如何設計國際合資企業的控制機制：基于創新視角的一個整合模型研究

楊震寧，侯一凡，羅丹潔

（對外經濟貿易大學國際商學院，北京 100029）

一、引言

隨著世界經濟的持續全球化，合資企業（joint venture，JV）已成為許多公司國際戰略的重要組成部分（Schuler，2001）。這些合資企業涉及兩個或兩個以上法律上不同的組織（母公司），每個組織都積極參與合資實體的決策活動。如果至少有一家母公司的總部位于合資企業的經營國之外，或者如果合資企業在多個國家有大量的經營活動，則該合資企業被視為國際合資企業（international joint venture，IJV）（Hebert，1989）。作為全資子公司的替代方案，合資企業通常被企業用作在多個國內或全球競爭領域內進行競爭的手段（Porter，1986）。它們越來越多地被視為戰略武器，是一個組織的業務單位網絡的要素之一，也是應對當今環境日益激烈的競爭和技術挑戰的有效方式（Harrigan，1987）。然而，盡管IJV 具有一定的優勢，但其失敗率卻比較高（Lu 和Ma，2015）。兩個或兩個以上母公司的存在可能會使IJV 難以管理，通常導致企業績效不佳（Killing，1983）。要想提高IJV 績效，其關鍵決定因素是母公司對合資企業活動的控制（Schaan，1983）。然而，如何實現對IJV 的有效控制，則是一個更加困難的議題（Hebert，1989；于偉等，2008）。

現有的IJV 控制機制研究從股權控制（閻海峰和沈錦杰，2010；范建紅等，2016）、契約控制（程鈞謨等，2015）、運營控制（Groot 和Merchant，2000）等正式控制的角度進行。但正式控制并非一直有效，近年來隨著非正式控制在IJV 控制機制中的作用日益凸顯，“軟手段”的控制有時甚至比正式控制更為有效，致使越來越多學者關注非正式控制的關鍵作用（Gomez 和Werner，2004；田慶峰等，2020）。但少有學者研究IJV 的正式控制機制和非正式控制機制與企業創新績效間的關系。因此二者之間的關系還未十分明確?；谏鲜隼碚摫尘昂同F實背景，本研究認為有必要從一個新的視角對IJV 控制機制對企業創新績效的關系進行探討。以控制理論和資源基礎理論為基礎，探究IJV 控制機制對企業創新績效的影響及創新資金來源結構的調節作用，研究所得到的IJV 控制機制對企業創新績效的影響模型，為中國企業維護自身權益并進一步獲取IJV 控制權，以及促進IJV 技術創新提供理論參考。

二、理論基礎與研究假設

（一）IJV 控制機制與創新績效

1.IJV 控制機制

所謂控制，是指一個實體使用正式的或非正式的機制影響另一個實體的行為和產出的過程（Baliga 和Jaeger，1984）。對IJV 的控制是指母公司以契合自身戰略目標及權益的方式對IJV 進行管理（Hebert，1989）。然而，由于IJV 的所有權和決策權由合資雙方共有，合資雙方的利益差別和文化差異也使得母公司在對IJV的控制方式上與一般的組織控制有較大不同，即母公司必須尋找合適的控制方式，確?？刂葡到y的正常運作。在實現自身利益最大化的同時，也可使IJV 切實發揮其戰略角色并實現集團目標。

學者關于母公司對IJV 的控制方式有較多關注，在早期研究中，Schann（1983）的研究中將控制機制分成正向機制（決策、政策和程序、合同、職員安排等）和負向機制（董事會、執行委員會、批準條例等）。Hebert（1989）認為控制機制總體上分為正式控制機制（formal control）和非正式控制機制（informal control），正式控制機制包括正式的組織架構、決策權配置、政策和流程的規范化、戰略規劃安排、結果和行為控制等，非正式控制機制包括橫向聯系、非正式溝通、組織文化等。也有學者根據控制機制的定義，將其分為行為控制和產出/結果控制（Liu 和Aron，2015），或是根據控制的方式分為直接控制和間接控制（Harash et al，2014）。在所有分類中，將控制機制分為正式控制和非正式控制的分類方式最為廣泛地被采用（范建紅等，2016）。汪浩等（2005）在控制機制研究中，將正式控制定義為“使用公司章程及合約條款規定的IJV 正式管理控制”，認為正式控制由控制機制和控制過程兩部分構成，即正式控制主要表現為合資方間股權分享控制和關鍵運營活動控制兩方面，非正式控制包含信任和承諾及文化控制。在此基礎上，謝洪明等（2010）認為母公司對IJV 的正式控制是利用正式化的機構體制和報告系統，以擬定預算、設立目標的方式實現控制；而非正式控制則注重文化控制和交流，如跨國公司往往利用職員調派來傳播母公司的文化和價值觀，并實現組織的社會化控制。

