● 周長輝 盧天池 張 誠

(1，2 北京大學光華管理學院 北京 100871；3 北京城市學院 北京 100083)

信心理論與實證：制度缺失環(huán)境下資源匱乏型企業(yè)的競爭信心與創(chuàng)新搜索意向*

● 周長輝1盧天池2張 誠3

(1，2 北京大學光華管理學院 北京 100871；3 北京城市學院 北京 100083)

中國企業(yè)的戰(zhàn)略成長實踐與當代西方企業(yè)戰(zhàn)略管理學中主導的理論視角(如資源觀和制度觀)存在著悖論，即：在制度缺失環(huán)境下資源匱乏型企業(yè)難以對創(chuàng)新搜索進行投入，然而，顯見的 “例外的案例”(“Exceptional Cases”)又如何予以解釋呢？我們的研究致力于解答這個悖論。本文報告了我們所構(gòu)建的信心理論模型，并對該理論模型先后兩次采取不同方法進行實證檢驗，實證結(jié)果為該理論模型提供了強有力的支持。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)的競爭信心能夠減弱或者補償因資源和制度約束所導致的消極影響，并能夠直接驅(qū)動搜索意向。本文最后討論了提出信心理論的意義和研究發(fā)現(xiàn)的啟示。

競爭信心 搜索意向 資源匱乏 制度缺失

1.引言

縱觀中國企業(yè)戰(zhàn)略成長的歷程，不難識別如海爾、聯(lián)想、比亞迪和華為這樣的具有奇跡性的成功案例。然而，這些案例對當代西方戰(zhàn)略管理學中主導的理論視角之解釋力卻提出了挑戰(zhàn)。企業(yè)資源基礎觀(Resource-based View, RBV, 以下簡稱“資源觀”)認為可持續(xù)的競爭優(yōu)勢建立在異質(zhì)性資源的基礎上(Barney, 1991)。具有競爭優(yōu)勢的企業(yè)一定持有有價值的、稀缺的、不易被模仿的并且難以被替代的資源。如果我們應用資源觀來檢視海爾、聯(lián)想、比亞迪和華為這樣的企業(yè)案例之今天，那么則不難在資源基礎和競爭優(yōu)勢之間建立理論聯(lián)系。然而，如果以該視角去檢視這些企業(yè)案例之昨天、之前天，那么，理論與現(xiàn)實的悖論就出現(xiàn)了。資源觀無法解釋當年這些企業(yè)在資源極度匱乏的條件下，如何邁向創(chuàng)新搜索(Innovation Search)并走向長期導向的戰(zhàn)略成長歷程。同樣的悖論也存在于制度基礎觀(Institution-based View, IBV, 以下簡稱“制度觀”)對這樣“例外的”(“Exceptional”)成功案例的觀照。

為了解決這些悖論，更主要地，為了提煉和發(fā)展源自中國企業(yè)戰(zhàn)略成長實踐的戰(zhàn)略學理論，本文第一作者基于多年的實踐觀察、透視與感思，提出了信心的視角。信心作為關鍵的戰(zhàn)略變量，解釋了為什么在資源和制度約束的條件下，有的企業(yè)能夠銳意進取，積極尋求改進、突破和超越。大量的案例反映了信心對創(chuàng)新搜索的重要影響，比如：格蘭仕從毛紡產(chǎn)業(yè)毅然向微波爐產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型并快速地實現(xiàn)全球領先；浙江銀輪機械和天成自控持續(xù)改進產(chǎn)品，加大研發(fā)投入，追求行業(yè)領先；均勝通過全球并購獲取先進制造經(jīng)驗和關鍵戰(zhàn)略資產(chǎn)，不勝枚舉。限于篇幅，本文省略基于案例的質(zhì)性研究部分，只報告我們結(jié)合學術文獻對競爭信心理論模型的推演和詮釋的兩項實證檢驗。兩項實證檢驗圍繞著共同的研究聚焦點(Focus)，其可以表述為：制度缺失環(huán)境下資源匱乏型企業(yè)的競爭信心對搜索意向之影響。競爭信心和搜索意向皆屬于以企業(yè)家或者高管團隊為代表的企業(yè)層面構(gòu)念。搜索意向乃創(chuàng)新行動和持續(xù)承諾(Commitment)之前因(Antecedent)，聚焦之，更能揭示企業(yè)在資源和制度約束條件下做出具有進取精神的戰(zhàn)略決策的內(nèi)在張力。我們以信心理論與資源觀和制度觀進行對話，并試圖調(diào)和。我們聚焦并強調(diào)競爭信心到搜索意向的理論聯(lián)系，意味著本研究具有強烈的偏于“認知”的傾向性。這也是我們著意要與西方主導的戰(zhàn)略理論視角相偏離之處，即創(chuàng)新之處。

2.理論推演與模型構(gòu)建

2.1 創(chuàng)新搜索和搜索意向

創(chuàng)新搜索乃組織學習和積累能力之過程，該過程具有不確定性(Greve, 2003; Leiponen & Helfat, 2010)，并且耗時耗力(Garriga et al., 2013)，需長期持續(xù)地投入承諾(Commitment)。雖然對創(chuàng)新搜索的研究已經(jīng)有大量文獻積累，但仍然存在一個關鍵的缺口，即極少有研究嘗試深入考察和分析創(chuàng)新搜索的認知驅(qū)動過程(Ocasio, 1997; Tripsas & Gavetti, 2000)。本研究我們聚焦考察“搜索意向”之影響因素，旨在填補這一空白。Bird(1988)曾把 “意向”(Intention)定義為一種使人的注意力、經(jīng)驗和行為都專注于一個特定的目標或行為方式的精神狀態(tài)。Hamel和Prahalad(1989)把意向引申到企業(yè)層面，稱之為戰(zhàn)略意圖(Strategic Intent)，強調(diào)戰(zhàn)略意圖驅(qū)動企業(yè)設立更有張力的目標并以新的方式參與競爭。搜索意向可以理解為企業(yè)戰(zhàn)略意圖的重要組成部分，是企業(yè)家和其高管團隊渴望并專注于創(chuàng)新搜索活動的精神狀態(tài)。這個定義與Ocasio(1997)所提議的聚焦注意力(Focus of Attention)的原則是一致的。因此，我們相信，研究搜索意向有助于揭示中國企業(yè)戰(zhàn)略成長悖論的深層機制。

2.2 從資源觀和制度觀看中國企業(yè)的創(chuàng)新搜索意向

資源觀是當代西方戰(zhàn)略管理學中主導的理論視角(Penrose, 1959; Wernerfelt, 1984; Barney, 1991)。資源觀的要旨在于強調(diào)有價值的(Valuable)、稀缺的(Rare)、難以模仿和難以替代(Inimitable and Non-substitutable)的異質(zhì)性資源乃企業(yè)創(chuàng)新和獲取競爭優(yōu)勢的關鍵基礎。在資源觀的啟發(fā)下，現(xiàn)有研究多關注冗余資源如何影響企業(yè)戰(zhàn)略選擇與績效(Levinthal & Wu, 2010)。如果企業(yè)的資源水平較高，超出日常經(jīng)營所需，形成了冗余資源，那么企業(yè)會具有較高的耐心或者失敗容忍度(Tolerance to Failure)，從而更能承受風險，更愿意進行創(chuàng)新搜索(Cyert & March, 1963; Greve, 2003; Chen & Miller, 2007)。而如果一個企業(yè)資源匱乏，有限的資源水平將難以滿足創(chuàng)新搜索過程中對資源的需求，包括進行密集的信息搜集、技術實驗和持續(xù)改進所需要的大量資源投入。同時，由于創(chuàng)新搜索過程具有不確定性，投入有可能得不償失，風險會令企業(yè)卻步不前?？傊凑召Y源觀的看法，資源匱乏的企業(yè)很難投入可持續(xù)的創(chuàng)新過程，表現(xiàn)出較弱的創(chuàng)新搜索意向。資源觀的假設可以表述為：

