鄭愛民， 劉承智

(邵陽學院 會計學院， 湖南 邵陽 422000)

一、引言

2018年5月28日，習近平總書記在中國科學院第十九次院士大會、中國工程院第十四次院士大會開幕會上強調，“要矢志不移自主創(chuàng)新，堅定創(chuàng)新信心，著力增強自主創(chuàng)新能力”。高校作為知識創(chuàng)新的主體，在增強自主創(chuàng)新能力的過程中扮演著重要角色，但要真正實現(xiàn)自主創(chuàng)新僅僅靠高校還不行，高校必須要與企業(yè)、政府合作，才能將創(chuàng)新知識應用于生產和實踐，進而催生出自主創(chuàng)新(Hall and Martin，2005[1]；Foray et al，2012[2])，所以毫無疑問，“校企合作”和“校政合作”是提高自主創(chuàng)新能力的重要途徑(Lee and Yang，2000[3])。而且從理論上來講，“校企合作”和“校政合作”也會促進高校自身的知識創(chuàng)新。但遺憾的是，迄今為止，鮮有學者對這種影響的機制和路徑進行分析，本文嘗試結合我國的省際面板數(shù)據，對“校企合作”和“校政合作”影響高校知識創(chuàng)新的機制和路徑進行初步探討，從而推進該領域的研究。

實際上，從更加宏觀的角度來講，“校企合作”僅僅是我國產學研結合戰(zhàn)略的一個組成部分，與“校企合作”相對應的還包括“校政合作”，即高校與政府部門之間的合作(Fontana etal，2006[4]；陳士俊和柳洲，2008[5])。顯然，在科研力量一定的情況下，高校在“校企合作”和“校政合作”方面的投入就是此消彼長的關系，但是這并不意味著在“校政合作”方面的投入增加，“校企合作”方面的產出就會因為投入的減少而減少，這還取決于“校政合作”與“校企合作”產出之間的關系。更重要的是，高校的知識創(chuàng)新并不是同質的(馬媛等，2015[6])，在最基本的層面上，其至少可以分為論文與專利兩種類型的創(chuàng)新。那么“校企合作”對于哪一類創(chuàng)新的影響更大？本文將結合經驗對這些問題進行初步回答，進而分析“校企合作”對高校知識創(chuàng)新的影響機制與路徑。

二、理論假設與數(shù)據模型

(一)理論假設的提出

首先，由于高校的科研資金較為缺乏，所以需要同政府和企業(yè)進行合作以獲得必要的資金支持，而政府和企業(yè)雖然有足夠的科研資金，但是卻缺乏必要的創(chuàng)新人才(付強，2017[7])，因此“校政合作”和“校企合作”能夠有效地解決高校、政府和企業(yè)自身在創(chuàng)新方面所面臨的困難，從而促進自主創(chuàng)新的實現(xiàn)。從這個角度來看，“校企合作”由于解決了高校科研資金短缺的問題，從而有利于促進高校的知識創(chuàng)新。但是這并不意味著企業(yè)投入的資金越多，高校的知識創(chuàng)新就越多，這是因為在高?？蒲辛α恳欢ǖ那闆r下，增量科研資金的投入所帶來的產出存在遞減的趨勢。正如原長弘和孫會娟(2014)對“校政合作”與高校知識創(chuàng)新之間關系所做的研究一樣，隨著政府投入的不斷增加，資金會出現(xiàn)飽和甚至是過剩的問題，從而導致高校知識生產率的降低，因此“校政合作”與高校知識創(chuàng)新之間存在著倒U型關系[8]，“校企合作”與高校知識創(chuàng)新之間的關系也與之類似。由此我們得出本文的第一個理論假設：

假設1：“校企合作”對高校知識創(chuàng)新具有倒U型影響。

其次，高校的知識創(chuàng)新可以劃分為論文和專利兩種類型，對于“校企合作”中的企業(yè)而言，專利的價值要遠遠大于論文(蘇碧云和陳艾華，2015[9])，所以在高校科研力量一定的情況下，隨著“校企合作”的增加，高校在論文方面的產出可能就會受到負面的影響。但是需要注意的是，相對于科研投入增加對專利的負面影響(1)這種負面影響主要是源于科研投入的邊際報酬遞減。，論文不僅受到邊際報酬遞減的影響，而且還會受到專利產出“擠出效應”(2)即在科研力量一定的情況下，“校企合作”的增加會激勵科研人員更多的產出專利，而不是論文。的影響。所以，與“校企合作”對專利產出倒U型影響的拐點相比，“校企合作”對論文產出倒U型影響的拐點可能來得更早一些。盡管“校企合作”更偏好投入專利一些，但其也會對論文產出產生一定的積極作用。所以“校企合作”在一開始能夠促進論文產出的增加，只是隨著擠出效應的增強，這種促進作用就會被抵消，由此我們得到本文的第二個理論假設：

