技術標準聯盟對企業數字創新的影響機制
——基于技術標準與知識產權協同視角

王黎螢，陳 霞，謝雯欣

（1.浙江工業大學中國中小企業研究院,浙江杭州 310012；2.浙江工業大學管理學院,浙江杭州 310012）

作為數字創新發展重要制度保障的技術標準與知識產權的協同日益緊密［1］。隨著全球產業鏈供應鏈的顯著波動，與知識產權有關的技術標準競爭戰略已經成為企業數字創新的主戰場。發達國家較早開始知識產權與標準化的戰略布局，通過將知識產權納入標準化活動，進而借助標準聯盟等組織推廣相關標準，使之成為通用的國際標準。標準聯盟已經成為企業實施標準化戰略、參與標準競爭的首選模式，如國際上的MPEG LA 機構、VIA Licensing，DVD 的3C、6C 聯盟和Wi-Fi 標準聯盟以及我國的AVS 標準聯盟、閃聯等，都是典型的標準聯盟代表。但是，技術標準和知識產權的協同也給企業數字創新發展帶來了挑戰。例如由高通、愛立信、中興通訊、KPN 及InterDigital 等聯合推出Avanci 專利許可平臺，憑借其匯集的約50%的3G 標準必要專利和46%的4G 標準必要專利而強勢推行的整車專利收費模式，引發了平臺和車企間的專利許可糾紛。由此可見，隨著企業數字創新進程加快，技術的日益復雜化使得技術標準與知識產權的協同作用更加明顯［2］。日益增多的企業選擇將專利融入技術標準，借助標準的市場推廣形成競爭優勢。如王黎螢等［3］從產業層面研究了標準與知識產權對數字創新的推進。企業作為技術創新和標準化的主體［4］，已有研究揭示了技術標準和知識產權分別對企業數字創新的正向影響，但對技術標準與知識產權協同影響企業數字創新的研究較為鮮見。實踐中也存在部分企業聚焦在技術標準戰略或是知識產權戰略的單一形式的運用，缺乏知識產權支撐的技術標準先行戰略指導，缺乏知識產權與標準協同的全鏈條保護戰略構建。因此，技術標準與知識產權之間的協同對企業數字創新的影響有待進一步深入探討。

立足新發展階段，標準與知識產權的協同已成為企業數字創新發展的新趨勢，組建標準聯盟將知識產權納入技術標準也成為企業占據產業價值鏈高端的重要策略。鑒于此，本文聚焦于企業層面，從“技術標準與知識產權協同如何影響企業數字創新”這一主要研究問題著手。技術標準聯盟是技術標準與知識產權協同的重要載體，張利飛［5］、孫舒榆［6］的研究都以技術標準聯盟作為自變量來解釋對數字創新的影響，較少有研究將技術標準聯盟作為中介變量來探討對數字創新的影響。為此提出“技術標準與知識產權協同是否會通過標準聯盟的中介作用影響企業數字創新”的子研究問題。企業參與標準聯盟過程中，網絡能力會影響企業與標準聯盟各主體之間對先進技術標準和知識產權等資源的獲取和運用，并會對企業數字創新績效帶來影響。為此研究進一步提出“網絡能力是否在技術標準與知識產權協同通過標準聯盟影響企業數字創新過程中發揮調節作用”的子研究問題。綜上所述，研究基于企業微觀層面，探討了技術標準與知識產權協同對企業數字創新的影響，從技術標準聯盟的中介視角剖析其對技術標準與知識產權協同與企業數字創新之間的關系，并從網絡能力調節視角探究其對中介效應和直接效應的影響。研究旨在豐富技術標準與知識產權協同的研究，并試圖為推動我國本土情境下的技術標準與知識產權協同推進企業數字創新提供對策建議。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 技術標準與知識產權協同對企業數字創新的影響

