創(chuàng)新型企業(yè)的形成路徑:基于技術能力和創(chuàng)新戰(zhàn)略作用的實證分析

何建洪

(重慶郵電大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400065)

一、問題的提出

創(chuàng)新型企業(yè)是指那些能夠通過把創(chuàng)新作為日常工作的一部分來不斷更新、完善自我，從而獲得持久創(chuàng)新能力與創(chuàng)新績效的企業(yè)組織［1］，是主流的企業(yè)發(fā)展模式的最新發(fā)展形態(tài)［2］，其出現(xiàn)是企業(yè)為應對激烈的市場競爭而進行不斷自我改進的結果［3］。從2005年至今，美國《商業(yè)周刊》與波士頓咨詢集團都會發(fā)表年度創(chuàng)新企業(yè)排行榜，以引起公眾對創(chuàng)新型企業(yè)的關注。2006年，我國科技部、國務院國資委、中華全國總工會組織制定了評價創(chuàng)新型企業(yè)的指標體系并付諸實施，并于2008年評選出了第一批創(chuàng)新型企業(yè)91 家，2009年評選出第二批創(chuàng)新型企業(yè)111 家。在中央和地方行政部門的推動下，我國創(chuàng)新型企業(yè)的建設進入了一個高潮期。

到目前為此，對創(chuàng)新型企業(yè)形成路徑的研究仍然缺乏統(tǒng)一的范式，研究的角度差異性很大，社會環(huán)境的創(chuàng)新性［4］、企業(yè)加入網(wǎng)絡的時間［5］、風險投資［6］，以及外生性的經(jīng)濟增長方式和內(nèi)生的企業(yè)制度體系［7－9］等都被作為創(chuàng)新型企業(yè)的前因變量進行了研究，但多數(shù)研究都認為，企業(yè)自身的能力稟賦及戰(zhàn)略的創(chuàng)新導向性是成為創(chuàng)新型企業(yè)的關鍵［10］，認為創(chuàng)新型企業(yè)的技術資源能力體系必須為R＆D 活動提供持續(xù)支撐，并在創(chuàng)新過程中深化為公司層次的戰(zhàn)略要素(strategic factors of corporate level)，在此基礎上，創(chuàng)新型企業(yè)應當建立一種創(chuàng)新戰(zhàn)略引導下的持續(xù)變革機制，致力于推進市場機會和技術能力之間的互動交融［11］。

總體上看，對創(chuàng)新型企業(yè)的研究仍處于初步階段，現(xiàn)有的文獻多集中于對創(chuàng)新型企業(yè)是什么這一問題的探討，較少涉及創(chuàng)新型企業(yè)是如何形成的這一問題。即使部分研究開始探討企業(yè)的管理活動如組織柔性、戰(zhàn)略一致性等對創(chuàng)新型企業(yè)形成的影響［10］，但仍缺乏一些實證性研究來證實這些研究結論。因此，本文將嘗試著探討企業(yè)技術能力對創(chuàng)新型企業(yè)的影響，并考察創(chuàng)新戰(zhàn)略的中介作用，從而構建一個技術能力、創(chuàng)新戰(zhàn)略與創(chuàng)新型企業(yè)間的關系模型，以期從一個實證的角度探索創(chuàng)新型企業(yè)形成的路徑，并據(jù)此判斷技術能力和創(chuàng)新戰(zhàn)略形式是否是創(chuàng)新型企業(yè)形成的主導性因素，從而為我國創(chuàng)新型企業(yè)的建設提供一些參考。

二、研究假設及概念模型

(一)技術能力與創(chuàng)新型企業(yè)

