中小銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效研究

陳嘯 張浩

摘 要：通過運用SEM模型，從激勵協(xié)同視角系統(tǒng)分析中小銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：激勵協(xié)同對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有直接正向影響；激勵協(xié)同通過促進不同層次知識主體的知識轉(zhuǎn)移和知識共享進而對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效產(chǎn)生間接正向影響；激勵協(xié)同序參量對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效及不同層次知識主體知識轉(zhuǎn)移、知識共享均有促進作用。

關(guān)鍵詞： 商業(yè)銀行；激勵協(xié)同；戰(zhàn)略聯(lián)盟；創(chuàng)新績效

中圖分類號：F830 文獻標識碼： A 文章編號：10037217（2018）03004307

一、引 言

利率市場化加劇了商業(yè)銀行間的競爭，致使傳統(tǒng)商業(yè)銀行的盈利空間受到擠壓。與中國工商銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國建設銀行、中國銀行以及中國郵政儲蓄銀行等大型國有銀行相比，以股份制銀行和城市商業(yè)銀行為代表的中小銀行顯然缺乏規(guī)模優(yōu)勢。因此，多數(shù)中小銀行選擇以戰(zhàn)略聯(lián)盟“抱團取暖”式的自我救贖方式應對利率市場化的挑戰(zhàn)。然而，這能否幫助中小銀行成功渡過劫難，聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響因素是什么，卻依然成謎。

現(xiàn)有理論關(guān)于銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的研究主要從兩個方面展開：（1）資源基礎觀認為，戰(zhàn)略聯(lián)盟是一種自愿的企業(yè)行為，是單個企業(yè)為了能夠達到與其他企業(yè)共享關(guān)鍵資源，致力于產(chǎn)品、服務和科技領域的合作[1]。其基本假設為：戰(zhàn)略聯(lián)盟是不同組織資源整合的成果，是由不同類型的稀缺資源構(gòu)成，這些稀缺資源為企業(yè)帶來了競爭優(yōu)勢。（2）交易成本理論認為，戰(zhàn)略聯(lián)盟能夠通過內(nèi)部化的市場配置資源機制進而有效地降低單個企業(yè)的交易成本[2]。交易成本理論側(cè)重于內(nèi)部化的市場配置資源機制，以促進交易成本的降低，最終有效地提升整個聯(lián)盟的績效。

由上可知，資源基礎觀和交易成本理論其在解釋戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效時強調(diào)資源的整合、交易成本的降低，其背后的基本假設是弱者通過組建戰(zhàn)略聯(lián)盟，實現(xiàn)資源共享、優(yōu)勢互補，以求最大限度地發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢。其理論解釋的不足在于，并未考慮到聯(lián)盟成員作為知識的擁有者，其主觀能動性對聯(lián)盟創(chuàng)新績效的表現(xiàn)亦起著舉足輕重的作用。以此為背景，本文試圖彌補資源基礎觀和交易成本理論在解釋此問題時的不足，通過引入知識主體因素，從激勵協(xié)同視角對商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響因素做出與前述理論不一樣的解釋。

二、理論綜述與概念模型

（一）關(guān)于戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響因素

關(guān)于戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效影響因素的研究；一方面，知識型員工的心理因素影響聯(lián)盟的創(chuàng)新績效，如工作自主性和成就感對創(chuàng)新績效有顯著影響；另一方面，員工所處的工作環(huán)境，以及從事工作所產(chǎn)生的壓力也會影響個體的創(chuàng)新績效，進而影響戰(zhàn)略聯(lián)盟的創(chuàng)新績效。此外，隨著聯(lián)盟環(huán)境動蕩性和復雜性的增加，員工間的信任程度、員工對公平的認知也對整個聯(lián)盟的創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響。因此，聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響因素可概括為激勵協(xié)同因素和知識主體因素。

1.激勵協(xié)同因素。

Amabile（1993）認為，激勵協(xié)同是指由若干個知識主體所共同制定和遵守的激勵機制，且知識主體間會進行知識的交互、共享、融合及創(chuàng)造，進而產(chǎn)生知識的創(chuàng)新[3]。在個體層面，激勵協(xié)同有效提升了聯(lián)盟個體成員的知識能力，使得聯(lián)盟成員可以獲得核心競爭優(yōu)勢，進而聯(lián)盟整體的創(chuàng)新績效得到提升。同樣，在團體層面，激勵協(xié)同在提升單個聯(lián)盟成員知識能力的同時，其也能夠?qū)β?lián)盟其他成員的知識能力產(chǎn)生激勵，進而采取系統(tǒng)的激勵協(xié)同方式，避免形成“激勵孤島”影響團隊績效[4]。

