The Impact of Strategic Alliances on Enterprises' Core Technology Innovation in Key Fields:Dual Perspectives of Patient Capital and Management Myopia

Chen Shuyun, Dai Jirong, Zhang Shoulei

(School of Economics and Business Administration, Central China Normal University, Wuhan 430079, China)

Abstract：In the context of global technological competition, supply chain realignments, and the rapid rise of modern industrial systems, core technologies in key fields have emerged as a crucial driver for scientific progress and a key to achieving national self-reliance in science and technology. These technologies hold significant strategic and economic value. Facing a complex external environment, enterprises need to innovate in core technologies to gain and expand competitive advantages. However, independent innovation often involves high costs, elevated risks, and long development cycles. Therefore, cooperation among enterprises, governments, and research institutions is essential. Strategic alliances, which enable enterprises to pool resources, mitigate risks, and leverage complementary capabilities, have become a vital mechanism for addressing capability gaps and fostering sustainable competitive advantages. This collaborative approach has consequently become an increasingly vital mechanism for enterprises to achieve the innovation of core technologies in key fields.

In order to investigate the impact of strategic alliances on the innovation of core technologies in key fields, this study collects the strategic alliance announcements issued by Chinese A-share listed companies from 2009 to 2023, and uses relevant financial and patent data to conduct empirical tests. It employs the dual fixed effect model to analyze the potential impact of strategic alliance cooperation on the innovation of core technologies in key fields. Then ,by building on the strategic gap theory, the study reveals the transmission path of strategic alliance to promote the innovation of core technologies in key fields by attracting patient capital and restraining managerial myopia.Finally, it comprehensively examines the impact of different conditions and types of strategic alliances on the innovation of core technologies in key fields, which is helpful to further understand the relationship between them.

The conclusions are as follows: Firstly, the participation of enterprises in strategic alliance is conducive to promoting the improvement of the innovation of core technologies in key fields, and this conclusion still holds after the endogeneity test and the robustness test. Secondly, attracting patient capital and restraining managerial myopia are the mechanisms of strategic alliance to promote the innovation of core technologies in key fields. From the external perspective, strategic alliance is conducive to attracting patient capital, easing the financing constraints, and promoting the innovation of core technologies in key fields; from the internal perspective, strategic alliance can restrain the managerial myopia, optimize the innovation decision, and promote the innovation of core technologies. Thirdly, when considering the influence of other factors, the role of strategic alliances in promoting innovation of core technologies within key fields becomes more nuanced. From an external perspective, strategic alliances formed by enterprises that place a strong emphasis on cooperative culture and have a top management team with a high proportion of academic background demonstrate a more pronounced effect in driving such innovation. Internally, equity-based strategic alliances, as well as those with universities, research institutions, and enterprises as cooperative partners, exhibit a more significant impact on fostering innovation of core technologies in key areas.

This study enriches the literature in the field of strategic alliance and core technologies in key fields, and provides theoretical basis and empirical evidence support for enterprises to participate in strategic alliances to achieve the innovation of core technologies in key fields. Enterprises are advised to actively engage in strategic alliances to boost the innovation of core technologies in key fields. Internally, they should leverage strategic alliances to attract patient capital, securing financial backing for technological innovation. Externally, through collaboration within strategic alliances, they can mitigate managerial myopia, enhance tolerance for innovation failures, and foster a stable environment for innovation. Government departments should incentivize enterprises to engage in strategic alliances, increase financial investment in strategic alliances, establish special funds to guide patient capital toward the innovation of core technologies in key fields, and create a favorable policy environment for the sustainable development of strategic alliances through policy guidance and legal safeguards. In this way, the significant role of strategic alliances in promoting the innovation of core technologies in key fields can be fully realized.

Key Words：Strategic Alliance; Core Technologies in Key Fields; Patient Capital

收稿日期：2025-01-08

修回日期：2025-04-18

作者简介：陈淑云(1972-),女,山西襄汾人,华中师范大学经济与工商管理学院副院长、教授、博士生导师,研究方向为城市经济、房地产经济;戴季容(1994-),女,四川绵阳人,华中师范大学经济与工商管理学院博士研究生,研究方向为城市经济、经济统计;张守磊(1997-),男,山东日照人,华中师范大学经济与工商管理学院博士研究生,研究方向为企业经济、城市经济。

通讯作者：张守磊。

DOI：10.6049/kjjbydc.D32025010525

开放科学(资源服务)标识码(OSID)：

中图分类号：F273.1

文献标识码：A

文章编号：1001-7348(2026)03-0078-12

0 引言

党的十八大以来,党中央坚持把科技创新摆在我国现代化建设全局的核心地位,加快推进高水平科技自立自强,实现了科技创新从技术追赶向前沿创新转变,我国成功进入创新型国家行列。随着全球化竞争、技术变革与贸易摩擦不断加剧,以美国为首的西方国家构筑“小院高墙”,加速推进产业链供应链“去中国化”以遏制中国经济发展。面对复杂严峻的外部环境,企业开展关键核心技术创新既是增强竞争优势的重要支撑,也是破解发展难题的有效策略。2018年5月,习近平总书记在中国科学院第十九次院士大会、中国工程院第十四次院士大会上强调,“关键核心技术是要不来、买不来、讨不来的。只有把关键核心技术掌握在自己手中,才能从根本上保障国家经济安全、国防安全和其他安全”[1]。党的二十大报告提出“集聚力量进行原创性引领性科技攻关,坚决打赢关键核心技术攻坚战”。在国际科技竞争白热化与产业链供应链布局重构,国内现代化产业体系建设进入快车道与新质生产力加速形成的时代背景下,关键核心技术已经成为抢占科技竞争和未来发展制高点的决定性力量。

