“校企合作”和“校政合作”谁更促进高校知识创新？

郑爱民， 刘承智

(邵阳学院 会计学院， 湖南 邵阳 422000)

一、引言

2018年5月28日，***总书记在中国科学院第十九次院士大会、中国工程院第十四次院士大会开幕会上强调，“要矢志不移自主创新，坚定创新信心，着力增强自主创新能力”。高校作为知识创新的主体，在增强自主创新能力的过程中扮演着重要角色，但要真正实现自主创新仅仅靠高校还不行，高校必须要与企业、政府合作，才能将创新知识应用于生产和实践，进而催生出自主创新(Hall and Martin，2005[1]；Foray et al，2012[2])，所以毫无疑问，“校企合作”和“校政合作”是提高自主创新能力的重要途径(Lee and Yang，2000[3])。而且从理论上来讲，“校企合作”和“校政合作”也会促进高校自身的知识创新。但遗憾的是，迄今为止，鲜有学者对这种影响的机制和路径进行分析，本文尝试结合我国的省际面板数据，对“校企合作”和“校政合作”影响高校知识创新的机制和路径进行初步探讨，从而推进该领域的研究。

实际上，从更加宏观的角度来讲，“校企合作”仅仅是我国产学研结合战略的一个组成部分，与“校企合作”相对应的还包括“校政合作”，即高校与政府部门之间的合作(Fontana etal，2006[4]；陈士俊和柳洲，2008[5])。显然，在科研力量一定的情况下，高校在“校企合作”和“校政合作”方面的投入就是此消彼长的关系，但是这并不意味着在“校政合作”方面的投入增加，“校企合作”方面的产出就会因为投入的减少而减少，这还取决于“校政合作”与“校企合作”产出之间的关系。更重要的是，高校的知识创新并不是同质的(马媛等，2015[6])，在最基本的层面上，其至少可以分为论文与专利两种类型的创新。那么“校企合作”对于哪一类创新的影响更大？本文将结合经验对这些问题进行初步回答，进而分析“校企合作”对高校知识创新的影响机制与路径。

二、理论假设与数据模型

(一)理论假设的提出

首先，由于高校的科研资金较为缺乏，所以需要同政府和企业进行合作以获得必要的资金支持，而政府和企业虽然有足够的科研资金，但是却缺乏必要的创新人才(付强，2017[7])，因此“校政合作”和“校企合作”能够有效地解决高校、政府和企业自身在创新方面所面临的困难，从而促进自主创新的实现。从这个角度来看，“校企合作”由于解决了高校科研资金短缺的问题，从而有利于促进高校的知识创新。但是这并不意味着企业投入的资金越多，高校的知识创新就越多，这是因为在高校科研力量一定的情况下，增量科研资金的投入所带来的产出存在递减的趋势。正如原长弘和孙会娟(2014)对“校政合作”与高校知识创新之间关系所做的研究一样，随着政府投入的不断增加，资金会出现饱和甚至是过剩的问题，从而导致高校知识生产率的降低，因此“校政合作”与高校知识创新之间存在着倒U型关系[8]，“校企合作”与高校知识创新之间的关系也与之类似。由此我们得出本文的第一个理论假设：

假设1：“校企合作”对高校知识创新具有倒U型影响。

其次，高校的知识创新可以划分为论文和专利两种类型，对于“校企合作”中的企业而言，专利的价值要远远大于论文(苏碧云和陈艾华，2015[9])，所以在高校科研力量一定的情况下，随着“校企合作”的增加，高校在论文方面的产出可能就会受到负面的影响。但是需要注意的是，相对于科研投入增加对专利的负面影响(1)这种负面影响主要是源于科研投入的边际报酬递减。，论文不仅受到边际报酬递减的影响，而且还会受到专利产出“挤出效应”(2)即在科研力量一定的情况下，“校企合作”的增加会激励科研人员更多的产出专利，而不是论文。的影响。所以，与“校企合作”对专利产出倒U型影响的拐点相比，“校企合作”对论文产出倒U型影响的拐点可能来得更早一些。尽管“校企合作”更偏好投入专利一些，但其也会对论文产出产生一定的积极作用。所以“校企合作”在一开始能够促进论文产出的增加，只是随着挤出效应的增强，这种促进作用就会被抵消，由此我们得到本文的第二个理论假设：

