戰略模式選擇對企業關系的影響戰略模式選擇對企業關系治理行為影響的實證研究從關系強度角度出發

一、企業戰略與結構模式選擇的中介作用機理根據相關研究，關系管理行為對公司不同關系的績效表現有重大影響（claro等人，2003；jang，2007）。由于企業行為很大程度上取決于其戰略模式,因此戰略模式選擇的差異可能會對企業關系治理行為模式產生直接影響,但是,目前仍然缺乏從此角度出發考察企業關系治理行為模式選擇的相關研究。根據權變理論,為保證企業存續與其戰略有效性,企業的結構與戰略選擇必須與其所處的內外部環境相適應(Drazin&VandeVen,1985;Miller,1981)。在內在不對稱的競爭性市場中,不同企業所面對的內外部環境存在差異,這種差異會導致企業做出不同戰略與結構模式的選擇。作為資源的特定集合體,企業戰略模式選擇的差異很大程度上反映出其對資源獲取的不同需求(Miller,1981)。作為社會網絡研究中的核心概念,關系強度的差異直接決定著關系在網絡中功能的不同。Granovetter指出,強關系通常會構成聯系緊密但范圍較狹窄、涉及節點較少的關系網絡,而主要由弱關系構成的松散的社會網絡則通常在參與者和所涉及的信息量方面均具有較大范圍(Granovetter,1973;Burt,1998)。先前研究結果表明,這種不同在很大程度上影響著企業不同類型的社會資源積累:強關系主要作用于企業資源積累與能力拓展的深度,而弱關系則更多地影響著企業資源與能力積累的范圍廣度(Burt,1997;Acquaah,2007;Hoffmann,2007)。結合戰略模式的資源層面含義可知,在不同的戰略模式選擇下,強關系與弱關系對于企業的價值必然存在潛在的差異,這種差異很可能導致企業更多地選擇對其更為有利的關系強度模式。同時,不同強度的關系構成的關系網絡間存在著結構性差異,根據先前研究,這種差異直接影響著企業不同關系治理行為模式的效率,從而潛在地促使企業更多地選擇對其而言更為高效的關系治理行為模式(Jiang,2007)。另外,由于企業可以通過關系行為自主構建其關系網絡,外部關系網絡也屬于企業結構的一部分(Li&Zhang,2007),企業戰略與結構模式選擇與企業關系網絡結構間可能存在著潛在的作用路徑。結合上文論述,這種路徑可能體現為:在不同戰略模式選擇下,企業對其主要利用的關系強度可能會有不同偏好。此時,關系強度可能成為企業戰略模式對關系治理行為影響的中介變量。出于上述考慮,本文主要以關系強度為中介變量,試圖構建起戰略模式選擇對關系治理行為模式選擇的潛在影響路徑模型,并通過實證研究方法對相關假設進行驗證以考察這一路徑是否存在,以期通過相關結果對現有研究進行一些有益的擴充。二、一般文獻與理論假設(一)企業戰略選擇對于戰略模式的分類,不同研究者有著不同標準,本文研究主要引用了Ansoff等人的分類方法(Ansoff,1965;Wernerfelt&Karnani,1987;Barney,1991),將企業戰略模式大致分為三大類:塑造戰略(shapingstrategy)、適應戰略(adaptingstrategy)、以及穩定戰略(stabilizingstrategy)。塑造戰略是最為主動的戰略,強調企業戰略的主動性與預測性,其戰略意圖主要在于驅策企業發展新資源與能力,并主動探測與發掘新機會,以期預測與引導外部環境的發展趨勢;適應戰略屬于被動性戰略,強調企業的戰略適應性(strategicflexibility),注重通過積累與擴展可獲資源以提升柔性,迅速應對外部不確定性環境的變化;穩定戰略則主要強調對現有資源的充分利用,其主要戰略意圖在于做出穩定現有戰略環境的努力,并在相對穩定的環境中充分發揮其現有資源的價值以取得持續競爭優勢。從本質上看,企業可以被視作內部資源與外部環境的聯結(Barney,1991)。從這一角度出發,企業戰略就是處理資源與環境的安排。對比上述3種戰略模式可知,不同戰略模式間的差異實際上反映了企業對待其內部資源與外部環境的不同意向與行為。因此,本研究提出從環境與資源兩個戰略情境變量出發,對于企業戰略模式選擇進行解析。在資源層面上,企業的主要戰略選擇可以從兩個維度上加以衡量:利用(exploitation)與開發(exploration)。同樣,在外部環境層面上企業的戰略選擇也包括兩個維度:塑造(shaping)與適應(adapting)。由于外部環境與內部資源稟賦存在著差別,不同企業在這四個維度上會具有不同程度的傾向性,從而產生了不同的戰略模式,進而對其經營行為產生影響(Brown&Eisenhardt,1997;Wernerfelt&Karnani,1987)。