初大智，楊 碩，崔世娟

(深圳大學管理學院，廣東 深圳 518001)

一、引言

隨著技術復雜性、技術創(chuàng)新的不確定性和創(chuàng)新技術的融合性加劇，單個企業(yè)的創(chuàng)新能力日益受到挑戰(zhàn)，網(wǎng)絡條件下的合作創(chuàng)新開始趨于普遍化。企業(yè)間的合作關系能促進企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新，并且這種外部資源是企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新過程的重要補充，企業(yè)通過價值鏈內(nèi)部資源和信息的交流與協(xié)作，有利于出現(xiàn)生產(chǎn)、組織以及關鍵性知識轉移的合作效應，從而有利于產(chǎn)生高水平的產(chǎn)品和過程創(chuàng)新［1］。當前，廣東正在努力建設創(chuàng)新型省份，企業(yè)技術創(chuàng)新體系作為區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的微觀基礎，在很大程度上決定著技術創(chuàng)新演進的方向和速度，是提升企業(yè)競爭力和區(qū)域創(chuàng)新能力的重要源泉。因此，研究企業(yè)技術合作網(wǎng)絡，對于推動廣東企業(yè)技術創(chuàng)新能力，制定切實可行的創(chuàng)新政策，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。那么，廣東中小企業(yè)合作創(chuàng)新網(wǎng)絡和創(chuàng)新績效的關系如何?哪種技術合作網(wǎng)絡更有利于創(chuàng)新績效的提升?這些都是目前急需探索和研究的問題。

鑒于這個問題對政策制定的重要性，本研究調(diào)查了廣東省紡織服裝、汽車、電子、家具和醫(yī)療業(yè)等五個產(chǎn)業(yè)的421家企業(yè)，采用多變量分析的方法，探討企業(yè)間的技術合作對創(chuàng)新績效的影響。本文的主要貢獻在于:

1.已有研究應用的數(shù)據(jù)多是反映技術合作行為的有與無，并且多采用專利數(shù)目來反映創(chuàng)新水平。本研究應用的數(shù)據(jù)不僅能反映技術合作行為和創(chuàng)新(包括產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新)的程度大小，而且還能掌握其他多個維度。通過對這些額外信息的掌握，使得本研究的多變量分析能夠進一步探討技術合作關系的強度對一系列創(chuàng)新活動的影響。這對于研究企業(yè)之間尤其是供應鏈內(nèi)部企業(yè)之間的關系對創(chuàng)新績效的促進作用，是非常重要的。

2.通過對廣東5個重要卻各不相同產(chǎn)業(yè)的關注，能夠對現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)之間，技術合作關系對創(chuàng)新方面影響的差異作出一些有意義的發(fā)現(xiàn)。

二、理論文獻和實證文獻回顧

(一)理論文獻綜述 關于技術合作與創(chuàng)新的關系在理論上主要集中于以下幾點:

1.從交易成本觀點看 企業(yè)參與技術合作的動機主要是減少創(chuàng)新過程的風險與不確定性，成功的技術合作是跨公司邊界的中間型治理結構，是生產(chǎn)成本和交易成本總和最小化的產(chǎn)物(Volberda，1996;Porter和 Fuller，1986)。

2.從創(chuàng)新源理論來看，技術合作是企業(yè)積極利用外部創(chuàng)新源，采取合作創(chuàng)新的重要選擇(Nelson和Winter，1982)。與客戶、供應商、競爭對手及其他非市場主體所組成的網(wǎng)絡和聯(lián)盟是創(chuàng)新的關鍵來源(Hippel，1988)。Hagedoorn和 Duysters(2002)在研究創(chuàng)新能力的外部來源時指出，作為外部網(wǎng)絡聯(lián)系對內(nèi)生能力而言是一種補充，有助于企業(yè)通過共享資源來掌握復雜技術，由此提升學習能力和創(chuàng)新能力［2］。羅榮柜和李文軍(2004)在高新技術產(chǎn)業(yè)中指出，企業(yè)間的技術合作對于合作雙方的技術創(chuàng)新能力起到了一定的正強化作用［3］。

