开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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随着技术复杂性的提高和创新风险的加大,企业面临越来越剧烈的不确定性,开放式创新成为企业应对不确定性的最佳策略[1]。组织边界开放的意义体现在:一方面,通过开放让企业快速收集环境信息并及时作出响应;另一方面,通过与环境互动整合更多外部资源,增强企业适应外部环境变化的能力。创新的意义体现在:一方面,让企业产品和服务供给跟上市场需求变化;另一方面,通过创新增加技术突破和组织突变的机会,引导企业进入新技术轨道,反向影响甚至主导环境变化。因此,拥有开放度是推进开放式创新实践的基础,而创新则是其本质要求(闫春等,2020)。
目前,开放式创新已自成理论体系。开放式创新是与封闭式创新相对的概念,强调借助外部渠道整合资源和开拓市场的重要性[2]。开放式创新模式包括产学研合作、技术联盟、技术采购与并购、技术外包与转让、内部技术成果外部开发等[3]。根据核心企业创新系统开放方向,开放式创新成果开发与绩效实现包括两种模式:①裂变模式,即在大型高技术企业支持下,通过内部创业等形式分化出新技术产品并开拓新细分市场,逐渐演化出新创新生态;②聚变模式,即在聚集众多微小创新个体的基础上,打开组织边界,整合知识资源,开展大规模协同创新活动[4]。然而,现有研究主要基于对实践的观察与总结,缺乏对开放式创新系统的哲学思考,使得开放式创新绩效预测与改进存在偏差。
和谐管理理论契合夯实开放式创新理论基础的需求。在诸多文献中,开放式创新绩效是指在开放式创新环境中创新投入与成果产出过程[5-6]。这些文献将开放式创新系统当成一个技术系统而非人文系统,重视开放式创新带来的经济效益而忽视精神利得,聚焦于探究影响开放式创新绩效的物理因素(如利益相关者、研发投入)而轻视文化与政策等内外部软环境因素。和谐管理理论指出,开放式创新系统运行与发展的关键在于和谐。系统绩效的实现依靠和则与谐则两套机制:一方面,谐则机制主导系统与环境互动,引导企业在既定环境条件下找到最契合的投入物组合与生产函数,从而使得因环境而消耗的资源在有限资源约束下实现经济效益最大化;另一方面,和则机制主导系统内人与人、人与组织、组织与组织的关系,引导企业处理好共处与合作问题,在创新过程中实现精神利得与内涵发展[7]。谐则机制让系统在确定性环境中表现出高能力和高效率,和则机制让系统产生柔性,以更好地应对环境的复杂性和多变性。因此,从和则视角探究企业开放式创新绩效实现路径,在当前不确定性环境中相比谐则视角研究更具有现实意义。
和谐管理理论中的和则机制刻画的是企业通过组织文化、制度政策、管理手段等影响员工认知、情感与行为,引导其采取组织期望的行为或避免不期望的行为。和则的核心思想表现为能动致变的演化机制,即系统受到内部环境协同力场与外部环境促协力场双重影响时会表现出与环境变化的一致性或对新环境的适应性,从而减少环境带来的阻力甚至让环境成为组织发展的助力,进而实现组织动态可持续演进与发展。协同力场由个体精神道德、行为习惯和组织文化构成,对组织和个体具有正向精神激励作用;促协力场是系统外部环境施加的无形规范与约束,目的是让协同力场的作用与演化保持有序状态[8]。协同力场与促协力场相互作用,让系统内的人和组织始终处于“和”的状态。开放式创新系统的特色和价值在于开放,但管理难度与复杂性也源于开放。开放式创新系统需要兼顾独特性与合法性目标,其独特性体现为在持续开放中始终保持知识体系更新与发展,走在技术发展前沿;合法性体现在通过恰当方式让创新过程与成果得到系统内外多主体认可,并保护组织与其它主体在协同创新活动中的权益。企业独特性根植于组织文化,而政策规制则能为组织合法性提供保障。因此,本研究提出,开放式创新情境中协同力场的场源是包容性文化,它能够极大地激发个体创造性思维,解放组织生产关系;促协力场的场源主要是知识产权保护政策,它能够保护个体与组织在开放式环境中开展创新所获得的收益,约束系统中的不合规行为。
基于上述理念,本研究基于和谐管理理论,将创新开放度视为影响企业开放式创新绩效的核心因素,将组织包容性文化和知识产权保护政策视为两种重要的激励与约束机制,重新审视企业开放式创新绩效实现机理,探究企业开放式创新绩效实现路径,发展开放式创新理论。事实上,将创新开放度、组织文化和政策环境作为企业开放式创新绩效前因的研究成果颇丰[9],但存在以下不足:①文献数量少,相关证据不充分;②文献碎片化,缺乏整合式研究框架;③在组织文化和政策环境变量设计方面,未深入到包容性文化和知识产权保护政策层面;④缺乏根理论支持,未为开放式创新理论赋予底层逻辑。因此,本研究基于开放式创新理论进行研究,有助于深化对开放式创新绩效实现路径的认知。
和谐管理理论认为,复杂系统的运行与演化需要和则与谐则两套机制作为主导。和则是个体和群体的观念与行为在系统中“合意”地嵌入,而谐则是物的要素在系统中“合理”地投入、组合与利用[10]。和则致力于发展系统内个体与跨组织的共处与合作,以此应对环境不确定性和削减人的不确定性;谐则致力于在既定约束目标下进行要素化与最优化管理,以在确定性环境中寻优精确模型[11]。和谐管理的核心理念在于,和则与谐则在系统中围绕和谐主题产生互动,生成系统运行的整体规则,主导系统在动态演进过程中产生解决问题和达成目标的方案;而和谐主题在系统与动态环境互动中发生漂移,使系统产生进化,让系统发展具有可持续方向和动力[8]。