关键核心技术创新具有资本密集、风险密集、知识密集特征,企业开展关键核心技术创新面临着投资大、风险高和周期长等挑战[2]。因此,越来越多的企业将战略联盟作为攻关关键核心技术的重要手段之一。2009年2月,科技部等六部门联合发布《关于推动产业技术创新战略联盟构建的指导意见》,鼓励建立产业技术创新战略联盟。2022年8月,科技部、财政部联合印发《企业技术创新能力提升行动方案(2022—2023年)》,提出“引导企业加强关键核心技术攻关”,“支持中央企业、民营科技领军企业聚焦国家重大需求,牵头组建体系化、任务型创新联合体”。战略联盟是指两个或多个经济实体为达到共同战略目标,通过协议达成资源共享、风险共担的长期合作关系,有利于创新主体实现优势互补,有效整合科技创新资源。已有研究主要从交易成本理论、知识溢出理论、资源依赖理论、战略行为理论等视角对其进行分析[3-4]。从理论上看,战略联盟对企业创新具有正向促进作用。一方面,战略联盟能够拓展企业资源要素获取渠道和边界,增强企业创新活动中的异质性资源支持;另一方面,战略联盟有利于消除创新中的“孤岛现象”,降低单个企业创新过程中的不确定性风险。

在新质生产力加速形成与发展的时代背景下,企业参与战略联盟合作能否促进关键核心技术创新?企业参与战略联盟合作通过哪些渠道对关键核心技术创新产生影响?哪类战略联盟更有利于推动关键核心技术创新?为回答上述问题,本文采用2009—2023年A股上市公司相关数据进行实证分析,探究战略联盟参与对企业关键核心技术创新的影响及作用机制,并在此基础上进一步分析不同条件下战略联盟合作对关键核心技术创新的影响效果。

1 文献综述

1.1 战略联盟

从研究内容看,已有战略联盟研究主要可分为以下两类:

(1)战略联盟治理。战略联盟治理是指对联盟成员行为、职责、利益进行管理、协调、控制的机制,主要包括基于交易成本理论的契约治理机制和基于关系交换理论的关系治理机制[5]。选择合适的治理机制有助于战略联盟有效克服成员的机会主义和利己主义,是联盟成功运营的关键因素[6]。治理机制的有效性受到多方面因素影响,例如联盟伙伴特征、联盟成员行为与外部环境的不确定性、联盟成员间的竞合关系等(彭珍珍等,2020)。相较于使用单一治理机制的联盟,联合使用契约治理机制与关系治理机制的联盟能够创造更高的绩效[7]。

(2)战略联盟的影响。从经营绩效看,企业参与战略联盟能够提高自身绩效与竞争实力,带来显著的市场价值增长[8],上述影响在新创企业中更为显著[9]。从创新能力看,战略联盟能够提高联盟成员研发强度和创新产出(黄勃等,2022)。组建技术战略联盟是企业提高技术创新效率、实现突破式创新的重要渠道之一[10-11]。尽管战略联盟是知识和技术转移的有效途径,但基于合作契约的战略联盟在本质上是不稳定的组织形式,可能会出现双边机会主义或“搭便车”行为,不利于合作创新[12]。从公司治理看,战略联盟能够强化联盟内外部监督,有利于提升公司治理水平[13],减少财务欺诈行为[14]。从企业风险看,战略联盟通过降低企业代理成本和运营成本提高企业风险承担水平。同时,企业在参与战略联盟时也会通过多种方式进行风险管理和分散[15]。尽管战略联盟对企业具有正面影响,但战略联盟本身存在失败风险,例如联盟成员对目标理解不一致、管理体制不完善、联盟伙伴多样性、非对称信息与道德风险等问题[16],有可能增加企业风险。

1.2 关键核心技术创新

现有关键核心技术创新相关研究主要集中在内涵和实现路径方面。关键核心技术是指在特定历史时期、特定行业中处于核心地位,在产业链中起决定性作用的技术,具有研发投入高、研发周期长、技术知识复杂、先发主体垄断等特征(胡旭博和原长弘,2022)。与一般技术创新不同,关键核心技术创新的技术复杂性和知识融合度更高,具有较高的战略价值和经济价值[17]。企业通过关键核心技术创新能够强化竞争优势,提升市场竞争力。相关研究提出,促进企业关键核心技术创新的措施主要包括政府政策和体制机制改革(李维维等,2021)、基础技术科学研究发展(胡登峰等,2022)、政府基金引导以及加快创新型城市建设等[18-19]。

总体来看,已有文献分别对战略联盟和关键核心技术创新进行了丰富的研究,为本文奠定了理论基础,但仍存在以下不足:第一,已有战略联盟与创新研究主要关注企业一般性创新行为,对关键核心技术创新行为研究不足。关键核心技术创新具有较高的技术复杂性和战略价值,对企业长期发展和国家科技竞争力具有重要意义。因此,本文重点探讨战略联盟对关键核心技术创新的影响,以期拓展这一研究边界。第二,已有文献主要关注由政府主导的关键核心技术实现路径,强调政府政策、体制机制改革、政府基金引导等政府行为的重要性,对企业自身创新行为和合作模式关注不足。本文从企业间合作关系视角出发,实证检验战略联盟这一企业合作形式对关键核心技术创新的影响,以期丰富关键核心技术实现路径相关研究。

