合作创新中关系专用性投资的前因及其作用机理*

余海晴，俞兆渊，赵树宽

（吉林大学 管理学院，长春 130022）

1 研究背景

习近平总书记在党的十九大报告中明确指出“加快建设创新型国家”，提出“创新是引领发展的第一动力，是建设现代化经济体系的战略支撑”①习近平：《决胜全面建成小康社会 夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利——在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告》，《人民日报》，2017年10月28日，第1 版。。国务院发布的《中国制造2025》中也明确提出“创新驱动”的基本方针②《国务院关于印发〈中国制造2025〉的通知》，http://www.gov.cn/zhengce/content/2015-05/19/content_9784.htm，2015年5月19日。。创新成为推动我国供给侧结构改革与经济结构转型升级的重要举措。而随着技术生命周期的不断缩短和研发成本的急剧上升，合作创新日益成为创新的主要形式。合作创新成为“加快建设创新型国家”和实现“中国制造2025”目标的重要推手。合作创新是指两个或两个以上的企业为了共同的利益，通过合作分享企业间互补性资源进而产生创新成果的过程[1]。合作创新本质上是不同的企业提供自身优势资源从而实现资源互补的过程。为了能够顺利实现合作创新，在合作关系建立之初需要合作企业投入各自的优势资源，关系专用性投资（relationship-specific investment，RSI）就是这种优势资源的重要表现形式之一。关系专用性投资，又称为交易专用性投资，是企业为支持特定合作项目而投入的具有特殊目的的资产，当改变合作对象或合作关系结束时，该资产的价值会大幅度降低甚至消失[2]。Dyer和Singh[3]指出，合作企业进行关系专用性投资是保障合作创新取得成功的关键。

目前国内外学者对关系专用性投资的研究主要集中于以下三个方面。第一，关系专用性投资的负面效应研究。Williamson[4]、Artz 和Brush[5]、王节祥等[6]提出，关系专用性投资会引发资产接收方的机会主义行为。王兰[7]的研究表明，实物型关系专用性投资会降低创业企业的创新能力。第二，关系专用性投资的正面效应研究。王国才等[8]、Zhao 等[9]、纪雪洪等[10]、周俊[11]、Wu 等[12]提出，关系专用性投资会提升合作创新活动绩效和合作企业能力等。Chen等[13]的研究表明，专用性资产投资会提升合作关系的价值。第三，关系专用性投资的治理机制研究。学者们提出关系专用性投资的治理机制主要有法律规制型、组织管理型、经济制约型和关系导向型等四种类型[14]。Rokkan 等[15]和Lado 等[16]提出信任、关系持续性等因素可以一定程度上抑制关系专用性投资的机会主义效应，促使企业进行关系专用性投资。

总体来说，现有文献对关系专用性投资的效应与治理机制研究较多，但鲜有学者关注关系专用性投资的前置因素及作用机理，部分学者提出信任、关系持续性对促进企业进行关系专用性投资具有一定的积极作用，但对其中的作用机理认识不够透彻，这方面的实证研究也比较欠缺。而且，以发达国家合作创新活动为研究对象的实证分析结果不一定符合中国情境，忽视了中国特有因素在合作创新活动中可能起到的重要作用。

因此，本文在国内外现有研究的基础上，基于资源优势和社会资本理论的双重视角，探究资源互补和信任对关系专用性投资的影响，引入承诺作为中介变量，剖析承诺在资源互补和信任影响关系专用性投资中的中介作用；结合中国的现实情境，引入中国特有因素——人情作为调节变量，分析人情的调节作用，从理论上揭示关系专用性投资的前因及其作用机理，弥补现有研究对关系专用性投资前因研究不足的缺陷，推动东西方制度文化背景下的合作创新比较研究，同时为企业参与合作创新活动及进行关系专用性投资提供管理启示。本文不仅具有重要的理论意义，还有一定的实践价值。

