鄒蔚然 夏勇

[摘 要：文章基于2009—2021年省級(jí)層面面板數(shù)據(jù)，分析地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)其工業(yè)綠色發(fā)展所產(chǎn)生的促進(jìn)作用以及該作用的門(mén)檻效應(yīng)。主要結(jié)論有：①基準(zhǔn)回歸表明，地區(qū)的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同可以顯著促進(jìn)其工業(yè)綠色發(fā)展。②門(mén)檻回歸表明，地區(qū)的人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展均存在單門(mén)檻效應(yīng)，在跨過(guò)相應(yīng)的三個(gè)門(mén)檻值后，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用都會(huì)得到顯著增強(qiáng)。根據(jù)研究結(jié)論，應(yīng)當(dāng)重視產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，利用人力資本和金融發(fā)展強(qiáng)化這種促進(jìn)作用，發(fā)揮國(guó)有企業(yè)示范作用并扶持非國(guó)有企業(yè)。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)學(xué)研協(xié)同；工業(yè)綠色發(fā)展；人力資本；金融發(fā)展；產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)

中圖分類(lèi)號(hào)：F424.3；X322? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1007-5097（2024）01-0071-08 ]

The Promotion of Industry-University-Research Collaboration

on Industrial Green Development：

Empirical Analysis Based on Panel Data and Threshold Regression

ZOU Weiran1，XIA Yong2

（1. School of Finance，Jiangxi Normal University，Nanchang 330022，China；

2. School of International Economics and Business，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing 210023，China）

Abstract：On the basis of the provincial panel data? from 2009 to 2021，this paper discusses the promotion of industry-university-research collaboration on industrial green development and its threshold effect. The main conclusions are as follows：The basic regression results show that the regional industry-university-research collaboration can significantly promote its industrial green development. There is a single threshold on the industry-university-research collaboration to promote industrial green development when taking the human capital，financial development and ownership structure as the threshold by the results of threshold regression，and the promotion effect will be significantly enhanced after crossing the corresponding three threshold values. According to the conclusion，we should attach importance to the role of industry-university-research collaboration in promoting industrial green development，strengthen the role by using the human capital and financial development，and give play to the exemplary role of state-owned enterprises and provide support to non state-owned enterprises.

Key words：industry-university-research collaboration；industrial green development；human capital；financial development；ownership structure

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高速增長(zhǎng)，其中工業(yè)作出巨大貢獻(xiàn)。然而長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)工業(yè)采取的是粗放式發(fā)展模式，在發(fā)展過(guò)程中，存在著對(duì)資源的極大消耗和環(huán)境的嚴(yán)重污染，給中國(guó)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了許多問(wèn)題，這種發(fā)展模式是不可持續(xù)的。步入新發(fā)展階段，中國(guó)工業(yè)正在向綠色低碳方向轉(zhuǎn)型，以達(dá)成“雙碳”目標(biāo)，推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展。在此背景下，對(duì)促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展的相關(guān)因素展開(kāi)研究，探討如何更好促進(jìn)中國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展，顯得尤為迫切和重要。

企業(yè)與高校、科研機(jī)構(gòu)之間的合作是工業(yè)生產(chǎn)中不容忽視的環(huán)節(jié)，三者之間一旦形成有效的協(xié)同關(guān)系，將對(duì)工業(yè)發(fā)展產(chǎn)生極大促進(jìn)作用。在中國(guó)工業(yè)向綠色低碳轉(zhuǎn)型的背景下，有必要對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同如何促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展進(jìn)行研究。而目前學(xué)界針對(duì)兩者關(guān)系的研究較少，這也為本研究留下了探索空間。本文聚焦分析產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，并通過(guò)加入一系列門(mén)檻變量討論其他相關(guān)因素可能對(duì)這種促進(jìn)作用的影響，全面揭示兩者之間的關(guān)系，以期為中國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展與產(chǎn)學(xué)研各主體之間協(xié)同合作提供相應(yīng)的理論參考。

目前，許多研究聚焦于產(chǎn)學(xué)研三者之間的互動(dòng)，在三個(gè)既相互獨(dú)立又高度關(guān)聯(lián)的主體中，科研機(jī)構(gòu)和高等院校更多完成知識(shí)創(chuàng)造，而企業(yè)則更多進(jìn)行知識(shí)應(yīng)用，三者之間的合作對(duì)工業(yè)發(fā)展起到重要的推動(dòng)作用［1-3］。產(chǎn)學(xué)研協(xié)同是一個(gè)基于三者互動(dòng)的深化概念，在這三個(gè)主體間通過(guò)建立緊密聯(lián)系，形成高效的互動(dòng)協(xié)作效應(yīng)。一些研究就區(qū)域產(chǎn)學(xué)研協(xié)同狀況展開(kāi)了量化分析［4-5］。同時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)區(qū)域發(fā)展的促進(jìn)作用也引起學(xué)者關(guān)注，如劉友金等（2017）認(rèn)為，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新可以對(duì)地區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生積極影響［6］；闞大學(xué)和呂連菊（2017）指出，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對(duì)江西省自主創(chuàng)新能力提高有顯著影響［7］；寧?kù)n等（2023）關(guān)注了產(chǎn)學(xué)研融合對(duì)科技成果轉(zhuǎn)化的促進(jìn)作用［8］。還有研究從博弈論［9］、系統(tǒng)動(dòng)力學(xué)［10］等角度探討產(chǎn)學(xué)研協(xié)同的積極影響。