3.從網(wǎng)絡理論看，技術合作形成的網(wǎng)絡關系補充了企業(yè)的社會資本，為企業(yè)創(chuàng)新提供了更廣闊的空間。網(wǎng)絡關系通過整合內(nèi)外部資源能為企業(yè)創(chuàng)新提供新的生產(chǎn)要素。網(wǎng)絡組織在推動企業(yè)創(chuàng)新上具有獨特的優(yōu)勢，表現(xiàn)為:知識外溢、學習共享機制有利于創(chuàng)新的傳播;資源整合、規(guī)模經(jīng)濟機制有利于降低創(chuàng)新成本;有效配合“內(nèi)部化”交易有利于降低創(chuàng)新風險。網(wǎng)絡組織還可以有效地提高創(chuàng)新速度和創(chuàng)新成功率［4］。

(二)實證文獻回顧 近年來，關于技術合作與創(chuàng)新的實證研究，除了關于區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)和創(chuàng)新網(wǎng)絡外，國外其它都是關于特定產(chǎn)業(yè)研究以及/或跨產(chǎn)業(yè)的研究。大多數(shù)研究主要是針對企業(yè)的垂直和水平關系，這些關系通常由二元變量來代表。而國內(nèi)目前在技術合作與創(chuàng)新關系論述中以定性描述居多，定量偏少［5］。

有些研究發(fā)現(xiàn)，合作網(wǎng)絡對企業(yè)創(chuàng)新績效有顯著的影響［6，7］。例如，Shan 等(1994)認為，美國生物技術產(chǎn)業(yè)的那些新創(chuàng)企業(yè)基于專利數(shù)量計算的創(chuàng)新產(chǎn)出與它們已經(jīng)建立的企業(yè)之間的正式合作關聯(lián)的數(shù)目具有正相關性。Ahuja(2000)在美國化學產(chǎn)業(yè)也有類似的結論，并且還發(fā)現(xiàn)，諸如垂直聯(lián)系的直接關系對創(chuàng)新有顯著影響，而間接關系只產(chǎn)生次要的影響。伴隨著對創(chuàng)新網(wǎng)絡結構的研究，一些研究開始探討不同的合作網(wǎng)絡模式對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。Whitley等認為，不同的合作網(wǎng)絡模式對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的效應［8，9］。但其影響程度有何差異卻沒有進行深入探討。劉元芳、陳衍泰、于建星(2006)根據(jù)2004－2005年對上海、浙江、江蘇、福建等地技術聯(lián)盟的105份有效問卷分析指出，企業(yè)內(nèi)部知識創(chuàng)新能力越高，其在網(wǎng)絡中心地位的作用對于提高企業(yè)創(chuàng)新績效具有更高的正相關關系［10］。

區(qū)域創(chuàng)新文獻方面，De Propis(2002)憑借英國西部Midland區(qū)域435家制造業(yè)企業(yè)跨產(chǎn)業(yè)研究，探討了企業(yè)間關聯(lián)對創(chuàng)新的效應。他以企業(yè)與供應商和客戶就創(chuàng)新和直接活動的合作關系的有無;產(chǎn)品創(chuàng)新還是過程創(chuàng)新;累進創(chuàng)新還是突變創(chuàng)新這樣的二員變量進行劃分，發(fā)現(xiàn)那些熱衷于與客戶和供應商合作的公司更傾向于產(chǎn)品創(chuàng)新，而與小的供應網(wǎng)絡之間的緊密合作對過程創(chuàng)新至關重要。突變創(chuàng)新更傾向于與客戶和供應商的合作。然而，對于累進式創(chuàng)新，只有與供應商的合作是具有統(tǒng)計意義的。Freel和Harrison(2006)在北英格蘭和蘇格蘭對1300家小型和中型制造業(yè)和服務業(yè)部門的企業(yè)也作了類似研究，發(fā)現(xiàn)，在制造業(yè)，突變式產(chǎn)品創(chuàng)新更傾向于與購買方企業(yè)的合作而非創(chuàng)新者的合作，在服務業(yè)也能發(fā)現(xiàn)同樣的局面。但這里與供應商合作相對于與非創(chuàng)新者之間合作來說在解釋產(chǎn)品創(chuàng)新方面更重要的［1］。

