政府研發資助和基礎研究投入
——基于產學研關系視角的實證分析

陳子韜，張潤強，袁 夢

(1.上海交通大學媒體與傳播學院，上海 200240；2.西安交通大學公共政策與管理學院，陜西 西安 710049)

0 引言

基礎研究是現代科學技術體系的基石，基礎研究的重大突破不僅有利于加速科學技術進步，更能有力推動社會經濟發展[1-3]。改革開放后，中國的基礎研究取得了卓越成就，但基礎研究總體投入規模不足的問題仍需重視[4]。由于基礎研究的成果具有突出的正外部性，且難以直接產生商業價值，因此政府自然成為基礎研究投入的主要來源[5]。但是，由于短期經濟激勵的引導以及現有資助體系的政策缺陷，政府更側重于資助應用研究領域，導致基礎研究投入相對不足[6-7]，也使得優化政府資助方式成為提升基礎研究投入的重要途徑。以往研究主要從體制機制、干預效果等方面進行探究[8]，其研究發現雖然有助于明確政府資助的政策方向，但難以提供具有操作性的政策設計思路。同時，多數研究忽略了產學研等資助客體在基礎研究投入中的主體性和互動性。在實踐中，高等學校和科研院所是基礎研究的主要載體，企業也能夠通過協同創新的合作關系進入基礎研究中[9-10]。然而，產學研在創新體系中具有相對獨立的功能定位，對于基礎研究有著差異化的職能分工和投入偏好，所獲政府研發資助的影響也有所不同[11-12]。在以競爭性經費為主的制度安排下[13]，三類主體受到政府研發資助的影響也存在差異。因此，面向不同資助客體的比較分析能夠為優化政府資助方式提供一種可能的思路，以此進一步提升基礎研究投入。

“十四五”規劃再次強調，持之以恒加強基礎研究。不論是戰略導向的體系化基礎研究，還是前沿導向的探索性基礎研究，或是市場導向的應用性基礎研究，足夠規模的研發投入是各類基礎研究活動的前提保障。在以產學研為核心主體的國家創新體系中，“資助誰”成為深化基礎研究體制機制改革、優化科技創新財政投入的重要切入點。明確政府研發資助對不同主體基礎研究投入的影響，既有助于改善資助的利用效率，強化公共財政對于正外部性的偏好，又有助于揭示產學研關系在基礎研發領域的表現，推動政府在持續完善創新體系建設中更好地發揮作用。因此，本文基于實證分析思路，聚焦高等學校和科研院所兩個基礎研究的主要載體，從產學研關系出發，探究政府研發資助與基礎研究投入之間的量化關系，以期為政府決策提供參考依據。

1 研究假設

1.1 政府研發資助的客體差異和信號效應

由于研發活動的不確定性和外部性特征，研發活動的投入往往處于相對不足的狀態，政府資助成為保證合適投入水平的重要手段[14]。在中國的長期科技創新發展中，政府發揮了重要作用，使得研發投入規模呈現迅猛增長趨勢[15-16]?；A研究具有不確定性高、無法直接產生商業價值等特點，使得政府資助成為其主要投入來源[5，17]。雖然中國政府對基礎研究的資助體系仍有一定的設計缺陷，但得益于政府資助帶來的投入規模提升，基礎研究投入仍呈現明顯的增長趨勢[6，16]。在創新體系中，產學研是核心的子系統[18]，也是政府資助的主要對象。在研發分工方面，企業(產)主要聚焦于試驗發展，即創新成果的產業化和規?；?，高等學校(學)更多偏向于基礎研究，即創新活動中的基礎知識生產和人才培養，科研院所(研)則介于兩者之間[19]。因此，對于基礎研究，高等學校是核心主體，科研院所也承擔部分職能。企業的職能則相對不突出，在實踐中的投入也十分有限[6]。

