產學研協同對工業綠色發展的促進作用研究

鄒蔚然 夏勇

[摘 要：文章基于2009—2021年省級層面面板數據，分析地區產學研協同對其工業綠色發展所產生的促進作用以及該作用的門檻效應。主要結論有：①基準回歸表明，地區的產學研協同可以顯著促進其工業綠色發展。②門檻回歸表明，地區的人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構對產學研協同促進工業綠色發展均存在單門檻效應，在跨過相應的三個門檻值后，產學研協同對工業綠色發展的促進作用都會得到顯著增強。根據研究結論，應當重視產學研協同對工業綠色發展的促進作用，利用人力資本和金融發展強化這種促進作用，發揮國有企業示范作用并扶持非國有企業。

關鍵詞：產學研協同；工業綠色發展；人力資本；金融發展；產權結構

中圖分類號：F424.3；X322? ? ? ?文獻標識碼：A文章編號：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、引言及文獻綜述

改革開放后，中國經濟實現高速增長，其中工業作出巨大貢獻。然而長期以來，中國工業采取的是粗放式發展模式，在發展過程中，存在著對資源的極大消耗和環境的嚴重污染，給中國社會和經濟帶來了許多問題，這種發展模式是不可持續的。步入新發展階段，中國工業正在向綠色低碳方向轉型，以達成“雙碳”目標，推動高質量發展。在此背景下，對促進工業綠色發展的相關因素展開研究，探討如何更好促進中國工業綠色發展，顯得尤為迫切和重要。

企業與高校、科研機構之間的合作是工業生產中不容忽視的環節，三者之間一旦形成有效的協同關系，將對工業發展產生極大促進作用。在中國工業向綠色低碳轉型的背景下，有必要對產學研協同如何促進工業綠色發展進行研究。而目前學界針對兩者關系的研究較少，這也為本研究留下了探索空間。本文聚焦分析產學研協同對工業綠色發展的促進作用，并通過加入一系列門檻變量討論其他相關因素可能對這種促進作用的影響，全面揭示兩者之間的關系，以期為中國工業綠色發展與產學研各主體之間協同合作提供相應的理論參考。

目前，許多研究聚焦于產學研三者之間的互動，在三個既相互獨立又高度關聯的主體中，科研機構和高等院校更多完成知識創造，而企業則更多進行知識應用，三者之間的合作對工業發展起到重要的推動作用［1-3］。產學研協同是一個基于三者互動的深化概念，在這三個主體間通過建立緊密聯系，形成高效的互動協作效應。一些研究就區域產學研協同狀況展開了量化分析［4-5］。同時，產學研協同對區域發展的促進作用也引起學者關注，如劉友金等（2017）認為，產學研協同創新可以對地區的創新績效產生積極影響［6］；闞大學和呂連菊（2017）指出，產學研協同創新對江西省自主創新能力提高有顯著影響［7］；寧靚等（2023）關注了產學研融合對科技成果轉化的促進作用［8］。還有研究從博弈論［9］、系統動力學［10］等角度探討產學研協同的積極影響。

與本文聯系密切的研究是多角度分析如何促進工業綠色發展的?，F有文獻的主要研究方向是技術創新［11-13］，此類研究包括創新類型異質性［14］、來源異質性［15］、行業異質性［16］和地區異質性［17］等多個角度。環境規制對工業綠色發展的影響是該類研究的另一個聚焦方向，許多文獻就兩者之間的關系進行了探討［18-20］。而環境規制能夠促進工業綠色發展，很大程度是通過激勵企業進行技術創新實現的［21］。其他與創新相關的促進作用也有涉獵，如侯建等（2020）對外部知識源化和知識積累的研究［22］。此外，其他經濟相關因素［23-26］和相關政策［27-28］的影響也有學者關注。

相較于上述研究，本文的邊際貢獻可能體現在以下兩個方面：一方面，進一步揭示技術創新影響工業綠色發展的內在動力來源，創新對工業綠色發展的促進作用不言而喻，但現有研究通常把創新視為“黑箱”，將其作為既得事實展開分析。本文則試圖進入“黑箱”之內，探討技術創新的一個重要源泉，即產學研協同對工業綠色發展的促進作用，這是對現有研究的深化探索。另一方面，作為創新驅動的重要組成部分，產學研協同對中國工業發展的意義已達共識，但現有研究在探討此議題時，往往聚焦產學研協同對工業企業創新本身或者整體效率的影響，其對工業綠色發展的影響還缺乏關注，而綠色低碳轉型是中國工業發展的重要方向，需要從此角度展開研究，因而本文是對現有的產學研協同問題研究的補充和完善。

