數字化轉型、開放式創新有效性與企業核心技術突破

摘 要：加速數字化轉型和推進開放式創新作為企業提升創新能力的重要策略，對于企業推進制造領域的核心技術突破同樣至關重要。文章在篩選匹配企業研發專利數據與制造領域核心技術專利IPC分類號的基礎上，基于2013—2021年A股上市企業數據，實證檢驗數字化轉型對企業核心技術突破的推進作用以及開放式創新是否為該過程的有效傳導機制。研究結果表明：數字化轉型有助于企業推進制造領域的核心技術突破，企業推進開放式創新的具體程度會在此過程中發揮中介效應機制，且技術供給方企業、非國有企業和東部地區企業推進開放式創新的有效性更高；而企業是否推進開放式創新可能受其策略性行為影響，并不是有效的中介機制。進一步研究發現，金融科技發展水平和知識產權保護水平越高的地區，數字化轉型背景下的開放式創新對企業核心技術突破的推進作用越強。本文不僅為企業通過數字化轉型推進制造領域核心技術突破提供了新的研究思路，也側面證明在數字化轉型背景下更為重要的是企業推進開放式創新的具體程度和有效性，以及金融科技、知識產權保護等創新輔助要素對“新型舉國體制”的賦能作用，進而為實現國家科技自立自強提供了有益對策啟示。

關鍵詞：數字化轉型 制造領域核心技術 開放式創新 策略性行為

DOI：10.19592/j.cnki.scje.420025

JEL分類號：D23， G32， L14" "中圖分類號：F42

文獻標志碼：A" "文章編號：1000 - 6249（2024）11 - 113- 26

一、引言與文獻綜述

在當前新一輪科技革命和產業變革的背景下，我國數字經濟蓬勃發展，數字技術與應用的賦能作用持續提升，《數字中國建設整體布局規劃》《制造業質量管理數字化實施指南》《中小企業數字化賦能專項行動方案》等一系列戰略措施的提出也使得企業推進數字化轉型戰略成為大勢所趨。習近平總書記指出：“提高數字技術基礎研發能力，打好關鍵核心技術攻堅戰，盡快實現高水平自立自強。”1國內外學者就企業數字化與技術創新這一研究主題進行了較多探索。現有研究文獻認為，數字化轉型不僅會縮短企業研發周期（Andries et al.，2013）、提升研發效率（Wei et al.，2022）、增強企業動態能力（Mikalef et al.，2019），直接推動企業核心競爭力與競爭優勢重構（王才，2023），并由此成為推進技術創新的核心主體；也可以令創新要素和經驗技能加速向企業匯聚，通過提升人力資本水平（郭豐等，2023；陳少林等，2024）、降低交易成本（龐瑞芝等，2023）、改善企業管理經營效率（白雪潔等，2021）、促進供應鏈協同以及增強組織韌性（王才，2023）等機制間接促進企業技術創新。

進一步，國家之間綜合國力的競爭很大程度上表現在科技實力的競爭，尤其是核心技術、關鍵核心技術的競爭（吳致冶和安同良，2022）。改革開放以來，我國秉持著引進、消化、吸收再創新的技術研發戰略，堅持創新在現代化建設全局中的核心地位，深入實施創新驅動發展戰略，持續推動技術創新水平提升。但我國制造業技術創新水平尤其是關鍵核心技術創新水平與發達國家仍然存在一定差距，具體表現為制造業核心部件缺失、關鍵核心技術能力亟需提升、基礎性研發能力相對薄弱等現實問題。相比于一般性技術創新，核心技術在生產系統或技術系統中通常起到關鍵或核心作用，是技術創新的“骨架”，核心技術突破的關鍵則是實現技術質的演化及根本性創新（辜勝阻等，2018）。關鍵核心技術作為在基礎理論和明確技術路線的支撐下推動技術選擇的關鍵部分，通常具有不可復制性、高市場價值等優勢，也同樣面臨著研發投入較高、研發周期較長、研發風險較高等現實問題（吳超鵬和嚴澤浩，2023）。那么數字化轉型能否有效疏通企業推進核心技術創新所面臨的創新路徑障礙、推動企業核心技術創新能力的積累從而促進企業實現核心技術突破是值得深入探討的研究問題。

此外，制造領域核心技術本身作為復雜的技術體系，通常由多個分屬于不同的學科領域的子技術分支構成（吳超鵬和嚴澤浩，2023），企業大規模推進數字化轉型戰略也大幅提升了技術復雜度與知識迭代性，企業創新周期縮短但創新成本壓力劇增，使得單一企業的數字化轉型更加難以有效驅動制造領域核心技術的創新突破。企業為切實提升自身創新實力、優化創新資源配置、爭奪核心技術領域的長期主導權，通常會選擇具有技術優勢或創新資源互補的企業、大學和科研機構等組建多種形式的創新聯合體以推進開放式創新（Czakon et al.，2020）。有效的開放式創新不僅可以避免單個企業在核心技術領域研發創新中的盲目性以及資源浪費，也可以基于多主體創新協同效應持續推進企業提質增效（Guan and Liu，2016），從而充分發揮新型舉國體制下的跨部門、跨領域創新協同。黨的十八大以來，黨中央高度重視新發展格局下提升企業技術創新能力的重要性與緊迫性，不僅提出實施創新驅動發展戰略以改善我國企業創新能力不足、實現關鍵核心技術突破等現實問題，也同時提出企業牽頭組建創新聯合體激發開放式創新活力的新思路。為響應戰略發展要求，近年來中央政府及地方政府為推進產學研合作平臺、企業技術創新聯盟、創新聯合體等開放式創新機制提供的研發補貼、稅收優惠不勝枚舉。這也會引發一個值得關注的研究問題：企業是否會為了獲取合作研發創新的政策傾斜和相關利益采取策略性行為，達成僅流于表面的開放式合作創新？尤其是在數字化轉型背景下，企業的信息交流和資源共享渠道都更為暢通，企業與各類研發創新主體間達成開放式創新的合作關系也更為容易，那么在各類補貼、獎勵和資助等激勵機制下所達成的開放式創新是否仍然具備推進企業核心技術突破的有效性是亟待探討的現實問題。

本文的研究內容和邊際貢獻主要在于：一是目前學術界關于如何推動制造領域核心技術突破的經驗證據甚少，本文對如何以數字化轉型推動企業實現制造領域關鍵核心技術突破做了一個初步的嘗試。二是將數字化轉型、開放式創新與企業制造領域核心技術創新績效納入同一研究框架，探析在數字化轉型推動企業核心技術突破的過程中，企業是否采取開放式創新策略以及開放式創新的實質推進程度是否會起到中介作用。盡管已有文獻指出數字化轉型可以通過拓展創新模式、推動企業開放式創新實現創新績效的提升（劉慧和王曰影，2023），但已有研究主要采用國內企業問卷調研（郭海和韓佳平，2019；張華和顧新，2023）或海外投資數據（李雪松等，2022）對開放式創新水平進行衡量，以國內開放式創新作為中介機制的大樣本實證研究相對較少；且本文有別于現有研究，在理論分析和實證檢驗的基礎上得出值得關注的并非企業是否采取開放式創新策略，而是企業推進開放式創新的具體程度和有效性，即實質性開放式創新更有利于企業核心技術突破。三是從數字化轉型背景下的“科技—產業—金融”良性循環視角出發，采用有調節的中介效應模型分析開放式創新推動企業核心技術突破的過程中，城市層面的金融科技發展水平和知識產權保護水平是否會發揮正向的調節作用，即創新輔助要素是否可以有效賦能“新型舉國體制”。

