Addressing the above issues, this study for the first time integrates technology integration capability, green patent quality, and firms' sustainable innovation into the same research framework. Meanwhile, following the dynamic capability theory, firm sustainable innovation theory, green technology innovation theory, social network theory, etc, this paper uses the data of 232 high-tech listed firms from 2009 to 2019 and the comprehensive feasible generalized least squares method to explore the internal mechanism and boundary conditions on which technology integration capability influences firms' sustainable innovation.
It is found that technology integration capability has an inverted U-shaped relationship with firms' sustainable innovation; technology integration capability has an inverted U-shaped relationship with green patent quality, and green patent quality plays a mediating role in the inverted U-shaped relationship between technology integration capability and firms' sustainable innovation; centrality plays a positive moderation role in the inverted U-shaped relationship between technology integration capability and firms' sustainable innovation, but it has not played a positive moderation role in the inverted U-shaped relationship between technology integration capability and green patent quality. In short, the conclusions can provide theoretical guidance for high-tech firms to rationally adjust their technology integration capability to improve green patent quality, and then realize firms' sustainable innovation.
The contributions can be summarized as follows. First, this study expands the research scope of the mechanism of technology integration capability, and enriches the research on the motivation of firms' sustainable innovation from the perspective of dynamic capability theory. Second, it breaks through the limitations of existing research on technology integration capability and green patent quality, and opens the "black box" that technology integration capability affects green patent quality. Third, from the perspective of social network theory, it enriches the research on the scenario mechanism of the relationship between technology integration capability and green patent quality, technology integration capability and firms' sustainable innovation.
开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