由于產學研的主體差異，政府資助對其產生的影響也不同[12]。同時，產學研之間并非相互孤立，而是在交流互動中共同開展創新活動[18]?？梢?，政府對于特定主體的資助會對其他主體的研發投入產生影響。廖信林等[12]基于省級面板數據分析，發現政府對科研機構和高等學校的資助分別會擠出和增加企業的研發投入。這種影響方式主要表現為政策信號，類似于政府對企業的研發資助會對其他市場主體的決策產生干擾[20]。由于基礎研究領域的經費獲取主要采取競爭性形式[13]，并且產學研主體對于各類研發活動均有不同程度的涉及[19]，各主體需要在有限資源和能力的約束下決定自身在不同類型研發活動上的投入。據此，本文提出假設H1：特定主體所獲政府研發資助會影響其他主體的基礎研究投入。

區別于企業，高等學校和科研院所的基礎研究功能都相對突出。政府對于兩者的資助在一定程度上均能夠釋放出對于基礎研究的積極支持信號，促使雙方進一步強化對于基礎研究的投入，即引導性的信號效應。企業在創新體系中側重于創新成果的產業化和規?；?，在商業價值和利潤的追求引導下，對于基礎研究的投入偏好較弱[19]。政府對于企業研發的資助大部分配置于應用研究類型，因而會釋放出重視應用研究的信號，該信號會干擾高等學校和科研院所的決策，將有限的精力和資源更多地配置在非基礎研究的工作上，即干擾性信號效應。據此，本文將假設H1細化為四個子假設，即H1a：科研院所所獲政府研發資助與高等學校的基礎研究投入正相關；H1b：企業所獲政府研發資助與高等學校的基礎研究投入負相關；H1c：高等學校所獲政府研發資助與科研院所的基礎研究投入正相關；H1d：企業所獲政府研發資助與科研院所的基礎研究投入負相關。

1.2 產學研合作程度的調節作用

在創新過程中，產學研主體之間存在差異化的互動模式，相應地會形成強弱不一的合作關系。董金陽等[21]基于中國自科基金和973計劃的數據庫，分析了基礎研究的四種合作模式，辨析出自由探索和需求攻關兩種模式。在各類合作關系中，高等學校和科研院所是主要載體。即便企業對基礎研究的職能定位較不清晰，但也能通過合作關系介入并影響基礎研究的創新過程[10]。何郁冰等[22]以省級面板數據為基礎，分析了基礎研究的投入產出效率，發現產學研合作對其具有顯著的正向影響。同時，產學研合作關系存在差異，通常在程度上表現為合作緊密度，即合作關系的密切程度[23]。根據合作緊密度的不同，產學研主體之間也會存在不同的互動關系，影響政府研發資助所轉化形成的基礎研究投入程度。據此，本文提出假設H2：合作緊密度在政府研發資助對基礎研究投入的影響中具有調節作用。

在具體作用方面，合作關系可以從資源和戰略兩個層面影響政府資助的作用。一方面，合作關系為資金、知識等資源提供了流轉渠道，使其在產學研之間相互流動[10]。對于企業而言，政府資助雖然存在擠出或替代其本身研發投入的可能[15]，但整體上提升了企業所擁有的資源總量。通過資源共享的方式，企業能夠為高等學校和科研院所提供相對更多的資金和資源，保障其基礎研究的投入，并且這種資源共享的水平會隨著合作關系的加深而提高。通過合作中的資源共享，對企業的政府資助能夠部分流入高等院校和科研院所，進而弱化干擾性信號效應的負面影響，即共享性合作效應。另一方面，產學研之間的戰略目標和戰略路徑可能會在合作關系深化過程中逐漸融合，促使其在研發投入決策時會更多地考慮合作對象的需求和目標。中國企業以往具有“技術拿來主義”的特點，與高等學校和科研院所之間存在不同的研發需求[13]。產學研合作能夠有效協調主體間的需求差異，提高基礎研究向企業創新的轉化效率[10]。這種戰略目標同化的現象對于市場導向的應用研究具有積極意義，但對于難以直接轉化為商業價值的基礎研究，則表現為對高等學校和科研院所戰略決策的干擾。由于企業的市場導向，高等學校和科研院所在合作中也會逐步強化對于應用型研究的偏好，并在競爭性的經費獲取制度下弱化政府研發資助的獲取和應用，即同化性合作效應。據此，本文將假設H2細化為四個子假設，即H2a：高等學校與企業的合作緊密度在企業所獲政府研發資助對高等學?；A研究投入的影響中具有負向調節作用；H2b：高等學校與企業的合作緊密度在高等學校所獲政府研發資助對自身基礎研究投入的影響中具有負向調節作用；H2c：科研院所與企業的合作緊密度在企業所獲政府研發資助對科研院所基礎研究投入的影響中具有負向調節作用；H2d：科研院所與企業的合作緊密度在科研院所所獲政府研發資助對自身基礎研究投入的影響中具有負向調節作用。

