吳玉鳴+田斌

摘 要：高校知識(shí)溢出、產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新具有重要意義。對(duì)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的OLS和GWR分析發(fā)現(xiàn)，政府直接的經(jīng)費(fèi)支持對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出而言并不是一種良好的制度安排，金融機(jī)構(gòu)貸款并未對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力起到促進(jìn)作用，研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的知識(shí)溢出效應(yīng)不存在，高校知識(shí)溢出、產(chǎn)學(xué)R&D合作積極而穩(wěn)健地影響了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力。創(chuàng)新人員投入、政府直接經(jīng)費(fèi)支持及高校知識(shí)溢出等變量存在明顯空間異質(zhì)性，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)其產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度高于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)新產(chǎn)出；知識(shí)溢出；R&D合作；GWR；空間異質(zhì)性

中圖分類(lèi)號(hào)：F062.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-1494（2014）01-0022-06

一、引言

國(guó)內(nèi)外理論與經(jīng)驗(yàn)研究表明，大學(xué)與企業(yè)的合作研發(fā)與聯(lián)合創(chuàng)新是國(guó)家和地區(qū)創(chuàng)新能力的重要源泉之一[1]。Anselin等用空間計(jì)量模型研究了美國(guó)大都市區(qū)域的大學(xué)研究對(duì)高技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)[2]。Beise和Stahl對(duì)德國(guó)公共研發(fā)與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)被企業(yè)視為最重要的公共創(chuàng)新支持來(lái)源，而大型科研機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)移的作用不明顯[3]。Schartinger和Rammer等認(rèn)為大學(xué)同產(chǎn)業(yè)間的知識(shí)合作強(qiáng)度并不遵循簡(jiǎn)單的部門(mén)模式，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與顯性技術(shù)科學(xué)之間存在高強(qiáng)度聯(lián)系[4]。Belderbos和Carree等研究了R&D合作戰(zhàn)略的異質(zhì)性后認(rèn)為，決定R&D合作的因素在很大程度上取決于企業(yè)的類(lèi)型[5]。Ronde和Hussler通過(guò)利用知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新時(shí)建立外部聯(lián)系比建立內(nèi)部創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制更為重要，相比確定性的知識(shí)溢出，盲目的知識(shí)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新行為所產(chǎn)生的影響要小的多[6]。Motohashi研究發(fā)現(xiàn)日本的高校/企業(yè)（UIC）合作活動(dòng)已大范圍擴(kuò)展至小型企業(yè)，相比大型企業(yè)，促進(jìn)小型企業(yè)有更高的新產(chǎn)品生產(chǎn)能力[7]。Agrawal和Kapur等研究了創(chuàng)新者之間的空間相鄰及社會(huì)關(guān)系相鄰對(duì)獲取知識(shí)的影響，發(fā)現(xiàn)對(duì)那些社會(huì)關(guān)系不鄰近的創(chuàng)新者，地理空間相鄰所帶來(lái)的邊際效益要大；地理空間不相鄰的創(chuàng)新者，社會(huì)關(guān)系相鄰所帶來(lái)的邊際效益也非常大[8]。王立平對(duì)我國(guó)高等院校R&D知識(shí)溢出的空間范圍和程度進(jìn)行的實(shí)證研究表明，區(qū)域內(nèi)高等院校對(duì)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識(shí)溢出是正向的、顯著的，但溢出程度較低[9]。程華和趙祥研究發(fā)現(xiàn)政府科技資助存在溢出效應(yīng)，其它產(chǎn)業(yè)中企業(yè)自籌研發(fā)資金也存在溢出效應(yīng)[10]。安同良等對(duì)企業(yè)與R&D補(bǔ)貼政策制定者間的動(dòng)態(tài)不對(duì)稱(chēng)信息博弈模擬研究表明，當(dāng)兩者之間存在信息不對(duì)稱(chēng)，且用于原始創(chuàng)新的專(zhuān)用性人力資本價(jià)格過(guò)于低廉時(shí)，原始創(chuàng)新補(bǔ)貼將產(chǎn)生“逆向”激勵(lì)作用[11]。