可持续发展背景下,区别于传统技术创新[1],企业持续性创新作为关注企业创新持续性、经济效益持续增长与可持续发展的重要创新活动(向刚,2005),对企业可持续发展具有深远的影响[2]。但企业持续性创新需要投入大量研发资金与研发人员,单个企业难以支撑[3]。企业技术整合能力作为重要外部技术获取模式,可以通过平衡内部研发与企业创新活动[4],影响企业创新积极性与持续性。由此,如何获取与整合外部技术资源,进而合理利用技术整合能力助力企业持续创新变得愈加重要。然而,尽管有学者对技术整合概念进行了探讨(魏江和王铜安,2007),揭示了技术整合能力在研发能力与产品创新绩效间的中介作用[5],以及技术整合能力对技术多元化与企业绩效的正向调节作用(王文华等,2015),但鲜有研究关注技术整合能力的直接影响效应,忽视了过高技术整合能力可能导致企业创新惰性,进而降低企业自主研发创新的积极性与持续性这一问题,也缺乏对企业持续性创新的关注,尚未明晰技术整合能力对企业持续性创新的影响路径。由此,技术整合能力能否以及如何解释企业持续性创新亟需探讨。
“双碳”与高质量发展背景下,绿色专利是指以绿色技术为发明主题的发明、实用新型和外观设计专利[6]。绿色专利质量是衡量以绿色技术为发明主题的专利质量核心指标,如何利用技术整合能力改善绿色专利质量,进而助力企业持续性创新,是关乎企业可持续发展目标的关键问题。现有研究大多关注专利质量[7],以及竞争对手间知识溢出对专利质量的作用机制[8],鲜少关注绿色专利质量。虽然有学者基于环境规制视角发现,实施环保目标责任制并未对绿色专利质量发挥积极作用[6],但尚未探讨技术整合能力如何影响绿色专利质量,以及能否进一步影响企业持续性创新等问题。技术整合能力是表征企业获取、利用外部技术资源的重要能力,过高的技术整合能力可能不利于绿色专利质量提升。技术整合能力可能通过绿色专利质量影响企业创新的积极性与持续性,但现有研究并未对此进行深入探讨。
开放式创新与可持续发展背景下,积极加入联盟并构建联盟创新网络(赵炎,王燕妮,2017),充分借助外部资源助力持续性创新成为企业降低创新成本、提高创新效率与创新持续性的关键举措。由参与联盟企业与其隶属联盟,以及企业与联盟间的隶属关系所构成的二模联盟创新网络,即“企业—联盟”二模网络成为联盟参与企业获取外部技术资源的重要渠道。区别于一模网络主要关注参与主体在同级别参与主体中的位置或权力中心性[9-10],二模网络中心性是反映企业在二模联盟创新网络不同级别参与主体中位置特征与权力大小的重要指标[11],能够在较大程度上影响其获取、调配创新资源的范围、速度及质量等。根据社会网络理论和资源基础理论,在二模联盟创新网络中拥有更高中心性的企业可以凭借与相关企业及联盟建立的密切联系,更快获取或使用高质量创新资源[12],进而强化技术整合能力对绿色专利质量与企业持续性创新的积极作用。然而,现有研究尚未对二模联盟创新网络企业中心性在技术整合能力与绿色专利质量及企业持续性创新间的调节作用进行探讨。
基于此,本文将技术整合能力、绿色专利质量与企业持续性创新纳入同一研究框架,依据动态能力理论、企业持续创新理论、绿色技术创新理论、社会网络理论、资源基础理论,基于2009—2019年232家高新技术上市企业数据,采用全面可行广义最小二乘法对三者间的作用机制进行深入探讨。
根据动态能力理论和资源基础理论,技术整合能力作为衡量企业识别、消化、整合与利用技术资源能力的关键指标,已成为企业竞争力的重要来源。作为重要动态能力,技术整合能力可能影响企业将外部信息、知识、技术等转化为内部创新成果的质量与效率[13],以及企业技术与知识协同互补程度,进而对企业持续性创新产生不同影响。
当技术整合能力处于较低水平时,企业难以较好地识别、利用技术资源,因而不能对企业持续性创新发挥积极作用。随着技术整合能力提升,企业不仅可以高效识别与获取更多有价值的技术资源,拓展创新资源边界[14],而且能够通过改善合作伙伴关系[13]、提高合作伙伴默契度提升技术资源整合的可能性与互补性等,进而促进企业创新效率与创新质量提升,进一步提升企业创新的积极性与持续性。因此,根据动态能力理论、资源基础理论和企业持续创新理论,技术整合能力提升有助于企业持续性创新。然而,当技术整合能力提升到一定程度时,继续提升可能不利于企业持续性创新。一方面,过高的技术整合能力可能导致企业需要花费更多时间识别和整合外部技术资源,会对企业自主研发创新产生挤出效应[15];另一方面,可能导致企业对外部技术资源产生依赖,形成创新惰性,从而降低自主研发创新的积极性与持续性。因此,与较低或较高的技术整合能力相比,适度的技术整合能力更有利于企业持续性创新。
综上,本文提出如下假设:
H1:技术整合能力与企业持续性创新呈倒U型关系。
基于动态能力理论、资源基础理论和绿色技术创新理论,技术整合能力作为特殊外部技术获取模式[16],可能在一定程度上影响企业研发绿色专利成效,导致企业绿色专利质量存在差别。也就是说,技术整合能力可能对绿色专利质量产生正向或负向影响[17]。
第一,技术整合能力较低的企业,其识别或获取高质量技术资源能力有限。可见,低技术整合能力不利于绿色专利质量提升。第二,当技术整合能力由低水平提升至高水平时,企业不仅可以及时、高效地识别、更新、整合与绿色专利相关的技术资源(王娟茹等,2020),而且能够通过高技术整合能力建立的稳定研发合作伙伴关系提升研发合作伙伴间的信任度(段鸿,金占明,2011),从而提升企业研发绿色专利质量与效率。因此,根据动态能力理论、资源基础理论和绿色技术创新理论,技术整合能力提升有助于绿色专利质量提升。第三,当技术整合能力提升至过高水平时,一方面,企业需要花费更多时间与精力整合外部相关绿色技术资源[15],导致其自主研发绿色专利的积极性降低;另一方面可能导致其研发的绿色专利与外部企业专利趋同,因而不利于绿色专利质量提升。由此,与较低或较高水平的技术整合能力相比,适度水平的技术整合能力更有利于绿色专利质量提升。
