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1基本假設

TRIZ最初發源于技術領域，但是其部分原理和工具被引入管理領域，解決產品技術創新中技術問題之外的管理問題。Kermani曾將TRIZ的各種工具引入標準化流程管理中，對六西格瑪流程進行補充與完善，對于流程中每個階段產生的問題（矛盾），TRIZ工具均有相應的解決方法，使得企業產品技術開發更加貼近客戶需求］。由此，企業要加強與供應商、客戶、高校、科研院所、第三方服務機構、政府等外部主體之間的交流溝通，提高企業與其它主體之間協同合作實現技術創新的意識，構建正式與非正式的協同創新網絡，增加企業技術創新產出。另外，從企業內部要素來看，企業管理者對技術協同創新的重視程度決定了各職能部門員工對于協同創新活動的參與程度以及員工在協同創新活動中的能力發揮程度。一旦企業形成了技術協同創新的文化氛圍，就會從各項制度上落實這一思想，包括對其進行的獎金激勵、培訓激勵、參與創新管理激勵以及精神獎勵等，這些制度措施對于員工創新能力的提高具有積極作用?；谝陨侠碚摲治?，得出如下假設：假設1：TRIZ應用中的協同創新意識對員工創新能力具有正向影響。

對于企業組織來說，在與外部創新主體成員之間進行正式的聯合研發、技術許可、研發外包時，經常性的溝通有利于促進協同創新效果的達成，而在與企業組織內部人員進行非正式的內部交流、信息溝通、技術創新研討時，順暢的溝通也會對企業技術協調創新系統構建產生積極作用。這種正式關系網絡與非正式關系網絡相結合的協同創新網絡概念是企業面向TRIZ協同創新意識不斷強化的體現，其對于反映組織溝通效果的組織協調能力具有一定積極作用。企業中高層管理者高度重視技術協同創新體系的構建，即想方設法減少“研發－設計－生產－銷售－人力－財務”等模塊的管理步驟，簡化管理流程和優化組織結構設計，因為扁平化、少層次的組織結構減少了企業部門內部以及部門之間的溝通時間，提升了溝通效率與效果，即能夠使得技術研發部門針對其它各職能部門反饋的問題進行靈活反應與應對，從效率提升角度提高了員工的協同創新效率。因此，基于假設1與以上理論分析，得出如下假設：假設2：TRIZ應用中的組織協調能力對于協同創新意識正向影響員工創新能力有部分中介作用。對于協同創新主體來說，建立協同創新聯盟、創新戰略聯盟或者協同創新中心，是消除合作壁壘、取得價值認同、構建合作基礎的重要方式，也是提高組織間兼容性的關鍵。從外部兼容性角度來看，企業技術創新實力有限，因而需要高校與科研院所為其提供技術支持［19］。在高校與企業協同創新過程中，知識與技術實現了兼容，面向TRIZ的協同創新體系在兼容環境影響下，組織之間的合作基礎更加穩固，互信互惠的合作氛圍為協同創新意識影響員工創新能力發揮提供了良好的環境［7］。從內部兼容性角度來看，面向TRIZ的協同創新技術信息在企業內部不同職能部門之間的流通，既是企業實現技術創新目標的內在要求，也是企業內制度兼容性的體現，不同職能部門之間互相認同差異化的制度，是信息流動與合作的基礎。綜上所述，良好的制度氛圍、文化認同與知識技術互補是協同創新主體兼容性的體現，其對協同創新意識主導的員工創新能力提升具有顯著的影響作用［20］。因此，由假設1與以上分析可得出如下假設：假設3：TRIZ應用中的主體兼容性對于協同創新意識與員工創新能力關系具有顯著的調節作用?；谝陨霞僭O與分析，可以得出TRIZ應用中的協同創新體系研究總體框架，如圖1所示。

2數據來源

從2007年開始，國家科技部啟動創新方法專項，重點推廣以TRIZ理論為主的創新方法。湖北省相關部門高度重視，積極響應，經過6年的扎實推進，湖北省創新方法推廣工作取得了階段性成效，積累了重要的推廣應用經驗［22］。目前，湖北省正圍繞100家試點企業及創新型企業，面向不同崗位、采用多種形式，開展應用創新方法工作。本次調查采用問卷形式，針對湖北省武漢市、宜昌市、荊州市各類型企業的TRIZ推廣使用情況，以及推廣使用中的企業與外部組織協同、企業內協同情況進行調研，問卷采用分批形式在各企業統一發放。為保證信息填寫的相對獨立，課題組在被調查者填答完后再派人回收問卷，填寫工作由企業各部門員工完成。本次調查共發放問卷300份，回收問卷286份，其中有效問卷262份，有效問卷比例為91．6％。調查對象的特征分布情況如表1所示。

3研究結果

3．1探索性因子分析運用SPSS軟件，測得KMO和Bartlett球形檢驗值為0．937，表明調查問卷結果適合作因子分析。對問卷調查結果展開探索性因子分析，選取載荷系數大于0．5作為各測項的分類標準，剔除載荷系數為負數、具有雙重載荷以及低于載荷系數0．5的測項，探索性因子分析結果如表2所示。由表2可以看出，在面向TRIZ的協同創新體系構建及運行機理探究中，探索性因子分析結構清晰，累計方差解釋率達71．80％，且4個潛變量的內部一致性系數Cronbachα分別為0．865、0．880、0．899和0．743。

