服務業企業開展合作創新對其創新產出水平影響機理探究
——創新信息獲取渠道的中介作用

尹志鋒 曹愛家 劉夢瑤 王 康

一、引言

技術復雜度的提升和需求不確定性的增加使得企業進行創新的成本和風險不斷提高(高良謀和馬文甲，2014[1]；楊震寧和趙江，2021[2])，并驅動企業通過開展合作創新分擔創新成本及風險(Trigo和Vence，2012[3])。學術界對于制造業企業開展合作創新能夠促進其創新產出水平提升這一點已形成基本共識，即企業通過合作創新能夠整合內外部創新資源(陳鈺芬和陳勁，2009[4]；Liu和Huang，2018[5])、提升創新效率(Mairesse和Mohnen，2004[6]；Schmiedeberg，2008[7])并降低創新的不確定性(Dyer和Singh，1998[8]；Thanasopon等，2015[9])，進而促進制造業企業創新產出水平的提升。已有學者認識到技術知識、市場需求、政策環境等創新信息是企業外部創新資源的重要組成部分，并基于創新信息來源理論，將創新信息來源分為企業內部來源和企業外部來源，從企業外部創新信息來源的角度對制造業企業合作創新促進其創新產出增加的影響機理進行了探討。其中，Liu和Huang(2018)[5]、王悅亨等(2015)[10]均認為合作創新將增強企業外部信息流動性，促使制造業企業從外部獲取更多元化的創新信息并利用創新信息優勢提高創新產出水平。然而，現有文獻中尚未涉及有關合作創新是否以及如何影響服務業企業創新產出水平這一問題。以制造業企業為研究樣本得出的結論不一定適用于服務業企業，這是由于服務業企業與制造業企業在產品及生產流程方面存在不同之處，相應的創新過程也具有差異(徐從才和丁寧，2008[11])。服務業產品具有無形性以及與用戶互動性強等特點，相應地，服務業創新偏向市場導向，要求企業在創新過程中能夠對已有和未來市場需求情況做出快速反應(汪濤和藺雷，2010[12])，由此服務業在創新過程中相比于制造業更依賴外部創新信息。換言之，服務業企業創新的特殊性決定了服務業企業開展合作創新對其創新產出水平影響機理的獨特性，創新信息獲取渠道在此影響過程中發揮的機制作用也具有其獨特性。基于此，筆者以中關村海淀科技園服務業企業為研究對象，從外部創新信息獲取的角度切入，探討服務業企業開展合作創新影響其創新產出水平的機理，并通過數據實證檢驗創新信息獲取渠道數量在合作創新影響服務業企業創新產出水平的過程中發揮著怎樣的中介作用。

二、文獻綜述與研究假說

(一)合作創新對創新產出水平的影響

合作創新指的是企業系統地獲取、整合企業內外部創新資源并用于技術研發的一類創新模式(Chesbrough，2003[13]；West和Gallagher，2006[14])。其內涵在于創新活動不再局限于企業邊界內，強調企業在創新過程中與外部建立連接的重要性(Rothwell和Zegveld，1985[15])。企業選擇的合作創新的對象通常包括擁有異質性創新資源的組織或個人，其中同行業競爭企業、供應鏈上游的供應商、供應鏈下游的客戶、大學、研究機構、政府等外部組織對于目標企業來說都構成重要的創新源，將助力開展合作創新企業創新產出水平的提升(高良謀和馬文甲，2014[1])。

創新具有高投入與高風險并存的特點。創新需要投入包括高素質人才、設施設備、資金等在內的勞動力和資本要素，投入效果取決于要素投入的數量與利用效率。由于在技術開發與市場落地方面均存在不確定性，創新又具有高風險性(馮根福和溫軍，2008[16])。創新產出水平作為創新活動的“結果”變量，其增加依賴于創新投入的增大、創新效率的提升以及對創新過程中不確定性的有效控制(Carlino和Kerr，2015[17]；葉靜怡等，2019[18]；王嶠等，2021[19])。