假設2：“校企合作”對論文產出倒U型影響的拐點要早于專利產出。

最后，產學研結合的方式可以分為“校企合作”和“校政合作”，在高校科研力量一定的情況下，隨著“校政合作”投入的增加，“校企合作”的投入就會減少，但是這并不意味著“校企合作”的產出就會下降。這是因為“校企合作”的產出來源于兩個方面：一是“校企合作”投入本身的增加，二是“校政合作”投入增加對“校企合作”的促進作用。在高校科研力量一定的情況下，“校政合作”投入的增加，會促進“校企合作”產出的增加，而且這種促進作用會占據主導地位，從而使“校企合作”對專利產出的影響為正。隨著“校政合作”投入的進一步增加，“校企合作”投入減少帶來的產出下降就會占據主導地位，此時“校企合作”對產出的影響就會變?yōu)樨?。所以“校政合作”對“校企合作”與專利產出之間的關系具有“門限效應”。由此我們得到本文的第三個理論假設：

假設3：“校政合作”對“校企合作”與專利產出之間的關系具有“門限效應”。

(二)數(shù)據模型

對高等學校知識創(chuàng)新及其相關因素進行系統(tǒng)分析，本文選擇《高等學校科技統(tǒng)計資料匯編》作為主要的數(shù)據來源，該匯編是由教育部科學技術司在各省、直轄市和自治區(qū)發(fā)布的“全國普通高等學?？萍冀y(tǒng)計年報”基礎上加工完成的，從1985開始每年出版一冊。我國從2006年開始將產學研合作提升至國家戰(zhàn)略高度，“校企合作”自此才顯著增加，因此本文的樣本為2006—2016年共30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據。由于西藏自治區(qū)的數(shù)據缺失較為嚴重，所以樣本不包括西藏自治區(qū)。其中，我們以發(fā)表論文數(shù)和專利授權數(shù)作為高校知識創(chuàng)新KI的產出，而將研究與發(fā)展全時人員作為高校知識創(chuàng)新的人力資本投入HU。在資金投入方面，則有“校政合作”“校企合作”和高校自籌經費三個主要來源。其中，“校政合作”的經費投入ZF為科研事業(yè)費、專管部門專項費和其他政府部門專項費，“校政合作”經費投入QF為企事業(yè)單位委托經費，而將其他經費作為高校自籌經費投入GF。通過投入人力資本和科研經費，促進高校獲得必要的知識創(chuàng)新。表1給出了高校知識創(chuàng)新相關投入產出變量的描述性統(tǒng)計結果，從中可以發(fā)現(xiàn)：首先，在經費投入方面，“校政合作”經費投入最多，“校企合作”投入次之，而高校自籌經費投入最少。這也充分說明了引入產學研戰(zhàn)略促進“校政合作”和“校政合作”的必要性，也從側面反映了目前高校與政府部門之間的合作程度要高于其與企事業(yè)單位之間的合作程度。其次，各個高校之間在接受政府、企業(yè)經費投入和人力資本投入方面存在較大的差距，尤其是在企業(yè)經費投入方面，而人力資本投入方面差距最小。最后，在知識創(chuàng)新產出方面，顯然高校更加重視論文產出，這是因為論文產出不僅在最大值上遠遠高于專利產出，而且在最小值和平均值上也遠遠高于專利產出。這可能與較高的政府經費投入有關系，而政府經費投入對論文的產出更加重視。

表1 高校知識創(chuàng)新投入產出的統(tǒng)計結果

為了驗證本文的前兩個理論假設，我們建立如下計量模型：

KIit=β0+β1HUit+β2ZFit+β3ZFit2+β4QFit+β5QFit2+β6GFit+φi+γt+εit

(1)

式(1)中，β表示各投入要素影響創(chuàng)新產出的系數(shù)估計值，為了消除可能存在的非平穩(wěn)性，我們在回歸中統(tǒng)一對所有變量取自然對數(shù)，因此β實際上是投入對產出影響的彈性。為了檢驗“校政合作”和“校企合作”對創(chuàng)新產出可能存在的邊際報酬遞減，我們分別在式(1)中引入了兩個變量的二次項。此外，φi表示不可觀測的個體固定效應，γt表示不可觀測的時間固定效應，而εit為隨機誤差項。

