復雜產品系統主制造商網絡位置對其技術標準化能力的影響

孫耀吾，龔曉葉，陳培禎

1 湖南大學 工商管理學院, 長沙 410082

2 長沙學院 經濟與管理學院, 長沙 410022

引言

技術標準化是高鐵和大飛機等復雜產品系統(complex products and systems, CoPS)創新中解決技術復雜性問題的良策[1]，標準化設計可使復雜產品系統內部模塊之間界面更加清晰，提高系統整體開發效率。與普通大規模制造品不同，復雜產品系統具有復雜性、系統性、高資本和定制化等特征[2]，因此，其標準化過程也呈現綜合性高和專用性強等特點[3]。復雜產品系統研發普遍采用主制造商- 供應商模式[4]，主制造商往往在產業合作創新網絡中嵌入程度較深，并負責產品總體架構設計、模塊集成、產品組裝及交付，是復雜產品系統開發中最核心的行為主體，其技術標準化能力尤為關鍵。網絡位置是影響復雜產品系統創新的重要因素[5]，盡管已有研究大多認為網絡位置對企業技術標準化能力有積極影響，但主制造商的網絡位置如何影響其技術標準化能力還不明確。

在上述過程中，技術環境的影響不可忽視。復雜產品系統屬于技術密集型產品，其標準化過程涉及多種技術知識領域的交互。技術多樣性反映知識領域的多樣化程度[6]，是一個重要的內部技術環境因素。而主制造商所在區域的知識產權保護強度則反映其外部技術環境，現實中由標準化引發的知識產權爭端沸沸揚揚，專利權濫用等問題的訴訟備受關注。因此，本研究引入技術多樣性和知識產權保護強度這兩個技術環境因素作為調節變量，探索主制造商網絡位置對其技術標準化能力的影響機理和規律。

1 相關研究評述

技術標準化與復雜產品系統的融合是技術標準化研究發展的新趨勢[7]。復雜產品系統是典型的大國重器，掌握制定復雜產品系統標準的主導權具有重大戰略意義[3]。為了探索這個問題，從3 個方面展開分析。

(1)已有研究圍繞復雜產品系統的特征、關鍵能力、組織結構和后發國家技術追趕等展開分析。研究發現，復雜產品系統與生產同步和響應迅速的研發特性，以及小批量和定制化的生產特點顯著異于大規模制造品[8]；技術標準化、系統集成、大型項目管理和知識管理等能力是復雜產品系統發展的關鍵能力[9]；基于網絡化合作和網絡化學習的主制造商-供應商自組織架構是其主要的組織結構[10]；自有技術儲備和政府的推動是后發國家技術追趕的主要支撐力和驅動力[2]。由于主制造商是復雜產品系統開發的核心主體[4]，上述研究較多涉及主制造商的關鍵能力與創新績效的關系，但較少研究主制造商關鍵能力，尤其是標準化能力的影響因素。

(2)已有研究圍繞企業技術標準化能力及其影響因素展開分析。技術標準化能力是指企業在技術標準制定中的影響力，對于非復雜產品系統領域的企業，其技術標準化能力受網絡位置[11]、知識重組[12]和標準聯盟[13]等因素的影響。

網絡位置是影響技術標準化能力的基礎變量和核心變量。企業身處不同組織網絡，在網絡中占據不同位置，意味著對社會資本的獲取和控制存在差異[11]，從而影響其技術標準化能力。曾德明等[11]認為度數中心度越高、結構洞越豐富的企業，在技術標準制定中的影響力越大；高俊光[14]的研究也表明，企業在網絡中的地位越高，標準的規制方向對其越有利。相關研究大多認為加入聯盟網絡，獲取有利網絡位置，有助于企業提升標準化能力[11]。此外，企業在技術和商業等領域的合作形成不同類別的組織網絡。企業可通過對標準投贊同票的方式推動標準制定，但企業是否投贊同票取決于其所在網絡的類別[15]。有研究發現，位于技術網絡有利位置的企業較少對標準投反對票，而位于產品網絡有利位置的企業則表現相反[16]。

標準化與知識產權的關系一直受到學者們關注[7]，適當的知識產權保護有利于標準的制定和推廣。保護強度過低，企業難以通過知識產權戰略獲取創新獨占的收益[17]，參與標準制定的積極性不高；保護強度過高，標準實施人的權益難以保護，不利于標準推廣。盡管標準化組織對標準基本專利提出公平、合理、無歧視原則，但對企業知識產權戰略的指導效果依然存在局限[18]。

(3)已有研究考察企業個體差異在網絡位置影響標準化能力中的作用。相關變量可分為兩類，一類是與標準化能力相關的其他重要能力，包括技術多元化[19]和研發投入水平[20]等，代表企業內部差異；另一類是企業面臨的經濟技術環境，包括知識產權保護強度和技術動蕩程度等[21]，代表企業外部差異。有研究表明，企業個體差異帶來的作用顯著。

