創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)對核心企業(yè)創(chuàng)新績效的影響
——組織正念和政府研發(fā)補貼的視角

耿合江，李 沖

(1.安陽師范學院 商學院，河南 安陽 455000;2.河南中煙工業(yè)有限責任公司 安陽卷煙廠，河南 安陽 455000)

0 引言

在經(jīng)濟處于新舊動能關鍵換擋期，企業(yè)創(chuàng)新范式也從企業(yè)內(nèi)源性線性創(chuàng)新(創(chuàng)新1.0)轉(zhuǎn)變到企業(yè)開放式外部資源協(xié)同創(chuàng)新體系(創(chuàng)新2.0)，再到以客戶為導向政產(chǎn)學研用共生的創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)(創(chuàng)新3.0)。第一代和第二代創(chuàng)新范式仍然局限于企業(yè)和相關生產(chǎn)者之間的協(xié)作創(chuàng)新，而以市場客戶為導向的創(chuàng)新3.0將徹底改變創(chuàng)新范式的內(nèi)在結(jié)構(gòu)[1]。創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)不僅關注外部政策與市場因素，也關注核心企業(yè)與政學研及上下游企業(yè)的互動關系，更好地揭示了創(chuàng)新的本質(zhì)[2]。創(chuàng)新2.0躍升到創(chuàng)新3.0時代的必然結(jié)果是形成創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)，創(chuàng)新形式也從線性模式轉(zhuǎn)變?yōu)榉蔷€性的復雜動態(tài)模式，創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)演變?yōu)橐钥蛻魹閷虻恼a(chǎn)學研用共生模式。創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)中，核心企業(yè)的上游供應商可以共享創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中的產(chǎn)品創(chuàng)新資源，而客戶及時反饋的市場需求為企業(yè)創(chuàng)新提供了源泉[3]，高校和科研機構(gòu)為企業(yè)創(chuàng)新提供有益于企業(yè)創(chuàng)新的隱性知識和經(jīng)驗豐富的創(chuàng)新人才，持續(xù)推動創(chuàng)新資本的高效利用[4-5]。政府為核心企業(yè)的創(chuàng)新提供了政策支持和保障，而政府通過研發(fā)補貼和政策支持等多種方式為核心企業(yè)的創(chuàng)新活動提供有益的環(huán)境氛圍，具有激勵作用。許多學者研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)能力是企業(yè)創(chuàng)新績效的前因變量，開放式創(chuàng)新條件下，企業(yè)動態(tài)能力能快速提升企業(yè)創(chuàng)新能力，是企業(yè)微創(chuàng)新實現(xiàn)技術追趕的支撐機制[6]。但是企業(yè)能力是企業(yè)員工和團隊本身所具有的創(chuàng)新能力的客觀特征，是與企業(yè)創(chuàng)新有必然因果關系的影響因素，上述研究并沒有真正解釋企業(yè)創(chuàng)新績效的提升中，企業(yè)員工和團隊的心理運演過程和內(nèi)在機制。起源于東方文化的正念，近年來被廣泛應用于心理學、組織行為學和管理學的研究，并產(chǎn)生了豐富的研究成果。正念是個體、團隊和組織共同具有的屬性[7]。組織正念是組織面對威脅環(huán)境時，表現(xiàn)出的識別細節(jié)差異性以及采取創(chuàng)造性回應的行動能力[8]。已有研究發(fā)現(xiàn)正念對企業(yè)專注力和創(chuàng)造性以及好奇心有積極影響，但是并沒有揭示組織正念影響企業(yè)創(chuàng)新績效的內(nèi)在機制，關于正念和企業(yè)創(chuàng)新績效的實證研究更鮮有發(fā)現(xiàn)。因而本文致力于探討兩個核心問題：一是在創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)中下游客戶、供應商、科研機構(gòu)和政府研發(fā)補貼如何影響核心企業(yè)創(chuàng)新績效？二是組織正念在企業(yè)創(chuàng)新績效中如何發(fā)揮作用？