總之，理論和實證研究顯示:企業(yè)間的技術合作關系對創(chuàng)新有正向影響，盡管其在創(chuàng)新活動過程中的重要性隨合作關系數(shù)量和網(wǎng)絡關系存在的情境不同而不同。一般來說，垂直合作關系似乎是顯著的，而僅有少量證據(jù)表明，水平關系是起作用的。通過上述對文獻的梳理可知:

1.多數(shù)實證研究傾向于使用“有或無”的二元變量，來反映創(chuàng)新水平和合作關系。盡管該方法能得出一些有價值的見解，但它忽略了創(chuàng)新程度和其它方面重要信息。結果這些研究無法詳細地對成功創(chuàng)新所要求的企業(yè)間技術合作的程度加以說明。

2.上述實證研究傾向于特定產(chǎn)業(yè)和/或特定區(qū)域，或集中于某幾個產(chǎn)業(yè)，而沒有對特定幾個產(chǎn)業(yè)下，合作關系對創(chuàng)新變量的重要性程度的差異，以及網(wǎng)絡關系對傳統(tǒng)和現(xiàn)代兩大產(chǎn)業(yè)重要性程度差異的研究，這些問題都將在下文中加以論述。

三、樣本的選取

本文的數(shù)據(jù)搜集自廣東省五個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)部門:分別是電子信息業(yè)、汽車制造業(yè)、醫(yī)療器械業(yè)、紡織服裝業(yè)和家具制造業(yè)。前三個屬于現(xiàn)代制造業(yè);后兩個屬于傳統(tǒng)制造業(yè)。這種產(chǎn)業(yè)選取有利于對傳統(tǒng)與現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)進行比較。企業(yè)樣本框來自于各個產(chǎn)業(yè)協(xié)會和貿(mào)易協(xié)會的企業(yè)名錄。該目錄提供了各產(chǎn)業(yè)企業(yè)聯(lián)系方式和背景信息。問卷于2010年10月寄送給企業(yè)目錄上有聯(lián)系方式或通過官方網(wǎng)站可以聯(lián)系上的企業(yè)管理人員。

本次調(diào)查對象為總經(jīng)理、負責技術的副總或者技術總監(jiān)、研發(fā)部負責人。第一封信發(fā)出三周后我們發(fā)出了第一次提醒，第一次提醒兩周后我們又發(fā)出一次提醒。共發(fā)放問卷800份，回收426封信(占總數(shù)的53.25%)，其中有效問卷421份(占總數(shù)的52.63%)。在421份有效問卷中，在95%的置信區(qū)間下，樣本差錯率為4.6%，屬于調(diào)查研究可接受的范疇。但這里需要注意的是，使用產(chǎn)業(yè)協(xié)會和貿(mào)易協(xié)會的企業(yè)名錄作為樣本的缺陷之一，就是它們低估了小企業(yè)。因此，樣本偏差的結果可能會高估創(chuàng)新和合作的數(shù)量。這些小企業(yè)可能并不在這些行業(yè)協(xié)會的企業(yè)名錄之內(nèi)。因此樣本有可能傾向高估創(chuàng)新和技術合作企業(yè)的數(shù)目水平。