上述研究從復雜產品系統的特征和網絡位置對標準化能力的基礎作用、企業個體差異的作用等方面為本研究帶來啟示。①復雜產品系統的研發和生產特征顯著異于大規模制造品，復雜產品系統標準化的難度明顯高于一般制造企業，因此有必要對復雜產品系統標準化的特點進行分析。②復雜產品系統在組織分工上的高度復雜性可以用復雜網絡予以刻畫，網絡位置作為復雜產品系統標準化能力的核心解釋變量較為合適。③在復雜產品系統標準化研究中不應該忽略企業個體差異帶來的調節作用。同時，上述研究還存在以下局限：①主制造商是復雜產品系統標準化的主要推動力量，但對標準化能力的研究較少。②網絡位置對標準化能力的影響研究大多定位于高技術產業(如汽車產業)，相關研究結論對復雜產品系統產業未必適用，有必要針對復雜產品系統產業展開研究。③調節變量的選擇針對性不強，難以形成完整的理論框架。

賀俊等[22]和蘇敬勤等[23]的研究表明，復雜產品系統開發的跨知識領域、跨學科特性賦予了主制造商內部技術的多樣性。復雜產品系統設計中遵循的知識產權導向和標準化過程中產生的專利申請、許可、公開等知識產權爭議問題[2]使主制造商對所處的外部區域環境保持敏感。本研究認為，技術多樣性和知識產權保護強度是最能體現主制造商個體差異的內部因素和外部因素。基于以上分析，本研究探索在不同的技術多樣性和知識產權保護強度下，主制造商網絡位置對其標準化能力的差異化作用機制，為復雜產品系統的技術標準發展和主制造商能力提升策略提供啟示。

2 理論分析和研究假設

復雜產品系統的標準化并非簡單地將傳統標準化工作復制到復雜產品系統環境中[3]，與大規模制造品相比，復雜產品系統標準化在難度和內容等方面均表現出獨有特征。首先，復雜產品系統的高復雜性和系統性使其標準化分布在不同產品模塊和技術領域，具有綜合化和體系化的特點；其次，復雜產品系統往往具有定制化特征，用戶參與度高，且設計和制造同時進行，致使行業中缺少可參考的主導設計，增加了標準化的難度。從內容上講，主制造商不僅提供最終系統架構產品，還涉及某些關鍵子系統和核心組件的開發[22]。一方面，核心組件內部開發要遵循某些特定技術要求和規范；另一方面，完成組件嵌合和產品組裝還要求組件接口的兼容性以及接口之間可互聯、互通、互操作[22]，保證標準體系成套和匹配協同[3]。可見，復雜產品系統主制造商的標準化工作主要涉及組件內技術標準和組件間接口技術標準的制定。組件內技術標準傾向于傳統的標準，制定該種標準更需要來自細分領域的專業標準化工作者的精耕細作[3]，因而要求主制造商加強知識深度[23]；組件間接口技術標準則更需要跨多個領域、具有系統集成能力的綜合性人才[3]的多方位知識積累，要求主制造商拓展知識寬度[2]。誠然，占據良好網絡位置能為主制造商發展標準化增加影響力，傳遞所需的知識資源[24]。基于上述特點，本研究從收益- 成本視角，從度數中心度和結構洞兩個維度進行主效應分析，從技術多樣性和知識保護角度分析調節效應。

2.1 主制造商網絡位置對其技術標準化能力的影響

度數中心度的大小反映網絡主體擁有的直接合作伙伴的數量[25]，增加度數中心度可為主制造商標準化能力帶來潛在收益。

(1)內、外部技術知識的整合是主制造商標準化能力形成的重要傳導機制[23]。增加度數中心度可產生一種與制定標準化相關的知識整合效應，即直接接觸的知識主體越多，①可快速便捷地獲取與自身核心技術領域緊密相關的知識、技能和信息[24]，積累組件知識，深化對該領域技術運作的了解，以完成核心組件的開發[26]，制定組件內的專用性技術標準；②表示主制造商擁有更廣泛的知識來源，可以合理避免“集體思考”和“有限探索”[27]，尤其是通過吸收和整合組件供應商的互補知識，可強化自身架構知識[26]，有助于細化組件之間的接口技術規范和要求，制定更具兼容性的的接口技術標準。

(2)開展標準化需要從其他的創新主體獲取知識并進行高強度技術學習[28]。占據網絡中心位置往往為主制造商贏得了良好聲譽[24]，從而產生聲譽效應，即促進與其他創新主體形成長期穩定的技術合作關系，減少創新風險和不確定性[29]；同時合作中增強彼此信任，有利于獲得合作主體的資源承諾[30]，引導他們根據主制造商的創新目標進行專用性投資，而這些都有助于激勵和促進主制造商的深度學習過程[22]，尤其有利于積累對組件內技術標準的認知。但是，由于增加度數中心度的本質是網絡資源在量上的擴張[31]，部分與主制造商保持直接連接的企業之間可能存在緊密合作，產生同質和重復的知識，導致知識冗余[32]，造成知識整合效用在邊際上的遞減。因此，隨著中心度的增加，收益增長在整體上呈現邊際遞減趨勢。