根据和谐管理理论分析企业开放式创新情境问题可知,和谐主题是实现创新绩效最大化的多重组织目标,包括投入结构合理、创新流程优化、制度设计科学以及创新领导有效等。当创新处于不同阶段以及面向不同内外部环境条件时,其和谐主题会发生变化。在这些可能的和谐主题中,有些关乎物的合理投入,有些关乎人的合意嵌入,因此受和则与谐则机制的耦合性主导[12]。当技术与市场环境相对稳定时,企业实施开放式创新的主要目标是整合和优化资源组合,从而提高创新活动投入产出效率;而当技术与市场环境变得动荡时,企业实施开放式创新的主要目标则是分散风险和寻找潜在机会,让创新系统演化为一种信息平台、文化窗口甚至风险投资组合。在稳定环境中,谐则发挥更大作用;在不确定性环境中,和则机制被激发,人与人、人与组织、组织与组织的互利共荣成为企业生存与发展的新常态。开放式创新理念与和则机制有着内在逻辑一致性和相互契合性,逻辑一致性表现为两者均是致力于降低环境不确定性带来的风险,开放式创新主要降低外部技术环境造成的不确定性,而和则机制则是为提高企业内部确定性,这种差异造就两者之间的互补性;相互契合性表现为开放式创新通过引入开放理念降低外部环境风险,同时提高内部组织管理的复杂性与冲突性,因此开放式创新系统更需要和则机制的保驾护航。在和则机制的作用下,开放式创新系统中的企业与其合作者能够更好地维护协同关系,建设信任文化,协调创新目标,平衡共同利益,减少组织内部冲突及跨组织冲突,最大程度地共享、整合和利用各方资源,实现共赢共荣。逻辑一致性让和则机制与开放式创新具备理念融合的基础,相互契合性让和则机制发展成为开放式创新系统的重要内容。因此,本文将和则机制嵌入开放式创新理论,利用和则理念提升企业开放式创新系统环境适应能力和绩效实现能力。
系统和谐的基础是开放,开放度是开放式创新系统实现高绩效的前提,封闭式系统会因为资源与能量耗竭而走向消亡。企业与更多消费者、供应商、高校与科研院所、风投与金融机构在创新上产生合作,由合作关系所建构的创新网络能够为企业提供更多样化的智慧、更丰富的资源、更包容的市场以及更高效率的服务,进而能够提高创新成功概率[13]。而且,随着企业嵌入创新网络程度的加深,其从网络中获得有效资源的机会增多,信息搜索和资源整合成本也会随之下降。当开放式创新系统开放度较高时,系统内的利益关系就不再是零和博弈而是共生与多赢。不同企业和个体均能在开放式创新系统中获益,如分散风险和共享收益,这使得系统中多种主体之间能够形成更高信任和依赖,因此创新开放度提高有利于和则机制充分发挥作用,让系统中的组织文化趋于和睦。
企业开放式创新系统和则机制需要依靠协同力场和促协力场实现。在不确定性环境中,任何组织与个体都有可能抓住偶然的创新机会,也有可能随时面临创新失败风险。在不确定环境中生存的最佳策略是嵌入开放式创新网络,既分享因抓住机会而获得的创新效益,也分担因创新失败而带来的损失。个体与组织均依赖于系统而生存,只要整个创新系统未毁灭,深扎其中的个体与组织就拥有生存和发展的一定概率。因此,分享创新效益和包容创新失败风险是开放式创新系统内个体与个体、个体与组织以及组织与组织长时间共处共荣的要点。包容性文化,如低不确定性规避、低权力距离、集体主义、长期取向甚至女性主义能够增强个体与组织嵌入创新网络的广度和深度,提高和则机制发挥的效应,让开放式创新系统减少冲突和提高效能。
由于个体与组织自利性的存在,创新系统的开放性会产生额外的道德风险,或者放大个体与组织所要面对的风险。一方面,开放式创新是多主体之间共同投入、协同创新、共享产出的行动,这种公共属性不可避免地会滋生搭便车行为;另一方面,开放式创新使创新成果所有权更加难以界定,因此会衍生出更多侵权行为[14]。甚至,在协同创新过程中也有可能出现技术泄漏情况,让一些创新主体蒙受损失。由此,仅依靠信任关系和包容文化所建立的创新网络不具有发展的可持续性,开放式创新系统还需要有外在规则的约束,即需要促协力场发挥一定功能。在开放式创新情境中,促协力场的场源由知识产权保护政策承担。一方面,知识产权保护政策能够消除创新主体在开放式创新过程中分享技术知识的顾虑,激发其知识分享和协同创新意愿;另一方面,知识产权保护政策有利于创新主体明确协作关系与成果归属,为作出贡献的个体与组织获取应得收益提供保障。在开放式创新情境下,企业需要同时处理内部与外部的知识合作关系。其中,外部知识合作与协同创新权益由合作契约和法律政策提供保障,而内部知识分享、协作与权利界定则由组织开发的内部机制和制度提供保障。例如,华为建立“获取分享制”激励研发人员分享他们在贡献知识与劳动后的应得权益。不同企业在自身情境条件下会采取不同的制度举措,这种应需而生的制度本身也是和则精神的体现。
当企业开放度较低时,创新系统被分割成各组织、部门、团队的小系统,这些系统各自独立、相互封闭,跨组织知识交流与协同创新水平变低,包容性文化只能在组织内部起局部作用,无法激励产生系统和网络层面的和谐文化。同样,跨组织间因协作较少,相应冲突也会变少,知识产权保护政策在组织内部很难发挥强大作用。因此,在低开放度系统中,包容性文化与知识产权保护政策的作用只能被局部和有限发挥,而开放度提高则有利于放大协同力场和促协力场的作用。即开放式创新系统开放度能够与包容性文化、知识产权保护政策产生交互,让文化和政策等软因素在创新绩效实现过程中产生放大效应。综上所述,本文构建和则视角下企业通过开放式创新实现绩效提升的内在机理模型,如图1所示。
