企業核心型開放式創新生態系統價值共創模式對價值共創效應的影響
——一個跨層次調節效應模型

成瓊文，趙藝璇

(中南大學 商學院，湖南 長沙 410083)

0 引言

數字信息技術的飛躍式發展推動著創新組織邊界趨向模糊化和柔軟化[1]。以研發生態圈為主的傳統創新生態系統逐步開始向商業生態圈、服務生態圈蔓延，演變為開放式創新生態系統新形態[2]。企業在實踐過程中逐步顯現出的產學研協同創新等開放式創新特征正是開放式創新生態系統的一種微觀表現。企業在借鑒開放式創新生態系統思想基礎上，進一步拓展產學研協同創新模式，構建以企業自身為中心，上下游合作企業、研究機構、行業協會、第三方中介機構甚至競爭企業等多元異構行為主體為參與者的聯動共生系統。企業將研發生態系統與商業生態系統、服務生態系統整合為一體，以提高響應用戶個性化需求的速度，研發成果也可以迅速轉化為經濟價值。由此，構建企業核心型開放式創新生態系統，由企業主導創新生態系統整體布局與協同發展，已成為實業界和理論界關注焦點。

現有關于企業核心型開放式創新生態系統的研究主要集中于開放式創新生態系統核心概念界定、構成要素分析、影響因素識別、治理機制分析和演化過程探討等方面[3-6]。其中，影響因素識別主要是從內部運行模式和外部環境兩個維度剖析核心企業構建開放式創新生態系統、實現價值共創過程中的影響因素；治理機制分析多聚焦于不同治理機制對促進價值共創效應的作用。但現有研究對于影響因素和治理機制如何共同影響價值共創的效應機理及邊界條件尚處于“黑箱”狀態。例如，何種價值共創模式能夠實現價值共創效應？不同治理機制和外部環境共同影響下的價值共創模式對價值共創效應的影響會怎樣？現有研究對于上述問題尚未給出明確答復，亟需搭建一個分層、聯動的系統性研究框架，幫助理解開放式創新生態系統中各要素之間的關聯。同時，現有研究多局限于案例分析等主觀質性研究，多為理論層面探析，缺乏相應的定量與實證分析。

基于此，本文在現有研究成果基礎上，嘗試通過實證分析，深入剖析企業核心型開放式創新生態系統價值共創模式對其價值共創效應的影響，并引入價值共創機制與外部創新環境等情境因素，進一步探討其對價值共創模式與價值共創效應影響的邊界條件，拓展開放式創新生態系統理論，并在實踐層面為企業構建開放式創新生態系統提供治理策略選擇和理論依據。

1 理論基礎與研究假設

1.1 企業核心型開放式創新生態系統

現有文獻將生態學思想引入創新研究領域，提出開放式創新生態系統理論[7-8](Open Innovation Ecosystem，OIE)。該理論超越傳統供求二元主體概念，指出多元異構化創新行為主體在創新軟環境中圍繞共同核心價值目標自發形成創新群落，并將自身轉換為創新群落中的一個參與者，通過創新群落形成戰略聯盟，實現資源互補，逐步演化為相互支撐、彼此依賴的網絡結構性群落體，最終開辟出新的價值創造路徑。隨后，有學者進一步對企業開放式創新與開放式創新生態系統理論進行整合，提出企業核心型開放式創新生態系統(Enterprise Core Open Innovation Ecosystem，ECOIS)的概念，并將其定義為企業組織其它參與者，為實現共同目標，在研發、商業和服務等方面進行資源互換的交流社區[9]；Bereczki等[10]依據利益相關理論，將企業核心型開放式創新生態系統界定為利益管理者根據一定交換規則進行互換資源的群落。本文在已有研究基礎上，依據開放式創新理論，將企業核心型開放式創新系統界定為，核心企業在資源開源共享模式下，利用自身優勢資源，吸納組織結構分散且高度合作的異質性知識生態種群，構建成為一個生態系統，通過跨組織邊界進行物質流、知識流、信息流的聯結傳導，增加生態系統中知識、商業、服務等資源的存量和流量，從而實現資源互補，大幅提升用戶需求響應速度和市場競爭力，最終達成價值共創、利益共享的合作目標。企業核心型開放式創新生態系統的創新種群主要包括科研院所、第三方中介機構、上下游合作企業、用戶和競爭企業。其中，處于系統生態位核心地位的主導企業最為重要，其是開放式創新生態系統的主要創建者、維護者和引領者。同時，企業核心型開放式創新生態系統也具有多元性、競合性、協同進化性和復雜交互性等自然生態系統特征，概念圖如圖1所示。

