企业核心型开放式创新生态系统价值共创模式对价值共创效应的影响——一个跨层次调节效应模型

成琼文，赵艺璇

(中南大学 商学院，湖南 长沙 410083)

0 引言

数字信息技术的飞跃式发展推动着创新组织边界趋向模糊化和柔软化[1]。以研发生态圈为主的传统创新生态系统逐步开始向商业生态圈、服务生态圈蔓延，演变为开放式创新生态系统新形态[2]。企业在实践过程中逐步显现出的产学研协同创新等开放式创新特征正是开放式创新生态系统的一种微观表现。企业在借鉴开放式创新生态系统思想基础上，进一步拓展产学研协同创新模式，构建以企业自身为中心，上下游合作企业、研究机构、行业协会、第三方中介机构甚至竞争企业等多元异构行为主体为参与者的联动共生系统。企业将研发生态系统与商业生态系统、服务生态系统整合为一体，以提高响应用户个性化需求的速度，研发成果也可以迅速转化为经济价值。由此，构建企业核心型开放式创新生态系统，由企业主导创新生态系统整体布局与协同发展，已成为实业界和理论界关注焦点。

现有关于企业核心型开放式创新生态系统的研究主要集中于开放式创新生态系统核心概念界定、构成要素分析、影响因素识别、治理机制分析和演化过程探讨等方面[3-6]。其中，影响因素识别主要是从内部运行模式和外部环境两个维度剖析核心企业构建开放式创新生态系统、实现价值共创过程中的影响因素；治理机制分析多聚焦于不同治理机制对促进价值共创效应的作用。但现有研究对于影响因素和治理机制如何共同影响价值共创的效应机理及边界条件尚处于“黑箱”状态。例如，何种价值共创模式能够实现价值共创效应？不同治理机制和外部环境共同影响下的价值共创模式对价值共创效应的影响会怎样？现有研究对于上述问题尚未给出明确答复，亟需搭建一个分层、联动的系统性研究框架，帮助理解开放式创新生态系统中各要素之间的关联。同时，现有研究多局限于案例分析等主观质性研究，多为理论层面探析，缺乏相应的定量与实证分析。

基于此，本文在现有研究成果基础上，尝试通过实证分析，深入剖析企业核心型开放式创新生态系统价值共创模式对其价值共创效应的影响，并引入价值共创机制与外部创新环境等情境因素，进一步探讨其对价值共创模式与价值共创效应影响的边界条件，拓展开放式创新生态系统理论，并在实践层面为企业构建开放式创新生态系统提供治理策略选择和理论依据。

1 理论基础与研究假设

1.1 企业核心型开放式创新生态系统

现有文献将生态学思想引入创新研究领域，提出开放式创新生态系统理论[7-8](Open Innovation Ecosystem，OIE)。该理论超越传统供求二元主体概念，指出多元异构化创新行为主体在创新软环境中围绕共同核心价值目标自发形成创新群落，并将自身转换为创新群落中的一个参与者，通过创新群落形成战略联盟，实现资源互补，逐步演化为相互支撑、彼此依赖的网络结构性群落体，最终开辟出新的价值创造路径。随后，有学者进一步对企业开放式创新与开放式创新生态系统理论进行整合，提出企业核心型开放式创新生态系统(Enterprise Core Open Innovation Ecosystem，ECOIS)的概念，并将其定义为企业组织其它参与者，为实现共同目标，在研发、商业和服务等方面进行资源互换的交流社区[9]；Bereczki等[10]依据利益相关理论，将企业核心型开放式创新生态系统界定为利益管理者根据一定交换规则进行互换资源的群落。本文在已有研究基础上，依据开放式创新理论，将企业核心型开放式创新系统界定为，核心企业在资源开源共享模式下，利用自身优势资源，吸纳组织结构分散且高度合作的异质性知识生态种群，构建成为一个生态系统，通过跨组织边界进行物质流、知识流、信息流的联结传导，增加生态系统中知识、商业、服务等资源的存量和流量，从而实现资源互补，大幅提升用户需求响应速度和市场竞争力，最终达成价值共创、利益共享的合作目标。企业核心型开放式创新生态系统的创新种群主要包括科研院所、第三方中介机构、上下游合作企业、用户和竞争企业。其中，处于系统生态位核心地位的主导企业最为重要，其是开放式创新生态系统的主要创建者、维护者和引领者。同时，企业核心型开放式创新生态系统也具有多元性、竞合性、协同进化性和复杂交互性等自然生态系统特征，概念图如图1所示。