綜上可知，很多學(xué)者研究了高校同企業(yè)的產(chǎn)學(xué)合作對(duì)創(chuàng)新的作用，一般都認(rèn)為高校對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)有著重要的影響，但此類(lèi)研究大多是基于普通最小二乘法（OLS）或定性意義上的博弈分析，都忽視了空間溢出效應(yīng)及空間異質(zhì)性效應(yīng)。僅有少數(shù)學(xué)者意識(shí)到了創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，認(rèn)為本地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)不但由創(chuàng)新投入決定，還會(huì)受到鄰近地區(qū)創(chuàng)新活動(dòng)的影響[9]，但卻忽視了高校知識(shí)溢出及產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)創(chuàng)新的影響，且未針對(duì)高校知識(shí)溢出及產(chǎn)學(xué)R&D進(jìn)行空間異質(zhì)性研究。而且，單純考慮了高校創(chuàng)新行為或政府行為對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，鮮見(jiàn)有學(xué)者將金融機(jī)構(gòu)貸款及研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新行為等因素考慮到知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型中，筆者認(rèn)為這樣研究創(chuàng)新行為缺乏全面性，得出的結(jié)論也缺乏穩(wěn)健性。因此，本文基于知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，將金融機(jī)構(gòu)貸款、研發(fā)機(jī)構(gòu)創(chuàng)新、高校知識(shí)溢出和產(chǎn)學(xué)R&D合作等因素納入模型，全面考察工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新行為，并基于高校知識(shí)溢出模型及產(chǎn)學(xué)R&D合作模型針對(duì)學(xué)者們?nèi)菀缀鲆暤目臻g異質(zhì)性進(jìn)行深入研究。

二、理論假設(shè)

（一）政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的支持效應(yīng)

大多研究發(fā)現(xiàn)，政府直接對(duì)企業(yè)進(jìn)行R&D支持對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的效應(yīng)不確定或?yàn)樨?fù)，由此本文的第一個(gè)假設(shè)為：在地方政府財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)及政府距離創(chuàng)新產(chǎn)品市場(chǎng)較遠(yuǎn)的情況下，地方政府財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)由于“擠出效應(yīng)”和“遠(yuǎn)距效應(yīng)”會(huì)導(dǎo)致直接對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的財(cái)政支持其效應(yīng)會(huì)非常有限。

（二）高校與企業(yè)創(chuàng)新合作的知識(shí)溢出效應(yīng)

高校與企業(yè)的合作方式主要有技術(shù)交易和商業(yè)化協(xié)作兩大類(lèi)。企業(yè)通過(guò)技術(shù)交易向高校購(gòu)買(mǎi)技術(shù)成果，借助自身開(kāi)發(fā)能力及對(duì)市場(chǎng)需求的把握，吸收高校的智力成果，將技術(shù)成果進(jìn)行商業(yè)化；企業(yè)亦可投入資源、借助市場(chǎng)開(kāi)發(fā)優(yōu)勢(shì)，高校則投入其技術(shù)研究成果，雙方開(kāi)展商業(yè)化協(xié)作，將新產(chǎn)品投入市場(chǎng)。由此，本文得出第二個(gè)假設(shè)：高校的“知識(shí)溢出”可提升企業(yè)的科技創(chuàng)新能力。

（三）科研機(jī)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的聯(lián)盟效應(yīng)

科研機(jī)構(gòu)借助創(chuàng)新構(gòu)思、成果轉(zhuǎn)化和市場(chǎng)擴(kuò)散三個(gè)階段同企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新合作。在創(chuàng)新構(gòu)思階段，科研機(jī)構(gòu)的開(kāi)發(fā)意向和構(gòu)思基本均依據(jù)自身對(duì)市場(chǎng)需求信息的判斷確定，對(duì)市場(chǎng)前景和經(jīng)濟(jì)效益有待企業(yè)進(jìn)行評(píng)估，雙方聯(lián)系比較隨機(jī)和松散。在成果轉(zhuǎn)化階段，企業(yè)顧慮自身經(jīng)濟(jì)效益及市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)適當(dāng)降低產(chǎn)品某些方面的技術(shù)含量，而科研機(jī)構(gòu)關(guān)注自身下一階段新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)，雙方聯(lián)系度降低，影響了技術(shù)創(chuàng)新成果的順利轉(zhuǎn)化。在創(chuàng)新產(chǎn)品市場(chǎng)擴(kuò)散階段，科研機(jī)構(gòu)很少參與新產(chǎn)品的市場(chǎng)宣傳，而企業(yè)對(duì)新產(chǎn)品的技術(shù)性能了解甚少，非常不利于新產(chǎn)品市場(chǎng)推廣。由此，本文得到第三個(gè)假設(shè)：企業(yè)與科研機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新合作聯(lián)盟效應(yīng)，會(huì)因創(chuàng)新合作階段中的種種阻礙而遭到極大的削弱。

