軍民融合協同創新、空間關聯與國防創新績效

楊曉昕，陳 波，張 涵

(1.中央財經大學 國防經濟與管理研究院，北京 100081；2.青島大學 質量與標準化學院，山東 青島 266071)

0 引言

加快建設軍民融合創新體系，提高國防自主創新能力，是推動中國軍隊建設由數量規模型向質量效能型和科技密集型轉變的重要抓手。軍事需求作為科技進步的主要動力之一，軍民融合協同創新帶來的高技術成果亦能在國家創新驅動戰略實施以及創新型國家建設過程中發揮重要推動作用。一方面，軍民融合協同創新能通過對創新要素進行科學有效的組織協調，營造創新友好的協同聯結環境，節約大量社會資本。另一方面，軍民融合協同創新可以從更深層次、更寬領域、更高程度推動軍民產學研體系交融滲透和優勢互補，從而形成全要素、多領域、高效益的軍民融合創新發展格局。

從區域創新生產過程看，創新要素組織協調方式主要分為兩種：一種是空間關聯，即創新要素在各區域之間流動，以及創新活動在空間上表現出的關聯關系[1-2]?？臻g溢出效應是新經濟地理學理解創新組織和創新集聚行為的重要理論，經檢驗發現，我國各地區創新系統間存在普遍聯系[3]。如李婧等[4]分別采用靜態與動態空間面板模型對中國各區域創新生產的空間聯系進行實證研究?？臻g探索性數據分析與空間計量等一系列空間方法逐漸成為研究知識密集型產業和高技術產業的主流方法[5]。就國防經濟部門而言，對其溢出效應國內已早有研究，如陳炳福[6]梳理了國防技術向民用部門溢出的模式與機制；湛泳[7]通過構建各地區前向、后向和水平溢出系數發現了軍工企業與地區制造業技術發展的關系；湛泳、趙純凱等[8]進一步發現，制造業集聚與軍民融合產業呈現倒“U”形關系。但上述研究關注于產業間溢出效應，忽略了國防工業高技術特性帶來的空間依賴性。另一種是協同創新，即各區域創新系統內部企業、高等院校、科研機構等創新主體之間通過分工、合作，重新調動配置創新資源以獲得創新成果。隨著科技創新資源投入不斷增加，各主體間的創新資源配置與協同問題已引起學界高度重視[9]。協同創新研究最初主要聚焦創新系統各主體間的分工與交互作用機制[10]，之后這一整合的跨主體創新組織模式被正式界定為協同創新[11]，關于協同創新內涵、模式[12]及機制[13]的研究不斷豐富。同時，由于創新行為存在顯著知識溢出效應，因而將協同效應與空間分析相結合的研究也逐漸興起。白俊紅等[9]基于空間方法研究創新協同效應，考察創新主體間研發資本協同對創新效率的影響，但基于資本的協同關系無法避免創新投入在轉化為創新產出過程中的不確定性[14]。以往受限于國防相關數據保密性，諸多軍民融合協同創新研究一直停留在定性研究和建模階段，如軍民融合協同創新體系[15]、理論框架[16]和軍民融合協同創新典型模型[17]等。2018年，中國首度公開了國防專利相關數據，包括各省國防專利申請數、授權數及有效國防專利數等，使軍民融合協同創新實證研究成為可能。

相較于以往研究，本文創新點主要體現在：第一，建立基于研發支出的協同創新體系，避免研發投入協同體系中創新成果轉化不確定性問題；第二，從軍民融合主體間協同創新分工視角，界定互補性協同和替代性協同，剖析軍民融合創新系統內各主體間的相互關系與關聯機制；第三，基于空間計量模型，系統考察各省市軍民融合協同創新對國防創新績效的空間溢出效應。

本文結構安排為：第一部分主要分析軍民融合協同創新理論機制；第二部分對國防專利數據進行統計分析并基于Moran指數測度國防創新的空間性特征；第三部分基于地理相鄰與研發資本流動空間權重，建立空間計量模型；第四部分分析軍民融合協同創新的空間溢出效應；第五部分給出基本結論并提出相應的政策啟示。

