合作創新中關系專用性投資的前因及其作用機理*

余海晴，俞兆淵，趙樹寬

（吉林大學 管理學院，長春 130022）

1 研究背景

習近平總書記在黨的十九大報告中明確指出“加快建設創新型國家”，提出“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐”①習近平：《決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利——在中國共產黨第十九次全國代表大會上的報告》，《人民日報》，2017年10月28日，第1 版。。國務院發布的《中國制造2025》中也明確提出“創新驅動”的基本方針②《國務院關于印發〈中國制造2025〉的通知》，http://www.gov.cn/zhengce/content/2015-05/19/content_9784.htm，2015年5月19日。。創新成為推動我國供給側結構改革與經濟結構轉型升級的重要舉措。而隨著技術生命周期的不斷縮短和研發成本的急劇上升，合作創新日益成為創新的主要形式。合作創新成為“加快建設創新型國家”和實現“中國制造2025”目標的重要推手。合作創新是指兩個或兩個以上的企業為了共同的利益，通過合作分享企業間互補性資源進而產生創新成果的過程[1]。合作創新本質上是不同的企業提供自身優勢資源從而實現資源互補的過程。為了能夠順利實現合作創新，在合作關系建立之初需要合作企業投入各自的優勢資源，關系專用性投資（relationship-specific investment，RSI）就是這種優勢資源的重要表現形式之一。關系專用性投資，又稱為交易專用性投資，是企業為支持特定合作項目而投入的具有特殊目的的資產，當改變合作對象或合作關系結束時，該資產的價值會大幅度降低甚至消失[2]。Dyer和Singh[3]指出，合作企業進行關系專用性投資是保障合作創新取得成功的關鍵。

目前國內外學者對關系專用性投資的研究主要集中于以下三個方面。第一，關系專用性投資的負面效應研究。Williamson[4]、Artz 和Brush[5]、王節祥等[6]提出，關系專用性投資會引發資產接收方的機會主義行為。王蘭[7]的研究表明，實物型關系專用性投資會降低創業企業的創新能力。第二，關系專用性投資的正面效應研究。王國才等[8]、Zhao 等[9]、紀雪洪等[10]、周俊[11]、Wu 等[12]提出，關系專用性投資會提升合作創新活動績效和合作企業能力等。Chen等[13]的研究表明，專用性資產投資會提升合作關系的價值。第三，關系專用性投資的治理機制研究。學者們提出關系專用性投資的治理機制主要有法律規制型、組織管理型、經濟制約型和關系導向型等四種類型[14]。Rokkan 等[15]和Lado 等[16]提出信任、關系持續性等因素可以一定程度上抑制關系專用性投資的機會主義效應，促使企業進行關系專用性投資。

總體來說，現有文獻對關系專用性投資的效應與治理機制研究較多，但鮮有學者關注關系專用性投資的前置因素及作用機理，部分學者提出信任、關系持續性對促進企業進行關系專用性投資具有一定的積極作用，但對其中的作用機理認識不夠透徹，這方面的實證研究也比較欠缺。而且，以發達國家合作創新活動為研究對象的實證分析結果不一定符合中國情境，忽視了中國特有因素在合作創新活動中可能起到的重要作用。

因此，本文在國內外現有研究的基礎上，基于資源優勢和社會資本理論的雙重視角，探究資源互補和信任對關系專用性投資的影響，引入承諾作為中介變量，剖析承諾在資源互補和信任影響關系專用性投資中的中介作用；結合中國的現實情境，引入中國特有因素——人情作為調節變量，分析人情的調節作用，從理論上揭示關系專用性投資的前因及其作用機理，彌補現有研究對關系專用性投資前因研究不足的缺陷，推動東西方制度文化背景下的合作創新比較研究，同時為企業參與合作創新活動及進行關系專用性投資提供管理啟示。本文不僅具有重要的理論意義，還有一定的實踐價值。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 資源互補、信任對關系專用性投資的影響

