产业环境影响企业技术创新的机制和路径

蔡国良，胡赛全

（清华大学 经济管理学院，北京 100084）

1 研究背景

技术创新是企业在激烈的市场竞争中增强活力、保持竞争优势的重要途径，也是国家调整产业结构、转变经济增长方式和提高国际竞争力的内在支撑和动力。影响企业技术创新的因素来自社会、经济、政治和体制等诸多方面，其中产业环境因素是最为关键的。此方面的研究较多[1－5]，其共同点是集中分析企业外部的某个影响因素。例如，Marquis将影响企业技术创新成功的核心要素归结为加强技术部门与市场部门的联系、将潜在的市场需要与技术思想相结合[6]。然而，企业的技术创新不是由某个因素决定的，而是多种因素构成的系统共同作用的结果。产业环境是这个系统的输入因素，技术创新是这个系统的输出因素，而这个系统还是一个黑箱。本文采用实证方法研究企业所处的产业环境影响其技术创新的作用机制，具体包括：哪些因素影响这两个变量；这些因素的作用有多大；作用路径有哪几种。

大量的企业实践经验表明，处于同一产业，面对相同的市场条件，拥有相似的技术、知识和能力的企业，在技术创新行为上的表现也大不相同。这说明具备潜在的技术创新能力的企业不一定能有效发挥这种能力。在很多情况下，企业的技术创新行为之所以不能产生实际效果，并非是因为企业缺乏核心技术或市场机会，而是因为企业现有的组织结构和组织文化限制了企业技术创新能力的发挥和对市场机会的把握。鉴于此，本文还研究企业的组织文化和组织结构在产业环境与企业技术创新之间所起的作用及其作用路径。

2 文献综述与假设推理

2.1 产业环境与企业技术创新

产业环境是存在于组织边界之外、可能对组织总体或局部产生影响的所有因素[7]。产业环境进一步可分为硬环境和软环境，硬环境包括资源和基础设施环境，软环境包括市场环境、技术环境和企业网络环境等[8]。笔者认为：企业所处的产业环境由企业所采取的行为与外部技术和市场要素相互作用而形成；技术环境是企业技术创新产生的基础，市场环境是企业技术创新活动的出发点和落脚点。鉴于此，本文将产业环境分为技术环境和市场环境。

技术创新是一个多维的、动态的和复杂的非线性系统，其行为受制于企业内外部的多种环境因素[9]。与其他因素相比，产业环境对企业的组织结构、内部过程和管理决策具有更大的影响[10]，而技术环境和市场环境对企业制定技术创新战略有重要影响，且良好的产业环境会促进企业的技术创新。据此，本文提出如下假设。

产业环境正向影响企业技术创新（H1）。

2.2 产业环境与组织文化

组织文化是一些基本假设构成的特定模式，这些假设是特定团体在处理外部环境适应性问题和内部聚合性问题的过程中发现、创造并形成的，能使新成员形成理解、思考和感受相关问题的正确方法[11]。组织文化包括主导特征、领导风格、员工管理、组织凝聚力、战略重点和成功准则6个方面[12]。本文将上述6个方面归纳为管理层和员工两大类，从高层重视和员工发展两个维度定义组织文化。强调高层重视的组织文化是指企业高层管理者能够把握市场和技术动态信息，并告诫员工要重视这些信息的变化并保持敏感性。注重员工发展的组织文化主要是指企业为达到激发员工积极性的目的而为员工发展提供培训和上升渠道。

现代企业所处的市场环境和技术环境瞬息万变，企业既要面对顾客偏好、产品需求的改变，又要面对竞争对手的产品推陈出新，还要应对产业技术的更新换代。因此，要形成企业的竞争力，企业高层管理者要对这些环境变化高度敏感，企业员工要有能力适应这种变化。这意味着企业要根据市场和技术的发展及时调整组织文化，使企业尽快适应环境变化、在变化中发展自己的竞争优势。据此，本文提出如下假设：

