異質(zhì)性績效反饋對合作創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量的影響研究

陳永恒 蘇濤永 毛宇飛

(同濟大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院)

1 研究背景

數(shù)字化技術(shù)在全球范圍內(nèi)的應(yīng)用加速了創(chuàng)新技術(shù)變革的進程,越來越多的企業(yè)打破組織邊界,通過在全產(chǎn)業(yè)生態(tài)范圍內(nèi)尋求合作創(chuàng)新來分擔(dān)創(chuàng)新成本、降低創(chuàng)新失敗風(fēng)險,以發(fā)揮“1+1>2”的協(xié)同優(yōu)勢[1]。數(shù)量和質(zhì)量是衡量合作創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個重要維度,直接影響著企業(yè)核心競爭力和市場價值[2]。我國企業(yè)的科技創(chuàng)新普遍存在“高數(shù)量、低質(zhì)量”的問題,只有兼顧創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量才能實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展,助力我國從“創(chuàng)新大國”向“創(chuàng)新強國”的轉(zhuǎn)變[3]。

企業(yè)行為理論從管理者有限理性視角分析了績效反饋對合作創(chuàng)新的影響,如合作創(chuàng)新關(guān)系的開始和終止[4]、對企業(yè)合作者或?qū)W研合作者的搜尋等[5]?？冃Х答佌J為,當(dāng)實際績效不及預(yù)期形成期望落差,反之則形成期望順差,企業(yè)在兩種狀態(tài)下會分別進行問題搜尋和冗余搜尋[6]。合作創(chuàng)新作為一種典型的非本地搜尋行為,有助于企業(yè)在落差狀態(tài)下獲取外部創(chuàng)新資源,打破創(chuàng)新瓶頸,提高技術(shù)競爭力,走出落差困境[7];同時,為期望順差狀態(tài)下的企業(yè)提供進入新領(lǐng)域的試錯機會,加快優(yōu)勢技術(shù)的轉(zhuǎn)移與落地,實現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展[8]。目前,尚無研究探討績效反饋對合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的差異影響。

基于組織學(xué)習(xí)理論,合作創(chuàng)新數(shù)量與合作創(chuàng)新質(zhì)量體現(xiàn)了企業(yè)對不同創(chuàng)新知識的搜尋[9],二者在知識搜尋范圍和合作創(chuàng)新回報上存在顯著差異,對解決不同狀態(tài)的績效反饋作用不同,有必要區(qū)別考慮。正如MAKAREVICH[10]的研究指出,績效反饋會影響企業(yè)在合作聯(lián)盟中的競合關(guān)系,使得企業(yè)在期望落差時更注重合作,在期望順差時更注重競爭。因此,不同狀態(tài)的績效反饋會影響企業(yè)合作創(chuàng)新的意愿及資源分配,進而影響合作創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量。在企業(yè)資源有限的前提下,創(chuàng)新數(shù)量與創(chuàng)新質(zhì)量是一個選擇問題[11],兩個維度沒有優(yōu)劣之分,企業(yè)應(yīng)維持二者之間的平衡,以實現(xiàn)創(chuàng)新資源的效用最大化。

本研究擬整合企業(yè)行為理論與組織學(xué)習(xí)理論,分析異質(zhì)性績效反饋如何影響合作創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量?？冃Х答伆ㄆ谕槻詈推谕洳顑煞N狀態(tài),又根據(jù)參照點選取標準的不同分為歷史績效反饋和行業(yè)績效反饋兩種情境,兩兩匹配總共4種異質(zhì)性績效反饋[12]。此外,本研究從合作雙方的視角,將管理者過度自信和合作者地理區(qū)位特征納入研究框架。過度自信的管理者對績效反饋的感知存在偏差,會高估自身掌控能力以及決策的潛在收益[13],影響合作創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定與實施,本研究檢驗管理者這一特征是否存在調(diào)節(jié)作用。企業(yè)與本地合作者和非本地合作者在信息傳遞、信任水平、創(chuàng)新知識異質(zhì)性方面有顯著差異,導(dǎo)致企業(yè)尋求合作創(chuàng)新伙伴時存在地理區(qū)位偏好[7],本研究將在進一步檢驗中予以分析。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 績效反饋:基于歷史與行業(yè)不同參照點的比較

