網絡權力、資源占用與合作行為
——組織間信任與標桿效應的調節(jié)作用

石文萍 王 歡 竇倩倩 孫國強 吉迎東

1 引 言

隨著信息技術的快速發(fā)展與廣泛應用，行業(yè)分工日益細化，企業(yè)之間的競爭也日趨激烈，單槍匹馬往往既難與競爭對手抗衡，又難以及時地滿足顧客的多元化需求。為了更好地抵抗風險，提高市場競爭力，越來越多的企業(yè)選擇擴大合作廣度，加深合作深度，以獲取關鍵信息與資源，建立競爭優(yōu)勢，進而適應紛繁復雜、迅速變化的環(huán)境。因此，鼓勵參與，同儕驅動，以信任與合作為基本特征的網絡型組織日趨活躍。在網絡組織中，結點企業(yè)所處的網絡位置與占有的關鍵資源產生了網絡權力，但權力的分配并不均衡，企業(yè)之間的影響力與依賴程度不對稱，這就涉及到權力配置的問題。網絡權力并非企業(yè)之間相互依賴合作背景下對傳統(tǒng)企業(yè)權力的簡單延續(xù)，而是呈現(xiàn)為一種與傳統(tǒng)企業(yè)權力存在明顯差異的權力新形式，既是合作中的權力配置與分享，也是網絡結構屬性的表象（孫國強等，2014［1］）。現(xiàn)實中的許多企業(yè)網絡運作不暢，治理無序，其中主要原因之一就是網絡權力配置不當，致使各結點企業(yè)沒有信心在網絡組織中持續(xù)活動，最終導致網絡的解散（Ahuja等，2012［2］）。

網絡具有較高的不穩(wěn)定性，與信任危機息息相關。網絡中缺失信任感，會導致企業(yè)為謀取私利利用正式或非正式的權力算計、打壓合作伙伴；會對某些合作伙伴故意隱瞞、謊報信息，或隨意泄露合作伙伴的商業(yè)機密，利用信息不對稱攫取短期利益；較少或不愿為信息共享、技術交流等活動投入必要的資源（Granovetter，2005［3］）。以上這些行為和意愿極易激化矛盾，干擾企業(yè)網絡中權力的運行，不利于合作關系的良性發(fā)展。此外，標桿效應對于企業(yè)間的合作影響頗大（Dhanaraj等，2004［4］；張巍和黨興華，2011［5］）。標桿企業(yè)所掌握的知識、技術及管理技能等資源一般優(yōu)于其他企業(yè)，其他成員企業(yè)會向標桿企業(yè)看齊，企圖通過與之合作學習，進而提升自身實力，因此企業(yè)網絡中標桿企業(yè)的示范效應會直接影響企業(yè)間的合作行為。

梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，恰當?shù)呐渲镁W絡權力是促進合作質量提升的重要機制。國內外學者就網絡權力如何影響企業(yè)間合作關系展開了系列研究，但多數(shù)研究基于案例分析和理論推演，尚缺乏更具說服力的實證研究。并且，已有研究僅僅關注了網絡權力的個體屬性，單一從組織視角研究企業(yè)自身所具有的網絡權力分布及維度劃分，鮮有從整體網視角對網絡權力配置展開探討，導致片面關注局部特征而忽視網絡綜合表現(xiàn)。此外，網絡權力配置影響企業(yè)間合作行為的內在機理尚不清晰，現(xiàn)有研究強調網絡權力配置模式對合作行為的直接影響，卻忽略了二者之間潛在的間接關系。總之，現(xiàn)有研究不足導致無法從本質上揭示網絡內合作行為的影響機理，這將是本文力圖完善和推進的方向。由此，本文拓展研究視角，突破僅對單個節(jié)點企業(yè)網絡權力研究的局限，從整體網層面，創(chuàng)新性地從集權和分權兩個層面探討網絡權力的配置格局；本文關注網絡權力影響合作行為的過程機理，深入剖析不同網絡權力配置模式對合作行為的直接效應和間接效應，以期打開網絡權力作用于合作行為的中介路徑與情景條件；并結合315家具有典型網絡合作特征的高科技企業(yè)，實證檢驗并揭示網絡權力配置模式影響網絡內合作行為的內在機理。本文能保障研究結論的可靠性和情境實用性,可為基于網絡權力配置的企業(yè)網絡治理提供理論指導。