（四）金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的支持效應(yīng)

我國(guó)現(xiàn)有金融體系不成熟，銀行業(yè)高度集中，資本市場(chǎng)不健全，并且國(guó)有金融機(jī)構(gòu)占據(jù)多數(shù)，其在信貸上對(duì)小型及私有企業(yè)往往存在歧視，資金支持力度不夠，使得資金融通渠道不暢[12]，且銀行貸款時(shí)，顧慮于企業(yè)創(chuàng)新行為的高風(fēng)險(xiǎn)，存在嚴(yán)重的惜貸現(xiàn)象。由此，第四個(gè)假設(shè)為：現(xiàn)行的金融制度和金融體系，對(duì)企業(yè)的科技經(jīng)費(fèi)支持不充分，對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為的作用比較有限。

三、模型和變量數(shù)據(jù)

一般使用的考慮企業(yè)和大學(xué)兩種投入的知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)為[2]：

（1）

式中，P代表企業(yè)的專(zhuān)利數(shù)，I代表企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)，U代表大學(xué)研究。

在模型（1）的基礎(chǔ)上，本文將創(chuàng)新人員投入，可能影響企業(yè)創(chuàng)新行為的金融機(jī)構(gòu)貸款、研究與發(fā)展機(jī)構(gòu)經(jīng)費(fèi)投入等因素加入模型（1），改進(jìn)的新模型為：

（2）

其中，PAT衡量自主創(chuàng)新能力，用某一地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占該地區(qū)萬(wàn)元GDP比值衡量；表示政府對(duì)企業(yè)R&D的支持，用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)科技經(jīng)費(fèi)籌集中來(lái)源于政府的資金投入占萬(wàn)元GDP的比重衡量；ERD為企業(yè)自主籌集經(jīng)費(fèi)占萬(wàn)元GDP比重，衡量企業(yè)自身的R&D活動(dòng)；FIRD為規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)科技經(jīng)費(fèi)籌集中金融機(jī)構(gòu)貸款占萬(wàn)元GDP的比重；RIRD為某一地區(qū)研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)科技經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度，用研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)科技經(jīng)費(fèi)占該地區(qū)萬(wàn)元GDP的比重計(jì)算；URD表示大學(xué)對(duì)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的知識(shí)溢出，用大學(xué)科研經(jīng)費(fèi)占萬(wàn)元GDP比重表示；UERD為企業(yè)與大學(xué)之間的合作，用大學(xué)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集中來(lái)自企業(yè)的資金額占萬(wàn)元GDP比重表示。RDL表示創(chuàng)新活動(dòng)人員投入，用每萬(wàn)人擁有的全時(shí)當(dāng)量R&D人員表示。為了避免URD和UERD同時(shí)納入模型的多重共線性問(wèn)題，沒(méi)有將二者同時(shí)放在模型中。

文中用到的31個(gè)省域的數(shù)據(jù)來(lái)源于2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和2009年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。衡量企業(yè)的創(chuàng)新行為的數(shù)據(jù)獲取不易，2009年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》只公布了規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)及大中型工業(yè)企業(yè)相關(guān)創(chuàng)新活動(dòng)數(shù)據(jù)，本文以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)來(lái)近似表示企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。此外，已有的統(tǒng)計(jì)年鑒并未直接公布企業(yè)的專(zhuān)利數(shù)據(jù)或新產(chǎn)品產(chǎn)值數(shù)據(jù)，筆者采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)近似表示企業(yè)的創(chuàng)新行為。

鑒于區(qū)域創(chuàng)新投入產(chǎn)出存在明顯的異質(zhì)性[5]，而地理加權(quán)回歸（GWR）擴(kuò)展了傳統(tǒng)的OLS回歸模型，容許局域異質(zhì)性而非全域常數(shù)的參數(shù)估計(jì)[13]，其模型如下：