2 文献回顾与研究假设

2.1 资源互补、信任对关系专用性投资的影响

资源互补是指合作联盟中的各方通过利用组合资源，弥补合作成员各自的劣势，提高合作联盟的整体能力，最终实现经营目标[17]。资源优势理论认为，合作成员间的资源互补能够使合作联盟形成资源整合，获得竞争性的资源优势[18]。在合作联盟形成的过程中，企业的资源禀赋起到关键的作用[19]。企业通常会寻求拥有自己所需资源的企业，并成为其合作伙伴[20]。Deitz 等[21]提出合作成员间的资源互补对合作意图、合作联盟的稳定性具有积极影响。徐二明和徐凯[22]也认为联盟企业间的资源互补对联盟的建立及稳定非常重要。企业与合作对象的资源互补程度越高，与对方的合作意愿就越强烈，为获取对方的互补性资源，企业自然也会相应提高自身的关系专用性投资。因此，本文提出以下假设：

资源互补对关系专用性投资具有显著的正向影响（H1）。

信任是社会资本理论中的一个重要概念。社会资本理论认为，信任是合作一方对对方的可靠和正直具有信心，它为合作关系的形成提供了可能的环境[23]。但关系专用性投资可能会引发资产接收方的机会主义行为，从而损害投资方的收益。因此，在进行关系专用性投资之前，企业会谨慎选择合作伙伴，对合作成员产生信任是进行关系专用性投资的前提。企业只有在对合作方产生信任之后，才可能进行关系专用性投资，而且信任程度越高，关系专用性投资的水平可能就越高[24]。因此，本文提出以下假设：

信任对关系专用性投资具有显著的正向影响（H2）。

2.2 承诺的中介作用

承诺是社会资本理论中的另一个重要概念，它是指一种维持有价值的合作关系的持久性意愿[25]。承诺是合作各方保持关系持续性的显性或隐性保证[26]，它并不是通过权力和能力影响合作对象，而是依赖“信心”和“意愿”来维系长期合作关系[27]。承诺使合作各方相信保持合作的一贯性对合作关系的形成非常关键，从而对合作成员的投资行为具有激励和约束作用[24]。合作各方的承诺意识和承诺行为，可以促进长期合作关系的形成，进而可能提高合作各方的关系专用性投资水平[11]。Shi 等[28]的研究表明承诺与关系专用性投资之间具有正相关关系。合作成员间的资源互补程度越高，合作关系对合作成员来说价值就越高，合作成员保持这种关系的持久性意愿就越强烈。这种持久性合作意愿，会促使合作成员进行关系专用性投资。合作成员间的资源互补会提高合作方的承诺，进而提高自身的关系专用性投资水平。因此，本文提出以下假设：

承诺在资源互补与关系专用性投资之间具有中介作用（H3）。

信任是合作关系建立的前提，它的重要性在于能使合作各方愿意对这种合作关系进行承诺，提高对合作持续性的预期[27]。基于社会交换理论的互惠原则，不信任会衍生不信任，同时会降低合作成员之间相互的承诺，使合作关系更多地变成短期交易[29]。而且，承诺具有一定的脆弱性，合作各方只会寻找值得信任的合作对象，以降低长期合作的不确定性。因此，信任是合作成员产生承诺，形成长期合作关系的主要决定因素[30]。Morgan 和Hunt[27]、Perry等[24]也提出在关系营销和横向的战略联盟中，信任对承诺具有积极的影响，合作成员间的信任程度越高，合作关系中的承诺程度就越高。合作成员间的信任会激发合作方的承诺意识和承诺行为，进而提高自身的关系专用性投资水平。因此，本文提出以下假设：