企業開展合作創新能夠增加企業創新投入、提高創新效率、降低創新過程中的不確定性，由此對企業創新產出水平形成積極影響(高良謀和馬文甲，2014[1]；Liu和Huang，2018[5])。首先，在創新投入方面，依托合作創新搭建起的外部創新網絡，目標企業得以更深層次地接觸和利用原本難以獲得的包括資金、人才、技術、知識產權等在內的外部創新資源(West和Gallagher，2006[14])，緩解單個企業研發存在的創新資源缺乏問題(白俊紅和蔣伏心，2015[20]；Miles等，1978[21])。隨著技術復雜度提高，研發活動技術門檻相應提升，單個企業所掌握的知識、人才和資金有限，難以滿足技術創新要求，而開展合作創新使企業能夠與其他合作對象共享創新資源，在創新過程中形成“合力”，提高創新成功的可能性(白俊紅等，2009[22]；高良謀和馬文甲，2014[1]； Liu和Huang，2018[5])。其次，在創新效率方面，合作創新幫助企業識別創新方向并避免重復研發，利用既有的創新投入獲得更高的創新產出水平。合作創新對象帶來的創新信息將助力企業發現創新“藍?！?，確立產出效率更高的創新方向。各類合作對象帶來異質的創新信息，包括同業競爭企業可供模仿的創新策略、供應鏈上下游的市場信息、高校及科研機構的知識信息等(Dyer和Singh，1998[8]；白俊紅和蔣伏心，2015[20])，將幫助開展合作創新的企業識別出創新效率更高的技術空白領域(Tether，2002[23])。最后，在創新不確定性方面，合作創新中各主體通過風險共擔提高了對不確定性的承受能力，通過信息共享降低了創新過程中的不確定性(Segarra和Arauzo，2008[24])。與合作對象在創新能力和資源上的互補性有利于目標企業在創新活動的開發階段就識別出可能導致創新失敗的因素并做出預案，降低創新早期階段(即模糊前端)的不確定性，減少創新技術開發過程中的失誤率(Dyer和Singh，1998[8]；Thanasopon等，2015[9])，從而有效降低創新風險。

綜上，開展合作創新可以幫助目標企業打破組織邊界，與外部主體形成新的、擴大的創新單元。在新的創新單元內部各主體間原本孤立、有限的創新資源得以重構、整合，使得目標企業創新投入增加，創新效率提高，創新風險分散，進而對目標企業創新產出水平形成正向影響。基于此，本文提出研究假說1。

假說1：服務業企業開展合作創新正向影響其創新產出水平。

(二)創新信息渠道的中介效應

服務業企業通過合作創新能夠增強外部知識流動性并拓寬自身創新信息獲取渠道(王悅亨等，2015[10])。企業開展創新合作的對象主要包括同業競爭企業、供應鏈上下游的供應商或客戶、大學和研究機構等科研型組織、政府和行業協會等非營利組織。相應地，上述外部組織也構成目標企業的外部創新信息來源(Von Hippel，1988[25])，為目標企業開展創新提供所需的信息。以各個參與合作的創新組織為節點，合作創新為合作各方搭建起創新信息共享平臺，知識、市場、創新環境等創新信息在平臺中充分共享。目標企業通過開展合作創新成為創新信息共享平臺中的一員，在與企業外部主體開展交流與合作的同時，其外部知識的流動性隨之提升，創新信息來源也相應擴大(Escribano等，2009[26])，目標企業的創新信息獲取渠道得以拓寬。

拓寬的創新信息渠道會進一步助力目標企業提升創新產出水平。獲得的外部創新信息與開展合作創新的目標企業既有知識體系深度融合(Chesbrough，2003[13]；Beers等，2008[27]；Escribano等，2009[26])，有利于提高創新效率，進而提升創新產出(Leoncini，2016[28])。具體而言，依據合作對象不同，可以將目標企業的外部信息按照來源歸為同業競爭企業信息、供應鏈上下游信息、科學型機構信息及非營利機構信息四類(Segarra和Arauzo，2008[24]；Mention，2011[29])。同業競爭企業提供的信息涵蓋市場需求、創新風險、政策導向等方面。由于同業企業面對的外部條件與目標企業有較高相似度，其提供的創新信息能有效賦能目標企業創新(Miotti和Sachwald，2003[30])。供應鏈上游供應商或下游客戶提供的市場供求信息能夠幫助目標企業直接“把脈”市場趨勢，形成有市場價值的創新理念。其中，供應鏈上游供應商的創新信息能夠有效激勵目標企業改進自身技術以暢通供應鏈運轉，供應鏈下游客戶的創新信息則能從需求側為目標企業創新提供方向指引，使目標企業的創新更具市場適應性(蔣楠和趙嵩正，2016[31]；張克英等，2018[32])。高校和研究機構為目標企業創新補充領域前沿的技術知識，有助于目標企業增強創新過程的科學性和創新成果的前瞻性(Beers等，2008[27]；白俊紅等，2009[22])。行業協會、政府部門等非營利機構依托其搭建的信息公開平臺(白俊紅和蔣伏心，2015[20])，為目標企業提供業內創新活動、創新成果、政策法規等信息，目標企業從中能夠廣泛地汲取創新經驗教訓，提升創新成功概率。

