創(chuàng)新模式選擇對企業(yè)績效影響的對比研究

唐曼萍 郭悅瞻 徐千睿 毛淑玉

【關(guān)鍵詞】 創(chuàng)新模式選擇; 自主創(chuàng)新; 合作創(chuàng)新; 企業(yè)績效; 創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略

【中圖分類號】 F273.1? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）17-0043-08

一、引言

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國企業(yè)傳統(tǒng)競爭優(yōu)勢減弱，經(jīng)濟可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展面臨新挑戰(zhàn)、新機遇。十四五規(guī)劃強調(diào)，增強企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力是發(fā)展的關(guān)鍵。作為經(jīng)濟增長的關(guān)鍵動力，技術(shù)創(chuàng)新不僅在提升企業(yè)績效中發(fā)揮關(guān)鍵作用，更是一個國家經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的決定力量[1]。同時，創(chuàng)新活動具有長期性和高風險的特點，需要企業(yè)持續(xù)投入研發(fā)資金，也可能導(dǎo)致企業(yè)短期績效低迷。但創(chuàng)新成果的應(yīng)用則有利于企業(yè)形成差異化競爭優(yōu)勢，有利于提升企業(yè)財務(wù)績效[2]。因此，研究創(chuàng)新活動對企業(yè)績效的影響具有重要意義。

在當前國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略實施的現(xiàn)實背景下，越來越多的企業(yè)意識到創(chuàng)新活動對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要性，不斷試圖通過自主研發(fā)或者協(xié)同高校、科研院所等進行合作創(chuàng)新以鞏固自身的技術(shù)優(yōu)勢和市場地位。然而，自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新究竟哪一種創(chuàng)新模式更適合我國企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展呢？如果企業(yè)自主創(chuàng)新的績效更好，那么企業(yè)該如何提升自主研發(fā)能力呢？相反，如果合作創(chuàng)新的績效更優(yōu)，那么企業(yè)又該如何理順與高校、科研機構(gòu)等的合作創(chuàng)新機制呢？基于此，本研究通過搜集上市公司自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新的經(jīng)驗證據(jù)，構(gòu)建經(jīng)濟模型評估不同創(chuàng)新模式選擇對企業(yè)績效的不同影響，進而驗證哪種創(chuàng)新模式更有利于企業(yè)績效提升，并根據(jù)研究結(jié)果提出技術(shù)創(chuàng)新的應(yīng)對之策，以期為我國企業(yè)創(chuàng)新模式的選擇和國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的精準實施提供經(jīng)驗證據(jù)和決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新與企業(yè)創(chuàng)新績效

自主創(chuàng)新模式從基礎(chǔ)研究到應(yīng)用技術(shù)開發(fā)，然后到產(chǎn)品設(shè)計和生產(chǎn)，再到整個營銷過程都依靠自己的力量，在這一過程中形成屬于自己的新知識、新經(jīng)驗和新技術(shù)，通過不斷累積，企業(yè)自主的知識和技術(shù)的存量將逐漸增加，并逐步形成企業(yè)的無形資產(chǎn)，提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢[3]。雖然這種模式對企業(yè)自身的研發(fā)實力要求較高，但企業(yè)可以獨立享有其創(chuàng)新成果并明顯提升工業(yè)要素生產(chǎn)率[4-6]。相較于自主研發(fā)，合作創(chuàng)新的弊端體現(xiàn)在：企業(yè)在發(fā)展外部合作的過程中存在機密泄露的風險，并可能被商業(yè)盜竊[7];同時，當企業(yè)自身的吸收能力不足以有效地轉(zhuǎn)化公司的外部知識和技術(shù)時，協(xié)作創(chuàng)新可能會產(chǎn)生負面的抑制作用[8]。結(jié)合企業(yè)生命周期理論分析，相較于成長階段的公司，處于成熟階段的公司更傾向使用獨立創(chuàng)新的方式研發(fā)新技術(shù)和新產(chǎn)品，而依靠合作創(chuàng)新的趨勢減弱[9]。除此之外，有關(guān)研究表明，無論是以高新產(chǎn)品銷售收入還是以專利申請數(shù)作為創(chuàng)新績效衡量指標，協(xié)同創(chuàng)新的促進作用均弱于自主研發(fā)[10-11]。基于上述理論與文獻分析，本文提出假設(shè)1。

