網絡關系、技術創新動態能力與創新績效

王安琪

（河南財政金融學院，河南 鄭州 451464）

一、引言

當前，中國經濟已從高速增長階段轉變為高質量發展階段，技術創新已成為經濟發展的驅動力。在國際市場上，新的貿易保護主義抬頭，貿易摩擦和科技競爭日益激烈。提升企業技術創新能力，無論是對推動中國經濟高質量發展，還是增強中國企業的國際競爭力都具有重要意義。

在技術創新的研究中，企業與外部組織建立起來的相互依賴、相互信任、長期穩定的網絡關系受到了廣泛關注。網絡關系對企業技術創新績效的影響，理論界已有許多研究，并形成了網絡關系會正向影響企業技術創新績效的共識（Powell 等，1996；Dyer&Nobeoka，2000；魏江、鄭小勇，2010；李文麗、楊吉生，2018）[1-4]。

為了更明晰地認識網絡關系對企業技術創新績效的影響，理論界從關系特征的角度對網絡關系做了許多分類，如強關系與弱關系(Granovetter，1973；Burt，1992)[5，6]、正式關系和非正式關系(Johanson &Mattson，1987)[7]、直接關系與間接關系(Burt，1992；Scott &Daniel，2002)[6，8]、嵌入關系與非嵌入關系(Hite，2003)[9]等。在研究不同類型的網絡關系對技術創新績效的影響時，理論界得出的結論并不完全一致。例如，有學者認為，相較于弱網絡關系，信任和互動頻繁的強網絡關系利于知識分享，更利于技術創新(Coleman，1994；陳勁、李飛宇，2001；Daskalakis &Kauffeld，2007；謝洪明等，2012)[10-13]；也有學者持相反意見，認為強網絡關系的網絡成員往往擁有高度相似和同質化的知識和資源，會限制拓展網絡邊界和新知識流入，更不利于技術創新績效的提升。

技術創新動態能力也稱動態技術創新能力，是在動態能力和技術創新理論研究中出現的新構念，指企業優化和重構創新資源基礎，變革創新流程與慣例，推動技術創新能力不斷提升的能力（熊勝緒等，2016）[14]。這一構念一經提出，就受到國內外理論界的關注。Cheng&Chen(2013)發現動態創新能力強的企業，吸收新知識和探索新信息的能力較強，可以快速地識別技術機會，試驗新設計，從事超越當前創新邊界的突破性創新[15]。熊立等(2017)發現動態創新能力會積極影響創新績效，但成功經驗陷阱對動態創新能力具有抑制作用，會弱化其對創新績效的貢獻[16]。岳金桂、于葉(2019)發現技術創新動態能力能顯著改善技術商業化績效[17]。

盡管理論界分別研究了網絡關系和技術創新動態能力對企業技術創新績效的影響，但現有研究的局限性也是很明顯的。第一，在研究網絡關系對技術創新績效的影響時，是按網絡關系特征對網絡關系進行分類研究，而沒有對網絡關系的維度構成做出劃分，因此，這種研究沒能揭示網絡關系影響技術創新績效的內在機制。第二，對企業技術創新動態能力的前因變量尚缺乏研究?；谶@些局限，文章從網絡關系構成的角度將網絡關系分為網絡關系選擇、網絡關系維護和網絡關系利用三個維度，并開發測量量表。同時，根據戰略管理理論提出的“資源決定能力，能力決定績效”的分析框架，文章以技術創新動態能力為中介，構建網絡關系影響技術創新績效的理論模型，探討網絡關系的三個維度對技術創新績效的直接影響，以及技術創新動態能力的中介作用。希望通過這一理論研究，揭示網絡關系影響技術創新績效的內在機理。

二、理論分析與研究假設

本研究將企業網絡關系分為網絡關系選擇、網絡關系維護和網絡關系利用三個維度。參照熊勝緒等(2016)的方法，文章將技術創新動態能力的維度劃分為技術機會感知能力、創新資源整合能力和適應環境的組織變革能力三個維度[14]。研究認為，網絡關系不僅直接影響技術創新績效，還通過技術創新動態能力這一中介間接影響技術創新績效。

