張羽飛 原長(zhǎng)弘 張樹(shù)滿

(1. 西安交通大學(xué)管理學(xué)院； 2. 浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院)

1 研究背景

產(chǎn)學(xué)研深度融合是國(guó)家創(chuàng)新體系戰(zhàn)略的新要求，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)學(xué)研深度融合的關(guān)鍵是構(gòu)建利益與價(jià)值共同體[1]。不同于普通產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟，產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體構(gòu)建了成果共享、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的利益融合機(jī)制[2]，能有效連接科技成果與市場(chǎng)需求，可解決以往產(chǎn)學(xué)研合作程度不深入、層次較低的問(wèn)題，成為實(shí)現(xiàn)產(chǎn)學(xué)研深度融合的重要方式[3]。科技中小企業(yè)是科技創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的主力軍[3]，但受自身限制而時(shí)常陷入研發(fā)資金不足、創(chuàng)新資源缺乏的困境。以科技中小企業(yè)為主體整合大學(xué)、科研院所力量共建的創(chuàng)新聯(lián)合體，有利于打破單一主體創(chuàng)新能力不足的困境，激發(fā)科技中小企業(yè)創(chuàng)新潛力，從而發(fā)揮推動(dòng)關(guān)鍵核心技術(shù)突破、經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的重要作用。我國(guó)產(chǎn)學(xué)研實(shí)踐走在理論之前，已涌現(xiàn)出一些科技中小企業(yè)與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建的產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體。在此背景下，探究共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體能否提高科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有重要的意義。此外，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體具有較強(qiáng)的外部性[2]，并受到外部制度環(huán)境的影響。我國(guó)正處于“新興加轉(zhuǎn)型”特殊情境，正式制度環(huán)境還不完善，非正式制度環(huán)境可能發(fā)揮重要的作用。因此，研究正式與非正式制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，以及二者交互作用的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用，可全面剖析外部復(fù)雜制度環(huán)境對(duì)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間關(guān)系的真實(shí)影響。

然而，國(guó)內(nèi)產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體相關(guān)研究剛剛起步，有限的相關(guān)文獻(xiàn)主要關(guān)注創(chuàng)新聯(lián)合體的內(nèi)涵與意義[4,5]、組織模式與政策建議[1,4]、運(yùn)行機(jī)制[1,2]、能力提升路徑[6]等。具體而言：①產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)十分有限，尚缺乏其對(duì)企業(yè)績(jī)效微觀影響機(jī)制的研究，特別是尚未有研究探討共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用；②以往研究在剖析外部制度環(huán)境對(duì)產(chǎn)學(xué)研活動(dòng)與企業(yè)績(jī)效間關(guān)系的影響時(shí)，更多關(guān)注正式制度環(huán)境[7]，對(duì)非正式制度環(huán)境的探討不足[8]，并對(duì)正式與非正式制度環(huán)境的交互作用缺乏探討[9]，特別是未見(jiàn)研究專門(mén)探討社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持的交互作用對(duì)產(chǎn)學(xué)研活動(dòng)與企業(yè)績(jī)效間關(guān)系的影響。

鑒于此，本研究提出以下兩個(gè)研究問(wèn)題：科技中小企業(yè)與大學(xué)、科研院所共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體會(huì)對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生何種影響？外部制度環(huán)境在其中發(fā)揮了怎樣的作用？基于2009～2018年中國(guó)創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，本研究擬通過(guò)多重固定效應(yīng)線性模型、PSM-DID模型、負(fù)二項(xiàng)回歸模型等一系列方法，實(shí)證檢驗(yàn)研究假設(shè)并回答研究問(wèn)題。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體是一種層次高、互動(dòng)深的新型產(chǎn)學(xué)研深度融合模式[1,3]，是企業(yè)牽頭與學(xué)研機(jī)構(gòu)在集中自身優(yōu)勢(shì)資源的基礎(chǔ)上，分別投入一定比例的創(chuàng)新資源，依照市場(chǎng)導(dǎo)向、股權(quán)分配、互利共贏，共同投資而建立的獨(dú)立法人組織或研發(fā)、教學(xué)實(shí)體組織。創(chuàng)新聯(lián)合體具有長(zhǎng)期性、全面性、股權(quán)捆綁性等特征[2]，可有效融合各創(chuàng)新主體組織邊界、融通創(chuàng)新鏈與產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)[3]。本研究認(rèn)為，科技中小企業(yè)與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建創(chuàng)新聯(lián)合體能提高其創(chuàng)新績(jī)效。