图1 企业核心型开放式创新生态系统

1.2 价值共创模式

价值共创模式是指核心企业根据自身资源状况和战略目标，协同各参与者制定并实施的一系列价值捕获行为方式[11]。价值共创模式选择主要受企业规模、战略目标、研发能力和价值取向等因素影响。企业核心型开放式创新生态系统常见的价值共创模式主要包括并购模式、合资模式和合作模式[12-14]。价值共创模式不同，不仅使创新生态系统中各参与者创新行为特征产生差异，而且还会产生不同价值共创效应。

(1)并购模式是指核心企业根据自身资源需求，定向并购掌握独特资源的企业，以实现资源整合目的的一种经济行为。在并购模式中，核心企业一方面扮演着资源消费者角色，通过定向扫描发掘出有独特能力的企业或机构并进行整体性并购，持续开发和最大限度内化被并购企业或机构的资源，降低技术攻关或资源积累所需时间成本，以迅速满足市场需求[15]。另一方面，核心企业衍生出的资源分解者角色能够推动其它非定向资源对其它企业的资源溢出和泛化，促进创意资源与其它创新主体的广泛适配，实现创新资源共享。

(2)合资模式是指参与主体之间有明确互补性资源和共同商业目标,采取共同注入资本资源、技术资源、管理资源和知识资源等，衍生出一个全新的混合型企业实体,有利于深化合作关系[16]，为构建创新生态系统并巩固系统稳定性奠定良好基础。现有文献总结出合资模式有两种具体操作方式：一种是国内企业通过招商引资吸纳外来企业或研发机构，即“引进来”；另一种是国内企业通过对外投资融入国外本土企业，即“走出去”。无论哪种合资方式，合资都是为了吸纳更多异质性知识、文化、技术、资金、关系资源以及触达更为广阔的市场，这些都是实现价值创造的有利因素。

(3)合作模式是指核心企业与参与者在技术研发、市场应用和产品服务等方面，通过互相协作实现价值创造的一系列行为和关系总和，具有平等性、战略性、动态性和稳定性等特点。现有文献主要将合作模式类型划分为契约式、协作式和一体化式等[17]。无论何种类型的合作模式，其目标都是为了各类资源的高度耦合，最终将耦合化的资源转化为经济利润。此时，核心企业搭建的开发式创新生态系统不仅仅是资源流通平台，更是一个利益共享平台。

1.3 价值共创效应

价值共创效应的本质就是一种1+1>2的协同价值，是不同创新主体从资源整合到资源升华共同努力的结果[18]。对于核心企业而言，价值共创效应不仅取决于核心企业与其它创新主体的创新资源多寡，还取决于价值共创模式和资源融合程度。具体而言，首先，从并购模式角度看，核心企业根据自身创新资源缺口和技术吸收能力，选择与之匹配的定向并购目标企业，填补自身技术短板从而实现价值共创。其次，从合作模式看，核心企业与其它企业、高校、中介机构等达成战略合作，不仅有助于获取更多异质性知识和技术，而且企业能够在原有资源基础上，拓宽业务范围和销售渠道，有助于研发成果的市场推广，实现价值共创。最后，从合资模式角度看，一方面，从企业母体划分出资源分解体，与跨地区乃至跨国界企业进行融合能够弥补技术差距，实现跨组织学习，获取异质性稀缺资源，同时还能够双向触达国内外市场；另一方面，合资企业双方为了创造更高利润，会激励母企业向合资企业转移更多更好的资源，还会在合资企业资源创造和资源吸收中，迅速提高合资企业的资源价值转化能力。

综上所述，尽管参与主体性质(国有企业、民营企业、事业单位、行业协会等)及创新资源交换与共享方式存在差异，但各参与者之间的创新要素整合匹配能提升资源在创新链上的流动速率，同时原本栅格化的商业关系也随着加入创新生态系统而变得更为融合，促进价值共创效应产生。基于此，本文提出以下研究假设：