對于第三個理論假設，我們則需要引入面板數(shù)據門限模型，其中，以“校政合作”的經費投入作為門限變量。為了考察其對“校企合作”與高校知識創(chuàng)新之間關系可能產生的異質影響，我們建立如下模型：

KIit=α0+α1QFit+α2HUit+α3GFit+κit,ZF≤κ

KIit=θ0+θ1QFit+θ2HUit+θ3GFit+νit,ZF>κ

(2)

三、實證結果分析

(一)“校企合作”對高校知識創(chuàng)新產出的非線性影響分析

本節(jié)中，我們將使用式(1)來檢驗本文提出的理論假設1和理論假設2，這兩個假設實際上是在假定其他條件不變的情況下，隨著“校企合作”投入的增加，其最終會出現(xiàn)邊際產出遞減的情況；但是由于論文產出不僅受到邊際產出遞減的影響，還會受到“校企合作”投入增加導致的擠出效應的影響，所以相對“校企合作”對專利產出的倒U型影響，其對論文產出倒U型影響的拐點要更早一些。式(1)是典型的平衡數(shù)據面板數(shù)據模型，因此我們首先需要通過F檢驗和Hausman檢驗來確定是選擇固定效應、隨機效應還是普通的最小二乘法對其進行估計。我們使用STATA10.0對數(shù)據進行分析，分析結果顯示，無論是以專利產出還是以論文產出作為被解釋變量，樣本數(shù)據均應該使用固定效應進行估計，其估計結果見表2。

表2 面板數(shù)據固定效模型應估計結果

從表2中我們可以發(fā)現(xiàn)：首先，“校政合作”對于專利產出影響系數(shù)的一次項和二次項均是顯著的，但是對論文產出的影響系數(shù)的二次項是不顯著的，這說明“校政合作”對于高校的論文產出具有持續(xù)的促進作用。這是因為政府的經費投入，尤其是主管部門的縱向經費投入在結題要求上更加注重以論文代表科研成果，因此高校獲得的政府資助經費越多，其對論文的發(fā)表要求就越高，所以“校政合作”越多，高校的論文產出就越高；而且論文是典型的知識增量，具有一定的規(guī)模報酬遞增的特征，因此在“校政合作”對高校論文的產出影響方面不存在邊際報酬遞減的問題(3)或者在本文的樣本區(qū)間內，目前的政府經費投入對于論文產出而言尚未達到飽和的情況。，但是在“校政合作”對專利產出的影響方面則存在顯著的邊際報酬遞減問題。這是因為與“校政合作”對于論文的重視不同，“校企合作”更加重視能直接商業(yè)化的專利。所以當“校政合作”的投入維持在一定規(guī)模時，其對專利的產出具有一定的積極影響，而當該投入超過一定規(guī)模，高校有限的科研力量(即人力資本)就會更多地傾斜到論文的產出方面，從而影響了專利的產出；并且專利產出作為一種原發(fā)性創(chuàng)新，不具有典型的規(guī)模報酬遞增特征，因此“校政合作”對于專利產出具有顯著的倒U型影響。其次，人力資本投入對專利產出和論文產出均具有顯著的促進作用，但是其影響的程度不同。相對于論文產出來說，人力資本投入增加對專利產出的促進作用要小一些，而高校自籌經費對專利產出的影響不顯著，對論文產出的影響雖然顯著，但是影響程度較低，所以促進產學研合作是提高高校知識創(chuàng)新的重要途徑。最后，“校企合作”對論文產出和專利產出的影響均是非線性的，這就驗證了本文提出的理論假設1。雖然論文產出創(chuàng)造的新知識具有一定的規(guī)模報酬遞增屬性，但是隨著“校企合作”投入的增加，高校有限的科研力量會更多傾斜到專利的研發(fā)上面，由此造成論文產出方面人力資本投入的減少，進而導致論文產出的減少。而對于不具有顯著規(guī)模報酬遞增特征的專利產出而言，“校企合作”投入經費的增多會導致邊際專利產出的數(shù)量下降，從而引發(fā)邊際報酬遞減的問題。通過表1的數(shù)據我們可以進一步測算兩種產出倒U型拐點出現(xiàn)的位置。由于我們在計量分析的過程中對所有變量均取了自然對數(shù)，所以我們可以得出“校企合作”對專利產出倒U型影響拐點出現(xiàn)的位置是在22.478處，而“校企合作”對論文產出倒U型影響拐點出現(xiàn)的位置是在17.937處。由此我們可以得出，“校企合作”對論文產出倒U型影響拐點的出現(xiàn)要早于其對專利產出倒U型影響的拐點，從而驗證了本文的第二個理論假設。此外，我們可以計算出“校政合作”對專利產出倒U型影響的拐點出現(xiàn)在22.793處，要晚于“校企合作”對專利產出倒U型影響的拐點，這也意味著增加“校政合作”投入的力度對于高校的知識創(chuàng)新具有更顯著的積極作用，這也解釋了為什么表1中政府的經費投入遠遠高于企業(yè)經費投入的合理性。但是這并不意味著“校企合作”的投入存在飽和問題，從表1中我們可以發(fā)現(xiàn)，目前“校企合作”的經費投入力度要遠遠低于“校政合作”，所以繼續(xù)推進“校企合作”仍然存在很大的空間。需要注意的是，本節(jié)的分析結論是在假定其他投入不變的情況下得出來的，如果高校繼續(xù)增加科研力量，尤其是增加研發(fā)人力資本投入，那么經費投入飽和帶來的邊際報酬遞減問題就會被大大緩解。