2 理論分析與研究假設

2.1 網絡權力配置與合作行為

網絡組織中眾多參與者的地位大多是不平等的，被依賴者往往享有更大的權力，網絡的非對稱性尤其是企業(yè)間權力的非對稱性問題受到了學術界的普遍關注。權力較大的企業(yè)可以協(xié)調網絡關系，建立網絡規(guī)范，促進達成網絡共識和慣例，從而弱化合作網絡中的機會主義行為，有利于合作關系的長期延續(xù)(Hall和Holmes, 2008［6］)。Aime等（2014）［7］提出在合作網絡中，穩(wěn)定的權力等級能夠創(chuàng)造秩序感，這種秩序感能夠保持網絡穩(wěn)定性，進而有助于促進網絡成員參與聯(lián)合決策，改善合作關系。而不穩(wěn)定的權力關系會導致角色模糊和沖突，使網絡出現(xiàn)組織的混亂和“無政府狀態(tài)”，不利于企業(yè)間持續(xù)性合作。郝斌和任浩（2011）［8］針對聯(lián)盟網絡企業(yè)領導力的研究，發(fā)現(xiàn)核心企業(yè)在利益協(xié)調和網絡資源配置方面發(fā)揮引領作用，促使網絡資源和知識得到更為合理的分配，創(chuàng)造出比對稱網絡更大的價值，由此提高網絡成員合作積極性。謝永平等（2014）［9］進一步研究發(fā)現(xiàn)當核心企業(yè)關系能力較高時，可以有效規(guī)范網絡成員行為，促進網絡內的要素流動和資源整合，減少和避免不必要的矛盾，進而減少各結點間的競爭行為，有效增進合作行為。孫國強等（2019）［10］通過對沁水煤層氣網絡的單一案例研究，進一步證實了企業(yè)網絡中存在差序格局的權力結構，核心節(jié)點主導著整個網絡，并能統(tǒng)一網絡成員思想，通過核心節(jié)點企業(yè)主動引領，非核心節(jié)點積極跟進的模式，能夠最終形成所有企業(yè)的行為合力，促進整體網絡績效的提升。由此可見，當網絡中的核心企業(yè)掌握權力較大時，即呈現(xiàn)集權式（CNP）的配置格局時，由于權力結構不平衡，企業(yè)出于維護或提升自身在網絡中權力地位的考慮，會增強與其他企業(yè)的合作意愿，積極拓展商務合作（吳松強等，2017）［11］。相反地，若企業(yè)網絡中各結點權力并無太大差異，呈現(xiàn)分權式（DNP）配置格局，那么成員企業(yè)所擁有的資源基本相似，互相學習的必要性減弱，會降低彼此的合作意愿，不利于合作行為的開展?；诖耍岢鱿铝屑僭O：

H1a：企業(yè)網絡中集權式權力配置格局會正向促進合作行為；H1b：企業(yè)網絡中分權式權力配置格局會抑制合作行為。

2.2 資源占用的中介作用

非對稱網絡下各結點企業(yè)由于網絡權力的差異在資源獲取能力、網絡位置等方面存在差異，最終導致資源占用的失衡(Gulati, 1995［12］)。Ireland和Webb(2007)［13］從復雜理論視角對戰(zhàn)略供應鏈網絡展開研究，提出網絡權力體現(xiàn)在通過對稀缺資源的占有而影響或控制其他企業(yè)網絡成員行為決策的能力。K?hk?nen（2014）［14］研究發(fā)現(xiàn)由于非對稱依賴關系造成的網絡權力關系極差，使得網絡權力大的核心企業(yè)能夠輕松掌控網絡內企業(yè)間關鍵資源的流動方向，憑借控制優(yōu)勢更好地整合網絡資源供自身開發(fā)利用。張巍和黨興華（2011）［5］通過對技術創(chuàng)新網絡的實證研究發(fā)現(xiàn)網絡權力正向影響網絡能力，網絡能力的提升使核心企業(yè)在網絡機會與價值識別、開發(fā)與利用網絡關系以獲取稀缺性資源方面具有先發(fā)優(yōu)勢。此外，網絡位置直接影響企業(yè)能夠接觸到的資源存量和質量，核心企業(yè)在網絡中處于領導地位，一般占據網絡的中心位置，在知識傳播過程中承擔著“守門人”的角色，為企業(yè)獲取異質性資源提供了較大的便利（黨興華和孫永磊，2013）［15］。由此可知，若企業(yè)網絡中的權力配置格局呈集權式，則核心企業(yè)獲得的網絡權力大，擁有的稀缺性資源就越多、不可替代程度和難以模仿程度就越高，權力較小的周邊企業(yè)所擁有的資源就相對較少、不可替代程度和難以模仿程度也較低，因此網絡權力關系的不對稱往往造成資源分布失衡。當企業(yè)網絡呈現(xiàn)分權式配置格局時，由于企業(yè)間權力基本相當，彼此所擁有的資源也基本相似?；谏鲜龇治鎏岢鱿铝屑僭O：