（3）

其中，（ui，vi）是第i個(gè)樣本點(diǎn)的空間坐標(biāo)，βk（ui，vi）是連續(xù)函數(shù)βk（ui，vi）在i點(diǎn)的值。

四、實(shí)證分析

（一）知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)視角下OLS分析

在進(jìn)行GWR估計(jì)之前，首先對(duì)方程（2）進(jìn)行全域OLS估計(jì)，得到的結(jié)果如表1所示。為了既考查全部所選解釋變量同時(shí)不忽視主要解釋變量的影響，對(duì)模型整體逐步回歸，剔除統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上不顯著的解釋變量。5個(gè)模型中，adjR2大多為0.8752～0.8797之間，即該模型解釋變量的變化能夠解釋被解釋變量的絕大部分，而且方程整體上顯著，模型殘差不存在序列相關(guān)，可以用于計(jì)量分析。

在模型（A）考慮所選全部解釋變量的基礎(chǔ)上，分別剔除統(tǒng)計(jì)上不顯著的兩個(gè)解釋變量LNFIRD及LNRIRD，進(jìn)而得到模型（B）、（C）、（D）。在模型（A）和模型（B）中，金融機(jī)構(gòu)（LNFIRD）對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的作用既有正向也有負(fù)向，且二者皆未通過(guò)檢驗(yàn)，表明金融機(jī)構(gòu)的參與并未給企業(yè)創(chuàng)新行為提供支持，證實(shí)了第四個(gè)假設(shè)，金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為并未顯示出正面影響作用。模型（A）和模型（C）則表明研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為有著不明顯的負(fù)向作用，并未對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生明顯的知識(shí)溢出效應(yīng)，符合第三個(gè)假設(shè)；所有模型都比較一致的表明政府的直接經(jīng)費(fèi)支持（LNGRD）對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為并未帶來(lái)積極作用，其彈性系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；企業(yè)自身的科技經(jīng)費(fèi)投入（LNERD）對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為有著顯著的正向促進(jìn)作用，且在諸多對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為有積極影響的因素中其貢獻(xiàn)度最高，其彈性值最低為0.7624，最高為0.8211。創(chuàng)新活動(dòng)人員（LNRDL）投入也顯現(xiàn)出了對(duì)創(chuàng)新行為有正向的促進(jìn)作用。模型（D），剔除了未對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生作用的LNFIRD及LNRIRD，為高校知識(shí)溢出（LNURD）模型，其彈性系數(shù)估計(jì)值為0.2444，表明高?？蒲薪?jīng)費(fèi)的籌集對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)有著促進(jìn)作用，高校對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生知識(shí)溢出。在其它因素不變的前提下，高校科研經(jīng)費(fèi)增加1%，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出會(huì)增加0.2444%，證實(shí)了第二個(gè)假設(shè)，即高校對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)存在明顯的知識(shí)溢出。模型（E）為考慮了產(chǎn)學(xué)合作LNUERD的模型，其系數(shù)為0.1854，通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。表明高?？蒲匈Y金籌集中來(lái)源于企業(yè)的資金每增加1%，企業(yè)自身的創(chuàng)新能力將提高0.1854%，產(chǎn)學(xué)R&D合作活動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有穩(wěn)健的正面促進(jìn)作用，此結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了假設(shè)二。

表1 OLS回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過(guò)10%、5%、1%水平下顯著性檢驗(yàn)。

表1中的5個(gè)模型，都顯示LNGRD的系數(shù)均顯著為負(fù)，無(wú)論是模型（E）的彈性系數(shù)-0.3487，還是模型（B）中的彈性系數(shù)-0.4051，二者的絕對(duì)值均較大。這就驗(yàn)證了上文中的第一個(gè)假設(shè)，即政府的直接經(jīng)費(fèi)支持并未對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提升起到促進(jìn)作用，相反具有負(fù)面影響。

綜上，本文獲得了我國(guó)省域產(chǎn)學(xué)R&D合作與高校知識(shí)溢出的總體結(jié)果：各個(gè)區(qū)域的企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)不僅僅與企業(yè)自身的R&D活動(dòng)有關(guān)，而且與大學(xué)研究的知識(shí)溢出具有一定的關(guān)聯(lián)，這種關(guān)聯(lián)比較明顯、穩(wěn)定；研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)的知識(shí)溢出效應(yīng)不明顯，金融機(jī)構(gòu)的科技經(jīng)費(fèi)支持也未對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向影響；政府直接支持企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)收效不明顯，反而對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新能力起到抑制作用，但在政府引導(dǎo)下，企業(yè)通過(guò)與高校的R&D合作產(chǎn)生知識(shí)溢出卻是一條重要途徑，產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)企業(yè)提升創(chuàng)新能力是一種很好的制度安排。

