异质性绩效反馈对合作创新数量与质量的影响研究

陈永恒 苏涛永 毛宇飞

(同济大学经济与管理学院)

1 研究背景

数字化技术在全球范围内的应用加速了创新技术变革的进程,越来越多的企业打破组织边界,通过在全产业生态范围内寻求合作创新来分担创新成本、降低创新失败风险,以发挥“1+1>2”的协同优势[1]。数量和质量是衡量合作创新产出的两个重要维度,直接影响着企业核心竞争力和市场价值[2]。我国企业的科技创新普遍存在“高数量、低质量”的问题,只有兼顾创新数量和质量才能实现企业可持续发展,助力我国从“创新大国”向“创新强国”的转变[3]。

企业行为理论从管理者有限理性视角分析了绩效反馈对合作创新的影响,如合作创新关系的开始和终止[4]、对企业合作者或学研合作者的搜寻等[5]。绩效反馈认为,当实际绩效不及预期形成期望落差,反之则形成期望顺差,企业在两种状态下会分别进行问题搜寻和冗余搜寻[6]。合作创新作为一种典型的非本地搜寻行为,有助于企业在落差状态下获取外部创新资源,打破创新瓶颈,提高技术竞争力,走出落差困境[7];同时,为期望顺差状态下的企业提供进入新领域的试错机会,加快优势技术的转移与落地,实现长期可持续发展[8]。目前,尚无研究探讨绩效反馈对合作创新数量和质量的差异影响。

基于组织学习理论,合作创新数量与合作创新质量体现了企业对不同创新知识的搜寻[9],二者在知识搜寻范围和合作创新回报上存在显著差异,对解决不同状态的绩效反馈作用不同,有必要区别考虑。正如MAKAREVICH[10]的研究指出,绩效反馈会影响企业在合作联盟中的竞合关系,使得企业在期望落差时更注重合作,在期望顺差时更注重竞争。因此,不同状态的绩效反馈会影响企业合作创新的意愿及资源分配,进而影响合作创新的数量和质量。在企业资源有限的前提下,创新数量与创新质量是一个选择问题[11],两个维度没有优劣之分,企业应维持二者之间的平衡,以实现创新资源的效用最大化。

本研究拟整合企业行为理论与组织学习理论,分析异质性绩效反馈如何影响合作创新数量及质量。绩效反馈包括期望顺差和期望落差两种状态,又根据参照点选取标准的不同分为历史绩效反馈和行业绩效反馈两种情境,两两匹配总共4种异质性绩效反馈[12]。此外,本研究从合作双方的视角,将管理者过度自信和合作者地理区位特征纳入研究框架。过度自信的管理者对绩效反馈的感知存在偏差,会高估自身掌控能力以及决策的潜在收益[13],影响合作创新战略的制定与实施,本研究检验管理者这一特征是否存在调节作用。企业与本地合作者和非本地合作者在信息传递、信任水平、创新知识异质性方面有显著差异,导致企业寻求合作创新伙伴时存在地理区位偏好[7],本研究将在进一步检验中予以分析。

2 理论基础与研究假设

2.1 绩效反馈:基于历史与行业不同参照点的比较

企业行为理论的早期研究认为,历史与行业绩效反馈对企业决策行为产生同质影响,近期的一些研究发现二者存在差异影响[14]。两类绩效反馈都是基于某一参照点设定期望水平,并与当期实际绩效进行比较,因此存在一定的相似性,但也存在以下区别:①基于“向后看”的研究范式[15],绩效反馈反映了企业当前战略的可行性和正确性,但行业绩效反馈比历史绩效反馈更具模糊性[14]。历史绩效反馈是基于企业自身资源和能力来设定期望,反映了企业的内部能力与发展轨迹,管理者可以更准确地理解绩效反馈的差距来源,做出相应的战略调整与改变[16]。行业绩效反馈基于同行业绩来设定期望水平,反映了企业所在行业地位的相对变化,企业可以有针对性地调整战略来实现行业赶超或持续领先[15],但对其他企业的业绩期望不如对自身业绩期望那样准确,因此更具模糊性。②基于“向前看”的研究范式[16],绩效反馈包含了企业未来发展前景的信息,但行业绩效反馈比历史绩效反馈更具持续性[17]。由于历史业绩期望是基于企业内部情况设定的,企业在接收历史绩效反馈后,可以更灵活地调整下期业绩期望[18]。企业在接收历史期望顺差反馈后会提高对下期业绩的预期,降低了下期绩效持续顺差的可能性;企业接收历史期望落差反馈后会降低对下期业绩的预期,提高了下期绩效达到预期的可能性。而企业接收行业绩效反馈后难以归因到确定性的影响因素,并且由于技术壁垒、关键资源等因素限制,企业不会轻易调整行业期望水平[17]。

