创新强度范文

创新强度范文（精选8篇）

创新强度 第1篇

关键词：企业网络强度,组织学习能力,技术创新能力

1 绪论

1.1 研究背景

创新的强度决定了一个国家的命运,创新可以带来一个国家巨大的进步。在全球经济进入20世纪以来,由于高速发展的信息技术的应用,以及全面的经济全球化,使得企业间的竞争逐渐加大。

在市场经济的迅速发展的大环境中,技术创新不仅仅指某项发明或某项发现,而是是否拥有将企业现有的或是从外部获得的知识转换成自身的生产能力,并促进企业的快速发展。企业逐步提高自身将知识转化为竞争的本领,才能在残酷激烈的市场中发展下去。

现在的社会,市场环境不断变化,创新产品或服务多种多样,不管是同行业或是行业间的竞争都不断加大。如果提高企业的创新能力可以增强企业在市场大环境下的竞争强度[1]。如果某一个企业团体杜绝与其他企业的合作利用现有知识研究开发新的产品或是服务变得天方夜谭。

企业需要自身的资源以及外部获得资源共同为企业的发展所利用才能实现企业的技术创新息[2]。因此,网络可以不断使企业创造核心竞争力。

1.2 问题的提出

目前很多学者都在其已有研究中说明了企业的网络关系强度和企业的创新能力之间存在怎样的关系,但以下几个重要的相关问题仍值得进一步关注和研究:

1)对企业的网络强度和企业的技术创新能力两个变量内部间具体存在怎样的影响关系的研究还不透彻。

2)企业的学习能力在企业的网络强度和企业创新能力中一直扮演着怎样的角色,仅从目前的研究来看,国内外学者现有的研究中,把企业的组织学习能力作为其中的一个变量融进网络强度和企业的技术创新能力的关系中去是很少见的。

3)企业的网络强度是否在企业的学习能力的影响下更大程度的促进企业的创新能力的提高?

1.3 创新点

本论文在微观层面(企业),采用的是河南省平顶山市产业集聚区内的企业,将企业网络强度与企业技术创新能力两个变量之间的关系作为本研究的主线展开,同时研究企业的组织学习这一变量的影响关系,通过各种理论分析探讨企业的网络强度和企业技术创新能力的相互关系。

2 理论基础与文献综述

2.1 网络强度相关理论

在人类社会学的研究领域中,其中包括大量的对社会网络结构相关研究,有关网络的概念意义也最早源于此。人类学上的专家认为,网络是一条联系社会各界成员的纽带。从上世纪90年代以来,全球的商业环境不断复杂多变,不断提高的经济全球化,使得企业之间的竞争加剧。基于这种背景,世界各国均采用了不同的网络结构,比如韩国采用的“财阀网络”、日本采用的“系列网络”、意大利采用的“集群网络”,这些结构形式的运行效率都很高,这些现象的出现,说明企业之间的竞争模式已经发生了变化,合作和竞争的模式已不再是过去的模式,企业之间的竞争模式由传统的个体竞争被现在的结盟群体企业所代替,这些都说明了企业研究逐渐由个体跨越到网络研究的方向。

当今企业的组织模式的改变一部分是源于出现了企业网络,这种变化也给企业组织带来了可以实现的创新点。企业组织的形式经过长时间的演变出现过很多种不同的形式,每一种形式都是为了更好地促进企业的发展,企业网络形式的出现也是如此[3]。

本研究中设计的企业网络主要是指企业与客户、供应商、科研机构、金融机构的联系[4]。由于出于不同的目的企业与外部的各种企业和组织机构会形成各种关系,这种关系包括网络强度、网络密度、网络中心性、成员之间的互利等等[5]。

2.2 组织学习能力的相关理论

企业员工通过学习不仅提高个人的能力和知识,也可以使个人的能力和知识转化为企业的能力和知识,改善整个企业的经营状况和整体素质。大多数学者基本上都是从学习的性质、过程、结果三个部分来定义组织学习[6]。实际上,组织的学习是一个双向的过程,学习一方面是从企业所处的环境中学习,另一方面企业里有价值的信息也会被其他企业所吸收运用。这样看来,这是一个良性循环的过程,双方都获益。组织学习是组织中的成员进行的学习,但是学习的结果不仅有益于个人,更会通过一定的方式转换成组织、团队的学习,最终达到整个组织的学习。

本研究中涉及到的组织学习能力是指组织在生产经营活动中创造、获得、传递知识的一种组织能力,并根据获得的知识纠正自身的行为的一种过程[7]。

本文将组织学习能力划分为学习承诺、系统观点、开放与实验、知识转移与整合[8]。

2.3 技术创新能力的相关理论

国外学者认为,现如今社会中有关技术创新的研究的源头是马克思《资本论》一书中提到的有关“技术创新”和“发明”的研究[9]。

大多数学者都认为技术创新能力是企业将从内、外部获得的资源进行融合、吸收之后被自身所用。管理的相关学科上关于技术创新的概念认为它是有关设想、研究、开发、生产的过程。

本文的研究内容是在有关概念及指标的了解与掌握的基础上,主要从产品、工艺的创新性这两方面对创新能力进行度量[10]。

3 模型构建与研究假设

3.1 模型构建

根据前文对相关理论和文献的分析,可构建出本文的概念模型,如图1所示。

3.2 研究假设

有关企业的网络强度和组织学习能力之间,本研究提出以下假设:

H1-1:企业的网络强度对学习承诺的影响是正向的;

H1-2:企业的网络强度对系统观点的影响是正向的;

H1-3:企业的网络强度对开放与实验的影响是正向的;

H1-4:企业的网络强度对知识整合与转移的影响是正向的。

有关企业的网络强度和技术创新能力,本研究提出以下假设:

H3-1:企业的网络强度对企业的产品创新能力的作用是正向的;

H3-2:企业的网络强度对企业的工艺创新能力的作用是正向的。

有关企业的组织学习能力和技术创新能力,本研究提出以下假设:

H2-1:学习承诺对企业的产品创新能力的作用是正向的;

H2-2:学习承诺对企业的工艺创新能力的作用是正向的;

H2-3:系统观点对企业的产品创新能力的作用是正向的;

H2-4:系统观点对企业的工艺创新能力的作用是正向的;

H2-5:开放与实验对企业的产品创新能力的作用是正向的;

H2-6:开放与实验对企业工的艺创新能力的作用是正向的;

H2-7:知识整合与转移对企业的产品创新能力的作用是正向的;

H2-8:知识整合与转移对企业的工艺创新能力的作用是正向的。

4 研究设计

4.1 研究样本

作者进行正式调研时在集聚区内发出300份调查问卷,一共收回了240份,收回的问卷中有220份是有效的,即本次正式调研问卷的回收率是73.3%。

4.2 描述性统计分析

本文主采用百分比分配等方法描述对所选样本的特性,其中包括调查企业的成立年限、企业的规模、注册资本的多少、企业所属行业、高新技术的认定情况等等。具体分析结果如下:

本文的样本企业的成立时间情况:在所有抽样企业中,成立时间1到5年的有72家,5到10年的有57家,10到15年的有54家,15年以上的有37家。具体情况见表1所示。

本研究的样本企业的规模大小分布情况:在所有抽样企业中,小规模的有52家,中等规模的有93家,大规模的有75家,详细分类见表2所示。

有关样本中企业的注册资本的分类情况如下:有23家资本小于100万,有30家资本大于100万小于等于500万,有38家资本大于500万元小于等于1 000万元,有53家资本大于1 000万元小于等于5 000万元,企业的资本大于5 000万元小于等于10 000万元的企业有37家,有41家样本企业资本大于10 000万元。具体情况如表3所示。

在本文研究的企业中,高新技术认可情况:在220家抽样中,有19家是国家级技术认定者,有38家是获得省级高新技术认定,有67家是获得市级高新技术认定,有96家未获得高新技术认定。具体情况如表4所示。

在本文研究企业所在行业的分类中:在所有抽样中,有113家属于工业,有107家属于其他行业。具体情况如表5所示。

4.3 信度分析

本研究的信度检验的研究结果如下表6和表7所示。

由表6分析结果发现,本次调查问卷的总体信度为0.875,说明本次研究的研究数据总体上具有较好的内部一致性。

由表7求出信度检测的结果,在表中各个潜变量的Cronbach′s a值都达到了0.7以上。根据上面的分析结果可以说明,各个变量的量表均体现出较高内部的一致性,本研究的量表具有较高的信度。

4.4 因子分析

本文采用SPSS16.0软件对问卷进行因子分析,首先提取较少的因子来代表原来问卷中的变量,方便研究,其次对提取的因子进行方差旋转。效度检测采用的指标是Bartlett参考值和KMO值。

4.4.1 企业的网络强度因子分析

由表8发现,企业的网络关系强度因素的KMO值为0.878,Bartlett的值为0.000,说明此次调研的数据可以做有关因子方面的分析。

由表9发现,企业的网络强度因素能提取出1个公共因子,累积方差贡献率为85.793%,包括的可测变量是A1-A5。

4.4.2 企业的组织学习能力因子分析

由表10发现,企业的整体组织学习能力KMO值是0.857,Bartlett的数值为0.000,说明本研究的数据在理论上达到统计学上的指标数值,可以做因子分析使用。

由表11发现,企业的组织学习能力因素可以提取4个公共因子,累积方差贡献率为83.753%。由表12可知,因子X1包括可测变量B1—B3,作者将该潜变量命名为“学习承诺”,因子X2包括可测变量B4—B6,作者将该潜变量命名为“系统观点”;因子X3包括可测变量B7—B9,作者将该潜变量命名为“开放与实验”;因子X4包括可测变量B9—B11,作者将该潜变量命名为“知识转移与整合”。

4.4.3 企业的技术创新因子分析

由表13发现,企业的整体技术创新能力KMO值是0.879,Bartlett的数值为0.000,说明此次预调研的数据可以做有关因子方面的分析。

由表14发现,企业的组织创新能力因素提取出了2个公共因子,方差的累积贡献率为85.016%。由表15可知,因子X1包含的可测变量是C1—C3,作者将该潜变量称作“产品创新能力”,因子X2包含的可测变量是C4—C6,作者将该潜变量称作“工艺创新能力”。

5 数据分析与假设验证

5.1 结构方程模型分析

5.1.1 模型适配度分析

使用AMOS22.0软件绘制本研究的模型图。

经检测模型的各项参考指标和实际指标如表16所示。

从表16可以看出,本研究的指标都在统计学意义上的可以接受范围之内,即作者构建的模型有较好的拟合度,模型构建合理。

5.1.2 模型假设检验

1)采用结构方程模型分别检验企业网络关系强度与企业的组织学习能力4个维度之间的假设关系是否成立。

模型中企业网络强度与企业的组织学习能力各个维度的路径系数以及各变量之间的显著关系如表17所示。

注:路径值均为标准化的值,***表示P<0.001,**表示P<0.01,*表示P<0.05

表17中,若P值<0.05,则表示两个变量之间关系显著;若P值<0.001,则表示两个变量之间非常显著;若P值>0.05,就代表两个变量之间没有本研究中的关系。由表17可以看出,各个变量之间的关系均显著,并且由表18可看出假设H1-1、H1-2、H1-3、H1-4均成立。

2)使用结构方程模型分别检验企业的组织学习能力的4个维度与企业的技术创新能力的2个维度之间的假设关系是否成立。

模型中企业组织学习能力各个维度与技术创新能力各个维度的路径系数以及各变量之间的显著关系如表18所示。

注:路径值均为标准化的值,***表示P<0.001,**表示P<0.01,*表示P<0.05。

表18中,如果P值<0.05,则表示两个变量之间关系显著;若P值<0.001,则表示两个变量之间非常显著;当P值>0.05时,代表了两个变量之间没有显著关系。由表18可以看出,变量之间关系都为显著,并且由表18可看出假设H2-1、H2-2、H2-3、H2-4、H2-5、H2-6、H2-7、H2-8均成立。

3)假设检验企业的网络程度与企业的创新能力各个维度。模型中企业网络程度与企业的创新能力各个维度的关系结果表19所示。

注:路径值均为标准化的值,***表示P<0.001,**表示P<0.01,*表示P<0.05。

表19中,若P值<0.05,则表示两个变量之间关系显著;若P值<0.001,则表示两个变量之间非常显著;若P值>0.05,代表了两个变量之间没有显著关系。由表19的数值可以看出,各个变量之间的关系都是显著的,并且由表19可看出假设H3-1、H3-2均成立。

