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随着《水污染防治行动计划(水十条)》、《重点流域水污染防治规划(2016-2020)》和《全国地下水污染防治规划(2011-2020)》等政策的出台，水环境治理行业迎来了巨大市场。但是，2018年国内环保公司如盛运环保、ST凯迪、神雾等，面临着前所未有的债务危机，其原因主要在于没有认识到水环境治理技术的重要性，导致技术跟不上市场发展。在日趋复杂多变的技术环境中，企业单独从事技术研发已经无法满足市场需求，合作研发的重要性日益凸显，联盟成为企业提升创新绩效和财务绩效的主要途径。
以往有关联盟的研究聚焦于联盟的形成[1-3]、联盟治理[4-5]、联盟结果[6-7]等议题，对于企业加入联盟的动机缺乏深入探讨。Chen & Lee等[8]认为，动机是引导和维持个体行为朝特定目标发展的内在动力，组织层面动机是企业战略行为的重要解释因素；Kilduff& Brass[9]认为，企业加入联盟可能是出于偶然，也有从战略性和实用性的角度考虑，不同的动机会对联盟绩效产生多重影响。还有学者通过研究联盟内资源、信息、知识和能力等因素配置对联盟绩效的影响[10-12]。Cheng[13]认为，由大型成熟企业和成长中的中小企业组成的联盟称为非对称联盟，以往研究更关注对称联盟，对非对称联盟的探讨较少。现实中，大多数联盟是非对称的，非对称的联盟关系会导致权力失衡，联盟中占据权利优势地位的大公司会迫使小企业在特定领域进行研发；小企业研发活动则会受到不同权力来源的多重影响。如何通过权利配置提升企业财务效益和创新绩效，成为当前亟待解决的问题。
Perrons[14]指出，联盟中的权力是一个多维概念，具有不同类型和来源，如有形资产、隐性知识、地位等。Li & Rowley[15]认为，在协调与整合跨界资源时，小企业可能出于战略和成本的动机，依赖大型合作伙伴能力或市场地位而跟随从事研发活动。因此，Katila[16]认为小企业所从事的研发活动是由对权力的依赖决定的，小企业感知到的权力会影响其研发投入。Enkel[17]关注特定权力来源对联盟绩效的影响，忽视了非对称联盟中不同权力来源的多重影响。因此，研究多种权力交互对非对称联盟绩效的联合效应，可以填补非对称联盟权力配置领域的空白。
Bitektine[18]认为，小企业所作的战略决策往往基于对权力的感知，而不是真实、客观的权力。其中，权力包括位置权力[19]和能力权力[20]。Gaski[21]提出，位置权力是正式商业协议赋予的职位引发的能力，属于正式权力；能力权力源自企业内部优势能力或资源，属于非正式权力。不仅位置权力和能力权力以各自独特的方式影响小企业的知识活动，而且权力之间相互影响。在非对称联盟中，合理的权力配置是指通过组合、协调与平衡不同权力，实现合作伙伴之间目标的统一。
Venkatraman[22]将小企业感知权利组合分为两类：如果两种感知权利得分都很高，则权力是互补的；如果两种感知权利得分的绝对差异很小，则权力是平衡的。将两种感知权利相结合，考察不同动机对组织绩效影响，有助于加深对非对称联盟中权力配置的理解。以往研究关注联盟中核心企业的行为，对核心企业通过权力组合控制小企业行为的研究较少。根据资源依赖理论，联盟伙伴之间存在资源依赖，而企业合作有助于管理相互依赖的关系，进而影响联盟绩效[23]。Howard[24]、Katila[25]研究了合作伙伴如何利用企业间资源，在依赖不对称的情况下提升组织绩效。此外，Nyaga等[26]、Pulles等[27]、Villena等[28]指出，现有议价能力的研究表明，不同权力不仅对绩效产生积极和消极作用，而且不同权力在驱动组织行为过程中还存在相互作用。因此，资源依赖理论为探索权力配置提升联盟绩效提供了理论依据。深入研究表明，企业加入联盟的短期目的是改进现有技术，获得财务绩效，而长期目的是技术创新[29]。
综上所述，本文建立“动机—行为(权力配置)—绩效”模型，重点研究企业加入联盟的动机如何通过感知权利配置影响联盟绩效。此外，本文将联盟绩效分为财务绩效和创新绩效，财务绩效是企业通过战略实施带来的经营业绩提升，创新绩效是以资源为基础的科学技术或知识创造，目的是创造新技术。
根据资源依赖理论，企业加入联盟的动机是获取资源[30]，减少自身资源投入[31]，提高企业绩效。在非对称联盟中，小企业为了实现经营目标，需要与核心企业合作，获得其经济、知识和专有技术等资源支持，以扩大自身经营边界。由于位置和能力不对称，联盟核心企业占据权力优势地位，会对小企业施加影响；小企业基于战略和成本动机，积极应对核心企业权力控制，以保证自身目标的实现。
根据议价能力理论，组织间普遍存在权力失衡，是由联盟中核心企业掌握小企业所需资源形成的资源依赖关系引发的[32]。Elking[33]认为，非对称联盟中权力失衡会产生多种影响。为了研究组织内二元权力如何影响非对称联盟绩效，本文将权力划分为位置驱动的权力和能力驱动的权力，用以反映权力的正式和非正式方面。当联盟企业达成正式的商业协议时，就形成了位置权力，核心企业能利用这种正式权力影响小企业决策；当核心企业拥有有利的资源和能力时，就具备了能力权利，可以对小企业施加非正式影响。
