董玥妍，萬 勇，李志鋮，于楠楠

(1.哈爾濱工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001；2.清華大學經(jīng)濟管理學院，北京 100084)

0 引言

科研活動對一個國家的經(jīng)濟發(fā)展、技術進步和競爭力的提高具有重要意義[1]?？茖W研究的成果主要來源于大學的研發(fā)活動，并通過發(fā)表學術論文或技術轉讓向公眾傳播[2]。高校作為中國科技資源最為豐富的地方之一，擁有優(yōu)秀的科技人才、良好的科研環(huán)境，在國家科技創(chuàng)新體系中具有重要地位，是公共基礎知識和行業(yè)共性知識的重要生產(chǎn)者。高校的論文出版、技術轉讓在國家經(jīng)濟發(fā)展、社會進步中起著舉足輕重的作用。

隨著對資金有效利用的關注以及對資金效率重視程度的提高，在對高?？蒲挟a(chǎn)出的影響因素研究中，學者們逐漸把目光從科研經(jīng)費投入總量轉到經(jīng)費的性質[3]、分配[4]、來源[5]、政府與企業(yè)各方比例[6]等方向。相比于有公平目標的政府資金，我們將企事業(yè)單位委托給高校的科研資金稱為競爭性資金。在中國，高校獲得競爭性資金的總量與政府資金仍有較大的差距 (見圖1)。除了政府資助外，企事業(yè)單位委托的科研資金能否促進高校的科研產(chǎn)出？高校是否應該加強對競爭性資金的重視程度？此類競爭性資金在不同層次和不同類型高校的科研產(chǎn)出上是否存在差異？目前針對中國高校經(jīng)費與科研產(chǎn)出的相關研究中，多以全國、省域為研究單位，缺乏對每一所高校更細致的觀察與討論?，F(xiàn)有的少數(shù)做實證分析的文章選取的樣本量也較少，得出的結論不具有廣泛的代表性，故需立足于各個高校，以其各年的實際數(shù)據(jù)為支撐，對高校的競爭性資金與科研產(chǎn)出進行細致的實證研究，為此問題得出科學及穩(wěn)健的結論。

圖1 2010—2017年高校獲得的科研資金

本文基于全國622所高校，對8年內企事業(yè)單位委托的科研資金對科研產(chǎn)出的影響進行實證分析。結果顯示，高校的競爭性資金對其科研產(chǎn)出呈正向影響。在采取替換因變量、更改衡量產(chǎn)出的時點、篩選樣本等方法對回歸模型進行穩(wěn)健性測試后，原有結論均保持不變。

1 研究設計

1.1文獻回顧與研究假設

1.1.1 競爭性資金與科研產(chǎn)出

科研經(jīng)費支出是影響高校論文產(chǎn)出的重要因素之一[7]。一些學者[8-10]基于高校的數(shù)據(jù)和案例分析發(fā)現(xiàn)：高校經(jīng)費投入對基礎研究和科技創(chuàng)新產(chǎn)出起到重要的正向推動作用。此時，學者的關注點均在經(jīng)費投入的總量上。隨著對資金規(guī)模有限性的關注以及對資金效率重視程度的提高，學者紛紛把目光從資助規(guī)模轉到資金來源、資助環(huán)境、資助政策等方向。在各國高等教育機構不斷發(fā)展與進步、產(chǎn)學研合作日趨成熟的背景下，一些學者[11-12]通過實證分析得出政府資金與工業(yè)資金均能促進高校創(chuàng)新績效的結論，即高校的發(fā)展不僅僅依靠于政府的財政支持。甚至有學者[13]指出，政府資助似乎對歐洲大學的效率有負向影響。在對大學資助環(huán)境的分析上，資助環(huán)境的競爭力與科研績效之間的關系備受重視[14]。Wang等[15]得出競爭性資金可以提高出版效率、可以產(chǎn)出更具新穎性文章的結論。也有研究[16]發(fā)現(xiàn)，有競爭力的基金會帶來一定的行政負擔。

