共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的影响研究

张羽飞 原长弘 张树满

(1. 西安交通大学管理学院；

2. 浙江工商大学工商管理学院)

产学研深度融合是国家创新体系战略的新要求，实现产学研深度融合的关键是构建利益与价值共同体[1]。不同于普通产学研联盟，产学研创新联合体构建了成果共享、风险共担的利益融合机制[2]，能有效连接科技成果与市场需求，可解决以往产学研合作程度不深入、层次较低的问题，成为实现产学研深度融合的重要方式[3]。科技中小企业是科技创新和经济转型的主力军[3]，但受自身限制而时常陷入研发资金不足、创新资源缺乏的困境。以科技中小企业为主体整合大学、科研院所力量共建的创新联合体，有利于打破单一主体创新能力不足的困境，激发科技中小企业创新潜力，从而发挥推动关键核心技术突破、经济高速发展的重要作用。我国产学研实践走在理论之前，已涌现出一些科技中小企业与学研机构共建的产学研创新联合体。在此背景下，探究共建产学研创新联合体能否提高科技中小企业创新绩效具有重要的意义。此外，共建产学研创新联合体具有较强的外部性[2]，并受到外部制度环境的影响。我国正处于“新兴加转型”特殊情境，正式制度环境还不完善，非正式制度环境可能发挥重要的作用。因此，研究正式与非正式制度环境的调节作用，以及二者交互作用的联合调节作用，可全面剖析外部复杂制度环境对共建产学研创新联合体与企业创新绩效间关系的真实影响。

然而，国内产学研创新联合体相关研究刚刚起步，有限的相关文献主要关注创新联合体的内涵与意义[4,5]、组织模式与政策建议[1,4]、运行机制[1,2]、能力提升路径[6]等。具体而言：①产学研创新联合体的经验证据十分有限，尚缺乏其对企业绩效微观影响机制的研究，特别是尚未有研究探讨共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的作用；
②以往研究在剖析外部制度环境对产学研活动与企业绩效间关系的影响时，更多关注正式制度环境[7]，对非正式制度环境的探讨不足[8]，并对正式与非正式制度环境的交互作用缺乏探讨[9]，特别是未见研究专门探讨社会信任水平与政府创新资金支持的交互作用对产学研活动与企业绩效间关系的影响。

鉴于此，本研究提出以下两个研究问题：科技中小企业与大学、科研院所共建产学研创新联合体会对其创新绩效产生何种影响？外部制度环境在其中发挥了怎样的作用？基于2009～2018年中国创业板制造业上市企业数据，本研究拟通过多重固定效应线性模型、PSM-DID模型、负二项回归模型等一系列方法，实证检验研究假设并回答研究问题。

2.1 共建产学研创新联合体与科技中小企业创新绩效

产学研创新联合体是一种层次高、互动深的新型产学研深度融合模式[1,3]，是企业牵头与学研机构在集中自身优势资源的基础上，分别投入一定比例的创新资源，依照市场导向、股权分配、互利共赢，共同投资而建立的独立法人组织或研发、教学实体组织。创新联合体具有长期性、全面性、股权捆绑性等特征[2]，可有效融合各创新主体组织边界、融通创新链与产业链各环节[3]。本研究认为，科技中小企业与学研机构共建创新联合体能提高其创新绩效。

首先，产学研创新联合体是利益高度融合、战略目标契合的实体化利益共同体[10]。其内部通过一系列制度安排构建了利益融合机制，突破了关系契约下项目合作短期行为的局限性，提高了合作效率与效果。在产学研创新联合体中，知识与技术转移转变为组织内活动，各方为实现共同利益与目标会做出高水平承诺，带来较高创新资源共享与资金投入意愿，从而有利于资源禀赋匮乏的科技中小企业充分利用学研伙伴的创新资源优势，最终提高自身创新绩效。

其次，产学研创新联合体中，合作伙伴的组织管理相较于短期关系契约更加严格。其依照股权出资比例明确划分各方责任和义务，设有专门部门严格监督知识转移过程与伙伴行为[11]，能帮助合法性与话语权较低的科技中小企业及时参与和掌握学研伙伴行为、高效沟通交流，降低较长研发周期中机会主义行为与知识泄露风险。