1 理論機制

1.1 協同創新

根據創新系統理論，創新內部作用關系包括各主體之間的互動關系及各區域之間的關聯關系，因此，創新系統在組織協調資源要素進行創新生產時，首先可以通過創新系統內部主體間的協同創新得以實現[18]。這種協同創新表現為以知識增值為核心，以高校、科研機構、企業等為主體，為實現科技創新而開展大跨度交互整合的創新活動[19]。各主體之間通過資源共享、信息交流、合作互動形成協同創新關系，促進創新績效提升。對于軍事創新來說，一項軍事科技成果誕生需要經歷“概念研究—技術開發—工程研制”等漫長階段，隨著武器及裝備系統復雜程度不斷提升，很多技術創新無法依靠單獨個體完成，協同創新成為解決這一問題的有效途徑。

在軍民融合協同創新體系中，高等院校既是人才培養的主要場所，也是知識創造和技術創新的重要載體；科研機構具有頂尖創新人才隊伍和先進科研儀器設備，掌握著前沿知識和技術；企業則具有極強的開發能力，通過成果轉化可以生產出具有實質性改進的國防武器、裝備和系統。學者們通常將上述3種參與者分為企業和學研機構兩大類知識主體[20]，產學研協同創新過程可以視為兩類異質性組織之間的知識流動過程，通過相互影響產生協同作用，進而提升各自發展潛能[21]。企業和學研機構兩類主體之間的互動行為包括：首先，由于學研機構比企業擁有更多的專門性科研人才，因此，這兩類主體的知識存量存在勢差，知識可以隨著協同活動的開展從學研機構流向企業；其次，企業和學研機構擁有的知識屬性存在差別，企業擁有更加豐富的生產和應用知識，學研機構則擁有深厚的基礎科學技術知識，在產學研合作過程中，不同屬性的知識之間可以形成良性互動，共同促進協同創新活動[22]。高校和科研機構作為功能相似的同類創新主體，可以通過合作、技術轉讓等進行專門性知識傳遞。并且，由于軍工產品涉及尖端武器研發，對基礎學科創新知識有極大的需求，從而使高校與科研機構之間的協同關系相較民用產品領域更加緊密。因此，本文將研究機構與高校間的協同(研-學協同)、各研究機構之間的協同(研-研協同)歸類為替代性協同，將企業和高校協同(產-學協同)、企業與科研機構協同(產-研協同)歸類為互補性協同。產學研各主體在創新系統中的功能決定了產學研之間能夠以技術契約為基礎，促使知識持續穩定流動，建立良好的反饋回路，最終形成優勢互補、風險共擔、互利共贏的協同創新局面[23]。

從軍事主體身份角度，可將協同創新各參與者分為軍事研發主體和非軍事研發主體，協同創新活動可以分為軍事研發主體與軍事研發主體間協同(軍-軍協同)、軍事研發主體和非軍事研發主體協同(軍-民協同)、非軍事研發主體間協同(民-民協同)。其中，軍-軍協同和軍-民協同通過知識溢出機制、學習反饋機、產業鏈協作機制直接促進軍事創新成果產出；民-民協同則通過區域創新系統對軍事創新產生間接推動效應(見圖1)。因此，本文在后續實證分析中將不區分軍事研發與非軍事研發主體身份，從產、學、研3類型參與者視角分析軍民融合協同創新對國防創新績效的影響。

圖1 各類型協同對國防創新的作用機制

1.2 空間溢出效應

由于我國各省市國防工業并非局限于單一門類，產業和相關技術之間存在交叉與重疊，因此，國防創新系統可以充分利用鄰近地區的資源要素與知識，發揮空間關聯效應。以陜西和河南為例，陜西省主要國防工業門類包括：航空工業、航天工業、電子信息系統、兵器制造業、核工業、船舶工業以及其它軍民融合相關產業；河南省主要國防產業包括：航空工業、船舶工業、兵器制造業、電子信息系統以及軍民融合相關機械制造、電池、新能源產業。省份之間交叉覆蓋的國防工業類型廣泛，且依附于主要設備和集成系統的基礎性原件、部件、裝配技術存在互通，這是省際技術溢出效應和知識外部性發揮的前提。隨著武器裝備復雜程度提升以及磁能、核能、復合材料、信息系統和人工智能等技術發展，復合型武器研發與應用愈加受到重視。它對數學、物理學、化學、生物學、地球科學、空間科學等基礎學科有重大戰略需求，要求解決腦科學與認知科學、先進材料的設計與制備方法、信息安全控制、極端條件制造等一系列重大前沿科學問題，而該類前沿技術可應用于各類型武器系統，具有通用性。因此，考慮到各省市間國防創新系統并非處于割裂狀態，研究該類知識與創新的空間集聚特征和關聯性具有一定價值。同時，由于軍工企業混合所有制改革不斷深化，國防科技研發資本的市場性特征逐漸凸顯，研發資本趨向于在創新成果集中、創新收益率更高的區域進行配置，從而促使研發資本動態流動。國防創新要素流動產生的知識溢出、規模經濟、資源配置優化效應將對區域創新活動及績效產生影響。

