產業鏈治理：技術董事協同能力的影響因素

汪 延 明，林 英 澤

（1.南開大學公司治理研究中心，天津市 300071；2.北京物資學院，北京市 101149）

一、引言

自20世紀80年代開始，價值鏈、供應鏈、產業鏈等理論興起，推動了產業結構的重大變革。在國外，將價值鏈和供應鏈治理作為主要研究方向，基本沒有對產業鏈治理進行研究。自格里菲1999年提出價值鏈治理開始，漢弗萊和施密茨基于模塊化價值鏈的視角，提出了全球價值鏈治理概念，認為全球價值鏈治理是價值鏈各環節的一種制度和關系安排。[1]由此研究了全球生產網絡的四種治理模式——市場型、網絡型、準等級制、等級型；普林斯基和莫瑞森提出了由立法、監督和執行三要素為主的治理框架，認為引入外部特定因素更有利于價值鏈的治理。[2]格里菲又提出了全球價值鏈的五種治理模式——市場式、模塊式、關系式、領導式和等級制，并研究了相關的治理機制。[3]彭特和格本進一步解釋價值鏈治理的內涵，認為價值鏈治理應該包含鏈條成員的資格確認、共同行動、成員企業的自主權等問題。[4]相對于價值鏈治理而言，供應鏈治理研究起步較早，國外學者對供應鏈治理的研究基于兩種渠道：一種是治理機制的設計；另一種是治理結構的研究。治理機制的研究主要有關系、契約、激勵和信任等四種。迪克森首次提出了合作伙伴間的關系治理，認為必須有一種準則來維系研究供應鏈中伙伴的選擇和關系問題。[5]帕斯特納克提出了供應鏈契約的概念。[6]近年來，以信任為紐帶的新型治理機制受到越來越多研究者的重視。保羅認為，信任可以極大地減小交易成本和代理風險，信任是有效的知識交流的先決條件，已經成為越來越有吸引力的對理性代理人管理機制的一部分。[7]治理結構則側重于對影響因素的研究，沃克和頗普根據技術創新因素研究供應鏈治理結構，認為技術的創新能力和創新程度與供應鏈的治理結構顯著相關。[8]雖然價值鏈和供應鏈治理提出了對于網絡內企業的外部治理和利益主體的共同治理，但尚未涉及到內部治理問題。近年來，國內雖然在價值鏈和供應鏈方面也有研究，但基本處于詮釋階段。對產業鏈治理的研究也是剛剛起步，張雷對中國汽車產業鏈縱向關系治理模式進行研究，認為產業鏈縱向關系治理也可以被稱為產業鏈縱向安排，它是指同一個產業鏈中處于上下游的兩個企業之間所存在的一種制度安排。[9]于立宏等根據縱向結構特點，研究煤電產業鏈的價格形成機制，認為應該組建完善的機構，通過控制手段解決產業鏈外部傳遞機制失效問題。[10]以上研究沒有真正深入到產業鏈治理的深層，也沒有給出一個比較完整的研究框架。杜龍政等將公司治理理論引入產業鏈，研究產業鏈內部治理結構，認為技術主導型產業鏈治理的核心是董事會治理，董事會中嵌進技術董事，由技術董事的協同能力引致協同效應，帶動產業鏈董事會產生技術戰略的協同，提升產業鏈的動態技術研發能力。[11]本文基于這一研究思路，從組織行為理論和國內外人力資源的文獻梳理中提煉影響技術董事協同能力的影響因素，探究技術董事產生協同能力的根源。