2.2 合作创新:基于数量和质量不同维度的比较

基于组织学习理论,合作创新是企业学习组织外部的异质性知识,推动构建知识交互以及商业化的组织网络,系统性地对跨越组织边界的知识流动进行管理和创造新价值的过程[19]。合作创新数量与质量体现了企业的合作产出水平,有助于提升企业核心竞争优势。前者是企业对现有创新知识广度范围的拓展,代表了合作创新的总体规模,是合作创新质量的前提和基础;后者是在企业现有创新知识基础之上的深度拓展,有助于提高企业的核心竞争力,带来更高的价值回报和超额利润[20]。因此相比于合作创新数量,合作创新质量的搜寻范围更集中,可以在更短时间内为企业创造更高的价值回报。但合作创新数量作为质量的前提,没有一定的创新数量难以保证创新质量的提升,企业应基于不同的合作需求合理分配创新资源。综上,异质性绩效反馈体现了企业在问题搜寻导向及问题解决紧迫性上存在的差异[6],合作创新数量和质量在知识搜寻范围与合作创新回报上也有明显的区别,本研究将通过匹配二者的差异性特征提出假设。

2.3 历史绩效反馈与合作创新

相比于行业期望顺差,企业对历史期望顺差的优势来源更清晰[14],一定程度上反映了当前合作创新战略的可行性与正确性,企业会进一步强化当前的合作关系,在已有基础上投入更多的创新资源进行深度合作,体现为合作创新质量的提升。企业历史期望顺差持续性较差,意味着未来绩效可能产生期望落差,企业有动机获取更广泛的知识来拓宽当前的知识边界,通过增加合作创新数量来提升企业的技术基础和吸收能力[21],维护期望顺差的可持续。并且期望顺差所带来的超预期收益为合作创新的失败提供了试错空间,为企业带来进入新技术领域的机会,故企业在历史期望顺差时,既有动机又有能力来增加合作创新数量,以提高合作创新质量。

相比于行业期望落差,企业对历史期望落差的问题来源更清晰[14],会在问题存在处有针对性地进行局部搜寻。在此状态下企业具有较强的时间紧迫性,为了尽快挽回历史期望落差带来的潜在损失,企业会集中创新资源进行深度搜寻,通过提高创新质量来提升企业核心竞争力,尽快转化为经济价值[20]。但企业合作创新资源有限,增加一方的合作创新资源投入会导致另一方合作创新资源的减少。而且期望落差状态又加剧了创新资源的约束性[17],使得企业暂时减少对创新知识的广度搜寻,导致合作创新数量减少。据此,提出如下假设:

假设1a企业在历史期望顺差时,会增加合作创新数量,提高合作创新质量。

假设1b企业在历史期望落差时,会减少合作创新数量,提高合作创新质量。

2.4 行业绩效反馈与合作创新

相比于历史期望顺差,行业期望顺差更具模糊性[14],即企业不确定顺差优势是否来源于当前的合作创新战略。此时企业处于行业相对领先的地位,对外部异质性知识的搜寻动机减弱,由于合作机会主义的存在,企业出于维持自身竞争优势的目的,合作与竞争的天平偏向“竞争”端[10],会减少与当前合作者的创新资源投入,导致合作创新质量的降低。并且行业期望顺差更具有相对持续性,这给企业释放了一个信号:卓越的绩效不太可能在近期消失[22]。满足于现状降低了企业对异质性知识的广度搜寻,企业更倾向于追求确定性收益,导致合作创新数量的下降。

