合作動機對企業(yè)合作創(chuàng)新績效的影響機制研究：感知政府支持情境的調(diào)節(jié)中介作用

馬藍　安立仁

摘要：合作動機是激發(fā)企業(yè)間合作創(chuàng)新行為的重要決定因素，有合作動機和合作行為的企業(yè)才會產(chǎn)生合作創(chuàng)新績效。根據(jù)自我決定動機理論，本文對合作動機進行分類，將合作動機劃分為：內(nèi)部動機（研發(fā)動機，學習動機）、外部動機（戰(zhàn)略動機）及混合性合作動機三種類型，通過構(gòu)建多元回歸模型來解釋企業(yè)間合作動機對企業(yè)合作創(chuàng)新績效的影響，并以西安市高新區(qū)技術(shù)企業(yè)為樣本對模型進行了實證檢驗。

關(guān)鍵詞：合作動機；合作行為；政府支持；合作創(chuàng)新績效；自我決定理論

1.引言

經(jīng)濟全球化的不斷深入和技術(shù)快速變革的環(huán)境下，企業(yè)面臨的競爭壓力愈加凸顯，合作創(chuàng)新已成為企業(yè)開展創(chuàng)新的重要方式，合作創(chuàng)新無論對企業(yè)還是對國家來說都至關(guān)重要。企業(yè)間如何開展合作創(chuàng)新既成為國家關(guān)注的重點問題，也成為學者們研究的熱點問題。對已有文獻進行系統(tǒng)梳理，發(fā)現(xiàn)國外對企業(yè)參與合作創(chuàng)新的影響因素已有三大類型研究：其一是基于經(jīng)濟學的研究視角分析企業(yè)間合作創(chuàng)新，其成果主要集中于企業(yè)競爭、企業(yè)異質(zhì)性、產(chǎn)業(yè)特征、市場多元性、企業(yè)家導向、企業(yè)研發(fā)投入程度、企業(yè)擁有知識價值性、知識異質(zhì)性、合作時間、合作規(guī)模以及企業(yè)參與合作的交易成本視角；其二是基于社會網(wǎng)絡(luò)學的研究視角分析企業(yè)間合作創(chuàng)新，其成果主要集中于企業(yè)間聯(lián)結(jié)強度、企業(yè)網(wǎng)絡(luò)位置、組織學習能力、企業(yè)擁有的網(wǎng)絡(luò)權(quán)力和網(wǎng)絡(luò)資源以及企業(yè)間合作的網(wǎng)絡(luò)慣例形成等方面對企業(yè)合作創(chuàng)新的影響；其三是基于關(guān)系學的研究視角分析企業(yè)間合作創(chuàng)新，其成果主要集中于企業(yè)間的信任與承諾、溝通、開放程度、企業(yè)間知識共享和知識獲取、合作模式等方面。學者們對企業(yè)間開展合作創(chuàng)新的研究頗為豐碩，其中，組織層面對于企業(yè)間合作創(chuàng)新績效的影響，主要從組織吸收能力、組織慣例搜尋能力及組織資源寬度和深度等角度進行實證研究，但由于研究視角具有差異性，其變量選定及數(shù)據(jù)處理方法等存在不同，研究結(jié)論也有很大差異性。國內(nèi)也有大量文獻分別從制度理論，產(chǎn)業(yè)環(huán)境、組織間關(guān)系（內(nèi)部與外部環(huán)境因素）、企業(yè)間產(chǎn)出與投入（資源因素）、組織柔性（結(jié)構(gòu)因素）等方面對企業(yè)間合作創(chuàng)新的影響因素做了實證研究和博弈研究。進一步分析表明，國內(nèi)對于企業(yè)間合作創(chuàng)新的文獻大都集中在合作方式和合作行為對合作創(chuàng)新績效的影響，而對企業(yè)參與合作的心理及激勵對創(chuàng)新績效影響的研究很少，大都從組織互補性的角度研究如何提高合作創(chuàng)新績效，而忽略了原始的心理反應(yīng)以及動機行為理論對企業(yè)參與合作的起始研究，而心理驅(qū)動和激勵合作對企業(yè)問展開良好的合作創(chuàng)新具有很重要的理論意義和現(xiàn)實指導。