問卷內(nèi)容包括公司的商業(yè)背景、規(guī)模和收入、研發(fā)和創(chuàng)新活動以及各自的技術合作和網(wǎng)絡聯(lián)系，尤其是與主要的購買方、客戶、供應方以及那些同行或競爭者。這些問題所涉及的時間段是2007年9月－2010年9月。創(chuàng)新和合作包括很多方面的活動，為了量化這些答案，我們采用了通用的結構化了的李克特量表(表1)，這些變量的數(shù)據(jù)都是多維度和多標量的。

四、模型說明

(一)模型的修訂 本文所采用的模型是在已有的標準知識生產(chǎn)函數(shù)基礎上(Freel和Harrison，2006;Oerlemans等，2006)，增加了獨立預測變量即技術合作變量后的修訂模型，如下式所示。

表1 各變量及其構建方法描述表

(二)因變量:創(chuàng)新 創(chuàng)新很難量化。目前許多研究都使用訪談和/或調(diào)查問卷的方法，傾向于使用分類值，這必然涉及累積式創(chuàng)新和突變式創(chuàng)新兩種。這些指標有助于進一步揭示創(chuàng)新的本質(zhì)，但它們也易受當時的情境影響，并且還受調(diào)查者和被調(diào)查者主觀評價與理解的影響(Pavitt，1988)。

考慮到上述幾個缺陷，本文在Molina－Morales和Teresa Martinez－Fernandez(2006)以及 Tsai和Ghoshal(1998)等學者采用方法的基礎上，通過詢問被調(diào)查企業(yè)過去三年通過各種合作活動進行創(chuàng)新的數(shù)量，來度量企業(yè)的創(chuàng)新水平。這是一種基于頻次的度量方法，所包含的活動和項目見表1。

關于創(chuàng)新有3個構念:首先是創(chuàng)新的綜合衡量，使用表1中1)－5)所用項目，代表某個公司創(chuàng)新水平總的衡量標準。其次，本文對產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新分開測定，每個項目都通過了克朗巴哈有效性檢驗。采用頻次標準的方法使得產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的度量成為可能，卻無法對累積性創(chuàng)新還是突變式創(chuàng)新加以明確區(qū)分。而且基于頻次度量的方法確實捕捉到了不同公司間創(chuàng)新水平的多維度本質(zhì)特征。因為本研究旨在評價技術合作關系對企業(yè)間創(chuàng)新水平的影響，所以用頻次方法測度是合適的(除了能反映創(chuàng)新的有和無，還能更進一步地反映出創(chuàng)新的程度)。

(三)自變量:合作變量 對于創(chuàng)新，原有研究傾向于把合作視為簡單的二元變量，即合作在雙方發(fā)生與否。如前面方法所述，這種類別變量的使用可能會忽略掉一些重要信息。在本研究中，對其衡量使用通用的李克特五點量表，使得反映合作方面的信息范圍更大了。1=沒合作，……，5=高水平合作。這樣，對被調(diào)查者的提問范圍涉及到與主要購買方或客戶的合作;與主要供應商的合作，及與主要競爭者的合作。

使用的量表是基于Schmitz，Knorringa和Nadvi等一系列對合作行為研究的成果。該量表具體內(nèi)容見表一。總的來說，9個合作構念均是可操作的。對于每一個構念，每個企業(yè)所有相關項目的均值都是可以計算，并經(jīng)過了克朗巴哈有效性檢驗。

1.與購買方合作 表1“與購買方合作”這一變量有三個構念:一是“與購買方合作”的綜合度量見1－7;二是“與購買方合作”進行產(chǎn)品創(chuàng)新，見1－3;三是“與購買方合作”進行過程創(chuàng)新，見4－7。在綜述中，提到“與購買方合作”的水平越高，企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的水平越高。

2.與供應方合作和競爭者間合作 相似地，二者都分別有3個可操作變量。綜合度量分別見于表一相應欄內(nèi)的1－7和1－8;產(chǎn)品創(chuàng)新的度量分別見相應欄內(nèi)的1－2;過程創(chuàng)新分別見相應欄內(nèi)的3－7和3－8;

