产学研合作对企业技术创新的影响——基于门槛回归的实证研究

蒋伏心，季柳

（南京师范大学商学院，江苏南京210023）

产学研合作对企业技术创新的影响
——基于门槛回归的实证研究

蒋伏心，季柳

（南京师范大学商学院，江苏南京210023）

产学研合作是国家创新体系的重要构成，也是企业进行技术创新的重要源泉。准确地评价产学研合作强度对企业技术创新效率的影响效果，对于产学研合作的科学推进意义重大。文章采用2009-2014年中国规模以上工业企业省际面板数据，利用非线性门槛回归模型，从企业内、外部研发的互动模式视角，实证研究了产学研合作强度对工业企业技术创新效率的门槛效应。结果表明：产学研合作强度和技术创新效率之间存在折线对应关系。当产学研合作强度小于门槛值时，产学研合作显著促进企业技术创新；当产学研合作强度越过门槛值后，促进作用明显削弱，但并未呈现负向阻碍作用。因此，企业产学研合作应是基于互补关系而非替代关系的合作，这就证明了，在产学研合作中，以企业为主导才能实现效率最大化。

产学研合作；技术创新；门槛回归

一、引言

随着技术复杂性程度提高和变革速度加快，企业仅仅依靠自身投入和知识积累形成的资源条件，已越来越不能满足其技术创新和企业发展的需求。寻求外部技术资源和合作以获取共同或互补的创新目标，对企业获取竞争优势、巩固市场地位具有重要作用。以产学研合作为核心的合作研发模式，是企业寻求外部技术资源过程中，突破自身资源和能力限制从而实现创新的重要途径（Hoang&Rothaermel，2005［1］；Hiroyuki Okamuro，2007［2］）。

产学研合作，是指企业与高校、科研院所之间，按照“利益共享、风险共担、优势互补、共同发展”的原则共同开展的创新活动（除技术创新外还可以有其他创新，当然是以技术创新为主）（Georgea et al，2002［3］；刘炜等，2012［4］）。最近几年，中国政府一直“坚持中国特色自主创新道路、实施创新驱动发展战略”，目的是为了促进中国经济的健康、持续发展，并建设创新型国家。“以企业为主体、高校和科研机构为支撑、产学研结合的技术创新体系”的建立变成了建设创新型国家的重要突破口，企业与高校、科研机构等公共研发部门的产学研合作被提升到国家战略的高度。因此，产学研合作的力度不断增加。数据显示，规模以上工业企业对公共研发部门的外部研发投入从2010年的156.6亿元增加到2014年的280.545亿元，年均增长率达到19.79%。其中，对科研院所的研发投入从2010年的104.46亿元增加到198.21亿元，年均增长22.44%；对高校的研发投入从2010年的52.14亿元增加到82.33亿元，年均增长14.47%。然而，企业参与产学研合作的效果如何？产学研合作的不断加大，对企业技术创新的影响如何，是促进还是削弱？企业是创新的主体，该怎样发挥产学研合作在企业技术创新中的最大作用？这都是本文即将探讨的问题。