2 理论分析与研究假设

关键核心技术创新是企业提高自身核心竞争力,向国际价值链中高端环节攀升的必经之路。关键核心技术知识高度密集且体系结构复杂,创新过程充满不确定性,这使得企业在进行关键核心技术攻关时面临诸多难题。战略缺口理论认为,企业在发展中完全依靠自有资源、能力所取得的业绩与目标之间存在“战略缺口”,战略联盟合作是填平“缺口”的重要手段之一。从资金投入视角看,在面对高风险创新项目时,企业通常对资金投入持更为谨慎的态度。关键核心技术具有研发周期长、风险高的特点,企业担心创新失败导致资金损失,因而在资金投入决策上趋于保守,使得关键核心技术攻关面临资金投入不足问题。从管理层视角看,依据委托—代理理论,由于信息不对称和利益不一致,管理者(代理人)可能会为了自身利益而偏离股东(委托人)利益。关键核心技术具有垄断性和战略性特点,创新行动存在高度不确定性和风险,而企业管理者往往同时面临股东、市场的短期利润压力以及绩效考核压力,技术创新激励机制不足,为确保稳定的现金流和短期业绩,管理者在决策时更偏向低风险的常规投资项目,从而导致管理层短视问题出现(蔡卫星等,2019)。

企业通过战略联盟合作实现关键技术创新成为其破解关键核心技术创新制约的可行路径,如图1所示。具体来说,企业参与战略联盟有利于形成技术和市场的双重优势,不仅可以受到耐心资本青睐,而且能够通过知识溢出和交流互动在一定程度上促使企业管理者转变战略思维,抑制管理层短视,有利于推动企业关键核心技术创新。

(1)吸引耐心资本。耐心资本主要来自银行部门和机构投资者,对风险具有较高的容忍度,能够跨越经济周期波动[20]。相较于传统资本,耐心资本更注重长期战略目标和可持续发展,具有更重视长期回报、更关注成长潜力、把握前沿创新趋势等特征,通常愿意投入较多时间和资源支持企业创新发展,是支持企业关键核心技术攻关的理想资金。一方面,企业在引入耐心资本后能够获得直接资金支持,缓解融资约束,增加创新投入,为关键核心技术攻关提供持续资金支持[21]。另一方面,在投入过程中,耐心资本通常会帮助企业实现更高效的资源配置,优化研发资源使用,提高创新资源利用效率(王满四和王旭东,2020)。

(2)抑制管理层短视。管理层短视行为通常表现为企业管理者过分聚焦于短期财务绩效增长和股价迅速攀升,而忽略企业长期发展和战略规划。管理层短视行为会降低企业研发投入,影响企业创新决策[22]。企业参与战略联盟有利于抑制管理层短视,进而推动关键核心技术创新。首先,作为异质性知识的集合体,战略联盟可为管理层获取更多关键核心技术知识、资源提供平台和机会[23]。同时,联盟成员间频繁沟通、交流能够加深管理层对关键核心技术重要性的理解和认识。其次,在战略联盟中,企业与合作伙伴会制定共同长期目标和发展愿景,促使管理层关注长期创新和发展,并进一步形成长期战略视角,减少短视行为。最后,战略联盟能够有效降低合作双方信息不对称程度,加强对合作伙伴行为的监督,确保各方履行各自责任和义务。上述机制和外部压力促使管理层更加审慎地进行决策,重视创新过程的透明性和长期效果。基于以上分析,本文提出如下假设:

H1:企业参与战略联盟能够促进关键核心技术创新。

H2a:企业参与战略联盟有利于吸引耐心资本,进而促进关键核心技术创新;

H2b:企业参与战略联盟有利于抑制管理层短视,进而促进关键核心技术创新。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

2009年2月,科技部等六部门联合发布《关于推动产业技术创新战略联盟构建的指导意见》。中国战略联盟逐渐兴起,上市公司参与战略联盟数量大幅增加。因此,本文将2009年作为样本窗口期起始点,以2009—2023年A股上市公司作为研究对象并进行如下处理:①剔除金融类公司样本;②剔除被特殊处理(ST、*ST以及PT)、退市以及资不抵债的公司样本;③剔除主要研究变量数据缺失的公司样本;④为消除极端值的影响,对所有连续性变量进行上下1%的缩尾处理。实证样本中,财务数据、公司治理数据来自国泰安(CSMAR)数据库和中国研究数据服务平台(CNRDS),专利IPC分类信息来自国家知识产权局。战略联盟数据来源于巨潮资讯网,根据上市公司公开披露的联盟公告,通过整理得到战略联盟合作期限、对象、内容以及方式等信息。为准确反映战略联盟参与情况,本文剔除合作终止、合作解除、停止实施的战略联盟,得到2 122家公司参与的6 647个战略联盟,研究样本包括39 318个观测值。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量

本文被解释变量是关键核心技术创新(KCT)。已有文献中,企业关键核心技术创新度量方法主要是指标体系法和专利识别法,本文参考姜中裕[19]的研究,采用专利识别法对企业关键核心技术创新进行度量。具体过程如下:第一,识别关键领域。战略性新兴产业建立在重大前沿科技、颠覆性科技创新的基础上,代表未来发展的新方向,对经济社会发展具有全局带动作用。因此,基于《战略性新兴产业分类与国际专利分类参照关系表(2021)(试行)》,将九大战略性新兴产业领域视为关键领域。如果企业某项专利分类号与参照表所列范畴相匹配,则将其视为关键领域专利。第二,度量专利质量。参考张杰和郑文平[24]的研究,以企业专利知识宽度衡量专利质量,具体计算方法为各项专利分类号中各大组分类所占比重的平方和取倒数。第三,识别关键核心专利。基于样本企业所拥有的全部关键领域专利,筛选出专利质量居行业当年前10%的专利,将其视为该企业关键核心专利。第四,度量企业关键核心技术创新水平。根据识别出的样本企业关键核心专利,计算每年其专利质量的均值,并以该均值加1取自然对数表示企业关键核心技术创新水平。