1.網絡關系對技術創新績效的影響

當代技術創新具有的多學科知識交叉融合的特點決定了網絡關系選擇對企業技術創新的重要性。選擇研發實力強勁、信用良好、雙方戰略和文化兼容、資源技術互補、異質的網絡關系，能擴大企業創新的搜索范圍，降低搜索成本，企業可以獲取更多的新信息、新思想和新的技術機會(Zhang&Li，2010)[18]。同時，發明創造的商業化，不僅需要多個領域的技術知識，而且需要生產制造、市場營銷、融資與財務管理等多方面的知識，恰當地選擇網絡成員能通過成員間的知識和資源的互補提升網絡關系的品質，促進企業將發明創造成功商業化。

網絡關系要對提升企業技術創新績效產生作用，要求網絡中的企業共享知識、跨組織的學習和在創新活動中有效地分工協作，這種合作機制的形成是以網絡關系的安全和穩定為前提的。網絡關系的維護通過網絡成員間的頻繁溝通與互動，以及對網絡關系的投資而加深網絡成員間的信任，一個充滿信任的網絡關系會更加安全和穩定。在這樣的網絡關系中，網絡成員知識共享的不確定性會降低，彼此更愿意開放知識并合作解決技術難題，這就增加了每個企業獲取準確、完整、深度信息的機會。企業借助信息共享、信任和共同解決問題等機制學習到的新知識越多，企業的技術創新績效越顯著(McEvily&Marcus，2005)[19]。

網絡關系的利用是通過與網絡成員開展有效的合作而共享網絡中的知識和資源。企業利用網絡關系的能力首先取決于網絡關系本身的特點。通常認為，強聯結關系下，企業間信息交換更頻繁，企業從網絡中獲取的知識與資源會更多(McEvily&Marcus，2005；Reagans&McEvily，2003)[19，20]。企業對網絡關系的利用能力還與網絡關系中建立的成文的和不成文的規則、慣例有關。Dyer&Nobeoka(2000)通過對豐田知識網絡的研究發現，建立了各種制度化協作慣例的網絡關系更能促進伙伴間多方位的知識共享，創造強有力的身份和協調規則的網絡關系能提供多樣化知識，促進知識重組和知識的創造[2]。據此，文章提出如下假設：

假設H1：網絡關系的三個維度正向影響技術創新績效。

2.網絡關系對技術創新動態能力的影響

企業感知技術機會的能力與選擇什么樣的網絡成員密切相關，通常情況下，網絡成員資源與能力的異質性與互補性更有利于技術合作和組織學習，企業通過與異質性伙伴的共同學習可獲取更多的新思想，感知到更多的技術機會。技術機會的感知是通過網絡成員的交流與合作實現的，但這種交流與合作要以成員間的互信為前提。網絡關系的維護就是要保持網絡成員間的長期互信，使網絡成員間能保持持續的交流與合作關系。企業利用網絡關系的過程既是利用網絡中有形和無形資源的過程，也是跨組織的交流、學習與合作的過程，這種跨組織的交流、學習與合作能使企業更好地了解技術變革的趨勢，提高了企業對環境中技術機會的洞察力和辨識力。

擁有足夠的資源是企業整合和重構內外部資源的前提(Wu，2007)[21]，網絡關系的選擇關系著企業能否如愿使用到其所需要的資源。一般來講，網絡關系中，如果網絡成員的資源與本企業互補，而且網絡成員有較多的稀缺資源、有較高的信譽，企業獲取、整合、再配置創新資源的能力會更強。處于信任關系中的人更愿意分享資源(Gianni&Andrea，1999)[22]，網絡關系的維護通過使企業與網絡成員間保持良好的互信關系，提升企業整合資源的能力。網絡資源的利用過程往往是一個以合作形式共同解決問題的過程，技術合作中對問題的聯合解決有助于復雜的、隱性知識的轉移。因此，較之于孤立企業，利用網絡關系的企業能夠獲取更多的互補資源[23]。

