科技型企業伙伴關系、協同創新與創新績效關系的實證研究

康益敏，朱先奇，李雪蓮

(1.太原理工大學 經濟管理學院，山西 太原030024; 2.山西大學 計算機與信息技術學院，山西 太原030006)

1 引言

隨著市場需求的不斷變化，企業之間的競爭日益激烈，許多企業不得不與伙伴建立共贏的合作關系，來適應日益變化的市場環境。基于交易成本理論和社會交換理論的視角，多數研究者認為緊密的伙伴關系能夠有效地提升企業業績［1～5］。在當今復雜、動蕩、不確定的商業環境下，創新的實施和發展是組織獲得競爭優勢并應對快速變化環境的重要手段。一般來說，伙伴間信任關系的建立、關系互動等能夠有效促進創新活動的開展，提升創新績效。當今大科學時代，多元主體互動為基礎的協同創新受到高度重視。自提出協同創新以來，學者們在該領域進行了眾多研究，相關文獻研究多關注企業為主體的協同創新網絡，多集中在創新模式、機制等理論研究層面，以及協同創新模式、網絡結構、網絡關系對企業創新績效的影響等實證研究層面。因此，本文引入協同創新這一概念。

企業產生于不同背景、環境之下，其價值觀和認知觀往往不同，由此便帶來了認知多樣性問題。根據社會認知理論，認知多樣性能為企業帶來認知益處，不同的認知特征會為企業帶來豐富的異質性知識資源，從而有利于協同創新以及創新績效的提升。知識共享是指企業間相互交流、交換以及傳播知識，從而達到共享的目的。企業間異質性知識的共享，能夠為企業經營活動提供多樣化的視角和思路，而且知識共享的過程也是企業不斷更新自我和知識的過程，這種新舊知識碰撞的過程也有利于創新。通過以上分析，本文將認知多樣性和知識共享引入研究模型，探討其邊界影響，以進一步揭示伙伴關系-協同創新-創新績效這一作用路徑。

2 理論基礎與研究假設

2.1 伙伴關系與企業創新績效

企業伙伴間的關系是指企業在遵循互惠、平等和忠誠原則的基礎上，為了實現一定時期內的風險共擔、利益共享及信息共享等目標，而形成一種相對穩定的合作關系［6］。Handfield 和Nichols［7］的研究認為，有效的組織間關系有利于企業物流和信息流的管理，且會取得一定成功。這說明企業間建立的緊密關系有助于促進企業的物流信息能力和基本運作能力的提升。同時，在這種互惠性的關系中，交易伙伴是以對方利益最大化為考慮的，會更可能有效地分享資源和信息［8］。因此，通過建立伙伴關系，企業可以獲取更多及時、準確的信息，通過內部共享和消化后，進而提升企業創新能力。企業間伙伴關系能夠促進企業雙方的信息充分共享，進而能夠保證企業能快速、準確地累積創新資源。因而，可以認為通過建立密切的伙伴關系，企業可以更加快速、可靠地提升創新績效?；谝陨戏治觯覀兛梢蕴岢鲆韵录僭O:

假設1伙伴關系對企業創新績效具有顯著正向影響。

2.2 伙伴關系與企業協同創新

創新意指保證創新系統內部信息和知識等要素的有效聯接［9］，即創新主體之間存在信息、技術交流［10］。受技術革新和環境變革影響，創新模式先后跨越了“線性模式”、“平面模式”走向了“立體網絡模式”［11，12］。由于資源的稀缺性，單一組織難以應對日漸開放的創新發展，創新逐漸成為由不同參與主體組成的創新共同體大量互動作用的結果［13］。創新發展成為一個涉及多層次、多組織、多階段、多要素的動態復雜的創新網絡整體活動，即協同創新網絡［13～15］。Gloor 等［16］最早對協同創新概念進行解析:協同創新往往是源自擁有共同目標的參與者組成的虛擬化網絡小組，經由網絡平臺上交流與合作實現共同目標?；锇槠髽I間在流程及產品方面的信息共享與交換，可以實現企業間協同，保證按時生產和提高經營效率［5］。企業間結成穩定的戰略伙伴關系，它們之間的信息共享和交流就會得到加強，使得企業可以更好地理解市場的需求，并不斷滿足客戶不斷變化的要求，達到協同創新的目的。建立了密切的伙伴關系，企業雙方互動的次數就會增加，信息共享使得雙方相互了解，增加雙方的信任程度，這樣會增加雙方協同合作的效率［17］。因此，可以認為伙伴關系能夠促進企業協同創新?；谝陨戏治觯覀兛梢蕴岢鲆韵录僭O:

假設2伙伴關系對企業協同創新具有顯著正向影響。

2.3 協同創新的中介作用

企業外部往往擁有豐富的優質資源，但是這些優質資源能夠被充分運用、有效整合、合理傳遞不僅僅依賴于企業本身的吸收能力，還有賴于企業之間的協同。企業協同從縱向視角看是以任務為導向進行的價值設計、價值創造、價值獲取等，而從橫向視角看是與其他企業之間的信息傳遞、行為溝通、共同決策、資源交換等合作行為。協同能夠給企業提供獲取優質資源的途徑和機會，只有協同雙方或多方構建良好的協同行為，合作各方才能愿意促進知識信息傳遞，提高資源利用效率，為創新需求保駕護航，進而提升創新績效?；谝陨戏治?，我們可以提出以下假設:

假設3協同創新對企業創新績效具有顯著正向影響。

基于以上論述，伙伴關系對企業協同創新具有正向影響作用，當企業協同創新能力提升時，其創新績效也會得到提升，即伙伴關系通過影響其協同創新作用于創新績效。由此，本文認為，協同創新是伙伴關系作用于其創新績效的一個“閥口”，其大小決定了伙伴關系影響創新績效水平的強弱。我們可以提出以下假設:

假設4協同創新在伙伴關系與企業創新績效關系間起中介作用。

2.4 認知多樣性的調節效應

認知多樣性可以定義為企業之間客觀及主觀屬性的差異，如知識背景、認知價值觀等的差異。認知多樣性高意味著企業擁有更多不同的知識背景和價值偏好，在處理問題時可以提供更多樣化的知識和信息，更能夠與其他企業產生協同。首先，根據“多樣性價值”視角，企業由于接觸到外部差異的知識可能會刺激產生與先前不同的想法。在長期的生產經營中，企業會因為自身的習慣偏好而形成固有的思維，如果沒有差異化的知識融入，將會產生認知局限，阻礙創新。認知多樣性為企業帶來了差異化的知識，為企業協同創新提供了知識源泉。其次，根據信息與決策理論，由于企業認知模式的差異化，導致平時積累和關注的信息也存在很大差異，具有不同認知和價值體系的企業可以使用不同的視角來掃描環境和搜集處理這些信息，從而幫助企業使用不同的角度分析問題并找到幾種不同的替代方案，以實現協同創新。與認知多樣性較低的企業相比，認知多樣性較高的企業可能會做出更好的決策并產生更多的創意，產出更高的協同創新。因此，較強的認知多樣性會提升伙伴關系與協同創新之間的關系。基于以上分析，我們可以提出以下假設:

假設5認知多樣性正向調節伙伴關系與協同創新之間的關系。

2.5 知識共享的調節效應

知識共享是指企業之間相互交流、交換以及傳播知識。Taylor 和Greve［18］的研究指出，企業間合作的積極作用要依賴于共享多樣性的知識才能得到有效的交流、整合和利用。在企業創新活動中，需要大量的知識和想法的涌入，同時也需要企業整合和處理這些知識和想法，從而產生創意。而知識共享則能吸收外部知識，并與企業自身的知識產生碰撞融合，從而形成新的想法。在企業創新活動中，通過交流、傳播，企業成員間的異質性知識得到了充分地共享，不僅增加了企業所擁有的知識資源，也為企業生產活動提供了更多樣化的視角和思路，有利于企業創新。因此，較強的知識共享水平會提升協同創新與企業創新績效之間的關系。基于以上分析，我們可以提出以下假設:

假設6知識共享正向調節協同創新與企業創新績效之間的關系。

通過以上分析，認知多樣性正向調節伙伴關系與協同創新之間的關系、知識共享正向調節協同創新與企業創新績效之間的關系，而協同創新在伙伴關系與企業創新績效間起中介作用。由此，本文進一步推論，認知多樣性和知識共享水平越高，伙伴關系通過協同創新對企業創新績效的影響效應越強，即有調節的中介效應成立?；谝陨戏治觯覀兛梢蕴岢鲆韵录僭O:

假設7認知多樣性正向調節協同創新在伙伴關系與創新績效之間關系的中介作用。

假設8知識共享正向調節協同創新在伙伴關系與創新績效之間關系的中介作用。

綜上，本文研究的理論框架如圖1 所示。

圖1 理論框架

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數據收集

本文以科技型企業為研究對象，采用問卷調查的方式采集數據。問卷正式調研時間為2017 年12月～2018 年3 月。此次調研過程主要分三步進行，第一步，設計問卷，通過查閱國內外大量文獻資料，選取認可度、成熟度較高的量表。第二步，確定調查目標，為了避免調查區域單一所造成的誤差，本研究分別對東北、東部、中部和西部等四個地區的多個行業內企業中高層管理人員進行問卷調查，選取行業多樣、規模不等的企業。第三步，獲取數據，為了避免造成潛在誤差，每家企業至少由兩名管理人員填寫問卷，本次調研共發放問卷288 份，收回258 份，剔除無效問卷后，取得有效問卷245 份。