圖1 企業核心型開放式創新生態系統

1.2 價值共創模式

價值共創模式是指核心企業根據自身資源狀況和戰略目標，協同各參與者制定并實施的一系列價值捕獲行為方式[11]。價值共創模式選擇主要受企業規模、戰略目標、研發能力和價值取向等因素影響。企業核心型開放式創新生態系統常見的價值共創模式主要包括并購模式、合資模式和合作模式[12-14]。價值共創模式不同，不僅使創新生態系統中各參與者創新行為特征產生差異，而且還會產生不同價值共創效應。

(1)并購模式是指核心企業根據自身資源需求，定向并購掌握獨特資源的企業，以實現資源整合目的的一種經濟行為。在并購模式中，核心企業一方面扮演著資源消費者角色，通過定向掃描發掘出有獨特能力的企業或機構并進行整體性并購，持續開發和最大限度內化被并購企業或機構的資源，降低技術攻關或資源積累所需時間成本，以迅速滿足市場需求[15]。另一方面，核心企業衍生出的資源分解者角色能夠推動其它非定向資源對其它企業的資源溢出和泛化，促進創意資源與其它創新主體的廣泛適配，實現創新資源共享。

(2)合資模式是指參與主體之間有明確互補性資源和共同商業目標,采取共同注入資本資源、技術資源、管理資源和知識資源等，衍生出一個全新的混合型企業實體,有利于深化合作關系[16]，為構建創新生態系統并鞏固系統穩定性奠定良好基礎?，F有文獻總結出合資模式有兩種具體操作方式：一種是國內企業通過招商引資吸納外來企業或研發機構，即“引進來”；另一種是國內企業通過對外投資融入國外本土企業，即“走出去”。無論哪種合資方式，合資都是為了吸納更多異質性知識、文化、技術、資金、關系資源以及觸達更為廣闊的市場，這些都是實現價值創造的有利因素。

(3)合作模式是指核心企業與參與者在技術研發、市場應用和產品服務等方面，通過互相協作實現價值創造的一系列行為和關系總和，具有平等性、戰略性、動態性和穩定性等特點?，F有文獻主要將合作模式類型劃分為契約式、協作式和一體化式等[17]。無論何種類型的合作模式，其目標都是為了各類資源的高度耦合，最終將耦合化的資源轉化為經濟利潤。此時，核心企業搭建的開發式創新生態系統不僅僅是資源流通平臺，更是一個利益共享平臺。

1.3 價值共創效應

價值共創效應的本質就是一種1+1>2的協同價值，是不同創新主體從資源整合到資源升華共同努力的結果[18]。對于核心企業而言，價值共創效應不僅取決于核心企業與其它創新主體的創新資源多寡，還取決于價值共創模式和資源融合程度。具體而言，首先，從并購模式角度看，核心企業根據自身創新資源缺口和技術吸收能力，選擇與之匹配的定向并購目標企業，填補自身技術短板從而實現價值共創。其次，從合作模式看，核心企業與其它企業、高校、中介機構等達成戰略合作，不僅有助于獲取更多異質性知識和技術，而且企業能夠在原有資源基礎上，拓寬業務范圍和銷售渠道，有助于研發成果的市場推廣，實現價值共創。最后，從合資模式角度看，一方面，從企業母體劃分出資源分解體，與跨地區乃至跨國界企業進行融合能夠彌補技術差距，實現跨組織學習，獲取異質性稀缺資源，同時還能夠雙向觸達國內外市場；另一方面，合資企業雙方為了創造更高利潤，會激勵母企業向合資企業轉移更多更好的資源，還會在合資企業資源創造和資源吸收中，迅速提高合資企業的資源價值轉化能力。

