市場導(dǎo)向與政策導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力作用機理分析

蘇義坤，宋 浩，何廷全

（1. 東北林業(yè)大學 土木工程學院，黑龍江 哈爾濱 150040，E-mail：sh2085274424@163.com；2. 廣西新發(fā)展交通集團有限公司，廣西 西寧 530029）

在工程建設(shè)領(lǐng)域內(nèi)部，各企業(yè)之間的競爭已經(jīng)非常激烈。如何將企業(yè)創(chuàng)新成果落實到實際，將創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，已經(jīng)變成了研究的熱點問題。鑒于此，如何進一步提升建筑企業(yè)的標準化能力就顯得尤為重要。建筑企業(yè)標準化能力可以認為是一種在生產(chǎn)實踐的過程中，企業(yè)內(nèi)部將優(yōu)秀經(jīng)驗進行規(guī)范化處理，形成具有一定格式的指導(dǎo)性文件，并用以指導(dǎo)企業(yè)后續(xù)的各項工作的一種能力[1]?？紤]到既然有迫切提升建筑企業(yè)標準化能力的具體意愿，那么解析各種影響因素，辨析對建筑企業(yè)標準化能力產(chǎn)生較大影響的外部導(dǎo)向，就自然而然地成為了目前研究的目標。

已有研究已經(jīng)指出，市場導(dǎo)向是一種影響企業(yè)決策及其具體生產(chǎn)實踐活動的催化劑[2]。其較為抽象，但又具體而真實的存在。市場導(dǎo)向格外強調(diào)通過影響企業(yè)的必要行為決策進行企業(yè)高績效、高效益的創(chuàng)造[3]。然而在檢索已有研究成果后發(fā)現(xiàn)，目前學界關(guān)于市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力影響關(guān)系的研究還幾近為空白，并且學界在政策導(dǎo)向調(diào)節(jié)市場導(dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力作用的研究也了了無幾。為此，本文在我國建筑行業(yè)競爭激烈的大背景下，在前人的研究基礎(chǔ)之上，參考市場導(dǎo)向?qū)M織創(chuàng)造力等企業(yè)內(nèi)生動力的影響關(guān)系，提出了以市場導(dǎo)向為主體外部影響因素，政策導(dǎo)向為次要影響因素的外部導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力的交互關(guān)系模型，并利用層次回歸分析法進行實證探究，驗證模型假設(shè)。用以推進建筑企業(yè)持續(xù)健康高效的發(fā)展與壯大。

1 假設(shè)提出

1.1 市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力的影響

市場導(dǎo)向一般被定義為對客戶群體需求和競爭者行為做出反應(yīng)的戰(zhàn)略導(dǎo)向[4]。表現(xiàn)在企業(yè)具體行為上主要包括力求全面而詳細地掌握客戶群體的需求，不斷探尋來自客戶群體和市場的動態(tài)變化信息，并且緊密關(guān)注各類競爭者的具體行為，力圖達到企業(yè)整體核心競爭力的提高[5]。建筑企業(yè)標準化能力是指該企業(yè)在過往或正在進行的生產(chǎn)實踐活動中，將科技成果及優(yōu)秀實踐經(jīng)驗進行固化，轉(zhuǎn)變?yōu)榫哂幸欢ㄒ?guī)范的指導(dǎo)性文件的能力。一般而言，良好的建筑企業(yè)標準化能力指的是企業(yè)的高績效和競爭優(yōu)勢[6]。

另外有研究認為：企業(yè)密切關(guān)注客戶群體的具體需求，會對企業(yè)內(nèi)部知識更新、創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響[7]。而企業(yè)的創(chuàng)新能力會直接影響到建筑企業(yè)標準化能力。在一定范圍內(nèi)，可以認為市場導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)的標準化能力產(chǎn)生積極的正向影響。但也有研究認為：廣泛的客戶群體需求不能預(yù)見未來的技術(shù)進步及其自身的潛在需要[8]，當市場導(dǎo)向提升到一定程度，客戶群體需求和競爭者產(chǎn)生的同群效應(yīng)在企業(yè)內(nèi)部已經(jīng)將生產(chǎn)運作模式與規(guī)則進行了固化，不易發(fā)生改變。這就更容易導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部決策對企業(yè)未來發(fā)展做出誤判。當市場導(dǎo)向發(fā)展到一定程度，會制約建筑企業(yè)標準化能力的發(fā)展與提升。所以可以假設(shè)市場導(dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力之間存在閾值效應(yīng)，適度的市場導(dǎo)向會對企業(yè)內(nèi)部科技成果的固化提供正向的積極影響，為企業(yè)內(nèi)部整體標準化循環(huán)過程注入新的動力。而過量的市場導(dǎo)向則會抑制這種影響?；诖?，提出如下假設(shè)：

