創(chuàng)業(yè)導向?qū)?chuàng)新績效的影響研究

任亞芬

【摘要】中小企業(yè)主要是通過創(chuàng)業(yè)導向來推動企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，不斷提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，從而獲取創(chuàng)新績效。文章以106家中小企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實證研究創(chuàng)業(yè)導向?qū)?chuàng)新績效的具體影響。研究結(jié)果顯示：（1）樣本企業(yè)整體上均具有較高水平的創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性，即樣本企業(yè)均具有一定水平的創(chuàng)業(yè)導向。（2）樣本企業(yè)的創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性與創(chuàng)新績效均呈現(xiàn)正相關(guān)。（3）樣本企業(yè)創(chuàng)新性、先動性、自治性、競爭積極性對創(chuàng)新績效具有顯著影響，且影響程度由大到小的順序為自治性、競爭積極性、先動性、創(chuàng)新性。

【關(guān)鍵詞】創(chuàng)業(yè)導向；創(chuàng)新績效；影響；中小企業(yè)

【中圖分類號】F275

一、引言

中國經(jīng)濟正處于快速發(fā)展的繁榮時機，企業(yè)在社會發(fā)展的大背景環(huán)境下高速成長，特別是中小企業(yè)成長迅速，中小企業(yè)是很特殊的經(jīng)濟群體，是創(chuàng)造經(jīng)濟奇跡的重要因素，在繁榮經(jīng)濟、增加就業(yè)、推動創(chuàng)新、催生產(chǎn)業(yè)等方面，發(fā)揮著越來越重要的作用，成為推動中國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展以及構(gòu)建和諧社會的重要力量（鄭嘉惠，2020）。

目前中國創(chuàng)業(yè)型中小企業(yè)的規(guī)模越來越大，但在發(fā)展過程中也存在諸多問題，主要表現(xiàn)為中小企業(yè)為了追求效率而一度忽視了企業(yè)長期戰(zhàn)略規(guī)劃，缺少創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略導向（丁棟虹和曹樂樂，2019）。作為戰(zhàn)略導向之一的創(chuàng)業(yè)導向，在中國中小企業(yè)的研究和運用也都遠遠不夠深入，而戰(zhàn)略性地運用中小企業(yè)創(chuàng)業(yè)導向進行技術(shù)創(chuàng)新和競爭優(yōu)勢培育，在中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟情境下不僅可以豐富已有的企業(yè)創(chuàng)業(yè)導向理論，同時也可以指導中小企業(yè)的創(chuàng)業(yè)和技術(shù)創(chuàng)新實踐，這無疑是具有重要的理論意義（鄭青青，2019）。因此，本研究以我國中小企業(yè)為研究對象，重點探討創(chuàng)業(yè)導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效的具體影響。

本文主要以國內(nèi)中小企業(yè)為例，分析創(chuàng)業(yè)導向?qū)?chuàng)新績效的影響，研究目標主要體現(xiàn)在：研究創(chuàng)業(yè)導向各維度對創(chuàng)新績效的具體影響，即創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性對創(chuàng)新績效的具體影響。

二、文獻回顧及研究假設(shè)

在早期的研究中大多數(shù)學者發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)導向與績效之間存在正向關(guān)系作用。Zahra & Covin（1995）指出，擁有創(chuàng)新性企業(yè)能夠創(chuàng)造出比其他競爭對手更多的新產(chǎn)品，滿足客戶需求獲得企業(yè)利潤，擁有先行性的企業(yè)更善于先于競爭者采取行動，獲得先動優(yōu)勢。Engelen et al（2015）指出創(chuàng)業(yè)導向高的公司，創(chuàng)新績效水平明顯更高。然而，Naldi et al（2007）指出創(chuàng)業(yè)導向與創(chuàng)新績效關(guān)系是非線性的，呈現(xiàn)出倒U型，即在一定的程度范圍內(nèi)，企業(yè)創(chuàng)業(yè)導向?qū)冃в姓虼龠M作用，一旦超出作用范圍，兩者之間的關(guān)系甚至存在負向影響。另外，一些學者們開始細化創(chuàng)業(yè)導向的各個維度，將各個維度分別與其進行回歸檢驗分析，考察各自的差異性。Morgan（2007）對美國200多家高新企業(yè)研究得出，先行性和創(chuàng)新性都與產(chǎn)品績效存在正向關(guān)系。Shan， Song & Ju（2016）對新興企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)導向各維度對創(chuàng)新績效是有著顯著影響的，創(chuàng)新性、風險承擔性、自主性、超前性、競爭積極性對創(chuàng)業(yè)導向均具有正的顯著影響?；诖?，提出研究假設(shè)：

