徐盈之，朱忠泰

(東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 211189)

產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、外資介入方式與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)

徐盈之，朱忠泰

(東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 211189)

本文首先從外資介入的角度論證和分析了合資和獨(dú)資兩種不同的外資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的作用機(jī)制和影響效應(yīng)，然后基于產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)探討了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)不同外資介入方式的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)：合資和獨(dú)資兩種外資介入方式都能促進(jìn)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的提升。在國(guó)有資產(chǎn)占比不斷加大的過(guò)程中，合資和獨(dú)資介入的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)也會(huì)得到加強(qiáng)，但是這種作用效果在地區(qū)之間存在著差異。

產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)；外資介入方式；產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新

1 引言

伴隨著創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的提出，中國(guó)經(jīng)濟(jì)界越來(lái)越關(guān)注創(chuàng)新的作用，各地分別采取了不同的模式進(jìn)行創(chuàng)新。一般來(lái)說(shuō)，創(chuàng)新有以下兩種重要的模式：外資引入和協(xié)同創(chuàng)新。其中，引進(jìn)外資是一種舶來(lái)品式的創(chuàng)新，而協(xié)同創(chuàng)新則強(qiáng)調(diào)產(chǎn)學(xué)研三方的合作，企業(yè)出錢、學(xué)校和科研機(jī)構(gòu)出力，共同進(jìn)行技術(shù)開發(fā)。協(xié)同創(chuàng)新更加重視本土創(chuàng)新能力，強(qiáng)調(diào)中國(guó)智造而非中國(guó)制造。關(guān)于外資流入對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，學(xué)者們主要傾向于認(rèn)為外資流入會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力帶來(lái)正向溢出效應(yīng)[1-2]。關(guān)于協(xié)同創(chuàng)新對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，多數(shù)學(xué)者也認(rèn)為協(xié)同創(chuàng)新有利于企業(yè)整體創(chuàng)新能力的提升，增加了地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出[3-4]。綜上所述，以往學(xué)者多分別關(guān)注外資流入和協(xié)同創(chuàng)新對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，并主要著重于創(chuàng)新產(chǎn)出層次上的考慮，鮮有關(guān)注外資流入對(duì)協(xié)同創(chuàng)新自身的影響。

此外，越來(lái)越多的學(xué)者開始關(guān)注并研究產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。中國(guó)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)一般可以劃分為公有權(quán)和私有權(quán)，主要由不同所有制的比例關(guān)系組成[5]。多數(shù)學(xué)者從產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)出發(fā)探討了國(guó)有企業(yè)改革的問(wèn)題，指出以國(guó)有企業(yè)為主的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)降低經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行效率[6-7],但鮮有學(xué)者研究產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和外資流入及協(xié)同創(chuàng)新之間的關(guān)系。在外資介入對(duì)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新發(fā)生作用的過(guò)程中，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)是否起到了一定的促進(jìn)或抑制作用？這也是又一個(gè)值得關(guān)注的問(wèn)題。

2 機(jī)理分析

2.1 合資介入方式的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的分析

合資介入方式對(duì)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的影響水平具有雙重性。如圖1所示：①合資企業(yè)帶來(lái)的外方科研技術(shù)會(huì)使得本土企業(yè)產(chǎn)生較強(qiáng)的技術(shù)依賴效應(yīng)，本土企業(yè)往往會(huì)依賴合資方的先進(jìn)技術(shù)，而怠于進(jìn)行技術(shù)開發(fā)，從而抑制了本土協(xié)同創(chuàng)新水平的提升；②合資方式會(huì)使得本土企業(yè)產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出的效果，受限于中國(guó)吸收能力偏低、本土知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識(shí)薄弱以及創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制不足等因素的影響，中外合資的方式有時(shí)非但沒有使中國(guó)從中受益，反而使得國(guó)內(nèi)原有的創(chuàng)新技術(shù)和科技人才流入海外，從而對(duì)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的提升產(chǎn)生負(fù)面的影響；③合資介入方式下，本土企業(yè)可以更好地利用自身位置發(fā)揮技術(shù)學(xué)習(xí)和模仿的天然優(yōu)勢(shì)，從而提升技術(shù)水平。本土企業(yè)的學(xué)習(xí)、模仿和改造，為本土協(xié)同創(chuàng)新水平的提升提供了技術(shù)基礎(chǔ)。