二、研究假設

協同理論源自Haken（1977），強調在自然和社會環境中的不同主體間，存在著相互影響和相互促進關系，整個系統會逐步從無序走向有序［29］。在產學研系統中，三個主體之間存在著天然的差異性及知識上的互補性［30］，可以通過合作實現互惠［31-32］。對企業而言，這種合作可以從外部獲取對自己有利的各種資源［33］，同時實現成本分攤［34］，走向開放式創新［35］；對高校和科研院所而言，這種合作既有助于獲得企業資助，還有助于將理論知識與實際應用更好結合［36］。三者之間通過建立緊密聯系，實現協同互助體系，使知識從產生到應用全過程保持高效，有力促進地區創新水平提高［37］。

工業綠色發展，需要工業企業在生產過程中降低其能源消耗和污染排放，以向綠色低碳方向轉型。高度協同的產學研體系能夠促進工業綠色發展，主要作用機制可能體現在以下兩個方面：第一，推進綠色技術創新，產學研三者形成高度協同，企業把生產過程中的綠色技術需求準確反饋給高校和科研院所，借助兩者的創新能力，幫助企業突破生產中的綠色瓶頸。同時，在與企業深度合作中，高校和科研院所的綠色技術研發也更具針對性和實踐性。產學研協同對知識積累也具有促進作用，使綠色創新更加高效。三者之間的良性互動，將推動工業綠色發展。第二，產學研在知識結構上存在互補性，三者建立起的協同機制將有利于技術溢出，提高工業生產效率、增加知識存量，推動地區工業結構向高技術高附加值、低能耗低污染的綠色工業結構轉型升級，實現工業綠色發展?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設1。

H1：地區產學研協同水平能夠促進地區工業綠色發展。

經濟社會因素通常會相互影響，因此，產學研協同對于工業綠色發展的促進作用可能還受其他相關因素影響。

知識創造和傳播是以人為載體的，高人力資本通常在知識傳播和吸收上具有優勢。在產學研協同效果上，人力資本也有重要影響［38］。產學研協同涉及三個主體間的知識傳遞和創新協作，在人力資本存量較高地區，能有效降低上述過程中的信息損耗，提高知識的創造和傳遞效率。因此，對工業綠色發展的促進作用也會增強。

金融發展在企業技術創新與應用中起著重要作用［39］。創新是長期、復雜的過程，需要企業在前期投入大量資金且短期內難以獲得回報。缺乏良好融資環境的企業，即使預期與高校、科研院所的合作能促進其綠色發展，也會因受融資約束而被迫中斷。因此，外部融資環境就成了影響企業產學研協同的一個重要約束。

企業在產權結構上的差異也對其發展有重要影響。相較于非國有企業，國有企業在產學研合作中具有多方面優勢，包括創新資源和合作意愿等［40］，這些優勢能使其更好發揮產學研協同效應。同時，國有企業具有較強的社會責任意識，傾向于推動工業綠色發展，包括開展促進工業綠色發展的產學研合作?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設2。

H2：地區人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構對地區產學研協同促進綠色增長起到門檻作用。

H2a：地區人力資本存量越高，產學研協同對工業綠色發展的促進作用會越強；

H2b：地區金融發展水平越高，產學研協同對工業綠色發展的促進作用會越強；

H2c：國有企業在地區工業企業中占比越高，產學研協同對工業綠色發展的促進作用會越強。

三、模型與數據

（一）回歸模型設定

本文研究目的是探討產學研協同對工業綠色發展的促進作用，根據研究需要，設定如下計量模型：

[Gtfpit=α+βColit+δXit+μi+λt+εit] （1）

其中：i表示地區；t表示年份；Gtfpit為工業綠色發展水平；Colit為產學研協同程度；Xit為一系列控制變量；α為截距項；μi為地區固定效應；λt為時間固定效應；εit為隨機誤差項。

本文還考察了一系列相關因素作為門檻變量時，產學研協同對工業綠色發展促進作用的異質性。參考Hansen（1999）的門檻回歸模型［41］，本文對兩者間的門檻效應進行分析，構建如下門檻回歸模型：