目前，产学研合作与企业技术创新关系的研究，主要包括以下两个方面：一是研究产学研合作如何影响企业创新绩效，主要是检验产学研合作是否有利于企业生产更多创新成果；二是研究企业内部研发对产学研合作研发的影响，主要通过对产学研合作是挤占了企业的内部研发，产生替代效应，还是刺激了企业更多的内部研发，形成互补效应的检验。关于产学研合作与企业创新绩效的影响，因为学者所用的考察对象、研究方法以及数据样本有所不同，最终的结论也存在差异。大多数学者赞同产学研合作对企业技术创新绩效会产生积极关系，相关研究中广泛采用的创新绩效指标是专利和新产品（刘和东，2009［5］；Eom&Lee，2010［6］；林筠等，2011［7］；樊霞等，2013［8］；王鹏和张剑波，2014［9］；王晓亚和谢思全，2015［10］）。但吴友群等（2014）［11］认为产学研合作与企业自主创新绩效间存在长期均衡关系，但短期内影响程度较小；王保林和张铭慎（2015）［12］认为随着产学研合作程度的加深，产学研合作与企业创新绩效呈现倒U型关系。而关于企业内部研发与产学研合作研发的关系，部分学者认为企业内部研发与产学研合作之间具有“互补”关系，产学研合作的不断加大会激励企业进行更多的自主研发投入（Cassi⁃man&Veugelers，2002［13］，2006［14］；Schmiedeberg，2008［15］；樊霞等，2011［16］；原毅军和于长宏，2012［17］）；也有不少研究认为产学研合作与企业内部创新存在“替代”关系，产学研合作的增加抑制了企业的内部研发投入（Love&Roper，1999［18］，2001［19］；Jirjahn& Kraft，2011［20］）。

以往文献对于本文的研究具有重要的启示和借鉴意义，但这些研究仍存在不足之处。其一，以往研究关注产学研合作对企业创新绩效（如新产品及专利数）的影响，鲜有研究关注产学研合作与企业技术创新投入产出效率，而投入产出效率往往能够更准确地衡量出企业的技术创新能力。其二，以往研究仅仅考察了产学研合作研发与企业内部研发两者之间的“互补”或“替代”关系，而在“互补替代说”基础上进一步分析产学研合作研发对企业技术创新效率的作用机理和影响效应的研究还相对欠缺。其三，关于产学研合作对企业创新绩效的影响研究，出现不一致结论的原因在于很少有学者从产学研合作强度的角度进行分析，实践中产学研合作强度的差异会不同程度地影响企业的创新效率。以上三者无疑不利于真正厘清产学研合作对企业技术创新的影响，也不利于对产学研合作创新机制的发展做出科学评价。

本文可能的研究贡献主要体现在以下几点：第一，本文更关注产学研合作对企业技术创新投入产出效率的影响。效率是一个相对的概念，即在投入一定的条件下产出最大化，或者产出一定的条件下投入最小化。本文利用2009-2014年中国规模以上工业企业省际面板数据，运用考虑规模报酬可变的DEA-BC2-O模型测度中国工业企业技术创新效率，从效率角度实证考察产学研合作对企业技术创新的影响，这有利于较为准确和深入地揭示近年来中国产学研合作的实施效果。第二，产学研合作强度这一指标较好地衡量了企业与高校、科研院所等主体之间的互动程度，本文将产学研合作强度引入产学研合作的分析框架，同时对产学研合作强度和企业技术创新效率的影响进行实证分析。第三，本文在梳理清楚产学研合作研发与企业内部研发关系的基础上进一步分析认为，随着产学研合作强度的不断增强，企业自主研发主动性降低，产学研合作与企业内部研发之间由互补模式向替代模式转变，从而对企业的技术创新效率造成不同的影响，也就是说产学研合作强度对企业创新活动存在非线性关系，企业技术创新效率随着产学研合作强度的变化而变化。本文从企业内、外部研发的视角进行考察，通过建立门槛面板回归模型，证明了产学研合作强度对企业技术创新效率门槛效应的存在，为企业及政府相关部门有针对性和更有效地进行产学研协同创新提供了决策依据。

二、两种合作模式：影响路径与机理

在我国经济转型过程中，为提升创新能力和效率，企业在内部研发的基础上，必须突破组织边界，寻求外部技术资源和合作，而产学研合作则日益成为企业获取外部创新知识的重要渠道。企业和高等院校、科研院所等公共研发部门共同构成一个社会研发系统，企业研发投入除用于企业内部自主研发外，部分进入高校和科研院所以支持产学研合作研发。内部研发是企业利用内在资源所进行的，是创新主体意识的重要体现。而产学研合作的最终目的则是为了提高企业创新水平。考虑到企业技术创新过程中，产学研合作与企业内部研发所起作用不同，因此不可简单地视两者为相互独立的关系，它们既可表现为互补模式，也可表现为替代模式，从而影响企业的技术创新效率。因此，本文重点从企业内部研发、内外部合作研发两个角度出发，基于不同的产学研合作强度，系统地分析企业内部研发和产学研合作的互动模式对企业技术创新效率的影响。