3．2驗證性因子分析運用Lisrel8．70結構方程軟件進行驗證性因子分析，結果如表3所示。4類潛變量的標準化系數均大于0．6，T值均大于3．28。與此同時，根據分析數據來看，Chi－square／df＝2．47＜5，p－value＝0．00000，RMSEA＝0．075＜0．08，NFI＝0．94＞0．9，NNFI＝0．96＞0．9，CFI＝0．92＞0．9，IFI＝0．98＞0．9，GFI＝0．96＞0．9，AGFI＝0．97＞0．9。以上數據顯示，本研究所選取的TRIZ應用中的組織協調能力XT、主體兼容性JR、個人創新能力CX和協同創新意識YS等4類變量的結構模型擬合結果較好。

3．3競爭模型比較為了證明因子被分為4類的科學性，本研究亦嘗試將因子分為3類或者2類，與分為4類因子時的各項擬合指數進行比較，如表4所示。從表4可以看出原始模型（即因子被分為4類時）的各項擬合指數在可接受范圍之內（即χ2／df＝2．47＜3，RMSEA＝0．075＜0．08，CFI＝0．92＞0．90，TFI＝0．96＞0．90），說明只有在變量被分為4類的時候，觀測變量與潛變量之間的擬合程度較好。因此，相較于把變量分為模型1類、2類和3類的形式，本研究設計的模型更為合理。

3．4信度與效度分析為了證明變量間的區別效度，依據學術界關于“若每一個變量的變異抽取量大于各成對變量之間的相關系數平方值，或者所有變量之間的最小AVE大于相關系數矩陣中的最大值的平方值，即代表有良好的區別效度”的觀點，對研究中的4類潛變量TRIZ應用中的組織協調能力（XT）、TRIZ應用中主體兼容性（JR）、TRIZ應用中的個人創新能力（CX）和TRIZ應用中的協同創新意識（YS）以及控制變量性別（Gender）、年齡（Age）、學歷（Education）、進入公司年限（Year）的均值、方差以及相關系數進行分析，結果如表5所示。對角線上的數值顯示的是各變量變異抽取量的平方根。表5數據顯示，4個變量的變異抽取量的平方根分別為0．791、0．771、0．805、0．830，均大于各變量之間相關系數的最大值0．770，說明本研究設計的問卷具有較好的內容效度。

3．5中介效應模型如表6所示，將性別（Gender）、年齡（Age）、學歷（Edu）與進入公司的年限（Year）作為研究中的控制變量輸入模型。首先，以TRIZ應用中的組織協調能力（XT）為因變量，以TRIZ應用中的協同創新意識（YS）為自變量作一次回歸分析，得出標準化系數為0．555，且在0．001水平上顯著，表明TRIZ應用中的協同創新意識對于組織協調能力具有顯著正向影響；其次，以TRIZ應用中的個人創新能力（CX）為因變量，以TRIZ應用中的協同創新意識（YS）為自變量，再作一次回歸分析，得出標準化系數為0．636，且在0．001的水平上顯著，這一結果證明了TRIZ應用中協同創新意識能夠對員工的創新能力產生顯著正向影響，因此假設1成立；最后，以TRIZ應用中的個人創新能力（CX）為因變量，以TRIZ應用中的協同創新意識（YS）、TRIZ應用中的組織協調能力（XT）為自變量，作第三次回歸，得出標準化系數分別為0．350和0．515，兩個系數均在0．001的水平上顯著。從3次回歸分析結果來看，標準化系數由0．636減弱到0．350，即加入變量TRIZ應用中的組織協調能力（XT）之后，協同創新意識（YS）對TRIZ應用中的員工創新能力（CX）的正向影響有所減弱，因而證明TRIZ應用中的組織協調能力對于協同創新意識正向影響員工創新能力有部分中介作用。因此，假設2成立。

3．6調節效應模型本研究將性別（Gender）、年齡（Age）、學歷（Edu）與進入公司的年限（Year）作為控制變量，以TRIZ應用中的協同創新意識（YS）為自變量，以TRIZ應用中主體兼容性（JR）為中介變量，以TRIZ應用中的個人創新能力（CX）為因變量，則TRIZ應用中的個人創新能力對于協同創新意識以及主體兼容性的層級回歸結果如表7所示。模型I是因變量TRIZ應用中個人創新能力對于控制變量性別（Gender）、年齡（Age）、學歷（Edu）與進入公司的年限（Year）和自變量TRIZ應用中的協同創新意識（YS）的回歸模型；模型II是控制變量性別（Gender）、年齡（Age）、學歷（Edu）與進入公司年限（Year），自變量協同創新意識（YS）和調節變量TRIZ應用中主體兼容性（JR）對因變量個人創新能力（CX）的主效應模型；模型III是去中心化、加入交互效應后的全效應模型。模型I顯示，TRIZ應用中的協同創新意識（β＝0．636＊＊＊）對于員工創新能力具有正向影響，因而假設1得以驗證。模型II顯示，加入主體兼容性這一調節變量之后，主效應模型顯著（△R2＝0．419＊＊＊；F＝36．806＊＊＊），且不存在共線性問題（Max－VIF＝1．710＜3）。同時，調節變量TRIZ應用中的主體兼容性（β＝0．602＊＊＊）對于員工創新能力提升具有正向影響。通過對模型III的數據分析來看，交互項YS×JR的β＝－0．065，不顯著。因此，TRIZ應用中的主體兼容性對于協同創新意識與員工創新能力關系具有顯著調節作用的假設不成立，即假設3未通過驗證。