H1：相較于合作創(chuàng)新，企業(yè)自主創(chuàng)新更有利于創(chuàng)新績效的提高。

（二）自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新與企業(yè)財務(wù)績效

技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要推動力，中小企業(yè)只有持續(xù)地創(chuàng)新才能保持長期穩(wěn)定的發(fā)展[12]，獲得持久的現(xiàn)金流入。而維持產(chǎn)品成本較高的自主研發(fā)模式，需要大量人力、財力和其他資源的投入[13]。企業(yè)自主研發(fā)新技術(shù)投入較大、周期較長、風險很高，這很不利于企業(yè)近期的財務(wù)績效。相比之下，合作研發(fā)不僅可以分擔投入成本和研發(fā)的不確定性帶來的不良后果，而且可以共享收益，故從創(chuàng)新模式對利潤的影響來看，合作研發(fā)通常優(yōu)于自主研發(fā)[14]。從經(jīng)濟性看來，自主創(chuàng)新不具有規(guī)模經(jīng)濟，而聯(lián)合創(chuàng)新可以通過相互學習，相互補充，使資源利用率和生產(chǎn)力得到提升，因而具有更高的經(jīng)濟性。從資源整合能力看來，相對于自主創(chuàng)新，聯(lián)合創(chuàng)新可以使各聯(lián)合主體擁有的獨特資源實現(xiàn)主體內(nèi)部的流動和交融，實現(xiàn)優(yōu)勢互補，在分擔研發(fā)費用和研發(fā)風險的同時，通過分享各自所掌握的信息和知識加快創(chuàng)新活動進程，使成果更早投入市場[4]，從而有利于短期財務(wù)績效。從研發(fā)模式看來，企業(yè)并不偏好獨立研發(fā)，因其需要企業(yè)具備強大的研發(fā)實力、高昂的資源投入，且創(chuàng)新不確定性很大、盈利回收期長。大多數(shù)中小企業(yè)通常無法維持高支出、高風險以及長回收期的研發(fā)活動。在具備合作聯(lián)盟伙伴的情況下，企業(yè)采用合作、引進等方式開展研發(fā)活動，可以更低的投入獲得及時的現(xiàn)金流入[15]。基于以上文獻分析，本文提出假設(shè)2。

H2：相較于自主創(chuàng)新，企業(yè)合作創(chuàng)新更有利于財務(wù)績效的提高。

（三）自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新與企業(yè)市場績效

自主研發(fā)周期較長，成本和風險較高，可能使企業(yè)失去市場優(yōu)勢[16]。相對而言，企業(yè)與高校、科研院所的合作以及其他研發(fā)活動，可以使企業(yè)得以吸收外部技術(shù)和資金，彌補研發(fā)投入的短期不足和技術(shù)缺陷，從而大大降低研發(fā)風險，實現(xiàn)企業(yè)資源與知識技術(shù)、市場營銷、管理以及許多其他互補合作的有效整合[17]，有助于企業(yè)實現(xiàn)其市場價值。產(chǎn)學合作是明確建立在以應(yīng)用為導(dǎo)向的研究和探索的基礎(chǔ)上的知識交互型活動，因而更貼近產(chǎn)業(yè)和市場價值[18]——在合作研發(fā)的情況下，聯(lián)盟成員共享研發(fā)活動的成果，不僅降低了自身的研發(fā)成本，而且使得行業(yè)生產(chǎn)成本也得以下降，從而引起產(chǎn)品價格減少，根據(jù)供求關(guān)系理論，最終會導(dǎo)致市場需求增加[19];同時，企業(yè)能夠進行自身資源、知識和技術(shù)，以及統(tǒng)籌管理和營銷等方面的有效合作與優(yōu)勢整合，將不同技能的人員安排在適當?shù)膭?chuàng)新活動環(huán)節(jié)中并帶來規(guī)模經(jīng)濟，從而迅速研制出新技術(shù)、縮短創(chuàng)新時間、改善信息質(zhì)量，使企業(yè)在市場競爭中獲得優(yōu)勢地位乃至打開整個新市場[4]。基于以上文獻分析，本文提出了假設(shè)3。