再次，产学研创新联合体中构建了良好的沟通与运行机制，能帮助各方进行频繁且深入地互动，促进隐性知识的流动与溢出[12]，有利于科技中小企业充分获取对提高创新能力起关键作用的隐性知识，并更具针对性地进行显性知识的交流与传递[3]，从而最终提高企业创新绩效。

最后，与学研机构共建创新联合体，表明科技中小企业的创新能力得到合法性较高的学研机构的认可；
向外部释放信号，表明其为可靠的合作伙伴与具有市场竞争力的投资对象，从而增强了其原本匮乏的合法性。积极的信号可减轻外部资源持有者对企业质量的不确定性感知[13]，集聚外部高层次创新资源并带来融资机会，帮助科技中小企业获得更多人力、资金等资源，缓解融资约束，最终提升其创新绩效。据此，提出如下假设：

假设1科技中小企业与大学、科研院所共建产学研创新联合体有利于提高其创新绩效。

2.2 制度环境的调节作用

制度环境包含非正式与正式制度环境，其决定了区域内创新资源的质量与配置效率，能影响企业行为[8]。社会信任水平是市场经济的道德基础，是非正式制度最核心的构成要素[14]。政府创新资金支持是政府激励企业创新的一种政策手段[15]，是支持企业开展合作研发活动的重要正式制度环境。

(1)社会信任水平的调节作用社会信任水平是一个地区内社会成员对于其他成员可信程度的平均预期[14]，会对契约签订与执行、个体与企业行为等产生重要影响[16,17]。本研究认为，社会信任水平正向调节共建产学研创新联合体与科技中小企业创新绩效间的关系。

首先，较高社会信任水平可缓解管理者的短视问题，促进共建产学研创新联合体行为的产生。一方面，较高社会信任水平能带来严格的社会规范，如声誉和连坐机制，从而对管理者的自利行为产生制度压力，抑制其在创新决策中的风险规避倾向；
另一方面，较高社会信任水平能增强管理者与股东间的信任度，减少管理者的职业担忧，激励管理者长期导向的创新意愿与研发投入。此时，科技中小企业管理者倾向于加强与学研机构的深度合作、进行股权投资，进而增强共建产学研创新联合体对企业创新绩效的正向作用。

其次，较高社会信任水平可降低产学研创新联合体中的机会主义行为[17]，降低科技中小企业因较低合法性与话语权带来的风险，降低合作交易成本，从而保证产学研创新联合体中契约签订和执行效率。共建前，较高社会信任水平中的信息不对称程度低[18]，能降低欺骗的概率，减少企业信息搜集与协商成本，从而保障契约签订的高效性；
共建后，较高社会信任水平可通过约束产学研创新联合体中各方进行诚信合作行为，降低合作过程中的不确定性，减少资源融合与利用时的冲突，保障共建股权契约的有效实施。

最后，较高社会信任水平增强了社会成员间、组织间的信任，加速了信息共享与流动，增加创新资源分配的有效性，进而促进产学研联合体中创新资源与信息的有效传递及共享。较高社会信任水平一方面可强化产学研创新联合体中各方的信任关系，提升沟通效率，加快并提高合作研发的进度与成功率[17]；
另一方面，可使科研人员减少对智力成果被同行剥夺的担忧，愿意及时共享新知识和想法，提高产学研联合体中合作研发效率。此外，当社会信任水平较高时，管理层可根据研发部门的反馈及时调整、修改研发决策，在制度、资金等方面给予支持[14]，进而增强产学研创新联合体的价值创造能力。据此，提出如下假设：

假设2社会信任水平在共建产学研创新联合体与科技中小企业创新绩效间起正向调节作用。

(2)政府创新资金支持的调节作用政府创新资金支持是激励企业技术创新的政府管控政策手段，包含研发补贴、科技奖励等[19]，可有效缓解科技中小企业的融资约束。本研究认为，政府创新资金支持正向调节共建产学研创新联合体与科技中小企业创新绩效间的关系。