H1：市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力具有顯著的倒U 型影響。

1.2 政策導(dǎo)向?qū)τ谑袌鰧?dǎo)向和建筑施工企業(yè)標準化能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

基于呂汝良等[9]的論述，本文認為政策導(dǎo)向是指企業(yè)對政府部門行為和發(fā)布的具有約束作用的各項文件做出反應(yīng)的戰(zhàn)略導(dǎo)向。由于整體行業(yè)外部環(huán)境的不利影響，建筑企業(yè)普遍面臨市場競爭加劇、轉(zhuǎn)型困難的多種壓力。在這種條件下，迎合國家、地方的政策導(dǎo)向，跟隨社會發(fā)展的主流趨勢，主動探索客戶群體的潛在需求，不失為有利于企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的一種良策。

不難發(fā)現(xiàn)，市場導(dǎo)向、建筑企業(yè)標準化能力與相關(guān)政策是緊密聯(lián)系的。王文等[10]通過實證發(fā)現(xiàn)，政策的變化會導(dǎo)致企業(yè)的資源配置行為發(fā)生顯著的變化。在市場競爭強度較大的行業(yè)，政策變化將會促使企業(yè)主動優(yōu)化自身組織內(nèi)部的資源配置行為，減少資源錯配行為的發(fā)生。表現(xiàn)在建筑企業(yè)標準化能力方面，即提高組織的協(xié)調(diào)能力，提高企業(yè)標準化過程中資源輸入輸出的產(chǎn)出效率，進一步提升企業(yè)的標準化能力?？偟膩碚f，在研究市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力影響關(guān)系的過程中，政策導(dǎo)向是絕不可忽視的一個重要方面。

綜上所述，政策導(dǎo)向會調(diào)節(jié)市場導(dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力之間的關(guān)系。本文提出如下假設(shè)：

H2：政策導(dǎo)向調(diào)節(jié)市場導(dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力之間的倒U 型關(guān)系，政策傾斜越明顯，市場導(dǎo)向?qū)τ诮ㄖ髽I(yè)標準化能力的倒U 型影響越顯著。反之，亦然。

1.3 市場導(dǎo)向與企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新

一般來講，外部動力在企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新的整體過程中起到很大程度的推動作用。企業(yè)自發(fā)進行內(nèi)部更新、創(chuàng)新會使不確定性行為增大，使企業(yè)承擔不可預(yù)測的未知風險，企業(yè)一般會規(guī)避此種行為。而市場導(dǎo)向往往是促使企業(yè)內(nèi)生動力增長，驅(qū)動企業(yè)內(nèi)部進行更新、創(chuàng)新的重要力量[11]。對市場導(dǎo)向敏感程度較高的企業(yè)，廣泛的吸取客戶群體的需求，能夠快速地將外部變化傳遞到組織內(nèi)部，進而觸點發(fā)組織內(nèi)部更新、創(chuàng)新。具體來說：一是市場導(dǎo)向為企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新提供了外部刺激，使企業(yè)與外部市場環(huán)境更加匹配；二是企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新并不是中高層管理的精英小群體的獨立工作結(jié)果，而是組織內(nèi)部集體學習行為的成果[12]。客戶群體對建筑企業(yè)經(jīng)營行為和生產(chǎn)實踐活動的參與行為可以為企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新帶來強勁動力，讓企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新成為企業(yè)內(nèi)部活動慣例。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H3a：市場導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)內(nèi)部更新產(chǎn)生顯著正向影響；

H3b：市場導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)內(nèi)部創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向影響。

1.4 企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新與建筑企業(yè)標準化能力

企業(yè)內(nèi)部的更新與創(chuàng)新是一個非常復(fù)雜的系統(tǒng)問題[12]。具體是因為在這一過程中，涉及到眾多的組織內(nèi)部與外部的參與者。具體包括各參與者對新知識的“搜尋”“選擇”“吸收” 和“接納” 的過程。在這一過程中不可避免地會令企業(yè)內(nèi)部的標準化循環(huán)過程產(chǎn)生波動，從而進一步對建筑企業(yè)標準化能力產(chǎn)生影響。

