產學研協(xié)同創(chuàng)新效率與空間擴散能力
——不同主體主導的影響差異

魏國江

一、產學研協(xié)同創(chuàng)新文獻回顧

20世紀50年代美國“硅谷”的成功使產學研協(xié)同創(chuàng)新成為各界關注的新現(xiàn)象，學者分析了產學研協(xié)同創(chuàng)新的內涵與特點（Schartinger等，2002）、動力與影響因素（Lee，1996）、主要模式（Chesbrough，2006）等，主要從高校與企業(yè)合作的理論與實證角度進行重點研究。我國學者自2000年開始把協(xié)同方法應用到創(chuàng)新中以后，相關文獻迅速增加，2011年國家提出產學研協(xié)同創(chuàng)新戰(zhàn)略后，研究重點主要集中在協(xié)同創(chuàng)新的動力機制與影響因素（夏紅云，2014）、產學研合作模式（何郁冰，2012）、產學研創(chuàng)新界面平臺與過程管理（王幫俊和楊東濤，2015）、運用DEA或隨機前沿等方法對各省各行業(yè)或企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新效率實證研究（肖丁丁和朱桂龍，2013）、對協(xié)同創(chuàng)新模式和平臺及區(qū)域的案例研究（唐震等，2015）等方面。但對協(xié)同創(chuàng)新的差異性及不同協(xié)同平臺的創(chuàng)新效率與影響因素分析不夠深入，也沒對不同主體主導的協(xié)同創(chuàng)新效果進行區(qū)別分析。產學研協(xié)同創(chuàng)新由企業(yè)、高校與研究機構組成，任何一方均可成為協(xié)同創(chuàng)新主導者，三者在協(xié)同創(chuàng)新中的功能必然也因協(xié)同主導者差異而存在區(qū)別，不同主體主導的協(xié)同平臺創(chuàng)新效率也因產出不同而各異。但理論界對企業(yè)、高校與研究機構所主導的協(xié)同創(chuàng)新平臺及創(chuàng)新效率研究較少，對不同主體在協(xié)同創(chuàng)新中的能力特征與空間限制也較少涉足。本研究將對不同主體主導的協(xié)同創(chuàng)新平臺效率進行評價并測算不同主體的空間拓展能力。

二、我國產學研協(xié)同創(chuàng)新概況

協(xié)同創(chuàng)新有區(qū)域協(xié)同和創(chuàng)新主體協(xié)同兩種形式，產學研協(xié)同創(chuàng)新是不同主體間資源、行為、信息協(xié)作共享與互補生產更高質量成果的復雜過程。協(xié)同不是自然過程而必須由產學研中某主體發(fā)起并主導，而不同主體均可能由于需要而發(fā)起協(xié)同需求。協(xié)同的主導性可由發(fā)起者在平臺搭建中的作用及主體經費投入的情況而顯現(xiàn)，而創(chuàng)新投入與成果的集聚水平則顯示了協(xié)同創(chuàng)新的地域特征與空間效應。

1．我國產學研協(xié)同創(chuàng)新投入狀況

由于創(chuàng)新者在平臺搭建中的主導作用難以進行數據收集與量化評價，本文認為研發(fā)經費外部支出的投入主體在選擇協(xié)同創(chuàng)新對象、確定研究目標及實施方面具有主動性與主導權，可以作為衡量創(chuàng)新平臺主導性的標志。故本文以主體向其他創(chuàng)新主體支出研發(fā)經費狀況作為衡量主導性的重要指標，若企業(yè)向高校和研究機構等支出研發(fā)經費則表明企業(yè)在協(xié)同創(chuàng)新中具有主導地位。鑒于2011年我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，本文以2011年作為分析的始點，各主體協(xié)同創(chuàng)新投入概況見表1。