如上所述，開展合作創新使目標企業得以接觸并利用超越企業內部所及的多元創新信息，擺脫了被單一信息來源鎖定的創新困境；拓寬的創新信息渠道進一步為目標企業確定合理的創新方向提供信息支持，從而獲得更高的創新產出水平。本文據此提出研究假說2。

假說2：創新信息獲取渠道的增加在服務業企業開展合作創新對其創新產出水平的影響過程中發揮中介效應。

三、研究設計

(一)數據來源

本研究使用的數據來源于2014年中關村海淀科技園企業創新調查及第三次經濟普查數據。2014年國家統計局開展了繼2007年之后的第二次全國企業創新調查。此次調查的范圍為國民經濟中創新活動相對活躍的部分行業內的企業(1)具體包括：規模以上工業企業；特、一級建筑業企業；限額以上批發和零售業企業；規模以上交通運輸、倉儲和郵政業；信息傳輸、軟件和信息技術服務業；租賃和商務服務業；科學研究和技術服務業；水利、環境和公共設施管理業企業；省級及以上金融業企業。。與第一次全國工業企業創新調查相比，第二次調查的對象增加了建筑業和服務業企業。其中，服務業企業創新調查的主題包括創新成果(產品創新、流程創新、組織創新和營銷創新)、創新信息來源、合作創新情況、創新阻礙因素及知識產權相關情況。

第三次全國經濟普查面向我國境內從事第二和第三產業的所有單位和個體經營戶，普查收集的數據主要包括單位基本屬性、從業人員、財務狀況、生產經營情況、科技活動情況等(2)數據來源：國家統計局官網(http://www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/jjpc/3jp/indexch.htm)。。基于企業名稱及組織機構代碼，本研究匹配第二次全國企業創新調查和第三次經濟普查數據，構建了一個既包含創新信息又具有企業經營信息的數據集。

中關村科技園是首個國家級高新技術產業開發試驗區，歷經三十多年發展成為國家自主創新示范區，形成了“一區十六園”的發展格局。其中，海淀園是中關村國家自主創新示范區的核心區和全國科技創新中心核心區，已初步成為以IT產業為主導的高新技術產業企業總部和企業研發總部聚集區。2017年的數據顯示(3)數據來源：中關村科技園區管理委員會官網(zgcgw.beijing.gov.cn/)、海淀區人民政府官網(www.bjhd.gov.cn/)。，海淀區國家級高新技術企業保有量超過8 980家，規模以上工業企業實現工業總產值2 057.8 億元，園區企業總收入超過2萬億元；在創新產出方面，發明專利授權量達2.08萬件，每萬人發明專利擁有量達272件，技術市場成交總額達到1 620 億元；在創新生態方面，園區全區已初步形成40余個專業園區(包括中關村軟件園、中關村集成電路設計園等)、21家大學科技園，以及93家國家級眾創空間、105家市級眾創空間、67家創新型孵化器、150家集中辦公區構成的創業服務體系。作為中國創新高地，海淀科技園園區企業開展合作創新如何影響創新產出，對其他地區企業的創新實踐預期具有示范作用。