與本文聯(lián)系密切的研究是多角度分析如何促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展的?，F(xiàn)有文獻(xiàn)的主要研究方向是技術(shù)創(chuàng)新［11-13］，此類(lèi)研究包括創(chuàng)新類(lèi)型異質(zhì)性［14］、來(lái)源異質(zhì)性［15］、行業(yè)異質(zhì)性［16］和地區(qū)異質(zhì)性［17］等多個(gè)角度。環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的影響是該類(lèi)研究的另一個(gè)聚焦方向，許多文獻(xiàn)就兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了探討［18-20］。而環(huán)境規(guī)制能夠促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展，很大程度是通過(guò)激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)的［21］。其他與創(chuàng)新相關(guān)的促進(jìn)作用也有涉獵，如侯建等（2020）對(duì)外部知識(shí)源化和知識(shí)積累的研究［22］。此外，其他經(jīng)濟(jì)相關(guān)因素［23-26］和相關(guān)政策［27-28］的影響也有學(xué)者關(guān)注。

相較于上述研究，本文的邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面，進(jìn)一步揭示技術(shù)創(chuàng)新影響工業(yè)綠色發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力來(lái)源，創(chuàng)新對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用不言而喻，但現(xiàn)有研究通常把創(chuàng)新視為“黑箱”，將其作為既得事實(shí)展開(kāi)分析。本文則試圖進(jìn)入“黑箱”之內(nèi)，探討技術(shù)創(chuàng)新的一個(gè)重要源泉，即產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，這是對(duì)現(xiàn)有研究的深化探索。另一方面，作為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的重要組成部分，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)中國(guó)工業(yè)發(fā)展的意義已達(dá)共識(shí)，但現(xiàn)有研究在探討此議題時(shí)，往往聚焦產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新本身或者整體效率的影響，其對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的影響還缺乏關(guān)注，而綠色低碳轉(zhuǎn)型是中國(guó)工業(yè)發(fā)展的重要方向，需要從此角度展開(kāi)研究，因而本文是對(duì)現(xiàn)有的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同問(wèn)題研究的補(bǔ)充和完善。

二、研究假設(shè)

協(xié)同理論源自Haken（1977），強(qiáng)調(diào)在自然和社會(huì)環(huán)境中的不同主體間，存在著相互影響和相互促進(jìn)關(guān)系，整個(gè)系統(tǒng)會(huì)逐步從無(wú)序走向有序［29］。在產(chǎn)學(xué)研系統(tǒng)中，三個(gè)主體之間存在著天然的差異性及知識(shí)上的互補(bǔ)性［30］，可以通過(guò)合作實(shí)現(xiàn)互惠［31-32］。對(duì)企業(yè)而言，這種合作可以從外部獲取對(duì)自己有利的各種資源［33］，同時(shí)實(shí)現(xiàn)成本分?jǐn)偅?4］，走向開(kāi)放式創(chuàng)新［35］；對(duì)高校和科研院所而言，這種合作既有助于獲得企業(yè)資助，還有助于將理論知識(shí)與實(shí)際應(yīng)用更好結(jié)合［36］。三者之間通過(guò)建立緊密聯(lián)系，實(shí)現(xiàn)協(xié)同互助體系，使知識(shí)從產(chǎn)生到應(yīng)用全過(guò)程保持高效，有力促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新水平提高［37］。

工業(yè)綠色發(fā)展，需要工業(yè)企業(yè)在生產(chǎn)過(guò)程中降低其能源消耗和污染排放，以向綠色低碳方向轉(zhuǎn)型。高度協(xié)同的產(chǎn)學(xué)研體系能夠促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展，主要作用機(jī)制可能體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：第一，推進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新，產(chǎn)學(xué)研三者形成高度協(xié)同，企業(yè)把生產(chǎn)過(guò)程中的綠色技術(shù)需求準(zhǔn)確反饋給高校和科研院所，借助兩者的創(chuàng)新能力，幫助企業(yè)突破生產(chǎn)中的綠色瓶頸。同時(shí)，在與企業(yè)深度合作中，高校和科研院所的綠色技術(shù)研發(fā)也更具針對(duì)性和實(shí)踐性。產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)知識(shí)積累也具有促進(jìn)作用，使綠色創(chuàng)新更加高效。三者之間的良性互動(dòng)，將推動(dòng)工業(yè)綠色發(fā)展。第二，產(chǎn)學(xué)研在知識(shí)結(jié)構(gòu)上存在互補(bǔ)性，三者建立起的協(xié)同機(jī)制將有利于技術(shù)溢出，提高工業(yè)生產(chǎn)效率、增加知識(shí)存量，推動(dòng)地區(qū)工業(yè)結(jié)構(gòu)向高技術(shù)高附加值、低能耗低污染的綠色工業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，實(shí)現(xiàn)工業(yè)綠色發(fā)展?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)1。