产业环境正向影响企业的组织文化（H2）。

2.3 产业环境与组织结构

组织结构是指一个组织内部的横向部门、纵向层级之间在执行活动时形成的各种相互关系，以及为了保证这些活动正常运营而形成的规章制度和机制。与此对应，组织结构这一概念可细分为部门化、集权化和正式化3个维度。部门化是指企业内部各部门员工的互动程度，不同部门员工相互沟通的机会越少，说明企业的部门化程度越高[13]。集权化反映了企业纵向层级上的权力分配程度，主要是指企业高层人员允许中低层管理人员或员工自行做决策的程度；企业的集权化越强，员工越缺少自行做决策的权力[14]。正式化是企业在执行计划时所需遵循的具体规则和程序，反映了企业正常运行所受约束的程度；一个非常强调正式化的经理会要求其员工提交关于各种活动的文件和正式报告[14]。产业环境的变化会影响企业决策的效率和效果，进一步影响企业对环境的响应能力和适应能力。为了应对产业环境的变化，企业需要建立弹性的组织结构，通过团队合作并利用其他非正式机制实现强有力的横向协调和纵向沟通[15]。因此，产业环境的变化会促使企业调整自己的组织结构以满足市场需要和提升竞争能力。基于如上分析，本文提出如下假设：

产业环境正向影响企业的组织结构（H3）。

2.4 组织文化和组织结构与技术创新

组织文化是企业经营哲学的一部分，决定着企业战略的制定和经营模式的选择。组织文化和企业战略一经形成，必将对企业的各个层面发挥决定性作用。特别是在外部环境迅速变化的情况下，企业为了快速反应、做出决策，需要对运营业务、人事和领导体制进行重新组合，从而使组织结构发生变化[16]。当组织文化以员工发展为目标、将员工发展作为组织绩效考核的一部分时，组织结构就会向协同化发展，企业也会更注重不同部门员工的交流与合作。如果企业高层管理者重视并告诫员工要把握市场和技术环境的动态变化，并将这种意识融入组织文化的话，则这种文化能在一定程度上规范员工的行为，使组织能有条不紊地发展，并使组织结构向正式化发展。基于以上分析，本文提出如下假设：

组织文化正向影响企业的组织结构（H4）。

企业开展技术创新需要选择和设计一个合适的组织结构，对现有的组织结构进行适当的调整和优化有利于提高创新潜力。组织层级的减少、部门间沟通的增多、非正式化网络的形成都有利于企业内外部信息的流动和充分利用。信息在不同层级、不同部门和不同人员之间交互能够促进新想法的产生、为技术创新提供土壤。据此，本文提出如下假设：

组织结构影响企业的技术创新（H5）。

良好的组织文化有利于企业的技术创新，因为创新项目的实施涉及企业中不同部门和人员，合理的组织文化可以创造良好的组织氛围、协调各部门的行动、调动不同部门成员的积极性，为创新项目的有效实施提供组织保证[17]。同时，良好的组织文化能够通过对成员的行为和价值观进行引导来凝聚组织成员的力量、激发员工的创造力，从而促进企业的技术创新[18]。基于以上分析，本文提出如下假设：

组织文化正向影响企业的技术创新（H6）。

基于以上分析，本文建立如图1所示的理论模型。该模型包含4个变量——产业环境、组织文化、组织结构和技术创新，并涉及6个假设。这6个假设可归为4条路径：第一条是产业环境影响技术创新的直接路径，即H1；第二条是产业环境通过影响组织文化再影响技术创新的间接路径，即H2和H6；第三条是产业环境通过影响组织结构再影响技术创新的间接路径，即H3和H5；第四条是产业环境首先影响组织文化，组织文化再影响组织结构，组织结构再影响技术创新，即通过H4将H2和H5联系起来的一条新路径。本文将通过实证研究来验证这4个路径中的有效路径，据此回答产业环境影响企业技术创新的作用机制和路径。

