互联网对企业创新绩效的影响及其机制研究——基于开放式创新的解释

王金杰 郭树龙 张龙鹏

一、问题提出

已有对于企业创新的研究大部分集中于生产者创新活动和绩效，因此，如何配置企业内部的研发资金与研发人员、如何有效治理、如何发展企业文化促进创新绩效等领域成为研究重点。然而，以生产者为中心的企业创新模式开始受到挑战，一些具有重要经济价值的创新出现了由用户和其他机构分工合作、共同完成的新模式，这种以用户为中心的开放式创新似乎成为学界关注的新重点（Baldwin和Hippel，2009）。尤其在计算机及互联网等信息技术出现以后，这一趋势就越发明显。我国互联网普及率从2005年的8.5%上升至2016年的53.2%，网民数量达到7.31亿，移动互联网民数量达到6.96亿①数据来源于中国互联网络信息中心（CNNIC）在京发布的第39次《中国互联网络发展状况统计报告》。，这些互联网接入者广泛地应用大数据、云计算、电商平台等互联网工具，不但打通了虚拟与实体空间，打破了时间与空间约束，也形成了各种创新资源在全球化视域内的广泛联通（李海舰等，2014），成为影响企业创新绩效和创新方式的重要因素。

企业创新始终是学术界和政府部门关注的重要课题，诸多研究围绕要素投入（鞠晓生等，2015）、文化嵌入（张敏和张一力，2014）、政府扶持（黎文婧和郑曼妮，2016）、制度安排（卫旭华等，2015）与创新绩效之间的关系展开，得出了很多有益的结论。然而，互联网如何影响企业创新绩效这一问题还未得到深入研究，这与蓬勃发展的互联网及其所带来的创新效应的典型事实是不匹配的。对于该问题的研究，一部分文献将该问题追溯到“信息技术生产效率悖论（Carr，2003）”这一历史根源，并将研究扩展到信息技术吸收、扩散对企业创新绩效和方式的影响（Rogers，2003），如信息技术发挥了服务主导逻辑（Service-dominant Logic）、新组织逻辑等影响企业创新（Barrett等，2015；Lusch和 Nambisan，2015）。另一部分文献将互联网等信息技术作为基础设施，认为互联网能够加强组织部门之间紧密联系、企业内外部管理、促进技术知识的交流和扩散（Bygstad和 Aanby，2010），也能成为企业或个人等微观主体的社会资本（严成樑 ，2012），从而影响企业创新，也有学者以基础设施投资为研究视角，研究电信网络或信息技术基础设施投资等对私人部门研发、企业创新的影响（张伯伟等，2013；蔡晓慧和茹玉骢，2016）。还有一些学者从创新网络（孙耀吾等，2013；Lyytinen，2016）、信息传递（董洁林和陈娟，2014）、社会资源（尹士等，2018）、外部环境（杨德明和刘泳文，2018）等视角研究互联网对企业创新的影响。尽管已有研究为互联网影响企业创新绩效与机制提供了一定的理论和经验支撑，但多数研究仅仅将互联网作为信息技术或基础设施来测算或验证其对企业创新的影响，而未就互联网“连通性”的这一本质特征（江小涓，2017）展开研究，这可能对互联网影响企业创新绩效的估计造成偏误，更难以清晰揭示互联网影响企业创新的内在机制。

基于连通性这一特征，互联网对企业创新绩效的影响机制，实质是企业利用互联网工具采用开放式创新替代以生产者为核心的封闭式创新模式，是企业创新方式转变的过程。一些现象显示，互联网为企业带来的不仅仅是开放的创新资源聚集，也为企业带来了开放式的创新文化和治理方式。以小米公司为例，其不仅仅利用互联网营造企业创新生态，激励发烧友、消费者等参与者为小米研发提供创意，还通过虚拟社区聚集互联网客户群的生活方式，利用客户的认知盈余在各个阶段采用众包方式与客户无缝合作，且在公司内部采取小团队负责制替代金字塔式治理，每个阶段无缝对接、迭代开发，从而形成小米“无缝开放式创新”模式（董洁林和陈娟，2014）。然而，现有文献仅关注互联网为企业带来开放创新资源，主要观点认为互联网能方便快捷地连接经济社会主体，使得大量企业出现了企业内部与外部用户、科研机构及相关企业等主体形成分工合作、共摊研发费用并共享研发成果的“开放式创新”，强调通过内外部创新资源的流动促进企业内外部技术创新及市场范围扩大（Chesbrough，2003；West和Gallagher，2006；Baldwin和 Hippel，2009）。尽管一些学者意识到开放式创新的有效采用具有比较强的情景依赖性（高良谋和马文甲，2014），认为企业实施开放式创新并不意味着外部知识或创新就能自动的进入组织内部，而需要企业具备相应的吸收能力与相应的企业文化，才能更好地协调外部知识、创意和资源（Dahlander和 Gann，2010）；同时，企业实施开放式创新意味着过多的外部创意和资源将造成管理注意力配置问题（Ocasio，1997），因此，企业更应具备同等对待、管理内外部知识资源的能力，而现有文献并未将开放式文化、开放式治理纳入到研究框架。全面客观地评价开放式创新方式，将开放式的创新资源、创新文化和治理方式纳入到研究视野并建立一个更为全面的理论分析框架，对于研究互联网对企业创新绩效及机制这一命题具有重要的理论和现实意义。