激勵協(xié)同理論在解釋戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效時，除考慮了知識主體因素外，還引入了激勵協(xié)同序參量因素。為便于計量，本文參考雙因素理論將激勵協(xié)同序參量具體化為顯性激勵、隱性激勵和活性激勵。在外界環(huán)境變化時，這三種激勵要素不斷變化組合形態(tài)維持激勵協(xié)同的穩(wěn)定性。

2.知識主體因素。

知識主體因素主要包括個體、團體和組織三個層面。個體層面的知識主體指知識員工，它是以個體獲取知識的最小單位，被稱為知識的“元主體”。團體層面的知識主體是指進行協(xié)同工作的“協(xié)作體”，其主要是由知識員工所組成的工作團隊。這類知識團隊以提高員工和團隊整體的績效為目標，通過設定工作任務，綜合運用員工所具備的技術(shù)、經(jīng)驗等知識資源，最終實現(xiàn)整體效益的最大化。知識個體和知識團體構(gòu)成了知識組織。與個體和團體層次的知識主體相比，知識組織更加注重知識的生產(chǎn)、傳播和運用，并通過協(xié)同運營實現(xiàn)產(chǎn)品和服務的增值。通常情況下，知識組織既包括大學、科研院所等非營利性組織，也包括企業(yè)等營利性組織。為便于實證研究，本文僅關(guān)注個體層次的知識轉(zhuǎn)移和團隊層次的知識共享過程。

（二）激勵協(xié)同因素對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響

1.顯性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響。

根據(jù)雙因素理論，良好的工作環(huán)境、高額的薪酬以及工作晉升機會等因素均有利于激勵知識主體更加努力地工作，從而有利于聯(lián)盟創(chuàng)新績效的提升。Waler（2007）認為，聯(lián)盟成員根據(jù)顯性激勵簽訂的契約將直接影響聯(lián)盟伙伴的選擇，而聯(lián)盟伙伴選擇將決定戰(zhàn)略聯(lián)盟的成敗，即直接影響戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效。[5]因此，提出假設1：

H1：顯性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。

2.隱性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響。

根據(jù)雙因素理論，工作自主性與挑戰(zhàn)性、參與重要決策、與同事的關(guān)系以及領導對工作的認可，均有利于激勵知識主體更加努力地工作，從而有利于聯(lián)盟創(chuàng)新績效的提升。隱性激勵更加容易增強知識主體的認同感。隨著知識主體對聯(lián)盟認同感的增加，聯(lián)盟成員會積極突破各種邊界障礙努力保持成員間的相互信任與合作，知識得到更大程度上的互補，增強聯(lián)盟成員的創(chuàng)新能力，進而提升聯(lián)盟成員的創(chuàng)新績效。此外，由于知識主體所擁有的知識特征，聯(lián)盟成員均有著明確的學習動機，聯(lián)盟成員間相互學習的過程，增加了聯(lián)盟成員內(nèi)部個體和團隊主動學習的熱情，這種熱情會維持整個聯(lián)盟內(nèi)學習活動的穩(wěn)定性和連續(xù)性，提升聯(lián)盟創(chuàng)新績效。因此，提出假設2：

H2：隱性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。

3.活性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響。

圣吉對愿景的論述，愿景對知識個體有著向前的牽引作用。結(jié)合上文活性激勵的定義，組織愿景對知識個體的牽引力可概括為活性激勵對知識個體的激勵力。同時，Gupta（2000）認為，戰(zhàn)略聯(lián)盟有益于聯(lián)盟成員形成共同的目標和價值觀，能迅速提升聯(lián)盟成員的學習和工作效率，實現(xiàn)聯(lián)盟創(chuàng)新績效的提升[6]。此外，Hoof和Ridder（2004）在探究戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效影響因素時指出，聯(lián)盟成員間相互交流的氛圍會對知識的輸入和輸出產(chǎn)生直接影響，同時能夠有效提升聯(lián)盟整體績效[7]。因此，提出假設3：

