合作创新对企业韧性的影响研究

摘要：随着创新驱动发展战略的深入实施，合作创新对企业的生产运营和经营绩效产生持续性影响。本文基于2010—2019年中国A股上市公司联合专利数据，采用双向固定效应模型实证检验合作创新对企业韧性的影响及其作用机制。研究结果显示：合作创新能增强企业韧性；合作创新对企业韧性的增强效应在大型企业和高科技行业企业中更明显；合作创新通过提高企业生产率、提升企业创新绩效和缓解企业融资约束增强企业韧性；实质性合作创新和策略性合作创新均对企业韧性有增强效应，但实质性合作创新对企业韧性的影响更明显。本文不仅有助于厘清合作创新对企业韧性的作用机制，还为企业通过合作创新实现高质量发展提供了经验证据。

关键词：合作创新；企业韧性；企业生产率；创新绩效；融资约束

中图分类号：F062.9文献标识码：A文章编号：1000-176X（2025）01-0101-13

一、问题的提出

当前，企业经营环境日益复杂，企业发展的不稳定性和不确定性因素显著增多［1］。从宏观层面来看，中国经济面临周期性、结构性、体制性等多方面矛盾，经济下行压力明显，迫切需要从高速增长向高质量发展转变［2］。从中观层面来看，逆全球化趋势加剧，贸易摩擦频繁发生，对产业链供应链的稳定性构成威胁，“脱钩断链”风险上升［3］。党的二十大报告提出，“着力提升产业链供应链韧性和安全水平”。党的二十届三中全会审议通过的《中共中央关于进一步全面深化改革、推进中国式现代化的决定》提出：“健全提升产业链供应链韧性和安全水平制度。”企业是产业链中的微观主体，增强企业韧性对企业发展至关重要。企业韧性不仅决定了企业在面临危机时能否有效应对并及时恢复至正常状态，还为提升产业链供应链韧性奠定了坚实的基础。

创新是引领发展的第一动力。然而，在高科技领域中，关键核心技术对外依存度高、自主创新能力不强仍然是目前中国存在的问题，一些重点产业的关键技术受制于人，出现“卡脖子”问题［4］。随着新一轮科技革命和产业变革深入发展，科技创新的广度日益加大、速度显著加快、精度明显提高，故步自封式的创新模式是不可取的［5］。当前，世界百年未有之大变局加速演进，企业的生存和发展与其韧性密切相关，企业韧性不仅是稳定产业链供应链的关键，也是推动大国经济顺畅循环的基石，是宏观经济韧性不可或缺的重要组成部分［6］。在中国经济转型时期，相较于独立创新和模仿创新，合作创新是企业获取竞争优势的优选战略［7］。尤其在数字技术时代，随着企业技术创新周期的缩短和产品迭代速度的提升，单一企业自主创新难以适应日益变化的产品市场。因此，在开放式创新环境中，加强与其他企业或机构的合作创新成为企业关键核心技术取得突破的重要途径，为增强企业韧性带来了新的契机。

与本文相关的第一类文献是合作创新的经济效益研究。Un等［8］研究发现，知识获取的便利性推动企业开展合作创新，合作创新能够提升企业创新绩效，从而增强企业竞争优势，提高企业价值。樊霞等［9］运用倾向得分匹配方法对各类专利的技术共性特征进行比较，研究发现，产学研合作能显著提升生物技术领域共性技术研发创新能力。刘斐然等［10］研究发现，企业参与产学研合作能够有效提升创新质量，合作创新广度对创新质量有倒U型影响，而合作创新深度对创新质量有正向影响。阳镇等［4］研究发现，企业研发合作模式显著提升了企业创新绩效，并且数字化在其中发挥积极调节作用，其主要通过深化企业人力资本和强化知识吸收促进研发合作对企业创新绩效的正向影响。龙小宁等［11］研究发现，相较于其他合作模式，产学研合作产生的专利被引数量更多，对企业创新成果质量有正向影响。