首先，產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體是利益高度融合、戰(zhàn)略目標(biāo)契合的實(shí)體化利益共同體[10]。其內(nèi)部通過(guò)一系列制度安排構(gòu)建了利益融合機(jī)制，突破了關(guān)系契約下項(xiàng)目合作短期行為的局限性，提高了合作效率與效果。在產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中，知識(shí)與技術(shù)轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)變?yōu)榻M織內(nèi)活動(dòng)，各方為實(shí)現(xiàn)共同利益與目標(biāo)會(huì)做出高水平承諾，帶來(lái)較高創(chuàng)新資源共享與資金投入意愿，從而有利于資源稟賦匱乏的科技中小企業(yè)充分利用學(xué)研伙伴的創(chuàng)新資源優(yōu)勢(shì)，最終提高自身創(chuàng)新績(jī)效。

其次，產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中，合作伙伴的組織管理相較于短期關(guān)系契約更加嚴(yán)格。其依照股權(quán)出資比例明確劃分各方責(zé)任和義務(wù)，設(shè)有專門(mén)部門(mén)嚴(yán)格監(jiān)督知識(shí)轉(zhuǎn)移過(guò)程與伙伴行為[11]，能幫助合法性與話語(yǔ)權(quán)較低的科技中小企業(yè)及時(shí)參與和掌握學(xué)研伙伴行為、高效溝通交流，降低較長(zhǎng)研發(fā)周期中機(jī)會(huì)主義行為與知識(shí)泄露風(fēng)險(xiǎn)。

再次，產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中構(gòu)建了良好的溝通與運(yùn)行機(jī)制，能幫助各方進(jìn)行頻繁且深入地互動(dòng)，促進(jìn)隱性知識(shí)的流動(dòng)與溢出[12]，有利于科技中小企業(yè)充分獲取對(duì)提高創(chuàng)新能力起關(guān)鍵作用的隱性知識(shí)，并更具針對(duì)性地進(jìn)行顯性知識(shí)的交流與傳遞[3]，從而最終提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。

最后，與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建創(chuàng)新聯(lián)合體，表明科技中小企業(yè)的創(chuàng)新能力得到合法性較高的學(xué)研機(jī)構(gòu)的認(rèn)可；向外部釋放信號(hào)，表明其為可靠的合作伙伴與具有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的投資對(duì)象，從而增強(qiáng)了其原本匱乏的合法性。積極的信號(hào)可減輕外部資源持有者對(duì)企業(yè)質(zhì)量的不確定性感知[13]，集聚外部高層次創(chuàng)新資源并帶來(lái)融資機(jī)會(huì)，幫助科技中小企業(yè)獲得更多人力、資金等資源，緩解融資約束，最終提升其創(chuàng)新績(jī)效。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1科技中小企業(yè)與大學(xué)、科研院所共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體有利于提高其創(chuàng)新績(jī)效。

2.2 制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

制度環(huán)境包含非正式與正式制度環(huán)境，其決定了區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新資源的質(zhì)量與配置效率，能影響企業(yè)行為[8]。社會(huì)信任水平是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的道德基礎(chǔ)，是非正式制度最核心的構(gòu)成要素[14]。政府創(chuàng)新資金支持是政府激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的一種政策手段[15]，是支持企業(yè)開(kāi)展合作研發(fā)活動(dòng)的重要正式制度環(huán)境。

(1)社會(huì)信任水平的調(diào)節(jié)作用社會(huì)信任水平是一個(gè)地區(qū)內(nèi)社會(huì)成員對(duì)于其他成員可信程度的平均預(yù)期[14]，會(huì)對(duì)契約簽訂與執(zhí)行、個(gè)體與企業(yè)行為等產(chǎn)生重要影響[16,17]。本研究認(rèn)為，社會(huì)信任水平正向調(diào)節(jié)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間的關(guān)系。

首先，較高社會(huì)信任水平可緩解管理者的短視問(wèn)題，促進(jìn)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體行為的產(chǎn)生。一方面，較高社會(huì)信任水平能帶來(lái)嚴(yán)格的社會(huì)規(guī)范，如聲譽(yù)和連坐機(jī)制，從而對(duì)管理者的自利行為產(chǎn)生制度壓力，抑制其在創(chuàng)新決策中的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向；另一方面，較高社會(huì)信任水平能增強(qiáng)管理者與股東間的信任度，減少管理者的職業(yè)擔(dān)憂，激勵(lì)管理者長(zhǎng)期導(dǎo)向的創(chuàng)新意愿與研發(fā)投入。此時(shí)，科技中小企業(yè)管理者傾向于加強(qiáng)與學(xué)研機(jī)構(gòu)的深度合作、進(jìn)行股權(quán)投資，進(jìn)而增強(qiáng)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用。