在产学研合作过程中，随着企业对高校、科研院所等公共研发部门R&D投入的不断加大，即产学研合作强度逐渐增强，企业自主研发的主动性降低，企业内部研发与产学研合作两者之间的关系从互补模式向替代模式转变，从而引起企业技术创新效率不同幅度的提升。本文根据产学研合作强度的不同，将企业参与产学研合作的过程划分为两个阶段。

（一）互补模式（主动模式）

在产学研合作的第一阶段，企业立足于利用自有资源为主进行研发活动，同时对高校和科研院所进行项目R&D投入，力求突破自身资源和能力限制。一方面，高校和科研院所研发过程中的知识溢出能有效减少企业R&D活动的成本，提高企业R&D生产效率，从而能有效提高企业从事R&D活动的积极性；另一方面，支持高校和科研院所等公共研发部门研发会降低试验风险，改善科技创新环境，从而有利于企业增加研发投入。这将促进企业创新能力的提高，同时促进企业研发边际收益的，这种提升反过来又增加了企业开展产学研合作的积极性，因而能够获得更高的技术创新效率（刘克寅等，2015［21］）。在此阶段，产学研合作与企业内部研发存在较强的互补效应。

（二）替代模式（被动模式）

在产学研合作的第二阶段，追求自身利益最大化的企业为降低获取技术的交易成本或促进技术创新效率的显著提升，往往更倾向于选择产学研合作，以代替内部自主研发。然而，随着企业对产学研合作R&D投入的不断加大，企业技术创新对产学研合作研发的依赖性逐渐增强，企业参与产学研合作越多、程度越深，其内生研究的动力越不足。一方面，就外部市场而言，贴近市场需求是企业研发的核心，而高校和科研院所更多从学术角度进行研发，其研发成果较难贴近市场需求，企业难以将其市场化；另一方面，高校和科研院所是高层次科技人才和高端研究开发设备的集聚地，其研发具有技术密集的特点，就企业内部而言，企业现有的人力、设备等内部资源难以与之匹配。这将在一定程度上限制企业的创新动力和效率提升，产学研合作对创新效率的促进作用削弱，企业技术创新效率的提升幅度较之第一阶段有所下降。在此阶段，产学研合作与企业内部研发存在较强的替代效应。

基于此，本文认为产学研合作应是基于互补模式而非替代模式的合作，因为替代模式下产学研合作强度的增加对企业技术创新效率的促进作用明显弱于互补模式。

三、门槛模型设定与变量测算

（一）门槛面板模型的设定

根据产学研合作对企业技术创新效率的影响路径及机理分析，企业技术创新效率因产学研合作强度的增强而呈现出非线性的关系。为避免主观划分门槛的误差，本文采用Hansen（1999）［22］提出的固定效应门槛回归。具体方程如下：

式（1）中，t表示时间，i表示省份，γ为未知门槛，qit为门槛变量，eit～iid(0,δ2)为随机扰动项，I(*)为指标函数。该模型实际上相当于一个分段函数模型，当qit≤γ时，xit的系数为β1，而当qit＞γ时，xit的系数为β2。

借助Hansen（1999）门槛模型，本文以产学研合作强度作为门槛测定的对象，分别设定单一门槛模型以及双门槛模型如下（多重门槛以此类推）：

式（2）和式（3）中，IEit表示i省份在t年的企业技术创新效率；IURit、SIZEit、PROit、GOVit分别表示i省份在t年的产学研合作强度、企业规模、企业绩效、政府支持。如果门槛值γ、γ1、γ2的选择使该模型的分段形式是恰当的，则在不同区间产学研合作强度对企业技术创新效率的影响将出现显著性差异。