(二)主要變量定義

1.被解釋變量。

創新產出水平(innovation)，為表示企業是否進行創新的二元變量。結合既有研究，本文從產品創新、服務創新和流程創新三方面來表征企業創新產出水平。其中，產品(服務)創新是指企業向市場推出了全新的或有重大改進的產品(服務)；流程創新是指企業在推出產品或服務的過程以及輔助性活動中采用了全新的或有重大改進的技術，主要包括“采用了全新的或有重大改進的技術、設備或軟件”(流程創新Ⅰ)、“采用了新的或有重大改進的輔助性活動”(流程創新Ⅱ)兩類。變量構造上，以構建產品創新變量(product)為例，本文將在2013—2014年間向市場推出了全新或具有重大改進的功能或特性的產品的企業記為1，反之為0。按照類似的方法，本研究構建了服務創新變量(service)和流程創新變量(processⅠ及processⅡ)。

2.核心解釋變量。

合作創新(cooperation)，為表示企業是否開展合作創新的二元變量。當企業在2013—2014年間與其他主體(4)問卷中設定的主體包括：01集團內其他企業，02高等學校，03研究機構，04政府部門，05行業協會，06設備、原材料、組件或軟件供應商，07客戶或消費者，08競爭對手或同行業其他企業，09咨詢顧問、市場分析或中介機構，10風險投資機構，11其他合作對象。開展合作創新時記為1，反之為0。

3.中介變量。

開展合作創新的服務業企業的創新信息獲取渠道數量(Information)，根據企業在回答調查問卷中“2013—2014年間，以下哪些信息來源(5)問卷中可供選擇的信息來源包括：01企業內部信息，02企業集團內部信息，03來自高等學校的信息，04來自研究機構的信息，05來自政府部門的信息，06來自行業協會的信息，07來自設備、原材料、組件或軟件供應商的信息，08來自客戶或消費者的信息，09來自競爭對手或同行業其他企業的信息，10來自咨詢顧問、市場分析或中介機構的信息，11來自商品交易會、展覽會的信息，12來自科技或貿易文獻、期刊、出版物的信息，13來自互聯網媒體的信息，14其他。對貴企業開展產品(服務)或工藝(流程)創新活動影響較大”一題時提供的信息，計算了企業創新信息獲取渠道數量。

4.控制變量。

參考既有研究并基于數據的可得性(王永貴等，2015[33]；Peters等，2018[34]；高孟立和范鈞，2018[35])，本研究控制了企業規模、企業年齡、企業所有制類型、是否上市及企業行政隸屬關系。其中，企業規模用從業人員對數表示；企業年齡用調查開展年份與企業成立年份差值表示；企業所有制包括內資企業、港澳臺資企業及外商投資企業；企業是否上市為二元變量，當企業在2013年為上市公司時記為1，反之為0；企業隸屬關系包括中央屬、省屬、地屬及其他。

(三)模型設定

本研究聚焦于考察合作創新對于企業創新產出的影響，采用Probit模型來檢驗研究假說1，將基準模型設定如下：

Probit(innovation)=b0+b1×cooperation+B×X+ε

(1)

其中，innovation為創新產出水平，cooperation為是否開展合作創新，X為包含企業層面控制變量的特征向量，方程中ε為誤差項。

本文采用兩種方法來緩解合作創新變量的內生性問題。一是采用傾向得分匹配法(PSM)加強被試組(開展合作創新組)與控制組(未開展合作創新組)在可觀測維度上的平衡性。用于匹配的協變量需要滿足兩個條件：一為可觀測；二為會對個體是否被試以及結果均產生影響。本文的協變量包括企業規模、企業年齡、所有制類型、是否上市以及企業隸屬關系。上述協變量對企業是否開展合作創新影響如下：大規模企業在創新資源稟賦、知識積累和創新效率等方面具有優勢，較中小型企業更有可能開展合作創新(Mina等，2014[36])；成熟期企業具有豐富的知識積累和合作創新經驗，相對于資金不足、創新成果轉化經驗缺乏的初創企業更有可能開展合作創新(張秀峰等，2015[37])；外資和港澳臺資企業較內資企業更具先進的技術、人才和管理經驗，開展合作創新的意愿可能更強(Sadowski和Sadowski-Rasters，2006[38])；擁有直接融資渠道的上市企業相對于非上市企業面臨更小的融資約束，開展合作創新的可能性更大；省屬和地屬企業相對于中央屬企業經營的盈利目標更明確，更有動力尋求合作創新機會以建立競爭優勢。