綜上所述，盡管參與主體性質(國有企業、民營企業、事業單位、行業協會等)及創新資源交換與共享方式存在差異，但各參與者之間的創新要素整合匹配能提升資源在創新鏈上的流動速率，同時原本柵格化的商業關系也隨著加入創新生態系統而變得更為融合，促進價值共創效應產生。基于此，本文提出以下研究假設：

H1：企業核心型開放式創新生態系統價值共創模式對其價值共創效應具有積極正向作用。

H1a:并購模式對價值共創效應具有積極正向作用；

H1b:合作模式對價值共創效應具有積極正向作用；

H1c:合資模式對價值共創效應具有積極正向作用。

1.4 價值共創機制的調節作用

盡管合作、合資和并購3種價值共創模式都對價值共創效應產生積極影響，但這種影響可能受到內部運行機制和外部創新環境因素影響。Jetzek(2017)指出，開放式創新生態系統中的運行機制是價值共創模式影響價值共創效應的重要內部因素。價值共創機制是指在復雜的開放式創新生態系統中，各創新主體、創新要素之間產生相互作用的運作和控制方式，是促進整體系統實現資源迭代、價值提升的良性循環范式和規則的總和，機制缺失將影響價值共創效果。以往研究主要從性質和功能兩方面劃分價值共創機制類型。從價值共創實現機制性質看，分為決策機制、協調機制、定價機制和約束機制；從價值共創機制功能看，主要包括伙伴選擇機制、信任機制、資源整合機制、激勵機制、風險控制機制和利益共享機制等。本文在已有文獻基礎上，結合企業核心型開放式創新生態系統特點，進一步將價值共創實現機制劃分為進入與退出機制、能量傳遞機制、動力機制和信任機制，并分別從上述4方面闡述價值共創機制對價值共創模式與價值共創效應的調節作用。

①信任機制。開放式創新生態系統中各創新主體的性質、參與目的各有不同，信任機制的建立與完善直接影響著各個創新主體在生態系統中的緊密程度、互動頻率、投入意愿以及彼此之間的忠誠度。良好的信任機制有助于創新主體根植于創新生態系統之中，進而鞏固創新生態系統結構的穩定性，穩定的生態系統結構有助于知識流動與融合。因此，加強創新生態系統各方參與者的信任機制建設，能夠對價值共創效應產生正向作用。②能量傳遞機制。能量傳遞主要是指技術、知識、資金、人才、設備和商業渠道等創新要素在創新生態系統中流通的有效性。③進入與退出機制。在價值共創過程中，通過建立進入與退出壁壘，約束成員的進入與退出行為，從而有效保障開放式創新生態系統組織結構的穩定性和系統內良好的價值共創環境。④動力機制。歸納現有文獻發現，促進企業構建開放式創新生態系統及其它企業愿意加入生態系統的驅動力主要來自于，企業家對經濟利潤的追求、市場競爭壓力、可持續發展戰略目標和艱苦奮斗的企業文化4個方面。動力機制是驅動企業構建并維護創新生態系統及其它參與企業努力促成創新生態系統價值提升的重要保障。