（二）企业技术创新效率的测算

本文采用数据包络分析方法（Data Development Analysis，DEA），考虑规模报酬的变化，通过构建DEA-BC2-O模型，测算企业的技术创新效率，以此考察我国企业技术创新的发展情况。

1.DEA-BC2-O模型

数据包络分析是一种衡量多输入、多产出同类决策单元（Decision Making Unit，DMU）相对效率的方法。

假设有n个评价对象，即决策单元DMUj(j= 1,2,…,n)，每个决策单元都有m种投入和s种产出。DMUj(j=1,2,…,n)的第i种投入量用xij表示，第r种产出量用yrj表示，则DMUj(j=1,2,…,n)的投入产出可分别表示为Xi=(x1j,x2j,…,xmj)T,(j=1,2,…,n); Yj=(y1j,y2j,…,ysj)T,(j=1,2,…,n)。应用线性规划对偶理论，同时引入松弛变量s-和s+剩余变量构建数学模型：

其中，θ(0＜θ＜1)为DMUj的相对综合效率，反映第j个决策单元的投入产出效率。θ越高，说明相对于其他决策单元来说，第j个决策单元投入产出效率更高，反之效率更低、资源浪费程度更高。

2.企业技术创新的投入、产出指标

现有文献通常将企业研发产出分为两类，即新产品销售收入和专利，分别代表了技术创新过程的中间产出和最终产出。因此，本文选取新产品销售收入和专利申请数来衡量企业的技术创新产出。当企业技术创新的产出指标以新产品销售收入作为替代时，本文用工业品出厂价格指数将其折算成以2009年为基期的实际值。

工业部门的创新主要来自研发部门及生产部门，资本和劳动是创新系统的基本要素。本文以R&D人员和R&D经费来衡量企业技术创新的财力和人力资源投入。R&D人员全时当量衡量了年度内企业的研发人员投入。R&D经费支出反映了年度内企业创新活动的实际资金投入，测算企业技术创新活动的效率时应将其核算为R&D资本存量，需要确定实际R&D经费支出、R&D资本存量的折旧率以及基期R&D资本存量。

首先，核算R&D经费支出的实际值可以通过构造R&D支出价格指数。考虑到企业支付固定资产购置成本和劳动力成本是R&D经费支出的主要部分，因此本文采用朱平芳和徐伟民（2003）［23］、白俊红和李婧（2011）［24］设定固定资产投资价格指数和消费价格指数的加权平均来表示R&D支出价格指数，其中前者权重为0.45，后者权重为0.55，即R&D支出价格指数=0.45×固定资产投资价格指数+0.55×消费价格指数。为了剔除物价水平变动的影响，本文以2009年为基期对固定资产投资价格指数和消费价格指数分别进行平减。利用永续盘存法进行核算，考虑到本文选取数据的时间跨度相对较短，而且考察期内实际R&D经费支出结构较为平稳，因此本文假定滞后期为一年，则当期的R&D资本存量等于滞后一期的R&D资本存量之和与滞后一期的实际R&D经费支出之和，可表示成以下形式：

式（5）中，Et-1为滞后一期的实际R&D经费支出，Kt、Kt-1分别为当期和滞后一期的R&D资本存量，δ为R&D资本存量的折旧率。

其次，对于R&D资本存量的折旧率δ，由于R&D资本更新换代比较快，其折旧率通常要高于物质资本的折旧率。基于此，本文选择较多学者所采用的15%作为本研究中的折旧率。

最后，估算基期R&D资本存量，参照吴延兵（2006）［25］、白俊红和李婧（2011）［24］在假定R&D资本存量的增长率等于R&D经费的增长率的情况下，用下式来估计基期R&D资本存量：

