사회적 네트워크와 기회 인식
Ma, Huang & Shenkar (조영필 역)
사회적 네트워크와 기회 인식: 대만과 미국 간 문화적 비교
R. MA, Y. Huang and O. Shenkar (2011), Social Networks and Opportunity Recognition: A Cultural Comparison between Taiwan and the United States, Strategic Management Journal, 32(11), pp. 1183-1205.
이 논문은 국가 문화 맥락이 사회적 네트워크와 기회 인식 간의 관계에 미치는 조절 효과를 조사한다. 대만과 미국에서 얻은 데이터는 문화적 맥락, 특히 개인주의 집단주의 차원이 유대 강도, 구조적 구멍 및 기회 인식 간의 관계를 조절한다는 제안을 지지한다. 결과는 미국에서는 유대 강도가 기회 식별과 부정적으로 연관되고 구조적 구멍은 기회 식별과 긍정적으로 연관되어 있으며, 반면 대만에서는 그 반대를 보인다. 결과는 기회 인식에 대한 교량 유대와 유대 강도 간의 교호 효과가 문화적 맥락에 따라 다르다는 것을 보여준다.
서론
전략 경영 학자들의 주요 열망은 경쟁 우위로 이끄는 요소를 파악하는 것이었다 (Hitt, Ireland and Hoskisson, 2001). 경쟁 우위의 중요한 원천인 기회, 특히 유망한 비즈니스 기회의 식별 및 활용은 전략 경영 분야에서 핵심 개념(construct)이 되었다 (Alvarez and Busenitz, 2001; Zahra and Dess, 2001). 결국, 효과적인 전략 경영은 아직 인식되거나 이용되지 않은 경쟁 기회의 식별을 촉진하는 것을 목표로 한다 (Ireland et al, 2001). 이 연구에서 우리는 기회 식별을 개인이 새로운 제품 및 서비스의 아이디어를 내기 위해 변화, 사건 및 트렌드 사이의 점들을 연결하려고 노력하는 인지 과정으로 보는 Baron (2006)을 따른다.
기회 식별에 대한 대부분의 연구는 정보의 핵심 역할에 동의한다 (예: Kirzner, 1997; Ozgen and Baron, 2007; Shane, 2000). 특히, Shane (2000)은 오스트리아 경제학파를 바탕으로 기회 식별은 사회에 정보를 분배하는 기능이라고 주장한다. 이와 유사하게 Fiet (1996)은 관련되고 구체적인 정보의 획득이 기회 발견의 전조임을 제안하는 정보-기반 창업가적 발견 모델을 제안한다. 이러한 아이디어는 기회가 모든 개인에게 분명하지 않다는 Kirzner (1997)의 주장과 공명하며, 이는 기회 발견에서 정보의 핵심적 역할을 암시한다.
정보는 각 개인의 고유한 생활환경에 따라 배포되므로 (Venkataraman, 1997), 사회적 네트워크는 개인이 어떤 정보에 접근하는지를 결정한다. 실제로, 가장 중요한 정보원천으로서 (Johannisson, 1990), 사회적 네트워크는 정보를 획득하고 창업 기회를 인식하려는 개인들에 의해 지속적으로(consistently) 사용되어 왔다 (Birley, 1985; Singh et al, 1999a). 사회적 네트워크는 또한 행위자가 자본(Bates, 1997), 정서적 지원(Brliderl and Preisendorfer, 1998), 평판(Higgins and Gulati) 그리고 정체성(Podolny and Baron, 1997)과 같은 다른 행위자가 보유한 다양한 유형 및 무형의 자원에 접근할 수 있는 매개수단 역할을 하는 한편, 우리는 네트워크의 핵심 이점에 관심이 있는 데, 그것은 네트워크들이 제공하는 암묵적이거나 명시적인 정보에 대한 접근이며, 이는 정보의 기회 식별과의 관련성 때문이다. 개인은 기술, 시장, 정부 정책 또는 공급자 관계의 중요한 변화 및 트렌드 같은 정보에 접근하거나, 소수에게 이름을 대기 위하여 사회적 네트워크를 사용할 수 있다 (Ozgen and Baron, 2007). 예를 들어, 컨퍼런스에서 향유되는 것과 같은 사회적 네트워크는 개인이 타인들과의 대화를 통해 한 산업에서의 기술적 해결책에 관한 중요한 정보를 수집하여 이를 그 해결책이 드물거나 알려지지 않은 다른 산업의 문제를 해결하는 데 사용할 수 있도록 한다. 선행 문헌은 기회를 발견하는 능력이 개성(Sarasvathy, Simon, Lave, 1998)과 어림짐작(Busenitz and Barney, 1997)과 같은 개인적 속성에 의하여서도 영향을 받는 것을 제안하는 바, 이는 이러한 개인적 속성이 동일한 양의 정보에 대한 다른 해석으로 이어질 수 있기 때문이다. 본 연구는 사회적 네트워크를 통해 전달되는 정보의 효과에 중점을 둔다.