綜上所述，價值共創效應不是價值共創模式實施的必然結果，而是以有效的價值共創機制為前提。由此，本文提出以下假設：

H2：企業核心型開放式創新生態系統價值共創機制正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系。

H2a:信任機制正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系；

H2b:進入與退出機制正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系；

H2c:動力機制正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系；

H2d:能量傳遞機制正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系。

1.5 創新環境的調節作用

創新環境是影響創新活動的一切外部因素的總稱。環境決定論認為，任何組織都無法在真空中生存與發展，創新環境是創新活動賴以生存與成長的土壤。學者通常將創新環境劃分為市場環境和制度環境[19]。良好的市場環境意味著良好的要素市場、中介市場和產品市場，良好的制度環境表現為政府制定的政策法規能夠更好地服務創新活動。良好的創新環境使創新主體間的交流變得更加廣泛和頻繁，從而實現資源有序流動，提高資源利用效率。同時，好的環境也是促使好的關系形成的必備條件，在開放式創新生態系統演化與發展過程中,良好的伙伴關系是價值共創的前提和條件。此外，良好的制度環境能夠抑制機會主義行為，激發企業創新積極性。可見，良好的創新環境不僅能增加開放式創新生態系統中各異質性創新要素碰撞與融合的機率，還能提高企業創新積極性。因此，創新環境通過影響企業創新行為，進而影響價值共創模式與價值共創效應之間的關系。由此，本文提出如下假設：

H3：創新環境正向調節企業核心型開放式創新生態系統價值共創模式與價值共創效應之間的關系。

H3a：市場環境正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系；

H3b：制度環境正向調節價值共創模式與價值共創效應之間的關系。

本文理論模型如圖2所示。

圖2 理論模型

2 研究設計

2.1 變量選取

2.1.1 自變量：價值共創模式

本文在已有研究基礎上，將價值共創模式分為并購模式、合作模式和合資模式3類，主要變量選取及測度方法如下：

(1)并購模式(BG)與合作模式(HC)。本文參考現有研究對企業并購與對外合作的測度思路[20]，手工查閱公司網站、新聞、年報文本中有關地方政府、高校、科研院所、相關企業、行業協會、第三方服務機構等合作信息和并購公告。基于事件分析法，若當年該企業與一家單位簽訂合作協議則認為確認合作關系，計數為1，反之為0；若當年該企業發生并購行為，計數為1，反之為0。分別累計加總的合作次數與并購次數越多，說明企業采用并購模式和合作模式的程度越高。因此，可以較好地反映企業構建開放式創新生態系統過程中采用并購與合作模式的情況。

(2)合資模式(HZ)。合資是企業股本結構或企業性質改變的綜合表現,可以較為真實地反映企業吸納異質性資源的行為。參照現有研究方法[21]，本文以95%的股份作為獨資與合資的分界點，手工查閱官網公司簡介中披露的股權結構或通過電話、函詢了解企業情況。股份大于95%為獨資，計數為0；股份小于或等于95%為合資，計數為1。

2.1.2 因變量：價值共創效應

根據企業核心型開放式創新生態系統的概念界定，其價值共創效應包含聯合創新績效、聯合商業績效和聯合服務績效3個方面[22]。由于生態系統中聯合商業績效和聯合服務績效數據獲取難度較大，考慮數據可獲得性，同時創新績效在一定程度上能夠反映創新生態系統運行效果，因此本文將聯合創新產出績效(RD)作為價值共創效應的代理變量。

由于專利數據具有較好的客觀性和代表性，近年來常被用于表征創新績效?？紤]到本研究重點關注企業聯合創新績效，參考Arslan[23]、劉志迎等(2013)的做法，本文選取核心企業與其它單位聯合發明專利授權數作為價值共創效應的代理變量。通過手工查詢企業專利授權信息，若當年企業某項專利授權單位為聯合申報則視為聯合專利，計數為1，反之為0。

2.1.3 調節變量：創新環境

市場環境(IE)和制度環境(GE)的測度參考李志軍等[24]的研究，采用《中國城市營商環境評價》中的政府效率和公共服務兩個指標測度制度環境，市場環境指標可直接引用?！吨袊鞘袪I商環境評價》具有獨立第三方編制和權威性特點，所使用數據主要來源于EPS(Economy Prediction System)全球統計數據分析平臺數據庫?？紤]到市場環境和制度環境對微觀個體企業的影響可能存在一定時滯效應，本文參考以往學者的做法，采用滯后1年的城市數據，與樣本企業注冊地址所在城市位置相匹配。