假設1 搜索意向與資源匱乏負相關，即資源匱乏越嚴重，搜索意向越弱。

新制度主義經(jīng)濟學強調(diào)企業(yè)的戰(zhàn)略選擇受制于制度環(huán)境(North, 1990; Williamson, 1975)。Khanna和Palepu(1997)率先采用制度的視角考察新興市場國家的戰(zhàn)略取向。他們提出制度缺失(Institutional Voids)的概念，以之說明由于普遍缺乏有效的制度機制，包括資本市場、勞動力市場、政府規(guī)制，以及合約履行機制等，企業(yè)若選擇聚焦的戰(zhàn)略(Focus Strategy)是危險的。反過來，多元化的戰(zhàn)略，即把外部市場內(nèi)部化的選擇，可以幫助企業(yè)規(guī)避不確定性，克服由于制度缺失而導致的外部資源獲取成本過高的問題，是為制度觀。若將制度觀的邏輯適用于對中國企業(yè)的創(chuàng)新搜索過程的研究，必然預期搜索意向受到抑制。制度觀的假設可以表述為：

假設2 搜索意向與制度缺失負相關，即制度缺失越嚴重，搜索意向越弱。

2.3 競爭信心：概念與作用機制

資源觀和制度觀的解釋是結(jié)構(gòu)性的，強調(diào)的是企業(yè)經(jīng)營所依賴的“硬通貨”，卻忽略了認知和精神層面的“軟性”要素和機制。在中國情境下，“軟性”要素和機制具有特別關鍵的意義，在企業(yè)戰(zhàn)略行為中發(fā)揮著重要作用。我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)的信心，尤其是競爭信心，對資源匱乏和制度缺失的不利影響起到了重要的調(diào)節(jié)作用，不僅能減弱資源和制度約束所帶來的消極影響，還能直接驅(qū)動企業(yè)的創(chuàng)新探索。

2.3.1 信心概念的文獻基礎

“信心”通常表示一種確信的心理狀態(tài)(a State of Being Certain)，即相信某個假設或者預測是正確的，或者某個行為選擇是最優(yōu)的?！白孕拧笔侵笇τ谧约旱男判模梢远x為個人對于自身的能力、重要性、成功性以及價值的確信程度(Coopersmith, 1967)。競爭信心的概念，是將個人層面的概念引申到組織層面，表征企業(yè)組織對于自身在市場競爭中取得成功的能力的確信程度。我們參考和借鑒了大量的有關文獻，包括個體層面的管理研究 (Stajkovic & Luthans，1998；Vithessonthi & Schwaninger, 2008；Child & M?llering，2003)，消費者行為研究(Bearden et al.， 2001；Loibl et al., 2009)，創(chuàng)業(yè)領域的研究(Moreno et al.，2007；Hogarth & Karelaia，2012)，以及體育心理學研究(Vealey, 1986; Levy et al., 2014)。在戰(zhàn)略管理研究文獻中，Rhee等(2006)和Das和Teng(1998)的文獻可能是僅有的明確提出企業(yè)層面的信心概念的研究文獻。Das和Teng(1998)提出合作信心(Partnership Confidence)能夠提高企業(yè)建立聯(lián)盟的意愿。Rhee等(2006)提出企業(yè)的模仿信心(Imitation Confidence)能夠提高模仿密度。這些文獻對信心機制的研究發(fā)現(xiàn)，為我們理解競爭信心的作用提供了有益的啟發(fā)。

2.3.2 競爭信心的調(diào)節(jié)效應

我們認為，競爭信心能夠調(diào)節(jié)資源稀缺性和制度缺失對創(chuàng)新搜索意向的作用。前已述及，在資源匱乏和制度缺失的條件下，企業(yè)通常會表現(xiàn)出較弱的搜索意向。信心不足的企業(yè)更加敏感于資源的匱乏，認為它是難以克服的障礙，受困于資源的匱乏，因而愈發(fā)不愿意進行創(chuàng)新搜索。信心不足的企業(yè)同樣會更敏感于分配風險的存在，更在意外部環(huán)境的不確定性，面對過高的交易成本和風險猶豫不決，擔心難以從創(chuàng)新搜索中獲利，因而搜索意向會愈發(fā)微弱。

較強的競爭信心則可減輕資源和制度約束帶來的負面影響。這一調(diào)節(jié)作用主要是通過兩個機制實現(xiàn)的。其一，競爭信心改變企業(yè)看待資源的角度和方式。有信心的企業(yè)或者相信自己能夠更有效地使用和發(fā)揮現(xiàn)有的資源，或者相信總能通過尋求獲取新的資源，從而突破現(xiàn)有資源的限制。企業(yè)可以一種創(chuàng)造性的方式利用資源，使之發(fā)揮出意想不到的作用。企業(yè)的競爭信心還可以作為一個積極的信號傳遞給外界，使企業(yè)獲得關注以及外部的資源支持和發(fā)展機會。其二，信心能夠降低對企業(yè)資源和環(huán)境所隱含的風險的感知(Bearden et al., 2001)。在中國這樣的新興市場中，創(chuàng)新搜索的風險可能由很多因素引起，比如缺乏關鍵知識、情況不熟悉和技術不確定性(Fabrizio, 2009; Leiponen & Helfat, 2010)。來自于環(huán)境中的風險因素更為顯著：商業(yè)伙伴的機會主義行為(Luo, 2007)，欠缺知識產(chǎn)權保護(Zhang et al., 2007)以及國家的產(chǎn)業(yè)政策、信貸手段和資本市場制度變動不居。然而，具有較強的競爭信心的企業(yè)，會更加關注在約束條件下的可以借力之處、轉(zhuǎn)化之處和獲利之處。它們不會過分在意分配風險，至少不會因此而縮手縮腳。這樣的企業(yè)更積極進取，創(chuàng)新搜索意向較高。