企業(yè)行為理論的早期研究認為,歷史與行業(yè)績效反饋對企業(yè)決策行為產(chǎn)生同質(zhì)影響,近期的一些研究發(fā)現(xiàn)二者存在差異影響[14]。兩類績效反饋都是基于某一參照點設(shè)定期望水平,并與當(dāng)期實際績效進行比較,因此存在一定的相似性,但也存在以下區(qū)別:①基于“向后看”的研究范式[15],績效反饋反映了企業(yè)當(dāng)前戰(zhàn)略的可行性和正確性,但行業(yè)績效反饋比歷史績效反饋更具模糊性[14]。歷史績效反饋是基于企業(yè)自身資源和能力來設(shè)定期望,反映了企業(yè)的內(nèi)部能力與發(fā)展軌跡,管理者可以更準確地理解績效反饋的差距來源,做出相應(yīng)的戰(zhàn)略調(diào)整與改變[16]。行業(yè)績效反饋基于同行業(yè)績來設(shè)定期望水平,反映了企業(yè)所在行業(yè)地位的相對變化,企業(yè)可以有針對性地調(diào)整戰(zhàn)略來實現(xiàn)行業(yè)趕超或持續(xù)領(lǐng)先[15],但對其他企業(yè)的業(yè)績期望不如對自身業(yè)績期望那樣準確,因此更具模糊性。②基于“向前看”的研究范式[16],績效反饋包含了企業(yè)未來發(fā)展前景的信息,但行業(yè)績效反饋比歷史績效反饋更具持續(xù)性[17]。由于歷史業(yè)績期望是基于企業(yè)內(nèi)部情況設(shè)定的,企業(yè)在接收歷史績效反饋后,可以更靈活地調(diào)整下期業(yè)績期望[18]。企業(yè)在接收歷史期望順差反饋后會提高對下期業(yè)績的預(yù)期,降低了下期績效持續(xù)順差的可能性;企業(yè)接收歷史期望落差反饋后會降低對下期業(yè)績的預(yù)期,提高了下期績效達到預(yù)期的可能性。而企業(yè)接收行業(yè)績效反饋后難以歸因到確定性的影響因素,并且由于技術(shù)壁壘、關(guān)鍵資源等因素限制,企業(yè)不會輕易調(diào)整行業(yè)期望水平[17]。

2.2 合作創(chuàng)新:基于數(shù)量和質(zhì)量不同維度的比較

基于組織學(xué)習(xí)理論,合作創(chuàng)新是企業(yè)學(xué)習(xí)組織外部的異質(zhì)性知識,推動構(gòu)建知識交互以及商業(yè)化的組織網(wǎng)絡(luò),系統(tǒng)性地對跨越組織邊界的知識流動進行管理和創(chuàng)造新價值的過程[19]。合作創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量體現(xiàn)了企業(yè)的合作產(chǎn)出水平,有助于提升企業(yè)核心競爭優(yōu)勢。前者是企業(yè)對現(xiàn)有創(chuàng)新知識廣度范圍的拓展,代表了合作創(chuàng)新的總體規(guī)模,是合作創(chuàng)新質(zhì)量的前提和基礎(chǔ);后者是在企業(yè)現(xiàn)有創(chuàng)新知識基礎(chǔ)之上的深度拓展,有助于提高企業(yè)的核心競爭力,帶來更高的價值回報和超額利潤[20]。因此相比于合作創(chuàng)新數(shù)量,合作創(chuàng)新質(zhì)量的搜尋范圍更集中,可以在更短時間內(nèi)為企業(yè)創(chuàng)造更高的價值回報。但合作創(chuàng)新數(shù)量作為質(zhì)量的前提,沒有一定的創(chuàng)新數(shù)量難以保證創(chuàng)新質(zhì)量的提升,企業(yè)應(yīng)基于不同的合作需求合理分配創(chuàng)新資源。綜上,異質(zhì)性績效反饋體現(xiàn)了企業(yè)在問題搜尋導(dǎo)向及問題解決緊迫性上存在的差異[6],合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量在知識搜尋范圍與合作創(chuàng)新回報上也有明顯的區(qū)別,本研究將通過匹配二者的差異性特征提出假設(shè)。

2.3 歷史績效反饋與合作創(chuàng)新

相比于行業(yè)期望順差,企業(yè)對歷史期望順差的優(yōu)勢來源更清晰[14],一定程度上反映了當(dāng)前合作創(chuàng)新戰(zhàn)略的可行性與正確性,企業(yè)會進一步強化當(dāng)前的合作關(guān)系,在已有基礎(chǔ)上投入更多的創(chuàng)新資源進行深度合作,體現(xiàn)為合作創(chuàng)新質(zhì)量的提升。企業(yè)歷史期望順差持續(xù)性較差,意味著未來績效可能產(chǎn)生期望落差,企業(yè)有動機獲取更廣泛的知識來拓寬當(dāng)前的知識邊界,通過增加合作創(chuàng)新數(shù)量來提升企業(yè)的技術(shù)基礎(chǔ)和吸收能力[21],維護期望順差的可持續(xù)。并且期望順差所帶來的超預(yù)期收益為合作創(chuàng)新的失敗提供了試錯空間,為企業(yè)帶來進入新技術(shù)領(lǐng)域的機會,故企業(yè)在歷史期望順差時,既有動機又有能力來增加合作創(chuàng)新數(shù)量,以提高合作創(chuàng)新質(zhì)量。