成本伴隨上述收益而來，如知識整合成本和關系維護成本[33]等。然而，成本的增長是邊際遞增的，原因在于：①冗余知識加劇了信息甄別和處理難度，增加了額外的知識篩選成本。②在主制造商中心度過高的情況下，架構知識溢出風險隨著集成商與供應商合作范圍的擴大而加速上升，這無疑加劇了主制造商維護標準化能力的成本。在復雜產品系統行業，主制造商的核心能力，如關于產品組裝和技術集成的架構知識很多嵌入在內部員工的技術訣竅中[34]，廣泛的直接連接促進了員工之間緊密合作，加劇了主制造商這類知識的溢出風險[35]，直接導致制定接口標準的主導地位下降；頂尖主制造商的行業地位及產生巨大經濟利益的潛力，使部分供應商積極籌劃向主制造商轉型以及低地位主制造商向高地位的升級。這些都使主制造商建立直接連接的技術溢出風險加劇，由此產生更多的知識溢出對抗成本。

從收益- 成本視角可知，在低中心度范圍，收益增長占據主導；在高中心度范圍，成本增長占據主導。借鑒HAANS et al.[36]的倒U 形曲線形成原理，主制造商的度數中心度對其技術標準化能力整體呈現倒U形影響。因此，本研究提出假設。

H1a主制造商的度數中心度對其技術標準化能力具有倒U 形影響。

占據結構洞位置也可為主制造商標準化帶來多種收益。①相對于度數中心度在獲取知識資源上量的擴張，結構洞位置可視為知識資源在質上的提升[31]。主制造商占據結構洞，易獲得非冗余和異質性知識[37]，對其標準化能力的形成產生一種異質性知識整合效應，即復雜產品系統的跨領域和跨專業特性，要求主制造商對供應商的知識領域有一定程度了解[23]，且具備跨領域集成和跨組織協調的能力[24]，這些都需要多樣化知識源做支撐。尤其在對系統內部組件之間接口標準進行規范時，對兼容性要求更高[38]。此時，占據的結構洞越豐富，越有利于拓寬其知識基礎多樣性[37]，獲得廣闊創新視野，探索出對接口標準化有利的知識組合方式；還可以加深對復雜技術知識的系統認識，提出具有整合功能的兼容性技術要素框架[11]，促進標準之間的匹配協同。②根據伯特的結構洞理論，結構洞位置為占據者帶來信息控制的權利[30]，更容易發起和主導各種創新活動。主制造商屬于創新網絡中的關鍵研發主體，跨領域合作經驗豐富[39]，若同時占據結構洞位置，更容易產生控制效應，使其在標準制定活動中也更有話語權，主導優勢更明顯。與中心度影響機理有所不同，由于結構洞本身指向非冗余知識[37]，不易產生知識冗余，因而其邊際收益增長保持穩定。

管理結構洞位置也為主制造商標準化帶來成本，如面對異質性知識源、知識整合成本逐漸上升等[40]。信任關系到復雜產品系統內部知識共享成效[34]，結構洞多指向弱連接[30]，使合作風險增加，不利于企業之間形成信任關系[40]，降低了合作伙伴關系投入和知識分享意愿，損害網絡中共同價值觀和愿景的形成，從而增加了主制造商的學習成本。與中心度相似，結構洞對應的成本增長也是邊際遞增的。這是由于占據的結構洞越多帶來以下信任危機：①主制造商的機會主義可能性增加[41]，損害他們在行業內的可信度和聲望，降低合作企業的知識分享意愿，導致主制造商學習難度和額外成本的增加[34]；②不利于形成確保合作行為的網絡統一準則，如增加復雜產品系統組件之間兼容性的技術標準，同時還給主制造商帶來了更大的協調、監控和交流成本[42]。

從收益- 成本視角可知，在低結構洞水平范圍，收益增長占據主導；在高結構洞水平范圍，成本增長占據主導。參考HAANS et al.[36]的倒U 形曲線形成原理，主制造商的結構洞對其技術標準化能力整體呈現倒U 形影響。因此，本研究提出假設。

H1b主制造商占據的結構洞數量對其技術標準化能力具有倒U 形影響。

2.2 技術多樣性的調節作用

技術多樣性是主制造商的一個重要特征，研究表明企業的技術多樣性水平關系著它的知識識別、吸收和整合等活動[11]以及在行業中的影響力[39]。因此，主制造商的網絡位置為其實施標準化戰略所傳遞的豐富知識資源和影響力能否有效轉化為技術標準化能力，還取決于其技術多樣性水平。

擁有多樣性技術，主制造商擁有更多整合知識的可能性[27]，使直接連接增加產生的知識冗余問題得到緩解，使中心度的知識整合效應發揮更大作用，因此也更易形成兩類技術標準。有研究表明，當企業的技術多樣性水平高時，在行業中會產生更高的受認可程度和吸引力[39]，可進一步增強中心位置的聲譽效應。