2.1.4 價值共創機制

根據以往文獻，本文將價值共創機制(MD)歸納為進入與退出機制、能量傳遞機制、動力機制和信任機制4個維度。具體變量測度采用問卷調查法，由于目前尚無成熟量表,因此借鑒國外研究中已多次使用和驗證的相關成熟量表構建變量測量問卷，并使用Likert 5級量表計分，1～5表示從“非常低”到“非常高”。

(1)進入與退出機制(FD)。主要涉及參與者加入與退出創新生態系統的因素，借鑒已被國內外學者廣泛采用的參與度量表[25]，該量表具有較穩定的信效度。本文基于創新生態系統參與者的參與情況，間接反映系統進入與退出機制的運行狀態，根據研究目標，對量表內容進行適當調整，通過參與開放式創新生態系統的意愿、對參與開放式創新生態系統規則的了解及是否具備參與能力3個維度共6道題項衡量。

(2)能量傳遞機制(ED)。計劃行為理論認為，行為可以通過意愿反映。能量傳遞作為一種資源傳遞行為，可以通過測度資源傳遞意愿映射資源傳遞的行為過程。因此，本文主要借鑒Bock[26]開發的問卷，采用資源分享意愿、是否獲得有效資源、對資源共享制度的了解3個維度共9道題項衡量創新生態系統中能量的傳遞。

(3)動力機制(ID)。在界定創新生態系統動力機制時，本文主要將參與者視為理性經濟人，因此使用Aaker[27]開發的量表度量利益驅動機制，包括技術需求動力、經濟績效動力、戰略發展需求和市場競爭壓力4個維度共4道題項。

(4)信任機制(TD)。本文中信任是指參與者對創新生態系統組織的信任，因此采用Mcallister[28]編制的組織信任量表,包括對其它企業、研究機構(高校、科研院所)、中介結構和行業協會4個大類合作方信任程度的4個測量題項。

2.1.5 控制變量

為了保證研究結論效度，參考已有文獻，結合研究問題性質，本文選取以下變量作為控制變量：

(1)企業規模 (SIZE)。以往研究表明，企業規模與其資源獲取能力緊密相關,并可能影響創新生態系統構建和最終的價值共創效應。參考已有研究，本文對企業總資產取自然對數進行測量。

(2)企業年齡(AGE)。企業年齡差異往往會影響企業決策，企業決策偏差的影響包括企業合作伙伴選取、價值共創模式選擇等方面，進而影響整個系統價值共創總效應。企業年齡以企業注冊時間為基點測量。

(3)研發投入(INPUT)。研發投入常作為創新研究中研發強度的測量變量，能較好地反映企業創新的努力程度。本文沿用以往學者的做法[29]，采用企業當年研發資本投入量衡量并作對數化處理。

2.2 數據來源

本研究數據收集采用主觀與客觀相結合的方式。

(1)主觀數據。首先，確認調研對象。本文選擇《中國區域科技創新評價報告》中綜合科技創新水平指數得分較高的廣東省為調研地區，選取7個以企業為中心構造的開放式創新生態系統，與參與者合作時間均超過3年，涉及57個企業、12所高校、10家科研機構、5家金融機構和3家行業協會。涉及行業包括軟件與信息技術服務業、電子與機械制造業、金融服務、制藥產業領域。其次，在問卷批量發放前，為保障被調研者能夠充分理解問卷題意，先隨機選取10家企業管理人員進行預調研，根據預調研反饋結果調整問卷相關題項的語言表述。最后，批量發放問卷。主要由第三方問卷公司協助發放問卷，問卷發放時間為2019年8月—2020年8月。共發放調查問卷823 份，回收367份，篩選出有明顯錯誤的問卷予以剔除，共獲取318 份有效問卷，有效率為38.63%。樣本特征描述性統計見表1。