式（6）中，E0为基期的实际R&D经费支出，K0为基期的R&D资本存量，g为R&D资本存量的增长率，δ为R&D资本存量的折旧率。

（三）产学研合作强度的测算

企业在内部自主研发的基础上，通过与高校、科研院所等公共研发部门的合作，可以获取创新所需的外部资源以及外部创新活动给企业带来的溢出效应，因而企业自身的创新能力得到提高。本文采用产学研合作强度（王保林和张铭慎，2015［12］）这一指标，衡量企业与高校、科研院所等主体之间的互动程度。具体公式如下：

式（7）中，产学研合作R&D投入主要包括企业对高校、科研院所等公共研发部门的合作R&D投入。需要说明的是，尽管该变量并未度量产学研合作的全部内容，但合作R&D是产学研合作中关系水平最高的阶段（Perkmann&Walsh，2007［26］），因此该变量一方面更直接地刻画了产学研合作的程度，另一方面具有连续变量特征。

（四）影响企业技术创新效率的其他因素

本文以关注产学研合作强度对企业技术创新效率的影响为重点。同时，在考虑以往文献的研究和数据的可得性的基础上，本文选取企业规模（SIZE）、企业绩效（PRO）及政府支持（GOV）等因素作为控制变量。①企业规模，即规模以上工业企业的全部资产总和与工业企业数量之比；②企业绩效，用企业利润率表示，即规模以上工业企业的利润总额与工业企业销售规模之比；③政府支持，以政府R&D资助衡量，用R&D支出价格指数将其平减为2009年为基期的实际值。

（五）数据说明

本文选取规模以上工业企业为研究对象，并以2010-2015年的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》作为本文原始数据的主要来源。其中，企业R&D经费内部支出、R&D经费外部支出（包含对高校、科研机构支出）、R&D人员全时当量、新产品销售收入、专利申请数、政府R&D资助、企业总资产、企业数、利润总额和主营业务收入等指标数据来源于《中国科技统计年鉴》，固定资产投资价格指数、工业品出厂价格指数和消费价格指数等数据则来源于《中国统计年鉴》。由于数据的可获得性，本文选择2009年作为基期，主要是因为企业R&D经费外部支出（包含对高校、科研机构支出）等指标的数据，《中国科技统计年鉴》2009年之前未有记载。

四、实证结果与分析

（一）规模报酬可变性探讨

本文采用stata12.0软件，以资本存量和人力资本的对数为自变量，以各省份规模以上工业企业新产品销售收入的对数为因变量，采用双对数模型进行回归。Hausman检验结果显示，在1%的显著性水平下，无法满足随机效应模型的假设，因此采用固定效应模型较为合适。

实证结果见表1所列。lnK和lnL的系数之和小于1，可判断为规模报酬递减，这与Crepon&Duguet（1997）［27］、吴延兵（2006）［25］及白俊红和李婧（2011）［24］的研究结论相一致，可能是因为创新生产过程中限制了某种稀缺资源，例如缺乏某种核心技术或者专用设备，使得企业投入的生产要素不能同比例增加，从而使规模报酬递减的情况出现。因此，在运用DEA方法测算企业技术创新效率时，选用规模报酬可变的BC2-O模型。

表1 规模报酬验证模型的估计结果

（二）门槛回归结果分析

本文用Stata12.0软件进行Hausman检验，结果显示在5%的显著性水平下，随机效应模型的假设无法得到满足，所以采用固定效应模型较为合适。本文在使用固定效应模型的基础上进行门槛模型的检验和估计。

1.门槛模型的检验

对于门槛模型，首先需要确定门槛的存在性以及门槛值的个数。本文使用Stata12.0软件，利用Hansen（1999）［22］提出的自抽样法（bootstrap）进行门槛检验，检验结果见表2所列。