表1 產學研R&D經費比例

從經費結構分析，企業(yè)自主技術創(chuàng)新投入高于技術獲取投入，從時間維度看我國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)逐漸以技術創(chuàng)新代替技術引進。但企業(yè)技術創(chuàng)新過程中與高校與研究機構的協(xié)同投入并不高，穩(wěn)定地占總體投入的3%左右，其中對研究機構的投入遠遠高于對高校的投入，約為高校的2倍，兩者約共占研發(fā)經費對外支出的60%，但對內資企業(yè)投入基本為零，表明我國企業(yè)間的協(xié)同創(chuàng)新發(fā)展滯后。技術獲取經費中用于技術引進的對外資企業(yè)的投入只占8%左右，用于消化吸收的經費只占3%左右，而技術改造的經費占80%左右，表明企業(yè)較注重技術的實用價值而忽視自身的技術開發(fā)能力，基于知識創(chuàng)造的技術生成投入較少，對引進消化吸收再創(chuàng)新的重視程度不高。企業(yè)對產學研協(xié)同創(chuàng)新不太重視，創(chuàng)新平臺缺乏。而研究機構主導的對外協(xié)同創(chuàng)新投入也只占總體投入的3%左右，其中對機構的支出最高，占40%-60%，其次為對企業(yè)支出，約占15%，對高校的支出最少，不到10%，顯示研究機構的產學研協(xié)同創(chuàng)新意愿同樣不強。高校主導的對外協(xié)同創(chuàng)新支出要高于企業(yè)和研究機構，約占總支出的7%，其中對機構、企業(yè)和高校的支出比較平均，各占1/3左右。顯示高校主導的產學研協(xié)同創(chuàng)新行為多于企業(yè)和研究機構，且高校的協(xié)同創(chuàng)新主體也較均衡，但研究機構在協(xié)同創(chuàng)新中參與度最高。

從時間趨勢分析，企業(yè)自主研發(fā)經費占比逐漸提高而技術獲取經費下降較快，企業(yè)的技術自主性日益顯現(xiàn)。企業(yè)對外的協(xié)同創(chuàng)新投入維持較穩(wěn)定水平，企業(yè)對研究機構的投入穩(wěn)定增長，由2011年的41%增長到2015年的45%，而對高校的投入近年下降，由21%下降到14%。同期企業(yè)技術引進的經費緩慢增長，由8.7%漲到10.6%，但技術的消化吸收經費仍然偏低且下降，由3.9%下降到2.8%，表明我國企業(yè)對消化吸收再創(chuàng)新重視不夠，技術本土化能力弱。而研究機構的對外協(xié)同創(chuàng)新投入基本穩(wěn)定，其中對高校、機構與企業(yè)的投入均穩(wěn)定增長。高校對外協(xié)同創(chuàng)新投入緩慢下降，其中對不同主體的投入比例基本不變。

2．我國省域創(chuàng)新的集聚性

協(xié)同創(chuàng)新是創(chuàng)新主導者根據需要而把不同創(chuàng)新主體納入創(chuàng)新過程的行為，創(chuàng)新主體的位置與空間環(huán)境必然影響其進入協(xié)同創(chuàng)新過程，需要通過空間計量進行分析。衡量空間影響的重要指標為空間集聚指標，常用指標為莫蘭指數I，I數值在-1和1之間，大于0表示正自相關即高值相鄰，小于0表示低值相鄰。除莫蘭指數外還有吉爾里指數C和Getis-Ord指數，吉爾里指數比莫蘭指數對于局部空間自相關更為敏感，所以本研究同時計算C指數，其計算公式為：

C指數一般介于0和2之間，大于1表示負相關，小于1表示正相關。但由于I與C不能分辨“熱點”（高值相聚）“冷點”（低值相聚）的區(qū)域，所以本研究同時采用Getis-Ord指數，如果G指數大于期望Eg則表示存在熱點區(qū)域，如果G小于期望Eg則存在冷點區(qū)域。G指數計算公式為：

在無自相關情況下G指數的期望如果G大于此期望則表明存在熱點區(qū)域，否則存在冷點區(qū)域。在計算集聚指數時需要設定空間權重矩陣，為了更準確地測度中國各省份的創(chuàng)新集聚性，分別設定不同空間權重矩陣進行比較分析?？臻g鄰接權重矩陣，采用Rook相鄰，即：