擁有多樣性技術的主制造商往往積累了豐富的前期知識整合試錯和試驗經驗，可使其避免實施很多不具備創新產出潛力的知識組合行為[43]，減少中心度增加帶來的篩選成本；也使其有意識地減少與某些合作伙伴的深度交流合作，降低直接連接帶來的技術溢出風險對抗成本[44]。

因此，當主制造商技術多樣性較高時，隨著度數中心度的增加，收益的增長比原來更快，而成本的增長比原來更慢，知識冗余產生的不良影響得到緩解。因此，本研究提出假設。

H2a技術多樣性的增加減弱度數中心度對技術標準化能力的倒U 形影響。

復雜產品系統標準化的高知識綜合性使多技術企業在研制適用范圍更廣、兼容性更強的技術標準上更具優勢[11]。主制造商技術多樣性水平越高，表明涉及知識領域越廣，越有能力實施標準化中的知識整合，可增強結構洞的異質性知識整合效應；越容易增加通過結構洞連接的企業對其的依賴，使結構洞的控制效應增強。

技術多樣性增加了主制造商的知識寬度，對異質性知識更易理解和處理，降低了學習成本[37]。技術多樣性帶來的被認可度緩解了因為占據結構洞而帶來的信任危機，從而降低協調成本。

因此，當主制造商的技術多樣性較高時，收益的增長比原來更快，而成本的增長比原來更慢，對信任危機的抵抗力增加，不信任感產生的不良影響得到緩解。因此，本研究提出假設。

H2b技術多樣性的增加減弱結構洞對技術標準化能力的倒U 形影響。

2.3 知識產權保護強度的調節作用

復雜產品系統標準化的綜合性高、專用性強的特點，使其標準化活動涉及到處理多個知識領域的交互和多個主體間的復雜關系，而這些都可能引發知識產權的爭端[45]。由于知識產權保護制度不僅作用于主制造商，還對合作主體產生影響，所以對主制造商來說，這也使知識產權保護制度的作用具有激勵和阻礙雙面性[46]，其內在機理更為復雜。

在知識產權保護制度相對完善的地區，①主制造商的知識整合更容易受到保護，可有效地規避技術盜用和技術人員流動潛藏的泄密等風險，實現創新價值[47]，增強知識整合效應；②使中心位置產生的聲譽效應增強，這是由于此時知識泄露等風險相對較低[27]，未經授權的技術盜用和專利侵占行為減少[48]，合作伙伴的專用性投資行為受到鼓勵，有利于主制造商的深度學習。因此，中心位置帶來的收益增長趨勢更快。

與此同時，標準化中主制造商向合作企業的學習行為面臨更大的被訴訟風險。企業熱衷于將自身專利融入到標準中[49]，以獲取標準實施后帶來的專利許可收益和互補品開發先動優勢。在知識產權保護機制越完善的地區，合作企業申請技術專利的意愿越強，專利標準化動機也越強，這些都為主制造商向合作伙伴的學習增添了更多的風險。知識產權保護水平較高的地區更注重專利價值[50]，使專利訴訟活動更具吸引力，也容易產生“專利流氓”[51]發起的惡意訴訟。大量直接合作關系易帶來權益摩擦，對處于網絡中心位置的主制造商來說更容易受到合作主體牽連[52]，卷入標準化引發的知識產權爭端之中。這些都增添了主制造商的被訴訟風險和學習成本。因此，中心位置帶來的成本邊際增長更快。

由于難以判斷收益增加的邊際效應和成本增加的邊際效應孰大孰小，無法判斷對新的凈收益曲線是增強還是減弱。因此，本研究提出競爭性假設。

H3a1知識產權保護強度的增加增強度數中心度對技術標準化能力的倒U 形影響；

H3a2知識產權保護強度的增加減弱度數中心度對技術標準化能力的倒U 形影響。

同樣，知識產權保護強度高可使主制造商的異質性知識整合更受到保護，使異質性知識整合效應增強，但不利于控制效應的作用。這是因為，知識產權保護強度增加加劇了因結構洞位置的信任危機產生的學習成本和協調成本。順利開發復雜產品系統對主制造商的協調能力有很高的要求[22]，加之標準化中可能出現的知識爭端、占據過多結構洞產生的信任危機等，都對主制造商的協調能力提出嚴峻考驗，增加了協調成本。另外，信任危機使合作伙伴采取積極主動的知識保護手段，強化自身創新收益占有[53]。此時，知識產權法律審判機制和執行力度增強，使合作伙伴的知識產權保護手段更容易實現[46]，增加了主制造商知識獲取成本，如面臨高額專利許可費，被迫承擔更多的應對其他企業的專利訴訟的時間成本和財務成本等，而這些都會降低標準化的實現效率。