承诺在信任与关系专用性投资之间具有中介作用（H4）。

2.3 人情的调节作用

在合作创新中，为维持与对方的合作关系，关系专用性投资方需要投入大量的时间、人力和物力等专用性资产，而接收方往往并不需要过多付出，这种资源投入的不对称性仅基于资源互补、信任和承诺是不够的，在中国的合作关系中，人情同样起了非常重要的作用。在中国的一些合作活动中，投资方可能会为表达支持或“还人情”主动与对方合作，资产接收方会因为道义上的责任而与之持续合作，这就是人情原则[31]。人情是日常生活情境中受社会规范集合引导的一种情绪反应，根据施惠者和受惠者两个角色，可以分为同情和互惠两个基本子项[32]。在人情原则下，使合作关系保持长期稳定的，除了合作成员间的合同契约，更多的是道德义务。对一个中国人来说，“欠人情”则意味着在未来很难拒绝曾经给予自己帮助的人的求助要求[33]。因此，在合作创新活动中，投资方可能会根据资源互补和信任原则选择合作者，并与之进行长期合作，而如果考虑人情原则的话，即为了“送人情”或“还人情”，可能会提高关系专用性投资水平，以增强合作双方的关系强度，从而形成互惠的合作关系。在人情原则的保障下，资源互补、信任和承诺对关系专用性投资的影响会更显著。Wang 等[34]、Shi 等[28]的研究也表明，人情对信任、长期合作和关系投资之间的关系具有显著的调节作用。因此，本文提出以下假设：

人情对资源互补与关系专用性投资之间的关系具有正向调节作用（H5）。

人情对信任与关系专用性投资之间的关系具有正向调节作用（H6）。

人情对承诺与关系专用性投资之间的关系具有正向调节作用（H7）。

综合以上的假设，本文的理论模型如图1所示。

图1 理论模型

3 研究设计

3.1 样本选择

本文所需的数据主要通过问卷调查的方式来获取，调查对象被定位为高技术企业，被调查者均为企业的技术部经理、主管技术的副总经理或总经理，调查样本主要来自吉林、辽宁和黑龙江三省。正式问卷调查从2016年3月到6月，共历时四个月，主要通过两个渠道进行问卷调查。一是联系辽宁、吉林和黑龙江三省的工商业联合会、高技术产业孵化器等单位，由它们协助进行调查。二是直接对吉林大学的EMBA（executive master of business administration，高级管理人员工商管理硕士）及EDP（executive development programs，高级经理人发展课程）学员进行面对面的调查。两个渠道共发放问卷590 份，回收问卷247 份，有效问卷187 份，问卷总有效率为31.7%。对两个渠道回收的有效问卷进行ANOVA（analysis of variance，方差分析），发现两组数据不存在显著的组间差异。此外，运用Harman 单因子法对整个量表进行了因子分析，发现形成的因子只能解释30.65%的方差，所有变量均被载荷到不同的因子上，而且没有出现单个因子解释多数方差的现象。这表明调查数据的共同方法偏差问题并不严重，不会影响后续的分析结果。样本概况如表1所示。

表1 样本的描述性统计结果

3.2 变量测量

除控制变量外，本研究涉及的其他变量均采用利克特量表的形式来测量。“1”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）资源互补

主要借鉴Lunnan 和Haugland[35]、Harrigan[36]的研究，包括三个题项：“在合作项目中，合作方和贵方相互独立，因为你们提供不同的资源和能力”（RC1）；“在合作项目中，合作方和贵方提供相似的资源和能力”（RC2，反转题项）；“没有合作方投入的资源和能力，合作关系可能就不会建立起来”（RC3）。

2）信任

主要借鉴Morgan 和Hunt[27]、Doney 和Cannon[37]的研究，包括四个题项：“该合作项目中的合作方是值得信任的”（TRU1）；“在合作过程中，贵方相信合作方提供的信息”（TRU2）；“在合作过程中，贵方相信合作方会为您的利益着想”（TRU3）；“该合作项目中的合作方非常正直和诚实”（TRU4）。

3）承诺

主要借鉴Palmatier 等[30]、Anderson 和Weitz[38]的研究，包括三个题项：“贵方非常致力于与此合作方保持长期的合作关系”（COM1）；“与短期利益相比，贵方更看重与对方的长期合作”（COM2）；“贵方认为尽最大努力去维持与对方的合作是值得的”（COM3）。