H3：活性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。

4.激勵協(xié)同序參量間的關(guān)系。

創(chuàng)新取決于知識主體對事物的認知以及創(chuàng)新的過程[3]。在此過程中，知識主體的靈感和心理起到了關(guān)鍵作用，因此，內(nèi)在激勵能影響聯(lián)盟的創(chuàng)新效果。與此同時，外在激勵也會對創(chuàng)新產(chǎn)生一定的影響。Deciel（1971）發(fā)現(xiàn)，外在激勵會通過影響內(nèi)在激勵進而對創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響[8]。與此類似，F(xiàn)ehre（2001）等將外在報酬作為調(diào)節(jié)變量，考察了顯性激勵與隱性激勵的關(guān)系[9]。他們認為，當外在報酬受到抑制時，顯性激勵也將抑制隱性激勵，而當外在報酬受到激勵時，顯性激勵將會促進隱性激勵。此外，相關(guān)研究表明，活性激勵也會對隱性激勵和顯性激勵產(chǎn)生影響[10]。因此，提出假設4：

H4：隱性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響強度要大于顯性激勵和活性激勵。

（三）激勵協(xié)同因素對創(chuàng)新知識主體的影響

1.激勵協(xié)同對個體知識轉(zhuǎn)移的直接影響。

Huey等（2014） 將組織報酬定義為促進個體表現(xiàn)的行為，其范圍包括從金錢獎勵（如提高薪水或獎金）到非物質(zhì)獎勵（如工作晉升或工作保障）[11]。當知識主體認為相應的回報會高于成本時，知識轉(zhuǎn)移就會發(fā)生。與之相反，Hau和Kim（2011）認為，組織報酬對員工的知識轉(zhuǎn)移沒有促進作用，甚至物質(zhì)激勵對知識轉(zhuǎn)移有消極的影響[12]。因此，提出假設5：

H5：顯性激勵對個體知識轉(zhuǎn)移的影響呈倒U型。

Hung（2011）等發(fā)現(xiàn)，隱性激勵對員工知識轉(zhuǎn)移的意愿起著重要作用[13]。員工在幫助他人過程中享受的樂趣明顯影響他們共享轉(zhuǎn)移的意愿。如果員工能在轉(zhuǎn)移知識的過程中獲得愉快的感受，很多員工將愿意主動轉(zhuǎn)移知識。因此，提出假設6：

H6：隱性激勵對個體知識轉(zhuǎn)移有正向影響。

組織文化是導致知識轉(zhuǎn)移成功的決定因素。組織文化通過影響個體持有的價值觀，進而影響個體的行為[14]。同樣，當組織內(nèi)部成員彼此信任各自的能力時，他們會更加自由的分享信息。因此，提出假設7：

H7：活性激勵對個體知識轉(zhuǎn)移有正向影響。

美國管理學家Peters（2006）指出，物質(zhì)激勵通常面向少數(shù)人，在較低層次上滿足人們的積極性；與之不同，精神激勵則通常能夠滿足多數(shù)人的需求，在較高層次上滿足人們的積極性，因此其激勵的程度更深，維持的時間更長。進一步來講，組織在鼓勵個體間進行知識轉(zhuǎn)移時不應將重點放在組織報酬上，報酬分配的差異反而會阻礙員工間的共享行為（如激勵、獎金、職位晉升和工作安全感），因為這只是一個暫時的過程。因此，提出假設8：

H8：個體層面上，隱性激勵和活性激勵對個體知識轉(zhuǎn)移的影響要大于顯性激勵。

2.激勵協(xié)同對團體知識共享的直接影響。

Itoh（1991）認為激勵協(xié)同因素中的物質(zhì)激勵能夠有效促進團隊成員進行知識共享[15]。員工之間的正式與非正式互動和跨部門知識交流在很大程度上都依賴于員工能否獲得充足的物質(zhì)回報。因此，提出假設9：

H9：顯性激勵對團體知識共享有正向影響。

Alvesson（2000）等學者指出，群體間頻繁的社會交往能促進彼此間的認可，這種認可會進一步增強彼此之間的共享與交流[16]。員工彼此間的交流有助于向團隊貢獻有用的知識，同時更多的交流促進了員工的溝通，增加了團隊成員間彼此的知識共享，增加了隱性知識轉(zhuǎn)移的可能性，團隊成員的成就感得到提升。因此，提出假設10：