企業(yè)技術能力包括了技術創(chuàng)新能力和技術吸收能力，其對創(chuàng)新型企業(yè)的影響是通過這兩個維度分別完成的［12］。首先，企業(yè)技術創(chuàng)新能力的核心是掌握專業(yè)知識的人、技術系統(tǒng)和管理系統(tǒng)，這些系統(tǒng)既有利于企業(yè)對生產(chǎn)工藝的改進和新產(chǎn)品的開發(fā)，也有利于包容創(chuàng)新價值觀的組織文化的形成［13］。企業(yè)既有的技術創(chuàng)新能力儲備還能強化高層管理者對能力要素的認同，能夠促進企業(yè)內(nèi)創(chuàng)新導向的管理體系及創(chuàng)造文化的形成，并最終成為市場化的產(chǎn)品或服務［4］。其次，企業(yè)技術吸收能力是公司識別外部信息價值、吸收、同化和運用外部信息和知識來產(chǎn)生技術創(chuàng)新績效的能力。在外部知識轉化為創(chuàng)新績效的過程中，技術吸收能力起著重要的作用，組織對外界信息的獲取與同化能力是培養(yǎng)公司技術創(chuàng)新能力的關鍵［14］，而技術吸收能力有助于技術創(chuàng)新過程中信息的充分利用和新知識向技術創(chuàng)新績效的轉化［12］。所以，技術吸收能力強的企業(yè)更能夠表現(xiàn)出學習、整合外部信息并將其轉化為企業(yè)知識資本的能力，這種知識資本的有效應用促進了企業(yè)創(chuàng)新績效的提高。企業(yè)的技術吸收能力越強，對于外界環(huán)境的經(jīng)營掌握能力也就越強，就越有機會把競爭對手的外溢知識引進企業(yè)內(nèi)部［15］。根據(jù)以上理論分析，我們提出如下理論假設:

H1:企業(yè)技術能力的獲取與保持有利于創(chuàng)新型企業(yè)的形成

H1a:企業(yè)技術吸收能力對創(chuàng)新型企業(yè)的形成有正面影響

H1b:企業(yè)技術創(chuàng)新能力對創(chuàng)新型企業(yè)的形成有正面影響

(二)創(chuàng)新戰(zhàn)略與創(chuàng)新型企業(yè)

雖然有研究基于兩個維度——創(chuàng)新的時間先后和創(chuàng)新中的組織間合作程度將創(chuàng)新戰(zhàn)略劃分為四種基本類型:自主率先創(chuàng)新、自主模仿創(chuàng)新、合作率先創(chuàng)新、合作模仿創(chuàng)新。但Jansen 等［15］，He和Wong［16］，Benner 和Tushman［17－18］等指出自主率先創(chuàng)新和合作率先創(chuàng)新均體現(xiàn)了企業(yè)使用探索的方式獲取技術創(chuàng)新所需要的信息和知識，自主模仿創(chuàng)新和合作模仿創(chuàng)新則體現(xiàn)了企業(yè)應用追隨或學習的方式獲取技術創(chuàng)新所需的信息與知識，因此可以使用“探索式創(chuàng)新”(exploratory innovation)和“利用式創(chuàng)新”(exploitative innovation)這兩種提法來界定企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的類型。在這樣的分類基礎上，不同的創(chuàng)新戰(zhàn)略形式與創(chuàng)新績效之間有明確的結構關系，企業(yè)的不同創(chuàng)新戰(zhàn)略形式影響了企業(yè)資源和創(chuàng)新要素的配置，對有效的技術創(chuàng)新績效的形成有顯著影響［19］。那些更具有冒險精神、開放性及合作意愿更強的創(chuàng)新策略可以更及時地獲取市場信息資源和技術資源，以彌補企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新資源的不足，進而提高創(chuàng)新績效［20］。同時，在創(chuàng)新戰(zhàn)略上的明確性和一致性有利于企業(yè)獲得新產(chǎn)品開發(fā)的效率和能力，無論采用什么樣的創(chuàng)新戰(zhàn)略形式，明確而清晰的創(chuàng)新戰(zhàn)略的存在是影響創(chuàng)新型企業(yè)形成的至關重要的因素［21］。恰當?shù)膭?chuàng)新戰(zhàn)略還有利于企業(yè)改革其傳統(tǒng)的管理系統(tǒng)，使其在組織架構、內(nèi)部交流體系、激勵機制等諸多方面表現(xiàn)出其與眾不同的特征［22］。根據(jù)以上分析，我們提出如下理論假設:

H2:企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略對創(chuàng)新型企業(yè)的形成有顯著影響