不同性質與來源的研發(fā)投入對中國高校研發(fā)產(chǎn)出具有不同的作用和影響[17-18]。通常，我們把政府給予高校的資金稱為縱向資金，相應地，企事業(yè)單位委托高校的資金統(tǒng)稱為橫向資金。蘇薈等[19]指出，中國高校的科研經(jīng)費來源結構仍以政府支持型縱向科研經(jīng)費為主，縱向科研經(jīng)費對于促進科研發(fā)展發(fā)揮著重要作用；社會支持型橫向科研經(jīng)費雖然也發(fā)揮著較為重要的作用，但其支持力度有待加強。企事業(yè)單位在對高校進行科研資金支持時，不同于擁有公平理念的政府，不會采取一定配額的方式關注到不同層次的高校發(fā)展。企事業(yè)單位委托高校資金是基于自身的需要，很少有 “幫扶”的內涵，更多是為了利益交換。所以橫向資金相比于縱向資金，會更具有一定的競爭性。企事業(yè)單位會對與高校的合作所獲得的科研成果有具體要求，而通過競爭獲得橫向資金的高校可以以此資金為基礎進行科研產(chǎn)出與轉化。同時，與企事業(yè)單位合作的相關流程并非像申請政府項目一般復雜，從而減輕了在申請項目前付出的時間成本和行政負擔?；诖?，本文提出假設H1：競爭性資金對高校的科研產(chǎn)出呈正向影響。

1.1.2 異質性

(1)985、211高校與普通高校。吸收能力是指識別、吸收、整合和應用新的外部知識以提高競爭力的能力[20]。一些學者[21]通過對企業(yè)研發(fā)與溢出效應的研究指出：具有更好的學習和吸收能力的企業(yè)更能從研發(fā)溢出中獲益。985、211項目的實施，使得一部分被評為985、211的大學的科研產(chǎn)出、專利質量都有了一定提高[22]。經(jīng)過幾十年的積累，由于良好的基礎設施、師資以及學生質量，使其自身的吸收能力遠高于其他大學。所以在同樣的資金撥入規(guī)模下，985、211大學更能利用這筆資金，促進投入到產(chǎn)出的轉化。通過散點圖 (見圖2)也可以看出，985、211高校相比于其他普通院校而言，科研產(chǎn)出與競爭性資金投入的比值較高 (競爭性資金與論文出版數(shù)量、技術轉讓合同均進行了對數(shù)化處理)。故此我們推測具有高吸收能力的高校更能有效利用企事業(yè)單位委托的科研資金優(yōu)勢，加強競爭性資金對科研產(chǎn)出的正向影響?；诖?，本文提出假設H2：985、211高校相對于其他普通高校而言，更能加強其獲得的競爭性資金對科研產(chǎn)出的正向影響。

圖2 競爭性資金 (橫向資金)與科研產(chǎn)出

(2)不同類型的高校。在大學的不同技術領域中，專利的申請量存在一定差距[23]。同樣，因為知識領域之間存在的異質性，不同的學科之間論文產(chǎn)出的強度和評估標準也存在不同[24]。將科研經(jīng)費分配到合適的高校和研究領域，對于加快科技創(chuàng)新具有重要意義?？蒲匈Y助對于不同學科的影響程度存在差異,與物理或社會科學相比，NIH的資助對生物學領域的研究人員產(chǎn)生的影響要大得多[25-26]。資助對不同領域的影響差異取決于不同學科的性質，以及資助金額在其學科領域內所有可用資金中所占的比例。對資助的需求因科學領域的不同而不同，一些需要實驗平臺的學科的運行成本可能很高，而純理論分析、人文社科等的研究就不需要如此昂貴的投資[27]。

各類性質學科的不同比例組合，形成了不同性質的高校。本文結合中國高校的不同性質，將高校分為五類：各個學科相對均衡分布的稱為綜合類高校；理學、工學學科占較大比重的稱為理工類學校；以農(nóng)林為特色發(fā)展的稱為農(nóng)林類高校；以醫(yī)藥學科為主的稱為醫(yī)藥類高校；以師范、政法、財經(jīng)、藝術、民族等學科特色為主的稱為文科高校。本文旨在分析競爭性資金在不同類型的高校中對科研產(chǎn)出的影響是否具有異質性，基于此，提出假設H3：不同類型的高校在競爭性資金對科研產(chǎn)出的影響上具有異質性。