網絡關系中的企業是相互影響的，一個企業好的結構、慣例、流程、文化可能會成為另一個企業學習的對象，同時，合作企業的價值觀和管理理念也會對本企業的組織與戰略行為產生影響，因此，選擇開放度高，技術、結構和文化具有較大柔性的合作伙伴，有利于推動企業柔性化程度的提升，增強企業對環境的適應能力。網絡關系維護的實質是對網絡關系的管理，合作中的沖突的化解、互信的建立、關系的改善，都需要企業在資源、技術、結構、戰略與文化等多方面建立相互適應的機制，這些機制的建立無疑提升了組織的柔性，增強了企業的變革能力。企業利用網絡關系中的知識和資源也需要企業具有組織的變革能力。Timothy&Michael(2004)發現在競爭激烈的全球商業環境中，大多數行業的企業為了對全球和當地市場環境變化做出響應，不僅在全球范圍內整合、重構內外部資源，而且注重協調組織間的活動并以靈活方式進行組織變革[24]。企業要有效地利用各種網絡資源，成功地與網絡成員合作創新，往往需要組建靈活的工作團隊，變革過時的流程和慣例，建立適應新技術和新市場的商業模式，這些工作都會極大地推動組織變革能力的提升。據此，文章提出如下假設：

假設H2：網絡關系的三個維度正向影響技術創新動態能力的三個維度。

3.技術創新動態能力對技術創新績效的影響

技術機會感知能力強的企業能更好地辨識技術變革和市場需求的趨勢，能超越競爭對手和顧客需求去開發新技術和新產品，能更好地理解新技術的商業價值，并按照新技術的要求推進新技術的產業化，獲取創新成果的商業價值。創新資源整合能力強的企業能突破新技術開發及創新成果產業化中的資源瓶頸，有效整合內外部創新資源，滿足技術創新活動的需要，取得較好的創新績效。組織變革能力強的企業，能遵循技術創新規律，適宜變革組織結構、業務流程和組織文化，創建與新技術商業化相適應的商業模式，從而提升企業的技術創新績效。據此，文章提出假設：

假設H3：技術創新動態能力的三個維度能夠正向影響技術創新績效。

4.技術創新動態能力在網絡關系影響技術創新績效中的中介效應

依據資源基礎觀“資源—能力—績效”的邏輯[25，26]，資源是動態能力的基礎，動態能力是競爭優勢的直接來源[27]，技術創新動態能力是動態能力的重要部分，是技術創新績效的重要來源，而它基于企業的網絡關系這一戰略資源。網絡關系的不同，導致企業在技術機會感知能力、創新資源整合能力以及組織變革能力方面也不同，進而導致技術創新績效的不同。據此，文章提出假設：