2.理論分析與研究假設(shè)

2.1自我決定理論下的企業(yè)間合作動機

20世紀80年代，美國心理學家Deci提出了自我決定理論，它是一種關(guān)于人類自我決定行為的動機過程理論。自我決定動機理淪認為人是積極的有機體，具有其經(jīng)驗選擇的潛能，要充分認識到在“個人需要”和“環(huán)境信息”的基礎(chǔ)上對行為做出選擇。該理論涵蓋了較多的動機類型，動態(tài)地觀察各動機類型可以對其劃分為內(nèi)部動機、外部動機和無動機。內(nèi)部動機是人類固有的、自主性的一種為了獲得新的知識，了解周圍的事物，探索世界的內(nèi)在動機，是個體為達到某一目標完成某項任務(wù)的動機類型。而外部動機是人們?yōu)榱藵M足外在的要求或是為了獲得附帶報酬的一種動機類型，行為完全受到行為結(jié)果的影響。還有一種對所從事的活動毫無興趣，沒有任何外在的或內(nèi)在的調(diào)節(jié)行為以確保活動的正常進行的動機，也就是無動機。它是最缺少自我決定的動機，其特點是個體無法認識到自身行為與行為結(jié)果存在的聯(lián)系。最早提出企業(yè)間合作創(chuàng)新動機的學者Hagedoorn將企業(yè)參與合作的動機分為：研發(fā)動機、學習動機、戰(zhàn)略動機。本文借鑒自我決定理論和Hagedoorn對動機的分類，將合作動機分為內(nèi)部動機（研發(fā)動機、學習動機）和外部動機（戰(zhàn)略動機）及混合性合作動機，其中內(nèi)部動機是企業(yè)合作創(chuàng)新所需的內(nèi)在的動力，為獲取主導技術(shù)變革的技術(shù)知識能力，尋求與企業(yè)自身相匹配的知識和技術(shù)，學習對方的知識，進而搭建學習機會和途徑創(chuàng)造更多的新技術(shù)新產(chǎn)品的動機。而外部動機是企業(yè)受到外在刺激和非整合的內(nèi)在因素相互作用的控制。由于企業(yè)參與合作的動機類型并不是截然分開的，而是在內(nèi)外部動機循環(huán)鏈上的。在此，將混合動機歸納為鑒于內(nèi)外部動機共同作用的結(jié)果。

自我決定理論認為，人的行為是由自我決定行為和非自我決定行為組成的。動機的產(chǎn)生不僅由行為主體本身所需的驅(qū)動因素組成，而且還是在一定的非自我決定的情境下共同作用的產(chǎn)物。自我決定的心理標志是在于靈活控制自己的行為與環(huán)境之間的相互作用。根據(jù)行為心理學，動機的特征表現(xiàn)和環(huán)境驅(qū)動交互作用產(chǎn)生行為的結(jié)果表現(xiàn)。在我國政府主導型發(fā)展方式下，政府支持在企業(yè)合作創(chuàng)新中起了關(guān)鍵的作用。企業(yè)在感知政府支持情境下產(chǎn)生對合作動機轉(zhuǎn)化為合作行為的外在刺激，促進合作行為的產(chǎn)生并達到良好效果。企業(yè)參與合作的動機要轉(zhuǎn)化為合作行為需要在一定的情境下受到支持和激發(fā)：感知政府支持（以下稱政府支持）程度的強弱效應(yīng)能夠在合作動機向合作行為轉(zhuǎn)化中產(chǎn)生促進作用，進而影響合作的創(chuàng)新績效。