具體來說,在資源層面上,具有高利用傾向的企業更強調充分利用現有資源與能力,而開發傾向較高的企業其主要戰略意圖在于新資源與能力的開拓;在環境層面上主動塑造傾向較高的企業會更多地采取前瞻性的戰略行為以期引導環境的變化,而高度的被動適應傾向則會將企業引向快速適應與轉換能力的培育。(二)關系結構的變遷:從封閉網絡到開放性社會網絡作為社會網絡研究中一個核心變量,關系強度反映了特定關系的雙方通過該關系進行傳遞的信息量(Burt,1997),這一概念包含4個層面:關系強度、情感強度、親密程度、互惠程度(Granovetter,1973)。以關系強度為標準,關系可以被區分為強關系與弱關系。根據社會網絡理論的原理,在構成社會網絡的基本結構——三元關系組(triad)中,當同時存在兩個強關系時,另一個關系不允許為空(absent),弱關系則不具有此效應,即允許節點之間的空關系。故主要由強關系組成的關系網中的三元關系組多為環形關系(閉合),這樣整個網絡通常表現為在小范圍內形成的閉合網絡(closednetwork),即成員節點間均存在著直接聯系的網絡。而主要由弱關系組成的關系網絡則可以通過若干線性的三元關系組(非閉合)將關系傳遞到更多的節點,從而構建起范圍更為廣闊的開放性網絡(opennetwork),在這樣的網絡中,成員節點間的聯結較為松散,以間接關系為主,而不一定會存在直接聯系(Granovetter,1973)。進一步地,在主要由強關系形成的深度結合的閉合關系網絡中,相似的信息會在小圈子里被重復傳遞和深度分享,從而進一步強化節點間的關系。而主要由弱關系構建的開放網絡則可以通過弱關系所產生的信息傳遞的橋接效應(bridgeeffect),完成更多更遠的信息收集與傳遞(Granovetter,1973;Coleman,1992)。在企業的運行中,強弱關系功能的差異可以產生兩類關系租金(relationalrents)。在強關系中存在著關系成員企業間的高度相互信任,可以抑制機會主義行為的產生,從而在特定關系中產生由于交易成本(transactioncost)降低而帶來的經濟性,即產生科爾曼租金(Colemanrent)。而在主要由弱關系構成的開放性社會網絡中,由于存在著結構洞(structuralhole)效應,企業可在相應結構洞中建立起其經紀人地位,通過廣泛的信息橋接與獲取來取得伯特租金(burtrent)(Kogut,2000)。從本質上說,這兩類租金分別代表了企業對于其資源深度與廣度的不同側重(Hoffmann,2007)。由于這兩類租金是通過不同類型的關系網絡取得的,存在著互斥性,因此企業需要根據其戰略需要選擇其主要利用的關系強度類型,在兩類租金的獲取中進行權衡。關系資本的形成根據Ahuja等學者的觀點,在企業間關系中發揮作用與受到影響的企業資源主要可以分為以下3類:技術資本(technicalcapital)、商業資本(commercialcapital),以及關系資本(socialcapital)。技術資本指企業進行產品、流程以及工藝等革新的潛能,商業資本則是指企業有效地進行產品或服務的商品化并從中獲利的能力,技術資本和商業資本共同構成企業特定業務的能力基(competencebase)(Ahuja,2000)。關系資本則反映了企業在組織間關系中所處的特定位置,它由兩個方面組成:一是特定的關系網絡結構,二是此結構下的特定活動。它使得企業的行為可以被接受,并給予企業獲取其關系企業行為相關信息的機會(Coleman,1992)。對于在戰略模式中的資源利用維度上傾向性較高的企業而言,其主要的戰略意圖在于充分開發利用現有資源的價值。對于現有技術資本、商業資本與關系資本而言,其經濟價值的充分發揮主要體現為交易成本的不斷降低(Hoffmann&SchaperRinkel,2001)。此時,由于外部環境不確定性是交易成本的主要決定因素之一,為了充分發揮企業能力基的價值,企業必須為相關業務構建相對穩定的外部環境,通過加深與主要關系伙伴間的信任與互惠程度,構建高度的情感契約(affectivecontract)水平,以降低交易成本,獲取科爾曼租金。根據上文的結論,在強關系所形成的閉合關系網絡中,成員企業之間形成了相互緊密關聯的小圈子,通過長時間的關系選擇,可以將情感歸屬與可信任程度較低、互惠性較差者排除在該網絡之外。此時,關系網絡中的成員企業之間必然具有高度的互信與互惠,形成高度交互的專用資產投資,為成員企業提供相對穩定的外部關系環境。