3 研究设计

3.1 问卷设计

图1 本文的理论模型

本文采用问卷调查方法收集数据，调查问卷题项均来自于国外的成熟量表。为了确保调查问卷内容的可靠性，通过下述两个步骤将国外问卷内容本土化：一是采用双向翻译法形成原始问卷，即先将英文问卷翻译成中文，再将翻译后的中文问卷译成英文，结果显示双向翻译前后问卷语言差异不大，说明中文量表最大程度地忠于这些原始英文量表所要表述的意义；二是利用预调查后形成的最终问卷，在对国内相关企业的中高层管理人员进行小范围访谈和调查后，根据其反馈对问卷中某些问题的表述和排序进行了修改，据此形成符合中国人阅读习惯的最终问卷，以确保在正式调查过程中调查者能理解和回答问题。

通过上述处理后的问卷由三部分内容组成：一是问卷填写说明；二是本文涉及的4个潜变量量表，共20个测项；三是被调查企业的基本信息。调查问卷中的所有题项均采用Likert5点量表打分，其中“1”代表完全不同意、“5”代表完全同意。

3.2 样本选择与数据收集

本文研究的基本单位是企业，由于很难得到总体样本框中的企业名单，无法做到随机抽样，只能进行便利抽样，因此，与清华大学总裁培训班合作，请课堂上的总裁学员们填写问卷。为了尽可能地保证样本的代表性，选取来自不同行业、不同区域的企业总裁组成的班级，以确保选取的样本企业覆盖目前国内主要的行业和区域、问卷填写人能全面而真实地反映企业情况，从而保证本文所用样本的代表性和数据的可靠性。

随后，进行发放问卷和回收数据等工作。共发放问卷240份，从回收的问卷中剔除填写明显有误或没有填写完整的问卷，最终得到127份有效问卷。在有效问卷中，不同所有制企业的分布情况是：国有企业41家，占样本总数的32.3%；民营企业60家，占样本总数的47.2%；外资企业26家，占样本总数的21.5%。企业的行业分布情况是：制造业企业55家，占样本总数的43.3%；服务业企业66家，占样本企业的52%。

3.3 量表的信度与效度检验

本文用Cronbach′sα系数衡量所用量表的信度。Cronbach′sα系数值大于0.7、累积方差贡献率超过50%，说明所用量表具有较高的可靠性。

本文从内容效度、聚合效度和区别效度3个方面衡量量表的效度。本文采用的4个量表均来自于前人的研究成果、已被学者们多次使用，因此认为它们具有很好的内容效度。关于聚合效度和区分效度的衡量，本文采用Fornell和Larcker提出的标准——所有测量题项的标准负载值大于0.5且达到显著水平、潜变量的复合信度值（composite reliability，CR）大于0.8、潜变量的平均提炼方差（average variance extracted，AVE）大于0.5，则说明量表具有很好的聚合效度。若某潜变量的AVE值大于该潜变量与其他潜变量的相关系数的平方，或潜变量各维度之间的相关系数小于1且该系数显著，则说明该量表具有良好的区别效度[19]。

3.3.1 产业环境量表

产业环境量表借鉴并精简于Jaworski和Kohli的研究[20]。原量表包括市场动态性、技术动态性和竞争强度3个方面，笔者选用其中的7个测量题项（其编码为IE1.1～IE1.7）衡量产业环境潜变量。

对7个测量题项进行探索性因子分析后得到2个因子（见表1）：市场环境因子，包括5个题项，其Cronbach′sα系数为0.76；技术环境因子，包括2个题项，其Cronbach′sα系数为0.77。2个因子的累积方差贡献率达到61%，整体量表的Cronbach′sα系数为0.79，说明该量表具有很好的信度。对7个测量题项进行验证性因子分析，得到其标准负载值均大于0.5且显著，据此计算得到产业环境潜变量的CR值为0.88、AVE值为0.53——均高于Fornell和Larcker提出的标准，说明该量表具有很好的聚合效度。两个因子的相关系数为0.44——不仅显著小于1且小于AVE值的平方根，说明该量表具有很好的区分效度。