H1：企业核心型开放式创新生态系统价值共创模式对其价值共创效应具有积极正向作用。

H1a:并购模式对价值共创效应具有积极正向作用；

H1b:合作模式对价值共创效应具有积极正向作用；

H1c:合资模式对价值共创效应具有积极正向作用。

1.4 价值共创机制的调节作用

尽管合作、合资和并购3种价值共创模式都对价值共创效应产生积极影响，但这种影响可能受到内部运行机制和外部创新环境因素影响。Jetzek(2017)指出，开放式创新生态系统中的运行机制是价值共创模式影响价值共创效应的重要内部因素。价值共创机制是指在复杂的开放式创新生态系统中，各创新主体、创新要素之间产生相互作用的运作和控制方式，是促进整体系统实现资源迭代、价值提升的良性循环范式和规则的总和，机制缺失将影响价值共创效果。以往研究主要从性质和功能两方面划分价值共创机制类型。从价值共创实现机制性质看，分为决策机制、协调机制、定价机制和约束机制；从价值共创机制功能看，主要包括伙伴选择机制、信任机制、资源整合机制、激励机制、风险控制机制和利益共享机制等。本文在已有文献基础上，结合企业核心型开放式创新生态系统特点，进一步将价值共创实现机制划分为进入与退出机制、能量传递机制、动力机制和信任机制，并分别从上述4方面阐述价值共创机制对价值共创模式与价值共创效应的调节作用。

①信任机制。开放式创新生态系统中各创新主体的性质、参与目的各有不同，信任机制的建立与完善直接影响着各个创新主体在生态系统中的紧密程度、互动频率、投入意愿以及彼此之间的忠诚度。良好的信任机制有助于创新主体根植于创新生态系统之中，进而巩固创新生态系统结构的稳定性，稳定的生态系统结构有助于知识流动与融合。因此，加强创新生态系统各方参与者的信任机制建设，能够对价值共创效应产生正向作用。②能量传递机制。能量传递主要是指技术、知识、资金、人才、设备和商业渠道等创新要素在创新生态系统中流通的有效性。③进入与退出机制。在价值共创过程中，通过建立进入与退出壁垒，约束成员的进入与退出行为，从而有效保障开放式创新生态系统组织结构的稳定性和系统内良好的价值共创环境。④动力机制。归纳现有文献发现，促进企业构建开放式创新生态系统及其它企业愿意加入生态系统的驱动力主要来自于，企业家对经济利润的追求、市场竞争压力、可持续发展战略目标和艰苦奋斗的企业文化4个方面。动力机制是驱动企业构建并维护创新生态系统及其它参与企业努力促成创新生态系统价值提升的重要保障。

综上所述，价值共创效应不是价值共创模式实施的必然结果，而是以有效的价值共创机制为前提。由此，本文提出以下假设：

H2：企业核心型开放式创新生态系统价值共创机制正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系。

H2a:信任机制正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系；

H2b:进入与退出机制正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系；

H2c:动力机制正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系；

H2d:能量传递机制正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系。

1.5 创新环境的调节作用

创新环境是影响创新活动的一切外部因素的总称。环境决定论认为，任何组织都无法在真空中生存与发展，创新环境是创新活动赖以生存与成长的土壤。学者通常将创新环境划分为市场环境和制度环境[19]。良好的市场环境意味着良好的要素市场、中介市场和产品市场，良好的制度环境表现为政府制定的政策法规能够更好地服务创新活动。良好的创新环境使创新主体间的交流变得更加广泛和频繁，从而实现资源有序流动，提高资源利用效率。同时，好的环境也是促使好的关系形成的必备条件，在开放式创新生态系统演化与发展过程中,良好的伙伴关系是价值共创的前提和条件。此外，良好的制度环境能够抑制机会主义行为，激发企业创新积极性。可见，良好的创新环境不仅能增加开放式创新生态系统中各异质性创新要素碰撞与融合的机率，还能提高企业创新积极性。因此，创新环境通过影响企业创新行为，进而影响价值共创模式与价值共创效应之间的关系。由此，本文提出如下假设：