其次，較高社會(huì)信任水平可降低產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中的機(jī)會(huì)主義行為[17]，降低科技中小企業(yè)因較低合法性與話語(yǔ)權(quán)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，降低合作交易成本，從而保證產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中契約簽訂和執(zhí)行效率。共建前，較高社會(huì)信任水平中的信息不對(duì)稱程度低[18]，能降低欺騙的概率，減少企業(yè)信息搜集與協(xié)商成本，從而保障契約簽訂的高效性；共建后，較高社會(huì)信任水平可通過(guò)約束產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中各方進(jìn)行誠(chéng)信合作行為，降低合作過(guò)程中的不確定性，減少資源融合與利用時(shí)的沖突，保障共建股權(quán)契約的有效實(shí)施。

最后，較高社會(huì)信任水平增強(qiáng)了社會(huì)成員間、組織間的信任，加速了信息共享與流動(dòng)，增加創(chuàng)新資源分配的有效性，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研聯(lián)合體中創(chuàng)新資源與信息的有效傳遞及共享。較高社會(huì)信任水平一方面可強(qiáng)化產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體中各方的信任關(guān)系，提升溝通效率，加快并提高合作研發(fā)的進(jìn)度與成功率[17]；另一方面，可使科研人員減少對(duì)智力成果被同行剝奪的擔(dān)憂，愿意及時(shí)共享新知識(shí)和想法，提高產(chǎn)學(xué)研聯(lián)合體中合作研發(fā)效率。此外，當(dāng)社會(huì)信任水平較高時(shí)，管理層可根據(jù)研發(fā)部門(mén)的反饋及時(shí)調(diào)整、修改研發(fā)決策，在制度、資金等方面給予支持[14]，進(jìn)而增強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的價(jià)值創(chuàng)造能力。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2社會(huì)信任水平在共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間起正向調(diào)節(jié)作用。

(2)政府創(chuàng)新資金支持的調(diào)節(jié)作用政府創(chuàng)新資金支持是激勵(lì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的政府管控政策手段，包含研發(fā)補(bǔ)貼、科技獎(jiǎng)勵(lì)等[19]，可有效緩解科技中小企業(yè)的融資約束。本研究認(rèn)為，政府創(chuàng)新資金支持正向調(diào)節(jié)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間的關(guān)系。

首先，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體需較大規(guī)模的持續(xù)研發(fā)投入，科技中小企業(yè)可能因此面臨研發(fā)資金短缺的問(wèn)題[3]，降低產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的運(yùn)行效率。較高政府創(chuàng)新資金支持一方面可直接作為企業(yè)研發(fā)資金，保證企業(yè)持續(xù)穩(wěn)定的創(chuàng)新支出[20]；另一方面，可為企業(yè)提供具有豐富政府資源與較強(qiáng)創(chuàng)新能力的“政府背書(shū)”，幫助企業(yè)獲得更多外部資金與優(yōu)質(zhì)資源[21]，有效緩解為保障產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體高效運(yùn)行的創(chuàng)新資源限制與融資約束[7]，進(jìn)而增強(qiáng)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用。

其次，較高政府創(chuàng)新資金支持可緩解企業(yè)短期的盈利壓力[22]，提升企業(yè)進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)創(chuàng)新投資的意愿[23]，增強(qiáng)企業(yè)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的動(dòng)機(jī)。獲得較多政府創(chuàng)新資金支持，意味著政府對(duì)企業(yè)的較高肯定，可增加企業(yè)對(duì)創(chuàng)新投資的信心，進(jìn)而提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)偏好，激勵(lì)企業(yè)承擔(dān)更具挑戰(zhàn)性和創(chuàng)新性的產(chǎn)學(xué)研項(xiàng)目。此時(shí)，科技中小企業(yè)傾向于進(jìn)行長(zhǎng)期性、實(shí)體性的股權(quán)投資，與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體，積極推進(jìn)前沿高質(zhì)量探索式創(chuàng)新，從而有利于產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體績(jī)效提升作用的發(fā)揮。