表1 产业环境量表的探索性和验证性因子分析结果

3.3.2 组织文化量表

组织文化量表改编自 Hammond、Webster和Harmon的研究，共包括5个测量题项（其编码为CU2.1～CU2.5），涉及高层重视和员工发展两个方面[21]。

对5个测量题项进行探索性因子分析后得到2个因子：高层重视因子，包括3个题项，其Cronbach′sα系数为0.85；员工发展因子，包括2个题项，其Cronbach′sα系数为0.84。2个因子的累积方差贡献率达81.29%，整体量表的Cronbach′sα系数为0.84，说明该量表具有很好的信度。对5个测量题项进行验证性因子分析，得到5个测项的标准负载值均大于0.5且显著，据此计算得到组织文化潜变量的CR值为0.77（略小于标准要求的0.8）、AVE值为0.41（略小于标准要求的0.5），说明该量表具有较好的聚合效度。两个因子的相关系数为0.49（显著小于1且小于AVE值的平方根），说明该量表具有很好的区分效度。

表2 组织文化量表的探索性和验证性因子分析结果

3.3.3 组织结构量表

借鉴Jaworski和Kohli的研究成果[20]，笔者选用8个题项（其编码为OC3.1～OC3.8）测量组织结构的3个维度。

对8个题项进行探索性因子分析后得到3个因子：部门化因子，包括3个题项，其Cronbach′sα系数为0.85；正式化因子，包括3个题项，其Cronbach′sα系数为0.63；分权化因子，包括2个题项，其Cronbach′sα系数为0.47。虽然后2个因子的Cronbach′sα系数值较小，但是3个因子累积方差贡献率也达到了68%，同时整体量表的0.63，说明该量表的信度较好。对8个题项进行验证性因子分析，得到8个题项中只有3个题项的标准负载值大于0.5且显著，其他5个题项的标准负载值均不显著。据此计算得到的组织结构潜变量的CR值和AVE值只是基本符合标准，因此综合来看该量表的聚合效度一般。3个因子之间的相关系数中，只有因子1与因子3的相关系数（0.35）是显著，其他2个相关系数都不显著，但总体上3个相关系数都小于1且小于AVE值的平方根，说明该量表的区分效度较好。

3.3.4 技术创新量表

技术创新量表精简自Prajogo等的研究[22]，共包括7个测项（其编码为TI4.1～TI4.7），涉及流程创新和产品创新两个方面。

表3 组织结构量表的探索性和验证性因子分析结果

对7个题项进行探索性因子分析，删除了2个交叉负载严重的题项后得到2个因子：流程创新因子，包括3个题项，其Cronbach′sα系数为0.79；产品创新因子，包括2个题项，其Cronbach′sα系数为0.80。2个因子的累积方差贡献率为76.24%，整体量表的Cronbach′sα系数为0.71，均超过标准要求，说明该量表具有很好的信度。对5个题项进行验证性因子分析后，得到5个题项的标准负载值均显著，但有2个题项的标准负载值小于0.5。据此计算得到技术创新潜变量的CR值为0.79（接近0.8）、AVE值为0.57（大于0.5）。综合来看，该量表的聚合效度良好。两个因子的相关系数虽然不显著，但是明显小于AVE值的平方根，说明该量表的区分效度很好。

表4 技术创新量表的探索性和验证性因子分析结果

4 研究结果

4.1 变量的描述性统计分析

4个核心潜变量和2个控制变量的描述性统计分析结果和相关系数如表5所示。由表5可知：4个潜变量的标准差均大于0.5，说明这些潜变量有较大的变异，需要对这些变异进行解释。4个潜变量的相关系数均显著不等于0且小于1，说明这些变量之间存在线性关系但不严重，适合用线性结构方程进行分析。以表5所示的相关系数和标准差为依据，得到变量的协方差矩阵作为结构方程模型分析的基础。

表5 变量的描述性统计结果和相关系数

4.2 模型估计

根据前文分析，各潜变量量表的信度和效度均达到良好水平，且各变量之间存在线性关系。在此基础上，运用LISREL8.70软件对各潜变量之间的关系做结构方程分析，验证前文提出的假设。