相比于行業(yè)期望落差,企業(yè)對歷史期望落差的問題來源更清晰[14],會在問題存在處有針對性地進行局部搜尋。在此狀態(tài)下企業(yè)具有較強的時間緊迫性,為了盡快挽回歷史期望落差帶來的潛在損失,企業(yè)會集中創(chuàng)新資源進行深度搜尋,通過提高創(chuàng)新質(zhì)量來提升企業(yè)核心競爭力,盡快轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟價值[20]。但企業(yè)合作創(chuàng)新資源有限,增加一方的合作創(chuàng)新資源投入會導(dǎo)致另一方合作創(chuàng)新資源的減少。而且期望落差狀態(tài)又加劇了創(chuàng)新資源的約束性[17],使得企業(yè)暫時減少對創(chuàng)新知識的廣度搜尋,導(dǎo)致合作創(chuàng)新數(shù)量減少。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)1a企業(yè)在歷史期望順差時,會增加合作創(chuàng)新數(shù)量,提高合作創(chuàng)新質(zhì)量。

假設(shè)1b企業(yè)在歷史期望落差時,會減少合作創(chuàng)新數(shù)量,提高合作創(chuàng)新質(zhì)量。

2.4 行業(yè)績效反饋與合作創(chuàng)新

相比于歷史期望順差,行業(yè)期望順差更具模糊性[14],即企業(yè)不確定順差優(yōu)勢是否來源于當(dāng)前的合作創(chuàng)新戰(zhàn)略。此時企業(yè)處于行業(yè)相對領(lǐng)先的地位,對外部異質(zhì)性知識的搜尋動機減弱,由于合作機會主義的存在,企業(yè)出于維持自身競爭優(yōu)勢的目的,合作與競爭的天平偏向“競爭”端[10],會減少與當(dāng)前合作者的創(chuàng)新資源投入,導(dǎo)致合作創(chuàng)新質(zhì)量的降低。并且行業(yè)期望順差更具有相對持續(xù)性,這給企業(yè)釋放了一個信號:卓越的績效不太可能在近期消失[22]。滿足于現(xiàn)狀降低了企業(yè)對異質(zhì)性知識的廣度搜尋,企業(yè)更傾向于追求確定性收益,導(dǎo)致合作創(chuàng)新數(shù)量的下降。

相比于歷史期望落差,行業(yè)期望落差更具模糊性[14],即企業(yè)不確定問題是否來源于當(dāng)前的合作創(chuàng)新戰(zhàn)略。此時企業(yè)處于行業(yè)相對落后的地位,具有趕超同行的動機,合作與競爭的天平偏向“合作”端[10],會增加與當(dāng)前合作者的創(chuàng)新資源投入,提高合作創(chuàng)新質(zhì)量。并且行業(yè)期望落差相對持久,意味著該狀態(tài)在短期內(nèi)不太可能改善,企業(yè)會通過拓展異質(zhì)性知識的廣度來了解行業(yè)發(fā)展的前沿技術(shù),為核心競爭力的提升奠定基礎(chǔ)。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)2a企業(yè)在行業(yè)期望順差時,會減少合作創(chuàng)新數(shù)量,降低合作創(chuàng)新質(zhì)量。

假設(shè)2b企業(yè)在行業(yè)期望落差時,會增加合作創(chuàng)新數(shù)量,提高合作創(chuàng)新質(zhì)量。

2.5 管理者過度自信的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)行為理論認為,有限理性的管理者接收并解釋績效差距,并影響企業(yè)戰(zhàn)略決策。管理者的個體認知差異使其在理解和詮釋績效差距時存在偏差[6],過度自信作為一種典型的管理者心理認知特征,影響管理者對異質(zhì)性績效反饋信息的解讀及合作創(chuàng)新決策的制定。

歷史績效反饋直接影響企業(yè)的經(jīng)濟績效,管理者的晉升、績效獎勵往往與當(dāng)期經(jīng)濟績效掛鉤。在該情境下,管理者更注重個人在組織內(nèi)的利益訴求,過度自信的管理者維護自身利益的動機更強[13]。具體而言,在歷史期望順差狀態(tài)下,管理者存在避免下期績效不達標而導(dǎo)致個人利益損失的動機;在歷史期望落差狀態(tài)下,管理者存在盡快挽回當(dāng)期利益損失的動機。過度自信的管理者會加強對創(chuàng)新知識深度的搜尋,通過提高合作創(chuàng)新質(zhì)量以求在近期內(nèi)快速得到經(jīng)濟回報[23]。拓展創(chuàng)新知識廣度的回報周期較長,需要更多創(chuàng)新資源的投入,反映在財務(wù)指標上是經(jīng)濟利益的銳減。此時,管理者會削減該維度的資源投入,從而導(dǎo)致合作創(chuàng)新數(shù)量的減少。而且過度自信的管理者往往具有更強的掌控力,在平衡創(chuàng)新資源投入上有更大的話語權(quán)。綜上,過度自信的管理者在歷史績效反饋情境下更注重合作創(chuàng)新質(zhì)量,而不是合作創(chuàng)新數(shù)量。