企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新需要打破組織各項活動參與者的固有認知和行為，使得新知識、新慣例可以與已經(jīng)變化的環(huán)境相適應(yīng)，顯著提高企業(yè)的生存能力，增強組織的效能與績效。由上文對建筑企業(yè)標準化能力的具體解析可以得知，企業(yè)內(nèi)部更新和創(chuàng)新是企業(yè)內(nèi)部標準化循環(huán)過程中較為重要的一環(huán)，企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新的增強可以為企業(yè)內(nèi)部標準化循環(huán)過程注入內(nèi)生動力，進一步促進建筑企業(yè)標準化能力的增強。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H4a：企業(yè)內(nèi)部更新對建筑企業(yè)標準化能力有顯著的正向影響；

H4b：企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新對建筑企業(yè)標準化能力有顯著的正向影響。

1.5 企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新的中介效應(yīng)

建筑企業(yè)面臨激烈的市場競爭和客戶群體動態(tài)的需求變化，會自發(fā)地進行資源重新調(diào)配和組織結(jié)構(gòu)調(diào)整。通過企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新，可以為企業(yè)開拓更大的市場空間提供可能。這說明，通過企業(yè)內(nèi)部更新和創(chuàng)新可以使建筑企業(yè)標準化能力保持動態(tài)性，將企業(yè)外部環(huán)境的新知識、新慣例固化為企業(yè)內(nèi)在標準化知識，提高企業(yè)生產(chǎn)實踐活動效率，并且可以提高企業(yè)在市場環(huán)境中的抗壓能力。

具備高市場導(dǎo)向敏感性的建筑企業(yè)，十分關(guān)注客戶群體的具體需求、偏好，注重對外部環(huán)境知識的挖掘與提煉，推動企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新的發(fā)展。而企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新實現(xiàn)了既有知識體系的修正與補充，推動企業(yè)進一步完善內(nèi)部標準化循環(huán)過程，為提升建筑企業(yè)標準化能力做出貢獻。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H5：企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新對市場導(dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力起中介關(guān)系。

綜合上述假設(shè)及附加論述，本文的研究模型示意圖如圖1 所示。

圖1 研究模型圖

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)收集和樣本描述

本文采取面談訪問結(jié)合問卷調(diào)查等形式對黑龍江和河北等地的15 家建筑企業(yè)進行實地調(diào)研。問卷分為組織管理層問卷和核心員工問卷。一般而言，企業(yè)組織內(nèi)部的各項決策都是由企業(yè)高層進行規(guī)劃制定的，企業(yè)內(nèi)部高層管理者對于市場導(dǎo)向和政策導(dǎo)向有整體性認識。故本次調(diào)研的目標對象只涉及上述組織成員。對所調(diào)研企業(yè)搜集的數(shù)據(jù)統(tǒng)計如表1 所示。

表1 搜集數(shù)據(jù)統(tǒng)計表

2.2 變量測量

本文對上述所有變量分別設(shè)計了測量量表，其中各測量項目均采用李克特五級量表的規(guī)范進行分值，由被調(diào)研對象主觀評價各測量項目與實際的相符程度，選定從“1-非常不符合到5-非常符合”5 個選項。

市場導(dǎo)向和企業(yè)內(nèi)部知識更新、創(chuàng)新的測量采用已有文獻中的成熟量表。市場導(dǎo)向的測量采用Lukas等[13]開發(fā)的成熟量表，分別為客戶群體導(dǎo)向、競爭者導(dǎo)向和企業(yè)內(nèi)部各部門跨職能協(xié)同等3 個維度進行測量，共計15 個測量條目，量表Cronbach′sα為0.875。企業(yè)內(nèi)部知識更新、創(chuàng)新的測量采用高洋等[12]開發(fā)的成熟量表進行測度。具體分為組織內(nèi)部更新和組織內(nèi)部創(chuàng)新兩個維度，共計8 個測量條目，量表Cronbach′sα為0.902。

政策導(dǎo)向的測度借鑒Kohli 等[14]提出的“信息行為觀”。本文對建筑企業(yè)標準化組織所受到的政策導(dǎo)向影響分為3 個過程，分別為信息生成、信息傳播及行為的調(diào)整。這3 個連續(xù)的過程將企業(yè)的標準化能力在政策導(dǎo)向的影響下不斷調(diào)節(jié)變化的過程體現(xiàn)出來。具體如圖2 所示。

