陳 丹

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中小企業(yè)合作創(chuàng)新傾向影響因素的實證研究

陳 丹

運用資源基礎觀以及其擴展理論，包括戰(zhàn)略領導力理論，知識基礎觀和企業(yè)動態(tài)能力觀，探索了影響企業(yè)技術合作能力的主要因素。數據來源于對133家高科技中小企業(yè)的問卷調查。研究結論是：企業(yè)的規(guī)模對企業(yè)合作傾向具有顯著影響；企業(yè)研發(fā)強度和企業(yè)高層領導的能力對企業(yè)是否采用合作戰(zhàn)略的影響作用不明顯。該研究結論建議企業(yè)間合作戰(zhàn)略并不有利于規(guī)模很小的企業(yè)，創(chuàng)業(yè)型小企業(yè)在早期階段還需以內部積累資源為主要成長途徑。

高科技； 中小企業(yè)； 企業(yè)間合作； 合作傾向

近年來企業(yè)間的合作創(chuàng)新變得日益普遍，學術文獻認為這是最具有前景的企業(yè)戰(zhàn)略之一。本文主要是通過探索中國高科技中小企業(yè)的企業(yè)間技術合作活動，找出影響高科技中小企業(yè)技術合作傾向的因素。企業(yè)間的技術合作在本研究中被定義為一種兩個或兩個以上的企業(yè)建立合作協(xié)議的組織間關系，以便于共同開展約定的技術創(chuàng)新或實現技術轉讓。

一、合作創(chuàng)新的資源基礎觀理論綜述

二、對我國高科技中小企業(yè)合作創(chuàng)新傾向的實證研究

(一)研究問題和假設

資源基礎觀認為，伙伴關系一般不會建立，除非雙方為對方可以提供互補資源。企業(yè)合作的可能性不僅取決于公司的互補資源需求，而且還取決于其對潛在合作伙伴的吸引力。因此，有著優(yōu)秀技術能力的創(chuàng)新者應該是最有吸引力的合作伙伴。本研究旨在探討資源能力如何影響高科技中小企業(yè)進行合作的傾向。

基于上述討論，本研究將“經理人的教育水平”、“經理人的管理經驗”、“企業(yè)經營年限”、“企業(yè)規(guī)?！?、“研發(fā)人員密度”和“研發(fā)支出強度”作為變量，體現企業(yè)參與技術合作，尋求合作創(chuàng)新的能力或傾向。

因此，提出一系列的假設：

假設1： 企業(yè)經理人的教育水平與企業(yè)合作傾向正相關；

假設2： 企業(yè)經理人的管理經驗與企業(yè)合作傾向正相關；

假設3： 企業(yè)的規(guī)模與企業(yè)合作傾向正相關；

假設4： 企業(yè)經營年限與企業(yè)合作傾向正相關；

假設5： 企業(yè)研發(fā)人員的強度與企業(yè)合作傾向正相關；

假設6： 企業(yè)研發(fā)支出強度與企業(yè)合作傾向正相關。

(二)樣本設計

數據的收集于2005年6月至2005年10月份通過郵寄問卷在山東省三個國家級高科技開發(fā)區(qū)內開展，它們是濟南齊魯軟件園、青島高科技開發(fā)區(qū)和威海高科技開發(fā)區(qū)。截止到 2005年10月底共收回問卷145份，其中無效問卷12份，能為本研究提供分析數據的有效問卷為133份，有效問卷回收率為44.33%。

(三)測量與數據轉換

為了檢驗哪些資源能力因素對合作的傾向有重大影響，在本研究中解釋變量包括高層領導人的特點(經理人的受教育水平和經理人的管理經驗)，企業(yè)的特點(企業(yè)經營年限和企業(yè)規(guī)模)和創(chuàng)新投入(研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度)。經合組織(OECD,1997)*OECD (1997) Oslo Manual: The Measurement of Scientific and Technological Activities-Proposed guidelines for collecting and interpreting technological innovation data, Paris: OECD.等文獻建議研究所需的時間跨度至少為三年，本研究采用了三年時間跨度即2002年至2004年作為研究變量的時間框架。

1.經理人的教育水平和管理經驗。經理的受教育水平是指截止到2004年經理人所取得的最高學歷。這三個水平被分為：“1”表示高中畢業(yè)或以下，“2” 表示大學畢業(yè)，“3”表示研究生畢業(yè)并獲取碩士或博士學位。經理人的管理經驗是截止到2004年該經理人擔任高級管理職務的年數。

2.企業(yè)經營年限和企業(yè)規(guī)模。企業(yè)經營年限是根據企業(yè)從成立截止到2004年的年數。在以往文獻中，資產、銷售和人員人數最常被用來作為反映企業(yè)規(guī)模的指標。相對于銷售額或資產額信息，小企業(yè)提供的員工信息可能會更加準確。因此，本研究企業(yè)規(guī)模通過雇員人數衡量，研究變量“企業(yè)規(guī)?！庇?002年至2004年期間的平均雇員人數來反映。