H1：風險承擔性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

H2：創(chuàng)新性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

H3：先動性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

H4：自治性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

H5：競爭積極性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

創(chuàng)業(yè)導向?qū)?chuàng)新績效的研究中還應(yīng)該考慮控制變量的作用。Cai & Wang（2018）在總結(jié)前人實證研究的基礎(chǔ)上，通過元分析方法，對企業(yè)創(chuàng)新績效可能會產(chǎn)生影響的24種因素進行了系統(tǒng)性比較，發(fā)現(xiàn)企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模會對新創(chuàng)企業(yè)績效產(chǎn)生顯著作用，并指出，企業(yè)規(guī)模越大，創(chuàng)新績效程度越高；企業(yè)年齡越長，創(chuàng)新績效越高?；诖?，提出研究假設(shè)：

H6：企業(yè)規(guī)模對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

H7：企業(yè)年齡對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向影響。

三、研究方法與變量

（一）研究方法

本研究從文獻綜述入手，總結(jié)創(chuàng)業(yè)導向與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，構(gòu)建創(chuàng)業(yè)導向維度對創(chuàng)新績效的影響路徑，見圖1。研究方法主要采用描述性統(tǒng)計分析、相關(guān)性分析和多元回歸分析。首先，描述中小企業(yè)管理者的創(chuàng)業(yè)導向和中小企業(yè)的創(chuàng)新績效，了解創(chuàng)業(yè)導向和創(chuàng)新績效的現(xiàn)實。其次，以創(chuàng)新績效為解釋變量，分析創(chuàng)業(yè)導向?qū)?chuàng)新績效的具體影響。多元回歸模型如下：Y=α+βiXi+γZi+ε。其中，Y是創(chuàng)新績效變量，Xi是創(chuàng)業(yè)導向各維度變量，Zi是控制變量，ε是殘差項。

（二）變量

因變量：本研究的因變量是創(chuàng)新績效，該變量的具體賦值由12個具體題項構(gòu)成，取值為12個題項的平均值。

自變量：本研究的自變量包括創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性5個變量，每個變量的具體賦值由不同的題項構(gòu)成，分別包括3個、3個、3個、6個、3個題項，取值分別為各個題項的平均值。

控制變量：本研究的控制變量包括企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模，企業(yè)年齡取值為注冊成立的實際年限；企業(yè)規(guī)模依據(jù)企業(yè)最高人數(shù)的百分比來賦值，中小企業(yè)的人數(shù)上限界定為2000人，企業(yè)人數(shù)為2000人的30%及以下記為1，30%～40%記為2，40%～50%記為3，50%～60%記為4，60%～70%記為5，70%及以上記為6。

四、數(shù)據(jù)與分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)收集方式主要為采用電子問卷來收集數(shù)據(jù)。為了避免企業(yè)的地域性特點，選擇不同地區(qū)的中小企業(yè)進行調(diào)查。中國區(qū)域經(jīng)濟的特點是東部發(fā)達，中部欠發(fā)達，西部相對落后。選取中國東部、中部和西部地區(qū)的50家中小企業(yè)。共發(fā)放電子問卷150份，回收得到有效問卷106份，后文的研究將以這106份有效問卷的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。

（二）描述性統(tǒng)計分析

自變量的描述性統(tǒng)計見表1，創(chuàng)新性的均值為3.7398，標準差為0.73619；先動性的均值為3.7238，標準差為0.82125；風險承擔性的均值為3.4908，標準差為0.91469；自治性的均值為3.9894，標準差為0.70459；競爭積極性的均值為3.9375，標準差為0.80641?？梢?，均值均大于3，說明樣本企業(yè)整體上均具有較高水平的創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性，即樣本企業(yè)均具有一定水平的創(chuàng)業(yè)導向。標準差小于1，且集中在0.7～1.0之間，說明樣本企業(yè)的創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性離散程度不大，即樣本企業(yè)創(chuàng)業(yè)導向的相對水平相差不大。