2 研究設計

2.1 模型設定

根據研究假設，本文的分析框架如圖1所示。為了檢驗以上假設，本文采用面板數據分析方法，通過模型構建和擬合，提供量化判斷依據。

圖1 分析框架

本文基于逐步回歸的思路，采用逐步引入變量的方式進行模型構建。由于高等學校和科研院所都有基礎研發職能，以下模型構建過程以科研院所為例，具體如下：

式中：BR表示基礎研究投入，i和t分別表示地區和年份，β表示待估計系數，βZ表示一組控制變量及其系數，μi、γt和εit分別表示個體效應、時間效應和隨機效應，上角標I表示科研院所。

為了驗證假設H1b，在模型中引入科研院所的政府研發資助GFI，具體如下：

為了進一步驗證信號效應，對以上模型進行擴展，具體如下：

為了檢驗合作緊密度在其中的調節作用，模型擴展為如下形式：

2.2 變量測量

在變量測量方面，因變量基礎研究投入GF采用研發經費內部支出中的基礎研究數量進行衡量，對于高等學校和科研院所采用同樣的測量方式。自變量政府研發資助GF采用來源于政府資金的研發經費內部支出數量進行衡量，并且區別產學研三類主體?？紤]到時序因素可能會干擾因果關系的識別，因變量和自變量的測量除了采用絕對水平的方式外，也會采用一階差分的方式，兩者分別反映出自變量和因變量在規模增量上的關系。調節變量合作緊密度CT主要反映高等學校和科研院所與企業的合作程度，采用相應主體研發經費內部支出中企業來源資金的占比進行衡量[22-23]。

由于基礎研究投入的決策受到政府資助和產學研合作的影響，同時經濟環境和技術環境也有一定的決定作用，本文控制變量的選擇參考已有研究[3，7，12，22]，共分為四類。第一類為主體自身所受政府資助的規模，其測量方式同自變量。第二類反映產學研的合作程度，采用合作緊密度CT進行測量，即調節變量同樣作為控制變量納入模型。第三類反映地區社會經濟發展的水平和氛圍，包含經濟發展ED和市場環境ME，采用人均地區生產總值和市場化指數進行測量。第四類反映地區的技術研發基礎，包括對外貿易FT、技術市場活躍TMA、非正式制度支持IIS，測量方式依次為境內貨源地出口總額占地區生產總值比重、技術市場交易額占地區生產總值比重、地區大專以上人口占比。

2.3 數據說明

考慮到數據的可及性，本文分析所用數據為2009—2019年30個省級地區的數據，描述性統計結果如表1所示。由于西藏的發展定位特殊并且數據缺失嚴重，本文不將其納入分析范圍。市場化指數來源為《中國分省份市場化指數報告(2018)》，采用平均增長幅度的方式進行數據外推，得到所需的時間跨度[24]，其余數據來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》和國家統計局。需要說明的是，由于本文所用經濟指標較多，需要對通脹因素進行平減。對于經濟發展指標，本文基于地區生產總值的名義值和指數計算平減指數，進而進行去通脹處理。對于基礎研究投入和政府研發資助，參照已有文獻[11，23]，按照55∶45的比例將居民消費價格指數和固定資產投資價格指數加總為研發價格指數，進而進行平減處理。由于指標量級較大會影響回歸效果，因變量和自變量的絕對水平在去除通脹后均進行對數化處理。

