企業(yè)間知識合作動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效的影響研究

馬　斌

(青海師范大學，青海　西寧　810000)

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企業(yè)間知識合作動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效的影響研究

馬斌

(青海師范大學，青海西寧810000)

通過構(gòu)建企業(yè)間知識合作的各動機導向與企業(yè)創(chuàng)新績效的概念模型，并對145家企業(yè)進行問卷調(diào)查，實證結(jié)果表明：企業(yè)參與知識合作的研發(fā)動機導向、學習動機導向及競爭動機導向分別對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響；但是戰(zhàn)略動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效不存在正向影響。

知識合作；研發(fā)動機導向；學習動機導向；戰(zhàn)略動機導向；競爭動機導向；創(chuàng)新績效

在知識經(jīng)濟全球化的不斷推進、技術(shù)快速變革的環(huán)境下，企業(yè)面臨競爭壓力不斷加劇。企業(yè)間逐漸從獨立創(chuàng)新走向合作創(chuàng)新，同時從獨立競爭延伸到合作競爭，展開了企業(yè)間知識合作的創(chuàng)新模式。從已有文獻來看，有關(guān)企業(yè)間知識合作對創(chuàng)新績效的研究大都傾向于合作關(guān)系(信任與承諾)對創(chuàng)新績效的影響、合作模式對創(chuàng)新績效的影響、伙伴選擇對創(chuàng)新績效的影響等等，這些研究大多側(cè)重于合作過程對創(chuàng)新績效的影響、事中關(guān)系建立和行為方式，缺乏企業(yè)間知識合作動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效的影響研究。本研究將企業(yè)間知識合作動機導向與企業(yè)創(chuàng)新績效置于同一研究框架，分析它是如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效，進而為企業(yè)間更好地開展合作創(chuàng)新提供理論依據(jù)與指導。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)企業(yè)間知識合作動機導向的內(nèi)涵和維度劃分

知識合作創(chuàng)新所涵蓋的內(nèi)容比較復雜、多樣化，使得企業(yè)間的合作動機導向具有較大的差異。最早由學者Pennings(1981)提出，將企業(yè)間知識合作動機導向歸納為：效率動機導向；競爭動機導向；資源動機導向。之后，有學者(Ring and Vande-Van，1992)將企業(yè)間知識合作的動機導向歸納為：研發(fā)動機導向、競爭動機導向和企業(yè)戰(zhàn)略動機導向。Hagedoorn(1993)的研究觀點指出，企業(yè)參與知識技術(shù)合作的動機納入到三個層面。本研究結(jié)合Hagedoorn等的相關(guān)研究，將合作動機定義為研發(fā)動機導向、學習動機導向、戰(zhàn)略動機導向和競爭動機導向四個維度。

(二)創(chuàng)新績效的概念和維度劃分

企業(yè)間開展知識合作的創(chuàng)新績效是以合作創(chuàng)新過程和合作效率的指標體系來衡量。Daft(1978)指出，企業(yè)間合作的創(chuàng)新績效應該從技術(shù)創(chuàng)新績效和管理創(chuàng)新績效兩個方面展開分析，技術(shù)創(chuàng)新績效的表現(xiàn)有：新產(chǎn)品數(shù)量、專利獲取數(shù)量、新工藝和生產(chǎn)方式等；而管理創(chuàng)新績效應從：企業(yè)新的戰(zhàn)略規(guī)劃、新流程化管理、新的組織治理等。學者(Venkatraman and Ramanujam，1986)認為，創(chuàng)新績效的測量是多維度的，單一維度無法體現(xiàn)創(chuàng)新的產(chǎn)出。Fritsch和Lukas(2001)的研究表明，企業(yè)創(chuàng)新績效需要從新產(chǎn)品創(chuàng)新以及工藝創(chuàng)新兩個角度體現(xiàn)。基于以上研究Jiang和Li(2009)指出，創(chuàng)新績效是一個企業(yè)通過建立合作與沒有參與合作前企業(yè)的創(chuàng)新輸出在一定程度上變化的數(shù)量。本文將企業(yè)的創(chuàng)新績效劃分為三個維度進行分析。