H3：相較于自主創(chuàng)新，企業(yè)合作創(chuàng)新更有利于市場績效的提高。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015—2019年滬深兩市A股上市公司作為樣本，企業(yè)創(chuàng)新模式數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），并通過上市公司官網(wǎng)與公司年報信息進行手工補充，其余數(shù)據(jù)通過國泰安數(shù)據(jù)庫查詢獲得。在本文中，初始樣本的處理方式如下：（1）剔除ST類上市公司;（2）篩除金融行業(yè)上市公司，因為這類行業(yè)的企業(yè)運營通常不需要依靠創(chuàng)新活動維持[2];（3）剔數(shù)據(jù)缺失的樣本。通過以上處理后獲得3 384 家企業(yè)共11 027個觀測值。為消除極端值對研究結(jié)果的影響，本文針對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量———企業(yè)績效

企業(yè)績效是一個綜合的概念，本文分別考察創(chuàng)新模式選擇對創(chuàng)新績效、財務(wù)績效和市場績效的影響。

本文借鑒曲如曉等[20]、董靜等[21]、趙喜倉等[22]的做法，用專利申請數(shù)（Patent）衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，用總資產(chǎn)收益率（ROA）衡量企業(yè)財務(wù)績效，用托賓Q值（TobinQ）衡量企業(yè)市場績效。

2.解釋變量———自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新

本文通過CNRDS數(shù)據(jù)庫以及上市公司官網(wǎng)、公司年報信息搜集企業(yè)創(chuàng)新活動的經(jīng)驗證據(jù)。借鑒黃菁菁等[23]、傅宇等[24]的做法，對于自主創(chuàng)新，若企業(yè)采用獨立研發(fā)則賦值1，否則賦值0。對于合作創(chuàng)新，若企業(yè)采用產(chǎn)學研等方式合作研發(fā)則賦值1，否則賦值0。

3.控制變量

本文采用市場競爭、政府扶持、兩職合一等十余種影響因素作為控制變量，并控制了年份和行業(yè)以消除其影響。

本文具體變量定義見表1。

（三）模型設(shè)計

為了檢驗H1，即相較于合作創(chuàng)新，企業(yè)自主創(chuàng)新更有利于創(chuàng)新績效的提高，本文借鑒傅宇等[24]的檢驗方法，構(gòu)建模型1：