圖2 政策導(dǎo)向型企業(yè)行為過程

具體在量表構(gòu)建的過程中，首先進行廣泛的文獻檢索，在形成初選測項之后邀請專家學者對上述測項的測量作用做出評價，并按照其評級與建議對測項進行修改與刪減。經(jīng)過修改調(diào)整，最終形成了具有3 個維度，8 個具體測項的量表。量表Cronbach′sα為0.863。

建筑企業(yè)標準化能力的測量基于組織內(nèi)部標準化過程的基本框架，該量表用以衡量在動態(tài)標準化過程中，組織輸入輸出的產(chǎn)出效率。在量表的構(gòu)建過程中，參考李春田[1]提出的標準化過程全壽命周期的三角形循環(huán)概念，從宏觀到具體分為標準化基本過程、標準化發(fā)展狀況、標準體系及個體標準等4個測量維度，共計11 個測量條目，量表Cronbach′sα為0.941。

另外考慮到建筑企業(yè)成立年限、規(guī)模、性質(zhì)及建筑行業(yè)的競爭程度都可能會在一定程度上影響企業(yè)的標準化能力，所以將它們都作為控制變量，以便于對自變量和因變量之間關(guān)系的研究。企業(yè)年限、企業(yè)規(guī)模及企業(yè)性質(zhì)都分為3 個區(qū)間，如表1所示，均采用3 個0-1 虛擬變量進行控制。建筑行業(yè)市場環(huán)境的動態(tài)性和競爭性采用Justin 等[11]開發(fā)的量表。

3 結(jié)果分析

3.1 數(shù)據(jù)模型有效性檢驗

（1）采用SPSS 20.0 統(tǒng)計軟件對上述量表進行信度分析，最終結(jié)果顯示所有潛變量其Cronbach′sα系數(shù)均大于0.8，這充分表明這些量表的內(nèi)部一致性較高。

（2）聚合效度檢驗。分別對各變量進行驗證性因子分析，分析結(jié)果表明，各變量的二階多因子模型的關(guān)鍵性擬合指標均達到了較高水平。再根據(jù)各因子載荷計算每個變量平均方差抽取量（Average Variance Extracted AVE），并將構(gòu)念與其測量項目間的共享方差與構(gòu)念間的共享方差進行比較[15]。最終得到市場導(dǎo)向、政策導(dǎo)向、企業(yè)內(nèi)部更新和創(chuàng)新及建筑企業(yè)標準化能力的AVE 分別為：0.694，0.752，0.735，0.761，均大于0.5，表明各量表聚合效度水平較高，可以進行實際測量使用。

（3）區(qū)分效度檢驗。由表2 所示各變量AVE平方根（對角線括號內(nèi)數(shù)值）均大于該變量與其他變量的系數(shù)，可以得出各潛變量初步具有一定的區(qū)分效度。將包括4 個潛變量在內(nèi)的測量模型作為基準模型，通過對上述潛變量進行組合，生成一系列備選測量模型，之后，再與基準模型進行比較。比較結(jié)果顯示：四因子模型的關(guān)鍵性擬合指數(shù)最優(yōu)（RMSEA=0.043，CFI=0.796，TLI=0.823，IFI=0.876）。這表明可以對上述4 個潛變量進行良好區(qū)分。具體結(jié)果如表3 所示。

表2 變量信度與效度檢驗

表3 研究變量的均值、標準差、相關(guān)系數(shù)

3.2 假設(shè)檢驗結(jié)果

本文利用SPSS 20.0 軟件進行層次回歸分析以驗證上文中提出的各假設(shè)。在驗證過程中對所有進行平方項擴展的變量均采取零均值化處理的方式，用來規(guī)避可能會發(fā)生的多重共線性問題所造成的不利影響。本文進行的層次回歸分析具體每一步對應(yīng)的回歸模型如表4 所示。

表4 假設(shè)檢驗的層次回歸分析

模型1、2、3 用來驗證假設(shè)1 是否成立。在模型1 中將上文所述的所有控制變量對建筑企業(yè)標準化能力進行回歸，模型2 加入市場導(dǎo)向，模型3 又在模型2 的基礎(chǔ)上加入了市場導(dǎo)向的平方項，用來對假設(shè)1 進行驗證。由模型3 的回歸結(jié)果可以看出，市場導(dǎo)向回歸系數(shù)為正（β=0.196，p＜0.001），市場導(dǎo)向平方的回歸系數(shù)為負（β=-0.048，p＜0.001），二者均顯著。這充分表明了市場導(dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力之間呈倒U 型的非線性關(guān)系，假設(shè)1 得到支持。市場導(dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力的非線性關(guān)系如圖3 所示。