二是采用工具變量法。本研究采用如下兩個工具變量：一為相同產業內、具有相同年齡的企業組中開展合作創新的企業占比；二為具有相同所有制及隸屬關系的企業組中開展合作創新的企業占比。本文認為同產業-同年齡組企業中開展合作創新的企業占比這一工具變量能夠滿足相關性條件，原因在于合作創新作為一種企業間策略互動下的創新選擇，受到目標企業內外部因素的共同影響，具體地：第一，相同產業內企業面臨相同的外部環境，使同產業內企業的合作創新行為具有相關性。合作創新具有顯著的行業特征(Hagedoorn，2001[39]；鐘書華，2000[40])，在產業間分布不均衡。企業是否選擇合作創新受到本產業技術特征的影響：研發難度高、技術生命周期長、網絡外部性大的產業內企業傾向于選擇合作創新來分擔研發成本及風險，并通過內部化研發成果的外溢性來緩解“搭便車”問題，實現雙贏。第二，相同年齡的企業擁有相似的創新經驗，使同年齡企業的合作創新行為表現出相關性。企業成立時間越長，其積累的技術基礎越深厚，涉及的知識領域更廣更深，在合作創新中能更好地吸收外部創新信息并與內部資源整合?；谝陨蟽牲c，同產業-同年齡組企業的合作創新行為表現出相關性。同時，同產業-同年齡企業組中開展合作創新的企業占比這一變量又滿足外生性條件。原因在于，該變量作為產業-企業年齡組層面的平均值，反映的是組內的合作創新氛圍與整體意愿，且主要通過影響目標企業的合作創新選擇來影響企業創新產出水平，在一定程度上滿足排他性約束。

類似地，同所有制-同隸屬關系的企業組中開展合作創新的企業占比這一變量也滿足相關性與外生性條件。相關性方面，第一，外資和港澳臺資企業依靠母公司的技術轉移，在技術、設備等創新要素上擁有相對優勢(吳延兵，2012[41])，且其相對豐富的研發管理經驗減輕了合作創新中溝通協調的交易成本(張秀峰等，2015[42])，較內資企業更傾向于開展合作創新。第二，隸屬關系不同會帶來政企關系和經營目標的差異，省屬及地屬企業在地方官員晉升錦標賽的壓力之下更多承擔創造利潤的功能，相較于中央屬企業更有激勵通過合作創新來形成市場優勢(張峰等，2019[43])?；谒兄坪碗`屬關系對企業合作創新的影響，可以認為同所有制-同隸屬關系的企業的合作創新選擇與目標企業是否開展合作創新具有相關性。外生性方面，同所有制-同隸屬關系的企業組中開展合作創新的企業占比這一變量反映了相似產權結構與政企關系下企業的平均合作創新水平，相對獨立于目標企業的合作創新決策，且主要是通過影響目標企業的合作創新行為改變其創新產出水平，由此表現出一定的外生性。

假說2旨在說明合作創新通過拓寬創新信息渠道促進創新產出，即創新信息渠道數量構成合作創新影響創新產出的中介變量。為驗證該假說，本研究基于Baron和Kenny(1986)[44]的分析框架展開研究。具體模型設定如下。

Information=f0+f1×cooperation+F×X+η

(2)

Probit(innovation)=g0+g1×cooperation

+g2×Information+G×X+δ

(3)

其中Information表示企業創新信息獲取渠道的數量。模型(3)在模型(1)的基礎上進一步控制了創新信息獲取渠道數量。創新信息獲取渠道數構成服務業企業合作創新影響其創新產出水平的中介變量，需要滿足如下條件：一是在模型(1)中，合作創新會顯著影響創新產出水平；二是在模型(2)中，合作創新會顯著影響創新信息獲取渠道數量；三是在模型(3)中，創新信息獲取渠道數量會顯著影響創新產出水平，且模型(3)中合作創新變量的回歸系數較模型(1)在顯著程度上有所下降，或系數的絕對值變小。

四、實證結果分析

(一)描述性統計

表1展示了本文核心變量的描述性統計。表1結果顯示，在服務業企業創新產出水平方面，實現產品創新和服務創新的企業各占15%；從流程創新的實現情況來看，“采用了全新的或有重大改進的技術、設備或軟件”的企業約占15%，“采用了新的或有重大改進的輔助性活動”的企業約占14%。在服務業企業開展合作創新水平方面，約20%的樣本企業開展了合作創新，說明樣本服務業企業在合作創新開展水平方面尚有較大提升空間。