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

式（2）中的μ表示門檻變量，其余符號含義與式（1）相同。

（二）變量選擇

Gtfp是本文的被解釋變量，即地區工業綠色發展水平，本文使用工業綠色全要素生產率來衡量。具體而言，使用Super-SBM模型與Global-Malmquist-Luenberger指數相結合的方式進行度量。SBM模型是改進的DEA模型［42］，相較于傳統DEA模型，SBM模型通過引入松弛變量可以形成更準確的評估效率。超效率模型則通過將效率評價單位從評價集合中刪除，對其他單位集合構成的有效前沿面進行評價，再和評價單元進行對比，避免模型中效率為1的有效決策單元無法評價的問題。為使不同年份綠色全要素生產率具有可比性，本文在測算過程中與Global-Malmquist-Luenberger指數［43-44］結合，得出各地區GTFP指數。在指標選取上，測算模型中的投入指標包括地區工業勞動力、資本和能源。勞動力指標用規模以上工業企業平均工人數衡量；資本指標用規模以上工業企業固定資產凈值衡量；能源指標是將各類工業能源消費量折算為標準煤來衡量。模型中的產出指標包含期望產出和非期望產出兩類，其中，期望產出指標為各地區工業GDP；非期望產出則為各地區工業廢水COD排放量、工業二氧化硫排放量和工業固體廢棄物產生量。另外，由于Global-Malmquist-Luenberger指數測算的是不同年份的相對效率而非絕對效率，參考邱斌等（2008）的處理方法，通過累積連乘方法將其進行轉換后，作為計量模型中的被解釋變量［45］。

Col是本文的核心解釋變量，即地區產學研協同程度，其回歸系數[β]為本文所關心的參數。參考相關文獻［4-5］的做法，在模型中通過計算地區產學研的耦合協調度來度量其協同程度。地區產學研協同包括企業、高等院校和科研機構三個子系統，在計算過程中，先使用熵值法對每個子系統的研發水平進行計算。其中，企業子系統的指標包括各地區規模以上工業企業的R&D人員全時當量、R&D項目數、R&D經費內部支出、新產品銷售收入、有效發明專利數和企業辦研發機構數；高等院校子系統的指標包括R&D人員全時當量、R&D課題數、R&D經費內部支出、發表科技論文、有效發明專利數、學校數；科研院所子系統的指標包括R&D人員全時當量、R&D課題數、R&D經費內部支出、發表科技論文、有效發明專利數、機構數。以三個子系統的研發水平為基礎，分別計算出地區產學研系統的耦合度和協調度，再通過地區產學研系統耦合度和協調度的幾何平均值得出地區耦合協調度。

γ是本文的門檻變量，當其數值超過待確定的門檻值μ時，產學研協同對工業綠色發展的促進作用有顯著變化，即本文的核心解釋變量回歸系數β有顯著變化（若存在雙門檻或三門檻情況，則系數β會相應發生兩次或三次顯著變化）。根據前文假設，選取Hc、Fin和Str三個門檻變量展開分析，其中，Hc為地區人力資本存量，以地區每萬人中大專以上受教育人口比例衡量；Fin為地區金融發展狀況，用地區金融產業增加值與地區GDP的比值表示；Str為地區企業產權結構，用地區規模以上國有企業資產占所有規模以上企業資產總和比重衡量。

[X]是本文控制變量集合，δ為控制變量的相應回歸系數。影響工業綠色發展的因素有很多，為降低這些因素可能對本文回歸結果產生的干擾，在模型中添加反映地區經濟特征的一系列控制變量。

本文主要變量含義見表1所列。

（三）數據來源

本研究的時間跨度為2009—2021年，樣本范圍為中國30個省份（由于數據不全，未包括西藏和港澳臺地區）。使用數據主要來自各年份《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《中國環境統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》，部分缺失數據則通過查閱各省份統計年鑒及用插值法進行補充。模型中與貨幣相關數據，均用相應的平減指數平減至以2009年為基期的數據，以消除通貨膨脹帶來的影響。另外，所有非比值與非指數數據在模型中均進行了對數化處理。模型中所使用的各類數據描述性統計見表2所列。