无论是感知的位置权力还是能力权力，均会对小企业绩效产生影响。具体而言，Das & Teng[34]认为由位置驱动的权力属于强制性控制，可能诱发冲突和不信任；Cook & Emerson[35]认为相比位置驱动的权力，能力驱动的权力不具有强制性，有助于缓解冲突和不信任，但缺乏有效控制，可能导致低关系承诺，不利于组织目标的实现[36]。对于权力而言，其影响可能是积极的，也可能是消极的。因此，本文将两种权力结合，从互补性和平衡性视角，考察两种权力如何影响组织绩效[37]。其中，互补意味着两种权力相互增值，平衡则是两种权力类型均势，因此本文预计感知的位置驱动和能力驱动的权力配置方式会影响联盟绩效。
Robertson &Gatignon[38]对企业加入联盟的动机进行了理论和实证探索。Lee[39]认为，企业加入联盟是为了利用合作伙伴的资源，获得其经济支持，降低自身成本，学习新知识，最终提升创新绩效和财务绩效。基于已有研究成果，本文将企业加入联盟的动机划分为战略动机和成本动机。Chen[40]认为，企业基于战略动机加入联盟，战略目标往往更积极，如帮助需要技术开发的合作伙伴适应环境变化以及开发新技术等。基于该战略动机加入联盟，小企业会展现出深层次的合作意愿，为了实现战略目标，积极开发新技术，缩短新技术开发时间，此时通过寻找合作伙伴以获取研发资源的意愿更强。另外，战略动机有助于合作伙伴之间形成共同的战略目标，减少合作冲突和不信任，促进技术创新。但是，小企业基于战略动机加入联盟，为了实现其长远战略目标，同样需要投入大量资源，这会增加财务支出，即战略动机会对财务绩效产生消极影响。Murray &Kotabe[41]认为，小企业基于成本动机加入联盟，积极寻求联盟伙伴合作，获得其经济支持，降低或分散成本，进而降低潜在成本或实际成本，最终提升财务绩效；Rao & Schmidt[42]认为，小企业为了降低成本，积极与核心企业合作，利用其关键技术和市场信息，在短期内提升财务绩效；然而，企业基于成本动机加入联盟，会减少资源投入，更关注短期经济效益而忽视长远发展目标，不利于技术创新。基于上述分析，提出如下假设：
H1a：小企业加入联盟的战略动机对创新绩效有正向影响；
H1b：小企业加入联盟的战略动机对财务绩效有负向影响；
H1c：小企业加入联盟的成本动机对财务绩效有正向影响；
H1d：小企业加入联盟的成本动机对创新绩效有负向影响。
Rotharmel& Deeds[6]认为，小企业基于战略动机加入联盟，目的是实现长期战略目标，为了获得研发所需的关键资源和技术，更愿意通过与核心企业建立联系，强化自身研发能力，增加研发成功机会，这有利于能力驱动的权力提升。同样，Koka& Prescott[43]认为，战略动机可以激发小企业与核心企业合作以获得经济支持的意愿，有助于实现合作伙伴之间决策行为的一致性，以及提升核心企业的位置权力。因此，小企业的战略动机有利于感知权利互补。Podolny[44]认为小企业基于成本动机加入联盟，追求的是短期经济效益。在此动机下，小企业对现有技术进行改进，同样需要相关资源和能力支持，通过与核心企业达成行为一致性，积极开展知识学习，促使双方投入更多时间和精力，这有利于感知的能力驱动的权力提升。同样，Srikanth & Puranam[45]认为，小企业出于成本动机与核心企业合作，通过感知的位置权力获取经济支持、减少资源投入，培养与核心企业的共同目标，小企业的成本动机有利于核心企业位置驱动的权力提升。因此，小企业成本动机有利于促进权力的互补。
结合上述分析，提出如下假设：
H2a：小企业加入联盟的战略动机对权力互补有正向影响；
H2b：小企业加入联盟的成本动机对权力互补有正向影响。
小企业感知的位置驱动权力和能力驱动权力在追求创新绩效及财务绩效过程中，可以通过施加积极影响、消极影响的方式互补。Frazier &Rody[46]认为，感知的位置权力通过经济支持促进技术创新，感知的能力权力可以强化这种优势。感知的位置权力依赖经济强化推动小企业研发，但研发行为的实施意愿取决于经济强化的程度。在能力驱动的权力作用下，小企业可以在不确定领域内进行技术创新。权力互补有助于缓解新技术开发过程中的负面影响，位置驱动的权力可以弱化跨边界学习阻力，能力驱动的权力可以提升小企业学习能力、减轻关系交换中的不平衡，使合作朝着深度嵌入的方向发展。具有位置优势和能力优势的合作伙伴，在创造、提取和分配关系价值时几乎不会遇到阻力。因此，Das &Teng[34]提出，虽然位置驱动的权力很大程度上是核心企业的强制行为，但是感知的能力驱动权力可以通过转移非正式影响，缓解强制行为的负面影响。综上所述，虽然感知的位置驱动的权力和能力驱动的权力均会对技术创新产生积极或负面影响，但权力互补可以扬长避短。本文假定两种感知权利在技术改进中是互补的，能力驱动的权力推动小企业向技术改进的方向发展，而位置驱动的权力提供的经济支持能强化这一推动作用。经济支持保证了决策和行为的一致性，位置驱动的权力对小企业技术改进行为的推动作用也可以通过能力驱动的权力得到加强，因为能力驱动的权力提升强化了小企业与核心企业合作的意愿。而且，互补还可以降低彼此的负面影响，位置驱动的权力引发的潜在冲突通过能力驱动的权力优势得到缓解，因为能力驱动增强了合作伙伴间的依赖和信任[47]。进一步地，这种相互依赖和信任降低了小企业追求财务绩效时的不确定性风险。因此，两种权力互补通过提高小企业技术改进能力[48]，增强合作可靠性，实现组织更新[49]，最终提升财务绩效。由此，提出如下假设：