2.2合作動機對合作創(chuàng)新績效影響的主效應(yīng)研究

依照合作績效理論，企業(yè)擁有的知識資源，核心競爭能力和需求動機是企業(yè)參與合作行為的決定性因素。企業(yè)參與合作創(chuàng)新的動機是產(chǎn)生創(chuàng)新可能性的主要條件。企業(yè)會對合作產(chǎn)生的收益做出預期判斷，也就是合作后獲取的收益呈正向的還是負向的，如果合作收益呈負向，企業(yè)根本不會產(chǎn)生合作動機，更不會轉(zhuǎn)化為合作行為，因為企業(yè)加入合作活動是其能夠預知結(jié)果目標具有正向收益。本文認為，無論是內(nèi)部動機（研發(fā)動機、學習動機）、外部動機（戰(zhàn)略動機）還是混合性的動機，都將對企業(yè)的合作創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響。根據(jù)自我決定理論，企業(yè)參與合作的研發(fā)動機和學習動機導致的合作行為是自我決定的，原因在于企業(yè)對合作活動過程存在著興趣或價值的傾向，而且這種價值傾向會在一定程度上維持時間較長，進而產(chǎn)生的合作行為也會保持較長時間，對合作創(chuàng)新績效目標實現(xiàn)具有積極的影響；而戰(zhàn)略動機激發(fā)的合作行為可能是企業(yè)為了實現(xiàn)某一戰(zhàn)略目標獲取企業(yè)所需，企業(yè)確定目標的戰(zhàn)略動機能夠強化創(chuàng)新活動的協(xié)同效應(yīng)，對合作創(chuàng)新的發(fā)展起到強大的推動作用，從而對合作創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的促進作用。混合性合作動機包括企業(yè)在特定的合作創(chuàng)新過程中產(chǎn)生激勵的綜合因素，還有企業(yè)在創(chuàng)新過程中的外界力量，繼而產(chǎn)生長期和短期綜合的合作效應(yīng)，進而對合作創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向的顯著影響。因此，本研究提出假設(shè)：

H1企業(yè)參與合作創(chuàng)新的動機對合作創(chuàng)新績效具有顯著的正向預測作用。

2.3合作行為在合作動機與合作創(chuàng)新績效之間具有中介效應(yīng)

心理學認為，動機是涉及行為的發(fā)端、方向、強度和持續(xù)性，是推動某項活動開展的動力，導致行為的發(fā)生。動機和行為之間的因果關(guān)系決定了主體的每一種行為都會產(chǎn)生相應(yīng)的結(jié)果，主體的行為與結(jié)果之間具有一致性。依照經(jīng)濟學原理和企業(yè)的性質(zhì)，合作行為是合作動機的函數(shù)，而合作創(chuàng)新績效又是合作行為的函數(shù)，進而合作創(chuàng)新績效也是合作動機的函數(shù)。企業(yè)在參與合作的過程中，合作行為是企業(yè)為獲得某項目標所產(chǎn)生的行為方式，合作動機對合作行為有直接的影響作用，且對合作創(chuàng)新績效會產(chǎn)生間接的影響作用。企業(yè)的開放度、合作的透明度和有效的溝通是企業(yè)參與合作創(chuàng)新產(chǎn)生的行為方式，良好的開放度和透明度是企業(yè)有效與伙伴溝通實現(xiàn)一致的目標績效的結(jié)果。企業(yè)合作創(chuàng)新績效的實現(xiàn)就是有關(guān)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新績效、管理創(chuàng)新績效、市場創(chuàng)新績效和財務(wù)創(chuàng)新績效等績效逐步實現(xiàn)的過程。因此，企業(yè)在參與合作的內(nèi)部需求（研發(fā)動機、學習動機）或者是對實現(xiàn)企業(yè)某個戰(zhàn)略目標與追求目標價值最大化（戰(zhàn)略動機）及二者兼具（混合動機）的形式下，會積極將自身的知識技術(shù)資源與伙伴的資源相融合轉(zhuǎn)化為合作行為，達到協(xié)同增倍的效果，從而產(chǎn)生客觀的合作創(chuàng)新績效。同時，合作的企業(yè)間的知識技術(shù)資源具有差異性，因而參與合作的動機類型和合作強度各不相同，產(chǎn)生的合作行為也有所差異，表現(xiàn)出的合作行為也會不一致，最終對合作創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響，因此，本研究提出假設(shè)：