首先，共建产学研创新联合体需较大规模的持续研发投入，科技中小企业可能因此面临研发资金短缺的问题[3]，降低产学研创新联合体的运行效率。较高政府创新资金支持一方面可直接作为企业研发资金，保证企业持续稳定的创新支出[20]；
另一方面，可为企业提供具有丰富政府资源与较强创新能力的“政府背书”，帮助企业获得更多外部资金与优质资源[21]，有效缓解为保障产学研创新联合体高效运行的创新资源限制与融资约束[7]，进而增强共建产学研创新联合体对企业创新绩效的正向作用。

其次，较高政府创新资金支持可缓解企业短期的盈利压力[22]，提升企业进行高风险、高回报创新投资的意愿[23]，增强企业共建产学研创新联合体的动机。获得较多政府创新资金支持，意味着政府对企业的较高肯定，可增加企业对创新投资的信心，进而提高企业风险偏好，激励企业承担更具挑战性和创新性的产学研项目。此时，科技中小企业倾向于进行长期性、实体性的股权投资，与学研机构共建产学研创新联合体，积极推进前沿高质量探索式创新，从而有利于产学研创新联合体绩效提升作用的发挥。

最后，较高政府创新资金支持带来高水平的政府监管与制度保护，可有效降低合作中的不确定性与机会主义行为。政府提供创新资金支持的同时会制定相关制度，严格监督创新资金使用过程与资助项目的进展情况，规范被补助的合作创新活动，保护合作创新的成果。此时，未实现政府规定的目标可能会引起较为严重的后果，因此产学研创新联合体内各方会为实现共同目标做出共同努力，从而有效降低合作过程中的不确定性，提升运行效率，进而提高产学研创新联合体的价值创造能力。据此，提出如下假设：

假设3政府创新资金支持在共建产学研创新联合体与科技中小企业创新绩效间起正向调节作用。

(3)社会信任水平与政府创新资金支持的联合调节作用我国正处于“新兴加转型”的特殊制度环境，正式及非正式制度并非互相割裂、独立存在的[24]，且二者的交互作用可能会对企业行为产生更强的影响[25]。政府创新资金支持可带来政府支持，社会信任水平可带来利益相关者的支持[26]。本研究认为，社会信任水平与政府创新资金支持的交互作用会起到联合调节作用。

当政府创新资金支持水平较低时，不利于企业融资约束的缓解及高质量创新风险的降低，无法满足产学研创新联合体所需的持续创新投入，企业可能不会因获得政府创新资金支持而进行长期实体化股权投资。此时，较高社会信任水平可缓解管理者的短视问题[16]，减轻较低政府创新资金支持对共建产学研创新联合体动机的抑制，约束产学研各方进行诚信合作行为，降低合作不确定性与交易成本，从而在一定程度上弥补较低政府创新资金支持的不足。

当社会信任水平较低时，一方面不能为产学研创新联合体内各方提供稳定的心理预期，增加合作中的矛盾与机会主义行为，抑制股权契约的顺利签订和高效履行；
另一方面，还会导致科技中小企业面临更大的融资约束，有损产学研创新联合体的运行效率。此时，较高政府创新资金支持会带来大规模持续的创新资金流入，缓解较低社会信任水平带来的额外交易成本与更强的融资约束，并通过高水平的政府监管与制度保护，从而降低较低社会信任水平带来的额外合作冲突与机会主义行为[19]，进而促进产学研创新联合体正向作用的发挥。

当政府创新资金支持与社会信任水平均较高时，共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的积极影响最有效。较高政府创新资金支持可能导致补助错位、企业骗补等问题[15]，降低创新资源的配置效率，致使资金不能流入真正需要补助的科技中小企业。此时，较高社会信任水平可降低信息不对称程度，规范企业诚信行为，增加企业获取创新补助的机会，缓解创新补助配置失灵的问题，提升补助政策的实施效率。此外，较高政府创新资金支持可有效缓解较高社会信任水平引起的信任错位与过度信任问题。相反，当政府创新资金支持与社会信任水平均低时，企业无法获得政府与利益相关者的双重支持，难以保证产学研创新联合体提升创新绩效作用的发挥。据此，提出如下假设：