图1 和则视角下企业开放式创新绩效实现机理模型
Fig.1 Realization mechanism of firm open innovation performance from the He principle
创新开放度是衡量开放式创新强度的常用指标,其由Laursen等[15]提出,随后被大量用于测度企业通过开放式创新产生的绩效[16-17]。创新开放度是企业对外开展合作创新的程度,可从广度和深度两个维度进行考察。其中,广度是指企业在推进开放式创新过程中获得外部资源渠道的数量,深度是指企业从外部渠道中汲取知识与资源的频率和程度[15]。
创新开放度对企业实施开放式创新绩效具有以下影响:其一,从社会资本视角,高创新开放度能够增强个体与组织在社会网络中的信任与互惠,让企业在开展创新活动时获得更多外部资源支持[18]。其二,从知识搜索视角,高创新开放度能够支撑更具广度与深度的知识搜索,让企业获得更丰富的外部信息和异质性知识,帮助企业更好地制定创新战略和提升创新能力[19]。其三,从专业化分工视角,高创新开放度能够帮助企业找到更多专业化的外包对象和合作伙伴,在开放式创新过程中实现更细致和高效的分工与协作,进而提高开放式创新成功率[20]。当创新绩效以新产品产值形式反映时,就会表现为企业财务绩效。从上述3个方面,创新开放广度与深度均能对企业财务绩效产生积极影响,因为无论是广度还是深度都有利于增加社会资本、优化知识搜索、促进创新合作。
创新开放度能否正向作用于企业在资本市场的表现,取决于投资者的眼光与资本市场有效性。首先,在目前中国资本市场上,大多数投资者都专注于短线操作,他们更看重上市企业短期财务表现以及由此带来的即时收益[21]。缺乏战略眼光让很多投资者夸大了开放式创新风险,而且当企业依赖于外部资源开展创新合作时,有可能被误认为是因为自身创新资源与能力不足而作出的无奈选择。从逆向选择视角,也有更多缺乏资源与实力的中小企业倾向于选择开放式创新战略[22]。其次,资本市场定价机制能否准确反映企业开放式创新能力值得商榷。上市企业披露的信息包含企业自身拥有的研发人员与研发经费,因此企业封闭式研发努力能够被资本市场投资者所感知。与之不同,企业为开放式创新所作的努力无法在报表中披露,也难以准确量化其创新投入与风险,预期收益具有极大的不确定性,因此很容易被投资者忽视。最后,对开放式创新战略的披露会影响资本市场投资者对上市企业市场价值的判断。当上市企业大量披露其在开放式创新中所作的努力时,可能会引导投资者过分关注企业外向型合作产出,而相对轻视企业封闭式创新实力以及正常的财务绩效水平。事实上,已有多项成果证实上市企业财务绩效与市场表现具有脱钩效应[23-24],创新努力与市场绩效也可能呈负相关关系[25]。据此,本文提出如下假设:
H1：创新开放度与企业财务绩效显著正相关,而与市场绩效显著负相关。
开放、包容的创新环境有助于创新主体在创新生态系统中进行信息传递、知识交换和资源共享。已有学者探讨了文化环境在开放度与包容性两个维度上的共同作用机制及其交互性[26-27]。企业包容性文化由员工共同享有的价值观、行为举止、假设和信念组成,可以满足其独特性和归属感需求[28]。包容性文化重视和倡导多样性,在包容性文化氛围中,个体被信任,权利被尊重,安全感得到保障。Nishii[29]认为包容性文化包括雇佣公平、差异整合和决策兼容3个维度;Hofstede[30]提出包容性文化可从男性—女性偏向、强—弱不确定性规避、高—低权力距离、个人主义—集体主义以及短期—长期取向5个维度考察。
包容性文化与创新开放度在开放式创新绩效实现过程中的交互性体现在5个方面:其一,女性更易于建立信任与合作关系,性别均衡更易于引入多样性思维和资源,这意味着包容性文化能够强化创新开放度对创新绩效的积极影响。Adams等[31]发现,以女性作为董事会成员的企业更倾向于选择开放式创新战略。其二,集体主义更加强调个体奉献和整体协作,这有利于缓解因开放而产生的利益冲突,提升创新开放度对创新绩效的积极影响;刘婷和张海雪[32]发现,相较于西方文化,在中国文化背景下企业创新开放度与创新绩效具有更显著的相关性。其三,当组织不确定性规避处于较弱水平时,企业会更加具有外向性和冒险精神,通过开放式创新获得的经济效益也越大。阎春等(2020)证实了不确定性规避和集体主义对创新开放度和创新绩效关系具有调节作用。其四,开放式创新系统中低权力距离意味着更加平等的关系和更加友爱的互助,有利于组织与个人增进协同创新意愿,进而提升企业开放式创新绩效。易凌峰等[33]验证了低权力距离对创新绩效具有显著正向影响以及开放环境中跨文化互动的调节效应。其五,长期取向有利于组织和个体认可开放式创新战略,增强彼此的包容与信任,促进更大规模和更深度的知识共享与创新合作,引导组织加大投入增强吸收能力,促使企业更好地吸收外部异质性资源并转化为高水平创新绩效和财务业绩(唐宜红等,2019)。由此,组织层面的包容性文化涵盖女性主义、弱不确定性规避、低权力距离、集体主义和长期取向5个维度。