기회 식별에 대한 사회적 네트워크의 영향을 조사할 때 두 가지 중요한 네트워크 구조적 특성이 광범위하게 연구되었다. 첫째, 네트워크 구조는 유대 강도 측면에서 특성화되었다(Granovetter, 1973): 강한 유대는 빈번한 상호 작용과 상호 호의의 수여를 의미하는 반면, 약한 유대는 정서적인 내용은 결여된 드문 상호 작용을 나타낸다. 강한 유대는 중복 정보를 전송하는 경향이 있지만, 약한 유대는 일반적으로 새로운 정보를 확산시키는 데 활용된다(Nelson, 1989). 참신한 정보는 기회를 인식하는 역량에서 결정적 요소이기 때문에 약한 유대는 강한 유대에 비해 명백한 이점이 있다 (de Koning and Muzyka, 1999). 예를 들어 Singh et al. (1999b)은 더 많은 약한 유대 관계를 가진 개인이 더 많은 새로운 벤처 기회를 식별하는 경향이 있음을 발견했다. 둘째, 네트워크 연구에 따르면 단절된 네트워크 사이를 넘나드는 교량 유대들과 사회적 유대들은 각 네트워크 내로 한정된 비중복 정보를 제공함으로써 기회 식별을 활성화하는 것으로 나타났다 (Arenius and De Clercq, 2005). 그러나 이러한 연구는 모두 미국에서 수행되었으며 다른 조직 현상(예: Ronen, 1986)에서 발견된 국제적 변이를 고려할 때 이러한 발견이 국가적 맥락을 교차하여 유지될 것인지는 결코 분명하지 않다.
이 연구에서 우리는 기회 인식에서 환경적 맥락의 중요한 계층인 문화가 수행하는 잠재적 역할을 탐구하고자 한다. 우리는 사회적 네트워크의 개인적 활용에 특별히 관련된 주요 문화 변수로서 개인주의/집단주의(IС)에 초점을 맞춘다. 특히, 우리는 사회적 네트워크의 특정 구조적 특성(예: 약한 유대와 교량 유대의 만연)이 개인주의 문화에서는 기회를 식별하는 데 도움이 되지만, 집단주의 문화에서는 동일한 특성이 보상되지 않을 수 있다고 추측한다.