Patenti，t=α0+α1Selfrdi，t+α2Coinnovi，t+α3Sizei，t+

α4Agei，t+α5Levi，t+α6Growthi，t+α7Cashflowi，t+α8Soei，t+

α9HHIi，t+α10Supporti，t+α11Duali，t+α12Coni，t+α13SRi，t+

∑Ind+∑Year+ε? ?（1）

為了檢驗H2，即相較于自主創(chuàng)新，企業(yè)合作創(chuàng)新更有利于財務(wù)績效的提高，構(gòu)建模型2：

ROAi，t+1=β0+β1Selfrdi，t+β2Coinnovi，t+β3Sizei，t+

β4Agei，t+β5Levi，t+β6Growthi，t+β7Cashflowi，t+β8Soei，t+

β9HHIi，t+β10Supporti，t+β11Duali，t+β12Coni，t+β13SRi，t+

∑Ind+∑Year+ε? （2）

上式中，ROAi，t+1為后一期的財務(wù)績效，用以檢驗創(chuàng)新模式選擇與財務(wù)績效之間的時滯性關(guān)系。

為了檢驗H3，即相較于自主創(chuàng)新，企業(yè)合作創(chuàng)新更有利于市場績效的提高，構(gòu)建模型3：

Tobin Qi，t=λ0+λ1Selfrdi，t+λ2Coinnovi，t+λ3Sizei，t+λ4Agei，t+λ5Levi，t+

λ6Growthi，t+λ7Cashflowi，t+λ8Soei，t+λ9HHIi，t+λ10Supporti，t+λ11Duali，t+

λ12Coni，t+λ13SRi，t+∑Ind+∑Year+ε? （3）

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文變量的描述性統(tǒng)計見表2。根據(jù)表2數(shù)據(jù)，A股上市公司的專利數(shù)對數(shù)均值為1.327，標準誤為1.340，說明上市公司之間的創(chuàng)新差距較大。總資產(chǎn)收益率表示為百分數(shù)形式，均值為4.088，標準誤為6.449，最小值為-26.940，最大值為21.190，說明A股上市公司財務(wù)績效整體波動較小，但優(yōu)勢企業(yè)和劣勢企業(yè)的差距明顯。托賓Q值均值為2.159，標準誤為1.376，說明A股上市公司市場績效整體水平較好，但差距較大。自主創(chuàng)新比合作創(chuàng)新的均值更大，說明A股上市公司自主研發(fā)的強度高于合作研發(fā)，企業(yè)應(yīng)加強對合作創(chuàng)新的重視。總體看來，企業(yè)規(guī)模的標準誤和均值分別為1.292和22.220，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)均值為0.403，表明A股上市公司整體規(guī)模比較均衡，非國有企業(yè)更多。

（二）相關(guān)性分析及共線性檢驗

變量間相關(guān)關(guān)系的檢驗結(jié)果見表3。根據(jù)表3結(jié)果可以看出，自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新與企業(yè)創(chuàng)新績效之間顯著正相關(guān)，且自主創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)大于合作創(chuàng)新，與H1相符。自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新與企業(yè)財務(wù)績效之間顯著正相關(guān)，而自主創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)大于合作創(chuàng)新，說明自主創(chuàng)新比合作創(chuàng)新更有利于提升企業(yè)的財務(wù)績效，與H2不符，需要通過回歸進一步驗證兩種創(chuàng)新模式和財務(wù)績效的關(guān)系。自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新與企業(yè)市場績效之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，與H3不符，也需要運用回歸模型進一步驗證。樣本中其余變量的相關(guān)系數(shù)較小，說明基本不存在多重共線性的情況。同時，本文計算了變量間方差膨脹因子VIF值，結(jié)果顯示VIF值均在1—3之間，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，可以對模型進行回歸。

（三）多元回歸分析

本文使用Stata15.1軟件對樣本數(shù)據(jù)進行多元回歸分析，回歸結(jié)果見表4。

表4是自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸檢驗結(jié)果。自主創(chuàng)新關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)為1.404，顯著性水平達到1%，說明兩者之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，合作創(chuàng)新關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)為0.880，顯著性水平達到1%，說明兩者之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系。自主創(chuàng)新與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著大于合作創(chuàng)新，表明自主創(chuàng)新對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用更大，即相較于合作創(chuàng)新，企業(yè)自主創(chuàng)新更有利于創(chuàng)新績效的提高，H1得到驗證。

表4列（2）是自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新關(guān)于企業(yè)財務(wù)績效的回歸檢驗結(jié)果。自主創(chuàng)新與企業(yè)財務(wù)績效的回歸系數(shù)為0.074，不顯著，合作創(chuàng)新與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)為0.489，顯著性水平達到1%，表明兩者之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且合作創(chuàng)新對企業(yè)財務(wù)績效的促進作用顯著大于自主創(chuàng)新，即相較于自主創(chuàng)新，企業(yè)合作創(chuàng)新更有利于財務(wù)績效的提高，H2得到驗證。

表4列（3）是自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新關(guān)于企業(yè)市場績效的回歸檢驗結(jié)果。自主創(chuàng)新與企業(yè)市場績效的回歸系數(shù)為0.041，顯著性水平達到10%，表明兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系，合作創(chuàng)新與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)為0.095，顯著性水平達到1%，表明兩者之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且合作創(chuàng)新對企業(yè)市場績效的促進作用顯著大于自主創(chuàng)新，即相較于自主創(chuàng)新，企業(yè)合作創(chuàng)新更有利于市場績效的提高，H3得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文采用替換因變量的方法重新估計兩種創(chuàng)新方式對企業(yè)績效的影響。對于創(chuàng)新績效，本文借鑒李春濤等[25]的方法，運用企業(yè)研發(fā)支出總額占銷售收入的比例（R&D）更替創(chuàng)新績效的度量指標。對于財務(wù)績效，本文借鑒蘇武俊等[26]的方法，運用凈資產(chǎn)收益率（ROE）替換財務(wù)績效的度量指標。對于市場績效，本文采用托賓Q值的對數(shù)值（Ln TQ）替換市場績效的度量指標。本文對替換因變量后的三個模型進行回歸估計，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。具體結(jié)果如表5所示。