假设2：“校企合作”对论文产出倒U型影响的拐点要早于专利产出。

最后，产学研结合的方式可以分为“校企合作”和“校政合作”，在高校科研力量一定的情况下，随着“校政合作”投入的增加，“校企合作”的投入就会减少，但是这并不意味着“校企合作”的产出就会下降。这是因为“校企合作”的产出来源于两个方面：一是“校企合作”投入本身的增加，二是“校政合作”投入增加对“校企合作”的促进作用。在高校科研力量一定的情况下，“校政合作”投入的增加，会促进“校企合作”产出的增加，而且这种促进作用会占据主导地位，从而使“校企合作”对专利产出的影响为正。随着“校政合作”投入的进一步增加，“校企合作”投入减少带来的产出下降就会占据主导地位，此时“校企合作”对产出的影响就会变为负。所以“校政合作”对“校企合作”与专利产出之间的关系具有“门限效应”。由此我们得到本文的第三个理论假设：

假设3：“校政合作”对“校企合作”与专利产出之间的关系具有“门限效应”。

(二)数据模型

对高等学校知识创新及其相关因素进行系统分析，本文选择《高等学校科技统计资料汇编》作为主要的数据来源，该汇编是由教育部科学技术司在各省、直辖市和自治区发布的“全国普通高等学校科技统计年报”基础上加工完成的，从1985开始每年出版一册。我国从2006年开始将产学研合作提升至国家战略高度，“校企合作”自此才显著增加，因此本文的样本为2006—2016年共30个省级行政区的面板数据。由于西藏自治区的数据缺失较为严重，所以样本不包括西藏自治区。其中，我们以发表论文数和专利授权数作为高校知识创新KI的产出，而将研究与发展全时人员作为高校知识创新的人力资本投入HU。在资金投入方面，则有“校政合作”“校企合作”和高校自筹经费三个主要来源。其中，“校政合作”的经费投入ZF为科研事业费、专管部门专项费和其他政府部门专项费，“校政合作”经费投入QF为企事业单位委托经费，而将其他经费作为高校自筹经费投入GF。通过投入人力资本和科研经费，促进高校获得必要的知识创新。表1给出了高校知识创新相关投入产出变量的描述性统计结果，从中可以发现：首先，在经费投入方面，“校政合作”经费投入最多，“校企合作”投入次之，而高校自筹经费投入最少。这也充分说明了引入产学研战略促进“校政合作”和“校政合作”的必要性，也从侧面反映了目前高校与政府部门之间的合作程度要高于其与企事业单位之间的合作程度。其次，各个高校之间在接受政府、企业经费投入和人力资本投入方面存在较大的差距，尤其是在企业经费投入方面，而人力资本投入方面差距最小。最后，在知识创新产出方面，显然高校更加重视论文产出，这是因为论文产出不仅在最大值上远远高于专利产出，而且在最小值和平均值上也远远高于专利产出。这可能与较高的政府经费投入有关系，而政府经费投入对论文的产出更加重视。

表1 高校知识创新投入产出的统计结果

为了验证本文的前两个理论假设，我们建立如下计量模型：

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

(1)

式(1)中，β表示各投入要素影响创新产出的系数估计值，为了消除可能存在的非平稳性，我们在回归中统一对所有变量取自然对数，因此β实际上是投入对产出影响的弹性。为了检验“校政合作”和“校企合作”对创新产出可能存在的边际报酬递减，我们分别在式(1)中引入了两个变量的二次项。此外，φi表示不可观测的个体固定效应，γt表示不可观测的时间固定效应，而εit为随机误差项。

对于第三个理论假设，我们则需要引入面板数据门限模型，其中，以“校政合作”的经费投入作为门限变量。为了考察其对“校企合作”与高校知识创新之间关系可能产生的异质影响，我们建立如下模型：