检验结果显示，单一门槛模型通过了5%的显著性水平检验，单一门槛值γ为0.043，门槛区间为［0.021，0.142］。双重门槛模型通过了10%的显著性水平检验，门槛值γ1为0.021，门槛区间为［0.021，0.237］；门槛值γ2为0.043，门槛区间为［0.029，0.237］。而三重门槛模型未通过显著性检验。因此，本文将基于双重门槛模型进行实证分析。

表2 门槛存在性检验

2.门槛模型的估计

本文依据双重门槛回归模型的门槛值，将我国各省产学研合作强度分为较低（IUR≤0.021）、中等（0.021＜IUR≤0.043）和较高（IUR＞0.043）三个区间。利用双重门槛模型进行回归，具体结果见表3所列。

表3 门槛回归结果

对于产学研合作与企业技术创新效率的关系，是随着产学研合作投入的不断增加而促进企业技术创新效率的不断提升的，还是存在一个或者几个拐点？已有研究认为，二者之间存在线性关系，即随着产学研合作程度的加深，它对企业技术创新起正向促进作用；或者符合倒U型曲线关系，即随着产学研合作程度的加深，它对企业技术创新的影响由促进转为抑制。然而，结合表3不难看出，当产学研合作强度低于第一门槛值0.021时，系数估计值为负（为-0.332 6）但不显著，产学研合作对企业技术创新效率的影响不显著，可能因为此阶段处于产学研合作的起步阶段，企业参与产学研合作的程度过低，不足以对企业技术创新效率产生显著影响；当产学研合作强度越过第一门槛值0.021、低于第二门槛值0.043时，系数估计值显著为正（为6.779 3），产学研合作强度的增加对企业技术创新效率有显著的促进作用；当产学研合作强度越过第二门槛值0.043后，系数估计值同样显著为正（为2.027 0），产学研合作强度的增加也会促进企业的技术创新效率，但这种影响相对于区间［0.021，0.043］的情况已经显著削弱。由此表明，产学研合作强度存在门槛效应，并且产学研合作强度和企业技术创新效率之间表现出一种折线关系，即存在突变点或临界点。在临界点以下，产学研合作对企业技术创新效率的促进作用较为明显，当产学研合作强度越过临界点后，依旧存在促进作用，只不过这种促进作用被削弱了。

产学研合作强度和企业技术创新效率之间为什么会存在这种折线关系呢？首先，当产学研合作强度处于［0.021，0.043］时，产学研合作强度较低，企业创新以内部研发为主体、产学研合作为辅助，两者之间存在较强的互补关系，产学研合作的增加有助于提升企业研发的边际收益，这种提升反过来又增加了企业参与产学研合作的积极性，从而提升企业的技术创新效率，产学研合作强度的增加对企业技术创新效率起正向促进（为6.7793）作用。因此，追求自身利益最大化的企业对外部研发形成依赖性，往往会不断加大对产学研合作的研发投入。当产学研合作强度不断提高至门槛值0.043后，产学研合作与企业自主研发转变为替代关系，企业内生研发动力不足，产学研合作强度的增加对企业技术创新效率的促进作用削弱（为2.0270），但并未呈现负向阻碍作用。

从双重门槛回归模型的其他控制变量来看，企业规模与企业技术创新效率显著负相关，规模较小的企业通常具有更大的创新动力，而且小规模企业的目标通常瞄准早期的开发项目，其反应快于规模较大的企业，因此由众多中小规模企业组成的市场，往往是技术进步最快的产业。政府支持与企业技术创新显著正相关，政府支持弥补了企业技术创新资金不足，降低了企业技术创新的风险，增强了企业的技术创新动力，这也有利于企业更加有效地利用内外部研发资源，进而提高企业的技术创新效率。企业绩效对企业技术创新效率产生负向影响，但效果不显著。