地理距離空間權重矩陣采用省會城市直線距離平方倒數，即：

但由于倒數后數值變化的顯著性不明顯，所以同時采用非經典地理距離空間權重矩陣，以下稱為地理空間，表示為：

創(chuàng)新的集聚性還可能由于經濟發(fā)展水平差異而致，故同時采用經濟空間權重矩陣測算基于經濟因素的創(chuàng)新集聚水平，經濟矩陣借鑒林光平等（2005）采用兩區(qū)域人均GDP差距的倒數，單位為十萬元人民幣（見式6），地區(qū)經濟發(fā)展差距越大則數值越小。

同理，由于倒數值變化顯著性下降從而經濟差距越大影響越小的假設可能與事實不符，本文同時采用中國各省域經濟絕對值的分布情況作為經濟矩陣，下稱為經濟空間。經濟空間矩陣為i區(qū)域與j區(qū)域人均GDP之差的絕對值，而沒有采用林光平用的GDP差額倒數，單位為十萬元人民幣，數據越大則區(qū)域經濟發(fā)展水平差距越大。公式為：

基于以上空間權重矩陣估計的結果見表2。從空間鄰接矩陣的計量結果看，企業(yè)投入與產出存在較顯著的集聚性，而吉爾里指數不顯著，但Getis-Ord指數均高于Eg期望，說明存在典型的“熱點”區(qū)域，集聚現(xiàn)象突出。高校的投入產出I指數不明顯，只有專利存在集聚性，但C指數集聚性明顯，G指數顯示存在“冷點”聚集特征。以上結論也較符合我國國情，各省份高校規(guī)模與水平差距大，教育強省周邊多為教育弱省，所以存在冷熱點并存分布。研究機構的集聚性均不明顯，表明我國各地研究機構投入產出較均衡。

從經濟空間看，集聚指數顯示存在較顯著的空間負相關性，且都通過1%置信水平檢驗，即兩區(qū)域人均GDP相差越大，高區(qū)域向低區(qū)域的影響越明顯，表明我國區(qū)域創(chuàng)新存在較典型的發(fā)達區(qū)域向不發(fā)達區(qū)域的溢出效應。而且這種效應比鄰接空間矩陣顯著，顯然交通成本大幅下降條件下，區(qū)域鄰接并不必然意味協(xié)同創(chuàng)新效果顯著，交通較發(fā)達情況下不發(fā)達區(qū)域向發(fā)達區(qū)域的學習成為區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新的重要形式之一。從經濟空間權重矩陣看，企業(yè)的投入產出與經濟發(fā)展關系不大，而高校投入與研究機構的專利產出存在空間集聚性，這主要是由于高校與研究機構多為地方財政撥款，當地的經濟發(fā)展水平影響了其投入水平，所以對其影響顯著。

表2 不同空間矩陣下的創(chuàng)新集聚性檢驗

從距離角度對產學研三者的投入產出集聚性進行分析可知，基于距離絕對值的距離空間顯示企業(yè)與高校均存在較顯著的集聚性，而研究機構集聚性不明顯。基于距離空間權重矩陣的計量結果顯示，企業(yè)與高校存在較顯著的正相關，而研究機構存在顯著的負相關，即低值相鄰。

總體上看，產學研三個主體的投入與產出均存在不同程度的空間集聚性，且企業(yè)的空間集聚性更為明顯，其次為高校，研究機構的集聚性相對不明顯。除去經濟空間矩陣外，其他均拒絕存在集聚假設，主要原因為高校與研究機構多為政府轉移支付與撥款，各地相對平均。下文將以空間距離權重矩陣對產學研協(xié)同創(chuàng)新進行分析。

三、不同主體主導產學研協(xié)同創(chuàng)新效率差異比較

企業(yè)、高校與研究機構均可作為協(xié)同創(chuàng)新主導者把其他主體納入協(xié)同創(chuàng)新平臺，不同主體主導協(xié)同創(chuàng)新效率必然存在差異，我國創(chuàng)新驅動背景下以哪類主體為主導的協(xié)同創(chuàng)新平臺更具效率是值得研究的問題，為此，本文分別對不同主體主導的協(xié)同創(chuàng)新平臺進行效率評價與效率差異分析。

