賀 靈，程 鑫，邱建華

（中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410083）＊

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的狀況最終是由創(chuàng)新績效來反映的。在創(chuàng)新過程中，企業(yè)內(nèi)部各參與主體因追求各自局部或短期利益而導(dǎo)致創(chuàng)新失敗的現(xiàn)象時有發(fā)生。這就使得從協(xié)同的角度對影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的因素進(jìn)行研究尤為重要。對這些因素的掌握有利于監(jiān)控創(chuàng)新的運作，有利于降低技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險，進(jìn)而提高企業(yè)的競爭優(yōu)勢［1］。而目前的研究主要側(cè)重在創(chuàng)新績效本身的構(gòu)成指標(biāo)上，對績效的影響因素及機(jī)理缺乏系統(tǒng)的實證分析。鑒于此，本文在調(diào)研基礎(chǔ)上，基于結(jié)構(gòu)方程模型實證分析企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的影響因素及影響機(jī)理，為掌握重要績效影響因素、全面客觀評價創(chuàng)新績效并對其優(yōu)化提供有效依據(jù)。

一、概念模型的設(shè)計

Moreno，Montes（2004）認(rèn)為要想提高企業(yè)創(chuàng)新績效，就必須先提升組織學(xué)習(xí)能力、團(tuán)隊凝聚力、技術(shù)創(chuàng)新和管理創(chuàng)新能力。Griffin（2003）對研發(fā)和市場營銷兩個要素的投入進(jìn)行分析表明，那些研發(fā)和市場投入?yún)f(xié)同配合得好的企業(yè)，其研發(fā)成功的可能性也就越大。另外，一些學(xué)者就企業(yè)內(nèi)跨部門協(xié)同配合程度對企業(yè)研發(fā)績效的影響進(jìn)行了探討，有的還做了實證分析。但多是分析研發(fā)與市場營銷的協(xié)同對創(chuàng)新績效的影響，未從系統(tǒng)角度對創(chuàng)新要素的全面協(xié)同對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響進(jìn)行分析。馬寧等人（2006）通過調(diào)研，以專利數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)品數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例作為度量企業(yè)創(chuàng)新績效的主要指標(biāo)，用統(tǒng)計回歸法分析了影響我國工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新效率的主要因素。官建成（2004）認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新能力可劃分為學(xué)習(xí)能力、研究開發(fā)能力、生產(chǎn)制造能力、市場營銷能力、資源配置能力、組織創(chuàng)新能力和戰(zhàn)略計劃能力共7類［2］。

基于已有研究及對我國多領(lǐng)域企業(yè)的調(diào)研分析，本文探討企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新要素的協(xié)同、企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素的協(xié)同、企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效的影響。企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新要素的協(xié)同主要體現(xiàn)在技術(shù)與非技術(shù)要素的兩兩協(xié)同、技術(shù)要素本身內(nèi)部的協(xié)同以及企業(yè)內(nèi)部多要素的協(xié)同三方面。企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素的協(xié)同可以從企業(yè)參與產(chǎn)學(xué)研合作的能力、合作的關(guān)系、政府和中介在產(chǎn)學(xué)研合作中的作用三個方面來體現(xiàn)?；谝延醒芯考拔覈髽I(yè)的特點，將技術(shù)創(chuàng)新能力進(jìn)行劃分，研究與開發(fā)能力、生產(chǎn)制造能力、市場營銷能力是技術(shù)創(chuàng)新能力的主要構(gòu)成，學(xué)習(xí)能力、資源配置和組織創(chuàng)新能力是另外兩個很重要的能力分支。對技術(shù)創(chuàng)新績效的度量應(yīng)采用綜合性指標(biāo)，因為單一指標(biāo)很難反映企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的總體績效。本文采用中間過程產(chǎn)出指標(biāo)、最終產(chǎn)出指標(biāo)、社會效益指標(biāo)來綜合度量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效。中間過程指標(biāo)主要包括專利申請數(shù)、科技論文發(fā)表數(shù)、技術(shù)訣竅數(shù)；最終產(chǎn)出指標(biāo)主要包括開發(fā)的新產(chǎn)品總數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入、銷售利潤率、物耗（能耗）降低率；社會效益指標(biāo)主要用減少環(huán)境污染程度來度量。綜合這些因素，本文提出了它們之間關(guān)系及對技術(shù)創(chuàng)新績效影響的概念模型，如圖1所示。