1.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文關于高?？蒲谢顒拥臄?shù)據(jù)均來源于 《高等學?？萍冀y(tǒng)計資料匯編》，此年鑒具有單個學校當年的科技經(jīng)費以及科技活動的相關數(shù)據(jù)。已有研究大多以省級數(shù)據(jù)為研究單位，但是同一個省份不同的高校間仍存在一定差距，僅以省為觀測點，會使具體針對每一所學校的數(shù)據(jù)模糊化，所以本文基于每一個具體學校的當年數(shù)據(jù)展開研究。

本文中高校自身的特征數(shù)據(jù)來自對各個學校官網(wǎng)數(shù)據(jù)的手工整理，對數(shù)據(jù)進行以下篩選：①對只是更改名字，未更改學校的各項指標的數(shù)據(jù)予以保留；②為了保證面板數(shù)據(jù)的平衡性與統(tǒng)一性，學校樣本以2009年統(tǒng)計年鑒的樣本數(shù)為基準，保證9年內學校數(shù)目一致；③對在2009—2017年經(jīng)歷過拆分或合并的學校樣本予以刪除。通過樣本篩選，共計得到2009—2017年9年間622所學校的觀測值。由于核心解釋變量滯后一年，最終實證的樣本數(shù)據(jù)為8年622所學校、4976個觀測點。為了消除極端值對研究結論的影響，本文對所有連續(xù)性變量在1%和99%水平上進行Winsorize處理。

1.2.1 模型構建

本文構建基準回歸模型，對假設1進行驗證：

Outputi,t+1=β0+β1Compi,t+β2Controlsi,t+

γt+εi,t

(1)

其中，Outputi,t+1為科研產(chǎn)出，代表論文出版數(shù)量和技術轉讓合同簽訂數(shù)量；Compi,t為競爭性資金，本文把資金做滯后一期處理；Controlsi,t為控制變量；γt為時間固定效應；εi,t為隨機誤差項。

1.2.2 主要變量說明

本文界定的被解釋變量科研產(chǎn)出主要有兩個方面，一個是高校當年的論文出版數(shù)量，另一個是高校當年簽訂的技術轉讓合同數(shù)量；核心解釋變量為競爭性資金 (橫向資金)。同時，本文對其他可能影響到高校科研產(chǎn)出的因素進行了控制。

(1)科研產(chǎn)出：論文產(chǎn)出數(shù)量。高校的論文產(chǎn)出數(shù)量被認為是高校產(chǎn)出中的重要因素之一。在校企合作[28]、政策[29]、資金[30]等對高校科研產(chǎn)出影響的文獻中，作者都選擇以高校的論文產(chǎn)出數(shù)量作為科研產(chǎn)出的衡量變量?；谝酝难芯?，本文選擇高校當年發(fā)表的論文總數(shù)的自然對數(shù)來代表高校的科研產(chǎn)出數(shù)量。

(2)科研產(chǎn)出：技術轉讓合同。高校作為可商業(yè)化技術發(fā)明來源的重要性日益增長，許多高校越來越重視技術轉移[31]。高校的成果轉化也被認為是科研產(chǎn)出的一個重要組成部分。很多學者[32-33]采用高校的專利申請數(shù)、專利授權數(shù)來代表高校技術轉讓的數(shù)量和質量。因為有一定數(shù)量的高校當年簽訂的技術轉讓合同數(shù)為0，所以本文選擇技術轉讓中簽訂合同數(shù)加1的自然對數(shù)來代表高?？蒲挟a(chǎn)出中的成果轉化部分。

(3)競爭性資金。目前高校科研經(jīng)費的主要來源渠道分為縱向和橫向兩大類：縱向科研經(jīng)費包括國家級、省部級、廳局級政府立項資助等的項目經(jīng)費；橫向科研經(jīng)費是高校與國內外企事業(yè)單位、社會團體組織、個人等進行合作，為企事業(yè)單位提供咨詢和成果產(chǎn)出等取得的經(jīng)費[34-35]。企事業(yè)單位委托給高校的科研資金即為本文所述的競爭性資金。