最后，較高政府創(chuàng)新資金支持帶來(lái)高水平的政府監(jiān)管與制度保護(hù)，可有效降低合作中的不確定性與機(jī)會(huì)主義行為。政府提供創(chuàng)新資金支持的同時(shí)會(huì)制定相關(guān)制度，嚴(yán)格監(jiān)督創(chuàng)新資金使用過(guò)程與資助項(xiàng)目的進(jìn)展情況，規(guī)范被補(bǔ)助的合作創(chuàng)新活動(dòng)，保護(hù)合作創(chuàng)新的成果。此時(shí)，未實(shí)現(xiàn)政府規(guī)定的目標(biāo)可能會(huì)引起較為嚴(yán)重的后果，因此產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體內(nèi)各方會(huì)為實(shí)現(xiàn)共同目標(biāo)做出共同努力，從而有效降低合作過(guò)程中的不確定性，提升運(yùn)行效率，進(jìn)而提高產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的價(jià)值創(chuàng)造能力。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3政府創(chuàng)新資金支持在共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間起正向調(diào)節(jié)作用。

(3)社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持的聯(lián)合調(diào)節(jié)作用我國(guó)正處于“新興加轉(zhuǎn)型”的特殊制度環(huán)境，正式及非正式制度并非互相割裂、獨(dú)立存在的[24]，且二者的交互作用可能會(huì)對(duì)企業(yè)行為產(chǎn)生更強(qiáng)的影響[25]。政府創(chuàng)新資金支持可帶來(lái)政府支持，社會(huì)信任水平可帶來(lái)利益相關(guān)者的支持[26]。本研究認(rèn)為，社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持的交互作用會(huì)起到聯(lián)合調(diào)節(jié)作用。

當(dāng)政府創(chuàng)新資金支持水平較低時(shí)，不利于企業(yè)融資約束的緩解及高質(zhì)量創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的降低，無(wú)法滿足產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體所需的持續(xù)創(chuàng)新投入，企業(yè)可能不會(huì)因獲得政府創(chuàng)新資金支持而進(jìn)行長(zhǎng)期實(shí)體化股權(quán)投資。此時(shí)，較高社會(huì)信任水平可緩解管理者的短視問(wèn)題[16]，減輕較低政府創(chuàng)新資金支持對(duì)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體動(dòng)機(jī)的抑制，約束產(chǎn)學(xué)研各方進(jìn)行誠(chéng)信合作行為，降低合作不確定性與交易成本，從而在一定程度上彌補(bǔ)較低政府創(chuàng)新資金支持的不足。

當(dāng)社會(huì)信任水平較低時(shí)，一方面不能為產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體內(nèi)各方提供穩(wěn)定的心理預(yù)期，增加合作中的矛盾與機(jī)會(huì)主義行為，抑制股權(quán)契約的順利簽訂和高效履行；另一方面，還會(huì)導(dǎo)致科技中小企業(yè)面臨更大的融資約束，有損產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的運(yùn)行效率。此時(shí)，較高政府創(chuàng)新資金支持會(huì)帶來(lái)大規(guī)模持續(xù)的創(chuàng)新資金流入，緩解較低社會(huì)信任水平帶來(lái)的額外交易成本與更強(qiáng)的融資約束，并通過(guò)高水平的政府監(jiān)管與制度保護(hù)，從而降低較低社會(huì)信任水平帶來(lái)的額外合作沖突與機(jī)會(huì)主義行為[19]，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體正向作用的發(fā)揮。

當(dāng)政府創(chuàng)新資金支持與社會(huì)信任水平均較高時(shí)，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的積極影響最有效。較高政府創(chuàng)新資金支持可能導(dǎo)致補(bǔ)助錯(cuò)位、企業(yè)騙補(bǔ)等問(wèn)題[15]，降低創(chuàng)新資源的配置效率，致使資金不能流入真正需要補(bǔ)助的科技中小企業(yè)。此時(shí)，較高社會(huì)信任水平可降低信息不對(duì)稱程度，規(guī)范企業(yè)誠(chéng)信行為，增加企業(yè)獲取創(chuàng)新補(bǔ)助的機(jī)會(huì)，緩解創(chuàng)新補(bǔ)助配置失靈的問(wèn)題，提升補(bǔ)助政策的實(shí)施效率。此外，較高政府創(chuàng)新資金支持可有效緩解較高社會(huì)信任水平引起的信任錯(cuò)位與過(guò)度信任問(wèn)題。相反，當(dāng)政府創(chuàng)新資金支持與社會(huì)信任水平均低時(shí)，企業(yè)無(wú)法獲得政府與利益相關(guān)者的雙重支持，難以保證產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體提升創(chuàng)新績(jī)效作用的發(fā)揮。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持的交互作用在共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間起正向調(diào)節(jié)作用。