本文试图以互联网连通性这一最为基础、本质的特征作为研究逻辑的起点，分析并验证互联网与企业创新绩效的关系及内在机制，引入开放式创新理论并构建开放式创新框架，使用2009—2015年中国上市公司微观企业数据进行实证分析。与以往研究相比，本文的边际贡献在于：第一，本文识别并针对互联网“连通性”的本质特征，揭示互联网对企业创新的实质是构建无界、有效、全面的开放式创新网络，拓展了该问题的研究视野；第二，以开放式创新为理论基础分析互联网对企业创新绩效的影响机制，建立一个全面的开放式创新的分析框架，将创新资源整合、扁平化治理、开放式文化嵌入等纳入其中，形成企业创新的新方式，有助于开放式创新的理论扩展，并揭示互联网影响微观企业创新的内在机制；第三，使用2009—2015年中国上市公司微观企业数据及其所在城市平均互联网接入数，实证分析了其对企业创新绩效的影响及机制，发现互联网的接入能提升企业创新绩效，并以新的资源配置方式放大企业内部创新投入对创新绩效的影响，以新的治理方式替代了传统治理模式对创新绩效的影响，这为有关部门制定、实施相关政策提供了科学依据。

二、理论推演与研究假设

随着技术复杂度的不断提高，单个企业很难满足创新中的技术和资金要求，企业创新对于物质环境、制度环境与关系环境等的依赖性越来越强（周密等，2013），仅仅依靠企业内部持续的资金注入和高强度技术研发获得竞争优势，已经不能满足企业的创新需求。West和 Gallagher（2006）开放式创新的提出为该问题提供了可能的解决方案。开放式创新是指企业系统地在内部、外部广泛资源中鼓励和寻找创新资源，有意识地把企业的能力和资源与外部获得的创新资源整合起来，并通过多种渠道开发市场机会的一种创新模式，这一过程是企业创新全过程的开放行为，包括创意产生、研究开发、实验、生产和市场化等阶段（Lazzarotti和 Manzini，2009）。但是，传统环境下的开放式创新环境和网络构建通常会受到时空的限制，这也就限制了开放式创新在企业创新中发挥作用，使得企业运用开放式创新的协作成本较高，主要包括产量损失、资源分流、常规活动的中断以及其他组织“内部”成本。

而互联网为企业实现全面的开放式创新提供了新的可能。互联网具备连通性特征，这一本质特征能方便、快捷地连接经济社会的各个主体，也使得各种资源得以广泛的重新聚集整合（江小涓，2017），形成一个打破时空限制、高度一体化的经济社会。第一，连通性使得接入互联网的企业创新资源的组合方式发生变化。互联网的发展越是深入，应用越是广泛，经济社会的连通性越高，一体化程度也就越高。开源软件、网络平台、虚拟社区等新的互联网应用的出现，企业组织方式由实体企业向虚拟企业转化，并出现了平台经济、共享经济、众包众聚等新的企业运行方式，这使得创新知识、人才、资金等创新资源可以通过互联网无界的自由流动，形成开放、协同和合作的创新网络；同时，企业接入云计算、大数据、电商平台等互联网工具，能够捕获消费者、潜在消费者、供应商等数据信息，通过处理这些数据可以有助于企业进行各种分析，从而更有针对性地进行创新、改进日常的管理经营（杨德明和刘泳文，2018）。第二，连通性使得接入互联网的企业创新资源的接入方式发生变化。企业通过互联网以梅特卡夫规律连接全球的技术纽带、资产纽带和契约纽带（李海舰，2014），企业通过隐合同等形式可与任一外部机构或个人之间形成开放合作，不再受时空和虚实限制以及组织边界限制。企业可构筑多元、分布式的开放式创新网络，发挥互联网在集聚创新资源，集聚不同的治理建议，构筑开放、平等、协作、共享创新文化等方面的作用，使企业主体与参与者间都能发挥协同创新效应，合作竞争并提高和促进企业创新绩效。