3.研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度。在文獻中，研發(fā)強度主要是通過衡量研發(fā)支出與銷售的比率，在某些情況下，也可以通過衡量研發(fā)員工占人員總數的比例。本研究同時采用這兩個比率作為指標。研發(fā)人員密度是2002年至2004年期間平均研發(fā)人員人數與平均全部雇員人數的比值。研發(fā)支出強度是指2002年至2004年期間研發(fā)支出均值與平均年銷售收入的比值。

4.合作。合作被作為一個二元變量，當企業(yè)參與了至少一個合作項目時稱為“有合作經驗的企業(yè)”，記為1；否則稱為“無合作經驗的企業(yè)”，記為0。

在運行統(tǒng)計分析之前，要對研究變量的分布予以檢驗。檢驗表明，“企業(yè)經營年限”、 “企業(yè)規(guī)?！焙汀把邪l(fā)支出強度”呈現高度傾斜分布。按照文獻的建議，可采用自然對數變換減少這些變量的偏態(tài)分布。對數化的相應變量“企業(yè)經營年限(log)”，“企業(yè)規(guī)模(log)”和“研發(fā)支出強度(log)”呈現出良好分布。因此，這些處理過的變量就可以用在數據分析中。

(四)數據分析

通過對變量“經理人的教育水平”、“經理人的管理經驗”、“企業(yè)經營年限”、“企業(yè)規(guī)?！薄ⅰ把邪l(fā)人員密度”以及“研發(fā)支出強度”的平均差進行分析，檢驗有經驗企業(yè)與無經驗企業(yè)在資源等能力是否有差異。獨立樣本t檢驗是用來檢驗兩組企業(yè)之間平均差。表1中結果顯示，有經驗企業(yè)的規(guī)模明顯大于無經驗的企業(yè)(p值=0.001)。有經驗企業(yè)的研發(fā)人員密度明顯小于缺乏經驗的企業(yè)(p值=0.037)。而兩組企業(yè)在經理人的受教育水平、經理人的管理經驗、企業(yè)經營年限和研發(fā)支出強度不存在顯著差異。看來，較大規(guī)模和/或較低的研發(fā)人員密度的企業(yè)更有可能進行合作。而經理的受教育程度、經理人的管理經驗、企業(yè)經營年限和研發(fā)支出強度對合作戰(zhàn)略決策不會有重大影響。

表1 有合作經驗企業(yè)和無合作經驗企業(yè)之間資源能力的差異 (N=133)

為了進一步探討影響企業(yè)合作傾向的影響因素，我們使用了Logistic回歸模型。因變量是“合作”，當企業(yè)參與合作時賦值為1，否則為0。自變量是經理人的受教育程度，經理人的管理經驗，企業(yè)經營年限，企業(yè)規(guī)模，研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度。Kinnear and Gray (2004, p.390)*Kinnear, P.R. and Gray, C.D. (2004), SPSS Made Simple, Hove and New York: Psychology Press.提出在進入回歸程序之前先進行相關性分析，因為“如果獨立變量之間存在較低或不重要的關聯(lián)時，logistic回歸最有可能成功?！北?提供了合作和每一個資源變量之間的描述性統(tǒng)計及Pearson相關系數。企業(yè)規(guī)模與合作正相關，而研發(fā)人員密度和合作負相關。自變量之間，15個相關系數中有8個表現為顯著相關，但沒有一個超過0.70，這意味著沒有違反多重共線性的假設。因此，logistic回歸可以進行。

表2 合作與企業(yè)資源能力之間的描述性統(tǒng)計和相關系數 (N=133)

**p<.01; *p <.05; all 2-tailed tests.

表3給出了logistic回歸分析的結果。模型1包括除了企業(yè)規(guī)模以外的所有變量。“研發(fā)人員密度”并沒有顯示出與合作的顯著相關關系，這與表1和表2中的平均差和相關關系不一致。在模型2中加入變量“企業(yè)規(guī)?！?。Nagelkerke R2從0.074增加到0.157，覆蓋范圍從56.9%增加到66.7%?？梢钥闯瞿Ｐ?是模型1的一個改進。由Hosmer and Lemeshow試驗得出的低卡方值(χ2= 5.648)和高p值(p=0.687)表明模型與數據吻合的很好。模型2的結果表明合作與企業(yè)規(guī)模正相關(p<0.05)。其他自變量對合作沒有顯著影響。對比平均差和相關性分析的結果，logistic回歸分析證實了企業(yè)規(guī)模是企業(yè)采取合作戰(zhàn)略的重要影響因素，但它并不支持研發(fā)人員密度對采用合作戰(zhàn)略有顯著影響。

表3 合作的logistic回歸a

aN=133. 表中所報告數值為未標準化回歸系數.