与本文相关的第二类文献是企业韧性的影响因素研究。关于企业韧性的影响因素，已有研究主要围绕企业制度环境、数字化转型和企业社会责任等方面展开研究。胡海峰等［12］基于2007—2013年38个国家的上市公司数据，研究了投资者保护制度对企业韧性的影响，研究发现，良好的投资者保护制度能够提升企业应对危机的能力，从而增强企业韧性。进一步地，胡海峰等［13］研究了新冠疫情冲击下数字化对企业韧性的影响，研究发现，数字化显著增强了企业韧性。朱丹阳和李绪红［14］研究发现，企业社会责任投入对企业会计绩效和市场绩效均有促进作用，并且企业前期的社会责任投入能够改善利益相关者的关系，在关键时刻帮助企业度过危机，最终增强企业韧性。此外，孙倩和高静美［15］研究发现，管理者注意力分配和战略更新行动是重度逆境情境下中小企业组织韧性形成的核心影响因素。

与已有研究相比，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面。其一，本文将合作创新和企业韧性纳入同一分析框架，从企业盈利能力和企业成长能力两个角度分析了合作创新对企业韧性的影响，丰富了合作创新的相关研究，也为进一步论证创新驱动经济高质量发展提供了有益启示。其二，本文验证了合作创新通过提高企业生产率、提升企业创新绩效和缓解企业融资约束增强企业韧性，从合作创新角度为增强企业韧性提供了新的经验证据。其三，本文揭示了实质性合作创新和策略性合作创新对企业韧性的影响，有助于地方政府为实现发展目标采取针对性政策。

二、理论分析与研究假设

（一）合作创新与企业韧性

动态能力观认为，在外部环境变化和市场环境充满不确定性的情况下，企业主要通过修正、整合和重新配置内外部资源适应环境变化，这一过程具体体现在对知识和信息的获取、内化、转换、利用四个关键环节，从而不断增强企业核心竞争力和提高经营管理效率，使其在充满不确定性的市场中保持持续竞争优势［16］。马克思经济危机理论认为，经济危机的爆发具有周期性。在经济发展的过程中，经济危机每隔一段时间便会爆发一次，形成周期性循环。为了在经济危机中快速恢复，追求长期发展的企业会通过技术创新优化生产流程和提高生产效率，并且通过控制生产成本获得超额利润。企业韧性包括两方面内容：一是可持续发展能力，即企业通过适应、学习和革新实现螺旋式上升的能力，取决于企业技术成熟度、产品定位、供应链管理等因素；二是应对突发事件能力，主要依赖于企业对突发事件的识别、分析、处理和应对能力［17］。

合作创新对企业可持续发展能力的影响主要表现在技术和资源集聚、人才集聚、企业协同三个方面。首先，企业间的技术交流和资源共享促成合作创新，这种创新模式使企业从外部获取信息、知识和技术等资源，改变行业的竞争结构，实现技术突破和扩大共同利益，从而推动技术进步［18］。其次，合作创新为企业提供了更多的人才交流机会，有助于培养更多的创新人才，从而开发出更具竞争力的产品或服务。最后，合作创新有助于行业内企业间的协同发展，共同推动产业升级，倒逼企业更好地实现可持续发展。

合作创新对企业应对突发事件能力的影响表现为提升风险因素的识别和应对能力。首先，企业可以建立更广泛的合作伙伴关系，提升企业的社会网络联结强度和资源整合能力，从而提升风险感知和分析能力。其次，大学、企业与研究机构等组织之间自发形成非正式合作，有助于创新知识的共享与转移［19］，使企业可以在面临突发事件时更快速地整合资源，更灵活地应对外部环境的变化，降低研发成本和风险。最后，企业可以建立更广泛的应急响应网络，提升对突发事件的响应速度和处理能力。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设1：合作创新能增强企业韧性。

（二）合作创新、企业生产率与企业韧性

合作创新通过优化劳动要素和资本要素配置，促进生产要素高效流动，实现创新主体间的技术交流和资源共享，从而提高企业生产率［20］。从优化劳动要素配置角度来看，企业间通过合作创新实现技术交流，通过优化劳动力配置推动企业转型升级［21］，从而提高企业生产率。从优化资本要素配置角度来看，面对激烈的市场竞争，一些自主创新型企业可能因资源条件有限，难以通过增加创新投入来有效提高全要素生产率［22］。企业通过合作创新可以实现资源共享，获得更多资本要素，有助于提升市场竞争力和提高企业生产率，从而增强企业韧性［23］。