相比于历史期望落差,行业期望落差更具模糊性[14],即企业不确定问题是否来源于当前的合作创新战略。此时企业处于行业相对落后的地位,具有赶超同行的动机,合作与竞争的天平偏向“合作”端[10],会增加与当前合作者的创新资源投入,提高合作创新质量。并且行业期望落差相对持久,意味着该状态在短期内不太可能改善,企业会通过拓展异质性知识的广度来了解行业发展的前沿技术,为核心竞争力的提升奠定基础。据此,提出如下假设:

假设2a企业在行业期望顺差时,会减少合作创新数量,降低合作创新质量。

假设2b企业在行业期望落差时,会增加合作创新数量,提高合作创新质量。

2.5 管理者过度自信的调节作用

企业行为理论认为,有限理性的管理者接收并解释绩效差距,并影响企业战略决策。管理者的个体认知差异使其在理解和诠释绩效差距时存在偏差[6],过度自信作为一种典型的管理者心理认知特征,影响管理者对异质性绩效反馈信息的解读及合作创新决策的制定。

历史绩效反馈直接影响企业的经济绩效,管理者的晋升、绩效奖励往往与当期经济绩效挂钩。在该情境下,管理者更注重个人在组织内的利益诉求,过度自信的管理者维护自身利益的动机更强[13]。具体而言,在历史期望顺差状态下,管理者存在避免下期绩效不达标而导致个人利益损失的动机;在历史期望落差状态下,管理者存在尽快挽回当期利益损失的动机。过度自信的管理者会加强对创新知识深度的搜寻,通过提高合作创新质量以求在近期内快速得到经济回报[23]。拓展创新知识广度的回报周期较长,需要更多创新资源的投入,反映在财务指标上是经济利益的锐减。此时,管理者会削减该维度的资源投入,从而导致合作创新数量的减少。而且过度自信的管理者往往具有更强的掌控力,在平衡创新资源投入上有更大的话语权。综上,过度自信的管理者在历史绩效反馈情境下更注重合作创新质量,而不是合作创新数量。

行业绩效反馈直接影响企业在行业中的地位,一定程度上体现了管理者的能力高低。在该情境下,管理者更注重个人在行业内的声誉诉求,过度自信的管理者维持个人声誉的动机更强[23]。具体而言,在行业期望顺差状态下,管理者存在实现下期绩效顺差来提升个人声誉的动机;在行业期望落差状态下,管理者存在避免个人声誉被外界质疑的动机。过度自信的管理者会加强对创新知识广度的搜寻,通过提高合作创新数量,将有助于企业了解行业前沿信息及先进技术,并且向外界传达企业扩大合作的良好信号[24]。而过度自信的管理者深度拓展创新知识的动机较弱,导致合作创新质量的下降。原因在于,管理者对行业绩效反馈的归因更具“模糊性”,使得过度自信的管理者更倾向于将顺差归因于自身能力,而将落差归因于外部环境因素。鉴于此,过度自信的管理者在行业绩效反馈情境下更注重合作创新数量,而不是合作创新质量。据此,提出如下假设:

假设3a在接收历史绩效反馈后,过度自信的管理者更注重合作创新质量,而不是合作创新数量。

假设3b在接收行业绩效反馈后,过度自信的管理者更注重合作创新数量,而不是合作创新质量。

综上,构建本研究的理论模型(见图1)。

图1 异质性绩效反馈对合作创新数量与质量影响的理论模型

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本研究以中国2008～2020年医药制造行业(C27)上市公司为研究样本[25],原因如下:①该行业高度严谨,注重专利申请以保护新颖的想法和产品;②该行业存在许多创新联盟,以应对生物医药产品成本高且不确定性高的问题;③相比于其他行业,该行业的管理者有更多的自由裁量权决定创新资源的分配。