(三)研發(fā)動機導向?qū)?chuàng)新績效的影響

Arora和Gambardella(1994)對美國化工企業(yè)和藥物企業(yè)展開研發(fā)合作的研究分析發(fā)現(xiàn)知識技術(shù)協(xié)同的研發(fā)動機導向有利于提高企業(yè)績效(Mowery，1998)。Dosi(1988)的進一步研究顯示，企業(yè)面對外部知識資源越重要，合作研發(fā)動機導向就越強，越需要有效的知識資源生產(chǎn)新產(chǎn)品，強調(diào)擁有知識技術(shù)的實力和資源是分辨企業(yè)特有的和跨產(chǎn)業(yè)的重要因素(Sivadas，2000)。合作R&D動機導向被用來決定互補投入量對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響(Wolf，2004)，R&D合作動機導向影響了企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出，進一步得出企業(yè)間合作研發(fā)更加重視知識投入的強度。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1企業(yè)參與知識合作的研發(fā)動機導向?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響。

(四)學習動機導向?qū)?chuàng)新績效的影響

Inkpen(1998)的研究分析得出，知識成為企業(yè)創(chuàng)新的主要元素，提供企業(yè)復興的活力，企業(yè)參與合作以學習為動機，目的是學習伙伴的不同技術(shù)知識，平衡已有知識以便更加有效地利用知識創(chuàng)造企業(yè)價值最大化。Cummings和Holmberg(2012)對參與合作企業(yè)的200多名經(jīng)理的考察，發(fā)現(xiàn)互補知識的學習動機導向為雙方更加融合分析和運用知識提供了輕松的組織氛圍，促進了企業(yè)間合作的高績效產(chǎn)出(Li，C.and C.Hsieh2009)，成功的轉(zhuǎn)移知識取決于實施和內(nèi)化知識的過程。這種企業(yè)間合作的學習動機導向更能催使企業(yè)為降低知識轉(zhuǎn)移過程中的粘性知識，從而更為有效轉(zhuǎn)移知識得到更加豐富和異質(zhì)的知識最終提高企業(yè)創(chuàng)新績效。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2 企業(yè)參與知識合作的學習動機導向?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響。

(五)戰(zhàn)略動機導向?qū)?chuàng)新績效的影響

Karnani and Wernerfelt(1987)的研究提出，企業(yè)在不確定性高的環(huán)境下利用合作來加強促使組織學習和穩(wěn)固他們所在的環(huán)境，戰(zhàn)略不確定性的合作動機導向(Diestre and Rajagopalan，2012)催使減少被評估的特殊知識經(jīng)濟價值，進而企業(yè)通過合作選擇戰(zhàn)略上以及目標市場上相匹配的戰(zhàn)略協(xié)同推動新產(chǎn)品的不斷擴張。Dr.Yanni Yan and Jing A.Zhang(2010)對中國高技術(shù)企業(yè)的實證分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)需求市場的擴張，對新產(chǎn)品新市場極其渴望，那么它對新產(chǎn)品技術(shù)知識的獲取以及專利產(chǎn)品技術(shù)的升級都越加重視。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3 企業(yè)參與知識合作的戰(zhàn)略動機導向?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響。

(六)競爭動機導向?qū)?chuàng)新績效的影響

學者(Ketchen，et al，2004)指出，50%以上企業(yè)間的合作都是在競爭的驅(qū)使中產(chǎn)生的。Hamel(1989)所研究的，企業(yè)與伙伴展開合作的主要動力是由競爭推使的，因而雙方非完全坦誠地公開其私有知識，競爭動機導向促使不坦誠，過度保護自身知識從而影響合作的順利推進，影響了企業(yè)創(chuàng)新績效，一方面也說明競爭動機強烈，企業(yè)在合作中占有的知識權(quán)利越多，因此，越不容易暴露自己的核心知識，使得機會利益產(chǎn)生延長知識生產(chǎn)的生命周期，不利于合作創(chuàng)新目標的實現(xiàn)。由此，很多企業(yè)就開始面向國際化建立跨國公司，減少由于上述的不利于創(chuàng)新的因素，繼而在國際化市場中占領(lǐng)主導地位。因此，本文提出以下假設(shè)：