然而,包容性文化与创新开放度的交互作用不一定会显著影响上市企业市场绩效。首先,包容性文化的5个维度具有内隐性特征,上市企业文化包容性不会有明显的信息披露,大多数投资者很难观察到企业文化包容度以及判断其对企业绩效的积极影响。其次,组织文化具有很好的包容性不代表资本市场投资者会具有同等的包容性。研究表明,资本市场中大部分机构投资者对上市企业技术并购失败、创新决策失误以及大规模创新投入信息极为敏感,很容易对市场绩效形成负向反馈[34]。最后,资本市场中的短期投资者一般不认可包容性文化带来的潜在长期效益,很难为包容性文化创造的内在价值提供溢价。据此,本文提出如下假设:
H2：包容性文化能够显著正向调节创新开放度与企业财务绩效的关系,但对企业市场绩效的调节效应不显著。
知识产权保护政策是政府从法律和制度层面为组织与个人的知识资源、技术成果、所获收益提供独占性保护措施,以增强组织与个人抵抗开放式创新带来的风险,规避技术剽窃、成果泄露以及产权难以确定等问题[35]。一方面,知识产权保护政策可以加强核心技术知识保护,避免知识流失与溢出,确保技术知识带来的核心地位与竞争优势。基于这些地位和优势,组织能够从市场上获取比竞争对手更好的利润表现;另一方面,知识产权保护政策能够消除组织开展开放式创新的顾虑,提升组织参与协作创新的积极性。知识产权保护政策能够约束创新主体的不当行为,为合作创新提供法律保障。知识产权保护政策还能限制竞争对手的模仿和复制行为,降低合作风险,提高创新开放度,促进企业财务绩效提升。
知识产权保护政策与创新开放度在上市企业市场绩效实现过程中不会产生显著的交互效应,这是因为:其一,知识产权保护政策具有区域性和外部性,资本市场投资者不会为企业作出的私有性努力提供额外的溢价。其二,知识产权保护政策作用于保护组织利益而非增进组织获利能力,投资者通常不会认可因知识产权保护政策带来的价值增值。据此,本文提出如下假设:
H3：知识产权保护政策能够显著正向调节创新开放度与企业财务绩效的关系,但对企业市场绩效的调节效应不显著。
在创新开放度对企业财务绩效影响路径上,起激励作用的包容性文化和起约束作用的知识产权保护政策的调节效应存在一定异质性。包容性文化旨在让已经获得开放度加持的组织与个人减少创新失败顾虑,增强创新意愿,提升创新协作水平,因此与之发生交互的主要是创新开放深度。与之不同,知识产权保护政策不会过度约束那些已经产生信任关系和开展深度合作的组织,重点是干预那些企图通过广撒网而搭便车或通过浅合作而不当得利的组织与个人行为。因此,与之交互的主要是创新开放广度。据此,本文提出如下假设:
H4：相较于创新开放广度,包容性文化对创新开放深度作用于企业财务绩效的调节效应更显著;相较于创新开放深度,知识产权保护政策对创新开放广度作用于企业财务绩效的调节效应更显著。
高技术企业创新活跃度更高,更适合作为研究对象。因此,本研究结合国家统计局发布的《高技术产业(制造业)》《上市公司行业分类指引》,选取医药制造业,计算机、通信和其它电子设备制造业,化学原料及化学制品制造业,仪器仪表制造业,铁路船舶、航空航天和其它运输设备制造业5个行业作为样本来源。进而,从中选取沪深A股上市公司作为研究对象,设定时间窗口为2012-2021年进行数据收集。本文样本筛选遵循以下原则:第一,上述两种行业分类标准存在差异,国家统计局认为高技术产业(制造业)是指R&D投入强度较高的制造行业,根据近3年高技术产业R&D投入强度均值(分别为2.39%、2.67%、2.71%),从行业中选取近3年R&D投入强度不小于当年行业均值的上市公司。第二,剔除可能存在财务数据异常的样本,包括ST、*ST和PT类公司以及在2021年前已经退市的公司。第三,剔除信息披露不完整、财务数据缺失过多的上市公司。经过筛选,共收集得到662家上市企业90 221个年观测值。数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库、“壹专利”检索分析数据库、WinGo文本数据库、和讯网以及国家知识产权局网站。对样本中个别年份缺失数据,用近两年或者3年数据的均值替代。为避免极值的影响,对连续变量进行1%和99%分位缩尾处理。本研究运用Stata 17.0软件和Excel 2016对数据进行处理与分析。
(1)因变量:企业绩效(EP,Enterprise Performance)。本研究将企业绩效划分为财务绩效(FP,Financial Performance)和市场绩效(MP,Market Performance)两个维度。其中,财务绩效关注现期财务目标实现情况,如销售额、市场份额、盈利水平等。市场绩效反映上市企业在资本市场的表现,是企业未来发展潜力在当期的折现。本研究借鉴郭晓川等[36]的做法,分别用营业总收入、托宾Q值测量上市企业财务绩效和市场绩效,其中营业总收入取对数,变量数据来源于国泰安数据库。
(2)自变量:创新开放度(IO,Innovation Openness)。将创新开放度划分为创新开放广度(BIO,Breadth of Innovation Openness)和深度(DIO,Depth of Innovation Openness)两个维度测量。采集上市企业与外部组织联合申请专利数据,用联合申请专利的合作组织数量表征创新开放广度;创新开放深度用上市企业与合作组织联合申请专利的平均项数表示,即联合申请专利总数除以合作组织数量(贾西猛等,2022)。相较于外观设计专利,发明专利和实用新型专利更能体现企业创新能力,因此本研究仅考察发明专利和实用新型专利[37],变量数据来源于“壹专利”检索分析数据库,创新开放广度和深度取自然对数。