专利合作是企业间最直接有效的合作创新方式。企业可以通过专利合作共同研发新技术和新产品，有助于提升企业创新能力，从而提高企业生产率［24］。从微观层面来看，合作创新有助于企业研发新技术，进一步优化生产和管理流程，提高企业自动化和智能化生产水平，提升市场竞争力。从中观层面来看，合作创新还能促进产业升级，扩大市场份额和提升市场竞争力，实现可持续发展和长期盈利，从而增强企业韧性。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2a：合作创新通过提高企业生产率增强企业韧性。

（三）合作创新、企业创新绩效与企业韧性

随着技术的发展，技术复杂度不断提升，技术创新的不确定性随之上升，导致单个企业在创新方面面临更多挑战，企业创新绩效亟待提升［25］，企业创新模式需要变革。与外部伙伴合作创新有助于企业间建立协作关系。这种合作不仅使企业能够高效地获取创新知识，还降低了技术创新风险，从而提升了企业的创新能力和经营绩效［26］。同时，专利合作可以通过提升企业对知识和技术的吸收能力影响创新绩效［27］。

合作创新是开放式创新的重要模式，而知识溢出理论是开放式创新理论的重要组成部分。企业通过合作创新可以拓展创新边界，在更广泛、更复杂的领域开展创新活动［28］。同时，合作创新有助于企业丰富创新资源种类、增加资源存量和充实知识储备，解决企业因内部创新资源不足而导致的创新项目推进困难等问题，并且通过知识外溢效应提升企业的创新能力和创新绩效［4］，从而增强企业韧性。此外，合作创新还能减少企业因创新成本过高而挤出的创新活动。根据交易成本理论，信息不对称导致的有限理性增加了企业技术创新及其价值化的成本，从而对技术创新产生挤出效应［4］。在合作创新过程中，外部研发创新资源更丰富，创新风险更小，创新动力更强，企业创新绩效得以提升。企业创新绩效提升可以创造先动优势，从而增强企业韧性。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2b：合作创新通过提升企业创新绩效增强企业韧性。

（四）合作创新、企业融资约束与企业韧性

在快速变化的商业环境中，企业创新活动往往呈现成本高、周期长的特点，企业创新需要大量连续不断的资金投入。由于创新产品的市场信息不完全，以及交易成本占比高，所以导致创新产品的潜在收益难以补偿研发成本［29］。具体而言，企业自主创新过程中会遇到显性阻碍（如资金和市场需求不足等）和隐性阻碍（如面临市场和政策等方面的不确定性），这可能直接或间接影响企业创新［30］。此外，银行信贷是企业创新的重要资金来源，过高的银行信贷强度可能会抑制企业创新投入，导致剧企业陷入低创新水平的困境［31］。当前，中国金融发展呈现不平衡、不充分的特点［32］，部分企业仍然面临融资约束问题，不利于企业进行技术创新［33］。因此，缓解企业融资约束是亟待解决的问题。

合作创新在缓解企业融资约束方面发挥着重要作用。从资源共享角度来看，合作创新通过资源共享降低企业融资成本，提高融资效率，从而有效缓解企业融资约束。具体而言，合作创新不仅可以促进企业内部投资，还有助于企业获得更多的外部投资，充分发挥合作创新的正外部性。从信用提升角度来看，合作创新有助于提升企业信用等级，提升企业声誉和品牌形象，拓宽企业融资渠道，从而解决企业融资约束问题［34］。因此，企业与其他企业进行合作创新，通过缓解企业融资约束增强企业韧性。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2c：合作创新通过缓解企业融资约束增强企业韧性。

三、研究设计

（一）变量定义

⒈被解释变量

本文的被解释变量是企业韧性（Res）。学术界对于如何衡量企业韧性没有形成统一标准，但已有研究选择与企业韧性紧密相关的企业盈利能力和企业成长能力衡量企业韧性［6］。本文参考史丹和李少林［35］的研究，从企业盈利能力和企业成长能力角度衡量企业韧性。本文用营业收入的自然对数衡量企业盈利能力（Income），用资产回报率衡量企业成长能力（Reward）。