行業(yè)績效反饋直接影響企業(yè)在行業(yè)中的地位,一定程度上體現(xiàn)了管理者的能力高低。在該情境下,管理者更注重個人在行業(yè)內(nèi)的聲譽訴求,過度自信的管理者維持個人聲譽的動機更強[23]。具體而言,在行業(yè)期望順差狀態(tài)下,管理者存在實現(xiàn)下期績效順差來提升個人聲譽的動機;在行業(yè)期望落差狀態(tài)下,管理者存在避免個人聲譽被外界質(zhì)疑的動機。過度自信的管理者會加強對創(chuàng)新知識廣度的搜尋,通過提高合作創(chuàng)新數(shù)量,將有助于企業(yè)了解行業(yè)前沿信息及先進技術(shù),并且向外界傳達企業(yè)擴大合作的良好信號[24]。而過度自信的管理者深度拓展創(chuàng)新知識的動機較弱,導(dǎo)致合作創(chuàng)新質(zhì)量的下降。原因在于,管理者對行業(yè)績效反饋的歸因更具“模糊性”,使得過度自信的管理者更傾向于將順差歸因于自身能力,而將落差歸因于外部環(huán)境因素。鑒于此,過度自信的管理者在行業(yè)績效反饋情境下更注重合作創(chuàng)新數(shù)量,而不是合作創(chuàng)新質(zhì)量。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)3a在接收歷史績效反饋后,過度自信的管理者更注重合作創(chuàng)新質(zhì)量,而不是合作創(chuàng)新數(shù)量。

假設(shè)3b在接收行業(yè)績效反饋后,過度自信的管理者更注重合作創(chuàng)新數(shù)量,而不是合作創(chuàng)新質(zhì)量。

綜上,構(gòu)建本研究的理論模型(見圖1)。

圖1 異質(zhì)性績效反饋對合作創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量影響的理論模型

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究以中國2008～2020年醫(yī)藥制造行業(yè)(C27)上市公司為研究樣本[25],原因如下:①該行業(yè)高度嚴謹,注重專利申請以保護新穎的想法和產(chǎn)品;②該行業(yè)存在許多創(chuàng)新聯(lián)盟,以應(yīng)對生物醫(yī)藥產(chǎn)品成本高且不確定性高的問題;③相比于其他行業(yè),該行業(yè)的管理者有更多的自由裁量權(quán)決定創(chuàng)新資源的分配。

專利數(shù)據(jù)收集自中國國家知識產(chǎn)權(quán)局(1)國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)址http://pss-system.cnipa.gov.cn/。,樣本為270家中國醫(yī)藥制造行業(yè)上市公司。由于公司存在名稱變更,在WIND數(shù)據(jù)庫獲取所有公司的歷史曾用名,根據(jù)公司名稱進行Python檢索(2)檢索時間截至2021年5月5日。。檢索后對原始數(shù)據(jù)進行如下處理:①剔除公司當(dāng)年沒有專利申請數(shù)據(jù)的樣本。②存在檢索的公司名稱與申請(專利權(quán))人名稱不一致的情況,保留后者為前者的歷史曾用名或其母公司的數(shù)據(jù)。③篩選出申請(專利權(quán))人為2個及以上組織的數(shù)據(jù)(3)對于申請(專利權(quán))人中出現(xiàn)的個體合作者,不計入合作創(chuàng)新樣本中,因為不明確個人是否受雇于該公司。。④由于同一發(fā)明專利可能存在申請、授權(quán),以及在不同國家專利機構(gòu)申請等重復(fù)數(shù)據(jù),篩選后保留國內(nèi)有效申請專利數(shù)據(jù)。本研究保留專利申請數(shù)量而非專利授權(quán)數(shù)量,原因是專利授權(quán)需要測試以及支付年費,存在更多的不確定性,并且容易受到官僚因素的影響[26]。⑤剔除實用新型及外觀設(shè)計專利,保留發(fā)明型專利數(shù)據(jù)。其理由一是由于前兩類專利的創(chuàng)新性相比發(fā)明專利差距較大,對本研究主題之一合作創(chuàng)新質(zhì)量的衡量存在較大誤差影響;二是發(fā)明型專利在資源投入、研發(fā)周期上與另兩類專利存在明顯差異,為統(tǒng)一滯后期僅保留發(fā)明型專利。經(jīng)過以上處理,最終獲得165家上市公司(184個公司名稱)的3 662條發(fā)明型專利申請數(shù)據(jù)。

其他數(shù)據(jù)收集自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為保證數(shù)據(jù)可靠性,將主要變量數(shù)據(jù)與WIND數(shù)據(jù)庫進行比對,剔除ST、*ST、PT樣本,剔除缺失值樣本,經(jīng)過所有變量的匹配處理后,最終獲得366個非平衡面板觀測值。