实质上，互联网为企业带来了全面开放式创新框架。互联网成为联通外部资源的重要工具，使得这种开放式创新更强调企业对外部的全面开放与整合，不仅限于对创新资源的引入，同时强调开放式的企业治理和企业文化。这种企业内部的组织结构与企业文化上的开放也将进一步增强企业对于创新资源的吸收能力、协调能力，进一步避免由于空间、文化和价值观差异带来的冲突、由于组织边界带来的管理成本过高等问题。由此可知，互联网对创新绩效的影响，实质上是互联网全面地打开了企业边界，形成一个无界、有效的全面的开放式创新框架，进而放大企业创新能力，提升企业创新绩效和水平。

（一）内外部创新要素的整合

互联网为企业提供低成本的搜索平台、开源软件等，以供企业免费使用或购买，为企业在某一创新环节或过程构建合作网络创造了条件（Henkel，2006），甚至使企业可以在全球范围内配置创新资源（Frank和 Piller，2003），有效聚集创新人才和资金等要素。

一是降低企业创新过程中的交易成本。企业开放式整合内外部创新要素会面临着信息不完备、不对称和搜寻成本高的瓶颈。互联网为企业提供低成本或免费使用的搜索平台和开源软件，可以降低企业对内外部创新要素的搜索和甄别成本，甚至为企业在某一创新环节或过程中构建合作网络创造条件甚至可以在全球范围内配置创新资源，聚合创新人才和资金等要素（Henkel，2006）。此外，企业将大数据、云计算等应用到企业的生产、销售、研发等各个环节，并产生海量产品运行数据，企业可对互联网相关信息进行加工整理，更有针对性地做出创新改进。另一方面，互联网积累了大量的信息、数据资源，并通过设置信用、知识产权保护、契约执行等复杂的规则，承担了“担保”的功能，使得参与者与参与者之间能以更为松散的不完全契约替代成本更高的契约型合作关系（孟凡新和涂圣伟，2017；韩先锋等，2014），消费者、供应商、科研院所甚至竞争对手都可能透过这种不完全契约的形式，将散乱的、碎片化的创新意见汇聚到企业内部，与企业内部研发人员形成内部创新意见的互动、组合，提高内部科研人员的创新效率。有些企业为了更好地连接企业内、外部间的创新资源，甚至将技术难题放到网络平台上，以“众创”这一种不完全契约的形式，通过互联网平台第三方与外部创新资源互动连接，避免了与固定外部创新合作者之间的菜单成本，同时广泛的创新意见为企业内部技术重组、技术进步提供了外部激励。

二是提高了企业内部研发资金的使用效率。互联网的连通性使得更多的市场主体被纳入企业开放式创新过程中，而不仅仅聚焦创意生产、研究开发、试验、生产和市场化等过程。互联网为企业全球化的资金众筹带来可能，创新项目的“众筹”“众付＋预付”的融资方式，降低了企业对于创新投入的风险，提高企业内部研发资金的使用效率，也避免了企业研发部门单独实施开放式创新而带来的部门间冲突，降低了部门间的协调成本。以宝洁公司为例，该公司运用互联网再造技术和资金的众包模式，直接分享公司外部资源和创新成果，使自身整体研发能力大幅提高（Jacques等，2008）。因此，本文提出假设1。

假设1：互联网能够放大企业内部研发人员与资金等要素对企业创新绩效的影响。

（二）“扁平化”降低企业治理成本

互联网的连通性使得更多社会主体参与到公司的创新过程中，这些社会主体因参与企业的技术创新而获得“技术主权”，进而对于公司的技术创新、产品创新甚至创新策略拥有一定的创新建议和意见，而这实则构成了这些社会主体对企业创新的协同治理。换句话讲，外部社会主体将更大范围、更深层次地参与到企业创新治理过程中，帮助企业提供创新意见、协同创新治理意见，从而使公司形成扁平化创新治理模式，降低治理成本。

一是降低了企业创新的治理成本。一些互联网平台的兴起将股东、企业经营者、员工、市场资源提供者等利益相关者联结起来，使得企业能利用互联网平台形成更多的开放式创新“小微”团队，而互联网平台提供的一系列平台治理约束和激励，可使得“小微”团队能直接面对市场和消费者需求而进行自我组织与决策制定，从而降低了传统治理中的决策压力。微博、微信和论坛等互联网应用的出现为企业信息披露、传播和交流提供了新载体，更多中小股东、企业员工、投资人等利益相关者可以提供异质性创新建议。这种利益相关者的“赋权”和参与替代了企业从内部识别创新的“隧道视野”，迫使传统的集权式、多层次的治理结构趋向“去中心化”，有利于发现更好的企业创新计划（冯根福和温军，2008）。总之，传统的公司治理是以股东大会—董事会—经理层的垂直链条为主要形式，互联网应用的出现，可能促使企业组织结构和创新治理由“垂直化”向“扁平化”、“去中心化”过渡（李维安，2014；戚聿东和李颖，2018），而这种组织结构赋予分散在全球的高技术网络组织的技术持有者更多的话语权，这种“人人参与”式的开放式治理模式，也将激发开放式创新主体参与的主动权，降低企业传统的治理成本，从而提升企业创新绩效。