H3：创新环境正向调节企业核心型开放式创新生态系统价值共创模式与价值共创效应之间的关系。

H3a：市场环境正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系；

H3b：制度环境正向调节价值共创模式与价值共创效应之间的关系。

本文理论模型如图2所示。

图2 理论模型

2 研究设计

2.1 变量选取

2.1.1 自变量：价值共创模式

本文在已有研究基础上，将价值共创模式分为并购模式、合作模式和合资模式3类，主要变量选取及测度方法如下：

(1)并购模式(BG)与合作模式(HC)。本文参考现有研究对企业并购与对外合作的测度思路[20]，手工查阅公司网站、新闻、年报文本中有关地方政府、高校、科研院所、相关企业、行业协会、第三方服务机构等合作信息和并购公告。基于事件分析法，若当年该企业与一家单位签订合作协议则认为确认合作关系，计数为1，反之为0；若当年该企业发生并购行为，计数为1，反之为0。分别累计加总的合作次数与并购次数越多，说明企业采用并购模式和合作模式的程度越高。因此，可以较好地反映企业构建开放式创新生态系统过程中采用并购与合作模式的情况。

(2)合资模式(HZ)。合资是企业股本结构或企业性质改变的综合表现,可以较为真实地反映企业吸纳异质性资源的行为。参照现有研究方法[21]，本文以95%的股份作为独资与合资的分界点，手工查阅官网公司简介中披露的股权结构或通过电话、函询了解企业情况。股份大于95%为独资，计数为0；股份小于或等于95%为合资，计数为1。

2.1.2 因变量：价值共创效应

根据企业核心型开放式创新生态系统的概念界定，其价值共创效应包含联合创新绩效、联合商业绩效和联合服务绩效3个方面[22]。由于生态系统中联合商业绩效和联合服务绩效数据获取难度较大，考虑数据可获得性，同时创新绩效在一定程度上能够反映创新生态系统运行效果，因此本文将联合创新产出绩效(RD)作为价值共创效应的代理变量。

由于专利数据具有较好的客观性和代表性，近年来常被用于表征创新绩效。考虑到本研究重点关注企业联合创新绩效，参考Arslan[23]、刘志迎等(2013)的做法，本文选取核心企业与其它单位联合发明专利授权数作为价值共创效应的代理变量。通过手工查询企业专利授权信息，若当年企业某项专利授权单位为联合申报则视为联合专利，计数为1，反之为0。

2.1.3 调节变量：创新环境

市场环境(IE)和制度环境(GE)的测度参考李志军等[24]的研究，采用《中国城市营商环境评价》中的政府效率和公共服务两个指标测度制度环境，市场环境指标可直接引用。《中国城市营商环境评价》具有独立第三方编制和权威性特点，所使用数据主要来源于EPS(Economy Prediction System)全球统计数据分析平台数据库。考虑到市场环境和制度环境对微观个体企业的影响可能存在一定时滞效应，本文参考以往学者的做法，采用滞后1年的城市数据，与样本企业注册地址所在城市位置相匹配。

2.1.4 价值共创机制

根据以往文献，本文将价值共创机制(MD)归纳为进入与退出机制、能量传递机制、动力机制和信任机制4个维度。具体变量测度采用问卷调查法，由于目前尚无成熟量表,因此借鉴国外研究中已多次使用和验证的相关成熟量表构建变量测量问卷，并使用Likert 5级量表计分，1～5表示从“非常低”到“非常高”。

(1)进入与退出机制(FD)。主要涉及参与者加入与退出创新生态系统的因素，借鉴已被国内外学者广泛采用的参与度量表[25]，该量表具有较稳定的信效度。本文基于创新生态系统参与者的参与情况，间接反映系统进入与退出机制的运行状态，根据研究目标，对量表内容进行适当调整，通过参与开放式创新生态系统的意愿、对参与开放式创新生态系统规则的了解及是否具备参与能力3个维度共6道题项衡量。

(2)能量传递机制(ED)。计划行为理论认为，行为可以通过意愿反映。能量传递作为一种资源传递行为，可以通过测度资源传递意愿映射资源传递的行为过程。因此，本文主要借鉴Bock[26]开发的问卷，采用资源分享意愿、是否获得有效资源、对资源共享制度的了解3个维度共9道题项衡量创新生态系统中能量的传递。

(3)动力机制(ID)。在界定创新生态系统动力机制时，本文主要将参与者视为理性经济人，因此使用Aaker[27]开发的量表度量利益驱动机制，包括技术需求动力、经济绩效动力、战略发展需求和市场竞争压力4个维度共4道题项。

(4)信任机制(TD)。本文中信任是指参与者对创新生态系统组织的信任，因此采用Mcallister[28]编制的组织信任量表,包括对其它企业、研究机构(高校、科研院所)、中介结构和行业协会4个大类合作方信任程度的4个测量题项。