3.2 變量測量

本文研究所使用的均是國內外較為成熟的量表，保證了問卷的內容效度。英文量表采用翻譯-回譯的方法，確保其表達意義符合中國情境。所有量表均采用Likert 7 級測量(“1”完全不同意到“7”完全同意)。

伙伴關系的測量參考Peng 和Luo［19］，Lee 和Dawes［20］的研究，應用面子、回報和感情三個維度來衡量，共設7 個題項，一致性系數為0.898。協同創新的測量參考Perkmann 和Walsh［21］，Inzelt［22］的研究，共設3 個題項，一致性系數為0.903。認知多樣性的測量參考Vegt 和Janssen［23］的研究，共設5 個題項，一致性系數為0.885。知識共享的測量參考Chuang 等［24］的研究，共設5 個題項，一致性系數為0.912。企業創新績效的測量參考Lovelace等［25］的研究，共設6 個題項，一致性系數為0.901。

4 研究設計

4.1 信度和效度檢驗

本文采用SPSS 21.0 和AMOS 21.0 軟件對所獲得數據進行處理。Harman 單因子檢驗結果表明，第一主成分解釋的方差貢獻率為25.179%，說明同源偏差并不嚴重。各變量的VIF 值均在1.011 ～1.549之間，不存在多重共線性問題。所有變量的內部一致性系數均大于0.800，表明變量具有良好的信度。各題項因子載荷值均大于臨界值0.600，表明變量具有良好的聚合效度。所有因子的AVE 均大于因子間相關系數平方值，表明具有良好的判別效度。

4.2 探索性因子分析

本文研究從總體樣本中隨機抽取140 份原始數據進行探索性因子分析(EFA)，數據計算結果顯示，KMO 值為0.753，Bartlett 球形檢驗p ＜0.001，說明適合進行因子分析。正交旋轉后，26 個題項歸屬于5 個因子，沒有出現跨因子負荷現象，且因子載荷均大于0.6，總方差累積解釋的變異量超過60%的水平，為68.47%，說明歸屬于5 個因子是合適的。

4.3 驗證性因子分析

本文研究通過驗證性因子分析(CFA)檢驗主要變量之間的區分效度，檢驗結果顯示，五因子模型擬合結果為:χ2/df=2.384;RMSEA=0.072，TLI=0.896，GFI=0.911，AGFI=0.902，CFI=0.914，其擬合效果顯著優于其他模型(如四因子模型和單因子模型)，表明變量間具有較好的區分效度。

4.4 描述性統計與相關分析

各變量間的描述性統計和相關分析結果顯示，伙伴關系與協同創新(r=0.585，p ＜0.01)和創新績效(r=0.527，p ＜0.01)均顯著正相關;協同創新與創新績效(r=0.586，p ＜0.01)顯著正相關;認知多樣性與創新績效(r=0.335，p ＜0.01)顯著正相關;知識共享與創新績效(r=0.414，p ＜0.01)顯著正相關。各主要變量間的相關系數均呈顯著相關關系，可以進行進一步的回歸分析檢驗。

4.5 假設檢驗結果

4.5.1 主效應和中介效應檢驗

在進行回歸分析前，為了進一步降低多重共線性的影響，本文研究對主要變量進行了標準化處理。主效應和中介效應的回歸分析結果如表1 所示。模型1 和模型3 是僅包括控制變量的基準模型。在模型1 的基礎上引入自變量伙伴關系后，形成模型2，可以看出，伙伴關系對協同創新具有顯著正向影響(β=0.331，p ＜0.001)，假設2 得到支持。在模型3 的基礎上引入自變量伙伴關系后，形成模型4，可以看出，伙伴關系對創新績效具有顯著正向影響(β=0.346，p ＜0.001)，假設1 得到支持。根據Baron 和Kenny［26］的分析步驟，檢驗協同創新在伙伴關系與創新績效之間的中介作用。在模型4 的基礎上加入中介變量協同創新后，形成模型5，可以看出，協同創新對創新績效具有顯著正向影響(β=0.224，p ＜0.01)，且伙伴關系對創新績效的影響系數和顯著性均有所降低(β=0.221，p ＜0.01)，即協同創新在伙伴關系與創新績效關系間起部分中介作用。由此，假設3 和假設4 均得到支持。