二是降低了企业创新的代理成本。互联网的应用使得信息传播更具开放性和及时性，使得弱势群体在互联网上获得部分主动权，同时，弱势群体之间结盟的信息和交流成本降低，个体活动更容易形成集体活动，使人人参与治理、人人监督治理成为可能。对企业外部来讲，创新合作者等利益相关者可以利用互联网，监督公司内部创新决策，确保董事会、监事会和大股东等创新决策的有效性和及时性；而对企业内部来讲，互联网强化了企业信息披露，企业内部员工更了解公司信息，掌握公司创新特征，从而降低企业创新的代理成本（李维安，2014）。这样一来，互联网的出现可能削弱了企业传统的治理主体的权威，进而增加开放式创新合作者的分散式的监督权利，这可能削弱企业的代理成本，也可能激发开放创新合作者的积极性，从而提高企业的创新绩效。因此，本文提出假设2。

假设2：互联网替代企业传统的垂直化治理方式进而影响企业创新绩效。

（三）互联网文化降低企业对创新价值认知差异

企业文化往往是企业生产、创新要素配置和产出方式的一种约束条件，因此企业文化与企业创新行为和绩效存在着密切的关系。互联网正在潜移默化地为企业文化注入新的内涵，“开放、平等、共享”的互联网思维深刻影响着企业文化，带来了新的思维方式和哲学观念（李海舰等，2014），放松了封闭式创新带来的思想约束，形成开放、合作的创新文化，从而更有利于企业吸收外部资源，提升企业创新绩效。

一是降低了内外部的创新观念冲突。对企业内部来讲，互联网文化的嵌入有助于管理层、员工等形成较为一致性的行为偏好，并易于形成高开放度、高信任度、高合作度的行为习惯，有助于企业广泛、平等吸收各个主体的创新意见或建议。对外部来讲，互联网价值观念的普及将减少或避免各种创新主体间价值观差异带来的冲突，从而降低企业寻求合作创新的协调成本，形成创新资源高效率聚合的局面（Bahemia和Squire，2010）。

二是易于形成平等、共享的创新价值观念。互联网的广泛应用突破了专利权和垄断的技术壁垒，与其他技术的交叉融合成为企业创新的趋势。实际上，互联网技术应用的广泛性和平等性蕴含着企业关系的平等性。互联网的应用使得开放和平等的观念嵌入到企业文化中，企业普遍意识到创新合作的重要性，并从企业与企业之间的竞争走向合作竞争，再到共建创新生态（郭家堂和骆品亮，2016）。这样一来，率先意识到开放和平等文化的企业，可能会拥有主动权，获取更多的开放式创新合作机会。因此，本文提出了假设3。

假设3：“开放、平等、共享”的互联网思维的渗透将放大企业文化对于创新绩效的积极影响。

图1 分析框架

基于以上假设，我们认为互联网对企业创新绩效存在影响，并能够带来企业的全面开放式创新。互联网的连通性降低了企业创新活动交易和契约成本、协同治理成本和对创新价值认知差异，从而使企业创新资源与要素跨越组织边界发生聚合重组，使得创新资源可能拥有治理权利与“开放、平等、共享”的开放文化，从而拓展企业边界，吸纳和整合外部创新要素，释放协同创新效应，形成开放式创新框架，提高企业对于开放式创新的匹配响应能力，从而最终提升创新绩效，如图 1所示。因此，本文除了验证互联网对企业创新绩效的影响外，还将重点验证互联网是否改变了企业创新模式，是否调节了创新要素、创新治理和企业文化对创新绩效产生的影响。

三、指标、数据与计量模型

（一）变量定义

1. 企业创新绩效。本文参考 Ledeman和 Saenz（2005）、张杰（2016）的研究，以专利授权数衡量企业的创新绩效，主要有两个原因：一是中国还是发展中国家，创新演进仍旧处于引进、模仿、吸收过程，专利是最好的衡量创新活动的指标（Ledeman和Saenz，2005）。二是由于许多地方政府以专利申请作为奖励本地企业创新的标准，因此可能出现相当数量的虚假申请、不合格申请，若使用专利申请数作为测度指标，可能使部分地区的创新测度失真（张杰，2016）。而专利授权数则是由国家知识产权局根据专利的新颖性、创造性标准审核通过的，可以部分避免上述问题。因此，本文使用专利授权数代表该企业创新绩效。参考Tong等（2014）中对专利类型的讨论，相比外观专利和实用新型专利，发明专利具备更高的创新属性，因此本文使用企业发明专利作为衡量企业创新绩效的指标（inv_eff1）。