H10：隱性激勵對團體知識共享有正向影響。

Frederick （2004）認為，環(huán)境是促進聯(lián)盟內(nèi)團隊間交流的重要因素[17]。同時，通過信息交互數(shù)據(jù)可以看出，員工間和團隊間的交流與合作都需要更加協(xié)作的環(huán)境。因此，在組織愿景的感召下，聯(lián)盟個體成員之間、團隊之間的協(xié)作關(guān)系得到進一步加強，大家更加樂于分享自身所具備的知識，同時知識交流的次數(shù)也得到顯著增加。因此，提出假設11：

H11：活性激勵對團體知識共享有正向影響。

Alchian（1972）等的研究表明，基于團隊整體的顯性激勵會使得團隊之間產(chǎn)生“搭便車”的現(xiàn)象[18]，即某一團隊即使不與他人分享知識，也可以獲得獎勵。相反，在團隊合作中，當工作和任務相關(guān)的情況下，形成團隊成員互幫互助的氛圍是促進知識共享的最優(yōu)激勵設計。因此，提出假設12：

H12：團隊層面上，活性激勵對團隊知識共享的影響大于隱性激勵和顯性激勵。

（四）知識主體因素對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效影響

1.知識主體知識共享對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響。

聯(lián)盟知識的快速流動對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響。Collins（2006）提出了知識共享可以促進隱性知識向顯性知識的轉(zhuǎn)化，推動企業(yè)從事創(chuàng)新活動，并最終影響企業(yè)創(chuàng)新績效[19]。Ranft&Marsh;（2008）通過相關(guān)分析指出，通過戰(zhàn)略聯(lián)盟所建立的關(guān)系，可有效促進聯(lián)盟內(nèi)知識的轉(zhuǎn)移，使聯(lián)盟成員能利用共享知識，提高聯(lián)盟創(chuàng)新績效[20]。柴珺芳（2013）認為知識共享在提高聯(lián)盟創(chuàng)新績效過程中扮演著重要角色，因為個體間頻繁的知識交換可以更加有利于豐富聯(lián)盟內(nèi)的知識，有利于解決問題，進而提高聯(lián)盟創(chuàng)新績效[21]。因此，提出假設13、假設14：

H13：個體知識轉(zhuǎn)移對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。

H14：團體知識共享對知識聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。

2.不同層次知識主體知識共享的關(guān)系。

Gagne（2009）認為，聯(lián)盟中的個體嵌入在團隊和組織中，聯(lián)盟中個體間的知識交流不僅會促進個體層面的知識共享，還會促進團隊和組織層面的知識共享[22]。如聯(lián)盟中的團隊由個體組成，其不僅包括個體所具備的知識，而且還存在著個體所不具備的知識，因此，組織為實現(xiàn)某一特定目標，團隊與團隊之間將不得不采取共同合作的方式，以便于知識利用的最大化。如一個項目組中可能包含了不同的團隊，為了同一個項目而相互配合。由于個體嵌入在團隊中，團隊間的知識共享與個體間的知識共享必然會相互促進，最終實現(xiàn)團隊知識的擴散。因此，提出假設15：

H15：個體層次的知識共享對團隊層次的知識共享有正向影響。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本文主要以參與過戰(zhàn)略聯(lián)盟的商業(yè)銀行為研究樣本，其中包括中國民生銀行牽頭主辦的亞洲金融合作聯(lián)盟、南京銀行牽頭主辦的紫金山·鑫合金融家俱樂部、興業(yè)銀行牽頭主辦的“銀銀平臺”等，涉及銀行主要包括中國民生銀行、華安財產(chǎn)保險、興業(yè)銀行、包商銀行、南京銀行、西安銀行、哈爾濱銀行、河北銀行、晉商銀行、威海市商業(yè)銀行等等。調(diào)查對象涉及銀行高層管理人員、中層部分負責人以及基層網(wǎng)點負責人和柜員。

本次調(diào)研時間為2016年5-9月，問卷調(diào)查共發(fā)放550份，回收361份。（1）通過利用研究者和本校校友的社會關(guān)系，由研究者攜帶紙質(zhì)版問卷親自到晉商銀行、晉城銀行等企業(yè)的各營業(yè)網(wǎng)點現(xiàn)場發(fā)放問卷。該方式共回收問卷258份。（2）通過利用本校校友的社會關(guān)系，找到了若干個戰(zhàn)略聯(lián)盟成員的聯(lián)系方式（主要包括上文所述的三個銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟），以電子郵件和電話訪談方式發(fā)放問卷。該方式共回收問卷103份。之后，對填寫不完整、多個題項填寫一致、邏輯矛盾的問卷進行剔除，最終剩余有效問卷311份，有效回收率為56.55%。最后，為保證所取得數(shù)據(jù)的客觀性，我們通過手工搜集各大銀行的年報、半年報數(shù)據(jù)來彌補問卷調(diào)研在數(shù)據(jù)搜集方面的不足。