H2a：集權式的網絡權力配置格局下，資源占用失衡；H2b：分權式的網絡權力配置格局下，資源占用均衡。

企業(yè)間合作關系的建立始于雙方擁有資源的異質性，資源差異能夠促進企業(yè)間的溝通交流和互補性知識的學習（Daniela等，2012）［16］。企業(yè)之間開展合作的目的之一就是為了獲取原材料、資金、知識及技術等資源，理論上講，網絡內的資源分布不均衡有利于促進結點企業(yè)的合作。由于核心企業(yè)占用的信息、知識、技術資源越多，在網絡結構中的地位和聲譽就越高，就更容易贏得其他企業(yè)的信服和依賴，進而建立更多的合作關系（吳松強等，2017［11］）。郭獻強等（2014）［17］通過調研發(fā)現(xiàn)，合作網絡資源配置是不均衡的，一般核心企業(yè)掌控著該領域內的關鍵性知識，其他成員企業(yè)會追隨并依附核心企業(yè)，主動建立合作關系。然而，在資源配置均衡的網絡中，成員企業(yè)難以從網內獲得有價值的知識資源，企業(yè)間的合作意愿逐漸消失殆盡。因此，本文認為企業(yè)網絡中資源占用的均衡與否會對合作行為產生影響，由此提出下列假設：

H3：資源占用失衡有利于促進企業(yè)間的合作行為。H4a：資源占用在集權式權力配置與企業(yè)合作行為之間起中介作用；H4b：資源占用在分權式權力配置與企業(yè)合作行為之間起中介作用

2.3 組織間信任的調節(jié)作用

信任被認為是企業(yè)間建立合作關系并發(fā)展關系的重要機制，可以作為一種有效的關系機制來避免極端的緊張關系，能夠有效解決協(xié)調經濟行為者之間的預期和互動問題（Bachmann，2016［18］）。已有研究表明，網絡內部的關系信任度越高，越有利于促進結點企業(yè)參與網絡中的資源交換和合作互動。相互信任的合作環(huán)境可有效降低利益沖突事件發(fā)生的概率，企業(yè)會更加注重發(fā)展長遠目標和整體利益（Terpend和Ashenbaum，2012［19］）。同時，信任降低了社會交換中的風險感知，組織間信任程度越高，合作網絡中發(fā)生機會主義及契約違背行為的可能性越小(Zaheer等,1998［20］)。相反，如果組織間信任較低，則更有可能進行漫長而艱難的談判，交易成本也更高，網絡成員企業(yè)無論是溝通協(xié)調還是互相適應，都會遇到阻礙（Bachmann，2016［18］）。孫國強等（2019）［10］基于案例研究提出組織間信任除了能夠降低交易費用、減少組織沖突帶來的內耗之外，還可以提高合作的靈活性，保證合作關系的長期延續(xù)。黨興華和孫永磊（2013）［15］通過對西安高新區(qū)高技術企業(yè)的實證研究發(fā)現(xiàn)，占據位置優(yōu)勢和資源優(yōu)勢的占有優(yōu)勢資源的結點在擁有較大權力時如果能發(fā)揮示范作用，倡導信任與合作共享，則可在無形中為其他合作結點起到一個“好孩子”榜樣，成為網絡內的標桿企業(yè)（Bizjak等，2008［21］）。標桿企業(yè)的行為模式往往被認為具有較高的效率，其他結點會努力向這些標桿結點看齊，進行比較、判斷和學習，這在一定程度上會促進彼此間的合作行為（Luo和Shenkar，2002［22］）。當網絡內標桿效應水平較高時，標桿企業(yè)傾向于在網絡內共享知識、信息等資源，成員企業(yè)能夠享用其創(chuàng)新資源，成員企業(yè)把標桿企業(yè)看作追隨的目標，并努力與這些示范標桿節(jié)點企業(yè)保持一致，標桿企業(yè)與成員企業(yè)的領導-追隨行為模式促進了網絡合作行為（孫國強等，2019［10］）。相反，在低水平的標桿效應下，為維護權力地位，核心企業(yè)可能會猶豫是否分享技術和知識資源，導致其他網絡成員無法從核心企業(yè)獲得有價值的知識資源支持，參與網絡合作的意愿會逐漸降低（Nyaga,2013［23］）。吳松強等（2017）［11］在探索集群網絡中核心企業(yè)和非核心企業(yè)的關系時，發(fā)現(xiàn)當核心企業(yè)扮演激勵配套企業(yè)參與集群合作共享的角色，而不僅僅憑借自身的資源優(yōu)勢與影響力支配或控制其他企業(yè)的行為時，更能夠促進集群成員間資源交換與合作。通過上述分析，本文認為，在企業(yè)之間網絡化合作實踐中，標桿效應能有效調節(jié)合作行為，因此提出假設：