⒉解释变量

本文的解释变量是合作创新（Coapply）。已有研究大部分用专利申请数量衡量企业创新能力，该方法的合理性在于专利作为创新活动的直接产物，其数量能够直观反映企业创新能力。同时，专利申请数据是公开的，且更新频率较高，这使得专利申请数据具有较高的数据可用性和实时性。鉴于研究对象为企业合作创新，本文参考李磊等［36］的研究，用企业联合专利申请数量衡量合作创新。在处理数据过程中，考虑到企业间联合专利申请数量差异明显，且联合专利申请数量为0的企业较多。因此，本文对联合专利申请数量加1取自然对数。

⒊中介变量

企业生产率（TFP_LP/TFP_OP）。已有研究通常采用半参数法（即OP法和LP法）测算企业全要素生产率，有效解决了传统计量方法的内生性和样本选择问题。为更好地验证合作创新是否通过提高企业生产率增强企业韧性，本文同时用OP法和LP法测算的全要素生产率作为企业生产率的代理变量。企业创新绩效（Apply）。本文参考李梅和余天骄［37］的研究，用企业当年专利申请总量的自然对数衡量企业创新绩效。企业融资约束（WW）。本文参考陈胜利和王东［17］的研究，用WW指数衡量企业融资约束。

⒋控制变量

本文参考冯挺和祝志勇［6］、胡海峰等［13］的研究，选取如下控制变量：企业年龄（Firmage），用观测年份与企业成立年份之差加1的自然对数衡量；资产负债率（Lev），用总负债与总资产的比值衡量；固定资产占比（Fixed），用固定资产净额与总资产的比值衡量；账面市值比（Bm），用账面价值与总市值的比值衡量；现金流比率（Cashflow），用固定现金流量净额与总资产的比值衡量；董事会规模（Bsize），用董事会人数的自然对数衡量；股权集中度（Top1），用第一大股东的持股比例衡量；托宾Q值（Tobinq），用市值与总资产的比值衡量；两职合一（Dual），若董事长与总经理是同一人取值为1，否则取值为0；产权性质（Soe），若企业为国有控股企业取值为1，否则取值为0。

（二）模型设定

为检验合作创新对企业韧性的影响，本文构建基准回归模型如下：

Resit=α0+α1Coapplyit+α2Xit+δi+μt+εit（1）

其中，i和t分别表示企业和年份；Resit表示企业i在t年的企业韧性，分别用企业盈利能力（Income）和企业成长能力（Reward）衡量；Coapplyit表示企业i在t年的合作创新；X表示上述一系列控制变量；δi表示企业固定效应；μt表示年份固定效应；εit表示随机扰动项。

（三）数据说明

本文以2010—2019年中国A股上市公司为研究对象。本文数据处理过程如下：剔除样本区间内ST和PT的样本数据；剔除资产负债率小于0的财务异常样本数据；剔除金融类企业、数据异常和缺失严重的样本数据。经过数据处理后，本文的研究样本最终包括15725个观测值。其中，本文专利数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）提供的中国创新专利研究数据库（CIRD），该平台提供了上市公司的联合专利申请数量和联合专利授权数量。此外，其他数据主要来源于CSMAR数据库。为避免极端值对分析结果产生影响，本文对连续变量在1%和99%水平上进行了缩尾处理。表1是本文主要变量的描述性统计结果。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果与分析

表2是合作创新对企业韧性影响的基准回归结果。表2列（2）和列（4）分别在列（1）和列（3）的基础上引入了上述一系列控制变量。从表2列（1）和列（2）可以看出，合作创新的回归系数均显著为正。其中，表2列（2）合作创新的回归系数为0.0497，且在1%水平上显著。从表2列（3）和列（4）的回归结果可以看出，替换企业韧性的衡量方式后，合作创新的回归系数依然显著为正。无论是从企业盈利能力还是企业成长能力角度来看，合作创新均能增强企业韧性。因此，假设1得以验证。