綜上所述，本文將協同創新和空間關聯進行綜合考慮，有利于解析國防創新系統內各主體之間及各區域之間的聯結關系，更為細致地揭示軍民融合協調過程及其對國防創新的影響機制，從而為中國統籌各區域軍民融合協同創新發展、制定相關政策提供有益參考。

2 國防創新績效統計特征及空間特征

2.1 國防創新績效統計特征

從全國總體看，自2000年以來，中國國防專利申請量快速上升，特別是2005年以來持續保持較高的年增長率，國防專利申請量由2000年的264件上升至2016年的13 028件，年均增長27.6%。2016年，科研單位類申請在國防專利申請中占69.75%，企業類申請在國防專利申請中占比16.86%，大專院校類申請占比10.92%。

從省域層面看，2016年國防專利申請量排名前3位的省市依次為北京4 167件、陜西2 006件、江蘇1 157件。2009—2016年國防專利申請量增長率最高的省份為四川，年均增長45.47%，其次是河南，年均增長33.85%，陜西再次之，年均增長28.71%。中國中部地區國防創新活力不斷增強，以陜西為核心，向四川、湖北、河南等周邊省市輻射，形成一個國防創新集聚區。

2.2 國防創新績效空間特征

2.2.1 全局Moran指數

由于省域數據自2009年才開始統計，本部分利用Moran指數分析2009—2016年各省市國防專利申請量和授權量的全局空間集聚特征，為后文空間計量實證分析提供依據。Moran指數主要測度研究主體在區域空間上的全局相關性，計算公式如式(1)所示。

(1)

從表1可以看出，2009—2016年國防專利申請量和授權量全局Moran 指數均顯著為正，表示兩者具有顯著的空間正相關特征，適合使用空間計量分析方法。此外，兩種專利均呈現先升后降再升的變化趨勢，Moran 指數達到波峰與波谷的時間分別為2010年和2014年，但總體而言呈現增長態勢，即2009—2014年國防專利申請量與授權量的全局空間集聚特征在經歷一段時期的不斷弱化后迅速變化為增強狀態。

2.2.2 局部Moran指數

圖2 2009年國防專利申請量局部Moran指數

圖3 2009年國防專利授權量局部Moran指數

圖4 2016年國防專利申請量局部Moran指數

圖5 2016年國防專利授權量局部Moran指數

本文借助Moran散點圖，測度2009年和2016年中國內地30個省市國防專利申請量與授權量的空間局部相關性，具體結果如圖2-5所示。

從圖2—5可以看到，2009年各省市國防專利申請量與授權量的局部Moran值在4個象限中的分布較均勻，總體莫蘭值接近0，集聚態勢不顯著。北京BJ、上海SH、山東SD、浙江ZJ、湖北HB、湖南HN等東、中部省市主要位于HH象限，寧夏NX、青海QH、新疆XJ、海南HI等經濟和科技相對落后地區主要位于LL象限。2016年，多數省市國防專利申請量與授權量的局部Moran值主要分布于HH象限和LL象限，中部和東部地區多數省市位于HH象限，西部地區多數位于LL象限。2009—2016年陜西SN由高低集聚轉為高高集聚，中部地區國防創新能力顯著增強，形成國防創新集聚區。

3 模型構建與變量說明

3.1 模型構建

常用的空間計量模型包括空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model，SAR)和空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)，其中，SAR模型主要用于探測因變量是否在地區之間存在空間溢出效應，SEM則考察沒有包含在解釋變量中的遺漏變量或不可觀測的隨機沖擊的空間影響，SDM是兩種情況同時存在且更為廣義的空間模型?？臻g計量模型基本表達式為：