假設H4：技術創新動態能力的三個維度在網絡關系的三個維度上對技術創新績效起中介作用。

根據理論分析和研究假設，構建理論模型如圖1 所示。

圖1 企業網絡關系影響技術創新績效的理論模型

三、實證研究設計

1.問卷設計、數據收集與樣本描述

技術創新績效是因變量，借鑒國內外成熟量表，用“與同行業其他企業相比，本企業開發的新技術數量較多”等4 個題項對其進行測量。網絡關系的三個維度是本研究的自變量。研究通過問卷調查收集數據。嚴格按照問卷開發程序，系統梳理國內外相關文獻并深入企業實地調研來開發網絡關系問卷。網絡關系選擇參考Brouthers 等(1995)的研究成果[28]，初步擬定6個題項；網絡關系維護參考Coleman(1990)的研究成果[29]，初步擬定6 個題項；知識共享參考Sherwood&Covin(2008)的研究成果[30]；價值共創參考Aarikka &Jaakkola(2012)[31]、張婧和何勇(2014)[32]的研究成果；網絡關系利用初步擬定7 個題項。技術創新動態能力是中介變量，參考Teece(2007)[33]、熊勝緒和李婷(2019)[34]的研究成果，用“本企業管理者和技術人員對技術變化有較強洞察力”等3 個題項測量技術機會感知能力，用“本企業頻繁吸收新信息、新知識和新技術，整合為組織能力”等5個題項測量創新資源整合能力，用“本企業能根據新技術和新產品要求選擇合適的戰略和產業化模式”等4 個題項測量適應環境的組織變革能力。參考國內外同類文獻并聯系企業實際，文章將年銷售額、人員規模、企業年齡作為控制變量。問卷采取七級李克特量表。

依據文獻梳理和實地調研，擬定網絡關系量表初稿后，邀請網絡關系、技術創新、問卷設計、量表開發專家評價初步題項，根據專家意見進行調整。然后將問卷發給對象企業的技術主管、核心技術人員、公司（副）總裁，依據其反饋進一步完善問卷。問卷收集方式有兩種：一是通過個人關系篩選出符合條件的企業和答題人員，溝通后直接到企業現場或通過網絡途徑發放和回收問卷。答題者是企業中高層管理者或核心技術人員，對企業相關內容清楚，對題項有較好理解，答題客觀。二是通過專業調查公司間接收集問卷，分為兩個階段。預調研于2019 年5—6 月進行，共發放210 份問卷，回收142 份有效問卷。對問卷進行量表的信度和效度檢驗。采用Cronbach's α 系數對量表信度進行檢驗，信度標準為0.6。經過SPSS24.0 分析問卷各變量的信度值均大于0.6。利用校正的總相關系數(CITC)指標凈化測量題項，如果CITC 小于0.4 且刪除某個測量題項能顯著提高Cronbach's α 值，就刪除該題項。對量表進行因子分析，要求構念在各題項上的因子載荷大于0.5。經過量表的信度和效度分析，形成正式問卷。網絡關系的正式問卷包括16個題項，其中關系選擇5 個題項，關系維護5 個題項，關系利用6 個題項。正式調研于2019 年8—9 月進行，共回收有效問卷355 份。描述性分析結果顯示：樣本分布于中國26 個省份，占比最高的是河南、北京、湖北。調研企業涵蓋國有、民營、三資等產權企業，其中民營企業為65.2%，國有企業為18.2%。涉及電子電氣、機械、醫藥、冶金、材料、能源、化工、軟件與通訊、交通運輸設備及零配件制造、裝備及零配件制造等行業的技術密集型企業。企業年齡涵蓋5 年以下、5～10 年、11～20 年、21～30 年和30 年以上。企業員工規模涵蓋5 人以下、5～100 人、101～500 人、501～1000 人、1000 人以上5 個等級。企業近兩年年均銷售總額從小于100 萬元到100 億元以上人民幣，設置了10 個組別。被調查者性別中男性占比73.8%，女性占比26.3%。被調查者職位涵蓋董事長或總經理、技術副總經理或營銷副總經理、技術部經理、銷售部經理、核心技術人員6 個組別。被調查者學歷涵蓋大專及以下、本科、碩士、博士，其中本科占比為46.2%，碩士占比為37.5%。被調查者在企業工作年限涵蓋1 年以下、1～3 年、3～5 年、6～10 年、10年以上5 個組別。