數字經濟發展主要體現在數字產業化和產業數字化［7］。數字產業化是基于數字技術形成的新興產業形態；產業數字化主要是指通過數字技術在制造、運營等業務環節的應用，實現產業轉型升級創新過程。而數字產業創新是數字經濟高質量發展的關鍵，對構建數字經濟新優勢起著關鍵作用。如王黎螢等［3］對數字產業創新重新定義：將數據生產要素與數字化生產條件重新組合并引入經濟體系，從而產生新的生產函數的創造性破壞過程。從協同的技術標準視角來看，全球技術標準的競爭越來越激烈，掌握了標準制定的主動權，就能從中獲得巨大的經濟效益。Lindgren 等［8］認為，技術標準有助于創新擴散，對降低交易成本、促進產業上下游創新要素的聯系、協調與整合，推動產業數字化創新等方面起著重要作用。而技術標準的實施也需要知識產權，隨著對知識產權的保護增強，越來越多的高新技術領域技術成果申請了專利保護［9］。從協同的知識產權視角來看，開放式創新使得知識產權的角色發生了變化，知識產權與技術標準日益趨同，特別是在高新技術領域，其標準通常基于不斷更新的技術［10］。現有的理論、實踐均可表明技術標準可以促進產業發展，知識產權可以激勵產業創新［11］。郝帥［12］認為，高新技術領域蘊含著大量的知識產權，滿足了科學技術更新和標準制定的需要。隨著國際競爭日益加強，小范圍知識產權許可所獲取的利益已無法滿足企業的需求，企業通過將核心專利納入標準以獲取戰略價值，從而讓制定者通過技術許可戰略獲得專利費，所有者通過對專利技術的壟斷獲得市場優勢［9］。戚聿東等［13］認為技術標準與知識產權是創新體系中的兩個重要支點，對數字產業創新有復雜的雙向影響。技術標準與知識產權的融合已成為一種全球趨勢，變得越來越密不可分，兩者的結合是不可避免。研究的企業數字創新是指數字產業創新的企業，其中企業的數字創新也可以分為兩類：數字化轉型和數字化升級。企業數字化轉型的實質是應用數字技術實現創新，通過構建新的體系和價值創造模式獲得數字化創新績效［14］。Verhoef［15］、Vial［16］的研究都認為，企業數字化升級是指有效利用數據和新興數字技術，整合環境、資源、研發等多維度戰略要素，公司開發、創造更多有價值的數字化商業模式的過程。在全球數字化和新冠疫情的雙重影響下，非數字化時代企業對組織發展道路的依賴，使許多企業陷入發展困境。基于此，企業只有利用數字技術進行數字化創新，才能迎接外部環境的挑戰，獲得數字化創新紅利［17］。在全球信息技術高速發展的背景下，技術標準已經成為企業數字創新的技術基礎，推動企業數字技術軌道演進、競爭和選擇［11］。如王黎螢等［18］認為技術標準戰略與知識產權戰略相結合對技術創新有利有弊。這種融合既可推動創新技術產業化，但也會引發知識產權濫用的問題，反過來阻礙技術創新的發展；而Baron 等［19］認為技術標準與知識產權有效融合可以促進標準升級。就技術標準與知識產權、創新的關系而言，技術標準與知識產權的關系經歷了從沖突到整合再到戰略應用的3 個階段［20］。溫君等［21］指出技術標準與知識產權協同能夠強化我國數字經濟創新發展，進一步推動發展中國家建立技術標準和知識產權規則體系，而數字經濟創新發展也需要技術標準體系的支撐和知識產權保護制度的保障；張森［22］認為數字經濟的特性使其需要更嚴格的技術標準規范和知識產權保護；戚聿東等［23］指出，技術標準促進知識產權組合的通用賦能與創新，促進創新私有價值實現和公共價值傳播，并使知識產權具有創新活力。標準必要專利就是技術標準與知識產權協同的典型表征之一，技術標準衍生出了專利池，更好地解決了技術標準與知識產權協同的需求。推進技術標準與知識產權的協同發展，是保障數字創新發展和提升國際競爭力的重要驅動力［2］。由此，提出如下假設：