3.2.2 核心解释变量

借鉴Bodnaruk(2013)的做法,使用企业参与战略联盟的程度(Alliance)作为解释变量,具体度量方式为将企业当年参与战略联盟数量的总和加1取自然对数[13]。战略联盟具有合作期限,对于在战略联盟公告中已披露合作期限的战略联盟,设置相应的联盟有效期,即相应有效期内认为战略联盟始终存在;对于未披露合作期限的战略联盟,借鉴已有研究的做法,将联盟有效期设为3年。

3.2.3 控制变量

参考已有研究,本文控制变量选取及定义如表1所示。

3.3 模型构建

为检验企业参与战略联盟对关键核心技术创新的影响,本文构建基准回归模型如下:

KCTit=β0+β1Allianceit+∑nβnControlsit+Firmi+Yeart+εit

(1)

其中,KCTit表示公司i在t年的关键核心技术创新水平,Allianceit表示公司i在t年的战略联盟参与程度,Controlsit表示本文控制变量。Firmi、Yeart分别表示个体固定效应和年度固定效应,εit表示随机干扰项。为减少异方差的影响,本文在回归过程中进行个体层面的聚类稳健标准误处理。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

表2报告了主要变量描述性统计结果。通过专利识别法计算得到企业关键核心技术创新水平(KCT)的均值为0.097,中位数为0,标准差为0.153,最小值为0,最大值为0.956,说明各样本企业关键核心技术创新水平存在较大差异。战略联盟程度(Alliance)的均值为0.204,中位数为0,说明样本企业战略联盟参与意愿差别较大。

表3报告了主要变量间的Pearson相关系数。战略联盟程度(Alliance)与企业关键核心技术创新水平(KCT)显著正相关,初步说明企业参与战略联盟对关键核心技术创新具有正向影响。变量间相关性系数绝对值均小于0.5,方差膨胀因子检验结果显示,各变量VIF的最大值为1.92,平均值为1.36,均小于临界值5,说明本文所构建的回归模型不存在严重的多重共线性问题。

4.2 基准回归结果分析

表4报告了战略联盟参与程度影响关键核心技术创新的基准回归结果。其中,列(1)为解释变量与被解释变量间的直接回归结果;列(2)为仅控制公司特征变量的回归结果;列(3)(4)分别为控制公司特征变量和个体固定效应、控制公司特征变量与年度固定效应的回归结果;列(5)为同时控制公司特征变量、个体固定效应和年度固定效应的回归结果。结果显示,在不同模型设定条件下,战略联盟参与程度的系数均在1%水平上显著为正,说明企业参与战略联盟对关键核心技术创新具有显著推动作用,研究假设H1成立。

4.3 内生性检验

关键核心技术创新过程往往需要大量资源投入,仅凭企业内部资源难以满足,可能倒逼企业开展战略联盟合作。为缓解此类反向因果关系带来的内生性问题,本文分别采用商帮文化、距海岸线距离、自然灾害作为工具变量重新进行回归。具体变量构建如下:第一,商帮文化。商帮兴盛于明清时期,是建立在地缘基础上、商人们结伴经商的合作组织,与现代社会企业战略联盟的作用相似。商帮文化作为地区商业传统被延续下来,早期商帮文化会对未来商业合作倾向产生重要影响,满足工具变量的相关性。本文将企业注册地300km内“十大商帮”的发源地数量作为工具变量,发源地数量越多,意味着当地受商帮文化影响越大[25]。第二,距海岸线距离。自改革开放以来,我国贯彻沿海地区优先发展并带动内陆地区的发展思路,沿海地区商业发展要明显优于内陆地区。这意味着地区与海岸线距离越近,商业发展水平越高,商业合作倾向可能越强,满足工具变量的相关性。本文使用企业注册地所在省份与海岸线距离的倒数作为工具变量。第三,自然灾害。已有研究指出,自然灾害强化了人们共同应对挑战的努力,自然灾害中的救援与互助增强了人们之间的相互信任。社会信任程度越高,市场主体间自发合作倾向越强,企业达成战略联盟合作的可能性越高。因此,本文使用自然灾害发生次数作为战略联盟参与程度的工具变量。考虑到商帮文化、距海岸线距离均为不随时间变化的截面数据,参考黄勃等(2022)的研究,将同行业其它企业上一年参与战略联盟的比例与范围内商帮文化发源地数量、距海岸线距离倒数和自然灾害发生次数的交乘项作为战略联盟参与程度的工具变量(记为IV1、IV2和IV3)。上述变量均属于历史变量或自然地理变量,满足工具变量对外生性的要求。

表5报告了基于工具变量法的回归结果。列(1)(3)(5)分别为上述工具变量的第一阶段回归结果,各工具变量的回归系数均在1%水平上显著为正,验证了工具变量与内生变量间的相关性。各工具变量的LM统计量和Wald F统计量均显著拒绝原假设,通过不可识别检验和弱工具变量检验,进一步证明了工具变量的适用性。列(2)(4)(6)分别为上述工具变量的第二阶段回归结果,战略联盟参与程度(Alliance)的回归系数仍然显著为正。这表明在考虑内生性问题后,企业参与战略联盟有利于推动关键核心技术创新的结论仍然成立。

4.4 稳健性检验

4.4.1 更换被解释变量

为验证企业关键核心技术创新指标的合理性以及基准回归结果的可靠性,本文采用两种方法更换被解释变量:一是从专利质量角度出发,使用专利引用数量代替知识宽度度量企业在关键领域的核心专利质量,生成新的被解释变量KCT_cite;二是从专利数量角度出发,使用企业每年在关键领域中核心专利的数量加1取对数衡量企业关键核心技术创新绩效,生成新的被解释变量KCT_num,回归结果分别如表6列(1)(2)所示。结果显示,战略联盟参与程度的回归系数分别在10%、1%水平上显著为正,证明本文基准结论稳健可靠。