综上,本文提出如下假设:
H2:技术整合能力与绿色专利质量呈倒U型关系。
技术整合能力是指企业识别、消化、利用和转化技术资源的能力指标,能够通过整合外部与绿色专利相关的技术资源、强化内部研发合作伙伴关系对绿色专利质量产生差异化影响[13]。绿色专利质量可以通过向外界释放利好信号、彰显企业可持续发展目标,激励企业持续性创新[18]。由此可见,技术整合能力可以影响绿色专利质量和企业持续性创新(王娟茹等,2020),绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系间发挥中介作用,即技术整合能力通过倒U型曲线效应影响绿色专利质量,进而影响企业持续性创新,促成技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系。
综上,本文提出如下假设:
H3:绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系间发挥中介作用。
根据社会网络理论和资源基础理论,企业在二模联盟创新网络中所处位置会导致其获取、使用相关创新资源、政策的能力或效果有所差异[19]。中心性可以衡量二模联盟创新网络中企业隶属联盟数量,是反映企业在二模联盟创新网络中位置特征与权力大小的重要指标[12],能够影响企业获取、使用相关创新资源、政策的质量、速度、广度及深度等。当中心性处于较高水平时,企业可以与更多相关企业及联盟建立密切联系[13],能够在一定程度上提高技术整合效率,进而提升绿色专利质量,促进企业持续性创新。由此,中心性是影响技术整合能力与绿色专利质量及企业持续性创新关系的重要情景因素。
高水平中心性可以强化技术整合能力与绿色专利质量的倒U型关系。首先,技术整合能力由较低水平提升至过高水平的过程中,企业识别、获取或利用外部资源的能力逐渐增强,绿色专利研发概率不断提升(王娟茹等,2020)。高水平的中心性可以帮助企业从更多外部参与主体中获得与绿色专利研发相关的技术资源,有助于企业运用技术整合能力提升绿色专利质量,起到“锦上添花”的作用。其次,当技术整合能力提升到过高水平时,一方面,过高的技术整合能力促使企业花费更多时间进行绿色技术资源整合,其自主研发创新时间或精力被挤出[15];另一方面,可能导致企业产生创新惰性,从而不利于绿色专利质量提升。但高中心性企业可能因为位置特征与竞争优势积极研发高质量绿色专利,进而有助于绿色专利质量提升,即高水平中心性可以在一定程度上抑制过高技术整合能力对绿色专利质量的消极影响。
高水平中心性可以强化技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系。首先,在技术整合能力由较低水平提升至过高水平的过程中,企业识别、获取、利用相关技术资源进行研发创新的能力和积极性增强,中心性提高有助于企业从外部获得更多异质性资源,提升企业知识资源重组与配置能力[20],进而有助于企业更好地发挥技术整合能力,助力自身持续性创新。其次,当技术整合能力提升到过高水平后,企业在创新方面“搭便车”的心理更加显著,与合作研发伙伴磨合等导致自主研发创新精力被大量消耗的问题凸显[15],进而降低自主研发创新的积极性,不利于企业持续性创新。但高中心性企业可以接触到更多外部技术资源,进而提高其研发创新的积极性和持续性[12],因而有助于企业持续性创新,即高中心性可以在一定程度上抑制过高技术整合能力对企业持续性创新的消极影响。
综上,本文提出如下假设:
H4:中心性正向调节技术整合能力与绿色专利质量的倒U型关系,即中心性水平越高,技术整合能力与绿色专利质量间的倒U型曲线越陡峭,反之亦然。
H5:中心性正向调节技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系,即中心性水平越高,技术整合能力与企业持续性创新间的倒U型曲线越陡峭,反之亦然。
综上,本文构建理论模型如图1所示。
图1 理论概念模型
Fig.1 Theoretical model
根据资源基础理论和企业持续创新理论,持续性创新需要企业进行长期、大量研发投入,单个企业实力和资源难以支撑。因此,在开放式创新与可持续发展背景下,高新技术企业作为助力我国跻身创新强国,实现可持续发展的核心力量,能够弥补自身创新资源不足并借助外部资源助力绿色专利质量提升和持续性创新,成为积极加入联盟、构建联盟创新网络的重要主体。本文以高新技术企业联盟参与企业为初始研究对象,收集和处理相关数据。首先,借鉴Phelps[21]的研究成果,以爬虫技术获取的2009—2019年我国高新技术企业联盟合作数据为初始样本,以每3年为一个时间窗口,运用Ucinet6.0软件计算不同时间窗口下二模联盟创新网络中心性,以此绘制二模联盟创新网络图。其次,考虑数据可得性,选取初始样本中的上市企业为研究对象,通过智慧芽、国泰安等数据库收集研发投入强度等数据。最后,剔除关键指标缺失样本,得到2011-2019年232家高新技术上市企业703个样本的非平衡面板数据。表1列示了2011—2019年联盟、企业与样本上市企业数量,图2为2015-2017时间窗口下我国高新技术企业二模联盟创新网络。鉴于专利申请存在滞后性,本文专利数据时间区间为2011—2021年,其它指标数据时间区间为2011—2019年。
表1 2011—2019年联盟、企业与样本上市企业数量
Tab.1 Numbers of alliances, firms and sample listed firms from 2011-2019