表1 主效應和中介效應檢驗

4.5.2 調節效應檢驗

本文研究采用多元層級回歸分析對調節效應進行檢驗。檢驗結果如表2 所示。由模型6 可以看出，認知多樣性對協同創新具有顯著正向影響(β=0.224，p ＜0.01)。在模型6 的基礎上加入伙伴關系與認知多樣性的交互項后，形成模型7，可以看出，伙伴關系與認知多樣性的交互項對協同創新具有顯著正向影響(β=0.176，p ＜0.05)，假設5得到支持。由模型8 可以看出，知識共享對創新績效具有顯著正向影響(β=0.221，p ＜0.01)。在模型8 的基礎上加入協同創新與知識共享的交互項后，形成模型9，可以看出，協同創新與知識共享的交互項對創新績效具有顯著正向影響(β=0.165，p ＜0.05)，假設6 得到支持。

表2 調節效應檢驗

進一步，本文研究依據Aiken 和West［27］方法，繪制了調節效應圖，如圖2 和圖3 所示。由圖2 可以看出，高認知多樣性代表的實線斜率大于低認知多樣性代表的虛線斜率，即認知多樣性在伙伴關系與協同創新關系間起正向調節效應。由圖3 也可

圖2 認知多樣性的調節效應

4.5.3 有調節的中介效應檢驗

圖3 知識共享的調節效應

本文依據Edwards 和Lambert［28］的研究，通過拔靴法(Bootstrapping method)計算有調節的中介以看出，高知識共享代表的實線斜率大于低知識共享代表的虛線斜率，即知識共享在協同創新與創新績效關系間起正向調節效應。由此，假設H5，假設H6 進一步得到支持。效應。由表3 可以看出，在認知多樣性不同取值水平下(分別在均值的基礎上加減1 個標準差，構成高值和低值)，伙伴關系對協同創新的影響差異顯著(Δβ=0.20，p ＜0.05)，即假設5 再次得到證實，這與前文回歸檢驗結果一致;伙伴關系通過協同創新對創新績效的間接影響在認知多樣性低時不顯著(β=0.06，ns)，在認知多樣性高時顯著(β=0.18，p ＜0.01)，且兩者差異顯著(Δβ=0.12，p ＜0.05)，假設7 得到支持。同理，在知識共享不同取值水平下，協同創新對創新績效的影響差異顯著(Δβ=0.31，p ＜0.001)，即假設6 再次得到證實，這與前文回歸檢驗結果一致;伙伴關系通過協同創新對創新績效的間接影響在知識共享低時不顯著(β=0.09，ns)，在知識共享高時顯著(β=0.24，p ＜0.01)，且兩者差異顯著(Δβ=0.15，p ＜0.05)，假設8 得到支持。

表3 有調節的中介效應檢驗

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本文以245 家科技型企業為研究對象，檢驗了伙伴關系對創新績效的影響作用。研究表明，伙伴關系對創新績效具有顯著正向影響，協同創新在兩者關系間起中介作用，即協同創新是伙伴關系作用于創新績效的橋梁。認知多樣性正向調節了伙伴關系與協同創新之間的關系，知識共享正向調節了協同創新與創新績效之間的關系。同時，本文進一步證實了認知多樣性和知識共享正向調節協同創新在伙伴關系與創新績效關系間的中介作用，即有調節的中介效應同時成立。

5.2 理論貢獻

本文研究的理論貢獻如下:首先，本文從關系理論出發，借助伙伴關系這一視角探討了對企業創新績效的影響，構建了伙伴關系-協同創新-創新績效的作用路徑，豐富了有關企業創新績效的研究內容，并為后續研究提供了新的視野。其次，基于協同視角，驗證了協同創新的中介作用，拓展了協同理論的適用范疇。再次，考察了認知多樣性和知識共享的調節效應，揭示了認知多樣性和知識共享的交互式影響，擴展了創新績效研究的相關邊界作用條件。

5.3 管理啟示

本文研究的管理啟示如下:首先，良好的伙伴關系，企業可以獲取更多及時、準確的信息，通過內部共享和消化后，有效地促進企業協同創新和創新績效。因此，尤其對于科技型企業來說，建立良好的伙伴關系至關重要。其次，在企業構建協同創新組合過程中能充分利用關鍵關系結構成員，撬動持有關鍵資源的其他企業，往往能夠為企業協同創新行動戰略的快速、高效實施積累資源。再次，提升企業認知多樣性和知識共享水平。為應對創新發展的挑戰，企業應具備認知多樣性和高知識共享水平。認知多樣性為企業帶來了不同的知識，形成了豐富的知識池，這是創新想法產生的前提和源泉。而知識共享水平高的企業，在合作解決問題時能提供多樣化的替代方案，推動企業的創新發展。

5.4 研究展望

首先，主要變量的測量均是由同一人根據自身主觀評價填寫，可能存在一定程度的偏差，未來可以采用多層次和多維度的評價方式采集數據;其次，本文采用的是橫截面數據，而在不同的時段點進行測量會更加準確，所以今后的研究可以采取跨時段的縱向數據進行。