假设4社会信任水平与政府创新资金支持的交互作用在共建产学研创新联合体与科技中小企业创新绩效间起正向调节作用。

本研究构建的理论框架如下(见图1)。

3.1 样本选取与数据收集

本研究使用2009～2018年中国创业板制造业上市企业数据。在剔除ST、*ST和PT企业、相关变量缺失及上市不足3年的企业后，最终获得1 796条观测值。创业板制造业上市企业提供了较好的研究情境：创业板是现有二手数据研究中分析科技中小企业的主要对象[3]；
与其他行业相比，制造业上市企业普遍具有更加丰富的共建产学研创新联合体需求与实践，便于收集数据。

本研究数据来源多样：产学研创新联合体的数据来源于手工收集的企业产学研联盟信息数据库[27]，该数据库包含WIND数据库、新闻、企业官网与年报等公开资料中披露的产学研合作信息；
专利数据来源于CSMAR数据库与国家知识产权局数据库；
企业基本信息、各省区GDP数据来自于CSMAR数据库；
社会信任环境数据来自于《中国城市商业信用环境指数蓝皮书》。为避免极端值的影响，对所有连续变量进行1%双边缩尾处理。

3.2 变量测度

本研究各变量的测度如下。

(1)因变量创新绩效。遵循以往研究，选取企业发明专利申请数量加1的自然对数测度创新绩效，原因如下：专利数量具有一致性、客观性的优点，得到广泛使用[3,7]；
专利申请数量更能反映企业当期创新水平[27]；
发明专利申请是高层次创新，可更稳健地测度创新绩效[27]。本研究在稳健性检验中还使用企业创新效率测度创新绩效[22]。

(2)自变量共建产学研创新联合体。当企业在样本期内与学研机构共建产学研创新联合体(包含共建实体公司、创新/研究联合体、产教融合联合体等产学研创新联合体)时，变量赋值为1，否则为0。

(3)调节变量调节变量包括两个：①社会信任水平。遵循以往研究[16]，采用《中国城市商业信用环境指数(CEI)蓝皮书》中省份层面数据测度企业所在省份的社会信任水平。此外，稳健性检验中使用由《中国综合社会调查数据》计算得到的各地居民社会信任程度作为社会信任水平的代理变量[14]。②政府创新资金支持。借鉴以往研究[7]，使用企业获得的政府创新补助总额与总资产的比值测度政府创新资金支持。参考以往研究[22,23]，使用关键词检索法筛选企业年报中披露的政府补助项目明细，从而确定企业获得的创新补助金额。当补助明细包含与创新相关的关键词时(如研发、创新、科技、自主创新等)，计为创新补助[15]。

(4)控制变量借鉴以往研究[3,7,27,28]，本研究控制了企业、行业与地区层面相关变量，以尽可能控制影响企业创新绩效的各个因素，减少遗漏变量导致的内生性问题。此外，本研究进一步对年份、行业、地区固定效应进行了控制。

本研究各变量名称及测度见表1。

表1 主要变量及测度

3.3 模型设定与研究方法

本研究构建以下模型以检验研究假设：

INi,t=β0+β1IURi,t-1+β2TRi,t-1+β3IURi,t-1×

TRi,t-1+β4SUi,t-1+β5IUR×SUi,t-1+β6TRi,t-1×

SUi,t-1+β7IURi,t-1×TRi,t-1×SUi,t-1+β8CONi,t-1+

λY+λID+λRE+εi,t-1，

(1)

式中，INi,t为i企业第t年创新绩效；
IURi,t-1为i企业在第t-1年内是否与学研机构共建产学研创新联合体；
TRi,t-1和SUi,t-1分别为i企业所在地区第t-1年社会信任水平与政府创新资金支持；
β0为常数项；
β1～β8分别表示各个系数；
CONi,t-1为i企业第t-1年所有控制变量；
λY、λID、λRE分别为年度、行业、地区固定效应；
εi,t-1为随机误差项。本研究构建交乘项前对相关变量进行了中心化处理，以减轻多重共线性；
使用稳健标准误，以尽可能避免异方差影响；
考虑到创新产出的延迟性并降低反向因果问题，将所有解释变量滞后1期。