3.2 變量定義及測量

本研究各變量的定義及測量如下。

(1)被解釋變量合作創(chuàng)新數(shù)量(CPN)以公司當(dāng)年發(fā)明型合作專利申請數(shù)量取自然對數(shù)來衡量;合作創(chuàng)新質(zhì)量(FC)以公司當(dāng)年發(fā)明型合作專利被引用的次數(shù)總和與公司當(dāng)年所有發(fā)明型合作專利的數(shù)量比值來衡量,被引用次數(shù)越多意味著專利更有價值,質(zhì)量也越高。為減弱專利引用時間滯后導(dǎo)致的時間截面問題,構(gòu)建FC1指標[FC/(2021-申請年份)],并在穩(wěn)健性檢驗中進行檢驗。

(2)解釋變量借鑒CHEN等[6]和MAKAREVICH[10]的研究,以式(1)衡量歷史業(yè)績期望HA,式(2)則衡量行業(yè)業(yè)績期望IA:

HAi,t=(1-α)Pi,t-1+αHAi,t-1;

(1)

IAi,t=(1-α)IPi,t-1+αIAi,t-1,

(2)

式中,企業(yè)實際業(yè)績P為總資產(chǎn)凈利潤率(ROA);IPi,t-1表示企業(yè)i所在的同行業(yè)中所有企業(yè)第t-1年實際績效的中位值;α是介于0～1之間的權(quán)重數(shù)值,本研究在實證部分匯報了α=0.4時的檢驗結(jié)果。企業(yè)i在t-1期的歷史績效反饋為Pi,t-HAi,t,若差距為正,則定義I1為1,否則為0。截尾的歷史期望順差(HG)的計算公式為I1(Pi,t-HAi,t),在保留歷史期望順差企業(yè)數(shù)據(jù)的同時,將歷史期望落差企業(yè)的數(shù)據(jù)截尾為0;同理,可得截尾的歷史期望落差(HL)的計算公式為(1-I1)(Pi,t-HAi,t)。依此方法,可計算出行業(yè)期望順差(IG)和行業(yè)期望落差(IL)。

(3)調(diào)節(jié)變量借鑒姜付秀等[27]的研究,以薪酬最高的前3名高管薪酬之和占所有高管薪酬之和的比例衡量管理者過度自信(OC)。

(4)控制變量本研究控制了公司層面和高管層面的影響因素[7]。不同規(guī)模的公司在建立合作關(guān)系時面臨的風(fēng)險不同,本研究控制公司規(guī)模(SI),以期末總資產(chǎn)取自然對數(shù)進行衡量;資產(chǎn)負債率(LEV)會影響企業(yè)合作創(chuàng)新的意愿,以流動資產(chǎn)與流動負債的比率來衡量;閑置資源(SL)會影響企業(yè)合作創(chuàng)新的能力;資本支出(CA)反映了企業(yè)對合作創(chuàng)新等長期發(fā)展戰(zhàn)略的重視程度,以企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金占總資產(chǎn)的比例來衡量;研發(fā)投入(RD)直接決定了企業(yè)在合作創(chuàng)新時對新知識的吸收能力,以企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入比例衡量,由于該字段存在過多的缺失值,為盡量補充數(shù)據(jù)及驗證數(shù)據(jù)準確性,將WIND數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)進行匹配,并通過Python爬蟲獲取企業(yè)年報中的數(shù)據(jù)進行核對和補充。第一大股東持股比例(FR)反映了企業(yè)內(nèi)部的權(quán)力集中度,影響合作創(chuàng)新決策的制定;獨董比例(BI)體現(xiàn)了公司內(nèi)部的監(jiān)督強度,影響合作創(chuàng)新決策的制定,以獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例來衡量;兩職合一(DC)體現(xiàn)了企業(yè)內(nèi)部的權(quán)利結(jié)構(gòu),影響合作創(chuàng)新決策,若CEO同時擔(dān)任董事長則為1,否則為0。此外,控制了公司個體(FI)效應(yīng)和時間(Y)效應(yīng)。

3.3 研究模型

合作創(chuàng)新數(shù)量與合作創(chuàng)新質(zhì)量的數(shù)據(jù)中存在大量0值,采用Tobit回歸進行檢驗。從績效反饋作用到發(fā)明型專利申請存在一定的時間滯后性,對解釋變量及控制變量滯后3年[25],同時減少內(nèi)生性的影響。研究模型如下:

CPNi,t/FCi,t=β0+β1HGi,t-3+β2HLi,t-3+β3IGi,t-3+

β4ILi,t-3+β5OCi,t-3+β6HGi,t-3×OCi,t-3+β7HLi,t-3×

OCi,t-3+β8IGi,t-3×OCi,t-3+β9ILi,t-3×OCi,t-3+

β10Controlsi,t-3+FI+Y+εi,t,

(3)

式中,β0表示常數(shù)項;β1～β10均表示系數(shù);Controls表示控制變量;ε表示殘差項。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析見表1。由表1可知,不同企業(yè)之間的合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量存在明顯差異。歷史期望順差和行業(yè)期望順差的均值差異較大,歷史期望落差與行業(yè)期望落差的均值無差異。相關(guān)性系數(shù)的結(jié)果與預(yù)期差異較大,筆者將在下文中對變量關(guān)系做進一步實證檢驗。此外,所有模型的方差膨脹因子檢驗(VIF)最大值遠小于10,說明不存在嚴重的多重共線性問題。

