利益相关方参与及其对企业竞争优势的影响

利益相关方参与及其对企业竞争优势的影响

关于企业竞争优势的研究，产业组织经济学(IO)分析企业外部的市场因素，现代企业理论围绕管理者代理股东实施组织资源配置活动及其约束与激励问题而展开。资源基础观(RBV)及动态能力等理论考察企业对关键资源的占有水平和使用能力，但其立足点仍然是“企业”这一笼统主体，较少关注资源的“具体”占有者和使用者的实际参与状况。本文认为，由于组织价值创造及价值获取过程中所需要的各种有形和无形资源可能具有异质性和复杂性，管理者往往难以对企业所有资源直接进行有效控制和使用，而是需要通过“赢得”这些资源的直接所有者的主动性，即强化他们积极参与各种有利于实现组织使命的复杂活动的动机，从而间接但有效地控制或使用相应的资源①。这些资源的直接所有者(包括组织活动影响的承受者)就是企业的利益相关方。企业的利益相关方包括任何可能受到企业决策与活动的影响，以及可以影响企业决策与活动的利益群体及个人，包括员工、客户、供应商、分包商、各下属与分支机构、投资人、竞争者、政府、非营利组织、当地社区以及自然环境的法定或志愿监护者等。利益相关方参与是企业所采取的保障其利益相关方积极加入到其组织活动过程中的各种措施或方式(Greenwood，2007)。本文研究利益相关方参与对企业竞争优势的影响作用。为此，选择企业环境管理这类特殊的组织活动内容和过程，作为研究两者关系的一个观察透镜。所谓企业环境管理，是指企业处理其经营活动与自然环境、资源和生态等之间关系的常规的或创新的管理体系和过程。显然，这是一类涉及广泛利益相关方的复杂管理内容。本文主要的理论假设是，具有不同“决策地位、合法身份和紧迫程度”的各类利益相关方在企业价值创造活动中的参与，对企业竞争优势的不同维度有其各自特定的影响。本文区分了三类利益相关方和竞争优势的三个维度，发展了九个具体假设，以215家中国大中型工业企业调查问卷数据建立结构方程模型，检验相关的假设，并基于研究结果，针对三类利益相关方分别讨论其各自参与行为对企业持续竞争优势作用的微观机制。一、理论及假设关于竞争优势来源，一个重要的研究关注点是战略性要素的获取，以及企业内部在获取这些异质性资源时所需具备的互补性条件(Adegbesan，2009)。本文认为，在企业决策和运营管理的复杂过程中，不仅仅是组织所拥有资源的质量，更重要的是这些资源的实际投入水平，对企业价值创造起决定性作用。因此，作为各种资源直接所有者的利益相关方参与复杂的组织活动，有助于形成和强化有价值的、因果模糊的、无法模仿的、无法替代的组织资源以及动态配置这些资源的能力(Teece，Pisano&Shuen，1997)。有关利益相关方理论的文献中，对利益相关方的分类一直是一个重要的研究内容②。现有涉及利益相关方和企业竞争优势关系的少量实证研究，一般只是简单将利益相关方分为内部利益相关方和外部利益相关方，不能揭示各种利益相关方群体的实际特征及其对企业竞争优势的具体影响(Delmas，2001；King&Lenox，2000)。本文通过文献分析，将企业利益相关方分为决策权威类、商业伙伴类和运营支持类三个群体，并通过证实性因子分析进行验证。在企业竞争优势的衡量方面，现有文献多采用基于财务数据的方法，如企业利润水平与行业平均利润水平的比值等。然而，这种相对盈利水平主要反映的是过往战略措施和经营活动等所产生的结果，测量信度高但效度低。本研究通过问卷对高层管理者感知的竞争优势因素进行考察。其方法是，采纳文献中常用指标，结合中国大中型工业企业实际情况，筛选出主要因素，并进行探索性因子分析，提取出企业竞争优势的三个维度，即战略性的、运营性的和关系性的竞争优势。在上述的分类基础上，本文发展出利益相关方参与和企业竞争优势之间关系的若干具体假设。1、企业环境管理从实施节能减排政策到应对气候变化，随着环境问题紧迫性的升级和管理认识的深入，企业已经开始从竞争力和战略管理的角度出发，采用生命周期分析、环境审计、环境报告、绿色供应链管理等方法或技术加强环境管理的能力，并发起或参与各种志愿性的环境管制行动。