本研究使用多维固定效应线性回归模型(Stata 15.0中“reghdfe”命令)，尽可能减轻遗漏变量带来的偏误问题，并捕获不可观测的非时变因素，正确估算聚类稳健标准误[29]。在稳健性检验中，还使用倾向得分匹配双重差分(PSM-DID)模型、负二项回归模型等方法再次检验研究假设。

4.1 回归分析

各变量的描述性统计以及相关性分析结果见表2。由表2可知，共建产学研创新联合体与创新绩效在1%水平上显著正相关，初步支持假设1。此外，大多数控制变量与因变量显著相关，表明本研究控制变量的选取具有合理性。本研究还进行了VIF检验，结果显示全模型平均VIF值为1.341，最高为2.133，远低于阈值10，且各变量间相关系数均未超过0.5，表明模型不存在明显的多重共线性问题。

表2 描述性统计和相关系数(N=1 796)

本研究的多重固定效应线性回归结果见表3(所得结果均采用异方差稳健标准误进行校正)。由表3可知，基准模型1仅包含因变量及控制变量；
模型2在模型1的基础上加入自变量共建产学研创新联合体，以检验假设1；
模型3加入调节变量社会信任水平及其与自变量的交乘项，以检验假设2；
模型4加入调节变量政府创新资金支持及其与自变量的交乘项，以检验假设3；
模型5加入调节变量社会信任水平与政府创新资金支持的交乘项，及共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持3项交乘项，以检验假设4；
全模型模型6包含模型中所有变量。与基准模型1相比，模型2～模型6均具有更强解释力度，且模型6拟合度最佳(R2=0.332)。

表3 多重固定效应线性回归结果(N=1 796)

续表3

表3模型2中，共建产学研创新联合体的系数显著为正(b=0.329，p<0.01)，假设1得到验证。此外，模型3(b=0.347，p<0.01)、模型4(b=0.294，p<0.01)、模型5(b=0.289，p<0.01)、模型6(b=0.306，p<0.01)中自变量的系数均显著为正，进一步支持了假设1。模型3(b=0.022，p<0.01)与模型6(b=0.020，p<0.05)中，显著为正的自变量与社会信任水平交乘项的系数共同验证了假设2。模型4(b=0.125，p<0.1)与模型6(b=0.163，p<0.1)中，自变量和政府创新资金支持的交乘项系数显著为正，共同支持了假设3。模型5(b=0.027，p<0.05)与模型6(b=0.040，p<0.05)中，共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持的3项交乘项系数显著为正，共同验证了假设4。为清晰展示制度环境的调节作用，本研究绘制了社会信任水平与政府创新资金支持调节作用的示意图(分别见图2、图3)，以及二者交互作用对主效应的调节作用示意图(见图4)。其中，较差与较好制度环境分别为均值减去与加上一个标准差。由图2显示，在社会信任水平较高地区，共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的正向作用更强，与假设2一致；
图3显示，在政府创新资金支持较高地区，共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的正向作用显著增强，与假设3一致；
图4显示，在社会信任水平较高且政府创新资金支持较高的地区，共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的正向作用最强，与假设4一致。

4.2 稳健性检验

4.2.1样本选择偏误内生性检验

企业是否与学研机构共建产学研创新联合体并非完全外生的随机事件，往往是基于自身创新水平等因素进行“自选择”的结果[20]。因此，本研究使用倾向得分匹配双重差分方法(PSM-DID)对自选择行为导致的内生性进行修正。首先，对所有控制变量进行Logit回归，以得出每个企业共建产学研创新联合体的倾向得分值(PSM)，通过最近邻匹配法进行1∶3配对，得到倾向得分值最接近的配对样本，匹配后所有变量的标准化偏差均在5%内，且其T统计量均不显著；
其次，构造以下双重差分(DID)模型，对倾向得分匹配后样本进行回归：