表1 樣本特征

(2)客觀數據?？陀^數據收集主要通過3個渠道：①手工查閱企業官網、年報、并購公告等官方信息;②檢索相關企業網站、新聞報道等; ③根據企業名稱，在智慧芽專利檢索平臺查詢企業專利申請有關數據。

3 實證分析

3.1 數據處理

首先對獲取的問卷調查數據進行信效度檢驗，待檢驗結果符合標準后，再進行驗證性因子分析，并進行同源誤差檢驗。然后，剔除客觀數據中的異常值并進行winsorize處理。

3.1.1 探索性因子分析

為了評估調查問卷數據各維度題項的有效性和穩定性，運用SPSS和AMOS對數據進行因子分析及信效度檢驗，如表2所示。結果顯示，所有變量的Cronbach's α系數均在0.7以上，表明量表信度較好，全部測量項目的CR值均大于0.6，綜合表明測量項目具有較好的收斂效度。

表2 因子分析與信度檢驗結果

3.1.2 同源誤差檢驗

為驗證各變量是否存在同源性誤差，即共同方法偏誤，本研究使用Harman單因素檢測驗證。運用主成分分析法對本研究中所有題項進行因子分析，抽取特征值大于1的因子且不作任何旋轉，在影響因素量表中提取4個公因子，轉置后最小因子的貢獻率為15.23%，小于30%，最大因子貢獻率為72.25%，大于60%。由此可知，不存在較大風險的同源偏誤。

3.2 變量多重共線性檢驗

3.2.1 相關系數檢驗

為了初步驗證變量之間的關系，檢驗是否存在多重共線性，首先進行變量間相關系數檢驗，如表3所示。結果顯示，變量之間的相關系數都在合理范圍內，進入與退出機制和合作模式的相關系數最高，為0.613，合資模式的相關系數不顯著，有待后續進一步驗證。

表3 變量間相關系數檢驗結果

3.2.2 方差膨脹因子分析

解釋變量的方差膨脹因子(VIF)檢驗結果顯示，所有變量中VIF值最大為2.31，遠小于10。因此，結合相關系數和方差膨脹因子分析結果可知，變量間不存在多重共線性問題。

3.3 多層回歸分析與假設檢驗

本文采用跨層次回歸方法驗證理論假設。 表4給出了價值共創模式對價值共創效應的主效應檢驗結果。其中，模型1是控制變量對因變量價值共創效應的回歸模型，模型2是在模型1基礎上增加合作模式、并購模式和合資模式3個自變量對價值共創效應的影響，模型3～6逐次在控制變量和因變量中加入4種調節變量。模型2結果顯示，在控制變量基礎上增強3個變量后，模型的解釋力顯著增加(ΔR2=0.199)；價值共創模式的兩個變量合作模式(β=0.152，p <0.1)和并購模式(β=0.332，p <0.05)分別與價值共創效應之間存在顯著正相關關系，說明合作模式與并購模式是企業核心型創新生態系統實現價值共創的有效模式。因此，H1a、H1b得到驗證。然而，合資模式對價值共創效應的影響不顯著，得到了一個反直覺結果。究其原因可能是，在華合資企業難以適應本土創新環境，缺乏對本土市場的了解，受到創新環境約束。因此，H1得到部分驗證。模型3結果顯示，信任機制正向調節價值模式對價值共創效應的影響(β=0.312，p<0.1)，信任機制與合作模式的交互項對價值共創效應的影響系數為β=0.618，p<0.1，說明信任機制能夠強化合作模式與價值共創效應之間的關系。信任機制與并購模式的交互項不顯著，可能的原因在于，面對并不了解的并購企業，雙方信任感較低，尤其是對于曾經多次易主的企業，更加難以建立有效的信任機制，從而不能有效實現價值共創。因此，H2a得到部分驗證。模型4結果顯示，進入與退出機制正向調節價值共創模式對價值共創效應的影響(β=0.124，p<0.1)，進入與退出機制和合作模式的交互項對價值共創效應的影響系數為β=0.321，p<0.01，表明進入與退出機制對合作模式與價值共創效應間的關系起正向調節作用。進入與退出機制與并購模式不顯著，可能的原因在于，并購行為通常發生在技術與資本密集型行業，而此類行業通常進入與退出壁壘較高，不利于價值共創的實現。因此，H2b得到部分驗證。模型5結果顯示，動力機制正向調節價值共創模式對價值共創效應的影響(β=0.361，p<0.1)，動力機制與合作模式的交互項對價值共創效應的影響系數為β=0.152，p<0.1，但與并購模式的交互效應不顯著。傳統市場勢力理論認為，市場競爭壓力、企業家追求高額利潤會導致企業實施擴張型戰略和并購策略。但現有研究表明[30]，并購帶來的不適應、難融合性風險也會使并購方放棄通過并購策略實現價值共創。由此，H2c得到部分支持。模型6結果顯示，能量傳遞機制正向調節價值共創模式對價值共創效應的影響(β=0.584，p<0.05)，能量傳遞機制與并購模式的交互項對價值共創效應具有顯著影響(β=0.123，p<0.1)，而與合作模式的交互效應并不顯著，表明能量傳遞機制正向調節價值模式對價值共創效應的影響，因而H2d得到部分驗證。