圖3 市場導(dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力倒U 型關(guān)系

模型6、7 驗證政策導(dǎo)向?qū)κ袌鰧?dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型7 在模型6 的基礎(chǔ)上加入政策導(dǎo)向和政策導(dǎo)向與市場導(dǎo)向平方的交互項，結(jié)果顯示政策導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力產(chǎn)生顯著的正向影響（β=0.566，p＜0.001），并且政策導(dǎo)向與市場導(dǎo)向平方的交互效應(yīng)顯著（β=0.456，p＜0.05；?R2=0.103，p＜0.001），這說明政策導(dǎo)向?qū)κ袌鰧?dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力之間的非線性關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2 得到驗證。圖4對這種關(guān)系進行了可視化表達。

進一步對圖4 進行簡單斜率檢驗，結(jié)果表明：當政策導(dǎo)向處于低水平，市場導(dǎo)向在加強過程中對建筑企業(yè)標準化能力的正向影響逐漸減弱，直至變?yōu)樨撓蛴绊?。當市場?dǎo)向從-2 標準差增加到均值時，市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力的斜率從0.536（p＜0.05）減小到0.316（p＜0.001）；當市場導(dǎo)向增加至+1 標準差時，該斜率變?yōu)樨撓虿伙@著。由此可見，政策導(dǎo)向處于低水平，市場導(dǎo)向在增強的過程中對建筑企業(yè)標準化能力影響逐漸減弱，政策導(dǎo)向處于較高水平恰與此相反。

圖4 政策導(dǎo)向?qū)κ袌鰧?dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

模型4、5 驗證企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新與建筑企業(yè)標準化能力之間的關(guān)系。模型5 在模型4 的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新，結(jié)果顯示企業(yè)內(nèi)部更新和企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新的回歸系數(shù)均顯著（β=0.431，p＜0.001；β=0.387，p＜0.001），假設(shè)4a 和假設(shè)4b得到支持。

模型8、9、10、11 檢驗市場導(dǎo)向和企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新之間的關(guān)系。模型9 在模型8 的基礎(chǔ)上加入了市場導(dǎo)向，結(jié)果顯示市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)內(nèi)部更新有顯著的正向積極影響（β=0.184，p＜0.001），假設(shè)3a 得到驗證。模型11 在模型10 的基礎(chǔ)上加入了市場導(dǎo)向，檢驗結(jié)果顯示市場導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)內(nèi)部創(chuàng)新有顯著的正向積極影響（β=0.262，p＜0.001），假設(shè)3b 得到驗證。上述結(jié)果表明，市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新均產(chǎn)生顯著的正向積極影響。

通過上述模型顯示，假設(shè)5 可以得到驗證。具體是模型2 為自變量市場導(dǎo)向?qū)σ蜃兞拷ㄖ髽I(yè)標準化能力有正向積極影響提供依據(jù)；模型5 為中介變量和因變量建筑企業(yè)標準化能力有正向積極影響提供依據(jù)；模型9 和模型11 亦對自變量市場導(dǎo)向和中介變量企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新有正向積極關(guān)系提供了定量化依據(jù)。由此，假設(shè)5 得到支持。

4 結(jié)語

本文對市場導(dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力之間的關(guān)系進行了假設(shè)探究，檢驗了企業(yè)內(nèi)部更新、創(chuàng)新對上述二者的中介效應(yīng)及政策導(dǎo)向?qū)ι鲜龆咧g的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果表明：市場導(dǎo)向與建筑企業(yè)標準化能力存在顯著的倒U 型影響；建筑企業(yè)內(nèi)部知識的更新、創(chuàng)新在市場導(dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力之間起著中介作用。政策導(dǎo)向顯著影響市場導(dǎo)向和建筑企業(yè)標準化能力之間的關(guān)系，具體表現(xiàn)為當政策導(dǎo)向處于較低水平時，市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力的正向影響逐步減弱，負向弱化影響提升。而當政策導(dǎo)向增高到一定程度時，市場導(dǎo)向?qū)ㄖ髽I(yè)標準化能力的作用影響逐漸向正向增強方向轉(zhuǎn)變。上述結(jié)論可對建筑企業(yè)標準化能力的提升與進步提供一定的幫助。