2. 互联网水平。基于互联网连通性的技术特征，互联网水平的高低主要取决于接入互联网主体的数量。有鉴于此，本文选择企业所在城市的人均互联网宽带接入数作为衡量互联网水平的变量（intl1）。

3. 主要变量。为了衡量互联网如何影响企业创新绩效，本文进一步考察了互联网与创新要素、公司治理和企业文化的交互作用。

（1） 参考陆国庆（2011）等的研究，以企业研发资金投入（rdexp）、技术人员数量（jishur）两个指标，作为衡量企业创新要素的指标。

（2） 公司治理是企业技术创新的制度基础（O′Sullivan，2000；Belloc，2012），董事会是现代公司治理结构的核心，而独立董事的引入提高了董事会的独立性继而提高了董事会对技术创新的决策质量（冯根福和温军，2008）。在传统的治理结构中，独立董事拥有不同的知识背景和技能经验，可以提供专业化咨询，也能监督董事会决策，与企业科技创新之间存在正相关关系（赵旭峰和温军，2011）。企业总是在不确定的环境中运营，通过引入与外部环境相联系的独立董事，企业可以有效地处理不确定性，增加企业组织生存的可能性，配置更多的资源于创新活动，有效降低错误创新决策的概率（John和 Zahra，1991）。本文使用企业聘用的独立董事数量做为替代变量衡量传统垂直化的公司治理水平。借鉴冯根福和温军（2008）等对公司治理结构的测度，并考虑到2003年出台《关于上市公司建立独立董事制度的指导意见》，要求 2003年 6月后上市公司董事会中至少包括三分之一的独立董事，本文构造指标（ind_ratio）来衡量企业的治理情况，如果独立董事个数大于董事会人数三分之一则赋值为 1，否则为 0，以此消除按照规定要求聘任独立董事所带来的“虚假治理”问题。

（3） 借鉴王艳和阚乐（2014）对企业文化的测度方法，本文以“公司网站中是否含有对企业文化的专栏介绍”作为衡量企业文化水平的变量（culture），有则赋值为 1，否则为0。

4. 主要控制变量。本文参考黎文婧和郑曼妮（2016），选择公司规模自然对数（lnsize）、公司年龄自然对数（lnage）控制企业规模和年龄特征，使用资产负债比率（lia）、流动比率（liquidity）、固定资产比例（tangibility）衡量企业资产结构特征。

（二）数据来源、相关说明及描述性统计

参考吴超鹏和唐菂（2016）、赵子夜等（2018）的研究，考虑到 2007年后新《企业会计准则》的颁布对于创新要素投入的测算规则发生变化，为此，本文所使用数据来源于 2009—2015年 Wind经济金融数据库、《中国城市统计年鉴》等，并选取 A、B、H股上市公司作为研究样本，删除 ST类公司，删除数据不全的公司数据，最终样本有4130个观测值。本文收集整理了《中国城市统计年鉴》2009—2015年286个地级市互联网宽带接入用户数、移动电话年末用户数等。表1报告了本文主要变量的描述性统计。

表1 变量含义及描述性统计

（三）计量模型

本文参考 Ledeman和 Saenz（2005）、张杰（2016）、黎文婧和郑曼妮（2016）的模型设定，将互联网对企业创新绩效的影响构造为以下模型：

其中，下标f、c、t分别表示企业、城市和年份。需要说明的是，由于公司研发资金投入（lnrdexp f ct）、公司技术人员数量（ln jishurf ct）是企业创新的必要条件，因此，在测度互联网对企业创新的影响时，我们控制这两个变量。其中，δf和ϕt表示企业固定效应和城市固定效应。

为了进一步验证互联网与企业创新的微观机制，本文使用互联网与研发资金投入、技术人员数量的交互项来验证互联网对创新资源的整合效应，模型（2）、（3）用以验证假说 1；以互联网与独立董事（ind_ratio）的交互项来验证互联网与公司治理对企业创新的替代效应，模型（4）用以验证假说 2；以互联网与企业文化（culture）的交互项来验证互联网与企业文化对企业创新的互补效应，模型（5）用以验证假说 3①由于企业文化的数据的可得性，对于互联网是否通过影响企业文化进而影响企业创新绩效这一问题仅能使用截面数据进行验证。。具体模型如下：