H2企業(yè)參與合作創(chuàng)新的動機對合作行為具有正向預測作用，并且合作行為在合作動機與合作創(chuàng)新績效之間具有中介作用。

2.4感知政府支持對合作動機與合作行為具有調(diào)節(jié)效應(yīng)

非自我決定行為是在一定的情境下驅(qū)使動機更加積極有效地轉(zhuǎn)化為行為。本文將該情境歸為企業(yè)感知到的政府支持，即在政府支持作用下，企業(yè)對政策是否可用以及是否能夠激發(fā)自身參與合作的動機加強，繼而對伙伴企業(yè)或其他想?yún)⑴c合作的企業(yè)創(chuàng)建傳遞作用以及倍增協(xié)同效應(yīng)，激發(fā)企業(yè)參與合作的動機增強。政府支持包括資金扶持，采購補貼，稅收減免政策等。對于企業(yè)來說，想要獲得更好的創(chuàng)新環(huán)境離不開政府的支持。企業(yè)感知政府支持的多案例分析中，也能夠表明政府支持為企業(yè)參與合作創(chuàng)新提供了良好的環(huán)境和政府支持體系，從而提高了企業(yè)參與合作的動機。有了政府的支持，企業(yè)的合作動機到合作行為的轉(zhuǎn)化速度會加強；反之，將會削弱兩者之間的轉(zhuǎn)化，進而降低企業(yè)合作行為發(fā)生的可行性。一方面，企業(yè)受到政府支持是基于政府對其創(chuàng)新實力的認同和激勵。另一方面，如果企業(yè)感知到較高的政府支持度時，其表現(xiàn)出的合作動機便會加倍增強，企業(yè)的合作積極性和投入性也會增加，進而促進合作行為的發(fā)生。同時，政府支持對企業(yè)來說可以降低心理風險，建立風險保障，進而提高合作創(chuàng)新的積極性。因此，本研究提出假設(shè)：

H3政府支持對合作動機與合作行為具有正向調(diào)節(jié)作用。當企業(yè)感知到的政府支持程度較高時，其合作動機與合作行為之間的正向關(guān)系較強；反之較弱。

再者，企業(yè)感知到的政府支持對合作行為與合作創(chuàng)新績效也起到一定的調(diào)節(jié)作用。具體來說，政府支持可以提供給企業(yè)相應(yīng)的合作環(huán)境、資金、政策等資源，既可以直接推動企業(yè)積極地投入到合作創(chuàng)新的過程中，又可以提高企業(yè)合作行為發(fā)生的可能性。企業(yè)感知到的政府支持情境能夠激發(fā)和正向促進企業(yè)的合作行為，為企業(yè)更加明確其合作行為提供指導性和方向性，參與合作的企業(yè)也更加積極明確合作行為利于創(chuàng)新活動的開展。如果缺乏政府支持，企業(yè)雖然存在較強的合作動機，但由于合作過程的風險性和不可控等因素，企業(yè)合作行為對合作創(chuàng)新績效會產(chǎn)生負向影響作用。因此，本研究提出假設(shè)：

H4政府支持正向調(diào)節(jié)合作行為在合作動機與合作創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)。當政府支持程度高時，合作行為對合作動機與合作創(chuàng)新績效之間關(guān)系的中介效應(yīng)較強；反之較弱。