4.4.2 剔除特殊年份样本

考虑到2015年股市异常波动以及2020年新冠疫情对企业的冲击,为避免因不可抗因素带来的观测误差,剔除2015、2020年企业样本进行稳健性检验,回归结果如表6列(3)所示。结果显示,剔除样本后的回归结果与原结果不存在显著差异,说明企业参与战略联盟有利于推动关键核心技术创新的结论仍然成立。

4.4.3 更换模型

考虑到被解释变量存在较多零值,而泊松伪极大似然(PPML)估计方法在处理较多零值样本时可得到一致估计的优点,因而本文采用PPML模型对基准结论进行再检验,结果如表6列(4)所示。结果显示,PPML与OLS估计结果在显著性、方向上一致,由此验证了结果的稳健性。

4.4.4 加入交互固定效应

考虑到时间趋势在不同城市、行业间的异质性,本文分别引入城市—年度交互固定效应和行业—年度交互固定效应进行稳健性检验,以控制随时间变化的城市层面、行业层面特征因素。表6列(5)～(7)分别为只加入城市—年度交互固定效应、只加入行业—年度固定效应、同时加入城市—年度交互固定效应和行业—年度交互固定效应的回归结果。结果显示,战略联盟参与程度对关键核心技术创新具有正向影响,结论与前文一致。

5 机制检验与进一步分析

5.1 作用机制检验

在前文分析和回归结果的基础上,本文进一步检验战略联盟参与程度促进关键核心技术创新的作用机制。参考江艇(2022)的研究,从吸引耐心资本和抑制管理层短视两个方面,分析企业参与战略联盟促进关键核心技术创新的机制,并构建回归模型(2)进行检验。

Mechanismit=α0+α1Allianceit+∑nαnControlsit+Firmi+Yeart+εit

(2)

其中,Mechanism表示机制变量,包括耐心资本和管理层短视的代理变量;其它变量符号含义与模型(1)中的变量符号含义一致。

5.1.1 吸引耐心资本

本文从两个角度衡量耐心资本:一是战略型股权(Equity)。战略型股权通常由机构投资者持有,其特点是长期持股并深度参与公司治理。借鉴Yan&Zhang[26]的计算方法,根据机构流动率计算长期机构投资者持股比例作为战略型股权的代理变量。二是关系型债务(Rdebt)。关系型债务通常以银行融资为主,对企业创新活动有显著积极治理效果[27]。参考吴旻佳等(2022)的研究方法,将银行长期贷款总额占总债务(银行贷款、应付债券和应付票据)的比重作为关系型债务的代理变量[21]。按照模型(2)分别进行回归,以检验参与战略联盟对耐心资本的影响。

表7列(1)(2)为上述实证检验的结果。无论是采用战略型股权占比还是采用关系型债务占比对耐心资本进行度量,战略联盟参与程度的系数均显著为正,说明企业参与战略联盟合作有利于吸引耐心资本。企业技术创新活动离不开耐心资本深度参与,结合上述实证结果可知,企业参与战略联盟合作有利于吸引机构长期投资和银行长期贷款等耐心资本,进而促进关键核心技术创新。由此,本文假设H2a成立。

5.1.2 抑制管理层短视

本文分别通过财务数据计算和文本词频统计两种方法度量管理层短视:一是根据财务数据计算。参考虞义华等(2018)的研究,直接以企业当前短期投资额与期初企业总资产之比(Myopia_Asset)作为企业管理层短视程度的代理变量。二是根据文本词频统计。参考胡楠等(2021)的研究,根据“短期视域”词集词汇总词频占上市公司年报MD&A(管理层讨论与分析)总词频的比例(Myopia_Word)衡量管理层短视程度。将以上两种方法计算得到的管理层短视程度代理指标代入模型(2)分别进行回归,以检验参与战略联盟对管理层短视程度的影响。

表7列(3)(4)为上述实证检验结果。无论是通过财务数据计算还是通过文本词频统计得到的管理层短视程度,对应的战略联盟参与程度回归系数均在5%水平上显著为负,这表明企业参与战略联盟有利于抑制管理层短视。由于关键核心技术创新是存在高风险的长期过程,管理层短视并不利于企业开展关键核心技术创新。综上可知,企业参与战略联盟能够抑制管理层短视,进而促进关键核心技术创新。由此,本文假设H2b成立。

5.2 进一步分析

5.2.1 企业合作文化的影响

企业文化是在企业长期发展过程中形成的精神财富,具有鲜明的企业特色,能够直接影响企业决策和行为方式[28]。从企业合作文化对企业外部的影响看,如果企业强调合作文化,企业将更愿意与外部机构开展合作。因此,分析企业合作文化如何影响战略联盟对关键核心技术创新的影响,参考陈晓珊[29]的方法,利用上市公司年报MD&A中与合作文化相关的关键词,统计其出现的总频数以衡量该公司对合作文化的重视程度,根据总频数是否大于中位数将样本分为企业合作文化重视程度高低两组,并进行分组回归。

企业合作文化影响的分组回归结果如表8列(1)(2)所示。结果显示,在企业合作文化重视程度较高的样本组中,战略联盟参与程度的回归系数更大,且在1%水平上显著;在企业合作文化重视程度较低的样本组中,战略联盟参与程度的回归系数不显著。组间系数检验结果显著为正,说明分组回归系数在两组间存在显著差异。以上回归结果说明,企业合作文化显著增强企业参与战略联盟促进关键核心技术创新的效果。

5.2.2 高管团队学术背景的影响

高阶梯队理论认为,企业经营管理行为深受高管团队影响,高管的学术资本在企业合作和创新意愿与实践中具有重要影响。一方面,学者能作为自然人通过自身专业素养和知识储备帮助企业创新;另一方面,学者能作为社会人为企业打通知识资源渠道,帮助企业建立合作关系。为此,本文分析高管团队学术背景对战略联盟参与程度与关键核心技术创新关系的影响。参考周楷唐等[30]的研究,将从事过学术活动或取得过学术成果视为具有学术背景,并计算出当年上市公司中具有学术背景的高管人数占高管团队总人数的比例,根据高管团队学术背景比例是否大于中位数将样本分为高管团队学术背景比例高低两组。

