基于元分析的管理創(chuàng)新與企業(yè)績效的關系研究

高鵬斌 吳偉偉 于渤

摘要：基于47個實證研究結果，利用元分析方法研究管理創(chuàng)新和企業(yè)績效之間的關系，同時識別能夠影響兩者關系的情境因素。結果表明，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效之間的關系是正向顯著的，且兩者關系在很大程度上受到國家文化和行業(yè)特征等情境因素的影響。

關鍵詞：管理創(chuàng)新；企業(yè)績效；元分析；情境因素

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.02.02

中圖分類號：F270 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）02-0005-04

Research on Relationship between Management

Innovation and Firm Performance Based on Metaanalysis

GAO Pengbin1， WU Weiwei2， YU Bo2

（1.School of Economics and Management， Harbin Institute of Technology at Weihai， Weihai 264209；

2.School of Management， Harbin Institute of Technology， Harbin 150001）

Abstract：Based on the empirical research results of 47 independent samples， this paper conducted a metaanalysis to study the relationship between management innovation and firm performance， and to identify some contextual factors affecting this relationship. Results indicated that the management innovationfirm performance link was positive and significant. It also found that national culture and industry characteristics affect the impact of management innovation on firm performance to a large extent.

Key words：management innovation； firm performance； metaanalysis； contextual factors

創(chuàng)新領域研究歷來受到學者關注，但以往大多聚焦技術創(chuàng)新，對非技術創(chuàng)新研究不夠，其中管理創(chuàng)新在近十多年才逐漸受到重視[1]。管理創(chuàng)新之所以受到重視，主要源自其對組織發(fā)展的積極作用。管理創(chuàng)新被認為是21世紀公司成功的關鍵[2]，Toyota和Visa的迅速崛起均受益于它[3]。但實證研究卻展現(xiàn)出不同的結果，Arvanitis等[4]指出管理創(chuàng)新對組織績效有正向顯著影響，而Walker等[5]卻指出管理創(chuàng)新對組織績效不存在顯著影響。因此，雖然學者認同管理創(chuàng)新的價值，但就其能否提升企業(yè)績效還沒有達成一致。

本文旨在用元分析定量評價現(xiàn)有研究，通過糾正樣本和測量誤差得到管理創(chuàng)新和企業(yè)績效關系更具普遍性的結論，并為相關研究和決策提供借鑒。

1理論回顧與研究假設

11管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系

管理創(chuàng)新不僅包括抽象的理念創(chuàng)新，還包括實踐、過程和慣例的創(chuàng)新，有助于組織將產(chǎn)品和服務轉化為顧客的解決方案，維持能力導向的競爭優(yōu)勢[6]。管理創(chuàng)新與變化和適應能力也有內(nèi)在聯(lián)系，能幫助企業(yè)應對頻繁變化的形勢[7]，提升企業(yè)內(nèi)部過程的效率和效力，持續(xù)改進組織柔性、質量和生產(chǎn)率[8]。此外管理創(chuàng)新與技術創(chuàng)新的融合也會使企業(yè)更具創(chuàng)新性，更顯著提升其績效[9]。因此，管理創(chuàng)新在提高企業(yè)績效中發(fā)揮著關鍵作用。

假設1：管理創(chuàng)新和企業(yè)績效之間存在顯著正向關系。

12管理創(chuàng)新和企業(yè)績效關系的情境因素

（1）文化背景。國家文化是根植于社會的共同價值觀、思維、情感和行動模式，能對創(chuàng)新產(chǎn)生影響，這里從權力距離、個人主義和不確定性避免三個方面進行分析。在權力距離大的文化下，組織進行集中決策和強有力的正式控制，能有效分配資源并減少創(chuàng)新風險，員工更容易內(nèi)化領導價值觀和模仿領導行為，更容易配合上級強調(diào)的創(chuàng)新項目，因此創(chuàng)新更容易成功[10]。在集體主義的文化下，人們從事創(chuàng)新時更愿尋求多部門支持，建立彼此信任，創(chuàng)新活動得以受益 [11]。在高不確定規(guī)避的文化下，人們信念和行為刻板保守，不能容忍異端行為和想法，也不太容易獲取資源支持創(chuàng)新項目的開展[12]。