二、技術董事協同能力的內涵

自從協同理論在管理學科得到廣泛運用以來，國外學者的研究視角基本定位于協同效應的研究，很少研究協同能力問題。直至1994年美國戰略管理學家戴提出協同能力的概念之后，學者們才將這一問題納入管理學研究的范疇。戴認為協同能力是在運作好組織知識和技能的前提下，通過協調組織活動取得組織績效的能力，之后又進一步提出協同能力產生協同效應，并將協同能力劃分為四個維度。他認為，顧客相關知識和技能、關系導向兩個維度產生組織對外的能力；而流程的整合、流程的調整涉及組織內部的管理能力。在此基礎上形成的協同交流更有利于通過組織間的咨詢和網絡連接實現長期利益。西蒙南從廣義角度研究協同能力，他提出企業把協同的經驗轉化為一種能力，并依據這種能力將協同經驗內化為組織內部或個人的經驗。基于戴的觀點，國外研究趨向于顧客關系、戰略伙伴關系、溝通行為和協調活動四個方面，而且基本站在企業和組織層面研究協同能力，對經濟活動主體的協同能力研究較少。本文認為，技術董事作為產業鏈董事會中的技術專家，在董事會和企業研發團隊之間應具有很強的專家效應，而產生這種效應的條件必須依賴其協同能力。為此，技術董事協同能力是指技術董事將影響協同的諸因素按照一定的方式進行內化，發揮協調、人際、領導和技術等手段的作用，在同步的條件下產生技術董事個人功能放大，對董事會技術戰略決策產生1+1>2的效果。

三、技術董事協同能力影響因素理論模型及假設

1.技術董事協同能力影響因素的提煉

凱南格（1992）認為能力的構成由情感、智力、行為決定，桑文治（1993）則認為，動態環境下，能力構建應受概念、人際、領導、行政和技術的影響，斯頗若和希托普認為，能力由行為和管理的長期過程形成，[12]亨特和沃爾斯（1998）從管理的角度指出，人的管理能力從戰略管理、團隊構建、組織和環境意識、解決問題與決策、政治影響、行政及運作管理等六個方面考察。斯沃認為，優秀的職業人，其能力的形成反映在人際、認知和內在三個因素的交互匹配方面：人際是關系構建、融合并影響他人的能力；認知是信息收集、抽象思維、完成計劃的能力；內在性界定了成就感、毅力和控制的能力。[13]奇塔姆和奇瓦斯提出了五因素模型，認為職業能力應在元能力的驅動下，認知、職能、行為、道德逐層影響和展開。[14]馬勇、李麗霞架構的職業經理人能力模型認為，道德價值、資源價值、能力價值是影響職業經理人能力的三大要素，三大要素與個人能力和職業能力間通過能量交換，形成融創新能力和執行能力為一體的能力。[15]不同的學者從不同的層面給出了影響能力的因素。本文出于研究方便，將奇塔姆和奇瓦斯的認知、行為、道德歸一為態度因素；保留其職能因素，并根據產業鏈的空間布局和協同難度等實際問題，設置協同范圍因素。

安索夫認為，企業戰略的協同效應是降低成本、分散市場風險以及實現規模效益。[16]西多、文德及鮑威爾研究組織績效時，將協同產生的效應分為直接效應和間接效應，直接效應貢獻于協同者本身，間接效應是協同者產生的效應外溢。[17]、[18]楊軍認為，一個組織產生的協同效應可分為分工效應、規模效應、范圍效應、學習效應，強調學習效應最為關鍵，組織協同能力伴隨學習而產生組織的“相變”①。[19]仇潤喜將領導效應界定為領導的威信。[20]上述文獻基本上是站在組織層面研究協同問題，對于單個人員（經理、董事）協同效應問題進行研究的文獻極少。為此，針對技術董事協同效應的影響因素，首先從技術董事追求的價值目標出發，根據布萊克（1999）對英國董事會中董事績效評估指標的內涵提煉核心因素，將直接效應、間接效應的影響因素擬界定為“協同效應因素”（包括董事會進行科學的戰略決策、降低組織成本、保持產業鏈董事會的敏捷性、聲譽的外溢產生節點企業的仿效、產業鏈技術信息交流的速度效應）；將技術董事在協同過程中發揮的作用和授權界定為“激勵因素”。其次，在全國范圍內組織47名專家（其中35位教授，12位企業主要負責人），采用德爾菲法對態度、職能、協同范圍、激勵、協同效應五個影響因素和對應的解釋指標進行真實性驗證，第一輪反饋意見中認同的36位，占76.6%，不認同或比較認同的為11位，占23.4%；第二輪（增加相關解釋性語句）反饋意見認同的42位，占89.4%，不認同或比較認同的5位，占10.6%；最后采用中位數法對5位專家的意見折中，認同數為47位，占100%。