(3)调节变量:包容性文化(IC,Inclusive Culture)。借鉴Hofstede[30]构建的文化框架,从女性偏向、弱不确定性规避、低权力距离、集体主义和长期取向5个维度测量。①女性偏向采用管理层女性占比测量,女性管理者人数越多,说明企业性别歧视越低,对女性的包容度越高;②权力距离是员工感知权力和接受权力的差异程度,权力距离越大,说明组织监管人员越多,采用高管人数与员工人数的比值表示权力距离[38];③不确定性规避是指企业对风险的接受程度,研究表明,管理层平均年龄越大,越倾向于回避风险(曾德明等,2016),用管理层平均年龄表征不确定规避;④集体主义用企业对员工承担相应责任的程度刻画,选取和讯网社会责任指数分指标员工责任评分测量[39];⑤长期取向以未来为发展导向,要求管理者具有战略前瞻性,借鉴卢任等[40]的做法,采用前瞻性相关词频占年报总词频的比例度量。其中,权力距离和不确定性规避为逆向指标,对其方向进行调整,用于测量低权力距离和弱不确定性规避。女性偏向、不确定性规避、权力距离数据来自于国泰安数据库,集体主义数据来自于和讯网,长期取向数据来自于WinGo财经文本数据平台。运用熵权法计算各维度权重,分别为女性偏向(0.259)、低权力距离(0.116)、弱不确定性规避(0.194)、集体主义(0.179)和未来取向(0.252),然后通过加权平均方式得到包容性文化变量数据。尽管不少学者将Hofstede的国家与民族文化框架引入企业文化测量,但其效度很少得到量化验证[41-43]。考虑到5个维度之间相互独立,满足形成型量表的属性特征,故本研究使用Smart PLS工具对包容性文化效度进行检验,发现方差膨胀因子、外部权重和外部模型载荷等参数满足效度要求,证实了包容性文化建构框架及其合成方法的有效性。
(4)调节变量:知识产权保护政策(IPP,Intellectual Property Protection)。根据上市公司注册地址判断企业所处地区(城市与省份)的知识产权保护政策水平。首先,借鉴陈永昌等[37]的做法,若注册地被评选为知识产权示范城市,则将变量赋值为1,否则为0。知识产权示范城市工作自2012年起,截至2019年已评选出6批共64个国家知识产权示范城市。有学者指出从省级政府层面衡量企业外部环境对知识产权的保护力度,如行政执法和司法保护等[44-45]。其次,本文借鉴马晓飞和杜中文[46]的做法,引入上市公司注册地所在省份未侵权率(=1-专利侵权立案数/专利授权数)对知识产权保护政策进行测量。现有研究将未侵权率设为衡量知识产权保护政策力度的正向指标[44-45],因为假设所有侵权行为都应该按照法律规定给予立案,立案数比例越低说明当地知识产权未被侵权前就已被政策保护得很好。即不侵权得益于立法与政策保护,而侵权后立案保护则是司法效果。为此,以每年未侵权率的均值为标准,将不低于均值的省份赋值为1,否则为0。最后,将上述两步数值加和,得到0、1、2三种离散数据表征的变量值,用其度量上市企业受到的知识产权保护政策水平。国家知识产权示范城市名单来自于国家知识产权局。由于国泰安数据库对专利侵权立案数量只统计到2018年,因此2019-2021年各省市专利侵权纠纷数量根据国家知识产权局发布的专利侵权纠纷案件数量,采用人工方式整理。专利授权量来源于《中国科技统计年鉴》。上市企业注册地址信息来源于国泰安数据库,个别企业存在省份和城市信息不匹配的情况,结合巨潮资讯网公司介绍核对确认。
(5)控制变量。结合现有研究[36,47],选取企业规模(Size)、成立时间(Age)、 财务杠杆(FL,Financial Leverage)和企业成长性(Grow)作为控制变量。其中,企业规模用总资产测量,取对数;成立时间用当年年份减成立年份测量,取自然对数;财务杠杆用资产负债率测量;企业成长性用净利润增长率测量。
本文变量数据通过Hausman检验,因此采用年份固定效应面板模型进行检验。为减少异方差的影响,在回归模型中采用异方差稳健标准误进行检验。
首先,引入控制变量,构建基准回归模型,其中Controls表示控制变量,Year表示控制年份,公式如下:
EPi,t=α1+β1∑Controlsi,t+∑Year+εi,t
(1)
然后,在基准回归模型的基础上分别引入创新开放广度和创新开放深度,测量两者对企业绩效的直接效应,公式如下:
EPi,t=α2+β2∑Controlsi,t+γ1IOi,t+∑Year+εi,t
(2)
为避免多重共线性问题,在模型(2)的基础上分别引入交互项“包容性文化×创新开放广度”和“包容性文化×创新开放深度”,检验包容性文化的调节效应,公式如下:
EPi,t=α3+β3∑Controlsi,t+γ2IOi,t+ξ1ICi,t+ζ1IOi,t×ICi,t+∑Year+εi,t
(3)