表8列(3)(4)为高管团队学术背景影响的分组回归结果,战略联盟参与程度的回归系数均显著为正,且至少在10%水平上显著;相较于高管团队学术背景比例较低的样本组,在高管团队学术背景比例较高的样本组中回归系数更大。组间系数检验结果显著为正,说明分组回归系数在两组间存在显著差异。上述结果说明,无论高管团队学术背景比例高低,企业参与战略联盟均能促进关键核心技术创新;相对于高管团队学术背景比例较低的企业,高管团队学术背景比例较高的企业受益效果更大。

5.2.3 战略联盟合作对象的影响

从合作对象看,企业战略联盟合作对象主要为政府部门及事业单位、银行等金融机构、高校及研究机构、企业等组织。由于合作对象在资源禀赋、创新能力和研发经验丰富程度等方面有所不同,企业在与不同合作对象达成战略联盟合作后,对关键核心技术创新的影响效果可能存在显著差异[31]。为区分不同合作对象的影响,本文先将政府部门及事业单位、银行等金融机构、高校及研究机构、企业分别设置虚拟变量,依次记为Gov、Fin、Sch、Ent,再构建战略联盟参与程度与合作对象虚拟变量的交互项,在模型(1)的基础上引入交互项进行检验。考虑到部分企业同时与不同种类的合作对象缔结战略联盟关系,为准确识别出不同种类合作对象的影响,本文在回归时剔除此类样本。

表9报告了上述实证检验结果。列(1)表示剔除同时与不同种类合作对象缔结战略联盟关系的企业样本后的回归结果,核心解释变量的回归系数仍然显著为正,说明在剔除样本后企业参与战略联盟有利于推动关键核心技术创新的结论仍然成立。列(2)(3)分别为样本企业与政府部门及事业单位、银行等金融机构进行战略联盟合作的回归结果,交互项Gov×Alliance、Fin×Alliance的回归系数均不显著,说明企业与政府部门及事业单位、银行等金融机构进行战略联盟合作对关键核心技术创新不存在显著影响。原因如下:企业与政府部门及事业单位的合作效果会受到内外部多个因素的影响,如缺乏共同合作愿景、创新激励不足、缺乏信任等会导致合作效率低下,不利于关键核心技术创新。企业与银行等金融机构合作能够获得大量资金支持,但也导致企业“脱实向虚”风险加剧[32]。一方面,由于金融行业通常资本回报率较高,使得企业与金融机构达成合作后,倾向参与金融投资;另一方面,银行等金融机构的短回报周期要求与关键核心技术创新的长周期特性存在根本性冲突,为满足债权人收益预期,管理层往往削减高风险研发投入,这种“短贷长投”的期限错配会直接削弱创新持续性。列(4)(5)分别为样本企业与高校及研究机构、企业进行战略联盟合作的回归结果,交互项Sch×Alliance和Ent×Alliance的回归系数均显著为正,说明企业与高校及研究机构、企业进行战略联盟合作对关键核心技术创新的促进作用更加明显。

5.2.4 战略联盟设立方式的影响

Harrigan(1988)以“是否有股权参与”为标准,提出股权式战略联盟和契约式战略联盟两种联盟设立方式,其中股权式战略联盟是联盟企业作为股东共同创立的联盟,通常涉及股权参与,联盟拥有独立的管理权限;而契约式战略联盟则是联盟企业通过订立合作契约形成的联盟,不涉及股权参与,组织结构相对松散,在经营过程中合作各方保持相对独立。与契约式战略联盟相比,股权式战略联盟的组织结构更加紧密,能够加速知识、技术、信息等生产要素资源在联盟企业间流动,更有利于促进知识转移。为区分不同战略联盟设立方式的影响,本文根据战略联盟公告中的合作内容,设置“是否涉及股权参与”的虚拟变量Shares。当合作内容中涉及股权合作时,意味着该战略联盟为股权式战略联盟,Shares记为1,否则为契约式战略联盟,Shares记为0。先构建战略联盟参与程度与设立方式虚拟变量的交互项,再进行实证检验。本文剔除同时与不同种类合作对象缔结战略联盟关系的企业样本,回归结果如表10列(1)所示,交互项Shares×Alliance的回归系数在10%水平上显著为正,说明基于股权式合作设立的战略联盟对关键核心技术创新的推动作用更加显著。

5.2.5 企业战略联盟竞争关系的影响

战略联盟作为一种合作竞争组织,其内部成员之间存在一定程度的合作或竞争关系,而竞争关系的强弱会影响联盟成员资源方面的共享程度和研发方面的努力程度,进而影响关键核心技术研发。前文实证检验结果证明,政府部门及事业单位、银行等金融机构对关键核心技术创新的影响不显著。高校及研究机构的非营利性使其与企业几乎不存在竞争关系(龙小宁等,2023)。因此,本部分仅关注企业间战略联盟合作,在实证检验时剔除非企业战略联盟样本。根据迈克尔·波特(1980)提出的竞争战略理论,企业主营业务重合度是界定直接竞争关系的核心标准。因此,本文对战略联盟公告中的双方成员主营业务和主营产品进行比较,以判断战略联盟成员间是否存在市场竞争关系。如果战略联盟双方主营业务和主营产品存在重复,则视为存在市场竞争关系,反之亦然。设置“是否存在市场竞争关系”的虚拟变量Compete,在模型(1)的基础上引入虚拟变量Compete与解释变量Alliance的交互项,表10列(2)为实证检验回归结果。交互项Compete×Alliance的回归系数在1%水平上显著为负,说明企业间竞争关系会削弱战略联盟参与对关键核心技术创新的促进作用。

