协同创新模式对科技成果产业化程度的影响研究

彭彤彤

（武警工程大学 装备管理与保障学院，陕西 西安 710086）

一、引言

在开放式创新环境下，科技型企业面临着融资难、成本高、税负高、研发能力不足等多方面的问题，协同创新模式的选择能保证企业资金、人才、设备等多方面资源的有效运行，对提高科技成果产业化程度至关重要，因此协同创新成为企业弥补自身劣势和获取外部资源的必然选择。

目前，科技型企业逐渐探索出战略联盟、研发合作、专利合作等协同创新模式，但Das 和Teng（2000）[1]认为企业协同创新的不稳定率高达40%。然而，哪些协同创新模式能够扩大科技成果产业化规模、提高科技成果产业化效益，协同创新的不同过程是否能够影响协同创新对产业化程度的影响，这些问题缺乏理论研究与实证检验。本文研究协同创新模式对科技成果产业化程度的影响，以及协同创新过程对其调节作用，解决企业协同创新模式的选择问题，为选择协同创新模式与提高科技成果产业化程度的实践提供理论支持。

二、理论分析与研究假设

（一）协同创新模式与科技成果产业化程度的关系分析

1.战略联盟与科技成果产业化程度。由于中小型企业自身能力不足，缺乏人力、物力、财力等资源，导致企业科技成果产业化程度较低。在实践过程中，越来越多的企业、高校以及研究院所通过合作的方式，即通过战略联盟的方式各取所长，共同促进科技成果的顺利转化。战略联盟是指基于企业自身发展、经营和市场的情况等目标与其他创新主体建立彼此资源交换和共享的合作关系[2]。目前多数学者认为战略联盟能够正向影响企业的创新活动，但有少数学者持相反观点。如Lavie 等（2012）[3]认为不同主体有无法改变的异质性，文化差异以及组织性质不同等因素会影响联盟的稳定性，从而影响科技成果产业化的规模与效益；Das 和Teng（2000）[1]认为联盟各方之间也存在一定的竞争关系，会负向影响企业的活动。但在科技成果产业化的阶段，科技成果在市场上大量流通，仅仅依靠高校以及研究院所的力量不足以促进科技成果的产业化程度，此时，利用战略联盟可以促进企业从外部获取相关技术与信息，加强科技成果产业化程度，提高产业化的规模与效益。因此，本研究提出假设：

H1：战略联盟对科技成果产业化规模具有正向影响。

H2：战略联盟对科技成果产业化效益具有正向影响。

2.专利合作与科技成果产业化程度。专利合作是企业通过外部获取技术资源的方式，一般包括购买专利、技术许可和合作研发等方式。专利合作主要在科技成果转化的初期进行，在此阶段通过专利合作的方式为科技成果产业化提供基础，有助于提高科技成果产业化程度的水平。Weigelt（2009）[4]认为专利合作研发能够有效提高企业的创新绩效；Leiponen 和Byma（2009）[5]认为专利合作研发可以将外部资源转化为内部资源，促进合作方知识溢出与结合。如今，企业仅仅依靠研发投入与知识积累并不能满足自主创新的需求，在科技成果产业化过程中，专利合作能够强化企业间知识与技术的有效协同，这种模式可以整合知识网络资源并加强企业自身的吸收作用，加深科技成果产业化程度，提高产业化的规模与效益。因此，本研究提出假设：

H3：专利合作对科技成果产业化规模具有正向影响。

H4：专利合作对科技成果产业化效益具有正向影响。

3.研发外包与科技成果产业化程度。研发外包是指企业为了降低创新风险以及提高研发效率，将企业部分研发环节外包给其他组织。研发外包的优势在于企业可以将部分自身缺乏专业性的研究外包给专业性更强的团队进行更深入的探索，但是，同时也造成了企业作为研发的主体对外包公司的过分依赖。外包公司的可信任度具有较强的不确定性，如果外包公司的专业能力以及可信赖度不足，最终也会导致科技成果产业化程度水平不高的问题。Stanko 和Calantone（2011）[6]认为若企业选择研发外包的协同模式，会使企业在知识挖掘方面产生依赖性，从而缺乏对隐性知识的探索性；Freytag 等（2012）[7]认为研发外包是企业弥补自身创新能力不足，降低研发风险与成本的有效途径。在企业自身资源不足的情况下，企业将研发部分环节交给合作方完成，能够有效降低企业的风险，节约成本，加强科技成果产业化程度，提高产业化的规模与效益。因此，本研究提出假设：