时间窗口(年)联盟数量(个)企业数量(个)样本上市企业数量(个)2009-2011113311292010-2012155464442011-2013210551592012-2014305741812013-20153658121012014-20163778711172015-20173439001062016-20183439351062017-201931992360合计(重复)2 5306 508703合计(不重复)9692 201232
2.2.1 因变量
企业持续性创新(Firms' Sustainable Innovation)是指企业通过长期创新投入使技术创新活动得以持续,进而实现创新能力和经济效益持续提升的活动(向刚,2005)[22]。为更好地反映企业过去创新与现在创新的内在关联,本文以产出维度的创新持续(Output-oriented Innovation Persistence,OIP)表示企业持续性创新。借鉴已有研究成果[23],考虑到联盟成立当期企业持续性创新的滞后性,将二模联盟创新网络中企业持续性创新等同于企业第t年持续性创新,即企业第t+2与t+1年间专利申请量之和较第t+1与t年间专利申请量之和的环比增长率,再乘以第t+2与t+1年专利申请量之和,具体公式如下:
(1)
其中,OIPt为企业第t年持续性创新,OINt+2、OINt+1、OINt分别为企业第t+2、t+1、t年专利申请量。
2.2.2 自变量
技术整合能力(Technology Integration Capability,TIC)是指企业基于以往投资、学习与积累,对不同技术和知识资源进行重新组合与优化配置的能力,是反映企业识别、消化、整合、利用技术资源能力的关键指标。根据已有研究成果,企业研发能力是指企业识别、消化、整合、利用技术的能力,且研发投入强度与技术整合能力具有较强的相关关系[24]。因此,本文采用研发投入强度(R&D Investment Intensity),即研发投入占营业收入的比重测度技术整合能力。
2.2.3 中介变量
绿色专利质量(Green Patent Quality,GPQ)是衡量以绿色技术为发明主题专利质量的核心指标[6]。根据已有研究成果[25-26],表征专利技术水平的专利被引用次数能够较好地反映专利质量。因此,本文基于技术维度,选取绿色专利被引用次数加1取自然对数衡量绿色专利质量[8]。
2.2.4 调节变量
中心性(Centrality)是反映二模网络主体位置特征与权力大小的重要指标,本文采用度数中心性(Degree Centrality,DC),即企业隶属联盟数量衡量二模联盟创新网络中的企业中心性[11]。
2.2.5 控制变量
借鉴已有研究成果,本文控制如下变量:资产负债率(Debt to Asset Ratio,DAR)、企业盈利能力(Firm Profitability,FP)、企业规模(Firm Size,FS)、企业年龄(Firm Age,FA)、企业产权性质(Nature of Firm Property Rights,NFPR)、ISO14001认证(ISO14001 Certification,ISOC,ISO14001环境管理体系认证)、年份(Year,YE),并采用总负债比总资产、总资产净利润率、总资产取自然对数、研究年份减企业成立年份加1取自然对数、企业产权性质虚拟变量(国有企业为1,非国有企业为0)、是否通过ISO14001认证虚拟变量(通过ISO14001认证为1,未通过ISO14001认证为0)、年度虚拟变量进行测度。
综上,各变量说明如表2所示。
图2 2015—2017年我国高新技术企业二模联盟创新网络
Fig.2 A 2-mode alliance innovation network of China's high tech firms from 2015-2017
注:圆形节点表示企业等参与主体,方形节点表示企业等参与主体隶属的联盟,有向箭头表示企业等参与主体与联盟的隶属关系
表2 变量说明
Tab.2 Variable specification
变量类型变量名称变量符号变量说明因变量企业持续性创新OIP企业在第t+2与t+1年间的专利申请量之和较第t+1与t年间的专利申请量之和的环比增长率,再乘以第t+2与t+1年的专利申请量之和自变量技术整合能力TIC研发投入强度,即研发投入占营业收入比例中介变量绿色专利质量GPQ绿色专利被引用次数加1取自然对数调节变量中心性DC度数中心性,企业所隶属的联盟数量控制变量资产负债率DAR总负债/总资产企业盈利能力FP总资产净利润率,净利润/总资产余额企业规模FS总资产取自然对数企业年龄FA研究年份减企业成立年份加1取自然对数企业产权性质NFPR虚拟变量,国有企业为1,非国有企业为0ISO14001认证ISOCISO14001环境管理体系认证,虚拟变量,通过为1,未通过为0年份YE年份虚拟变量
本文采用能够有效避免模型估计结果有偏的全面FGLS方法,以Stata17.0软件对上述假设进行检验[27],构建模型如式(2)～(10)所示。
检验技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系,如式(2)～(4)所示。
OIP=α0+α1Control+ε0
(2)
OIP=β0+β1TIC+β2Control+ε1
(3)
OIP=γ0+γ1TIC+γ2TIC2+γ3Control+ε2
(4)
检验技术整合能力与绿色专利质量的倒U型关系,如式(5)～(7)所示。
GPQ=δ0+δ1Control+ε3
(5)
GPQ=θ0+θ1TIC+θ2Control+ε4
(6)
GPQ=μ0+μ1TIC+μ2TIC2+μ3Control+ε5
(7)