（二）内生性处理

遗漏变量、测量误差和反向因果是合作创新对企业韧性影响的计量模型中产生内生性的三个重要原因。企业自身韧性水平可能是企业间进行合作创新的因素。一方面，韧性相对较强的企业往往更倾向于合作创新。另一方面，企业自身韧性水平通常是企业筛选合作伙伴的重要标准，即解释变量与被解释变量之间可能存在反向因果关系。为确保实证结果的准确性和稳健性，本文采用工具变量法来处理潜在的内生性问题。

本文构建合作创新的工具变量，采用两阶段最小二乘法进行内生性检验。一方面，对于企业盈利能力，本文参考孙黎和许唯聪［38］的研究，采用滞后一期的合作创新作为工具变量（L.Coapply）。滞后一期的合作创新与当期企业合作创新密切相关，但与当期企业盈利能力无关。另一方面，对于企业成长能力，本文参考赵胜民和于星慧［39］的研究，选取同一省份内其他企业联合专利申请数量加1的自然对数作为工具变量（IV）。同一省份内其他企业联合专利申请数量越多，其他企业合作创新的机会越多，与样本企业合作的概率也越大，符合相关性要求。同时，该变量并不能对样本企业韧性产生影响，也符合外生性要求。

表3是工具变量回归结果。表3列（1）和列（3）均为第一阶段回归结果，列（2）和列（4）均为第二阶段回归结果。从表3列（1）和列（3）可以看出，工具变量的回归结果均在1%水平上显著为正，因而工具变量的相关性要求得到满足。从表3列（2）和列（4）可以看出，合作创新的回归系数依然显著为正。此外，从LM和F检验结果可以看出，无论是采用滞后一期的合作创新还是同一省份内其他企业联合专利申请数量作为工具变量，AndersonLM统计量P值均为0.0000，显著拒绝原假设。在弱工具变量的识别检验中，Cragg‑DonaldWaldF统计量大于Stock‑Yogo弱识别检验10%水平上的临界值。这表明本文所选的工具变量是合理的。因此，合作创新能增强企业韧性的结论依然是稳健的。

（三）稳健性检验①

⒈更换解释变量的衡量方式

考虑到在发明专利、实用新型专利和外观设计专利中，发明专利原创性最高［40］，本文进一步选择联合发明专利申请数量作为合作创新的替代指标进行稳健性检验。同时，考虑到专利申请和专利授权存在一定的时间间隔，并且专利申请中可能存在不合格专利，本文将合作创新指标替换为联合发明专利授权数量，以提高基准回归结果的稳健性。替换解释变量衡量方式后的回归结果显示，联合发明专利申请数量的回归系数显著为正，联合发明专利授权数量对企业盈利能力有显著正向影响，而对企业成长能力的影响不显著。这可能是由于联合发明专利授权中存在部分价值较低的专利，从而对企业成长能力并无显著影响。总体而言，本文基准回归结果是稳健的。

⒉更换被解释变量的衡量方式

已有研究还用净利润和净资产收益率等指标衡量企业韧性［35］。因此，本文将被解释变量替换为净利润和净资产收益率重新进行回归。替换被解释变量衡量方式的回归结果显示，合作创新能增强企业韧性，本文基准回归结果是稳健的。

⒊更换不同层面的聚类标准误

考虑到同一省份或同一行业可能存在未被观测到却有可能相互关联的因素，本文将聚类层级分别调整到省份和行业层面重新进行回归。回归结果显示，无论是聚类到省份还是行业层面，合作创新的回归系数依然显著为正，本文基准回归结果是稳健的。

⒋剔除特定样本

企业在技术创新方面的活动与全球范围内的金融环境（尤其是金融冲击）之间存在着紧密联系，若忽视这些关键因素，可能会导致相关研究得出有偏差的结论［41］。在本文样本研究期间，考虑到2015年股灾的复杂性及难以准确衡量的原因，本文剔除了与之相关的数据。同时，本文进一步剔除了后续年份的样本数据，以确保最大程度地减少股灾对研究结果的可能干扰。回归结果显示，在剔除受股灾影响的样本数据后，合作创新的回归系数依然显著为正，与基准回归结果保持一致。