四、基準回歸結果

（一）基準回歸結果

本文基準回歸結果見表3所列。列（1）為單獨使用地區產學研協同程度對工業綠色發展指數回歸的結果，此時，產學研協同回歸系數為4.601，在5%統計水平上顯著。列（2）—（6）中，逐步添加各項控制變量，可以發現，隨著控制變量逐步增加，產學研協同回歸系數數值的絕對值有所下降，但其符號和顯著性并未發生明顯變化，在所有模型中回歸系數都為正且保持在5%顯著性水平之上，表明兩者之間的關系是穩健的。在添加了所有控制變量的列（6）中，產學研協同回歸系數為2.920，在5%統計水平上顯著?；鶞驶貧w結果印證了H1，即地區產學研協同度會對地區工業綠色發展有顯著促進作用。

在控制變量中，工業化程度回歸系數顯著為正，表明工業化程度越高的地區，可能有更快的工業綠色發展速度；交通基礎設施回歸系數顯著為負，表明交通基礎設施可能給工業綠色發展帶來負向影響；人均GDP、環境規制和技術合同成交額三個控制變量的回歸系數不顯著，說明這三個控制變量可能不會顯著影響工業綠色發展。

（二）穩健性檢驗

為驗證基準回歸結果的穩健性，本文采用兩種方法進行檢驗。第一，使用解釋變量的滯后一期作為工具變量進行回歸，避免可能存在的內生性問題；第二，對本文被解釋變量工業綠色發展進行雙邊5%的縮尾處理（被解釋變量進行1%和2%的縮尾處理，結果同樣穩?。?，避免異常值可能對回歸結果產生的影響。

穩健性檢驗結果見表4所列，其中，列（7）和列（8）是將滯后一期產學研協同作為工具變量的回歸結果；列（9）和列（10）是縮尾處理后的回歸結果。區別在于列（8）和列（10）添加了控制變量，而列（7）和列（9）沒有。

綜上，無論將解釋變量滯后一期作為工具變量進行回歸，還是將被解釋變量進行縮尾處理，所得結果與基準回歸結果比較，在回歸系數的數值和顯著性上均無明顯差異，說明本文的基準回歸結果是穩健的，產學研協同確實能給地區工業綠色發展帶來顯著促進作用。

五、門檻回歸結果

通過基準回歸和穩健性檢驗，地區產學研協同對其工業綠色發展具有促進作用。但其他相關因素可能會對兩者關系產生影響，使這種促進作用存在異質性。本文將通過門檻回歸方法，進一步探討可能存在的異質性。

（一）門檻效應檢驗

在進行門檻回歸之前，先對門檻效應進行檢驗，確定本文假設中三個門檻變量的門檻效應是否存在，并確定相應門檻數和具體門檻位置。

表5報告了分別使用人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構作為門檻變量的門檻檢驗結果。由表5可知，以三個變量為門檻變量進行單門檻和雙門檻檢驗時，所得F統計量和P值均通過了單門檻效應檢驗，但沒有通過雙門檻效應檢驗，說明三個門檻變量在產學研協同影響工業綠色發展上均存在顯著單門檻效應。

表6報告的是三個門檻變量的門檻估計值，其中，人力資本存量的單一門檻值為0.247，金融發展水平的單一門檻值為0.097，企業產權結構的單一門檻值為0.373。這意味著當地人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構分別越過0.247、0.097、0.373時，核心解釋變量的回歸系數β將會發生顯著變化。

（二）門檻回歸結果

本文在分別確立門檻效應存在、門檻數和相應的門檻值后，再進行門檻回歸，探討產學研協同與工業綠色發展之間的門檻效應，門檻回歸結果見表7所列。其中，列（11）、列（12）和列（13）分別為以人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構為門檻變量的回歸結果。

由表7可知，三種門檻變量帶來不同門檻效應：

當人力資本為門檻變量時，產學研協同的回歸系數在兩個階段分別為2.695和4.835，分別在5%和1%統計水平上顯著，且第二分段的回歸系數大于第一分段，說明無論在人力資本存量較低地區還是人力資本存量較高地區，產學研協同對工業綠色發展的促進作用均顯著存在。隨著人力資本存量跨越相應門檻，這種促進作用會有所增強。