因此,出于資源利用維度上的考慮,企業可能更傾向于運用強關系來構建其社會網絡,即高度的資源利用傾向會導致企業更多運用強關系,提高其整體關系強度。關系網絡的結構整合而對資源開發傾向較高的企業來說,更為重視進行新資源、新能力的構建與新機會的發現,通過加速企業資源的更新提升企業的競爭力(Rowleyetal.,2000)。在這種情況下,企業主要考慮資源的廣度,企業資源的經濟價值主要通過可控信息的價值體現出來。企業必須能夠通過廣泛的信息來源獲取充分的信息作為投資導向,以便識別有價值的潛在技術、物質資源并加以開發,以及正確選擇有價值的潛在關系伙伴進行關系資本的構建與積累。此時,企業在其關系處理中應更側重于利用關系網絡的信息傳遞功能獲取伯特租金。由于在主要由弱關系形成的開放性關系網絡中,可以通過相對松散的間接聯結將更多的節點整合到關系網絡之內,同時,作為其關系網的焦點(focalnode),可以充分發揮作為“橋”的弱關系的信息橋接作用,通過信息傳導中的主控地位獲取冗余量更少、信息量更大的信息,從而提升所獲取的信息價值(Granovetter,1973;Burt,1992)。因此,主要選擇利用弱關系構建其關系網絡有助于企業通過社會網絡獲取更多的信息,接觸到更多潛在資源與潛在關系伙伴,有助于其戰略選擇中資源開發維度戰略意向的實現。據此可以推測,有高度資源開發傾向的企業會更多借助弱關系構建關系網絡。增強信息可獲性,降低戰略柔性在戰略模式選擇中,環境適應維度上傾向性較高的企業的主要戰略意圖在于增強企業的戰略柔性,賦予并提升企業面對快速變化的外部環境時迅速調整應對的能力(Brown&Eisenhardt,1997)。企業需不斷拓展其資源稟賦的廣度以備戰略調整的不時之需,同時拓寬其信息渠道以增強信息可獲性,促進其戰略柔性的提升。此時,企業關系網絡的有效性取決于其是否能為企業提供與廣闊的信息及外部資源的相關接口,提升企業的資源與信息可獲性(Rowleyetal.,2000)。根據前文的論述,此時,企業應更傾向于主要采用弱關系來完成其關系網絡的建構,拓展其關系伙伴范圍以更好地支持企業相關戰略模式選擇。同時,由于在強關系形成的社會網絡中,任何一個強關系的雙方高度的相互信任與互惠行為會形成在高情感契約水平下高度交互的專用性資產投入,這種專用性資產具有高沉沒成本。對于高環境適應傾向的企業來說,這會導致其轉換成本升高,進而降低戰略柔性。這也提升了高適應傾向的企業運用強關系的成本,限制了強關系的應用,也會產生替代效應促進弱關系的應用。閉合關系網絡上的環境協同相應地,在環境層面的塑造維度上具有較高傾向性的企業會傾向通過自身的戰略行為對環境的發展產生影響和導向作用。在這種情況下,企業的主要戰略考慮在于如何強化可控資源、增強自身實力,以提升企業戰略行為對環境可能產生的影響力,從而使企業能夠在確定的目標下,不斷深化利用既定范圍的資源,并按照自己的戰略意向去影響環境的發展方向。此時,相對于廣度,資源的深度是其主要考慮因素(Wernerfelt&Karnani,1987)。根據上文的理論推導,在通過強聯系形成的閉合關系網絡中,成員企業可以在小范圍內構建起高度緊密的相互關系,建立起高度的相互信任、情感歸屬以及互惠合作,有助于促進高度的關系專用資產投入,產生戰略行為作用方向高度一致的集合體。這樣,多個企業的環境塑造性戰略行為可以形成合力,相互協同,提高對環境的影響力度。同時,閉合關系網絡具有相對穩定的結構與高度的內部情感契約水平,其成員企業的戰略意圖與行為容易被其關系伙伴所接受,由于關系網絡也屬于企業外部環境的一部分,實質上增強了企業外部環境的可控性與可塑性,同時相應地降低其環境塑造成本。由此可知,企業可能更傾向于運用強關系來構建其社會網絡,以支持其戰略中的高度環境塑造傾向,這又會對其整體關系強度產生正向影響。假設b1d：公司在戰略模式下的環境設計趨勢與選擇之間的關系強度成正比(三)企業的關系治理行為模式選擇與聯合規劃行為企業的關系治理行為是指在企業的關系網絡中對于特定關系(通常是指合作關系)的建立、管理以及控制等相關行為,這一概念主要反映了在特定的合作關系中,雙方的聯合活動可以在多大程度上被構建起來(Bensaou&Venkatraman,1995;Heide&Miner,1992)。關系治理行為主要包括兩大類:聯合求解(jointproblemsolving)與聯合規劃(jointplanning)。