检验绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新倒U型关系间的中介作用,如式(8)所示。
OIP=π0+π1TIC+π2TIC2+π3GPQ+π4Control+ε6
(8)
检验中心性对技术整合能力与绿色专利质量倒U型关系的调节作用,如式(9)所示。
GPQ=η0+η1TIC+η2TIC2+η3DC+η4TIC×DC+η5TIC2×DC+η6Control+ε7
(9)
检验中心性对技术整合能力与企业持续性创新倒U型关系的调节作用,如式(10)所示。
OIP=κ0+κ1TIC+κ2TIC2+κ3DC+κ4TIC×DC+κ5TIC2×DC+κ6Control+ε8
(10)
表3为主要变量描述性统计与相关性分析结果。从描述性统计结果看,技术整合能力、绿色专利质量、中心性的均值和标准差均小于企业持续性创新,说明样本企业持续性创新整体水平较高,但不稳定。从相关性分析结果看,技术整合能力、绿色专利质量、中心性分别与企业持续性创新不显著正相关、显著正相关、显著正相关。但上述结果仅是两两变量间的相关系数,技术整合能力与绿色专利质量究竟如何影响企业持续性创新这一问题有待进一步检验。同时,主要变量间相关系数均小于0.7,说明主要变量间共线性问题不严重,可以继续进行回归分析。
表3 描述性统计与相关性分析结果(N=703)
Tab.3 Descriptive statistical and correlation analysis results(N=703)
指标均值标准差企业持续性创新技术整合能力绿色专利质量中心性资产负债率企业盈利能力企业规模企业年龄企业持续性创新633.8002 335.0001.000技术整合能力0.0560.0750.0121.000绿色专利质量0.4070.9700.508***0.0041.000中心性0.0050.0040.329***-0.0410.217***1.000资产负债率0.4550.1810.265***-0.328***0.259***0.103***1.000企业盈利能力0.0400.0630.085**-0.0320.0200.042-0.396***1.000企业规模23.0001.5490.570***-0.237***0.442***0.241***0.583***0.0051.000企业年龄2.8470.3300.048-0.151***-0.086**-0.0240.203***0.0090.233***1.000
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01;括号内为p值
本文利用层次回归分析法检验假设H1、H2、H3,并对涉及变量平方项、交互项进行中心化处理,以避免可能存在的多重共线性问题。表4为技术整合能力、绿色专利质量与企业持续性创新主效应及倒U型中介效应回归结果。根据表4模型(6)和模型(3)可知,技术整合能力平方项与企业持续性创新、绿色专利质量均显著负相关,说明技术整合能力、企业持续性创新与绿色专利质量呈倒U型关系。由此,支持假设H1和H2。由表4模型(7)可知,技术整合能力平方项与企业持续性创新显著负相关,绿色专利质量与企业持续性创新显著正相关,说明绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系间发挥中介作用。由此,支持假设H1和H3。
从控制变量看,表4模型(6)和(7)中,ISO14001认证与企业持续性创新显著正相关,即企业通过ISO14001环境管理体系认证有助于自身持续性创新。表4模型(3)显示,ISO14001认证与绿色专利质量显著正相关,说明企业通过ISO14001环境管理体系认证可以在一定程度上助力绿色专利质量提升。
表4 主效应及倒U型中介效应回归结果(N=703)
Tab.4 Regression results of main effects and inverted U-shaped mediating effects(N=703)
指标绿色专利质量(1)(2)(3)企业持续性创新(4)(5)(6)(7)资产负债率0.0010.041**0.039**-0.016-0.0100.0010.010(0.01)(2.48)(2.50)(-1.12)(-1.02)(0.06)(0.95)企业盈利能力0.023**0.044***0.029***0.025***0.039***0.044***0.030***(2.24)(3.42)(2.67)(2.78)(4.53)(4.79)(3.14)企业规模0.334***0.297***0.295***0.324***0.407***0.360***0.282***(15.93)(13.01)(13.29)(14.47)(21.79)(16.76)(13.94)企业年龄-0.087***-0.053***-0.046***-0.055***-0.048***-0.023***-0.028***(-7.03)(-3.81)(-4.03)(-6.82)(-5.48)(-2.62)(-3.31)企业产权性质0.0210.004-0.018-0.035*-0.050***-0.013-0.015(0.77)(0.12)(-0.74)(-1.80)(-2.84)(-0.63)(-0.84)ISO14001认证0.140***0.093***0.049**0.116***0.096***0.087***0.073***(5.97)(3.06)(1.96)(5.43)(4.35)(4.39)(3.56)年份控制控制控制控制控制控制控制技术整合能力0.085***0.159***0.104***0.180***0.138***(5.23)(8.25)(10.94)(12.78)(10.42)技术整合能力2-0.068***-0.071***-0.047***(-6.51)(-9.03)(-6.58)绿色专利质量0.273***(23.31)_cons-0.095-0.0680.076-0.071**0.0210.0650.109***(-1.49)(-1.43)(1.16)(-2.45)(0.54)(1.35)(2.77)Wald chi21 958.44817.294 170.44443.94735.74364.952 329.17Prob>chi20.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01;括号内为z值,下同