4）人情

主要借鉴Wang[31]、Wang 等[34]的研究，包括三个题项：“当合作方遇到问题时，贵方会表达同情和支持”（RQ1）；“当合作方遭遇困难时，贵方会提供帮助”（RQ2）；“贵方与合作方经常互相帮助”（RQ3）。

5）关系专用性投资

主要借鉴Jap 和Ganesan[39]、Heide 和John[40]的研究，包括四个题项：“在该合作项目中，贵方投入了很多专门的厂房和设备”（RSI1）；“在该合作项目中，贵方投入了很多的专门技术”（RSI2）；“在该合作项目中，贵方投入了大量的时间和精力”（RSI3）；“为与对方合作，贵方在员工培训方面进行了大量的投入”（RSI4）。

6）控制变量

企业性质、企业规模、企业近三年参与过的合作项目数量及合作项目期限等因素都可能会影响企业进行关系专用性投资。因此，将以上四个变量作为控制变量。企业性质分为国有企业和非国有企业（包括民营企业、合资企业、外资企业和其他非国有企业）两类，并分别对其赋值1 和0；企业规模按员工人数划分为20 人以下、20～299 人、300～999 人、1000人及以上四类，分别赋值为1、2、3、4；企业近三年参与过的合作项目数量用“项目数量”表示，分为1～5 个、6～10 个、11～20 个、20 个以上四类，分别赋值为1、2、3、4；合作项目期限用“项目期限”表示，分为1年以下、1～3年、3年以上三类，分别赋值为1、2、3。

4 实证分析与结果

4.1 相关性分析

在进行回归分析之前，先对变量的相关性进行分析，以检验变量间是否存在多重共线性问题，变量间的相关系数矩阵如表2所示。由表2可知，部分变量间的相关性较显著，但相关系数均未超过0.6，这表明变量间的多重共线性问题并不严重，不会影响回归分析结果[37]。

表2 变量间的相关系数矩阵

4.2 信效度检验

4.2.1 信度检验

信度是反映同一变量所有题项答案的一致性程度，通常用Cronbach’sα系数度量。本研究的四个变量和总量表的信度检验结果如表3所示。由表3可知，所有变量的Cronbach’sα系数值都大于0.7，而且除资源互补和人情变量以外，其余变量和总量表的信度系数在0.8 以上。因此，量表具有较高的信度，能满足研究要求。

4.2.2 效度检验

效度是指量表能够准确测出需要测量的概念的程度，可划分为内容效度、聚合效度和区别效度。本文所使用的量表以现有理论为基础，曾被多位学者使用，并经领域内多名学者和企业负责人深入探讨，因此，量表的内容效度能够满足研究的需要。

聚合效度和区别效度均通过验证性因子分析来检验，检验结果如表4所示。由表4可知，本研究各变量的标准化因子载荷大多数大于0.7，t值均远大于2.58，达到了显著性水平。组合信度均大于0.7，平均提炼方差均大于0.5。同时，由表2可知，各变量平均提炼方差的算术平方根均大于自身与其他变量的相关系数。根据Hair 等[41]的观点，本研究所使用的量表的聚合效度和区别效度都较好。

表4 聚合效度与区别效度检验结果

4.3 假设检验

4.3.1 资源互补和信任对关系专用性投资的影响检验

本文运用层次回归分析法对相关假设进行检验，在回归分析之前，对包括交互项在内的所有变量进行均值中心化，以减少研究误差[42]。回归分析结果如表5所示。

表5 回归分析结果

模型2 的结果表明，资源互补对关系专用性投资具有显著的正向影响（β=0.370，p＜0.01），H1 通过验证。模型3 的结果表明，信任对关系专用性投资具有显著的正向影响（β=0.360，p＜0.01），H2 通过验证。