* p<.05 (2-tailed).

三、對統(tǒng)計分析結果的討論和總結

在本研究中，一個企業(yè)的資源能力包括經理人受教育水平、經理人管理經驗、企業(yè)經營年限、企業(yè)規(guī)模、研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度。首先，對每一個能力變量的平均差分析結果表明企業(yè)規(guī)模和研發(fā)人員密度在有合作經驗和無合作經驗的企業(yè)之間有很大差別(見表1)。有合作經驗的企業(yè)規(guī)模顯著大于無合作經驗的企業(yè)，有合作經驗的企業(yè)研發(fā)人員密度則顯著小于無合作經驗的企業(yè)。其次，相關性分析的結果表明在所有能力變量中，企業(yè)規(guī)模與合作正相關，研發(fā)人員密度與合作負相關(見表2)。再者，logistic回歸分析結果指出，只有企業(yè)規(guī)模對企業(yè)合作傾向有顯著影響。

在logistic回歸模型中其它能力變量沒有表現出對企業(yè)合作傾向有顯著影響。盡管有經驗的企業(yè)研發(fā)強度比缺乏經驗的企業(yè)要低，但是在回歸分析中研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度與合作都沒有呈現顯著的相關性。文獻研究得出關于研發(fā)強度對研發(fā)合作的影響存在相互矛盾的結果。在有合作經驗的企業(yè)中平均研發(fā)人員密度較低可以被理解，因為研發(fā)人力資源是技術創(chuàng)新的先決條件，尤其是對高科技產業(yè)來說。高科技中小企業(yè)招募和留住足夠的研發(fā)人員的能力有限，因此被迫尋求外部資源來彌補研發(fā)人員的不足。在問卷調查中，56%有合作經驗的企業(yè)表示由于缺乏合格的科學家和工程師，致使他們無法從合作中吸收新的技術，這證實了研發(fā)強度在學習能力方面的重要作用。

總之，除企業(yè)規(guī)模外，由經理人和企業(yè)特征所形成的一個企業(yè)的資源能力，對企業(yè)合作傾向沒有顯著影響。企業(yè)規(guī)模與高科技中小企業(yè)合作傾向有正相關關系。然而，有合作經驗的企業(yè)與無合作經驗的企業(yè)相比有更低的研發(fā)人員密度，這表明高科技中小企業(yè)依賴外部資源來彌補內部研發(fā)專家的不足。

四、結論及下一步的研究方向

企業(yè)規(guī)模是決定企業(yè)是否采用合作戰(zhàn)略的重要因素。許多先前的研究已經發(fā)現，在不同的工業(yè)部門企業(yè)規(guī)模對合作戰(zhàn)略的選擇有顯著影響。本研究把微型企業(yè)(雇員少于10人)考慮在內，在信息與通信技術部門的中小企業(yè)證實了這一結論。涉及到研發(fā)強度，有合作經驗的企業(yè)中研發(fā)人員占員工總數的百分比比無合作經驗的企業(yè)要低。這表明，高科技中小企業(yè)依靠合作來彌補自身技術人員的不足。研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度都沒有表現出與高科技中小企業(yè)合作傾向的相關性，這也表明研發(fā)強度并不是中小企業(yè)參與合作的重要障礙。

文獻提供了很多檢測企業(yè)合作傾向的變量，本研究對前人的研究進行了拓展，提出了一系列資源能力變量，這些變量包括經理人受教育水平、經理人管理經驗、企業(yè)經營年限、企業(yè)規(guī)模、研發(fā)人員密度和研發(fā)支出強度。企業(yè)規(guī)模被證實是影響高科技中小企業(yè)合作傾向的決定因素。然而，具有不同程度的創(chuàng)業(yè)導向和個體主義/集體主義取向的經理人對外部環(huán)境不確定性的反應會有所不同，經理人對外部環(huán)境不確定性的感受對合作傾向有很大影響。這表明除了受教育水平和管理經驗之外，對經理人其它性格特征的研究有助于理解領導人在合作戰(zhàn)略中的作用。因此，下一步的研究可以檢測經理人性格特征對企業(yè)合作傾向的影響，通過采取個體水平上的因素來尋求更多的解釋。

[責任編輯：賈樂耀]

AnEmpiricalStudyontheDeterminantsofCooperativeInnovationinSMEs

CHEN Dan

(School of Management, Shandong University, Jinan 250100, P.R.China)

山東省社會科學規(guī)劃研究項目“對山東省科技型中小企業(yè)合作創(chuàng)新的實證研究”(項目編號08CJGJ36)。

陳丹，山東大學管理學院副教授，管理學博士(濟南 250100)。