因此，本研究基于上述分析建立了研究模型。見圖1。

3.研究設(shè)計

3.1研究樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究的樣本選取和調(diào)查對象是西安市高新區(qū)技術(shù)企業(yè)的企業(yè)高層及中高層管理人員，負責企業(yè)間合作戰(zhàn)略制定和信息溝通的管理人員，選取的企業(yè)成立時間在5年以上，且具有3年以上與伙伴企業(yè)合作的經(jīng)驗，針對企業(yè)參與合作、合作創(chuàng)新績效及政府支持等問題進行問卷調(diào)查。問卷填答者需對企業(yè)內(nèi)部知識結(jié)構(gòu)及參與合作的主要事項非常熟悉，能夠真實地反映出企業(yè)的實際情況。問卷所涉及的題項都來自成熟量表，一些題項根據(jù)企業(yè)實際狀況進行了修改，本研究先在西北大學經(jīng)濟管理學院MBA學員、EMBA學員以及CEO高級培訓班學員中進行了預調(diào)研，根據(jù)預調(diào)研反饋的信息再將問卷進行修改，并讓專家進行修訂和整理。調(diào)研時間從2014年7月開始，到2015年1月結(jié)束。調(diào)研采用現(xiàn)場受訪和發(fā)送電子版的方式，對235家接受調(diào)查的企業(yè)進行受訪，實際回收樣本172份，剔除信息填寫不全和沒有形成合作伙伴的問卷，以及從問卷的內(nèi)容上反映出沒有與其他企業(yè)合作3年以上的問卷，可用樣本156份，有效回收率為66.4%。企業(yè)規(guī)模描述可以看到，50人以下的有46家（29.49%），50人至100人的有42家（26.92%），100人至500人的有37家（23.72%），500人以上的有31家（19.87%）。

3.2變量測量

本研究所采用的變量都是利用成熟量表，按照實際情況對多項指標進行語義上的排列，以避免回答中產(chǎn)生的沖突影響變量的測量。本研究采用李克特5點量表對變量進行測量，其中1-“非常不同意”，5-“非常同意”。

合作動機的測量基于Hagedoorn，Tsai研究的4個題項，如“沒有合作伙伴的幫助，我公司將不能達到我們的戰(zhàn)略目標”等。因子載荷值分別是：0.643、0.742、0.768、0.706，Cronbachs a=0.721，AVE=0.531。

合作行為的測量采用Williamson（企業(yè)資源投入強度4個題項）、Laursen（企業(yè)的開放度4個題項）及Hamel（組織和技術(shù)3個題項）的研究。包含如“合作伙伴向我公司提供了許多關(guān)于消費者行為方面的信息”等11個題項。因子載荷值分別是：0.622、0.683、0.751、0.706、0.625、0.653、0.704、0.780、O.712、0.733、0.801，Cronbachs a=0.806，AVE=0.594。

政府支持的測量采用Li和Atuahene-Gima研究的6個題項，如“政府提供了有利于本公司發(fā)展的政策和項目”等。因子載荷值分別是：0.761、0.658、0.72l、0.713、0.732、0.779，Cronbachs a=0.753，AVE=0.555。

合作創(chuàng)新績效的測量采用Daily和Johnson，Zahra等研究的6個題項，如“我公司對合作創(chuàng)新績效十分滿意”等。因子載荷值分別是：0.761、0.658、0.721、0.713、0.732、0.779，Cronbachs a=0.753，AVE=0.555。

本研究認為，企業(yè)參與合作的合作時間、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)參與合作的伙伴數(shù)量會影響企業(yè)的合作創(chuàng)新績效，因此，本研究選取這三個變量作為本研究的控制變量。

4.研究結(jié)果分析

4.1變量描述性統(tǒng)計分析

本研究利用統(tǒng)計分析軟件SPSS 19.0對問卷的內(nèi)部信度進行了分析，系數(shù)均大于0.7，問卷具有較好的內(nèi)部一致性。因子載荷值也都在0.6以上，且變量的平均方差提取值，即AVE的值均大于0.5。企業(yè)規(guī)模、合作數(shù)量、合作時間、合作動機、合作行為、政府支持、合作創(chuàng)新績效變量間的均值為：3.52、2.86、2.20、4.85、5.06、5.29、4.91；標準差分別為：1.170、1.453、0.856、0.774、0.753、0.952、0.934；合作動機與合作行為、合作創(chuàng)新績效及政府支持的相關(guān)系數(shù)為：0.642、0.380、0.166；合作行為與合作創(chuàng)新績效、政府支持的相關(guān)系數(shù)為：0.622、0.206；政府支持與合作創(chuàng)新績效的相關(guān)系數(shù)為：0.140。