H2a:探索式創(chuàng)新戰(zhàn)略對創(chuàng)新型企業(yè)的形成有正向影響

H2b:利用式創(chuàng)新戰(zhàn)略對創(chuàng)新型企業(yè)的形成有正向影響

(三)技術能力與創(chuàng)新戰(zhàn)略

企業(yè)的技術創(chuàng)新能力是企業(yè)組織實施創(chuàng)新戰(zhàn)略的綜合性能力，在很大程度上影響了企業(yè)創(chuàng)新資源配置方式，影響著企業(yè)組織結構和創(chuàng)新文化的選擇，并在一定程度上影響著企業(yè)對創(chuàng)新戰(zhàn)略的選擇。Barker 和Duhaime［23］認為技術吸收能力影響一個企業(yè)理解、使用和開發(fā)相關新技術的方式，并對創(chuàng)新中是否選擇合作或者進入市場的時機等決策產(chǎn)生影響，技術能力強的企業(yè)傾向于選擇自主型創(chuàng)新戰(zhàn)略和率先創(chuàng)新戰(zhàn)略，技術能力強的企業(yè)傾向于選擇合作型創(chuàng)新戰(zhàn)略和模仿創(chuàng)新戰(zhàn)略。Wang 和Ahmed［24］指出技術能力的評價通常是由復雜的多因素構成，不同的能力結構往往需要與不同知識管理戰(zhàn)略、不同的市場競合策略相匹配，才可能最終轉化為創(chuàng)新績效，因此企業(yè)有技術創(chuàng)新能力和技術吸收能力方面的水平與結構將會影響企業(yè)通過技術創(chuàng)新獲得競爭優(yōu)勢的預期，以及企業(yè)對于創(chuàng)新自主性的偏好。良好的技術創(chuàng)新能力基礎有利于企業(yè)協(xié)調(diào)內(nèi)部行為規(guī)范和流程、明確創(chuàng)新戰(zhàn)略意圖并促進新產(chǎn)品的開發(fā)，通常情況下，既有技術能力處于劣勢的企業(yè)更偏好于進行技術模仿或追隨，而技術能力強的企業(yè)更傾向于進行風險更高的自主創(chuàng)新。根據(jù)以上理論分析，我們可以提出如下基本假設:

H3:企業(yè)技術能力的狀況對創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇有顯著影響

H3a:技術吸收能力強的企業(yè)更傾向于選擇利用式創(chuàng)新

H3b:技術創(chuàng)新能力強的企業(yè)更傾向于選擇探索式創(chuàng)新

綜合以上的分析和假設，可以得到如圖1 所示的技術能力、創(chuàng)新戰(zhàn)略與創(chuàng)新型企業(yè)形成的概念模型。

圖1 概念模型

三、研究設計

(一)變量測度及問卷設計

1.創(chuàng)新型企業(yè)的測量

本文對創(chuàng)新型企業(yè)的測量和國家三部委所提出的評價指標保持一致，從創(chuàng)新績效和創(chuàng)新管理體系兩個方面進行。對于創(chuàng)新績效的測量指標的選擇，Diez R.等［25］研究認為創(chuàng)新績效的測量主要依托于創(chuàng)新成果在企業(yè)整體產(chǎn)出成果中的比率，應當使用諸如新產(chǎn)品銷售收入比、產(chǎn)品創(chuàng)新比例和工藝創(chuàng)新比例等指標來測量?！秺W斯陸手冊》(OECD，1992)中也指出創(chuàng)新率是一個衡量創(chuàng)新績效的更好的指標，這種指標在西方國家和我國國內(nèi)關于創(chuàng)新績效的相關研究中都被廣泛使用［26］。因此，本研究采用能夠表達創(chuàng)新效率的三項指標來測量企業(yè)的創(chuàng)新績效(如表1)。對于創(chuàng)新型企業(yè)的創(chuàng)新管理體系評價，綜合Michael Best［10］、Joe Tidd［11］等在研究創(chuàng)新型企業(yè)時的做法，并根據(jù)我國企業(yè)管理風格與傳統(tǒng)的情況進行一定的調(diào)整，選取了5 項評價指標(如表1)。最后將以上兩類指標制作成Likert5.0 分量表，量表刻度為“以下描述與貴公司的真實情況相符:1 非常同意，5 非常不同意”。