Yit=ρW·Yit+θW·Xit+βZit+μit

(2)

μit=λWμit+vit

(3)

式(2)、(3)中，Y 為因變量，X為自變量，ρ、β和θ為待估計系數，W為空間權重矩陣，W·Yit和W·Xit為空間關聯省份創新績效的空間加權變量，表示相鄰區域因變量和自變量變化會隨著協方差W傳遞到本區域而對本區域的相關變量產生溢出效應，λ為空間誤差系數，度量存在隨機擾動項的空間關聯性，即相鄰區域創新績效的誤差沖擊對本地區創新績效的影響。μ為隨機誤差項，服從獨立同分布假設。若λ=0，則為SDM；若λ=θ=0，則為SAR；若α=ρ=θ=0，則為SEM。

3.2 變量選取與數據說明

(1)因變量。本文以國防專利申請量的對數值(Def_pat)作為國防區域創新水平度量指標。雖然專利在反映創新成果質量及商業化水平方面存在明顯不足，但專利標準客觀且變化緩慢，具有通用性和標準性，且國防創新數據獲取有限而無法測算研發創新效率，因而將專利作為衡量國防創新活動的指標。專利數據包括專利申請量、授權量和有效量，其中授權量和有效量會受專利審查速度與專利維護的影響[24]，相比之下，專利申請量能更好地衡量當期創新水平[25]。

(2)自變量。本文以研發經費外部支出占比表征各主體間的協同創新關系。研發經費外部支出是指研發主體在研發合作項目及委托外單位進行的研發活動中實際支付給外單位的費用，包括新產品設計費、原材料和半成品試驗費，以及與新產品試制及技術研究有關的其它經費等。支付給不同主體的研發經費外部支出占總體的比重能代表各主體間的協同創新水平[26]。根據經費外部支出對象的不同，可以分為科研機構對高校的外部支出占比、科研機構對科研機構的外部支出占比、企業對科研機構的外部支出占比、企業對高校的外部支出占比4類，分別表征軍民融合創新系統中研-學協同(Ins_Uni)、研-研協同(Ins_Ins)、產-研協同(Ent_Ins)以及產-學協同(Ent_Uni)水平。

(3)控制變量。本文控制變量為區域創新水平(Reg_Pat)和對外開放水平(Open)。其中，各地區創新水平采用普通專利申請數的對數值表征，對外開放水平采用外國直接投資(FDI)占國內生產總值的比重表征。 因此，以空間杜賓模型為例，本文構建的模型形式可以表示為：

Def_patit=ρW·Def_patYit+θ1W·Ins_Uni+θ2W·Ins_Ins+θ3W·Ent_Uniit+θ4W·Ent_Ins+β1Reg_Pat+β2Open+μit

(4)

μit=λWμit+vit

(5)

本文空間權重矩陣W包括地理鄰接權重矩陣和研發資本流動權重矩陣。在地理鄰接權重矩陣中，相鄰規則為Rook相鄰，即當區域i與區域j相鄰時W=1，否則W=0。研發資本流動權重矩陣的構建主要借鑒白俊紅等[12,27]的研究成果，研發資本流動權重矩陣表示為：W=PiPj/Dij。其中，Pi、 Pj表示區域i和j的研發經費投入量；Dij為兩區域之間中心位置的距離。因此，研發資本流動權重矩陣與兩地間研發資本規模成正比，與兩地間距離成反比。

本文使用的地理權重矩陣根據國家地理信息系統網站提供的地圖，經Arcgis10.2軟件測算獲得?？疾鞂ο鬄橹袊鴥鹊?0個省級行政區域，西藏由于國防專利數據缺乏暫不予考慮。所有數據均來自于2000—2017年《中國科技統計年鑒》、《中國高技術產業統計年鑒》以及《中國對外直接投資統計公報》。FDI均基于當年平均美元匯價進行折算，取經消費物價指數平減后的實際值。各變量描述性統計見表2。