同樣，與“供應方合作的水平”與創(chuàng)新的水平預計呈正相關。按照文獻綜述中關于產(chǎn)業(yè)區(qū)、創(chuàng)新環(huán)境和學習網(wǎng)絡方面的文獻，可以提出如下假設，即高水平的競爭者之間的合作導致高水平的產(chǎn)品和過程創(chuàng)新。然而，如Hitt等(1999)在戰(zhàn)略聯(lián)盟中所指出的那樣，其原因之一是合作創(chuàng)新是為了避免重復創(chuàng)新。因此，水平合作與創(chuàng)新之間的負相關關系也是可能的。

(四)控制變量 為了控制公司內(nèi)部資源對創(chuàng)新的影響，本研究的控制變量包括銷售額增長、企業(yè)規(guī)模和年齡(Symeonidas，1996)。此外，還包括特定投入(如研發(fā)支出和人力資源)對創(chuàng)新活動的貢獻(Cohen和Levinthal.1990)。已有的研究顯示:內(nèi)部資源與企業(yè)創(chuàng)新正相關。因此，可以預計，企業(yè)具有的內(nèi)部資源越多，創(chuàng)新產(chǎn)出的水平越高。表1提供了這些控制變量構建的詳細內(nèi)容。

(五)構建效度 在實證研究中使用多重指標的測量時，要考慮到構念所反映的實際度量內(nèi)容效度是否一致，根據(jù)Campbell和Fiske(1959)研究結論，這里對三方面的構念效度進行測定，即聚合效度、區(qū)別效度及表面效度與準則效度。經(jīng)測定，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)質(zhì)量已經(jīng)達到上述效度的統(tǒng)計要求。

(六)兩變量相關 描述性統(tǒng)計結果表明:合作自變量之間存在著顯著的相關性。多變量分析中所采用的多重共線性測試(方差膨脹因子)結果表明，可以忽略自變量之間的敏感性引起的估值問題。最后，遵從Hair等(2007)的方法，對于每一個構念，利用SPSS計算因子數(shù)，每個因子數(shù)具有標準的均值為0，標準方差為1。然后把它們應用于回歸分析中。

五、結果及討論

根據(jù)Molina－Morales和Tereasa Martinez－Fernandez(2006)的多層次變量回歸估計模型，見公式(1)，即首先控制變量對因變量進行回歸，然后相繼加入了多個預測變量(如技術合作關系)并對其進行回歸。該模型首先對這5個產(chǎn)業(yè)的全體作為總樣本進行創(chuàng)新方面總的估計度量，然后又分別對創(chuàng)新總模型中的兩個子樣本，即產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新進行度量。接著又依次對每一個產(chǎn)業(yè)作為子樣本進行估計。

(一)所有五個產(chǎn)業(yè)作為總樣本的綜合分析結果R2統(tǒng)計檢驗結果顯示合理，并與綜述部分已有研究結果一致，模型自身設定較好。結果顯示:企業(yè)規(guī)模和收入增長這些控制變量在解釋創(chuàng)新水平時都是起顯著的正向作用。在綜合模型中，企業(yè)成立時間的重要性有限;而人力資源水平(以有學歷員工的比重來代表)只是在特定產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)顯著性(表2)。