聯合求解是指謀求解決經營關系中新出現的不和與爭執的合作行為,反映了經營關系中的沖突在多大程度上可以被有效解決(Heide&Miner,1992;Luschetal.,1996);而聯合規劃則是指提前預期未來的經營關系狀況以及明確在關系中相應的權責分配方式的合作行為,反映了特定經營關系中未來的合作在多大程度上被關注、協調與管控(Heide&John,1990)。其中,聯合求解主要是被動反應性行為,而聯合規劃則更為主動,更大程度上屬于前攝性行為反應。在關系治理中主要采取聯合規劃的關系主體更傾向于在開始時就采取措施以力求規避可能出現的問題,而非等問題出現再采取相應辦法加以解決。通過聯合求解的合作,可以最終得到使關系雙方都滿意的解決方案,極大增強特定關系取得成功的可能性。同時,聯合規劃可以使關系雙方在關系構建初期就建立起良好的相互預期,并做出相應的合作努力,這可以強化雙方關系,并進一步強化雙方的聯合規劃行為(Heide&Miner,1992)。相關研究結果表明,針對特定關系,企業的關系治理行為模式選擇受到兩方面因素的顯著影響:企業對該關系的長期時限取向(long-termtemporalhorizon),以及企業與該關系伙伴間的信任程度(trust),且二者具有類似的影響機制(Jiang,2007)。具體來說,一方面,企業的長期時限取向程度和相互信任水平與其關系治理行為強度正相關,即高度的長期取向與信任程度會促進企業采用關系治理行為。另一方面,長期時限取向和關系信任程度與聯合規劃行為的相關程度均顯著高于其與聯合求解行為的相關程度,即在特定關系中企業高度的長期取向與對該關系伙伴的高度信任會更多地促進企業采用聯合規劃。由于長期取向與信任水平均是衡量關系強度的關鍵指標,且二者與關系強度高度正相關(Coleman,1992;Granovetter,1985),因此我們可以合理地做出如下假設:假設H2:關系強度與企業的關系治理行為水平正相關。假設H2a:關系強度與企業的聯合求解活動水平正相關。假設H2b:關系強度與企業的聯合規劃活動水平正相關。假設H2c:關系強度與企業的聯合規劃活動水平的相關程度高于其與聯合求解活動水平的相關程度。由于企業的戰略模式選擇會影響其行為模式,因此可以預期,戰略模式選擇的差異也可能會導致相應的關系治理活動選擇的差異。根據相關研究,除長期時限取向與信任程度外,企業的關系治理行為選擇還與環境變量——環境不確定性,以及資源變量——專用性資產投資高度相關。一方面,高度的外部環境不確定性會促使企業更多地采用聯合求解,同時會相對抑制企業的聯合規劃行為,而相對穩定的環境則會同時促進兩類關系治理行為,尤其會促進聯合規劃行為。另一方面,關系中高度的專用性資產投資會同時促進企業的兩類關系治理行為,且其與聯合規劃的正相關程度高于聯合求解,而在缺乏專用性資產保障的情況下,出于風險規避的考慮,企業通常會主要采用短期性的聯合求解,而降低其聯合規劃活動投入(Jiang,2007)。由于這兩個層面也是企業戰略模式選擇的界定依據,因此可以從這兩個角度出發考察戰略模式與關系治理活動的關系。在戰略模式的資源層面,通常在外部環境較為穩定、不確定性較低的情況下,企業才會更多考慮采用高度的資源利用取向(Koza&Lewin,1998;March,1991),而在高度的外部不確定性情況下,企業通常更傾向于新資源的開發(Parketal.,2002;Wernerfelt&Karnani,1987)。根據前文的分析,高度的資源利用取向會使企業傾向于在相關業務中與其關系伙伴構建起長期穩定的關系與相應的專用性資產投入,以期降低交易成本。而在高度的資源開發導向下,企業主要處于一種探測與尋找的變動過程(Parketal.,2002),此時高度的關系專用性資產會增大企業的風險與轉換成本,降低資源探測與開發的效率,因此企業通常傾向降低其專用性投資水平,進而降低企業采用聯合規劃行為的意向。在環境層面上,類似于資源層面的利用傾向,企業對于環境的塑造行為也主要出現在不確定性較低的戰略環境中,而在高度不確定性的環境背景下通常選擇提升適應能力而非引導環境變化(March,1991)。進而,對于高塑造取向的企業來說,由于企業建立高度的關系專用性資產所面對的環境風險程度較低,且有助于與關系伙伴形成戰略協同,更好地利用外部資源達到其環境塑造的目的,企業通常會選擇建立較高的專用性資產。而對選擇以高適應取向應對不確定環境的企業而言,由于專用性資產會增加其轉換成本及戰略剛性,且外部環境風險高,企業通常不會建立高度的關系專用性資產。綜合上述結論與理論推導,可得如下假設:假設H3a:企業戰略模式中資源利用取向程度同時與兩類關系治理行為水平正相關,且與聯合規劃活動水平的相關程度高于聯合求解活動。