본 연구는 여러 측면에서 조직 및 전략 경영 연구에 기여한다. 첫째, 문화적 맥락에 근거한 사회적 네트워크의 우발적인 가치의 중요성을 강조한다. Gulati and Higgins (2003)는 유대의 가치는 맥락에 따라 변할 수 있으며 어떤 상황이 사회적 네트워크가 회사 성과에 미치는 영향을 변화시킬 수 있는지 이해하는 것이 필수적이라고 주장한다. 예를 들어, Li, Poppo and Zhou (2008)는 사회적 네트워크가 회사 성과와 긍정적으로 관련되어 있음을 발견했지만 중국과 같은 특정의 제도적 및 문화적 맥락은 회사 성과에 대한 관리적 유대 활용의 영향을 조절하여 네트워크 유대들이 성과에 악영향을 미칠 수도 있다고 결론지었다. 따라서, 사회적 네트워크에 부수하는 가치에 대한 지식은 사회적 네트워크의 효과를 다양하게 하는 맥락을 식별함으로써 네트워크 연구를 향상시킬 수 있다. 많은 연구에서 약한 유대가 기회를 식별하는 데 도움이 된다고 제시되어 왔지만, 본 연구는 강한 유대가 그러한 식별에 더 중요한 조건을 조사함으로써 전통적인 지혜에 도전한다. 둘째, 우리는 서로 다른 유형의 네트워크 유대 사이의 잠재적인 교호효과에 대한 문화적 맥락의 영향을 다룬다. Tiwana (2008)는 다양한 형태의 사회적 자본과 다양한 유형의 사회적 네트워크 유대 간의 보완에 대한 지식이 사회적 네트워크에 대한 우리의 이해를 크게 향상시킬 수 있다고 제안한다. 그러나 이 연구 흐름은 아직 미개발 상태이다. 우리는 기회 인식을 결정할 때 교량 유대와 유대 강도가 서로 상호 작용한다는 것을 실증적으로 보여줌으로써 이 문제를 조명하였다. 또한, 미국의 경계를 넘어 조사를 확대함으로써 상호작용 관계에 대한 이해를 풍부하게 한다. 이 확장은 이전의 문화 간 연구에서 문화적 변이가 우리가 관심을 두고 있는 관계들을 바꿀 수 있음을 보여 주었기 때문에 중요한 의미를 갖는다 (예: Li et al, 2008; Xiao and Tsui, 2007).
이론과 가설
보편적이라고 간주되던 것이 서방 세계에서만 참일 수 있음을 학자들이 깨닫기 시작했을 때 문화는 경영 분야에서 중요한 주제가 되었다 (Triandis, 2004). 가장 단순한 용어로 문화는 공유된 가치와 신념의 집합으로 간주된다. Hofstede (1980: 19)는 문화를 '... 한 인간-집단의 환경에 대한 반응에 영향을 미치는 공통 특성의 상호작용적 집합체'로 정의했다. 이는 '다른 업무 상황과 비교하여 특정 업무 상황에 대한 지속적인 선호, 다른 프로세스와 비교하여 특정 사회적 프로세스에 대한 지속적인 선호에 대한 일반적 경향, 그리고 선택적 주의, 환경적 단서 해석 및 반응에 대한 일반적인 규칙'에 반영된다 (Tse et al, 1988: 82). 문화는 다차원적인 개념(construct)으로 널리 받아들여지고 있다 (예: Hofstede, 1991; 2001; House et al, 2004; Schwartz, 1994). 문화의 여러 차원들 중에서 Hofstede (1980; 2001)는 IС를 핵심적인 것으로 식별했다. Hofstede의 연구의 반향들에 대한 후속 분석에서 Sondergraad (1994)는 이 차원에 대한 원래의 발견을 확인하지 못한 연구는 하나밖에 없음을 발견했는데, 이는 다른 세 가지 차원의 어느 것보다 나은 결과이다. IС의 변이는 문화에 대한 실제로 거의 모든 다른 분류에서도 발견할 수 있는데, 예를 들어, '제도적 집단주의'(House et al, 2004 : 12 [GLOBE Study])와 '자율성/보수성'(Schwartz, 1994 : 105)이 그것이다. Smith, Dugan, and Trompenaars (1996)는 IC 차원이 문화 간 심리학에서 시작되어야 할 가장 중요한 것으로 보이며, 이는 Aguinis and Henle (2003)가 확인하였다고 주장했다.
IС 차원은 사회의 다른 구성원들과 다른 사회 집단들에 마주하는 자신과 자신의 위치에 대한 인식과 관련이 있다. 집단주의 문화는 개인을 그가 속한 개별적 집단에서 분리하지 않는다. 자신에 대한 인식은 흐려지고 서로 얽히고 집단 내 다른 구성원의 인식에 상호 의존한다. 대조적으로 개인주의 문화는 개인과 그의 열망을 소중히 여긴다. 그들은 자신의 독창성, 자유 의지 및 비결정론을 찬양하고 인정과 향상에 대한 개인의 추구를 정당화한다.