控制變量的描述性統(tǒng)計方面，企業(yè)年齡的最小值為1，最大值為12，均值為6.5189，標準差為2.37138，說明樣本企業(yè)的年齡分布為1～12年之間，年限分布相對比較均勻，具有一定的離散程度。企業(yè)年限的具體分布見圖2。企業(yè)規(guī)模的最小值為1，最大值為6，均值為3.0943，標準差為1.41103，說明樣本企業(yè)的規(guī)模分布相對比較均衡，具有一定的離散程度，企業(yè)人數(shù)規(guī)模的具體分布見圖3。

因變量的描述性統(tǒng)計方面，企業(yè)創(chuàng)新績效的最小值為1.50，最大值為4.83，均值為3.7685，標準差為0.68226?？梢姡瑯颖酒髽I(yè)的整體創(chuàng)新績效水平較高，且企業(yè)間創(chuàng)新績效水平相對差異不大。

（三）信度與效度分析

對樣本數(shù)據(jù)進行的描述性統(tǒng)計分析并不能保證數(shù)據(jù)分析結(jié)果有效性，還需要進一步對研究所使用的測量量表進行信度和效度分析。本研究中將依據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)對研究所用測量量表進行信度和效度檢驗，以確保最終分析結(jié)果準確性基礎(chǔ)。

1.信度分析

信度分析是指通過樣本數(shù)據(jù)檢驗量表的一致性和可靠性，最普遍使用的檢驗是Cronbachs A系數(shù)，它可以比較精確的檢測量表是否具有良好的一致性以及所要測量項目的一致性程度。通常認為Cronbachs A值為0.5時是最低的可接受信度，Cronbachs A值達到0.7以上屬于高信度，是比較理想的信度水平，Cronbachs A值達到0.8以上屬于高信度水平。本研究也將采用Cronbachs A值至少要達到0.7的標準水平。

創(chuàng)業(yè)導向量表的信度分析見表2。創(chuàng)業(yè)導向總量表的Cronbachs A值為0.948，創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性量表的Cronbachs A值分別為0.766、0.828、0.869、0.751、0.826，均大于0.7，說明創(chuàng)業(yè)導向量表是具有可靠性的。

創(chuàng)新績效量表（表3）的Cronbachs A值為0.849，大于0.7，說明創(chuàng)新績效量表也是具有可靠性的。

2.效度分析

效度分析是檢驗研究所用測量量表是否能將研究要檢測的概念真實的測量出來，準確體現(xiàn)所測內(nèi)容的本質(zhì)和特征。采用Bartlett球形檢驗和KMO值檢驗判別是檢驗結(jié)構(gòu)效度常用方法，Bartlett球形檢驗通常要求分析結(jié)果的顯著性水平達到小于0.001，KMO值大于0.7即為達到標準水平，本研究采用此標準。

創(chuàng)業(yè)導向量表的效度檢驗結(jié)果見表4，KMO為0.942，大于0.7；Bartlett球形檢驗ChiSquare值為1389.509，很大，顯著性概率為0.000，小于0.05?？梢妱?chuàng)業(yè)導向量表是有效的。

創(chuàng)新績效量表的效度檢驗結(jié)果見表5，KMO為0.905，大于0.7；Bartlett球形檢驗ChiSquare值為402.179，較大，顯著性概率為0.000，小于0.05。可見創(chuàng)新績效量表是有效的。

（四）相關(guān)性分析

要想檢驗好樣本各變量之間的相互因果關(guān)系，首先要對調(diào)查數(shù)據(jù)進行相關(guān)分析，檢測每兩個變量是存在正相關(guān)還是負相關(guān)關(guān)系。本研究采用SPSS軟件進行相關(guān)分析，得到表6。創(chuàng)業(yè)導向中的創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性與創(chuàng)新績效的Pearson相關(guān)系數(shù)分別為0.833、0.852、0.811、0.911、0.863，均大于0；顯著性水平均為0.000，小于0.01，極其顯著。說明創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性與創(chuàng)新績效均顯著正相關(guān)。