5.2 假设的检验结果

本研究第1、2、3小节主要运用运行AMOS22.0统计分析软件对样本数据进行分析,验证作者提出的假设,由以上的检验结果表明,本研究提出的14个假设在实证分析研究后基本上得到了支持。

1)企业的网络强度对企业组织的知识整合与转移、系统观点、学习承诺,开放与实验,存在着显著的正向影响,即在企业构成的网络中成员间的的来往越密切,企业的组织学习能力就越强。

2)企业的组织学习能力4个维度分别对企业的创新能力的2个维度存在显著影响,即如果学习能力越强,那么创新能力也越强。

3)企业的网络关系强度对企业的产品创新能力、工艺创新能力的影响是显著的,即关系越紧密,就越能够促进创新。

6 研究结果与讨论

6.1 企业的网络强度对创新能力的影响

在日渐复杂的技术创新环境下,某个企业单独依赖自已的能力很难在市场大环境中持久稳定的生存下去。因此,企业考虑到永久的发展,开始考虑到使企业网络成为企业创造核心竞争优势的重要途径。基于此,在前人研究的基础上作者提出研究假设H3-1:企业的网络强度对企业的产品创新能力的影响是正向的。H3-2:企业的网络强度对企业的工艺创新能力的影响是正向的。在理论模型(路径系数γ13=0.549***,路径系数γ14=0.563***)中这两个假设均得到了验证。也就是说企业与其他关联者的往来越密切,就越能提高企业的创新能力。这与Hsu[11]等学者的研究结论相一致。

纵观目前中国的经济发展状况,我国目前处在经济改革的关键时期,在激烈的竞争环境中,企业若想谋求自己的稳定发展,只有攻克自身在技术创新方面的缺憾,才能追求企业的做强做大,就可以在竞争激烈的环境中获胜。

6.2 组织学习能力的影响

如上文所述,企业网络成员之间的互动有利于形成一个资源传递和知识同享的环境,企业的组织学习能力是一种对信息资源的编码、利用反反复复的一个过程,在这个过程的最后环节企业将这种信息资源进行市场化有利于企业的生存发展,成为企业技术创新的动力。因此,作者关于企业的学习能力提出以下假设:

假设H1-1,H1-2,H1-3,H1-4,H2-1,H2-2,H2-3,H2-4,H2-5,H2-6,H2-7,H2-8。

通过研究发现,这些假设都得到了支持。即网络中企业与其他成员之间得联系越紧密,就会使企业的组织学习能力越强。这与Coleman[12]等学者的研究结论相一致。同时,企业的学习能力越强,越能促进企业创新能力的提升,验证了大部分学者的结论[6]。

有关组织学习能力的影响机理是:企业网络强度→组织学习能力→技术创新能力,由此可知,在学习能力的影响下,企业的网络强度会对企业的创新能力产生影响。

6.3 本研究的局限性

本文作者使用的数据样本来源主要是来自河南省平顶山市产业集聚区的企业,因此受到地理位置上的约束和限制,从某种意义上来说对本研究的研究结果的代表性造成了影响,并影响了实证部分的结论。在日后的研究中,应当采取更加广泛的数据作为样本,使得样本数据具有更强的典范性和包容性。在此基础上,也可以采取不同产业集聚区内企业的特征,采用比较分析方法,对研究数据分析比较得出结论,从而使得研究具有更强的说服力和科学性。

参考文献

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[11]HSU W H.A position paper on statistical inference techniques which integrate neural network and bayesian network models[J].In International Conference on Neural Networks(ICNN-97),1997,15(5):51-53.

创新强度 第2篇

【关键词】船舶 基础理论 案例式教学 创新

【基金项目】船舶与海洋工程应用型创新人才培养模式探索与实践；船体强度与结构设计课程教学改革探索与实践（2014ZD03），

本文获得山东省研究生教育创新计划项目SYDD12151支持。

【中图分类号】G64【文献标识码】A 【文章编号】2095-3089（2015）07-0245-02

船体强度与结构设计是我校船舶与海洋工程专业的一门十分重要的专业课程，课程内容繁多且较难，里面涉及大量的船体结构等专业概念，初步接触有一定的难度去学习理解。课程包含的内容主要以杨代盛教授编著的《船体强度与结构设计》一书为基准，主要有船舶静置在波浪上的外力计算，总纵强度计算，扭转强度计算，船体结构设计，船体局部强度设计，等内容。该课程的计算内容多，计算量大，且与材料力学，船舶结构力学紧密相关，传统式教学过程中学生只是机械式接受二维的文字及图片，导致学生学习这门课程难度十分大。所以，使用创新性的教学方法和手段是老师在教学过程中必须要探讨的问题。

一、教学现状

（一）教学手段

现在工科教学过程中特别是船体强度结构设计课程中，由于存在大量的计算，因此进行传统式的板书是必不可少的教学手段。传统式板书教学只能进行大量的枯燥的计算原理、公式，计算过程的推导运算，无法全面呈现比较生动形象的跟课程相关的图片甚至视频等其他创新性的内容。

（二）课堂氛围

由于传统式的板书教学使得课堂气氛不是很活跃，该课程教学过程中，学生也只是枯燥的听课和进行纸质笔记，学习效率十分低，加之本课程本身就是一门比较难的课程，大量的计算使得课堂气氛十分沉闷。

（三）课程教材

由于船舶与海洋工程专业是一门专业型比较强的专业，其专业课程设置也涉及到船舶的各个方面，因此进行教学需要比较资深的船舶人才进行编著教材才能比较科学全面的介绍船舶。所以目前比较难的课程都是使用比较老的老教授编著的比较老的教材，导致教材更新比较慢。目前我校该专业的学生学习这门课程使用的是杨代盛教授编著的《船体强度与结构设计》一书，该书包括船舶静置在波浪上的外力计算，总纵强度计算，扭转强度计算，船体结构设计，船体局部强度分析，上层建筑强度及设计，应力集中七章内容。该书出版年代久远，书本清晰度较差，很多文字图片无法识别或识别困难。

二、存在的问题

（一）教学内容多而杂

现在的船体强度与结构设计要教授的内容十分繁杂，要教授的七章内容分别为船舶静置在波浪上的外力计算，总纵强度计算，扭转强度计算，船体结构设计，船体局部强度分析，上层建筑强度及设计，应力集中。而且这些内容都存在比较大的难度，不是十分简单的计算内容分就可以掌握的，因此要想在32个学时内教授七章内容而且让学生能够有比较好的掌握这是比较困难的。

（二）教学手段落后且单一

由于船体强度与结构设计存在大量的比较繁杂的计算以及计算原理与公式的推导，所以仍旧以传统式的板书为主，多媒体为辅的教学方式进行教学，但是板书大多数为公式的推导，多媒体也只是简单的进行概念的陈列，所以教学效果不甚理想。而且教学除了板书和多媒体在没有其他的辅助教学手段，例如实验，和实际模型制作。单一的教学手段也导致了教学效果不甚理想。

（三）课堂气氛不活跃

船体强度与结构设计课程本身存在比较大的学习难度，加上教学的单一性和学生本身的学习态度问题，导致在平时课堂上的学习氛围不是很活跃，课堂气氛比较沉闷和单调，学生学习的积极性也不是很强。

三、新的教学措施

鉴于该课程教学存在比较多的问题，因此，进行一定的教学改革，寻求新的教学方法是十分有必要的。可以从以下几个方面进行着手。

（一）开展船舶讲座，提高学习兴趣

我们知道，学生学习兴趣是进行研讨的最主要动力，所以只要学生有了一定的兴趣，开展课堂教学就有了一个新的开始和发展。在课程最初步的几个课时时间里面，可以开展世界新型船舶前沿讲座，进行船舶科普知识的普及，开展讲座的同时可以进行船舶新形式新结构大讨论，进行微型船舶基础科普知识竞赛。 与此同时，可以针对军用船舶舰艇进行一定的探讨，还可以联系国际形势，充分调动学生对于船舶学习的积极性，培养学生学习船舶的兴趣。开展船舶事故学习，提高船体强度和结构设计的重要性。

（二）重视船舶结构认识，注重船体基础知识

虽然，在学习船体强度和结构设计这门课程之前学生已经学习了不少关于船舶结构的知识，但是其学习不是很全面和扎实，学生实际掌握的船体结构的知识太少，因此也造成了学习本课程的有比较大的难度。因此，在开展讲座之后可以在2-3个课时的时间里进行船体结构的基础认识，例如船底板结构，船舷侧结构，甲板结构，舱壁结构甲板室结构等等，了解船体结构计算简化模型，例如，船舶板结构，船舶梁单元，船体中的骨架以及船底结构等结构的计算模型简化。只有充分了解了这些基本的船体结构知识，才能进一步进行船体强度的相关理论的学习。

（三）计算机辅助，案例式教学

由于学生对于传统的老师讲授学生听取这种模式已经产生了一定的免疫，所以其教学效果不是很理想。所以开展一种新型的教学手段十分必要。经过几个学期的教学实验，开发了一种案例式工科教学模式，通过计算机软件的辅助，进行大型计算案例的计算，将学生充分调动起来，参与其中，一起学习探讨。老师进行指导，成立学习小团队，采用合作模式，一起完成教学小课题。与此同时，进行计算机Excel软件编制结构计算模型，有效提高了计算能力，节省板书书写时间。endprint

案例式教学模式能充分调动学生的学习积极性，提高学生的团队合作意识，自我解决和合作解决问题的能力。有效的提高了课堂教学的效率，也使沉闷的课堂变得十分活跃，学习氛围也比较浓厚。而且，在这种模式的学习下，能充分的将船体基础理论知识融入到其学习过程中，避免了多媒体单调式的概念陈列。教学模式新颖。

计算机软件的辅助教学，从另一个方面增强了学生自我学习和动手计算的兴趣。课堂本身的枯燥有了计算机的融入，使得教学氛围变得比较活跃。而且进行新型计算模型的编制可以激起学生学习兴趣，也有利于学习研究的开发。

（四）板书多媒体交互式利用

虽然传统式板书比较的死板，也不具有重复性，但是合理板书，条理规划板书结构，有效利用板书，可以有效地引导学生学习，循循善诱，领着学生，跟上老师的思路。同时进行多媒体播放教学PPT，教学视频或者动画，使得学生有比较形象生动的理解课本知识，且可以活跃课堂上的气氛。

（五）船体结构强度与有限元分析结合教学

传统的教学课程内容大多是结合材料力学、结构力学等知识，将整个船体看作一个力学模型，采用力学中常用的计算方法来对整个船体进行计算。由于将整个船体模型化，导致了计算结果的大致性，大多数细节问题采用比较笨拙的积分计算，这样从计算结果上来说并不准确，而且在今后学生们的工作中也无法将课堂上学习到的方法直接运用到实际的工程项目中。因此，在现阶段的船体强度与结构设计课程的教学过程中，应该更多地与今后工作的具体项目相结合。所以开展有限元分析，将现有的有限元分析软件例如ANSYS、abaqus等软件运用到课堂教学过程中，同时将力学的计算方法用语原理讲解。让学生们既懂得软件运用，在以后的实际工作中能直接用以实践，又能让学生们更加直观的了解课程中的一些计算过程以及重要原理，实现课堂教学效率最大化。

四、结语

船体强度与结构设计是我校船舶与海洋工程专业的一门十分重要的专业课程。该课程的计算内容多，计算量大，且与材料力学，船舶结构力学紧密相关。所以，如何提高这门课教学效果，同时结合科技最新成果进行教学改革， 在教材和教学模式上开拓创新，以满足新世纪培养新式复合型人才的要求，是我们当前教学研究的重点。与此同时，课程内容的更新更新换代要紧跟时代的步伐，对教学内容进行合理选取也要跟其它课程紧密相连，环环相扣。总之，只要针对船舶强度与结构设计该课程具体情况，不断改善和完善教学手段，才能使得枯燥沉闷的学习变为有趣的科学探索，从而使学生的知识水平和综合能力得到十足的提高。

参考文献：

[1]李昌良.《船舶强度与结构设计》教学中的几点思考[J]，科技创新导报2010（4）.