두 문화의 주요 차이점은 개인이 다른 사람들과의 관계를 정의하고 이해하는 방법이다. Triandis (1972)는 개인이 누가 내집단에 속한 사람인지를 이해하는 방법은 개인주의와 집단주의 문화에 따라 다양할 수 있다는 것을 제시한다. 집단주의 문화에서는 내집단이란 '가족과 친구 그리고 나의 복지와 관련된 다른 사람들'로 정의된다 (Triandis et al, 1988a : 326). 따라서 강한 연결에 기반하여, 개인은 내집단 구성원으로 취급되고 인식될 가능성이 더 높으며, 그 내집단과 함께 더 강하게 식별된다. 개인은 내집단 구성원이 더 높은 수준의 신뢰를 표현하기를 기대하고 집단의 이익을 위해 행동해야 하는 도덕적, 사회적 압력을 받는다 (Triandis, 1989). 내집단의 이익이 일반적으로 최고권위로 군림하기 때문에, 개인은 적어도 정상적인 상황에서는 자신의 이익을 집단의 이익에 종속시킨다 (Triandis, 1995). 반면, 외집단 구성원은 부정적으로 및/또는 도덕적 무관심으로 또는 심지어 도덕적 배제로 종종 관찰되고 취급받는데 (Chen, Peng, 및 Saparito, 2002), 왜냐하면 외집단 구성원은 도덕적 가치와 여타의 책임이 적용되는 개인으로 간주되지 않기 때문이다 (Opotow, 1990). 집단 구성원은 외집단 개인에게 기회주의적으로 행동하고 (Chen et al, 2002), 그들을 부정적으로 유형화할 수 있다 (Redding, 1993).
개인주의 문화에서 내집단은 ‘사회 계급, 인종, 신념, 태도 및 가치에서 나와 같은 사람들’로 정의된다 (Triandis et al, 1988a: 326). 자율적이고 독립적인 자기 인식을 고려할 때 개인주의 문화의 개인은 집단 구성원자격에 덜 관심이 있다. 개인주의 사회도 또한 내집단 구성원과 외집단 구성원을 구별할 수 있지만, 그 차이와 그것의 영향은 자기 자신과 자기 관심사를 위한 존중에 대한 강한 강조에 의해 완화된다 (Chen et al, 2002). 개인주의 사회는 배타적 행동의 침투를 제한하도록 고안된 제도를 가지며, 배타적 행동과 보편적 행동의 혼합을 '족벌주의'라고 부정적으로 이름 짓는 경향이 있다. 따라서 개인주의 문화에서는 더 많은 내집단에서 개인이 더 큰 감정적 초연함을 갖는 경향이 있다. 또한 어떤 내집단에의 참여는 과도한 요구 없이 사회적 이익을 제공할 수 있는 내집단의 지속적인 능력에 달려 있다 (Triandis et al., 1988a; Watkins and Liu, 1996).
IС는 사회적 네트워크의 이해에 기여한다. 특히, 개인주의 문화와 집단주의 문화 사이의 내집단 구성원 대 외집단 구성원의 대우의 차이는 강한 유대와 약한 유대의 유용성과 직접적으로 관련된다. 강한 유대는 빈번한 상호 작용, 신뢰 및 호혜 관계를 기반으로 하는 내집단 구성원으로 취급될 가능성이 높지만, 약한 유대는 드문 상호 작용과 정서적 요소의 부족으로 인해 외집단 구성원으로 취급될 가능성이 높다. 명백히 개인주의 국가인 미국에서 사회적 네트워크 장학제도가 지배적임을 감안할 때 미국에서 얻은 개념과 발견이 보다 집단주의적 문화들에로 일반화될 수 있는지를 묻는 것이 적절하다.
또한 집단주의와 개인주의 문화 모두에서 태도와 행동에 있어서 개인이 보다 집단주의자인지 또는 보다 개인주의자인지에 대한 관찰에 근거한 문화-내에서의 개인차도 있지만 (Oyserman, Coon, and Kemmelmeier, 2002; Triandis, 2004; Triandis, Brislin, and Hui, 1988b), 우리는 전반적인 문화적 맥락에 초점을 맞추고 사회적 네트워크의 문화적 경계를 조사한다. 즉, 우리는 기회 식별 프로세스에서 사회적 네트워크에서 비롯된 이점에 환경이 어떻게 변별적으로 영향을 미칠 수 있는지에 관심이 있다.