（五）回歸分析

相關(guān)分析已經(jīng)基本上得出了各變量之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)分析只能驗證變量之間存在的簡單關(guān)系，但是影響程度不是很明確，為了更好說明變量之間存在的因果關(guān)系，需要進行進一步的回歸分析。本研究主要采用多元回歸分析來確定創(chuàng)業(yè)導向各維度對創(chuàng)新績效的影響程度，運用系數(shù)R2擬合度和F值來對回歸進行驗證。R2值如果越大表明解釋變量的可靠性就越高，越有說服力；F值的顯著性概率水平越低說明模型擬合程度越好，一般要求顯著性概率水平低于0.05。標準化系數(shù)用β表示，β值是否大于零表示自變量與因變量之間是正相關(guān)關(guān)系還是負相關(guān)關(guān)系，用β的大小表示影響程度的大小。本研究運用SPSS軟件進行回歸分析，R2結(jié)果見表7，F(xiàn)值結(jié)果見表8，回歸結(jié)果見表9。

表7所示，模型R2值為0.889，說明解釋變量的解釋程度為88.9%，解釋力很強。

表8所示，模型F值為112.277，顯著性概率水平為0.000，小于0.05，說明模型擬合效果很好。因此，模型分析結(jié)果可以用于分析研究。

表9所示，創(chuàng)新性的回歸相關(guān)系數(shù)為0.088，為正，顯著性水平為0.018，小于0.05，說明創(chuàng)新性對創(chuàng)新績效有著顯著的正向影響，即對于中國的中小企業(yè)而言，企業(yè)的創(chuàng)新性水平越高，其創(chuàng)新績效水平越高。先動性的回歸相關(guān)系數(shù)為0.138，為正，顯著性水平為0.049，小于0.05，說明先動性對創(chuàng)新績效有著顯著的正向影響，即對于中國的中小企業(yè)而言，企業(yè)的先動性水平越高，其創(chuàng)新績效水平越高。風險承擔性的回歸相關(guān)系數(shù)為0.007，為正，顯著性水平為0.898，大于0.1，說明風險承擔性對創(chuàng)新績效沒有著顯著影響，即對于中國的中小企業(yè)而言，企業(yè)的風險承擔性對其創(chuàng)新績效影響不明顯。自治性的回歸相關(guān)系數(shù)為0.458，為正，顯著性水平為0.000，小于0.05，說明自治性對創(chuàng)新績效有著顯著的正向影響，即對于中國的中小企業(yè)而言，企業(yè)的自治性水平越高，其創(chuàng)新績效水平越高。競爭積極性的回歸相關(guān)系數(shù)為0.202，為正，顯著性水平為0.001，小于0.05，說明競爭積極性對創(chuàng)新績效有著顯著的正向影響，即對于中國的中小企業(yè)而言，企業(yè)的競爭積極性水平越高，其創(chuàng)新績效水平越高。

綜上所述，中國中小企業(yè)中對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著影響的創(chuàng)業(yè)導向維度包括創(chuàng)新性、先動性、自治性、競爭積極性。同時，回歸相關(guān)系數(shù)由大到小的排序依次為自治性、競爭積極性、先動性、創(chuàng)新性，即影響程度上，自治性的影響程度最大，競爭積極性其次，先動性第三，創(chuàng)新性最小。

五、小結(jié)

根據(jù)上文研究中國中小企業(yè)的創(chuàng)新性、先動性、風險承擔性、自治性、競爭積極性與創(chuàng)新績效均呈現(xiàn)正相關(guān)。但僅有創(chuàng)新性、先動性、自治性、競爭積極性對企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著影響。

創(chuàng)新性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效正相關(guān)且具有顯著影響，說明中小企業(yè)引入新技術(shù)，開發(fā)新產(chǎn)品，提供新服務(wù)的程度越高，其創(chuàng)新績效水平能夠得到明顯的提升。先動性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效正相關(guān)且具有顯著影響，說明中小企業(yè)領(lǐng)導層的前瞻性水平越高，判斷市場形勢的能力越強，其創(chuàng)新績效水平能夠得到明顯的提升。自治性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效正相關(guān)且具有顯著影響，說明中小企業(yè)目標和愿景的獨立性越高，付諸實踐的程度越大，其創(chuàng)新績效水平能夠得到明顯的提升。競爭積極性對中小企業(yè)的創(chuàng)新績效正相關(guān)且具有顯著影響，說明中小企業(yè)為了占據(jù)市場份額并占據(jù)市場主導地位而發(fā)起競爭活動的傾向性越大，其創(chuàng)新績效水平能夠得到明顯的提升。

主要參考文獻：

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