创新强度 第3篇

自Freeman[1]提出创新网络之后,创新网络既可以共享知识又可以分担风险,成为了解决快变市场环境下技术创新问题的一个最佳模式[2]。随着创新网络优势被业界认同,关系强度作为最重要的网络结构特征一直是学者们关注的焦点。

然而,围绕着关系强度,学界一直存在着2种对立的观点: Coleman[3]和Larson[4]认为强关系有利于企业与其它行为主体建立信任,形成规范促进交流,使信息搜寻者更好地理解新知识,能更有效地促进企业的技术创新; Granovetter[5]和Burt[6]认为弱关系能够更好地传递新鲜的知识和信息,通过弱关系给企业带来的非冗余的信息更有利于企业的技术创新。双方学者围绕着己方观点进行了大量的理论探讨和实证分析。目前,学界比较认可的观点是通过双元创新能力这个中介机制来解释关系强度与创新绩效之间的悖论: 强关系加深了知识的交流和理解,有利于复杂知识和编码化知识的传递,从而提升了渐进式创新能力,促进了创新绩效; 而弱联系带来的异质性信息更容易激发全新的创新思路,有利于培养突破式创新能力,从而提升创新绩效。那么,在创新网络结构中,企业应该与哪些类型的行为主体保持强关系,又与哪些类型的行为主体保持弱联系才能更好地提升创新绩效? 为提升企业创新绩效,与某类行为主体的关系是否会发生变化? 此外,由于网络结构中各行为主体之间往往存在高度相互依存关系,使得在分析企业与其它行为主体的关系时应该遵循 “系统性、整体性和协同性”的原则[7],而以线性因果关系为基础的定量统计和建模研究方法只能孤立地分析单个自变量与因变量间的相关性,无法满足上述要求。

本文利用北京中关村科技园区167家企业为样本,采用定性比较分析( Qualitative Comparative A- nalysis,简称QCA) 来解决这些问题。QCA方法适用于复杂的成分配置分析,它认为若干个要素的不同配置组合会产生一个特定结果[8]。本研究发现, 不同行为主体间关系强度要素配置的3个条件组合构成了创新绩效提升的充分条件,其中,与行业内企业保持强关系是提升创新绩效的必要条件。本研究弥补了现有研究对不同行为主体间相互关联性关注的不足; 第二,研究发现使管理实践者能够识别出应该与哪些行为主体保持强关系、与哪些行为主体维持弱联系,且找到了能够提升创新绩效的若干个可以互相替代的关系强度要素组合,这给予了管理实践者成功提升创新绩效的准确处方。

2构建模型与研究方法

2. 1不同行为主体关系强度要素构建模型

Freeman最早提出创新网络( Innovation Net- work) 的概念[1],他认为创新网络是应付系统性创新的一种基本制度安排,其主要表现为企业间的创新合作关系,网络中的基本要素是企业和联结。池仁勇[9]认为只有企业与联结是一种生产网络,创新网络是企业创新活动过程中与外部组织,如供应商、 顾客、竞争对手、大学、科研院所、政府、金融机构以及中介机构等,形成的正式与非正式联络的开放的稳定结网关系。Pekkarinen等[10]认为创新网络的巨大优势主要来自异质化的参与主体,包括企业、 高校、科研所和中介结构等。解学梅[11]认为在开放式创新的时代背景下,创新网络是企业通过正式的契约关系或非正式的社会关系与其它企业、高校、 科研机构、政府部门等联结形成协同合作网络。在文献回顾的基础上,本文将创新网络中的行为主体根据其职能不同分为政府部门、高校和科研机构、 同行业企业( 如供应商、顾客、竞争对手) 、中介机构和协会以及金融机构共5种类型。

在个体企业为视角的创新网络( Ego Innovation Network) 中,企业作为中心主体必然与其它各行为主体存在联结关系。关系强度是一个连续的变量, 具有不断弱化或强化的特征,当它在极强和极弱2个端点中间连续变化时,企业的创新绩效必然也发生变化[5]。Krackhardt[12]通过朋友与顾问两种角色形象地刻画出强关系、弱关系与创新的差异性关系。 当企业与社会关系中其它主体建立了高度信任的朋友关系时,这种关系会产生信息和知识的共享,降低创新成本提高效率,有利于渐进式创新,但这种密切的朋友关系又容易产生互相依赖,不利于企业去结识新伙伴获取新鲜的信息和知识,因而不利于突破式创新,此时,如果与部分行为主体保持不需频繁接触的顾问关系,既可以降低关系维护成本, 又可以及时获取非冗余的信息。由此可见,当企业与其它不同类型的行为主体保持合适的关系强度时, 就会获取企业创新所需要的资源,提升创新绩效就可能发生。换言之,当把不同类型行为主体的关系强度要素进行合理配置时,创新绩效提升就可能发生。由此,本文提出创新绩效提升的不同主体关系强度要素构建模型如图1所示。

2. 2研究方法

为探究创新网络中中心企业与不同类型行为主体的关系强度要素配置与创新绩效的因果联系,本文采用国际上正悄然兴起的定性比较分析( Qualita- tive Comparative Analysis,简称QCA) 方法。该方法由社会学家拉金( Ragin)[13]首创,基于架构理论和整体论的原理,能够对多个并发条件组合而成的前因与结果做出有效的因果解释。近年来,随着该方法的发展和成熟,越来越多的西方学者将QCA应用到管理学领域[14]。国内学者也注意到它不同于一般统计方法的独特价值[7],QCA是一种以案例为研究对象,将案例作为多个并发条件的组合。所谓多个并发条件组合,是指一个条件对结果的影响同时取决于其他条件,比如A* B→Y,表示条件A和条件B同时出现会导致Y发生,当然引起结果Y发生的条件组合不止一个: a* C→Y,这表示当条件A不出现且同时条件C出现时会导致Y发生。QCA可以系统地分析十几个、几十个至数百个数量的样本。 鉴于本文研究的是导致创新绩效提升的创新网络中不同行为主体关系强度要素的配置,QCA是非常合适的方法。

3数据收集、测量与分析

3. 1数据收集与测量

本研究于2013年以北京市中关村科技园区的企业为调查对象,采用调查问卷方式获取数据。首先, 对潜在的目标企业进行电话联系,筛选出有意向参与调研的信息提供者,通过与5家企业中层管理者的深入访谈,对问卷的题项作了微调。调查问卷主要由企业的中、高层管理者填写,在向300位问卷填答者明确填写要求后发放调查问卷。经过整理后, 剔除了无效样本( 如数据缺失严重、答案呈明显规律性) 后,共计回收有效问卷167份,有效问卷回收率56% 。

本研究主要参考国外经典文献中成熟量表测量的主要变量。参酌Capaldo[15]和Granovetter[5]的研究,用结点间交往频率、认识时间和情感强度3个指标测量关系强度; 参照Fishcher[16]的研究,分别从新产品销售收入比、产品创新比、工艺创新比3个指标测量创新绩效。

3. 2信度和效度分析

本文使用EQS6. 1软件进行验证性因子( CFA) 分析,使用SPSS17. 0软件进行描述性统计分析,以计算出各变量的平均提炼方差( AVE) 和综合信度系数( CR) 。

基础研究的信度系数可接受值为0. 8,由表1可知,各构念的Cronbach’ s α 系数和综合信度系数( CR) 都大于0. 8,且各题项与总分的相关系数较高,表明各构念有较好的内部一致性,测量信度通过检验。

从验证性因子分析结果来看,本文6个潜变量( 金融机构强度、政府机构强度、中介机构强度、行业企业强度、高校和科研机构强度和创新绩效) 测量模型的拟合指数分别为: χ2( 120)= 198. 299 ( p = 0. 000 01) ,χ2/ df = 1. 652,CFI = 0. 984,IFI = 0. 984, NFI = 0. 961, NNFI = 0. 980, RMSEA = 0. 063,都处在临界标准之内,表明测量模型和数据之间拟合关系较好。变量平均提炼方差( AVE) 超过0. 5,表明量表具有良好的收敛效度,某变量的平均提炼方差的平方根大于该变量与其他变量之间的相关系数,则因子的判别效度较好。由表2可知, 本文平均提炼方差的取值达到这一要求,收敛效度和判别效度通过验证。

注: 1) ** P ﹤ 0. 01; 2) 相关系数在矩阵下三角中,AVE在矩阵对角线上

4影响创新绩效不同主体关系强度要素的定性比较分析

通过现有成熟量表得到的创新网络中中心企业与不同行为主体的关系强度,可以作为解释创新绩效提升的基本前因变量。以下通过QCA分析,进一步探究不同行为主体关系强度要素配置对创新绩效的影响效应,并试图归纳出科学利用网络关系的建议举措。该方法主要由构建事实表和结果分析两部分组成。

4. 1构建事实表

将167家企业与不同行为主体的关系强度、创新绩效数据以均值为分界点进行二值变换,大于均值的赋值为 “1”,小于均值的赋值为 “0”,其中, 创新绩效显示为 “0”的样本数是91,显示为 “1” 的样本数是76。事实表包括能够影响结果的所有构建因素的二值条件组合。5个关系强度要素一共是32个条件组合( 25= 32 ) ,事实表见表3所示,其中大写字母代表该要素出现( “值” = 1) ,小写字母代表该要素不出现( “值” = 0) 。

注: ft,gt,mt,st,ut分别代表金融机构、政府机构、中介机构、行业内企业和大学等科研机构的关系强度,大写表示该强度要素出现,小写表示该强度要素没有出现

4. 2结果分析

我们将表3中各类型行为主体的关系强度要素导入QCA软件,选用清楚集定性比较分析( cs Q- CA) 模块进行运算( 默认标准: 一致性门槛值为80% ,案例频数门槛值为1,设定创新绩效= 1,即创新绩效提升为结果变量) ,得到简化解,结果整理如表4所示。

%

注: 1) 大写表示该关系强度要素出现,小写表示没有出现,空格表示该要素被忽略即该要素出现或不出现对结果没有影响; 2) 覆盖率和一致性分别表示必要性水平和充分性水平,净覆盖率表示该条件组合独有的覆盖率

QCA分析结果显示,企业创新绩效提升的3个条件组合总体覆盖率为57. 89% ,对76个创新绩效提升案例有一致性水平88% 的解释力。每个条件组合的充分性水平和必要性水平均达到了理想范围, 每个条件组合的一致性水平均达到85% ,说明以表4中的条件组合保持与不同行为主体的关系强度, 企业创新绩效提升的可能性就达到85% ,覆盖率分别为46. 05% 、38. 16% 和36. 84% ,即分别覆盖了35 ( 76 × 46. 05% = 35) 个、29 ( 76 × 38. 16% = 29) 个和28 ( 76 × 36. 84% = 28) 个创新绩效提升案例。 然而,gt·ST·UT净覆盖率仅为3. 95% ,说明这一条件组合覆盖的大部分案例都是与其它条件组合重合的,单独覆盖的案例只有3个( 76 × 3. 95% = 3) 。

从表4中可知,导致企业提升创新绩效共有3个条件组合: 与行业企业保持强关系同时与政府和中介机构保持弱关系; 与行业企业和大学、科研机构保持强关系同时与政府保持弱关系; 与行业企业、 大学、科研机构和金融机构保持强关系同时与中介机构保持弱关系。其中,行业企业的关系强度要素均出现在3个条件组合中,且每个条件组合的覆盖率接近或超过40% 。由此可见,与行业企业保持强关系可以被看成是创新绩效提升的一个必要条件或者是关键因素,该关系强度要素的缺失将抑制创新绩效的提升,但它的出现却不足以导致创新绩效的提升; 在后2个条件组合中,高校和科研机构关系强度要素的出现构成创新绩效提升的一个关键条件, 这回应了与大学和科研院校保持着一定强度的关系纽带对企业创新绩效具有积极影响的观点[17]; 金融机构的关系强度要素仅出现在第3个条件组合中, 在其它2个条件组合中被忽略( 即该要素出现与否对创新绩效提升没有影响) 。以上3种关系强度要素在条件组合中出现或被忽略,说明在创新网络中与行业内企业、大学和科研机构、金融机构保持强关系更有利于企业创新绩效的提升。

政府关系强度要素不能出现在前2个条件组合中,在第3个条件组合中被忽略( 即出现与否对创新绩效的提升没有影响) 。这说明在前2个条件组合中政府关系强度要素的出现会抑制企业创新绩效的提升,与政府机构保持弱联系更有利于创新绩效提升。中介和协会的关系强度要素不能出现在第1个和第3个条件组合中,在第2个条件组合中被忽略。 同样可知,在创新网络中与中介、协会等组织保持弱联结,更有利于企业创新绩效的提升。