（二）變量測量

本文各變量（潛變量）的測量指標（觀察變量）及測量題項主要來自于以下兩個方面：（1）相關(guān)文獻中已被證實的成熟指標；（2）根據(jù)實際研究背景對相關(guān)文獻中的成熟量表進行修改得到所需題項。本文的測量量表主要來自Hsmel（1991）、劉博（2012）等人的研究[23，24]。本文共有五個量表，分別為顯性激勵量表（量表1）、隱性激勵量表（量表2）、活性激勵量表（量表3）、個體知識轉(zhuǎn)移量表（量表4）及戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效量表（量表5）。如表1所示。

（三）一致性檢驗

在具體的測量過程中，由于團隊層次的知識共享與個體層次的知識共享是兩個不同層面的問題，而我們的調(diào)研對象為個體層面，因此難免會出現(xiàn)測量誤差。為此，在問卷發(fā)放過程中，針對部分人員發(fā)放了兩份問卷，根據(jù)其回答題項的前后差異，通過取其平均值以減小測量層面差異所產(chǎn)生的誤差。本文首先采用Rwg、ICC（1）和ICC（2）等指標來比較組內(nèi)同質(zhì)性和組間差異性的大小，以此來判斷團體層面的數(shù)據(jù)是否具有一致性。從而，最終計算出團體層面變量的Rwg指標值均在0.8～0.9之間；ICC（1）指標值主要集中在0.30～0.33之間；ICC（2）指標值也集中在0.69～0.71之間，表明個體層面的數(shù)據(jù)可以用來代替團體層面的數(shù)據(jù)。

（四）信度與效度檢驗

借用一般的問卷信度測量方法，本文以Cronbachs α系數(shù)作為檢驗單個量表及總體量表信度的重要參考指標。從表1 可看出，所有變量的Cronbachs α系數(shù)均大于0.7，說明量表信度較高。

本文主要從內(nèi)容效度與結(jié)構(gòu)效度兩方面檢驗問卷的效度。由于這些量表大多已被相關(guān)專家或?qū)嶒炈炞C，因此，本文的量表具有較高的內(nèi)容效度。此外，本文利用SPSS 18.0軟件中的驗證性因子分析對量表的結(jié)構(gòu)效度進行了檢驗。從表1可知，所有變量的因子載荷數(shù)均大于0.7，說明量表結(jié)構(gòu)效度較好。

（五）模型評價

通過使用AMOS17.0軟件對數(shù)據(jù)進行分析，得出整體模型適配評價指標值。表2顯示，RMSE=0.02<0.05，AGFI、NFI、CFI均大于0.90，表明整體模型的適配度較好，由假設導出的路徑分析模型與問卷調(diào)研所搜集的數(shù)據(jù)相匹配。

四、假設驗證

通過采用AMOS17.0軟件進行參數(shù)估計，如圖2、表3所示。具體分析過程如下：

1.激勵協(xié)同對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的直接影響。從表3可看出，顯性激勵與戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效之間關(guān)系的路徑系數(shù)為0.42，p=0.00，表明顯性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響；隱性激勵與戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效之間關(guān)系的路徑系數(shù)為0.37，p=0.00，表明隱性激勵對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響；活性激勵與創(chuàng)新績效之間關(guān)系的路徑系數(shù)為0.45，p=0.03，表明活性激勵對創(chuàng)新績效有正向影響。因此，假設H1、H2、H3得到支持。激勵協(xié)同直接影響戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效中，隱性激勵為主導，顯性激勵和活性激勵為輔，假設H4得到支持。