6 结论与启示

6.1 研究结论

本文采用2009—2023年A股上市公司相关数据进行实证分析,探究战略联盟参与对企业关键核心技术创新的影响及作用机制,在此基础上进一步分析不同情境下企业参与战略联盟合作对关键核心技术创新的影响效果,得出以下主要结论:

(1)企业参与战略联盟有利于促进关键核心技术创新水平提升,该结论在经过内生性检验和稳健性检验后仍然成立。

(2)企业参与战略联盟有利于吸引耐心资本、抑制管理层短视,进而促进关键核心技术创新。

(3)在其它因素影响下,战略联盟对关键核心技术创新的促进作用存在差异。从企业内部看,重视合作文化和高管团队学术背景比例较高的企业缔结战略联盟对关键核心技术创新的促进作用更显著。从联盟内部看,股权式战略联盟以及合作对象为高校及研究机构、企业的联盟对关键核心技术创新的推动作用更加显著;企业与合作对象存在市场竞争时会削弱战略联盟参与对关键核心技术创新的促进作用。

6.2 研究贡献

(1)已有研究大多聚焦于企业一般性创新行为,对关键核心技术创新的研究不足。近年来,学界对关键核心技术的关注度逐渐提升,但提出的实现路径大多以政府为主导。本文从战略联盟这一自组织合作形式切入,分析其对关键核心技术创新的潜在影响,有效弥补了既有文献的路径局限。

(2)不同于已有文献基于交易成本理论、知识溢出理论或资源依赖理论的解释范式,本文揭示了战略联盟通过吸引耐心资本缓解研发投入约束,并通过抑制管理层短视优化创新决策的传导路径。已有文献主要聚焦于战略联盟促进一般创新行为的作用机制(如缓解融资约束、促进知识溢出、促进要素流动等),对战略联盟促进关键核心技术创新的作用机制尚未作出充分解释。本文基于战略缺口理论,分别从外部融资和内部管理视角,揭示并验证了“战略联盟→耐心资本积累→关键核心技术创新”与“战略联盟→管理层认知调整→关键核心技术创新”两条作用机制路径,为鼓励企业参与战略联盟实现关键核心技术创新提供了理论基础和经验证据。

(3)本文分别探讨了不同情境下战略联盟对关键核心技术创新的影响差异,丰富了战略联盟影响效应相关研究。考虑到战略联盟能否发挥作用既会受到外部因素影响(如企业文化、高管团队),也会受到联盟内部特点影响(如联盟伙伴类型、设立方式、竞争关系),本文系统考察了战略联盟的异质性特征对关键核心技术创新的差异化影响,有助于进一步理解战略联盟与技术创新之间的关系。

6.3 实践启示

(1)企业参与战略联盟可提高关键核心技术创新能力,需根据自身实际情况选择合适的合作伙伴和联盟类型。在现代化产业体系与新质生产力加速形成的时代背景下,以战略联盟合作形式实现关键核心技术创新成为企业提高自身竞争力的重要路径。企业要积极参与战略联盟获取外部支持,充分发挥资源的协同效应。一方面,通过战略联盟合作加强对耐心资本的吸引力,利用耐心资本长期主义、价值投资的特征为关键核心技术创新提供持续资金保障;另一方面,通过战略联盟合作克服管理层短视倾向,提高对技术创新失败的容忍度,营造稳定的创新环境。不同类型战略联盟对关键核心技术创新的影响效应存在差异,当企业采用战略联盟合作方式实现关键核心技术创新时,需结合自身实际情况,构建包含企业文化氛围、学术资源禀赋、市场竞争关系等维度的合作对象评估机制,识别最优合作对象。企业可通过股权式合作深化合作关系,以便更好地发挥战略联盟对关键核心技术创新的积极效应。同时,要重点筛选与关键核心技术缺口相匹配的合作伙伴,主动对接高校及科研机构重点实验室,提前布局前沿技术联合攻关。

(2)鼓励企业开展战略联盟合作,为战略联盟持续发展营造有利的政策环境,充分发挥战略联盟对关键核心技术创新的促进作用。一方面,政府部门可以通过政策引导、法律保障等方式为企业搭建合作平台、构建合作机制,建立战略联盟数据库与信息共享机制,降低企业寻求合作伙伴的交易成本;另一方面,可提供政策优惠和提升审批速度等,出台专项财政补贴、研发费用加计扣除等差异化优惠政策,重点向参与战略联盟的企业倾斜,鼓励企业积极参与战略联盟合作。此外,加大对战略联盟的财政投入力度,并通过设立专项基金、风险补偿等方式引导耐心资本流入关键核心技术领域,从而为关键核心技术创新提供充足的资金保障。

6.4 研究局限与展望

本文存在以下不足:第一,对战略联盟特征的分析主要依赖上市公司公告披露的文本信息,对联盟契约中的隐性治理条款(如技术共享的排他性协议、争端解决的弹性机制、非正式信任关系)等信息存在识别盲区。未来可以借助自然语言处理技术(NLP)深入挖掘和分析联盟契约的约束力及灵活性,从协议条款角度探究战略联盟对关键核心技术创新的作用机制。第二,受限于数据可得性,结论在非上市企业情境中的普适性有待验证。上市公司通常具有较强的资源获取能力与规范的治理结构,其战略联盟运作逻辑可能显著区别于非上市公司主导的联盟形式,可能导致对企业战略联盟效力的估计有偏,未来可以基于非上市公司角度探究战略联盟合作对关键核心技术创新的影响。

参考文献：

[1] 习近平. 在中国科学院第十九次院士大会、中国工程院第十四次院士大会上的讲话[N].人民日报, 2018-05-29(02).