5结论与启示

本文以北京中关村科技园167企业为研究对象, 通过QCA方法探究创新网络中企业与不同行为主体关系强度要素配置与创新绩效的因果关系。研究发现,3个充分性条件组合能提升企业创新绩效,这既回应了Greckhamer等[18]的观点,即不同构成因素的配置可以产生同一个结果[13],单个构成因素几乎不能独立发挥作用,也弥补了网络结构中管理要素间缺乏关联性研究的不足[7]。其中,与行业内企业的关系强度要素成为了提升创新绩效的必要条件, 该因素的缺失将直接导致创新绩效提升的失败。

QCA作为一种 “定性” 和 “定量” 的混合研究方法[8],能够有效地处理影响因素的复杂性和关联性,或成为探索变量交互效应的有力工具。本研究希望为QCA方法在管理学领域的应用起到了一定的推广作用。

本文对于企业的管理实践者具有重要的指导意义和启发性。研究结果表明,保持强关系的行为主体包括行业企业、大学科研院所和金融机构; 保持弱联结的行为主体有政府部门、中介和协会等组织。 该发现可以帮助管理实践者清楚地识别不同关系强度要素对创新绩效的积极影响和消极影响。此外, 在创新网络中,某一行为主体的关系强度要素不是单独对创新绩效发挥影响,必须与其它关系强度要素进行配置构成条件组合才能提升创新绩效,有力地促进了企业对网络关系的均衡利用和科学管理; 3个条件组合成为企业的3条创新路径,这为企业管理者制定和执行创新战略提供了多个备选方案,同时也避免了过度陷入一种关系给企业带来的风险[19]。

创新强度 第4篇

1 文献回顾

关于外商直接投资对能源强度的影响,目前国内外学者持有两种截然相反的观点。

第一种观点是 “提高论”,其核心是污染避难所假说。污染避难所假说认为: 发展中国家出于经济发展的需要,会降低环境标准以吸引更多外商直接投资,而发达国家污染密集型产业遵守环境规制的成本相对较高,导致污染密集型产业从发达国家大量转移至发展中国家[3]。Baumol[4]从理论上论证了污染避难所假说的合理性,并指出: 若发展中国家实施低标准的环境政策,将会沦为世界污染的集中地。应瑞瑶等[5]应用计量经济方法分析外商直接投资与环境问题,结果显示我国境内外商直接投资流入增加了工业污染,符合学术界提出的 “污染避难所假说”。赵晓丽等[6]重点分析外商直接投资行业分布与能源消费之间关系,指出能源消费量随外商直接投资在制造业投资比重的提高呈现加强趋势。滕玉华[7]研究发现流入我国的外商直接投资主要集中在工业中的高能耗行业,外商直接投资流入程度越高,越不利于降低能源强度。

第二种观点是 “降低论”。Johnson[8]将外商直接投资视为资本、技术、专利的集合体,外商直接投资不仅给东道国带来了资本,还带来了生产和管理技术,通过行业内部以及行业间的溢出效应,提高了能源效率、降低了能源强度。Blackman等[9]从外资政策效应的角度探讨了我国电力部门外商直接投资与能源强度之间关系,发现外商直接投资提高了能源利用效率,但这种效果随着早期外资政策效应的衰减而不断减弱。张贤等[10]从空间的角度分析了跨国公司的外商直接投资和能源强度的关系,研究成果表明外商直接投资不仅能够直接降低本地区能源强度,还能产生空间溢出效应,明显地促进周边地区能源效率的提高。孙浦阳等[11]对全球74 个高收入和中低收入国家的面板数据进行了实证检验,得出 “外商直接投资的流入能够降低能源强度”的结论。张敏等[12]重点研究了不同来源地外商直接投资对我国能源强度的影响,虽然不同来源地FDI对能源强度的影响大小不一,但都降低了能源强度、提高了能源利用效率。

综观已有研究成果发现,大多数学者关于外商直接投资对能源强度的影响研究仅仅从某一方面展开,而同时从正反两个方面的影响研究较少; 与此同时,外商直接投资对能源强度影响机制的研究仍不够深入。鉴于此,本文在文献梳理的基础上,通过引入区域自主创新能力,同时从促进作用和抑制作用两个方面探讨外商直接投资对能源强度的影响。

2 概念模型构建

2. 1 外商直接投资与区域自主创新能力理论假设

外商直接投资对区域自主创新能力的影响主要通过直接溢出效应和间接溢出效应产生。

外商直接投资对区域自主创新能力的直接溢出效益主要有3 种: ( 1) 模仿效应。相对于东道国本土企业,跨国公司具有雄厚的研发能力、丰富的管理经验、先进的科学技术三点优势。外商直接投资是资本、技术、管理的集合体,其科学的组织结构、完善的管理制度以及成熟的市场技术将成为东道国企业模仿学习的对象[13]。 ( 2)“鲶鱼效应”。外商直接投资在带来模仿效应的同时也产生了一定的市场竞争,东道国本土企业为应对市场变化,保持其市场份额的稳定,被迫采取加大研发力度、优化资源配置、完善企业管理体系等措施,以促进企业自主创新能力的提高[14]。( 3) 关联效应。外商直接投资关联效应依据产业链分工分为上游关联效应和下游关联效应。上游关联效应是指跨国公司与产业链上游原料供应商开展合作的过程中,跨国公司为保证自身产品质量,会对上游供应商生产产品的质量提出较高要求,供应商为达到外资企业对产品的质量要求,会不断进行技术创新以提高其产品质量[15]; 下游关联效应是指跨国公司在与下游企业合作过程中,对下游企业提供技术指导、人员培训,从而提高了下游企业的创新能力。

外商直接投资对区域自主创新能力的直接溢出效应改变了东道国企业的生产方式,促进了东道国的经济发展,提高本地居民的收入。间接溢出效应则是通过直接溢出效应达到提高区域创新能力的目的。东道国经济越发达,整个社会的财富越多,可用于研发和教育等领域的财政支出越多,一方面提高了可用于核心技术研发的资金投入,另一方面加大了高技术人才的培养力度[16]。同时,居民收入水平的增长改变了居民的消费习惯,对拥有高技术含量产品的需求不断增加。本地企业从 “理性经济人”的角度会加大对该类产品的研发投入,进而从整体上提高区域的自主创新能力。

通过外商直接投资对区域自主创新能力的直接溢出效应和间接溢出效应分析,提出如下假设:

假设1 ( H1) : 外商直接投资促进区域自主创新能力的提高。

2. 2 区域自主创新能力与能源强度理论假设

首先,区域创新能力的提高一方面允许企业在消耗等量能源条件下产出更多或者在同样产出时能源投入更少,提高了能源利用效率; 另一方面将提高能源原材料未充分燃烧所产生废弃物的二次利用效率,在减少废弃物排放的同时扩大了能源可供选择的范围。其次,根据马斯洛需求层次理论,人类在满足了最基本的生存问题后会提高对生活质量的要求。区域创新能力的增强,在提高东道国居民的生活水平的同时也加强了当地居民保护环境的意识,促使政府提高环境保护标准、出台更严厉的环保法规,以不断提高能源的利用效率[17]。最后,发达国家的发展规律表明,随着区域自主创新能力的提高,本区域产业结构更趋合理,即第二产业产值在国民经济中的比重下降,而第三产业产值的比重则不断上升。第二产业以高能耗工业部门为主,包含了大量的资源密集型和能源密集型企业,这些企业能源利用效率较低; 第三产业以服务业为主,包括资本密集型企业以及服务型企业,能源利用效率较高。伴随着国民经济重心从第二产业转移到第三产业,能源利用效率不断提高,能源强度则趋于下降[18]。通过以上分析,提出如下假设:

假设2 ( H2) : 区域自主创新能力的提高降低了能源强度。

2. 3 外商直接投资与能源强度理论假设

经济增长和发展理论表明,投资是推动社会经济发展的关键因素,这为发展中国家大力吸引外商直接投资提供了理论支持。发展中国家或地区为吸引外资,会竞相降低引资的标准,最终导致 “向底线赛跑”现象,给跨国公司向发展中国家转移高能耗、高污染的产业提供了便利[3]。外资进入发展中国家后,一方面扩大了整个经济社会的规模,扩大了对能源的需求; 另一方面提高了高能耗、高污染行业在国民经济中的比重,不利于发展中国家能源强度的降低[18]。本文将外商直接投资通过投资规模影响能源强度的效应称为外商直接投资的 “量变效应”, “量变效应” 提高了能源强度。基于以上分析,提出如下假设:

假设3 ( H3) : 外商直接投资的 “量变效应”将提高能源强度。

但根据假设1 和假设2,外商直接投资也能够通过区域自主创新能力影响能源强度,本文称之为外商直接投资的 “质变效应”,“质变效应”降低了能源强度。外商直接投资对能源强度总效应取决于“量变效应” 和 “质变效应” 的总和,即外商直接投资对能源强度的总效应待定。

根据上述假设,本文构建了外商直接投资、区域自主创新能力、能源强度三者间分析框架,其结构如图1 所示。

3 实证分析

3. 1 指标选择

在厘清了外商直接投资、区域自主创新能力和能源强度三者间的理论关系后,需要进一步确定3个潜在变量的可测量指标。为准确衡量外商直接投资给东道国带来的影响,选用实际利用外商直接投资额作为衡量外商直接投资的指标[14]。区域自主创新能力是指某区域将创新投入转化为创新产出的能力,因此对区域自主创新能力的测量需要从创新投入和创新产出两个方面展开[19]。本文选用研究与试验发展( R&D) 经费内部支出和研究与试验发展( R&D) 人员全时当量分别作为区域自主创新能力的资本投入和人力投入; 选用专利申请授权数、技术市场成交额和人均GDP作为衡量区域自主创新的产出指标。能源强度是指产出单位经济量所消耗的能源量,主要用来衡量国家或地区的能源利用效率,能源强度越高,说明能源效率越低。目前学术界常用来测量能源强度的指标是单位GDP能耗,即能源消耗量与GDP的比值。

3. 2 数据来源

根据数据的可获得性,本文收集了我国30 个省级行政区( 西藏及港澳台地区除外) 自1999 年到2012 年14 年的数据( 个别数据缺失,取前后两年平均值) 。其中,实际利用外商直接投资额来自2000 年到2013 年历年 《中国城市统计年鉴》; 研究与试验发展( R&D) 经费内部支出、研究与试验发展( R&D) 人员全时当量和专利申请授权数来自2000 年到2013 年历年 《中国科技统计年鉴》; 技术市场成交额来自2000 年到2013 年历年 《中国区域经济统计年鉴》; 人均GDP和GDP来自2000 年到2013 年历年 《中国统计年鉴》; 能源消耗量主要查阅2000 年到2013 年历年各省区市统计年鉴。具体指标和数据来源如表1 所示。

3. 3 方法选择

为了准确测量外商直接投资、区域自主创新能力与能源强度间的量变关系,本文拟选用结构方程模型对概念模型进行验证。与其他方法相比,结构方程模型具有如下5 点优势: 第一,可以全方位、多层次展示因变量和自变量之间的关系,更加符合人类的思维模式。第二,可以将无法直接测量的定性变量纳入到分析模型中,为更多的理论提供实证支撑的可能。第三,允许自变量和因变量都含有测量误差,使测量结果更加客观。第四,能够同时对因子结构和因子关系进行检验,更加简洁明了。第五,运用探索性模型对数据进行拟合,为理论研究指引方向。

3. 4 模型验证

为剔除价格因素对变量指标的影响,运用当年相对应的平减指数对含有价格的指标进行平减; 为消除不同量纲对模型拟合结果的影响,对原始数据进行标准化处理。同时,为达到结构方程模型对数据的要求,对数据进行正态化处理。将处理后的数据代入到AMOS17. 0 软件,采用极大似然估计对外商直接投资、区域自主创新能力和能源强度间的结构关系进行拟合,结果如图2 所示。

从图2 可知,拟合模型的标准化系数没有大于1 的情况出现; 同时,模型拟合结果中没有出现负的误差变异量,且标准误都在很小的范围内。说明模型拟合没有违背基本规定,可以进行模型整体适配度检验。