4.2多元回歸驗證分析

本研究采用SPSS 19.0軟件，運用多層次回歸方法進行假設(shè)檢驗，回歸結(jié)果見表1。

從表1可以看到，回歸結(jié)果F值均顯著，回歸模型的R2擬合優(yōu)度也較好。模型中各假設(shè)都通過了檢驗并得到支持。按照預先錄入好的數(shù)據(jù)加入回歸方程中，首先加入控制變量，企業(yè)規(guī)模、合作數(shù)量較好地控制了模型，回歸系數(shù)分別為0.256（p<0.001）、0.202（p<0.05）；其次加入合作動機后，合作動機對合作創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.363（p<0.05），假設(shè)H1得到支持；接著重新在方程中加入合作行為和控制變量等，再加入合作動機，如模型4所示，合作動機對合作行為具有正向的預測作用，回歸系數(shù)為0.593（p<0.01）；檢驗合作行為的中介作用，在模型2的基礎(chǔ)上加入合作行為形成模型3，合作行為對合作創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.605（p<0.001），合作動機對合作創(chuàng)新績效正向影響的顯著性消失，回歸系數(shù)為0.161，這說明，加入中介變量后，合作動機對合作創(chuàng)新績效的影響消失，對合作創(chuàng)新績效的影響作用完全來自合作行為，合作行為起到了完全中介作用，假設(shè)H2得到支持。

4.3政府支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)

對政府支持情境的強弱效應(yīng)能否對動機到行為及績效產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗。本文將政府支持分成強弱兩個組通過對二者產(chǎn)生的路徑進行分析。由于政府支持的各測項都來自成熟量表且在SME中已經(jīng)計算得分，因此將各測項的分數(shù)加總再除以題項數(shù)，然后采用統(tǒng)計軟件SPSS 19.0對數(shù)據(jù)做了聚類分析，按照其中心值（3.16、1.72）對政府支持程度分為高低兩個樣本組：87個樣本數(shù)和69個樣本數(shù)。對兩個樣本組中的各變量因素（合作動機、合作行為及合作創(chuàng)新績效）的平均數(shù)采用多群組平均數(shù)分別進行檢驗，在這兩組樣本數(shù)據(jù)中，合作動機、合作行為及合作創(chuàng)新績效三個變量的平均數(shù)存在顯著組間差異，進一步可以對兩組樣本做分步回歸分析。由于本研究對政府支持的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)涉及兩個部分：第一是政府支持對合作動機與合作行為具有調(diào)節(jié)效應(yīng)；第二是政府支持對合作行為這一中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。因此本文采用調(diào)節(jié)路徑分析方法，用變量間的單一路徑系數(shù)的顯著性檢驗（這一步說明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著），然后用間接效應(yīng)系數(shù)（將路徑系數(shù)相乘積）與其存在顯著性差異的檢驗。具體結(jié)果見表2。路徑一是合作動機對合作行為的影響分析，政府支持強時合作動機對合作行為影響效應(yīng)為0.73（p<0.05），政府支持弱時，合作動機對合作行為影響效應(yīng)為0.36（p<0.01），且差異性為0.20（p<0.01），差異顯著，假設(shè)H3得到支持；路徑二是合作行為對合作創(chuàng)新績效的影響分析；直接效應(yīng)是合作動機到合作創(chuàng)新績效的路徑，而間接效應(yīng)是路徑一和路徑二的系數(shù)的乘積。政府支持強時合作動機對合作創(chuàng)新績效間接影響效應(yīng)為0.55（p<0.01），政府支持弱時，合作動機對合作創(chuàng)新績效間接影響效應(yīng)為0.25（p<0.01），且差異性為0.22（P<0.01），差異顯著，政府支持正向調(diào)節(jié)了合作行為在合作動機與合作創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)，假設(shè)H4得到支持。