2.量表的信度、效度檢驗

運用統計軟件SPSS24.0，對網絡關系量表進行信度和效度檢驗，見表1。

表1 網絡關系量表（N＝355）

同樣，運用統計軟件SPSS24.0 對自變量、中介變量和因變量量表進行信度和效度檢驗。網絡關系各維度的Cronbach's α值均大于0.80，網絡關系量表的KMO 值為0.885，Bartlett 值顯著性概率為p<0.001。因子分析提取3 個因子，解釋總方差為75.819%，因子旋轉結果見表1。技術創新動態能力量表的KMO 值為0.856，Bartlett 值顯著性概率為p<0.001，因子分析提取3 個因子，解釋總方差為80.402%。技術機會感知能力維度在3 個題項上的因子載荷值介于0.741～0.832 之間，Cronbach's α 系數為0.894，CR 為0.836，AVE 為0.579。創新資源整合能力維度在5 個題項上的因子載荷值在0.706～0.873 之間，Cronbach's α 系數為0.882，CR 為0.891，AVE 為0.650。適應環境的組織變革能力維度在4 個題項上的因子載荷值在0.732～0.845 之間，Cronbach's α 系數 為0.915，CR 為0.827，AVE 為0.596。技術創新績效量表的Cronbach's α 值為0.863，KMO 值為0.842，Bartlett 值顯著性概率為p<0.001，因子分析提取1 個因子，解釋總方差為73.083%。該構念在4 個題項上的因子載荷在0.784～0.867 之間，CR 為0.873，AVE 為0.661。總之，各測量量表的Cronbach's α 值和組合信度CR 均超過0.8，信度較高。各變量因子載荷值均大于0.6，依據因子載荷計算AVE，各變量AVE 值均超過0.5，收斂效度較高。變量間的相關系數（表2）均小于各變量AVE 的平方根，各變量間區分效度較高。

3.同源偏差控制和檢驗

文章從兩個方面控制量表可能存在的同源偏差。第一，事前控制。量表設計力求簡潔，打亂各分量表的題項順序，自變量與因變量間隔較遠，答題者匿名填寫等。第二，事后檢驗。對數據進行同源偏差檢驗，采用Harman 單因素檢驗法將量表32 個題項同時做探索性因子分析，結果顯示，KMO 值為0.873，未旋轉因子中特征值大于1 的因子共7 個，總解釋方差為72.308%，高于60%的基準線。第一主成分解釋21.453%的總變異，小于40%，更小于50%的基準線。同源偏差問題不嚴重，對結論可靠性不會造成實質影響。

四、相關分析與假設檢驗

1.相關分析

各變量的均值、標準差及變量間的相關分析見表2。為避免多重共線性進行共線性檢驗，方差膨脹因子VIF 最大值為3.467，其他大部分VIF 值介于1～2 之間，均小于10，變量間多重共線性并不明顯。數據表明：網絡關系各維度與技術創新績效，網絡關系各維度與技術創新動態能力各維度，技術創新動態能力各維度與技術創新績效之間都具有相關性，這一結果初步支持了本研究的假設。

表2 變量間的相關分析（N＝355）

2.回歸分析

（1）網絡關系與技術創新績效關系的回歸分析

由表3 可知，模型1 是技術創新績效與3 個控制變量的回歸分析。模型2 是加入網絡關系三個維度的回歸結果。R2=0.410，F=40.714，p<0.001，R2更改為0.399，整體解釋力上升。網絡關系各維度正向影響技術創新績效，假設H1 成立。