圖1 產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、外資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的作用路徑圖

2.2 獨(dú)資介入方式的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的分析

獨(dú)資介入方式對(duì)本土協(xié)同創(chuàng)新水平的影響同樣也具有雙重性。如圖1所示：①外商獨(dú)資企業(yè)對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)存在著強(qiáng)烈的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識(shí)，會(huì)對(duì)技術(shù)保護(hù)設(shè)置很高的門檻，相比于中外合資企業(yè)，外商獨(dú)資企業(yè)對(duì)核心技術(shù)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)意識(shí)更加強(qiáng)烈，由此產(chǎn)生的“干中學(xué)效應(yīng)”及上下游企業(yè)的聯(lián)系效應(yīng)并不強(qiáng)，抑制了本土協(xié)同創(chuàng)新水平的提升；②獨(dú)資介入方式會(huì)對(duì)內(nèi)資企業(yè)的資源產(chǎn)生擠壓，從而對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，外商獨(dú)資企業(yè)在稅收等政策方面有更多的優(yōu)惠，生產(chǎn)成本相對(duì)較低，同時(shí)通過(guò)高薪吸引優(yōu)秀的本土人才，也會(huì)使得本土創(chuàng)新的成本上升，從而對(duì)本土的協(xié)同創(chuàng)新水平產(chǎn)生一定的抑制作用；③獨(dú)資介入方式會(huì)帶來(lái)和本土企業(yè)的良性競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，獨(dú)資的進(jìn)入往往會(huì)給本土企業(yè)制造更多的恐慌，本土企業(yè)往往會(huì)加緊技術(shù)改造，在這樣的反向激勵(lì)作用下，本土的協(xié)同創(chuàng)新水平會(huì)得到進(jìn)一步的提升。

2.3 產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析

如圖1所示，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)可以通過(guò)影響外資介入方式對(duì)本土協(xié)同創(chuàng)新水平的作用機(jī)制，從而對(duì)本土協(xié)同創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響。外國(guó)公司在進(jìn)入中國(guó)時(shí)，考慮到國(guó)有企業(yè)在政策、制度和規(guī)模等多方面的優(yōu)勢(shì)之后，往往會(huì)優(yōu)先謀求和國(guó)有企業(yè)合作。國(guó)有資產(chǎn)占比越大的地方，往往越容易成為改革的焦點(diǎn)區(qū)，國(guó)有企業(yè)面臨的改革壓力也越大，國(guó)有企業(yè)更有意愿接納合資介入，從而充分發(fā)揮了合資對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的溢出效應(yīng)。而產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)獨(dú)資介入的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的影響則不確定，國(guó)有資產(chǎn)占比越高的地方，獨(dú)資介入對(duì)協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的提升作用可能會(huì)受國(guó)有企業(yè)控制性地位的加強(qiáng)而削弱，而獨(dú)資的介入加強(qiáng)了國(guó)有企業(yè)面臨的地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)，也可能提升該地區(qū)的協(xié)同創(chuàng)新水平。

3 模型構(gòu)建和變量說(shuō)明

3.1 模型構(gòu)建

本文使用2009—2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，以產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平為被解釋變量，以外商直接投資中實(shí)際使用的合資額和獨(dú)資額為核心解釋變量，檢驗(yàn)和分析不同外資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的作用機(jī)制和影響效應(yīng)。構(gòu)建的基礎(chǔ)回歸模型如式(1)和式(2)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+εit

(1)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+εit

(2)

式中，lnBERDit是被解釋變量，用來(lái)描述i省份t年的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平；lnJVFDIit和lnSPFDIit是核心解釋變量，分別代表i省份t年外商直接投資額中實(shí)際使用的合資額和獨(dú)資額的對(duì)數(shù)值；本文選取了三個(gè)控制變量，lnGDPit代表i省份t年地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、lnSTIPit代表i省份t年政府支持力度、lnCFTTit代表i省份t年人力資本水平；εit是殘差項(xiàng)。