因此，成本的增長加快，但異質性知識整合效應和控制效應的總收益增長無法確定，對最終的凈收益變化無法判斷。因此，本研究提出競爭性假設。

H3b1知識產權保護強度的增加增強結構洞對技術標準化能力的倒U 形影響。

H3b2知識產權保護強度的增加減弱結構洞對技術標準化能力的倒U 形影響。

綜上所述，形成本研究概念模型，見圖1。進一步，對6 個假設的理論推演過程進行總結和歸納，提煉出各假設效應的形成機理，見表1。從主效應(H1a和H1b)看，不同類型的網絡位置具備不同的資源特征和影響力特征，使主制造商獲取和控制資源產生差異，由此帶來兩種主效應的收益和成本曲線的差別。盡管最終的影響結果一樣，但是其內在形成機理不同。正因如此，處于不同水平的技術多樣性和知識產權保護強度，主效應對應的收益和成本曲線的變化形態各異，導致調節效應(H2a、H2b、H3a、H3b)的內在形成機理也有所不同。

圖1 概念模型Figure 1 Conceptual Model

表1 假設效應的形成機理Table 1 Generation Mechanism of Hypothesis Effects

3 實證研究

3.1 樣本選擇和數據來源

軌道交通產業是典型的復雜產品系統制造業，具有合作緊密和知識密集等特征。在研發設計中廣泛采用網絡合作和標準化的組織方式，且專利和標準等數據公開性較好，易于獲取。考慮到專利從申請到公開一般有1.5 年～2 年的時長[54]，標準從起草到確定公開也經歷多個環節。因此，為了更加完整、全面地用所獲數據反映企業間的合作創新和標準化活動，本研究將專利數據收集截止年份設定為2016 年，其他數據收集時間區間根據本研究數據處理原則有所浮動，如為了控制專利- 標準的因果效應，將標準數據收集截止年份設定為2017 年。總體而言，本研究選取中國軌道交通產業30 家主制造商為樣本，收集其2000 年至2017 年專利、標準、企業基本信息及所在區域知識產權訴訟數據構建面板數據。主制造商的選取基于以下原則：在復雜產品系統研發中負責產品總體設計、組織項目實施、負責模塊集成和產品組裝并提供產品交付及后續服務的企業。得到30家樣本企業，其中，28 家國有企業，2 家非國有企業；按照中國國家統計局對地區的常規分類，樣本企業主要地域分布為華北地區6 家、東北地區5 家、華東地區8 家、中南地區7 家、西南地區3 家、西北地區1 家；以2016 年為時間節點，企業年齡在20 年以內的5 家，21 年～ 60 年的10 家，61 年以上的15 家。

專利數據來源于國家知識產權局，用于測量自變量網絡位置和調節變量技術多樣性。在合作創新網絡的構建過程中，基于軌道交通產業的245 家企業和研究所(含上述30 家主制造商樣本)的9 310 條聯合申請專利數據構建網絡。標準數據主要來源于中國數據量最大、收錄最完整的《標準數據總庫》，獲得621 條數據，用于測量因變量標準化能力。知識產權訴訟數據來源于國家知識產權局，用于測量調節變量知識產權保護強度。企業年齡和企業性質等企業基本信息數據主要從企業主頁和行業報告中獲取。

考慮到企業研發是一個長期的動態過程，采用3年為一個時間窗口，以企業聯合申請專利數據建立產業合作創新網絡。另外，為了在統計上控制因果效應，考慮到企業技術標準由大量專利構成，遵循技術專利化- 專利標準化邏輯，專利觀測區間比標準觀測區間滯后1 年，如2000 年至2002 年的合作網絡對應2001 年至2003 年的標準數據，以此類推，共計15個時間窗口。理論上，收集整理15 個時間窗口的30家樣本企業的相關數據，可獲得觀測值為450。

3.2 變量定義和測量

3.2.1 因變量：技術標準化能力

借鑒曾德明等[11]的研究，根據本研究團隊2017年1 月至2018 年3 月前往多家中車集團下屬公司關于標準化工作調研獲取的一手素材，制定正式標準一般經過以下流程：首先，由幾家單位商定起草；其次，將該項標準稿提交標準委員會；再次，以文件的形式，在行業中廣泛征集意見；最后，經歷若干其他環節后，最終確立該項標準。其中，標準起草單位在影響標準的技術內容方面有很大的優勢[19]，易獲得未來標準實施后的各種收益。因此，用參與起草的標準數量測量主制造商的技術標準化能力。

3.2.2 自變量

(1)度數中心度。反映網絡主體與其他主體建立直接連接的程度[11]，本研究參考史金艷等[52]的研究，采用與主制造商直接相連的企業或研究所的數目測量該主制造商的度數中心度。

(2)結構洞。采用Burt 結構洞指數中的有效規模測量，反映網絡中的非冗余因素。計算公式為

其中，NS為結構洞；i為網絡中節點，j為與i相連的所有點，q為網絡中除了i或j之外的點；pi,q為i與q建立的關系數量在i與網絡中其他所有節點建立的關系數量中的占比，bj,q為j到q的關系的邊際強度。