H1：地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同水平能夠促進(jìn)地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素通常會(huì)相互影響，因此，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)于工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用可能還受其他相關(guān)因素影響。

知識(shí)創(chuàng)造和傳播是以人為載體的，高人力資本通常在知識(shí)傳播和吸收上具有優(yōu)勢(shì)。在產(chǎn)學(xué)研協(xié)同效果上，人力資本也有重要影響［38］。產(chǎn)學(xué)研協(xié)同涉及三個(gè)主體間的知識(shí)傳遞和創(chuàng)新協(xié)作，在人力資本存量較高地區(qū)，能有效降低上述過(guò)程中的信息損耗，提高知識(shí)的創(chuàng)造和傳遞效率。因此，對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用也會(huì)增強(qiáng)。

金融發(fā)展在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與應(yīng)用中起著重要作用［39］。創(chuàng)新是長(zhǎng)期、復(fù)雜的過(guò)程，需要企業(yè)在前期投入大量資金且短期內(nèi)難以獲得回報(bào)。缺乏良好融資環(huán)境的企業(yè)，即使預(yù)期與高校、科研院所的合作能促進(jìn)其綠色發(fā)展，也會(huì)因受融資約束而被迫中斷。因此，外部融資環(huán)境就成了影響企業(yè)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同的一個(gè)重要約束。

企業(yè)在產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)上的差異也對(duì)其發(fā)展有重要影響。相較于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)在產(chǎn)學(xué)研合作中具有多方面優(yōu)勢(shì)，包括創(chuàng)新資源和合作意愿等［40］，這些優(yōu)勢(shì)能使其更好發(fā)揮產(chǎn)學(xué)研協(xié)同效應(yīng)。同時(shí)，國(guó)有企業(yè)具有較強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)，傾向于推動(dòng)工業(yè)綠色發(fā)展，包括開(kāi)展促進(jìn)工業(yè)綠色發(fā)展的產(chǎn)學(xué)研合作。基于上述分析，本文提出研究假設(shè)2。

H2：地區(qū)人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同促進(jìn)綠色增長(zhǎng)起到門(mén)檻作用。

H2a：地區(qū)人力資本存量越高，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用會(huì)越強(qiáng)；

H2b：地區(qū)金融發(fā)展水平越高，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用會(huì)越強(qiáng)；

H2c：國(guó)有企業(yè)在地區(qū)工業(yè)企業(yè)中占比越高，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用會(huì)越強(qiáng)。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）回歸模型設(shè)定

本文研究目的是探討產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，根據(jù)研究需要，設(shè)定如下計(jì)量模型：

[Gtfpit=α+βColit+δXit+μi+λt+εit] （1）

其中：i表示地區(qū)；t表示年份；Gtfpit為工業(yè)綠色發(fā)展水平；Colit為產(chǎn)學(xué)研協(xié)同程度；Xit為一系列控制變量；α為截距項(xiàng)；μi為地區(qū)固定效應(yīng)；λt為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文還考察了一系列相關(guān)因素作為門(mén)檻變量時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展促進(jìn)作用的異質(zhì)性。參考Hansen（1999）的門(mén)檻回歸模型［41］，本文對(duì)兩者間的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行分析，構(gòu)建如下門(mén)檻回歸模型：

[Gtfpit=α+β1Colitγit≤μ+β2γit>μColit+δXit+μi+λt+εit] （2）

式（2）中的μ表示門(mén)檻變量，其余符號(hào)含義與式（1）相同。

（二）變量選擇

Gtfp是本文的被解釋變量，即地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展水平，本文使用工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量。具體而言，使用Super-SBM模型與Global-Malmquist-Luenberger指數(shù)相結(jié)合的方式進(jìn)行度量。SBM模型是改進(jìn)的DEA模型［42］，相較于傳統(tǒng)DEA模型，SBM模型通過(guò)引入松弛變量可以形成更準(zhǔn)確的評(píng)估效率。超效率模型則通過(guò)將效率評(píng)價(jià)單位從評(píng)價(jià)集合中刪除，對(duì)其他單位集合構(gòu)成的有效前沿面進(jìn)行評(píng)價(jià)，再和評(píng)價(jià)單元進(jìn)行對(duì)比，避免模型中效率為1的有效決策單元無(wú)法評(píng)價(jià)的問(wèn)題。為使不同年份綠色全要素生產(chǎn)率具有可比性，本文在測(cè)算過(guò)程中與Global-Malmquist-Luenberger指數(shù)［43-44］結(jié)合，得出各地區(qū)GTFP指數(shù)。在指標(biāo)選取上，測(cè)算模型中的投入指標(biāo)包括地區(qū)工業(yè)勞動(dòng)力、資本和能源。勞動(dòng)力指標(biāo)用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均工人數(shù)衡量；資本指標(biāo)用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值衡量；能源指標(biāo)是將各類(lèi)工業(yè)能源消費(fèi)量折算為標(biāo)準(zhǔn)煤來(lái)衡量。模型中的產(chǎn)出指標(biāo)包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出兩類(lèi)，其中，期望產(chǎn)出指標(biāo)為各地區(qū)工業(yè)GDP；非期望產(chǎn)出則為各地區(qū)工業(yè)廢水COD排放量、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量。另外，由于Global-Malmquist-Luenberger指數(shù)測(cè)算的是不同年份的相對(duì)效率而非絕對(duì)效率，參考邱斌等（2008）的處理方法，通過(guò)累積連乘方法將其進(jìn)行轉(zhuǎn)換后，作為計(jì)量模型中的被解釋變量［45］。