⒌控制高维固定效应

为进一步缓解遗漏变量问题，本文在基准回归模型的基础之上，增加了城市和年份的联合固定效应。在控制了城市和年份联合固定效应后，合作创新仍对企业盈利能力和企业成长能力有显著提升作用，因而本文基准回归结果是稳健的。

（四）异质性分析

⒈企业规模异质性

企业规模是影响企业经营绩效和企业韧性的关键因素之一。合作创新不仅有助于吸引创新型人才，优化大企业的人力资本结构，从而提升企业创新绩效，也有助于缓解中小企业融资难题，增加研发投入。因此，合作创新对企业韧性的影响可能会受到企业规模的影响。本文参考方先明和胡丁［40］的研究，将上市公司按规模分为小型企业（规模最小的30%）、中型企业（规模居中的40%）、大型企业（规模最大的30%），进一步检验合作创新对不同规模企业韧性的异质性影响。从表4列（1）至列（3）可以看出，当被解释变量为企业盈利能力时，在小型企业、中型企业和大型企业样本中，合作创新的回归系数均显著为正，大型企业合作创新的回归系数大于中型企业和小型企业，且通过了组间系数差异检验，表明合作创新对大型企业盈利能力的影响更明显。表4列（4）至列（6）报告了当被解释变量为企业成长能力时的回归结果，结果显示，合作创新对中型企业和大型企业韧性的影响分别在10%和5%的水平上显著为正，对小型企业的影响不显著，表明合作创新对中型企业和大型企业成长能力的影响更明显。

⒉行业异质性

企业长期依赖单一技术容易引发核心能力刚性和竞争力下降等问题，从而导致企业韧性不足。从产品成本角度来看，技术密集型企业对技术和知识的依赖程度明显高于非技术密集型企业，其技术含量消耗占比也相对较大［6］。从创新要素角度来看，高科技行业企业通常拥有较强的研发能力和较多的资源，合作创新可以帮助企业加速产品研发、降低研发成本、提高生产效率，从而提升市场竞争力。为验证合作创新是否对高科技行业企业有更明显的影响，本文参考王钰和唐要家［42］的研究，以是否属于高科技行业企业进行分组，高科技行业企业取值为1，否则取值为0。表5列（1）和列（2）报告了被解释变量为企业盈利能力的回归结果，结果显示，高科技行业企业合作创新的回归系数大于非高科技行业企业，且通过了组间系数差异检验，合作创新对高科技行业企业盈利能力的影响更明显。表5列（3）和列（4）报告了被解释变量为企业成长能力的回归结果，结果显示，高科技行业企业合作创新的回归系数大于非高科技行业企业，且通过了组间系数差异检验，表明合作创新对高科技行业企业成长能力的影响更明显。

五、机制检验与进一步分析

合作创新通过提高企业生产率、提升企业创新绩效和缓解企业融资约束等途径增强企业韧性。为验证上述机制是否成立，本文参考李长英和王曼［43］的研究，构建中介效应模型如下：

Interit=β0+β1Coapplyit+β2Xit+δi+μt+εit（2）

其中，Interit表示上述中介变量，其他变量含义同模型（1）。

（一）机制检验

合作创新通过优化要素资源配置促进产业结构升级，从而提高企业生产率。为验证上述分析，本文利用模型（2）检验合作创新对企业生产率的影响。表6列（1）和列（2）分别是以LP法和OP法测算的企业生产率作为中介变量的回归结果，结果显示，合作创新的回归系数均显著为正，表明合作创新对企业生产率有显著正向影响。企业生产率与企业韧性密切相关，企业生产率提高能够增强企业韧性。因此，假设2a得以验证。

企业创新绩效是合作创新的直观体现，是影响企业韧性的重要因素，合作创新不仅有助于扩展企业创新边界，还能够降低企业创新成本，提升企业创新绩效，从而增强企业韧性。为验证上述分析，本文利用模型（2）检验合作创新对企业创新绩效的影响。表6列（3）的回归结果显示，合作创新的回归系数为0.3350，且在1%水平上显著，表明合作创新提升了企业创新绩效，而企业创新绩效提升可以提升企业核心竞争力，从而增强企业韧性。因此，假设2b得以验证。