正如綜述所述，研發(fā)變量在總的創(chuàng)新模型和過程創(chuàng)新模型中都具有正向的統(tǒng)計顯著性。然而，在產(chǎn)品創(chuàng)新模型中，研發(fā)卻出人意外地不具有統(tǒng)計顯著性。其原因似乎是因為本研究采用基于頻次的方法對產(chǎn)品創(chuàng)新進行度量有關。如本文第四節(jié)(二)部分所示，以頻次度量的缺點是他們無法區(qū)分產(chǎn)品創(chuàng)新的種類，尤其是對高價值增值產(chǎn)品創(chuàng)新與低價值增值的產(chǎn)品創(chuàng)新之間的區(qū)分。因此，研發(fā)可能無法解釋具有不同產(chǎn)品創(chuàng)新策略的企業(yè)之間的差異。與之相對照的是，過程創(chuàng)新盡管也是以頻次為基礎度量的，本質(zhì)上卻包含價值因素。因為如果過程和組織的變化能改善企業(yè)的效率，就會被優(yōu)先引入，結果見表2。該表顯示，較高水平的研發(fā)支出容易引起這種有利的變化。合作變量的引入改善了所有模型的R2統(tǒng)計量。從表2中可以看出，至少在垂直產(chǎn)品鏈上，合作是創(chuàng)新的正向顯著因子。價值鏈在促進創(chuàng)新方面的文獻已經(jīng)在綜述討論過，因此并非意外。Tether(2002)從系數(shù)的大小和較高的顯著性水平來看(在這兩種情況下，p＜0.01)，供應商合作在解釋這三方面創(chuàng)新似乎是最重要的。從產(chǎn)品創(chuàng)新角度來看，使用者似乎可以通過提高投入品效用和質(zhì)量以及同時促進信息和思想的交流方面來加強與供應方之間的合作。對于過程創(chuàng)新，加強與上游關于交貨時間、技術、勞動力培訓和產(chǎn)品組織方面的協(xié)同，對企業(yè)形成正向反饋效應和合作效應，似乎也起到了非常重要的作用。

表2 包括所有產(chǎn)業(yè)的總樣本中各自變量分別與因變量—創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的綜合分析結果

“與購買方合作”在解釋綜合創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新水平時，其結果也是顯著的。盡管解釋的程度有限。Freel和 Harrison(2006)提到，“與客戶的合作”可以確保產(chǎn)品的設計滿足特定顧客的需求，并且能滿足市場的需求。通過學習合作效應，企業(yè)能夠把各方的專業(yè)技術能力聯(lián)系起來，一方面降低產(chǎn)品交付后學習的需求，另一方面也避免了追加學習的行為，同時也相應地使創(chuàng)新者受益，為未來創(chuàng)新節(jié)省了更多的時間和資源。最后至少在綜合模型中，企業(yè)間橫向合作與創(chuàng)新的關系并沒有出現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

(二)5個不同產(chǎn)業(yè)各自作為子樣本分析結果

5個不同產(chǎn)業(yè)各子樣本結果見表3，表4和5。一般來說，因為子樣本自由度要比綜合樣本的自由度低，所以子樣本統(tǒng)計顯著性會改變。然而，通過對單個產(chǎn)業(yè)的分析，也在上述討論結果的基礎上，得出了許多有價值的發(fā)現(xiàn)。因為已有研究對這些產(chǎn)業(yè)內(nèi)部技術合作與創(chuàng)新之間的關系考慮得簡單。

從汽車產(chǎn)業(yè)的綜合創(chuàng)新和過程創(chuàng)新結果看，就規(guī)模而言，與供應商和競爭者的合作對創(chuàng)新水平有正向效應。紡織服裝和家具制造業(yè)這兩個傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)研究結果比較有趣，結果顯示，較高水平的供應商合作在提高創(chuàng)新水平方面是顯著的。對于新產(chǎn)品，兩個產(chǎn)業(yè)都依賴于新材料的投入。在家具業(yè)，與供應商就各種材料的技術合作促進了產(chǎn)品創(chuàng)新的水平。同樣地，紡織服裝業(yè)也通過與供應商就不同織品、紗線和面料的使用達成緊密合作，促進了該部門的過程創(chuàng)新。然而，只有在紡織業(yè)，下游和水平合作關系的顯著性水平有差異。對于廣東省紡織制造業(yè)來說，與購買方的緊密合作為企業(yè)提供了市場需求方面的信息，即產(chǎn)品創(chuàng)新的源泉。此外，水平合作對該產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新都呈負相關。與綜述的解釋相似，通過資源共享，企業(yè)能夠避免重復創(chuàng)新活動，從而利于降低重復記錄創(chuàng)新的數(shù)目。

