協同創新模式對科技成果產業化程度的影響研究

彭彤彤

（武警工程大學 裝備管理與保障學院，陜西 西安 710086）

一、引言

在開放式創新環境下，科技型企業面臨著融資難、成本高、稅負高、研發能力不足等多方面的問題，協同創新模式的選擇能保證企業資金、人才、設備等多方面資源的有效運行，對提高科技成果產業化程度至關重要，因此協同創新成為企業彌補自身劣勢和獲取外部資源的必然選擇。

目前，科技型企業逐漸探索出戰略聯盟、研發合作、專利合作等協同創新模式，但Das 和Teng（2000）[1]認為企業協同創新的不穩定率高達40%。然而，哪些協同創新模式能夠擴大科技成果產業化規模、提高科技成果產業化效益，協同創新的不同過程是否能夠影響協同創新對產業化程度的影響，這些問題缺乏理論研究與實證檢驗。本文研究協同創新模式對科技成果產業化程度的影響，以及協同創新過程對其調節作用，解決企業協同創新模式的選擇問題，為選擇協同創新模式與提高科技成果產業化程度的實踐提供理論支持。

二、理論分析與研究假設

（一）協同創新模式與科技成果產業化程度的關系分析

1.戰略聯盟與科技成果產業化程度。由于中小型企業自身能力不足，缺乏人力、物力、財力等資源，導致企業科技成果產業化程度較低。在實踐過程中，越來越多的企業、高校以及研究院所通過合作的方式，即通過戰略聯盟的方式各取所長，共同促進科技成果的順利轉化。戰略聯盟是指基于企業自身發展、經營和市場的情況等目標與其他創新主體建立彼此資源交換和共享的合作關系[2]。目前多數學者認為戰略聯盟能夠正向影響企業的創新活動，但有少數學者持相反觀點。如Lavie 等（2012）[3]認為不同主體有無法改變的異質性，文化差異以及組織性質不同等因素會影響聯盟的穩定性，從而影響科技成果產業化的規模與效益；Das 和Teng（2000）[1]認為聯盟各方之間也存在一定的競爭關系，會負向影響企業的活動。但在科技成果產業化的階段，科技成果在市場上大量流通，僅僅依靠高校以及研究院所的力量不足以促進科技成果的產業化程度，此時，利用戰略聯盟可以促進企業從外部獲取相關技術與信息，加強科技成果產業化程度，提高產業化的規模與效益。因此，本研究提出假設：

H1：戰略聯盟對科技成果產業化規模具有正向影響。

H2：戰略聯盟對科技成果產業化效益具有正向影響。

2.專利合作與科技成果產業化程度。專利合作是企業通過外部獲取技術資源的方式，一般包括購買專利、技術許可和合作研發等方式。專利合作主要在科技成果轉化的初期進行，在此階段通過專利合作的方式為科技成果產業化提供基礎，有助于提高科技成果產業化程度的水平。Weigelt（2009）[4]認為專利合作研發能夠有效提高企業的創新績效；Leiponen 和Byma（2009）[5]認為專利合作研發可以將外部資源轉化為內部資源，促進合作方知識溢出與結合。如今，企業僅僅依靠研發投入與知識積累并不能滿足自主創新的需求，在科技成果產業化過程中，專利合作能夠強化企業間知識與技術的有效協同，這種模式可以整合知識網絡資源并加強企業自身的吸收作用，加深科技成果產業化程度，提高產業化的規模與效益。因此，本研究提出假設：

H3：專利合作對科技成果產業化規模具有正向影響。

H4：專利合作對科技成果產業化效益具有正向影響。

3.研發外包與科技成果產業化程度。研發外包是指企業為了降低創新風險以及提高研發效率，將企業部分研發環節外包給其他組織。研發外包的優勢在于企業可以將部分自身缺乏專業性的研究外包給專業性更強的團隊進行更深入的探索，但是，同時也造成了企業作為研發的主體對外包公司的過分依賴。外包公司的可信任度具有較強的不確定性，如果外包公司的專業能力以及可信賴度不足，最終也會導致科技成果產業化程度水平不高的問題。Stanko 和Calantone（2011）[6]認為若企業選擇研發外包的協同模式，會使企業在知識挖掘方面產生依賴性，從而缺乏對隱性知識的探索性；Freytag 等（2012）[7]認為研發外包是企業彌補自身創新能力不足，降低研發風險與成本的有效途徑。在企業自身資源不足的情況下，企業將研發部分環節交給合作方完成，能夠有效降低企業的風險，節約成本，加強科技成果產業化程度，提高產業化的規模與效益。因此，本研究提出假設：