本研究構(gòu)建的理論框架如下(見(jiàn)圖1)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本研究使用2009～2018年中國(guó)創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)。在剔除ST、*ST和PT企業(yè)、相關(guān)變量缺失及上市不足3年的企業(yè)后，最終獲得1 796條觀測(cè)值。創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市企業(yè)提供了較好的研究情境：創(chuàng)業(yè)板是現(xiàn)有二手?jǐn)?shù)據(jù)研究中分析科技中小企業(yè)的主要對(duì)象[3]；與其他行業(yè)相比，制造業(yè)上市企業(yè)普遍具有更加豐富的共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體需求與實(shí)踐，便于收集數(shù)據(jù)。

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源多樣：產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的數(shù)據(jù)來(lái)源于手工收集的企業(yè)產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟信息數(shù)據(jù)庫(kù)[27]，該數(shù)據(jù)庫(kù)包含WIND數(shù)據(jù)庫(kù)、新聞、企業(yè)官網(wǎng)與年報(bào)等公開(kāi)資料中披露的產(chǎn)學(xué)研合作信息；專利數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)與國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)；企業(yè)基本信息、各省區(qū)GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)；社會(huì)信任環(huán)境數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)藍(lán)皮書(shū)》。為避免極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%雙邊縮尾處理。

3.2 變量測(cè)度

本研究各變量的測(cè)度如下。

(1)因變量創(chuàng)新績(jī)效。遵循以往研究，選取企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量加1的自然對(duì)數(shù)測(cè)度創(chuàng)新績(jī)效，原因如下：專利數(shù)量具有一致性、客觀性的優(yōu)點(diǎn)，得到廣泛使用[3,7]；專利申請(qǐng)數(shù)量更能反映企業(yè)當(dāng)期創(chuàng)新水平[27]；發(fā)明專利申請(qǐng)是高層次創(chuàng)新，可更穩(wěn)健地測(cè)度創(chuàng)新績(jī)效[27]。本研究在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中還使用企業(yè)創(chuàng)新效率測(cè)度創(chuàng)新績(jī)效[22]。

(2)自變量共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體。當(dāng)企業(yè)在樣本期內(nèi)與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體(包含共建實(shí)體公司、創(chuàng)新/研究聯(lián)合體、產(chǎn)教融合聯(lián)合體等產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體)時(shí)，變量賦值為1，否則為0。

(3)調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)變量包括兩個(gè)：①社會(huì)信任水平。遵循以往研究[16]，采用《中國(guó)城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)(CEI)藍(lán)皮書(shū)》中省份層面數(shù)據(jù)測(cè)度企業(yè)所在省份的社會(huì)信任水平。此外，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用由《中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)》計(jì)算得到的各地居民社會(huì)信任程度作為社會(huì)信任水平的代理變量[14]。②政府創(chuàng)新資金支持。借鑒以往研究[7]，使用企業(yè)獲得的政府創(chuàng)新補(bǔ)助總額與總資產(chǎn)的比值測(cè)度政府創(chuàng)新資金支持。參考以往研究[22,23]，使用關(guān)鍵詞檢索法篩選企業(yè)年報(bào)中披露的政府補(bǔ)助項(xiàng)目明細(xì)，從而確定企業(yè)獲得的創(chuàng)新補(bǔ)助金額。當(dāng)補(bǔ)助明細(xì)包含與創(chuàng)新相關(guān)的關(guān)鍵詞時(shí)(如研發(fā)、創(chuàng)新、科技、自主創(chuàng)新等)，計(jì)為創(chuàng)新補(bǔ)助[15]。

(4)控制變量借鑒以往研究[3,7,27,28]，本研究控制了企業(yè)、行業(yè)與地區(qū)層面相關(guān)變量，以盡可能控制影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的各個(gè)因素，減少遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。此外，本研究進(jìn)一步對(duì)年份、行業(yè)、地區(qū)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制。

本研究各變量名稱及測(cè)度見(jiàn)表1。

表1 主要變量及測(cè)度

3.3 模型設(shè)定與研究方法

本研究構(gòu)建以下模型以檢驗(yàn)研究假設(shè)：

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為i企業(yè)第t年創(chuàng)新績(jī)效；IURi,t-1為i企業(yè)在第t-1年內(nèi)是否與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體；TRi,t-1和SUi,t-1分別為i企業(yè)所在地區(qū)第t-1年社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持；β0為常數(shù)項(xiàng)；β1～β8分別表示各個(gè)系數(shù)；CONi,t-1為i企業(yè)第t-1年所有控制變量；λY、λID、λRE分別為年度、行業(yè)、地區(qū)固定效應(yīng)；εi,t-1為隨機(jī)誤差項(xiàng)。本研究構(gòu)建交乘項(xiàng)前對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了中心化處理，以減輕多重共線性；使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，以盡可能避免異方差影響；考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出的延遲性并降低反向因果問(wèn)題，將所有解釋變量滯后1期。