H1:技術標準與知識產權的協同對企業數字創新有顯著正向影響。

1.2 標準聯盟的中介作用

技術標準聯盟是技術標準競爭的重要手段，其目的是獲得聯盟支持的技術標準的市場認可［24］。如姜紅等［25］把技術標準聯盟定義為以企業為主要參與主體的共同開展標準化活動的聯盟組織；孫舒榆［6］認為技術標準聯盟除了具有與傳統戰略聯盟相一致的共性特征以外，還具有標準導向性、專利共享性等性質。總而言之，技術標準聯盟支持實施標準策略，并在聯合制定，實施和促進技術標準中起重要作用。大多數企業組建技術標準聯盟，是為了成為標準制定的主導者，但是在聯盟組建之初，企業會因各自所處環境、資源情況等的差異產生不同的組建動機［26］。孫冰等［27］指出，技術標準是企業是否能夠掌握技術權威、行業競爭力、經營收益的重要因素。技術標準聯盟比正式的標準制定組織有著更加靈活的市場需求反應和更具戰略影響力的技術標準［28］，如戴海聞等［29］研究證明了通過技術標準聯盟可以提高企業創新績效。聯盟標準的實質是在市場機制下建立的事實標準，系統地梳理和整合了聯盟中技術和知識產權之間的關系［9］。所以，技術標準聯盟是技術標準和知識產權結合的重要載體，眾多技術標準聯盟實踐表明，技術標準聯盟可以推動企業創新，強化技術標準化與企業創新之間相互促進［5］。董玉鵬等［30］認為技術標準聯盟是企業之間戰略合作的一種新形式，是在全球競爭環境中促進本國優勢產業的重要手段。技術標準與知識產權協同可以通過技術標準聯盟來加強企業數字創新，可以更好地實現我國產業經濟轉型升級，通過共同協調標準和知識產權政策，促使雙方在知識產權的問題上取得共識，從而實現成果轉化。在技術標準聯盟中合理開展技術標準與知識產權協同，對戰略性新興產業技術領域而言，可以高效推動掌握新興技術的企業開展技術標準與知識產權的戰略布局；而對于傳統產業技術領域而言，有助于引導企業發展并完善專利，以整體優勢推動技術的薄弱環節，從而實現集群優勢［31］。由此，提出如下假設：

H2：標準聯盟作為中介變量對技術標準與知識產權協同推進企業數字創新有顯著正向影響。

1.3 網絡能力的調節作用

“網絡能力”是由國外學者Hakansson［32］首次提出，他將網絡能力定義為企業處理特定網絡關系從而提升網絡地位的能力。不同學者對網絡能力的認知不同，導致網絡能力定義的多樣性。其中，季桓永［33］認為網絡能力是指企業識別和分析有效的外部信息，獲取、整合并管理有價值的網絡資源以增加其競爭優勢的能力。較強的網絡能力能夠滿足企業頻繁交流信息的需求，能夠有效集中創新資源，提高創新效率，為企業提升創新能力打下良好的實踐基礎［34］。而周凌玥等［35］認為，網絡能力可以調節用戶介入和創新績效的關系。李綱等［36］的研究表明，網絡能力可以作為調節效應，利用網絡能力獲取外部知識，可以提高企業自身服務的創新績效。劉文昌等［37］曾以網絡能力為調節變量，通過實證研究發現，其對資源配置與基于技術的中小型企業創新有積極影響。網絡能力是企業利用組織間關系，從而獲取其他參與者資源的一種能力，Parida 等［38］認為，網絡能力越強，越能促使網絡成員相互合作。孫國強等［39］認為，無論是數字產業園區還是傳統產業集群的數字化轉型，數字經濟都為各企業在網絡中的數字化轉型升級提供了模板。而本文認為網絡能力能夠調節標準聯盟在技術標準與知識產權的協同與企業數字創新間的中介作用和直接調節技術標準與知識產權的協同對企業數字創新的影響。一方面，網絡能力可以影響技術標準與知識產權協同和標準聯盟的關系，技術標準聯盟作為一種典型的合作網絡組織，對網絡能力具有一定的需求，高網絡能力可以給技術標準聯盟帶來一定的積極影響；另一方面，王黎螢等［40］曾提出企業可以通過調整專利合作網絡來提升企業創新績效，而杜俊樞等［41］認為，網絡能力可以調節網絡成員之間的關系，通過獲取網絡資源來促進創新，從而提高市場競爭力。所以，網絡能力對技術標準與知識產權協同和企業數字創新的關系可能也存在影響。通過網絡能力對中介效應和直接效應的比較，也可以判斷標準聯盟對網絡能力的影響是增強還是減弱。由此，提出如下假設：