圖1 創(chuàng)新要素協(xié)同對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的概念模型

二、研究假設(shè)的提出

Goldenberg K（2003）認(rèn)為技術(shù)與其它因素的平衡發(fā)展會給企業(yè)技術(shù)能力和創(chuàng)新結(jié)果帶來正面效應(yīng)［3］。許慶瑞（2006）認(rèn)為，非技術(shù)因素主要指對市場的開拓、對科技人才的有效激勵、創(chuàng)新組織的合理設(shè)置以及企業(yè)的技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略，這些非技術(shù)因素只有和技術(shù)因素本身獲得協(xié)調(diào)發(fā)展，才能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)能力提高及創(chuàng)新績效的優(yōu)化［4］?；谟嘘P(guān)學(xué)者的研究并結(jié)合本文的需要，提出以下假設(shè)：H1：技術(shù)與非技術(shù)因素兩兩協(xié)同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有著顯著的積極影響；H2：技術(shù)與非技術(shù)要素兩兩協(xié)同對技術(shù)創(chuàng)新績效有著顯著的積極影響；H3：技術(shù)創(chuàng)新能力在技術(shù)與非技術(shù)要素協(xié)同對創(chuàng)新績效影響中具有中介效應(yīng)。

梁雨谷（2004）指出，企業(yè)應(yīng)形成超前研發(fā)、應(yīng)用性開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化及科研管理等各項行為協(xié)調(diào)的局面［5］。陳鈺芬（2009）指出，超前研發(fā)與實用開發(fā)之間關(guān)系的合理處理、科研資源在創(chuàng)新各環(huán)節(jié)的合理配置以及科技成果的有效轉(zhuǎn)化，這些環(huán)節(jié)的協(xié)同發(fā)展能夠有效提升企業(yè)創(chuàng)新的能力和水平，并能增進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出［6］?；谟嘘P(guān)學(xué)者的研究及本文需要，提出以下假設(shè)：H4：技術(shù)因素內(nèi)部協(xié)同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有著顯著的積極影響；H5：技術(shù)因素內(nèi)部協(xié)同對創(chuàng)新績效有著顯著的積極影響；H6：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力在技術(shù)因素內(nèi)部協(xié)同對創(chuàng)新績效影響中具有中介效應(yīng)。

Laursen K ＆Salter A（2006）對工業(yè)企業(yè)的62個新技術(shù)項目做了實證分析，表明研發(fā)和營銷的投入匹配度越合適，項目成功率就越高［7］。國外一些學(xué)者（Joe T 2001；Gupta A K，Rogers E M 2002）對各部門間協(xié)同對新產(chǎn)品開發(fā)績效的影響進(jìn)行了研究，結(jié)果表明企業(yè)內(nèi)部各創(chuàng)新要素，如技術(shù)、人力資源、制度等多邊協(xié)同度越高，越能調(diào)動各方積極性，從而加快企業(yè)消化吸收技術(shù)的速度，增強(qiáng)企業(yè)技術(shù)積累和創(chuàng)新產(chǎn)出［8］。許慶瑞、鄭剛（2006）認(rèn)為企業(yè)內(nèi)各個創(chuàng)新要素之間的互動協(xié)同發(fā)展，對企業(yè)積累技術(shù)知識以及企業(yè)績效可能有促進(jìn)作用［9］?；谟嘘P(guān)學(xué)者的研究及本文需要，提出以下假設(shè)：H7：企業(yè)內(nèi)部多因素協(xié)同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有著顯著的積極影響；H8：企業(yè)內(nèi)部多因素協(xié)同對創(chuàng)新績效有著顯著的積極影響；H9：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力在企業(yè)內(nèi)部多因素協(xié)同對創(chuàng)新績效影響中具有中介效應(yīng)。