H3a：感知权利互补对创新绩效有正向影响；
H3b：感知权利互补对财务绩效有正向影响。
小企业基于战略动机加入联盟，当感知的两种权力不平衡时，会作出不同的应对策略：当感知的位置驱动权力强、能力驱动的权力弱时，小企业选择追求短期收益，不愿意冒险投资，不利于技术创新；当能力驱动的权力强、位置驱动的权力弱时，小企业愿意从事新技术研发，但由于缺少足够的经济回报，导致研发活动难以持续，为了实现战略目标，更愿意接受平衡的权力[50]。同样，小企业基于成本动机加入联盟，目的是为了获得短期财务绩效，当感知的位置权力和能力权力不平衡时，会作出相应的战略调整：当位置驱动的权力强、能力驱动的权力弱，过多的位置权力可能引发不信任和低承诺；当能力驱动的权力强、位置驱动的权力弱时，产生冲突的风险降低，但是小企业无法从合作中获得预期回报，导致低关系承诺问题加重，制约财务绩效提升。因此，小企业的成本动机有利于两种权力平衡，既能保证获得经济支持，又能强化与核心企业合作的意愿。由此，提出如下假设：
H4a：企业加入联盟的战略动机对感知权利平衡有正向影响；
H4b：企业加入联盟的成本动机对感知权利平衡有正向影响。
Lavie&Rosenkopf[51]认为，创新绩效可以由平衡感知的位置权力与能力权力驱动，两种感知权利平衡产生的效益可以得到充分利用，进而提升联盟绩效。均衡的能力驱动与位置驱动的权力意味着推动和拉动具有相似的优势。为充分发挥两种权力对小企业研发的促进作用，需要对二者进行合理配置，以稳定联盟关系，并利用平衡关系获取新知识。在一个平衡的环境中，小企业更愿意建立强有力的、积极主动的合作关系，以获得大企业支持。换言之，权力匹配可以降低研发风险，提升创新绩效。徐二明和徐凯[52]认为，均衡的位置驱动权力与能力驱动权力对技术改进具有积极影响，感知的能力驱动的权力有助于增强交换关系，促进互补资源共享，降低机会主义风险，改善合作关系；感知的位置驱动的权力能使小企业专注于特定技术领域，改进现有技术。Adner& Kapoor[53]认为，要想平衡两种权力，必须营造出释放两者优势又减轻约束的氛围，才能推动小企业技术改进向共同创造的方向发展。即便小企业在感知权力失衡的情况下，仍可能对协调的关系活动持积极态度，通过交换关系降低成本，提高财务绩效。综上所述，本研究提出如下假设：
H5a：感知权利平衡对创新绩效有正向影响；
H5b：感知权利平衡对财务绩效有正向影响。
基于上述分析，构建理论模型如图1所示。
图1 理论模型
本研究主要服务于“雄安新区国家水环境技术转化体系构建与综合示范2018ZX07110-007)”课题，旨在解决当前水环境治理行业技术创新不足、企业经营效益差等现实问题。调研对象为江苏、北京、河北(雄安新区)和天津等地区15个水环境治理技术联盟中的企业。结果发现，大多数联盟是非对称的，核心企业以国有企业和大型上市公司为主，主要提供技术和经济支持，负责新技术示范和推广等；小企业是研发主体。在正式调查前，选取天津市4家联盟中的小企业进行预调研，并根据调研结果对问卷进行修改完善。
本次问卷调查主要通过两种形式开展：其一，现场发放，指导被调查者填写并及时收回；其二，向样本企业高管发送E-mail，完成线上答卷。调研时间为2018年6月到2019年3月，共计发放问卷500份，收回问卷344份，有效问卷245份，有效率回收率为45%。
本研究在国内外成熟量表的基础上，采用7级Likert分量制，其中“1”代表“完全不同意”，“7”代表“完全同意”。
(1)因变量。联盟创新绩效的测量参考He & Wong[37]设计的量表，用专利申请数量、R&D支出和新产品开发数量相比其它联盟的情况3个指标测度。Quinn &Rohrbaugh[54]利用企业理性目标测量联盟财务绩效；Kumar & Stern等[55]将企业看作是追求效率的生产组织，用资产回报率(ROA)、销售增长率、市场份额变化率和总利润率4个指标反映联盟财务绩效。由于不同企业的经营模式和所有权差异较大，本研究并没有选取客观的财务绩效作为测度指标，而是建立主观指标。
(2)自变量。战略动机的测量主要基于Chen & Lee等[13]、Barney[30]和Teece[50]的研究，用增加市场份额、最大化利润、促进员工交流、缩短技术开发时间和避免恶性竞争5项指标测量。成本动机的测量主要基于Chen & Lee等[13]、Kought[56]和Yasuda[57]的研究，用新技术的成本低于自身开发、分担技术开发风险、分担市场准入风险和避免重复投资等5项指标测量