1 理論分析與研究假設

創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)演變?yōu)橐钥蛻魹閷虻恼a(chǎn)學研用共生系統(tǒng)，系統(tǒng)結(jié)構(gòu)由多主體組成，包括企業(yè)、客戶、政府部門、科研機構(gòu)等，創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)的核心是實施創(chuàng)新活動的企業(yè)[9]。

1.1 下游客戶與企業(yè)創(chuàng)新績效

依據(jù)客戶創(chuàng)新理論，在適宜的開放式創(chuàng)新情景網(wǎng)絡中，下游客戶與核心企業(yè)以創(chuàng)造各自獨特價值為導向，通過創(chuàng)新資源合作交換，實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新績效提升[10]。下游客戶與核心企業(yè)合作創(chuàng)新的前提是互信，互信不僅促進了有效溝通，也消解了客戶信息的粘滯性，使核心企業(yè)能充分利用了客戶的創(chuàng)新信息和能力?？蛻舻膮⑴c創(chuàng)新程度和質(zhì)量，一定程度上影響著企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的市場表現(xiàn)[11]。當下游客戶集中程度高時，核心企業(yè)與下游客戶的互動更為密集，共同的利益訴求表達導向創(chuàng)新合作的緊密性。下游客戶相對于核心企業(yè)的位置更接近市場終端消費者，及時信息反饋能有效弱化創(chuàng)新的市場風險。

提出以下研究假設：

H1：下游客戶集中度越高越能促進核心企業(yè)創(chuàng)新績效。

1.2 供應商與企業(yè)創(chuàng)新績效

李丹蒙等(2017)發(fā)現(xiàn)供應商的集中度對于核心企業(yè)的R&D投入影響顯著為負，解釋了對機會主義的顧慮，抑制了企業(yè)對創(chuàng)新資產(chǎn)的專用性投資[12]。而供應商創(chuàng)新資源對核心企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新有正向影響[13]。高供應商集中度，能激發(fā)其創(chuàng)新響應性，有益于核心企業(yè)戰(zhàn)略的實施[14]。供應商集中度的提高，核心企業(yè)傾向于進行上下游供應價值鏈的整合，促進了合作過程中知識、技術和創(chuàng)新資源的共享，極大提高了創(chuàng)新產(chǎn)品的質(zhì)量[15]。鄭登攀和章丹(2016)實證研究發(fā)現(xiàn)，供應商集中度提升抬高了其議價能力，不利于上市公司的創(chuàng)新[16]。隨著供應商集中度提高，其議價能力增加，核心企業(yè)無法完全掌控原材料的質(zhì)量和成本，抑制了核心企業(yè)對產(chǎn)品創(chuàng)新性改進的積極性。如果保持供應商集中度在適度范圍內(nèi)，有益于提升核心企業(yè)的創(chuàng)新績效[17]。

提出以下研究假設：

H2：供應商集中度與核心企業(yè)創(chuàng)新績效呈倒U型關系。

1.3 科研機構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新績效

黃菁菁和原毅軍(2018)研究認為高校、科研機構(gòu)為企業(yè)提供了有益于創(chuàng)新的隱性知識，這種隱性知識很難直接從市場上獲得；此外科研機構(gòu)的獨特創(chuàng)新人才使得企業(yè)的突破性創(chuàng)新更容易實現(xiàn)[4]。吳菲菲等(2020)從創(chuàng)新理念及多元化創(chuàng)新支持和服務視角，對科研機構(gòu)推動企業(yè)創(chuàng)新資本的高效利用及創(chuàng)新知識和成果的轉(zhuǎn)化進行了研究[5]。創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡中，科研機構(gòu)與核心企業(yè)之間的聚簇系數(shù)是指二者之間的聯(lián)系密度，高聚簇度有助于提升企業(yè)創(chuàng)新績效[18]。