當金融發展水平為門檻變量時，產學研協同回歸系數在兩個分段上分別為2.853和6.075，分別在5%和1%的統計水平上顯著，且第二分段回歸系數大于第一分段，說明無論在金融發展水平較高或較低地區，產學研協同對工業綠色發展均產生顯著促進作用。隨著金融發展水平跨越相應門檻，這種促進作用會有所增強。

當企業產權結構為門檻變量時，產學研協同回歸系數在兩個分段分別為2.526和4.243，分別在5%和1%的統計水平上顯著，且第二分段回歸系數大于第一分段，說明無論在國企占比較低地區還是較高地區，產學研協同對工業綠色發展的促進作用都顯著存在。隨著企業產權結構跨越相應門檻值后，這種促進作用會有所增強。

根據門檻回歸結果，地區人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構都會影響產學研協同對工業綠色發展的促進作用。因此，H2得到驗證。隨著地區人力資本存量提高，產學研三個主體之間的知識傳遞更為有效開展，這將有助于技術研發和應用，更好推動工業綠色發展；金融產業發展可以降低企業融資難度，為產學研合作提供更多資金支持，使產學研協同對工業綠色發展的促進作用更加顯著；國有企業在產學研合作上有諸多優勢，具有較強環保意識，因此，國有企業占比高的地區，產學研協同對工業綠色發展的促進作用明顯增強。

綜上，H2a、H2b和H2c都得到驗證。

六、研究結論與對策建議

（一）研究結論

本文基于2009—2021年中國省際面板數據，分析了地區產學研協同對其工業綠色發展的促進作用，通過相應回歸分析，揭示這種促進作用的存在以及人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構對該作用的門檻效應。通過本文實證分析，得出以下結論：

第一，地區產學研協同對其工業綠色發展具有顯著促進作用。隨著地區產學研協同程度提高，地區工業綠色發展水平也相應提高。在使用滯后一期產學研協同數值作為工具變量和對被解釋變量進行縮尾處理的穩健性檢驗后，該結果依然成立。

第二，產學研協同對工業綠色發展的促進作用存在一系列門檻效應。當人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構分別作為門檻變量時，產學研協同對工業綠色發展的影響均表現出單門檻效應。在三個門檻變量值的兩端，產學研協同對工業綠色發展的影響均顯著存在，并隨著地區人力資本存量、金融發展水平和企業產權結構跨越相應門檻值，產學研協同對工業綠色發展的促進作用會有所增強。

（二）對策建議

在新發展階段，為達成“雙碳”目標、推動高質量發展，中國工業正在向綠色低碳方向轉型，如何有效促進其轉型發展是各地經濟發展中的重要議題。本文證明了產學研協同對工業綠色發展的促進作用及一系列相關因素對該作用的門檻效應，由此，提出以下對策建議：

第一，大力倡導產學研協同合作，使其成為推動工業綠色發展的重要動力。在企業與高校、科研院所之間積極架構橋梁，通過人員交流、項目合作等多種方式，在三者之間形成知識有效流動，合力實現工業綠色發展。值得注意的是，企業、高等院校和科研院所在創新活動中的優勢存在互補性，應當避免資源向其中某一主體傾斜，通過優化資源配置，發揮各自優勢，實現協同發展。

第二，充分利用人力資本和金融機構對產學研協同的促進作用。工業企業在與高校、科研院所合作中，要借助后者較高的人力資本儲備，通過座談交流、技術培訓等手段提高本企業人力資本水平。通過加大教育投入和人才引進政策，提高地區人力資本水平，特別要加強綠色技術人才培養與引進。建議出臺相關政策鼓勵金融機構服務于工業企業，以金融發展推動產學研協同。金融機構可以針對企業創新，特別是企業與高校、科研院所的合作創新設立專項服務。構建多元化綠色金融服務體系，通過綠色金融引導資金流向，幫助企業降低綠色創新融資門檻。

第三，充分發揮國有企業優勢，幫助非國有企業更好發展。形成國有企業示范效應，保持自身在產學研協同和工業綠色發展等方面的良好態勢，將其經驗向外傳遞，帶動其他類型企業，推動地區工業更快轉型發展。建議出臺相應政策對非國有企業產學研合作予以扶持，使其他類型企業更加深度融入產學研協同，鼓勵高校、科研院所積極與非國有企業進行技術對接，依托高校和科研院所技術優勢幫助非國有企業發展，使產學研協同效果進一步增強。

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