校企合作与企业创新：实质性创新还是策略性创新？

耿献辉 金晟男

一 引 言

在产学研合作政策的指引与推动下，近年来上市公司与各地高校、科研院所之间的合作不断涌现。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》提出“推进科研院所、高校、企业科研力量优化配置和资源共享”“推进产学研深度融合，支持企业牵头组建创新联合体”，从政策顶层设计层面进一步助力产学研深度融合。

当前学界围绕校企合作的研究主要有：(1)以高校、科研院所为研究对象，分析校企合作现状、国际经验、高校或科研机构人员科研产出绩效以及延伸的一系列问题，例如组织方式、社会关联、成果转移等。这些研究没有直接聚焦校企合作与企业创新，但通过厘清校企合作的作用机制能为探索两者之间的关系提供启示。(2)关注校企合作与企业创新间的互动关系，并讨论校企合作对创新的影响(Scandura，2016)[1]，发现不仅是简单的外包项目合作(Higon，2016)[2]，诸如慈善捐赠(徐莉萍等，2020)[3]、校友联结(Bonaccorsi et al.，2014[4]；王雯岚和许荣，2020[5])、博士后工作站(权小锋等，2020)[6]、科技园(Diez-Vial和Fernandez-Olmos，2015)[7]等不同合作模式，均有助于校企关系网络的建立，加速人才、资金、知识技术等创新要素在创新主体间流动，发挥创新协同效应，进而提升企业自主创新水平。

现有文献更多以合作创新产出考察企业绩效，鲜有从合作动机的角度分析企业创新行为。实际上，政府为推动创新要素有效整合，鼓励企业、高校、科研院所积极合作，设立了一大批产学研专项基金或重大科技项目。在此背景下，上市公司纷纷选择与各大高校、科研机构建立合作关系，除了出于推动实质性创新以保持市场竞争优势的内在需求，还可能存在谋取高额政府补贴的动机，是一种策略性行为(黎文靖和郑曼妮，2016)[8]。在国家创新体系建设的新阶段，研究企业参与校企合作的不同动机与创新绩效，厘清校企合作创新主体的互动作用机制，对完善我国产学研支持政策和优化企业创新决策具有重要的现实意义。

鉴于此，本文以2007—2017年中国A股高技术产业上市公司为研究对象，运用PSM-DID方法，通过匹配新参与合作企业与从未参与合作企业，控制了企业的自我选择效应，试图从微观视角揭示校企合作对企业不同动机创新产出的影响。结果表明，企业通过参与校企合作，实现了“质量提升”的实质性创新，表现在其专利申请总数和发明专利申请数量显著增加，而非发明专利申请数量没有显著变化；当企业获得更多政府补助额度时，弱化了校企合作对企业实质性创新的激励作用，且对非发明专利申请数量没有显著影响，证伪了企业为寻扶持而参与校企合作进行策略性创新的机制；进一步分析发现，共建研发平台更多或员工学历水平更高的企业，受校企合作的创新激励作用更大。以上结论在进行创新操纵检验和更换倾向匹配方法后依然稳健。

本文的贡献在于：第一，在识别校企合作方面，以往学者对校企合作的确认大多局限于问卷调查数据，存在一定的主观性偏差。本文克服数据上的局限性，以上市公司发布的公告来识别其是否进行校企合作，从微观层面更客观准确、更细致地评估校企合作对企业创新的差异化影响。第二，在估计方法方面，利用倾向得分匹配法，并基于匹配后样本进行渐进DID估计，修正了现有研究利用固定效应模型或常规DID方法的潜在内生性偏误。第三，考察校企合作推动企业创新的效果，拓展了校企合作与实体企业创新行为的微观经验证据，进而为校企双方构建更高效合作模式提供理论参考。

二 文献回顾

国内外关于企业参与校企合作动因的研究主要基于微观问卷调查数据，采用倾向得分匹配法或二元Logit模型，从影响因素和内外部不同视角进行剖析。在影响因素方面，Veugelers和Cassiman(2005)[9]利用比利时制造业数据发现，企业规模与内部R&D投入是影响企业参与校企合作的重要因素。Torres et al.(2011)[10]基于墨西哥企业数据同样证明了这一点，企业创新投入与开放程度对企业参与校企合作和合作渠道选择均具有显著影响。姚潇颖等(2017)[11]利用中国战略新兴产业的微观数据，细分考察产学研合作主体发现，产学合作更易受到创新产出、政府补贴与税收减免的正向激励，而产研合作则受企业产权属性与研发强度的影响，体现在国有企业和高研发投入的企业更愿意与科研院所展开合作。在校企合作动力源上，周正等(2013)[12]发现，由于高校、科研院所与企业存在知识存量和能力上的势差，通过不同属性知识的相互流动，可以促进企业内部创新能力提高和科技成果转化，使得利润和创新双驱动成为企业参与校企合作最重要的内部动力。马永红和陈丹(2018)[13]基于北京市263家企业的问卷数据发现，政府设立的各类产学研项目和基金显著增加了企业参与校企合作的可能性。