表1 創(chuàng)新型企業(yè)的測量指標

2.技術能力的測量

技術能力可以劃分為技術吸收能力和技術創(chuàng)新能力兩個維度。對于技術吸收能力的測量，Zahra 和George［27］以知識的傳遞與轉化過程為基礎，認為吸收能力包含了四個維度:知識獲取、知識同化、知識轉化和知識利用。Gergana Todorova［28］等在此基礎上增加了知識/信息價值辨識維度。本文參照Gergana Todorova、Rope［29］、Bontis等［30］的做法，結合預測試階段與技術創(chuàng)新研究專家以及企業(yè)經(jīng)營管理人員進行的探討，最終確定測量技術吸收能力的題項。同時，在參考國內(nèi)外相關研究成果［31］的基礎上，綜合考慮指標選取的系統(tǒng)性、科學性、代表性及可操作性等原則，最終確定了企業(yè)技術創(chuàng)新能力的測量指標，并制作成Likert5.0 分量表，量表刻度為“以下描述與貴公司的真實情況相符:1 非常同意，5 非常不同意”。

表2 技術能力的測量指標

3.創(chuàng)新戰(zhàn)略的測量

本文沿用創(chuàng)新領域相關文獻的做法，使用“探索式創(chuàng)新”和“利用式創(chuàng)新”這兩種提法來界定企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的類型。并從Jansen 等［15］、He 和Wong［16］以及Atuahene Gima 和Murray［19］使用過的量表中選取適合本研究需要的題項，從中挑選出適合國內(nèi)企業(yè)情況并且通用于各種行業(yè)的題項。同時參考國內(nèi)相近研究中使用過的量表［32］對題項的陳述方式進行了調(diào)整，形成了正式的題項，并制作成Likert5.0 分量表，量表刻度為“以下描述與貴公司的真實情況:1 很不符，5 很符合”。

表3 創(chuàng)新戰(zhàn)略的測量指標

表4 樣本企業(yè)基本特征

(二)研究樣本

本研究主要采用隨機抽樣的方法來獲取數(shù)據(jù)，同時考慮到調(diào)查數(shù)據(jù)的易獲取性及問卷的回收率，選取了重慶、天津、廣州、成都等高校的MBA或EMBA 作為問卷調(diào)查的對象，通過電子郵件、現(xiàn)場問卷等方式發(fā)放并回收問卷。研究中共發(fā)放問卷380 份，回收284 份。剔除無法進行缺失數(shù)據(jù)處理的問卷5 份，實際回收有效問卷279 份。為了確保受訪者對問卷表達的意項有準確的理解，并根據(jù)自己所在企業(yè)的真實情況做出回答，我們對回收的有效問卷進行了嚴格的篩選，篩選標準包括:①問卷的回答者必須是企業(yè)的高層或中層管理者;②企業(yè)存續(xù)時間在10年以上;③對于非市場化的國有企業(yè)，如電力銷售、石油開采等行業(yè)的企業(yè)予以剔除。經(jīng)過篩選，剔除了不符合要求的樣本共22 份，最終納入研究的有效樣本共257 份。從行業(yè)結構上看，這些樣本企業(yè)分布于四川、廣州、天津及重慶等地，涵蓋了建筑、制造、零售、醫(yī)藥、房地、餐飲產(chǎn)等十幾個個行業(yè)。因此，從整體看，本研究樣本雖然非隨機抽樣所得，但樣本企業(yè)具有較廣泛的地區(qū)和行業(yè)代表性，樣本數(shù)量也達到研究要求，樣本數(shù)據(jù)具有較好的代表性。