本研究使用多維固定效應(yīng)線性回歸模型(Stata 15.0中“reghdfe”命令)，盡可能減輕遺漏變量帶來(lái)的偏誤問(wèn)題，并捕獲不可觀測(cè)的非時(shí)變因素，正確估算聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤[29]。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，還使用傾向得分匹配雙重差分(PSM-DID)模型、負(fù)二項(xiàng)回歸模型等方法再次檢驗(yàn)研究假設(shè)。

4 實(shí)證分析

4.1 回歸分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)以及相關(guān)性分析結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與創(chuàng)新績(jī)效在1%水平上顯著正相關(guān)，初步支持假設(shè)1。此外，大多數(shù)控制變量與因變量顯著相關(guān)，表明本研究控制變量的選取具有合理性。本研究還進(jìn)行了VIF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示全模型平均VIF值為1.341，最高為2.133，遠(yuǎn)低于閾值10，且各變量間相關(guān)系數(shù)均未超過(guò)0.5，表明模型不存在明顯的多重共線性問(wèn)題。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)(N=1 796)

本研究的多重固定效應(yīng)線性回歸結(jié)果見(jiàn)表3(所得結(jié)果均采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行校正)。由表3可知，基準(zhǔn)模型1僅包含因變量及控制變量；模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入自變量共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體，以檢驗(yàn)假設(shè)1；模型3加入調(diào)節(jié)變量社會(huì)信任水平及其與自變量的交乘項(xiàng)，以檢驗(yàn)假設(shè)2；模型4加入調(diào)節(jié)變量政府創(chuàng)新資金支持及其與自變量的交乘項(xiàng)，以檢驗(yàn)假設(shè)3；模型5加入調(diào)節(jié)變量社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持的交乘項(xiàng)，及共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持3項(xiàng)交乘項(xiàng)，以檢驗(yàn)假設(shè)4；全模型模型6包含模型中所有變量。與基準(zhǔn)模型1相比，模型2～模型6均具有更強(qiáng)解釋力度，且模型6擬合度最佳(R2=0.332)。

表3 多重固定效應(yīng)線性回歸結(jié)果(N=1 796)

續(xù)表3

表3模型2中，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的系數(shù)顯著為正(b=0.329，p<0.01)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。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)中自變量的系數(shù)均顯著為正，進(jìn)一步支持了假設(shè)1。模型3(b=0.022，p<0.01)與模型6(b=0.020，p<0.05)中，顯著為正的自變量與社會(huì)信任水平交乘項(xiàng)的系數(shù)共同驗(yàn)證了假設(shè)2。模型4(b=0.125，p<0.1)與模型6(b=0.163，p<0.1)中，自變量和政府創(chuàng)新資金支持的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，共同支持了假設(shè)3。模型5(b=0.027，p<0.05)與模型6(b=0.040，p<0.05)中，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持的3項(xiàng)交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，共同驗(yàn)證了假設(shè)4。為清晰展示制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，本研究繪制了社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持調(diào)節(jié)作用的示意圖(分別見(jiàn)圖2、圖3)，以及二者交互作用對(duì)主效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用示意圖(見(jiàn)圖4)。其中，較差與較好制度環(huán)境分別為均值減去與加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。由圖2顯示，在社會(huì)信任水平較高地區(qū)，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用更強(qiáng)，與假設(shè)2一致；圖3顯示，在政府創(chuàng)新資金支持較高地區(qū)，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用顯著增強(qiáng)，與假設(shè)3一致；圖4顯示，在社會(huì)信任水平較高且政府創(chuàng)新資金支持較高的地區(qū)，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用最強(qiáng)，與假設(shè)4一致。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1樣本選擇偏誤內(nèi)生性檢驗(yàn)

企業(yè)是否與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體并非完全外生的隨機(jī)事件，往往是基于自身創(chuàng)新水平等因素進(jìn)行“自選擇”的結(jié)果[20]。因此，本研究使用傾向得分匹配雙重差分方法(PSM-DID)對(duì)自選擇行為導(dǎo)致的內(nèi)生性進(jìn)行修正。首先，對(duì)所有控制變量進(jìn)行Logit回歸，以得出每個(gè)企業(yè)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的傾向得分值(PSM)，通過(guò)最近鄰匹配法進(jìn)行1∶3配對(duì)，得到傾向得分值最接近的配對(duì)樣本，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均在5%內(nèi)，且其T統(tǒng)計(jì)量均不顯著；其次，構(gòu)造以下雙重差分(DID)模型，對(duì)傾向得分匹配后樣本進(jìn)行回歸：