表2 各變量描述性統計結果

對所有變量進行相關性檢驗，結果如表3所示，所有變量間相關系數絕對值最大為0.578，大部分在0.3以下。通過方差膨脹因子檢驗發現，VIF最大值為2.64，平均值為1.74，說明不存在多重共線性問題，符合回歸分析條件。

表3 各變量相關性檢驗結果

注：*、**、***分別表示在1%、5%和10%的水平上通過顯著性檢驗，下同

4 實證分析

4.1 軍民融合協調創新空間溢出效應分析

本文基于地理鄰接與研發資本流動兩種權重矩陣對空間計量模型予以估計，并依據Anselin (1996)提出的判斷原則及Hausman檢驗結果，選擇空間自相關固定效應模型估計結果作為最終分析依據，同時，給出了空間誤差模型結果用于穩健性檢驗。經過LR檢驗，發現空間杜賓模型退化為空間自回歸模型，但考慮到周邊地區自變量可能對本地區產生空間溢出效應，采用固定效應空間杜賓模型比對參照?？傮w來看，不同空間計量模型所得到的回歸結果系數符號基本一致，說明回歸結果穩健，具體如表4所示。

表4 空間計量回歸結果

注：括號內為t統計值

結果顯示，地理鄰接權重和研發資本流動權重下，模型1和模型4的空間自回歸系數分別為0.650與0.631，且均在1%的置信水平上顯著，表明地理相鄰和研發資本聯系密切均能增強國防創新績效的空間溢出效應。由于研發創新要素本身蘊含大量技術創新相關信息，其在區域創新系統之間的動態流動有利于知識信息傳播與應用，并能夠提升要素配置效率。相較于地理鄰接權重矩陣模型，研發資本流動權重矩陣模型的空間自回歸系數略低且R2值略小，顯著解釋變量個數也較少，一定程度上說明國防研發創新活動對市場活動的敏感度較低。

從表征軍民融合協同創新的4個指標看，在地理相鄰權重矩陣下，模型1中研-學協同(Ins_Uni)的估計系數顯著為負，在研發資本流動權重矩陣下，模型4中的估計系數也為負值但不顯著。這種負向影響的原因可能有兩點：第一，如前文所述，科研機構與高校的主要職能是通過獨創性研究獲取并理解新的科學或技術知識，兩大主體在創新過程中發揮的職能相近，屬于替代性協同?？蒲袡C構從高校直接購買技術的行為增加了科研機構在基礎研發方面的外部依賴性，容易導致研究機構的創新惰性，這與石乘齊[28]得出的同質化主體知識共享導致創新系統網絡層級化不明顯、主體惰性增強的研究結果一致。第二，出于國家安全和國防技術保密性考慮，相較于其它類科研項目，軍事科研項目信息透明度低且具有定向性，通常直接由國家十二大軍工集團及下屬科研機構和軍事院校等軍事主體進行對接。極強的信息不對稱性導致普通高校、科研機構和企業無法直接參與軍事類科研項目，通過軍事主體“委托”間接參與，從而導致科研項目轉包、分包現象出現。缺少合作和知識交互過程的“轉分包”會導致創新效率低下，同樣，在研-研協同(Ins_Ins)中也存在類似問題。

就企業主體而言，在兩類權重矩陣下，模型1和模型4中產-學協同(Ent_Uni)對國防創新績效具有顯著正向影響，且地理鄰接權重矩陣下的回歸系數(1.091)小于研發資本流動權重矩陣(1.289)，說明研發資本流動關聯比地理區位鄰近更有利于發揮軍民融合產-學協同對國防創新的推動作用。產-研協同(Ent_Ins)對國防創新績效的影響同樣為正，且地理鄰接權重矩陣下的回歸系數(0.598)大于研發資本流動權重矩陣(0.548)。產-研協同與產-學協同回歸系數皆顯著為正，說明互補型軍民融合協同創新可促進國防創新績效提升。