H3a:網絡能力正向調節標準聯盟在技術標準與知識產權協同與企業數字創新間的中介作用。

H3b:網絡能力對技術標準與知識產權協同與企業數字創新的關系起正向調節作用。

圖1 研究模型

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

研究以戰略性新興企業為主要調查對象，選取的調研企業為正在或準備進行數字化升級或轉型的企業。問卷通過電子郵件、直接發放等方式發放給企業的中高層管理者進行填寫。研究采用陳述語序的七級量表的設立問項，題項的陳述從“完全不符合”到“完全符合”七種方式，相對應計分從1 分至7 分，代表了調查對象對于陳述語句的認同或不認同程度。調研期間共回收339 份問卷，得到有效問卷292 份，有效回收率為86.1%。

2.2 變量測量

（1）因變量：數字化創新績效（DIP）。數字化創新績效參考戚聿東［13，42］、王華慧等［43］相關學者的研究進行問項設計，共有8 個測量題項，包括“本單位建立大數據中臺已經帶來明顯收益”“本單位生產制造關鍵工序已經實現數字化”等。

（2）自變量：技術標準戰略（ST）和知識產權戰略（IP）。技術標準戰略主要參考崔維軍等［44-46］、王黎螢等［47］學者關于技術標準戰略的研究并結合戚聿東等［42］的研究設計測量問項，共有8 個測量題項，包括“本單位積極與上下游企業、高校和科研院所聯合創建團體標準”“本單位標準必要專利儲備隨著數字化升級而日趨重要”等。知識產權戰略主要借鑒周洲等［48］、李雪等［49］相關學者的研究，共有6 個測量題項，包括“本單位在研發過程中注重于數字化轉型中專利導航和專利布局分析”“本單位在創新成果轉化過程中注重專利許可/轉讓/聯營”等。

（3）中介變量：標準聯盟（SA）。技術標準聯盟的問項設計主要參考了Liu 等［50］、王珊珊等［51］相關學者的研究，共有6 個測量題項，包括“本單位與標準聯盟內成員在推進專利池、團體標準的過程中合作的數量和種類逐年增加”“本單位與標準聯盟成員在推進專利池、團體標準的過程中有頻繁、穩定的交流”等。

（4）調節變量：網絡能力（NC）。網絡能力主要借鑒周凌玥等［35］、孫舒榆［6］學者的研究，共有4 個測量題項，包括“本單位在專利融入標準過程中應用網絡知識資源提升企業創新能力”“本單位在專利融入標準過程中注重利用網絡關系吸收學習和轉化合作知識資源”等。

（5）控制變量：企業年齡、數字化平臺、企業規模和企業所屬行業。其中企業年齡分為10 年及以下、11～20 年、20 年以上3 個級別進行賦值。企業規模細分為100 人及以下、101～300 人、300人以上3 個級別進行賦值。數字化平臺及企業所屬行業則分別按有無數字化平臺和是否為制造業進行“0”“1”賦值。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計和相關性分析