假設2：在不同國家文化背景下，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系存在顯著差異。

假設2a：權力距離正向調(diào)節(jié)兩者關系；

假設2b：個人主義負向調(diào)節(jié)兩者關系；

假設2c：不確定規(guī)避負向調(diào)節(jié)兩者關系。

（2）行業(yè)特征。權變理論將組織績效視為組織結構和外部環(huán)境匹配的函數(shù)，行業(yè)不同，創(chuàng)新能力和創(chuàng)新績效有一定差異。高技術行業(yè)的競爭基礎是從創(chuàng)意到創(chuàng)新的快速轉化，因此強調(diào)智力資本，經(jīng)常從事創(chuàng)造性和知識密集型的管理活動；而低技術行業(yè)的競爭基礎源自規(guī)模經(jīng)濟，不特別強調(diào)創(chuàng)意生成和實施間的轉化[13]。高技術行業(yè)通常面臨動態(tài)且快速變化的環(huán)境，管理者需借助創(chuàng)新活動響應由變革帶來的不確定性[14]；而低技術行業(yè)環(huán)境相對穩(wěn)定，管理者對創(chuàng)新活動的關注不足，整體上和高技術行業(yè)有顯著差異[15]。

假設3：在高技術行業(yè)，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效存在更為顯著的正向關系。

（3）企業(yè)規(guī)模。企業(yè)規(guī)模往往界定為企業(yè)所擁有的資源。有學者認為大企業(yè)擁有充足的資源和能力，因此能有效地開展創(chuàng)新活動，也能緩解創(chuàng)新過程中由干擾帶來的負面影響[16]。然而也有學者指出，盡管中小企業(yè)缺乏投資于創(chuàng)新活動所必要的技巧和能力，但其具有高度靈活性，能避免組織官僚影響，因此具備創(chuàng)新優(yōu)勢[17]。

假設4：企業(yè)規(guī)模對管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系不存在顯著影響。

2研究方法

21數(shù)據(jù)收集

選取EBSCO、中國知網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫，以“管理創(chuàng)新”及其英文形式為主題詞進行搜索。篩選標準有：（1）必須是實證研究；（2）結果變量必須反映企業(yè)績效，預測變量必須包括管理創(chuàng)新；（3）必須提供管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的相關系數(shù)r或者可以轉化為r的統(tǒng)計值；（4）必須是獨立樣本。按照以上程序最終獲得了符合要求的期刊論文47篇（中文22篇，英文25篇），共有49個獨立樣本。

22變量度量

（1）主要變量。管理創(chuàng)新是組織為創(chuàng)造價值而實施新的管理實踐、流程和結構[18]，財務、市場、顧客等績效均視作企業(yè)績效。（2）情景變量。國家文化參考Hofstede

的評分，企業(yè)規(guī)模以500人為臨界值劃分為大和中小企業(yè)[19]，高低技術行業(yè)參考以往研究[20]。（3）控制變量。由于多維構念變量能更全面真實反映復雜心理，更能探究變量間的關系[21]，故選擇創(chuàng)新和績效測量維度兩個變量。

23分析流程

通過對相關系數(shù)r進行FisherZ值轉換，然后加權平均得到綜合效應值。調(diào)節(jié)效應采用亞分組和回歸分析進行驗證，其中國家文化根據(jù)實際評分值進行高中低檔分組和連續(xù)變量回歸，其他變量根據(jù)其分類分別進行亞分組和0-1變量回歸。

3研究結果

31主效應分析

同質性檢驗的Q值為105824，表明效應值是異質的，要用隨機效應模型。I2值為955%，表明有45%是由隨機誤差而致，Tau2值是0075，表明變異有75%用作權重計算。根據(jù)隨機效應模型，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效間的相關系數(shù)是0341，強度適中，且95%置信區(qū)間沒有0，Z值為8374（p<0001），說明關系總體顯著，假設1得到驗證。