所以，本文將態度、職能、協同范圍、激勵和協同效應確定為影響技術董事協同能力的核心因素（參見表1）。

2.技術董事協同能力的理論模型

技術董事協同能力的理論模型參見圖1。

3.技術董事協同能力影響因素的理論假設

態度是一種心理傾向，是個體根據自己的價值觀對人或事物所持有的穩定的評價和行為傾向。態度包括認知、情感和意向三種心理狀態。查爾德（1994）認為，當組織中的成員持有一種對事物的堅定態度時，其組織能力和決策的判斷能力更強。技術董事對于協同所持有的態度直接決定協同的決心和意志。技術董事的態度因素受認知技術協同（認識水平）、個人擁有知識（知識水平）、技術協同研發投入的支持（協同研發支持）和勤勉四種因素的影響?？驴寺J為，認知是同化過程的核心要件，是形成穩定態度的基礎。[21]而態度對于信息的收集、組織和解釋極為重要。[22]認知是人的基本活動，人通過認知可以接納新的信息和知識，甚至可以通過認知推斷出事物發展的規律。技術董事作為技術專家，對前沿技術、平臺技術和衍生技術的戰略研發布局具有更充分的信息和知識，并能收集與產業鏈協同技術研發相符合的信息，在產業鏈董事會框架下組織和解釋這些信息。

表1 技術董事協同能力影響因素及解釋指標

圖1 技術董事協同效應理論模型邏輯架構圖

奧沙利文認為能力的重要性決定了創新必然是累積性的。[23]協同條件下技術創新的前提是永續學習和知識積累。布萊克認為，較高的知識水平可以幫助董事在董事會中及時有效地提出見解，理解和詮釋不同的信息和數據。[24]技術董事的知識水平是產生自身“漲落”的主要條件，在“序參量”（這里指自己的學習習慣）模式引導下，產生能力“相變”。

赫德（1958）指出，在相同的單元關系中，人們的態度在一定的認知基礎上對認知對象產生支持或反對的情感。技術董事對處于同一產業鏈單元體的技術布局、技術研發成本、技術強弱等諸因素從認知上升到同化時，產生正向的支持情景。在我國產業鏈技術處于弱勢、節點企業各自為陣、研發成本過高且積極性不高的現實情況下，產業鏈董事會中嵌進技術董事，得到技術董事的智力支持和決策支持，不僅體現技術董事本身的協同能力，而且提升董事會和產業鏈的協同能力。

索南費爾德認為，一個稱職的董事，除了表現在業務方面的睿智和博學外，還要熱愛本職工作，愿意投入必要的時間和精力。[25]技術董事的能力形成主要來自專家能力和管理能力，這兩者都與勤勉有關；另外，技術董事作為執行董事，直接參與管理活動，長期的時間和精力投入形成工作慣性。因此，協同能力的大小，取決于慣性的持續性和意愿程度。本文提出假設：

H1：技術董事的態度與協同能力正相關。

技術董事的職能受其在董事會中體現的作用和被授予技術協同權力兩個維度的影響?？ㄎ鳉W、戴維斯和湯普森認為，董事會成員之間具有相似的政治、認知、權力、個人動力時，其溝通成本最低，董事的作用與個人能力和團隊的能力緊密結合。[26]、[27]霍格爾和葛明頓也認為，成員將其視為團隊的一分子，并且得到其他成員的認可時，所有成員就會為一個共同的目標努力工作。[28]技術董事是產業鏈董事會中掌握技術信息最充分的職能專家，在董事會中發揮的作用體現為與其他董事間的信息協同，實現個人能力和董事會能力配置的帕累托最優。授權是授權者在一定時間授予下屬一定的權力，權力是一種影響他人愿意或不愿意做某事的能力。技術董事的授權來源于股東大會或董事會，這種權力屬于合法性權力。但技術董事是技術專家，其人格魅力和知識產生的深度影響，可根據約翰·弗蘭克的權力分法稱其為專家權力，源自于專家本身。本文所指的授權是兩種授權的集合體。一旦授權，其權力能誘發協同能力。本文提出以下假設：