表3 網絡關系與技術創新績效關系的回歸分析（N＝355）

（2）網絡關系與技術創新動態能力關系的回歸分析

由表4 可知，網絡關系的三個維度對技術創新動態能力的三個維度都具有顯著正向影響。假設H2 成立。

表4 網絡關系與技術創新動態能力關系的回歸分析（N＝355）

（3）技術創新動態能力與技術創新績效關系的回歸分析

由表5 可知，技術創新動態能力的3 個維度正向影響技術創新績效，假設H5 成立。

表5 技術創新動態能力與技術創新績效關系的回歸分析（N＝355）

（4）技術創新動態能力的中介效應分析

由表6 可知，模型1 是技術創新績效與3 個控制變量的回歸分析。模型2 是加入網絡關系三個維度的回歸分析。模型3是技術機會感知能力的中介效應檢驗，R2=0.481，F=46.415，p<0.001，R2更改為0.071，整體解釋力上升。而且，關系選擇和關系利用對技術創新績效的直接影響顯著，關系維護對技術創新績效的直接影響不顯著。說明技術機會感知能力在關系選擇和關系利用影響技術創新績效的過程中具有部分中介效應，而在關系維護影響技術創新績效的過程中具有完全中介效應。在模型4 創新資源整合能力的中介效應檢驗中，R2=0.482，F=46.556，p<0.001，R2更改為0.072，整體解釋力上升。而且，關系選擇和關系維護對技術創新績效的直接影響顯著，關系利用對技術創新績效的直接影響不顯著。說明創新資源整合能力在關系選擇和關系維護影響技術創新績效的過程中具有部分中介效應，而在關系利用與技術創新績效之間具有完全中介效應。模型5 是組織變革能力的中介效應檢驗，R2=0.466，F=43.705，p<0.001，R2更改為0.056，整體解釋力上升。而且，關系選擇、關系維護和關系利用對技術創新績效的直接影響顯著，說明適應環境的組織變革能力在關系選擇、關系維護和關系利用影響技術創新績效的過程中均具有部分中介作用。假設H4 成立。

表6 技術創新動態能力在網絡關系與技術創新績效間的中介效應分析（N＝355）

五、研究結論與展望

1.研究結論與實踐意義

研究認為，企業網絡關系對技術創新動態能力和技術創新績效都具有顯著的正向影響，而且，在網絡關系各維度影響技術創新績效的過程中，技術創新動態能力不同維度具有完全或部分中介作用。結論對建設創新型企業具有重要的實踐意義。

創新型企業是創新型國家的重要基礎，所謂的創新型企業，就是具有動態的技術創新能力，能不斷地創造出新產品、新工藝，具有良好的技術創新績效和經濟績效的企業。根據資源基礎觀的理論觀點，企業的能力與績效是由資源決定的，網絡關系是企業重要的戰略資源。網絡關系是影響技術創新動態能力和技術創新績效的重要因素，這一研究結論從側面進一步論證了資源基礎觀的“資源決定能力，能力決定績效”的理論觀點。企業網絡關系的開發、維護與利用是創新型企業建設的重要內容。為此，在建設創新型企業的工作中，企業應當打破封閉式創新范式，開發并管理好企業與高校、研究院所、顧客、供應商、競爭者等利益相關者的網絡關系，并有效地利用這種網絡關系，捕獲創新機會，整合創新資源，適應創新要求，推動組織變革，這是不斷提升企業技術創新能力的重要保證。

本研究將技術創新動態能力分為技術機會感知能力、創新資源整合能力和適應環境的組織變革能力。研究發現，技術創新動態能力不僅正向影響技術創新績效，而且在網絡關系與技術創新績效之間具有完全或部分中介作用，因此，建設創新型企業也不能忽視企業技術創新動態能力的建設。能力的基礎是嵌入在企業組織內的資源、利用資源的知識、以及組織的流程與慣例。因此，提升企業技術創新動態能力，首先需要加強企業資源基礎的投資與建設，包括企業的研發隊伍、研發基礎設施、新產品的制造裝備，以及產品營銷網絡的建設。同時，企業知識基礎的提升，組織流程與組織慣例的變革或更新是通過組織學習實現的，因此，提升企業技術創新動態能力還需構建良好的組織學習與知識共享的機制。

2.研究局限與展望

將網絡關系劃分為網絡關系選擇、網絡關系維護與網絡關系利用三個維度是本研究的一個探索，文章基于實地的調研和相關文獻建立量表。受文獻掌握和信息調研所限，量表可能不盡完善，隨著理論與實踐的發展，在獲得更多的理論與實踐信息的基礎上進一步完善量表，是未來研究需要做的一項工作。實證研究基于截面數據，運用截面數據檢驗變量間的因果關系，其說服力可能還有待進一步提高。因此，采用多期面板數據等方法對變量間的動態關系和因果關系進行檢驗，是未來研究的另一個方向。