表1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析(N=366)

4.2 回歸分析與假設(shè)檢驗

4.2.1主效應(yīng)檢驗

異質(zhì)性績效反饋對合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量影響的回歸結(jié)果見表2。

表2中,模型1、模型3為績效反饋與合作創(chuàng)新數(shù)量(CPN)的實證檢驗,模型2、模型4為績效反饋與合作創(chuàng)新質(zhì)量(FC)的實證檢驗。結(jié)果顯示,HG與CPN/FC都是顯著正相關(guān)(β=4.215,p<0.1;β=0.921,p<0.01),假設(shè)1a得證。HL與CPN/FC分別是顯著正相關(guān)和顯著負相關(guān)(β=8.288,p<0.05;β=-0.771,p<0.01),假設(shè)1b得證(4)由于期望落差為截尾處理后的非正數(shù),故實際意義是隨著落差強度的增加,合作創(chuàng)新數(shù)量減少,合作創(chuàng)新質(zhì)量提高(同樣適用于下文的分析)。。IG與CPN/FC都是顯著負相關(guān)(β=-6.185,p<0.01;β=-0.713,p<0.1),假設(shè)2a得證。IL與CPN顯著負相關(guān)(β=-11.877,p<0.05),與FC不顯著(β=0.035,t=0.10),假設(shè)2b部分得證。

對模型4中行業(yè)期望落差與合作創(chuàng)新質(zhì)量不顯著的原因進行解釋:①由于行業(yè)落差問題來源的模糊性[14],管理者不確定問題是否源于當(dāng)前的合作創(chuàng)新戰(zhàn)略。雖然管理者有動機通過提高合作創(chuàng)新質(zhì)量來紓解落差困境,但相比于歷史期望落差的問題來源更清晰,管理者的動機則更弱。②在行業(yè)落差狀態(tài)下,企業(yè)既需要提高合作創(chuàng)新數(shù)量來了解行業(yè)前沿信息,以及拓展當(dāng)前的創(chuàng)新知識邊界,又需要提高合作創(chuàng)新質(zhì)量來實現(xiàn)行業(yè)趕超。但此時企業(yè)處于一種相對“困難”的狀態(tài),在企業(yè)資源有限的條件下,對行業(yè)前沿及異質(zhì)性創(chuàng)新知識的獲取動機更強,因此創(chuàng)新資源會優(yōu)先用于前者。③從合作方的角度考慮,與處在行業(yè)地位相對落后的企業(yè)合作,其收益較低,合作方的合作動機減弱,在創(chuàng)新資源投入總量或核心技術(shù)的合作上會有所保留,導(dǎo)致合作創(chuàng)新質(zhì)量難以提升。

4.2.2調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表2中模型5結(jié)果顯示,HG×OC系數(shù)顯著為負(β=-30.652,p<0.05),HL×OC系數(shù)顯著為正(β=25.027,p<0.1);IG×OC系數(shù)顯著為正(β=27.424,p<0.05),IL×OC系數(shù)不顯著(β=2.913,t=0.12)。模型6結(jié)果顯示,HG×OC系數(shù)顯著為正(β=5.063,p<0.01),HL×OC系數(shù)顯著為負(β=-4.056,p<0.05);IG×OC系數(shù)顯著為負(β=-6.181,p<0.01),IL×OC系數(shù)顯著為正(β=4.580,p<0.05)。上述結(jié)果表明假設(shè)3a得到檢驗,假設(shè)3b得到部分檢驗。

對模型5中行業(yè)期望落差與管理者過度自信交乘項系數(shù)不顯著的原因進行解釋:①由于行業(yè)期望落差的相對模糊性,過度自信的管理者更有可能將落差歸因于外部不可控因素,而不是企業(yè)自身創(chuàng)新能力不足,忽視了對外部異質(zhì)性知識的廣度搜尋;②即便是由于創(chuàng)新能力不足導(dǎo)致企業(yè)在行業(yè)中的相對落后,過度自信的管理者也可能對企業(yè)的自主創(chuàng)新能力更加自信[13],更傾向于通過自主創(chuàng)新來提升行業(yè)地位,而不是尋求與其他組織的合作。為更直觀地展示調(diào)節(jié)作用,將主要變量均值±1個標準差,繪制作用效果圖(見圖2～圖9)。其中,圖2～圖5為績效反饋與合作創(chuàng)新數(shù)量;圖6～圖9為績效反饋與合作創(chuàng)新質(zhì)量。