专利数据收集自中国国家知识产权局(1)国家知识产权局网址http://pss-system.cnipa.gov.cn/。,样本为270家中国医药制造行业上市公司。由于公司存在名称变更,在WIND数据库获取所有公司的历史曾用名,根据公司名称进行Python检索(2)检索时间截至2021年5月5日。。检索后对原始数据进行如下处理:①剔除公司当年没有专利申请数据的样本。②存在检索的公司名称与申请(专利权)人名称不一致的情况,保留后者为前者的历史曾用名或其母公司的数据。③筛选出申请(专利权)人为2个及以上组织的数据(3)对于申请(专利权)人中出现的个体合作者,不计入合作创新样本中,因为不明确个人是否受雇于该公司。。④由于同一发明专利可能存在申请、授权,以及在不同国家专利机构申请等重复数据,筛选后保留国内有效申请专利数据。本研究保留专利申请数量而非专利授权数量,原因是专利授权需要测试以及支付年费,存在更多的不确定性,并且容易受到官僚因素的影响[26]。⑤剔除实用新型及外观设计专利,保留发明型专利数据。其理由一是由于前两类专利的创新性相比发明专利差距较大,对本研究主题之一合作创新质量的衡量存在较大误差影响;二是发明型专利在资源投入、研发周期上与另两类专利存在明显差异,为统一滞后期仅保留发明型专利。经过以上处理,最终获得165家上市公司(184个公司名称)的3 662条发明型专利申请数据。

其他数据收集自国泰安(CSMAR)数据库。为保证数据可靠性,将主要变量数据与WIND数据库进行比对,剔除ST、*ST、PT样本,剔除缺失值样本,经过所有变量的匹配处理后,最终获得366个非平衡面板观测值。

3.2 变量定义及测量

本研究各变量的定义及测量如下。

(1)被解释变量合作创新数量(CPN)以公司当年发明型合作专利申请数量取自然对数来衡量;合作创新质量(FC)以公司当年发明型合作专利被引用的次数总和与公司当年所有发明型合作专利的数量比值来衡量,被引用次数越多意味着专利更有价值,质量也越高。为减弱专利引用时间滞后导致的时间截面问题,构建FC1指标[FC/(2021-申请年份)],并在稳健性检验中进行检验。

(2)解释变量借鉴CHEN等[6]和MAKAREVICH[10]的研究,以式(1)衡量历史业绩期望HA,式(2)则衡量行业业绩期望IA:

HAi,t=(1-α)Pi,t-1+αHAi,t-1;

(1)

IAi,t=(1-α)IPi,t-1+αIAi,t-1,

(2)

式中,企业实际业绩P为总资产净利润率(ROA);IPi,t-1表示企业i所在的同行业中所有企业第t-1年实际绩效的中位值;α是介于0～1之间的权重数值,本研究在实证部分汇报了α=0.4时的检验结果。企业i在t-1期的历史绩效反馈为Pi,t-HAi,t,若差距为正,则定义I1为1,否则为0。截尾的历史期望顺差(HG)的计算公式为I1(Pi,t-HAi,t),在保留历史期望顺差企业数据的同时,将历史期望落差企业的数据截尾为0;同理,可得截尾的历史期望落差(HL)的计算公式为(1-I1)(Pi,t-HAi,t)。依此方法,可计算出行业期望顺差(IG)和行业期望落差(IL)。

(3)调节变量借鉴姜付秀等[27]的研究,以薪酬最高的前3名高管薪酬之和占所有高管薪酬之和的比例衡量管理者过度自信(OC)。

(4)控制变量本研究控制了公司层面和高管层面的影响因素[7]。不同规模的公司在建立合作关系时面临的风险不同,本研究控制公司规模(SI),以期末总资产取自然对数进行衡量;资产负债率(LEV)会影响企业合作创新的意愿,以流动资产与流动负债的比率来衡量;闲置资源(SL)会影响企业合作创新的能力;资本支出(CA)反映了企业对合作创新等长期发展战略的重视程度,以企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金占总资产的比例来衡量;研发投入(RD)直接决定了企业在合作创新时对新知识的吸收能力,以企业研发投入占营业收入比例衡量,由于该字段存在过多的缺失值,为尽量补充数据及验证数据准确性,将WIND数据库和国泰安数据库中的数据进行匹配,并通过Python爬虫获取企业年报中的数据进行核对和补充。第一大股东持股比例(FR)反映了企业内部的权力集中度,影响合作创新决策的制定;独董比例(BI)体现了公司内部的监督强度,影响合作创新决策的制定,以独立董事人数占董事会总人数的比例来衡量;两职合一(DC)体现了企业内部的权利结构,影响合作创新决策,若CEO同时担任董事长则为1,否则为0。此外,控制了公司个体(FI)效应和时间(Y)效应。