將IJV 控制機制分為正式控制機制和非正式控制機制進行研究，是學界認可的普遍做法（于偉等，2008）。本文結合以往學者的相關研究，將IJV 控制機制劃分為正式控制機制與非正式控制機制，正式控制劃分為為股權結構和關鍵運營活動控制兩方面，關鍵運營活動控制選取知識產權保護及技術外包戰略，非正式控制選取文化控制。

2.IJV 創新績效

學者針對創新績效的衡量也有所差異，從創新規模來看，March（1991）將創新分類為漸進式創新和突破式創新；從創新內容開看，Perri（1993）將創新劃分為產品創新、組織創新、過程創新。本文選取了制造業中的國際合資企業作為研究對象，制造業企業主要以產品銷售為主要經濟來源，產品創新程度對制造業發展具有極其重要的意義。除此之外，生產產品的工藝技術會對制造業企業的產品質量、工藝成本等影響重大。因此本文選取產品創新及工藝創新來衡量制造業企業的創新績效（楊震寧和趙紅，2020）。

產品創新是指將一項極為新穎且具有獨創性的、或在質量或性能上有重要提升的產品投入至市場的行為。但學術界對衡量產品創新績效的指標也未有統一定論。Katila 和Ahuja（2002）提出用新產品數量衡量企業的產品創新績效，但這一指標可能不夠全面；孫冰和劉希宋（2002）利用產品創新的投入、產品創新的效果和產品創新的管理這三個指標來衡量產品的創新效果。隨后學界更加注重產品創新所取得的實際效果，即創新的產品是否滿足新市場、新顧客的需求并對顧客產生價值（Li 和Zhang，2007），牟超蘭和郭理（2013）提出一套評價產品創新效果的指標體系，涵蓋人力投入、物質投入、資金投入、獎勵機制、經濟預期、社會效果6 個方面。熊名寧等（2021）通過7 個指標（新功能、新材料、新技術、新外觀、新產品、效率提升、其他產品創新）來衡量產品創新績效。

工藝創新是指企業在產品生產活動中采取了一種嶄新的，或者重要提升的生產工藝流程，或者其他有助于提高產品生產效率、降低生產成本或節能減排的方式。張方華（2010）指出，技術創新是一項技術或產品從設計宗旨的產生，到研究開發、試制和落實初次商業化的整個過程，若僅僅從產品創新過程角度評價企業創新，而不考慮工藝創新過程對高技術公司創新績效的影響，是不夠全面的。Romijn 和Albaladejo（2002）提出，企業的工藝流程創新是指工業制造業產品的加工順序、加工方法、加工技術和程序方面的技術創新，工藝流程創新可以大大提升高技術企業的生產效率。工藝流程創新在產業內的推進實施將促使產業組織演進，在部分情形下會打破產業內企業間既有的壟斷競爭關系，引致創新績效的變化，督促企業改變創新行為模式（楊震寧等，2016）。

3.正式控制機制與創新績效

（1）股權結構與創新績效。

IJV 所面對的一個最大難題便是如何快速開發出鑒別創新想法、發展創新想法和實施創新想法的流程，系統規范的“創新過程網絡”則能將企業納入產業上下游的關系網中，從而開發出更好的創新成果（Dundon，2005）。由于IJV 技術創新的過程存在各類“粘著信息”，是一個試錯的過程，母公司對IJV 的正式控制，則可使信息在之后被搜集起來，通過與事先期望對比可以很容易地發現問題并及時解決，加快創新過程（Fryxell et al，2002）。

股權結構作為正式控制機制的重要構成部分，是影響IJV 控制機制的核心要素和根本手段（Blodgett，1991）?？鐕髽I到另一個國家或區域展開投資，首先要明確自己的股權結構，即是否要分享股權，對合資企業股權的百分比規定也是許多國家，特別是發展中國家政府管制國際直接注資的重要內容。由于股權結構與利潤分配和投入分攤相關聯，是分享公司控制權的依據，因而變為影響合資各方對合資企業控制水平的最直接要素，其他控制手段多是股權結構的衍生物（李維安和李寶權，2003）?，F有學者對股權結構與企業績效間存在關聯已經基本達成一致，即股權結構明確了企業的所有者構成與治理權的分配，合理的股權結構有助于形成合理的公司治理結構，從而正向影響企業的績效（李維安和李寶權，2003）。但是學術界對股權結構“合理性”的判斷尚未達成一致，研究結論還存分歧。例如，Killing（1983）的研究表明，多方持股均衡的合資企業績效不如單方控股的合資企業；而Salk（1992）的研究結果卻恰恰相反，多方持股均衡的合資企業績效卻高于單方控股的合資企業。也有研究者以中國企業為例指出，得出的結論與Salk 類似（Child 和Yan，2003；閻海峰和沈錦杰，2010）。