与本文研究主题相近的另一类文献是校企合作对创新的影响，主要关于不同合作模式对科研人员产出、区域创新、产业创新、企业创新的影响。这些文献从不同视角关注校企合作绩效时，得出几近一致的结论：校企合作尽管在研究取向、产权成果保护等方面存在缺陷和不足，但总体对创新起到促进作用。究其原因，一方面，校企双方在创新分工上存在高度的能力互补。企业创新行为受利润最大化的导向驱动，同时受到基础理论水平的约束，强调市场应用领域技术的创新，以期实现科技创新成果的商业价值(Lee et al.，2010)[14]；高校、科研院所创新活动倾向于基础理论研究，更注重根本性、突破性的技术创新(Belderbos et al.，2004)[15]。进一步，当双方在文化相容、能力互补等方面达成“两情相悦”式的匹配时，校企合作对创新绩效会产生更大的激励作用(马文聪等，2018)[16]。另一方面，以校企合作为代表的产学研联盟能减少成员间交易成本，进而促进创新资源的优化配置(Hennart，1988)[17]。相对于传统商品交易，创新要素交易面临着更大的信息不对称，而校企合作形成的合作组织弥补了这种不足，促进了知识与信息的流通。随着创新要素在主体内外部自发地流动，“开放式创新”理念开始出现，认为企业应摒弃封闭式的传统创新范式，与高校或科研院所展开积极合作，搭建产学研合作的桥梁，进而实现分散创新要素的再整合，形成资源优势互补的协同创新网络(陈劲和阳银娟，2012)[18]。创新网络能够加强校企双方的信任程度，通过知识、技术交流发挥创新主体间的协同效应，进而缓解创新资源分散性对社会创新与进步的负面影响(Freeman，1991)[19]。

上述研究从不同层面拓展了对校企合作成因的认识，以及校企合作对不同主体创新的促进作用，为本研究的开展提供了启示。然而在校企合作之风盛行的新背景下(1)仅教育部高等教育司2021年第一批产学合作协同育人项目立项就有9436项，http://www.moe.gov.cn/s78/A08/tongzhi/202108/W020210827312280776517.pdf。，已有研究对校企合作与企业不同动机创新行为却缺乏足够的关注，特别是微观层面的经验证据。因此，本文试图以微观企业创新为视角，结合校企合作获取的政府补贴效应，检验校企合作的效果和作用机制。首先，评估校企合作对企业创新的影响。参与校企合作的企业创新产出数量是否增加？不同类型创新产出有怎样的差异性变化？其次，考察企业预期获得更多政府补助时，其创新产出是否增加？政府补助是强化还是弱化校企合作的创新激励效应？第三，进一步考察对不同共建研发平台数量和企业员工学历水平下的企业，创新激励效应是否存在差异性?

三 研究设计

(一)研究样本与数据来源

本文选取2007—2017年中国A股高技术产业上市公司作为研究样本，并进行一系列筛选与剔除。根据国家统计局发布的《高技术产业(制造业)分类(2017)》，确定高技术产业样本范围，即电子及通信设备制造业、航空、航天器及设备制造业、计算机及办公设备制造业、信息化学品制造业、医疗器械及仪器仪表制造业、医药制造业等6个细分行业；剔除ST、*ST、PT 类上市公司；剔除在样本期内主营业务发生重大变更的企业。初始样本包含1496个企业-年度观测值。专利数据及财务数据均来自国泰安数据库，部分缺失或可疑数据使用iFind和国泰安数据库交叉验证。为降低极端异常值导致的估计偏误，对所有连续型变量进行上下1%的缩尾处理。

上市公司与高校、科研院所合作关系并非强制披露信息，采取Python及手工搜索补充的方式收集数据，以最大限度获取全面的校企合作数据。具体执行方式如下：(1)通过巨潮资讯网批量下载上市公司年度报告及社会责任报告，使用“合作”“产学研”“大学”“研究院”“实验室”或“上市公司名称”等关键词搜索报告；(2)使用上述关键词进行网络搜索，主要信息来源网站有各高校与科研院所网站、中国博士后网、各上市公司官方网站等。