除此之外，本文還采用傾向得分匹配法（PSM）檢驗自主創(chuàng)新與合作創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響。在匹配后，變量的標準化偏差小于5%，可以接受平衡性假設(shè)。由表6可以看出，在采用傾向得分匹配法重新估計兩種創(chuàng)新方式對企業(yè)績效的影響后，結(jié)果依然穩(wěn)健。

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

通過上述實證研究過程，對比得出自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新對企業(yè)績效影響的研究結(jié)論。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)無論采用自主創(chuàng)新或合作創(chuàng)新的方式均對企業(yè)的創(chuàng)新績效均產(chǎn)生正向影響，且自主創(chuàng)新比合作創(chuàng)新更有利于企業(yè)創(chuàng)新績效;自主創(chuàng)新對企業(yè)的財務(wù)績效無顯著影響，合作創(chuàng)新對企業(yè)的財務(wù)績效產(chǎn)生顯著的正向影響;自主創(chuàng)新或合作創(chuàng)新的方式均對企業(yè)的市場績效產(chǎn)生正向影響，且合作創(chuàng)新比自主創(chuàng)新更有利于企業(yè)市場績效。

（二）對策建議

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，國家要加快推進實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。一方面，政府應(yīng)進一步完善研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策，并承擔起為企業(yè)構(gòu)建聯(lián)合創(chuàng)新平臺的責任，支持企業(yè)聯(lián)合創(chuàng)新;另一方面，政府應(yīng)保持市場監(jiān)督者的姿態(tài)，督促企業(yè)保持創(chuàng)新質(zhì)量。企業(yè)應(yīng)持續(xù)開展技術(shù)創(chuàng)新活動，加大對產(chǎn)品更迭換代的研發(fā)投入，從而實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，獲得更多銷售收入或成本領(lǐng)先優(yōu)勢，提升市場占有率;合理安排創(chuàng)新計劃，有效利用創(chuàng)新成果變現(xiàn)的“真空期”，在此階段積極進行市場調(diào)研、擬定下一階段創(chuàng)新方案，縮短“創(chuàng)新成果變現(xiàn)”階段和“創(chuàng)新再投入”階段之間的過渡期，從而降低持續(xù)創(chuàng)新的時間成本。

第二，企業(yè)應(yīng)根據(jù)不同的業(yè)績目標選擇合理的創(chuàng)新模式。當企業(yè)的經(jīng)營目標旨在追求創(chuàng)新專利數(shù)量的增加時，企業(yè)應(yīng)該更加注重獨立自主地進行創(chuàng)新研發(fā)，將更多經(jīng)費投入到自主創(chuàng)新中;當企業(yè)更側(cè)重追求當下的經(jīng)濟效益和財務(wù)業(yè)績時，企業(yè)應(yīng)當致力于與其他科研院所等機構(gòu)進行合作研發(fā)，將研發(fā)經(jīng)費全部投入到合作創(chuàng)新中;當企業(yè)更加注重提高市場價值和股票價格時，企業(yè)應(yīng)當投入更多經(jīng)費進行合作創(chuàng)新，減少對自主創(chuàng)新的投入。與此同時，企業(yè)應(yīng)充分利用合作創(chuàng)新的多平臺優(yōu)勢，在與其他企業(yè)開展深度合作的同時，通過開辟營銷渠道，有側(cè)重點地開展宣傳，向市場傳遞積極的信號，努力推升股票利好，抓住不同消費群體的心理，從而提升企業(yè)的市場價值。

【參考文獻】

[1] 虞義華，趙奇鋒，鞠曉生.發(fā)明家高管與企業(yè)創(chuàng)新[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（1）：136-154.

[2] 李琳，田思雨.內(nèi)部控制、創(chuàng)新投入與企業(yè)績效[J].會計之友，2021（3）：124-128.

[3] 洪俊杰，石麗靜.自主研發(fā)、地區(qū)制度差異與企業(yè)創(chuàng)新績效——來自371家創(chuàng)新型企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].科學學研究，2017，35（2）：310-320.

[4] 吳延兵，米增渝.創(chuàng)新、模仿與企業(yè)效率——來自制造業(yè)非國有企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國社會科學，2011（4）：77-94，222.

[5] HU A G Z，et al.R&D and technology transfer：firm-level evidence from Chinese industry[J].Review of Economics and Statistics，2005，87（4）：780-786.