因此，本文借鑒閻海峰和沈錦杰（2010）對股權結構的分類，將合資企業的股權結構定義為各個注資方在合資企業股份中所占的比重，并以此為依托，將合資企業的股權結構分成中外雙方均衡持股、中方控股和外方控股三種類型。對于雙方持股均衡的IJV，由于合資雙方的關系和權力更加平衡。因此在經營過程中會有更多的矛盾、交涉和溝通，這就驅動組織內知識流動活動越發頻繁，從而促使合資企業提升經營管理水準，達成高水平的創新績效（閻海峰和沈錦杰，2010）。對于中方控股的合資企業，由于中方受到較大的股權激勵，因而更有可能將足夠多的關于中國市場的知識、尤其是對情境和時間依賴程度高的默會知識投入到合資企中，由此激發的企業創新績效則會高于外方控股的合資企業（Child 和Yan，2003）。

因此提出假設1a 和假設1b：

雙方均衡的股權結構能夠為IJV 帶來最高的產品創新績效，中方控股的次之，外方控股的最低（H1a）；

雙方均衡的股權結構能夠為IJV 帶來最高的工藝創新績效，中方控股的次之，外方控股的最低（H1b）。

（2）知識產權保護與創新績效。

知識產權是技術創新產出的重要體現，它是依照每個國家法律賦予符合條件的發明者、著作者或成果擁有者在一定限期內享有的獨占權，保護創新成果，代表創新激勵，避免創新被模仿，驅使創新者可以獲取暫時性的壟斷利潤（張永成和郝冬冬，2016）。IJV 作為諸多知識產權的擁有者，建立并在實施過程中不斷完善的內部知識產權保護體系，形成正式的規章制度并加以實施，才能為企業創新保駕護航，實現創新成果經濟效益的最大化（朱軍和吳帥宇，2020）。

關于知識產權保護與技術創新的關系，國內外學者們已經進行了深入探討。目前，學術界主要存在以下三種觀點：一種觀點認為提高知識產權保護將促進技術轉移使利潤增加，會導致更多的資源用于技術創新，從而促進技術創新（Yang 和Maskus，2001；胡凱等，2012）。而另一種觀點則持反對意見，即認為加強知識產權保護會強化知識產權所有者的壟斷權力、減少自由競爭和研發的利潤激勵，因而不利于技術創新（Horii 和Iwaisako，2007；薛軍等，2021）。還有一種觀點則指出，知識產權保護和技術創新之間并不是單一的線性關系，具有最優的知識產權保護程度（Lorenczik 和Newiak，2012；劉小魯，2011；劉澤巖等，2021）。另外，趙娜和王博（2016）基于企業微觀層面考察企業內部知識產權保護對企業技術創新的作用機制，研究表明知識產權保護對企業技術創新呈先促進后抑制的倒U 型影響效應，且影響程度與企業所處的行業特征有著密切關聯。盛宇華等（2017）的實證研究得到類似結論，并且強調這種“倒U”效應在行業不同生命周期內的差異，即在行業成長期和成熟期的最優強度存在差異，而衰退期的企業卻知識產權保護制度則抑制企業的技術創新。由此可見，知識產權保護與企業創新績效“黑箱”還并未完全打開，企業內部的知識產權保護制度對企業創新績效的影響也有待證實，但現有研究表明，知識產權制度與企業創新績效肯定存在某種關聯。

因此提出假設2a 和假設2b：

IJV 知識產權保護與產品創新績效之間存在非單調、非線性的關系（H2a）；

IJV 知識產權保護與工藝創新績效之間存在非單調、非線性的關系（H2b）。

（3）技術外包戰略與創新績效。

科技革命的快速發展及全球化的逐步加深，使得IJV 不得不面臨充滿不確定性的動態經營環境。因此IJV 當務之急就是選擇合適的競爭戰略并快速獲取知識進行創新，維持戰略的連續性及競爭優勢的持續性（夏輝，2015）。自主研發與技術外包作為IJV 技術創新的兩種重要手段，將不涉及核心技術或將不擅長的業務外包給更具競爭力的外部機構，有助于IJV 將自身有限資源聚焦于打造核心競爭力。因此近年來技術外包戰略越來越受到IJV 的關注，成為一項重要的戰略選擇。Katila 和Ahuja（2002）的研究指出，企業通過對內外部知識資源進行整合、消化和吸收，并轉化為自身的知識體系，有助于其內部研發能力的提升，加速開發新技術和新工藝。有關技術外包戰略與企業績效之間關系的研究很多，但尚未有明確的定論。Teece 和David（1988）、Prahalad 和Hamel（1994）研究表明核心業務外包對于企業的創新會起到阻礙作用，影響企業創新績效；Weigelt（2009）研究發現外包戰略可能會導致企業減少對內部的投資和隱性知識的應用，不利于企業的長久發展；但鄭真（2008）指出外包強度與企業諸多績效都有顯著的正相關關系，如經營績效、財務績效和創新績效；陳啟斐等（2015）的研究結果得到類似結論。在IJV 開放融合的創新背景下，IJV 更應處理好自主研發與外部研發的關系，技術外包戰略的實施可以幫助IJV 實現快速的技術轉換及技術追趕。