由于本研究采用面板数据进行回归分析,即便知识产权保护政策与其它变量跨越一个层次,也不适合引入跨层回归模型作参数估计。而且,从描述性分析中可知知识产权保护政策变量与解释变量、被解释变量相关系数较小且均不显著,不具备采用跨层次回归模型的必要性。此外,王霄等[48]采用省级层面知识产权保护水平作为调节变量,但在效应测量时同样未选用跨层回归模型。因此,本文引入交互项构建一般线性回归分析模型,用以检验知识产权保护政策的调节效应。
EPi,t=α4+β4∑Controlsi,t+γ3IOi,t+ξ2IPPi,t+ζ2IOi,t×IPPi,t+∑Year+εi,t
(4)
本文变量描述性统计结果如表1所示。从中可以看出,创新开放广度、深度均值分别为0.300和0.379,意味着平均一个联合申请专利有0.3个合作单位,与单个合作单位合作的平均次数为0.379次,说明大多数企业不经常与其它组织进行专利合作,开放式创新水平普遍偏低。包容性文化、知识产权保护政策均值分别为0.443和1.238,分别处于中偏低和中偏高水平。从财务绩效和市场绩效均值与标准差看,上市企业财务绩效普遍较好,且绩效水平差距较小,但市场绩效普遍较弱,且企业间绩效水平差距较大。除控制变量企业成长性变异系数(标准差与均值之比)较大以外,其它变量变异系数较小,且大部分变量标准差均较小,基本满足方差齐性条件。从相关系数看,创新开放广度和深度相关系数较大,均超过0.7,为避免共线性影响,本研究未将两者纳入同一模型。其它变量间相关系数处于中等水平,且比较显著,构成进行显著性检验的基础。创新开放广度和深度与企业财务绩效显著正相关,与企业市场绩效显著负相关,初步为研究假设H1提供了证据。两个调节变量与因变量之间基本存在显著相关关系,而与自变量之间的相关关系较弱或不显著,大致符合模型设定预期。4个控制变量与两个因变量之间存在显著相关关系,说明控制变量设置有效。此外,对变量进行方差膨胀因子检验发现,方差膨胀因子均不高于2,因此模型不存在严重的多重共线性问题。
表1 描述性统计结果
Table 1 Descriptive analysis results
变量 统计量均值标准差相关系数23456789101Size0.270.170.04∗∗∗0.26∗∗∗-0.010.15∗∗∗0.12∗∗∗-0.02∗0.05∗∗∗0.35∗∗∗-0.25∗∗∗2 Age2.870.320.15∗∗∗-0.020.08∗∗∗0.04∗∗∗0.07∗∗∗0.06∗∗∗-0.10∗∗∗-0.05∗∗∗3 FL9.420.410.020.25∗∗∗0.16∗∗∗0.020.010.40∗∗∗-0.28∗∗∗4 Grow0.014.050.00-0.000.00-0.010.04∗∗0.04∗∗∗5 BIO0.300.540.75∗∗∗0.03∗0.010.26∗∗∗-0.07∗∗∗6 DIO0.380.740.03∗0.04∗∗∗0.21∗∗∗-0.04∗∗∗7 IC0.440.100.12∗∗∗0.010.03∗8 IPP1.240.68-0.020.02∗9 FP8.660.74-0.15∗∗∗10 MP3.472.20
注:***表示p<0.01,**表示p<0.05,*表示p<0.10,下同
表2是创新开放度对企业绩效的直接效应分析结果。由M2和M3可知,创新开放广度和深度对企业财务绩效的回归系数均显著为正;M6结果显示,创新开放深度与市场绩效显著负相关;由M5可知,创新开放深度与市场绩效的关系虽然不显著,但回归系数为负,因此假设H1通过检验,表明创新开放广度和深度作用于企业绩效具有异质性。由M5和M6自变量回归系数显著性水平较弱可以看出,创新开放度对企业市场绩效没有很高的预测力,这可以从M5、M6和M4的R2的微小差异进行验证。
表2 直接效应分析结果
Table 2 Results of direct effect analysis
变量 M1M2M3M4M5M6BIO0.033∗∗∗-0.022DIO0.027∗∗∗-0.022∗Size0.211∗∗∗0.210∗∗∗0.210∗∗∗-0.069∗∗-0.068∗∗-0.069∗∗Age0.0360.0320.028-0.107-0.104-0.100FL0.339∗∗∗0.336∗∗∗0.337∗∗∗-0.139∗∗∗-0.137∗∗∗-0.138∗∗∗Grow0.0040.0050.0050.022∗∗0.022∗∗0.022∗∗YearYesYesYesYesYesYesConstant0.362∗∗∗0.364∗∗∗0.359∗∗∗-0.437∗∗∗-0.438∗∗∗-0.434∗∗∗N4 6224 6224 6224 8884 8884 888R20.1610.1630.1630.3000.3010.301r2_a0.1590.1610.1600.2990.2990.299
注:所有模型的F test均为0,下同;模型M1-M3的因变量为FP,模型M4-M6的因变量为MP;Constant为截距项
表3为包容性文化与知识产权保护政策的调节效应分析结果。模型M8显示,包容性文化显著正向调节创新开放深度与企业财务绩效之间的关系;模型M11显示,知识产权保护政策显著正向调节创新开放广度与企业财务绩效之间的关系;两个调节变量均未显著增强创新开放广度和深度对企业市场绩效的影响。由此,假设H2和H3得到验证。比较M7和M8的回归分析结果可知,在企业财务绩效实现路径上,包容性文化能够显著调节创新开放深度,而对创新开放广度的调节效应不显著且系数较弱;类似地,比较M11和M12的回归结果可知,在企业财务绩效实现路径上,知识产权保护政策能够显著调节创新开放广度,而对创新开放深度的调节效应不显著。由此,假设H4得到验证。