32調(diào)節(jié)效應分析

分別以亞分組和回歸分析檢驗調(diào)節(jié)效應，結果見表1和表2所示。

（1）權力距離。根據(jù)表1的Q值和FailsafeN值，3組內(nèi)部均有顯著異質性但結果穩(wěn)定。高、中、低3組效應值依次減小，表明隨權力距離減小，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效關系變?nèi)?，?中模型2的回歸系數(shù)也為正且顯著，假設2a成立。

（2）個人主義。根據(jù)表1的Q值和FailsafeN值，3組內(nèi)部均有顯著異質性，高組結果不穩(wěn)定。高、中、低3組效應值依次增大，表明隨個人主義減少，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效關系變強，表2中模型3的回歸系數(shù)也為負且顯著，假設2b成立。

（3）不確定規(guī)避。根據(jù)表1的Q值和FailsafeN值，兩組內(nèi)部有顯著異質性且結果都穩(wěn)定。效應值沒有呈現(xiàn)顯著遞減或遞增，故管理創(chuàng)新和企業(yè)績效關系不顯著差異，表2中模型4的回歸系數(shù)為負且不顯著（B=-0002，p>005），假設2c不成立。

（4）行業(yè)特征。根據(jù)表1的Q值和FailsafeN值，兩組內(nèi)部均有顯著異質性且結果穩(wěn)定。兩組效應值依次遞減，表明隨行業(yè)高技術特性減少，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系變?nèi)?，?中模型6的回歸系數(shù)（低技術行業(yè)為0，高技術行業(yè)為1）也為正且顯著，假設3得到驗證。

（5）企業(yè)規(guī)模。根據(jù)表1的Q值和FailsafeN值，兩組內(nèi)部均有顯著異質性且結果穩(wěn)定。兩組效應值依次遞減，表明隨規(guī)模減小，管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系變?nèi)?，但?中模型8（中小企業(yè)為0，大企業(yè)為1）的回歸系數(shù)雖為正但不顯著，故支持假設4。

4研究結論與展望

本文通過對以往47個實證研究的元分析，克服了單個研究的偏差問題，對管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系進行了深入研究，得到相應結論：（1）管理創(chuàng)新和企業(yè)績效有正向顯著關系。因此企業(yè)管理者不僅要關注技術創(chuàng)新，同時還要投資于管理實踐的引進和開發(fā)，以此修正企業(yè)活動以提高效率和運作質量，幫助企業(yè)提升績效并獲得長足發(fā)展。（2）國家文化各維度對管理創(chuàng)新和企業(yè)績效關系的影響不同：權力距離有正向顯著影響，因此在管理創(chuàng)新中企業(yè)應強調(diào)控制力度，發(fā)揮領導風格優(yōu)勢，保證政策暢通和下屬對決策的服從；個人主義有負向顯著影響，因此在企業(yè)管理創(chuàng)新中應突出集體主義，知人善用，合理分工，從而提升創(chuàng)意的有用性和適用性；不確定性規(guī)避的負向影響不顯著，因此在管理創(chuàng)新中不能一味突出打破常規(guī)和容忍錯誤，有時恪守慣例也能保證創(chuàng)新活動的有效開展。（3）行業(yè)特征對管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系有顯著影響。高技術企業(yè)不僅善于從事技術創(chuàng)新，也擅長于管理方法和流程等方面的創(chuàng)新，適時引入管理創(chuàng)新，不僅能獲得直接效益，也有利于技術創(chuàng)新優(yōu)勢的發(fā)揮。（4）企業(yè)規(guī)模對管理創(chuàng)新和企業(yè)績效的關系沒有顯著影響。因此無論企業(yè)規(guī)模如何，都有可能在其經(jīng)營范圍內(nèi)有效開展管理創(chuàng)新活動，并最終享受其成果。

本研究還存在不足，有待后續(xù)完善。首先，對未發(fā)表論文沒有納入研究；其次，由于文獻數(shù)據(jù)本身缺失，沒有分析其他調(diào)節(jié)變量，如企業(yè)年齡、類型等。

參考文獻：

[1]Damanpour F. Footnotes to Research on Management Innovation[J]. Organization Studies， 2014， 35（9）： 1265-1285.