二、理論機制與研究假設

（一）數字化轉型與企業核心技術突破

制造領域核心技術是相較一般技術而言的，在基礎理論和明確技術路線的支撐下推動技術選擇的關鍵部分，通常具有不可復制性、高市場價值等優勢，且具有可以“卡別人脖子”的戰略價值（吳超鵬和嚴澤浩，2023）。難以被模仿和替代的特點本質則要求企業實現核心技術突破不僅要從企業內部發力，也需基于大量的前期研究進行充分的交流論證，這意味著對信息傳遞速率與信息技術應用的要求更高，其“數據驅動”的特點也更加明顯（楊壯等，2023）。隨著大數據、云計算、區塊鏈、物聯網等數字技術逐步賦能企業信息化進程，企業基于數字技術應用與數字化場景的無邊界性與互聯性克服時空限制，打造需求端—供應端—生產端等多維端口的創新能力協同（陽鎮，2023），推動其在制造領域實現突破性創新。與此同時，創新的本質是“建立一種新的生產函數”，也就是把新的生產要素、生產條件以及兩者的新組合引入生產體系，核心技術創新相較于一般技術創新也對人才、技術、科研能力等創新要素提出了更高要求。在數字化轉型推動創新要素和經驗技能加速向企業匯聚的背景下，數字技術與先進機器設備的應用不僅會形成先進機器設備對低端勞動力的替代（Qureshi and Syed，2014），提升企業對高學歷勞動力的用工需求，優化企業人力資本結構（孫早和侯玉琳，2019），也會提升人力資本與其他資本的結合程度（Yami et al.，2021），實現技能和知識在高層次人才間的互補和疊加。數字技術的廣泛應用也相應擴大了員工尤其是科研人員獲取創新資源的渠道，有利于研發團隊間的信息交流和資源共享（白雪潔等，2021），并通過更多創新主體的創新思維集聚碰撞，提升企業核心技術研發創新的成功效率。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

假設1：數字化轉型會推進企業在制造領域的核心技術突破。

（二）數字化轉型、開放式創新與企業核心技術突破

資源基礎觀和社會網絡理論認為，僅憑企業內部資源難以有效支撐企業在核心技術領域的研發創新。而企業推進開放式創新不僅可以從外部創新環境中吸納大量的異質性創新資源，突破單個企業的資源約束、拓展企業的創新邊界（Chesbrough，2006），也可以獲得不受規模限制的研發團隊、持續的激勵機制以及先進的研發理念和研發流程（陽鎮等，2023），是企業推進制造領域核心技術突破的有效制度安排。尤其在數字化轉型背景下，企業更容易從開放式創新環境中獲取合作機會，對異質性資源的整合與配置能力也相應提升（龐瑞芝和劉東閣，2022），更容易憑借開放式創新模式推進核心技術領域的創新突破。一方面，數字化轉型強化了企業采取開放式創新策略的可能性，這可能對企業推進核心技術突破造成影響。在數字技術持續賦能企業需求端—供應端—生產端的背景下，處于產業鏈供應鏈各個環節的創新主體實現了高效貫通，也積累了海量的開放式創新數據要素，可以為企業開放式創新提供豐富的異質性資源，提升了企業采取開放式創新決策的可能性。與此同時，數字化轉型也導致了產品生命周期的大幅縮短和技術創新成本壓力的劇增，僅依靠單一企業的創新資源和創新能力難以應對此類變化（楊震寧等，2021）。企業必須跨越固有的封閉式創新行為邊界，以互利共贏的戰略思維將開放式創新環境中的異質性創新資源與創新能力納入企業內部技術創新系統（Bogers et al.，2019），這也倒逼企業采取開放式創新策略。進一步，考慮我國企業推進開放式創新的現實環境：各級政府為了積極響應和落實中央部署的創新驅動發展戰略以推進企業核心技術創新，激勵企業與其他研發創新主體共同組建產學研合作平臺、合作設立研發機構、參與企業技術創新聯盟與創新聯合體等開放式創新機制，偏向于運用政府財政資金對企業的開放式創新行為進行補貼、獎勵和資助（張杰和鄭文平，2018）。然而，當前我國對企業申請政府創新補貼資金過程中采取機會主義行為的監督機制和懲罰力度相對較弱（張杰等，2022），使得企業極有可能出于自身利益最大化考慮采取策略性創新行為（Gilliam et al.，2015），即僅推進可以快速申請授權的創新專利并作為合作研發成果以迎合政府的監管和審查，而不是選擇難度較大、周期較長、風險較高的制造領域進行研發創新。這也使得企業推進開放式創新的有效性可能由于其策略性行為而受限，因此，盡管數字化轉型會提升企業采取開放式創新策略的可能性，但卻難以作用于企業核心技術的創新績效提升，企業采取開放式創新策略是否為數字化轉型推進企業核心技術突破的影響機制仍待討論。本文先行提出如下研究假設，以待后文的檢驗其是否成立：

假設2：數字化轉型會促進企業采取開放式創新策略，但不會由此推動企業制造領域核心技術突破。

另一方面，相比于企業是否采取開放式創新策略，企業推進開放式創新的具體程度更能體現企業的實質性開放式創新水平，也意味著企業更為認同數字化轉型背景下通過開放式創新推進核心技術突破的有效性。具體來看，數字化轉型戰略的大規模推進會有效提升企業推進開放式創新的具體程度，并持續作用于開放式創新中的合作關系建立、知識轉移范圍與戰略連續性等方面。一是數字化轉型可以為幫助企業建立廣泛的開放式合作關系，并通過數字整合能力推動企業核心技術突破。數字整合能力是指企業將不同的數字化主體、信息與技術整合在一起，以實現高效共享的合作生產、運營和管理模式，目的在于連接企業內部部門與外部流程、通過協同工作提升企業的生產力和競爭力（張華和顧新，2023）。在開放式創新合作逐漸成為企業獲得可持續競爭優勢的先決條件下，擁有高水平數字整合能力的企業可以更為便捷地使用數字基礎設施獲得產業鏈供應鏈信息，從而在開放式創新環境中建立更為廣泛的組織聯系，與更多研發創新主體達成核心技術創新合作（Nambisan et al.，2018）。二是數字化轉型可以提高開放式環境中各主體間的知識轉移效率，通過數字交互能力推動企業核心技術突破。數字交互能力是指企業為滿足自身資源或技術需求，基于數字技術與不同創新主體實現知識轉移與資源互換的能力（Sun et al.，2023）。較高的數字交互能力可以幫助各主體間更為便捷地共享核心技術研發創新的相關信息與資源，促使與其他主體建立并保持相對穩定的關系。相反，低水平的數字交互能力則會束縛企業的合作進程，企業難以真正在開放式環境中深入挖掘核心技術創新所需的信息與資源。三是數字化轉型可以增進開放式環境中主體的戰略連續性，通過數字技術手段推動企業核心技術突破。企業只有通過保持連續而緊密的合作關系，才能在持續的知識轉移過程中實現價值創造（Wu et al.，2021；Hilbolling et al.，2020）。在推進核心技術突破的合作過程中需要企業展示或共享其核心技術知識，可能會增加知識泄露的風險，造成“開放式創新”悖論的局面（應瑛等，2018）。但以區塊鏈智能合約、時間戳等數字技術手段所具有的去中心化、不可篡改性、過程可追溯性特點均有助于加固企業在核心技術領域進行開放式創新的背景支持（黃武雙和邱思宇，2020），從而避免知識產權侵權糾紛，削弱由不對稱信息引起的機會主義行為，通過延長企業開放式創新的連續度持續推動企業核心技術突破。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