圖2 歷史期望順差與合作創(chuàng)新數(shù)量

圖3 歷史期望落差與合作創(chuàng)新數(shù)量

圖4 行業(yè)期望順差與合作創(chuàng)新數(shù)量

圖5 行業(yè)期望落差與合作創(chuàng)新數(shù)量

圖7 歷史期望落差與合作創(chuàng)新質(zhì)量

圖8 行業(yè)期望順差與合作創(chuàng)新質(zhì)量

圖9 行業(yè)期望落差與合作創(chuàng)新質(zhì)量

4.3 穩(wěn)健性檢驗

本研究做如下3種穩(wěn)健性檢驗:①替換被解釋變量合作創(chuàng)新質(zhì)量的衡量方式,用FC1指標進行上述檢驗。②替換解釋變量績效反饋衡量公式中的權(quán)重數(shù)值。主效應(yīng)回歸中權(quán)重α取值為0.4,實際上該權(quán)重是介于0～1的任意數(shù)值,本研究以0.1為公差,分別取值0.1～0.9之間的等差數(shù)值進行替代檢驗。③對所有連續(xù)變量進行上下1%Winsorize處理。上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果總體上支持研究結(jié)論(5)囿于篇幅,回歸結(jié)果未列出,留存?zhèn)渌??！?/p>

4.4 進一步檢驗

在創(chuàng)新管理和經(jīng)濟地理的相關(guān)研究中,合作創(chuàng)新伙伴的區(qū)域?qū)傩砸恢眰涫荜P(guān)注。一個值得進一步探討的問題是:企業(yè)在搜尋創(chuàng)新知識數(shù)量和質(zhì)量的時候,更傾向于選擇本地合作者還是非本地合作者。本研究以申請(專利權(quán))人信息中出現(xiàn)的第一個合作者的注冊地與焦點企業(yè)是否在同一省份為標準,在同一省份的視為本地合作(LO),并將本地合作的專利申請數(shù)量比上當(dāng)年所有的合作申請專利數(shù)量進行衡量。合作者地理特征的進一步檢驗結(jié)果見表3。

表3 合作者地理特征的進一步檢驗(N=115)

表3模型1中HG×LO的系數(shù)顯著為負(β=-26.262,p<0.01),HL×LO的系數(shù)顯著為正(β=34.258,p<0.01);IG×LO的系數(shù)顯著為負(β=-11.674,p<0.05),IL×LO的系數(shù)不顯著(β=7.542,t=0.52)。這些結(jié)果表明,企業(yè)在歷史順差時,更傾向于建立非本地合作來增加創(chuàng)新數(shù)量,在歷史落差及行業(yè)順差時,更傾向于減少本地合作創(chuàng)新數(shù)量,可見企業(yè)在追求合作創(chuàng)新數(shù)量的時候更傾向于建立非本地合作關(guān)系。對模型1中行業(yè)期望落差與本地合作交乘項系數(shù)不顯著的原因進行解釋:行業(yè)期望落差時,盡管企業(yè)有與非本地企業(yè)建立合作提升合作創(chuàng)新數(shù)量的動機,但一方面企業(yè)處于落差困境受限于自身的資源,另一方面非本地合作方不愿意與處于行業(yè)落差的企業(yè)建立合作,導(dǎo)致企業(yè)在尋求提高合作創(chuàng)新數(shù)量時,沒有表現(xiàn)出明顯的本地與非本地企業(yè)差異。

表3模型2中HG×LO的系數(shù)顯著為正(β=1.734,p<0.01),HL×LO的系數(shù)顯著為負(β=-3.456,p<0.01),IG×LO的系數(shù)(β=-0.168,t=-0.43)不顯著,IL×LO的系數(shù)顯著為正(β=2.090,p<0.05)。這些結(jié)果表明,企業(yè)在歷史績效反饋(包括順差和落差)下提高合作創(chuàng)新質(zhì)量時,更傾向于建立本地合作。對模型2中行業(yè)期望順差與本地合作交乘項的系數(shù)不顯著的原因進行解釋:在行業(yè)期望順差時,企業(yè)要降低合作創(chuàng)新質(zhì)量以避免核心技術(shù)泄露。一方面,企業(yè)有動機降低與信息不對稱較高、信任程度較低的非本地合作;另一方面,企業(yè)與本地企業(yè)建立的合作程度更深,更容易威脅到企業(yè)的核心競爭力,則有動機降低與本地企業(yè)的合作,導(dǎo)致企業(yè)在此反饋狀態(tài)下降低合作創(chuàng)新質(zhì)量時,沒有表現(xiàn)出明顯的本地與非本地差異。此外,盡管IL×LO的系數(shù)顯著為正,但表2模型5中行業(yè)期望落差與合作創(chuàng)新數(shù)量的主效應(yīng)不存在顯著關(guān)系,故調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在。此外,表3中模型3以FC1替代被解釋變量FC,檢驗結(jié)果與模型2中一致,穩(wěn)健性檢驗得到支持。