3.3 研究模型

合作创新数量与合作创新质量的数据中存在大量0值,采用Tobit回归进行检验。从绩效反馈作用到发明型专利申请存在一定的时间滞后性,对解释变量及控制变量滞后3年[25],同时减少内生性的影响。研究模型如下:

CPNi,t/FCi,t=β0+β1HGi,t-3+β2HLi,t-3+β3IGi,t-3+

β4ILi,t-3+β5OCi,t-3+β6HGi,t-3×OCi,t-3+β7HLi,t-3×

OCi,t-3+β8IGi,t-3×OCi,t-3+β9ILi,t-3×OCi,t-3+

β10Controlsi,t-3+FI+Y+εi,t,

(3)

式中,β0表示常数项;β1～β10均表示系数;Controls表示控制变量;ε表示残差项。

4 实证结果分析

4.1 描述性统计与相关性分析

变量的描述性统计及相关性分析见表1。由表1可知,不同企业之间的合作创新数量和质量存在明显差异。历史期望顺差和行业期望顺差的均值差异较大,历史期望落差与行业期望落差的均值无差异。相关性系数的结果与预期差异较大,笔者将在下文中对变量关系做进一步实证检验。此外,所有模型的方差膨胀因子检验(VIF)最大值远小于10,说明不存在严重的多重共线性问题。

表1 描述性统计与相关性分析(N=366)

4.2 回归分析与假设检验

4.2.1主效应检验

异质性绩效反馈对合作创新数量和质量影响的回归结果见表2。

表2中,模型1、模型3为绩效反馈与合作创新数量(CPN)的实证检验,模型2、模型4为绩效反馈与合作创新质量(FC)的实证检验。结果显示,HG与CPN/FC都是显著正相关(β=4.215,p<0.1;β=0.921,p<0.01),假设1a得证。HL与CPN/FC分别是显著正相关和显著负相关(β=8.288,p<0.05;β=-0.771,p<0.01),假设1b得证(4)由于期望落差为截尾处理后的非正数,故实际意义是随着落差强度的增加,合作创新数量减少,合作创新质量提高(同样适用于下文的分析)。。IG与CPN/FC都是显著负相关(β=-6.185,p<0.01;β=-0.713,p<0.1),假设2a得证。IL与CPN显著负相关(β=-11.877,p<0.05),与FC不显著(β=0.035,t=0.10),假设2b部分得证。

对模型4中行业期望落差与合作创新质量不显著的原因进行解释:①由于行业落差问题来源的模糊性[14],管理者不确定问题是否源于当前的合作创新战略。虽然管理者有动机通过提高合作创新质量来纾解落差困境,但相比于历史期望落差的问题来源更清晰,管理者的动机则更弱。②在行业落差状态下,企业既需要提高合作创新数量来了解行业前沿信息,以及拓展当前的创新知识边界,又需要提高合作创新质量来实现行业赶超。但此时企业处于一种相对“困难”的状态,在企业资源有限的条件下,对行业前沿及异质性创新知识的获取动机更强,因此创新资源会优先用于前者。③从合作方的角度考虑,与处在行业地位相对落后的企业合作,其收益较低,合作方的合作动机减弱,在创新资源投入总量或核心技术的合作上会有所保留,导致合作创新质量难以提升。

4.2.2调节效应检验

表2中模型5结果显示,HG×OC系数显著为负(β=-30.652,p<0.05),HL×OC系数显著为正(β=25.027,p<0.1);IG×OC系数显著为正(β=27.424,p<0.05),IL×OC系数不显著(β=2.913,t=0.12)。模型6结果显示,HG×OC系数显著为正(β=5.063,p<0.01),HL×OC系数显著为负(β=-4.056,p<0.05);IG×OC系数显著为负(β=-6.181,p<0.01),IL×OC系数显著为正(β=4.580,p<0.05)。上述结果表明假设3a得到检验,假设3b得到部分检验。