2.1.5 控制变量

为了保证研究结论效度，参考已有文献，结合研究问题性质，本文选取以下变量作为控制变量：

(1)企业规模 (SIZE)。以往研究表明，企业规模与其资源获取能力紧密相关,并可能影响创新生态系统构建和最终的价值共创效应。参考已有研究，本文对企业总资产取自然对数进行测量。

(2)企业年龄(AGE)。企业年龄差异往往会影响企业决策，企业决策偏差的影响包括企业合作伙伴选取、价值共创模式选择等方面，进而影响整个系统价值共创总效应。企业年龄以企业注册时间为基点测量。

(3)研发投入(INPUT)。研发投入常作为创新研究中研发强度的测量变量，能较好地反映企业创新的努力程度。本文沿用以往学者的做法[29]，采用企业当年研发资本投入量衡量并作对数化处理。

2.2 数据来源

本研究数据收集采用主观与客观相结合的方式。

(1)主观数据。首先，确认调研对象。本文选择《中国区域科技创新评价报告》中综合科技创新水平指数得分较高的广东省为调研地区，选取7个以企业为中心构造的开放式创新生态系统，与参与者合作时间均超过3年，涉及57个企业、12所高校、10家科研机构、5家金融机构和3家行业协会。涉及行业包括软件与信息技术服务业、电子与机械制造业、金融服务、制药产业领域。其次，在问卷批量发放前，为保障被调研者能够充分理解问卷题意，先随机选取10家企业管理人员进行预调研，根据预调研反馈结果调整问卷相关题项的语言表述。最后，批量发放问卷。主要由第三方问卷公司协助发放问卷，问卷发放时间为2019年8月—2020年8月。共发放调查问卷823 份，回收367份，筛选出有明显错误的问卷予以剔除，共获取318 份有效问卷，有效率为38.63%。样本特征描述性统计见表1。

表1 样本特征

(2)客观数据。客观数据收集主要通过3个渠道：①手工查阅企业官网、年报、并购公告等官方信息;②检索相关企业网站、新闻报道等; ③根据企业名称，在智慧芽专利检索平台查询企业专利申请有关数据。

3 实证分析

3.1 数据处理

首先对获取的问卷调查数据进行信效度检验，待检验结果符合标准后，再进行验证性因子分析，并进行同源误差检验。然后，剔除客观数据中的异常值并进行winsorize处理。

3.1.1 探索性因子分析

为了评估调查问卷数据各维度题项的有效性和稳定性，运用SPSS和AMOS对数据进行因子分析及信效度检验，如表2所示。结果显示，所有变量的Cronbach's α系数均在0.7以上，表明量表信度较好，全部测量项目的CR值均大于0.6，综合表明测量项目具有较好的收敛效度。

表2 因子分析与信度检验结果

3.1.2 同源误差检验

为验证各变量是否存在同源性误差，即共同方法偏误，本研究使用Harman单因素检测验证。运用主成分分析法对本研究中所有题项进行因子分析，抽取特征值大于1的因子且不作任何旋转，在影响因素量表中提取4个公因子，转置后最小因子的贡献率为15.23%，小于30%，最大因子贡献率为72.25%，大于60%。由此可知，不存在较大风险的同源偏误。

3.2 变量多重共线性检验

3.2.1 相关系数检验

为了初步验证变量之间的关系，检验是否存在多重共线性，首先进行变量间相关系数检验，如表3所示。结果显示，变量之间的相关系数都在合理范围内，进入与退出机制和合作模式的相关系数最高，为0.613，合资模式的相关系数不显著，有待后续进一步验证。

表3 变量间相关系数检验结果

3.2.2 方差膨胀因子分析

解释变量的方差膨胀因子(VIF)检验结果显示，所有变量中VIF值最大为2.31，远小于10。因此，结合相关系数和方差膨胀因子分析结果可知，变量间不存在多重共线性问题。