表4 價值共創機制對價值共創模式主效應與價值共創效應調節作用的回歸結果

表5顯示了創新環境對價值共創效應調節作用的分析結果，其中模型7是控制變量對因變量價值共創效應的分析結果，模型8在控制變量基礎上增加主效應模型，模型9、10是包括控制變量、調節變量(創新環境)的主效應模型。模型9結果顯示，市場環境正向調節價值共創模式對價值共創效應的影響(β=0.236，p<0.05)，市場環境與合作模式的交互項對價值共創效應具有顯著影響(β=0.025，p <0.1)，但與并購模式的交互效應不顯著。這可能是因為，并購行為的財務監管難度大、透明度不高，一定程度上存在擾亂市場環境的風險，由此部分驗證H3a。模型10結果顯示，制度環境正向調節價值共創模式對價值共創效應的影響(β=0.412，p<0.05)，制度環境與合作模式、并購模式的交互項對價值共創效應均具有顯著影響(β=0.082，p<0.05；β=0.061，p<0.01)，說明加強制度建設、營造良好的制度環境對創新生態系統實現價值共創具有積極影響，由此H3b得到驗證。

表5 創新環境對價值共創模式與價值共創效應調節作用的回歸結果

3.4 穩健性檢驗

考慮到企業性質差異可能會影響整體研究結論的穩健性，本文進一步按核心企業屬性將樣本劃分為國有企業子樣本和民營企業子樣本，然后對主效應研究變量再次進行回歸檢驗，最后與全樣本研究結果進行比對，以檢驗結論的穩健性。結果顯示，子樣本檢驗結果與全樣本有少許差異但并不影響本文主要研究結論，檢驗結果基本保持一致。因此，本文結論具有較好的穩健性。受篇幅限制，穩健性檢驗結果備索。