(二)模型构建

为克服校企合作与企业创新水平之间可能存在的样本自选择问题，参考崔静波等(2021)[20]的研究，将企业分为4类：从未合作企业，指在样本期内从未进行校企合作的企业；持续合作企业，指样本期内持续合作的企业；新合作企业，指初次校企合作时间晚于样本初期(2007年)的企业；退出企业，指样本期内退出合作的企业。进一步地，构造虚拟变量Union，建立PSM-DID模型进行检验。具体做法如下：使用卡尺为0.05的半径匹配，通过匹配新合作企业与未合作企业，构建尽可能满足DID平行趋势条件的匹配样本，表现为匹配后样本除在是否进行校企合作存在差异外，其他特征变量不存在明显差异。考虑到各企业与高校、科研院所合作时点不一致，采用渐进DID法对匹配后样本进行回归，检验校企合作对企业创新的促进效应。相比传统的倍差估计方法，“渐进式”的倍差估计方法更不容易受到混杂因素的干扰，因为未被观测到的因素与政策冲击在不同年份恰好具有相同分布的概率更小。构建回归模型如下：

InPatenti, t+1(lnInvent, lnPatentud)=α0+α1×Unioni, t+α2×Controlsi, t+μi+μt+εi, t

(1)

其中，Union为企业进行校企合作之后的虚拟变量，企业进行合作之后的年度(包括当年)赋值为1，否则为0；Controls为企业层面控制变量，μi和μt分别为行业固定效应和时间固定效应，εi, t为随机扰动项。

(三)变量定义

1.企业创新水平。本文用企业专利申请数量(Patenti, t+1)来衡量企业的创新水平，并进一步根据创新动机的不同区分实质性创新和策略性创新。鉴于难以找到直接测度创新动机的合意指标，本文用创新产出来区分两种创新动机。实质性创新对技术水平要求最高，创新难度最大，是企业出于内在需求的高质量创新行为；而策略性创新是企业针对政府政策做出的追求数量和速度的低质量创新行为。鉴于此，本文依据《专利法》对不同专利类型的区分和已有研究的探讨(黎文靖和郑曼妮，2016)[8]，用发明专利申请数量(Inventi, t+1)体现企业的实质性创新，用实用新型和外观设计专利申请数量(Patentudi, t+1)体现企业的策略性创新。考虑到创新产出的滞后性及部分企业创新数量为0，本文将企业专利申请数加1后取自然对数，并使用未来一期数据进行回归。

2.是否进行校企合作(Unioni， t)。进行校企合作当年及之后年度Union取值为1，否则为0。需要说明的是：(1)校企合作包括企业与高校或科研院所的合作，为保证合作时点的准确性，以校企双方签订合作协议界定合作关系的发生；(2)本文研究的校企合作仅指上市公司本身存在校企合作的情况，不包含上市公司母公司或子公司与高校或科研院所合作的情况；(3)基础回归中，将一家公司发生的多次校企合作视为一次处理效应，对多次校企合作的检验将在异质性分析中进一步说明。

3.政府专项补助(Subsidy)。参考余明桂等(2016)[21]的研究，以企业所获专项补贴收入占总资产的比重衡量政府专项补助，用校企合作与政府补助的交互项(US)衡量校企合作的政府补助效应。

4.控制变量：借鉴余明桂等(2016)[21]、孟庆斌等(2019)[22]的研究，将有可能影响企业创新水平的特征加以控制，具体包括：公司规模lnSize，以企业年度平均员工数的对数值衡量；研发投入RDrate，以研发投入占营业收入的比重衡量；公司年龄Age，以观测年度减成立年度的差值加1衡量；机构持股水平IO，以机构投资者持股数占总股数比例衡量；股权集中度TOP，以最大股东持股比例表示；现金流水平Cashflow，以经营活动产生的现金流量净额占期初总资产比例衡量；盈利能力ROE，以净资产收益率衡量；资产负债率Lev，用总负债除以总资产衡量。进一步控制行业固定效应和时间固定效应，其中行业分类参考证监会发布的《上市公司行业分类指引(2012)》(2)《上市公司行业分类指引(2012)》详见http://www.csrc.gov.cn/csrc/c100103/c1452025/content.shtml。。主要变量的描述性统计见表1。