(4)控制變量。結合高校的自身特征和以往的文獻研究，本文控制了高校的層次[22]、隸屬[36]、區(qū)域[37]、類型[38]以及高校的教學與科研人員總數(shù)[39]。同時，選擇用高校的層次和類型來做比較，以期看到不同層次和類型的高校在利用競爭性資金促進產(chǎn)出上的差異。此外，本文還控制了年度固定效應。主要變量的定義見表1。

表1 主要變量定義

2 實證結果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計

從描述性統(tǒng)計結果可以看出 (見表2)，在本文的樣本期間內，高校獲得競爭性資金ln (comp+1)的最小值為0、最大值為13.56。論文產(chǎn)出數(shù)量ln (quantity)的最小值為2.40、最大值為9.28。技術轉讓合同ln (transfer+1)的最小值為0、最大值為5.49?？梢姡煌膶W校在競爭性資金和科研產(chǎn)出上均存在一定差距，高校的資金與科研產(chǎn)出問題亟需重視。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

2.2 基準回歸

由表3的列 (1)可以看出，競爭性資金每提高1%，高校的論文產(chǎn)出數(shù)量可以提高5.2%，簽訂的技術轉讓合同會提高7.6%，驗證了H1。在控制變量方面，可以看出，985、211高校的科研產(chǎn)出數(shù)量高于普通高校；教育部直屬、部委高校的科研產(chǎn)出數(shù)量高于地方高校。東部高校的論文產(chǎn)出數(shù)量低于中西部，可能是由于東部省份基于科技經(jīng)濟發(fā)展程度較高的現(xiàn)實情況，逐漸將科研產(chǎn)出的重心從 “量”到 “質”進行轉變，而東部地區(qū)高校簽訂的技術轉讓合同數(shù)高于中西部高校，說明不同類型的高校在論文出版和技術轉讓合同簽訂上存在一定的異質性。

表3 基準回歸結果

2.3 異質性

(1)985、211/普通高校。由表4的列 (2)和 (4)可以看出，無論是在論文出版數(shù)量還是技術轉讓合同簽訂上，競爭性資金和高校層次的交互項在1%的水平顯著為正，從而證實了H2，即985、211高校相對于普通高校而言更能加強競爭性資金對科研產(chǎn)出的正向影響。

表4 985、211高校與普通高校比較

(2)學校類型。由表5的列 (2)可以看出，競爭性資金與理工類高校的交互項顯著為正、與農(nóng)林、醫(yī)藥類高校的交互項顯著為負。可見，理工類高校相比于綜合院校而言，競爭性資金對其論文產(chǎn)出數(shù)量的正向影響更大；農(nóng)林、醫(yī)藥類高校相對于綜合院校而言，競爭性資金對其論文產(chǎn)出數(shù)量的正向影響相對較小。由表5的列 (4)可以看出，競爭性資金與醫(yī)藥、文科類高校的交互項顯著為負，可以得出相比于綜合院校而言競爭性資金對其技術轉讓合同的正向影響相對較小的結論，從而驗證了H3。

表5 不同類型的高校比較

2.4 穩(wěn)健性檢驗

(1)更換回歸方法。高校當年發(fā)表的論文總量和簽訂的技術轉讓合同數(shù)量都屬于計數(shù)型變量，在不求取自然對數(shù)時，可通過負二項模型進行檢驗，回歸結果如表6列 (1)和 (2)所示，可見競爭性資金對科研產(chǎn)出數(shù)量和技術轉讓合同均有正向顯著影響。

(2)剔除因變量為0的樣本。樣本期內從未簽訂過技術轉讓合同的高校的科研創(chuàng)新能力較差，出于自身能力的限制導致其企事業(yè)單位委托的資金較少，這可能會影響本文的回歸結果。為了消除這種干擾，本文剔除了樣本期內簽訂技術轉讓合同為0的高校，進一步增強基準回歸結果的可信度。剔除樣本后，競爭性資金仍和高校的科研產(chǎn)出呈顯著正向影響，與前文結論一致。