大体上，可以将企业环境管理的发展过程粗略划分为被动反应和主动创新两个阶段。处于被动反应阶段的企业视环境保护为额外成本，而处于主动创新阶段的企业视环境问题为潜在的商业机会，因而将环境因素纳入企业决策过程，积极寻求创新性的解决方案。多数现有研究认为，企业环境管理不仅仅是出于对市场收益和运营成本的考虑，否则企业达到法律要求的污染治理标准后，就不会选择主动改善环境绩效，而是选择继续外部化其环境成本。在有效的企业环境管理工作中，企业可能借助成本降低、产品差异化、竞争规则领先、风险预防等方面的收益，获得竞争优势(Reinhardt，1998)，或者提高企业利润水平(Porter&VanderLinde，1995；Klassen&McLaughlin，1996)。同时，作为一种涉及到组织内外部多种利益相关方的复杂的过程，有效的环境管理工作有助于企业理解市场和制度条件的变化，并在更开放的组织中形成隐性的组织资源和能力。例如，Hart(1995)从资源基础观理论(RBV)出发，分析环境保护组织、社区积极人士、媒体和政府等在产品设计和开发中的作用；Delmas(2001)认为，利益相关方参与以过程控制为导向的ISO14001环境管理体系，能够加强企业的组织能力，从而有利于企业获得持续竞争优势；通过对55家美国企业问卷调查结果分析发现，环境管理体系对(管理者所感知的)企业竞争优势的影响，主要取决于外部利益相关方(分销商、消费者、社区成员、管制机构等)的参与程度。关于中国企业环境管理现状和特点，简单看来，法律法规标准体系比较完整，但实施的制度条件仍有待改善。企业主动性方面，各种内外部驱动力的来源及其实际作用存在显著的差异性(杨东宁、周长辉，2005)：在缺乏外部作用力推动的情况下，企业管理者、企业员工群体等企业内部利益相关方对主动改善环境管理体系发挥的作用更为显著。本文采用问卷调查数据检验理论假设。为确认填写问卷者在“企业环境管理”理解上的一致性，问卷中列出了主要的环境管理策略和措施。因子分析结果显示，表征企业环境管理的因素主要包括“环境管理制度”、“工艺技术改进”和“资源能源节约”等。2、利益相关方分类企业利益相关方参与的意识和行动，对企业的环境保护工作具有重要影响。对此，研究者提出了多种理论模型(Shrivastava，1995a，1995b；Berry&Rondinelli，1998；Ghobadian等，1998)，但有关中国企业实证研究报道较少。杨东宁和周长辉(2005)在研究企业自愿采纳标准化环境管理体系(ISO14001)的制度性驱动力时，考虑了企业的外部利益相关方和内部利益相关方两种类别。本文根据企业环境管理的特点，将企业的利益相关方初分为三类，即对企业有理所当然的强大影响力的决策权威类，涉及频繁交易活动和紧密业务关联的商业伙伴类，以及包括企业内外部大量而较为分散的运营支持类(他们一般通过微小创新和集体行动等途径发挥作用)。对部分样本进行验证性因子分析的结果支持了这种分类。虽然利益相关方参与的具体行为方式多种多样，但通过考察各利益相关方在促使企业改善环境管理工作中所发挥作用的重要程度，可在整体上衡量其各自参与的作用。根据本文的问卷描述性统计结果，有约96％的受访者认为政府部门、企业高层管理者和企业主或股东等决策权威类利益相关者对企业改善环境保护工作有着极为重要的影响；有近55％的受访者认为消费者、环境保护主义者、企业员工和当地居民等运营支持类利益相关者起到了较为重要的影响；而企业的竞争者、销售渠道和供应商等商业伙伴对企业改善环境保护工作的影响不是很重要。3、竞争优势的维度企业的竞争优势或者持续竞争优势缺乏被普遍接受的测量方法。现有的客观测量方法面临效度上的困难。王建华和王方华(2003)提出一个包括九大类指标的竞争力评价体系，并以两家企业为例展示了评价过程，其体系比较复杂而不易操作。