資源互補是指合作聯盟中的各方通過利用組合資源，彌補合作成員各自的劣勢，提高合作聯盟的整體能力，最終實現經營目標[17]。資源優勢理論認為，合作成員間的資源互補能夠使合作聯盟形成資源整合，獲得競爭性的資源優勢[18]。在合作聯盟形成的過程中，企業的資源稟賦起到關鍵的作用[19]。企業通常會尋求擁有自己所需資源的企業，并成為其合作伙伴[20]。Deitz 等[21]提出合作成員間的資源互補對合作意圖、合作聯盟的穩定性具有積極影響。徐二明和徐凱[22]也認為聯盟企業間的資源互補對聯盟的建立及穩定非常重要。企業與合作對象的資源互補程度越高，與對方的合作意愿就越強烈，為獲取對方的互補性資源，企業自然也會相應提高自身的關系專用性投資。因此，本文提出以下假設：

資源互補對關系專用性投資具有顯著的正向影響（H1）。

信任是社會資本理論中的一個重要概念。社會資本理論認為，信任是合作一方對對方的可靠和正直具有信心，它為合作關系的形成提供了可能的環境[23]。但關系專用性投資可能會引發資產接收方的機會主義行為，從而損害投資方的收益。因此，在進行關系專用性投資之前，企業會謹慎選擇合作伙伴，對合作成員產生信任是進行關系專用性投資的前提。企業只有在對合作方產生信任之后，才可能進行關系專用性投資，而且信任程度越高，關系專用性投資的水平可能就越高[24]。因此，本文提出以下假設：

信任對關系專用性投資具有顯著的正向影響（H2）。

2.2 承諾的中介作用

承諾是社會資本理論中的另一個重要概念，它是指一種維持有價值的合作關系的持久性意愿[25]。承諾是合作各方保持關系持續性的顯性或隱性保證[26]，它并不是通過權力和能力影響合作對象，而是依賴“信心”和“意愿”來維系長期合作關系[27]。承諾使合作各方相信保持合作的一貫性對合作關系的形成非常關鍵，從而對合作成員的投資行為具有激勵和約束作用[24]。合作各方的承諾意識和承諾行為，可以促進長期合作關系的形成，進而可能提高合作各方的關系專用性投資水平[11]。Shi 等[28]的研究表明承諾與關系專用性投資之間具有正相關關系。合作成員間的資源互補程度越高，合作關系對合作成員來說價值就越高，合作成員保持這種關系的持久性意愿就越強烈。這種持久性合作意愿，會促使合作成員進行關系專用性投資。合作成員間的資源互補會提高合作方的承諾，進而提高自身的關系專用性投資水平。因此，本文提出以下假設：

承諾在資源互補與關系專用性投資之間具有中介作用（H3）。

信任是合作關系建立的前提，它的重要性在于能使合作各方愿意對這種合作關系進行承諾，提高對合作持續性的預期[27]?；谏鐣粨Q理論的互惠原則，不信任會衍生不信任，同時會降低合作成員之間相互的承諾，使合作關系更多地變成短期交易[29]。而且，承諾具有一定的脆弱性，合作各方只會尋找值得信任的合作對象，以降低長期合作的不確定性。因此，信任是合作成員產生承諾，形成長期合作關系的主要決定因素[30]。Morgan 和Hunt[27]、Perry等[24]也提出在關系營銷和橫向的戰略聯盟中，信任對承諾具有積極的影響，合作成員間的信任程度越高，合作關系中的承諾程度就越高。合作成員間的信任會激發合作方的承諾意識和承諾行為，進而提高自身的關系專用性投資水平。因此，本文提出以下假設：