Col是本文的核心解釋變量，即地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同程度，其回歸系數(shù)[β]為本文所關(guān)心的參數(shù)。參考相關(guān)文獻(xiàn)［4-5］的做法，在模型中通過(guò)計(jì)算地區(qū)產(chǎn)學(xué)研的耦合協(xié)調(diào)度來(lái)度量其協(xié)同程度。地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同包括企業(yè)、高等院校和科研機(jī)構(gòu)三個(gè)子系統(tǒng)，在計(jì)算過(guò)程中，先使用熵值法對(duì)每個(gè)子系統(tǒng)的研發(fā)水平進(jìn)行計(jì)算。其中，企業(yè)子系統(tǒng)的指標(biāo)包括各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D項(xiàng)目數(shù)、R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入、有效發(fā)明專(zhuān)利數(shù)和企業(yè)辦研發(fā)機(jī)構(gòu)數(shù)；高等院校子系統(tǒng)的指標(biāo)包括R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D課題數(shù)、R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、發(fā)表科技論文、有效發(fā)明專(zhuān)利數(shù)、學(xué)校數(shù)；科研院所子系統(tǒng)的指標(biāo)包括R&D人員全時(shí)當(dāng)量、R&D課題數(shù)、R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、發(fā)表科技論文、有效發(fā)明專(zhuān)利數(shù)、機(jī)構(gòu)數(shù)。以三個(gè)子系統(tǒng)的研發(fā)水平為基礎(chǔ)，分別計(jì)算出地區(qū)產(chǎn)學(xué)研系統(tǒng)的耦合度和協(xié)調(diào)度，再通過(guò)地區(qū)產(chǎn)學(xué)研系統(tǒng)耦合度和協(xié)調(diào)度的幾何平均值得出地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度。

γ是本文的門(mén)檻變量，當(dāng)其數(shù)值超過(guò)待確定的門(mén)檻值μ時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用有顯著變化，即本文的核心解釋變量回歸系數(shù)β有顯著變化（若存在雙門(mén)檻或三門(mén)檻情況，則系數(shù)β會(huì)相應(yīng)發(fā)生兩次或三次顯著變化）。根據(jù)前文假設(shè)，選取Hc、Fin和Str三個(gè)門(mén)檻變量展開(kāi)分析，其中，Hc為地區(qū)人力資本存量，以地區(qū)每萬(wàn)人中大專(zhuān)以上受教育人口比例衡量；Fin為地區(qū)金融發(fā)展?fàn)顩r，用地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)GDP的比值表示；Str為地區(qū)企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，用地區(qū)規(guī)模以上國(guó)有企業(yè)資產(chǎn)占所有規(guī)模以上企業(yè)資產(chǎn)總和比重衡量。

[X]是本文控制變量集合，δ為控制變量的相應(yīng)回歸系數(shù)。影響工業(yè)綠色發(fā)展的因素有很多，為降低這些因素可能對(duì)本文回歸結(jié)果產(chǎn)生的干擾，在模型中添加反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征的一系列控制變量。

本文主要變量含義見(jiàn)表1所列。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的時(shí)間跨度為2009—2021年，樣本范圍為中國(guó)30個(gè)省份（由于數(shù)據(jù)不全，未包括西藏和港澳臺(tái)地區(qū)）。使用數(shù)據(jù)主要來(lái)自各年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)則通過(guò)查閱各省份統(tǒng)計(jì)年鑒及用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。模型中與貨幣相關(guān)數(shù)據(jù)，均用相應(yīng)的平減指數(shù)平減至以2009年為基期的數(shù)據(jù)，以消除通貨膨脹帶來(lái)的影響。另外，所有非比值與非指數(shù)數(shù)據(jù)在模型中均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。模型中所使用的各類(lèi)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2所列。