提出以下假設：

H3：科研機構(gòu)參與度越高對核心企業(yè)創(chuàng)新績效正向作用越大。

1.4 組織正念的中介效應

組織正念有助于打破思維定勢、接受新觀念、激發(fā)創(chuàng)新理念和創(chuàng)造性思維[19]。組織情境下的正念能夠?qū)T工創(chuàng)造力和績效產(chǎn)生積極影響[20-21]。研究發(fā)現(xiàn)個體好奇心促使個體在接觸到新鮮事物時產(chǎn)生強烈的參與意識[22]。高正念提升主體的環(huán)境開放性[23]。Weick & Sutcliffe(2006)認為，組織正念既可以增強組織對環(huán)境復雜性的理解，形成耦合致密性，還有助于組織為保持領先優(yōu)勢而持續(xù)進行的環(huán)境適應性探索[24]。正念對發(fā)散思維和聚合思維都有顯著影響，發(fā)散思維是創(chuàng)新思維活動的內(nèi)核，能顛覆慣性思維，產(chǎn)生多種創(chuàng)新方案。正念對聚合思維的積極影響體現(xiàn)在對主體全局性思維的認知重構(gòu)，這種認知重構(gòu)能突破思維僵局，促成頓悟[25]。創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中，以客戶為導向的價值訴求，會形成核心企業(yè)關注顧客需求的正念思維，企業(yè)隨時關注顧客的當前價值訴求信息，積極參與到創(chuàng)新活動中，融合內(nèi)外部創(chuàng)新資源滿足顧客需求。

提出以下研究假設：

H4：組織正念對企業(yè)創(chuàng)新績效有正向作用。

H5：組織正念在下游客戶和企業(yè)創(chuàng)新績效間起中介作用。

H6：組織正念在供應商和企業(yè)創(chuàng)新績效倒U型關系中起中介作用。

H7：組織正念在科研機構(gòu)和企業(yè)創(chuàng)新績效之間起中介作用。

1.5 政府研發(fā)補貼的調(diào)節(jié)作用

政府研發(fā)補貼對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平和創(chuàng)新績效有促進作用[26-27]。樊琦和韓民春(2011)實證研究結(jié)論表明我國政府科技研發(fā)投入顯著促進制造企業(yè)創(chuàng)新[28]。部分學者發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新績效激勵不足甚至有抑制效應[29]。政府研發(fā)補貼具有顯著信號導向性，能撬動企業(yè)獲得外部多渠道創(chuàng)新資金。政府研發(fā)補貼使企業(yè)的創(chuàng)新資金更為充足、研發(fā)風險相對降低。核心企業(yè)獲得政府研發(fā)補貼比例越高，越能激發(fā)上下游企業(yè)及合作科研機構(gòu)參與創(chuàng)新活動的積極性；相反，核心企業(yè)獲得政府研發(fā)補貼降低，會減弱上下游企業(yè)及合作科研機構(gòu)參與創(chuàng)新活動的積極性。巫強和劉蓓(2014)對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新研究發(fā)現(xiàn)，定額研發(fā)補貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不明顯，而比率研發(fā)補貼對原始創(chuàng)新更有效[30]。在我國市場機制不斷發(fā)展完善的階段，政府研發(fā)補貼會促進創(chuàng)新績效的提升[27]。

基于此，提出以下研究假設：

H8：政府研發(fā)補貼正向調(diào)節(jié)下游客戶集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效的關系。

H9：政府研發(fā)補貼強化了供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的倒U型關系。

H10：政府研發(fā)補貼正向調(diào)節(jié)科研機構(gòu)參與度與企業(yè)創(chuàng)新績效的關系。

2 研究設計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究依托作者研究課題，選取江蘇省和河南省制造企業(yè)、商貿(mào)企業(yè)、科研院所以及政府單位等作為研究對象。在進行大規(guī)模調(diào)研之前，進行了小樣本預調(diào)研兩次，進一步修訂并定稿調(diào)研問卷。于2021年5月至2021年6月進行大規(guī)模調(diào)研，共計發(fā)放 360 份問卷，收回259份，其中有效問卷238份，有效率為66.1%。