H2：技術董事的職能與協同能力大小正相關。

產業鏈技術的協同研發是一個非常復雜的系統工程，涉及人、財、物的合理配置和職能組織、部門的協同配合問題。宋華嶺等研究企業組織系統的協同性評價問題時，將組織和部門內部的職能數目稱為職能幅度（職能范圍），將一個領導者直接指揮的下級數目稱為管理跨度。[29]本文將協同的范圍界定為管理跨度和職能幅度的乘積，技術董事協同范圍按橫向層面（核心企業董事會與經營層）和縱向層面（產業鏈節點企業層面）展開，協同涉及的范圍越廣，協同的關系越復雜，協同的難度越大。在這種情況下，協同范圍是考察技術董事協同能力的重要指標。本文提出以下假設：

H3：技術董事的協同范圍與協同能力正相關。

激勵理論認為，聲譽激勵可以提高人力資本價值。技術董事對聲譽的追求，源自于得到較高的評價、實現自我價值的需要。對聲譽的追求促進能力的成長。為此，提出以下假設：

H4：技術董事的激勵與協同能力正相關。

技術董事協同效應分為直接效應和間接效應。直接效應指技術董事通過協同直接實現的效果。鄒志勇研究企業集團協同能力時認為，協同能力支配企業集團向有序方向發展，使集團整體功能倍增或放大，實現1+1>2的協同效應。[30]楊軍研究董事會內部組織協同治理時指出，不管組織還是組織中的成員，協同能力的內容包括機會識別、價值展望和交流溝通，以此產生的效應應該體現在組織資源的整合與配置方面。[31]李素賢、孫麗娟研究知識型產業與人力資本的協同互動關系時認為，知識型人力資本與產業的核心能力密切相關，兩者的協同互動產生更大的合力，形成協同效應。[32]本文認為，為了實現協同效應，技術董事通過配置自身的知識、聲譽、權力等專用性資產，提升協同能力。為此，提出以下假設：

H5：技術董事對協同效應的追求與協同能力的大小正相關。

四、研究方法

本文根據前人研究的觀點并結合德爾菲法，提煉出態度、職能、協同范圍、激勵和效應等五個影響技術董事協同能力的核心因素，將其作為測量的變量。在問卷設計中測試指標為17項，每一項指標采用五級Likert量表測量，1代表差、2代表較差、3代表一般、4代表較好、5代表好。選擇天津、北京、貴州、四川、青海、河南、陜西、甘肅等15個?。ㄊ小^）制藥、化工、鋼鐵、信息技術、生物、建筑等15個行業的102個企業集團，通過電子郵件、電話訪談、實地調研等形式搜集數據。共發放問卷450份，收回270份，回收率60%。數據錄入軟件使用Excel，錄入過程中對不合格問卷進行刪除處理，最后得到的有效樣本為247份。本文分析方法采用因子分析和結構方程模型，統計軟件采用SPSS15.0，結構方程軟件采用LISREL8.70。

五、數據分析和結果

1.問卷的信度和效度

本文用同等信度（Equivalence Reliability）的克隆巴赫系數（Cronbach’sα）分析其信度。用SPSS15.0軟件對17個待測項的4199個觀測數據進行分析，17個待測項的α值為0.714，根據克隆巴赫系數數據檢驗要求，當樣本數介于待測項的10~20倍、α>0.7時就有良好的信度。本文的樣本數為 247，介于 170和 340之間，α=0.714>0.7，所以量表具有良好的信度。

對效度的分析，本文問卷是在前人研究成果的基礎上，采用德爾菲法進行問卷的真實性驗證，所以有很好的內容效度。同時，還采用主成因子分析法檢驗量表的效度，以1為特征值截取數據，最大化正交旋轉結果顯示，提取的因子與7個研究的因子相對應，巴特利特（Bartlett's）球形檢驗顯著（Sig.=0.000），KMO=0.855，累積方差貢獻率為76.09%。因子載荷值均大于0.5，表明量表具有良好的效度。