5 結(jié)語

基于企業(yè)行為理論與組織學(xué)習(xí)理論,本研究以2008～2020年中國醫(yī)藥制造行業(yè)上市公司為樣本,對企業(yè)接收不同狀態(tài)及情境的績效反饋后的合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量進行檢驗后發(fā)現(xiàn):①歷史期望順差強度越大,合作創(chuàng)新數(shù)量越多、質(zhì)量越高;行業(yè)期望順差強度越大,合作創(chuàng)新數(shù)量越少、質(zhì)量越低,與歷史期望順差的影響剛好相反。②歷史期望落差強度越大,合作創(chuàng)新數(shù)量越少、質(zhì)量越高;行業(yè)期望落差強度越大,合作創(chuàng)新數(shù)量越多,但對合作創(chuàng)新質(zhì)量沒有顯著影響。③在歷史績效反饋(包括順差和落差)情境下,過度自信的管理者更注重合作創(chuàng)新質(zhì)量,而不是合作創(chuàng)新數(shù)量;在行業(yè)期望順差情境下,過度自信的管理者更注重合作創(chuàng)新數(shù)量,而不是合作創(chuàng)新質(zhì)量。④企業(yè)在追求合作創(chuàng)新數(shù)量時更傾向于建立非本地合作關(guān)系,而在追求合作創(chuàng)新質(zhì)量時更傾向于建立本地合作關(guān)系。

本研究對企業(yè)行為理論和組織學(xué)習(xí)理論有所貢獻:①拓展了企業(yè)行為理論對合作創(chuàng)新戰(zhàn)略的影響邊界。本研究從合作創(chuàng)新異質(zhì)性視角區(qū)分為數(shù)量及質(zhì)量兩個維度,發(fā)現(xiàn)績效反饋對二者存在顯著差異性影響,為已有研究績效反饋與合作創(chuàng)新的結(jié)論不一致的原因提供啟發(fā)[4]。②加深了對企業(yè)行為理論影響決策行為的作用機制的理解。一方面,企業(yè)管理決策的制定不僅受過去經(jīng)驗的影響,還受未來預(yù)期的影響,本研究整合了歷史和行業(yè)兩類期望參照點在模糊性與持續(xù)性上的性質(zhì)差異,分析了異質(zhì)性績效反饋對合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的差異性影響,結(jié)論在支持兩種特征差異的同時,也為后續(xù)的研究提供啟發(fā);另一方面,本研究將管理者利益訴求導(dǎo)向和聲譽訴求導(dǎo)向分別與歷史績效反饋和行業(yè)績效反饋情境結(jié)合,發(fā)現(xiàn)了管理者過度自信在績效反饋與合作創(chuàng)新中的調(diào)節(jié)作用,響應(yīng)了SCHUMACHER等[28]的研究號召,即應(yīng)當(dāng)注意管理者特征在企業(yè)行為研究中的權(quán)變作用。③豐富了組織學(xué)習(xí)理論及合作創(chuàng)新戰(zhàn)略的前因要素研究。企業(yè)在向外部學(xué)習(xí)創(chuàng)新知識時,存在廣度和深度的不同搜尋導(dǎo)向,本研究從企業(yè)行為視角,探討了影響組織搜尋異質(zhì)性創(chuàng)新知識的動因,加深了對影響合作創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量的行為基礎(chǔ)的理解。

本研究的實踐啟示包含3個方面:①企業(yè)通過有導(dǎo)向性的學(xué)習(xí)外部創(chuàng)新知識有助于落差企業(yè)走出困境,順差企業(yè)則可實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展,對企業(yè)在不同績效反饋情境下的合作創(chuàng)新資源分配具有啟示意義。②企業(yè)在接收績效反饋后,應(yīng)注意管理者特質(zhì)對績效反饋認知偏差的影響,管理者過度自信是一項獨特的企業(yè)資源,可能對企業(yè)績效產(chǎn)生一定的積極作用,對企業(yè)管理者的招聘將有所啟示。③創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量是同一問題的兩個方面,企業(yè)應(yīng)當(dāng)兼顧創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量,全面衡量創(chuàng)新產(chǎn)出可以更有效地提升經(jīng)營績效和市場價值。企業(yè)可以基于不同的合作創(chuàng)新目的導(dǎo)向,與本地企業(yè)合作來提高創(chuàng)新質(zhì)量,與非本地企業(yè)合作增加合作創(chuàng)新數(shù)量。

本研究存在一定的局限性,這些局限也是未來的研究方向:①僅選擇醫(yī)藥制造行業(yè)作為樣本,研究結(jié)論對其他行業(yè)可能不具有普適性。因為不同行業(yè)的企業(yè)對不同績效反饋參照點的側(cè)重、專利產(chǎn)權(quán)的保護意識、合作創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的偏好等存在明顯的行業(yè)差異,未來的研究可以擴展到其他行業(yè)。②企業(yè)在不同成長周期對創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的關(guān)注不同,企業(yè)在初創(chuàng)期可能沒有過多資源用于研發(fā)創(chuàng)新,在成長期可能側(cè)重于創(chuàng)新質(zhì)量,而成熟期的企業(yè)具有較強的研發(fā)能力,可能會兼顧創(chuàng)新質(zhì)量與數(shù)量的平衡,后續(xù)研究可以細化到企業(yè)的不同成長周期階段。