[2]Feigenbaum A V， Feigenbaum D S. What Quality Means Today[J]. Sloan Management Review， 2005， 46（2）： 96.

[3]Hamel G. The Why， What， and How of Management Innovation[J]. Harvard Business Review， 2006， 84（2）： 72-84.

[4]Arvanitis S， Loukis E N. Information and Communication Technologies， Human Capital， Workplace Organization and Labour Productivity： A Comparative Study Based on Firm-level Data for Greece and Switzerland[J]. Information Economics and Policy， 2009， 21（1）： 43-61.

[5]Walker R M， Damanpour F， Devece C A. Management Innovation and Organizational Performance： The Mediating Effect of Performance Management[J]. Journal of Public Administration Research and Theory， 2011， 21（2）： 367-386.

[6]Gebauer H. Exploring the Contribution of Management Innovation to the Evolution of Dynamic Capabilities[J]. Industrial Marketing Management， 2011， 40（8）： 1238-1250.

[7]Mol M J， Birkinshaw J. The Sources of Management Iinnovation： When Firms Introduce New Management Practices[J]. Journal of Business Research， 2009， 62（12）： 1269-1280.

[8]Armbruster H， Bikfalvi A， Kinkel S， et al. Organizational Innovation： The Challenge of Measuring Non-technical Innovation in Large-scale Surveys[J]. Technovation，2008， 28（10）：644-657.

[9]Hollen R， Van Den Bosch F A J， Volberda H W. The Role of Management Innovation in Enabling Technological Process Innovation： An Inter-Organizational Perspective[J]. European Management Review， 2013， 10（1）： 35-50.

[10]Elenkov D S， Manev I M. Top Management Leadership and Influence on Innovation： The Role of Sociocultural Context[J]. Journal of Management， 2005， 31（3）： 381-402.

[11]Shane S， Venkataraman S， MacMillan I. Cultural Differences in Innovation Championing Strategies[J]. Journal of Management， 1995， 21（5）： 931-952.

[12]Bockstedt J， Druehl C， Mishra A. Problem-solving Effort and Success in Innovation Contests： The Role of National Wealth and National Culture[J]. Journal of Operations Management， 2015， 36（5）： 187-200.

[13]Bierly P E， Daly P S. Alternative Knowledge Strategies， Competitive Environment， and Organizational Performance in Small Manufacturing Firms[J]. Entrepreneurship Theory and Practice， 2007， 31（4）： 493-516.

[14]Heidenreich M. Innovation Patterns and Location of European Low-and Medium-technology Industries[J]. Research Policy， 2009， 38（3）： 483-494.

[15]Kirner E， Kinkel S， Jaeger A. Innovation Paths and the Innovation Performance of Low-technology Firms——An Empirical Analysis of German Industry[J]. Research Policy， 2009， 38（3）： 447-458.

[16]Azadegan A， Patel P C， Parida V. Operational Slack and Venture Survival[J]. Production and Operations Management， 2013， 22（1）： 1-18.

[17]Baregheh A， Rowley J， Hemsworth D. The Effect of Organisational Size and Age on Position and Paradigm Innovation[J]. Journal of Small Business and Enterprise Development， 2016， 23（3）： 768-789.

[18]Mol M J， Birkinshaw J. The Role of External Involvement in the Creation of Management Innovations[J]. Organization Studies， 2014， 35（9）： 1287-1312.

[19]Rosenbusch N， Brinckmann J， Bausch A. Is Innovation Always Beneficial？ A Meta-analysis of the Relationship between Innovation and Performance in SMEs[J]. Journal of Business Venturing， 2011， 26（4）： 441-457.

[20]Ortega-Argilés R， Piva M， Vivarelli M. The Productivity Impact of R&D Investment： Are High-tech Sectors Still Ahead？[J]. Economics of Innovation and New Technology， 2015， 24（3）： 204-222.

[21]顧紅磊，溫忠麟，方杰.雙因子模型：多維構念測量的新視角[J].心理科學，2014，37（4）：973-979.

（責任編輯：辜萍）