[2] 赖烽辉,李善民,王大中.企业融资约束下的政府研发补贴机制设计[J].经济研究,2021,56(11):48-66.

[3] DAS T K, TENG B S. A resource-based theory of strategic alliances[J].Journal of Management, 2000, 26(1): 31-61.

[4] ZHU D H, WESTPHAL J D. Structural power, corporate strategy, and performance[J].Strategic Management Journal, 2021, 42(3): 624-651.

[5] CAO Z, LUMINEAU F. Revisiting the interplay between contractual and relational governance: a qualitative and meta-analytic investigation[J].Journal of Operations Management, 2015, 33(1): 15-42.

[6] KRISHNAN R, GEYSKENS I, STEENKAMP J E M. The effectiveness of contractual and trust-based governance in strategic alliances under behavioral and environmental uncertainty[J].Strategic Management Journal, 2016, 37(12): 2521-2542.

[7] BOUNCKEN R B, CLAUSS T, FREDRICH V. Product innovation through coopetition in alliances: singular or plural governance[J].Industrial Marketing Management, 2016, 53(2): 77-90.

[8] 成程, 陈彦名, 黄勃. 战略联盟对中国企业国际化的影响研究——来自上市公司公告大数据文本分析的证据[J].国际贸易问题, 2022, 48(6): 159-174.

[9] 李巍, 谈丽艳, 张玉利. “借鸡生蛋” 还是“引狼入室”——新创企业战略联盟的效应机制研究[J].管理工程学报, 2022, 36(2): 1-10.

[10] CHEMMANUR T J, SHEN Y, XIE J. Innovation beyond firm boundaries: strategic alliances and corporate innovation[J].Journal of Corporate Finance, 2023, 80(3): 102418.

[11] 万鹏宇, 王弘钰, 汲海锋. 产业技术创新战略联盟中的突破式创新研究[J].经济纵横, 2020, 36(1): 96-105.

[12] LERNER J, MALMENDIER U. Contractibility and the design of research agreements[J].American Economic Review, 2010, 100(1): 214-246.

[13] BODNARUK A, MASSA M, SIMONOV A. Alliances and corporate governance[J].Journal of Financial Economics, 2013, 107(3): 671-693.

[14] YIU D W, WAN W P, XU Y H. Alternative governance and corporate financial fraud in transition economies: evidence from China[J].Journal of Management, 2019, 45(7): 2685-2720.

[15] 江旭, 杨薇. 双元学习、联盟管理实践转移与联盟成功[J].管理评论, 2021, 33(6): 213-223.

[16] 张华, 顾新. 战略联盟治理对企业突破性创新的影响机理研究[J].管理学报, 2022, 19(9): 1354-1362.

[17] 龚红, 李昌昊. 突破“卡脖子” 技术: 知识开发模式对企业关键核心技术及其衍生技术的影响[J].科技进步与对策, 2024, 41(1): 56-65.

[18] 吴超鹏, 严泽浩. 政府基金引导与企业核心技术突破: 机制与效应[J].经济研究, 2023, 58(6): 137-154.

[19] 姜中裕. 创新型城市建设与企业关键核心技术创新[J].当代财经, 2024, 45(4): 113-126.

[20] LIN J Y, WANG Y. The new structural economics: patient capital as a comparative advantage[J].Journal of Infrastructure, Policy and Development, 2017, 1(1): 4-23.

[21] 吴旻佳, 张普, 赵增耀. 耐心资本、创新投入对企业绩效的影响——基于中小板上市企业的数据[J].科学决策, 2022, 29(9): 55-72.

[22] BROCHET F, LOUMIOTI M, SERAFEIM G. Speaking of the short-term: disclosure horizon and managerial myopia[J].Review of Accounting Studies, 2015, 20(3): 1122-1163.

[23] 王稳华, 陆岷峰, 朱震. “数字中国” 背景下战略联盟与企业数字化转型——影响效应及驱动机制[J].科技进步与对策, 2024, 41(9): 13-23.

[24] 张杰, 郑文平. 创新追赶战略抑制了中国专利质量么[J].经济研究, 2018, 53(5): 28-41.

[25] DU X Q, WENG J Y, ZENG Q, et al. Culture, marketization, and owner-manager agency costs: a case of merchant guild culture in China[J].Journal of Business Ethics, 2017, 143(2): 353-386.

[26] YAN X M, ZHANG Z. Institutional investors and equity returns: are short-term institutions better informed[J].The Review of Financial Studies, 2009, 22(2): 893-924.

[27] DAVID P, O′BRIEN J P, YOSHIKAWA T. The implications of debt heterogeneity for R&D investment and firm performance[J].Academy of Management Journal, 2008, 51(1): 165-181.

[28] DANES S M, LEE J, STAFFORD K, et al. The effects of ethnicity, families and culture on entrepreneurial experience: an extension of sustainable family business theory[J].Journal of Developmental Entrepreneurship, 2008, 13(3): 229-268.

[29] 陈晓珊. 和为贵,谐为美: 数字化转型与企业合作文化[J].当代财经, 2024, 45(8): 85-99.

[30] 周楷唐, 麻志明, 吴联生. 高管学术经历与公司债务融资成本[J].经济研究, 2017, 52(7): 169-183.

[31] 尹航, 侯霁珊, 南金伶. 战略联盟伙伴选择、知识搜索与联盟创新绩效关系[J].科技进步与对策, 2021, 38(14): 108-115.

[32] 雷敬华, 邹远放, 黄勃, 等. 金企联盟可以提高企业经营绩效吗——来自上市公司与金融机构建立战略联盟的证据[J].经济理论与经济管理, 2023, 43(8): 58-71.

(责任编辑：张 悦)