H6：標桿效應在資源占用與合作行為之間起正向調節(jié)作用。

2.5 有調節(jié)的中介作用

通過對已有文獻的調查，并未發(fā)現(xiàn)將資源占用、組織間信任、標桿效應及合作行為這4個變量納入同一模型進行研究，大多數(shù)的研究分別單獨分析單一變量對合作行為的影響。調節(jié)變量僅能解釋一種關系在多種情境下是否發(fā)生變化，但在實踐中，調節(jié)和中介很可能會共同作用于結果變量。網絡中結點間彼此信任程度越高，越有利于促進合作伙伴間的知識流動和資源共享，進而有效降低沖突的發(fā)生，增進合作的默契（Dhanaraj，2006［24］）。且由于標桿企業(yè)的信譽好、綜合實力強，其他企業(yè)大多會爭先恐后求合作，以學習標桿企業(yè)的先進技術、管理技能等。謝永平等（2014）［9］通過對創(chuàng)新網絡成員的行為研究發(fā)現(xiàn)，在高組織間信任關系下，具有資源占用優(yōu)勢的核心企業(yè)無論運用強制權力或非強制權力，網絡成員都會樂于接受權力控制的結果，而不會產生抵觸心理，由此增加合作，促進共贏。Ireland和Webb（2007)［13］對集群網絡的研究進一步證實，核心企業(yè)通過網絡權力占據關鍵性資源，而標桿效應的存在會促使核心企業(yè)共享自身關鍵性資源，保持企業(yè)間合作關系的穩(wěn)固。因此本文認為，當組織間信任程度較高，資源占用所表現(xiàn)出來的中介作用將會更強；當網絡中存在標桿效應時，資源占用所表現(xiàn)出來的中介作用亦將更強。為了更全面、更準確地構造模型，研究變量間互相作用對合作行為的影響，本文在上述假設的基礎上進一步構建了有調節(jié)的中介模型，預期組織間信任和標桿效應將會對資源占用的中介作用產生調節(jié)效應?；诖颂岢鱿铝醒芯考僭O：

H7：組織間信任正向調節(jié)資源占用的中介作用，即組織間信任程度越高，資源占用所發(fā)揮的中介作用則越強；H8：標桿效應正向調節(jié)資源占用的中介作用，即標桿效應越大，資源占用所發(fā)揮的中介作用越強。

3 研究設計與數(shù)據收集

3.1 變量設計及測量

①被解釋變量（合作行為，CB）：合作行為的量表借鑒Otto和Richardson（2004）［25］、謝永平等（2013）［9］的研究，并根據前期企業(yè)調研情況進行了修改。頻繁的交流溝通可促進合作伙伴間關系的穩(wěn)定以及增加雙方間信任程度，有利于合作的順利展開。因此，本文的合作行為主要通過資源投入度、合作透明度、溝通交流頻率來測度。

②解釋變量（網絡權力，NP）：被學者們廣泛認可的網絡權力表現(xiàn)形式有結構權力、知識權力、影響權力。網絡權力配置主要分析權力在網絡中的集中問題、對稱問題和依賴關系問題，因此主要關注權力在網絡中向核心企業(yè)偏倚的程度，即集權式（CNP）配置與分權式（DNP）配置。本文對網絡權力配置的測量主要參考張巍和黨興華（2011）［5］，Baker和Faulkner（1998）［26］、Ireland和Webb（2007）［13］等學者已有研究中較為成熟的量表。

③中介變量（資源占用，RO）：資源基礎論認為，網絡內企業(yè)的資源滿足有價值性、難以模仿性、不可復制性和稀缺性的特性。本文對資源占用的考量，不單是指企業(yè)之間資源擁有數(shù)量的差異，而是尤為關注企業(yè)間知識、信息及技術等資源的差異程度。因此，綜合已有學者開發(fā)的量表，本文基于資源的特性，從資源的擁有數(shù)量、重要性、稀缺性、不可替代性和難以模仿性等方面來進行測度。

④調節(jié)變量（組織間信任，IOT；標桿效應，BME）：組織間信任的測量有認知和情感維度(Mcallister,1995［27］)。情感信任受感情因素驅動，因合作雙方親密默契關系而產生，與合作伙伴之間的互動強度和感情紐帶有關，而認知信任的形成則較為理性，建立在充分了解對方和掌握值得依賴證據的基礎上，企業(yè)基于合作方的能力、責任感、歷史性表現(xiàn)等來決定信任的程度。雖然國內外關于標桿管理的研究成果豐富，但直接研究企業(yè)標桿效應的文獻較少，且已有文獻中鮮有直接測度標桿效應的成熟量表。所以本文基于現(xiàn)有文獻的理論成果，通過與本領域內的相關學者討論設計初步測度量表，同時參考了地方政府出臺的創(chuàng)新標桿企業(yè)評選標準等政策文件，最終確定測量題項予以度量。

⑤控制變量：本文將企業(yè)規(guī)模（ES）、企業(yè)性質（EN）、企業(yè)成立年限（EL）及行業(yè)類別（EA）作為控制變量，因為這些變量可能也會影響合作行為，如果不對其加以控制，容易造成回歸分析中因果關系混淆，因此必須排除它們對研究結果的干擾。

3.2 問卷設計與數(shù)據收集

本文從整體網視角探討網絡權力配置對企業(yè)合作行為的影響，因此研究對象應該具有明顯的企業(yè)網絡合作特征。本文選用高科技企業(yè)，包括電子信息產業(yè)、制造業(yè)和航天航空等行業(yè)中的企業(yè)。一般認為，多元化的市場需求、不斷縮短的產品生命周期和難以捕捉的技術創(chuàng)新，使得高科技企業(yè)的競爭優(yōu)勢不斷被吞噬。為應對激烈的行業(yè)競爭以保持競爭優(yōu)勢，高科技企業(yè)在成長過程中更需要外部網絡關系開展創(chuàng)新活動，構建合作網絡成為眾多高科技企業(yè)的重要戰(zhàn)略選擇。所以，高科技企業(yè)普遍具有典型的網絡合作特征，符合本文的研究要求。此外，將高科技企業(yè)作為研究對象，也可以在一定程度上保證行業(yè)選擇的同質性，削弱非觀察異質性的影響。