2.激勵協(xié)同對不同層次知識主體知識共享的影響。由表3可看出，顯性激勵與個體知識轉(zhuǎn)移之間關(guān)系的路徑系數(shù)為0.35，p=0.01，顯示顯性激勵對個體知識轉(zhuǎn)移有正向影響。顯性激勵的二次項與個體知識轉(zhuǎn)移間關(guān)系的路徑系數(shù)為-0.248，但不顯著，p=0.07>0.05，說明顯性激勵對個體層次的知識共享產(chǎn)生影響的曲線效應不顯著，假設H5沒有得到支持。顯性激勵、隱性激勵和活性激勵與不同層次知識主體知識共享的路徑系數(shù)均為正數(shù)且影響顯著，假設H6、H7、H9、H10、H11得到支持。根據(jù)路徑系數(shù)判斷激勵協(xié)同序參量對不同層次知識主體知識共享的影響程度驗證假設H8和H12，結(jié)果顯示假設H8、H12均得到支持。

3.不同層次知識主體間知識共享對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響。由表3可知，個體知識轉(zhuǎn)移與戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效之間關(guān)系的路徑系數(shù)為0.27，p=0.00，表明個體層次的知識共享對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。團隊層次的知識共享與戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效之間關(guān)系的路徑系數(shù)為0.29，p=0.01，表明團隊層次的知識共享對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有正向影響。假設H13和H14得到支持。此外，個體知識轉(zhuǎn)移和團隊知識共享關(guān)系間的路徑系數(shù)為0.22，p值為0.00，表明個體知識轉(zhuǎn)移能有效促進團隊層面的知識共享。因此，假設H15得到支持。

五、結(jié)論與啟示

本文運用結(jié)構(gòu)方程模型驗證了商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效各影響因素間的關(guān)系，結(jié)論如下：（1）激勵協(xié)同對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有直接正向影響。（2）激勵協(xié)同通過促進不同層次知識主體的知識轉(zhuǎn)移和知識共享進而對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效產(chǎn)生間接正向影響。（3）激勵協(xié)同序參量對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效及不同層次知識主體知識轉(zhuǎn)移、知識共享均有促進作用。

（4）顯性激勵、隱性激勵和活性激勵間存在相關(guān)關(guān)系。在激勵協(xié)同對戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響中，隱性激勵的作用大于活性激勵和顯性激勵。在激勵協(xié)同對不同層次知識主體知識轉(zhuǎn)移、知識共享的影響中，個體層面上隱性激勵和活性激勵的作用大于顯性激勵；團體層面上隱性激勵的作用大于顯性激勵和活性激勵。

本文結(jié)論對商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟的日常管理有如下啟示：（1）知識主體和激勵協(xié)同的各因素都是影響商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的重要方面。其中，知識主體對商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效的影響主要來自于個體知識轉(zhuǎn)移和團體知識共享等兩方面，個體知識轉(zhuǎn)移對團體知識共享有著正向的影響作用。因此，在聯(lián)盟的日常管理中，要充分認識到聯(lián)盟成員作為知識擁有者對聯(lián)盟創(chuàng)新績效的重要作用，通過機制設計，激勵聯(lián)盟成員主動共享知識，進而實現(xiàn)個體知識轉(zhuǎn)移和團體知識共享。（2）激勵協(xié)同因素對商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效有著正向影響作用。其中，顯性激勵、隱性激勵和活性激勵均能正向影響商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效。在影響的程度方面，隱性激勵要大于顯性激勵和活性激勵。因此，在聯(lián)盟的日常管理方面，要充分運用隱性激勵手段激勵聯(lián)盟成員，通過在聯(lián)盟中設立具有挑戰(zhàn)性目標、增加對聯(lián)盟成員工作的認可度不斷提升聯(lián)盟成員的工作滿足感，進而達到激勵的目的。與此同時，聯(lián)盟管理者還應看到建立聯(lián)盟共同愿景，增強聯(lián)盟成員間的互動交流、為聯(lián)盟成員提供更好的薪酬待遇及提供良好的工作環(huán)境對知識主體的激勵作用，通過綜合運用三種不同的激勵手段，最終實現(xiàn)提升整個聯(lián)盟創(chuàng)新績效的目的。（3）中小銀行通過組建戰(zhàn)略聯(lián)盟的方式應對利率市場化所帶來的挑戰(zhàn)具備可行性。商業(yè)銀行戰(zhàn)略聯(lián)盟運作的成功取決于聯(lián)盟管理者對聯(lián)盟成員的管理，關(guān)鍵在于發(fā)揮聯(lián)盟整體的協(xié)同效應。而聯(lián)盟協(xié)同效應的實現(xiàn)則依賴于聯(lián)盟管理者充分認識到聯(lián)盟成員作為知識擁有者對聯(lián)盟創(chuàng)新績效的重要影響，進而通過合理運用顯性激勵、隱性激勵和活性激勵等手段，實現(xiàn)提升聯(lián)盟創(chuàng)新績效的目的，進而最終實現(xiàn)利率市場化條件下中小銀行的自我救贖。

參考文獻：

[1] Gulati R. Alliances and networks[J].Strategic Management Journal，1998（19）： 293-318.