同時(shí)，為了檢驗(yàn)不同外資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的作用關(guān)系是否受到產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，本文將FDI中實(shí)際使用的合資額和獨(dú)資額分別與產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)相乘后的交叉項(xiàng)設(shè)置為調(diào)節(jié)變量，來(lái)檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型設(shè)定如式(3)和式(4)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+α5lnJVFDIit×SOAPit+εit

(3)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+β5lnSPFDIit×SOAPit+εit

(4)

最后，為了檢驗(yàn)不同地理區(qū)位下不同外資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平影響效應(yīng)的差異性，本文引入虛擬變量D1和D2分別代表東部地區(qū)和中部地區(qū)，并將虛擬變量D1和D2作為解釋變量納入模型進(jìn)行檢驗(yàn)和分析，模型設(shè)定如式(5)和式(6)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+α5D1+α6D2+α7D1×lnJVFDIit+α8D2×lnJVFDIit+εit

(5)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+β5D1+β6D2+β7D1×lnSPFDIit+β8D2×lnSPFDIit+εit

(6)

同時(shí)，為了檢驗(yàn)不同外資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的作用關(guān)系受產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的影響是否存在地區(qū)差異，本文參考式(5)和式(6)的設(shè)定方法，使用虛擬變量D1和D2分別代表東部地區(qū)和中部地區(qū)，并將虛擬變量D1和D2作為解釋變量納入調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和分析，模型設(shè)定如式(7)和式(8)所示：

lnBERDit=αit+α1lnJVFDIit+α2lnGDPit+α3lnSTIPit+α4lnCFTTit+α5D1+α6D2+α7D1×lnJVFDIit×SOAP+α8D2×lnJVFDIit×SOAP+εit

(7)

lnBERDit=βit+β1lnSPFDIit+β2lnGDPit+β3lnSTIPit+β4lnCFTTit+β5D1+β6D2+β7D1×lnSPFDIit×SOAP+β8D2×lnSPFDIit×SOAP+εit

(8)

3.2 變量說(shuō)明

(1)被解釋變量：產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新變量(BERD)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新往往側(cè)重于企業(yè)和高校的協(xié)同創(chuàng)新，基于此，本文借鑒徐盈之和金乃麗的做法[8]，用各地區(qū)高等學(xué)校R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的企業(yè)資金表示產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的水平，體現(xiàn)企業(yè)對(duì)高校協(xié)同創(chuàng)新活動(dòng)的支持。

(2)核心解釋變量：合資介入程度(JVFDI)、獨(dú)資介入程度(SPFDI)。本文借鑒鄭建明(2011)的做法[9]，使用FDI金額當(dāng)中實(shí)際使用的合資額和獨(dú)資額衡量合資和獨(dú)資的介入程度。

(3)控制變量：本土經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升引發(fā)了對(duì)協(xié)同創(chuàng)新的需求，同時(shí)也為協(xié)同創(chuàng)新提供了物質(zhì)基礎(chǔ)；政府支持力度(STIP)，本文選取政府科技支出投入代表政府對(duì)協(xié)同創(chuàng)新的支持力度，政府科技支出比例越高，說(shuō)明政府越重視引導(dǎo)協(xié)同創(chuàng)新活動(dòng)，協(xié)同創(chuàng)新行為會(huì)更加活躍；高校人力資本水平(CFTT)，選擇普通高等學(xué)校專任教師數(shù)衡量高效人力資本水平。學(xué)研方的合作往往由高校教師承接并帶領(lǐng)學(xué)生進(jìn)行研究，高校教師為協(xié)同創(chuàng)新活動(dòng)提供了人力資本。

(4)調(diào)節(jié)變量和虛擬變量。調(diào)節(jié)變量設(shè)定為產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)(SOAP)與各核心解釋變量及各調(diào)節(jié)變量的乘積交叉項(xiàng)，本文借鑒李停的做法[10]，采用國(guó)有資產(chǎn)占比代表產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)并研究調(diào)節(jié)效應(yīng)。虛擬變量設(shè)定為描述地理區(qū)位的變量D1和D2，本文將中國(guó)按省份分為東中西三個(gè)地域進(jìn)行考察，D1代表東部、D2代表中部。