Faems D ＆ Vanlooy B（2005）指出，企業(yè)創(chuàng)新的成功不僅與其自身的資源有關(guān)，其他企業(yè)或科研機(jī)構(gòu)對本企業(yè)創(chuàng)新的影響也很明顯，各創(chuàng)新組織間應(yīng)加強(qiáng)合作和交流［10］。Michael D S（2000）認(rèn)為除了要做好企業(yè)內(nèi)部的創(chuàng)新工作外，還應(yīng)從外部獲得創(chuàng)新資源，如應(yīng)建立和維護(hù)好產(chǎn)學(xué)研戰(zhàn)略合作關(guān)系，處理好和政府以及中介組織的關(guān)系，提升參與外部創(chuàng)新合作的能力［11］。這些行為的加強(qiáng)將增強(qiáng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，進(jìn)而提升創(chuàng)新的業(yè)績。Cooper R G（2003）指出企業(yè)擁有的資產(chǎn)、創(chuàng)新能力與環(huán)境不協(xié)調(diào)是導(dǎo)致績效下滑的主因［12］。因此，本文提出如下假設(shè)：H10：企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有著顯著的積極影響；H11：企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同對企業(yè)創(chuàng)新績效有著顯著的積極影響；H12：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力在企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同對創(chuàng)新績效影響中具有中介效應(yīng)；H13：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力對創(chuàng)新績效有著顯著的積極影響。

三、數(shù)據(jù)收集與分析

（一）問卷設(shè)計

問卷設(shè)計的目的是測量6個潛在變量的觀測變量。借鑒國外的研究量表，并結(jié)合我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的特性對問卷中的觀測變量進(jìn)行改進(jìn)式設(shè)計，并用調(diào)整后的量表做實驗性測試與訪談。實驗性測試后的觀測變量中，技術(shù)與非技術(shù)要素兩兩協(xié)同有5個觀測變量；技術(shù)要素內(nèi)部協(xié)同有3個觀測變量；企業(yè)內(nèi)部多要素協(xié)同有3個觀測變量；企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同有3個觀測變量；企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有5個觀測變量；企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效有8個觀測變量。總計27個變量構(gòu)成問卷的項目，變量的計分方式均采用7級打分法，從1～7代表程度從最低到最高。潛變量與觀測變量的描述見表1。

表1 信度與效度分析結(jié)果

（二）調(diào)查對象

為使調(diào)查結(jié)果符合企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的基本特征，對目前國內(nèi)各行業(yè)的典型企業(yè)（以生產(chǎn)型工業(yè)企業(yè)為主）進(jìn)行問卷調(diào)查，其中鋼鐵企業(yè)12家、鋁工業(yè)企業(yè)11家、高技術(shù)裝備制造業(yè)企業(yè)7家、生物科技企業(yè)6家、新材料企業(yè)8家、環(huán)保企業(yè)14家、IT企業(yè)16家、汽車行業(yè)企業(yè)5家、化工行業(yè)企業(yè)8家、建筑行業(yè)企業(yè)14家。為了提高問卷的有效性，本文調(diào)查對象主要為企業(yè)研發(fā)部門的主管、研發(fā)人員及其他一些相關(guān)性比較大的部門主管。共發(fā)問卷480份，收回396份。在收回的問卷中，有效問卷334份，問卷的有效回收率為69.6%。

（三）信度與效度檢驗

本文的信度檢驗，是對調(diào)查結(jié)果采取Cronbach α系數(shù)進(jìn)行了內(nèi)部一致性分析。結(jié)果表明，技術(shù)與非技術(shù)要素協(xié)同、技術(shù)要素內(nèi)部協(xié)同、企業(yè)內(nèi)部多要素協(xié)同、企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新績效的Cronbachα系數(shù)均超過了0.7，顯示了本研究的變量具有較好的信度?？紤]到國情及企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的特定環(huán)境的影響，采用驗證性因子分析方法（CFA）對具體測項進(jìn)行檢驗。由 表1可知，27個觀測變量的因子載荷均大于0.5，表明各變量具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

四、實證分析—— 基于結(jié)構(gòu)方程模型

1.初始模型的估計與檢驗。對于利用AMOS7.0估計出的初始模型需要從不同的角度進(jìn)行評價：一是用各種擬合指數(shù)對模型做整體的評價；二是檢驗參數(shù)的顯著性，評價參數(shù)的意義和合理性［13］。首先采用模型整體擬合優(yōu)度指標(biāo)來測度初始模型擬合的質(zhì)量，具體結(jié)果見 表2。從 表2所列出的初始模型擬合指數(shù)可知，χ2/df＜5符合檢驗要求。其他的擬合優(yōu)度指數(shù)中，RMSEA＝0.068＞0.05，但根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)小于0.08仍可看作是合理的。

表2 初始模型的擬合指數(shù)

對模型參數(shù)的顯著性進(jìn)行檢驗評價又可分為兩個主要部分：一是對結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)顯著性進(jìn)行檢驗，二是對測量模型的負(fù)荷系數(shù)顯著性進(jìn)行檢驗［17］。對初始模型的路徑進(jìn)行估計與檢驗的結(jié)果見表3。