H5：研發外包對科技成果產業化規模具有正向影響。

H6：研發外包對科技成果產業化效益具有正向影響。

4.要素轉移與科技成果產業化程度。中小型科技企業自身資源的單一性和稀缺性需要通過外部資源的轉移進行彌補，要素轉移這一模式可以快速提供關鍵生產要素，如資本、知識、技術、人才以及設備等，是解決企業資源短缺問題的重要途徑。要素轉移將科技成果產業化的過程進行進一步的細分，細分至產業化過程中所需要的各要素，對各要素的需求進行滿足，促進科技成果產業化的程度。Florida（2006）[8]認為在當今形勢下，要素并不是企業固有的資源，只有將其進行流通，才能形成最好的效益；并且，各個關鍵要素在各個創新主體之間的流動可以促進各主體間創新資源的合理分配，使有限的資源更加有序、高效地發揮價值，進一步加深科技成果產業化程度，提高產業化的規模與效益。因此，本研究提出假設：

H7：要素轉移對科技成果產業化規模具有正向影響。

H8：要素轉移對科技成果產業化效益具有正向影響。

（二）協同創新過程對協同創新模式與科技成果產業化程度的調節作用分析

在技術協同的過程中，主要包括專利共享、技術共享，以及共建研發中心等，能夠有效實現資源互補，獲取企業自身不具備的技術優勢。在生產協同的過程中，能夠最大程度地節約生產成本，推動科技成果快速提高轉化規模與效益，加強自身的競爭優勢。在市場協同的過程中，各合作主體可以分別發揮自身的優勢，開拓市場，進一步提高科技成果市場占有率與科技成果市場規模，加深科技成果產業化程度?；诖耍疚脑趯φ{節變量進行選取時，以協同創新過程的階段為基礎，通過對協同創新過程的進一步劃分：技術的協同、生產的協同、市場的協同，來驗證協同創新過程對協同創新模式與科技成果產業化程度的關系的調節作用。因此，本研究提出假設：

H9：協同創新過程對協同創新模式與科技成果產業化程度的關系具有正向調節作用。

在以上假設提出的基礎上，本文提出實證研究的概念模型，自變量為協同創新模式，具體包括戰略聯盟、專利合作、研發外包、要素轉移；因變量為產業化程度，具體包括產業化規模、產業化效益；調節變量為協同創新過程，具體包括技術的協同、生產的協同、市場的協同。協同創新模式對科技成果產業化程度影響研究的概念模型如圖1 所示。

圖1

綜上所述，本文針對協同創新模式對科技成果產業化程度影響的研究中，共提出9 個假設，在概念模型提出的基礎上，進一步地通過實證研究對假設進行分析與檢驗。

三、研究設計

（一）樣本與數據來源

本次的研究對象為自主研發科技成果的高新技術企業，隨機向相關企業發放電子郵件，調研企業的基本情況包括所屬行業、所屬區域、所屬規模、所有權性質，共發放問卷500 份，最后收集到452 份問卷，剔除填寫不完整、答題規律性等的問卷后，共獲得415 份有效問卷，問卷有效率為83%。進一步對調研結果進行描述性統計分析：從性別來看，被調研對象男性占67.2%，女性占32.8%；從被調研企業的規模來看，員工人數大于500 人的占11%，員工人數在301～500 之間的占18%，員工人數在151～300之間的占27%，員工人數小于150 人的占44%；從被調研者職位來看，項目經理占41.3%，創新團隊成員占31.7%，部門主管占20.2%，高管占6.8%；從企業所屬的行業類型來看，被調研企業包括信息技術業（132 人）、制造業（95 人）、電子行業（74 人）、生物醫藥制品業（63 人）、化工行業（51 人），大多數企業性質集中在信息技術企業、制造業以及電子行業。

（二）變量測量

本文的變量采用李克特5 分量表制進行測量，1 分至5 分分別表示“完全不同意”到“完全同意”。各個變量的操作定義與測量均參考了國內外權威期刊的相關文獻進行設計與改進。在對協同創新模式的測量維度選擇上，參考解學梅等（2014）[9]、馬家喜和金新元（2015）[10]的研究，并進一步地進行修正，最終分別從戰略聯盟、專利合作、研發外包以及要素轉移四個維度對協同創新模式進行測量。科技成果產業化程度從產業化規模和產業化效益進行測量，具體劃分為市場規模、市場占有率，以及經濟效益與社會效益。借鑒謝宗曉等（2015）[11]的研究，并進一步通過層次分析法提取技術的協同、生產的協同以及市場的協同對協同創新過程進行測量。

四、實證分析與假設檢驗

（一）描述性統計分析

通過SPSS22.0 對回收的問卷數據進行描述性統計分析。由表1 可知，協同創新模式、科技成果產業化程度以及協同創新過程之間具有明顯的相關關系，且均在0.01 的水平上顯著正相關。本文中提出的9 個測量變量的相關系數均小于0.7，不存在共線性的問題，可以進行實證檢驗。