3.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于缺少西藏、遼寧、吉林、四川、青海和寧夏的部分重要數(shù)據(jù)，本文選取2009—2013年剩余25個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。本文所使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)國(guó)有資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市的地方統(tǒng)計(jì)年鑒。

4 計(jì)量結(jié)果的檢驗(yàn)和分析

出于去除模型異方差的考慮，所有絕對(duì)值變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。同時(shí)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)不存在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，所以選擇基準(zhǔn)面板模型進(jìn)行回歸分析。

4.1 基礎(chǔ)回歸模型分析

表1報(bào)告了合資和獨(dú)資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的回歸結(jié)果，其中模型(1)為合資介入方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果，模型(2)為獨(dú)資方式對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的估計(jì)結(jié)果。

由分析結(jié)果可以看出，合資介入方式和獨(dú)資介入方式的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的系數(shù)分別為0.198和0.181，均顯著為正。合資介入方式對(duì)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新產(chǎn)生了促進(jìn)作用，這說(shuō)明當(dāng)前本土企業(yè)對(duì)外資的技術(shù)依賴目前并不明顯，合資介入反而會(huì)引起內(nèi)資企業(yè)通過(guò)高校及科研機(jī)構(gòu)進(jìn)行技術(shù)模仿和改造的創(chuàng)新活動(dòng)，從而促進(jìn)了產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的提升。同時(shí)，獨(dú)資介入方式確實(shí)有效促進(jìn)了本土的協(xié)同創(chuàng)新水平的提升。獨(dú)資介入方式帶來(lái)的“鯰魚效應(yīng)”給本土企業(yè)帶來(lái)了競(jìng)爭(zhēng)壓力，推動(dòng)了本土企業(yè)和地方高校的協(xié)同創(chuàng)新的進(jìn)程。

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表1也報(bào)告了各調(diào)節(jié)變量對(duì)外資介入方式的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的影響。其中，模型(3)和模型(4)分別為產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)合資介入和獨(dú)資介入的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的調(diào)節(jié)作用的估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，調(diào)節(jié)變量的系數(shù)分別為1.582和1.388，且均顯著為正。隨著國(guó)有資產(chǎn)占比的不斷提升，合資介入對(duì)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用也在不斷提升，國(guó)有企業(yè)為了在國(guó)企縱深改革的潮流中保證自身的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，也更有意愿去進(jìn)行合資，同時(shí)向本土高校和科研機(jī)構(gòu)尋求技術(shù)合作，從而激發(fā)了產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的提升。

同時(shí)，獨(dú)資企業(yè)對(duì)本土產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用也在不斷提升，但該促進(jìn)作用低于合資企業(yè)的促進(jìn)作用。一方面，伴隨著獨(dú)資企業(yè)進(jìn)入當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)，在國(guó)有占比越高的地方，國(guó)有企業(yè)面臨的競(jìng)爭(zhēng)壓力和改革壓力也越大，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)都會(huì)主動(dòng)加強(qiáng)和學(xué)研方的合作，從而提升本土協(xié)同創(chuàng)新水平。另一方面，國(guó)有占比越高的地方，國(guó)有企業(yè)也更有可能對(duì)獨(dú)資企業(yè)設(shè)置一定的市場(chǎng)進(jìn)入壁壘，降低獨(dú)資企業(yè)對(duì)本土企業(yè)的威脅性，這種自我保護(hù)政策使得調(diào)節(jié)效果并不如其對(duì)合資企業(yè)的調(diào)節(jié)效果明顯。

表1 合資及獨(dú)資的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的計(jì)量結(jié)果

注：***、**和*分別表示能夠通過(guò)顯著性水平為1%、5%和10%的顯著性檢驗(yàn)，括號(hào)中數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量。

4.3 地區(qū)差異分析

接下來(lái)，我們進(jìn)一步探討東中西部合資和獨(dú)資介入方式的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的差異及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異。