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檢驗(yàn)結(jié)果(N=1 406)

式中，AF為標(biāo)記年度的虛擬變量，當(dāng)樣本年度處于i企業(yè)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體之后(包括當(dāng)年)取值為1，否則為0；β9為系數(shù)。PSM-DID檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可知，回歸結(jié)果基本與前文保持一致：共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的系數(shù)顯著為正(b=0.212，p<0.01)，支持了假設(shè)1；自變量與調(diào)節(jié)變量社會(huì)信任水平交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為正(b=0.015，p<0.1)，驗(yàn)證了假設(shè)2；自變量與調(diào)節(jié)變量政府創(chuàng)新資金支持交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(b=0.105，p<0.1)，驗(yàn)證了假設(shè)3；共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持3項(xiàng)交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為正，但不顯著(b=0.054，p>0.1)，因此假設(shè)4未通過(guò)驗(yàn)證。

4.2.2其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表5。由表5可知：①產(chǎn)學(xué)研活動(dòng)往往需要更長(zhǎng)時(shí)間來(lái)影響創(chuàng)新績(jī)效，因此將所有解釋變量分別滯后2期和3期，以盡可能減少內(nèi)生性問(wèn)題：穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?(b=0.379，p<0.01)和模型2(b=0.374，p<0.01)中自變量的系數(shù)顯著為正，共同驗(yàn)證了假設(shè)1；模型1(b=0.018，p<0.1)、模型2(b=0.023，p<0.05)中，自變量與社會(huì)信任水平交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，支持了假設(shè)2；模型1(b=0.275，p<0.01)、模型2(b=0.228，p<0.05)中，自變量與政府創(chuàng)新資金支持交乘項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，共同支持了假設(shè)3；模型1(b=0.034，p<0.05)、模型2(b=0.029，p<0.1)中，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持3項(xiàng)交乘項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，共同驗(yàn)證了假設(shè)4。因此，所有假設(shè)均在本穩(wěn)健性檢驗(yàn)中得到了驗(yàn)證。②穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?中，使用企業(yè)創(chuàng)新效率作為企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的代理變量[22]，具體測(cè)度為企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)與研發(fā)投入絕對(duì)額的自然對(duì)數(shù)的比。結(jié)果顯示，自變量的系數(shù)依然顯著為正(b=0.017，p<0.01)，自變量分別與社會(huì)信任水平(b=0.001，p<0.01)、政府創(chuàng)新資金支持(b=0.011，p<0.05)交乘項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持3項(xiàng)交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為正(b=0.002，p<0.05)，因此穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?中，假設(shè)1～假設(shè)4全部通過(guò)驗(yàn)證。③借鑒以往研究[14]，穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?中，使用由中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)計(jì)算得到的各省份居民社會(huì)信任程度作為社會(huì)信任水平的代理變量[16]，檢驗(yàn)結(jié)果與主檢驗(yàn)結(jié)果基本保持一致：依然顯著為正的自變量系數(shù)(b=0.305，p<0.01)驗(yàn)證了假設(shè)1；依然均顯著為正的自變量分別與社會(huì)信任環(huán)境(b=0.278，p<0.05)、政府創(chuàng)新資金支持(b=0.159，p<0.05)交乘項(xiàng)的系數(shù)分別驗(yàn)證了假設(shè)2與假設(shè)3；然而，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持3項(xiàng)交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為正，但不顯著(b=0.243，p>0.1)，假設(shè)4未得到驗(yàn)證。④由于本研究結(jié)果變量為計(jì)數(shù)變量，且負(fù)二項(xiàng)回歸模型能較好地處理過(guò)度分散問(wèn)題[27,28]，因此穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?中使用負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行分析：自變量的系數(shù)(b=0.268，p<0.01)顯著為正，自變量與社會(huì)信任水平交乘項(xiàng)的系數(shù)(b=0.033，p<0.01)顯著為正，自變量與政府創(chuàng)新資金支持交乘項(xiàng)的系數(shù)(b=0.295，p<0.01)顯著為正，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體、社會(huì)信任水平、政府創(chuàng)新資金支持3項(xiàng)交乘項(xiàng)的系數(shù)(b=0.029，p<0.1)顯著為正，因此假設(shè)1～假設(shè)4均得到驗(yàn)證。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5 結(jié)語(yǔ)