表1 變量描述統計表

控制變量方面，樣本企業從業人數的均值為123人；平均企業年齡為11年；內資企業的占比為91.68%，港澳臺和外商投資企業占比分別為2.93%及5.39%；有2%的企業為上市企業；隸屬于中央、省的企業占比分別為8.04%及3.23%，隸屬于地市的企業占比為3.35%，隸屬于“其他”的企業占比為85.38%。

(二)合作創新對企業創新產出水平的影響

為檢驗服務業企業開展合作創新對其創新產出水平的影響，本文采用模型(1)進行回歸分析。表2報告了模型(1)的估計結果。列(1)至列(4)的結果顯示，合作創新與企業的創新產出水平之間存在顯著的正相關關系，服務業企業開展合作創新對其產品創新、服務創新以及流程創新的成功實現均有顯著的正向影響，假說1得以驗證。具體來說，合作創新對創新產出的促進作用效果因創新產出類型不同而略有差異，對流程創新的促進作用相比于產品創新和服務創新更為明顯；在流程創新內部，合作創新對企業實現技術、設備和軟件上的更新與對企業實現輔助性活動改進的促進作用大體相當。

表2 合作創新與服務業企業創新產出水平：基準回歸

(三)穩健性檢驗

考慮可能存在的內生性問題，本文通過傾向得分匹配法(PSM)檢驗合作創新對于創新產出的影響。表3為使用傾向得分匹配法匹配前后的被試組與控制組的協變量均值檢驗結果，結果顯示匹配后協變量在平衡性上有了明顯提升?；谄ヅ錂嘀?，本文重新考察了合作創新對于創新產出的影響，估計結果如表4所示?；赑SM權重的估計結果顯示，合作創新對四類創新產出水平提升的促進作用仍然保持顯著，合作創新變量的回歸系數相比于基準回歸略微減小。與基準回歸結果一致，相比于產品創新和服務創新，合作創新對流程創新產出水平提升的促進效用更為明顯，研究結論穩健。

表3 PSM匹配：協變量平衡性檢驗

表4 合作創新與服務業企業創新產出水平：基于PSM權重

本文進一步采用工具變量法解決內生性問題，以檢驗服務業合作創新與其創新產出水平的因果關系，回歸結果列示于表5。列(1)中第一階段回歸的結果顯示，所選的兩個工具變量(同產業-企業年齡組開展合作創新企業占比、同所有制-隸屬關系組開展合作創新企業占比)均與目標企業合作創新顯著正相關，表明兩個工具變量均能滿足相關性條件。列(2)～列(5)展示了第二階段回歸的結果。其中，Wald F統計量的值顯示四個回歸均通過了弱工具變量檢驗；Sargan統計量的值顯示，除流程創新Ⅰ外(對應的Sargan_P值為0.096)，另外三個回歸均不存在工具變量的過度識別問題。這表明兩個工具變量基本有效。在采用工具變量法后，合作創新變量的回歸系數均有所下降，但仍然在1%的水平上顯著，且合作創新對流程創新產出水平的正向影響依然大于產品創新和服務創新。綜合表2～表5的回歸結果可知，合作創新有利于提升服務業企業的創新產出水平，在考慮內生性問題后假說1仍然成立。

表5 合作創新與服務業企業創新產出水平：工具變量回歸

(四)中介效應檢驗

本文接下來考察服務業企業開展合作創新影響其創新產出水平的機理，對創新信息獲取渠道在影響過程中的中介效應進行檢驗。表6報告了合作創新對企業創新信息獲取渠道數量的影響，OLS回歸和泊松(poisson)回歸結果均顯示合作創新能顯著拓寬企業的創新信息獲取渠道。表7報告了在基準回歸的基礎上控制創新信息渠道數量這一變量的回歸結果。從表7的各列結果來看：首先，創新信息獲取渠道數量對創新產出水平的影響是正向顯著的，表明創新信息獲取渠道數量的增加，能夠顯著提升企業實現各類創新產出的概率；其次，相比于表2，合作創新的回歸系數雖保持顯著，但數值減小。綜合表2、表6和表7的估計結果可知，創新信息獲取渠道數量構成合作創新影響創新產出水平的部分中介變量，假說2得以驗證。