四、实证结果与分析

（一）基本模型

结果见表2，第（1）列仅加入核心解释变量，第（2）列、第（3）列、第（4）列分别依次加入创新投入、公司规模及年龄、公司财务状况控制变量。在所有回归中，核心解释变量 lnintl1回归系数均显著为正，且人均互联网接入数提升 1%则企业创新绩效将提升 8.07%，这说明在控制了各种研发投入、企业规模特征、企业资产特征后，互联网的接入确实能够提升企业创新绩效，这可能是由于互联网的接入为企业带来内外部资源配置方式、内外部资源连接方式的变化，使企业获得了更有效的创新资源以及创新方式，从而提升了创新绩效。

表2 互联网对企业技术创新的影响

在所有回归中，研发资金投入（lnrdexp）、企业技术人员（lnjishur）的回归系数显著为正，说明企业研发投入对发明专利授权数的影响显著为正；企业年龄（lnage）、企业规模（lnsize）等变量回归系数显著为正，说明企业规模和成立年数对企业技术创新具有正向影响；固定资产投资比率（tangibility）显著为正，说明企业的固定资产投资对企业技术创新具备正向影响；资产负债率（lia）、流动性比率（liquidity）均不显著。

（二）微观机制

1. 互联网提升了企业内部研发投入的创新绩效

表 3中模型（1）仅包含互联网、研发资金投入及其交叉项，结果显示，互联网及其与研发资金的交叉项对企业创新绩效的影响均显著为正，这表明互联网本身能促进企业创新绩效，而且互联网的接入可以放大企业研发资金对创新绩效的影响，可以进一步提升创新要素使用效率，即通过接入互联网，企业可能获得“众筹”、“众付＋预付”等融资方式，而这些新的融资方式可能为企业带来外部研发资金，从而提高企业内部研发资金使用效率，进而促进企业创新绩效的进一步提升。表3中模型（2）、（3）逐步加入控制变量后，这一结果仍显著为正。表 3中模型（4）仅包含互联网水平、研发人数及其交叉项，估计得到互联网对企业创新绩效显著为正而交叉项不显著，这种偏误在加入控制变量后得以消除，模型（5）、（6）估计得到互联网及其与研发人数的交叉项对企业创新绩效均显著为正，这说明互联网能够放大技术人员投入对于企业创新绩效的积极影响。互联网通过降低企业交易成本和契约成本，使得内外部创新人才得以优化匹配，通过接入互联网企业内部技术人员可以获得科研院所、供应商、消费者等多元参与者的有效知识和信息，从而提高了技术人员的创新效率。因此，这个部分验证了假设 1，实证证明了互联网在研发人员与研发资金对企业创新影响中起到“放大器”的作用，通过互联网广泛的外部创新资源网络汇聚到企业中，为企业内部的创新资源提供了补充功效。

表3 互联网、研发投入的创新互补效应

2. 互联网降低了传统治理水平对创新绩效的影响

表 4中模型（1）仅仅包含互联网、公司治理及其交叉项，结果显示，公司治理的系数为 0.326，交叉项的系数为-0.039，这说明传统治理方式对企业创新绩效仍然存在积极影响，而互联网引入扁平化的治理方式，将开放合作者对于创新的治理意见，替代了传统的垂直化的管理模式。也就是说，企业接入互联网，将会使得传统公司治理方式对企业创新绩效的影响有所降低。这意味着，互联网所带来外部资源发挥了网络协同治理及在一定程度上可以部分替代独立董事的监督职能，打破了传统治理方式对创新行为的限制，尤其打破了对开放式创新合作者没有话语权这一限制，使得合作者具有参与的主动权、异质性建议权和监督权，这一变化将使得传统的垂直化治理模式对于企业创新绩效的影响作用下降，从而形成新的治理方式。这一结论也验证了前文所提出的假设 2，互联网替代企业传统“垂直化”的治理方式进而影响企业创新绩效。模型（2）中加入企业创新要素，模型（3）、（4）中逐渐加入企业年龄及规模特征、企业资产结构特征等控制变量后，主要变量的回归系数符号和显著性并未发生显著改变。

表4 互联网与公司治理的创新替代效应

3. 互联网与公司文化的创新互补效应

表5中模型（1）仅包含企业文化、互联网及其交互项，结果显示互联网系数显著为正，而企业文化水平为负且不显著，互联网与企业文化的交互项为正向显著；加入控制变量后结果更为稳健，模型（2）中加入企业创新要素，模型（3）、（4）中逐步加入企业年龄及规模特征、企业资产结构特征等控制变量，结果表明，互联网水平的系数仍显著为正，这说明，互联网所强调的“开放、平等、共享”思维观念对企业创新活动有潜移默化的影响，通过外部文化嵌入促使企业间建立高度的信任和合作纽带，降低区域内的交易成本，在构建社会网络中提升企业创新行为（张敏和张一力，2014）。而企业文化水平系数为正但不显著，二者的交互项为负向不显著。一个不容忽视的原因是，由于数据的可得性，本文测度企业文化的代理变量为“当前公司网站中是否含有对企业文化的专栏介绍”，这一数据为截面数据，可能直接造成结果出现偏误。这也将是本文继续探究的方向之一。遗憾的是，本结论并不能支持假设3。