綜上，我們得出競爭信心的調(diào)節(jié)效應假設：

假設3a 競爭信心能夠減輕資源匱乏對創(chuàng)新搜索意向的負向影響；而且，資源匱乏越嚴重，競爭信心越重要。

假設3b 競爭信心能夠減輕制度缺失對創(chuàng)新搜索意向的負向影響；而且，制度缺失越嚴重，競爭信心越重要。

2.3.3 競爭信心的主效應

競爭信心不僅能調(diào)節(jié)資源和制度因素的影響，其自身還能對創(chuàng)新搜索意向產(chǎn)生直接的積極影響。這可以從如下幾個角度去理解。其一，競爭信心強的企業(yè)，具有積極的愿景和前瞻性，取得進展則備受鼓舞，發(fā)生錯誤或者失敗也不氣餒。其二，競爭信心激發(fā)潛能，提高動態(tài)能力。這點受到了體育心理學研究的啟發(fā)。體育心理學研究發(fā)現(xiàn)體育信心(Sport-confidence)能夠激發(fā)潛能，調(diào)動力量，提高競技性能，有助于運動員獲得好的競賽成績(Vealey, 1986; Levy et al., 2014)。這點也從我們所跟蹤調(diào)研的企業(yè)案例中反復得到了印證。與個體一樣，企業(yè)組織的最大潛能就是學習能力。我們發(fā)現(xiàn)，競爭信心強的企業(yè)更具有學習的愿望，也更具有學習能力。其三，與第二點一脈相承，競爭信心促進信息尋求和利用。消費者行為研究啟發(fā)我們，自信心高的消費者會從多個不同的渠道尋求信息來降低風險和不確定性(Loibl et al., 2009)。同理，競爭信心強的企業(yè)會積極尋求信息和有效處理多源信息，比如通過增加知識的熟悉程度和知識組合的經(jīng)驗，從而降低技術不確定性、商業(yè)中的機會主義風險和規(guī)避不利的分配風險。其四，競爭信心強的企業(yè)更加具有耐性，更具有長期堅持和堅守的精神，使創(chuàng)新搜索活動具有長期導向，不至于行百里者半九十，半途而廢。總之，我們假設：

假設4 搜索意向與競爭信心正相關，即競爭信心越強，搜索意向越強。

3 實證檢驗1

3.1 研究方法

3.1.1 數(shù)據(jù)搜集和樣本

實證檢驗1的背景是國家高新技術產(chǎn)業(yè)園區(qū)企業(yè)。問卷調(diào)研在2003年實施。我們對截至2002年底在中國科技部注冊的全部28388家科技園區(qū)企業(yè)進行了隨機抽樣，該抽樣方式可以確保樣本企業(yè)與總體企業(yè)在行業(yè)領域、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡等方面的分布一致性。通過隨機抽樣，我們得到了1890家企業(yè)作為問卷發(fā)放對象，每個園區(qū)有30到45家。為了方便開展問卷調(diào)研，我們在有關主管部門的支持下，在每個科技園區(qū)都設置了一個聯(lián)系人，主要從事兩方面的工作：一是將問卷發(fā)放給該聯(lián)系人所在園區(qū)的樣本企業(yè)；二是回收填寫好的問卷并交給我們。我們在問卷的首頁做了對所回收的問卷進行信息保密的承諾，并且指出，如果企業(yè)擔心通過聯(lián)系人轉(zhuǎn)交問卷會泄露信息，可以不采用轉(zhuǎn)交的方式，而是將填寫好的問卷直接郵寄給我們。

我們于2003年9月底開始發(fā)放問卷，到2003年11月共回收了來自35個科技園區(qū)的1200多份問卷。由于聯(lián)系人的工作變動及身體疾病等個人原因，我們未能從剩余的18個園區(qū)中回收問卷。在回收了問卷的35個園區(qū)中，有2個園區(qū)的問卷回收量小于5。為了減少實證分析中的異質(zhì)性和噪音，我們從樣本中去掉了來自這些園區(qū)的企業(yè)問卷。進而，為了檢驗通過聯(lián)系人回收問卷是否會造成數(shù)據(jù)搜集的偏差，我們委托一家專業(yè)的研究咨詢公司對隨機抽取的150家北京地區(qū)的科技園區(qū)企業(yè)進行了問卷發(fā)放和回收工作。我們對于上述兩個樣本的數(shù)據(jù)分布進行了比較，沒有發(fā)現(xiàn)顯著差異。于是，我們將這兩個樣本進行合并，得到了來自33個科技園區(qū)的1277家企業(yè)的問卷。在去掉重復問卷和有明顯信息錯誤的問卷之后，得到了1258份可靠問卷。

我們根據(jù)問卷填寫人的信息識別出了485份由企業(yè)的高層管理者填寫的問卷。我們所界定的高層管理者包括總經(jīng)理、副總經(jīng)理、總經(jīng)理助理、董事會秘書和部門總監(jiān)(如技術總監(jiān)、財務總監(jiān)、運營總監(jiān)和營銷總監(jiān)等)。對于問卷填寫人是董事長的情況，如果其同時又是企業(yè)的主要負責人，從而對于企業(yè)經(jīng)營有實質(zhì)的決策權，我們也將其歸為高層管理者。

進而，我們從樣本中剔除了在園區(qū)中成立的時間少于12個月的企業(yè)。原因是考慮到這些非常新的企業(yè)正處于最初的生存動蕩期，尚未進入創(chuàng)新成長期，并且對于各方面的感知還不夠成熟和穩(wěn)定，從而可能給數(shù)據(jù)分析帶來噪音。最后，我們?nèi)サ袅嗽诨貧w變量中有缺失數(shù)據(jù)的樣本，得到351個企業(yè)樣本用于數(shù)據(jù)分析。

3.1.2 變量和測量

(1)因變量——創(chuàng)新搜索意向

我們在問卷中設計了6個反映型指標(Reflective Indicators)，涉及技術引進和消化、研發(fā)費用、原創(chuàng)性技術創(chuàng)新、二次開發(fā)、建立研發(fā)機構(gòu)、外部研發(fā)合作(Fabrizio, 2009)，每個指標都采用了7點李克特量表(Likert Scale)。我們將所有的指標進行了簡單平均，得到搜索意向的變量值(α=0.7621)。

(2)自變量

①資源匱乏。由于本研究背景是高科技企業(yè)，對于研發(fā)資源的依賴程度很高，我們主要采用了研發(fā)資源來測量企業(yè)的資源匱乏。我們采用了如下算式進行測量：資源匱乏=1-企業(yè)的研發(fā)員工數(shù)/企業(yè)員工總數(shù)。我們將期望水平統(tǒng)一設置為1，從而控制了企業(yè)之間期望水平的差異，得以方便地橫向比較企業(yè)之間的資源缺口程度。

②制度缺失。我們參照Khanna和Palepu(1997; 2000a; 2000b)提出的制度缺失所包含的不同方面，并借鑒和拓展了Li和Atuahene-Gima(2002)對于“制度支持”構(gòu)念的測量，建立了7個基于7點李克特量表的指標來測量制度缺失，問題涉及獲得銀行貸款的難易、政府財政扶持、人事戶口制度、合法權益保障、創(chuàng)業(yè)信息、政策穩(wěn)定性以及知識產(chǎn)權交易市場。取均值得到了制度缺失的變量值(α=0.8470)。

③競爭信心。我們利用3個具體問題衡量競爭信心，分別對市場競爭力、長期盈利能力和生存能力、面對國際化競爭生存能力和競爭能力進行評價。評價基于7點李克特量表。取均值得到競爭信心的變量值(α=0.8229)。