依据Haans等[28]的两步检验方法,本文通过式(11)考察调节变量在自变量与因变量倒U型关系间的调节效应。
Y=β0+β1X+β2X2+β3XZ+β4X2Z+β5Z
(11)
其中,Z为调节变量。
首先,检验第一种调节作用,即验证倒U型曲线拐点是向左偏移还是向右偏移,求Y对X的一阶导数,该一阶导数等于0的点即为拐点,即:
(12)
此时,拐点取决于调节变量Z的值,根据式(12)对调节变量Z求导得:
(13)
当
时,倒U型曲线拐点随调节变量Z值提升而向右偏移;当
时,倒U型曲线拐点随调节变量Z值提升而向左偏移。
其次,检验第二种调节作用,即倒U型曲线是变得平缓还是陡峭。此时,检查β4的正负数属性以及是否通过显著性检验即可。如果β4>0且通过显著性检验,则倒U型曲线变得平缓;如果β4<0且通过显著性检验,则倒U型曲线变得陡峭。
表5为中心性的调节效应回归结果。由表5模型(3)可知,β1β4-β2β3<0,说明随着中心性提升,技术整合能力与绿色专利质量的倒U型关系曲线拐点向左偏移。此外,由于β4=-0.020,但不显著,故假设H4不成立。由表5模型(6)可知,β1β4-β2β3<0,即随着中心性水平提升,技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系曲线拐点向左偏移。此外,β4=-0.025且在10%水平下通过显著性检验,故倒U型曲线变得更加陡峭,H5成立。此外,调节效应如图3所示。
表5 中心性的调节效应回归结果(N=703)
Tab.5 Regression results for moderating effects of centrality(N=703)
指标绿色专利质量(1)(2)(3)企业持续性创新(4)(5)(6)资产负债率0.038**0.040**0.043**0.022**0.022**0.019*(2.43)(2.57)(2.50)(2.21)(2.16)(1.85)企业盈利能力0.034***0.033***0.039***0.061***0.057***0.055***(3.18)(3.01)(3.06)(6.61)(5.83)(5.77)企业规模0.276***0.277***0.273***0.400***0.399***0.393***(12.69)(12.68)(11.93)(23.77)(23.69)(22.91)企业年龄-0.049***-0.050***-0.049***-0.048***-0.047***-0.048(-4.07)(-4.10)(-3.70)(-5.71)(-5.60)(-5.70)企业产权性质-0.014-0.016-0.016-0.043**-0.042**-0.043**(-0.57)(-0.69)(-0.65)(-2.12)(-2.05)(-2.15)ISO14001认证0.0340.0380.0380.092***0.090***0.089***(1.29)(1.43)(1.31)(4.62)(4.50)(4.44)年份控制控制控制控制控制控制技术整合能力0.143***0.142***0.152***0.215***0.213***0.207***(7.43)(7.42)(7.53)(16.71)(15.82)(14.60)技术整合能力2-0.065***-0.066***-0.071***-0.085***-0.087***-0.087***(-6.05)(-6.09)(-5.86)(-10.99)(-10.81)(-9.40)中心性0.056***0.054***0.080***0.116***0.112***0.136***(3.41)(3.36)(3.20)(6.37)(6.23)(5.45)技术整合能力×中心性-0.0140.013-0.0180.002(-0.99)(0.67)(-1.53)(0.12)技术整合能力2×中心性-0.020-0.025*(-1.26)(-1.83)_cons-0.069-0.077-0.047-0.020-0.0150.018(-1.02)(-1.16)(-0.66)(-0.41)(-0.29)(0.34)Wald chi23 484.923 305.221 523.233 568.133 458.561 861.10Prob>chi20.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0
图3 中心性对技术整合能力与企业持续性创新的调节效应
Fig.3 Moderating effects of centrality on technology integration capability and firms' sustainable innovation
为确保研究结论的可靠性,本文在保持其它变量不变的情况下,通过改变变量表征方式对上述模型进行回归。