(3)中介变量。与感知的位置驱动权力相关的行为有资源和收益分配[58 59]、规则设计[58]、知识流管理[60]。其中，资源和收益分配是对资源及合作利益分配的权力，规则设计是小企业与核心企业合作时所需遵守的协调规则的支配，知识流管理体现了控制知识流时可以利用的权力。这些行为均建立在主导企业的位置优势之上，是权力行使的重要因素。与感知的能力驱动权力相关的行为有干预新产品和新技术开发[14]、影响市场扩张、协调知识整合[61]。其中，干预新产品和新技术开发是核心企业利用能力优势促进小企业进行产品、技术开发，影响市场扩张是核心企业对小企业市场扩张行为的作用，协调知识整合是核心企业利用自身能力优势促进小企业知识整合与吸收。然后，探索二元权力的内部结构，发现资源和收益分配与新产品和新技术开发有关，规则设计与市场扩张有关，知识流管理与知识整合有关。借鉴Venkatraman [22]和He & Wong [37]的研究成果，创建交互项的两个权力变量均值反映权力互补效应；两个权力变量的偏差分数作为权力衡量平衡效应(∣感知的位置驱动权力-感知的能力驱动权力∣)。由于测量结果是相反的，为了便于分析，用7减去偏差分数作为权力平衡水平。
本文采用结构方程模型实证设计，用SPSS19.0和AMOS21.0进行数据分析及假设检验。
信度检验，用潜变量的因子载荷、Cronbach's α系数组合信度系数(CR)、平均提取方差(AVE)检验数据的可靠性。由表1可知，所有潜变量的CR值高于0.8，AVE值高于0.5，Cronbach's α系数高于0.8，说明数据具有较好的信度。用聚合效度测量变量的同一性，结果显示，6个潜变量的因子载荷均超过0.7，说明具有较好的聚合效度。另外，通过方差抽取检验判别效度，根据表2可知，AVE的平方根大于变量间的相关系数，说明各变量间具有较好的判别效度。
表1 潜变量Cronbach's α值与探索性因子分析结果
变量题项123456创新绩效JSCX10.919JSCX20.938JSCX30.890财务绩效CWJX10.811CWJX20.943CWJX30.930CWJX40.854战略动机ZLDJ10.812ZLDJ20.827ZLDJ30.739ZLDJ40.727ZLDJ50.776成本动机CBDJ10.793CBDJ20.721CBDJ30.846CBDJ40.798CBDJ50.768权力互补QLHB10.924QLHB20.950QLHB30.895权力平衡QLPH10.854QLPH20.910QLPH30.794Cronbach's α系数0.9030.9080.8030.8440.9130.810AVE(抽取均方差) 0.7620.7280.5090.5270.7860.617CR(组成信度)0.9050.9140.8370.8470.9160.826
运用Amos 21.0对理论模型变量关系进行检验，在检验中介效应之前，对各个直接联系变量进行检验，通过建立“自变量-因变量”、“自变量-中介变量”和“中介变量-因变量”间关系的结构方程模型，结合拟合指标判断模型可接受程度。
表2 各潜变量描述性统计及相关系数
均值标准差123456创新绩效3.8161.5440.873财务绩效4.9611.1120.5700.853战略动机5.5070.9610.2950.3710.713成本动机4.8291.081-0.4800.480-0.5130.726权力互补5.3711.1710.3850.4850.2910.3760.887权力平衡4.2311.3480.3220.4050.2160.2800.1590.785
从表3看，各模型的分析路径都达到可接受水平，说明模型估计是有效的。从表4看，在模型1中，战略动机对创新绩效的影响和成本动机对财务绩效的影响均通过了显著检验(P<0.001)，H1a和H1c得到验证；战略动机对财务绩效影响显著(P<0.05)，H1b得到基本支持，H1d未没有得到验证(P>0.05)。在模型2中，战略动机对权力互补的影响通过了显著性检验(P<0.001)，H2a得到验证，成本动机对权力互补的影响显著(P<0.05)，H2b得到基本支持。在模型3中，战略动机对权力平衡的影响显著(P<0.05)，H3a得到基本支持；成本动机对权力平衡的影响通过了显著性检验(P<0.001)，H3b得到验证。在模型4中，权力互补对创新绩效和财务绩效的影响通过了显著性检验(P<0.001)，H4a和H4b得到验证。在模型5中，权力平衡对创新绩效的影响通过了显著性检验(P<0.001)，H5a得到了验证；权力平衡对财务绩效的影响(P>0.05)不显著，H5b没有得到验证。
Preacher[62]利用Bootstrap技术估计间接效果的标准误以及非标准化系数，再计算间接效果的显著水平(Z值)。具体步骤为：将Bootstrap的样本位设定为2000，在95%的置信区间内执行。权力互补和权力平衡在动机与绩效之间的中介效应检验结果如表5和表6所示。