(3)控制變量

除了園區(qū)啞變量和行業(yè)啞變量外，控制變量包括企業(yè)年齡，即以從企業(yè)入園到2003年11月為止的時間長度來測量企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模(2002年底的員工總數(shù)的對數(shù)值)、企業(yè)所有制性質(zhì)和以往專利。我們從中國知識產(chǎn)權局獲取了樣本企業(yè)在2003的專利授權信息。如果企業(yè)在2003年前獲得過專利授權，則將“以往專利”取值為1，否則為0。

3.1.3 檢驗構(gòu)念的單維性和聚合效度

為了檢驗創(chuàng)新搜索意向、制度缺失和競爭信心這三個潛變量的單一維度性和聚合效度，我們做了一系列檢驗。(1)我們計算了各潛變量的Cronbach alpha系數(shù)，發(fā)現(xiàn)均超過了Nunnally(1978)所建議的0.7的基準水平，驗證了構(gòu)念的內(nèi)部一致性和可靠性。(2)我們對測量各潛變量的共16個指標進行了探索性因子分析。各個測量指標都載荷到了相應的潛變量上，與我們的理論模型是一致的。(3)我們還做了驗證性因子分析。在做驗證性因子分析時，我們允許各潛變量之間存在相關，并且設定測量指標和它們的誤差項不相關。模型的擬合統(tǒng)計量達到了可以接受的水平：χ2=335.66,df=101,χ2/df=3.323, NNFI=0.90, GFI=0.83, CFI=0.92, IFI=0.92, SRMR=0.081。各構(gòu)念的因子載荷均顯著為正，并且絕大多數(shù)超過了0.5的基準水平，只有一個為0.47，也非常接近于0.5。上述結(jié)果支持了構(gòu)念的單維性和聚合效度。

3.1.4 檢驗構(gòu)念的區(qū)分效度——驗證性因子分析

為了檢驗構(gòu)念之間的區(qū)分效度，我們遵循Gatignon等(2002)的方法對構(gòu)念的兩兩組合進行了驗證性因子分析。具體分為兩步：第一步，我們對于構(gòu)念的兩兩組合進行了非限制性因子分析，即允許模型自由估計構(gòu)念之間的相關系數(shù)。第二步，對上述構(gòu)念組合進行限制性因子分析，即將構(gòu)念之間的相關系數(shù)限定為1。對于特定的構(gòu)念組合，如果非限制性模型的擬合度顯著地優(yōu)于限制性模型，則表示它們是不同的構(gòu)念(Anderson 1987)，即使它們之間可能是顯著相關的(Gatignon et al., 2002; Gatignon, 2003)；反之，如果非限制性模型的擬合度沒有顯著地優(yōu)于限制性模型，則無法證實它們是不同的構(gòu)念。表1展示了我們的分析結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，對于每一個構(gòu)念組合，非限制性模型的擬合度都顯著地優(yōu)于限制性模型，從而驗證了構(gòu)念之間的區(qū)分效度。

表1 檢驗區(qū)分效度的驗證性因子分析

3.1.5 檢驗共同方法偏差

為了檢驗共同方法偏差，我們選擇了Harman的單因素測試這一通行做法(Kirkman & Shapiro, 2001)。具體地，我們進行了未旋轉(zhuǎn)的因子分析，共得出了三個因素，分別解釋了35.59%、16.79 %和7.20%的方差。由于沒有產(chǎn)生單個的因素，并且沒有一個因素解釋了絕大多數(shù)的方差，可以排除本研究中的共同方法偏差(Podsakoff & Organ, 1986)。此外，如果我們的調(diào)節(jié)作用假設得到了實證支持，則更可以排除受到共同方法偏差影響的可能性，因為問卷填答者不可能事先構(gòu)想出變量之間的交互作用來使回答產(chǎn)生系統(tǒng)性的偏差(Aiken & West, 1991)。

3.2 數(shù)據(jù)分析與實證結(jié)果

3.2.1 描述性統(tǒng)計分析

(1)描述性統(tǒng)計分析和相關系數(shù)矩陣

我們對于實證分析數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析，并計算出了Pearson相關系數(shù)矩陣，如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計分析和相關系數(shù)矩陣

注：(1)?、*、** 、*** 分別表示在10%、5%、1%和0.1%的水平下顯著；(2)樣本量為351。(2)檢驗多重共線性

從相關系數(shù)表中可以看出，某些變量之間存在顯著的相關。因此，我們計算了不含交互項的回歸模型的方差膨脹因子(Variance Inflation Factors)來檢驗變量之間是否存在多重共線性問題(Kleinbaum et al., 1998)。結(jié)果顯示，方差膨脹因子的值均小于10，排除了一階變量之間的多重共線性。我們還對二階交互項的有關變量進行了均值中心化處理，從而排除了它們發(fā)生多重共線性的問題。

3.2.2 逐步普通最小二乘回歸

我們通過逐步普通最小二乘回歸來驗證假設，結(jié)果如表3所示。

表3 創(chuàng)新搜索意向影響因素的逐步普通最小二乘回歸結(jié)果

注：(1)?、*、** 、*** 分別表示在10%、5%、1%和0.1%的水平下顯著；(2)括號內(nèi)的數(shù)值是標準誤差。

可以發(fā)現(xiàn)，用于驗證假設的4個模型的F統(tǒng)計量都是顯著的，并且R平方和調(diào)整后的R平方值都較高，表明模型的總體擬合度較高。在模型3中，資源匱乏和制度缺失的回歸系數(shù)都顯著為負，假設1和2得到支持。在模型4中，我們加入了競爭信心和資源匱乏的交互項，以及競爭信心和制度缺失的交互項，發(fā)現(xiàn)其回歸系數(shù)均顯著為正，從而支持了假設3a和假設3b。在模型2、模型3和模型4中，競爭信心的回歸系數(shù)均顯著為正，從而支持了假設4。圖1、圖2和圖3更形象地表現(xiàn)了競爭信心的調(diào)節(jié)效應和主效應。如圖1所示，對于競爭信心低的企業(yè)來說，資源匱乏對于創(chuàng)新搜索意向有著強烈的負向影響；而對于信心高的企業(yè)，這一影響明顯減輕了。在圖2中，我們可以觀察到類似的情形，即制度缺失對于創(chuàng)新搜索意向的負向影響在信心高的企業(yè)中得以減輕。我們根據(jù)模型4中的標準化回歸系數(shù)繪制了圖1、圖2和圖3，所顯示的變化趨勢與假設3a、假設3b和假設4的預測是一致的。

圖1 競爭信心對資源匱乏和創(chuàng)新搜索意向關系的調(diào)節(jié)作用

圖2 競爭信心對制度缺失和創(chuàng)新搜索意向關系的調(diào)節(jié)作用

圖3 競爭信心對創(chuàng)新搜索意向的主效應

3.2.3 補充缺失數(shù)據(jù)后的回歸分析

在最初篩選獲得的485份由高層管理者填寫的問卷中，有一些變量存在較多的缺失數(shù)據(jù)，如企業(yè)年齡的缺失率為6.6%，企業(yè)規(guī)模的缺失率為4.9%，研發(fā)員工數(shù)量的缺失率為13.4%。由于研發(fā)員工數(shù)的缺失數(shù)據(jù)最多，我們采用了回歸的方法對缺失數(shù)據(jù)進行補充，即用園區(qū)、行業(yè)、企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模來預測研發(fā)員工數(shù)量。然后，我們從485個樣本中剔除了入園不足12個月的企業(yè)，以及在回歸變量中有缺失數(shù)據(jù)的樣本，得到366個回歸樣本進行穩(wěn)健性檢驗。我們對這366個樣本做了驗證假設的回歸分析，得到了與前述一致的結(jié)果。