H5：研发外包对科技成果产业化规模具有正向影响。

H6：研发外包对科技成果产业化效益具有正向影响。

4.要素转移与科技成果产业化程度。中小型科技企业自身资源的单一性和稀缺性需要通过外部资源的转移进行弥补，要素转移这一模式可以快速提供关键生产要素，如资本、知识、技术、人才以及设备等，是解决企业资源短缺问题的重要途径。要素转移将科技成果产业化的过程进行进一步的细分，细分至产业化过程中所需要的各要素，对各要素的需求进行满足，促进科技成果产业化的程度。Florida（2006）[8]认为在当今形势下，要素并不是企业固有的资源，只有将其进行流通，才能形成最好的效益；并且，各个关键要素在各个创新主体之间的流动可以促进各主体间创新资源的合理分配，使有限的资源更加有序、高效地发挥价值，进一步加深科技成果产业化程度，提高产业化的规模与效益。因此，本研究提出假设：

H7：要素转移对科技成果产业化规模具有正向影响。

H8：要素转移对科技成果产业化效益具有正向影响。

（二）协同创新过程对协同创新模式与科技成果产业化程度的调节作用分析

在技术协同的过程中，主要包括专利共享、技术共享，以及共建研发中心等，能够有效实现资源互补，获取企业自身不具备的技术优势。在生产协同的过程中，能够最大程度地节约生产成本，推动科技成果快速提高转化规模与效益，加强自身的竞争优势。在市场协同的过程中，各合作主体可以分别发挥自身的优势，开拓市场，进一步提高科技成果市场占有率与科技成果市场规模，加深科技成果产业化程度。基于此，本文在对调节变量进行选取时，以协同创新过程的阶段为基础，通过对协同创新过程的进一步划分：技术的协同、生产的协同、市场的协同，来验证协同创新过程对协同创新模式与科技成果产业化程度的关系的调节作用。因此，本研究提出假设：

H9：协同创新过程对协同创新模式与科技成果产业化程度的关系具有正向调节作用。

在以上假设提出的基础上，本文提出实证研究的概念模型，自变量为协同创新模式，具体包括战略联盟、专利合作、研发外包、要素转移；因变量为产业化程度，具体包括产业化规模、产业化效益；调节变量为协同创新过程，具体包括技术的协同、生产的协同、市场的协同。协同创新模式对科技成果产业化程度影响研究的概念模型如图1 所示。

图1

综上所述，本文针对协同创新模式对科技成果产业化程度影响的研究中，共提出9 个假设，在概念模型提出的基础上，进一步地通过实证研究对假设进行分析与检验。

三、研究设计

（一）样本与数据来源

本次的研究对象为自主研发科技成果的高新技术企业，随机向相关企业发放电子邮件，调研企业的基本情况包括所属行业、所属区域、所属规模、所有权性质，共发放问卷500 份，最后收集到452 份问卷，剔除填写不完整、答题规律性等的问卷后，共获得415 份有效问卷，问卷有效率为83%。进一步对调研结果进行描述性统计分析：从性别来看，被调研对象男性占67.2%，女性占32.8%；从被调研企业的规模来看，员工人数大于500 人的占11%，员工人数在301～500 之间的占18%，员工人数在151～300之间的占27%，员工人数小于150 人的占44%；从被调研者职位来看，项目经理占41.3%，创新团队成员占31.7%，部门主管占20.2%，高管占6.8%；从企业所属的行业类型来看，被调研企业包括信息技术业（132 人）、制造业（95 人）、电子行业（74 人）、生物医药制品业（63 人）、化工行业（51 人），大多数企业性质集中在信息技术企业、制造业以及电子行业。

（二）变量测量

本文的变量采用李克特5 分量表制进行测量，1 分至5 分分别表示“完全不同意”到“完全同意”。各个变量的操作定义与测量均参考了国内外权威期刊的相关文献进行设计与改进。在对协同创新模式的测量维度选择上，参考解学梅等（2014）[9]、马家喜和金新元（2015）[10]的研究，并进一步地进行修正，最终分别从战略联盟、专利合作、研发外包以及要素转移四个维度对协同创新模式进行测量。科技成果产业化程度从产业化规模和产业化效益进行测量，具体划分为市场规模、市场占有率，以及经济效益与社会效益。借鉴谢宗晓等（2015）[11]的研究，并进一步通过层次分析法提取技术的协同、生产的协同以及市场的协同对协同创新过程进行测量。

四、实证分析与假设检验

（一）描述性统计分析

通过SPSS22.0 对回收的问卷数据进行描述性统计分析。由表1 可知，协同创新模式、科技成果产业化程度以及协同创新过程之间具有明显的相关关系，且均在0.01 的水平上显著正相关。本文中提出的9 个测量变量的相关系数均小于0.7，不存在共线性的问题，可以进行实证检验。