企业融资约束是影响企业韧性的重要因素，合作创新可以通过降低企业融资成本和拓宽企业融资渠道缓解融资约束，降低研发风险，从而增强企业韧性。为验证上述分析，本文利用模型（2）检验合作创新对企业融资约束的影响。表6列（4）的回归结果显示，合作创新的回归系数为-0.0026，且在1%水平上显著，表明合作创新有缓解企业融资约束的作用，能够提升企业融资能力，从而增强企业韧性。因此，假设2c得以验证。

（二）进一步分析

为检验不同类型专利衡量的合作创新对企业韧性的影响差异，本文参考黎文靖和郑曼妮［44］的研究，基于创新动机视角将合作创新划分为实质性合作创新和策略性合作创新。实质性合作创新属于高技术水平的创新，能够发挥推动技术进步的作用，而策略性合作创新通常仅涉及较低技术水平的创新，可能是为了迎合政府政策。鉴于此，本文用联合发明专利申请数量衡量实质性合作创新，用联合实用新型专利申请数量和联合外观设计专利申请数量之和衡量策略性合作创新。考虑到专利数据的右偏态分布特点，将实质性合作创新数量和策略性合作创新数量分别加1取自然对数。从表7可以看出，实质性合作创新和策略性合作创新的回归系数均显著为正，表明实质性合作创新和策略性合作创新均对企业韧性有正向影响。从系数值大小来看，实质性合作创新对企业盈利能力和企业成长能力的影响均大于策略性合作创新。因此，实质性合作创新对企业韧性的影响更明显。

六、研究结论与政策启示

合作创新对于解决单一企业研发投入不足、融资困难和研发风险大等问题，以及增强企业韧性具有重要意义。本文基于2010—2019年中国A股上市公司联合专利数据，用企业盈利能力和企业成长能力衡量企业韧性，采用双向固定效应模型实证检验了合作创新对企业韧性的影响及其作用机制。研究结果显示，合作创新能增强企业韧性。异质性分析结果显示，合作创新对企业韧性的增强效应在大型企业和高科技行业企业中更明显。机制检验结果显示，合作创新主要通过提高企业生产率、提升企业创新绩效和缓解企业融资约束增强企业韧性。进一步分析结果显示，实质性合作创新和策略性合作创新均能增强企业韧性，但实质性合作创新对企业韧性的影响大于策略性合作创新。根据上述研究结论，本文得到如下政策启示。

第一，发挥政府部门对企业合作创新的保障作用。政府应进一步完善知识产权相关法律法规，加快构建知识产权保护体系，明确法律法规的支持与保障作用，通过营造良好的创新环境提升企业开展合作创新的积极性。针对不同类型的企业，政府应采取差异化的支持策略，适当向小型企业和非高科技行业企业倾斜。

第二，引导企业根据自身优势选择合作创新伙伴。一方面，政府应鼓励产学研合作，搭建合作创新平台，支持企业、高校与科研机构之间进行合作研发，引导企业充分利用合作创新的独特优势选择合作伙伴。另一方面，政府应鼓励各行业建立行业协会，为企业加强交流互通提供平台，从而使企业间建立长期稳定的合作关系。通过共享市场信息，企业可以获取最新的行业信息，缓解信息不对称问题，降低研发风险，从而更好地增强企业韧性。

第三，鼓励企业在不同发展阶段灵活选择合作创新模式。政府可以通过设立创新奖项、评选示范项目等方式，支持在实质性合作创新方面取得显著成效的企业，同时也不能忽视策略性合作创新在提升企业短期竞争力和盈利能力方面的作用。政府应加强对企业合作创新的指导和监督，确保合作创新活动的真实性和有效性，防止“假合作”“伪创新”等现象发生，保障市场公平竞争和资源有效配置。

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（责任编辑：孙艳）

基金项目：国家社会科学基金重大项目“数据要素驱动经济增长的理论与政策研究”（23amp;ZD073）；国家自然科学基金青年项目“超级互联网平台抑制创新的作用机制及反垄断政策启示研究”（72201114）；江西省社会科学基金重点项目“江西加快传统制造业智能化升级路径研究”（23ZXQH08）；江西省高校人文社会科学研究一般项目“数字化转型、数据要素配置与制造企业技术创新”（JJ23204）