(1)调整因变量测度标准。鉴于专利授权量是表征企业创新能力的重要指标,本文以企业第t+2与t+1年间专利授权量之和较第t+1与t年间专利授权量之和的环比增长率,再乘以第t+2与t+1年专利授权量之和测度企业持续性创新。
(2)改变中介变量测度方法。鉴于不同变量测度方式可能导致研究结果差异,本文采用绿色发明专利被引用次数加1取自然对数测度绿色专利质量。
(3)更换调节变量表征形式。鉴于中间中心性是表征中心性的关键变量,本文采用中间中心性替代中心性。
(4)替换控制变量衡量方式。鉴于不同变量测度方式可能导致研究结果差异,本文以净资产收益率衡量企业盈利能力,以总资产取常用对数测度企业规模,以研究年份减企业成立年份加1取常用对数表示企业年龄。
表6～7为主要稳健性检验结果,结果与上述实证结果基本一致。可见,本文研究结论稳健。
表6 稳健性检验结果(调整因变量测度标准和改变中介变量测度方法)(N=703)
Tab.6 Robustness test results (adjusting dependent variable metrics and changing the measurement method of mediating variables)(N=703)
指标调整因变量测度标准绿色专利质量(1)(2)企业持续性创新(3)(4)(5)改变中介变量测度方法绿色专利质量(6)(7)企业持续性创新(8)(9)(10)控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制技术整合能力0.159***0.152***0.081***0.052***0.080***0.140***0.138***0.180***0.152***0.207***(8.25)(7.53)(6.02)(4.93)(5.06)(6.70)(6.39)(12.78)(11.92)(14.60)技术整合能力2-0.068***-0.071***-0.046***-0.041***-0.053***-0.049***-0.053***-0.071***-0.058***-0.087***(-6.51)(-5.86)(-5.56)(-5.26)(-5.70)(-4.53)(-4.23)(-9.03)(-7.78)(-9.40)绿色专利质量0.294***0.241***(11.80)(20.08)中心性0.080***0.146***0.089***0.136***(3.20)(6.01)(3.26)(5.45)技术整合能力×中心性0.013-0.0160.0260.002(0.67)(-0.99)(1.21)(0.12)技术整合能力2×中心性-0.020-0.023*-0.027*-0.025*(-1.26)(-1.80)(-1.66)(-1.83)_cons0.076-0.047-0.0680.078*-0.224***-0.018-0.0880.0650.137***0.018(1.16)(-0.66)(-1.39)(1.92)(-3.29)(-0.24)(-1.05)(1.35)(3.56)(0.34)Wald chi24 170.441 523.23143.38616.94314.59127.43124.86364.951 488.761 861.10Prob>chi20.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0
表7 稳健性检验结果(更换调节变量表征形式和替换控制变量衡量方式)(N=703)
Tab.9 Robustness test results (changing the representation of moderator variables and replacing the control variable measures)(N=703)
指标更换调节变量表征形式绿色专利质量(1)(2)企业持续性创新(3)(4)(5)替换控制变量衡量方式绿色专利质量(6)(7)企业持续性创新(8)(9)(10)控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制技术整合能力0.159***0.151***0.180***0.138***0.225***0.158***0.152***0.186***0.141***0.201***(8.25)(6.81)(12.78)(10.42)(16.45)(8.21)(7.45)(13.60)(11.05)(13.60)技术整合能力2-0.068***-0.067***-0.071***-0.047***-0.094***-0.070***-0.071***-0.074***-0.048***-0.084***(-6.51)(-5.51)(-9.03)(-6.58)(-11.56)(-6.60)(-5.84)(-9.64)(-6.89)(-8.75)绿色专利质量0.273***0.271***(23.31)(23.44)中心性0.063**0.149***0.079***0.135***(2.37)(5.13)(3.12)(5.39)技术整合能力×中心性0.0030.064***0.012-0.002(0.10)(2.78)(0.61)(-0.17)技术整合能力2×中心性-0.018-0.033**-0.018-0.024*(-1.02)(-2.32)(-1.17)(-1.79)_cons0.0760.0440.0650.109***0.204***0.080-0.0450.0760.104***-0.017(1.16)(0.69)(1.35)(2.77)(4.59)(1.15)(-0.60)(1.63)(2.70)(-0.31)Wald chi24 170.441 258.93364.952 329.174 627.9231 322.061 570.26434.332 095.13695.82Prob>chi20.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0