3.2.4 補充檢驗一：中介效應檢驗

按照資源觀和制度觀，企業(yè)資源和制度環(huán)境均會影響競爭信心，或者說信心是資源與搜索意向的中介變量。盡管這不是我們的信心理論的主旨，但我們進行了中介效應的檢驗。檢驗分為兩個部分進行。首先，根據(jù)Baron和Kenny (1986)提供的方法，檢驗是否存在競爭信心的中介效應。如果存在，隨后我們進行Sobel’s (1982) Test檢驗具體的中介類型如表4所示。

表4 OLS回歸——競爭信心中介效應檢驗

注：?、*、** 、*** 分別表示在10%、5%、1%和0.1%的水平下顯著。

表4的結(jié)果顯示，以競爭信心為因變量的模型1和以創(chuàng)新搜索意向為因變量的模型2及模型3均顯著，說明競爭信心滿足中介效應檢驗的三個條件，即中介效應存在。

競爭信心作為資源匱乏與創(chuàng)新搜索意向的中介變量，能夠解釋資源匱乏20%的效應，間接效應對直接效應的比例為0.26，小于0.8，因而，競爭信心部分調(diào)節(jié)資源匱乏與創(chuàng)新搜索意向的關系。此外，競爭信心作為制度缺失與創(chuàng)新搜索意向的中介變量，能夠解釋制度缺失52%的效應，間接效應對直接效應的比例為1.10，大于0.8，因而，競爭信心完全調(diào)節(jié)制度缺失與創(chuàng)新搜索意向間關系(如表5所示)。

表5 競爭信心Sobel’s Test檢驗

3.2.5 補充檢驗二：過度自信效應檢驗

在探討競爭信心效應的基礎上，我們嘗試探究過度自信是否對模型變量間關系產(chǎn)生影響。在完整的研究模型中添加過度自信變量(競爭信心的平方項)，過度自信自身未對因變量產(chǎn)生影響。在此基礎上繼續(xù)向模型中添加過度自信和資源匱乏的交互項及過度自信和制度缺失的交互項，我們發(fā)現(xiàn)，過度自信對制度缺失不敏感，但過度自信和企業(yè)資源匱乏有關，即當資源匱乏很高的時候，過度自信很可能存在，并且會降低企業(yè)創(chuàng)新搜索意向。

4.實證檢驗2

4.1 研究方法

4.1.1 樣本和數(shù)據(jù)搜集

實證檢驗2的背景是中國機械工業(yè)企業(yè)。問卷調(diào)研在2009年11月借中國機械工業(yè)協(xié)會召開年會之際實施。該問卷在2003年國家高新技術產(chǎn)業(yè)園區(qū)企業(yè)調(diào)研問卷的基礎上進行了有針對性的改進。共有176家企業(yè)的218位管理者參會。以填答者為單位，共回收103份填答的問卷(含同一企業(yè)不同人填寫的問卷)。其中，高管共有31份填答(含重復)，高管和中層管理者共82份填答(含重復)。以企業(yè)為單位計數(shù)，71家企業(yè)填答問卷(不含同一企業(yè)不同人的重復填寫)，問卷回復率為40.34%。另外，回收的問卷中有11家企業(yè)在“到會名錄”中找不到，由于這些企業(yè)實際參加了報告會并填寫了問卷，應計算在參會企業(yè)總數(shù)和填答企業(yè)總數(shù)內(nèi)。若按此計數(shù)，則共有187家企業(yè)參會，82家企業(yè)填答問卷，問卷回復率為43.85%。

在問卷回收的過程中，我們請求填答者提供包含個人信息的名片，并根據(jù)個人信息進行了校對。從103條填答記錄中刪除9條未識別公司名稱的記錄，對于重復記錄，按照填答者的工作年限對重復觀測值進行加權平均計算(缺失值不進行加權計算，若重復記錄全部為缺失值，則記錄為缺失值)，共剔除重復記錄11條。對于在“到會名錄”中找不到的企業(yè)，若企業(yè)信息(能否識別、是否為重復填寫)和問卷信息比較完整，則保留相關記錄，否則剔除，共剔除3條記錄。此外，剔除缺失嚴重的記錄(缺失接近或大于50%)，共剔除4條記錄。同時，刪除各類非企業(yè)填答者(如各類協(xié)會或研究院)的記錄2條。最終獲得有效問卷74份。其中中層及以上有效問卷為54份。

4.1.2 變量和測量

本項實證檢驗采用貝葉斯分析方法。按此方法，我們可以根據(jù)先驗信息確定自變量與因變量的分布，不需要考慮控制變量的干擾，只考慮自變量的主效應和交互效應。

(1)因變量——創(chuàng)新搜索意向(SI)

為了測量創(chuàng)新搜索意向，我們設計了6個反映型指標(7點李克特量表)，從搜索密度、搜索定位和選擇等方面反映搜索意向，見表1。我們將所有指標進行了簡單平均，得到搜索意向(SI)變量。數(shù)據(jù)缺失率為0.45%，我們采用序列平均值方法補全。

(2)自變量

①資源匱乏(R_P)。資源狀況從財務資源、人力資源、知識資源、組織資源和物質(zhì)資源5個方面對資源匱乏進行測量(7點李克特量表)。從1點到7點表示資源狀況逐漸變好。我們使用公式R_P=7-R計算資源匱乏，數(shù)值越大，資源匱乏越嚴重，其中R表示企業(yè)資源境況。最后，將所有指標進行了簡單平均，得到資源匱乏變量。

②制度缺失(ConCf_P)。制度環(huán)境狀況從貸款制度、人才制度、知識產(chǎn)權保護制度等9個方面進行了測量(7點李克特量表)。由從1點到7點表示資源狀況逐漸變好。我們使用公式ConCf_P=7-ConCf計算制度缺失，數(shù)值越大，制度缺失越嚴重，其中ConCf表示企業(yè)所處制度環(huán)境境況。最后，將制度缺失指標取均值，得到制度缺失變量。我們采用序列平均值的方法補全了1個數(shù)值。

③競爭信心(ComCf)。我們從企業(yè)在國內(nèi)國際市場上的競爭力、長期盈利能力、研發(fā)創(chuàng)新能力等7個方面對企業(yè)在競爭方面所具有的信心進行評價(7點李克特量表)。通過對這些指標取均值獲得競爭信心變量。

4.1.3 檢驗構(gòu)念的單維性和聚合效度

(1)驗證性因子分析

實證檢驗1的探索性因子分析結(jié)果已經(jīng)顯示了各構(gòu)念具有良好的聚合效度，加之實證檢驗2所采用的構(gòu)念的測量維度是在實證檢驗1基礎上進行改進的，因此，本研究直接進行驗證性因子分析。