문화 간 유대 강도와 기회 식별
이전 문헌에 따르면 IС는 신뢰에 중요한 의미를 지닌다. 예를 들어 영향기반 신뢰와 인지기반 신뢰(McAllister, 1995)와 같이 논의 된 다양한 차원의 신뢰 중에서 우리는 집단 구성원 자격과의 관련성으로 인해 일반화된 사회적 신뢰의 차원에 초점을 맞춘다. '도덕적 신뢰'(Uslaner, 2002)라고도하는 일반화된 신뢰는 가까운 관계가 없는 타인에 대한 신뢰와 관련이 있다. 집단내 구성원 간의 관계와 가까운 관계에 대한 강조 때문에 집단주의 문화에 대한 신뢰가 더 높아야 할 것으로 보이지만 (Chen, Chen, Meindl, 1998), 더 자세히 보면 집단주의가 실제로 신뢰, 특히 일반화된 신뢰를 방해할 수 있음이 드러난다.
집단주의 문화에서 개인 간의 사회적 상호 작용의 질은 그들이 같은 내집단에 속하는 지에 따라 크게 좌우된다 (Watkins and Liu, 1996). 내집단 내 협력은 집단주의 문화에서 더 높지만, 개인주의 문화와 비교할 때 외집단 구성원과의 협력은 낮다 (Sinha, 1982; Triandis et al., 1988a). 사실, 집단주의 문화에서는 일반화된 신뢰 수준이 더 낮은 경향이 있다 (Fukuyama, 1995; Huff and Kelley, 2005). 경험적 연구는 이러한 주장에 대한 증거를 제공했다. 예를 들어, Leung (1988)은 미국인과 비교했을 때 홍콩의 중국인은 외집단 구성원과 더 많은 갈등을 겪는 경향이 있음을 발견했다. Espinoza와 Garza (1985)는 집단주의 문화에서 개인은 개인주의 문화에서보다 외집단 구성원과 경쟁하고 조종하고 착취 할 가능성이 더 높다는 것을 발견했다. 반면, 대부분의 사람들이 신뢰할 수 있다고 믿는 문화, 즉 일반화된 신뢰가 높은 문화는 보다 개인주의적인 경향이 있다 (Allik and Realo, 2004; Huff and Kelley, 2005; Kwon and Arenius, 2008).
신뢰는 정보 공유에 상당한 영향을 미친다 (Currall and Judge, 1995). 일반화된 신뢰의 차이에 따라, 내집단 구성원과의 지식공유와 외집단 구성원과의 지식 공유는 개인주의와 집단주의 문화가 다를 수 있다. 개인주의 문화에서는 일반화된 신뢰는 약한 유대가 관련 없는 개인으로부터 정보를 전달하는 통로로서 역할을 할 수 있게끔 한다. 왜냐하면 사람들이 집단 구성원자격을 덜 중시하기 때문에, 그들은 낯선 사람과 외부인을 신뢰할 가능성이 더 높으며 (Triandis, 1991), 부정적인 고정 관념과 의도의 의심과 같이 일반적으로 외집단 차별과 관련된 제약 없이 약한 유대로부터 정보를 활용할 수 있는 더 나은 상황에 있다.