因此，资源互补和信任对关系专用性投资均具有显著的正向影响，二者构成了企业进行关系专用性投资的基础性动因。Deitz 等[21]的研究表明，资源互补和信任对合作联盟的稳定性具有显著的直接和间接作用，这与本文的研究结论有异曲同工之处，本文的研究结论是对这一结论的深化和创新。Gulati 等[20]、Perry 等[24]对战略联盟的研究结果也与本文的研究结论一致，即企业会与自身资源互补的企业进行合作，而信任会促进战略联盟关系的形成。因此，资源互补和信任会促进合作战略联盟关系的建立。为建立合作战略联盟，合作成员会进行关系专用性投资。

4.3.2 承诺的中介作用检验

根据Baron 和Kenny[43]的研究，中介变量的检验需要满足以下四个条件：①自变量对因变量有影响；②自变量对中介变量有影响；③中介变量对因变量有影响；④当控制中介变量时，自变量对因变量的影响变小或者消失。本研究运用这一结论验证承诺在资源互补、信任与关系专用性投资之间的中介作用。从模型2 和模型3 的分析结果可知条件①已满足。模型5 的结果表明，资源互补对承诺具有显著的正向影响（β=0.221，p＜0.01）。模型6 的结果表明，信任对承诺也具有显著的正向影响（β=0.582，p＜0.01），检验承诺中介作用的条件②得到满足。模型7 的结果表明，承诺对关系专用性投资具有显著的正向影响（β=0.358，p＜0.01），条件③也得到满足。

模型8 的结果表明，在引入承诺变量后，资源互补对关系专用性投资的影响仍然显著（β=0.305，p＜0.01）且承诺对关系专用性投资的影响同样显著（β=0.291，p＜0.01），与此同时，资源互补对关系专用性投资的影响系数由模型2 中的0.370 变为模型8 中的0.305，条件④得到满足。因此，H3 通过验证，承诺在资源互补和关系专用性投资之间具有中介作用。模型9的结果表明，信任（β=0.229，p＜0.01）和承诺（β=0.225，p＜0.01）对关系专用性投资都具有显著的正向影响，而且信任对关系专用性投资的影响系数由模型3 中的0.360 变为模型9中的0.229，条件④也得到满足。因此，H4 通过验证，承诺在信任和关系专用性投资之间具有中介作用。

因此，承诺在资源互补、信任与关系专用性投资之间具有中介作用，资源互补和信任不仅会直接对关系专用性投资产生影响，还会通过承诺的中介作用对关系专用性投资产生间接影响。Shi 等[28]对客户关系投资和关系承诺的研究表明，关系投资会提高关系成员间的承诺。这一结论与本文的研究结论结合起来表明，关系专用性投资和承诺具有相互的促进作用，二者会相互强化，承诺对企业进行关系专用性投资具有显著的推动作用。企业在选定一个资源互补并信任的合作对象以后，如果愿意与对方保持长期的合作关系，会提高关系专用性投资的水平。

4.3.3 人情的调节作用检验

以关系专用性投资为因变量，以资源互补、人情及二者的交互项为自变量，构建模型10。模型10 的结果表明，资源互补×人情对关系专用性投资的影响并不显著（β=0.056，p＞0.1），H5 未通过验证，人情对资源互补与关系专用性投资之间的关系并不具有调节作用。以关系专用性投资为因变量，以信任、人情及二者的交互项为自变量，构建模型11。模型11 的结果表明，信任×人情对关系专用性投资具有显著的正向影响（β=1.152，p＜0.05），而且与模型3 相比，R2的变化显著，方程的解释力得到显著增加。因此，H6 通过验证，人情对信任与关系专用性投资之间的关系具有显著的正向调节作用。在模型12 中加入承诺与人情的交互项作为自变量，形成模型13，R2的变化显著，这表明交互项显著增加了方程的解释力，而且承诺×人情对关系专用性投资的影响显著（β=1.064，p＜0.01），H7 通过验证，即人情对承诺与关系专用性投资之间的关系具有显著的正向调节作用。