（二）高校知識(shí)溢出、產(chǎn)學(xué)R&D合作GWR的分析

為了考察不同省域創(chuàng)新影響因素對(duì)異質(zhì)性創(chuàng)新行為的影響，本文運(yùn)用GWR技術(shù)研究中國(guó)省域高校知識(shí)溢出及產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的空間異質(zhì)性作用，限于篇幅僅對(duì)高校知識(shí)溢出模型的空間異質(zhì)性進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

GWR分析最重要的是確定權(quán)重函數(shù)（見(jiàn)表2）。不難看出選擇雙重平方根函數(shù)作為權(quán)重函數(shù)時(shí)得到的AIC、AICc及殘差平方和均比Gauss函數(shù)都要小，故應(yīng)選擇雙重權(quán)重函數(shù)。

表2 高校知識(shí)溢出模型Gauss函數(shù)與雙重平方根

函數(shù)比較

GWR是對(duì)每一個(gè)空間單元都進(jìn)行局域回歸分析（見(jiàn)表3）。5個(gè)參數(shù)估計(jì)值都有最大值、最小值，與OLS所得出的只有一個(gè)“全域”或者“平均”意義上的估計(jì)值存在較大差異。表3給出的GWR估計(jì)方程中AIC值為4.0629，遠(yuǎn)小于OLS估計(jì)時(shí)得到的AIC（21.1097），故可初步判斷GWR模型估計(jì)值要好于OLS模型，關(guān)于此點(diǎn)，在下面的空間異質(zhì)性的顯著性檢驗(yàn)中會(huì)有詳細(xì)的分析。

表3 高校知識(shí)溢出模型GWR系數(shù)分位估計(jì)值

表4報(bào)告了高校知識(shí)溢出模型GWR實(shí)證分析結(jié)果。據(jù)GRD大小，可將其劃分為三部分。第一區(qū)間（-0.5965～-0.4050）的省區(qū)有：黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、天津、北京、河北、山東、上海、江蘇、浙江；第二區(qū)間（-0.4018～-0.3347）的省域有：山西、安徽、河南、陜西、福建、寧夏、湖北、江西、甘肅、湖南、重慶、廣東；第三區(qū)間（-0.3320～-0.2682）的省域有：四川、貴州、青海、廣西、云南、西藏、海南、新疆。彈性值、絕對(duì)值似乎是發(fā)達(dá)地區(qū)更大，可見(jiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)政府的直接干預(yù)創(chuàng)新行為并未產(chǎn)生積極作用，且形成的負(fù)面作用要高于落后地區(qū)。我們認(rèn)為可能是因?yàn)闁|部發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度及市場(chǎng)化程度均要高于落后地區(qū)，企業(yè)行為更多的借助市場(chǎng)“無(wú)形的手”，而政府干預(yù)行為所造成的負(fù)面效果明顯大于落后地區(qū)。

LNERD彈性系數(shù)估計(jì)值也存在較大的變異，最大值為0.8600，最小值為0.5366。LNERD值大小，并未同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度因素形成某種關(guān)聯(lián)。

LNRDL亦可按其大小劃分為三大區(qū)間。第一區(qū)間（0.1500～0.3067）的省域有：黑龍江、吉林、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、天津、北京、河北；第二區(qū)間（0.3125～0.3593）的省域有：安徽、內(nèi)蒙古、福建、江西、河南、山西、湖北、陜西、湖南、廣東；第三區(qū)間（0.3637～0.4444）的省域有：寧夏、重慶、甘肅、貴州、廣西、四川、海南、青海、云南、新疆、西藏?？梢园l(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)地區(qū)，其創(chuàng)新人員對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的促進(jìn)作用要低于落后地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)的創(chuàng)新能力并不是機(jī)械的依靠創(chuàng)新人員的投入，而落后地區(qū)則對(duì)其依賴(lài)性較高。