模型整体适配度检验主要包括绝对适配度统计量检验、增值适配度统计量检验和简约适配度统计量检验。绝对适配度统计量是将理论模型与饱和模型相比较的统计量,主要用来衡量构建的理论模型与样本数据的拟合程度。增值适配度统计量是将待检验理论模型与基准线模型的适配度相比较,以判断理论模型的契合度。简约适配度统计量是判断理论模型复杂程度的统计量。外商直接投资、区域自主创新能力与能源强度概念模型整体适配度拟合结果如表2 所示。

从表2 可知,绝对适配度统计量中,显著性概率P值为0. 573,残差均方根为0. 045,近似残差均方根为0. 026,均在标准适配范围以内,说明理论模型与样本数据拟合程度较高。在增值适配度统计量中,规范适配指数、增值适配指数、非规范适配指数、比较适配指数都高于0. 90,虽然相对适配指数未能满足标准适配要求,但依然认为增值适配度统计量在可接受范围内。此外,4 个简约适配度统计量均满足要求,认为概念模型精简度较好。通过对概念模型的绝对适配度统计量、增值适配度统计量和简约适配度统计量对比分析后发现,外商直接投资、区域自主创新能力与能源强度概念模型整体适配度较好,概念模型与样本数据的契合度高,模型可以被接受。

从表3 的结果可以看出,测量模型的因子载荷都在5% 的水平上通过了显著性检验,表明本模型所选择的观测变量能够很好地反映潜在变量的特性,因此本文选取的观测变量是有效的。

注: * 、**、***分别表示在10% 、5% 和1% 的水平上显著

3. 5 基本结论

通过对概念模型拟合结果的整合,得到外商直接投资、区域自主创新能力与能源强度三者的路径系数( 如表4) ,将路径系数与假设比较得出了以下4 点结论:

结论1: 外商直接投资与区域自主创新能力的路径系数为0. 87,结果呈现正的关系,在0. 05 的显著性水平下通过显著性检验,即假设1 ( H1) 在0. 05 的显著水平下获得了数据的实证支持。外商直接投资给东道国带来了技术、管理经验和资本,成为本土企业模仿的对象; 借助 “鲶鱼效应”提高本地企业的创新动力; 通过关联效应,培育本土上下游企业的创新能力; 此外,外商直接投资的注入为东道国经济带来了活力,提高了可用于教育和研发的资金投入。外商直接投资的直接溢出效应和间接溢出效应促进了区域自主创新能力的提高。

结论2: 区域自主创新能力与能源强度的路径系数为- 0. 22,结果呈现负的关系,在0. 05 的显著性水平下通过显著性检验,即假设2 ( H2) 在0. 05的显著水平下获得了数据的实证支持。区域自主创新能力的提升,改变了本地居民的市场需求,加强了节约资源、保护环境的意识,优化了产业结构,这些均降低了能源强度。

结论3: 外商直接投资与能源强度的路径系数为0. 55,结果呈现正的关系,在0. 05 的显著性水平下通过显著性检验,即假设3 ( H3) 在0. 05 的显著水平下获得了数据的实证支持,外商直接投资扩大了经济社会对能源总量的需求,强化了资源密集型企业在工业经济中的主体地位,从而提高了能源强度。

结论4: 外商直接投资对能源强度的总效应为0. 358 6,结果呈现正的关系。其中,外商直接投资对能源强度的 “量变效应”为0. 55,外商直接投资对能源强度的 “质变效应”为- 0. 191 4 ( - 0. 22 ×0. 87) 。这表明外商直接投资在整体上降低了我国能源效率,提高了能源强度。虽然外商直接投资的直接溢出效应和间接溢出效应提高了区域自主创新能力,提高了能源利用效率、降低了能源强度,但我国境内的外商直接投资却主要集中在工业产业,扩大了经济社会能源消耗的总量,极大地提高了我国能源强度。总而言之,我国境内的外商直接投资对能源强度的 “量变效应” 强于 “质变效应”,在整体上提高了能源强度。

根据环境库滋涅茨曲线,生态环境状况与人均收入存在着 “倒U型”关系,即随着人均收入的增加,生态环境状况先不断恶化,达到 “倒U型”拐点后才逐步得到改善。借鉴环境库滋涅茨曲线可以解释外商直接投资在整体上提高了我国能源强度。自改革以来,我国以 “市场换技术”的战略取得了一定的成效,国家竞争力得到了较大提高,但必须承认,我国目前仍然是以高能耗、高污染为主导的粗放型经济发展模式,能源利用效率极低,产业转型升级压力大,此时,外商直接投资对能源强度的“量变效应”强于 “质变效应”,处于环境库滋涅茨“倒U型”的上升阶段; 但随着社会经济的发展以及环境标准的提高,跨国投资必将集中在资本、科技密集型产业,综合能源利用效率呈上升趋势,而能源强度则越过 “倒U型” 拐点逐渐下降,此时,外商直接投资所带来的 “质变效应”将超过其 “量变效应”。

注: ***表示显著性概率P值小于0. 001,在1% 的水平上显著

4 政策建议

4. 1 优化引资结构

由于我国相对较低的环境标准,跨国公司在我国的投资主要集中在第二产业,尤其是部分高能耗、高污染的行业,这导致能源利用效率长期居高不下,因此,在招商引资过程中更多需要注重外商直接投资的质量,以达到优化引资结构的目的,从源头上降低外商直接投资对我国的不利影响。首先,提高产业准入门槛,将能源消耗、环境污染作为市场准入的强制性门槛,严格限制高能耗、高污染产业从发达国家转移到我国境内。其次,采用清洁生产、审核、认证制度,加大对境内所有企业特别是外资企业的监管力度,定期对外资企业开展检查,对高能耗工艺、技术以及设备等强制淘汰。最后,强化产业导向作用,通过政策优惠引导外资项目向高技术、低能耗、清洁生产的领域转移。

4. 2 提高区域自主创新能力

区域自主创新能力越强,同样产出所需消耗的能源更少,这对于提高能源利用效率、降低能源强度意义重大。第一,加大区域人力资本投入,提升本地劳动力的综合素质。政府应加大对教育的资金投入,提高高端知识型人才的储备; 企业应针对不同类型的员工提供相对应的职业教育培训,强化企业员工的专业技能。第二,鼓励外企员工的本地创业。首先,地方政府需要消除体制性障碍,为外资员工特别是高素质员工的自由流动提供便利; 其次,地方政府可以为外资员工的创业提供短期办公地点;最后,地方政府尝试引入风险投资基金,鼓励风险投资基金与创业员工的合作。第三,鼓励本土企业的研发投入,对技术含量高的项目提供低息贷款。

4. 3 促进能源高效利用

一是调整能源消费结构,减少对煤炭、石油等不可再生能源的利用,大力发展太阳能、风能、生物质能等清洁能源。二是征收适当能源税,一方面提高了能源价格,降低能源需求量; 另一方面促使能源使用成本上升,迫使企业提高能源利用效率。三是加快构建竞争性能源市场,利用市场的力量实现能源资源的优化配置。四是加大节能技术改造的力度,特别针对核心节能项目组织研发团队开展科技攻关,推动能源技术进步、提高能源利用效率。

摘要：构建外商直接投资、区域自主创新能力和能源强度的分析框架,通过收集中国30个省级行政区(西藏及港澳台地区除外)1999—2012年的面板数据,运用结构方程模型对外商直接投资、区域自主创新能力影响能源强度的效果进行实证检验。研究结果表明:我国境内的外商直接投资主要集中在高能耗工业部门,提高了能源强度,其“量变效应”为正;外商直接投资的直接溢出效应和间接溢出效应提高了各省级行政区的区域自主创新能力,降低了能源强度,其“质变效应”为负;但外商直接投资的“量变效应”强于“质变效应”,在整体上提高了能源强度。针对上述结论,提出优化引资结构、提高区域自主创新能力、促进能源高效利用等政策建议。

创新强度 第5篇

随着全球经济的一体化和国际竞争的日趋复杂, 技术创新己成为企业生存的条件、发展的基础和提高竞争力的源泉与手段。它决定企业的业绩和生存, 对于高新技术企业而言, 良好的技术创新效率是至关重要的。“嵌入性”理论认为在相关的关系网络中存在企业的技术创新活动, 因而网络关系的特征就会对技术创新绩效产生一定的影响。根据研究发现, 一些学者从不同的角度来研究了网络关系对于技术创新绩效的影响, 同时提出了一些能有效提高技术创新绩效的建议。Larson等学者认为与合作伙伴建立的强联结能够促进信任与合作, 进而便利企业获取更多精炼的、高质量信息和默会知识, 与技术创新绩效正相关。Granovetter等学者则从弱关系的信息优势入手, 认为弱关系通过提供异质性的知识更有利于企业技术创新。对于一个企业的生存而言, 组织学习的价值是众所周知的, 虽然有的时候会出现越学越差的情形, 但大多数情况下对于企业的发展还是起到积极的作用。因此, 本文主要就是初步探讨网络关系强度、组织学习与技术创新绩效的关系。

二、变量间理论关系分析

在对三组要素中两两之间关系的现有研究进展及其相关结论进行总结的基础上, 构建出三者之间的概念模型 (如图) 。

1. 网络关系强度与组织学习的关系。

近些年来, 一些学者关于网络关系强度对于组织学习的影响做了一些研究, 根据这些研究, 发现其中存在两种不同的观点。一是强关系促进组织学习, 二是弱关系促进组织学习。这主要是没有将组织学习进行分类型讨论, 实际上, 根据March (1991) 研究表明, 组织学习存在探索式学习和利用式学习两大类。网络关系的强弱对于不同类型的组织学习存在不同的影响, 弱关系促进探索式学习, 而强关系促进利用式学习。

根据组织学习的相关理论可知, 对于一个企业来说, 探索式学习和利用式学习是完全不一样的, 它们所面对的问题也是有很大差别的。探索式学习所面对的问题往往是之前没接触过的, 没有相关的知识基础, 没有问题的答案, 是一个全新的话题。而利用式学习所面对的是之前就存在的, 因而存在一定的理论基础, 相关的知识成果, 企业内部的成员就可以直接共享相关知识, 互相补充, 互相利用。

根据相关研究可知, 弱关系比强关系更具有成本优势和信息优势, 这是因为强关系比较强调不同企业之间直接的交流, 它很注重在关系网这一领域的发展, 会为了企业间友好关系的发展投入一定的资本, 这就增加了相关成本。而弱关系就不是很注重这个, 它们只强调市场化的交易原则, 不会为了关系的发展投入一定的资金, 没有投入就没有风险, 因此, 弱关系就没有投资的风险。综上可知, 弱关系比强关系更能节约资本和时间, 因而, 他们就可以直接利用这些资源和时间跟不同的企业进行探索式学习, 吸收知识和信息。而强关系就可以充分利用之前建立的关系网, 将知识进行互相传递, 得到不同企业成员的认可, 以达到知识共享, 从而促进利用式学习。

2. 组织学习与技术创新绩效的关系。

通过利用式学习, 高新技术企业将原有的技术和产品市场知识积累, 原有的技术和市场经验得以推广, 从而提高了企业的技术创新绩效。由此可见, 利用式学习降低了错误解决问题的可能性, 并且很大程度上避免了失误。它为现有知识的融合和重组提供了更多的机会, 并且可能产生新的见解, 从而有利于企业的技术创新。

探索式学习可以提高技术创新绩效, 因为它可以使企业员工接受更新的知识, 并通过交流对新知识进行整理汇总, 得到更有价值的知识。通过对技术创新提供新的见解, 在产品特性等方面接受外部的有价值信息, 探索式学习将会使企业在技术创新方面包含更多的新颖想法, 这就会使自己的创新成果区别于竞争对手的产品, 给顾客创造更多的价值。

3. 网络关系强度与技术创新绩效的关系。

网络关系的强弱是影响企业技术创新绩效的重要因素, 但是根据历年来的研究可知, 强关系更有利于技术创新还是弱关系更有利于技术创新, 存在的争议比较大。Larson等学者认为强联结形成的信任关系有利于隐性知识的传递, 与技术创新绩效正相关。

强关系有助于企业间的交流, 可以促进不同企业间进行知识和信息的共享以及深入的沟通, 这种企业之间的合作可促使企业快速掌握市场的细微变化, 从而及时的改变自身的发展以适应市场的变化。为建立企业与企业之间的关系, 会投入一定的资产。通过网络的相关作用, 这些会在一定程度上提高企业对于其他企业相关领域隐形知识的吸收和技术的掌握, 这是强关系对创新的促进作用的具体体现, 有利于企业掌握网络中知识和能力利用的新方法。同时, 由于强关系存在投入成本, 会排斥关系网之外的进入者, 减少了与网络外之间的交流以及资源的交换机会, 在短期内能够使企业在生产经营中实现收益的增加。因此, 强关系能够促进技术创新绩效。