(三)信度和效度檢驗

在本研究中，應用SPSS17.0 軟件對問卷進行效度檢驗，結合SPSS17 和AMOS7.0 的分析進行信度檢驗。結果表明，樣本的Kaiser－ Meyer－Olkin 測試值為0.823，巴特利球體檢驗(Bartlett's Test of Sphericity)Chi－Square 值為1610.076，P =0.000 ＜0.001，兩項檢測結果表明樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。由于本研究在數(shù)據(jù)采集過程中主要根據(jù)被試者的態(tài)度傾向進行打分測量，更適合于采用Cronbach'α 系數(shù)來考察量表的信度，由Wortzel的研究可知，Cronbach'α 系數(shù)大于0.7 則為高信度，低于0.35 則失去價值。從表5 中可以看出，各個因子的Cronbach'α 系數(shù)均超過了建議的首選值0.7 的水平，說明量表具有良好的內(nèi)在一致性。

在效度檢驗方面，由于本研究所使用問卷項目多數(shù)來自過去的文獻，在題項設計時充分咨詢了專家的意見，可以認為問卷具有較好的內(nèi)容效度。同時，一般認為，因子負載大于0.5 就被認為是有效的，從表5 可以看出，本研究所有指標因子的因子負荷量都接近或大于0.7，表明各個變量所選取的因子是有效的。

四、研究結果

(一)模型擬合優(yōu)度檢驗

為了對理論模型進行檢驗，追蹤分析技術能力、創(chuàng)新戰(zhàn)略對創(chuàng)新型企業(yè)形成的影響，本文使用AMOS7.0 軟件對整體模型的擬合情況進行了分析檢驗，初始模型檢驗的主要擬合指標為:c2/df =1.966，GFI =0.934，RMSEA =0.042，表明樣本數(shù)據(jù)與理論模型間的擬合程度較高。同時，模型的相對擬合指數(shù)(TLI、CFI、IFI)均大于0.9，說明理論模型對基準模型的改進程度高，擬合程度很好。

在初始模型的路徑驗證結果中，多數(shù)假設的路徑效應值和顯著性水平都很好，但仍有技術創(chuàng)新能力對探索式創(chuàng)新、利用式創(chuàng)新對創(chuàng)新管理體系、技術創(chuàng)新能力對創(chuàng)新管理體系、技術吸收能力對創(chuàng)新管理體系這四項假設沒能通過驗證，這說明雖然模型與數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較好，但潛在變量之間的影響關系并不明顯，而結構方程模型要求盡可能使得每一對結構之間的路徑關系是最強且最顯著的，因此需要對其初始模型路徑進行修改，并比較初始模型與修正模型，選出相對較優(yōu)的模型。

表5 量表的因子負載及Cronbach's Alpha 值

(二)模型的修正

對結構方程模型的修正既可以通過放松對待估參數(shù)的限制來進行，也可以通過修改初始模型的路徑假設來進行。在初始模型的路徑檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)技術吸收能力和技術創(chuàng)新能力對企業(yè)創(chuàng)新管理體系的影響都未能通過顯著性檢驗，但其對創(chuàng)新戰(zhàn)略的路徑系數(shù)值卻很高，且通過了顯著性檢驗，因此我們在對理論假設進行修正時，嘗試著刪除了技術能力同創(chuàng)新管理體系間的路徑。比較修正模型與初始模型的擬合情況可以發(fā)現(xiàn)(如表6 所示)，兩個模型的擬合情況都比較理想，但修正模型在多數(shù)指標上的值都有進一步的改進，更為重要的是，修正模型中潛在變量之間的影響關系變得更顯著，所有路徑系數(shù)都超過了0.10，不少系數(shù)還超過了0.50，這說明調(diào)整后的模型與數(shù)據(jù)高度擬合。因此，我們選擇修正后的模型為最終的模型。

(三)驗證結果

1.技術能力與創(chuàng)新型企業(yè)

如表7 所示，技術吸收能力和技術創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效的標準化了的直接效應值分別達0.635和0.687，且都通過了顯著性檢驗，假設H1、H1a、H1b 得到了部分證實。這表明企業(yè)技術能力能夠有效聚合企業(yè)內(nèi)外部的創(chuàng)新知識和資源，強化了企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝創(chuàng)新的意愿和效率，最終提升了創(chuàng)新的績效。

表6 初始理論模型與修正模型的整體適配度指標比較

表7 修正模型假說檢驗結果

2.創(chuàng)新戰(zhàn)略與創(chuàng)新型企業(yè)