现有文献(Miller&Danny，1988)中对企业绩效的主观测量法的采用也有一定积累。考察企业资源基础观(RBV)的核心论点，其中隐性知识被普遍认为是持续竞争优势的来源。正如Ambrosini(2005)所述，“对于自己组织的成功，高层管理团队的成员至少应当具备和其他成员一样的认知，或许他们应了解得更多”。所以，本文选择“高层管理人员对自己企业是否成功的判断，以及他们对企业成功的看法”，作为对企业竞争优势的一个替代测量。为此，根据问卷中企业竞争优势量表的数据，对企业竞争优势的相关指标进行探索性因子分析，抽提出3类主要因子，将其分别定义为战略性、运营性和关系性的竞争优势。4、理论假设基于上面的讨论，本文发展了以下9个假设。(1)决策权威类利益相关方。当处于决策主导地位的股东和企业高层管理者普遍忽视企业行为对环境的影响时，在环境管理问题上一般采取被动反应的做法；当决策管理者突破环境保护是企业发展负担的僵化理念，认识到环境问题蕴藏着创新发展机会时，则往往会主动采取符合环境保护要求的策略和管理方式来谋求企业竞争优势。同时，相关政府部门作为外部管制者，处于环境标准及政策措施的决策地位，其作用显而易见。由此，提出如下假设：假设1a(H1a)：决策权威类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得战略维度的竞争优势。假设1b(H1b)：决策权威类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得运营维度的竞争优势。假设1c(H1c)：决策权威类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得关系维度的竞争优势。(2)商业伙伴类利益相关方。环境管理问题贯穿产业链和产品生命周期，离不开供应商、分销商和客户等商业伙伴的参与。竞争者也往往可能在促进企业竞争优势方面扮演双重角色，一方面“逼着企业进步”；另一方面是形成“竞合”关系。由此，提出如下假设：假设2a(H2a)：商业伙伴类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得战略维度的竞争优势。假设2b(H2b)：商业伙伴类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得运营维度的竞争优势。假设2c(H1c)：商业伙伴类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得关系维度的竞争优势。(3)运营支持类利益相关方。运营支持类的利益相关方虽然不直接参与决策，但却是组织学习的重要基础。以员工为例，组织内部的管理改进，与组织成员的意识觉悟、理解复杂问题的能力和具体行动方法有关。特别是在动态的改进过程中，组织成员的存量知识、增量知识和学习愿望都有重要作用。而作为企业环境管理质量的重要关注者，外部运营支持者的参与水平越高，对推动企业内部过程革新的决策和实施越有促进和催化作用。由此，提出如下假设：假设3a(H3a)：运营支持类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得战略维度的竞争优势。假设3b(H3b)：运营支持类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得运营维度的竞争优势。假设3c(H3c)：运营支持类的利益相关方对改善企业环境绩效的促进作用越大，企业越可能获得关系维度的竞争优势。本研究采用包括215家企业样本的中国大中型工业企业环境管理问卷调查数据对理论假设进行检验。二、研究方法1、研究设计和样本(1)样本及问卷调查。用以检验本文研究假设的数据来自作者进行的“中国大中型工业企业环境管理及企业管理人员环境观点”的问卷调查。