四、基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果見(jiàn)表3所列。列（1）為單獨(dú)使用地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同程度對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)回歸的結(jié)果，此時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同回歸系數(shù)為4.601，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。列（2）—（6）中，逐步添加各項(xiàng)控制變量，可以發(fā)現(xiàn)，隨著控制變量逐步增加，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同回歸系數(shù)數(shù)值的絕對(duì)值有所下降，但其符號(hào)和顯著性并未發(fā)生明顯變化，在所有模型中回歸系數(shù)都為正且保持在5%顯著性水平之上，表明兩者之間的關(guān)系是穩(wěn)健的。在添加了所有控制變量的列（6）中，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同回歸系數(shù)為2.920，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果印證了H1，即地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同度會(huì)對(duì)地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展有顯著促進(jìn)作用。

在控制變量中，工業(yè)化程度回歸系數(shù)顯著為正，表明工業(yè)化程度越高的地區(qū)，可能有更快的工業(yè)綠色發(fā)展速度；交通基礎(chǔ)設(shè)施回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明交通基礎(chǔ)設(shè)施可能給工業(yè)綠色發(fā)展帶來(lái)負(fù)向影響；人均GDP、環(huán)境規(guī)制和技術(shù)合同成交額三個(gè)控制變量的回歸系數(shù)不顯著，說(shuō)明這三個(gè)控制變量可能不會(huì)顯著影響工業(yè)綠色發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。第一，使用解釋變量的滯后一期作為工具變量進(jìn)行回歸，避免可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題；第二，對(duì)本文被解釋變量工業(yè)綠色發(fā)展進(jìn)行雙邊5%的縮尾處理（被解釋變量進(jìn)行1%和2%的縮尾處理，結(jié)果同樣穩(wěn)?。苊猱惓Ｖ悼赡軐?duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4所列，其中，列（7）和列（8）是將滯后一期產(chǎn)學(xué)研協(xié)同作為工具變量的回歸結(jié)果；列（9）和列（10）是縮尾處理后的回歸結(jié)果。區(qū)別在于列（8）和列（10）添加了控制變量，而列（7）和列（9）沒(méi)有。

綜上，無(wú)論將解釋變量滯后一期作為工具變量進(jìn)行回歸，還是將被解釋變量進(jìn)行縮尾處理，所得結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較，在回歸系數(shù)的數(shù)值和顯著性上均無(wú)明顯差異，說(shuō)明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同確實(shí)能給地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展帶來(lái)顯著促進(jìn)作用。

五、門(mén)檻回歸結(jié)果

通過(guò)基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)其工業(yè)綠色發(fā)展具有促進(jìn)作用。但其他相關(guān)因素可能會(huì)對(duì)兩者關(guān)系產(chǎn)生影響，使這種促進(jìn)作用存在異質(zhì)性。本文將通過(guò)門(mén)檻回歸方法，進(jìn)一步探討可能存在的異質(zhì)性。

（一）門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在進(jìn)行門(mén)檻回歸之前，先對(duì)門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，確定本文假設(shè)中三個(gè)門(mén)檻變量的門(mén)檻效應(yīng)是否存在，并確定相應(yīng)門(mén)檻數(shù)和具體門(mén)檻位置。

表5報(bào)告了分別使用人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)作為門(mén)檻變量的門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果。由表5可知，以三個(gè)變量為門(mén)檻變量進(jìn)行單門(mén)檻和雙門(mén)檻檢驗(yàn)時(shí)，所得F統(tǒng)計(jì)量和P值均通過(guò)了單門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，但沒(méi)有通過(guò)雙門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，說(shuō)明三個(gè)門(mén)檻變量在產(chǎn)學(xué)研協(xié)同影響工業(yè)綠色發(fā)展上均存在顯著單門(mén)檻效應(yīng)。

表6報(bào)告的是三個(gè)門(mén)檻變量的門(mén)檻估計(jì)值，其中，人力資本存量的單一門(mén)檻值為0.247，金融發(fā)展水平的單一門(mén)檻值為0.097，企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的單一門(mén)檻值為0.373。這意味著當(dāng)?shù)厝肆Y本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)分別越過(guò)0.247、0.097、0.373時(shí)，核心解釋變量的回歸系數(shù)β將會(huì)發(fā)生顯著變化。

（二）門(mén)檻回歸結(jié)果

本文在分別確立門(mén)檻效應(yīng)存在、門(mén)檻數(shù)和相應(yīng)的門(mén)檻值后，再進(jìn)行門(mén)檻回歸，探討產(chǎn)學(xué)研協(xié)同與工業(yè)綠色發(fā)展之間的門(mén)檻效應(yīng)，門(mén)檻回歸結(jié)果見(jiàn)表7所列。其中，列（11）、列（12）和列（13）分別為以人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)為門(mén)檻變量的回歸結(jié)果。

由表7可知，三種門(mén)檻變量帶來(lái)不同門(mén)檻效應(yīng)：

當(dāng)人力資本為門(mén)檻變量時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同的回歸系數(shù)在兩個(gè)階段分別為2.695和4.835，分別在5%和1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且第二分段的回歸系數(shù)大于第一分段，說(shuō)明無(wú)論在人力資本存量較低地區(qū)還是人力資本存量較高地區(qū)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用均顯著存在。隨著人力資本存量跨越相應(yīng)門(mén)檻，這種促進(jìn)作用會(huì)有所增強(qiáng)。