此次驗證性因子分析得到了意想不到的結(jié)果，構(gòu)念的聚合效度并沒有預想的那么好，問題出在我們基于2003年的問卷所改進的問題中，有的與機械工業(yè)企業(yè)樣本不甚適合，比如“與高校及科研機構(gòu)合作”(SI6)。針對此問題，我們剔除載荷(Loading)小于0.5的問題，重新進行因子分析，以便得到對各個構(gòu)念具備一致性的測量。需要注意的是，剔除小因子載荷的問題后，測量競爭信心的第7個問題(ComCf7)在第二次進行驗證性因子分析時，載荷小于0.5，出現(xiàn)這種情況的原因可能為ComCf7代表的向量方向與ComCf2、ComCf3、ComCf4有較大差異，從而影響了競爭信心構(gòu)念的內(nèi)部一致性，因而將其剔除。最終的驗證性因子分析結(jié)果如表6所示，剔除后構(gòu)念的因子載荷均在0.6以上，并且模型的擬合統(tǒng)計量達到了可以接受的水平。

表6 驗證性因子分析

(2)構(gòu)念區(qū)別效度和聚合效度檢驗

我們采用比較潛變量平均方差提取值(AVE)與潛變量相關系數(shù)平方(SC)的方法判斷構(gòu)念的區(qū)別效度和聚合效度。如果潛變量平均方差提取值大于相關系數(shù)平方，則該構(gòu)念具有良好的區(qū)別效度。如果潛變量平均方差提取值大于0.5，則該構(gòu)念具有良好的聚合效度。判斷結(jié)果見表7。

表7 區(qū)別效度和聚合效度

檢驗結(jié)果顯示，搜索意向、資源匱乏、制度缺失和競爭信心均具有良好的區(qū)別效度和聚合效度。

4.1.4 檢驗共同方法偏差

為了檢驗共同方法偏差，我們選擇了與實證檢驗1相同的方法。具體地，我們進行了未旋轉(zhuǎn)的因子分析，共得出了四個因素，分別解釋了30.1%、17.6%、13.8 %和10.5%的方差。由于沒有產(chǎn)生單個因素，并且沒有一個因素解釋了絕大多數(shù)方差，可以排除本研究中的共同方法偏差(Podsakoff & Organ, 1986)。此外，如果我們的調(diào)節(jié)作用假設得到了實證支持，則更可以排除受到共同方法偏差影響的可能性，因為問卷填答者不可能事先構(gòu)想出變量之間的交互作用來使回答產(chǎn)生系統(tǒng)性的偏差(Aiken & West, 1991)。

4.1.5 Cronbach alpha系數(shù)

我們計算了各潛變量的Cronbach alpha系數(shù)，均能夠達到Nunnally (1987)所建議的0.7基準水平，驗證了構(gòu)念的內(nèi)部一致性和可靠性。

4.1.6 貝葉斯統(tǒng)計檢驗

我們采用貝葉斯統(tǒng)計方法進行假設檢驗和補充檢驗，相比于實證檢驗1所采用的傳統(tǒng)統(tǒng)計回歸方法，貝葉斯統(tǒng)計方法主要有以下優(yōu)點：(1)貝葉斯統(tǒng)計能夠?qū)⒁酝?jīng)驗中獲得的信息(先驗信息，如變量間關系)與樣本信息相結(jié)合，進行統(tǒng)計推斷，統(tǒng)計推斷的結(jié)果更加貼近現(xiàn)實中構(gòu)念間的關系(Zyphur & Oswald，2015)；(2)貝葉斯統(tǒng)計借助模擬方法(Simulation)可以基于變量的后驗分布信息生成大量樣本，并從中抽取有效樣本進行參數(shù)分析，這彌補了傳統(tǒng)統(tǒng)計方法面對小樣本分析時出現(xiàn)的大偏差問題束手無策的不足；(3)傳統(tǒng)統(tǒng)計學派認為，模型統(tǒng)計參數(shù)是未知且固定的，而貝葉斯統(tǒng)計學派認為，模型參數(shù)是隨機且服從一定分布的，因而貝葉斯統(tǒng)計結(jié)果的表述更加容易被接受。

4.2 數(shù)據(jù)分析與實證結(jié)果

本文采用貝葉斯(Bayesian)基于有限樣本模擬的方法對模型進行分析，使用Random-walk Metropolis-Hastings方法進行抽樣。使用Stata 14作為分析軟件。

4.2.1 回歸模型

本檢驗所依據(jù)的回歸模型為：

SI=β0+β1ComCf+|β2|(-R_P)+|β3|(-ConCf_P)+β4Com_R+β5Com_Con+ε

其中，Com_R為中心化的資源匱乏與競爭信心相乘獲得的交互項，Com_Con為中心化的制度缺失與競爭信心相乘獲得的交互項。需要注意的是，根據(jù)本文的理論分析，資源匱乏和制度缺失均與創(chuàng)新搜索意向負相關，因此，β2<0，β3<0。但是，在隨后的貝葉斯分析中，β2和β3系數(shù)的絕對值先驗分布被定義為滿足正區(qū)間Gamma分布(Gamma分布的定義域不包含負區(qū)間，因此只能考慮β2和β3系數(shù)的絕對值分布)，為了不影響模型整體分析過程，將β2和β3的負號轉(zhuǎn)移給自變量R_P和ConCf_P，這樣自變量和其系數(shù)作為整體考慮并未發(fā)生變化，因此不會影響整個分析過程，只要將回歸得到的絕對值系數(shù)添加負號，即可獲得真正的回歸系數(shù)。值得一提的是，這里的負號轉(zhuǎn)移只具有數(shù)學上的含義，不具有管理學的含義。

4.2.2 系數(shù)先驗分布

資源匱乏對創(chuàng)新搜索意向回歸系數(shù)先驗分布的確定，應考慮以下因素：此次調(diào)研量表均由7點李克特量表構(gòu)成，每個變量的值分布在閉區(qū)間[1,7]。因而，資源匱乏對創(chuàng)新搜索意向的單變量系數(shù)先驗分布的絕對值在區(qū)間(0,7)上。此外，資源匱乏對創(chuàng)新搜索意向的邊際效應(可以用單變量系數(shù)的絕對值來衡量)不能過大(如單變量系數(shù)絕對值為5、6、7)，也不能過小(如單變量系數(shù)絕對值為0.05)。如果單變量系數(shù)過大，即單位資源匱乏的變動引起搜索意向完全變化(如搜索意向從7點降到1點)，說明資源匱乏在現(xiàn)實中“統(tǒng)治性地”決定企業(yè)創(chuàng)新搜索意向。資源匱乏對創(chuàng)新搜索意向的邊際效應也不能過小，如果過小，那么這種效應不易被識別和觀測。因此，在本檢驗中，我們設定資源匱乏對創(chuàng)新搜索意向的單變量系數(shù)絕對值分布在(0,5)，服從共軛Gamma(12,0.2)分布，形狀參數(shù)為12，規(guī)模參數(shù)為0.2，如圖4所示。同理，制度缺失對創(chuàng)新搜索意向的單變量系數(shù)絕對值服從共軛Gamma(12,0.2)分布，定義競爭信心對創(chuàng)新搜索意向的單變量系數(shù)服從Gamma(12,0.2)。

圖4 Gamma(12,0.2)概率密度函數(shù)