H4 企業(yè)參與知識合作的競爭動機導向?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生負向影響。

二、研究設(shè)計

(一)研究樣本

本研究起初在西安的23家高新技術(shù)企業(yè)發(fā)放問卷開展預調(diào)查。根據(jù)預調(diào)查將問卷進行了修改，并通過專家進行評議和完善，最終形成完整的可調(diào)查問卷，使問卷符合企業(yè)實際狀況，以便受訪者理解。正式投放問卷利用了西北大學經(jīng)濟管理學院MBA學員。共發(fā)放問卷256份，收回問卷237份，剔除沒有與貴公司合作的伙伴的問卷，以及從問卷的內(nèi)容上要反映出具有3年合作以上經(jīng)驗的企業(yè)，最終有效問卷145份，有效率達到56.64%。

(二)變量測量

本研究所采用的變量都是利用成熟量表，按照本研究的實際情況對多項指標進行語義上的排列，為了避免回答中產(chǎn)生的沖突，影響變量的測量。變量都是采用李克特5點量表來測量，其中1—“非常不同意”，5—“非常同意”。

1.自變量

合作動機：在Hagedoorn(1993)和Tsai's(2002)等相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，對合作動機導向的測量問題設(shè)計了14個題項。

2.因變量

本研究采用Daily and Johnson(1997)和Zahra等(2000)的測量。

3.控制變量

本研究認為，合作時間，企業(yè)規(guī)模和合作數(shù)量的不同會影響企業(yè)間知識合作動機導向，從而在不同的動機導向下影響了企業(yè)的創(chuàng)新績效。

(三)問卷的信度和效度分析

本研究采用SPSS 19.0統(tǒng)計學軟件對自變量進行驗證性因子分析，對各自變量間的信度(可靠性)，聚斂效度(內(nèi)部一致性)進行檢驗(見表1)。研發(fā)動機導向的α值0.852；學習動機導向α值0.806；戰(zhàn)略動機導向的α值0.793；競爭動機導向的α值0.833；創(chuàng)新績效的α值0.797。

三、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

表2顯示的是對變量的均值、標準差以及變量間相關(guān)性的分析結(jié)果的整理

表2　均值、標準差、相關(guān)系數(shù)

注：對角線(粗體)為解釋方差值的平方根。對角線下面的數(shù)值為變量間的相關(guān)性系數(shù)(2-tailed)。*p<0.05，**p<0.01，N=145。

(二)回歸分析

本文采用SPSS19.0軟件，運用多層次回歸方法對假設(shè)進行了檢驗。

表3　企業(yè)間知識合作動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的檢驗結(jié)果

注：*p<0.05，**p< 0.01，***p<0.001，N=145。

四、結(jié)論

本文探討在企業(yè)間知識合作中企業(yè)的合作動機(研發(fā)動機導向、學習動機導向、戰(zhàn)略動機導向、競爭動機導向)是如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效。得到研究結(jié)論如下：其一，企業(yè)間知識合作動機的不同維度對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響都不相同。研發(fā)動機導向和學習動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效分別具有正向影響，假設(shè)H1和假設(shè)H2通過檢驗。假設(shè)H3沒有通過檢驗。可能的原因在于，企業(yè)的戰(zhàn)略導向是由市場導向、技術(shù)導向及企業(yè)家導向構(gòu)成的，它是一種對企業(yè)戰(zhàn)略設(shè)計和規(guī)劃發(fā)展進行指導方向的傾向、動機及企業(yè)愿景，包含的因素諸多。其二，競爭動機導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效具有負向影響作用，假設(shè)H4通過檢驗。雖然通過了檢驗，但這個影響作用比較弱，可能的原因是：企業(yè)在市場多變的環(huán)境下合作的競爭動機導向是由環(huán)境動蕩性影響的。環(huán)境動蕩性強，企業(yè)會采取保守的可持續(xù)的合作創(chuàng)新，不會完全考慮競爭，而更多的考慮自身實際狀況積累知識技術(shù)。

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