當(dāng)金融發(fā)展水平為門(mén)檻變量時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同回歸系數(shù)在兩個(gè)分段上分別為2.853和6.075，分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且第二分段回歸系數(shù)大于第一分段，說(shuō)明無(wú)論在金融發(fā)展水平較高或較低地區(qū)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展均產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。隨著金融發(fā)展水平跨越相應(yīng)門(mén)檻，這種促進(jìn)作用會(huì)有所增強(qiáng)。

當(dāng)企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)為門(mén)檻變量時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同回歸系數(shù)在兩個(gè)分段分別為2.526和4.243，分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且第二分段回歸系數(shù)大于第一分段，說(shuō)明無(wú)論在國(guó)企占比較低地區(qū)還是較高地區(qū)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用都顯著存在。隨著企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)跨越相應(yīng)門(mén)檻值后，這種促進(jìn)作用會(huì)有所增強(qiáng)。

根據(jù)門(mén)檻回歸結(jié)果，地區(qū)人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)都會(huì)影響產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用。因此，H2得到驗(yàn)證。隨著地區(qū)人力資本存量提高，產(chǎn)學(xué)研三個(gè)主體之間的知識(shí)傳遞更為有效開(kāi)展，這將有助于技術(shù)研發(fā)和應(yīng)用，更好推動(dòng)工業(yè)綠色發(fā)展；金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以降低企業(yè)融資難度，為產(chǎn)學(xué)研合作提供更多資金支持，使產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用更加顯著；國(guó)有企業(yè)在產(chǎn)學(xué)研合作上有諸多優(yōu)勢(shì)，具有較強(qiáng)環(huán)保意識(shí)，因此，國(guó)有企業(yè)占比高的地區(qū)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用明顯增強(qiáng)。

綜上，H2a、H2b和H2c都得到驗(yàn)證。

六、研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于2009—2021年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，分析了地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)其工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用，通過(guò)相應(yīng)回歸分析，揭示這種促進(jìn)作用的存在以及人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)該作用的門(mén)檻效應(yīng)。通過(guò)本文實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：

第一，地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)其工業(yè)綠色發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用。隨著地區(qū)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同程度提高，地區(qū)工業(yè)綠色發(fā)展水平也相應(yīng)提高。在使用滯后一期產(chǎn)學(xué)研協(xié)同數(shù)值作為工具變量和對(duì)被解釋變量進(jìn)行縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)果依然成立。

第二，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用存在一系列門(mén)檻效應(yīng)。當(dāng)人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)分別作為門(mén)檻變量時(shí)，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的影響均表現(xiàn)出單門(mén)檻效應(yīng)。在三個(gè)門(mén)檻變量值的兩端，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的影響均顯著存在，并隨著地區(qū)人力資本存量、金融發(fā)展水平和企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)跨越相應(yīng)門(mén)檻值，產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用會(huì)有所增強(qiáng)。

（二）對(duì)策建議

在新發(fā)展階段，為達(dá)成“雙碳”目標(biāo)、推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展，中國(guó)工業(yè)正在向綠色低碳方向轉(zhuǎn)型，如何有效促進(jìn)其轉(zhuǎn)型發(fā)展是各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要議題。本文證明了產(chǎn)學(xué)研協(xié)同對(duì)工業(yè)綠色發(fā)展的促進(jìn)作用及一系列相關(guān)因素對(duì)該作用的門(mén)檻效應(yīng)，由此，提出以下對(duì)策建議：

第一，大力倡導(dǎo)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同合作，使其成為推動(dòng)工業(yè)綠色發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。在企業(yè)與高校、科研院所之間積極架構(gòu)橋梁，通過(guò)人員交流、項(xiàng)目合作等多種方式，在三者之間形成知識(shí)有效流動(dòng)，合力實(shí)現(xiàn)工業(yè)綠色發(fā)展。值得注意的是，企業(yè)、高等院校和科研院所在創(chuàng)新活動(dòng)中的優(yōu)勢(shì)存在互補(bǔ)性，應(yīng)當(dāng)避免資源向其中某一主體傾斜，通過(guò)優(yōu)化資源配置，發(fā)揮各自?xún)?yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。

第二，充分利用人力資本和金融機(jī)構(gòu)對(duì)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同的促進(jìn)作用。工業(yè)企業(yè)在與高校、科研院所合作中，要借助后者較高的人力資本儲(chǔ)備，通過(guò)座談交流、技術(shù)培訓(xùn)等手段提高本企業(yè)人力資本水平。通過(guò)加大教育投入和人才引進(jìn)政策，提高地區(qū)人力資本水平，特別要加強(qiáng)綠色技術(shù)人才培養(yǎng)與引進(jìn)。建議出臺(tái)相關(guān)政策鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)服務(wù)于工業(yè)企業(yè)，以金融發(fā)展推動(dòng)產(chǎn)學(xué)研協(xié)同。金融機(jī)構(gòu)可以針對(duì)企業(yè)創(chuàng)新，特別是企業(yè)與高校、科研院所的合作創(chuàng)新設(shè)立專(zhuān)項(xiàng)服務(wù)。構(gòu)建多元化綠色金融服務(wù)體系，通過(guò)綠色金融引導(dǎo)資金流向，幫助企業(yè)降低綠色創(chuàng)新融資門(mén)檻。