2.2 變量選取

本研究參考已有研究文獻，采用Likert七點法設計調(diào)研量表。

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新績效，本文用新產(chǎn)品銷售收入度量[4]。由于專利數(shù)的度量具有時滯性，而新產(chǎn)品銷售收入是創(chuàng)新績效的顯性指標，因此選取新產(chǎn)品銷售收入來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效相對準確，并設計4個測量題項。

2.2.2 解釋變量

參考吉利和陶存杰(2019)的方法，下游客戶集中度以核心企業(yè)當年前5個主要客戶銷售額占全部銷售額的比重來衡量[31]，并設計前5家客戶銷售收入占銷售總收入的比重等4個測量題項；同樣，根據(jù)前5家供應商的采購比重，設計4個測量題項度量供應商集中度?？蒲袡C構(gòu)參與度，用企業(yè)當年與科研機構(gòu)的合作研發(fā)投入占總研發(fā)投入來衡量，該變量體現(xiàn)了雙方協(xié)作關系密切程度并且具有變量的連續(xù)特征[32]，并設計企業(yè)與科研機構(gòu)合作研發(fā)投入占比等5個測量題項。

2.2.3 中介變量和調(diào)節(jié)變量

組織正念用核心企業(yè)對創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)中合作伙伴創(chuàng)新信息資源的開放敏感性和利用程度來度量[33]。參照Weick & Sutcliffe(2001)組織正念量表(Mindfulness Organizing Scale)，設計企業(yè)對創(chuàng)新潛在問題的意識程度等5個題項對組織正念進行衡量[33]。政府研發(fā)補貼反映企業(yè)獲得政府補貼的程度，政府研發(fā)補貼用政府研發(fā)補貼占企業(yè)研發(fā)經(jīng)費比例來衡量[30]，設計政府研發(fā)補貼比例激勵企業(yè)創(chuàng)新效果等4個測量題項。

2.2.4 控制變量

在創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)中，核心企業(yè)的規(guī)模、年齡、成長性、性質(zhì)等體現(xiàn)著其對協(xié)作創(chuàng)新伙伴的影響力，進而會對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響。因而，選取企業(yè)規(guī)模、年齡、成長性和所有制性質(zhì)作為控制變量。參考曾德明等(2019)、史會斌等(2018)的研究[34-35]，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)全體員工的數(shù)量進行測量；企業(yè)成長性采用當期銷售收入相對于上年的增長率來測量；企業(yè)性質(zhì)用國有企業(yè)、外資控股企業(yè)和民營企業(yè)三個虛擬變量測量。

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 信度和效度檢驗

研究分別采用Spss23和AMOS23對量表信度和效度進行檢驗。如表1，企業(yè)創(chuàng)新績效、下游客戶集中度、供應商集中度、科研機構(gòu)參與度、組織正念和政府研發(fā)補貼等變量的Cronbach’s 系數(shù)分別為0.915、0.876、0.921、0.904、0.793和0.826均大于0.7，表明所用調(diào)研量表內(nèi)部一致性較好，信度良好。如表1，各測量題項對應的因子載荷介于0.73～0.92之間(P<0.01)，且AVE值均在0.5以上，因而收斂效度較好。如表2所示，觀察并與表1相關行列對比AVE的平方根值，表示量表有良好的區(qū)分效度。

表2 描述性統(tǒng)計與Pearson相關性分析

3.2 描述性統(tǒng)計與Pearson相關性分析

表3 主效應與中介效應回歸分析檢驗(1)