表6 合作創新與創新信息獲取渠道數量：中介效應檢驗

表7 創新信息獲取渠道數量與服務業企業創新產出水平：中介效應檢驗

五、研究結論與展望

(一)研究結論

本研究以2014年中關村海淀科技園區服務業企業作為研究樣本，通過對接2014年全國創新調查數據與第三次全國經濟普查數據，實證檢驗了服務業企業開展合作創新對其創新產出水平的影響以及創新信息獲取渠道在其中發揮的中介效應。通過研究，本研究得到如下結論。

第一，服務業企業開展合作創新能夠有效提升其創新產出水平。通過開展合作創新，服務業企業可以充分接觸和利用企業外部組織提供的包括人力、資本、信息、技術等在內的創新資源，促使其在創新過程中增加創新要素投入、提升創新效率、降低創新不確定性，從而提升包括產品創新、服務創新和流程創新在內的創新產出水平。

第二，服務業企業開展合作創新能夠拓展其創新信息獲取渠道，進而實現更高的創新產出水平。本研究發現，開展合作創新有利于擴大服務業企業的創新信息來源，也即增加服務業企業的創新信息獲取渠道，對創新所需的各類異質性信息的掌握進一步提升了目標企業的創新產出水平。具體而言，服務業企業在合作創新過程中將獲得更多包括政策、市場、技術在內的企業外部創新信息，這些信息幫助企業擺脫被單一創新信息來源鎖定的創新認知困境，確定更合理的創新方向，提升創新效率，進而形成更高水平的創新產出。

(二)管理啟示

筆者從上述研究結論中得到管理啟示，相應給出建議如下。

第一，服務業企業需要重視合作創新并借此提升創新產出水平。本研究發現，企業開展合作創新將有利于全面提升其創新產出水平。目前在本研究的樣本中，僅有近20%的企業開展了合作創新，表明樣本企業在利用合作創新提升創新產出方面仍具有較大的提升空間。其一方面依賴于企業逐步意識到開展合作創新對于提升其創新產出水平的戰略意義，另一方面也依賴于在全社會范圍內形成誠實守信等有利于合作創新開展的氛圍。實踐中，鑒于合作創新過程中存在“搭便車”問題，我國政府可面向服務業企業建立公共服務平臺，引導和監管合作主體切實有序地開展合作創新，降低企業參與合作創新的門檻，監督合作創新中的機會主義行為，提升企業開展合作創新的動力。

第二，服務業企業在開展合作創新的過程中應注重拓寬創新信息來源。本研究發現，企業開展合作創新能夠通過拓寬其創新信息獲取渠道，進而提升其創新產出水平。目標企業能夠在與高校及科研院所的合作中獲取前沿技術知識信息，在與供應鏈上下游的供應商或客戶的合作中獲取市場供求信息，在與同業競爭企業的合作中獲取來自競爭對手的互補信息，在與非營利機構的合作中得到創新政策法規信息。這些外部創新信息將構成目標企業創新過程中的核心要素投入，助力企業選擇適宜的創新方向并提升創新效率，降低創新過程中的風險，進而增加創新產出。因此企業在合作創新中應加強與其他合作主體之間的信息溝通，主動增強外部創新信息流動性，拓寬創新信息獲取渠道。

(三)研究局限與展望

本研究基于中關村海淀科技園企業創新調查數據，考察了服務業企業開展合作創新對其創新產出水平的影響，并深入探究合作創新影響創新產出水平的機理，但仍存在一定的局限性，未來可以在如下方面進行拓展研究：第一，本研究基于2014年的截面數據開展，且樣本為中關村海淀科技園區企業。鑒于創新是一個積累性的過程，且園區企業在創新政策支持、創新能力方面具有特殊性，后續可以基于跨年度的企業調查構建面板數據，并將樣本拓展至全國企業，以檢驗研究結論的外部有效性。第二，在中介機制分析中，本研究用創新信息獲取渠道數量表征企業獲取外部創新信息的能力，沒有涉及創新信息在合作主體間轉移和吸收的效率，未來研究可進一步通過問卷調查、訪談等方式獲取合作主體在知識溢出能力和知識吸收能力等方面的信息(葉偉巍等，2014[45])，從有效創新信息轉移的角度細化中介機制分析。