運用SPSS26.0 軟件對所涉及的變量進行描述性統計和Pearson 相關性分析。本次調查問卷涉及企業年齡，是否有數字化平臺，所屬行業和企業規模。Li［52］、Hinings［53］均認為企業年齡、所屬行業和企業規模對企業的數字化轉型和創新起著重要作用。從企業年齡來看，企業經營年限在10 年及以下的企業有101 家（占34.6%），11～20 年的企業有96 家（占32.9%），20 年以上的企業有95家（占32.5%）；從是否建有數字化平臺來看，因為本次選取的調研企業為正在或準備進行數字化升級或轉型的企業，所以有223 家企業已經建設了數字化平臺（占76.4%）；從行業分布來看，制造業企業143 家（占49%），其他產業企業149 家（占51%）；從企業規模來看，100 人及以下的企業140家（占47.9%），101～300 人的企業104 家（占35.6%），300 人以上的企業48 家（占16.4%），意味著選擇的企業大多數為中小企業。綜上所述，調研企業的統計學特征分布合理，調研企業具有較好的代表性，適合進一步的檢驗。從表1 匯報的變量相關性分析的結果顯示，各變量之間相關系數的絕對值最大為0.738，且所有變量的VIF 值均小于臨界值10，一定程度上說明變量間不存在嚴重的多重共線性。

表1 變量相關性分析

3.2 信度、效度檢驗

研究使用SPSS 26.0 軟件對量表中所有指標進行信度和效度檢驗。在信度方面，采用 Cronbach'sα系數和組合信度（CR）（應均大于0.7）進行驗證。如表2所示，量表的α系數值分布在0.902至0.944之間，均大于臨界值0.7，且CR 值遠大于0.7，結果表明，該量表具有較高的信度，內部一致性水平較理想。在效度方面，首先采用因子分析法進行效度檢驗，根據KMO（應大于0.5）與Bartlett 球形檢驗結果進行分析。結果所得，KMO 值為0.955，Bartlett 球形檢驗P值（P=0.000＜0.05）達到顯著性水平，適合進行因子分析。然后使用AVE 值來檢驗區分效度，數字化創新績效和技術標準戰略的AVE 值超過0.5，但知識產權戰略、標準聯盟和網絡能力的AVE 值略低于0.5，但大于0.4，根據Huang 等［54］的研究，若CR 值大于0.6，則AVE 值可接受0.4，綜上所述，問卷收斂效度良好。

表2 信效度檢驗結果

3.3 回歸分析與假設檢驗

研究使用SPSS 26.0 軟件，通過實證方法構建回歸模型，并對前文提出的研究假設進行驗證，第一，檢驗了技術標準與知識產權的協同對企業數字創新的影響；第二，檢驗了標準聯盟在技術標準與知識產權協同推進企業數字創新中起的中介作用；第三，檢驗了網絡能力在中介效應和總效應中對企業數字創新起到的調節效應。為了驗證技術標準與知識產權的協同對企業數字創新的影響，研究將技術標準與知識產權協同作為自變量，數字化創新績效作為因變量進行回歸分析。

如表3 所示，模型1 僅加入控制變量；模型2加入自變量以檢驗技術標準與知識產權的協同對企業數字創新的影響，其回歸結果顯示，技術標準與知識產權協同與企業數字化創新績效的回歸系數顯著為正數（β=0.699，P＜0.001），且加入技術標準與知識產權協同后R2值增大，這表明技術標準與知識產權協同與企業數字創新之間的關系為正相關，假設H1成立；模型3 再加入中介變量來檢驗中介效應，根據Zhao 等［55］的研究表明，如果95%的置信區間不包含零，則可以認為中介效應的點估計是顯著的。根據模型3 結果所示，BootLLCI 值為0.009，BootULCI 值為0.246，均大于零（不包括0），且交互項回歸系數為正數（β=0.135，P＜0.05），所以假設H2成立，標準聯盟作為中介變量對技術標準與知識產權協同推進企業數字創新有顯著正向影響。另外，由表3 結果表明，技術標準與知識產權協同也可以直接影響企業數字創新，且影響顯著（β=0.699，P＜0.001），則標準聯盟的中介為部分中介作用。