因此本文提出假設3a 和假設3b：

IJV 技術外包戰略與產品創新績效之間存在正向關系（H3a）；

IJV 技術外包戰略與工藝創新績效之間存在正向關系（H3b）。

4.非正式控制機制與創新績效

企業創新不僅是企業內的研發過程，而且是企業間或企業網絡內創新者間的互動過程、在創新系統或創新網絡中的學習和互換的過程（沈必揚和池仁勇，2005）。IJV 與母公司之間持續的非正式溝通，以及公司職工之間的社會化交往，有利于公司形成帶有隱性優勢的內部社會資本，良好的內部社會資本，有助于在中外合資方間建立信任，由此可對組織成員產生激勵，組織成員則更有動力努力達成企業戰略目的。李紅艷等（2004）的研究進一步指出，良好的內部社會資本可以加快技術創新擴散，有利于提高潛在的采納者范圍和采納者規模。IJV 內部有關職能部門之間的合作水平會作用于企業的技術創新能力，而信任和價值觀認同能夠加強各部門之間的交流和溝通，促進創新活動所需求的知識和信息的流動，提高創新效率。謝洪明等（2010）的實證研究驗證了非正式控制對合資公司的技術創新產生積極的正向影響，并且強調可以通過正式控制這個中介變量來間接地提升IJV 的技術創新。田慶峰等（2020）在此基礎上研究發現，當組織的學習能力較強時，企業成員能夠通過非正式渠道消化、吸收更多的知識，促進隱性知識的轉移，從而促進企業技術創新能力的提高。

因此提出假設4a 和假設4b：

IJV 非正式控制與產品創新績效之間存在正向關系（H4a）；

IJV 非正式控制與工藝創新績效之間存在正向關系（H4b）。

（二）創新資金來源結構的調節作用

IJV 卓越的創新績效，與其創新資金密不可分。Myers 和Majluf（1984）的“融資優序理論”指出，內部資金歷來是企業項目融資最重要的渠道，穩定、有規模的現金流可以有效為企業研發活動提供支持，但是企業內部財務不穩定、投資用途分散化等特征使得企業很難僅依靠內部資金開展創新研發活動并維持其持續性（聶秀華和吳青，2019）。因此企業可以求助于政府資金、金融機構貸款等外部資金來對保證企業獲得充足的創新資金。但學界針對內部資金與外部資金對創新績效的影響存在分歧，Katharine（2001）以英國的企業為研究主體進行了實證分析，研究結果表明企業自身籌集資金對企業的績效存在顯著的正向影響；而Guangzhou和Jefferson（2004）以中國企業為調研對象，研究發現政府支持資金不會顯著影響企業生產率，私人資金對企業生產率有著顯著的正向影響。章椹元（2008）以北京市的中小科技型企業為調研主題，研究發現政府資助資金對企業創新成果的影響大于企業自有資金。相反，程華和趙祥等（2008）以我國大中型工業企業為研究對象，發現企業自籌資金對企業創新績效影響最為顯著，政府資助資金雖然也有明顯的促進作用，但是遠遠比不上企業自籌資金帶來的效果，金融機構貸款沒有明顯作用。陳夢濤和王維安（2020）以我國A 股上市公司為例發現，內部融資對企業創新投入有顯著的正向影響，而外部融資則會阻礙企業投入創新資金。由上得知，在IJV 進行創新時，企業內部資金與外部資金的比例對企業創新活動產生的影響有所差異，本研究將IJV 創新資金來源分為企業內部資金與外部資金，并根據二者的比例將其劃分為均衡型、內部資金主導型與外部資金主導型三類，由于IJV 的資金來源多數會有正式的文件、規章及制度來保障，本文只探究創新資金來源結構對正式控制與創新績效之間關系的調節作用。

因此提出假設假設5a 和假設5b：

創新資金來源結構正向調節IJV 正式控制與產品創新績效間的關系，且均衡型創新資金來源結構調節作用最強，內部主導型次之，外部主導型最低（H5a）；

創新資金來源結構正向調節IJV 正式控制與工藝創新績效間的關系，且均衡型創新資金來源結構調節作用最強，內部主導型次之，外部主導型最低（H5b）。

綜上所述，本研究的理論框架如圖1 所示。

圖1 理論框架

三、研究設計

（一）數據來源

本研究的調查問卷是2018 年發放的40 城市制造業企業的子問卷，采取在線問卷為主、線下問卷為輔的數據收集方式，發放對象為各制造業企業相關人員，按照企業相關情況完成問卷填寫。正式控制機制的相關內容，如股權結構、知識產權保護等均有相應文件規章進行明確規定，為保證企業內部制度環境穩定、減少經營風險，正式控制機制的內容在近幾年內并不會發生頻繁的變動，其正式控制機制的穩定持續也是IJV 企業發展的必要條件。而非正式控制中的文化控制與此類似，企業通過組織共同價值觀向員工的不斷滲透和內化，使員工自動生成一套自我控制機制，這種軟性約束通常具有更強的控制力與持久力。因此該問卷收集到的數據具有一定穩定性與可靠性，可以用于當前的研究。