KIit=α0+α1QFit+α2HUit+α3GFit+κit,ZF≤κ

KIit=θ0+θ1QFit+θ2HUit+θ3GFit+νit,ZF>κ

(2)

三、实证结果分析

(一)“校企合作”对高校知识创新产出的非线性影响分析

本节中，我们将使用式(1)来检验本文提出的理论假设1和理论假设2，这两个假设实际上是在假定其他条件不变的情况下，随着“校企合作”投入的增加，其最终会出现边际产出递减的情况；但是由于论文产出不仅受到边际产出递减的影响，还会受到“校企合作”投入增加导致的挤出效应的影响，所以相对“校企合作”对专利产出的倒U型影响，其对论文产出倒U型影响的拐点要更早一些。式(1)是典型的平衡数据面板数据模型，因此我们首先需要通过F检验和Hausman检验来确定是选择固定效应、随机效应还是普通的最小二乘法对其进行估计。我们使用STATA10.0对数据进行分析，分析结果显示，无论是以专利产出还是以论文产出作为被解释变量，样本数据均应该使用固定效应进行估计，其估计结果见表2。

表2 面板数据固定效模型应估计结果

从表2中我们可以发现：首先，“校政合作”对于专利产出影响系数的一次项和二次项均是显著的，但是对论文产出的影响系数的二次项是不显著的，这说明“校政合作”对于高校的论文产出具有持续的促进作用。这是因为政府的经费投入，尤其是主管部门的纵向经费投入在结题要求上更加注重以论文代表科研成果，因此高校获得的政府资助经费越多，其对论文的发表要求就越高，所以“校政合作”越多，高校的论文产出就越高；而且论文是典型的知识增量，具有一定的规模报酬递增的特征，因此在“校政合作”对高校论文的产出影响方面不存在边际报酬递减的问题(3)或者在本文的样本区间内，目前的政府经费投入对于论文产出而言尚未达到饱和的情况。，但是在“校政合作”对专利产出的影响方面则存在显著的边际报酬递减问题。这是因为与“校政合作”对于论文的重视不同，“校企合作”更加重视能直接商业化的专利。所以当“校政合作”的投入维持在一定规模时，其对专利的产出具有一定的积极影响，而当该投入超过一定规模，高校有限的科研力量(即人力资本)就会更多地倾斜到论文的产出方面，从而影响了专利的产出；并且专利产出作为一种原发性创新，不具有典型的规模报酬递增特征，因此“校政合作”对于专利产出具有显著的倒U型影响。其次，人力资本投入对专利产出和论文产出均具有显著的促进作用，但是其影响的程度不同。相对于论文产出来说，人力资本投入增加对专利产出的促进作用要小一些，而高校自筹经费对专利产出的影响不显著，对论文产出的影响虽然显著，但是影响程度较低，所以促进产学研合作是提高高校知识创新的重要途径。最后，“校企合作”对论文产出和专利产出的影响均是非线性的，这就验证了本文提出的理论假设1。虽然论文产出创造的新知识具有一定的规模报酬递增属性，但是随着“校企合作”投入的增加，高校有限的科研力量会更多倾斜到专利的研发上面，由此造成论文产出方面人力资本投入的减少，进而导致论文产出的减少。而对于不具有显著规模报酬递增特征的专利产出而言，“校企合作”投入经费的增多会导致边际专利产出的数量下降，从而引发边际报酬递减的问题。通过表1的数据我们可以进一步测算两种产出倒U型拐点出现的位置。由于我们在计量分析的过程中对所有变量均取了自然对数，所以我们可以得出“校企合作”对专利产出倒U型影响拐点出现的位置是在22.478处，而“校企合作”对论文产出倒U型影响拐点出现的位置是在17.937处。由此我们可以得出，“校企合作”对论文产出倒U型影响拐点的出现要早于其对专利产出倒U型影响的拐点，从而验证了本文的第二个理论假设。此外，我们可以计算出“校政合作”对专利产出倒U型影响的拐点出现在22.793处，要晚于“校企合作”对专利产出倒U型影响的拐点，这也意味着增加“校政合作”投入的力度对于高校的知识创新具有更显著的积极作用，这也解释了为什么表1中政府的经费投入远远高于企业经费投入的合理性。但是这并不意味着“校企合作”的投入存在饱和问题，从表1中我们可以发现，目前“校企合作”的经费投入力度要远远低于“校政合作”，所以继续推进“校企合作”仍然存在很大的空间。需要注意的是，本节的分析结论是在假定其他投入不变的情况下得出来的，如果高校继续增加科研力量，尤其是增加研发人力资本投入，那么经费投入饱和带来的边际报酬递减问题就会被大大缓解。