表3 回歸分析結果

網絡能力調節標準聯盟的中介效應，研究已對標準聯盟的中介效應及總效應做了檢驗，因此，進一步檢驗有調節的中介效應。采用SPSS 的Model8對有調節的中介模型進行檢驗，同時檢驗其在技術標準與知識產權的協同對企業數字創新中的直接影響。加入調節變量（網絡能力）分別檢驗其對標準聯盟作為中介變量對企業數字創新的影響以及技術標準與知識產權的協同對企業數字創新的影響。如表4 所示，將網絡能力放入模型后，技術標準與知識產權協同與網絡能力的乘積對標準聯盟有顯著作用（β=0.072，P＜0.01），但對數字化創新績效直接效應不顯著（β=0.005，P＞0.05）。如表5 所示，直接作用的調節效應不顯著（BootLLCI 與BootULCI 之間包含0），而標準聯盟中介作用的調節效應顯著（BootLLCI 與BootULCI 之間不包含0）。如圖2 和圖3 所示，網絡能力在技術標準與知識產權協同和數字化創新績效間的高低分組斜率沒有明顯差異，兩者趨于平行；而網絡能力在技術標準與知識產權協同和標準聯盟間的高分組斜率大于低分組斜率，且呈明顯的正向影響。綜上所述，網絡能力越強，標準聯盟對企業數字創新的正向影響越顯著，而在技術標準與知識產權協同對企業數字創新中沒有顯著影響，假設H3a成立，假設H3b不成立，也表明網絡能力對企業數字創新的調節作用要通過標準聯盟才能更好的發揮作用。

表4 有調節的中介效應

表5 不同水平上的中介效應

圖2 網絡能力在協同和數字化創新績效間的調節作用

圖3 網絡能力在協同和標準聯盟間的調節作用

4 研究結論與討論

4.1 研究結論

針對研究問題“技術標準與知識產權的協同對企業數字創新是否有促進作用？技術標準與知識產權協同是否會通過技術標準聯盟的方式影響企業數字創新？其中，網絡能力是否有調節作用？”通過對292 家戰略性新興產業的企業調查數據開展實證分析，從技術標準與知識產權協同的角度出發，構建了技術標準與知識產權協同推進企業數字創新的研究模型，揭示了協同對企業數字創新的影響。實證分析的結果顯示，除假設H3b外，其余假設均得到數據支持。因此，得到以下結論：

第一，技術標準與知識產權協同對企業數字創新有顯著正向影響。目前已有的多數協同對數字創新影響的研究都是從產業層面展開，戚聿東等［23］認為技術標準和知識產權對數字產業創新有復雜的雙向影響，形成協同悖論，通過二者有機結合可以對數字產業創新產生積極作用。從微觀的企業層面入手，技術標準與知識產權協同能夠促進企業數字化轉型升級，不斷提升企業數字創新績效。企業應當更為清晰地認識到技術標準與知識產權協同行為對未來生存發展的重要性，在重視企業研發創新的同時，重視企業標準化能力提升，積極開展企業技術標準化、專利標準化等活動進行技術標準與知識產權的協同，積極參與團體標準、行業標準的建設，在研發過程中注重于數字化轉型中專利導航和專利布局分析，積極開展知識產權管理體系貫標并對相關人員開展創新管理培訓，提升企業的核心競爭力，促進企業數字化創新發展。

第二，技術標準聯盟作為中介變量對技術標準與知識產權協同推進企業數字創新有顯著正向影響。從回歸分析結果可以發現，技術標準聯盟在技術標準與知識產權協同對數字化創新績效中存在正向積極影響，具有部分中介的作用。已有研究證明了聯盟對企業技術創新存在影響，也有許多研究將技術標準聯盟作為因變量直接探討其對數字創新的影響，但是從技術標準聯盟的影響機理對技術標準與知識產權協同推進企業數字創新的路徑尚未受到廣泛關注。因此，基于技術標準聯盟對技術標準與知識產權協同推進企業數字創新的路徑構建了新的模型，明晰了技術標準聯盟在其中的作用。通過技術標準聯盟，可以加強技術標準與知識產權協同推進企業數字創新的影響。企業應有選擇地加入適合的技術標準聯盟，與技術標準聯盟內成員在推進專利池、團體標準的過程中的加強合作、交流等，有利于加強技術標準與知識產權協同對企業數字創新的影響。雖然沒有對知識產權聯盟進行變量測量，但楊韜等［56］認為，專利聯盟的基本功能之一是促進聯盟企業的技術創新。基于此，初步推測，專利、專利組合所形成的聯盟作用應該與技術標準聯盟作用相似。