对模型5中行业期望落差与管理者过度自信交乘项系数不显著的原因进行解释:①由于行业期望落差的相对模糊性,过度自信的管理者更有可能将落差归因于外部不可控因素,而不是企业自身创新能力不足,忽视了对外部异质性知识的广度搜寻;②即便是由于创新能力不足导致企业在行业中的相对落后,过度自信的管理者也可能对企业的自主创新能力更加自信[13],更倾向于通过自主创新来提升行业地位,而不是寻求与其他组织的合作。为更直观地展示调节作用,将主要变量均值±1个标准差,绘制作用效果图(见图2～图9)。其中,图2～图5为绩效反馈与合作创新数量;图6～图9为绩效反馈与合作创新质量。

图2 历史期望顺差与合作创新数量

图3 历史期望落差与合作创新数量

图4 行业期望顺差与合作创新数量

图5 行业期望落差与合作创新数量

图7 历史期望落差与合作创新质量

图8 行业期望顺差与合作创新质量

图9 行业期望落差与合作创新质量

4.3 稳健性检验

本研究做如下3种稳健性检验:①替换被解释变量合作创新质量的衡量方式,用FC1指标进行上述检验。②替换解释变量绩效反馈衡量公式中的权重数值。主效应回归中权重α取值为0.4,实际上该权重是介于0～1的任意数值,本研究以0.1为公差,分别取值0.1～0.9之间的等差数值进行替代检验。③对所有连续变量进行上下1%Winsorize处理。上述稳健性检验结果总体上支持研究结论(5)囿于篇幅,回归结果未列出,留存备索。。

4.4 进一步检验

在创新管理和经济地理的相关研究中,合作创新伙伴的区域属性一直备受关注。一个值得进一步探讨的问题是:企业在搜寻创新知识数量和质量的时候,更倾向于选择本地合作者还是非本地合作者。本研究以申请(专利权)人信息中出现的第一个合作者的注册地与焦点企业是否在同一省份为标准,在同一省份的视为本地合作(LO),并将本地合作的专利申请数量比上当年所有的合作申请专利数量进行衡量。合作者地理特征的进一步检验结果见表3。

表3 合作者地理特征的进一步检验(N=115)

表3模型1中HG×LO的系数显著为负(β=-26.262,p<0.01),HL×LO的系数显著为正(β=34.258,p<0.01);IG×LO的系数显著为负(β=-11.674,p<0.05),IL×LO的系数不显著(β=7.542,t=0.52)。这些结果表明,企业在历史顺差时,更倾向于建立非本地合作来增加创新数量,在历史落差及行业顺差时,更倾向于减少本地合作创新数量,可见企业在追求合作创新数量的时候更倾向于建立非本地合作关系。对模型1中行业期望落差与本地合作交乘项系数不显著的原因进行解释:行业期望落差时,尽管企业有与非本地企业建立合作提升合作创新数量的动机,但一方面企业处于落差困境受限于自身的资源,另一方面非本地合作方不愿意与处于行业落差的企业建立合作,导致企业在寻求提高合作创新数量时,没有表现出明显的本地与非本地企业差异。

表3模型2中HG×LO的系数显著为正(β=1.734,p<0.01),HL×LO的系数显著为负(β=-3.456,p<0.01),IG×LO的系数(β=-0.168,t=-0.43)不显著,IL×LO的系数显著为正(β=2.090,p<0.05)。这些结果表明,企业在历史绩效反馈(包括顺差和落差)下提高合作创新质量时,更倾向于建立本地合作。对模型2中行业期望顺差与本地合作交乘项的系数不显著的原因进行解释:在行业期望顺差时,企业要降低合作创新质量以避免核心技术泄露。一方面,企业有动机降低与信息不对称较高、信任程度较低的非本地合作;另一方面,企业与本地企业建立的合作程度更深,更容易威胁到企业的核心竞争力,则有动机降低与本地企业的合作,导致企业在此反馈状态下降低合作创新质量时,没有表现出明显的本地与非本地差异。此外,尽管IL×LO的系数显著为正,但表2模型5中行业期望落差与合作创新数量的主效应不存在显著关系,故调节效应不存在。此外,表3中模型3以FC1替代被解释变量FC,检验结果与模型2中一致,稳健性检验得到支持。