第三，充分發(fā)揮國(guó)有企業(yè)優(yōu)勢(shì)，幫助非國(guó)有企業(yè)更好發(fā)展。形成國(guó)有企業(yè)示范效應(yīng)，保持自身在產(chǎn)學(xué)研協(xié)同和工業(yè)綠色發(fā)展等方面的良好態(tài)勢(shì)，將其經(jīng)驗(yàn)向外傳遞，帶動(dòng)其他類(lèi)型企業(yè)，推動(dòng)地區(qū)工業(yè)更快轉(zhuǎn)型發(fā)展。建議出臺(tái)相應(yīng)政策對(duì)非國(guó)有企業(yè)產(chǎn)學(xué)研合作予以扶持，使其他類(lèi)型企業(yè)更加深度融入產(chǎn)學(xué)研協(xié)同，鼓勵(lì)高校、科研院所積極與非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行技術(shù)對(duì)接，依托高校和科研院所技術(shù)優(yōu)勢(shì)幫助非國(guó)有企業(yè)發(fā)展，使產(chǎn)學(xué)研協(xié)同效果進(jìn)一步增強(qiáng)。

參考文獻(xiàn)：

［1］劉斐然，胡立君，范小群.產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響研究［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2020（10）：120-136.

［2］蔣伏心，季柳.產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響——基于門(mén)檻回歸的實(shí)證研究［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2017，31（7）：132-138.

［3］王文娜，胡貝貝，劉戒驕，等.產(chǎn)學(xué)研合作深度與國(guó)家高新區(qū)全要素生產(chǎn)率［J］.科學(xué)學(xué)研究，2021，39（9）：1641-1651.

［4］曹鵬，白永平.中國(guó)產(chǎn)學(xué)研系統(tǒng)研發(fā)能力及其協(xié)同發(fā)展水平［J］.甘肅社會(huì)科學(xué)，2019（3）：223-229.

［5］遲景明，李奇峰.我國(guó)區(qū)域產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度評(píng)價(jià)及時(shí)空特征分析［J］.國(guó)家教育行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2020（3）：15-25.

［6］劉友金，易秋平，賀靈.產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對(duì)地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效的影響——以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11省市為例［J］.經(jīng)濟(jì)地理，2017，37（9）：1-10.

［7］闞大學(xué)，呂連菊.產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新對(duì)自主創(chuàng)新能力影響的實(shí)證分析：基于江西省數(shù)據(jù)［J］.科技管理研究，2017（7）：19-25.

［8］寧?kù)n，岳琳，王水蓮.產(chǎn)學(xué)研協(xié)同融合與科技成果轉(zhuǎn)化績(jī)效——合作關(guān)系認(rèn)知的調(diào)節(jié)作用［J］.科技管理研究，2023（1）：92-101.

［9］賀一堂，謝富紀(jì).基于量子博弈的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制研究［J］.系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2019，39（6）：1435-1448.

［10］方剛，談佳馨.互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新的知識(shí)增值研究［J］.科學(xué)學(xué)研究，2020，38（7）：1325-1337.

［11］SHAO S，LUAN R，YANG Z B，et al. Does Directed Technological Change Get Greener：Empirical Evidence from Shanghai's Industrial Green Development Transformation［J］. Ecological Indicators，2016，69：758-770.

［12］韓立達(dá)，史敦友，張衛(wèi).技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色化：作用機(jī)理和實(shí)證檢驗(yàn)［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2020（5）：176-190.

［13］彭薇，熊科，李昊.環(huán)境分權(quán)、技術(shù)創(chuàng)新與中國(guó)工業(yè)產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型——基于省域空間面板的實(shí)證研究［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2020，42（10）：54-60.

［14］袁寶龍，李琛.環(huán)境規(guī)制政策下創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)中國(guó)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率研究［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2018（5）：101-113.

［15］劉淑茹，賈簫揚(yáng).技術(shù)來(lái)源對(duì)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究［J］.生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2020，36（10）：55-62.

［16］岳鴻飛，徐穎，吳璘.技術(shù)創(chuàng)新方式選擇與中國(guó)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的實(shí)證分析［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2017，27（12）：196-206.

［17］張德茗，白秀艷.技術(shù)差距、技術(shù)引進(jìn)與中國(guó)工業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.廣西社會(huì)科學(xué)，2016（1）：71-76.

［18］黃慶華，胡江峰，陳習(xí)定.環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率：兩難還是雙贏？［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2018，28（11）：140-149.

［19］申晨，李勝蘭，黃亮雄.異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制對(duì)中國(guó)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的影響機(jī)理研究——基于中介效應(yīng)的實(shí)證分析［J］.南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2018（5）：95-114.