表3 调节效应检验结果
Table 3 Results of moderating effect analysis
变量M7M8M9M10变量M11M12M13M14IC0.0140.0140.0170.017IPP-0.029-0.028-0.019-0.020BIO0.033∗∗∗-0.022BIO0.0050.001BIO×IC0.0040.003BIO×IPP0.022∗-0.019DIO0.026∗∗∗-0.022∗DIO0.004-0.003DIO×IC0.015∗∗0.004DIO×IPP0.017-0.016Size0.210∗∗∗0.210∗∗∗-0.068∗-0.068∗∗Size0.210∗∗∗0.210∗∗∗-0.068∗∗-0.068∗∗Age0.0290.023-0.107-0.104Age0.0310.026-0.105-0.100FL0.336∗∗∗0.336∗∗∗-0.137∗∗∗-0.138∗∗∗FL0.337∗∗∗0.338∗∗∗-0.137∗∗∗-0.137∗∗∗Grow0.0050.0040.022∗∗0.022∗∗Grow0.0050.0050.021∗∗0.021∗∗Constant0.366∗∗∗0.360∗∗∗-0.435∗∗∗-0.433∗∗∗Constant0.397∗∗∗0.392∗∗∗-0.414∗∗∗-0.409∗∗∗N4 6224 6224 8884 888N4 6224 6224 8884 888R20.1630.1640.3010.301R20.1640.1640.3010.301YearYesYesYesYesYearYesYesYesYesr2_a0.1610.1610.2990.299r2_a0.1610.1610.2990.299
注:模型M7、M8、M11、M12的因变量为FP;模型M9、M10、M13、M14的因变量为MP
借鉴Moser &Voena[49]以及李春涛等[50]的做法,分别通过控制年份与行业交互项以及更换回归模型标准误两种方法进行稳健性检验。在原模型基础上控制不可观察的随时间变化的行业特征,可减少遗漏变量带来的偏误。将异方差稳健标准误更换为聚类到上市企业层面的稳健标准误,可减少估计方法差异带来的结果偏差。表4与表2研究结果基本一致,说明创新开放度对企业绩效产生直接效应的研究结论具有稳健性。
表4 直接效应稳健性检验结果
Table 4 Robustness test results of direct effects
变量 年份-行业固定效应模型M15M16M17M18更换回归模型标准误M19M20M21M22BIO0.034∗∗∗-0.0200.033∗∗∗-0.022DIO0.028∗∗∗-0.022∗0.027∗∗∗-0.022∗Constant-0.011-0.007-0.232∗∗∗-0.235∗∗∗0.364∗∗∗0.359∗∗∗-0.438∗∗∗-0.434∗∗∗控制项YesYesYesYesYesYesYesYesN4 6224 6224 8884 8884 6224 6224 8884 888R20.1700.1690.3250.3250.1630.1630.3010.301r2_a0.1610.1600.3180.3180.1610.1600.2990.299
注:控制项包括控制变量和控制年份—行业交互项等;模型M15、M16、M19、M20的因变量为FP;模型M17、M18、M21、M22的因变量为MP
进一步,从产权和管理者背景两个角度开展直接效应异质性分析,主要基于以下考虑:其一,国有企业和非国有企业在开展开放式创新活动上存在异质性,因此在创新开放度和包容性文化建设方面可能存在较大差异。其二,根据高阶梯队理论,在受教育背景、从业背景上有不同经历的管理者对于接受和选择开放式创新战略的程度不同。本研究主要考察管理层的海外背景。表5展示了直接效应异质性分析结果。由表中Panel A可知,创新开放度(包括广度和深度)在非国有企业对企业绩效具有显著影响,创新开放度正向影响企业财务绩效,负向影响企业市场绩效,再次证实了假设H1。然而,在国有企业,创新开放度对企业财务绩效与市场绩效的作用效果不显著,这与假设H1完全不符。这说明,在中国文化背景下,国有企业绩效实现路径较少依赖于开放式创新,而非国有企业在自有资源缺乏情况下,其财务绩效与市场绩效更加依赖于创新开放度。可见,开放式创新战略更适合于非国有企业。由表中Panel B可知,在管理层有海外背景和没有海外背景的企业中,创新开放度会不同程度地对企业绩效产生影响,且正向作用于财务绩效而负向作用于市场绩效,这与研究假设H1一致。比较管理层有海外背景和没有海外背景企业的回归系数可知,在管理层有海外背景的上市企业中,创新开放度对企业绩效的影响更显著,而在管理层没有海外背景的企业中显著性水平降低。可见,管理层海外背景会对上市企业选择开放式创新战略产生积极影响,且这种影响会延续到企业绩效提升。
表5 直接效应异质性分析结果
Table 5 Heterogeneity analysis results of direct effects