在95%置信水平下，权力互补和权力平衡的总效果均不包含0，说明模型有意义；间接效果的置信区间均不包含0，根据MacKinnon[63]提出的 Indirect effects/SEin≥1.96的判定标准，说明中介效果存在；直接效果置信区间均不包含0，Direct effects/SEd≥1.96，说明存在部分中介效应。Bootstrap检验结果显示模型有意义，存在中介效应，并且权力的互补和平衡均为部分中介。
表3 结构方程拟合指标
模型χ2/(df)CFINFIRFIIFIGFIAGFIRMSEAModel1(动机→绩效)1.6100.9700.9260.9120.9710.9220.9050.050Model2(动机→权力互补)2.0050.9450.9080.9170.9460.9120.9080.064Model3(动机→权力平衡)2.5290.9240.9280.9030.9250.9140.9070.079Model4(权力互补→绩效)2.7100.9530.9380.9150.9540.9170.9160.065Model5(权力平衡→绩效)2.6870.9460.9280.9020.9460.9140.9070.051阀值<3>0.900 >0.900>0.900>0.900>0.900>0.900 <0.080
表4 关系模型中潜变量参数估计
模型潜变量关系路径标准化估计值标准误(S.E.)临界比(C.R.)显著性对应假设检验结果Model1战略动机→创新绩效0.4820.0895.389***H1a支持战略动机→财务绩效-0.1930.078-2.492*H1b基本支持成本动机→财务绩效0.8320.1455.720***H1c支持成本动机→创新绩效-0.0730.127-0.5790.562H1d不支持Model2战略动机→权力互补0.3470.1013.426***H2a支持成本动机→权力互补0.3290.1063.095*H2b基本支持Model3战略动机→权力平衡0.1360.0981.390*H3a基本支持成本动机→权力平衡0.2780.0992.816**H3b支持Model4权力互补→创新绩效0.4010.0864.672***H4a支持权力互补→财务绩效0.4160.0547.634***H4b支持Model5权力平衡→创新绩效0.6260.1055.948***H5a支持权力平衡→财务绩效0.3480.0675.1800.074H5b不支持
注：路径系数为标准化值，***表示p<0.001非常显著，**表示p<0.01比较显著，*表示p<0.05一般显著
表5 权力互补中介效应检验结果
变数点估计值系数相乘积Product of CoefficientsSEZBootstrappingBias-Coreccted95% CLowerUpperPercentile 95% CILowerUpperTotal Effects动机→绩效1.1580.3603.22>1.960.5451.9040.5601.958 Indirect Effects动机→绩效0.2560.115 2.23>1.960.0880.5750.0440.498 Direct Effects动机→绩效0.9020.367 2.46>1.960.3321.7320.3531.176
表6 权力平衡中介效应检验结果
变数点估计值系数相乘积Product of CoefficientsSEZBootstrappingBias-Coreccted95% CLowerUpperPercentile 95% CILowerUpperTotal Effects动机→绩效1.5290.3634.21>1.960.9792.3790.9792.370Indirect Effects动机→绩效0.2270.105 2.16>1.960.0600.4710.0490.453 Direct Effects动机→绩效1.3020.372 2.46>1.960.7472.2020.7302.161
本文以中国水环境治理行业为例，实证研究发现：战略动机可以通过感知权利配置对联盟绩效产生积极影响；成本动机不一定会负向影响创新绩效；成本动机可以通过权力互补对财务绩效产生积极影响，但通过权力平衡对财务绩效的影响不显著。这些发现有助于加深联盟中合作伙伴动机、权力与绩效关系的理解，激发权力配置对企业合作、组织学习和知识创造的积极影响。在理论层面，本文对以往研究成果进行了深化与补充，并引入非对称联盟中权力配置这一新视角。吴昀桥和郝斌[64]更关注核心企业的网络权力获取以及领导力生成，忽视了小企业动机对感知到的权力配置及绩效的影响。现实中，组织中存在的多种权力相互影响，尤其在非对称联盟中，组织间学习需要从单一权力转向多种权力的配置，同时还要考察企业加入联盟的动机对权力配置的影响。本研究结果表明，位置驱动的权力与能力驱动的权力相结合可能产生积极影响，这挑战了合作伙伴的权力可能损害小企业创新绩效的研究结论[16]。此外，企业加入联盟的不同动机通过权力配置会对联盟绩效产生不同影响，该发现揭示了动机影响联盟绩效的内在机理，以及权力配置在组织关系中所起的关键作用，丰富了对组织关系的认识。因此，研究感知权利来源和配置方式对于理解小企业在非对称联盟中的组织绩效具有重要意义。最后，拓展了组织间权力行使的研究，不同的动机会导致感知权利失衡(如冲突或成本)，诱发小企业采取行动来平衡这种关系，即小企业会主动管理权力依赖的不对称，缓解权力失衡，进而影响主导合作伙伴的权力配置。