假設H3b:企業戰略模式中資源開發取向程度與聯合求解行為水平正相關,而與聯合規劃活動水平呈負相關關系。假設H3c:企業戰略模式中環境適應取向程度與聯合求解行為水平正相關,而與聯合規劃活動水平呈負相關關系。假設H3d:企業戰略模式中環境塑造取向程度同時與兩類關系治理行為水平正相關,且與聯合規劃活動水平的相關程度高于聯合求解活動。本文的概念框架如圖1所示。三、學習方法(一)有效樣本分布見表1本研究主要采取問卷調查方式進行。考慮到研究性質,本研究將被調查者定位為樣本企業或事業部的總經理或其他負責日常運營的高層管理者(通常為企業運營的主管副總)。處于這些職位上的管理者通常對于企業的整體運營狀況、戰略導向與企業外部關系狀況有比較充分的了解,有助于提升調查所獲得的信息質量。相關問卷調查于2007年10月~12月間進行,主要通過兩種途徑發放,最終共發放436份問卷。其中,276份問卷通過郵寄方式發放至相關樣本企業并指定相關對象填寫,在其規定的寄回周期內,共回收89份問卷(回收率32.2%),在去除填寫人職位不符合要求(3份)、數據缺失明顯(9份)與內容明顯不合理(6份)的不合格問卷后,最終,通過郵寄方式共獲得71份有效問卷,有效回收率為25.7%。另外160份問卷通過向在國內某知名高校參加企業高層培訓學員中職務符合要求者(針對企業高管開設的課程)發放并當堂填寫,最終回收134份(回收率83.8%),去除數據明顯缺失(19份)與內容明顯不合理(11份)的不合格問卷后共獲得104份有效問卷(有效回收率63.1%)。相關組別分析結果表明,兩種不同來源的數據間不存在顯著組間差異。最終,本研究共獲得175份有效問卷,總有效回收率為40.1%。有效樣本企業共涉及24個不同行業,其中,國有企業占11.4%(20家),股份有限公司占22.9%(40家),有限責任公司占56%(98家),民營企業占5.7%(10家),其他企業占4.0%(7家)。企業規模在200人以下的占33.2%,200~500人的占17.4%,500~1000人的占28%,1000~5000人的占21.4%。有效樣本企業主要分布在山東(57家)、江蘇(43家)、浙江(38家)與福建(37家)等四省,通過組別分析,來自不同省份的有效樣本企業間不存在顯著組間差異。(二)企業關系時長與關系強度相關分析的信效度測量本項目問卷中,研究指標部分測量項目來自現有研究,部分項目則是通過小規模訪談(含21位被訪者),向被訪人員提出相關開放性問題并分析其答案,開發出初始量表,并通過兩次小規模前測,對初始測度項目加以調整以確保其有效性。附錄1中列示了本研究的主要研究變量的測量項目及其負載因子。由于現有的戰略模式相關研究中缺乏從資源和環境兩個層面的四個維度解析戰略模式的先例,本研究自行開發了這部分問項:首先通過對所選定的21家企業高層管理者進行深度訪談并提出相關開放性問題,結合訪談記錄,根據其答案進行探測性因子分析形成初始問卷,之后將這部分問卷發給上述被訪者進行前測并根據其結果進行了調整,調整后的這部分問項被嵌入整體問卷中再次進行前測與相關調整。最終,這部分共形成16個相關問項,均采用5點Likert量表形式,5分代表“極高”或“完全符合”,1分代表“極低”或“完全不符合”。關于企業關系強度的衡量,現有研究中已有成熟的相關量表,本文主要借鑒了Walker、Kogut、Shan等人(1992)與Hoffmann(2007)所使用的量表,并根據訪談對象的相關意見,結合中國企業與市場特點進行了文字上的相關調整。最終,這部分共形成5個相關問項,采用5點Likert量表形式,5分代表“極高”,1分代表“極低”。需要注意的一點是,前測排除了既有問卷中關于關系歷史長度的相關問題(因子負載0.320),而最終分析數據的驗證性因子分析結果也驗證了這一結果(因子負載0.341),這與關系研究中的相關理論與實證結果相悖(e.g.Walkeretal.,2007;Granovetter,1973)。為探測其原因,最終問卷中仍保留了這一問項,并設置了相關問題直接詢問被測企業其關系長度。結果表明,絕大多數(87.3%)的被測企業其主要關系長度均在3年以下。這表明,不同于國外成熟市場中的情況,中國企業的關系時長通常較短,在此背景下,關系時長與關系強度的相關程度可能較低,并非關系強度的主要決定指標,這可以解釋相關問項失靈的問題。在關系治理行為的衡量方面,本研究主要采用了Claro、Hagelaar與Omta(2003)和Jiang(2007)在相關研究中所采用的問項。