回收后的數據經過篩選，去除數據明顯錯誤或與實際不符的問卷，最終得到225 份有效問卷，并從中隨機抽取30%的問卷針對數據進行進一步驗證，驗證渠道包括企業官網、國家企業信用系統公示及相關新聞報道，經過驗證數據真實可靠，可用于后續研究。樣本的描述性統計特征見表1。

表1 樣本的統計特征

（二）變量測量

本文選取IJV 創新績效作為因變量。從產品創新績效和工藝創新績效兩個維度來衡量IJV 創新績效，這么做是因為，所基于的調查問卷的對象是制造業企業，新產品和新工藝的產生和開發非常適合衡量制造業企業的創新績效（楊震寧和趙紅，2020）。產品創新績效和工藝創新績效的測量方式均借鑒楊震寧等（2021）的方法，產品創新績效通過問卷條目衡量，將產品創新績效分為三個等級——僅對企業而言是新的、只在中國大陸是新的、在世界范圍都是新的。工藝創新績效通過問卷條目衡量，基于過去三年企業推出工藝創新的次數將工藝創新績效分為4 個等級——0 次、1～4 次、5～10 次、10 次以上。

選取IJV 正式控制機制和非正式控制機制作為自變量。其中，正式控制機制包括股權結構、知識產權保護和技術外包戰略，非正式控制機制用文化控制來衡量。對股權結構的測量借鑒閻海峰和沈錦杰（2010）的方法，采用類別變量直接測量合資企業的三種股權結構形式，雙方股權均衡（50/50）編碼為1，中方控股編碼為2，外方控股編碼為3。對知識產權保護和技術外包戰略的測量借鑒楊震寧等（2016）的方法，采用5 分制的Likert 量表進行變量測量，“1”代表完全不認同或程度很低，“5”代表完全認同或程度很高。對非正式控制機制的測量借鑒謝洪明等（2010）的方法，通過對組織文化控制的程度進行測量。

選取創新資金來源結構作為調節變量。將其劃分為企業內部籌集資金、政府支持資金、金融機構貸款資金、資本市場資金、國內和國外合作伙伴提供資金及其他共6 大類，并按照其相對比例確定企業創新資金來源結構，以占比最高的資金來源結構來確定創新資金來源結構的類型，編碼1 為均衡型（50/50），編碼2 為內部資金主導型，編碼3 為外部資金主導型。

選取企業規模、企業年齡、企業所在地區作為控制變量?？刂谱兞康倪x取參考了楊震寧等（2021）的相關研究文獻。企業規模選取企業資產總額作為標準，并分為三個等級——4 千萬元以下、4 千萬～4 億元、4 億元以上；用企業的成立時間來衡量企業年齡，即用問卷調查的年份2018 年減去企業成立年份并取自然對數；所在地區，根據企業注冊地來確定其所在城市，并采用啞變量來衡量。

（三）模型選擇

本文數據為截面數據，變量除調節變量外基本均為離散數值，因變量產品創新績效和工藝創新績效是有序整數。因此采用Stata15.1 軟件對變量進行有序邏輯回歸（ordinal logistic regression）構建層次回歸模型。首先，依次加入因變量、控制變量、調節變量和自變量，檢驗IJV 控制機制和創新績效間的相關關系；其次將自變量與調節變量進行中心化處理后構造交互項，接著將因變量、控制變量、調節變量、自變量及乘積項依次加入回歸模型，檢驗調節效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計與相關性分析

使用SPSS 21.0 軟件對變量進行了相關分析，結果見表2。各自變量之間的Pearson 相關系數均小于0.8，不存在嚴重的多重共線性（Rockwell，1975）。同時，對自變量進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗，各自變量的方差膨脹因子均小于10，再次證明了不存在嚴重的多重共線性。