不難發(fā)現(xiàn)，URD的產(chǎn)出彈性估計(jì)值有明顯的空間異質(zhì)性，按其值大小分為三個(gè)區(qū)間。處于第一區(qū)間（0.1903～0.2512）的省域有：西藏、云南、新疆、海南、青海、四川、廣西、貴州、甘肅、重慶、寧夏、湖南；第二區(qū)間（0.2522～0.3090）的省域有：廣東、陜西、湖北、河南、江西、山西、福建、安徽、內(nèi)蒙古；第三區(qū)間（0.3097～0.4412）的省域有：河北、北京、山東、浙江、江蘇、天津、上海、遼寧、吉林、黑龍江。位于第一區(qū)間的大多為我國(guó)中西部經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，位于第二區(qū)間的很大一部分是我國(guó)中部地區(qū)，處在第三區(qū)間的則很大程度上是我國(guó)東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。這表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的高校知識(shí)溢出要高于落后地區(qū)高校的知識(shí)溢出，主要原因是東部發(fā)達(dá)地區(qū)高校云集、教育基礎(chǔ)良好、教育經(jīng)費(fèi)充足、教育實(shí)力整體較強(qiáng)，其高校的科研實(shí)力較強(qiáng)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的知識(shí)溢出效應(yīng)也更加顯著。

從表4的GWR分析中，可發(fā)現(xiàn)模型的R2也存在空間異質(zhì)性，其值在0.8507～0.9346之間變化，全域模型解釋了跨地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)總變異的87.52%（表1中模型（D）），GWR模型最高解釋了創(chuàng)新活動(dòng)總變異的93.46%，最低解釋了85.07%，因此，有些局域模型比全域模型更好地模擬了數(shù)據(jù)，而全域模型比其它局域模型更好地模擬了數(shù)據(jù)。

此外，本文還考察了產(chǎn)學(xué)R&D合作模型GWR實(shí)證估計(jì)結(jié)果（見(jiàn)表5）。其中LNUERD值可以劃分為三大區(qū)間。第一區(qū)間（0.1521～0.1723）的省域有西藏、新疆、云南、海南、青海、四川、廣西、貴州、甘肅、重慶；第二區(qū)間（0.1730～0.1857）為廣東、湖南、寧夏、陜西、湖北、江西、福建、河南、山西、安徽；第三區(qū)間（0.1881～0.2200）則有浙江、江蘇、河北、山東、內(nèi)蒙古、北京、上海、天津、遼寧、吉林、黑龍江。這意味著，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)地區(qū)，企業(yè)眾多，尋求產(chǎn)學(xué)R&D活動(dòng)企業(yè)數(shù)量亦越多，合作期望也更高，其產(chǎn)學(xué)R&D合作活動(dòng)更加頻繁，加之高校眾多，人力資本儲(chǔ)備富足，為產(chǎn)學(xué)R&D合作活動(dòng)提供了良好的合作條件，由此其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力提升起到的促進(jìn)作用更大。

根據(jù)上面的方法得到GWR模型的參數(shù)后，需要檢驗(yàn)GWR是否比OLS更好地、更顯著地描述變量之間的關(guān)系；每個(gè)參數(shù)估計(jì)集合是否在所研究的區(qū)域展示了空間異質(zhì)性。依據(jù)空間異質(zhì)性顯著性檢驗(yàn)的AVONA方差分析可知，GWR模型的AIC值為4.0629，OLS模型的AIC值為21.1097，前者遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于后者，可見(jiàn)GWR比OLS有顯著的改善。據(jù)Fotheringham等人（2002）提出的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，只要二者之差大于3，即使把GWR模型的復(fù)雜性考慮在內(nèi)，GWR還是比OLS模擬效果更好。而且，OLS的AIC比GWR的AIC大了17.0468，故可以認(rèn)為GWR模型比OLS模型更好地模擬了高校知識(shí)溢出模型。