水环境治理是一个特殊的行业，以往以国有企业和事业单位为主，随着市场开放和事业单位改革，小企业在行业中的地位和作用愈发重要。随着国家对水环境质量要求日趋严格，行业现有技术已难以满足水环境治理要求，企业面临的市场形势严峻，承担着巨大的经营压力。要解决当前的困境，加入研发联盟成为提升企业绩效的有效方式，由此提出以下建议：
(1)为了解决水环境治理行业技术创新能力不足的问题，国家成立了“水体污染控制与治理专项”，将水环境治理提到国家发展战略的高度，引导水环境治理企业通过加入联盟实现技术创新。在联盟运行过程中，政府部门需要发挥引导作用，按照“环境管理的基础支撑者，企业联盟的联络人，企业环境治理的服务平台”思路，为水环境治理联盟建设提供平台，鼓励和引导更多企业开展联合研发，促进技术创新。
(2)随着市场发展，小企业逐渐成为联盟技术创新的主体，小企业基于不同的动机，可以选择不同的权力配置方式开展研发活动。小企业管理者需要理解、利用权力配置的优势，而不是只考虑如何摆脱依赖。针对感知权利失衡，小企业管理者需要合理选择经营策略。具体到操作层面，取决于小企业的动机和对权力失衡的认知：基于战略动机或成本动机，如果两种感知权利互补，小企业管理者应该选择技术创新；成本动机下，如果感知权利具有相似的优势，选择技术改进并不能实现财务绩效提升。
(3)水环境治理行业的核心企业大多是国企和大型上市公司，具有较强实力，掌握联盟核心权力。面对当前的环保形势，只追求财务绩效难以维持企业长远发展，需要引导小企业共同参与技术研发活动。核心企业通过联盟权力的合理配置，可以在更短的时间内、利用更少的资源促进组织间合作，通过权力的互补和平衡形成跨企业边界的整合优势。因此，核心企业要充分利用位置权力和能力权力，建立起资源和能力共享战略体系，实现联盟收益最大化。
本研究仅从小企业角度分析和收集数据，未考虑核心企业视角下的模型影响因素。未来可以基于非对称关系中双方信息展开研究。此外，在小企业对权力的感知和主要合作伙伴的权力行使共同影响权力动态、迭代的过程中，彼此不断交互，并及时调整策略，而这种权力互动如何影响企业绩效是未来研究的方向。感知的位置驱动权力与能力驱动权力配置在不同行业可能存在显著差异，本研究受样本限制，仅聚焦于特定行业。因此，未来可以拓展样本规模，探究权力配置对不同行业的影响。具体而言，可以从行业竞争、市场环境或技术不确定性对行业的影响、行业生命周期阶段、行业技术强度等方面实现。
[1] GULATI,R.Social structure and alliance formation patterns：a longitudinal analysis[J].Administrative Science Quarterly，1995,40(4)：619-652.
[2] GULATI,R GARGIULO M.Where do interorganizational network come from[J].American Journal of Sociology.1999,104(5)：1439-1493.
[3] MITSUHASHI H GREVE H R.A matching theory of alliance formation and organizational success：complementarity and compatibility[J].Academy of Management Journal,2009,52(5)：975-995.
[4] KALEP,DYERJH，SINGHH.Alliance capability,stock market response,and long-term alliance success：the role of alliance function[J].Strategic Management Journal,2002,23(8)：747-767.
[5] KALEP，SINGHH，PERLMUTTERH.Learning and protection of proprietary assets in strategic alliances：building relational capital[J].Strategic Management Journal,2000,21(3)：217-237.