因此，本文的數據具有真實性和可靠性，可以進一步進行結構方程模型的分析和相關性檢驗。

2.結構方程模型分析及相關性檢驗

本文采用LISREL8.70軟件，對技術董事協同能力影響因素的理論模型進行分析。從模型整體擬合的結果看，X2/df=1.324＜5，RMSEA=0.242＜0.5，NNFI=0.915 ＞0.9，CFI=0.906 ＞0.9，SRMR=0.072 ＜0.08，說明模型擬合度良好。

（1）從參數估計看，態度因素與技術董事協同能力的參數估計值為 0.35＞0，T 值=2.12＞2，表明態度因素對技術董事協同能力的正向影響比較顯著，因此假設H1得到驗證。（2）職能因素與技術董事協同能力的參數估計值為0.34＞0，T值=1.87＜2，表明職能因素對技術董事協同能力的影響不顯著，假設H2沒有得到驗證。這說明我國技術主導型產業鏈處于弱勢，雖然董事會中有技術董事，但對技術董事的授權有限，技術董事的專家效應體現不充分，董事會成員對技術董事的協同沒有形成共識，董事會內部成員間的搭便車、討價還價、個人形成的專業性資產等因素影響著技術董事作用的發揮。（3）協同范圍因素與技術董事協同能力的參數估計值為 0.45＞0，T 值=2.31＞2，表明協同范圍因素對技術董事協同能力的正向影響顯著，假設H3得以驗證。（4）激勵因素與技術董事協同能力的參數估計值為 0.29＞0，T 值=2.01＞2，表明激勵因素對技術董事協同能力的正向影響比較顯著，假設H4得到驗證。（5）協同效應因素與技術董事協同能力的參數估計值為 0.37＞0，T 值=3.04＞2，表明協同效應因素對技術董事協同能力的正向影響非常顯著，假設H5得到驗證。

六、結論及建議

研究發現，技術董事的態度、協同范圍、激勵與對協同效應的追求力度直接影響著協同能力的大小。職能對技術董事協同能力的影響假設沒有得到驗證，說明我國技術主導型產業鏈處于弱勢，雖然董事會中有技術董事，但對技術董事的授權有限，技術董事的專家效應體現不充分。

因此，在技術主導型產業鏈治理過程中，首先，應建立良好的董事會專家效應機制特別是對技術董事的授權機制，以技術董事的協同帶動產業鏈董事會的協同，形成技術研發的協同戰略布局，產生產業鏈協同治理力；其次，技術主導型產業鏈內部治理應著眼于產業鏈董事會架構，以核心企業為主，節點企業為輔，通過核心企業對節點企業進行技術指導或派遣次技術董事方式形成以技術董事為核心、次技術董事為群體的技術專家團隊；第三，建立技術董事選拔、培養機制，采用“技術專家+董事+授權”的方式，營造技術董事發揮協同效應的良好環境，使技術董事有一定的人才選拔和培養權、激勵下屬的財務支持及董事會的信任，以最大限度地發揮技術董事在產業鏈技術研發和技術戰略布局中的協同能力，產生正向協同效應。

注釋：

①相變指由原來的能力躍升為更高的能力。

[1]Humphrey J.，Schimitz H.Governance and Upgrading：Linking Industrial Global Value Chain Research[Z].IDSWorking Paper 120，Brighton：Industrial of Development Studier，U－niversity of Sussex，2000：1-37.

[2]Kaplinsky R.，Morris M..A Handbook for Value Chain Research[R].IDS Working Paper 110，Brighton：Institute of Development Studies，University Sussex，2001：66-76.

[3]Gereffi G.，Humphrey J.，Sturgeon T..The Governance of Global Value Chains[J].Review of International Political E－conomy，2005（1）：78-104.

[4]Ponte，Gibbon.Quality Standards Conventions and the Governance of Global Value Chain[J].Economy and Society，2005（34）：1-31.