本文基于2009—2019年232家高新技术上市企业数据,采用全面可行广义最小二乘法对技术整合能力、绿色专利质量与企业持续性创新的作用机制进行深入探讨,得出如下主要结论:
(1)技术整合能力与企业持续性创新呈倒U型关系。也就是说,相对于低水平或高水平技术整合能力,适度的技术整合能力更有利于企业持续性创新。
(2)技术整合能力与绿色专利质量呈倒U型关系,绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系间起中介作用,说明绿色专利质量是影响技术整合能力与企业持续性创新关系的重要因素。
(3)中心性正向调节技术整合能力与企业持续性创新的倒U型关系,即随着中心性水平提升,技术整合能力与企业持续性创新的倒U型曲线变得更加陡峭。然而,中心性并未对技术整合能力与绿色专利质量的倒U型关系发挥显著正向调节作用。
(1)已有研究主要关注技术整合能力的中介或调节效应,较少探讨其直接影响,缺乏对企业持续性创新的关注。本文结合动态能力理论和企业持续创新理论,实证检验技术整合能力对企业持续性创新的倒U型影响,基于动态能力理论视角深化了对技术整合能力与企业持续性创新关系的认识。本文不仅拓展了技术整合能力作用机制研究范围,而且从动态能力视角丰富了企业持续性创新动因研究,是对动态能力理论和企业持续创新理论结合运用的有益探索。
(2)已有研究对专利质量进行了深入探索[8],但较少关注绿色专利质量,技术整合能力如何影响绿色专利质量,以及能否进一步影响企业持续性创新尚不明晰[6]。本文基于动态能力理论、企业持续创新理论、绿色技术创新理论、社会网络理论、资源基础理论,揭示了技术整合能力对绿色专利质量的影响,以及绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新关系间的倒U型中介作用。由此,本文不仅打开了技术整合能力对企业持续性创新作用机制的“黑箱”,而且为“双碳”与高质量发展背景下,企业调整技术整合能力助力绿色专利质量提升,从而实现持续性创新提供了新证据。
(3)二模联盟创新网络企业中心性是助力企业获取高质量创新资源的关键网络指标[11],对技术整合能力、绿色专利质量和企业持续性创新的关系具有调节作用,但现有研究尚未对此进行探讨。本文基于社会网络理论,探讨了二模联盟创新网络企业中心性对技术整合能力、绿色专利质量和企业持续性创新倒U型关系的调节作用。由此,从社会网络理论视角丰富了技术整合能力、绿色专利质量和企业持续性创新关系情景机制研究,是开放式创新和可持续发展背景下对二模联盟创新网络企业中心性研究的有益拓展。
(1)客观应对高新技术企业“创新竞赛”,合理分配技术研发资源,将高新技术企业培育成为“多面手”。研究发现,技术整合能力并不是越高越有利于企业持续性创新。在开放式创新与可持续发展背景下,高新技术企业要实现可持续发展与持续性创新,应结合自身战略定位辩证地看待创新竞赛,借助多样化产品组合和技术创新能力,有效运用创新资源打造“能力池”,进而提升应对市场竞争和不确定性风险的能力,而非盲目发展技术整合能力,在“红海”领域重复投入大量创新资源,产生“过犹不及”的负面效应。
(2)采用绿色管理和绿色生产等绿色创新模式提升持续创新能力。技术整合能力并不是越高越有助于绿色专利质量提升,它可以通过影响绿色专利质量,进而影响企业持续性创新。在“双碳”与可持续发展背景下,高新技术企业需要从组织层面,提升管理者和研发人员的绿色创新意识,通过更新研发、生产、销售等各环节绿色创新评估指标,加强对绿色专利质量的关注[29]。同时,企业管理者和行业监管部门应从结果导向转为过程导向和目标导向,以绿色专利产出倒逼创新过程、生产过程绿色转型。考虑到绿色专利质量在技术整合能力与企业持续性创新关系间的重要作用,高新技术企业应积极通过增强技术整合能力推动绿色专利质量提升和企业持续性创新。
(3)结合自身实际情况,企业应积极参与联盟创新网络构建。从联盟创新网络视角看,中心性是影响技术整合能力与企业持续性创新倒U型关系的重要边界条件,在无边界、去中心化和跨组织创新趋势下,企业积极参与联盟创新网络有助于解决创新资源匮乏问题[30],从而助力持续性创新。因此,高新技术企业应基于位置与资源优势,借助技术整合能力对持续性创新发挥积极作用。此外,高新技术企业可尝试构建绿色创新网络,强化绿色创新网络效应和规模效应。换句话说,高新技术企业可以积极寻求网络合作伙伴资源支持,通过成立绿色创新联盟、绿色创新协会等方式不断拓展绿色创新网络规模,聚集持续创新力量,从而助力绿色专利质量提升。
本文既未分析高新技术企业、非高新技术企业中技术整合能力、绿色专利质量与持续性创新作用机制的异同,也未探讨绿色专利质量与企业持续性创新的关系,以及中心性对二者关系的调节作用,但上述研究对于指导高新技术企业、非高新技术企业运用技术整合能力助力绿色专利质量提升与企业持续性创新具有较大价值。因此,未来研究可以对此作进一步探讨。此外,由于样本的局限性,本文既未分析其它外部技术获取模式对绿色专利质量与企业持续性创新的影响,也未对可能存在的内生性问题进行探讨。因此,未来可以通过跟踪和更新数据等方式,对技术整合能力、绿色专利质量和企业持续性创新的关系进行深入研究。
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