表1 描述性統計結果

3 數據結果與分析

3.1 面向高等學校的回歸結果

依照研究設計，本文使用Stata 15進行數據處理。在面板數據模型設定上，本文選擇固定效應模型，并考慮到截面相關、序列相關、異方差等因素對擬合結果的干擾，采用Driscoll-Kraay標準誤進行系數顯著性檢驗?；貧w結果包含規模關系和增量關系兩組結果，分別采用絕對水平和一階差分的方式測量因變量和自變量。

面向高等學校的回歸結果如表2所示，其中所有模型擬合檢驗的F值均在1%的水平下顯著，同時隨著自變量和交互項的逐漸引入，擬合優度R2逐漸增大，說明模型整體擬合情況良好。

表2 面向高等學校的回歸結果

在具體系數方面，高等學校所獲政府研發資助GFU的系數在結果中均顯著為正，政府研發資助是高等學?；A研究的主要來源，能夠在規模水平和增量水平上提升高等學校的基礎研究投入。但是，另外兩類主體所獲政府研發資助GFI和GFE的系數在兩組結果中均未能通過顯著性檢驗，并且整體系數數值較小，說明政府對于另外兩類的研發資助并不能影響高等學校在基礎研究方面的投入，即信號效應不顯著?？梢?，高等學校相對于科研院所和企業而言，在協同創新中的職能分工相對比較明確，基礎研究占據其主要地位[18]。政府對另外兩者的資助雖然能夠產生一定的信號，但是高等學校所接受的信號強度不足，并且基礎研究與其他類型的資助模式不同[16]，導致其難以影響高等學校在基礎研究方面的精力配置。

在合作效應方面，高等學校與企業的合作緊密度以及企業所獲政府研發資助交互項CTEU×GFE的系數在兩組結果中均為負，分別在5%和1%的水平顯著，與高等學校所獲政府研發資助交互項CTEU×GFU的系數在規模關系的結果中未通過顯著性檢驗，在增量關系的結果中在5%的水平顯著為負，說明校企合作存在干擾高等學?；A研究投入的風險，尤其在合作程度較深的情況下，校企合作會增強兩者之間的信息交流，放大企業所獲政府研發資助的干擾信號，同時使得高等學校的研發投入決策逐步適應企業的研發投入偏好，從而減弱高等學校對政府基礎研究資助的爭取意愿。

綜上，對于高等學校而言，自身所獲政府研發資助能夠有效轉化為基礎研究投入，并且不會受到另外兩類主體所獲政府研發資助的信號效應影響，但與企業的合作深度會強化企業所獲政府研發資助的負向影響，并弱化本身所獲政府研發資助的正向影響。數據結果部分支持假設H2b，未支持假設H1a、H1b和H2a。

3.2 面向科研院所的回歸結果

面向科研院所的回歸結果如表3所示，相關指標顯示模型的擬合情況相對較好。但是，各變量的具體系數與面向高等學校的回歸結果有著較大的差異，也反映出兩類主體的差異。

表3 面向科研院所的回歸結果

在具體系數方面，科研院所所獲政府研發資助GFI的系數均在1%的水平下顯著為正，說明政府對科研院所的研發資助同樣能夠提升其基礎研究投入水平。在信號效應方面，高等院校所獲政府研發資助GFU的系數在規模關系的結果中未通過顯著性檢驗，但在增量關系中表現為負向，并在5%的水平下顯著，說明政府對高等學校的研發資助能夠影響到科研院所的研發投入決策，由于基礎研究經費獲取的競爭性制度安排，科研院所與高等學校之間的潛在競爭關系使得其干擾作用表現為對基礎研究投入增量的負向影響。企業所獲政府研發資助GFE的系數在兩組結果中均至少在5%的水平下顯著為負，說明政府對企業的研發資助會釋放出偏向應用研究的政策信號，干擾科研院所的研發投入決策，降低其對于基礎研究的投入意愿。但在具體數值方面，企業所獲政府研發資助在增量關系結果中的系數明顯小于高等院校，說明科研院所對于高等學校獲得政府研發資助的信號效應更為敏感。