假設3：數字化轉型會通過提升企業推進開放式創新的具體程度，從而推動企業制造領域核心技術突破。

三、研究設計

（一）變量測度與數據來源

1.被解釋變量

核心技術作為特定歷史時期處于領域核心地位并發揮關鍵作用的技術（張杰和吳書鳳，2021），推進核心技術突破就是以國家戰略需求為導向的創新研發變革，也是突破我國“卡脖子”困境的關鍵著力點。專利作為評價創新研發成果的標準之一，核心技術領域專利可以及時反映企業在核心技術領域中的創新研發進展，是衡量企業核心技術突破的有效指標（吳超鵬和嚴澤浩，2023）。企業推進核心技術突破不僅需要掌握核心技術領域的相關專利，實現專利數量上的突破以填補技術空白，也需要企業對核心技術領域專利進行不斷挖掘、拓展，以提升專利質量。本文首先依據國家知識產權局公布的《國際專利分類表（2023版）》、國務院2015年印發的《中國制造2025》以及國家制造強國建設戰略咨詢委員會審定的《工業“四基”發展目錄（2016年版）》對各技術領域進行篩選，將制造領域核心技術聚焦在包括新一代信息技術產業、高檔數控機床和機器人、航空航天裝備、海洋工程裝備及高技術船舶、先進軌道交通裝備、節能與新能源汽車、電力裝備、農機裝備、新材料、生物醫藥及高性能醫療器械在內的技術領域。同時借鑒已有文獻的研究對制造領域核心技術進行進一步篩選（吳致冶和安同良，2022；吳超鵬和嚴澤浩，2023），使用incoPat專利庫中IPC分類查詢功能進行細化分類檢索，并將技術名稱關鍵詞與國際專利IPC分類號進行匹配。鑒于專利通常包含多個IPC分類號，專利的全部IPC分類號與企業技術領域覆蓋面直接相關，代表著企業技術擴張潛力（何歡浪等，2021；劉志迎和姚嘉珍，2024），故本文對專利的全部IPC分類號進行篩選，將包含核心技術的專利IPC全部考慮在內的專利整理得到被解釋變量核心技術創新專利數量（全部IPC）。與此同時，專利的第一個IPC分類號（主IPC分類號）通常可以代表其主要技術類別，故將主IPC分類號為核心技術的專利數量整理得到替換被解釋變量核心技術創新專利數量（首位IPC）。其次，從專利被引用次數角度構建企業在制造領域的核心技術創新測度指標。由于專利被引用次數可能存在階段偏差，本文對企業專利被引用次數進行年份和技術類別調整，采用企業在制造領域的核心技術專利被引用次數在同一申請年度及同一細化領域所有專利中的占比進行衡量，并對該指標進行線性化處理以避免回歸系數過大，得到變量核心技術創新專利被引用次數。此外，鑒于各專利數據庫無法準確有效地提供企業專利被引用次數的全部信息，借鑒已有文獻的研究采用知識寬度法測算企業專利內所包含的知識復雜程度（張杰和鄭文平，2018），具體計算方法為核心技術創新專利知識寬度=ln（1-[α2]）。其中α為企業包含核心技術的專利IPC分類號中各大組分類所占比重，企業專利所運用的知識寬度越大，其專利質量可能越高。

2.核心解釋變量

企業數字化轉型變量借鑒吳非等（2021）的做法，提取企業年報中“人工智能”“區塊鏈”“云計算”“大數據”以及“數字技術運用”五個維度76個數字化相關詞作為技術領域和實用領域關鍵詞，并對其進行搜索、匹配和詞頻加總，從而得到核心解釋變量企業數字化轉型。由于本文通過對上市公司年報進行文本識別來構建數字化轉型詞頻的衡量指標，此類方法也被很多文獻所采用，但是這種測度方法可能會出現由于無法進一步區分企業數字化轉型是“計劃實施”還是“已經實施”所導致的偏誤。因此，本文采用替換多個核心解釋變量衡量指標的方法以檢驗本文結論的穩健性。一是借鑒趙宸宇等（2021）的做法，對“數字技術應用”“互聯網商業模式”“智能制造”以及“現代信息系統”四個維度99個數字化相關詞頻進行統計并加總，得到企業數字化轉型_替換變量1。二是為緩解“說到即做到”的概念混淆問題，本文進一步借鑒張永珅等（2021）的做法，采用企業財務報告附注披露的年末無形資產明細項中與企業數字化轉型占無形資產的比重作為企業數字化轉型_替換變量2。其中，將包含“軟件”“網絡”“客戶端”“管理系統”“智能平臺”等與數字化轉型技術相關的明細項目界定為“數字化技術無形資產”。本文剔除核心解釋變量存在缺失的企業樣本，并在1%和99%水平上對核心解釋變量和被解釋變量進行縮尾處理。

3.中介變量

首先，專利作為評價企業研發創新成果的標準，不僅可以及時反映企業在技術創新上的進展，也可以有效表明企業產權歸屬問題，以衡量開放式創新的推進程度。且現有法律賦予專利較強的專屬性和高度不可模仿性，使得專利成為企業推進開放式創新的主要動機之一。因此，本文采用企業當年聯合申請發明專利數量對企業是否采取開放式創新策略進行衡量，若企業當年聯合申請發明數量大于0，企業采取開放式創新策略取值為1，否則取值為0。僅選取發明專利數量的原因在于，一是現有法律賦予發明專利較強的專屬性和高度不可模仿性，使得發明專利成為企業推進開放式創新的主要動機之一，合作主體對發明專利普遍長達20年的共同所有權也使得以發明專利作為研發目的的開放式合作創新關系更為穩定。二是可以相對避免企業聯合申請一項與其主營業務無關、非核心的實用新型或外觀設計專利，在開放式創新合作行為上并無交集的可能性。

其次，本文借鑒Laursen and Salter（2006）的研究，采取開放式創新廣度和深度對企業推進開放式創新的具體程度進行衡量。其中，開放式創新廣度是指企業從開放式創新環境中獲取創新技術的來源或渠道的數量，廣度越大表明企業與其他研發創新主體的聯系越為廣泛，采用企業當年聯合申請發明數量加1后取對數進行衡量。開放式創新深度則是指企業對開放式創新環境中獲取創新技術的來源或渠道的依賴程度，深度越大表明企業與其他創新主體的互動越為緊密，越能保持相對穩定的開放式創新關系。由于發明專利相對于實用新型專利和外觀設計專利能夠更為有效地推動企業技術創新，創新主體對發明專利的共同所有權也使得此類相較普通的創新合作更為穩定。加之發明專利的專利有效期相對較長1，故本文采用企業當年聯合申請的全部專利有效期進行逐年加總并加1后取對數進行衡量，有效期之和越大，表明企業同其他創新主體的互動越為緊密，越能建立并保持相對穩定的關系。進一步，本文采取開放式創新連續度對企業推進開放式創新是否存在時間上的連續性進行衡量，若企業連續兩年存在聯合申請發明專利，則認為企業推進開放式創新具備時間上的連續性，開放式創新連續度取值為1，否則取值為0。開放式創新的廣度、深度與連續度共同構成本文對企業推進開放式創新具體程度的衡量指標體系。