表3 5個不同產(chǎn)業(yè)與因變量——創(chuàng)新的綜合分析結果

表4 5個不同產(chǎn)業(yè)與因變量——創(chuàng)新(產(chǎn)品創(chuàng)新)的分析結果

表5 5個不同產(chǎn)業(yè)與因變量——創(chuàng)新(過程創(chuàng)新)的分析結果

最后對于較現(xiàn)代的產(chǎn)業(yè)部門，有證據(jù)顯示:醫(yī)療器械產(chǎn)業(yè)的合作關系對創(chuàng)新有重要作用。在價值鏈中，不但“與供應商合作”在過程創(chuàng)新中的重要性得到了證實，通過定制醫(yī)療器械滿足特定最終用戶需求方式的“與購買方合作”在產(chǎn)品創(chuàng)新過程中的重要性也得到了證實。

(三)對結果的綜合討論 總的來說，表2至表5的結果為合作關系對企業(yè)創(chuàng)新績效具有重要作用提供了支持。其作用大小隨產(chǎn)業(yè)類型、垂直還是水平產(chǎn)業(yè)鏈，以及是產(chǎn)品創(chuàng)新還是過程創(chuàng)新的不同而不同。然而總體來看，垂直合作關系對創(chuàng)新的作用最大，水平合作關系的重要性次之。當然，需要注意的是:供應商合作在解釋這三方面創(chuàng)新似乎是最重要的。從產(chǎn)品創(chuàng)新角度來看，使用者似乎可以通過提高投入品效用和質(zhì)量以及同時促進信息和思想的交流方面來加強與供應方之間的合作。對于過程創(chuàng)新，加強與產(chǎn)業(yè)鏈上游關于交貨時間、技術、勞動力培訓和產(chǎn)品組織方面的合作，對企業(yè)形成正向反饋效應和合作效應，似乎也起到了非常重要的作用。這是與文獻綜述中提到的解學梅關于上海和深圳兩地不分行業(yè)的188家中小制造業(yè)企業(yè)的研究結果相符合，即沿著價值鏈企業(yè)間一系列合作活動能引發(fā)企業(yè)高水平的創(chuàng)新。該領域已有的定量研究只是強調(diào)了合作關系存在性，或者合作關系的數(shù)目顯著地促進了創(chuàng)新，然而對于其合作關系的本質(zhì)較少說明。表2中，“與購買方合作”在解釋綜合創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新水平時，其結果也是顯著的。盡管解釋的程度有限。最后，至少在綜合模型中，企業(yè)間橫向合作與創(chuàng)新的關系并沒有出現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。本文實證研究結果顯示，除了確立適當?shù)暮献麝P系，在評估合作對創(chuàng)新的影響時，應關注企業(yè)間合作的層面、程度和強度。

通過對產(chǎn)業(yè)子樣本的分析，得出了許多有價值的發(fā)現(xiàn)，見表3至表5。因為已有研究對這些產(chǎn)業(yè)內(nèi)部技術合作與創(chuàng)新之間的關系考慮得簡單，從汽車產(chǎn)業(yè)的綜合創(chuàng)新和過程創(chuàng)新結果看，就規(guī)模而言，與供應商和競爭者的合作對創(chuàng)新水平有正向效應。紡織服裝和家具制造業(yè)這兩個傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)研究結果比較有趣。結果顯示，較高水平的供應商合作在提高創(chuàng)新水平方面是顯著的。對于新產(chǎn)品，兩個產(chǎn)業(yè)都依賴于新材料的投入。在家具業(yè)，與供應商就各種材料的技術合作促進了產(chǎn)品創(chuàng)新的水平。同樣地，紡織服裝業(yè)也通過與供應商就不同織品、紗線和面料的使用達成緊密合作，促進了該部門的過程創(chuàng)新。然而，只有在紡織業(yè)，下游和水平合作關系的顯著性水平有差異。對于廣東省紡織制造業(yè)來說，與購買方的緊密合作為企業(yè)提供了市場需求方面的信息，即產(chǎn)品創(chuàng)新的源泉。此外，水平合作對該產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新都呈負相關。與綜述的解釋相似，通過資源共享，企業(yè)能夠避免重復創(chuàng)新活動，從而利于降低重復記錄創(chuàng)新數(shù)目。