(二)“校企合作”對高校知識創(chuàng)新(專利產出)的門限效應分析

在其他條件不變的情況下，“校企合作”對專利產出和論文產出均具有顯著的倒U型影響，但是在其他條件改變，尤其是“校政合作”的投入發(fā)生改變的情況下，“校企合作”對高校知識創(chuàng)新的影響又會怎樣呢？本文在上一節(jié)中提出了“校政合作”投入的增加對“校企合作”與高校知識創(chuàng)新尤其是專利產出(4)此處之所以會集中關注專利產出，是因為校企合作對于能夠直接應用的專利產出更加重視。之間的關系具有門限效應，本節(jié)中將使用計量模型(2)對此進行經驗驗證。在門限回歸模型中，首先要確定門限的數(shù)量。我們在單一門限、雙重門限和三重門限之間進行選擇，通過計算F統(tǒng)計量和利用Bootstrap方法得到雙重臨界值以及P值[10-11]，門限模型檢驗結果見表3。

表3 門限模型結果

從表3我們可以看出，當以人力資本投入和高校自籌經費投入為控制變量時，無論是雙重門限還是三重門限的F統(tǒng)計值都是不顯著的，而僅僅有單一門限的F統(tǒng)計值在1%的水平上是顯著的，因此我們使用單一門限模型對數(shù)據進行估計，其估計結果見表4和表5。

表4 門限值估計結果

表5 門限模型回歸結果

從表4的估計結果可以看出，當“校政合作”投入的對數(shù)值達到20.134的規(guī)模時，“校企合作”對專利產出的影響將發(fā)生結構性變化。而從表5的估計結果中，我們可以進一步看出，當“校政合作”投入的對數(shù)值低于或等于20.134時，“校企合作”投入的增加能夠顯著增加高校的專利產出；但是當“校政合作”投入的對數(shù)值超過20.134時，“校企合作”投入的增加則會對專利產出具有顯著的負面影響，盡管這種影響的程度并不高。對比表2的估計結果，我們可以發(fā)現(xiàn)，當“校政合作”和“校企合作”均增加時，“校企合作”對專利產出影響的結構性變化不僅早于“校政合作”對專利產出倒U型影響的拐點，還早于“校企合作”對專利產出倒U型影響的拐點，這意味當“校企合作”與“校政合作”在資源方面發(fā)生沖突時，“校政合作”更占有優(yōu)勢，因此過早地對“校企合作”產生了擠出效應，這其實與我國大多數(shù)高校的公立屬性有關系。一方面高校在行政上隸屬于相關的政府主管部門(教育部或者教育廳)，因此當其與企業(yè)的合作和與政府的合作發(fā)生沖突時，自然更加偏向于政府；另一方面，目前我國高校的職稱評定更加看重“校政合作”過程中獲得的政府縱向經費支持，而對于“校企合作”中獲得的橫向經費重視不夠，因此高校科研工作者本身也更加重視“校政合作”。由此我們就通過經驗分析驗證了本文提出的第三個理論假說。

(三)穩(wěn)健性檢驗

對于表2的估計結果而言，無論是以專利產出作為被解釋變量，還是以論文產出作為被解釋變量，計量模型(1)相關系數(shù)的估計結果都是穩(wěn)健和符合經驗直覺的，所以我們下面主要對計量模型(2)進行穩(wěn)健性檢驗。如果理論假設3和表5的估計結果是可靠的，那么“校企合作”“校政合作”與論文產出之間的關系也將具有門限效應，即隨著“校企合作”投入的增加，“校政合作”首先得益于兩者之間的互補效應，從而對論文產出具有顯著的促進作用，但是隨著“校企合作”投入的繼續(xù)增加，擠出效應開始占主導地位；由于“校政合作”在與“校企合作”的競爭中占據主導地位，所以其仍然會促進論文產出的增加，但是這種增加的幅度將下降，從而導致“校政合作”與論文產出之間的關系發(fā)生結構性變化。下面我們對此進行穩(wěn)健性檢驗。與上文類似，表6、表7和表8中分別給出了以“校企合作”作為門限變量的門限回歸模型相關估計結果。