最后，值得注意的是，企業采取開放式創新策略并不等同于策略性開放式創新行為，企業采取開放式創新策略只能說明企業與其他研發主體共同推進了開放式創新，但其所推進的開放式類型可能是策略性的，也可能是實質性的。相比企業是否采取開放式創新策略，企業推進開放式創新的具體程度更能體現企業的實質性開放式創新水平，但也不等同于實質性開放式創新。

4.控制變量

本文選取企業層面的控制變量如下。企業年齡：當年年份減去企業成立年份后加1；資產負債率：總負債與總資產之比加1后取對數；總資產凈利潤率：凈利潤與總資產平均余額之比加1后取對數；董監高人數：上市企業董事、監事和高級管理人員的具體數量加1后取對數；托賓Q值：企業市值與總資產之比加1后取對數；資產密集度：企業年末資產總額與當年營業收入之比加1后取對數；股權集中度：第一大股東股份占比加1后取對數；內部控制：迪博內部控制信息披露指數；是否四大：企業是否經由四大（普華永道、德勤、畢馬威、安永）審計，若由四大審計則取值為1，否則為0。

本文專利數據匹配自國家知識產權局的專利數據，同時使用incoPat專利庫中IPC分類查詢功能進行檢索；聯合申請專利數據以及專利被引用數據來自CNRDS數據庫；內部控制數據來自博迪數據庫；其余財務數據均來自CSMAR數據庫。主要變量的描述性統計如表1所示。

表1 主要變量描述性統計

[變量類型 變量名稱 觀測值 均值 標準差 最小值 最大值 被解釋變量 核心技術創新專利數量（全部IPC） 6704 0.490 3.488 0 93 核心技術創新專利數量（首位IPC） 6704 0.346 2.331 0 62 核心技術創新專利被引用次數 6704 0.456 1.918 0 20.340 核心技術創新專利知識寬度 3465 -0.805 0.949 -7.069 -0.031 核心解釋變量 企業數字化轉型 6704 13.850 34.160 0 467 企業數字化轉型_替換變量1 6704 40.810 64.210 0 750 企業數字化轉型_替換變量2 6681 0.444 1.789 0 38.430 中介變量 采取開放式創新策略 6704 0.480 0.500 0 1 開放式創新廣度 6704 0.906 1.289 0 8.657 開放式創新深度 6704 2.462 2.640 0 11.910 開放式創新連續度 6704 0.314 0.464 0 1 控制變量 企業年齡 6704 19.570 5.317 5 43 資產負債率 6704 0.384 0.140 0.015 1.191 總資產凈利潤率 6704 0.031 0.090 -2.160 1.126 董監高人數 6703 2.906 0.213 1.386 3.714 托賓Q值 6578 1.024 0.344 0.496 3.389 資產密集度 6704 1.102 0.505 0.127 6.947 股權集中度 6704 3.440 0.466 0.255 4.511 內部控制 6701 6.196 1.328 0 6.848 是否四大 6704 0.107 0.309 0 1 ]

（二）基準回歸模型

本文以2013—2021年A股上市公司作為研究樣本，同時剔除主要變量存在缺失的樣本與ST、*ST公司樣本。基準回歸考慮模型存在不隨時間變動的遺漏變量，添加企業虛擬變量進行固定效應模型檢驗（FE），并在固定效應模型基礎上考慮時間效應，采取雙向固定效應（TWFE）以檢驗數字化轉型和企業制造領域創新績效之間的關系，由模型（1）給出。

[Innovationi，t=β0+β1digi，t+φ Controlsi，t+ηi+λt+εi，t]" " " " " " " （1）

其中，Innovationi，t為被解釋變量企業在制造領域的創新績效指標；digi，t為核心解釋變量企業數字化轉型；Controli，t為一組企業層面的控制變量；εi，t為隨機擾動項。進一步，β1反映了數字化轉型對企業在制造領域核心技術創新績效的影響，如果β1顯著大于0，表明數字化轉型有助于推進企業核心技術突破。

四、實證檢驗與分析

（一）基準回歸

本文采用模型（1）檢驗數字化轉型對企業制造領域核心技術突破的影響，回歸結果見表2。為控制異方差影響，本文采取企業層面的聚類標準誤。首先對模型（1）進行固定效應回歸，第（1）列和第（2）列分別為是否加入控制變量的回歸結果，結果均在1%水平上顯著為正，表明數字化轉型有助于推進企業在制造領域的核心技術突破。進一步，添加年份虛擬變量并進行聯合顯著性檢驗，結果強烈拒絕“無時間效應”的原假設，表明模型中存在時間效應。因此，對模型（1）進行雙向固定效應回歸更為合理。第（3）—（4）列更細致地考慮了不隨時間變化的個體特征，且無論是否加入控制變量，核心解釋變量企業數字化轉型的回歸系數也均在1%水平上顯著為正。固定效應模型（FE）和雙向固定效應模型（TWFE）的回歸結果顯著性并未發生明顯變化，再次表明數字化轉型有助于推進企業在制造領域的核心技術突破，本文假設1成立。

（二）穩健性分析

1.穩健性檢驗

首先，從替換變量角度驗證本文實證結果的穩健性。表3中第（1）—（3）列分別替換被解釋變量為僅保留首位IPC分類號為核心技術的專利數量、企業在制造領域擁有的核心技術專利被引用次數以及企業核心技術專利的知識寬度。數字化轉型的回歸系數均顯著為正，驗證了本文結論的穩健性。第（4）—（5）列替換核心解釋變量為趙宸宇等（2021）研究中使用的數字化相關詞頻加總變量（企業數字化轉型_替換變量1），以及張永珅等（2021）研究中使用的數字化技術無形資產水平（企業數字化轉型_替換變量2），數字化轉型的回歸系數仍然顯著為正。第（6）—（7）列考慮到數字化轉型對企業核心技術突破的滯后性作用，將核心解釋變量企業數字化轉型分別滯后1至2期，發現二者估計系數至少在5%水平下顯著，說明數字化轉型會推進企業制造領域的核心技術突破，且存在一定的滯后效應。

其次，鑒于本文被解釋變量核心技術專利數量的計數性質，基于OLS回歸估計得到的結論可能有偏的。泊松分布作為計數模型中應用較為廣泛的基礎分布形式，也是負二項回歸在過度分散參數趨近于0時的一個特例（賀建風和張曉靜，2018）。運用泊松回歸方法可以提供對參數及標準誤的一致估計，更為穩健，負二項回歸則可以提供更有效率的估計。因此，本文同時采用泊松回歸與負二項回歸對企業核心專利數量（全部IPC）與專利數量（首位IPC）兩個計數性質的被解釋變量進行檢驗，檢驗結果如表4所示。可以看出，使用泊松回歸與負二項回歸并沒有改變實證結果的穩健性，數字化轉型仍然會顯著推進企業核心技術突破。