表3中列出結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)以及相應(yīng)的C.R.值。結(jié)構(gòu)模型中的所有路徑的C.R.值均大于1.96的參考值，表明其路徑系數(shù)在p＝0.05的水平上具有統(tǒng)計顯著性。但對初始模型的測量模型進(jìn)行估計與檢驗后發(fā)現(xiàn)，“（B4）技術(shù)與文化←技術(shù)與非技術(shù)要素協(xié)同”的負(fù)荷系數(shù)在0.05的顯著性水平下不顯著?？赡苁怯捎谀壳皣鴥?nèi)很多企業(yè)都沒有從實質(zhì)上對企業(yè)文化進(jìn)行建設(shè)，或者只是留于形式，沒有真正讓文化對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新工作起到有效激勵作用所致。因而，需要對原模型進(jìn)行調(diào)整，即去除該測量指標(biāo)，并需對調(diào)整后的模型重新進(jìn)行估計和檢驗。

表3 初始結(jié)構(gòu)模型路徑的估計及檢驗值

表4 模型變量間標(biāo)準(zhǔn)化影響效應(yīng)值

2.模型的調(diào)整與修正。經(jīng)過調(diào)整與修正之后，調(diào)整后的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效影響因素結(jié)構(gòu)模型以及測量模型都得到了驗證，其最終結(jié)構(gòu)方程模型如圖2所示（模型的各項擬合優(yōu)度指數(shù)都有所改善）。

3.效應(yīng)分解。最終模型中，技術(shù)創(chuàng)新能力是中間變量，技術(shù)創(chuàng)新績效是結(jié)果變量。從協(xié)同角度探討的影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效各方面變量對績效的直接影響以及通過技術(shù)創(chuàng)新能力對績效的間接影響進(jìn)而總影響的結(jié)果可以從表4中得到體現(xiàn)。

4.研究結(jié)果。通過運用結(jié)構(gòu)方程建模（SEM）方法對影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的各個因素之間相互作用的路徑關(guān)系分析表明：技術(shù)與非技術(shù)要素兩兩協(xié)同、技術(shù)因素內(nèi)部協(xié)同、企業(yè)內(nèi)部多要素協(xié)同、企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)生直接影響；并且它們通過企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力對技術(shù)創(chuàng)新績效產(chǎn)生間接影響。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗結(jié)果，得出匯總表5，從中可以看出對于本文假設(shè)的支持情況。

表5 假設(shè)檢驗的結(jié)果

由以上檢驗結(jié)果可以得到企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過程中技術(shù)創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，如 表6所示。由于間接效應(yīng)明顯小于直接效應(yīng)，所以是部分中介效應(yīng)。

表6 技術(shù)創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

五、結(jié) 論

以上研究表明：一方面，技術(shù)與非技術(shù)要素兩兩協(xié)同、技術(shù)因素內(nèi)部協(xié)同、企業(yè)內(nèi)部多要素協(xié)同、企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同這四個環(huán)節(jié)會直接影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效。數(shù)據(jù)分析結(jié)果驗證了假設(shè)，技術(shù)與戰(zhàn)略及文化等因素越是協(xié)同發(fā)展、研發(fā)資源越是合理配置，企業(yè)多部門之間越是有效協(xié)同配合、企業(yè)與外部合作越是緊密，越是會產(chǎn)生更高的技術(shù)創(chuàng)新績效。另一方面，這四個環(huán)節(jié)又通過企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力間接影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效，企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素的協(xié)同對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響最大。同時企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的提升有積極影響，企業(yè)越是善于消化吸收來自企業(yè)外部的知識技術(shù)，充分發(fā)揮自身的技術(shù)創(chuàng)新積極性，努力加強(qiáng)自身的技術(shù)積累，越是有助于技術(shù)創(chuàng)新績效的提升。技術(shù)創(chuàng)新能力在技術(shù)與非技術(shù)要素兩兩協(xié)同、技術(shù)因素內(nèi)部協(xié)同、企業(yè)內(nèi)部多要素協(xié)同、企業(yè)內(nèi)外創(chuàng)新要素協(xié)同對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響中起到了部分中介作用，但間接效應(yīng)明顯小于直接效應(yīng)，所以，是不完全中介作用。

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