[2] Hennart J F. A transaction cost theory of equity joint ventures[J].Strategic Management Journal，1988（9）： 361-374.

[3] Amabile T M. Motivational synergy： toward new conceptualizations of intrinsic and extrinsic motivation in the workplace[J]. Human Resource Management Review， 1993（3）：185-201.

[4] Romana L， Autrcy. Team synergy， team composition and performance measures[D]. The University of Texas at Austin， 2005.

[5] Jorge Waler， Christoph Lechner. Knowledge transfer between and within allince partners： private versus collective benefits of social capital [J].Journal of Business Reserarch， 2007（7）： 698-710.

[6] Gupta A K， Govindarajan V. Knowledge flows within multinational corporation [J].Strategic Management Journal， 2000（4）： 35-58.

[7] Hooff B， Ridder J. Knowledge sharing in context：the influence of organizational commitment， communication climate and CMC use on knowledge sharing[J].Journal of Knowledge Management， 2004， 8（6）： 117-130.

[8] Deciel.Effects of externally mediated rewardson intrinsic motivation[J].Journal of Personality and Socil Psychology，1971，18（1）：105-115.

[9] Fehre，F(xiàn)alk A. Psychological foundations of incentives[J].Institute for Empirical Research in Economics，2001，7（3）：38-48.

[10]孫新波，李佳磊，劉博. 戰(zhàn)略聯(lián)盟激勵協(xié)同與聯(lián)盟績效關(guān)系研究[J].管理評論，2014，11：182-189.

[11]HueyWen Chou， YuHsunLin， HungSheng Lu. Knowledge sharing and ERP system usage in postimplementation stage[J]. Computers in Human Behavior， 2014（33）： 298-307.

[12]Hau Y S， Kim Y G. Why would online gamers share their innovation-conducive knowledge in the online game user community[J]. Computers in Human Behavior， 2011， 27： 956-970.

[13]Hung. It is what one does： why people participate and help others in knowledge sharing practice[J]. Journal of Strategic Information Systems， 2011， 9（2）： 155-173.

[14]Srite M，Karahanna E，Mark S，et al.The role of espoused national cultural values in technology acceptance[J].MIS Quartely，2006，30（3）：679-704.

[15]Itoh H. Incentives to help in multiagent situations [J]. Econometrical， 1991， 59（3）：611-612.

[16]Alvesson， M. Social identity and the problem of loyalty in knowledgeintensive companies[J]. Journal of Management Studies， 2000（ 37）： 1101-1123.

[17]Frederick W Rankin. Coordinating effort under teambased and individual incentives：an experimental analysis[J]. Contemporary Accounting Research， 2004， 21（1）： 191-222.

[18]Alchian A H， Demsetz. Production， information costs， and economic organization[J]. American Economic Review， 1972， 62（5）：777-795.

[19]Cabrera A，Collins W C， Salgado，J F.Determinants of individual engagement in knowledge sharing[J]. International Journal of Human Resource Management 2006，17（2）：245-265.

[20]Ranft A L，Marsh S J.Accessing knowledge through acquisitions and alliances：an empirical examination of new market entry[J]. Journal of Managerial Issues，2008，20（1）：51-67.

[21]柴珺芳. 產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟創(chuàng)新績效評價及激勵機制研究[D]. 杭州：浙江工業(yè)大學，2013.

[22]Gagné M. A model of knowledge sharing motivation[J].Human Resource Management， 2009， 48（4）：571-589.

[23]Hsmel. Competition for competence and interpartner learning within international alliances[J].Strategic Management Journal， 1991.23（1）： 239-256.

[24]劉博. 基于結(jié)構(gòu)方程模型的戰(zhàn)略聯(lián)盟激勵協(xié)同和聯(lián)盟創(chuàng)新績效關(guān)系研究[D].沈陽：東北大學，2012.

（責任編輯：王鐵軍）