變量的描述性統(tǒng)計和Pearson相關性如表2，可看出，下游客戶集中度、供應商集中度、科研機構(gòu)參與度均與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)顯著的正相關關系(r=0.132，p<0.01；r=0.118，p<0.01；r=0.364，p<0.01)，H1、H2與H3得到初步驗證。同樣，組織正念與下游客戶集中度、供應商集中度、科研機構(gòu)參與度均和企業(yè)創(chuàng)新績效存在顯著正相關關系，H4、H5、H6、H7得到初步驗證。政府研發(fā)補貼與下游客戶集中度、供應商集中度、科研機構(gòu)參與度均和企業(yè)創(chuàng)新績效也存在顯著正相關關系，H8、H9、H10得到初步驗證。研究假設的合理性還需要多元回歸分析進一步檢驗。

3.3 假設檢驗與結(jié)果

本研究采用層次回歸方法來驗證假設。本文需要檢驗下游客戶集中度、供應商集中度和科研機構(gòu)參與度對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，組織正念在這一影響機制中的中介作用，以及政府研發(fā)補貼對下游客戶集中度、供應商集中度和科研機構(gòu)參與度與企業(yè)創(chuàng)新績效關系的調(diào)節(jié)效應。在進行回歸分析之前，對回歸模型中的相乘項和平方項進行了均值中心化處理，同時，檢驗變量的膨脹因子顯示可以進行回歸分析。

表4 主效應與中介效應回歸分析檢驗(2)

3.3.1 主效應和中介效應的檢驗

表3、表4給出了主效應和中介效應的多元回歸檢驗結(jié)果。表3中，組織正念作為被解釋變量，模型1是僅加入控制變量的實證檢驗，模型2加入了下游客戶集中度，實證結(jié)果表明下游客戶集中度與組織正念顯著正相關(r=0.193，p<0.01)；同樣，模型3和模型4分別加入了供應商集中度和供應商集中度的平方項，實證結(jié)果顯示供應商集中度的平方與組織正念顯著負相關(r=-0.295，p<0.01)，該結(jié)果說明供應商集中度與組織正念之間呈現(xiàn)出倒U型的關系。模型5加入科研機構(gòu)參與度，實證結(jié)果表明科研機構(gòu)參與度與組織正念顯著正相關(r=0.217，p<0.01)。上述檢驗為后續(xù)中介效應驗證打下了基礎。

表4中，模型2加入了下游客戶集中度，實證結(jié)果表明下游客戶集中度與核心企業(yè)創(chuàng)新績效在p<0.01水平下顯著正相關(r=0.285，p<0.01)，假設H1通過檢驗。模型3加入了供應商集中度，模型4加入供應商集中度的平方項，實證結(jié)果表明供應商集中度的平方與核心企業(yè)創(chuàng)新績效在p<0.01水平下顯著負相關(r=-0.163，p<0.01)，假設H2檢驗通過。模型5加入科研機構(gòu)參與度，實證結(jié)果表明科研機構(gòu)參與度與核心企業(yè)創(chuàng)新績效顯著正相關(r=0.331，p<0.01)，假設H3檢驗通過。

表5 政府研發(fā)補貼調(diào)節(jié)效應檢驗

表4中，在模型6中加入組織正念作為中介變量后，實證結(jié)果表明組織正念與核心企業(yè)創(chuàng)新績效在p<0.01水平下正相關(r=0.187，p<0.01)，假設H4得到驗證。同樣，在模型7中加入組織正念作為中介變量后，組織正念與核心企業(yè)創(chuàng)新績效在p<0.01水平下正相關(r=0.129，p<0.01)，而且下游客戶集中度對企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)有所下降，影響有所減弱但仍然顯著(r=0.097，p<0.05)，實證結(jié)果表明組織正念在下游客戶集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介效應，假設H5得到驗證。同理，在模型8中加入組織正念作為中介變量后，表明組織正念在供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的倒U型關系中起到部分中介作用，假設H6通過檢驗。同理，在模型9中加入中介變量組織正念后，組織正念在科研機構(gòu)參與度與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介效應，假設H7得到驗證。