本研究主要的研究結(jié)論如下：①科技中小企業(yè)與大學(xué)、科研院所共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體有利于提高其創(chuàng)新績(jī)效；②社會(huì)信任水平越高，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提升作用越強(qiáng)；③政府創(chuàng)新資金支持越高，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)于科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用越強(qiáng)；④在社會(huì)信任水平與政府創(chuàng)新資金支持均高的地區(qū)，共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)于科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用最強(qiáng)。此外，PSM-DID模型檢驗(yàn)、負(fù)二項(xiàng)回歸模型檢驗(yàn)、延長(zhǎng)解釋變量滯后期數(shù)等一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)再次驗(yàn)證了全部研究假設(shè)。

本研究的主要理論貢獻(xiàn)如下：①使用創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響，彌補(bǔ)了以往研究對(duì)企業(yè)與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體獨(dú)特現(xiàn)象關(guān)注的不足，填補(bǔ)了大樣本定量分析產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的空白，進(jìn)而拓展了創(chuàng)新聯(lián)合體相關(guān)研究。②從理論層面提出并詳細(xì)闡述共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)科技中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)理，以及外部復(fù)雜制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，推動(dòng)了制度理論在產(chǎn)學(xué)研研究中的應(yīng)用，拓展了產(chǎn)學(xué)研合作對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效影響的相關(guān)研究；將共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體作為衡量企業(yè)產(chǎn)學(xué)研深度融合的關(guān)鍵變量，定量檢驗(yàn)了產(chǎn)學(xué)研深度融合對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響，為后續(xù)產(chǎn)學(xué)研融合定量研究提供了可行思路。③從社會(huì)信任水平這一非正式制度環(huán)境的核心維度出發(fā)[25]，考察其對(duì)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與微觀企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間關(guān)系的影響，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究對(duì)新興經(jīng)濟(jì)體國(guó)家獨(dú)特非正式制度情境關(guān)注的不足；將非正式制度因素納入企業(yè)產(chǎn)學(xué)研活動(dòng)治理的框架內(nèi)，彌補(bǔ)了以往研究多關(guān)注非正式制度宏觀層面直接效應(yīng)的不足，豐富了微觀層面非正式制度間接作用機(jī)制的相關(guān)研究；實(shí)證檢驗(yàn)了正式與非正式制度環(huán)境的交互作用對(duì)企業(yè)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體與創(chuàng)新績(jī)效間關(guān)系的正向影響，彌補(bǔ)了以往研究對(duì)正式與非正式制度環(huán)境聯(lián)合調(diào)節(jié)作用關(guān)注的不足[11]，進(jìn)而拓展了制度理論的相關(guān)研究。

就實(shí)踐啟示而言，產(chǎn)學(xué)研深度融合需依托產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體，企業(yè)與政府部門(mén)應(yīng)高度重視產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體提升創(chuàng)新績(jī)效的作用。另外，政府一方面應(yīng)鼓勵(lì)、引導(dǎo)并支持企業(yè)與學(xué)研機(jī)構(gòu)共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體；另一方面，應(yīng)從正式與非正式制度兩個(gè)方面營(yíng)造公平、高效、互信的外部制度環(huán)境。然而，與不同類(lèi)型學(xué)研機(jī)構(gòu)共建不同目標(biāo)導(dǎo)向的產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生不同的影響，因此未來(lái)研究可從質(zhì)量、層次、類(lèi)型等角度，探討不同產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響機(jī)制。

本研究存在一些局限性，也為未來(lái)研究提供了方向：①僅探討了科技中小企業(yè)是否與大學(xué)、科研院所共建產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效的影響，而與不同類(lèi)型學(xué)研機(jī)構(gòu)共建不同目標(biāo)導(dǎo)向的產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生不同的影響。因此，未來(lái)研究可關(guān)注產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的質(zhì)量、層次等因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)制。②僅關(guān)注了以企業(yè)為主體的產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體，未涉及區(qū)域?qū)用妗⑿袠I(yè)層面產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體對(duì)宏觀層面創(chuàng)新的影響機(jī)制。因此，未來(lái)研究可探討其他類(lèi)型產(chǎn)學(xué)研創(chuàng)新聯(lián)合體的作用機(jī)制。③研究樣本僅選取了產(chǎn)學(xué)研合作信息披露相對(duì)完整的創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市企業(yè)，在一定程度上限制了研究結(jié)論的普適性。因此，未來(lái)研究可以針對(duì)其他行業(yè)未上市的、規(guī)模較小、較年輕的科技中小企業(yè)開(kāi)展研究。