表5 互联网与企业文化的创新互补效应

五、进一步分析：稳健性和内生性检验

（一）行业差异分析

信息化对技术创新效率的影响存在明显的行业性差异，技术密度较低、污染较小、平均规模较小及盈利较弱的行业，信息化对其技术效率的促进作用更大（韩先锋等，2014），由此可以推定，互联网对企业创新绩效的影响存在行业异质性。本文借鉴王凤荣和李靖（2005）、鲁桐和党印（2014）等按要素密集度对行业进行分类，并最终将本文590个企业所在45个行业划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三类。

按照资本、技术、劳动密集程度不同分为三组并对其分别进行回归，具体结果见表6。结果显示：在资本密集型分组中，模型（1）加入互联网、研发支出和控制变量，结果显示，互联网系数为0.128且在1%水平上显著，这表明互联网对资本密集型产业内企业创新绩效具有积极影响；进一步，模型（2）中加入互联网与研发支出的交叉项，交叉项系数在 10%水平上显著为正，这表明在资本密集型产业中，互联网与企业研发资金投入对企业创新产生互补功效。在技术密集型行业中，模型（3）中加入互联网、研发支出和控制变量，结果显示，互联网系数为0.0826且在1%水平上显著，这表明互联网对所属资本密集型产业的微观企业创新绩效具有积极影响；进一步，模型（4）中加入互联网与研发支出的交叉项，交叉项为 0.0235，但并不显著，这表明互联网发展并未对研发投入对企业创新绩效的作用产生影响。在劳动密集型行业中，模型（5）中加入互联网、研发投入和控制变量，互联网系数为正但不显著，模型（6）中加入互联网与研发投入的交叉项为正但不显著。

由此可见，技术密集、资本密集两种行业具有较强的相似性，创新资源要求投入量大、创新风险性高，互联网对这两种行业内创新资源的优化配置起到正向作用，互联网可提供更多的开放式、低成本的创新资源网络，从而对企业创新起积极影响；而资本密集型行业中企业对于研发资金投入的需求量更大，互联网为企业创新资金投入提供了众筹、众包等融资新途径，易于企业快速使用研发投资资金，从而提高企业创新效率。劳动密集型行业对于创新资源投入需求量相对较低，这些行业对于互联网提供的开放式创新资源的需求性也就较低，因此互联网发展对这类行业的创新影响并不显著。

表6 基于要素密集度的细分行业分类

（二）稳健性检验

为了确保研究结论的可靠，本文进一步对模型进行稳健性检验。首先，考虑到移动互联技术的快速发展，在全国 7.51亿互联网使用者中，移动互联网使用者达到 7.24亿，占互联网使用者比例为 96.3%①数据来源于中国互联网络信息中心（CNNIC）在京发布的第40次《中国互联网络发展状况统计报告》。，故我们使用人均移动互联网接入数替代人均互联网接入数作为模型自变量。表7中模型（1）仅加入人均移动互联网接入量、研发资金和研发人员情况，结果显示，移动互联网水平对企业创新绩效具有显著的正向影响，人均互联网接入数提高 1%，则企业创新绩效提高 13.6%。模型（2）中加入人均移动互联网接入数与研发资金的交互项，结果显著为正，这表明，移动互联网水平越高，研发资金投入对企业创新的影响越大，即企业接入移动互联网也将放大研发资金对企业创新绩效的积极影响。模型（3）中加入人均移动互联网接入数与技术人员数量的交互项，结果显著为正，这表明移动互联网接入数越大，技术人员投入对企业创新的影响越大，即移动互联网水平放大了企业技术人员对企业创新绩效的积极作用。模型（4）中加入互联网与独立董事的交互项，结果显著为负，这表明对企业创新来讲，互联网的接入使得公司传统的治理方式对企业创新绩效的作用有所降低。由此可见，以移动互联网人均接入数替代互联网人均接入数作为自变量对企业创新绩效进行回归，结果基本与前文结论一致，这也佐证了前文结论的稳健性①由于移动互联网是互联网的重要组成部分，因此，企业文化对移动互联网的嵌入实质与互联网的嵌入并无显著差异，且两者在文化内涵上也趋于一致，都具有“开放、平等、协作、共享”等精神，故本文不再对企业文化中移动互联网嵌入程度对企业创新的影响再做检验。。