问卷包括企业背景信息、观点调查、现状调查和附加调查四部分，共144项问题，其中“观点调查”部分包括了本文研究关注的问题。问卷设计过程中经由3位专家独立评审后根据其建议进行了修改。为保证有效性，问卷设计中尽量采用了现有文献中比较常见的测量问题。同时，为了防止填写者的主观猜测判断，问卷内容排列顺序经过调整处理。问卷由专业文印机构制作，并在封面打印问卷编号。问卷扉页是调查组织者致被访问者的问候、目的说明、保密承诺及咨询联系方式。该调查的抽样框是中国大中型工业企业，行业和地域分布比较广泛。调查采用方便抽样法，由调查员面谈访问并发放和回收调查问卷，平均每位调查员回收有效问卷5份。(2)样本统计。访问员共通过访谈发放问卷750份，回收373份基本上完整回答的问卷，其中对本研究有效的问卷317份。删去73家中型以下规模的企业记录③。58份为来自29家企业的双样。这种双样设计是为了评估问卷回答的信度。对29家企业收集到的成对问卷进行多方面比较(包括企业特征、财务数据、运营现状等在内的44项客观性问题)，一致率为88.5％。最终符合数据要求的可用问卷为215份(双样本的随机选择其一)。按预先规定的编码规则将数据输入计算机，并用ACCESS软件建立数据库。可用样本的大体情况如下：按照企业人数规模，少于500人的企业占31％，500～999人的占18.3％，1000～1999人的占16.9％，2000～3999人的占13.7％，4000～9999人的占12.7％，超过10000人的占7.4％；按所有制，国有占60％，非国有占29％，外资占9％，其他占2％；按企业年龄，1978年前成立的占57.1％，1978～1991年成立的占14.6％，1992～1999年成立的占19.5％，2000年以后成立的占8.7％；按行业类别，机械、电气、电子设备制造业占34.5％，食品、饮料和烟草制造业占15.0％，纺织业和化学原料及制品业各占8.4％，其他各行业占1.7％～4.9％；按地域，沿海发达地区企业占20.9％，中西部地区企业占79.1％。样本中上市公司占15.0％，已经通过ISO14001认证的占11.9％，正在申请认证的占11.5％。2、变量及其测量变量名称和代码如表1所示。(1)内生变量。内生潜变量为企业环境管理对战略性、运营性和关系性竞争优势的影响作用。问卷列举了企业的12项目标，由问卷回答者指出其所感知每项目标对企业的重要程度，以李克特标度1～7代表极为重要到最不重要。通过对问卷数据进行探索性因子分析而判别出主要有三方面竞争优势。相应地，对内生显变量的测量(也就是内生潜变量的测量模型)，即询问回答者感知其所在企业环境管理对12项企业目标的影响程度，同样采用李克特刻度测量。(2)外生变量。调查问卷中列举了10方面的典型利益相关方，要求回答问卷者按照这些利益相关方在促使企业改善其环境管理工作中发挥作用的重要程度打分，1代表极为重要，7代表最不重要，4代表中等重要。这些利益相关方分属三类，即决策权威类、商业伙伴类和运营支持类。(3)控制变量。本研究选择了五方面的企业背景和特征变量作为控制变量。所有制性质，以国有企业和外资企业作为虚拟变量；企业规模，将人数少于500人、500～999人、1000～1999人、2000～3999人、4000～9999人以及超过10000人的企业分别编码为1～6，为简便起见，视为连续变量；企业年龄，将成立于1978年前、1978-1991年、1992-1999年以及2000年以后成立的企业依次编码为1～4，简化视为连续变量；所在地域，以城市、乡镇和沿海地区为虚拟变量；行业类别，以食品饮料和烟草业、纺织业、电力蒸汽热水供应、化学原料及制品业以及机械电气电子设备制造业为虚拟变量。(4)测量效度与信度。由于问卷设计仅以环境管理为情境，本研究中主要考察了问卷回答者对企业环境管理的理解问题。有关环境管理导向的内容在问卷中共有16项主观判断问题，问卷中采用的是七级李克特标度，信度检验Cronbach系数α为0.938(建议大于0.7)。