表1 描述性统计

四 实证分析

(一)基准回归

表2为基于半径匹配后的样本基础回归结果(3)作者使用了基于卡尺为0.05的PSM半径匹配，结果省略，如有兴趣可向作者索取。，其中列(1)—列(3)的被解释变量分别是企业专利申请总量、发明专利申请数量、非发明专利申请数量。结果显示，列(1)Union的回归系数为0.4075，且在5%的水平上显著；列(2)Union的回归系数为0.5959，且在1%的水平上显著，说明参与校企合作后，新合作企业的专利总产出和实质性创新产出分别增加了14.2%和26.9%(4)14.2%和26.9%的结果是由Union的回归系数除以描述性统计中对应变量的均值而得。例如14.2%是表2中Union的回归系数0.4075除以表1中专利申请数量lnPatent的平均值2.866所得。。然而列(3)中Union回归系数并不显著，表明参与校企合作对企业策略性创新产出影响不明显，校企合作激励的是以发明专利为代表的实质性创新，是企业追求技术进步和高质量创新的主动创新行为，而不是为迎合政府部门而追求创新数量的策略性行为。

为进一步验证企业参与校企合作后，其创新产出的增加是追求技术进步的实质性创新行为，本文将政府补贴(Subsidy)及其与校企合作的交互项(US)加入模型(1)中回归。如果企业是出于谋求政府补助和产学研专项基金等目的而与高校、科研院所开展合作，那么当企业所获政府补贴增加时其策略性创新产出会增加更多。若该机制不成立，则能从另一角度说明校企合作激励的是企业实质性创新。从表2列(6)可以看出，交互项系数在5%的水平上显著，但Union的回归系数不显著，说明并不存在政府补贴越高，企业策略性创新产出也随之增多的情况。列(4)和列(5)结果进一步显示，US系数显著为负、Union系数显著为正，这表明政府补贴增加会弱化校企合作对企业创新产出的激励作用。其原因可能在于，一方面政府在选择补助企业时，被部分企业刻意营造的创新繁荣假象所蒙蔽，以致补助选择错误，进而出现创新资源错配抑制企业创新的现象；另一方面政府补贴挤出了企业原有创新预算，甚至由于高额政府补贴的存在，弱化了企业在市场中的创新意愿，导致企业创新投入减少(施建军和栗晓云，2021)[23]。这也间接证伪了校企合作激励企业策略性创新的逻辑，进而证实了企业出于实质性创新需求而展开校企合作的动机。

表2 校企合作与企业创新的总体检验

(二)稳健性检验

1.平行趋势检验

本文在基准回归中识别了校企合作与企业创新的因果效应。需要注意的是，在运用倍差法时存在一个重要前提，即处理组与控制组间存在平行的变化趋势，否则系数存在高估的可能。图1分别显示了校企合作和企业实质性创新与策略性创新的平行趋势检验结果。可以看出，处理组与控制组在校企合作前具有相同的变化趋势，并且校企合作对企业实质性创新起到了随时间逐步增强的促进效应，而对策略性创新不存在显著影响，再次证明了本文核心结论的稳健性。

图1 平行趋势检验

2.替代性解释：存在创新操纵吗？

考虑到上市公司为追求政策补贴、完成产学研项目考核以及迫于融券制度引发的“卖空威胁”，可能存在操纵性虚报专利申请以营造创新虚假繁荣的行为(郝项超等，2018)[24]，本文设置三个指标加以控制：(1)借鉴Desyllas和Hughes(2010)[25]的做法，构造企业创新效率的指标。企业创新效率(P/R)为当年专利授权量与研发投入自然对数的比值。如果存在创新操纵，那么参与校企合作仅会影响专利申请数量，而不会对企业创新效率存在显著影响。(2)基础回归模型中创新水平不再用专利申请数量测度，而是选取国家专利局认证的专利授权数量(lnPatentsq)衡量。如果存在专利申请虚报，那么参与校企合作应该不会对专利授权数量存在显著影响。(3)专利申请与授权数仅能从数量上测度创新产出，淡化了对创新质量的衡量，具有一定局限性。高质量的创新专利往往有着较高的他引次数，能更有效反映企业创新质量，本文引入企业当年专利他引次数(Cited)加以测度。如果存在创新操纵，那么参与校企合作应该不会对企业创新质量存在显著影响。回归结果见表3列(1)—列(3)，可以发现，不论基于创新效率、专利授权数量还是他引量的角度，校企合作对企业创新均起到促进作用，拒绝创新操纵的存在，进一步验证了本文结论的可靠性。

3.更换PSM匹配方法

考虑到本文使用的是进行倾向得分匹配后剩余的样本，匹配方法的选择将会在很大程度上影响后续DID的回归结果。为此本文使用1对5的近邻匹配对初始样本进行重新配对，并运用渐进DID模型重新回归，表3列(4)—列(6)的回归结果同样表明，校企合作对企业实质性创新有显著的促进作用，而对企业策略性创新的影响不显著。