4結論與啟示

由于假設1和假設2通過了模型驗證，而假設3調節效應模型未通過驗證，因此，針對結構方程模型與多元回歸分析的結果，本研究得出以下3點結論：①TRIZ應用中的協同創新意識對于員工創新能力提升具有正向影響；②TRIZ應用中的組織協調能力對于協同創新意識正向影響員工創新能力有部分中介作用；③TRIZ應用中的主體兼容性對于協同創新意識與員工創新能力之間的關系不具有顯著調節作用。首先，在TRIZ應用中，組織之間的協同創新意識對于不同職能部門的員工創新能力提升具有積極的影響。TRIZ在技術創新領域的應用是基于原理、方法等概念理論的延伸，面向TRIZ協同創新體系構建的流程與TRIZ理論中解決問題的思路是類似的，都是通過發現并定義問題，將問題（矛盾）根據不同領域分工進行轉化分解，再由專業化部門、機構選取工具加以解決，最后對解決方案實施改進。由此可見，面向TRIZ的協同創新體系流程清晰、步驟明確，需要多個組織、機構和部門協作才能實現。企業與政府、高校、科研院所、第三方服務機構、供應商企業、客戶等主體以及企業內部各部門之間共同參與產品技術創新過程，各主體之間積極配合協調，是合作中協同創新意識的體現。企業通過與高校、科研機構之間建立正式與非正式的合作網絡，幫助企業研發人員提高技術創新能力與水平；通過與客戶之間的溝通交流，幫助銷售人員以及研發人員了解市場需求，迅速發現產品創新問題以及創新方向；通過與其它企業之間的合作，拓展新的思維方式，找到新的企業發展思路；通過企業內部不同職能部門之間的協作，逐漸培養團隊精神與合作意識。其次，TRIZ應用中的組織協調能力在協同創新意識正向影響員工創新能力提升中具有部分中介作用。

組織協調能力體現在組織結構、管理者管理水平、員工參與程度與水平以及信息溝通傳遞等幾個方面，面向TRIZ的組織協同創新要求企業在產品技術創新中展開多種對象、多種方法、多種形式之間的協作配合，這種協同思想意識對于企業組織的結構層次、管理人員的素質水平、員工能力水平以及信息渠道等要素都提出了較高要求。信息溝通順暢是協同創新意識的客觀要求，在這樣的思想指導下，需要企業組織具有靈活的組織結構，以保證信息傳遞與反饋及時有效，需要企業管理人員具備豐富的項目管理經驗和較強的協同能力，以保證多方合作順利進行，需要企業員工積極參與到協同創新體系構建中來，跨部門之間要加強溝通與交流，以形成統一的價值理念，為提高整個組織的協調能力奠定基礎。而這種多方合作的協同創新意識，通過對整體組織協調能力、團隊協同配合的影響，最終對組織或團隊中個體創新能力及問題解決能力產生促進作用。員工在組織協調性不斷提升過程中，個人素質能力亦得以提升。

最后，TRIZ應用中的企業與政府、高校、科研機構、第三方服務機構、供應商企業、客戶等主體之間在合作中形成觀念與行為方式的認同，提高了各主體之間在協同體系中的兼容性，對于企業創新目標的實現具有重要意義。企業內部各部門之間需要兼容性發揮協調作用。如部門之間規章制度的差異或者各項限制，使得溝通受阻、信息交換不充分、信息反饋不及時、部門內部以及部門之間存在矛盾，這些很可能成為面向TRIZ協同創新構建的主要障礙，對于形成企業統一的協同意識以及提升員工創新能力具有阻礙作用。員工忙于適應組織內的各種觀念差異、技術水平差異、執行方式差異等不兼容的環境，很難專心于創新，因而個人創新能力很難實現突破與提升。由此，和諧的組織氛圍、主體之間基于利益的穩定合作關系和兼容性，是企業形成協同創新意識的有力保障，亦是提升個人創新能力的組織基礎。但是，目前學術界對于兼容性在協同創新意識與員工創新能力之間的調節作用仍沒有予以具體驗證，本研究通過回歸模型驗證后發現，主體兼容性對于協同創新意識與員工創新能力之間的關系的確不具有顯著的調節作用。

作者：王君華 彭華濤 單位：湖北大學 商學院 武漢理工大學 管理學院