最后對于較現(xiàn)代的產(chǎn)業(yè)部門，有證據(jù)顯示:醫(yī)療器械產(chǎn)業(yè)的合作關系對創(chuàng)新有重要作用。在價值鏈中，不但“與供應商合作”在過程創(chuàng)新中的重要性得到了證實，通過定制醫(yī)療器械滿足特定最終用戶需求方式的“與購買方合作”在產(chǎn)品創(chuàng)新過程中的重要性也得到了證實。在電子信息產(chǎn)業(yè)，垂直合作對過程創(chuàng)新的影響在3個模型中顯著，這與Kazuyuki Motohashi對汽車和電子產(chǎn)業(yè)的研究結果相似［11］，見表5。

從政策制定者角度看，本文的研究結果對供應鏈的管理與協(xié)調(diào)有明顯的啟示:盡管合作關系曾經(jīng)一度被視為克服交易成本和防止獨占的替代方式，但現(xiàn)在卻被視為創(chuàng)新的重要來源。尤其是促進產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)部企業(yè)間共同進行產(chǎn)品設計、批發(fā)分配及市場營銷等方面的合作，不僅有利于知識的轉移和組織學習，而且提高了創(chuàng)新績效。然而促進緊密的合作關系有時容易說卻不容易做。這種關系必然依賴于企業(yè)間共同約定、互信和理解，雖很難達成卻很容易被破壞［12］。

六、結論與展望

本文提供了廣東省5個制造產(chǎn)業(yè)企業(yè)間合作與創(chuàng)新之間關系的新證據(jù)。其結果有助于深度地分析比較廣東省具有重要戰(zhàn)略意義的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)合作創(chuàng)新的差異。進行此研究與其他研究最大的差異是對數(shù)據(jù)搜集及分析工作采用的是多維度和多標量的方法。這就需要考慮在構建關鍵變量時要能夠獲取額外的信息，尤其是與產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新有關的創(chuàng)新活動的范圍和程度的信息。盡管本文結果支持這樣的觀點:即合作關聯(lián)是企業(yè)創(chuàng)新的重要來源。同時也強調(diào)，這一合作的強弱對于促進創(chuàng)新績效也是至關重要的。簡而言之，改善企業(yè)的雙邊關系可能會提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。如果垂直關系能夠在統(tǒng)計意義上對創(chuàng)新有最強的影響，那么就對供應鏈管理具有重要的意義。對于政策制定者來說，應該先加強沿著價值鏈的網(wǎng)絡關系。

最后，采用本文使用的方法進行決策時應注意的是，首先此類研究的典型特征是合作到創(chuàng)新是一種前因后果的關系。由于數(shù)據(jù)可能反映出反向關系:即具有較高水平創(chuàng)新能力的企業(yè)比那些具有較低創(chuàng)新水平的企業(yè)更易合作。很明顯，通過定量研究，這有利于更深入地研究合作關系的本質(zhì)。其次，結果顯示出了這幾個產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性的程度。因此籠統(tǒng)地得出這幾個產(chǎn)業(yè)合作與創(chuàng)新間關系的結論是不明智的。的確有必要對其他產(chǎn)業(yè)，如服務等部門協(xié)同與創(chuàng)新之間關系的本質(zhì)進行研究。

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