承諾在信任與關系專用性投資之間具有中介作用（H4）。

2.3 人情的調節作用

在合作創新中，為維持與對方的合作關系，關系專用性投資方需要投入大量的時間、人力和物力等專用性資產，而接收方往往并不需要過多付出，這種資源投入的不對稱性僅基于資源互補、信任和承諾是不夠的，在中國的合作關系中，人情同樣起了非常重要的作用。在中國的一些合作活動中，投資方可能會為表達支持或“還人情”主動與對方合作，資產接收方會因為道義上的責任而與之持續合作，這就是人情原則[31]。人情是日常生活情境中受社會規范集合引導的一種情緒反應，根據施惠者和受惠者兩個角色，可以分為同情和互惠兩個基本子項[32]。在人情原則下，使合作關系保持長期穩定的，除了合作成員間的合同契約，更多的是道德義務。對一個中國人來說，“欠人情”則意味著在未來很難拒絕曾經給予自己幫助的人的求助要求[33]。因此，在合作創新活動中，投資方可能會根據資源互補和信任原則選擇合作者，并與之進行長期合作，而如果考慮人情原則的話，即為了“送人情”或“還人情”，可能會提高關系專用性投資水平，以增強合作雙方的關系強度，從而形成互惠的合作關系。在人情原則的保障下，資源互補、信任和承諾對關系專用性投資的影響會更顯著。Wang 等[34]、Shi 等[28]的研究也表明，人情對信任、長期合作和關系投資之間的關系具有顯著的調節作用。因此，本文提出以下假設：

人情對資源互補與關系專用性投資之間的關系具有正向調節作用（H5）。

人情對信任與關系專用性投資之間的關系具有正向調節作用（H6）。

人情對承諾與關系專用性投資之間的關系具有正向調節作用（H7）。

綜合以上的假設，本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本選擇

本文所需的數據主要通過問卷調查的方式來獲取，調查對象被定位為高技術企業，被調查者均為企業的技術部經理、主管技術的副總經理或總經理，調查樣本主要來自吉林、遼寧和黑龍江三省。正式問卷調查從2016年3月到6月，共歷時四個月，主要通過兩個渠道進行問卷調查。一是聯系遼寧、吉林和黑龍江三省的工商業聯合會、高技術產業孵化器等單位，由它們協助進行調查。二是直接對吉林大學的EMBA（executive master of business administration，高級管理人員工商管理碩士）及EDP（executive development programs，高級經理人發展課程）學員進行面對面的調查。兩個渠道共發放問卷590 份，回收問卷247 份，有效問卷187 份，問卷總有效率為31.7%。對兩個渠道回收的有效問卷進行ANOVA（analysis of variance，方差分析），發現兩組數據不存在顯著的組間差異。此外，運用Harman 單因子法對整個量表進行了因子分析，發現形成的因子只能解釋30.65%的方差，所有變量均被載荷到不同的因子上，而且沒有出現單個因子解釋多數方差的現象。這表明調查數據的共同方法偏差問題并不嚴重，不會影響后續的分析結果。樣本概況如表1所示。

表1 樣本的描述性統計結果

3.2 變量測量

除控制變量外，本研究涉及的其他變量均采用利克特量表的形式來測量?！?”表示非常不符合；“2”表示不符合；“3”表示一般；“4”表示符合；“5”表示非常符合。

1）資源互補

主要借鑒Lunnan 和Haugland[35]、Harrigan[36]的研究，包括三個題項：“在合作項目中，合作方和貴方相互獨立，因為你們提供不同的資源和能力”（RC1）；“在合作項目中，合作方和貴方提供相似的資源和能力”（RC2，反轉題項）；“沒有合作方投入的資源和能力，合作關系可能就不會建立起來”（RC3）。

2）信任

主要借鑒Morgan 和Hunt[27]、Doney 和Cannon[37]的研究，包括四個題項：“該合作項目中的合作方是值得信任的”（TRU1）；“在合作過程中，貴方相信合作方提供的信息”（TRU2）；“在合作過程中，貴方相信合作方會為您的利益著想”（TRU3）；“該合作項目中的合作方非常正直和誠實”（TRU4）。

3）承諾

主要借鑒Palmatier 等[30]、Anderson 和Weitz[38]的研究，包括三個題項：“貴方非常致力于與此合作方保持長期的合作關系”（COM1）；“與短期利益相比，貴方更看重與對方的長期合作”（COM2）；“貴方認為盡最大努力去維持與對方的合作是值得的”（COM3）。