表1 变量均值、标准差与Pearson 相关系数

（二）信度与效度检验

通过SPSS22.0 对回收的问卷数据进行信度与效度的检验分析。由表2 可知，各变量的Cronbach's a 值均大于0.8，表明所设计的问卷题项具有良好的信度。各变量的组合信度（CR）和平均变异萃取量（AVE）均满足适配标准，说明调查问卷具有良好的建构效度，可以进行结构方程模型的检验。

表2 信度分析结果

（三）结构方程模型分析

通过AMSO22.0 执行结构方程模型分析，经过结构方程模型的修正，验证模型的配适度。由表3 可知，战略联盟对科技成果产业化规模（β=0.472，P＜0.001）具有显著正向影响，表明战略联盟程度越强，

科技成果产业化规模越大，假设H1 成立；战略联盟对科技成果产业化效益（β=0.439，P＜0.001）具有显著正向影响，表明战略联盟程度越强，科技成果产业化效益越高，假设H2 成立；专利合作对科技成果产业化规模（β=0.311，P＜0.001）具有显著正向影响，表明专利合作程度越强，科技成果产业化规模越大，假设H3 成立；专利合作对科技成果产业化效益（β=0.385，P＜0.001）具有显著正向影响，表明战略联盟程度越强，科技成果产业化效益越高，假设H4 成立；研发外包对科技成果产业化规模（β=-0.209，P＜0.01）具有负向影响，表明研发外包程度越强，科技成果产业化规模越小，假设H5 不成立；研发外包对科技成果产业化效益（β=-0.238，P＜0.01）具有负向影响，表明研发外包程度越强，科技成果产业化效益越低，假设H6 不成立；要素转移对科技成果产业化规模（β=0.406，P＜0.001）具有显著正向影响，表明要素转移程度越强，科技成果产业化规模越大，假设H7 成立；要素转移对科技成果产业化效益（β=0.427，P＜0.001）具有显著正向影响，表明要素转移程度越强，科技成果产业化效益越高，假设H8 成立。

表3 路径系数

（四）协同创新过程的调节效应检验

通过SPSS22.0 对协同创新过程进行调节效应的检验。以协同创新模式（战略联盟、专利合作、研发外包和要素转移）为自变量，以科技成果产业化程度为因变量，以协同创新过程（技术的协同、生产的协同和市场的协同）为调节变量进行层次回归分析。由表4 可知，三组的标准化系数均大于0.5，且都达到显著性水平P＜0.01，说明协同创新过程对协同创新模式与科技成果产业化程度具有显著的调节效应，假设H9 成立。

通过对上文提出的假设进行实证分析与检验，共有9 个研究假设，其中通过验证的假设共有7个，未通过验证的假设共有2 个。假设检验结果如表5 所示。

表4 协同创新过程调节效应回归分析结果

表5 假设检验结果

五、研究结论与管理启示

本文对协同创新模式与科技成果产业化程度的关系进行了探讨和研究，以协同创新过程作为调节变量，进一步深层次挖掘协同创新模式与科技成果产业化程度的影响机理，并在影响机理理论分析的基础上，提出9 个研究假设并构建关于协同创新模式、科技成果产业化程度以及协同创新过程的概念模型。进一步通过实证研究结论可知，假设H5 与假设H6 未能通过实证检验，其余假设全部通过。可得出结论：战略联盟对科技成果产业化程度具有显著的正向影响；要素转移对科技成果产业化程度具有显著的正向影响；专利合作对科技成果产业化程度具有显著的正向影响；协同创新过程对协同创新模式与科技成果产业化程度的影响关系具有正向调节作用，其中市场的协同调节作用最为显著。

基于实证分析结果，得出以下管理启示：（1）提高自身协同创新能力。就处于科技成果产业化阶段的创新型企业而言，为提高自身的协同创新能力，应根据科技成果产业化需求选择合适的协同创新模式，合理调整创新模式，提高自身创新能力，为产业化阶段的科技成果提供多方资源共享的平台，加深科技成果产业化程度，并将此视为企业长期发展目标考核方式之一。（2）合理选择协同创新模式。处于不同发展阶段的科技型企业，应根据自身所处阶段而选择不同的协同创新模式，如高技术中小企业处于发展初期时，自身创新能力较弱，采取技术创新模式能够快速帮助企业积累基础创新能力，而处于快速成长期的企业应选择战略联盟模式更有利，此时应加强市场关系的建立[12]。对不同协同创新模式进行合理选择，有助于提高科技成果产业化程度。（3）提高协同创新重视程度。企业采取协同创新模式能够加深科技成果产业化程度，企业应注重对协同创新文化的培养，使科技型人才加深对协同创新模式选择的重视，进一步提高科技成果产业化规模与效益。