第三，網絡能力越強，則技術標準聯盟作為中介變量對企業數字創新的影響越大。從王黎螢等［2］的研究來看，雖有不同的主流學派關注了技術標準與知識產權協同對創新的影響，但較少有研究以網絡能力作為調節變量分析其對于中介作用和直接關系的影響。因此，建立有調節的中介模型，測量技術標準聯盟對技術標準與知識產權協同推進企業數字創新的路徑中網絡能力的作用，為企業提升數字化創新績效提供了較為清晰的思路。由數據分析結果所示，網絡能力在技術標準與知識產權的協同和數字化創新績效間的調節效應并不明顯，可能是企業沒有很好的在技術標準和知識產權推進數字化創新間建立網絡聯系，需要通過技術標準聯盟的中介作用體現出來。網絡能力在技術標準與知識產權的協同和技術標準聯盟間的調節作用可以加強標準聯盟對企業數字創新的影響。企業應注重網絡能力的提升，在專利融入標準化過程中優化網絡能力、應用網絡知識資源、注重利用網絡關系吸收學習和轉化合作知識資源等，加強標準聯盟的建設，將網絡能力的提升更好的表現出來。

4.2 政策啟示

基于上述研究結論，得到的啟示如下：一是推動企業強化技術標準與知識產權協同運行機制，積極實施技術標準戰略與知識產權戰略。應鼓勵企業建立技術標準與知識產權協同的創新體系，以加強技術標準引領、優化知識產權布局、推進企業創新發展為目標，促進技術標準與知識產權協同發展。企業應加強對標準與知識產權成果的保護，強化知識產權運用能力。二是鼓勵企業圍繞關鍵核心技術建立技術標準聯盟，重視技術標準聯盟在技術標準國際化進程中的重要作用。技術標準聯盟可以促進知識共享，并在技術標準生態系統的利益相關者之間創造知識增值，對企業深入了解不同國家的產業發展趨勢和不同產業的標準規則，擴展客戶市場有積極影響。同時鼓勵企業探索標準必要專利的形成機制，獲取市場話語權，提升企業全球競爭力［10］。三是引導企業加強自身網絡能力建設，重視建立與管理網絡關系。網絡能力是有效利用資源的關鍵，企業應積極提高自身網絡能力，加強與外部組織的聯系，建立創新網絡，提高其管理網絡關系和資源的能力。完善同技術標準聯盟間的網絡構建，促進標準組織和知識產權機構之間的數據交換與資源共享，通過聯盟間的網絡關系來推動企業自身網絡能力的提升。

4.3 研究局限與展望

雖然分析并驗證了技術標準與知識產權的協同對企業數字創新的影響機理，但也存在一定局限性：一是企業被訪人員對技術標準聯盟的界定認知不全，被調研的企業中，有的建立了名副其實的技術標準聯盟，而有的技術標準聯盟有名無實或有實無名，且問卷問項界定標準聯盟未強調是參與還是主導，對數字化創新的績效存在影響，因此所獲數據存在一致性問題；二是本次調查問卷沒有對知識產權聯盟做專門問項，無法比較標準聯盟與知識產權聯盟哪個聯盟在其中發揮的作用更加明顯，未來在做問卷調研或二手數據的時候可以加入關于知識產權聯盟的相關問項，做“標準聯盟+知識產權聯盟”雙聯盟的研究分析；三是本研究僅從單一的技術標準聯盟視角出發，但隨著技術標準聯盟逐步成為各行業技術標準制定和傳播的主要形式，企業可以參與多個聯盟組織，與不同的合作伙伴建立跨越聯盟界限的技術標準聯盟組合，直接或間接地建立標準合作關系。未來可以考慮技術標準聯盟的網絡化趨勢，從單一聯盟視角轉向聯盟網絡視角，繼續研究。