出版作为一种文化生产活动，其生产的产品与人民的精神文化生活紧密相连。学界目前还没有对“出版”一词形成统一的定义。图2-1出版活动的三大要素考察出版活动的内涵，不难发现出版活动具有以下几个基本特征：出版是对已有的内容资源或者信息进行进一步加工的活动。出版的增殖活动体现为编辑加工处理过程。第二种观点强调出版物的物质产品属性，认为图书等出版物并不是特殊的产品。完全没有必要过分强调出版物的特殊性。......
2023-08-02
环境竞争因素的调节作用及其经营绩效研究
【摘要】：这就说明环境竞争在战略导向和跨职能协调之间并不起调节作用，因而假设H19未能得到支持。
在假设H16中假定环境竞争在市场导向和结构差异化之间起着调节作用。本研究采用分层回归的方式，在模型M1中我们将成立年限、企业规模、国家奖励放进回归方程，发现都不存在显著影响。随后我们将市场导向和环境竞争性进行中心化处理，并计算出调节效应的交互项：环境竞争×市场导向。然后分别在模型M2中将市场导向代入回归方程，在模型M21中将环境竞争代入方程，在模型M22中再将交互项代入回归方程中来进行检验。
通过表6-11可以看到，当市场导向作为自变量，环境竞争作为调节变量，结构差异化作为因变量时，市场导向对结构差异化的影响是显著的（模型M21，β=0.216*），环境竞争对结构差异化的影响是显著的（模型M21，β=0.300*）。而当市场导向和环境竞争的交互项代入回归方程时，市场导向对结构差异化的影响是显著的（模型M22，β=0.214*），环境竞争对结构差异化的影响是显著的（模型M22，β=0.242*），交互项对结构差异化的影响也是较显著的（模型M23，β=0.100†）。这就说明环境竞争在市场导向和结构差异化之间起着调节作用，因而假设H16得到支持。
表6-11 环境竞争在市场导向和结构差异化间调节作用的检验
续表
注：†p＜0.10（双尾）；*p＜0.05（双尾）；**p＜0.01（双尾）；***p＜0.001（双尾）
2.环境竞争在市场导向和跨职能协调间调节作用的检验
在假设H17中假定环境竞争在市场导向和跨职能协调之间起着调节作用。在本研究中采用分层回归的方式，在模型M5中我们将成立年限、企业规模、国家奖励放进回归方程，发现都不存在显著影响。随后我们将市场导向和环境竞争性进行中心化处理，并计算出调节效应的交互项：环境竞争×市场导向。然后我们分别在模型M6中将市场导向代入回归方程，在模型M23中将环境竞争代入方程，在模型M24中再将交互项代入回归方程中来进行检验。
通过表6-12可以看到，当市场导向作为自变量，环境竞争作为调节变量，跨职能协调作为因变量时，市场导向对跨职能协调的影响是显著的（模型M23，β=0.355**），环境竞争对跨职能协调的影响是显著的（模型M23，β=0.317*）。而当市场导向和环境竞争的交互项代入回归方程时，市场导向对跨职能协调的影响是显著的（模型M24，β=0.258*），环境竞争对跨职能协调的影响是显著的（模型M24，β=0.228*），交互项对跨职能协调的影响也较显著的（模型M24，β=0.189†）。这就说明环境竞争在市场导向和跨职能协调之间起着调节作用，因而假设H17得到支持。
表6-12 环境竞争在市场导向和跨职能协调间调节作用的检验
注：†p＜0.10（双尾）；*p＜0.05（双尾）；**p＜0.01（双尾）；***p＜0.001（双尾）
3.环境竞争在战略导向和结构差异化间调节作用的检验
在假设H18中假定环境竞争在战略导向和结构差异化之间起着调节作用。本研究采用分层回归的方式，在模型M1中我们将成立年限、企业规模、国家奖励放进回归方程，发现企业规模存在显著影响，成立年限和国家奖励均不存在显著影响。随后我们将战略导向和环境竞争性进行中心化处理，并计算出调节效应的交互项：环境竞争×战略导向。然后分别在模型M3中将战略导向代入回归方程，在模型M25中将环境竞争代入方程，在模型M26中再将交互项代入回归方程中来进行检验。
通过表6-13可以看到，当战略导向作为自变量，环境竞争作为调节变量，结构差异化作为因变量时，战略导向对结构差异化的影响是显著的（模型M25，β=0.510***），环境竞争对结构差异化的影响是显著的（模型M25，β=0.192***）。而当战略导向和环境竞争的交互项代入回归方程时，战略导向对结构差异化的影响是显著的（模型M26，β=0.467**），环境竞争对结构差异化的影响是显著的（模型M26，β=0.327†），交互项对结构差异化的影响不显著（模型M26，β=-0.216）。这就说明环境竞争在战略导向和结构差异化之间并不起调节作用，因而假设H18未能得到支持。
表6-13 环境竞争在战略导向和结构差异化间调节作用的检验
注：†p＜0.10（双尾）；*p＜0.05（双尾）；**p＜0.01（双尾）；***p＜0.001（双尾）
4.环境竞争在战略导向和跨职能协调间调节作用的检验