表7 稳健性检验：对互联网发展水平的不同测度

其次，考虑到城市规模可能会影响到人均互联网接入数和企业的创新绩效，本文根据国务院印发《关于调整城市规模划分标准的通知》，按照人口数量将城市规模进行分类，主要包括超大城市、特大城市、大城市、中等城市、小城市。本文研究数据显示，所有数据中仅有3个超大城市、1个中等城市、0个小城市，特大城市、大城市数量较多且企业分布均匀，整体满足正态分布，故仅对特大城市、大城市进行分类回归。尽管不同规模城市的人均互联网接入数和企业创新水平均存在差异，但从回归结果看，互联网水平对企业创新绩效的影响在两组间几乎一致，均呈现显著性的正向影响，这一结果基本与前文结论一致，也进一步佐证了前文结论的稳健性。

表8 稳健性检验：基于城市规模的分类回归

（三）内生性检验

双向因果、遗漏变量、测度误差都可能导致内生性问题。本文选取上市公司数据、《中国城市统计年鉴》等权威数据降低测度误差；使用公司规模、资产流动性等变量加以控制并使用固定效应模型尽量克服遗漏变量带来的内生性问题；使用企业所在地级市人均互联网宽带接入数这一宏观数据对企业发明专利授权数这一微观数据进行回归，以在一定程度上降低双向因果所致的内生性问题。

为了稳健起见，本文继续选择使用工具变量法对内生性问题进行进一步处理。有效的工具变量需要满足外生性和相关性两个条件，我们借鉴李坤望等（2015）、施炳展（2016）选取工具变量的方法，使用《新中国五十年统计资料汇编》中 1985年所在城市公路里程数作为工具变量，这一变量代表该地区基础设施的历史水平，与后期人均互联网宽带接入数相关，但并不能影响企业技术专利授权数。

本文采用两阶段最小二乘法进行回归，表9显示，第（1）列利用工具变量对企业技术创新进行回归，结果显著为正，第（2）、（3）、（4）、（5）列分别加入工具变量与主要变量交叉项后，交叉项依然显著，依然与表 3、表 4、表 5回归结果类似。这说明，内生性问题并不影响基本估计结果，本文中心结论依然具有稳健性。

表9 工具变量回归结果

续表9

六、结论及建议

本文将企业发展的宏观互联网环境及微观企业创新纳入考量，验证了互联网对企业创新绩效的影响及其机理。理论上看，互联网为企业带来了全球化的创新资源配置方式、扁平化的治理方式以及“开放、共享和平等”的互联网思维，这一深刻变化导致创新资源发生跨界重组、聚合，进而形成一个全面的开放式创新框架，从而增强了企业开放式创新的吸纳、整合、协同创新能力，提升了企业对于开放式创新的匹配响应能力，而最终形成企业创新绩效的提升。实证结果显示，互联网对企业创新绩效存在正向影响，其中互联网与技术人员、研发资金投入对企业创新有互补作用，互联网与传统的公司治理对创新有替代作用，遗憾的是，互联网对于企业文化与创新关系的影响作用并不显著。经过稳健性和内生性分析，该结论依然成立。

以上结论对于互联网背景下我国企业创新发展与绩效提升具有理论指导意义。互联网背景下，企业应该积极主动地接入互联网，不仅要求其全面开放创新资源，更要求其治理模式、企业文化等要与开放式模式配合并及时调整和转型，从而最大程度地提高企业的创新绩效。

其一，企业应充分利用互联网“互联互通”的基本特征，推动内外部创新要素的汇集与融合。一方面，借助大数据、云计算、电商平台等突破“信息孤岛”，企业可在设计、制造、服务、市场化等多环节进行创新要素集成共享，实现企业内外部要素及产业上下游、跨领域各类要素的配置重组；另一方面，企业可借助开源软件、网络平台、众包众聚等应用，除了汇集各类人才、知识外，还可在创新资本、创新项目管理等多个方面展开开放合作。

其二，企业可实施扁平化治理结构，吸收内外部利益相关者，促进企业与社会的深度治理参与。企业可以借鉴和参考海尔实施的“人单合一”模式，通过构建互联网平台，赋予企业内外部主体更多权利自主创新、自主治理，同时，可采用微博、微信和论坛等多种互联网平台进行信息披露、传播和交流，吸收更多中小股东、企业员工、投资人等利益相关者的创新建议，赋予这些外部创新资源更多的创新治理话语权，使得企业结构由“垂直化”向“扁平化”过渡。

此外，互联网带来的开放式创新不仅是研发人才、资金的汇聚和创新成果的转化与共享，也是多方创新思维和文化的广纳和认知。企业也可适度地吸收开放、平等、共享的互联网文化，塑造合作开放的内部文化、价值观念和行为准则，形成内部开放性群体的创新意识和行为自觉。