前測結果證實了這兩份問卷中大部分問項的效度,但“允許賒欠”這一問題在“聯合規劃”因子上的負載極低(0.320)。這一結論與Claro等人研究的結果沖突(Claroetal.,2003),但與研究者之前的相關研究結果吻合,在之前姜翰以中國電器行業為例進行的關系治理行為相關研究中,這一問項也得到了極低的因子負載(0.21)(Jiang,2007)。這可能是由于我國市場環境中,企業間賬期普遍較長,短期賒欠現象非常普遍,相應增強了企業對短期賒欠的容忍程度,從而使這一問項在中國環境下趨于失效。最終,這部分共形成7個相關問項,采用5點Likert量表形式,5分代表“完全同意”,1分代表“完全不同意”。根據先前企業關系相關研究的結果,企業的盈利能力會對本研究中各個主要變量產生影響。具體來說,在企業具有高盈利能力時,一方面,其整體實力可以得到更大提升,進而增強其資源利用與資源開發的能力與效率(Andersonetal.,1994;Scheer&Stern,1992;Kumaretal.,1995);另一方面,先前研究表明,企業的高盈利能力會促進其更多地采用關系治理行為,同時,這種強化對兩類關系治理行為的影響是不均勻的,會更多地促進聯合規劃行為(Jiang,2007)。為排除企業盈利能力因素對本研究主要變量及其相關關系的他因性影響,本研究引入企業盈利能力這一要素作為控制變量。對這一變量一般通過主觀與客觀兩方面的因素進行度量(Lunnanetal.,2007)。本文采用了Walker等人(1997)采用的度量方式來衡量企業盈利能力。對前測數據的確定性因子分析結果顯示,確定性因子分析有較好的模型擬合(RMSEA略低于0.05,GFI,CFI、NNFI等指標都高于或接近于0.9),說明假設的模型因子結構與實際數據的擬合較好。計算各研究變量的α值,發現各項均高于0.70,這說明各研究變量均有著較高的信度。在檢驗收斂效度方面,測量項目在其所測量的變量上的標準化載荷系數均大于等于0.60,并在統計上顯著(t>6.50),表明各測量項目在其所測量的變量上具有較高的會聚有效性。以上結果證實了本研究問卷的可用性。四、錯誤的檢測與分析(一)結構模型檢驗本研究以Lisrel8.70為主要分析工具,采用結構方程模型方法對所提出的概念模型進行相關假設檢驗。利用結構方程模型的分析方法分為兩個基本組成部分:測量模型(measurementmodel),用于衡量潛變量與其指標之間關系;結構模型(structuralmodel),用于衡量內生潛變量與外生潛變量間的結構關系。參照Anderson與Gerbing(1988)所提出的相關結構方程兩階段檢驗方法,本研究將測量模型檢驗置于結構模型檢驗之前,以保證后者的檢驗信度與擬合質量。表1列示了測量模型檢驗的部分結果,包括其內部一致性、會聚效度與差別效度等。變量的內部一致性(internalconsistency)屬性以公式(1)來衡量(Fornell&Larcker,1981)。通常將0.7當作內部一致性的接受下限。從表1所示的結果中可以看出,7個潛變量的內部一致性指標均處于0.79~0.91之間,高于0.7的下限,這說明各個潛變量具有較高的內部一致性。同時,變量的會聚效度(convergentvalidity)屬性以平均煉方差(AVE,averagevarianceextracted),以公式(2)來衡量(Fornell&Larcker,1981)。其有效性下限通常設定為0.5。如表1所示,各個潛變量平均煉方差均在0.76~0.84之間,高于0.5的閾值,顯示出良好的會聚效度。最后,差異效度(discriminantvalidity)通常以不同變量之間相關性程度與此變量會聚效度值(即平均煉方差)的平方根之間的差異程度加以衡量。在表1所示的潛變量間相關系數矩陣中,可以看到,對角線下元素顯著小于對角線元素的值,即變量間相關系數顯著低于平均煉方差的平方根,說明變量之間具有良好的差異效度(Fornell&Larcker,1981)。從以上幾個方面的統計結果可以看出,本研究的測量模型具有較高的統計質量。(二)企業戰略模式對企業關系治理行為的影響本研究結構模型的檢驗結果路徑圖如圖2所示,其中,有相關假設但檢驗結果未表現出顯著性的潛變量間結構性關系以虛線表示。根據統計分析結果可知,對于作為因變量的兩類關系治理行為而言,本模型對聯合規劃行為的解釋力度約為0.41(未解釋殘差為0.59),而對于聯合求解行為的解釋力度約為0.49(未解釋殘差為0.51)。考慮到能夠對企業關系治理行為產生影響的因素眾多,單一影響因素的解釋力度有限(Jiang,2007),此結果表明,企業戰略模式選擇對于企業關系治理行為的影響是較為顯著的。