4 研究結論與啟示

4.1 研究結論

本文在理論假設基礎上，通過實證研究，探討開放式創新生態系統中價值共創機制和創新環境在價值共創模式與其效應關系中的調節作用，得到以下結論：首先，價值共創模式的兩個維度(并購模式和合作模式)與價值共創效應之間呈顯著正相關關系，表明價值共創模式的有效運用已成為核心企業通過構建開放式創新生態系統實現價值提升的關鍵。然而，合資模式并未表現出顯著調節作用，該發現與Jetzek等(2017)的研究結論有所不同。本文認為產生這一差異的原因可能是，受文化相融因素影響，文化相融程度越高，合資模式越能對價值共創效應產生顯著影響。其次，價值共創機制的4個維度(動力機制、信任機制、進入與退出機制和能量傳遞機制)在價值共創模式與價值共創效應關系中均起正向調節作用。該結論從實證角度驗證了戴亦舒[31]等有關開放式創新生態系統中價值共創機制的質性研究結論。再次，本文證實創新組織環境的兩個維度(市場環境和制度環境)在價值共創模式與價值共創效應關系中均起正向調節作用。以往研究較少關注從組織層面到個體層面的跨層次調節因素，本文發現，企業核心型開放式創新生態系統能否產生價值共創效應不僅與企業個體層面因素有關，還與組織層面的外部環境因素密切相關。最后，本文實證分析還發現，核心企業年齡對價值共創效應(結果變量)存在一定程度的負向影響。依據慣性理論，成立時間較長的企業，其組織慣例和理念固化程度更高，從而影響核心企業構建開放式創新生態系統的決策。

4.2 管理啟示

基于上述實證研究結果，本文提出以下管理啟示：

(1)數字信息時代的市場競爭不僅是企業自主研發能力的競爭，更是資源整合力的競爭。因此，企業應根據創新環境變化，打破慣性思維，更新管理理念，尤其對于成立年限較長的企業，一方面要注重自身自主創新能力的培養，另一方面要善于不失時機地整合優質資源，實現“借力”創新[32]。

(2)核心企業不僅要在量上積極吸納多元異構的參與伙伴，擴大生態系統規模，更重要的是精準識別優質參與者，在質上有所提升。同時，不應排斥競爭企業的參與，這樣不僅可以實現優勢資源互補，還可以通過向競爭者學習，將外部競爭效應內部化，形成合作共贏的良性生態循環。

(3)在價值共創模式選擇上，核心企業應充分研判自身研發能力、技術需求、內外部環境和各個參與者特征等多種因素并進行戰略性統籌考量。同時，價值共創模式的運用還要注重與創新環境、價值共創機制匹配協調。

(4)核心企業在構建和維護整個開放式創新生態系統過程中，都要重視系統治理機制的建設與完善。在開放式創新生態系統構建初始階段，要明晰參與者的進入與退出條件、利益分配、知識共享等行為規范；在系統運行過程中，要不斷加強各方參與者的信任，提高參與者在生態系統中的嵌入度，促進資源深度融合，從而提升整個生態系統對市場和用戶需求的響應速度。

(5)創新環境的影響不容忽視。地方政府要加強制度建設，提升市場化水平，營造優質的市場環境和制度環境，為創新發展提供良好的環境基礎。

4.3 理論貢獻

本文理論貢獻在于：首先，完善了開放式創新研究領域理論，從實證角度支持了合理選擇價值共創模式可以提高價值共創效應的質性研究結論；其次，分別從組織層面和個體層面跨層次引入價值共創機制和創新環境兩個調節變量，驗證其在價值共創模式與價值共創效應關系中的調節作用，并將創新環境情境因素分析從市場環境拓展到制度環境，豐富了有關開放式創新生態系統的情境性研究；最后，探究了價值共創模式對價值共創效應的作用邊界條件，厘清了價值共創模式、價值共創機制、創新環境與價值共創效應之間的內部關聯機理。

4.4 研究不足與展望

首先，合資模式對價值共創的主效應假設沒有得到實證支持，未來研究可以此為切入點展開深入探索。其次，在數據收集方面，受限于數據的可獲得性，對于價值共創機制變量的測度，本文采用廣東省內橫截面調研數據，調查結果可能與全國總體情況存在差異，未來研究可以擴大樣本規模，提升研究結論的普適性。同時，本文控制變量中僅控制了核心企業的特征變量，沒有對參與成員的特征變量加以控制，未來可加強參與者特征數據的收集。最后，未來研究可聚焦于某個特定行業，充分挖掘不同行業企業核心型開放式創新生態系統的典型特征，為實踐界提出更具針對性的建議。