3.2.3 調節變量

(1)技術多樣性。參考CARNABUCI et al.[6]的研究，采用熵指數測量企業技術多樣性。計算公式為

其中，TD為技術多樣性，k為技術小類，N為企業專利中k類專利的個數，Pk為企業專利中k類專利所占比例。在計算過程中采用5 年專利數據滾動處理。

(2)知識產權保護強度。借鑒XIE et al.[55]的研究，采用某年企業所在省份知識產權訴訟結案數與該年知識產權立案數的比值測量。

3.2.4 控制變量

(1)企業年齡。用企業年齡控制所有因時間變化而產生的不同效應和不同年齡企業的資源差異。

(2)企業性質。企業性質在一定程度上影響其資金獲取和研發投入，進而對其專利產出和技術標準化能力產生影響。因此，本研究引入企業性質虛擬變量，國有企業取值為1，非國有企業取值為0。

(3)知識基礎規模。具有強大知識基礎的企業在知識元素整合中更具優勢[56]，在技術標準化的過程中更容易取得成功。因此，本研究引入知識基礎規模作為控制變量。借鑒YAYAVARAM et al.[56]的測量方法，計算公式為

其中，a為企業，t為年；KBa,t為a企業第t年之前3年申請的專利總數；Ma,t-s為a企業第t-s年申請的專利數。

(4)網絡密度。有研究認為網絡密度對網絡中知識流動產生影響[13]，進而影響企業對知識的整合效率。因此，本研究將網絡密度作為控制變量，計算公式為

其中，Den為網絡密度，m為網絡中所有連接的數目，n為網絡中點的個數。

(5)網絡異質性。網絡異質性是網絡節點間度分布的不均勻性，反映主體間合作關系的差異化程度[57]，對網絡中知識資源的分享和合作意愿產生影響。因此，本研究將網絡異質性作為控制變量，用度分布熵進行測量[58]，即

其中，H為網絡異質性，h為網絡節點度，p(h)為h的分布函數。

3.3 實證分析模型

構建7 個計量模型，模型1 檢驗控制變量選取的合理性及其與因變量的相關關系，模型2 和模型3 分別檢驗兩個自變量對因變量的倒U 形影響(即主效應1 和主效應2)，模型4 和模型5 分別檢驗技術多樣性在兩個主效應中的調節效應，模型6 和模型7 分別檢驗知識產權保護強度在兩個主效應中的調節效應。

由于因變量為非負整數，且期望和方差差別較大，期望值為4.698，方差為53.217，具有過度分散的特點，因此采用隨機效應負二項回歸模型對面板數據進行假設檢驗[56]。

3.4 實證結果和分析

3.4.1 描述性統計和相關性分析

由于少數主制造商成立時間較晚，在觀測區間內年份成立，因此變量企業年齡、技術標準化能力、度數中心度、結構洞、企業性質、知識基礎規模的觀測值均為448。在技術多樣性的測量過程中采用5 年滾動處理，未收集到觀測區間以外的相關數據，因此技術多樣性的觀測值為311。運用STATA 進行數據分析，變量的描述性統計結果和相關關系見表2，各變量之間的相關系數基本小于0.600。運用線性回歸檢驗多重共線性，發現VIF值均小于3，證明變量之間不存在多重共線性問題[6]。度數中心度與結構洞的相關系數為0.758，這種情況在RANGANATHAN et al.[15]的研究中也有出現，其不同網絡指標之間的相關系數為0.840。從社會網絡理論看，中心度和結構洞是從不同視角對網絡位置的測量，測量方式有相似之處，但二者理論意義有較大區別，本研究將在實證結果討論部分對此進行詳細說明。為了將二者相關性帶來的影響降到最低，識別各自的影響效應，本研究在回歸模型中將它們分別放在不同模型中進行回歸。

表2 描述性統計結果和相關系數Table 2 Descriptive Statistics Results and Correlations Coefficients

3.4.2 假設檢驗和實證結果討論

在數據分析過程中，對兩個自變量和兩個調節變量均進行標準化處理，回歸分析結果見表3。由表3 可知，模型1 包含5 個控制變量，模型擬合程度較好，知識基礎規模和網絡密度對技術標準化能力具有顯著影響，知識基礎規模對技術標準化能力有促進作用，而網絡密度越大，越不利于技術標準化能力的提升。

表3 回歸分析結果Table 3 Regression Analysis Results

在模型1 的基礎上逐步加入自變量的一次項和二次項、調節變量，以及調節變量與自變量的一次項和二次項的交互項。表3 中，與度數中心度相關的回歸模型中對數似然值分別為- 1 000.207、- 767.090和- 997.580，表明連續加入變量增加了模型適用性[11]。

(1)由模型2 可知，度數中心度一次項系數為0.582，p＜ 0.010；二次項系數為- 0.079，p＜ 0.010。表明度數中心度對技術標準化能力具有顯著倒U 形影響，H1a得到驗證。由模型3 可知，結構洞一次項系數為0.420，p＜ 0.010；二 次 項 系 數 為- 0.074，p＜ 0.050。表明結構洞對技術標準化能力具有顯著倒U 形影響，H1b得到驗證。結合模型2 和模型3 的回歸結果，運用Matlab 分別繪制對應的變量關系圖，對主效應給出進一步討論，見圖2 和圖3。

圖2 度數中心度對技術標準化能力的影響Figure 2 Effect of Degree Centrality on Technological Standardization Capability

圖3 結構洞對技術標準化能力的影響Figure 3 Effect of Structural Hole on Technological Standardization Capability