初步看來,本研究所涉及的中介變量——關系強度對于企業的兩種關系治理行為強度均有著顯著的正向影響,但對二者影響的強弱則得到了與假設相反的結論。同時,關于戰略模式對企業關系強度與關系治理行為的部分子假設也得到了證實,但有些子假設并未得到相關統計結果的支持。所有相關結論將在下文中得到詳細的描述與解釋。1.企業的關系強度選擇假設1的子假設提出了戰略模式的4個維度與企業關系強度構建選擇的潛在關系。從結構模型輸出的結果可以看出,這4個假設都得到了驗證。具體來說,資源利用取向程度與企業關系強度選擇成正比(γ11=0.29,p<0.01),而資源開發取向程度則與其選擇的關系強度負相關(γ21=-0.13,p<0.05);在戰略模式的環境層面上,適應取向與企業選擇的關系強度負相關(γ31=-0.16,p<0.01),而塑造取向則與其關系強度選擇成正比(γ41=0.10,p<0.10)。這一結果揭示了兩方面的含義。一方面,這一結果與相關理論推導結果相吻合,證實了企業不同戰略導向對于其關系強度選擇影響的存在。另一方面,相關結果表明,環境適應維度對企業關系強度選擇的影響顯著高于環境塑造維度。這一現象的產生可能與中國的市場特性相關。作為新興經濟體,我國市場具有高度的不穩定性,企業面臨的環境不確定性程度較高,根據相關理論,這種高度不確定的環境會增加企業塑造性戰略的風險與成本(Wernerfelt&Karnani,1987;Barney,1991),從而抑制其環境塑造取向。所以我國企業環境塑造取向整體水平相對較低,這可能會削弱其與關系強度的關系。相對于不可控的外部環境,由于資源層面更多地取決于企業自身的資源積累狀況,兩個資源維度的差異相對于環境層面來說較低,資源利用與資源開發對關系強度選擇的差異相對不顯著。同時,本研究對作為自變量的外生潛變量間關系(相關而非因果關系)進行了檢驗。結果表明,資源層面的開發與利用維度間,以及環境層面的適應與塑造層面間均不存在顯著的相關性(φ12=0.03,φ34=0.01),這一結果在一定程度上支持了在本研究理論綜述部分提出戰略模式的4個層面劃分時所指出的“各維度之間并非互斥關系”這一論斷。2.關系強度對聯合合作關系的影響假設2提出,作為本模型中介變量的企業關系強度選擇與其關系治理行為水平具有正相關關系,會強化企業的聯合求解與聯合規劃兩種活動水平。同時,從相關理論出發,假設2還提出關系強度與聯合規劃行為強度的相關程度應高于其與聯合求解的相關程度。結構方程模型輸出結果證實了假設2a與2b的結論,企業關系強度選擇與其聯合規劃行為強度間存在著正相關關系(β21=0.20,p<0.10),同時高度的關系強度選擇也會正強化企業的聯合求解行為(β31=0.39,p<0.01)。這說明,高關系強度會強化企業的關系治理行為,提升與其關系伙伴的合作,進而有助于促進雙方績效(Jiang,2007)。但是,關于兩種關系治理行為受關系強度影響程度的對比(假設H2c),假設檢驗的結果得到了相反的結論,關系強度選擇對聯合求解活動強度的影響顯著高于聯合規劃行為。這一結果也與先前的相關研究結論相悖,根據相關研究結論,高關系強度顯著影響了企業對于特定關系的長期取向,而長期取向對聯合規劃行為的強化作用程度要強于對聯合求解活動的正影響(Parkheetal.,1993;Walkeretal.,1997)。對于這一現象的出現,本研究傾向于從中國市場與企業關系特點出發進行解釋。一方面,前文指出,問卷結果顯示出中國企業關系時長普遍較短(3年以下),在這種情況下,關系時長在關系強度這一因子上的負載極低,表明對于中國企業來說,關系強度與關系時長之間缺乏相關性,此時,高關系強度不一定代表著雙方合作關系的長期取向,這就在一定程度上削弱了上述Parkhe、Walker等研究中證實的關系強度對關系治理行為的影響路徑,由于這一路徑對聯合規劃行為的強化更大,其削弱會更多地影響聯合規劃行為的強度。另一方面,本研究認為,這也與中國市場環境的高度不穩定性有關。相關研究結果指出,作為新興經濟,我國市場的產業結構穩定性、信息可證實性、法律權威性等均極低(Luo,2007),在這種情況下,代表著高度專有資產投入的聯合規劃面對著極高的風險,這會降低企業采用聯合規劃行為的意愿。同時,這種高度不確定性也在一定程度上決定了中國企業較短的關系時長,二者之間可能會形成一種潛在的弱化機制,降低關系強度與聯合規劃行為的相關。