本文對調研問卷的設計、修改和完善過程包括：課題組內研討，實地調研訪談，問卷試測。①課題組內研討，設計出初步的量表之后，在課題組的例會上匯報交流，結合團隊內各位成員的意見和建議進一步修訂和完善；②實地調研訪談，先后與多家企業(yè)中高層管理人員及技術骨干進行訪談，根據訪談情況及時修改問卷，使題項表述更加通俗化；③問卷試測，正式開展調查前，發(fā)放了40份問卷進行小規(guī)模的預調研，收回32份，根據被訪者的反饋再次優(yōu)化調整，形成最終的調查問卷。

問卷的答題者以企業(yè)的中高層管理人員為主，發(fā)放工作從2018年7月持續(xù)到2019年4月。調研主要采取電子版和紙質版問卷相結合的方式：①現(xiàn)場派發(fā)紙質版問卷。重點在潞安太陽能集團、高科華燁電子集團、東明光伏科技等公司和太原不銹鋼產業(yè)園區(qū)發(fā)放了紙質調查問卷。②利用團隊成員社會關系。通過作者及課題組成員的社會關系以及部分MBA學員，委托他們填寫或轉送電子版問卷。本次調研共發(fā)放980份問卷，收回353份，對無效問卷進行剔除后，得到有效問卷314份，有效率為88.95%。

3.3 樣本數(shù)據的描述性統(tǒng)計

對回收的有效樣本進行整體分析，觀察到以下一些特征：①被調查企業(yè)中民營企業(yè)占大多數(shù)，比例達到總體樣本的58.07%；②企業(yè)成立年限以6-10年（50.00%）和11-20年（28.23%）的居多；③行業(yè)分布上，主要集中在制造業(yè)（41.93%）和電子信息產業(yè)（18.55%）；④注冊資本額在501-2000萬元（43.55%）的企業(yè)占大多數(shù)；⑤受訪者大多數(shù)擔任企業(yè)的中高層管理者（合計占比83.48%），他們比較了解企業(yè)自身的發(fā)展狀況及與其他企業(yè)的互動情況，從而保證了問卷調查結果的真實性和準確性。

3.4 量表的信度與效度檢驗

（1）信度檢驗

本文采用SPSS 22.0統(tǒng)計軟件，對量表進行信度檢驗，結果表明，所有量表的α系數(shù)在0.84以上，說明量表具有較高的信度。

（2）效度檢驗

本文所設計的量表在團隊中經過多次討論修改，且在正式調研之前，首先對量表進行了小范圍的預測試，通過受訪者的反饋和評價，對不合適的地方及時進行了修改和完善。加之，用來測度各變量的絕大多數(shù)題項借鑒前人的成熟量表，小部分沒有合適的量表能夠直接采用的變量的測度，則是根據其概念定義，結合研究的實際背景，來進行題項的設置。以上能保證量表具有較高的內容效度。本文采用SPSS 22.0軟件做EFA因子分析來檢驗問卷的結構效度。檢驗結果顯示，總量表的KMO值為0.902＞ 0.9，Bartlett’s球形檢驗的sig.值為0.000＜0.01；且各分量表的KMO值均大于0.7，Bartlett’s球形檢驗的sig.值均為0.000，達到了顯著性水平，說明數(shù)據非常適于進行因子分析。利用SPSS對其進行探索性因子分析，通過主成分分析法提取特征值大于1.0的因子，得到5個公因子，再進行方差最大化旋轉，得到旋轉后的因子載荷矩陣，各題項的因子載荷系數(shù)大于0.5，說明量表的結構效度良好。

（3）共同方法偏差檢驗

為了避免共同方法偏差，本文使用Harman單因子檢驗的方法進行驗證，確定解釋變量變異需要的最少因子數(shù)，統(tǒng)計檢驗顯示所有因子的方差貢獻率均小于40%，說明調研樣本的同源性偏差問題在本研究中并不明顯，在可以接受的范圍之內。

4 實證分析與假設檢驗

4.1 相關性分析

本文采用Pearson相關系數(shù)分析法檢驗網絡權力配置、資源占用、組織間信任、標桿效應及合作行為各變量間的相關程度，以此判斷是否滿足回歸分析的前提條件，分析結果如表1所示。

表1 各變量的相關性分析

由表1可知，在0.01的顯著性水平上，網絡權力配置、資源占用、組織間信任、標桿效應及合作行為變量兩兩之間均存在顯著的相關關系。本文對樣本數(shù)據進行了多重共線性檢驗，所有的VIF值都小于10，由此可以證明雖然各變量間兩兩相關，但并不存在多重共線性問題，因此可建立多元線性回歸模型作進一步分析。