交互項對創(chuàng)新搜索意向的單變量系數(shù)先驗分布的確定，除考慮以上因素外，還應注意資源匱乏和制度缺失對搜索意向的作用方向與競爭信心相反，因而，競爭信心與資源匱乏或制度缺失的交互作用的邊際效應應小于三者單獨作用于搜索意向的邊際效應。此外，由于交互項(乘積項)的值很可能大于7，應當適當放寬Gamma分布的上尾。因此，縮小Gamma分布形狀參數(shù)的同時放大規(guī)模參數(shù)，定義交互項對創(chuàng)新搜索意向的分布服從Gamma(6,0.4)，如圖5所示。常數(shù)項和方差項我們采用Jeffreys分布，如表8所示。

圖5 Gamma(6,0.4)概率密度函數(shù)

表8 參數(shù)先驗分布

4.2.3 調(diào)研樣本描述性統(tǒng)計分析

(1)描述性統(tǒng)計分析和相關系數(shù)矩陣

我們對于實證分析數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析，如表9所示。

表9 描述性統(tǒng)計

注：n=74。

(2)檢驗多重共線性

從相關系數(shù)表中可以看出，某些變量之間存在顯著相關。因此，我們計算了不含交互項的回歸模型的方差膨脹因子來檢驗變量之間是否存在多重共線性問題(Kleinbaum et al., 1998)。結(jié)果顯示方差膨脹因子VIF值均小于2，遠小于10的標準，排除了一階變量之間的多重共線性問題。此外，由于向模型中添加二階交互項可能產(chǎn)生多重共線性問題，我們將一階變量進行均值化，然后相乘得到二階交互變量，使得二階交互變量和一階構(gòu)成變量之間不相關，從而有效降低多重共線性(Aiken & West, 1991)。隨后，我們檢驗了含交互項的回歸模型的方差膨脹因子，發(fā)現(xiàn)VIF均小于2，遠小于10的標準，從而排除了多重共線性問題。

(3)Bayesian回歸分析

圖6 模型1參數(shù)的跡(Trace)

為獲得更好的運算聚合效度及樣本混合效度，我們把隨機生成的樣本數(shù)設定為100000，Burn-In樣本數(shù)為5000，Thinning值為4。為確保統(tǒng)計推斷的有效性，在進行分析前，需要先對模型模擬樣本參數(shù)聚合性及自相關性進行檢驗。就模型1而言，我們可以從圖6看出，競爭信心系數(shù)的聚合效果很好，說明參數(shù)模擬結(jié)果能夠有效代表后驗分布，可以使用參數(shù)的后驗均值進行統(tǒng)計推斷。此外，我們可以清晰地從圖7看出，隨機生成的各樣本參數(shù)自相關性在lag 10后都趨近于0，確保了隨機抽樣過程的有效性，表明了參數(shù)估計的準確性。因此，模型1的估計結(jié)果可以用來進行統(tǒng)計推斷。

圖7 模型1參數(shù)的自相關性

同理，從圖8可以看出模型2的變量參數(shù)具有很好的聚合性，從圖9可以看出各參數(shù)在lag 20后自相關性趨近于0。因此，模型2的估計結(jié)果可以用來進行統(tǒng)計推斷。

圖8 模型2參數(shù)的跡

圖9 模型2參數(shù)的自相關性

從圖10和圖11可以看出，模型3各變量參數(shù)具有很好的聚合性和低的自相關性，參數(shù)均值可以用于統(tǒng)計推斷。

Bayesian回歸結(jié)果如表10所示。參數(shù)估計的標準誤差基本等于0，表明了參數(shù)估計的準確性。

圖10 模型3參數(shù)的跡

圖10 模型3參數(shù)的跡

圖11 模型3參數(shù)自相關性

表10 貝葉斯回歸結(jié)果

可以發(fā)現(xiàn)，在模型1中，競爭信心系數(shù)均值為正(0.28)，并且0不在95%的最高后驗密度可靠區(qū)間(HDP)，因此，我們能夠推斷競爭信心與創(chuàng)新搜索意向正相關，假設4獲得支持。模型2在模型1的基礎上添加資源匱乏和制度缺失變量，競爭信心對搜索意向的正效應幾乎沒有發(fā)生變化(0.25)，而資源匱乏和制度缺失對創(chuàng)新搜索意向展示出負向影響，回歸系數(shù)均值分別為-0.22和-0.25，并且0均不在三者的最高后驗密度可靠區(qū)間，因此我們推斷這種效應存在，假設1和假設2得到驗證。模型3中，我們添加了競爭信心與資源匱乏和制度缺失的交互項，假設1、假設2、假設4驗證的關系幾乎沒有發(fā)生變化，但兩個交互項對創(chuàng)新搜索意向有正效應，假設3a和假設3b得到支持。

圖12根據(jù)檢驗數(shù)據(jù)繪制了競爭信心對資源和制度變量的調(diào)節(jié)效應。

圖12 競爭信心對資源和制度約束的調(diào)節(jié)作用

一點附加說明：關鍵變量之間關系的先驗分布信息的缺失，致使通過貝葉斯分析未能發(fā)現(xiàn)競爭信心的中介效應，也無法檢驗過度自信效應。

5.結(jié)論與討論

5.1 研究發(fā)現(xiàn)總結(jié)與要旨概括

圖13所呈現(xiàn)的既是對研究發(fā)現(xiàn)的總結(jié)，也是對我們的理論框架更全面的概括。圖中H1和H2所示關系和虛線所隱含的所謂中介效應，乃資源觀和制度觀的邏輯。其假設推演和實證發(fā)現(xiàn)，并非本研究的要旨和學術貢獻。本研究的要旨和學術貢獻在于H3a、H3b和H4所表示的理論觀點和研究發(fā)現(xiàn)。我們的實證檢驗基于兩套背景不同的企業(yè)樣本(高新產(chǎn)業(yè)企業(yè)和機械工業(yè)企業(yè))，并分別采用不同的分析方法，結(jié)果都一致而穩(wěn)定地表明競爭信心對企業(yè)創(chuàng)新搜索意向具有顯著而關鍵的作用，越是當資源匱乏時，越是當制度缺失時，競爭信心越具有重要作用。競爭信心有助于減輕資源匱乏和制度缺失所帶來的對創(chuàng)新搜索意向的消極影響，而且，競爭信心還直接驅(qū)動創(chuàng)新搜索意向，促進企業(yè)創(chuàng)新和能力建設。

圖13 競爭信心理論模型

5.2 學術貢獻

本研究最主要的學術貢獻在于構(gòu)建和檢驗了源自中國企業(yè)戰(zhàn)略實踐觀察與感悟所提出的獨創(chuàng)性理論，識別了影響企業(yè)創(chuàng)新搜索意向的關鍵認知機制，揭示了在資源和制度約束情況下企業(yè)戰(zhàn)略行為的內(nèi)在張力，找到了解決中國企業(yè)成長悖論的部分答案。