如表3所示，我們可以判斷參數(shù)估計(jì)值的空間異質(zhì)性是可能存在的。LNGRD、LNRDL及LNURD參數(shù)估計(jì)值的P值分別為0.0026、0.0005和0.0007，皆通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，故這三個(gè)參數(shù)估計(jì)值都是顯著的。常數(shù)項(xiàng)和LNERD的P值則非常的大，分別是0.3187和0.3281，在統(tǒng)計(jì)上不顯著。因此，LNERD、LNRDL及LNURD的參數(shù)估計(jì)值存在顯著的空間異質(zhì)性，而常數(shù)項(xiàng)和LNERD不存在顯著的空間異質(zhì)性。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文采用OLS和GWR模型，對(duì)影響規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的因素進(jìn)行了實(shí)證分析，重點(diǎn)考慮高校知識(shí)溢出及產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，得到如下主要結(jié)論：政府直接的經(jīng)費(fèi)投入并不是一種良好的制度安排，相反對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力起到抑制作用；金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升并未起到實(shí)質(zhì)性的正向作用；研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為并未產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)；高校的創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生了穩(wěn)健且顯著的積極影響，存在知識(shí)溢出效應(yīng)，有利于提高企業(yè)創(chuàng)新能力；產(chǎn)學(xué)R&D合作的開(kāi)展，對(duì)企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升大為有益；高校知識(shí)溢出模型中，政府投入、創(chuàng)新人員投入及產(chǎn)學(xué)R&D合作皆出現(xiàn)了顯著的空間異質(zhì)性，發(fā)達(dá)地區(qū)的政府投入對(duì)創(chuàng)新行為所產(chǎn)生的負(fù)作用大于落后地區(qū)，而高校知識(shí)溢出效應(yīng)也要大于落后地區(qū)，落后地區(qū)創(chuàng)新行為對(duì)創(chuàng)新人員投入依賴(lài)性要大于發(fā)達(dá)地區(qū)；產(chǎn)學(xué)R&D合作模型中，落后地區(qū)的產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)創(chuàng)新所起的正向作用要小于發(fā)達(dá)地區(qū)。

基于上述主要結(jié)論，得到如下的政策建議：政府要積極轉(zhuǎn)變職能，從直接干預(yù)企業(yè)創(chuàng)新行為轉(zhuǎn)變到間接引領(lǐng)和服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，不過(guò)多進(jìn)行行政干預(yù)，轉(zhuǎn)而依靠市場(chǎng)這只“看不見(jiàn)的手”來(lái)規(guī)范和鼓勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新行為；高校在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為中扮演著極其重要的角色，中央和各級(jí)地方政府需要主動(dòng)地制定措施、創(chuàng)造一切可以創(chuàng)造的有利條件，增加高校R&D投入，引導(dǎo)大學(xué)研究的重點(diǎn)和方向，促使大學(xué)的創(chuàng)新知識(shí)溢出到企業(yè)；政府要建立并完善自主創(chuàng)新的金融支持實(shí)現(xiàn)機(jī)制，拓寬創(chuàng)新企業(yè)直接融資渠道，構(gòu)建多層次資本市場(chǎng)體系，解決中小企業(yè)融資難的問(wèn)題；科研機(jī)構(gòu)要積極推進(jìn)體制和機(jī)制改革，著力于研發(fā)核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)，從而為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供知識(shí)基礎(chǔ)和創(chuàng)新平臺(tái)。

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本文采用OLS和GWR模型，對(duì)影響規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的因素進(jìn)行了實(shí)證分析，重點(diǎn)考慮高校知識(shí)溢出及產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，得到如下主要結(jié)論：政府直接的經(jīng)費(fèi)投入并不是一種良好的制度安排，相反對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力起到抑制作用；金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升并未起到實(shí)質(zhì)性的正向作用；研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為并未產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)；高校的創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生了穩(wěn)健且顯著的積極影響，存在知識(shí)溢出效應(yīng)，有利于提高企業(yè)創(chuàng)新能力；產(chǎn)學(xué)R&D合作的開(kāi)展，對(duì)企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升大為有益；高校知識(shí)溢出模型中，政府投入、創(chuàng)新人員投入及產(chǎn)學(xué)R&D合作皆出現(xiàn)了顯著的空間異質(zhì)性，發(fā)達(dá)地區(qū)的政府投入對(duì)創(chuàng)新行為所產(chǎn)生的負(fù)作用大于落后地區(qū)，而高校知識(shí)溢出效應(yīng)也要大于落后地區(qū)，落后地區(qū)創(chuàng)新行為對(duì)創(chuàng)新人員投入依賴(lài)性要大于發(fā)達(dá)地區(qū)；產(chǎn)學(xué)R&D合作模型中，落后地區(qū)的產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)創(chuàng)新所起的正向作用要小于發(fā)達(dá)地區(qū)。