三、结论

网络关系强度、组织学习与技术创新绩效之间关系密切, 互相影响。网络关系强度对于技术创新绩效有着正向相关关系;网络关系强度对于利用式学习有着正向相关关系, 对于探索式学习有着负向相关关系;利用式学习对于技术创新绩效有着正向相关关系, 探索式学习对于技术创新绩效有着正向相关关系。综上所述, 对于我国企业来说, 提高技术创新绩效, 在加强与网络中其他成员合作关系建设, 提升自身网络地位的同时, 也要扩大自身规模, 不断吸收知识, 提升学习能力, 以提高合作关系效率, 从而达到提高企业技术创新绩效的目的。

参考文献

[1]谢洪明, 张霞蓉, 程聪, 陈盈.网络关系强度、企业学习能力对技术创新的影响研究[J].科研管理, 2012 (2)

[2]潘松挺, 郑亚莉.网络关系强度与企业技术创新绩效——基于探索式学习和利用式学习的实证研究[J].科学学研究, 2011 (11)

[3]王文霞.市场导向、组织学习与技术创新绩效的关系研究[D].苏州:苏州大学, 2010

创新强度 第6篇

我国现阶段区域间与组织间发展不平衡,知识产权保护程度的强弱对组织创新的影响也不同。何种知识产权保护强弱程度对组织创新的影响最为积极是本研究关注的主要问题。本文借助阈值回归模型,检验了知识产权保护强度在强、中、弱三种状态下对组织创新的不同影响,期望能够厘清知识产权保护强度对组织创新的影响,为知识产权保护政策的制定提供理论与决策依据。

1 理论背景与文献回顾

1. 1 知识产权保护强度的测定

知识产权保护强度的测度是开展知识产权保护强度对组织创新能力影响研究的前提,学术界对知识产权保护强度的测量开展过较多的研究。有学者采用虚拟变量的方法,利用不同指标来度量知识产权法中是否存在测量知识产权保护强度的特定指标,但没有提供一个综合的指标; 部分学者运用问卷调查法,对职业经理人和专利律师等从业人员进行调研,通过综合评分来界定知识产权保护强度[2]; 最为典型的是以国家知识产权立法文本为基础,将知识产权保护水平指标划分为保护的覆盖范围、是否为国际条约的成员、权利丧失的保护、执法措施和保护期限等类别,每个类别又包含若干个度量指标,规定每个度量指标各占1 分,每个类别中各指标得分之和除以该类别中的指标个数即为该类别的得分,5 个类别得分的累加和即为量化的知识产权保护水平[3]。韩玉雄等[4]考虑了中国具体的执法力度因素,在GP指标中加入了一个 “执法力度”因子,包括4个方面: 社会化程度、法律体系的完备程度、经济发展水平和国际社会的监督与制衡机制,以衡量中国的知识产权保护水平,并测算出1984—2002 年中国知识产权保护的执法力度及修正的保护水平,GP修正指数得出的结果低于GP指数得出的结果。许春明等[5]以司法保护水平、行政保护水平、经济发展水平、社会公众意识以及国际监督制衡等可以度量的知识产权执法强度指标,同时综合立法强度指标,构建知识产权保护强度的指标体系。沈国兵、刘佳在韩、李的基础上对知识产权的保护的强度做了进一步的修正,将执法的力度的测度通过经济发展水平、法治水平、知识产权执法水平三方面来分析。

1. 2 组织创新能力的测量

创新能力的概念是由Burns和Stalker首次提出,最初用来表示 “组织成功采纳或实施新思想、新工艺以及新产品的能力”。关于组织的创新力,Lall[6]定义为 “组织有效吸收、掌握和改进现有技术,并创造新技术所需要技能和知识的能力”,Trott[7]把它定义为 “企业创造创新产出的潜力”。组织创新能力的典型分类方法是分为渐进创新能力和根本创新能力( Dewar和Dutton) 。渐进创新能力是指组织所拥有的有效增加或改进现有产品和服务的创新能力,它可以显著提升企业当前的竞争能力; 根本创新能力是指组织所拥有的促使企业现有产品或服务重大转型或转变的创新能力,这种能力将改变企业的竞争范式,可以将竞争对手完全排挤出市场[8]。关于组织创新能力的测定,OECD推荐的测度包括: 专利数、创新数量、新产品销售比例以及创新支出占销售比。Yam等将组织创新能力分解为学习、研发、资源分配、制造、营销、组织、战略规划等7 个能力维度[9]。

1. 3 知识产权保护强度与组织创新能力的关系

知识产权保护强度与组织创新能力的研究主要集中于组织的技术创新能力上的研究。Markus认为知识产权保护与技术创新呈现的是非线性的关系,技术创新并不随着知识保护的增强而增强; Schneider通过发达国家和发展中国家20 年的数据证明了,知识产权保护与发达国家的创新成正相关的关系,与发展中国家的创新成负相关的关系; Primo认为知识产权保护与创新能力是一种 “U型”的关系,当知识产权保护过强或者过弱时,创新能力都随之增强; Chen等[10]认为知识产权保护水平的高低取决于技术能力或区域经济发展水平,两者是一种复杂的“U”型关系; 余长林等[11]通过理论和实证研究发现,基于封闭经济条件下技术溢出视角得出发展中国家的知识产权保护同创新能力是一种 “倒U型”关系; 日本学者Yuichi Furukawa[12]认为,在不考虑规模效应的情况下,知识产权保护同创新存在一种“倒U型”关系。基于以上分析,本文构建知识产权保护强度与组织创新能力之间的理论模型,认为知识产权保护程度与组织创新能力不存在单一的对应关系,其创新能力净效应最大化在知识产权保护强度适中时达到,理论模型见图1 所示。

2 提出假设

如图1 所示,随着知识产权保护程度的加强,组织通过创新所带来的知识产权收益将越高,这促使组织千方百计加强创新能力,营造组织间的竞争优势,最终导致行业内组织创新能力的提升。在现代组织创新中,创新呈现复杂性增强的趋势,对外部各类资源特别是知识产权资源的依赖日趋严重。与此同时,随着知识产权保护程度的加强,创新的成本也随之增加,原因主要是由于知识产权保护程度加强,在组织创新过程中,获取外部知识产权资源的成本将增加。随着知识产权保护程度的加强,将带来两个结果: 一是知识产权收益增加,导致知识产权价值和价格提升,在组织创新过程中,以交易获取外部知识产权资源的成本将增加; 二是知识产权保护程度的加强,在一定程度上对知识产权与技术扩散起到更强的限制作用,这将导致组织创新过程中,知识产权交易的数量将增加,也会导致创新成本的增加。具体到组织个体层次,随着知识产权保护程度的加强,知识产权收益与创新成本都呈现加强的趋势,由于组织的具体情况各异,所以对不同的组织会产生不同的影响,导致组织的创新能力与知识产权保护强度的关系呈现非单一性,由此,得假设1。

假设1: 知识产权保护强度与组织的创新能力之间的关系是非单调的。

在假设1 的前提下,本文认为知识产权保护强度与组织的创新能力之间的关系是非单调的,它们之间的关系呈现多样性。在弱知识产权保护强度下,将会导致对组织创新成果法律保护不足,组织创新成果的收益必然将大打折扣,从而使组织的创新意愿降低,最终导致组织创新能力的下降,由此,得假设2。

假设2: 知识产权保护强度为弱保护时,对组织的创新能力起到消极作用。

知识产权制度的本质是鼓励创新,不鼓励模仿与复制。适中的知识产权保护强度将对组织的创新成果给予保护,从而激励组织创新,增强组织的创新能力,由此,得假设3。

假设3: 知识产权保护强度为适中时,对组织的创新能力起到积极作用。

过弱的保护将阻碍创新,过强的保护同样对创新有消极影响。当知识产权保护程度过强时,组织的创新成本相对创新收益将急剧增加,组织创新的净收益下降,同样对组织的创新能力起到负面作用,由此,得假设4。

假设4: 知识产权保护强度为过强时,对组织的创新能力起到消极作用。

3 研究方法

3. 1 量表设计

为了对所提出的4 个假设进行验证,首先笔者进行了测量量表的设计,以量表为基础形成问卷,为数据收集作准备。量表设计分别从自变量、因变量和控制标量着手设计,具体如下:

( 1) 自变量。本文中自变量为知识产权保护强度( 简称IPRP) 。宏观上以立法为代表的知识产权保护使得各个区域知识产权保护水平强度值差异不大,然而由于我国区域间与组织间发展的不平衡,即使同样的立法和执法水平,各个组织对知识产权保护强度的感知是不一样的。为了测得知识产权保护强度在不同组织间存在的差异,本文采用瑞士洛桑管理学院( IMD)《世界竞争力报告》 提供的方法[13],使用问卷调查法测量各组织对知识产权保护的感知强度。根据学术界对知识产权保护强度的测定方法研究结果,结合国内的特定情况,对李怀祖、许春明等人的研究成果进行适当修正,从立法、执法、保护环境3 个方面来测量组织的知识产权保护感知强度,此指标为反应性指标,即主观评价的强度。量表采用里克特( Likert) 5 级量表,从非常不同意到完全同意5 个层次,得分分别为1、2、3、4、5。自变量共5 个选项,分别从知识产权立法强度感知、司法保护水平感知、行政保护感知、知识产权保护意识和知识产权保护环境感知来进行知识产权保护强度的测定,综合5 项得分为所调查组织的最终得分,最低分为5 分,最高分为25 分。

( 2) 因变量。本文中因变量为组织创新能力( 简称OIC) 。本文为客观衡量组织的创新能力,所采用的指标为形成性指标,即客观指标。根据OECD以及Yam等人对创新能力的研究成果,测度选项共3 项,主要集中于最终的创新成果方面,分别为专利数量、人均专利数量、新产品/服务/成果所占比重,量表同样采用5 级量表,将3 个选项的数值分别划分为5 个数值范围,对应得分分别为1 ~5。最终的组织创新能力指标为各选项的均值,得分范围在1 ~ 5 分之间。

( 3) 控制变量。由于组织创新能力形成的复杂性,笔者根据以往的学术研究成果,选取了部分控制变量,分别为: R&D投入( 简称RD) 、科研人员的数量( 简称NRP) 、组织规模( 简称OS) 、组织可获取的外部创新资源( 简称OIR,包括与组织有合作关系的科研机构、高校、外部科技型投资机构、科技型风险投资机构) 以及组织创新制度保障( 简称OC) 。RD、NRP、OS采用五级量表,将选项的数值分别划分为5 个数值范围,对应得分分别为1 ~ 5;组织创新制度保障选项同为5 级量表,从非常不同意到非常同意,选项包括是否有创新规范的制度、创新是否有组织保障、创新活动的领导重视程度等,最后得分为各选项均值,最低1 分,最高5 分; 组织可获取的外部创新资源OIR采用求和赋值法,有此类资源得1 分,否则0 分,最低0 分,最高4 分。

3. 2 数据收集

根据量表设计结果,本文开发了相应的调查问卷。本研究数据来自两个路径,一是发放问卷,二是网络调查。正式数据收集前做了预调查,根据调查情况进行修正,形成最后的调查问卷,通过电子邮件和书面问卷发放,结果共发放问卷500 份( 书面发放300 份) ,回收问卷305 份( 书面回收217份) ,回收率为71% 。经一致性检验,剔除16 份无效问卷,保留有效问卷289 份,有效问卷率达94% 。4 种类型组织有效问卷分别为81 份、107 份、85 份和16 份, 分别比重为28% 、 37% 、 29. 4%和5. 6% 。

3. 3 阈值回归模型

根据理论研究的结果,本文采用阈值回归模型来对4 个假设进行验证。首先是阈值回归模型的建立,根据上述的分析,具体模型如下:

其中,OIC表示组织创新能力,IPRP表示知识产权保护强度,i = 0、1…n,当不设定阈值时,i =0,表示知识产权保护强度仅划分为一段,对应的组织创新能力也划分一段,整个模型为一个普通的多元回归模型; 当设定阈值为1 时,知识产权保护强度将划分为两段,对应的组织创新能力也划分两段,i = 1、2,模型将分为2 个多元回归模型,以此类推。同理,j = 0、1…n,当不设定阈值时,j = 0,当设定一个阈值时,j = 1、2。下面以设定一个阈值时为例,模型变成:

为了对4 个假设进行验证,将逐步增加阈值的设定,直到不能拒绝零假设为止。下面具体阐述如何对4 个假设进行验证:

( 1) 对于假设1,即知识产权保护强度与组织的创新能力之间的关系是非单调的,只要设定1 个阈值,使得回归模型分成两端,如果2 个独立的回归模型显著,则证明假设1 是成立的。

( 2) 对于假设2、3、4,设定2 个阈值,将知识产权保护强度划分为3 段,分别对应弱、中、强,如果3 个回归模型显著,则可以证明假设2、3、4。

( 3) 如果设定1 和2 个阈值,方程均显著,将继续增加阈值的数量,直到不能拒绝零假设为止。此举主要是检验模型是否还有更好的阈值设定数量和更好的划分标准。

4 实证研究结果

4. 1 样本的描述性统计

样本的描述性统计分为2 个部分: 一是数据收集的基本描述,面前已经对此进行说明( 详见本文3. 2) ; 二是数据的均值、标准差、Cronbachα 值和变量的相关系数( 见表1) 。

注:*P < 0. 05,**P < 0. 01,N = 289

4. 2 验证结果

本研究以SAS9. 2. 0 中STAT模块软件作为数据分析工具。阈值设定采用逐步设定方法,即先设定一个阈值,然后设定两个阈值,依此类推,直到模型分析结果不再具有统计显著性。通过程序编写让计算机自动搜索最佳阈值( Bootstrap Procedure方法)[14],使模型的显著性最强。下面是数据分析的具体结果:

( 1) 单阈值模型。首先设定1 个阈值,用于来检验假设1,结果呈现统计显著性,假设1 获得验证,具体结果见表2 所示。

( 2) 两阈值模型。紧接着设定两个阈值,用于来检验假设2、3、4,结果呈现统计显著性,假设2、3、4 获得验证,具体结果详见表2 和表3。

( 3) 多阈值模型。当设定3 个阈值时,阈值得到确定,但统计结果不显著,分析到此结束( 见表2) 。

注: 调整R2= 0. 39,0. 46,0. 51

4. 3 敏感性分析

为了对阈值回归模型的有效性进行评判,笔者将对回归模型的显著性和阈值回归方法的敏感性进行检验。回归模型的显著性检验结果已在表3 中体现,检验结果完全符合显著性标准要求,在此不再赘述。下面主要对阈值回归模型的敏感性进行检验,主要目的是判断知识产权保护强度和组织创新能力之间统计关系的效度。根据Cleveland[15]和Cleveland等[16]提出的方法,笔者采用加权多元回归法( LOESS) 进行敏感性检验( 见图2) 。LOESS是一种非参数技术,在检验前假设变量之间的关系并未明确,如果此检验的结果与数据验证结果一致,这证明阈值回归模型的敏感性分析得到验证。从图2 可以明显看出,知识产权保护强度与组织创新能力的关系与实证分析结果是一致的,从而使敏感性分析得到验证。

4. 4 实证结果讨论

( 1) 知识产权弱保护状态。根据实证分析结果,假设2 被验证,即知识产权保护强度为弱保护时,对组织的创新能力起到消极作用。当没有知识产权保护时,各个组织由于寻求竞争优势,组织的创新能力会保持在一定水平; 保护强度上升但还没有形成有效知识产权保护强度时,组织的创新能力反而开始下降。可能的原因是由于知识产权保护强度在达到某一临界值之前,对组织的创新决策起到负面作用,从而使组织创新能力呈现下降趋势。知识产权保护强度的上升本来应该促进组织的创新,但没有达到一定的强度时,创新的成果没有办法获得充分的保护,反而使创新的意愿降低,从而创新能力呈下降趋势。

( 2) 知识产权保护强度适中状态。根据实证分析结果,假设3 被验证,即知识产权保护强度为适中保护时,对组织的创新能力起到积极作用。当知识产权保护达到临界值后,知识产权保护的效应开始发挥作用,对组织的创新起到积极的正面影响,因而组织的创新能力随着保护强度的上升而增强。

( 3) 知识产权保护为过强状态。根据实证分析结果,假设4 被验证,即知识产权保护强度为过强保护时,对组织的创新能力起到消极作用。产生这种现象的主要原因可能是由于知识产权保护强度过强时,组织的创新成本相对创新收益将急剧增加,组织创新的净收益下降,所以对组织的创新能力反而起到负面的作用。

5 研究结论、启示与不足及未来研究方向

5. 1 研究结论

本研究以阈值回归模型进行实证分析来验证知识产权保护强度与组织创新能力的关系问题,其中4 个假设全部得到验证。这表明在我国区域间与组织间发展不平衡的状态下,同样的知识产权立法与执法程度对组织感知的知识产权保护强度的影响是不同的。研究结果验证了知识产权保护感知强度与组织的创新能力之间呈现非单调的关系,在保护适中时,知识产权保护制度对促进创新有着重要的作用。与此同时,知识产权保护强度过高或过低对组织的创新都存在一定的负面与消极影响。

5. 2 研究启示

同样的知识产权立法与执法程度对组织感知的知识产权保护强度的影响是不同的,说明不同的组织之间存在差异,因而知识产权保护强度对它们的创新决策起到一定的影响。这说明在知识产权保护立法与执法过程中,不仅要考虑客观的影响,还要考虑对不同组织的主观感知的影响,以使法律的作用在最大的范围发生积极作用。与此同时,知识产权立法与执法程度在一定范围内不能调节,但知识产权保护的政策可以适当进行调节。通过政策的保护强度调节,政府可以促进或抑制某些组织的发展,对我国的产业结构调整起到一定的作用。

5. 3 不足与未来研究方向

本研究虽然使得4 个假设获得验证,但实证研究的结果即假设2、假设3 与假设4 的具体原因并没有能够揭示,只是解释了可能产生这些现象的原因。此外,由于数据收集的难度,抽样方法与样本的数量都存在一定的局限性,所以,本研究下一步的研究方向应集中在知识产权保护强度对组织创新能力非单调关系的原因探索方面,进一步说明产生这种现象的原因以及机理。

摘要：我国现阶段,区域间与组织间发展不平衡,知识产权保护程度的强弱对组织创新的影响也不同。借助阈值回归模型,研究检验知识产权保护强度在强、中、弱三种状态下对组织创新的不同影响。通过对289家各类组织有效调查数据进行分析,发现在强保护与弱保护情况下,知识产权保护对组织创新能力起负面作用;在中等保护情况下,知识产权保护对组织创新起积极作用。研究结果表明,知识产权保护强度与组织创新能力的关系是非单调的。

创新强度 第7篇

当前经济增长与环境恶化的矛盾越来越突出,那么怎样实现经济发展与环境保护的“双赢”成为了越来越迫切的问题。由于技术创新在各国经济可持续发展中起到了重要作用,因此,企业的环境技术创新将成为实现“双赢”的有效途径。而环境规制政策影响着企业进行技术创新的积极性以及技术扩散的速度和深度。各国在制定环境规制时,也逐渐重视协调生态环境、技术创新与经济发展的三者之间的关系。我国也不例外,那么要想发挥环境规制对技术创新的积极作用就必须理清我国环境规制与技术创新之间的关系。

环境规制对技术创新的影响研究,大致可归纳为4种观点:( 1) 环境规制正向影响技术创新,支持“波特假说” ( Porter,1991; Porter,Linde,1995)[1,2]。即“适当的环境管制刺激技术革新,从而减少费用,提高产品质量,这样有可能使国内企业在国际市场上获得竞争优势”。( 2)环境规制负向影响技术创新。关于这一观点主要有以下两方面的理论研究: 1“污染避难所假说”( Walter,Ugelow,1979)[3],为降低成本,环境规制严格的地区会将污染密集型产业转移到环境规制较为宽松的地区,而规制宽松的地区就将成为污染产业的避难所。2“环境逐底竞争假说”( Dua,Esty,1997)[4],各国 ( 地区) 都担心竞争对手会采取更低的环境标准而使自己处于竞争劣势,为保持本国( 地区) 产业的相对优势,各国 ( 地区) 会竞相降低环境标准,从而导致全球环境恶化。 ( 3) 环境规制与技术创新的关系不确定 ( Wastl,1995; ArimuraToshi,Sugino,2007)[5,6]。 ( 4) 环境规制与技术创新之间存在非线性关系,呈正U或倒U关系。 ( 沈能,刘凤朝,2012; 汪婷婷等,2013; 原毅军,赵蒙,2014)[7 - 9]。

以上研究表明环境规制与技术创新的关系会受到很多因素的影响,不同地区可能会呈现出不同的关系,仅靠某一理论无法对其进行合理解释。我国幅员辽阔,各区域文化、历史、区位环境和资源禀赋差异巨大,经济社会发展呈现出不同的特点,这也将影响到环境规制与技术创新的关系。因此本文将我国分为东、中、西3个区域,利用我国2003 ~ 2012年的30个省级区域 ( 西藏除外)的面板数据来研究环境规制对技术创新的影响。各区域环境规制对技术创新的影响会不会有差异,会符合以上那种关系,其中可能的原因是什么,这是本文要讨论的问题。

1 模型设定与变量说明

1. 1 研究模型

技术创新的生产函数可以用下面的式子来表示:

I = f( RDK,RDL,A)( 1)

式中,I代表技术创新产出; RDK代表创新资金投入; RDL代表创新人力投入; A表示影响技术创新的其他因素。环境规制变量是本文考察的重点,需将其纳入技术创新的产出函数中。另外,我国各地区经济发展水平和人力资本水平的差异肯定会影响区域的研发能力,最终,将技术创新产出函数扩展为:

I = f( ERS,RDK,RDL,PGDP,H)( 2)

式中,ERS代表环境规制强度,PGDP代表经济发展水平,H代表地区人力资本水平。

本文假设我国技术创新产出函数是传统物质产品生产函数在知识生产领域的扩展。因此基于C - D函数取对数后得到我国技术创新产出函数形式如下:

其中,i代表地区,t代表年份。α、β、γ、λ、φ为各变量的待估弹性系数,ε表示影响技术创新产出的其它因素。

1. 2 变量说明与数据来源

1. 2. 1 被解释变量

技术创新产出我们采用目前被广泛认可的专利指标来度量。在我国,专利分为发明、实用新型和外观设计3种类型。其中,发明专利能客观地反映出一国 ( 地区) 的原始创新能力与科技综合竞争力 ( 刘凤朝,潘雄锋,2006)[10]。因此,本文选用发明专利授权量作为技术创新产出的代理指标。

1. 2. 2 核心解释变量

环境规制 ( ERS) 是本文核心解释变量,因此选取恰当的指标是十分重要的。以往的研究中学者们采用了不同的指标度量环境规制强度。如环境污染治理投资额、治污设备年运行费用、环境规制政策出台数、污染物排放情况、排污税额及比率以及能源强度 ( GDP/Energy) 等。但以上环境规制强度的代理指标均存在一定程度的缺陷,目前还没有被大家统一认可的指标。

为了提高环境规制指标的可靠度,本文借鉴Arik Levinson( 1999)[11]、朱平芳,张征宇( 2011)[12]关于环境污染排放量的综合指数构建我国环境规制强度指标。其中重点考察的污染物为工业废水排放量、工业SO2排放量、工业烟 ( 粉) 尘排放量。环境规制强度指标构建的具体方法如下:

第一步,计算第i个地区第j种污染物的相对排放水平:

其中pij表示地区i第j种污染物单位工业产值的排放量 ( 污染排放绝对量/工业生产值) 。Apij为第j种污染物单位工业产值排放量的全国平均水平。eij的数值越大并超过1,表示地区i第j种污染物的排放水平在全国范围内越是相对的高。

第二步,计算地方污染物排放的综合指数。

由于eij本身是一个无量纲的变量,因此进行上面的加总平均是有意义的。

第三步,计算环境规制强度指数。

环境规制强度指数ERS越大,表示环境规制越强。反之,环境管制越弱。

1. 2. 3 控制变量

技术创新资金投入 ( RDK) : 选取R&D经费内部支出作为代理指标,并以2003年为基期,使用商品零售价格指数对其进行平减。

创新人员投入 ( RDL) : 选取R&D人员全时当量作为代理指标。

经济发展水平 ( PGDP) : 选取人均GDP作为反映地区经济发展水平的代理指标,并以每年GDP的名义值和国家统计局公布的GDP增长速度为基础,折算出以2003年为基期的平减指数对人均GDP进行平减。