表2 變量間Person 相關系數表

（二）回歸分析

1.主效應檢驗

表3 為以產品創新績效作為因變量進行有序邏輯回歸的結果，表4 為以工藝創新績效作為因變量進行有序邏輯回歸的結果。

表3 IJV 控制機制對產品創新績效影響的回歸結果

表4 IJV 控制機制對工藝創新績效影響的回歸結果

假設H1a、假設H1b 構建了股權結構對產品創新績效和工藝創新績效的影響關系。由模型2可知，股權結構對產品創新績效沒有顯著影響（β=0.002，p＞0.1），由模型8 可知，股權結構對工藝創新績效也沒有顯著影響（β=0.002，p＞0.1），假設H1a、假設H1b 均未得到支持。假設H2a、假設H2b 構建了知識產權保護對產品創新績效和工藝創新績效的影響關系，因假設其間存在非單調、非線性關系，先利用線性回歸分析一次項與因變量間的關系，后再利用曲線估計模擬，模型3、模型9 為線性回歸結果，模型4、模型10 為曲線估計結果。由模型3 可知，知識產權保護對產品創新績效沒有顯著的線性影響，但從模型4 可知，知識產權保護對產品創新績效存在倒U 型效應（β=-0.122，p＜0.01），即當IJV 采取知識產權保護時，產品創新績效呈現先上升后下降的變化態勢。當IJV 初步成立時，會對知識進行嚴格保護防止溢出，意圖形成壟斷優勢，產出具有高差異化的產品與服務，進行產品質量的大幅提高，開展多樣化的產品經營與服務。但嚴格的知識保護制度會導致自由競爭的減少，IJV 很難依據市場的變化對產品質量進行顯著提高，增加產品種類或擴大服務范圍會因此受限，影響企業產品創新績效。因此假設H2a 成立。由模型9 可知，知識產權保護與工藝創新績效間存在顯著的正相關關系（β=0.107，p＜0.05），即采用知識產權保護的IJV 企業可以連續有效地降低單位勞動成本，獲得更高的創新績效，由模型10 可知，知識產權保護與工藝創新績效間的非線性結果不成立（β=0.016，p＞0.1）。因此假設H2b 不成立。假設H3a、假設H3b構建了技術外包戰略對產品創新績效和工藝創新績效的影響關系。由模型5、模型11 可知，技術外包戰略對產品創新績效和工藝創新績效均無顯著影響（β=-0.013，p＞0.1；β=-0.010，p＞0.1），假設H3a、假設H3b 并未得到支持。假設H4a、假設H4b 構建了非正式控制中的文化控制對產品創新績效和工藝創新績效的影響關系，由模型6、模型12 可知，文化控制對產品創新績效和工藝創新績效均有顯著的正向影響（β=0.438，p＜0.01；β=0.346，p＜0.01），假設H4a、假設H4b 均得到驗證，公司形象及文化價值觀對人才的吸引，形成IJV 強有力的隱性文化控制，可以顯著提升企業員工的工作效率，增加企業內部的信息知識流動，顯著提升創新績效。

2.調節效應檢驗

表5 是對IJV 創新資金來源結構調節效應的驗證。模型13、模型14、模型15、模型16 在模型2、模型3、模型4、模型5 的基礎上加入自變量與創新資金來源結構的交互項，探究創新資金來源結構對自變量與產品創新績效之間關系的調節作用。模型17、模型18、模型19、模型20 在模型8、模型9、模型10、模型11 的基礎上加入自變量與創新資金來源結構的交互項，探究創新資金來源結構對自變量與工藝新績效之間關系的調節作用。

表5 創新資金來源結構的調節效應層次回歸結果

由模型13～模型16 可知，創新資金來源結構對自變量與產品創新績效之間關系無顯著的調節作用（β=0.293，p＞0.1；β=-0.115，p＞0.1；β=-0.175，p＞0.1；β=0.093，p＞0.1），假設H5a 未被驗證。由模型17～模型20 可知，創新資金來源結構正向調節知識產權保護與工藝創新績效間的關系（β=0.410，p＜0.05），且外部主導型創新資金來源結構正向調節作用最高，內部主導型次之，均衡型最低。造成這一結果的可能原因在于，外部主導型創新資金來源結構往往成本費用較高，促使企業專注知識產權保護，顯著降低單位勞動成本創造成本優勢，進而為企業保留一定程度的現金流，保證企業正常運轉，假設H5b 得到部分驗證。

（三）穩健性檢驗

為了進一步驗證所得回歸結果的穩健性，采用替換因變量的測量方式的方法再次進行回歸分析。產品種類或服務范圍增加程度可體現產品或服務在性能和質量上的顯著提升，是測量產品創新績效的良好指標，并根據其提升程度分為4 個等級。工藝創新績效的測量借鑒Romijn 和Albaladejo（2002）的定義，采用單位產出勞動成本降低程度衡量，并根據其降低程度分為4 個等級。實證結果見表6 和表7。表6 為以產品創新績效作為因變量進行穩健性檢驗的結果，表7為以工藝創新績效作為因變量進行穩健性檢驗的結果。