假设H19假定环境竞争在战略导向和跨职能协调之间起着调节作用。本研究采用分层回归的方式，在模型M5中我们将成立年限、企业规模、国家奖励放进回归方程，发现国家奖励、成立年限和企业规模均不存在显著影响。随后我们将战略导向和环境竞争性进行中心化处理，并计算出调节效应的交互项：环境竞争×战略导向。然后分别在模型M7中将战略导向代入回归方程，在模型M27中将环境竞争代入方程，在模型M28中再将交互项代入回归方程中来进行检验。
通过表6-14可以看到，当战略导向作为自变量，环境竞争作为调节变量，跨职能协调作为因变量时，战略导向对跨职能协调的影响是显著的（模型M27，β=0.610***），环境竞争对跨职能协调的影响是显著的（模型M27，β=0.281*）。而当战略导向和环境竞争的交互项代入回归方程时，战略导向对跨职能协调的影响是显著的（模型M28，β=0.631***），环境竞争对跨职能协调的影响是显著的（模型M28，β=0.213*），交互项对跨职能协调的影响不显著（模型M28，β=-0.108）。这就说明环境竞争在战略导向和跨职能协调之间并不起调节作用，因而假设H19未能得到支持。
表6-14 环境竞争在战略导向和跨职能协调间调节作用的检验
续表
注：†p＜0.10（双尾）；*p＜0.05（双尾）；**p＜0.01（双尾）；***p＜0.001（双尾）
5.环境竞争在高管团队社会整合和结构差异化间调节作用的检验
假设H20假定环境竞争在高管团队社会整合和结构差异化之间起着调节作用。本研究采用分层回归的方式，在模型M1中我们将成立年限、企业规模、国家奖励放进回归方程，发现企业规模存在显著影响，成立年限、国家奖励都不存在显著影响。随后我们将高管团队社会整合和环境竞争性进行中心化处理，并计算出调节效应的交互项：环境竞争×高管团队社会整合。然后分别在模型M4中将高管团队社会整合代入回归方程，在模型M29中将环境竞争代入方程，在模型M30中再将交互项代入回归方程中来进行检验。
通过表6-15可以看到，当高管团队社会整合作为自变量，环境竞争作为调节变量，结构差异化作为因变量时，高管团队社会整合对结构差异化的影响是显著的（模型M29，β=0.071†），环境竞争对结构差异化的影响是显著的（模型M29，β=0.261*）。而当高管团队社会整合和环境竞争的交互项代入回归方程时，高管团队社会整合对结构差异化的影响是显著的（模型M30，β=-0.070†，环境竞争对结构差异化的影响是不显著的（模型M30，β=0.260），交互项对结构差异化的影响显著（模型M30，β=-0.012†）。这就说明环境竞争在高管团队社会整合和结构差异化之间起着负向调节作用，因而假设H20得到支持。
表6-15 环境竞争在高管团队社会整合和结构差异化间调节作用的检验
注：†p＜0.10（双尾）；*p＜0.05（双尾）；**p＜0.01（双尾）；***p＜0.001（双尾）
6.环境竞争在高管团队社会整合和跨职能协调间调节作用的检验
假设H21假定环境竞争在高管团队社会整合和跨职能协调之间起着调节作用。本研究采用分层回归的方式，在模型M5中我们将成立年限、企业规模、国家奖励放进回归方程，发现企业规模存在显著影响，成立年限、国家奖励都不存在显著影响。随后我们将高管团队社会整合和环境竞争性进行中心化处理，并计算出调节效应的交互项：环境竞争×高管团队社会整合。然后分别在模型M8中将高管团队社会整合代入回归方程，在模型M31中将环境竞争代入方程，在模型M32中再将交互项代入回归方程中来进行检验。
通过表6-16可以看到，当高管团队社会整合作为自变量，环境竞争作为调节变量，跨职能协调作为因变量时，高管团队社会整合对跨职能协调的影响是显著的（模型M31，β=0.488***），环境竞争对跨职能协调的影响是显著的（模型M31，β=0.302*）。而当高管团队社会整合和环境竞争的交互项代入回归方程时，高管团队社会整合对跨职能协调的影响是显著的（模型M32，β=-0.486*），环境竞争对跨职能协调的影响是显著的（模型M32，β=0.291*），交互项对跨职能协调的影响不显著（模型M32，β=0.026†）。这就说明环境竞争在高管团队社会整合和跨职能协调之间起着正向调节作用，因而假设H21得到支持。
表6-16 环境竞争在高管团队社会整合和跨职能协调间调节作用的检验
续表
注：†p＜0.10（双尾）；*p＜0.05（双尾）；**p＜0.01（双尾）；***p＜0.001（双尾）
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2023-08-02
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2023-08-02
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