(二)“校企合作”对高校知识创新(专利产出)的门限效应分析

在其他条件不变的情况下，“校企合作”对专利产出和论文产出均具有显著的倒U型影响，但是在其他条件改变，尤其是“校政合作”的投入发生改变的情况下，“校企合作”对高校知识创新的影响又会怎样呢？本文在上一节中提出了“校政合作”投入的增加对“校企合作”与高校知识创新尤其是专利产出(4)此处之所以会集中关注专利产出，是因为校企合作对于能够直接应用的专利产出更加重视。之间的关系具有门限效应，本节中将使用计量模型(2)对此进行经验验证。在门限回归模型中，首先要确定门限的数量。我们在单一门限、双重门限和三重门限之间进行选择，通过计算F统计量和利用Bootstrap方法得到双重临界值以及P值[10-11]，门限模型检验结果见表3。

表3 门限模型结果

从表3我们可以看出，当以人力资本投入和高校自筹经费投入为控制变量时，无论是双重门限还是三重门限的F统计值都是不显著的，而仅仅有单一门限的F统计值在1%的水平上是显著的，因此我们使用单一门限模型对数据进行估计，其估计结果见表4和表5。

表4 门限值估计结果

表5 门限模型回归结果

从表4的估计结果可以看出，当“校政合作”投入的对数值达到20.134的规模时，“校企合作”对专利产出的影响将发生结构性变化。而从表5的估计结果中，我们可以进一步看出，当“校政合作”投入的对数值低于或等于20.134时，“校企合作”投入的增加能够显著增加高校的专利产出；但是当“校政合作”投入的对数值超过20.134时，“校企合作”投入的增加则会对专利产出具有显著的负面影响，尽管这种影响的程度并不高。对比表2的估计结果，我们可以发现，当“校政合作”和“校企合作”均增加时，“校企合作”对专利产出影响的结构性变化不仅早于“校政合作”对专利产出倒U型影响的拐点，还早于“校企合作”对专利产出倒U型影响的拐点，这意味当“校企合作”与“校政合作”在资源方面发生冲突时，“校政合作”更占有优势，因此过早地对“校企合作”产生了挤出效应，这其实与我国大多数高校的公立属性有关系。一方面高校在行政上隶属于相关的政府主管部门(教育部或者教育厅)，因此当其与企业的合作和与政府的合作发生冲突时，自然更加偏向于政府；另一方面，目前我国高校的职称评定更加看重“校政合作”过程中获得的政府纵向经费支持，而对于“校企合作”中获得的横向经费重视不够，因此高校科研工作者本身也更加重视“校政合作”。由此我们就通过经验分析验证了本文提出的第三个理论假说。

(三)稳健性检验

对于表2的估计结果而言，无论是以专利产出作为被解释变量，还是以论文产出作为被解释变量，计量模型(1)相关系数的估计结果都是稳健和符合经验直觉的，所以我们下面主要对计量模型(2)进行稳健性检验。如果理论假设3和表5的估计结果是可靠的，那么“校企合作”“校政合作”与论文产出之间的关系也将具有门限效应，即随着“校企合作”投入的增加，“校政合作”首先得益于两者之间的互补效应，从而对论文产出具有显著的促进作用，但是随着“校企合作”投入的继续增加，挤出效应开始占主导地位；由于“校政合作”在与“校企合作”的竞争中占据主导地位，所以其仍然会促进论文产出的增加，但是这种增加的幅度将下降，从而导致“校政合作”与论文产出之间的关系发生结构性变化。下面我们对此进行稳健性检验。与上文类似，表6、表7和表8中分别给出了以“校企合作”作为门限变量的门限回归模型相关估计结果。