在合作效應方面，科研院所與企業的合作緊密度與企業所獲政府研發資助交互項CTEI×GFE的系數在兩組結果中均未通過顯著性檢驗，與科研院所所獲政府研發資助交互項CTEI×GFI的系數在規模關系的結果中未通過顯著性檢驗，在增量關系的結果中在1%的水平顯著為正，說明政府對企業的研發資助無法通過合作關系流動至科研院所，但會強化對于企業研發的需求感知。由于企業本身不具備基礎研究的優勢，在功能互補的合作動機驅動下，科研院所會改變對于基礎研究的偏好敏感性，將更多的精力用于爭取政府對于基礎研究的研發資助。

綜上，對于科研院所而言，自身所獲研發資助同樣能夠提升基礎研發投入，并且與企業的合作能夠強化本身所獲政府資助轉化為基礎研究投入的比例，但另外兩類主體所獲政府研發資助的信號效應會降低基礎研究投入。數據結果支持假設H1d，并部分支持假設H1c，未支持假設H2d和H2c。

4 結論與啟示

本文圍繞政府研發資助與基礎研究投入的量化關系，從產學研關系入手展開分析，以高等學校和科研院所兩類基礎研究主要載體為研究對象，提出政府研發資助的信號效應假設和合作效應假設，并基于2009年至2019年30個省級地區的面板數據進行實證檢驗，得到以下結論：①政府對于高等學校、企業的研發資助會降低科研院所的基礎研究投入，但政府面向科研院所和企業的研發資助卻對高等學校的基礎研究投入影響不顯著；②與企業的合作緊密度會擾亂高等學校對于政府研發資助的應用決策，對基礎研究投入產生負面影響，但會引導科研院所爭取更多基礎研究的政府研發資助。

結合研究發現得到以下啟示，政府在深化基礎研究體制機制改革、增加基礎研究財政投入時，需要從資助對象的偏好出發，充分考慮政府面向產學研不同主體的研發資助所產生的基礎研究投入影響。①明確基礎研究的核心主體，持續加大對于高等學校和科研院所的政府資助?；A研究成果帶有突出的公共產品特征，高等學校和科研院所因其公共屬性，一定程度上能夠保障政府資助更好地投入基礎研究領域，發揮公共財政的公共價值創造功能。②重視政府對不同對象資助釋放出的政策信號，適度降低對于企業的研發資助。企業天然具有營利導向的特性，政府對企業的研發資助會釋放出重視應用研究的政策信號，擾亂科研院所在基礎研究上的投入決策，因而政府應當弱化資助時的企業主體選擇偏好，這樣有助于科研院所對基礎研究的精力配置，保證整體基礎研究投入。③規范校企合作的適度開展，強化科研院所與企業的合作深度。雖然校企合作有助于實現創新成果的商業價值開發，但是也會影響高等學校對于基礎研究的注意力配置，因而校企合作需要保持適度水平，政府資助也應當注重校企之間的定位差異和合作邊界，避免校企合作弱化高等學校的基礎研究職能。相對而言，科研院所與企業的合作能夠凸顯自身基礎研究的功能，發揮兼顧兩類研究的優勢。因而，企業與科研院所的合作需要加強，政府在資助政策中也可以適度強調對于兩者合作的偏好，通過設立聯合攻關、課題外包等創新資助形式，強化企業的應用定位和科研院所的研究定位，促使科研院所更多地在基礎研究中投入。

本文以產學研關系為切入點，對政府研發資助與基礎研究投入的關系進行檢驗，為相關研究提供了協同創新的新視角，并且從信號效應和合作效應出發，揭示出對象選擇對于政府資助效果具有一定的影響，豐富了以往研究成果。但本文側重于宏觀分析，對于不同主體微觀決策機制的考察不足，同時受到統計數據的約束，未能詳盡區分不同形式的政府資助類型以及基礎研究類型。未來研究一方面可以從高等學校和科研院所的組織個體出發，剖析基礎研究投入的決策過程，另一方面可以面向戰略導向的體系化基礎研究、前沿導向的探索性基礎研究、市場導向的應用性基礎研究三類基礎研究類型，采用仿真模擬等方式突破數據可獲取性的約束，比較不同類型政府資助的作用效果，進一步深化相關研究。