理論上空間相關可以出現(xiàn)在回歸方程的因變量、自變量與擾動項（Cliff和Ord，1972），而自變量空間相關不存在新的估計問題，所以研究重點主要在因變量與擾動項上的空間相關，對應的模型為空間滯后模型與空間誤差模型。隨著空間相關模型的拓展，研究的重點從截面數據轉變到面板數據，面板空間滯后模型（SLM）為，

表3 企業(yè)投入變量相關系數

表4 高校投入各變量相關系數

表5 機構投入各變量相關系數

SLM模型由于因變量的空間滯后項出現(xiàn)在方程右側，存在的內生性問題導致最小二乘法（OLS）估計不一致，所以文獻較多用最大似然（MLE）估計法，MLE根據正態(tài)分布的隨機擾動項建立似然函數，當擾動項不服從正態(tài)分布時則稱為準似然估計（Lee，2004）。而μi的不同具體估計又不同，分別有隨機效應（Anselin和Griffith，1988）與固定效應（Elhorst，2003）兩種。

空間面板誤差模型（SEM）為，

其中λ為空間相關系數，其他變量同SLM模型。Anselin把μi設定為隨機效應并提出使用MLE估計方法，但Anselin的拉格朗日乘子（LM）統(tǒng)計量缺少對隨機效應和空間相關的相互影響分析。Baltagi等（2003）擴展了Anselin的LM檢驗，考慮了空間相關和隨機效應之間的相互影響。Greene把μi設定為固定效應（Greene，2003）。在SEM模型中隨機擾動項存在自相關，但不存在內生性，所以OLS估計是一致的；但忽略了擾動項的自相關而損失了效率。最佳估計為MLE估計。本文分別用OLS和MLE估計進行比較。

我國各省份的產學研協(xié)同創(chuàng)新既可能由于其他省份的創(chuàng)新結果對其他省份產生示范與競爭影響，也可能是不包括X中但對Y變量有影響的遺漏變量存在空間相關性，或者其他不可觀測的隨機沖擊存在空間相關性。所以并不能確定究竟是SLM還是SEM模型較優(yōu)，本研究將分別采用兩種模型進行比較。在估計過程中為避免數據的異方差先對數據進行對數處理。應用Stata13.0對2011-2015年我國各省份產學研協(xié)同創(chuàng)新數據的SLM和SEM模型進行MLE估計，為確定隨機效應與固定效應，分別進行了Hausman檢驗，下表列出Hausman檢驗后的估計結果。為了進行比較同時進行普通面板模型的OLS估計，結果分別見表6、表7、表8。

通過表6可見，以申請專利為因變量的三個模型中SEM模型各變量參數更顯著，R2也最高，所以采用SEM模型。數據顯示決定企業(yè)申請專利增長速度的主要因素為企業(yè)研發(fā)經費內部支出，其產出彈性為0.433，而在產學研協(xié)同創(chuàng)新中對高校的支出并沒有形成正面效應，反而產生一定的負面影響，主要原因為高校自身存在專利激勵，高校研究人員申請了專利；其次，高校為企業(yè)提供的為基礎理論知識或試驗技巧、產品知識，企業(yè)難以與高校協(xié)同進行專利申請。企業(yè)對研究機構經費和技術引進經費對企業(yè)申請專利存在積極效應，但對研究機構的外部支出的產出彈性較低，不到0.1；技術引進經費的專利產出彈性更低，不到0.01。所以從專利角度看企業(yè)進行協(xié)同創(chuàng)新的積極性并不高。從空間效應看，其他省份的創(chuàng)新產出對本省份具有較強的示范與競爭效應，空間效應達0.389，表明企業(yè)出于競爭與學習目的對其他區(qū)域產出較為敏感，使產出大幅提高。從發(fā)明專利角度分析，SEM模型較優(yōu)。同樣，對高校經費支出與技術引進沒有產生正面作用，只有對機構外部支出有積極作用，但產出彈性為0.081，空間效應更高達0.509。