最后，考慮到基準回歸模型可能存在遺漏變量、樣本選擇等問題，進一步采用表5中的檢驗方式驗證本文實證結果的穩健性。一是向模型中增加如下控制變量盡量避免由于遺漏變量導致的模型識別問題：企業研發人員數量占比、企業研發投入占營業收入比例、行業赫芬達爾指數、企業所處城市經濟水平、企業所處城市是否為知識產權示范城市、企業獲得政府補貼金額。二是考慮核心解釋變量可能存在的披露規范和測度偏誤問題，調整基準回歸的樣本時期與回歸樣本數量。一方面，考慮到較早年份的上市公司年報關于數字化轉型關鍵字的披露可能不規范，以及在樣本期使用數字化關鍵詞是否有代表性等潛在問題，第（2）列調整回歸樣本時期，僅保留2016—2021年數據進行分析。另一方面，考慮到部分企業專利識別不準確可能引起的測度偏誤，第（3）列調整回歸樣本為3年及以上擁有核心技術專利的企業，對長期聚焦技術核心領域的企業進行進一步識別。在考慮核心解釋變量可能存在的披露規范和測度偏誤問題后，數字化轉型仍然至少在10%水平下保持顯著，且第（3）列中數字化轉型的回歸系數明顯增大，說明企業數字化轉型對長期聚焦技術核心領域的企業創新具有更強的推動作用。三是為了排除樣本選擇問題對本文實證結果造成的影響，第（4）列采用傾向匹配得分方法（PSM）對樣本進行3階近鄰匹配，并對匹配后的數據進行估計。四是在基準回歸模型的基礎上進一步控制行業×地區、行業×時間的聯合固定效應。表5中的檢驗結果均表明本文結論具有一定的穩健性，再次說明本文假設1成立。

2.工具變量法

上述回歸揭示了數字化轉型對核心技術創新的提升作用，然而模型中仍可能存在由反向因果等引起的內生性問題，即在核心技術領域創新能力較好的企業可能更傾向于進行數字化轉型。為了確保研究結果的可靠性，本文借鑒杜傳忠和管海鋒（2021）的研究，選取各城市在1984年的每百人固定電話數與年末郵電業務總量金額兩項郵電數據作為工具變量，以緩解文章可能存在的內生性問題。理論上看，企業所在地在以往發展過程中使用的通信方式會影響企業對信息技術的應用和接受程度，從而作用于企業的數字化轉型進程，滿足相關性條件；同時郵電作為基礎設施主要提供通信服務，并不直接作用于企業的核心技術創新，滿足外生性條件。考慮到二者原始數據為截面數據，不能直接用于面板數據的計量分析，故選擇企業所在省份互聯網普及率滯后1年的數據與1984年每百人固定電話數交乘項（工具變量1）、年末郵電業務總量金額交乘項（工具變量2）作為企業數字化轉型程度的工具變量。表6的回歸結果表明，本文選取的工具變量均對企業數字化轉型存在顯著的正向影響，且整個過程不存在不可識別、弱工具變量、過度識別等問題，表明在考慮內生性問題后，本文結論仍然穩健。

五、中介機制及其異質性檢驗

（一）中介效應檢驗

進一步，本文采用中介效應模型檢驗企業是否采取開放式創新策略以及企業推進開放式創新的具體程度是否為有效的中介影響機制，具體設定如模型（2）和模型（3）所示：

[Machanism i，t=γ0+γ1digi，t+μControlsi，t+ηi+λt+εi，t]" " " " " " " （2）

[Innovationi，t=θ0+θ1Machanism i，t+θ2digi，t+μControlsi，t+ηi+λt+εi，t]" " " （3）

其中，Machanismi，t表示與開放式創新相關的中介變量，包括企業是否采取開放式創新策略的0—1變量和企業推進開放式創新的具體程度：開放式創新廣度、開放式創新深度、開放式創新連續度；Controlsi，t為控制變量，其余變量設定與模型（1）相同。進一步，若[γ1]與[θ1]均顯著，說明中介效應機制成立。

1.數字化轉型與開放式創新

首先對模型（2）進行回歸，檢驗數字化轉型是否對企業采取開放式創新策略與企業推進開放式創新的具體程度產生影響，回歸結果如表7所示。其中第（1）列和第（4）列的被解釋變量為離散變量，本文選擇logit模型對其進行回歸檢驗。其樣本量較第（2）列和第（3）列的OLS回歸減少的原因在于：logit回歸要求每個類別中0—1類型的被解釋變量必須包含0和1，不滿足條件的樣本將被作為缺失值刪除。具體來看，表7中第（1）—（4）列中企業數字化轉型的回歸系數均至少在5%水平上顯著為正，說明數字化轉型會促進企業采取開放式創新策略，同時提升企業推進開放式創新的具體程度。

2.數字化轉型、開放式創新與企業核心技術突破

本文進一步對模型（3）進行回歸，以檢驗企業采取開放式創新策略與推進開放式創新的具體程度是否是數字化轉型推進企業核心技術突破的中介機制，回歸結果如表8所示。第（1）—（4）列的被解釋變量是企業制造領域核心技術的專利數量。第（1）列中企業是否采取開放式創新策略對核心技術創新績效不存在顯著影響，說明盡管數字化轉型會促進企業采取開放式創新策略，但其并不是本文有效的中介機制，本文假設2成立。第（2）—（4）列中企業數字化轉型以及中介變量開放式創新廣度、開放式創新深度、開放式創新連續度的回歸系數則均在5%水平上顯著為正，表明數字化轉型有助于通過提升開放式創新的實質參與程度推動企業制造領域核心技術突破，本文假設3成立。

也就是說，企業采取開放式創新策略并非數字化轉型推進企業核心技術突破的中介機制。原因可能在于：國家通常鼓勵企業同高校、科研機構等建立優勢互補、成果共享、風險共擔的合作研發機制，并為其提供相應的政策傾斜。中央政府及地方政府為推進產學研合作平臺、企業技術創新聯盟、創新聯合體等開放式創新機制提供的研發補貼、稅收優惠不勝枚舉。2021年12月24日修訂的《中華人民共和國科學技術進步法》明確提出，“促進各類創新主體緊密合作、創新要素有序流動、創新生態持續優化，提升體系化能力和重點突破能力，增強創新體系整體效能”，“加強重點領域項目、人才、基地、資金一體化配置，推動產學研緊密合作，推動關鍵核心技術自主可控”1。企業極有可能出于自身利益考慮，采取策略性行為達成僅流于表面的開放式合作創新以獲得此類利益（黎文靖和鄭曼妮，2016）。為了迎合政府和有關部門的監管與審查，企業會推進可以快速進行研發申請的創新專利并作為合作研發成果，而不是選擇難度較大、周期較長、風險較高的制造領域進行研發創新。在獲得相關利益后，策略性開放式創新通常難以持續，導致企業開放式創新的推進程度普遍較低，對企業核心技術創新能力的提升作用也相對較小；而只有企業提升實質性開放式創新水平，才意味著企業認同數字化轉型背景下開放式創新的有效性，并通過提升開放式創新具體程度產生的協同效應持續推進創新績效的增長。因此，相比企業是否開放式創新策略，企業推進開放式創新的具體程度才是數字化轉型推進企業制造領域核心技術突破的有效傳導機制。

（二）異質性分析

1.技術供給方向的異質性檢驗

企業在推動開放式創新的過程中，一方面，可能作為唯一技術供給方或共同技術供給方對某一項目領域投入資金、技術、人力，完成研發項目并與其他主體共享知識產權。另一方面，企業也可能作為技術需求方，同高校、科研機構或企業作為技術供給方的其他主體開展開放式創新合作，企業不參與具體的研發過程，僅承擔研發出資責任。為了識別企業在開放式創新過程中的技術供給方向對本文研究的異質性影響，本文根據企業在開放式創新中的出資交易方向，將企業樣本劃分為技術供給方和技術需求方，與本文研究樣本進行匹配后，對模型（2）和模型（3）中的有效中介變量進行分組回歸。由于企業在推進開放式創新過程中可能同時屬于技術供給方和技術需求方，本文分別對兩者進行異質性檢驗。表9回歸結果顯示，當企業作為技術供給方時，企業在數字化背景下提高開放式創新的具體參與程度對于企業核心技術突破有明顯的推進作用。反之，當企業作為技術需求方時，開放式創新并非數字化轉型推進企業核心技術突破的有效中介變量。可能的原因在于：技術需求方作為技術引進的主體，相比處于技術高位的技術供給方，通常僅是創新技術的接受者與使用者，難以在數字化轉型背景下通過開放式創新學習借鑒其他主體的技術能力、實現知識的轉移與積累。技術供給方和技術需求方作為通過開放式創新實現技術轉移的相關主體，其在技術優勢上存在的不平衡不僅是數字化轉型背景下企業核心技術突破能力存在差異的重要原因，也是促使開放式創新網絡中技術轉移的主要動力。