INi,t=β0+β1IURi,t-1+β2IURi,t-1×AFi,t-1+

β3TRi,t-1+β4IURi,t-1×AFi,t-1×TRi,t-1+

β5SUi,t-1+β6IURi,t-1×AFi,t-1×SUi,t-1+

β7TRi,t-1×SUi,t-1+β8IURi,t-1×AFi,t-1×

TRi,t-1×SUi,t-1+β9CONi,t-1+λY+λID+

λRE+εi,t-1，

(2)

表4 PSM-DID检验结果(N=1 406)

式中，AF为标记年度的虚拟变量，当样本年度处于i企业共建产学研创新联合体之后(包括当年)取值为1，否则为0；
β9为系数。PSM-DID检验结果见表4。由表4可知，回归结果基本与前文保持一致：共建产学研创新联合体的系数显著为正(b=0.212，p<0.01)，支持了假设1；
自变量与调节变量社会信任水平交乘项的系数显著为正(b=0.015，p<0.1)，验证了假设2；
自变量与调节变量政府创新资金支持交乘项的系数显著为负(b=0.105，p<0.1)，验证了假设3；
共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持3项交乘项的回归系数为正，但不显著(b=0.054，p>0.1)，因此假设4未通过验证。

4.2.2其他稳健性检验

其他稳健性检验的结果见表5。由表5可知：①产学研活动往往需要更长时间来影响创新绩效，因此将所有解释变量分别滞后2期和3期，以尽可能减少内生性问题：稳健性检验模型1(b=0.379，p<0.01)和模型2(b=0.374，p<0.01)中自变量的系数显著为正，共同验证了假设1；
模型1(b=0.018，p<0.1)、模型2(b=0.023，p<0.05)中，自变量与社会信任水平交乘项的系数显著为正，支持了假设2；
模型1(b=0.275，p<0.01)、模型2(b=0.228，p<0.05)中，自变量与政府创新资金支持交乘项的系数均显著为正，共同支持了假设3；
模型1(b=0.034，p<0.05)、模型2(b=0.029，p<0.1)中，共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持3项交乘项的系数均显著为正，共同验证了假设4。因此，所有假设均在本稳健性检验中得到了验证。②稳健性检验模型3中，使用企业创新效率作为企业创新绩效的代理变量[22]，具体测度为企业发明专利申请与研发投入绝对额的自然对数的比。结果显示，自变量的系数依然显著为正(b=0.017，p<0.01)，自变量分别与社会信任水平(b=0.001，p<0.01)、政府创新资金支持(b=0.011，p<0.05)交乘项的系数均显著为正，共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持3项交乘项的系数显著为正(b=0.002，p<0.05)，因此稳健性检验模型3中，假设1～假设4全部通过验证。③借鉴以往研究[14]，稳健性检验模型4中，使用由中国综合社会调查数据(CGSS)计算得到的各省份居民社会信任程度作为社会信任水平的代理变量[16]，检验结果与主检验结果基本保持一致：依然显著为正的自变量系数(b=0.305，p<0.01)验证了假设1；
依然均显著为正的自变量分别与社会信任环境(b=0.278，p<0.05)、政府创新资金支持(b=0.159，p<0.05)交乘项的系数分别验证了假设2与假设3；
然而，共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持3项交乘项回归系数为正，但不显著(b=0.243，p>0.1)，假设4未得到验证。④由于本研究结果变量为计数变量，且负二项回归模型能较好地处理过度分散问题[27,28]，因此稳健性检验模型5中使用负二项回归模型进行分析：自变量的系数(b=0.268，p<0.01)显著为正，自变量与社会信任水平交乘项的系数(b=0.033，p<0.01)显著为正，自变量与政府创新资金支持交乘项的系数(b=0.295，p<0.01)显著为正，共建产学研创新联合体、社会信任水平、政府创新资金支持3项交乘项的系数(b=0.029，p<0.1)显著为正，因此假设1～假设4均得到验证。

表5 稳健性检验结果

本研究主要的研究结论如下：①科技中小企业与大学、科研院所共建产学研创新联合体有利于提高其创新绩效；
②社会信任水平越高，共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的提升作用越强；
③政府创新资金支持越高，共建产学研创新联合体对于科技中小企业创新绩效的正向作用越强；
④在社会信任水平与政府创新资金支持均高的地区，共建产学研创新联合体对于科技中小企业创新绩效的正向作用最强。此外，PSM-DID模型检验、负二项回归模型检验、延长解释变量滞后期数等一系列的稳健性检验再次验证了全部研究假设。