圖2 和圖3 形象地表明度數中心度和結構洞均對技術標準化能力產生倒U 形影響。研究結果肯定了網絡化合作對企業標準化能力積累的重要性，這與已有大部分研究[19]一致。然而，本研究結果發現網絡過度嵌入對標準化能力產生不良影響，大部分已有研究較少得出該結果。這種區別產生的原因可能是因為研究對象不同。已有研究[11]定位于一般高技術產業，其中可能也涉及某些主制造商，但并未有所區分，未考慮復雜產品系統標準化與一般高技術產業標準化在內涵和難度上的不同，也忽略了普通高技術企業與主制造商的個體屬性差異，并未對復雜產品系統主制造商提出有針對性的啟示。本研究結合復雜產品系統標準化高綜合性和強專用性等特點，綜合考慮了關系過度嵌入(度數中心度過高)下的知識冗余和路徑依賴、結構過度嵌入(結構洞占據過多)下的信任危機給提升技術標準化能力造成的阻礙，并得到實證結果支持。

盡管度數中心度和結構洞對技術標準化能力作用一致，均為倒U 形，但卻基于不同網絡位置特征帶來差異化的作用機制。本研究認為主制造商在網絡中占據不同位置，對社會資本的獲取和控制存在差異，這與楊博旭等[31]的研究結論一致。從社會資本理論看，度數中心度和結構洞都代表一定的網絡地位，兩者緊密相關(相關系數為0.758)，但二者具有不同資源特征和影響力特征。從資源特征看，度數中心度高，意味著網絡主體可以便捷地獲取制定標準所需的可信賴和專用性資源；占據結構洞多，則更易獲取非冗余的異質性資源。從影響力特征看，度數中心度高可以帶來良好聲譽，獲取制定標準所需的主導優勢；豐富的結構洞則傾向于傳遞控制權力，產生控制效應。因此，盡管二者作用一致，但內在機理不同，這也是在同一個調節變量下二者作用表現出異質性的最根本原因。

(2)由模型4 可知，技術多樣性與度數中心度二次項的交互項系數為0.173，p＜ 0.050。由模型6 可知，知識產權保護強度與度數中心度二次項的交互項系數為- 0.037，不具有顯著性，H3a1和H3a2均未通過檢驗。

由模型5 可知，技術多樣性與結構洞二次項的交互項系數為- 0.081，不顯著，H2b未通過檢驗。由模型7 可知，知識產權保護強度與結構洞二次項的交互項系數為- 0.104，p＜ 0.050。

由于非線性模型中交互項系數并不反映真實的交互效應[56]，不能僅從交互項系數的正負判定要檢驗的假設是否得到支持。因此，本研究使用圖分析進一步解釋具有顯著性水平的模型4 和模型7 的檢驗結果，判斷H2a、H3b1和H3b2是否成立，并對未通過檢驗的H2b、H3a1和H3a2進行解釋。

結合模型4 和模型7 的回歸結果，運用Matlab 分別繪制對應的變量關系圖，見圖4 和圖5。

圖5 知識產權保護強度在結構洞對技術標準化能力影響中的調節效應Figure 5 Moderating Effect of Intellectual Property Protection Intensity on the Effect of Structural Hole on Technological Standardization Capability

由圖4 可知，技術多樣性增加，主效應1 對應的倒U 形曲線變平坦，表明H2a得到驗證。由于合作是復雜產品系統創新的普遍趨勢，不可避免，因此需要有效規避建立網絡關系帶來的不良影響。本研究發現，技術多樣性的增加緩解了中心度過高帶來的不良影響，主效應1 對應的技術標準化能力整體升高，即曲線整體上移，曲線頂點(圖中用×號標記的點)向右移動，最優技術標準化能力對應的度數中心度也明顯提高。這都說明主制造商技術多樣性水平越高，對網絡資源的利用效果越好，技術多樣性水平的提升是企業通過增加網絡直接連接以獲取標準制定能力的前提。

圖4 技術多樣性在度數中心度對技術標準化能力影響中的調節效應Figure 4 Moderating Effect of Technological Diversity on the Effect of Degree Centrality on Technological Standardization Capability

由圖5 可知，知識產權保護強度增加，主效應2對應的倒U 形曲線變陡峭(綠線變為藍線)，表明H3b1得到驗證。值得注意的是，當知識產權保護強度較低時，結構洞對技術標準化能力的影響表現為積極作用。這不難理解，在知識產權制度不完善的地區，誰占據合作網絡的關口(即企業間的橋梁)，掌握了多樣化的資源，誰獲得的能力就越強。然而，完善知識產權保護制度是大勢所趨。因此，要尋求能夠指導未來實踐的啟示，還要看知識產權保護強度逐漸升高的情況。H3b1通過檢驗，進一步支持了知識產權保護的雙面性[46]。一方面，產生激勵作用，使主制造商與合作主體之間的知識分享更高效，可以更快速地通過結構洞位置獲取技術標準化能力；另一方面，產生阻礙效應，加劇主效應2 的不良影響，最優技術標準化能力對應的結構洞數量變少，即頂點向左移動。