我們在構(gòu)建和發(fā)展自己獨創(chuàng)的理論之時，沒有撇開當代主流戰(zhàn)略管理文獻自說自話，而是采納和吸收現(xiàn)有的研究成果，始終保持學術對話。從研究結(jié)果也可看到明顯的理論調(diào)和。資源觀和制度觀依然有著顯著的解釋力。事實上，時至今日仍有大量的中國企業(yè)受制于資源和制度的約束，即是明證。然而，正如我們在報告開頭所強調(diào)的，資源觀和制度觀的內(nèi)在邏輯解釋不了那些“例外的”成功案例。問題是，這些看似“例外”的悖論，實質(zhì)上并非“例外”，因為它們一定隱含著被當代西方主流戰(zhàn)略思想所忽視的要素和機制。我們發(fā)現(xiàn)了這樣的一種要素和它的作用機制。這就是信心理論。競爭信心對企業(yè)創(chuàng)新搜索意向的影響，實質(zhì)上是把研究思路從過去停留在結(jié)構(gòu)性的資源與制度變量，引導到對更加微觀的認知層面的深入透視和解析，因而更可能揭示中國奇跡背后的秘密所在。信心理論和實證研究發(fā)現(xiàn)給我們?nèi)缦聠⒌希很浶缘囊睾蜋C制不但能夠調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)性要素(資源和環(huán)境)所帶來的影響，它也許還能對后者的缺失給予補償，甚至產(chǎn)生一定程度的替代。這也許就是我們通常所說的“亮劍精神”的學術意義。

長期以來，我們在研究中國企業(yè)戰(zhàn)略行為時會不由自主地援引和參考當代西方主流戰(zhàn)略理論和研究文獻，得益于斯，也受限于斯。本研究代表一次突破性嘗試，在保持對話的同時，把源自實踐的觀察和領會通過學術文獻的推演和闡釋進行理論模型構(gòu)建，演繹自己的理論邏輯，為研究中國企業(yè)戰(zhàn)略行為提供新的理論視角。當然，必須申明的一點是，雖然說信心理論的啟發(fā)來自于對中國企業(yè)戰(zhàn)略成長的觀察和感悟，但沒有必要強調(diào)信心理論只是“中國的”或者“本土的”。我們相信競爭信心理論具有一定的普適意義。競爭信心理論不但對于同樣具有資源和制度約束特征的其他新興市場國家的情境有適用性，更一般地，對發(fā)達國家的情境，特別是在發(fā)生經(jīng)濟危機和市場暫時或者局部失靈的時候，對如何理解“內(nèi)憂外患”的企業(yè)的差異性戰(zhàn)略反應也有解釋力。

如前文所回顧的那樣，現(xiàn)有的戰(zhàn)略管理研究文獻缺乏對信心問題的明文討論。但信心的意義已然隱含于諸多戰(zhàn)略管理思想脈絡之中，基本上暗含著這樣的假設和邏輯：信心源自優(yōu)勢，或者是資源的優(yōu)勢，或者是市場的優(yōu)勢，或者來自于有利的制度環(huán)境和行業(yè)地位。這個假設和邏輯基本上就是圖13中虛線所示意的部分。理解了這一點，就能更好地理解本研究的創(chuàng)新之處。我們與現(xiàn)有的主流戰(zhàn)略管理思想的重要偏離點(Point of Departure)是我們所識別和理論化的信心機制并非資源冗余和環(huán)境有利的前提下的信心機制，而是在資源匱乏條件下和制度環(huán)境不利的情況下發(fā)揮作用的信心機制。因此，本研究拓展了戰(zhàn)略管理研究對信心機制的理解邊界，加之對創(chuàng)新搜索意向的聚焦，進一步推進了認知視角和注意力(Ocasio，1997)視角向深微處的探究，故而對戰(zhàn)略管理學的發(fā)展作出了重要貢獻。

5.3 實踐啟示

本研究聚焦競爭信心和創(chuàng)新搜索意向，揭示了競爭信心在企業(yè)戰(zhàn)略行為中的重要作用。研究發(fā)現(xiàn)的深刻啟示在于：企業(yè)成長歷程的差異，源自戰(zhàn)略的差異；而戰(zhàn)略的差異，大概可以被認為是源自包括競爭信心和創(chuàng)新搜索意向在內(nèi)的認知深處的微妙差異。

我們認為，競爭信心的重要性，對于所有企業(yè)都具有鮮明的實踐啟示意義。國有企業(yè)轉(zhuǎn)型和變革，民營企業(yè)升級和突破，創(chuàng)業(yè)企業(yè)穩(wěn)健成長，都需要建立信心，需要增強信心，需要保持信心。需要企業(yè)家和管理者進一步思考的是，如何建立和增強信心，如何讓信心保持得更為長久。這其實是一個更有意義的研究方向。

5.4 研究局限與未來研究方向

篇幅所限，這里對可以顯見的技術環(huán)節(jié)上的局限，諸如測度和變量處理問題或者數(shù)據(jù)模式(橫截面數(shù)據(jù))問題，一并略過。作為初步的理論探索，本研究有幾大不足之處。首先，我們在構(gòu)建和檢驗競爭信心理論模型時，沒有區(qū)分自信和過度自信的不同影響，也沒有探討是否有假自信(Pseudo-confidence)。其次，我們聚焦于對競爭信心的作用的闡釋，卻沒有探討信心的源泉——資源和制度環(huán)境影響之外的原因。最后，我們所提出的競爭信心只代表了一種類型的組織信心，未來的研究需要揭示其他方面的組織信心，從而完善組織信心的理論體系。

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專業(yè)主編：陳立敏

Search Intent of Resource-poor Companies under Institutional Voids: The Role of Competitive Confidence

Zhou Changhui1Lu Tianchi2Zhang Cheng3

(1,2 Guanghua School of Management of Peking University，Beijing, 100871; 3 Beijing City University,Beijing,100083)

This paper attempts to reconcile the paradox that exists in applying the dominant theoretical perspectives such as RBV and IBV to explain the “exceptional cases” of the growth of Chinese companies. We advance a confidence model, theorizing the role of competitive confidence in the process of innovation search. We argue that confidence helps alleviate the negative impact of resource-poorness and institutional voids on search intent. Confidence also has direct, positive effect on search intent. In order to investigate the separate and joint effects of resource poor-ness, institution voids and competitive confidence on the search intent, we implemented two empirical tests by utilizing two sets of survey data and by employing two different analytical techniques. Results provide strong support for our conceptual model empirical analysis provides strong support for our conceptual model. Implications of the confidence theory and our findings are discussed.

Competitive confidence; Search intent; Resource poor-ness; Institutional voids

附錄 2009年調(diào)查問卷及指標

續(xù)表問 卷CronbachsAlpha ComCf7 本企業(yè)的市場營銷能力

注：只計算使用條目的Cronbach’s Alpha系數(shù)。

國家自然科學基金杰出青年基金課題“國際化與企業(yè)戰(zhàn)略”(71188002)；國家自然科學基金面上項目課題“企業(yè)對制度環(huán)境(作為機會與約束)的差異反應與影響研究”(71472004)；國家自然科學基金面上項目課題“中國企業(yè)動態(tài)能力與動態(tài)優(yōu)勢研究”(71072047)。

致謝：論文的早期版本曾在北京大學、香港大學、吉林大學等有關研討會上報告過，感謝參會學者所給予的積極反饋。尤其感謝Luo Yadong和王鐵民所給予的建設性意見。特別感謝曾憲聚、李璨和李江雁對本文的悉心校對。

周長輝，E-mail：czhou@gsm.pku.edu.cn。

C93

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