综上可知，人情对资源互补与关系专用性投资之间的关系不具有显著的调节作用，而对信任、承诺与关系专用性投资之间的关系具有显著的调节作用。这与Wang 等[34]的研究结论类似，Wang 等[34]的研究表明，人情对信任促进长期合作导向的关系具有调节作用。这说明，当企业单纯地基于资源互补的目的寻找合作伙伴时，往往不会考虑人情这一“社会”因素，而更多地考虑资源互补这一“技术”因素。只有当企业对合作方产生信任并愿意与对方长期合作时，人情这一“社会”因素才会发生作用。

4.4 稳健性检验

虽然在回归分析中控制了合作项目期限的影响，但由于合作项目期限对合作成员之间的信任、承诺和关系专用性投资影响较大，不同的合作项目期限，合作企业的信任、承诺和关系专用性投资水平都可能存在较大差异。因此，机会主义效应根据合作项目期限的不同，将样本分为两组。一组为合作项目期限3年及以下的，共105 个样本；另一组为合作项目期限3年以上的，共82 个样本。机会主义效应运用层次回归分析法，分别对这两组样本进行分析。回归结果表明，大部分变量的符号基本未变，特别是主要假设的检验结果均没有改变。资源互补和信任依然对关系专用性投资具有显著的正向影响，承诺的中介作用在两组样本中也都依然显著，人情仍然在信任、承诺和关系专用性投资之间具有调节作用，而对资源互补和关系专用性投资之间的关系不具有调节作用。因此，本文的研究结果具有一定的稳健性。

5 研究结论与启示

5.1 研究结论

本文基于资源优势和社会资本理论，提出合作创新中关系专用性投资的前因及其作用机理模型，并进行实证检验，共得到以下结论。

第一，资源互补和信任对关系专用性投资具有显著的正向影响，二者是企业进行关系专用性投资的基础性动因。资源互补是企业进行关系专用性投资的“物质基础”，信任是企业进行关系专用性投资的“情感基础”。

第二，承诺在资源互补、信任与关系专用性投资之间具有中介作用。合作成员间的资源互补和信任会提升合作方的承诺，进而提高关系专用性投资。

第三，人情对信任、承诺与关系专用性投资之间的关系具有显著的调节作用，而对资源互补与关系专用性投资之间的关系不具有显著的调节作用。

5.2 管理启示

本文对企业参与合作创新活动、进行关系专用性投资具有一定的管理启示。①企业在寻求合作伙伴时，应积极寻找与自身资源互补的企业，并重视双方信任关系的建立，通过相互之间的资源互补和信任，来获取对方关系专用性资源的投入。②企业在确定一个合适的合作伙伴以后，应表现出长期合作的意愿，以赢得合作成员的承诺，从而促进合作双方均主动为合作关系投入关系专用性资源。③在合作关系中，企业要重视合作伙伴间的“人情”。对于需要帮助又值得帮助的合作伙伴，要主动地给予帮助，提供对方迫切需要的关系专用性资源；对于在合作中投入关系专用性资源，给予自己帮助的合作伙伴，应记住对方的“人情”，尽可能为合作关系做出自己应有的贡献，最终形成长期互惠的合作关系。

5.3 研究展望

本文对关系专用性投资前因及其作用机理的研究取得了一定突破，但仍存在一些需要进一步解决的问题。第一，合作创新往往是一项长期活动，关系专用性投资也是多次持续的，投资者初次投资获得的收益可能会对下一次投资产生影响。因此，未来将运用动态持续的视角对关系专用性投资的前因及其作用机理进行研究，探究信任、承诺与关系专用性投资之间可能存在的动态交互作用。第二，关系专用性投资的前因、效应和治理机制的选择是一个完整的决策过程。未来将把关系专用性投资的前因、效应和治理机制纳入统一的分析框架，剖析三者之间的相互作用关系，解析企业进行关系专用性投资的全过程。