從模型檢驗的結果來看，探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新對創(chuàng)新績效的直接效應分別是0.178 和0.326，且都通過了顯著性檢驗，同時，兩種戰(zhàn)略對企業(yè)創(chuàng)新管理體系的直接效應值都大于0 且顯著，假設H2、H2a、H2b 都得到了證實。

3.技術能力與創(chuàng)新戰(zhàn)略

模型檢驗結果表明，技術吸收能力對利用式創(chuàng)新戰(zhàn)略的直接效應值達0.605，技術創(chuàng)新能力對探索式創(chuàng)新的直接效應值達0.506，均超過了0.5，且都通過了顯著性檢驗，這充分說明企業(yè)在技術能力方面的初始稟賦和歷史積累對創(chuàng)新戰(zhàn)略的選擇具有十分顯著的影響，假設H3、H3a、H3b 均得到證實。同時，雖然從文獻分析中沒有發(fā)現(xiàn)企業(yè)技術創(chuàng)新能力與利用式創(chuàng)新、技術吸收能力同探索式創(chuàng)新間的關系，我們在實證分析時仍然嘗試著對這兩種影響進行了檢驗，結果顯示這兩種影響的系數(shù)均不顯著，進一步說明了當企業(yè)的技術吸收能力強時，更傾向于選擇以追隨、學習和模仿為主要方式的利用式創(chuàng)新;而當企業(yè)具有技術創(chuàng)新能力方面的優(yōu)勢時，更傾向于選擇風險更高、但潛在收益水平也更高的探索式創(chuàng)新戰(zhàn)略。

(四)驗證結果的進一步討論

通常情況下，我們認為那些采用探索式創(chuàng)新的企業(yè)更具有創(chuàng)新精神，更樂意將企業(yè)的資源投入到風險與機會并存的全新產(chǎn)品的開發(fā)之中，因此也更可能夠獲得來自于新產(chǎn)品開發(fā)的高額利潤;而那些傾向于采用較為保守的利用式創(chuàng)新戰(zhàn)略的企業(yè)則更樂意分析既有市場的需求特性，通過工藝創(chuàng)新的方式來實現(xiàn)提升產(chǎn)品功能、質(zhì)量，或者降低產(chǎn)品制造成本的目的。因此從總體上看，探索式創(chuàng)新戰(zhàn)略將為企業(yè)帶來更高的創(chuàng)新績效，更可能推動企業(yè)向創(chuàng)新型企業(yè)演變。然而，如圖2所示，本文的實證結果卻表明，探索式創(chuàng)新與利用式創(chuàng)新對創(chuàng)新績效都有顯著影響，而且從標準化的影響系數(shù)來看，利用式創(chuàng)新(對創(chuàng)新績效的直接效應為0.326)比探索式創(chuàng)新(對創(chuàng)新績效的直接效應為0.178)對創(chuàng)新績效的影響更大一些，這與我們的預期并不一致。產(chǎn)生這種結果的原因可能在于我國對創(chuàng)新成果的法律保護體系還不完善，企業(yè)使用模仿甚至侵犯知識產(chǎn)權的方式進行生產(chǎn)的行為不能得到有效制止，新產(chǎn)品的開發(fā)者很難獲得完全的創(chuàng)新收益。對于技術創(chuàng)新能力和技術吸收能力來說，二者對創(chuàng)新績效的影響強度并無明顯差異，這說明企業(yè)內(nèi)無論是基于知識或信息的獲取、分析、轉化、應用的能力，還是基于資源要素投入與積累而形成的能力，對創(chuàng)新績效以及創(chuàng)新型企業(yè)的形成都十分重要。