企業(yè)研發(fā)經費的外部支出作用主要表現(xiàn)在新產品開發(fā)方面，以新產品銷售收入為因變量估計時，SEM模型較優(yōu)。企業(yè)內部研發(fā)經費支出產出彈性最高達0.741，其次為技術引進、對高校支出與研究機構支出，分別達0.217、0.21、0.109，且都通過5%水平顯著性檢驗，但空間效應卻為0。表明企業(yè)進行產學研協(xié)同創(chuàng)新的主要目的是解決產品開發(fā)過程中的技術瓶頸，基于核心技術的常態(tài)化戰(zhàn)略性協(xié)同較少，企業(yè)為主體的產學研協(xié)同創(chuàng)新存在短期性特點。新產品開發(fā)因企業(yè)、區(qū)域而不同，省域之間的空間影響相對較弱。

表6 企業(yè)為主體的產學研協(xié)同創(chuàng)新效率

高校主導的產學研協(xié)同創(chuàng)新產出主要為論文、專著和專利，分別進行估計（見表7）。以論文為因變量估計結果中SEM模型各參數顯著性較高，且可決系數較高，所以適合SEM模型；同理，專著、申請專利和發(fā)明專利為因變量均為SEM模型較優(yōu)。從論文成果看，最重要的決定因素為企業(yè)內部研發(fā)支出，產出彈性為0.36，但對高校和研究機構的支出卻不能對論文形成正面促進作用。對企業(yè)的外部支出具有積極效應，產出彈性為0.02，主要原因為高校與研究機構本身也把論文產出作為重要的考核指標，所以協(xié)同創(chuàng)新中高校與研究機構對高校的論文產出沒有形成促進作用。從專著產出看，對高校與企業(yè)的外部支出均沒有促進作用，只有對研究機構的外部支出具有積極效應，可能的原因為高校與高校之間具有競爭效應，而對企業(yè)的外支主要解決技術工藝或實驗參數，所以沒有促進作用。而對研究機構的外部支出可以解決系統(tǒng)技術問題，積極效應較高。申請專利與專著具有類似的結果，其他高校與企業(yè)沒有促進作用，只有研究機構可以促進企業(yè)申請專利增加。但發(fā)明專利略有不同，其他高校和研究機構不具有促進作用，與企業(yè)的合作可以為高校解決重要的技術瓶頸以提高發(fā)明專利的數量?？傮w上分析，高校在與外部產學研合作中，與合作主體合作的產出類型存在區(qū)別，但產出效應并不高，甚至存在擠出效應，影響了高校的科研產出，成為影響高校積極參與產學研協(xié)同創(chuàng)新的重要因素。我國高校都具有綜合型大學建設傾向，高校之間的互補效應不突出，高校研究經費對外支出主要是人員之間的利益協(xié)調，而不是基于技術與能力互補的合作，協(xié)同效應較低。

表7 高校為主體的產學研協(xié)同創(chuàng)新效率

研究機構主導的協(xié)同創(chuàng)新中，產出同樣為論文、專著、申請專利和發(fā)明專利，進行估計時只有專著適合空間滯后模型，其余均為空間誤差模型（見表8）。研究機構產出的主要影響因素為內部研發(fā)支出，對外部支出的協(xié)同創(chuàng)新產出均較低，其中對企業(yè)的外部支出各種產出彈性均為負，主要原因為研究機構具有較完善的研究體系，自身可以解決主要的技術瓶頸與難題，企業(yè)為其提供的幫助相對較少。

表8 研究機構為主體的產學研協(xié)同創(chuàng)新效率

（續(xù)表）

表9 不同主體的產學研協(xié)同創(chuàng)新效率比較

但研究機構之間具有積極的正向促進效應，各項產出均為正，這主要是由于各研究機構具有重要的差異化特征，彼此之間可以取長補短形成互補效應。高校對研究機構的產出貢獻不明顯，主要原因為：首先，高校與研究機構具有相似的研究背景與能力，對研究機構的互補性不突出；其次，我國高校建設過程中趨同現(xiàn)象突出，專業(yè)化不強，影響了在協(xié)同創(chuàng)新中的重要作用。但研究機構之間具有較強的協(xié)同性，對專著與專利產出的貢獻較大，主要因為研究機構之間具有較強的差異性與互補性，協(xié)同合作可以解決機構的短板、提升創(chuàng)新效率。