表1 變量均值、標準差與Pearson 相關系數

（二）信度與效度檢驗

通過SPSS22.0 對回收的問卷數據進行信度與效度的檢驗分析。由表2 可知，各變量的Cronbach's a 值均大于0.8，表明所設計的問卷題項具有良好的信度。各變量的組合信度（CR）和平均變異萃取量（AVE）均滿足適配標準，說明調查問卷具有良好的建構效度，可以進行結構方程模型的檢驗。

表2 信度分析結果

（三）結構方程模型分析

通過AMSO22.0 執行結構方程模型分析，經過結構方程模型的修正，驗證模型的配適度。由表3 可知，戰略聯盟對科技成果產業化規模（β=0.472，P＜0.001）具有顯著正向影響，表明戰略聯盟程度越強，

科技成果產業化規模越大，假設H1 成立；戰略聯盟對科技成果產業化效益（β=0.439，P＜0.001）具有顯著正向影響，表明戰略聯盟程度越強，科技成果產業化效益越高，假設H2 成立；專利合作對科技成果產業化規模（β=0.311，P＜0.001）具有顯著正向影響，表明專利合作程度越強，科技成果產業化規模越大，假設H3 成立；專利合作對科技成果產業化效益（β=0.385，P＜0.001）具有顯著正向影響，表明戰略聯盟程度越強，科技成果產業化效益越高，假設H4 成立；研發外包對科技成果產業化規模（β=-0.209，P＜0.01）具有負向影響，表明研發外包程度越強，科技成果產業化規模越小，假設H5 不成立；研發外包對科技成果產業化效益（β=-0.238，P＜0.01）具有負向影響，表明研發外包程度越強，科技成果產業化效益越低，假設H6 不成立；要素轉移對科技成果產業化規模（β=0.406，P＜0.001）具有顯著正向影響，表明要素轉移程度越強，科技成果產業化規模越大，假設H7 成立；要素轉移對科技成果產業化效益（β=0.427，P＜0.001）具有顯著正向影響，表明要素轉移程度越強，科技成果產業化效益越高，假設H8 成立。

表3 路徑系數

（四）協同創新過程的調節效應檢驗

通過SPSS22.0 對協同創新過程進行調節效應的檢驗。以協同創新模式（戰略聯盟、專利合作、研發外包和要素轉移）為自變量，以科技成果產業化程度為因變量，以協同創新過程（技術的協同、生產的協同和市場的協同）為調節變量進行層次回歸分析。由表4 可知，三組的標準化系數均大于0.5，且都達到顯著性水平P＜0.01，說明協同創新過程對協同創新模式與科技成果產業化程度具有顯著的調節效應，假設H9 成立。

通過對上文提出的假設進行實證分析與檢驗，共有9 個研究假設，其中通過驗證的假設共有7個，未通過驗證的假設共有2 個。假設檢驗結果如表5 所示。

表4 協同創新過程調節效應回歸分析結果

表5 假設檢驗結果

五、研究結論與管理啟示

本文對協同創新模式與科技成果產業化程度的關系進行了探討和研究，以協同創新過程作為調節變量，進一步深層次挖掘協同創新模式與科技成果產業化程度的影響機理，并在影響機理理論分析的基礎上，提出9 個研究假設并構建關于協同創新模式、科技成果產業化程度以及協同創新過程的概念模型。進一步通過實證研究結論可知，假設H5 與假設H6 未能通過實證檢驗，其余假設全部通過?？傻贸鼋Y論：戰略聯盟對科技成果產業化程度具有顯著的正向影響；要素轉移對科技成果產業化程度具有顯著的正向影響；專利合作對科技成果產業化程度具有顯著的正向影響；協同創新過程對協同創新模式與科技成果產業化程度的影響關系具有正向調節作用，其中市場的協同調節作用最為顯著。

基于實證分析結果，得出以下管理啟示：（1）提高自身協同創新能力。就處于科技成果產業化階段的創新型企業而言，為提高自身的協同創新能力，應根據科技成果產業化需求選擇合適的協同創新模式，合理調整創新模式，提高自身創新能力，為產業化階段的科技成果提供多方資源共享的平臺，加深科技成果產業化程度，并將此視為企業長期發展目標考核方式之一。（2）合理選擇協同創新模式。處于不同發展階段的科技型企業，應根據自身所處階段而選擇不同的協同創新模式，如高技術中小企業處于發展初期時，自身創新能力較弱，采取技術創新模式能夠快速幫助企業積累基礎創新能力，而處于快速成長期的企業應選擇戰略聯盟模式更有利，此時應加強市場關系的建立[12]。對不同協同創新模式進行合理選擇，有助于提高科技成果產業化程度。（3）提高協同創新重視程度。企業采取協同創新模式能夠加深科技成果產業化程度，企業應注重對協同創新文化的培養，使科技型人才加深對協同創新模式選擇的重視，進一步提高科技成果產業化規模與效益。