2.企業微觀特征的異質性檢驗

本文依據所有權性質將企業樣本劃分為國有企業和非國有企業，并對模型（2）和模型（3）中的有效中介變量進行分組回歸。表10回歸結果顯示，相較于國有企業，非國有企業在數字化背景下提高開放式創新的具體參與程度對于企業核心技術突破有明顯的推進作用。原因可能在于：一方面，國有企業對數字化轉型的變動不靈活，盡管2020年8月國務院國資委印發《關于加快推進國有企業數字化轉型工作的通知》以推進國有企業數字化轉型1，但國有企業大規模的組織慣性使得其路徑依賴問題嚴重，對數字化轉型戰略定位以及轉型目標的制定仍然不夠明確，對于創新發展和轉型變革的引領地位也尚未確立（李琦等，2021）。且國有企業的數字化轉型更關注提升業務的規范性和運行效率，卻較少關注對產品、服務的創新效率提升，導致國有企業數字化轉型推進開放式創新的能力以及數字化轉型對核心技術創新的基礎促進作用均較弱。另一方面原因則可能在于政府激勵機制和監管機制對國有企業的偏向性。國有企業作為我國國民經濟的支柱，遍布各大重要戰略性行業和核心技術領域，重要的戰略地位以及其與地方政府之間更多的關聯性使得國有企業更易獲得政策傾斜（黎文靖和鄭曼妮，2016），企業推進數字化轉型帶來的信息、資源交流渠道暢通反而不是其推進開放式創新的顯著影響因素。但國有企業推進開放式創新的具體程度對其核心技術突破的影響顯著為正，也就是說，隨著國有企業推進開放式創新的具體程度提升，其實質性開放式創新行為仍然具備推動制造領域核心技術突破的有效性。而非國有企業尤其是核心技術領域的非國有企業往往會面臨更為激烈的市場競爭，企業為了獲得核心競爭力和市場競爭優勢，通常會充分利用數字化轉型帶來的協同效應達成開放式創新合作，并進一步作用于企業核心技術突破。因此，相比于國有企業，非國有企業在數字化轉型背景下推進開放式創新的有效性相對更強。

3.外部宏觀環境的異質性檢驗

本文根據企業所在經濟帶位置，將企業樣本劃分為東部地區和中西部地區，并對模型（2）和模型（3）中的有效中介變量進行分組回歸。表11回歸結果顯示，相較于中西部地區，東部地區企業在數字化背景下提高開放式創新的具體參與程度對于企業核心技術突破有明顯的推進作用。可能的原因在于：東部地區擁有豐富的創新資源和創新要素基礎積累，并逐漸形成繁榮開放的創新市場和創新環境，這也使得地區創新網絡更為發達（李雪松等，2022），企業由于共享同一開放式創新網絡，更容易受益于信息交流、資源互換的便利性達成有效的開放式創新合作關系。相反，中西部地區由于創新資源的相對不足，即使企業推進數字化轉型戰略也難以尋求合適且高效的合作機會，且隨著創新資源向東部地區匯聚，創新資源的“馬太效應”會進一步抑制中西部地區開放式創新的有效性。

六、進一步研究

制造領域核心技術作為國內產業鏈的關鍵節點，是以核心產業競爭力為導向提出的科技創新需求。實現制造領域核心技術突破是企業技術創新與產業競爭力相互伴生、相輔相成的長期過程，不僅需要有效且穩定運行的金融市場提供資本支持（萬良勇等，2020），也需要有效的知識產權保護作為制度背景輔助推進“科技—產業—金融”的良性循環。“十四五”規劃明確指出“完善金融支持創新體系，鼓勵金融機構發展知識產權質押融資、科技保險等金融科技產品”以及“實施知識產權強國戰略，實行嚴格的知識產權保護制度，完善知識產權相關法律法規，加快新領域新業態知識產權立法”等發展要求1。金融科技憑借科技創新與金融有機結合以及在經濟體系中的成功應用得到長足發展（薛瑩和胡堅，2020），不僅可以有效緩解傳統金融供給在創新領域的結構性失衡問題（何德旭和馮明，2021），也可以憑借較強的信息獲取與背景調研能力，精準識別并服務于有潛力的制造領域核心技術合作項目，發揮金融科技對“新型舉國體制”的支撐作用。與此同時，隨著技術創新成為提升企業核心競爭力的主要因素，擁有自主知識產權的核心技術也將成為企業塑造核心競爭力與競爭優勢的重要基礎（吳超鵬和唐菂，2016），提升知識產權保護力度、完善企業創新的外部環境對于推進企業核心技術突破與提升國家科技實力同樣至關重要。因此，金融科技和知識產權保護必然會對本文研究主題存在調節性影響，由于本文的研究框架可以分為如圖1所示的三個過程，需要探討金融科技和知識產權保護究竟會對哪一個過程造成影響。

在理論分析層面，一方面，核心技術創新研發通常需要規模更大且穩定的資金鏈條作為支撐，企業推進開放式創新的主要目的之一就是降低研發創新成本（龐瑞芝等，2023）。金融科技作為服務于科技創新的重要輔助因素，開放式創新推進企業核心技術突破的這一過程（過程③）必然受到金融科技發展水平的調節。另一方面，在有限理性和不確定性的疊加影響下，企業在推進開放式創新時可能出于自利傾向采取“搭便車”等機會主義行為。而知識產權保護水平較高的地區則可以有效保護實際推進研發創新企業的利益（吳超鵬和唐菂，2016），相對避免策略性開放式創新行為，提升開放式創新對企業核心技術創新研發的促進作用，故知識產權保護水平也會對過程③產生調節作用。而過程①中數字化轉型對企業核心技術突破的推進作用主要體現在企業本身數字化能力以及通過數字化轉型匯聚其他創新要素的能力，該過程更多受到企業性質、規模以及企業所處宏觀地理位置等異質性因素的影響。過程②中數字化轉型對企業推進開放式創新具體程度的提升作用則主要由企業的數字整合能力、數字交互能力以及企業對數字化戰略的協同能力實現（張華和顧新，2023），受金融科技發展水平影響的可能性較小；且盡管知識產權保護水平可能對企業推進開放式創新產生影響，更多的調節作用可能體現在對企業是否采取開放式創新策略這一中介變量上。此外，開放式創新對企業核心技術突破的作用影響作為本文關注的核心問題，本文更關注金融科技和知識產權保護在該階段的調節效應。因此，金融科技和知識產權保護可能會對數字化背景下開放式創新推進企業核心技術突破這一過程（過程③）進行調節。