[6] ROTHAERMELFT，DEEDSDL,Exploration and exploitation alliances in biotechnology：a system of new product development[J].Strategic Management Journal,2004,25(3)：201-221.
[7] SAMPSONRC.Experience effects and collaborative returns in R&D alliances[J].Strategic Management Journal,2005,26(11)：1009-1031.
[8] CHENSH，LEEHT，WUYF.Applying ANP approach to partner selection for strategic alliance[J].Management Decision,2008,46(3):449-465.
[9] KILDUFFM，BRASSDJ.Organizational social network research：core ideas and key debates[J].The Academy of Management Annals,2010,4(1):317-357.
[10] AUHS，MENGUCB.The influence of top management team functional diversity on strategic orientations：the moderating role of environmental turbulence and intern functional coordination[J].International Journal of Research in Marketing,2005,22(3):333-350.
[11] VELUC.Business model innovation and third-party alliance on the survival of new firms[J].Technovation,2015,35:1-11.
[12] YANGH,ZHENGY,ZHAOX.Exploration or exploitation?small firms' alliance strategies with large firms[J].Strategic Management,2014 ,35:146-157.
[13] CHENGHL.Effect of organizational politics on nondominant firms：from inter organizational learning to intraorganizational learning[J].Journal of Applied Behavioral Science,2012,48 (4):463-494.
[14] PERRONSRK.The open kimono：how Intel balances trust and power to maintain platform leadership[J].Research Policy,2009,38:1300-1312.
[15] LISX,ROWLEYTJ.Inertia and evaluation mechanisms in interorganizational partner selection：syndicate formation among U.S.investment banks[J].Academy of Management Journal,2002,45:1104-1119.
[16] KATILAR,ROSENBERGJD,EISENHARDTKM.Swimming with sharks：technology ventures and corporate relationships[J].Administrative Science Quarterly,2008,53:295-332.
[17] ENKELE,HEIL S,HENGSTLERM,et al.Exploratory and exploitative innovation：to what extent do the dimensions of individual level absorptive capacity contribute[J].Technovation,2016,19(8):1-10.
[18] BITEKTINEA.Toward a theory of social judgments of organizations：the case of legitimacy,reputation,and status[J].Academy of Management Review,2011,36 (1):151-179.
[19] IBARRAH.Network centrality,power and innovation involvement：determinants of technical and administrative roles[J].Academy of Management Journal,1993,36 (3):471-501.
[20] KANKANHALLI A,TANBCY,WEIK.Contributing knowledge to electronic knowledge repositories：an empirical investigation[J].MIS Quarterly,2005,29 (1):113-143.
[21] GASKIJF.The theory of power and conflict in channels of distribution[J].Journal of Marketing,1984,48:9-29.
[22] VENKATRAMANN.The concept of fit in strategy research：toward verbal and statistical correspondence[J].Academy of Management Review,1989,14:423-444.
[23] PFEFFERJ,SALANCIKGR.The external control of organizations：a resource dependence perspective.harper& row[M].New York,1978.
[24] HOWARDM,WITHERSM,TIHANYIL.Knowledge dependence and the formation of director interlocks[J].Academy of Management Journal,2016,60 (5)：1986-2013.
[25] KATILAR,THATCHENKERY S,CHRISTENSEN,et al.Is there a doctor in the house? expert product users,organizational roles,and innovation[J].Academy of Management Journal,2017,60 (6):2415-2437.
[26] NYAGAGN,LYNCHDF,MARSHALLD,et al.Power asymmetry,adaptation and collaboration in dyadic relationships involving a powerful partner[J].Journal of Supply Chain Management,2013,49:42-65.
[27] PULLERSNJ,VELDMANJ,SCHIELEH,et al.Pressure or pamper? the effects of power and trust dimensions on supplier resource allocation[J].Journal of Supply Chain Management,2014,50:16-36.
[28] VILLENAVH,CRAIGHEADCW.On the same page?how asymmetric buyer-supplier relationships affect opportunism and performance[J].Journal of Operations Management,2017,26 (3)：491-508.
[29] BIN HAO,YANAN FENG.Leveraging learning forces in asymmetric alliances：small firms' perceived power imbalance in driving exploration and exploitation[J].Technovation.2018,12:1-13.
[30] BAMEYJB.Firm resources and sustained competitive advantage[J].Journal of Marketing,1991,17(1):99-120.
[31] AUSTERER.The relationship of industry evolution to patterns of technological linkages,joint ventures,and direct investment between the U.S.and Japan[J].Management Science,1992,38:778-792.
[32] CASCIAROT,PISKORSKIMJ.Power imbalance,mutual dependence,and constraint absorption：a closer look at resource dependence theory[J].Administrative Science Quarterly,2005,50：167-199.
[33] ELKING I,PARASKEVASJP,GRIMMC,et al.Financial dependence lean inventory strategy,and firm performance[J].Journal of Supply Chain Management,2017,53:22-38.
[34] DASTK,TENGBS.Between trust and control：developing confidence in partner cooperation in alliances[J].Academy of Management Review,1998,23：491-512.