從周邊與本地區的相互影響看，模型3中，軍民融合研-研協同的估計系數顯著為正(0.514)，表示在地理鄰接權重矩陣下，周邊地區研-研協同對本地區國防創新績效具有正向作用，可能原因是存在跨區域的研-研協作活動，此類協作存在較高的交易壁壘和搜尋成本，跨區域協作說明項目難度大且具有充分的必要性，因而可以通過協同創新發揮各主體優勢。在模型6中，僅軍民融合產-研協同的估計系數顯著為正(1.215)，表示在研發資本流動權重矩陣下，研發資本流動聯系緊密地區的軍民融合產-研協同會對本地區國防創新績效產生正向空間溢出效應。這可能主要基于兩種作用機制：第一，軍民融合相關企業對科研機構的支付行為促進了科研機構資本積累，使研究得以深入，成果不斷豐富，進而促進知識資源池容量擴大，從而惠及周邊地區的國防創新活動；第二，軍民融合互補性協同關系深化可以強化區域創新網絡——企業、大學、科研機構和中介服務機構等組織在合作交流關系的基礎上形成相對穩定的空間組織形式，集聚國防創新資本與人才，從而提升區域國防創新活力。

對于控制變量，模型1和模型4中，區域創新水平(Reg_Pat)和對外開放水平(Open)均表現出對國防創新績效的顯著正向作用，說明良好的區域創新實力和開放的外部環境對國防創新發展至關重要。

4.2 軍民融合協同創新空間溢出效應分解

為進一步探討軍民融合協同創新變量所包含的交互信息，表5為空間滯后模型(SAR)協同創新變量的空間直接溢出效應和間接溢出效應估計值?？梢钥闯?，軍民融合的研-學協同僅在地理鄰接權重下具有顯著的負向空間直接溢出效應。產-研協同和產-學協同在兩種權重矩陣下存在顯著的空間直接和間接溢出效應，且兩者的空間間接溢出效應均高于直接溢出效應，說明本地軍民融合的互補性協同創新會對周邊與研發資本關聯緊密地區的國防創新績效產生正向溢出，且上述地區又會對本地區的國防創新績效產生空間正反饋溢出。

表5 軍民融合協同創新空間溢出效應分解

5 結論與政策啟示

本文選取我國省域國防專利面板數據，采用空間計量經濟學方法，基于地理鄰近權重與研發資本流動權重，實證考察軍民融合協同對國防創新績效的空間溢出效應，研究結論如下：

(1)自2000年以來，中國國防專利申請量快速上升。2009-2016年國防專利具顯著的空間正相關特征，且輻射帶動能力整體不斷提升。東部和中部地區發達省份主要呈現高高集聚態勢，而西部地區經濟相對落后省份主要呈現出低低集聚特征。

(2)地理鄰接權重和研發資本流動權重下，國防創新績效存在顯著空間溢出效應。包括研-研協同與研-學協同在內的替代性協同對國防創新績效存在負向作用，包括產-研與產-學在內的互補性協同對國防創新績效具有正向作用。研發資本關聯有利于發揮產-學協同對本地國防創新的促進作用，地理鄰近有利于發揮產-研協同對本地國防創新的促進作用。此外，區域創新水平和對外開放均有利于國防創新績效提升。

(3)地理鄰接矩陣下，研-研協同對鄰近地區的國防創新績效具有正向空間溢出效應，在研發資本流動權重矩陣下，產-研協同創新對研發資本關聯緊密地區的國防創新績效產生正向空間溢出效應。

從政策層面來講，第一，應鼓勵企業主體包括軍工企業和軍民融合相關企業進一步加大同高校與科研機構的創新協同，充分發揮創新價值鏈上各主體間的優勢互補功能，通過加強創新協同平臺建設，完善創新協同制度環境，為互補性主體間的協同創新創造條件，從而提升國防創新績效；第二，避免軍事主體壟斷國防研發項目信息，其本質是把握好國防安全與經濟效率之間的有效平衡，通過適當提升國防類科研項目信息發布的透明度減少定向性，考慮篩選部分機構給予國防科研機構同等待遇，逐步增加國防研發參與主體數量，增強有效競爭，合理利用有限研發資源，積極促進科研領域軍民融合建設；第三，不斷建立健全科研項目監督和合同審查機制，避免出現因科研壟斷造成的“轉分包”等資源浪費情況；第四，在積極促進軍民融合式發展背景下，應進一步鼓勵包括軍民融合基金等民間資本進入國防領域，發揮市場在國防資源配置過程中的重要作用，破除區域間研發資本、人才等創新要素進入國防領域的體制機制障礙，努力營造有利于創新要素流動的外部環境，從而促進國防創新績效整體提升。