在實證檢驗層面，有調節的中介效應模型（Moderated Mediation Model，MMM）作為一種同時包含中介變量和調節變量的實證模型，意味著核心解釋變量通過中介變量對被解釋變量產生影響，而該過程又受到調節變量的調節（Baron and Kenny，1986）。Ng et al.（2024）的研究指出，對圖1中過程②和過程③進行調節的中介機制是相對常見的MMM模型應用，但同時對過程②和過程③進行調節的雙階段調節中介模型中可能存在虛假的調節中介效應（即實際上不存在的調節中介效應）。因此，在前文分析的基礎上，選取MMM模型對本文中介效應的后半段過程（階段③）中可能由金融科技和知識產權保護實現的調節效應進行檢驗。且江艇（2022）指出調節效應分析和異質性分析性質相同，那么對該過程的調節效應進行檢驗也是對城市層面金融科技發展水平和知識產權保護水平的異質性檢驗。具體設定如模型（4）所示：

[Innovationi，t=α0+α1digi，t+α2Machanismi，t+α3Machanismi，t×Moderatori，t+α4Moderatori，t+μControlsi，t+ηi+λt+εi，t]" " "（4）

其中，Machanismi，t表示前文分析得出的有效中介變量：開放式創新廣度、開放式創新深度和開放式創新連續度。Moderatori，t表示調節變量金融科技發展水平和知識產權保護水平。Controlsi，t為控制變量，其余變量設定與模型（1）相同。進一步，若[α3]顯著且為正，說明中介效應的后半段過程受到金融科技或知識產權保護的正向調節；若[α3]顯著且為負，則說明受到金融科技或知識產權保護的負向調節。

（一）金融科技發展水平的調節效應

本文借鑒李春濤等（2020）的研究對金融科技發展水平進行衡量，運用Pathon提取百度新聞高級檢索頁面的網頁代碼中與金融科技相關的關鍵詞以及城市名稱1，并將同一城市層面的所有檢索結果數量加總，得到金融科技總檢索量。由于這一指標分布存在明顯的右偏性，本文對其進行對數變換，最終得到城市層面的金融科技發展水平。進一步，為檢驗金融科技發展水平是否會在本文中介效應的后半段過程中起到調節作用，本文對模型（4）進行實證檢驗。表12顯示，在開放式創新廣度與深度作為中介變量的條件下，核心解釋變量、中介變量以及其與金融科技發展水平的交互項均顯著為正，說明金融科技發展水平可以較為有效地正向調節由開放式創新實現的中介效應后半段過程。也就是說，金融科技發展水平越高的地區，數字化轉型背景下開放式創新對企業核心技術突破的推進作用越強。

一方面，新增長理論指出，金融市場發展越成熟，企業融資時出現機會主義行為和道德風險的可能性越低（Aghion et al.，2005）。企業對金融機構采取機會主義行為不僅會影響自身信譽，使得核心技術創新合作進程受阻，也會放大開放式創新利益損失風險、抑制創新效率提升。金融科技的發展程度越高意味著其在收集企業等主體信息時越精確全面，同時基于大數據、云計算等數字技術進行計算分析，可以精準評估企業等研發創新主體的信用情況，并根據信用評級結果為開放式創新提供相應的金融服務。不僅能由此降低資金供給方與資金需求方之間的信息不對稱程度，相對遏制企業出于有限理性所采取的機會主義行為（Huang et al.，2018）；也可以進一步促進包括創新在內的實體經濟發展，有效推進“科技—產業—金融”的良性循環。另一方面，非國有企業和中小企業作為制造領域核心技術創新的重要力量，通常由于資產規模受限、銀行規模不經濟與資本市場的無效性等因素長期面臨資金鏈斷裂的風險與融資難、融資貴的困境（何德旭和馮明，2021）。金融科技的產品創新相對降低了客戶準入門檻，使得非國有企業和中小企業更易獲得外部融資，從而降低數字化轉型背景下開放式創新推動企業核心技術突破的資金劣勢阻礙。

（二）知識產權保護水平的調節效應

進一步，本文借鑒吳超鵬和唐菂（2016）的研究，采用知識產權未被侵權率對城市層面的知識產權保護水平進行衡量，具體為“1-知識產權被侵權率”，即1減去市級知識產權局當年受理的知識產權侵權糾紛案件數除以該城市累計至當年的授權專利數1。知識產權未被侵權率越大表示該城市知識產權保護水平越高。為檢驗城市層面的知識產權保護水平是否會在本文中介效應的后半段過程中起到調節作用，本文對模型（4）進行實證檢驗。表13顯示，核心解釋變量、有效中介變量以及其與知識產權保護水平的交互項均顯著為正，說明知識產權保護水平可以正向調節由開放式創新實現的中介效應后半段過程。也就是說，知識產權保護水平越高的地區，數字化轉型背景下開放式創新對企業核心技術突破的推進作用越強。

本文基于外部性理論和信息不對稱理論來解釋知識產權保護水平的正向調節效應。企業通過研發創新獲得的專利等知識產權存在正的外部性，尤其在開放性創新的合作關系中，知識產權保護的缺位會提升企業等研發創新主體采取機會主義行為的可能性，真正進行研發創新的企業很難阻止其他主體對其創新成果進行侵權性模仿。加之制造領域核心技術創新的細化分類特征明顯，開放式創新也存在信息不對稱的情況（吳超鵬和唐菂，2016），合作主體間只能通過共享與核心技術相關的信息或內容以推進開放式創新合作，部分企業則可能會利用已知信息進行自主研發并獨占創新成果。因此，只有政府及法律機構提升知識產權保護力度，完善知識產權保護體系，企業推進開放式創新才能真正作用于企業核心技術突破。

七、研究結論與對策建議

本文首先從理論層面梳理了數字化轉型推進企業制造領域核心技術突破的內在機理，以及企業推進開放式創新在該過程中起到的中介效應機制；其次利用2013—2021年A股上市企業數據并篩選匹配制造領域核心技術專利IPC分類號，結合雙重固定效應模型和中介效應模型實證檢驗了上述推進作用和中介機制，主要結論如下：（1）數字化轉型有助于企業推進制造領域核心技術突破，在替換被解釋變量與被解釋變量測度方法、更換回歸方法、控制聯合固定效應以及運用工具變量法等方式排除內生性問題影響后，研究結論仍然穩健。（2）企業是否采取開放式創新策略并非數字化轉型推動企業核心技術突破過程中的有效中介機制，而企業推進開放式創新的具體程度才是數字化轉型推進企業核心技術突破的有效機制，且技術供給方企業、非國有企業和東部地區企業推進開放式創新的有效性更高。（3）進一步研究采用有調節的中介效應模型，分析城市層面的金融科技發展水平和知識產權保護水平在本文中介效應后半段過程中的調節作用，發現金融科技發展水平和知識產權保護水平越高的地區，數字化轉型背景下開放式創新對企業核心技術突破的推進作用越強。

本文研究的理論意義表現在：數字化轉型作為當前企業發展的主流戰略，企業數字化轉型水平不僅可以衡量云計算、大數據、人工智能、區塊鏈等數字技術應用對企業核心技術創新起到的推動作用；也可以側面反映在數字技術推進的新一輪科技革命和產業革命背景下，值得關注的并非企業是否采取開放式創新策略，而是企業推進開放式創新的具體程度和有效性，以及金融科技、知識產權保護等創新輔助要素對“新型舉國體制”的賦能作用。基于上述研究結論，本文提出以下對策建議。