本研究發現，技術多樣性對結構洞二次項的調節作用、知識產權保護強度對度數中心度二次項的調節作用均不顯著，這可能是復雜產品系統標準化過程中隱性知識的傳遞機制影響所致。王娟茹等[34]認為，隱性知識共享是復雜產品系統中知識共享行為的重要組成部分，有助于新技術的組合和新方案的形成。因此，除了學習和掌握關鍵技術專利等顯性知識，主制造商還要掌握技術訣竅等隱性知識[5]。隱性知識的傳遞依賴于緊密、可信賴的關系[59]，結構洞位置不利于隱性知識傳播，相比之下度數中心位置則更有利。此時，主制造商掌握多樣化的顯性技術，無助于其開發和獲取隱性技術，因此導致技術多樣性對主效應2 的調節效應不顯著。另外，主制造商所在區域知識產權保護強度提高，雖然可以降低顯性知識的溢出風險，但對難以形成專利的隱性知識的泄露和轉移制約力度有限，因此導致知識產權保護強度對主效應1 的調節效應不顯著。

4 結論

本研究以復雜產品系統主制造商為研究對象，探討在合作網絡中的位置、內外部技術環境和技術標準化能力之間的關系。側重收益- 成本視角，分析主制造商網絡位置對其技術標準化能力的影響機理，并以技術多樣性和知識產權保護強度為調節變量，揭示它們的干預方式、路徑和結果。研究結果表明，度數中心度和結構洞均對主制造商技術標準化能力具有倒U 形影響，主制造商技術多樣性增加減弱度數中心度對技術標準化能力的倒U 形影響，知識產權保護強度的增加增強結構洞對技術標準化能力的倒U 形影響。

本研究的理論貢獻如下：①針對復雜產品系統標準化的特點，剖析主制造商網絡位置影響其技術標準化能力的內在機理，揭示不同類型網絡位置在社會資本獲取和控制上存在的差異，提煉出知識整合和影響力兩種機制，并詳細論述了它們的不同作用，這是對復雜產品系統技術標準化的積極探索。同時，拓展社會資本理論在技術標準化研究的應用范圍，促進社會資本理論研究與技術標準化研究的融合。②結合主制造商在內部技術多樣性和外部知識產權保護強度上的個體差異，系統分析它們的調節作用機理，為網絡位置影響標準化能力主題開辟一個適用于主制造商的系統研究框架。③從主效應到調節效應的理論推衍，采用完整的收益- 成本分析鏈條，嘗試了管理學研究中關于U 形關系理論推導的新范式[36]，分析結果支持了在高技術領域中良好網絡位置對技術標準化能力產生積極影響的認知。同時，網絡的過度嵌入反而對技術標準化能力產生不良影響。這更加適用于復雜產品系統創新環境，在復雜產品系統標準化和主制造商標準化能力理論研究與實踐之間架起有益橋梁。

本研究的實踐啟示如下：復雜產品系統主制造商在實施標準化戰略時應結合自身內外部技術環境，以綜合視角制定決策。①開展網絡合作應與技術多樣性程度相匹配。在技術多樣性水平較低時，盲目投入網絡資源、追求網絡地位，會讓主制造商產生認知偏差，陷入低端集成陷阱。而當掌握了多樣性技術時，應積極開展網絡化學習和合作。例如，通過與行業中其他主制造商展開項目合作，獲取知識資源和影響力；加強與關鍵供應商合作，引導專用性投資；積極參加行業技術交流和標準制定等活動。同時應趨利避害，避免過多直接合作，將網絡資源的投入保持在動態最優水平，將知識篩選成本、技術溢出風險、路徑依賴保持在可控范圍內。②適當的知識產權保護強度有利于標準的制定和推廣。在知識產權保護制度較完善的地區，主制造商可適當縮減對網絡資源的投入，不過度接觸和進入不相關、不熟悉的技術領域。政府也應制定并有效實施相關法規，合理保護企業知識產權。③充分重視復雜產品系統標準化過程中強關系網絡對隱性知識的傳遞作用。復雜產品系統主制造商從低端集成向高端智造轉變，除了要掌握關鍵技術專利等顯性知識外，還需要掌握技術訣竅等隱性知識。主制造商應在追求度數中心度與結構洞之間保持平衡，防止網絡密度過于稀疏，適度加強合作主體之間的關系強度，增加合作頻率，展開深度交流等。

本研究仍存在一些不足。企業合作創新范圍廣泛、聯合開發項目不一定都能形成實質性的專利成果，采用聯合申請專利刻畫企業的網絡化行為存在一定局限性，未來應探索解決這一局限的方法。本研究認為技術多樣性和知識產權保護強度對網絡位置和標準化能力的關系具有調節作用，還有哪些其他因素、以何種方式產生影響或調節，如技術復雜性、產業技術的動蕩性等。此外，在復雜產品系統標準化背景下，區域知識產權保護強度如何作用于企業內部的知識產權保護策略等，都是未來可進一步探討的問題。