綜合比較看（見表9），影響產出的主要因素為內部研發(fā)支出，對外部支出的產出彈性都較低，這是我國產學研協(xié)同創(chuàng)新難以快速發(fā)展的主要原因。高校內部支出的產出彈性最高，表明高校仍然停留于自我獨立發(fā)展階段，與其他創(chuàng)新主體的聯(lián)系較少。全部創(chuàng)新主體對外支出產生的效應都較低，表明我國產學研協(xié)同創(chuàng)新仍然處于起步階段，各種創(chuàng)新平臺與合作方法沒能發(fā)揮積極作用。高校與企業(yè)在協(xié)同創(chuàng)新中的功能相對較弱，多數情況下產生了擠出效應，影響了各主體的創(chuàng)新產出。這可以部分解釋我國協(xié)同創(chuàng)新成效不突出的原因。而研究機構在產學研協(xié)同創(chuàng)新中作用較突出，對各主體創(chuàng)新均有不同程度的正面效應。表明研究機構的發(fā)展模式可資借鑒，且應成為產學研協(xié)同創(chuàng)新的主體。從空間效應分析，只有企業(yè)的新產品開發(fā)與研究機構的專著產出空間效應不明顯，其余產出均受到空間較大影響，表明我國區(qū)域之間的競爭合作已形成了良好的協(xié)同效應，具有較強的示范效應與學習效應，區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新比不同主體的產學研協(xié)同創(chuàng)新效果好。

四、不同主體協(xié)同創(chuàng)新中的空間擴散能力

上述分析顯示，區(qū)域之間的協(xié)同效應較高，但區(qū)域協(xié)同的地理范圍受不同主體協(xié)同創(chuàng)新能力差異影響，其空間擴散能力即帶動周邊主體加入協(xié)同的范圍不同，通常情況下距離越遠的主體由于交易成本上升加入協(xié)同的可能性下降，技術傳播的難度增加，主體間的協(xié)同成本提高，空間效應越弱。而且我國行政分割下的地方保護主義導致不同省域利益沖突影響了協(xié)同創(chuàng)新空間擴散。所以借鑒趙增耀等[27]進行連續(xù)回歸的做法，假設省會中心城市的距離區(qū)間為[dmin,dmax]，將根據距離調整的新空間權重矩陣代入原模型進行回歸以檢驗空間效應的變化，從而分析不同主體在協(xié)同創(chuàng)新中的空間擴散能力差異。空間權重矩陣調整方式如下：

其中τ為省會城市的更進距離，通過調整把d距離內的省份從矩陣中剔除，從而測算不同距離省份的空間效應?？紤]到中國地域遼闊，設定τ為100公里，而中國最近省會城市距離為103公里，所以每次回歸距離分別為203、303、403……公里。Wd=[wij,d]n×n為新調整矩陣，調整后的空間權重矩陣為：

考慮到需要采用共同因變量較為合適，故選擇對發(fā)明專利的SLM模型進行連續(xù)回歸，結果顯示不同主體協(xié)同創(chuàng)新的空間擴散能力存在較大差異（見圖1）。企業(yè)擴散邊界在100-300公里時快速下降，由0.529下降到0.239；而300-800公里時空間效應值較穩(wěn)定，維持在0.2-0.3之間；900公里以后又迅速衰減，到1 000公里以后出現(xiàn)異常值，這一點與趙增耀等研究的1 190公里比較接近。結果表明企業(yè)進行協(xié)同創(chuàng)新的空間邊界為1 000公里，300公里以內效率最高。研究機構協(xié)同創(chuàng)新的空間距離在400公里內平穩(wěn)下降；500-1 300公里下降至0.1-0.25之間；1 300公里后出現(xiàn)異常，不再有空間效應。表明研究機構的空間擴散能力高于企業(yè)，主要因為研究機構由于政府資金的支持、政府間交流可以通過多種協(xié)同平臺進行研究協(xié)同。而高校的空間擴散能力最強，400公里以內的空間效應都在0.3以上；距離500公里以上時的空間效應開始平穩(wěn)下降直至1 400公里下降到0.16；1 500公里后開始出現(xiàn)異常波動，表明高校的空間擴散能力與研究機構基本相當但略高于研究機構?？傮w上高校的空間擴散能力最強，究其原因為高校較高知名度的品牌效應使其可以吸引更遠距離創(chuàng)新資源，高校的跨區(qū)域會議與研究合作可以把更遠邊界的合作主體納入協(xié)同創(chuàng)新過程。