4.2 假設檢驗

相關性分析只能檢驗變量之間的相關關系，并不能準確地闡明各變量之間的作用效果以及變量的關系模型（不能區(qū)分變量的主從或因果）。如果需要探究變量之間的內在機制，還需要運用SPSS統(tǒng)計分析軟件作進一步的多元回歸分析來檢驗變量間的因果關系，并對調節(jié)效應、中介效應及有調節(jié)的中介效應進行驗證。

①網絡權力配置與合作行為關系的檢驗：本文以網絡權力配置為解釋變量，合作行為為被解釋變量，通過建立多元線性回歸模型對所提假設進行檢驗。首先考察控制變量對被解釋變量的影響，將企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質、企業(yè)成立年限及所處行業(yè)類別等4個變量納入Model 1-1，在此前提下，再將網絡權力配置引入回歸方程（即Model 1-2），分析結果如表2所示。

表2 網絡權力配置對合作行為的回歸分析結果

由表2可知，在控制了企業(yè)規(guī)模、性質、成立年限及所屬行業(yè)類別對合作行為產生作用的前提下，集權式權力配置與合作行為顯著正相關，回歸系數(shù)β=0.598（p＜0.001）。而分權式權力配置對合作行為不存在顯著影響（β=-0.158，p＞0.05），即分權并不是阻礙合作行為開展的重要因素。因此，H1a通過檢驗，H1b不成立。

②資源占用的中介作用檢驗：由于H1b未通過驗證，即分權式配置對合作行為影響不顯著，因此資源占用在分權式配置和合作行為之間不存在中介作用，H2b、H4b無需再進行檢驗，只需要驗證資源占用在集權式配置和合作行為之間是否存在中介作用即可。表3所示的是資源占用對集權式權力配置對合作行為影響過程中的中介作用回歸分析結果。

表3 資源占用的中介作用回歸分析結果

本文對中介效應的檢驗分三步進行。首先，Model 3-2表示加入控制變量之后，被解釋變量對解釋變量的回歸結果，即合作行為對集權式配置的回歸結果。從表3可以看出，Model 3-2通過了F檢驗（p＜0.001），R2=0.345，且集權式權力配置對合作行為的回歸系數(shù)顯著為正（β=0.598，p＜0.001），亦即兩者之間的回歸系數(shù)在0.001的水平上顯著。其次，Model 2-2表示加入控制變量之后，集權式配置對中介變量資源的回歸結果，結果顯示集權式配置對資源占用的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗（β=0.630，p＜0.001）。最后，Model3-3表示加入控制變量之后，集權式配置和資源占用共同對合作行為的回歸結果，模型通過了F檢驗（p＜0.001），且R2為0.426，相比Model 3-2而言模型的解釋力增強。此外，在Model3-3中，中介變量資源占用的回歸系數(shù)（β=0.366）通過了0.001的顯著性檢驗，集權式配置的回歸系數(shù)（β=0.367）同樣達到0.001的顯著水平，表明資源占用在集權式配置對合作行為的影響中起到部分中介作用。中介效應的大小為a*b=0.630*0.366=0.231，中介效應占總效應的比例為a*b/c=0.630*0.366/0.598=38.56%。綜上所述，H2a、H3通過驗證，H4a通過驗證。

③組織間信任的調節(jié)作用檢驗：本文采用層次回歸分析方法驗證組織間信任在資源占用與合作行為之間的調節(jié)作用，共建立了3層模型：在Model 4-1中，解釋變量僅包含控制變量對合作行為的影響；在此基礎上，Model 4-2中加入了資源占用和組織間信任這兩個變量；Model 4-3又在Model 4-2的基礎上加入了資源占用和組織間信任的交互項，即分3次進行層次回歸檢驗，并且對回歸分析的系數(shù)作對比，分析結果如表4所示。

表4 組織間信任的調節(jié)作用回歸分析結果

根據表4的分析結果可知，Model 4-3通過了F檢驗（p＜0.05），且資源占用與組織間信任交互項的回歸系數(shù)為正（β=0.223），在0.05的水平上顯著，模型的解釋力相較于Model 4-2也增加了5.9%。顯然，組織間信任在資源占用和合作行為之間存在正向調節(jié)作用，即H5得到驗證。

④標桿效應的調節(jié)作用檢驗：與組織間信任調節(jié)作用的檢驗過程類似，將控制變量與資源占用、資源占用和標桿效應、交互項（資源占用×標桿效應）分3次加入模型中，進行層次回歸檢驗并且對回歸分析的系數(shù)作對比，分析結果如表所示。

表5 標桿效應的調節(jié)作用回歸分析結果

表5的分析結果顯示，Model 5-3通過了F檢驗（p＜0.01），且資源占用與標桿效應交互項的回歸系數(shù)在0.01水平上顯著（β=0.237），R2為0.752，在Model 5-2的基礎上又增加了9%，說明模型的解釋力也增強，這充分說明了標桿效應在資源占用和合作行為之間存在正向調節(jié)作用。因此，H6通過驗證。