相反,作為聯合規劃的替代,企業會更加傾向于采用后攝性的聯合求解活動進行與其關系伙伴的合作,這樣一方面可以降低環境不確定性產生的長期性風險,同時也可以使企業享受到關系治理行為的收益。同時,結構模型對于聯合規劃與聯合求解間的相關關系(非因果關系)也做了相關檢驗,結果表明,聯合規劃與聯合求解活動水平間存在著較弱的負相關關系(β32=-0.06,p≈0.10),這與Walker等(2003)等相關研究的結果(二者間弱正相關)相悖。負相關關系表明,兩種活動間存在著一定程度的替代性。結合我國特定市場環境來看,對于處于高度環境不確定性下的中國企業來說,可能會通過采用聯合求解活動替代聯合規劃以降低風險同時享受合作收益。這一結果也部分證實了上文中對于假設2c結果差異的解釋。3.潛在結果:企業假設3提出了關于戰略模式選擇各層面對關系治理行為直接作用狀況的預測。根據相應的結構方程模型檢驗結果可知,假設3a得到了完全的驗證,資源利用取向與聯合規劃與聯合求解兩種行為強度之間均具有顯著的正相關關系(γ21=0.22,p<0.01;γ31=0.15,p<0.05),且其與聯合規劃行為強度的相關程度高于其與聯合求解的相關性。關于資源利用取向對關系治理行為的影響機制,在前文的文獻綜述與假設部分已作了詳細引證與分析,此處不再贅述。假設3b得到了部分驗證,資源開發取向程度與聯合求解活動水平之間存在著顯著的正相關關系(γ32=0.20,p<0.05),但關于資源開發取向與聯合規劃水平的負相關假設未能得到驗證(γ22=-0.01),二者之間雖具有負的相關系數,但并不具有統計學意義上的顯著性。這一結果的產生一方面可能是由于因變量——聯合規劃行為本身的不顯著性而產生,對這一潛在原因前文已有相關論述,另一方面,根據前文的理論推導,資源開發取向與聯合規劃水平間的負強化關系主要通過關系專用性資產投入與企業戰略柔性間的負相關這一潛在路徑產生,而這一路徑也可能經由中介變量——關系強度選擇實現,降低二者之間的直接相關。關于環境適應取向與企業關系治理行為間關系的假設(H3c)得到了完全驗證,環境適應取向與企業的聯合求解行為水平間存在著顯著的正相關關系(γ33=0.31,p<0.01),同時也會負向強化企業的聯合規劃行為(γ23=-0.07,p<0.10)。這證實了本研究的假設,表明以靈活應對外部動蕩環境為主要戰略目標的企業通常傾向于減少長期規劃以規避預測失準產生的外部風險,以及避免聯合規劃行為所帶來的高度關系專用資產投入,而主要致力于通過聯合求解提升自身的環境反應能力。對于假設3d的統計檢驗結果得到了與理論推導不同的結論,企業戰略模式的環境塑造取向與聯合求解水平間的正相關關系得到了驗證,但其顯著程度較低(γ34=0.08,p≈0.10),而其對聯合規劃水平的正強化關系未得到統計意義上的顯著結果(γ34=0.03),這也拒絕了假設3d中環境塑造取向與聯合規劃水平的相關性高于其與聯合求解水平的相關性的推測。究其原因,如前文所述,在我國高度不穩定性的市場環境中,企業采用環境塑造性戰略所面臨的外部不確定性風險極高,這會降低其環境塑造傾向,因此,整體水平較低的環境塑造傾向可能會影響其作用的發揮。同時,由于后攝性的聯合求解行為一定程度上有助于通過提升企業的環境反應能力降低其所面臨的環境不確定性,因此可以在一定程度上中和企業的環境塑造風險,這可能會增強聯合求解與環境塑造間的相關性,相反,聯合規劃行為本身就面臨著較高的不確定性風險,在中國的動蕩市場環境中,這又會進一步加劇企業采用塑造戰略的風險,可能進一步弱化二者之間的相關。4.盈利能力與資源開發傾向和環境適應傾向的關系在本實證分析中,將企業盈利能力(通過其加權平均凈資產收益率與行業平均水平比值衡量,并按其主觀評價調整)(Luo,2007;Lunnan&Haugland,2007)作為控制變量加以分析。結果表明,加入控制變量后,先前各統計分析結果依然成立。同時,對盈利能力因素與部分潛變量間關系的分析得到了一些有意義的結果。具體來說,企業盈利能力與其資源利用傾向之間存在正相關(r=0.11,p<0.10),表明在我國現有市場環境下,充分利用現有資源戰略可以有助于提升企業的盈利能力,相同的情況也出現在盈利能力與環境適應傾向之間(r=0.15,p<0.05)。而在企業盈利能力與資源開發傾向(r=0.03)和環境塑造傾向(r=-0.01)間則不存在顯著的相關。但是,在剔除掉盈利能力較低的50%樣本企業后,企業盈利能力與資源開發傾向的相關性顯著提高(r=0.24,p<0.01),而其與環境塑造傾向的相關度結果也有改善(r=0.08,p≈0.10),這說明,盈利能力強的企業由于現有資源的潛力得以較