3.3 多层回归分析与假设检验

本文采用跨层次回归方法验证理论假设。 表4给出了价值共创模式对价值共创效应的主效应检验结果。其中，模型1是控制变量对因变量价值共创效应的回归模型，模型2是在模型1基础上增加合作模式、并购模式和合资模式3个自变量对价值共创效应的影响，模型3～6逐次在控制变量和因变量中加入4种调节变量。模型2结果显示，在控制变量基础上增强3个变量后，模型的解释力显著增加(ΔR2=0.199)；价值共创模式的两个变量合作模式(β=0.152，p <0.1)和并购模式(β=0.332，p <0.05)分别与价值共创效应之间存在显著正相关关系，说明合作模式与并购模式是企业核心型创新生态系统实现价值共创的有效模式。因此，H1a、H1b得到验证。然而，合资模式对价值共创效应的影响不显著，得到了一个反直觉结果。究其原因可能是，在华合资企业难以适应本土创新环境，缺乏对本土市场的了解，受到创新环境约束。因此，H1得到部分验证。模型3结果显示，信任机制正向调节价值模式对价值共创效应的影响(β=0.312，p<0.1)，信任机制与合作模式的交互项对价值共创效应的影响系数为β=0.618，p<0.1，说明信任机制能够强化合作模式与价值共创效应之间的关系。信任机制与并购模式的交互项不显著，可能的原因在于，面对并不了解的并购企业，双方信任感较低，尤其是对于曾经多次易主的企业，更加难以建立有效的信任机制，从而不能有效实现价值共创。因此，H2a得到部分验证。模型4结果显示，进入与退出机制正向调节价值共创模式对价值共创效应的影响(β=0.124，p<0.1)，进入与退出机制和合作模式的交互项对价值共创效应的影响系数为β=0.321，p<0.01，表明进入与退出机制对合作模式与价值共创效应间的关系起正向调节作用。进入与退出机制与并购模式不显著，可能的原因在于，并购行为通常发生在技术与资本密集型行业，而此类行业通常进入与退出壁垒较高，不利于价值共创的实现。因此，H2b得到部分验证。模型5结果显示，动力机制正向调节价值共创模式对价值共创效应的影响(β=0.361，p<0.1)，动力机制与合作模式的交互项对价值共创效应的影响系数为β=0.152，p<0.1，但与并购模式的交互效应不显著。传统市场势力理论认为，市场竞争压力、企业家追求高额利润会导致企业实施扩张型战略和并购策略。但现有研究表明[30]，并购带来的不适应、难融合性风险也会使并购方放弃通过并购策略实现价值共创。由此，H2c得到部分支持。模型6结果显示，能量传递机制正向调节价值共创模式对价值共创效应的影响(β=0.584，p<0.05)，能量传递机制与并购模式的交互项对价值共创效应具有显著影响(β=0.123，p<0.1)，而与合作模式的交互效应并不显著，表明能量传递机制正向调节价值模式对价值共创效应的影响，因而H2d得到部分验证。

表4 价值共创机制对价值共创模式主效应与价值共创效应调节作用的回归结果

表5显示了创新环境对价值共创效应调节作用的分析结果，其中模型7是控制变量对因变量价值共创效应的分析结果，模型8在控制变量基础上增加主效应模型，模型9、10是包括控制变量、调节变量(创新环境)的主效应模型。模型9结果显示，市场环境正向调节价值共创模式对价值共创效应的影响(β=0.236，p<0.05)，市场环境与合作模式的交互项对价值共创效应具有显著影响(β=0.025，p <0.1)，但与并购模式的交互效应不显著。这可能是因为，并购行为的财务监管难度大、透明度不高，一定程度上存在扰乱市场环境的风险，由此部分验证H3a。模型10结果显示，制度环境正向调节价值共创模式对价值共创效应的影响(β=0.412，p<0.05)，制度环境与合作模式、并购模式的交互项对价值共创效应均具有显著影响(β=0.082，p<0.05；β=0.061，p<0.01)，说明加强制度建设、营造良好的制度环境对创新生态系统实现价值共创具有积极影响，由此H3b得到验证。

表5 创新环境对价值共创模式与价值共创效应调节作用的回归结果

3.4 稳健性检验

考虑到企业性质差异可能会影响整体研究结论的稳健性，本文进一步按核心企业属性将样本划分为国有企业子样本和民营企业子样本，然后对主效应研究变量再次进行回归检验，最后与全样本研究结果进行比对，以检验结论的稳健性。结果显示，子样本检验结果与全样本有少许差异但并不影响本文主要研究结论，检验结果基本保持一致。因此，本文结论具有较好的稳健性。受篇幅限制，稳健性检验结果备索。