(1)外資介入的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)在地區(qū)間的差異性研究。表2中，模型(5)和模型(6)報(bào)告了外資介入的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)在地區(qū)間的差異性回歸結(jié)果。就合資介入方式而言，在模型(5)中，lnJVFDI×D1的擬合系數(shù)顯著為正(0.912)，而lnJVFDI×D2的擬合系數(shù)顯著為負(fù)(-0.335)。就獨(dú)資介入方式而言，在模型(6)中，lnSPFDI×D1的擬合系數(shù)顯著為正(1.001)，而lnSPFDI×D2的擬合系數(shù)顯著為負(fù)(-0.394)。

這一結(jié)論說(shuō)明，不論是合資介入方式，還是獨(dú)資介入方式，它們的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)在東部、中部和西部地區(qū)之間均存在顯著的差異性。具體而言，在東部和西部地區(qū)，外資介入進(jìn)一步加強(qiáng)了其產(chǎn)學(xué)研的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，且在東部地區(qū)的促進(jìn)作用更大；而在中部地區(qū)，外資介入阻礙了其產(chǎn)學(xué)研的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)。分析其中的原因，本文認(rèn)為東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，資金、教育資源豐厚，西部地區(qū)自然資源優(yōu)勢(shì)突出，合資介入可以更加充分地利用東部和西部的這些資源優(yōu)勢(shì)，而在中部地區(qū)，以勞動(dòng)密集型和資本密集型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及以技術(shù)模仿為主的生產(chǎn)方式阻礙了其產(chǎn)學(xué)研協(xié)調(diào)創(chuàng)新的步伐。

(2)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)外資介入的調(diào)節(jié)效應(yīng)的地區(qū)差異性研究。表(2)中，模型(7)和模型(8)報(bào)告了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)在產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新過(guò)程中的調(diào)節(jié)效應(yīng)的地區(qū)差異性回歸結(jié)果。

就合資介入方式而言，在模型(7)中，調(diào)節(jié)變量lnJVFDI×SOAP×D1的擬合系數(shù)顯著為正(1.503)，而調(diào)節(jié)變量lnJVFDI×SOAP×D2的擬合系數(shù)顯著為負(fù)(-2.126)。這一結(jié)論說(shuō)明，在合資介入的過(guò)程中，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)在東部、中部和西部之間存在顯著的差異性。具體而言，在東部地區(qū)和西部地區(qū)，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)加強(qiáng)了合資介入的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，且在東部地區(qū)的作用更大；而在中部地區(qū)，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)阻礙了合資介入的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)。分析產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)在東部地區(qū)最大的原因，本文認(rèn)為相對(duì)于中部和西部地區(qū)，東部地區(qū)國(guó)有企業(yè)改革成效高，合資的進(jìn)入方式更加符合它們的利益要求，國(guó)有企業(yè)也愿意通過(guò)與合資企業(yè)的合作進(jìn)一步強(qiáng)化自身的協(xié)同創(chuàng)新水平。

就獨(dú)資介入方式而言，在模型(8)中，調(diào)節(jié)變量lnSPFDI×SOAP×D1未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而lnSPFDI×SOAP×D2顯著為負(fù)(-2.128)。這一結(jié)論說(shuō)明，在獨(dú)資介入的過(guò)程中，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)東部、中部和西部地區(qū)的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)雖然存在地區(qū)差異性，但都表現(xiàn)為未能促進(jìn)獨(dú)資介入的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)。分析其中的原因，本文認(rèn)為這是由于獨(dú)資介入的技術(shù)溢出效應(yīng)較低造成的。進(jìn)入到中國(guó)的獨(dú)資企業(yè)，它們想要利用的是中國(guó)的廉價(jià)勞動(dòng)力，獨(dú)資企業(yè)的關(guān)鍵核心技術(shù)依然由母國(guó)提供，因此不論中國(guó)的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)如何調(diào)整，不會(huì)改變獨(dú)資企業(yè)依靠中國(guó)勞動(dòng)力和母國(guó)核心技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)的特征，自然也不會(huì)促進(jìn)獨(dú)資介入對(duì)中國(guó)的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)。