表6 IJV 控制機制對產品創新績效影響的穩健性檢驗結果

表7 IJV 控制機制對工藝創新績效影響的穩健性檢驗結果

由模型21、模型26 可知，股權結構對產品創新績效和工藝創新績效均存在顯著的負向影響（β=-0.161，p＜0.1；β=-0.101，p＜0.1）。因此可得，雙方均衡的股權結構能夠為IJV 帶來最高的產品和工藝創新績效，中方控股的次之，外方控股的最低，假設H1a、假設H1b均得到支持。由模型23、模型28 可知，知識產權保護對產品創新績效存在顯著的倒U 型影響（β=-0.087，p＜0.01），對工藝創新績效不存在顯著的倒U 型影響（β=-0.080，p＞0.1）。因此假設H2a 得到支持，假設H2b 未得到支持。由模型24、模型29 可知，技術外包戰略對產品創新績效不存在顯著影響（β=0.028，p＞0.1），對工藝創新績效存在顯著影響，但方向與假設相反（β=-0.126，p＜0.1）。因此假設H3a、假設H3b 均未得到支持。由模型25、模型30 可知，文化控制對產品創新績效和工藝創新績效均存在顯著的正向影響（β=0.307，p＜0.01；β=0.274，p＜0.01）。因此假設H4a、假設H4b 均得到支持?？梢园l現，結果基本與前述假設的驗證結果一致，本研究的回歸結果比較穩健。

五、研究結論、啟示與展望

（一）研究結論

第一，雙方均衡的股權結構能夠為IJV 帶來最高的產品和工藝創新績效，中方控股的次之，外方控股的最低，而此結論可能會因為變量測量方式的不同而不夠穩健。本文將股權結構劃分為外方控股、中外雙方均衡控股與中方控股三種類型，股權結構對IJV 的產品創新績效和工藝創新績效無顯著影響。但穩健性檢驗結果表明，股權結構會顯著負向影響產品創新績效和工藝創新績效，即雙方均衡的股權結構能夠為IJV 帶來最高的產品和工藝創新績效，中方控股的次之，外方控股的最低。這一結果的可能原因在于，雙方均衡的股權結構下，雙方股權的勢均力敵，在日常經營活動中可能使中外雙方產生更多沖突，在解決沖突的過程中，知識儲量具有優勢的母公司會將自身的知識轉移到合資企業中，最終增強合資企業的知識儲備和知識應用能力，從而提高企業創新績效。中方控股的股權結構下，對于在華IJV 來說，中方母公司擁有更豐富的本地市場經驗，更有能力執行公司戰略規劃，從而有利于合資企業獲取知識并提高管理和創新能力，從而提高創新績效。外方控股的股權結構下，由于外方母公司通常只是將中國市場看作其全球產業鏈的一部分，而且通常是為了實現低成本生產制造的目的。若外方處于控股地位，對于IJV 的自主學習與創新一般采取排斥的態度，長此以往，會限制IJV 創新水平的提升，抑制創新績效（閻海峰和沈錦杰，2010）。

第二，IJV 知識產權保護與產品創新績效間存在倒U 型關系，與工藝創新績效間存在顯著線性正相關。當IJV 采取知識產權保護時，產品創新績效呈現先上升后下降的變化態勢。IJV 初建時會在內部實施嚴格的知識產權保護制度防止知識外溢，這一舉措可以幫助IJV 快速建立競爭優勢，提供高差異化的產品或服務，進行高水平的產品創新。但隨著時間推移，嚴格的知識保護制度會減少自由競爭，IJV 則很難針對本地市場需求變化進行大幅度的產品創新，增加產品種類或擴大服務范圍因此受限，IJV 產品創新績效受此影響不斷下降（Lorenczik 和Newiak，2012；劉小魯，2011；劉澤巖等，2021）。知識產權保護與工藝創新績效間的關系與此類似，期初嚴格的知識產權保護可幫助IJV 建立知識技術壟斷優勢，會催生較多的工藝創新，但嚴格的知識產權保護會減少IJV 與其他企業的知識交流，創新瓶頸較難突破。因此工藝創新次數在達到峰值后逐步下滑。但對于單位勞動成本降低程度而言，知識產權保護則會減少IJV 技術外溢影響，本地企業難以復制模仿，IJV 可憑借此優勢實現單位勞動成本的顯著減少，獲取區別于本地企業的成本優勢，由此創造更好的工藝創新績效。

第三，技術外包戰略對產品創新績效和工藝創新績效無顯著影響，但穩健性檢驗結果顯示，IJV 采用技術外包戰略可能會對企業工藝創新績效產生抑制作用，技術外包可能會導致企業減少對內部的投資和隱性知識的應用，資源的分散會花費IJV 大量時間去協調資源的使用，影響了IJV 企業創新進程，從而不利于企業創新績效的提升和未來發展。

第四，文化控制對IJV 產品創新績效與工藝創新績效均有顯著的正向影響。IJV 內部的文化控制，可以加速企業內外部及創新網絡間的互動過程，創新活動所需的知識和信息可在企業內部流動，良好的信任關系及共同的價值觀可以激發IJV 內部成員共同努力達成戰略目標，提高創新效率（李紅艷等，2004）。