基于上述主要結(jié)論，得到如下的政策建議：政府要積極轉(zhuǎn)變職能，從直接干預(yù)企業(yè)創(chuàng)新行為轉(zhuǎn)變到間接引領(lǐng)和服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，不過(guò)多進(jìn)行行政干預(yù)，轉(zhuǎn)而依靠市場(chǎng)這只“看不見(jiàn)的手”來(lái)規(guī)范和鼓勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新行為；高校在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為中扮演著極其重要的角色，中央和各級(jí)地方政府需要主動(dòng)地制定措施、創(chuàng)造一切可以創(chuàng)造的有利條件，增加高校R&D投入，引導(dǎo)大學(xué)研究的重點(diǎn)和方向，促使大學(xué)的創(chuàng)新知識(shí)溢出到企業(yè)；政府要建立并完善自主創(chuàng)新的金融支持實(shí)現(xiàn)機(jī)制，拓寬創(chuàng)新企業(yè)直接融資渠道，構(gòu)建多層次資本市場(chǎng)體系，解決中小企業(yè)融資難的問(wèn)題；科研機(jī)構(gòu)要積極推進(jìn)體制和機(jī)制改革，著力于研發(fā)核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)，從而為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供知識(shí)基礎(chǔ)和創(chuàng)新平臺(tái)。

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本文采用OLS和GWR模型，對(duì)影響規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的因素進(jìn)行了實(shí)證分析，重點(diǎn)考慮高校知識(shí)溢出及產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，得到如下主要結(jié)論：政府直接的經(jīng)費(fèi)投入并不是一種良好的制度安排，相反對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力起到抑制作用；金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升并未起到實(shí)質(zhì)性的正向作用；研究與開(kāi)發(fā)機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為并未產(chǎn)生知識(shí)溢出效應(yīng)；高校的創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生了穩(wěn)健且顯著的積極影響，存在知識(shí)溢出效應(yīng)，有利于提高企業(yè)創(chuàng)新能力；產(chǎn)學(xué)R&D合作的開(kāi)展，對(duì)企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升大為有益；高校知識(shí)溢出模型中，政府投入、創(chuàng)新人員投入及產(chǎn)學(xué)R&D合作皆出現(xiàn)了顯著的空間異質(zhì)性，發(fā)達(dá)地區(qū)的政府投入對(duì)創(chuàng)新行為所產(chǎn)生的負(fù)作用大于落后地區(qū)，而高校知識(shí)溢出效應(yīng)也要大于落后地區(qū)，落后地區(qū)創(chuàng)新行為對(duì)創(chuàng)新人員投入依賴(lài)性要大于發(fā)達(dá)地區(qū)；產(chǎn)學(xué)R&D合作模型中，落后地區(qū)的產(chǎn)學(xué)R&D合作對(duì)創(chuàng)新所起的正向作用要小于發(fā)達(dá)地區(qū)。

基于上述主要結(jié)論，得到如下的政策建議：政府要積極轉(zhuǎn)變職能，從直接干預(yù)企業(yè)創(chuàng)新行為轉(zhuǎn)變到間接引領(lǐng)和服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，不過(guò)多進(jìn)行行政干預(yù)，轉(zhuǎn)而依靠市場(chǎng)這只“看不見(jiàn)的手”來(lái)規(guī)范和鼓勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新行為；高校在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為中扮演著極其重要的角色，中央和各級(jí)地方政府需要主動(dòng)地制定措施、創(chuàng)造一切可以創(chuàng)造的有利條件，增加高校R&D投入，引導(dǎo)大學(xué)研究的重點(diǎn)和方向，促使大學(xué)的創(chuàng)新知識(shí)溢出到企業(yè)；政府要建立并完善自主創(chuàng)新的金融支持實(shí)現(xiàn)機(jī)制，拓寬創(chuàng)新企業(yè)直接融資渠道，構(gòu)建多層次資本市場(chǎng)體系，解決中小企業(yè)融資難的問(wèn)題；科研機(jī)構(gòu)要積極推進(jìn)體制和機(jī)制改革，著力于研發(fā)核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)，從而為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供知識(shí)基礎(chǔ)和創(chuàng)新平臺(tái)。

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