表6 門限模型檢驗結果(穩(wěn)健性檢驗)

表7 門限值估計結果(穩(wěn)健性檢驗)

表8 門限模型回歸結果(穩(wěn)健性檢驗)

從表6可以看出，“校企合作”對“校政合作”和論文產出之間的關系具有單門限效應，且門限值為16.552。對比表2的估計結果，我們可以發(fā)現(xiàn)該值要小于“校企合作”對論文產出倒U型影響拐點出現(xiàn)的位置(17.937)，這說明正是由于“校企合作”對論文產出的“擠出效應”才導致倒U型影響拐點的出現(xiàn)。從表8中進一步來看，當“校企合作”投入的對數(shù)值低于或者等于16.552時，“校政合作”對于論文產出的影響為0.277，該影響程度要大于當“校企合作”投入的對數(shù)值超過16.552時“校政投入”對論文產出的影響(為0.213)，由此導致“校政合作”與論文產出之間的關系發(fā)生結構性變化，這就表明表3至表5的估計結果是穩(wěn)健的。與此同時，由于結構變化前后的“校政合作”對論文產出影響的估計系數(shù)均為正，且均在1%的水平上顯著，而且表2中的估計結果為0.259，位于0.213與0.277之間，從而間接表明表2的估計結果也是穩(wěn)健的。

四、結論與政策建議

本文基于省際面板數(shù)據系統(tǒng)分析了“校企合作”對高校知識創(chuàng)新的影響機制與路徑。研究發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變的情況下，由于邊際報酬遞減的影響，“校企合作”投入的增加對高校知識創(chuàng)新產出(專利和論文)具有倒U型影響；與此同時，由于專利產出的增加會對論文產出具有“擠出效應”，所以“校企合作”對論文產出倒U型影響拐點的出現(xiàn)要早于其對于專利產出倒U型影響的拐點。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，隨著“校政合作”投入的增加，“校企合作”對于專利產出的影響將出現(xiàn)結構性變化，即當“校政合作”投入的對數(shù)值低于或等于門限值時，由于“校政合作”與“校企合作”之間的互補關系占主導，因此“校企合作”投入的增加能夠顯著提高專利產出；但是當“校政合作”投入的對數(shù)值高于門限值時，“校政合作”與“校企合作”之間的替代關系占主導，因此“校企合作”投入的增加不利于專利產出的提高。所以，為了更有效地發(fā)揮“校企合作”對于高校知識創(chuàng)新產出的促進作用，我們應該采取如下對策。

首先，采取相關措施，促進“校企合作”投入的持續(xù)增加，發(fā)揮其對專利產出的潛在積極作用。雖然本文的分析表明“校企合作”對于高校知識創(chuàng)新尤其是專利產出具有倒U型影響，但是表1的統(tǒng)計結果表明與“校政合作”投入相比，“校企合作”投入的比例仍然較少，所以對于我國的大多數(shù)省份而言，如何進一步促進“校企合作”，提高其投入比例，對促進我國高校專利產出的增加具有重要意義。具體來說，可以對“校企合作”中企事業(yè)單位投入高校的科研經費進行稅前扣除，并提高該經費在高?？蒲腥藛T職稱評定中的作用。其次，政府在進行科研經費的分配時，應該以降低學校與區(qū)域之間的差距作為重要原則，實現(xiàn)區(qū)域和學校之間的分配公平。在上文中，之所以會出現(xiàn)邊際報酬遞減問題，就是因為某些高校和地區(qū)相對于自身的科研實力而言獲得了過多的經費投入，因此為了降低可能出現(xiàn)的邊際報酬遞減問題，應該盡可能根據各地區(qū)和高校的科研實力進行公平的經費分配。最后，為了避免“校政合作”和“校企合作”之間替代關系的出現(xiàn)，應該根據各個高校的合理定位確定其產學研合作的重點，對于那些偏向于理論研究的高校應該以“校政合作”為主，而對于那些偏向于實際應用的高校比如高職院校等則應該以“校企合作”為主，這樣就可以最大限度地實現(xiàn)“校企合作”對高校知識創(chuàng)新的積極促進作用。