五、结论及政策启示

本文选用2009-2014年中国规模以上工业企业省际面板数据，在测算地区产学研合作强度及企业技术创新效率的基础上，利用非线性门槛回归模型，实证证明了产学研合作强度对工业企业技术创新效率的门槛效应。主要结论如下：产学研合作的不断加强，有助于显著促进企业技术创新效率的提升，但随着企业对产学研合作研发投入的不断加大，企业对外部研发的依赖性逐渐增强，企业内部自主研发与产学研合作由互补模式向替代模式转变，一定程度上削弱了产学研合作对企业技术创新效率的促进作用，但并未呈现负向阻碍作用。因此，产学研合作应是基于互补关系而非替代关系的合作，只有以企业为主导的产学研合作才能实现效率最大化。其蕴含的对策思路如下：

（1）加强基于互补模式的产学研合作，统筹内外部创新资源。产学研合作是企业突破自身资源和能力限制、统筹内外部创新资源的重要渠道。然而，随着产学研合作强度的逐渐增强，产学研合作从互补模式向替代模式转变。因此，企业参与产学研合作的强度应控制在适当范围内，构建基于互补关系而非替代关系的产学研合作模式，从而促进企业创新动力和效率的显著提升。

（2）强化企业在技术创新过程中的主体地位，构建以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系。一方面，突出产学研合作中企业的主体地位。充分发挥企业在投入、研发、受益及风险承担等方面的主体作用。大力推动人才、设备等创新要素向企业开放、流动、集聚，促使企业成为技术创新的主体，成为创新资源集聚主体。另一方面，引导企业加大R&D的投入力度，加强研发机构建设，以增强企业的自主创新能力和二次开发能力。

（3）建立使产学研合作与技术创新相一致的政策体系，增强对产学研合作的支持引导功能。加强知识产权法规制度的建设，加大政府对知识产权的保护力度；强化财税政策扶持作用，切实落实财税优惠政策；政府公共科技资源向产学研合作倾斜，充分发挥财政科技投入的引导作用；努力拓宽融资渠道，形成融合政府、高校、科研院所、民间资本、金融机构的多元化投融资机制。

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The Effect of Industry-University-Research Cooperation on Corporate Technology Innovation—An Empirical Study Based on the Threshold Regression

JIANG Fu-xin,JI Liu
(School of Business,Nanjing Normal University,Nanjing 210023,China)

The IUR(Industry-University-Research)cooperation is a vital component of the national innovation system,which is also an im⁃portant source of corporate technology innovation.It is of great significance for the scientific promotion of IUR cooperation to accurately evaluate the effect of IUR cooperation intensity on corporate technology innovation efficiency.In this paper,using the provincial panel da⁃ta of Chinese industrial enterprises above designated size from 2009 to 2014,we apply the nonlinear threshold regression model to empiri⁃cally study the threshold effect of IUR cooperation intensity on industrial enterprises’technology innovation efficiency from the perspec⁃tive of interaction mode between corporate internal and external R&D.The results show that there is a line correspondences between IUR cooperation intensity and technology innovation efficiency.When the IUR cooperation intensity is less than the threshold value,the IUR cooperation can significantly promote corporate technology innovation;When the IUR cooperation intensity is over the threshold value,the promoting effect is obviously weakened,but not a negative blocking role.Therefore,the IUR cooperation should be based on the comple⁃mentary relationship rather than the alternative relationship,which proves that only the enterprise-led IUR cooperation can achieve the maximum efficiency.

IUR cooperation;technology innovation;threshold regression

F273.1

A

1007-5097（2017）07-0132-07

［责任编辑：张青］

2017-03-21

江苏省软科学重点研究项目（BR2016050）；江苏省软科学研究项目（BR2016006）；江苏高校哲学社会科学研究项目（2015SJD381）；江苏省创新经济研究基地项目（18380H802）；江苏省科技思想库基地项目（1813800007）

蒋伏心（1956-），男，江苏阜宁人，教授，博士生导师，研究方向：创新经济，经济体制，中小企业发展；季柳（1993-），女，江苏如东人，硕士研究生，研究方向：产学研合作，技术创新。