本研究的主要理论贡献如下：①使用创业板上市企业数据，实证检验共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的影响，弥补了以往研究对企业与学研机构共建产学研创新联合体独特现象关注的不足，填补了大样本定量分析产学研创新联合体的空白，进而拓展了创新联合体相关研究。②从理论层面提出并详细阐述共建产学研创新联合体对科技中小企业创新绩效的影响机理，以及外部复杂制度环境的调节作用，推动了制度理论在产学研研究中的应用，拓展了产学研合作对企业创新绩效影响的相关研究；
将共建产学研创新联合体作为衡量企业产学研深度融合的关键变量，定量检验了产学研深度融合对企业创新绩效的影响，为后续产学研融合定量研究提供了可行思路。③从社会信任水平这一非正式制度环境的核心维度出发[25]，考察其对共建产学研创新联合体与微观企业创新绩效间关系的影响，弥补了现有研究对新兴经济体国家独特非正式制度情境关注的不足；
将非正式制度因素纳入企业产学研活动治理的框架内，弥补了以往研究多关注非正式制度宏观层面直接效应的不足，丰富了微观层面非正式制度间接作用机制的相关研究；
实证检验了正式与非正式制度环境的交互作用对企业共建产学研创新联合体与创新绩效间关系的正向影响，弥补了以往研究对正式与非正式制度环境联合调节作用关注的不足[11]，进而拓展了制度理论的相关研究。

就实践启示而言，产学研深度融合需依托产学研创新联合体，企业与政府部门应高度重视产学研创新联合体提升创新绩效的作用。另外，政府一方面应鼓励、引导并支持企业与学研机构共建产学研创新联合体；
另一方面，应从正式与非正式制度两个方面营造公平、高效、互信的外部制度环境。然而，与不同类型学研机构共建不同目标导向的产学研创新联合体会对企业创新绩效产生不同的影响，因此未来研究可从质量、层次、类型等角度，探讨不同产学研创新联合体对企业绩效的影响机制。

本研究存在一些局限性，也为未来研究提供了方向：①仅探讨了科技中小企业是否与大学、科研院所共建产学研创新联合体对其创新绩效的影响，而与不同类型学研机构共建不同目标导向的产学研创新联合体可能对企业创新绩效产生不同的影响。因此，未来研究可关注产学研创新联合体的质量、层次等因素对企业创新绩效的影响机制。②仅关注了以企业为主体的产学研创新联合体，未涉及区域层面、行业层面产学研创新联合体对宏观层面创新的影响机制。因此，未来研究可探讨其他类型产学研创新联合体的作用机制。③研究样本仅选取了产学研合作信息披露相对完整的创业板制造业上市企业，在一定程度上限制了研究结论的普适性。因此，未来研究可以针对其他行业未上市的、规模较小、较年轻的科技中小企业开展研究。

猜你喜欢 联合体产学研信任 精益求精产学研 继往开来朝阳人现代泌尿外科杂志(2022年9期)2022-12-06对于联合体EPC总承包模式下成本控制的得与失建材发展导向(2020年16期)2020-09-25“政产学研用”：培养卓越新闻人才的新探索传媒评论(2018年1期)2018-03-22完善转化机制 推动产学研融合中国公路(2017年18期)2018-01-23嘤嘤嘤，人与人的信任在哪里……桃之夭夭B(2017年2期)2017-02-24创新思维——打造智库联合体中国工程咨询(2017年1期)2017-01-31学前音乐教育专业产学研人才培养模式探讨中国音乐教育(2015年11期)2015-05-16信任高中生·青春励志(2014年11期)2014-11-25归脾汤加减联合体针治疗心脾两虚型失眠48例中医研究(2014年4期)2014-03-11工程联合体小议中国工程咨询(2012年7期)2012-02-13

推荐访问:创新 产学研 联合体