[5]Dickson G.W..An Analysis of Vendor Selection Systems and Decision[J].Journal of Purchasing，1966（1）：5-17.

[6]Pasternack B..Optimal Pricing and Returns Policies for PerishableCommodities[J].MarketingScience，1985（2）：166-176.

[7]Paul B..Trusting Virtual Trust[J].Ethics and Information Technology，2005（7）：167-180.

[8]Walker G.，Poppo L..Transaction Costs in Organization and Markets[Z].Philadelphia：Reginald H Jones Center，Wharton School，University of Pennsylvania，1990：10-13.

[9]張雷.產業鏈縱向關系治理模式研究：對中國汽車產業鏈的實證分析[D].上海：復旦大學，2007：97-99.

[10]于立宏，郁義鴻.縱向結構特性與電煤價格形成機制研究[J].中國工業經濟，2010（3）：66-75.

[11]杜龍政，汪延明，李石.產業鏈治理架構及其基本模式研究[J].中國工業經濟，2010（3）：68-76.

[12]Sparrow P.R.，Hiltrop.European Human Resource Management in Transition[M].London：Prentice Hall London，1994：215-216.

[13]Jacky Swan，Sue Newell，Harry Scarbrough，Donald Hislop.Knowledge Management and Innovation：Networks and Networking[J].Journal of Knowledge Management，1999，3（4）：262-275.

[14]Graham Cheetham，Geoff Chivers.Towards a Holistic Model of Professional Competence[J].Journal of European Industrial Training，1996，20（5）：20-30.

[15]馬勇，李麗霞.旅游企業職業經理人能力模型構建[J].中國人力資源開發，2006（1）：35-38.

[16]Ansoff.The Firm of the Future[J].Harvard Business Review，1965（24）：123-135.

[17]J觟rg Sydow，Arnold Windeler.Organizing and Evaluating Interfirm Networks：A Structurationist Perspective on Network Processes and Effectiveness，Organization Science[J].Managing Partnerships and Strategic Alliances（Special Issue），1998（5-6）：265-284.

[18]G.Powell，J.Hardie，J.A..Pickett，Effects of the Repellent Polygodial on Stylet Penetration Behaviour and Nonpersistent Transmission of Plant Viruses by Aphids[J].Journal of Applied Entomology，1998，120：241-243.

[19]、[31]楊軍.董事會治理研究[M].北京：中國財政經濟出版社，2004：262-270、275.

[20]仇潤喜.領導效應[J].經營與管理，1996（7）：23-24.

[21]Kirkman B.L.，Rosen B..Beyond Self-management：Antecedents and Conesquences of Team Empowerment[J].A－cademy of Management Journal，1999（42）：58-74.

[22]于斌.組織行為學[M].天津：南開大學出版社，2008：136-138.

[23]M.O'Sulliwer.Corporate Governance [J].Journal of Management Studies，1996（3）：605-628.

[24]Allan Blake.Dynamic Directors：Aligning Board Structure for Business Success[M].New York：Macmillan Press，1999：213-215.

[25]Sonnenfeld J.A..What Makes Great Boards Great[J].Harvard Business Review，2002（80）：10 6-114.

[26]Cascio W.F..Board Governance：A Social Systems Perspective[J].Academyof Management Executive，2004（18）：97-100.

[27]Davis G.F.，Thompson T.A..A Social Movement Perspective on Corporate Control[J].Adminis Trative Science Quarterly，1994（39）：141-173.

[28]Hoegl M.，Gemuenden H.G..Teamwork Quality and the Success of Innovative Projects：A Theoretical Concept and Empirical Evidence[J].Organization Science，2001（12）：435-449.

[29]宋華嶺，溫國峰，李金克，張漪.基于信息度量的企業組織系統協同性評價[J].管理科學學報，2009（3）：22-36.

[30]鄒志勇.企業集團協同能力研究[D].大連：大連理工大學，2008：52-58.

[32]李素賢，孫麗娟.知識型產業核心能力與人力資本的協同互動[J].沈陽師范大學學報（社會科學版），2006（6）：47-50.