表6 门限模型检验结果(稳健性检验)

表7 门限值估计结果(稳健性检验)

表8 门限模型回归结果(稳健性检验)

从表6可以看出，“校企合作”对“校政合作”和论文产出之间的关系具有单门限效应，且门限值为16.552。对比表2的估计结果，我们可以发现该值要小于“校企合作”对论文产出倒U型影响拐点出现的位置(17.937)，这说明正是由于“校企合作”对论文产出的“挤出效应”才导致倒U型影响拐点的出现。从表8中进一步来看，当“校企合作”投入的对数值低于或者等于16.552时，“校政合作”对于论文产出的影响为0.277，该影响程度要大于当“校企合作”投入的对数值超过16.552时“校政投入”对论文产出的影响(为0.213)，由此导致“校政合作”与论文产出之间的关系发生结构性变化，这就表明表3至表5的估计结果是稳健的。与此同时，由于结构变化前后的“校政合作”对论文产出影响的估计系数均为正，且均在1%的水平上显著，而且表2中的估计结果为0.259，位于0.213与0.277之间，从而间接表明表2的估计结果也是稳健的。

四、结论与政策建议

本文基于省际面板数据系统分析了“校企合作”对高校知识创新的影响机制与路径。研究发现，在其他条件不变的情况下，由于边际报酬递减的影响，“校企合作”投入的增加对高校知识创新产出(专利和论文)具有倒U型影响；与此同时，由于专利产出的增加会对论文产出具有“挤出效应”，所以“校企合作”对论文产出倒U型影响拐点的出现要早于其对于专利产出倒U型影响的拐点。进一步的研究发现，随着“校政合作”投入的增加，“校企合作”对于专利产出的影响将出现结构性变化，即当“校政合作”投入的对数值低于或等于门限值时，由于“校政合作”与“校企合作”之间的互补关系占主导，因此“校企合作”投入的增加能够显著提高专利产出；但是当“校政合作”投入的对数值高于门限值时，“校政合作”与“校企合作”之间的替代关系占主导，因此“校企合作”投入的增加不利于专利产出的提高。所以，为了更有效地发挥“校企合作”对于高校知识创新产出的促进作用，我们应该采取如下对策。

首先，采取相关措施，促进“校企合作”投入的持续增加，发挥其对专利产出的潜在积极作用。虽然本文的分析表明“校企合作”对于高校知识创新尤其是专利产出具有倒U型影响，但是表1的统计结果表明与“校政合作”投入相比，“校企合作”投入的比例仍然较少，所以对于我国的大多数省份而言，如何进一步促进“校企合作”，提高其投入比例，对促进我国高校专利产出的增加具有重要意义。具体来说，可以对“校企合作”中企事业单位投入高校的科研经费进行税前扣除，并提高该经费在高校科研人员职称评定中的作用。其次，政府在进行科研经费的分配时，应该以降低学校与区域之间的差距作为重要原则，实现区域和学校之间的分配公平。在上文中，之所以会出现边际报酬递减问题，就是因为某些高校和地区相对于自身的科研实力而言获得了过多的经费投入，因此为了降低可能出现的边际报酬递减问题，应该尽可能根据各地区和高校的科研实力进行公平的经费分配。最后，为了避免“校政合作”和“校企合作”之间替代关系的出现，应该根据各个高校的合理定位确定其产学研合作的重点，对于那些偏向于理论研究的高校应该以“校政合作”为主，而对于那些偏向于实际应用的高校比如高职院校等则应该以“校企合作”为主，这样就可以最大限度地实现“校企合作”对高校知识创新的积极促进作用。