地区人力资本水平 ( H) : 用平均受教育年限来度量各地区人力资本水平。以6岁及以上人口为总样本,各地人均受教育年限的计算公式为:小学比重×6 + 初中比重×9 + 高中比重×12 + 大专及以上学历比重×161。

数据来源: 《中国统计年鉴》 ( 2004 ~ 2013) 、《中国科技统计年鉴》( 2004 ~ 2013) 、《中国环境统计年鉴》 ( 2004 ~ 2013) 、《中国工业经济统计年鉴》( 2004 ~ 2013) 以及高校财经数据库。

下面,我们对各主要变量的数据特征作简要的描述统计,结果见表1。

2 实证结果与分析

2. 1 实证结果

本文利用线性模型首先进行了全国范围的实证研究,然后将我国分为东、中、西2三大地理区域并进行分区域的实证研究。根据研究结果,来说明我国环境规制与技术创新之间的关系呈现什么样的特点。为了得到较为可靠的结论,本文分别采用固定效应 ( FE) 、随机效应 ( RE) 和可行的广义最小二乘法 ( FGLS) 对总体进行估计,结果见表2。在分地区进行估计时采用固定效应( FE) 、随机效应 ( RE) 并根据hausman检验进行优选,结果见表3。分析软件选用Stata12. 0。

注: ( 1) 括号中数值为标准误; ( 2) ***、**、* 分别表示变量系数通过了 1% 、5% 、10% 的显著性检验; ( 3) OBS 表示样本观察值个数; ( 4) hausman 检验,P = 0. 0001; ( 5) 下同。

通过观察表2与表3中各解释变量系数的估计值,我们有以下几点发现:

( 1) 比较表2中3个方程的估计结果,可以发现,解释变量系数的符号完全一致。由于可行的广义最小二乘法 ( FGLS) 在一定程度上消除了可能存在的异方差和序列相关,因此我们认为方程3的结果是稳健的。由方程3的估计结果可以看出,进行总体实证分析时,在控制了创新人员投入、经济发展水平、地区人力资本水平等条件下,环境规制在一定程度上抑制了我国的技术创新。而创新资金投入、创新人员投入、经济发展水平、地区人力资本水平对技术创新都起到了显著的促进作用。当创新资金投入增加1% ,技术创新能力将提高0. 2765% ,当创新人员投入增加1% ,技术创新 能力将提 高0. 3309% , 当人均GDP增加1% ,技术创新能力将提高1. 2152% ,当地区人力资本水平提高1% ,技术创新能力将提高0. 9220% 。

( 2) 由表3可以看出环境规制对技术创新的影响具有地区差异。东部地区环境规制的系数估计值为 - 0. 5150,且通过了1% 的显著性检验,这说明东部地区环境规制增强不利于技术创新能力提高。中部地区环境规制的系数估计值为 -0. 0035,数值较小且不显著,说明中部地区环境规制增强对技术创新能力的影响具有不确定性。西部地区环境规制的系数估计值为0. 2260,且在10% 的水平上显著,说明西部地区环境规制增强可以促进技术创新。

( 3) 表3结果显示,经济发展水平和人力资本水平在我国东、中、西三大区域内都显著促进技术创新,但创新资金投入与创新人员投入对技术创新的促进作用却都不显著,这说明我国创新资金投入与创新人员投入的效率不高。

2. 2 结果分析

进行总体实证时环境规制显著抑制了技术创新。这可能是因为我国企业的生产技术水平整体不高,经济发展仍然在一定程度上依靠消耗能源和牺牲环境。因此环境规制增强时,企业需投入相当一部分资金和人员来治污减排,此时环境规制对企业的挤出效应超过了创新补偿的激励效应,进而出现环境规制增强抑制技术创新的情况。

分地区实证时,环境规制对技术创新的影响表现出了地区差异,这应该与各地区的环境规制强度有关。由本文的环境规制强度指数可知,我国东部地区环境规制最强,中部地区次之,西部地区最弱。由前文提到的“污染避难所假说”可知,在环境规制严格的东部地区,企业环境成本较高,那么就会有东部地区企业为了降低成本选择向规制较低的 中、西部地区转移 ( 傅京燕,2006、傅帅雄等,2011 )[13,14]。企业的产业转移必然会引起大量的研发资金、研发人员、研发设备及设施等的转移,使东部地区的技术创新受到不利影响。加之严格的环境规制对企业的挤出效应较大,最终环境规制增强抑制了东部地区的技术创新。相反,作为产业承接地的中、西部地区因企业的迁入经济实力和研发实力得到增强,另外中、西部地区的环境规制强度本身很低,适当提高环境规制强度可以增强当地企业的创新动力,因此中、西部地区环境规制增强可以促进技术创新。

3 结论与政策建议

本文使用2003 ~ 2012年中国省级面板数据,研究了环境规制对技术创新能力的影响,得出以下结论:

( 1) 环境规制对技术创新的影响存在地区差异。环境规制强度高的东部地区规制增强不利于技术创新能力提高,支持了引言中的第二种观点即环境规制负向影响技术创新。中部地区环境规制增强对技术创新能力的影响具有不确定性,符合引言中的第三种观点。西部地区环境规制增强可以促进技术创新,支持引言中的第一种观点即“波特假说”。

( 2) 除环境规制外,其余各解释变量都能促进技术创新,但显著性有所不同。在总体实证与分地区实证中,经济发展水平和地区人力资本水平均显著促进技术创新,而且从系数大小来看,以上两因素对技术创新能力的影响较大。分地区实证时,创新资金投入与创新人员投入没有显著促进技术创新。这说明我国创新资金投入与创新人员投入力度不够、效率不高。

基于上述结论,本文提出以下政策建议:

( 1) 各地区应设置适合自身发展的环境规制强度。发达的东部地区环境规制强度不易再增加。尽管稍高的环境规制强度可以加速高耗能企业的转移,实现产业升级和优化。但如果规制强度过高,会使企业无法承受由此带来的成本增加,出现大量产业转移或企业倒闭,进而出现产业空心化现象。中西部地区要以发展经济为重点,其本身环境规制强度较低,可适当提高环境规制强度。这样有利于提升企业为应对环境规制增强而进行技术创新的动力,避免大量高污染产业迁入,成为“污染避难所”,同时也可保护中西部地区脆弱的生态环境。

( 2) 将适当规制强度与灵活多样的规制政策相结合。一味提高环境规制强度并不利于环境规制对技术创新积极作用的发挥。改变以往命令———控制式的规制政策,制定以市场为基础的、更为有效规制政策。例如,污染税、可交易的污染许可证制度等。研究表明,这些政策能有效促进技术创新。因此,为了最大限度地激励技术创新,我国应积极推进环境规制政策工具改革。

( 3) 进一步提高人力资本水平,发挥人力资本对技术创新的溢出作用。人力资本水平的高低极大地影响着一个地区的专利水平和创新能力。人力资本水平的提高需要加大教育投资力度,大力兴办学校,认真贯彻落实“科教兴国”战略。此外,也可通过鼓励社会、企业参与办学,实现社会———企业———大学的有机结合,为劳动者提供更多的学习机会。实行多种方式培养人才,提高劳动者的科技文化素质。制定和完善各项激励措施吸引和留住人才,助力经济发展和技术创新。

创新强度 第8篇

关键词：水泥强度,检测能力,验证

1 引言

为确保本检测中心水泥强度检测能力符合要求, 我中心定期进行水泥强度检测能力验证。现将本中心2015 年8 月开始的水泥强度检测能力验证比对试验的情况归纳如下, 全部试验总共分为3 部分, 首先介绍“水泥强度检测能力验证”部分。然后, 再依次介绍为查找水泥检测中问题根源进行的另外两部分 (标准砂、抗压夹具对水泥检测强度的影响) 比对试验。

试验依据:GB175-2007 通用硅酸盐水泥

GB/T17671-1999水泥胶砂强度检验方法 (ISO法) ;

检测能力是否满意评判依据:

CNⅠS—GL02 能力验证结果的统计处理和能力评价指南附C 3 . 按专业标准方法规定评定。

即, 当水泥标准试样 (或分割样) 检测结果与标准值 (或权威检测机构测值) 差的绝对值不大于《水泥企业质量管理规程》附件6 试验允许误差, 结果判为满意。反之, 判不满意。

《水泥企业质量管理规程》 (工业与信息化部颁布2011年1月1日实施)

附件6试验允许误差表。

比对试验抗压强度允许误差值:不同实验室之间误差应≤±7.0%;

同一实验室内误差≤±5.0%。

2 两个试验室对同一水泥样品强度检测比对

首先在本中心Ⅰ、Ⅱ两个水泥试验室之间开展水泥强度检测比对。水泥试样为P.0 52.5R, 分为两份由Ⅰ试验室和Ⅱ试验室利用现有设备分别检测, 结果如下表1

注:Ⅱ试验室抗压夹具是新购, 标准砂也是新采购的。

比对试验表明:Ⅰ试验室对P.0 52.5R水泥检测的强度明显高于Ⅱ试验室检测的强度值;两者间的误差大于《规程》允许误差范围 (≤±7.0) 2 倍以上, 结果不满意。

3 与权威水泥检测机构——市水泥质量检测中心进行强度检测比对

为弄清楚本中心Ⅰ试验室与Ⅱ试验室水泥强度检测出现巨大误差原因?到底是哪个试验室的水泥强度检测能力不满意?我们将3 种水泥 (P.C 32.5R、P.0 42.5R、P.0 52.5R) 样各分为3 份, 分别由市水泥质量检测中心、本检测中心Ⅰ试验室、Ⅱ试验室进行强度检测比对。其测试结果见下表2 。

从表2 中3 个水泥样品比对试验结果可知:

1) Ⅰ试验室与Ⅱ试验室检测的水泥强度存在显著差异, Ⅰ试验室明显高于Ⅱ试验室;

2) Ⅰ试验室3 种水泥强度检测结果与市水泥质检中心的误差小于允许误差 (≤±7%) 。故Ⅰ试验室检测能力是满意的;

3) Ⅱ试验室3 种水泥试样检测结果均比市水泥质量检测中心低7~10MPa. 误差均超出允许误差 (≤±7%) 的范围, 其中P.0 52.5R水泥, 12#试验结果强度不合格, 故Ⅱ试验室检测能力不满意。

4) 该对比试验初步表明:新标准砂、新夹具是否是水泥检测强度偏低导致不合格的重要因素需进一步验证。

4 采用水泥标准试样进行强度检测比对

为验证本中心两试验室的水泥强度检测能力, 我们用某大型水泥企业提供的“专门用于水泥强度检测能力验证的水泥标准试样” (编号 “LRM71”) 再次进行了比对试验, 试验分两步进行;

4.1 由本中心Ⅰ试验室、Ⅱ试验室分别对水泥标准试样进行强度检测, 结果见下表3

结果再次证明:Ⅰ试验室的水泥强度检测能力是满意的。Ⅱ试验室水泥强度检测能力不满意。

4.2 用水泥标准试样验证试验人员的检测能力

该比对试验由Ⅱ试验室试验员和Ⅰ试验室试验员都在Ⅰ试验室内进行水泥强度检测, 试验设备和条件相同, 只是试验操作人员不同, 时间有先后。检测结果见下表4。

结果表明:Ⅰ试验室与Ⅱ试验室的试验人员的水泥强度检测能力都是满意的。

5.结语

根据以上系列比对试验可知:

1) 本中心试验人员的水泥强度检测能力是满意的;

2) Ⅰ试验室的水泥强度检测能力是满意的。Ⅱ试验室的水泥强度检测能力不满意;

3) Ⅱ试验室的水泥强度检测能力不满意的原因:可能是试验环境和条件发生改变。 (Ⅱ试验室的试验员在Ⅰ试验室检测水泥标准试样的强度结果是满意的, 说明Ⅱ室的试验员的水泥强度检测能力是满意。)

4) 标准砂、抗压抗折夹具是否是水泥检测强度偏低导致不合格的重要因素需进一步验证。

参考文献

CNⅠS—GL02《能力验证结果的统计处理和能力评价指南》中国合格评定国家认可委员会 2006年6月