［20］楊仁發(fā)，李娜娜.環(huán)境規(guī)制與中國(guó)工業(yè)綠色發(fā)展：理論分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019，19（5）：79-91.

［21］PORTER M E，VAN DER LINDE C. Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship［J］. Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：97-118.

［22］侯建，王剛，陳建成.外部知識(shí)源化、知識(shí)積累與中國(guó)工業(yè)綠色增長(zhǎng)——?jiǎng)討B(tài)異質(zhì)門(mén)檻效應(yīng)研究［J］.科研管理，2020，41（3）：91-100.

［23］吳靜.新能源革命能否促進(jìn)中國(guó)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型？——基于因素分解法的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2017（2）：184-191.

［24］楊朝均，畢克新，呼若青.開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下工業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新動(dòng)力傳導(dǎo)機(jī)制［J］.系統(tǒng)工程，2018，36（9）：79-90.

［25］孫海波，劉忠璐.OFDI逆向技術(shù)溢出促進(jìn)中國(guó)工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型了嗎——來(lái)自中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2019（3）：161-174.

［26］李瑞雪，司孟慧，張漢飛.金融集聚對(duì)工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究——基于長(zhǎng)三角地區(qū)的實(shí)證［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2022，36（5）：34-47.

［27］曾婧婧，童文思.能源政策如何作用工業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2018，28（12）：19-28.

［28］曾繁華，范瀚文，曾帥.“營(yíng)改增”促進(jìn)了我國(guó)工業(yè)綠色增長(zhǎng)嗎？［J］.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，39（4）：73-79.

［29］HAKEN H. Synergetics：An Introduction：Nonequilibrium Phase Transitions and Self-organization in Physics，Chemistry and Biology［M］. Berlin：Springer-Verlag，1977.

［30］溫平川，傅璧.基于知識(shí)互補(bǔ)性的產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新：一個(gè)創(chuàng)新收益模型［J］.科技管理研究，2015（11）：18-22，38.

［31］CARAYOL N. Objectives，Agreements and Matching in Science-industry Collaborations：Reassembling the Pieces of the Puzzle［J］. Research Policy，2003，32（6）：887-908.

［32］錢(qián)敏，高璐，常光輝，等.我國(guó)產(chǎn)學(xué)研互惠性協(xié)同的系統(tǒng)性思考［J］.科技管理研究，2020（22）：251-256.

［33］SCHWARTZ M，PEGLOW F，F(xiàn)RITSCH M，et al. What Drives Innovation Output from Subsidized R&D Cooperation？——Project-level Evidence from Germany［J］. Technovation，2012，32（6）：358-369.

［34］ESCRIBANO A，F(xiàn)OSFURI A，TRIBO J. Managing External Knowledge Flows：The Moderating Role of Absorptive Capacity［J］. Research Policy，2009，38（1）：96-105.

［35］CHESBROUGH H W. Open Innovation：The New Imperative for Creating and Profiting from Technology［M］. Boston：Harvard Business School Press，2003.

［36］IORIO R，LABORY S，RENTOCCHINI F. The Importance of Pro-social Behaviour for the Breadth and Depth of Knowledge Transfer Activities：An Analysis of Italian Academic Scientists［J］. Research Policy，2017，46（2）：497-509.

［37］邱洋冬.產(chǎn)學(xué)研合作的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)研究——基于不同調(diào)節(jié)機(jī)制的分析［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2020（5）：107-112.

［38］黃菁菁.R&D投入與產(chǎn)學(xué)研協(xié)同創(chuàng)新——人力資本投入的門(mén)檻檢驗(yàn)［J］.軟科學(xué)，2019，33（11）：16-21.

［39］柏玲，姜磊，趙本福.金融發(fā)展體系、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力及轉(zhuǎn)化——來(lái)自省域動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證［J］.產(chǎn)經(jīng)評(píng)論，2013，4（1）：15-25.

［40］張樹(shù)滿(mǎn)，原長(zhǎng)弘，韓晨.產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟組合伙伴多樣性與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效：經(jīng)營(yíng)環(huán)境與國(guó)有股權(quán)的調(diào)節(jié)作用［J］.管理工程學(xué)報(bào)，2021，35（4）：51-60.

［41］HANSEN B E. Threshold Effects in Non-dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference［J］. Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

［42］TONE K. A Slacks-based Measure of Efficiency in Data? Envelopment Analysis［J］. European Journal of Operational Research，2001，130（3）：498-509.

［43］F?RE R，GROSSKOPF S，LINDGREN B，et al. Productivity Changes in Swedish Pharamacies 1980—1989：A Non-parametric Malmquist Approach［J］. Journal of Productivity Analysis，1992，3（1）：85-101.

［44］OH D H. A Global Malmquist-Luenberger Productivity Index［J］. Journal of Productivity Analysis，2010，34（3）：183-197.

［45］邱斌，楊帥，辛培江.FDI技術(shù)溢出渠道與中國(guó)制造業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)研究：基于面板數(shù)據(jù)的分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2008（8）：20-31.