首先，检验整体研究模型与数据的拟合程度。Hair、Anderson和Tatham将衡量模型与数据拟合程度的指标分为3类——绝对拟合度指标、增值拟合度指标和简约拟合度指标[23]。本文模型与数据拟合的各指标值以及学者们普遍认可的达到评价标准的指标值[24]如表6所示。由表6可知，除了绝对拟合度指标中的GFI没有达到标准外，其他所有指标均达到可接受的标准。综合而言，本文所构建的理论模型（见图1）的整体拟合效果非常理想。

表6 本文研究模型的拟合效果

然后，检验具体的路径系数是否显著。本文构建结构方程模型旨在验证产业环境会通过哪种路径影响技术创新。根据前文假设，产业环境影响技术创新的路径一共有4条。第一条是直接路径，即产业环境→技术创新。由图2可知产业环境对技术创新的影响系数为－0.04、T值为－0.26，不显著，说明产业环境对技术创新的直接影响作用不存在，即直接路径不成立，假设H1没有得到验证。第二条路径是产业环境→组织文化→技术创新。如图2所示，产业环境对组织文化的影响系数为0.33、组织文化对技术创新的影响系数为0.42，前者T值为3.34、后者T值为2.91，均超过显著性水平要求的1.96，因此假设H2和假设H6通过检验，同时说明这条路径是成立的。第三条路径是产业环境→组织结构→技术创新，其中产业环境对组织结构的影响系数是－0.03、T值为－0.13，没有通过显著性检验，因此假设H3没有通过检验。组织结构对技术创新的影响系数为0.39、T值为1.98，高于显著性要求的1.96，因此假设H5通过检验。但是，总体上说，这条路径中有一个影响关系不显著，因此整个路径都不成立。第四条路径是产业环境→组织文化→组织结构→技术创新，这条路径中的3个影响系数分别为0.33、0.73和0.39，T值分别为3.34、2.61和1.98，都通过显著性检验，因此假设H4和假设H6也通过假设检验，同时说明第四条路径成立。

图2 模型的路径系数

4.3 模型修正

从假设检验结果可以看出，4条路径中有2条路径成立、2条路径不成立。为了确定成立的2条路径中哪条路径的作用更强，笔者对图1所示的理论模型进行了修正，即剔除上一节模型估计中不显著的假设H1和假设H3，修正后的影响路径系数如图3所示。

通过对比修正后的模型与原始模型可发现，产业环境对组织文化的路径系数、组织文化对技术创新的路径系数都得到了提升，而组织文化对组织结构的路径系数、组织结构对技术创新的路径系数都降低了。这说明产业环境→组织文化→技术创新这一路径的作用增强了，而产业环境→组织文化→组织结构→技术创新这一路径的作用下降了，同时说明组织文化是产业环境促进技术创新的一个重要机制。

图3 修正后模型的路径系数

5 结语

5.1 研究结论

根据上面的模型检验结果，我们可得到3个主要结论：一是产业环境对技术创新的直接作用不显著；二是产业环境是通过影响组织文化来间接影响技术创新的；三是产业环境主要通过两条路径对技术创新产生间接作用，一是以组织文化为中介变量影响技术创新，二是以组织文化和组织结构为中介变量、通过影响组织文化影响组织结构再影响技术创新。

5.2 结果讨论

产业环境对技术创新的直接作用不显著这一结论与前人的研究基本一致，即产业环境通过影响决策者的行为进而影响企业的技术创新绩效[10，25－26]。这是因为：企业所处产业环境的变化首先会引起企业高层的重视，随后企业才会加强对员工的投资；当员工的技能水平提高后，企业的技术创新行为才会产生。本文与前人研究的不同之处在于：本文探讨了产业环境导致技术创新的内在机制，而不仅仅是探讨两者是否存在关系；当只控制了企业的规模和所有制等属性因素，而未控制组织文化和组织结构等因素时，产业环境对技术创新的正向影响是难以确定的。因此，本文的研究结论丰富了已有理论对技术创新的理解。