5 结语

基于企业行为理论与组织学习理论,本研究以2008～2020年中国医药制造行业上市公司为样本,对企业接收不同状态及情境的绩效反馈后的合作创新数量和质量进行检验后发现:①历史期望顺差强度越大,合作创新数量越多、质量越高;行业期望顺差强度越大,合作创新数量越少、质量越低,与历史期望顺差的影响刚好相反。②历史期望落差强度越大,合作创新数量越少、质量越高;行业期望落差强度越大,合作创新数量越多,但对合作创新质量没有显著影响。③在历史绩效反馈(包括顺差和落差)情境下,过度自信的管理者更注重合作创新质量,而不是合作创新数量;在行业期望顺差情境下,过度自信的管理者更注重合作创新数量,而不是合作创新质量。④企业在追求合作创新数量时更倾向于建立非本地合作关系,而在追求合作创新质量时更倾向于建立本地合作关系。

本研究对企业行为理论和组织学习理论有所贡献:①拓展了企业行为理论对合作创新战略的影响边界。本研究从合作创新异质性视角区分为数量及质量两个维度,发现绩效反馈对二者存在显著差异性影响,为已有研究绩效反馈与合作创新的结论不一致的原因提供启发[4]。②加深了对企业行为理论影响决策行为的作用机制的理解。一方面,企业管理决策的制定不仅受过去经验的影响,还受未来预期的影响,本研究整合了历史和行业两类期望参照点在模糊性与持续性上的性质差异,分析了异质性绩效反馈对合作创新数量和质量的差异性影响,结论在支持两种特征差异的同时,也为后续的研究提供启发;另一方面,本研究将管理者利益诉求导向和声誉诉求导向分别与历史绩效反馈和行业绩效反馈情境结合,发现了管理者过度自信在绩效反馈与合作创新中的调节作用,响应了SCHUMACHER等[28]的研究号召,即应当注意管理者特征在企业行为研究中的权变作用。③丰富了组织学习理论及合作创新战略的前因要素研究。企业在向外部学习创新知识时,存在广度和深度的不同搜寻导向,本研究从企业行为视角,探讨了影响组织搜寻异质性创新知识的动因,加深了对影响合作创新数量及质量的行为基础的理解。

本研究的实践启示包含3个方面:①企业通过有导向性的学习外部创新知识有助于落差企业走出困境,顺差企业则可实现可持续发展,对企业在不同绩效反馈情境下的合作创新资源分配具有启示意义。②企业在接收绩效反馈后,应注意管理者特质对绩效反馈认知偏差的影响,管理者过度自信是一项独特的企业资源,可能对企业绩效产生一定的积极作用,对企业管理者的招聘将有所启示。③创新数量和创新质量是同一问题的两个方面,企业应当兼顾创新数量和创新质量,全面衡量创新产出可以更有效地提升经营绩效和市场价值。企业可以基于不同的合作创新目的导向,与本地企业合作来提高创新质量,与非本地企业合作增加合作创新数量。

本研究存在一定的局限性,这些局限也是未来的研究方向:①仅选择医药制造行业作为样本,研究结论对其他行业可能不具有普适性。因为不同行业的企业对不同绩效反馈参照点的侧重、专利产权的保护意识、合作创新数量和质量的偏好等存在明显的行业差异,未来的研究可以扩展到其他行业。②企业在不同成长周期对创新数量和质量的关注不同,企业在初创期可能没有过多资源用于研发创新,在成长期可能侧重于创新质量,而成熟期的企业具有较强的研发能力,可能会兼顾创新质量与数量的平衡,后续研究可以细化到企业的不同成长周期阶段。