圖2 創(chuàng)新績效的形

圖3 創(chuàng)新管理體系的形成注:括號內(nèi)為P 值，＊＊＊表示P 值為0.01。

技術能力中包含了資源投入、既有知識存量、歷史性創(chuàng)新成果等要素，在初始模型中我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)技術能力對創(chuàng)新管理體系的直接影響并不顯著，這說明技術能力中那些靜態(tài)的要素并不足以確保企業(yè)在動態(tài)變化的環(huán)境中建立一套充滿柔性的創(chuàng)新管理體系。從圖3 中可以看出，技術創(chuàng)新能力對創(chuàng)新管理體系的間接效應較為明顯，效應系數(shù)達0.288(0.506'0.570);同樣，技術吸收能力對企業(yè)創(chuàng)新管理體系也有較明顯的間接效應，效應系數(shù)為0.140(0.605'0.231)。這說明企業(yè)創(chuàng)新管理體系受到了企業(yè)技術能力與創(chuàng)新戰(zhàn)略形式的共同影響，企業(yè)技術能力與創(chuàng)新戰(zhàn)略間的有效匹配有利于企業(yè)中創(chuàng)新導向的文化氛圍、尊重創(chuàng)新的價值觀和績效管理模式的形成，因而也有利于企業(yè)向創(chuàng)新型企業(yè)的轉變。從圖3 中的路徑系數(shù)可以看出，采用探索式創(chuàng)新的戰(zhàn)略形式比采用利用式創(chuàng)新的戰(zhàn)略形式更有利于創(chuàng)新管理體系的形成，這說明探索式創(chuàng)新策略更有利于企業(yè)創(chuàng)新文化的構建，有利于企業(yè)內(nèi)部形成一種尊重或者崇尚創(chuàng)新的氛圍，也有早于企業(yè)內(nèi)部形成一套鼓勵創(chuàng)新的績效評估及收益分配的體制。

五、結論

創(chuàng)新型企業(yè)被定義為具有良好創(chuàng)新管理體系并能夠獲得持續(xù)的創(chuàng)新績效的企業(yè)，其形成過程依賴于自身的能力稟賦及所選擇的策略形式，本文的研究目的在于在既定的創(chuàng)新型企業(yè)評價模式下，尋找那些能夠促進企業(yè)達到創(chuàng)新型企業(yè)標準的一些關鍵路徑，得到的主要結論包括:①企業(yè)的技術創(chuàng)新能力和技術吸收能力對創(chuàng)新績效有十分顯著的直接影響，對企業(yè)的創(chuàng)新管理體系沒有顯著影響，但能通過創(chuàng)新戰(zhàn)略對創(chuàng)新管理體系產(chǎn)生間接影響;②企業(yè)不論是采用探索式創(chuàng)新還是利用式創(chuàng)新，只要存在明確而堅定的創(chuàng)新策略，都能夠對創(chuàng)新績效和創(chuàng)新管理體系帶來正面影響。在我們國家對創(chuàng)新成果的保護力度并不太強的情況下，采用利用式創(chuàng)新的企業(yè)比采用探索式創(chuàng)新的企業(yè)更容易獲得創(chuàng)新績效;采用探索式創(chuàng)新的企業(yè)比采用利用式創(chuàng)新的企業(yè)更能夠促進創(chuàng)新管理體系;③企業(yè)技術能力與創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇間存在著一定的相關關系，技術創(chuàng)新能力強的企業(yè)更傾向于選擇風險更高但預期收益也更高的探索式創(chuàng)新方式;技術吸收能力強的企業(yè)則更傾向于選擇較為穩(wěn)健的利用式創(chuàng)新方式。

因此，為了實現(xiàn)向創(chuàng)新型企業(yè)的轉變，企業(yè)應當加大創(chuàng)新資源和要素的投入，加強對信息和知識的管理，不斷提升技術能力來獲得創(chuàng)新績效，并采取科學的方法對內(nèi)部技術能力結構特征進行評估，以選擇與之匹配的創(chuàng)新戰(zhàn)略形式，使自身的技術能力要素更有效地轉化為創(chuàng)新績效，并促進穩(wěn)定的創(chuàng)新管理體系的形成。此外，國家應當著力于改善創(chuàng)新成果保護的制度體系，為企業(yè)營造一個鼓勵自主創(chuàng)新的政策環(huán)境，促進更多的企業(yè)選擇更可能帶來根本性創(chuàng)新的探索性創(chuàng)新戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)更多地采用自主創(chuàng)新，從而推動創(chuàng)新型企業(yè)的建設。

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