组织文化在产业环境与技术创新之间关系中的重要作用是本文的核心结论之一。该结论强调了组织文化的重要性——这与大多数的企业文化研究者的观点一致[17－18]。而与他们的研究不同的是，本文不是将组织文化视为一个外生变量，而是作为一个中介变量，认为组织文化首先受产业环境的影响，然后才影响其他变量。没有组织文化的中介作用，产业环境对技术创新的影响就不会出现。这主要是因为：关于产业环境变化的各种信息最后都会集中到企业决策者手中，企业决策者根据这些信息的重要程度做出决策；如果环境变化幅度引起了决策者的足够重视，那么决策者就会改变企业发展策略、加强对企业员工的培训以应对复杂的环境；如果决策者不重视环境变化和员工的发展，那么这些关于环境变化的信息就很难转化为员工的实际行动，从而不能产生有益于技术创新的结果。

本文研究还对产业环境变化与组织结构变化之间的作用机制进行了分析，得出产业环境的变化会通过影响组织文化进而引起组织结构的变化，从而进一步补充了前人对产业环境变化影响组织结构变化的研究[15]。产业环境的变化会促进企业决策者重视培养员工对市场趋势的及时把握和敏感反应。而要具有这种对市场的迅速反应能力，企业需要调整组织结构，使之更加灵活，否则会成为阻碍企业技术创新的障碍。为了实现技术创新，企业应强调各部门员工的沟通与交流，同时在给予员工适当权力的同时保证企业运营遵循一定的程序和规则。

5.3 管理启示

首先，企业管理者要强化高层重视和员工发展。根据本文的研究结果，组织文化对企业的技术创新具有显著的正向影响，并且构成了产业环境影响技术创新的中间变量。本文中组织文化由高层重视和员工发展两个维度构成。高层管理者处于企业战略制定层面，负责整个企业的组织、协调和运作，对企业的经营管理拥有很大的决策权和控制权[27－28]。因此，只有强化企业高层对外部产业环境的重视，才能使企业对环境变化反应得更加灵敏，并充分运用手中的权力和资源为企业技术创新创造条件。另外，员工是组织文化的载体、是企业战略的实施者，员工是否在工作中发挥积极性、主动性和创造性是企业能否实现技术创新的最根本条件。企业应积极探究，运用多种有效途径、采取各种策略来开发和提升员工的积极性、主动性和创造性，使企业保持旺盛的生命力，其中特别需要关注为员工提供进步机会和上升空间，如提供正式培训和职位轮换机会以帮助员工实现自身发展。

其次，企业要加强组织结构的灵活性。本文的研究结果表明组织结构对企业的技术创新产生正向影响，这里的组织结构包括部门化、分权化和正式化3个维度。部门协同有利于企业不同部门的员工进行相互交流与学习；分权化有利于调动员工的积极性、主动性和创造性；正式化的组织结构有利于企业有条不紊地开展活动。因此，过于强调层级、集权而忽视横向沟通的机械式组织结构可能无法适应不断变化的产业环境，从而无法实现有效的技术创新。为了能在激烈的市场竞争中保持竞争优势，企业必须注意加强组织结构的灵活性，建立更有利于协作、沟通和学习的组织结构。

最后，企业要整合产业环境、组织文化、组织结构与技术创新的关系。产业环境、组织文化和组织结构影响企业技术创新的机制是本文最重要的研究内容。产业环境通过改变组织文化而对企业技术创新产生影响，同时通过影响组织文化影响组织结构进而影响技术创新，这两条路径对于企业技术创新的成功具有重要意义。只有实现对这3个影响因素的整合，才能真正有效地推动企业的技术创新。企业高层管理者要重视产业环境变化，并将这种重视贯彻到员工培训中，通过调整组织结构为员工间的交流和学习创造条件，使员工的技术创新活动能得到企业支持并顺利展开。只有这样，环境的变化才能真正作用于企业的技术创新，才能促进企业技术创新的成功。

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