[35] COOKKS,EMERSONRM.Power,equity and commitment in exchange networks[J].American Sociological Review,1978,43：721-739.
[36] FOUCAULTM.Power/knowledge：selected interviews and other[M].Harvester,Brighton,England,1980，(19)：72-77.
[37] HEZL,WONGPK.Explorationvs.exploitation：an empirical test of the ambidexterity hypothesis[J].Organization Science,2004,15 (4):481-494.
[38] ROBERTSONTS,GATIGNONH.Technology development mode：a transaction cost conceptualization[J].Strategic Management Journal,1998,19:515-531.
[39] WEI-LONG LEE.Environmental uncertainty affects inter-organisational partner selection：the mediating role of cost and strategy in alliance motivations among SMEs[J].Journal of Management & Organization,2014,30:38-55.
[40] CHENSH，WANGPW，CHEN CM,et al.An analytic hierarchy process approach with linguistic variables for selection of an R&D strategic alliance partner[J].Computers & Industrial Engineering,2010,58:278-287.
[41] MURRAYJY，KOTABEM.Performance implications of strategic fit between alliance attributes and alliance forms[J].Journal of Business Research,2005,58:1525-1533.
[42] RAOA，SCHMIDTSMA behavioral perspective on negotiating international alliances[J].Journal ofInternational Business Studies,1998,29(4):665-694.
[43] KOKABR，PRESCOTTJE.Designing alliance networks：the influence of network position,environmental change,and strategy on firm performance[J].Strategic Management Journal,2008,29:639-661
[44] PODOLNYJ.Networks as pipes and prisms of the market[J].American Journal of Sociology,2001,107 (1):33-60.
[45] SRIKANTHK，PURANAMP.Integrating distributed work：comparing task design,communication and tacit coordination mechanisms[J].Strategic Management Journal,2011,32：849-875.
[46] FRAZIERGL,RODYRC.The use of influence strategies in interfirm relationships in industrial product channels[J].Journal of Marketing,1991,55 (1):52-69.
[47] DEKKERHC.Control of inter-organizational relationships：evidence on appropriation concerns and coordination requirements[J].Accounting Organizations Society,2004,29 (1):27-49.
[48] BENNERMJ，TUSHMANML,Exploitation,exploration and process management：the productivity dilemma revisited[J].Academy of Management Review,2003,28 (2)：238-256.
[49] STETTNERU，LAVIED.Ambidexterity under scrutiny：exploration and exploitation via internal organization,alliances,and acquisitions[J].Strategic Management Journal,2014,25:1903-1929.
[50] TEECEDJ.Managing intellectual capital：organizational,strategic,and policy dimensions[M].London:Oxford University Press,2000.
[51] LAVIED，ROSENKOPFL.Balancing exploration and exploitation in alliance formation[J].Academy of Management Journal,2006,49 (4):797-818.
[52] 徐二明，徐凯.资源互补对机会主义和战略联盟绩效的影响研究[J].管理世界.2012(1)：93-103.
[53] ADNERR，KAPOORR.Value creation in innovation ecosystems：how the structure and technological interdependence affects firm performance in new technology generations[J].Strategic Management Journal,2010,31:306-333.
[54] QUINNB，DOHERTYAM.Power and control in international retail franchising -evidence from theory and practice[J].International Marketing Review,2000,17:354-372.
[55] KUMARNL,WSTEM ，RSACHROL.Assessing reseller performance from the perspective of the supplier[J].Journal of Marketing Research,1992,29:238-253.
[56] KOGUTB.Joint ventures：Theoretical and empirical perspectives[J].Strategic Management Journal,1998,9：319-332.
[57] YASUDAH.Formation of strategic alliances in high-technology industries：comparative study of the resource based theory and the transaction-cost theory[J].Technovation，2005,25:763-770.
[58] OLSENPI，PRENKERTF，HOHOLMT.HARRISON,D.The dynamics of networked power in a concentrated business network[J].Journal of Business Research，2014,67 (12),2579-2589
[59] AGARWALR，CROSONR,MAHONEYJT.The role of incentives and communication in strategic alliances：an experimental investigation[J].Strategic Management Journal,2010,31:413-437.
[60] DHANARAJ C，PARKHE A.Orchestrating innovation networks[J].Academy of Management Review，2006,31(3),659-669.
[61] PATELP，PAVITTK.The technological competencies of the world's largest firms：complex and path-dependent,but not much variety[J].Research Policy，1997,26:141-156.
[62] KRISTOPHER J,PREACHER,REW F,etal.Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J].Behavior Research Methods，2008，40(3)：879-891.
[63] DAVID P,MACKINNON.A comparison of methods to test mediation and other intervening variable effects[J].Psychological Methods,2002,7(1)：83-104.
[64] 吴昀桥，郝斌.非对称性关系网络下核心企业网络权力获取与企业间领导力生成[J].广州大学学报(社会科学版)，2016,15(11)：93-103.56-63.