圖1 不同主體協(xié)同創(chuàng)新的空間擴散效應

五、結論與建議

基于產學研協(xié)同創(chuàng)新的視角，本文對不同主體主導的協(xié)同創(chuàng)新效率進行了評價分析，發(fā)現(xiàn)各創(chuàng)新主體與其他主體協(xié)同創(chuàng)新的效率遠低于自主創(chuàng)新效率，成為影響產學研協(xié)同創(chuàng)新的重要原因。高校由于趨同化建設傾向在協(xié)同創(chuàng)新中表現(xiàn)較差，對各主體的創(chuàng)新產出貢獻較低；研究機構參與協(xié)同創(chuàng)新的產出彈性最高，企業(yè)在與其他主體的協(xié)同創(chuàng)新中表現(xiàn)不突出。不同主體參與協(xié)同創(chuàng)新所起的作用存在差異，具有相同目標的主體之間的協(xié)同存在擠出效應與競爭效應，創(chuàng)新產出有限。具有互補效應的主體協(xié)同創(chuàng)新能產生正面促進作用，具體表現(xiàn)為高校能為企業(yè)的新產品開發(fā)提供必要技術支持，為研究機構的技術研究提供基礎科學知識與指導。企業(yè)可以為高校創(chuàng)新提供產品與市場信息，但與其他企業(yè)和研究機構的協(xié)同創(chuàng)新成果寥寥。研究機構在協(xié)同創(chuàng)新中表現(xiàn)最佳，對企業(yè)、高校與其他研究機構的創(chuàng)新產出均具有不同程度的積極效應。不同主體進行協(xié)同創(chuàng)新的空間范圍存在一定的差異，企業(yè)多以產品為基礎找尋技術提供者，所能拓展的空間范圍在1 000公里以內。研究機構與高校由于交流平臺豐富多元，空間擴展能力高于企業(yè)，其中高校得益于政府與高校的研究協(xié)會與學術會議平臺，其空間拓展能力最強，達到1 400公里。

鑒于上面的結論，本文認為在產學研協(xié)同創(chuàng)新中要針對不同主體特征實行差異化發(fā)展并深化協(xié)同創(chuàng)新機制。

1.加強高校的特色化建設，促進科研成果轉化。隨著我國國力提升，高校發(fā)展迅速，規(guī)模擴張較快，1999年招生增幅高達48%，而后每年新增招生年均40多萬，多數高校放棄傳統(tǒng)專業(yè)化特色走向綜合型大學之路，各地大學趨同化現(xiàn)象突出，在一定程度上影響了高校參與協(xié)同創(chuàng)新的能力。而且高?？己俗⒅匮芯咳藛T的論文、專著與專利水平，忽略與社會創(chuàng)新的結合度，輕視科研成果的社會價值，導致高校考核唯成果論而非效果論，從而形成與企業(yè)技術創(chuàng)新的競爭效應，影響了高校在服務社會創(chuàng)新中的功能發(fā)揮。而高校考核的表征——科研成果在實現(xiàn)了數量顯現(xiàn)后就束之高閣，因為科研人員獲得了必要的激勵，應用推廣與研究人員無關。為發(fā)揮高校的創(chuàng)新功能，首先必須加強高校的特色化建設，防止高校潮涌式專業(yè)建設，科學合理布局全國高校的專業(yè)網點，使高?？蒲杏扇骈_花變?yōu)橹攸c突破。其次，高?？蒲腥藛T的考核必須由唯成果論轉向成效論，提高科研成果在社會中的價值評價，注重科研人員與產學研的結合。最后，提高科研人員成果轉化的積極性，提高科研人員主動實現(xiàn)成果價值激勵，貫徹實行以增加知識價值為導向的分配政策，變存量技術為增量技術，實現(xiàn)科研成果的社會價值。