在具体分析中，本研究结合了专家意见，选择企业对“治理环境污染”、“减少污染排放”、“减少不可再生资源使用量”、“废弃物回收再利用”和“重大技术改造项目决策考虑环境因素”等五项问题的重视程度为测量指标，极为重视为1，极不重视为7，并进行逆序编码。为进一步简化数据，采用因子分析对表征环境战略导向驱动力的主要因素进一步进行抽提。因子分析KMO测度为0.815(0.8以上为好)，OBLIMIN斜交方法分析结果表明，两个因素的特征值分别为3.817和0.698，解释了77.70％的变异量，其中第一因子解释了63.75％的变异量。因此，问卷回答者对环境管理工作概念及内容的理解是基本一致的。另外，问卷中设计了12项问题(B50-B61，略)，对部分内生显变量和外生显变量的问卷回答着反应进行了直接比较。3、模型检验基于以上工作，采用结构方程建模(structuralequationmodeling，SEM)方法，对9个假设进行检验。模型的零假设为该设定的模型拟合程度良好，模型分析工具为LISREL8.72软件。图1是模型再置后的结构方程结果，其中释放了5对内生显变量间的协方差误。在模型整体拟合优度方面，主要评价指标结果为，GFI=0.90，AGFI=0.86，NFI=0.91，RFI=0.88，IFI=0.96，CFI=0.96，卡方值与自由度比值1.91，近似误差均方根RMSEA=0.065(0.05～0.08代表相当拟合)，均为满意或可接受。总体上，模型拟合性尚好。三、结果及讨论1、模型检验结果及讨论根据图1所示的模型检验结果，整体模型的拟合效果可接受。测量模型的检验结果均为显著。结构模型的检验结果整理如表2所示。图1利益相关方参与对竞争优势影响的标准化解(结构方程检验结果)注：Chi-Square=338.13；df=177；P-value=0.00000；RMSEA=0.065；***p＜.01；**p＜.05。(1)运营支持类利益相关方参与环境管理可以促进企业竞争优势的假设(H3a，H3b和H3c)获得实证分析结果的支持。主动依靠和保障这类利益相关方积极参与运营过程有现实意义。例如，加强授权赋能使得员工发挥创造力。Reay&Germann(2006)的研究表明，通过不断发扬组织中个体取得的“微小成就”，可以累积实现组织的大目标；崔焕平(2009)在对赛维公司的案例讨论中突出了“一线工人的贡献”，认为“他们依靠点点滴滴的改进，最终成为了‘业务价值创造者’，而不是‘成本重要组成部分’”，“基层员工的广泛参与，是赛维实现低成本领先战略的组织动力。”事实上，由于测量困难等原因导致信息不对称，使得组织活动中的一些“微小进步”往往难以得到决策权威的重视和推动，而这种数量可观的微小成就可能正是组织学习和能力积累的可靠的基础。(2)决策权威类利益相关方参与环境管理可以促进企业竞争优势的假设(H1a，H1b和H1c)检验结果虽然显著，但其影响作用是负向的。这个结果值得讨论，不应该简单解释为决策权威类利益相关方参与本身对竞争优势会产生负面作用。或许可以理解为：过度依赖决策权威类利益相关方将阻碍组织能力的发展。不难判断，在过度依赖内部决策者的情形下，企业治理结构可能存在问题，该企业的战略适应能力、运营的稳健性和非市场关系(社会资本)亦不可靠。另外，外部决策权威，如政府部门等的“一刀切”或“骤进式”管制方式，越是被频繁采用，越可能导致企业在环境管理投入上倾向于短期化的消极行为。(3)商业伙伴类利益相关方参与环境管理可以促进企业竞争优势影响的假设没有得到实证分析结果的支持。一种解释是，目前中国工业企业所栖息的商业生态仍不成熟，商业伙伴之间的信任和相互支持仍处于较低水平，企业价值创造活动中还欠缺与商业伙伴合作共赢的方式，导致企业与商业伙伴常常相互采取机会主义的行为。