4）人情

主要借鑒Wang[31]、Wang 等[34]的研究，包括三個題項：“當合作方遇到問題時，貴方會表達同情和支持”（RQ1）；“當合作方遭遇困難時，貴方會提供幫助”（RQ2）；“貴方與合作方經?；ハ鄮椭保≧Q3）。

5）關系專用性投資

主要借鑒Jap 和Ganesan[39]、Heide 和John[40]的研究，包括四個題項：“在該合作項目中，貴方投入了很多專門的廠房和設備”（RSI1）；“在該合作項目中，貴方投入了很多的專門技術”（RSI2）；“在該合作項目中，貴方投入了大量的時間和精力”（RSI3）；“為與對方合作，貴方在員工培訓方面進行了大量的投入”（RSI4）。

6）控制變量

企業性質、企業規模、企業近三年參與過的合作項目數量及合作項目期限等因素都可能會影響企業進行關系專用性投資。因此，將以上四個變量作為控制變量。企業性質分為國有企業和非國有企業（包括民營企業、合資企業、外資企業和其他非國有企業）兩類，并分別對其賦值1 和0；企業規模按員工人數劃分為20 人以下、20～299 人、300～999 人、1000人及以上四類，分別賦值為1、2、3、4；企業近三年參與過的合作項目數量用“項目數量”表示，分為1～5 個、6～10 個、11～20 個、20 個以上四類，分別賦值為1、2、3、4；合作項目期限用“項目期限”表示，分為1年以下、1～3年、3年以上三類，分別賦值為1、2、3。

4 實證分析與結果

4.1 相關性分析

在進行回歸分析之前，先對變量的相關性進行分析，以檢驗變量間是否存在多重共線性問題，變量間的相關系數矩陣如表2所示。由表2可知，部分變量間的相關性較顯著，但相關系數均未超過0.6，這表明變量間的多重共線性問題并不嚴重，不會影響回歸分析結果[37]。

表2 變量間的相關系數矩陣

4.2 信效度檢驗

4.2.1 信度檢驗

信度是反映同一變量所有題項答案的一致性程度，通常用Cronbach’sα系數度量。本研究的四個變量和總量表的信度檢驗結果如表3所示。由表3可知，所有變量的Cronbach’sα系數值都大于0.7，而且除資源互補和人情變量以外，其余變量和總量表的信度系數在0.8 以上。因此，量表具有較高的信度，能滿足研究要求。

4.2.2 效度檢驗

效度是指量表能夠準確測出需要測量的概念的程度，可劃分為內容效度、聚合效度和區別效度。本文所使用的量表以現有理論為基礎，曾被多位學者使用，并經領域內多名學者和企業負責人深入探討，因此，量表的內容效度能夠滿足研究的需要。

聚合效度和區別效度均通過驗證性因子分析來檢驗，檢驗結果如表4所示。由表4可知，本研究各變量的標準化因子載荷大多數大于0.7，t值均遠大于2.58，達到了顯著性水平。組合信度均大于0.7，平均提煉方差均大于0.5。同時，由表2可知，各變量平均提煉方差的算術平方根均大于自身與其他變量的相關系數。根據Hair 等[41]的觀點，本研究所使用的量表的聚合效度和區別效度都較好。

表4 聚合效度與區別效度檢驗結果

4.3 假設檢驗

4.3.1 資源互補和信任對關系專用性投資的影響檢驗

本文運用層次回歸分析法對相關假設進行檢驗，在回歸分析之前，對包括交互項在內的所有變量進行均值中心化，以減少研究誤差[42]?；貧w分析結果如表5所示。

表5 回歸分析結果

模型2 的結果表明，資源互補對關系專用性投資具有顯著的正向影響（β=0.370，p＜0.01），H1 通過驗證。模型3 的結果表明，信任對關系專用性投資具有顯著的正向影響（β=0.360，p＜0.01），H2 通過驗證。