变量国有企业FPM23M24MPM25M26非国有企业FPM27M28MPM29M30BIO0.0290.0030.026∗∗-0.057∗∗∗DIO-0.031∗-0.0160.028∗∗∗-0.031∗Constant-0.080∗∗∗0.057∗∗∗-0.234∗∗∗-0.236∗∗∗0.029∗∗∗0.028∗∗∗0.057∗∗∗0.057∗∗∗控制变量YesYesYesYesYesYesYesYesN1 1073 6751 2131 2133 5153 5153 6753 675R20.2100.0390.0290.0300.1020.1030.0400.039r2_a0.067 -0.131-0.130-0.130-0.065-0.064-0.129-0.131变量有海外背景FPM31M32MPM33M34没有海外背景FPM35M36MPM37M38BIO0.028∗∗-0.054∗∗∗0.034∗-0.027DIO0.028∗∗-0.0290.027-0.042∗Constant0.020∗∗0.020∗∗0.051∗∗∗0.050∗∗∗-0.061∗∗∗-0.061∗∗∗-0.139∗∗∗-0.138∗∗∗控制变量YesYesYesYesYesYesYesYesN2 9362 9363 0863 0861 6861 6861 8021 802R20.0960.0960.0400.0380.1370.1360.0690.070r2_a-0.106-0.106-0.165-0.167-0.130-0.131-0.204-0.202
随着信息技术不断发展,封闭式创新很难满足企业创新所需资源,开放式创新才是企业谋求外向型创新驱动持续发展的主要途径。虽然现有文献对开放式创新进行了积极探讨,但缺乏开放式创新哲学逻辑研究成果,使得预测企业开放式创新绩效缺乏底层逻辑。本研究引入和谐管理理论中的和则机制,探究基于协同力场与促协力场的开放式创新系统运行机理,将创新开放度、包容性文化、知识产权保护政策纳入同一分析框架,开发开放式创新绩效实现路径理论模型,基于2012-2021年中国A股高技术制造业上市公司数据进行实证分析,得出以下结论:①创新开放度对企业绩效具有显著影响,但影响机制具有异质性,创新开放深度和广度对企业财务绩效具有正向影响,但对市场绩效起抑制作用;②包容性文化会强化创新开放深度对企业财务绩效的正向作用,知识产权保护政策会强化创新开放广度对企业财务绩效的正向作用,两者未显著调节创新开放度对企业市场绩效的影响;③创新开放度对企业绩效的作用机制在非国有企业有效,而在国有企业失效;类似地,创新开放度对企业绩效的作用机制在管理者有海外背景的企业中强有效,而在管理者无海外背景的企业中弱有效。
在和谐管理理论和则视角下探究开放式创新对企业财务绩效和市场绩效的影响,诠释包容性文化和知识产权保护政策对企业绩效提升的增强效应。本文理论框架有助于指引企业在开放式创新情境下实现短期目标与长期目标的双重追求以及对实现独特性和合法性的平衡。根据上述研究结论,本文得到如下4点启示:第一,开放式创新战略适合追求财务绩效目标的企业,不适合追求市场绩效目标的企业。第二,包容性文化与知识产权保护政策的作用机制存在异质性,两者并非替代关系而是互补关系,这意味着企业在实施开放式创新战略时应同时抓好包容性文化建设和知识产权保护策略。第三,开放式创新战略适合非国有企业,而不适合国有企业。第四,相较于管理层没有海外背景的企业,开放式创新战略更容易被管理层有海外背景的企业所采纳且在绩效实现机制中更容易生效。
本文学术贡献主要体现在以下3个方面:其一,将和谐管理理论引入,为开放式创新绩效实现路径赋予了底层逻辑,深化了开放式创新理论研究。其二,将创新开放度、包容性文化、知识产权保护政策、企业绩效纳入同一分析框架,构建一个融协同力场和促协力场于一体的研究框架,诠释企业开放式创新绩效实现路径。其三,对创新开放度、企业绩效维度进行分解,从不同维度分析创新开放度对企业绩效影响机制的异质性,深化了对企业开放式创新绩效实现路径复杂性的认知。
根据上述研究结论和启示,本文提出通过实施开放式创新战略提升企业财务绩效的4点建议:首先,从创新开放深度和广度两个方面加强创新开放度建设,积极融入行业开放式创新系统网络。其次,加强包容性文化建设,创造独特且包容开放的组织文化氛围,激活员工主动性和创造性,如适当增加女性管理者与员工比例、倡导集体主义和长期取向、建立扁平化组织、降低管理层平均年龄等。再次,在开放式创新过程中树立知识产权保护意识,加强知识产权保护规章制度建设,合理合法得到知识产权保护政策支持,在开放式竞争环境中维护与获得合法权益。最后,积极优化管理层背景结构,适当引入有海外背景的人才进入高管团队。
本研究存在一定局限性:①研究样本为高技术制造企业,研究结论在推向非知识密集型企业时需谨慎;②未深入研究创新开放度对企业绩效的影响机制,缺乏一些可能非常重要的中介变量,如知识共享能力、知识吸收能力等;③对创新开放广度和深度的测量较为粗糙,对不同合作类型组织缺乏差异性分析;④重点考虑和则机制,事实上谐则机制的作用也不可或缺。未来可从样本拓展、框架优化、测度方法改进以及理论拓展等方面进行深入研究。
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