⑤有調節(jié)的中介效應檢驗：表6報告了Process運算得到的Index結果，組織間信任對集權式配置影響合作行為的間接效應存在調節(jié)作用的判定指標為0.0967，置信區(qū)間為［0.0147, 0.1939］，不包含零，表明資源占用的中介作用受到組織間信任調節(jié)效應的顯著影響。而標桿效應對集權式配置影響合作行為的間接效應存在調節(jié)作用的判定指標為0.0189，置信區(qū)間為［-0.0634, 0.0919］，包含零在內，此檢驗結果說明，不論是否存在標桿效應，集權式權力配置經由資源占用對合作行為產生影響的過程中的中介效應均未發(fā)生顯著性的變化，因此資源占用的中介作用不受標桿效應調節(jié)作用的影響，H8未通過驗證。

表6 有調節(jié)的中介效應分析

為了進一步判斷不同程度的信任關系下中介效應是否存在差異，按照信任的強度將其分為低中高3種類型，分別研究3種情況下資源占用對權力配置和合作行為的中介效應是否顯著，將組織間信任均值加減一個標準差來表示信任的高狀態(tài)與低狀態(tài)（見表7）。

表7 不同信任水平下資源占用中介過程的調節(jié)作用結果

由表7可知，低信任并不對資源占用在網絡權力配置與合作行為之間的中介效應產生調節(jié)，因為此時Bootstrap檢驗的置信區(qū)間為［-0.0053, 0.2764］，包含零點在內，即估計系數(shù)不顯著；而中信任程度下，置信區(qū)間的上下限為［0.0583, 0.3569］，0并未落在此區(qū)間，且估計系數(shù)為0.191，表明中信任可以正向調節(jié)資源占用的中介作用；同樣地，高強度信任下的置信區(qū)間為［0.0872, 0.4400］，也不包含0，且估計系數(shù)為正，可判定高信任對資源占用的中介效應也具有正向調節(jié)影響。進一步地，資源占用的中介作用在高信任水平下要明顯高于中信任水平下（0.2581＞0.1910）。以上這些結果均證實資源占用的中介作用確實因信任關系的強度高低而有所差異，即存在有調節(jié)的中介效應，H7得到了驗證。

4.3 實證結果分析

從總體來看，本文所設計的以集權式權力配置作為解釋變量，企業(yè)間合作行為作為被解釋變量，資源占用作為中介變量的概念模型是成立的，且組織間信任和標桿效應的調節(jié)效應也通過了驗證。但分權式權力配置對合作行為并沒有顯著的影響，標桿效應對資源占用的中介作用也并沒有起到調節(jié)作用。

在主效應方面，實證結果拒絕了H1b，說明分權式權力配置格局并不會對合作行為產生消極影響，即合作行為的開展與企業(yè)網絡中是否為分權式配置關系不大。而集權卻可以促進組織調和，明確合作關系，使信息共享、知識學習、沖突解決等行為更加制度化。本文的實證結果支持H1a，再次驗證了這一觀點。

在中介效應方面，H2a、H3得到支持，H4a得到支持，說明當企業(yè)網絡呈集權式配置格局時，會導致資源占用失衡，進而影響合作行為。根據調查研究發(fā)現(xiàn)，相較于非核心結點而言，網絡中核心結點的權力往往更大，即權力向核心結點的偏倚程度較大。由于網絡權力的不對稱分布，企業(yè)占用資源也會存在顯著的差異性，權力較大的結點會掌握更多稀缺、難以模仿、不可替代的關鍵資源。而資源恰恰是企業(yè)尋求合作的行為之源，資源分布不均衡更容易誘發(fā)合作。但當資源占用較為均衡，即企業(yè)間占用資源在數(shù)量和質量上同質性高，則將大大降低開展合作的必要性和意愿。

在調節(jié)效應方面，實證結果支持H5和H6，說明網絡成員間彼此信任程度較高、標桿效應較強時，資源占用對合作行為的影響會更加明顯。企業(yè)網絡中結點之間合作只有建立了信任關系，才能對合作伙伴的能力和預期行為產生信心，使得各結點企業(yè)能夠為合作目標的實現(xiàn)貢獻其力量，減少合作關系中可能出現(xiàn)的模糊性。不少地方政府都致力于樹立標桿引領企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，著力打造龍頭企業(yè)，確立行業(yè)標桿。先進典型標桿效應可有效助推網絡中的各結點發(fā)展，企業(yè)標桿示范作用成效越強，其他成員企業(yè)越能明確自身的學習目標和趕超對象，與標桿企業(yè)深度合作的意愿也就越強。