(3)改變科研產(chǎn)出的度量時點。由于高校的論文發(fā)表和技術轉讓合同的簽訂從獲得資金時開始研究，到最后的成果產(chǎn)出均需要一定的時間，因此在前文的基礎上，我們選擇把競爭性資金滯后兩期，再進行回歸，以檢驗結果是否穩(wěn)定。如表6的列 (4)和 (5)所示，競爭性資金滯后兩期后，仍與高校的兩類科研產(chǎn)出呈正向且顯著的影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

2.5 進一步分析

大學之間的合作提供了通過知識聚集和共享實驗室設備來提高研究能力的可能性，大學的研究成果越來越被視為合作努力的結果[40]。985高校擁有雄厚的資金支持、完善的試驗設備、眾多高水平的科研人員，普通高校與985高校合作，可以在一定程度上彌補自身存在的不足。地理臨近是高校之間合作的有利條件，較遠的地理距離會限制高校之間的合作。所以我們認為，與985高校所在地的地理距離能夠影響普通高校與985合作的可能，從而影響高校通過合作促進自身科研產(chǎn)出的概率。

本文基于地理鄰近性和城市擁有的985高校數(shù)量來計算合作變量，首先計算出全國所有地級市之間的空間權重矩陣，之后對距離進行賦值:300公里以內為0.5；300～600公里為0.25；600～1000公里為0.125；1000公里以上為0。同時統(tǒng)計出985高校所在市擁有985的數(shù)量，把584所普通高校的所在市作為列，所有985高校的所在市作為行，形成一個新的非平衡矩陣。隨后把賦值后的地理權重矩陣填入上述矩陣中，按照上述距離的賦值方式，用高校所在市臨近城市的985數(shù)量計算出普通高校與985合作機會的可能性，作為合作的代理變量 (其中985自身減1后按上述方式計算)。通過對合作和橫向資金進行交互，由表7的列 (3)和 (6)發(fā)現(xiàn)：合作均在1%水平顯著，且加強了橫向資金對論文產(chǎn)出數(shù)量和技術轉讓合同的正向影響。由此，在交通基礎設施發(fā)展迅速、出行條件更加便利的當下，建議高校不要囿于距離，積極尋求合作，促進自身的科研產(chǎn)出。

表7 合作調節(jié)檢驗結果

3 研究結論和啟示

本文選取2010—2017年全國622所高校作為樣本，探討高校獲得的競爭性資金和其科研產(chǎn)出之間的關系，以及不同層次和類型的高校合作所產(chǎn)生的影響。通過實證分析，得出以下結論：①高校獲得的競爭性資金對其科研產(chǎn)出具有顯著正向影響；②985、211高校相對于普通高校而言更能加強競爭性資金對科研產(chǎn)出的正向影響；③相比于綜合院校,理工類高校的競爭性資金對其論文產(chǎn)出數(shù)量的正向影響更大，農(nóng)林、醫(yī)藥類高校的正向影響相對較小，在技術轉讓合同上醫(yī)藥和文科類院校相比于綜合院校而言競爭性資金對其科研產(chǎn)出的正向影響相對較??；④基于地理距離與頂級院校的合作概率可以加強高校競爭性資金對科研產(chǎn)出的正向影響。

基于上述的研究結果，提出以下建議：①高校獲得的企事業(yè)單位委托的科研資金可以促進科研產(chǎn)出，高校在申請縱向資金的同時也可積極與企事業(yè)單位合作，獲得科研經(jīng)費以促進自身科研發(fā)展；②普通高?？赏ㄟ^增強 “吸收能力”的方式提高自身利用競爭性資金促進產(chǎn)出的效率，不同類型的高校可針對自身的學科特征去選擇申請企事業(yè)單位撥款的努力程度；③高校在基于地理距離的合作成本的權衡上可以積極選擇與頂尖高校合作，提高自身利用競爭性資金的效率，進而提高論文出版數(shù)量和技術轉讓簽訂合同數(shù)量。