4 研究结论与启示

4.1 研究结论

本文在理论假设基础上，通过实证研究，探讨开放式创新生态系统中价值共创机制和创新环境在价值共创模式与其效应关系中的调节作用，得到以下结论：首先，价值共创模式的两个维度(并购模式和合作模式)与价值共创效应之间呈显著正相关关系，表明价值共创模式的有效运用已成为核心企业通过构建开放式创新生态系统实现价值提升的关键。然而，合资模式并未表现出显著调节作用，该发现与Jetzek等(2017)的研究结论有所不同。本文认为产生这一差异的原因可能是，受文化相融因素影响，文化相融程度越高，合资模式越能对价值共创效应产生显著影响。其次，价值共创机制的4个维度(动力机制、信任机制、进入与退出机制和能量传递机制)在价值共创模式与价值共创效应关系中均起正向调节作用。该结论从实证角度验证了戴亦舒[31]等有关开放式创新生态系统中价值共创机制的质性研究结论。再次，本文证实创新组织环境的两个维度(市场环境和制度环境)在价值共创模式与价值共创效应关系中均起正向调节作用。以往研究较少关注从组织层面到个体层面的跨层次调节因素，本文发现，企业核心型开放式创新生态系统能否产生价值共创效应不仅与企业个体层面因素有关，还与组织层面的外部环境因素密切相关。最后，本文实证分析还发现，核心企业年龄对价值共创效应(结果变量)存在一定程度的负向影响。依据惯性理论，成立时间较长的企业，其组织惯例和理念固化程度更高，从而影响核心企业构建开放式创新生态系统的决策。

4.2 管理启示

基于上述实证研究结果，本文提出以下管理启示：

(1)数字信息时代的市场竞争不仅是企业自主研发能力的竞争，更是资源整合力的竞争。因此，企业应根据创新环境变化，打破惯性思维，更新管理理念，尤其对于成立年限较长的企业，一方面要注重自身自主创新能力的培养，另一方面要善于不失时机地整合优质资源，实现“借力”创新[32]。

(2)核心企业不仅要在量上积极吸纳多元异构的参与伙伴，扩大生态系统规模，更重要的是精准识别优质参与者，在质上有所提升。同时，不应排斥竞争企业的参与，这样不仅可以实现优势资源互补，还可以通过向竞争者学习，将外部竞争效应内部化，形成合作共赢的良性生态循环。

(3)在价值共创模式选择上，核心企业应充分研判自身研发能力、技术需求、内外部环境和各个参与者特征等多种因素并进行战略性统筹考量。同时，价值共创模式的运用还要注重与创新环境、价值共创机制匹配协调。

(4)核心企业在构建和维护整个开放式创新生态系统过程中，都要重视系统治理机制的建设与完善。在开放式创新生态系统构建初始阶段，要明晰参与者的进入与退出条件、利益分配、知识共享等行为规范；在系统运行过程中，要不断加强各方参与者的信任，提高参与者在生态系统中的嵌入度，促进资源深度融合，从而提升整个生态系统对市场和用户需求的响应速度。

(5)创新环境的影响不容忽视。地方政府要加强制度建设，提升市场化水平，营造优质的市场环境和制度环境，为创新发展提供良好的环境基础。

4.3 理论贡献

本文理论贡献在于：首先，完善了开放式创新研究领域理论，从实证角度支持了合理选择价值共创模式可以提高价值共创效应的质性研究结论；其次，分别从组织层面和个体层面跨层次引入价值共创机制和创新环境两个调节变量，验证其在价值共创模式与价值共创效应关系中的调节作用，并将创新环境情境因素分析从市场环境拓展到制度环境，丰富了有关开放式创新生态系统的情境性研究；最后，探究了价值共创模式对价值共创效应的作用边界条件，厘清了价值共创模式、价值共创机制、创新环境与价值共创效应之间的内部关联机理。

4.4 研究不足与展望

首先，合资模式对价值共创的主效应假设没有得到实证支持，未来研究可以此为切入点展开深入探索。其次，在数据收集方面，受限于数据的可获得性，对于价值共创机制变量的测度，本文采用广东省内横截面调研数据，调查结果可能与全国总体情况存在差异，未来研究可以扩大样本规模，提升研究结论的普适性。同时，本文控制变量中仅控制了核心企业的特征变量，没有对参与成员的特征变量加以控制，未来可加强参与者特征数据的收集。最后，未来研究可聚焦于某个特定行业，充分挖掘不同行业企业核心型开放式创新生态系统的典型特征，为实践界提出更具针对性的建议。