王辉(2005)认为，资源结构④的现状决定目前中国企业客户和供应商对企业治理的参与还未提上日程，并援引南开大学公司治理研究中心与深圳证券交易所2002年进行的249家上市公司样本的治理与管理状况调查结果，公司与客户和供应商在履行契约和长期协作方面基本保持了良好关系，亦能够在经营决策中考虑其利益，但实践中对此类利益相关方参与缺乏明确的途径保障。当然，这里所考察的是一般意义上的商业伙伴。特殊的例子是，企业之间通过“共生”形成产业生态体系，即利用上游产业(企业)的废弃物作为下游产业(企业)的生产原材料，使原本线形的单向生产过程向闭合循环过程演变的一种产业关联模式或企业生产模式，往往能够减少环境污染，提高资源生产力，并增加企业绩效。徐大伟等(2006)对沈阳100家工业企业的实证研究发现，企业与合作伙伴间关系和经验是其绿色合作的基础，并显著影响企业经济效益。因此，企业应主动促进其自身与经营所嵌入地的企业及产业之间建立有机联系，主动倡导和积极参与本地产业生态体系的构筑。可以进一步推断，企业的各种利益相关方参与程度，决定各种相应的组织资源的实际投入水平，对企业价值创造具有重要意义。同时，这也可能是分析企业社会绩效和企业组织绩效之间关系的重要调节变量。2、学术贡献及管理启示本研究以企业环境管理为透镜，结合利益相关方理论和组织理论提出利益相关方参与对企业竞争优势的影响模型，并进行实证检验，在研究设计、理论发展、概念操作、数据资料和分析结果等方面对现有研究有所改进。同时，本研究的实证结果可望给“主动环境战略有助于增强企业竞争优势”的关系假说提供新的调节变量。在管理启示方面，本研究揭示了组织资源的实际投入水平对企业竞争优势的重要性，即企业各种利益相关方参与的重要性。一是企业决策权威类利益相关方领导作用的有效发挥，离不开对其他利益相关方的关注。例如，高层管理者在推动创新过程中不应替代其他组织成员的创新活动，政府部门在环境政策方面应更加重视基于市场的激励性措施和企业志愿行动等；二是应该通过制度化的措施进一步保障运营支持类的利益相关方更有效地参与企业价值创造过程，例如，丰田公司的“精益生产”模式就将一线员工参与作为提升效率、降低成本和防范风险的重要途径；三是如何促进商业生态的健康发展，仍然是中国工业企业环境管理能力建设面临的一个关键问题。商业生态的健康发展的问题，可能也是目前改善企业社会绩效的微观外部条件所面临的瓶颈性问题。公平贸易、供应链绿化、反向物流体系，以及产业共生体系等，都需要通过商业伙伴类利益相关方参与来促进发展。在这一点上，持“相关方不匹配”观点的研究人员认为，将某些利益相关方(如股东等)所期望的经济绩效，与其他一些利益相关方(如环境保护主义者等)所关注的环境绩效进行比较，这使得所比较对象失去了主体的一致性(Wood&Jones，1995)。这种观点只看到了各利益相关方利益取向的差异，而没有认识到他们在企业社会责任方面潜在的利益一致性。除了政府在改善企业商业生态方面的努力外，中间性组织(包括战略联盟)的重要性也日益凸现。商业伙伴(包括竞争者)间基于共同利益，集合各自优势资源进行合作创新，共同提升企业社会责任的基础水平，成为商业伙伴参与创造企业持续竞争优势的重要途径。例如，中国企业可持续发展工商理事会(CBCSD)通过“1+3”项目⑤推动供应链企业间合作共赢等。3、本研究的局限性及后续研究建议本研究存在几点主要局限：第一，本研究的样本来自地域、行业和规模等方面差异较大的一个取样框；第二，竞争优势变量测量的效度和信度还需要推敲；第三，在理论框架的构建上，尚未深入讨论各种利益相关方群体对不同维度的竞争优势的具体作用方式，更未能考虑各类利益相关方之间的交互作用，也未探讨三类利益相关方相互之间的影响程度；第四，由于本研究在设计上缺乏对时间跨度的考虑，只采集了一个时点的数据；第五，本研究的利益相关方没有包括公众。事实上，在发达国家(King&Lenox，2000；Arora&Cason，1995)和发展中国家(Hettige等，1996)，受公众(往往通过媒体)关注的企业更可能主动采取易于被公众识别的环境改进行为，因为这符合公众对他们的期望。根据本研究的初步结果及局