表3 稳健性检验

(三)异质性讨论

上文分析结果证实了校企合作对企业实质性创新的促进效应，这种促进效应是由合作推动双方知识溢出与创新要素流动所致，但会受政府补贴效应的抑制。为了检验校企合作促进创新的机制，本文进一步聚焦对校企共建研发平台数量和员工学历水平等因素的考察，以检验在不同内部环境下校企合作对企业创新的促进效应是否存在异质性，进而为企业针对性地调整内部环境以实现创新激励效应最大化提供经验证据。

1.校企共建研发平台数量。共建实验室、研究院等研发平台是典型的校企合作方式，也是双方最主要的创新要素流动渠道。本文选取企业与不同高校、科研院所共建的研发平台总数(Platform)为代理变量，将其与校企合作的交互项加入回归。表4列(1)、 列(2)结果显示，交互项Union×Platform的系数均在5%的水平上显著为正，这表明通过共建研发平台可以有效促进企业实质性创新。相比于项目形式的临时合作关系，研发平台的持续性更强，关系更稳定，为上市公司创新活动提供了坚实的技术支撑。而且依靠研发平台，企业可与高校、政府部门、金融机构等外部主体达成稳定的技术、资金联系，获取更多内部难以获得的技术支持，实现研发效率与创新质量的提升。

2.员工学历水平。校企合作的效果很大程度上取决于企业内部的吸收能力。员工是知识吸收和应用的主体，高学历员工不仅具有更广的知识储备，而且在面对知识、技术溢出时也具有更好的吸收学习能力(孔晓婷，2017)[26]。借鉴权小锋等(2020)[6]的研究，选取硕士及以上内部员工占比作为员工学历水平(Masterrate)的代理变量，将其与校企合作的交互项加入回归。表4列(4)、 列(5)结果显示，交互项Union×Masterrate的系数在1%的水平上显著为正，这说明企业员工学历水平越高校企合作的创新促进效应越强。原因在于，高学历员工面对高校、科研机构带来的知识溢出有着更强的吸收能力和更快的创新资源整合能力，进而增强创新促进效应。由此可见，企业员工学历水平是影响校企合作创新促进效应发挥的重要因素。

表4 异质性分析：研发平台数量和员工学历

五 结论与建议

如何提高企业创新能力一直是经济学界关注的热点话题。在完善新型国家创新体系的背景下，本文以2007—2017年中国A股高技术产业上市公司为研究对象，从微观企业不同创新动机的视角考察校企合作的实施效果，探讨不同企业特征对校企合作创新促进效应的异质性影响，为完善校企合作与企业创新的相关研究提供经验证据支撑。主要研究结论是：企业通过参与校企合作，实现了“增量提质”的实质性创新，表现在其专利申请总数和发明专利申请数量显著增加，而非发明专利申请数量没有显著变化，该结论在进行创新操纵检验和更换倾向得分匹配方法后依然稳健；当企业获得更多政府补贴额度时，弱化了校企合作对企业实质性创新的激励作用，且对非发明专利申请数量没有显著影响，一定程度上证伪了企业为寻扶持而参与校企合作进行策略性创新的机制，证实了企业出于技术进步的内在需求参与校企合作的动机；进一步分析发现，共建研发平台更多或员工学历水平更高的企业，受校企合作的创新激励作用更大。本文为校企合作与企业创新提供了经验证据，对政府部门和企业有效利用外部性创新资源提供了有益思考与启示。

基于以上结论，为进一步发挥校企合作的创新促进效应，本文提出如下建议：第一，鉴于产学研合作在企业创新与科技成果转化中的重要地位，政府部门应进一步推进合作载体与制度保障建设，优化高校、科研院所、企业等创新主体间资源配置，支持校企创新联合体建设。第二，政府部门应制定适度的校企合作专项和经费补贴政策，加强选择补助企业时的甄别工作，防止过度补助致使创新资源错配。第三，企业应充分发挥创新主体间的知识溢出作用，打破以往形式化的合作方式，积极组建联合实验室、研究中心等研发平台，引入更多优质资源，以实现合作双方创新要素有效结合。第四，企业应注重内部人员素质的提升与高水平员工的引进，通过研发团队与合作方技术交流或培训等形式，提高内部人员的科研水平，培育自上而下的创新文化，以充分吸收高校、科研院所等外部创新主体的知识溢出效应，进而有效发挥校企合作的创新促进效应。