表2 東中西合資和獨(dú)資的協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)計(jì)量結(jié)果

注：***、**和*分別表示能夠通過(guò)顯著性水平為1%、5%和10%的顯著性檢驗(yàn)；括號(hào)中數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量。

5 研究結(jié)論與政策啟示

本文研究了合資和獨(dú)資兩種不同的外資介入方式與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平之間的關(guān)系以及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)這種關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并得到如下結(jié)論：合資和獨(dú)資介入方式都會(huì)促進(jìn)本土協(xié)同創(chuàng)新水平的提升，且存在地區(qū)差異；伴隨著國(guó)有資產(chǎn)占比的不斷上升，合資和獨(dú)資介入方式對(duì)協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)水平都在不斷提升，同時(shí)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)外資介入的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在著地區(qū)差異，這一差異在中部地區(qū)尤其突出。據(jù)此得到如下政策啟示：

(1)積極提升中部地區(qū)的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平。當(dāng)前中部地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新水平受外資的負(fù)面影響比較嚴(yán)重，中部地區(qū)的數(shù)據(jù)觀察也顯示，中部地區(qū)目前獨(dú)資和合資的占比較東西部而言波動(dòng)明顯，這些表明中部地區(qū)正處于外資引入的不適應(yīng)期。因此，中部地區(qū)需要進(jìn)一步合理引導(dǎo)獨(dú)資和合資介入的落地，充分發(fā)揮外資對(duì)本土協(xié)同創(chuàng)新水平的提升作用。

(2)充分發(fā)揮國(guó)有企業(yè)對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新水平提升的作用。近年來(lái)，國(guó)有企業(yè)面臨改革的壓力越來(lái)越大，更需要積極主動(dòng)尋求創(chuàng)新，在外資引進(jìn)的過(guò)程當(dāng)中充分發(fā)揮自己在市場(chǎng)和資源方面的先天優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)“外資”和“國(guó)有”的雙贏，進(jìn)一步帶動(dòng)地區(qū)協(xié)同創(chuàng)新水平的提升。

[1]白俊紅,呂曉紅.自主研發(fā)、協(xié)同創(chuàng)新與外資引進(jìn)——來(lái)自中國(guó)地區(qū)工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2014(11):89-100.

[2]潘申彪,余妙志.外商直接投資促進(jìn)中國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新了么?[J].科研管理,2009(5):124-131.

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[6]劉小玄.中國(guó)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)結(jié)構(gòu)——產(chǎn)業(yè)績(jī)效水平的決定因素[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003(1):21-29+92.

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(責(zé)任編輯 沈蓉)

Property Right Structure，F(xiàn)oreign Intervention and Industry-University-Research Institute Collaboration Innovation

Xu Yingzhi，Zhu Zhongtai

(School of Economics and Management，Southeast University，Nanjing 211189，China)

This paper firstly made a study of industry-university-research institute(IUR)collaboration innovation based on different foreign intervention modes including joint venture and sole proprietorship，and then discussed how different kinds of foreign intervention modes influenced IUR collaboration innovation based on the changes of property right structure.The results indicated that both joint venture and sole proprietorship could stimulate the level of local IUR collaboration innovation;While the proportion of the stated-owned assets was increasing，the level of industry-university-research collaboration innovation would be strengthened by joint venture and sole proprietorship，and this influence showed distinct difference.

Property right structure；Foreign intervention;Industry-university-research institute collaboration innovation

國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“新常態(tài)下中國(guó)霧霾防治模式與機(jī)制研究”(15AJY009)，江蘇省社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“‘后青奧’江蘇大氣污染防治研究”(14ZD011)，江蘇省社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“江蘇綠色、低碳、循環(huán)經(jīng)濟(jì)研究”(14EYA003)，中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金“基于綠色產(chǎn)業(yè)鏈構(gòu)建的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)研究”(2242016S10008)。

2016-02-04 作者簡(jiǎn)介：徐盈之(1970-)，女，浙江人，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授；研究方向：環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

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