[6] 孫早，宋煒.中國工業(yè)的創(chuàng)新模式與績效——基于2003—2011年間行業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2013（6）：44-56.

[7] 易靖韜，蒙雙，蔡菲瑩.外部R&D、技術(shù)距離、市場距離與企業(yè)創(chuàng)新績效[J].中國軟科學，2017（4）：141-151.

[8] CRESCENZI R，et al.The innovative performance of firms in heterogeneous environments：the interplay between eternal knowledge and internal absorptive capacities[J].Research Policy，2018，47（4）：485-497.

[9] 余謙，吳旭，劉雅琴.生命周期視角下科技型中小企業(yè)的研發(fā)投入、合作與創(chuàng)新產(chǎn)出[J].軟科學，2018，32（6）：83-86.

[10] 曹霞，楊笑君，張路蓬.技術(shù)距離的門檻效應(yīng)：自主研發(fā)與協(xié)同創(chuàng)新[J].科學學研究，2020，38（3）：536-544.

[11] 劉煥鵬，嚴太華.我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D能力、技術(shù)引進與創(chuàng)新績效——基于省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實證分析[J].山西財經(jīng)大學學報，2014，36（8）：42-49.

[12] 曹文才，單汨源.科技型中小企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新能力影響因素[J].北京理工大學學報（社會科學版），2013，15（6）：70-76.

[13] 張文紅，王丹萍，陳斯蕾.自己做還是找人合作？開放性悖論下企業(yè)研發(fā)行為對產(chǎn)品創(chuàng)新的影響研究[J].科技管理研究，2018，38（3）：11-18.

[14] 龍鎮(zhèn)輝，樓潤平，孫鵬.自主研發(fā)、合作研發(fā)與企業(yè)盈利績效：兼論獨立董事的調(diào)節(jié)作用[J].科技管理研究，2017，37（11）：123-128.

[15] 龐長偉.自主創(chuàng)新還是引進創(chuàng)新？——合作效率對創(chuàng)新模式轉(zhuǎn)換的影響[J].科技進步與對策，2016，33（5）：97-103.

[16] 文玉春.我國產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的模式與路徑選擇研究[J].經(jīng)濟問題，2017（1）：1-10.

[17] 原毅軍，孫大明.FDI技術(shù)溢出、自主研發(fā)與合作研發(fā)的比較——基于制造業(yè)技術(shù)升級的視角[J].科學學研究，2017，35（9）：1334-1347.

[18] 王蕭蕭，朱桂龍.產(chǎn)學合作提升專利質(zhì)量了嗎？ [J].科學學研究，2019，37（8）：1461-1470，1516.

[19] 金星.企業(yè)規(guī)模與研發(fā)投入結(jié)構(gòu)的理論與實證研究——基于企業(yè)知識和產(chǎn)品市場的視角[J].科學學研究，2011，29（7）：1003-2053.

[20] 曲如曉，臧睿.自主創(chuàng)新、外國技術(shù)溢出與制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級[J].中國軟科學，2019（5）：18-30.

[21] 董靜，汪江平，翟海燕.服務(wù)還是監(jiān)控：風險投資機構(gòu)對創(chuàng)業(yè)企業(yè)的管理——行業(yè)專長與不確定性的視角[J].管理世界，2017（6）：82-103，187-188.

[22] 趙喜倉，吳軍香.中小板上市公司R&D投入與企業(yè)績效關(guān)系的比較研究[J].科技管理研究，2013，33（12）：104-108.

[23] 黃菁菁，原毅軍.基于傾向得分匹配模型的產(chǎn)學研合作與企業(yè)創(chuàng)新績效研究[J].研究與發(fā)展管理，2018，30（2）：1-9.

[24] 傅宇，崔維軍，韓碩.合作研發(fā)與企業(yè)創(chuàng)新績效——基于世界銀行中國企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].科學學與科學技術(shù)管理，2018，39（1）：98-106.

[25] 李春濤，張計寶，張璇.年報可讀性與企業(yè)創(chuàng)新[J].經(jīng)濟管理，2020，42（10）：156-173.

[26] 蘇武俊，晏青.債務(wù)融資成本、社會責任與企業(yè)績效——基于我國A股上市公司的實證研究[J].南方金融，2020（10）：13-27.