3.3.2 調(diào)節(jié)效應檢驗

檢驗政府研發(fā)補貼的調(diào)節(jié)效應之前，對變量的乘數(shù)項(交互項)進行了標準化處理。結(jié)果如表5所示，在模型2中，增加政府研發(fā)補貼變量后，在P<0.01條件下，ΔR2=0.062表明模型效力顯著增強，政府研發(fā)補貼顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新績效(r=0.124，P<0.01)。同樣，模型3中，增加下游客戶集中度與調(diào)節(jié)變量政府研發(fā)補貼的交互項后，調(diào)節(jié)效應模型效力顯著增強(ΔR2=0.019，P<0.01)，假設H8通過檢驗。同樣，檢驗模型8、模型9和模型10，政府研發(fā)補貼對科研機構(gòu)參與度與企業(yè)創(chuàng)新績效起正向調(diào)節(jié)作用，假設H10通過檢驗。

關于對倒U型調(diào)節(jié)效應的具體影響，通過交互效應圖1可以發(fā)現(xiàn)，在供應商集中度從低到中的區(qū)域，相對于弱政府研發(fā)補貼，強政府研發(fā)補貼更能促進供應商集中度提升企業(yè)創(chuàng)新績效；在供應商集中度從中到高的區(qū)域，強政府研發(fā)補貼相對于弱政府研發(fā)補貼,起到了抑制了供應商集中度影響企業(yè)創(chuàng)新績效的作用，因此假設H9得到了支持。

圖1 政府研發(fā)補貼對供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)效應

4 結(jié)論與啟示

本研究從創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)的角度，深入探討了下游客戶集中度、供應商集中度和科研機構(gòu)參與度與核心企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關系，對組織正念影響企業(yè)創(chuàng)新績效的內(nèi)部組織行為和政府研發(fā)補貼調(diào)節(jié)創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)績效的環(huán)境因素進行了研究。研究結(jié)論為企業(yè)系統(tǒng)性思考創(chuàng)新績效提升提供了新的思路，也為政府研發(fā)補貼政策制定提供了參考。

首先，創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)主效應關系具有動態(tài)復雜性。下游客戶集中度對核心企業(yè)創(chuàng)新績效有顯著的積極影響。實際調(diào)研也發(fā)現(xiàn)，高客戶導向性的企業(yè)創(chuàng)新績效明顯具有效率優(yōu)勢。供應商集中度對核心企業(yè)創(chuàng)新績效的倒U型影響顯著，揭示了核心企業(yè)創(chuàng)新過程中，優(yōu)化供應鏈管理對創(chuàng)新績效的積極意義。科研機構(gòu)的參與度顯著提升核心企業(yè)的創(chuàng)新績效，驗證了高校和科研院所等科研機構(gòu)與核心企業(yè)在創(chuàng)新方面的協(xié)同具有資源互補性，二者的深度合作更有利于核心企業(yè)創(chuàng)新績效的可持續(xù)性。

其次，組織正念具有部分中介效應。組織正念在下游客戶集中度、供應商集中度和科研機構(gòu)參與度與核心企業(yè)創(chuàng)新績效之間部分中介效應的驗證，揭示了內(nèi)部組織行為影響企業(yè)創(chuàng)新績效的心理運演機制。結(jié)論也驗證了企業(yè)文化中創(chuàng)新包容性、專注失敗探究和尊重創(chuàng)新人才等價值理念對創(chuàng)新績效的積極影響，這一結(jié)論與包容性創(chuàng)新理論有一致性。

最后，政府研發(fā)補貼調(diào)節(jié)效應檢驗。這一結(jié)論表明政府研發(fā)補貼的信號導向作用較為明顯，能夠傳達鼓勵創(chuàng)新的政策信息、撬動創(chuàng)新資源協(xié)同融合的杠桿效應。而政府研發(fā)補貼對供應商集中度與核心企業(yè)創(chuàng)新績效倒U性關系強化效應的驗證，顯示研發(fā)補貼激勵效果的復雜性，調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，部分企業(yè)更加關注研發(fā)補貼政策的落實程度和宣傳效應。