第一，大力推進企業數字化轉型，破除企業數字化進程的路徑障礙。打造企業數字技術基礎研發能力，加快需求端—供應端—生產端等多維端口的數字化改造，以推動制造領域產業鏈供應鏈的科技研發水平和關鍵產品自給保障能力。基于大數據、云計算、人工智能等數字技術推進企業創新平臺等新型基礎設施建設，構建通暢的信息、資源與技術交流等渠道機制，保障企業、高校與科研機構對數字化戰略的協同推進，持續支撐企業合作開展核心技術創新研發。

第二，鼓勵企業切實提升開放式創新的參與程度，依據自身資源稟賦充分開展開放性創新。為改善我國企業自主研發能力相對薄弱的現狀，可推進產學研合作、企業研發聯盟、共同設立研究機構等開放式創新模式打破企業資源稟賦約束，使企業內部的自主研發力量與外部創新環境中的研發資源實現優勢互補和有效協同，促使企業以技術供給方的技術優勢推進制造領域的突破性創新，破解關鍵核心技術“卡脖子”難題。同時改善我國各級政府在鼓勵企業推進開放式合作創新方面的傳統政策思路，強化事前審核、事中監管、事后追溯全流程激勵政策改革和完善，降低可能引起企業策略性行為的負向扭曲激勵機制。

第三，充分調動各方創新要素賦能新型舉國體制，強化“科技—產業—金融”良性循環的創新輔助功能。新型舉國體制相比于傳統舉國體制，可以更好地融合平衡我國的體制優勢與市場效率，從而能更好地推進制造領域核心技術突破。金融科技作為政府財政引領的、有利于金融創新和科技發展的新型金融體系，是新型舉國體制的典型實踐。應當加快推出科技創新專項金融產品，同時將各級政府對開放式創新的激勵機制與金融科技信用貸款有效結合，重視地方政府與政策性保險的風險分擔作用，不僅可以有效緩解企業在核心技術領域的“融資難”困境，也可以相對避免企業策略性開放式創新行為，切實提升企業開放式創新的有效性。

第四，持續健全知識產權的利益分配機制與風險承擔機制，為企業推進開放式創新搭建良好的創新環境和制度背景。在建立企業知識產權管理及服務機構、依法嚴厲打擊各種侵犯知識產權行為的同時，鞭策企業提升自我保護意識、建立數字化知識產權管理平臺。尤其是在推進開放式創新合作的過程中，各類研發創新主體應及時聘請專業機構對雙方知識產權的歸屬、使用范圍、期限、后續研發成果分配等做出合理評估，最大限度地保護創新效益。

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Digital Transformation， Open Innovation Effectiveness

and Enterprise Core Technology Breakthrough

Du Chuanzhong" Xue Yuze

Abstract： Accelerating digital transformation and promoting open innovation， as important strategies for enterprises to enhance innovation capabilities， are also crucial for enterprises to promote core technology breakthroughs in the field of manufacturing. Based on the selection and matching of Ramp;D patent data of enterprises and IPC classification number of core technology patents in the manufacturing field， this paper empirically tests the role of digital transformation in promoting core technology breakthroughs of enterprises and whether open innovation is an effective transmission mechanism of this process by using data of A-share listed enterprises from 2013 to 2021.

The results show that digital transformation can help enterprises to promote core technology breakthroughs in the field of manufacturing， and the specific degree of enterprises to promote open innovation will play an intermediary effect mechanism in this process， and the effectiveness of technology supplier enterprises， non-state-owned enterprises and enterprises in the eastern region is higher. However， whether enterprises promote open innovation may be affected by their strategic behavior， which is not an effective intermediary mechanism. The moderated intermediary effect model is further studied， and it is found that the higher the level of fintech development and intellectual property protection， the stronger the role of open innovation under the background of digital transformation in promoting core technology breakthroughs of enterprises.

The marginal contributions of this paper are mainly as follows： First， there is little empirical evidence on how to promote core technology innovation in the manufacturing field in the academic circle at present. This paper makes a preliminary attempt on how to promote enterprises to achieve key core technology innovation in the manufacturing field through digital transformation， and provides a new research idea for enterprises to promote core technology innovation in the manufacturing field through digital transformation. Second， digital transformation， open innovation and core technology innovation performance in the field of enterprise manufacturing are included in the same research framework to explore whether enterprises adopt open innovation strategy and whether the actual promotion degree of open innovation will play an intermediary role in the process of digital transformation promoting core technology breakthrough of enterprises. Finally， it is proved that what is more important in the context of digital transformation is the specific degree and effectiveness of enterprises to promote open innovation. Third， from the perspective of“technology-industry-finance\" virtuous cycle in the context of digital transformation， the paper analyzes whether the development level of fintech and intellectual property protection at the city level will play a positive regulatory role in the process of open innovation promoting the core technology breakthrough of enterprises， that is， whether the auxiliary elements of innovation can effectively enable the“new national system\". Furthermore， it provides useful countermeasures for the realization of national science and technology self-reliance.

Keywords： Rigital Transformation; Core Technology in Manufacturing Field; Open Innovation; Strategic Behavior

（責任編輯：張瑞志）

* 杜傳忠，南開大學經濟與社會發展研究院，E-mail：duzhong@nankai.edu.cn，通訊地址：天津市南開區衛津路94號南開大學，郵編：300071；薛宇擇（通訊作者），南開大學經濟學院，E-mail：xueyuze0219@163.com，通訊地址：天津市南開區衛津路94號南開大學，郵編：300071。感謝評審專家和編輯部的寶貴意見，作者文責自負。

基金項目：本文受國家社會科學基金重大項目“新一代人工智能對中國經濟高質量發展的影響、趨向及應對戰略研究”（20＆ZD067）；國家社會科學基金重點項目“中國制造業關鍵技術缺失、成因及創新突破路徑研究”（19AZD015）資助。

1 習近平主持中央政治局第三十四次集體學習：把握數字經濟發展趨勢和規律 推動我國數字經濟健康發展，中國政府網，https：//www.gov.cn/xinwen/2021-10/19/content_5643653.htm。

1 根據2008年12月27日《關于修改〈中國人民共和國專利法〉的決定》第三次修正，發明專利、實用新型專利、外觀設計專利的有效期分別為20年、10年、10年。2020年10月17日，第十三屆全國人民代表大會常務委員會第二十二次會議通過《關于修改〈中國人民共和國專利法〉的決定》第四次修正，外觀設計專利保護期限從10年延長至15年。但本文研究樣本的專利有效期均不受到此次修正的影響，仍然參考原專利保護期限。

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1 中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要，中國政府網，https：//www.gov.cn/xinwen/2021-03/13/content_5592681.htm。

1 提取的關鍵詞包括：EB級存儲、NFC支付、差分隱私技術、大數據、第三方支付、多方安全計算、分布式計算、股權眾籌融資、互聯網金融、機器學習、開放銀行、類腦計算、量化金融、流計算、綠色計算、內存計算、區塊鏈、人工智能、認知計算、融合架構、商業智能、身份驗證、深度學習、生物識別技術、數據可視化、數據挖掘、數字貨幣、投資決策輔助系統、圖計算、圖像理解、網聯、文本挖掘、物聯網、信息物理系統、虛擬現實、移動互聯、移動支付、億級并發、異構數據、語義搜索、語音識別、云計算、征信、智能金融合約、智能客服、智能數據分析、智能投顧、自然語言處理，共48個關鍵詞。

1 考慮到政府相關機構和法院對侵權案件的處理普遍存在滯后性，故采用專利授權的累計值以避免數據滯后性引致的估計偏誤。