因此，資源互補和信任對關系專用性投資均具有顯著的正向影響，二者構成了企業進行關系專用性投資的基礎性動因。Deitz 等[21]的研究表明，資源互補和信任對合作聯盟的穩定性具有顯著的直接和間接作用，這與本文的研究結論有異曲同工之處，本文的研究結論是對這一結論的深化和創新。Gulati 等[20]、Perry 等[24]對戰略聯盟的研究結果也與本文的研究結論一致，即企業會與自身資源互補的企業進行合作，而信任會促進戰略聯盟關系的形成。因此，資源互補和信任會促進合作戰略聯盟關系的建立。為建立合作戰略聯盟，合作成員會進行關系專用性投資。

4.3.2 承諾的中介作用檢驗

根據Baron 和Kenny[43]的研究，中介變量的檢驗需要滿足以下四個條件：①自變量對因變量有影響；②自變量對中介變量有影響；③中介變量對因變量有影響；④當控制中介變量時，自變量對因變量的影響變小或者消失。本研究運用這一結論驗證承諾在資源互補、信任與關系專用性投資之間的中介作用。從模型2 和模型3 的分析結果可知條件①已滿足。模型5 的結果表明，資源互補對承諾具有顯著的正向影響（β=0.221，p＜0.01）。模型6 的結果表明，信任對承諾也具有顯著的正向影響（β=0.582，p＜0.01），檢驗承諾中介作用的條件②得到滿足。模型7 的結果表明，承諾對關系專用性投資具有顯著的正向影響（β=0.358，p＜0.01），條件③也得到滿足。

模型8 的結果表明，在引入承諾變量后，資源互補對關系專用性投資的影響仍然顯著（β=0.305，p＜0.01）且承諾對關系專用性投資的影響同樣顯著（β=0.291，p＜0.01），與此同時，資源互補對關系專用性投資的影響系數由模型2 中的0.370 變為模型8 中的0.305，條件④得到滿足。因此，H3 通過驗證，承諾在資源互補和關系專用性投資之間具有中介作用。模型9的結果表明，信任（β=0.229，p＜0.01）和承諾（β=0.225，p＜0.01）對關系專用性投資都具有顯著的正向影響，而且信任對關系專用性投資的影響系數由模型3 中的0.360 變為模型9中的0.229，條件④也得到滿足。因此，H4 通過驗證，承諾在信任和關系專用性投資之間具有中介作用。

因此，承諾在資源互補、信任與關系專用性投資之間具有中介作用，資源互補和信任不僅會直接對關系專用性投資產生影響，還會通過承諾的中介作用對關系專用性投資產生間接影響。Shi 等[28]對客戶關系投資和關系承諾的研究表明，關系投資會提高關系成員間的承諾。這一結論與本文的研究結論結合起來表明，關系專用性投資和承諾具有相互的促進作用，二者會相互強化，承諾對企業進行關系專用性投資具有顯著的推動作用。企業在選定一個資源互補并信任的合作對象以后，如果愿意與對方保持長期的合作關系，會提高關系專用性投資的水平。

4.3.3 人情的調節作用檢驗

以關系專用性投資為因變量，以資源互補、人情及二者的交互項為自變量，構建模型10。模型10 的結果表明，資源互補×人情對關系專用性投資的影響并不顯著（β=0.056，p＞0.1），H5 未通過驗證，人情對資源互補與關系專用性投資之間的關系并不具有調節作用。以關系專用性投資為因變量，以信任、人情及二者的交互項為自變量，構建模型11。模型11 的結果表明，信任×人情對關系專用性投資具有顯著的正向影響（β=1.152，p＜0.05），而且與模型3 相比，R2的變化顯著，方程的解釋力得到顯著增加。因此，H6 通過驗證，人情對信任與關系專用性投資之間的關系具有顯著的正向調節作用。在模型12 中加入承諾與人情的交互項作為自變量，形成模型13，R2的變化顯著，這表明交互項顯著增加了方程的解釋力，而且承諾×人情對關系專用性投資的影響顯著（β=1.064，p＜0.01），H7 通過驗證，即人情對承諾與關系專用性投資之間的關系具有顯著的正向調節作用。