5.結(jié)果與討論

基于動機心理學與行為心理學的有關(guān)理論，本研究構(gòu)建了企業(yè)的合作動機、合作行為以及合作創(chuàng)新績效的交互影響的研究模型，將企業(yè)感知到的政府支持這一因素作為影響合作動機、合作行為與合作創(chuàng)新績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量，對合作創(chuàng)新中企業(yè)的起始點動機對合作創(chuàng)新績效（終點）影響心理的過程和合作行為的動力機制進行了詳盡地闡釋和分析，并以西安高新區(qū)技術(shù)企業(yè)作為研究樣本對研究模型進行了檢驗，結(jié)果顯示企業(yè)參與合作的動機對合作創(chuàng)新績效的回歸得到了假設(shè)支持。合作動機越強，相應(yīng)的合作創(chuàng)新績效就越高。模型中，企業(yè)參與合作的行為在合作動機和合作創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)也得到了證實，即企業(yè)參與合作產(chǎn)生的行為解釋了合作動機對合作創(chuàng)新績效的正向影響作用。企業(yè)參與合作的動機越強，相應(yīng)轉(zhuǎn)化的合作行為（透明度、開發(fā)度、共享度）越多，繼而對企業(yè)的合作創(chuàng)新績效將顯著提高。同時，政府支持對合作動機和合作行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)和對合作行為中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用均得到了實證支持。研究提出的理論模型及假設(shè)得到了全部的驗證。政府支持對合作動機和合作行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯示，政府支持程度越強，會增強合作動機對合作行為的影響。這也與蘇敬勤和耿艷的結(jié)果相一致。

本研究的實證結(jié)果對企業(yè)間順利開展合作創(chuàng)新及目標實現(xiàn)具有重要的實踐意義。首先，企業(yè)參與合作的動機對合作創(chuàng)新績效影響的主效應(yīng)說明，企業(yè)參與合作的動機越強，獲取到的期望值合作創(chuàng)新績效就越高，合作創(chuàng)新對提升企業(yè)創(chuàng)新績效具有明顯的促進作用。其次，合作行為的中介效應(yīng)說明，企業(yè)的合作動機轉(zhuǎn)化為合作行為有助于合作創(chuàng)新績效的提升。最后，政府支持對企業(yè)的合作動機和合作行為之間具有正向的調(diào)節(jié)作用，且該作用也很明顯，政府支持對企業(yè)積極參與合作起了積極的導向作用，為企業(yè)合作創(chuàng)新提供了支持情境，這種支持情境可以有效提高企業(yè)的合作動機向合作行為的轉(zhuǎn)化。政府可以刺激或激發(fā)企業(yè)參與合作創(chuàng)新活動，激發(fā)企業(yè)的合作動機進而促進企業(yè)間合作的成功。企業(yè)問合作創(chuàng)新過程中，除了相互的合作關(guān)系、互利性以及信任等的建立，政府支持作為第三方對企業(yè)間的合作也發(fā)揮著不可忽視的重要作用。政府參與企業(yè)間合作創(chuàng)新活動，能夠加快合作關(guān)系的建立，使得企業(yè)參與合作的動機愈加凸顯和強烈，合作企業(yè)間能夠進行有效溝通，降低了雙方間由于不確定性因素而產(chǎn)生的沖突，對資源共享和獲取的開放度有了明顯的調(diào)整，政府支持還可表現(xiàn)在資金扶持和政策支持等方面。

本研究的局限性：其一，本文選用西安市高新區(qū)技術(shù)企業(yè)為研究樣本范圍較小，沒有涵蓋較大范圍的調(diào)研，這是本研究條件限制。其二，政府支持的情境因素沒有詳細的劃分，可以按照不同情境下對動機到行為及績效的細化分析，以便對政府不同政策支持對應(yīng)的企業(yè)合作動機及行為的變化影響進行分析。