2.構建多元協(xié)同創(chuàng)新平臺，充分調動科研人員流動性。由創(chuàng)新主體劃撥資金到不同主體實現(xiàn)合作是協(xié)同創(chuàng)新的主要形式，但本研究表明這種形式存在諸多弊端，創(chuàng)新效果不理想，必須構建更有效的協(xié)同創(chuàng)新平臺。首先，要形成高校、科研院所研究人員到企業(yè)實踐的訪學機制。目前，我國科研人員多到同類機構訪學，到企業(yè)以實踐形式訪學較少，為豐富協(xié)同創(chuàng)新形式需重視科研人員到企業(yè)實踐的必要性，充分調動學研與企業(yè)的科研結合。其次，把實踐性博士后流動站建在企業(yè)，一方面為企業(yè)解決技術難題提供必要人員支持，另一方面減輕科研人員研究基礎、經費、助手緊張問題。最后，建立科研人員的柔性流動機制，提升研究人員與企業(yè)的融合，允許科研人員短期帶薪離職、停薪留職、保職創(chuàng)業(yè)，真正實現(xiàn)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。

3.為企業(yè)交流提供多元平臺，促成企業(yè)遠距離資源利用。本研究表明企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的空間拓展能力低于高校與研究機構，主要原因為政府或學研發(fā)起的學術交流平臺為高校或研究機構提供了更多技術推廣、傳播平臺，各種學術會議可以促進學研交流，使不同主體可以選擇性參與專業(yè)化協(xié)同創(chuàng)新。而企業(yè)間交流平臺缺乏，企業(yè)需要主動搭建協(xié)同創(chuàng)新平臺，而企業(yè)自身資源限制阻礙了其遠距離資源利用。為此，政府需要建立形式多樣的企業(yè)技術交流平臺，除了項目成果交易會，還需要不定期的科研資源、成果交易機制與溝通平臺，促進企業(yè)間的信息共享與技術宣傳。其次，加強基礎設施與制度建設是促進企業(yè)交流的重要方面，交通條件的改善、違約追責機制有助于企業(yè)降低交易成本。

4.發(fā)揮研究機構的創(chuàng)新功能，建設靈活的協(xié)同創(chuàng)新機制。本研究表明研究機構在協(xié)同創(chuàng)新中的作用強于其他主體，所以發(fā)揮以科研機構為主體的協(xié)同創(chuàng)新平臺的優(yōu)勢、提高研究機構的協(xié)同創(chuàng)新功能可以有效提升創(chuàng)新效率。第一，要強化科研機構的專業(yè)化發(fā)展方向?？蒲袡C構的協(xié)同創(chuàng)新效率高一方面主要由于其技術應用價值較高，具有專利潛質；另一方面科研機構相對高校而言研究范圍更窄，技術的專業(yè)性更強，所以與其他主體合作的價值更高。在創(chuàng)新驅動背景下需要加強科研機構專業(yè)化發(fā)展，形成在核心領域具備獨特技術優(yōu)勢的主體。根據現(xiàn)代產業(yè)發(fā)展方向，需重點在電子信息、生物醫(yī)藥、人工智能與航空航天方面提高核心技術能力，為產業(yè)發(fā)展提供協(xié)同能力。第二，提高科研機構的獨立性與參與協(xié)同創(chuàng)新自主能力。我國科研機構有國有獨立研發(fā)機構、高校辦科研機構與企業(yè)所屬研發(fā)機構三類，區(qū)域分割性與重復建設是影響科研機構專業(yè)化建設的重要因素，也影響了機構主動參與全國范圍甚至全球協(xié)同創(chuàng)新的動力。所以要在保證機構經費的前提下提高其行為決策獨立性，減少上級單位干預，增強參與協(xié)同創(chuàng)新的動力。第三，完善產學研技術創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟在合作研究、戰(zhàn)略性與共性技術研究投入與利益分享機制。技術創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟是應對技術復雜化、系統(tǒng)性與開發(fā)周期長的組織形式，在我國尚處發(fā)展初期，提高優(yōu)勢互補的資源整合性合作需要完善投入產出計量與激勵機制，促進在高投入、高風險、長周期技術領域協(xié)同合作、風險共擔的技術深度創(chuàng)新。