第五，創新資金來源結構會顯著正向調節知識產權保護與工藝創新績效間的關系，且外部主導型創新資金來源結構正向調節作用最高，內部主導型次之，均衡型最低。外部主導型創新資金來源結構往往以金融機構、資本市場融資為代表，其資金成本費用高，且定期的利息費用會對IJV 現金流產生較大影響，促使IJV 謹慎高效使用創新資金。由此，IJV 通過知識產權保護制度加強技術壟斷，此舉措可以幫助IJV 擁有領先于行業其他企業的技術優勢，大幅降低單位勞動成本有益與IJV 利潤空間的進一步擴大，為企業保留運轉的現金流，將資金用于其他關鍵營運活動，保證IJV 正常運轉的同時，可以進行進一步的工藝創新。內部主導型創新資金來源結構較外部主導型相比，費用成本較低，IJV 作為資金籌措的主體對資金也有較大的使用自由權，可將資金用于最需創新的項目技術，且獲取難度也低于外部資金，外部的刺激激勵作用較小。因此內部主導型創新資金來源結構較外部主導型調節作用較小。對于均衡型創新資金來源結構而言，IJV 內外資金提供方實力均衡，創新資金的使用需要雙方進行溝通協商，資金使用自由度最低，溝通時間滯差會推遲新技術的投入研發進度，所以均衡型對知識產權保護制度與降低勞動成本程度間關系的調節作用最小。

（二）管理啟示

在我國改革開放力度不斷加大，以及經濟發展不斷轉型升級的時代背景下，外商投資創建IJV 是拉動我國經濟快增長的有力馬車之一，也是我國企業學習先進技術及管理經驗的絕好機會，在與外方合作的過程中不斷實現自身戰略目的，不斷提升企業的創新績效。但中方在與外方合作時，常常將股權控制與實際控制混為一談，過分強調股權結構比例而忽視了對企業關鍵營運活動的控制，從而喪失主動權，甚至最后合資失敗，IJV 變為外商獨資企業。通過實證研究得出的相關結論，對IJV 如何利用控制機制提升創新績效具有一定的理論和現實意義。

從理論意義而言，本文研究內容以控制理論和資源基礎觀為依托，豐富了IJV 控制機制與創新績效的研究，細化了IJV 控制機制的相關內容，并對以往學者所做相關研究進行整合，系統考慮整個IJV 控制機制對創新績效的影響。

從現實意義而言，本研究結論可對IJV 控機制的管理提供一定借鑒。第一，中方應充分了解控制機制的多樣化，股權結構作為基礎控制方式發揮作用有限，中方若想在IJV 日常管理中占據主動權，則需要通過關鍵營運活動的把控來提升實際控制，而并非只在乎股權結構比例的設置（薛鐳和李東紅，2009），不斷促進IJV 的各項創新活動，形成IJV 又好又快發展及自身權益保護的“雙贏”局面。第二，IJV 內部的知識產權保護對企業產品創新績效呈現先促進后抑制的倒U 型效應。因此IJV 在日常知識產權保護管理中，需要關注知識產權保護對企業創新績效的最優點，當知識產權保護對企業創新績效不再有正向影響時，要適當進行知識分享，促進知識等資源進行流動，通過溝通交流促進創新績效的新提升。此外，這一結論還提醒中方在合作時要關注知識產權保護制度的設立，積極參與相關條款、合同設定及人員配置。第三，還證實IJV 文化控制對企業創新績效具有顯著的正向影響，這提示IJV 管理者不可忽視企業文化的建設，積極管理企業形象，進行企業價值觀、愿景的宣傳教育，形成強大的隱性文化優勢，增強各部門員工之間的交流和溝通，提高企業創新能力（Fiol，2001；Crossan 和Berdrow，2003）。

（三）研究局限與未來展望

本文利用問卷數據，研究IJV 控制機制對其創新績效的影響，以及創新資金來源結構的調節作用，構建層次回歸模型進行實證分析并得出了相關結論和管理啟示，但依然存在一定的局限性。

首先，所選樣本均為制造業企業，所得結論是否可以推廣至其他行業，還需收集更多數據進行實證檢驗。對于其他類型的行業而言，控制機制對創新績效的影響因素會有差異。因此未來可通過收集其他行業的相關數據，檢驗本文結論的普適性。其次，所研究的IJV 控制機制有限，僅通過文獻研究選擇出三種正式控制機制及一種非正式控制機制，研究不夠全面。未來研究中可進一步對IJV 控制機制進行解構，例如可將正式控制機制內容進行擴充，加入報告機制、管理決策機制等，非正式控制內容加入信任和承諾等。最后，部分實證結果并不顯著，表明IJV 控制機制與創新績效間的“黑箱”仍待探索，未來仍需要繼續深入研究。