5 研究與啟示

5.1 研究結論

本文結合315家具有典型網絡合作特征的高科技企業(yè)，實證檢驗并揭示網絡權力配置影響網絡內合作行為的內在機理，主要得到以下研究結論。

第一，集權式權力配置正向影響合作行為，而分權式配置并不對合作行為產生顯著影響。在網絡中，企業(yè)之間的合作行為更多的是自發(fā)產生，目的便是通過合作獲取更多關鍵資源，實現(xiàn)自身長遠發(fā)展。在此情形下如果網絡中的權力呈現(xiàn)集權式配置，那么核心企業(yè)相比其他成員企業(yè)的關系能力較高，可以為其他企業(yè)提供必要的技術幫助和支持，鼓勵其在網絡中的學習行為。這會使核心企業(yè)贏得網絡成員更多的尊重和信任，企業(yè)能夠更好地遵守網絡中的已有慣例，有助于增強企業(yè)間的合作意愿，提高合作默契程度，加強企業(yè)的自我約束及自我規(guī)范，從而降低機會主義行為發(fā)生的概率；有助于增強成員企業(yè)對于網絡、核心結點的滿意度，提高網絡的穩(wěn)定性和整體凝聚力。

第二，資源占用在集權式權力配置與合作行為之間起部分中介作用，這一結論有利于進一步了解網絡權力配置對合作行為的作用機理。網絡權力配置會影響資源占用，集權式的配置模式下，核心企業(yè)相對于非核心企業(yè)而言不僅占用的優(yōu)勢資源數(shù)量更多，彼此之間占用資源的差異程度也較大，即資源占用呈現(xiàn)不均衡分布的狀態(tài)。而資源分布不均衡恰恰有利于促進結點企業(yè)間的合作，因為知識、技術、信息等資源差異恰恰是選擇合作的動力之源，企業(yè)想要提升自身在網絡中的地位，閉門造車行不通，僅靠自有資源難以為繼，必然會在網絡中加強與其他企業(yè)的溝通和交流，通過各種正式或非正式的合作實現(xiàn)資源外取，以求自身發(fā)展壯大。

第三，組織間信任不僅正向調節(jié)資源占用對合作行為的影響，而且對資源占用的中介效應同樣起正向調節(jié)作用，即存在有調節(jié)的中介。當企業(yè)網絡各結點之間的信任關系較強時，資源占用更能促進合作行為的開展，并且資源占用在集權式權力配置與合作行為之間的中介作用也會更強。信任降低了雙方對彼此的攻擊和陷害的顧慮，有利于使合作關系長期穩(wěn)固?？傮w來說，組織間信任可有效削弱機會主義行為傾向、及時化解矛盾和沖突，有利于加快信息、知識、技術等資源要素在網絡內的流動。企業(yè)彼此之間的信任度較高時，集權式配置對合作行為的正向促進作用將更為顯著。

第四，標桿效應在資源占用與合作行為之間的影響過程中起正向調節(jié)作用，但并不對資源占用的中介效應產生調節(jié)。當網絡內存在標桿效應且處于較高水平時，資源占用對合作行為的正向影響更為顯著。一般來講，標桿企業(yè)的行為模式往往被認為具有較高的效率，可以節(jié)約交易成本，易被合作伙伴模仿，因此標桿企業(yè)可在網絡中率先發(fā)揮良好的規(guī)范、示范和引領作用，即產生標桿效應。在標桿效應影響下，結點企業(yè)之間參與合作的積極性更高，其他成員企業(yè)可以將標桿企業(yè)作為學習榜樣，通過與之合作發(fā)現(xiàn)自身不足，找到改進的方向和明確的追趕目標，標桿企業(yè)可為其他成員企業(yè)傳授合作技能，指導合作策略，幫助其遵守規(guī)則、協(xié)商解決問題、習得合作方法等，從而有利于達成網絡共識、規(guī)范網絡行為。

5.2 理論貢獻

①從整體網絡權力配置的視角，厘清了網絡層面權力的生成基礎及表現(xiàn)形式，延展了網絡權力研究視野；②將網絡權力配置與企業(yè)合作行為進一步融合，并將資源占用納入研究框架，系統(tǒng)分析了網絡權力配置作用于企業(yè)合作行為的中介路徑，為揭示網絡權力配置如何促進企業(yè)合作行為提供新洞察；③在研究情境上，揭示了組織間信任和標桿效應在集權式網絡權力配置與企業(yè)合作行為間的正向調節(jié)作用，提高了研究結論的情境實用性和可靠性，為促進網絡中企業(yè)合作質量提供了理論指導。

5.3 不足與展望

①研究樣本的選取主要強調典型性，數(shù)據來自高科技企業(yè)，研究結論對于其他企業(yè)類型的適用性有待進一步討論。未來研究可以擴大數(shù)據的收集范圍，以提高研究結論的普適應；②本文采用截面數(shù)據展開研究，但從網絡權力配置模式的形成到對企業(yè)合作行為產生影響，存在時滯效應，后續(xù)可采用縱向數(shù)據，系統(tǒng)探索網絡權力配置模式的動態(tài)演變及其對合作行為的影響機制。