綜上可知，人情對資源互補與關系專用性投資之間的關系不具有顯著的調節作用，而對信任、承諾與關系專用性投資之間的關系具有顯著的調節作用。這與Wang 等[34]的研究結論類似，Wang 等[34]的研究表明，人情對信任促進長期合作導向的關系具有調節作用。這說明，當企業單純地基于資源互補的目的尋找合作伙伴時，往往不會考慮人情這一“社會”因素，而更多地考慮資源互補這一“技術”因素。只有當企業對合作方產生信任并愿意與對方長期合作時，人情這一“社會”因素才會發生作用。

4.4 穩健性檢驗

雖然在回歸分析中控制了合作項目期限的影響，但由于合作項目期限對合作成員之間的信任、承諾和關系專用性投資影響較大，不同的合作項目期限，合作企業的信任、承諾和關系專用性投資水平都可能存在較大差異。因此，機會主義效應根據合作項目期限的不同，將樣本分為兩組。一組為合作項目期限3年及以下的，共105 個樣本；另一組為合作項目期限3年以上的，共82 個樣本。機會主義效應運用層次回歸分析法，分別對這兩組樣本進行分析?；貧w結果表明，大部分變量的符號基本未變，特別是主要假設的檢驗結果均沒有改變。資源互補和信任依然對關系專用性投資具有顯著的正向影響，承諾的中介作用在兩組樣本中也都依然顯著，人情仍然在信任、承諾和關系專用性投資之間具有調節作用，而對資源互補和關系專用性投資之間的關系不具有調節作用。因此，本文的研究結果具有一定的穩健性。

5 研究結論與啟示

5.1 研究結論

本文基于資源優勢和社會資本理論，提出合作創新中關系專用性投資的前因及其作用機理模型，并進行實證檢驗，共得到以下結論。

第一，資源互補和信任對關系專用性投資具有顯著的正向影響，二者是企業進行關系專用性投資的基礎性動因。資源互補是企業進行關系專用性投資的“物質基礎”，信任是企業進行關系專用性投資的“情感基礎”。

第二，承諾在資源互補、信任與關系專用性投資之間具有中介作用。合作成員間的資源互補和信任會提升合作方的承諾，進而提高關系專用性投資。

第三，人情對信任、承諾與關系專用性投資之間的關系具有顯著的調節作用，而對資源互補與關系專用性投資之間的關系不具有顯著的調節作用。

5.2 管理啟示

本文對企業參與合作創新活動、進行關系專用性投資具有一定的管理啟示。①企業在尋求合作伙伴時，應積極尋找與自身資源互補的企業，并重視雙方信任關系的建立，通過相互之間的資源互補和信任，來獲取對方關系專用性資源的投入。②企業在確定一個合適的合作伙伴以后，應表現出長期合作的意愿，以贏得合作成員的承諾，從而促進合作雙方均主動為合作關系投入關系專用性資源。③在合作關系中，企業要重視合作伙伴間的“人情”。對于需要幫助又值得幫助的合作伙伴，要主動地給予幫助，提供對方迫切需要的關系專用性資源；對于在合作中投入關系專用性資源，給予自己幫助的合作伙伴，應記住對方的“人情”，盡可能為合作關系做出自己應有的貢獻，最終形成長期互惠的合作關系。

5.3 研究展望

本文對關系專用性投資前因及其作用機理的研究取得了一定突破，但仍存在一些需要進一步解決的問題。第一，合作創新往往是一項長期活動，關系專用性投資也是多次持續的，投資者初次投資獲得的收益可能會對下一次投資產生影響。因此，未來將運用動態持續的視角對關系專用性投資的前因及其作用機理進行研究，探究信任、承諾與關系專用性投資之間可能存在的動態交互作用。第二，關系專用性投資的前因、效應和治理機制的選擇是一個完整的決策過程。未來將把關系專用性投資的前因、效應和治理機制納入統一的分析框架，剖析三者之間的相互作用關系，解析企業進行關系專用性投資的全過程。