집단주의 사회에서 일반화된 신뢰의 부재는 사람들이 외집단 구성원들에게 기회주의적으로 행동할 가능성이 높기 때문에 정보의 전달에 있어 약한 유대의 장점을 약화시키는데 (Chen et al, 2002), 이는 '정보의 불완전하거나 왜곡된 공개', 특히 '오도, 왜곡, 위장, 난독화 또는 혼동을 일으키기 위한 계산된 노력'을 포함한다 (Williamson, 1985: 47). 따라서 외부 정보를 은밀히 통지받을 때조차 정보의 신뢰성, 정보가 왜곡되지 않는다는 신념 (Thayer, 1968)은 정보의 후속 사용에 대한 중요한 선행자이므로 (O'Reilly, 1982), 사람들은 약한 유대에서 얻은 정보를 불신할 수 있다. 정보의 신뢰성이 정보원천과 수신자 사이의 관계와 그 둘 사이의 과거 상호 작용의 빈도의 함수라는 점을 고려할 때 (Moenaert and Souder, 1996), 약한 유대로부터 얻은 정보는 낮은 신뢰성과 연관되는 경향이 있다. 집단주의 문화에서 외집단 구성원에 대한 불신과 편견은 약한 유대로부터의 정보와 관련된 신뢰성을 더욱 떨어뜨리고 그들의 정보 혜택을 약화시킨다.
대신에 집단주의 문화에서는 신뢰할 수 없는 약한 유대의 원천으로부터 왜곡된 정보는 개인이 기회를 식별하는 것을 방해할 수 있다. 효과적인 의사 결정은 선택 간 가능한 연결에 대한 완전하고 정확한 정보를 기반으로 한다. 부적절하거나 부정확한 정보에 기초한 해석은 의사 결정의 효과를 감소시킨다 (Dean and Sharfman, 1996). 관련이 없는 신호는 또한 중요한 단서를 식별하기 어렵게 함으로써 기회에 대한 개인적 민감성을 낮춘다 (Manis, Fichman, and Platt, 1978). 이는 불완전하거나 부정확한 정보는 개인이 선택 간 관계에 대해 문제가 있는 해석을 발전시켜, 유망한 가능성을 탐지하는 것에서 멀어지게 할 수 있기 때문이다. 약한 유대에서 나온 정보의 보급 및 후속 사용에서 이러한 문제를 고려할 때, 약한 유대는 개인주의 문화에서와는 달리 집단주의 문화에서는 유용하지 않을 수 있다.
집단주의 문화에서 약한 유대의 정보 혜택이 훼손되는 상황에서, 정보는 이러한 내부 네트워크를 통해 흐르기 때문에 강한 유대는 정보 전송에서 중요한 이점을 나타낸다. 집단주의 사회에서, 사회적 자본은 중요한 정보 획득의 촉진자라기보다는 그 전제 조건이 될 수 있다 (Bjorkman and Kock, 1995). 내집단에 속하지 않는 사람들은 중요한 정보에 접근할 때 심각한 불이익을 받을 수 있다. Bian (1997)은 고도로 집단주의 문화인 중국에서 사람들이 구직을 하는 방법을 연구했고, 강한 유대가 개인에게 구직과 관련된 더 많은 정보를 제공함으로써 더 많은 구직 기회를 제공한다는 것을 발견했다. 특히, 직무 관련 정보를 통제하는 개별 에이전트는 자신이 모르거나 신뢰하지 않는 다른 사람들과 정보를 공유할 의사가 없다고 그는 제안한다. 다시 말해서, 강력한 유대 접촉이 없이는 집단주의 문화에서 유용한 정보를 얻는 것은 어렵다는 것이다. Wank (1996)는 중국 기업가들이 시장 정보를 얻기 위해 강한 유대 관계에 크게 의존한다는 그의 관찰에서 유사한 주장을 진전시켰다.
대조적으로, 내집단을 넘어 외집단까지 일반화 될 수 있는 높은 수준의 신뢰가 존재하기 때문에 개인주의 문화에서는 강한 유대의 이점이 완전히 나타나지 않을 수 있다. 내집단은 사회 계급, 인종, 신념, 태도 및 가치와 같은 특성을 공유하는 사람들로 정의되기 때문에 개인주의 문화에서 강한 유대를 드러낼 필요는 없다 (Triandis, 1972). 일반화된 신뢰에 의해 촉진된 사회적으로 이질적인 사회 네트워크를 통한 정보의 자유로운 흐름은 약한 유대가 정보 혜택을 완전히 실현할 수 있게 하는데, 이는 미국(개인주의 문화)에서는 가족과 가까운 친구가 기회 관련 정보의 주요 사회적 원천을 구성하지 않는다는 Ozgen and Baron (2007)의 연구결과에 의해 확인된다.
가설 1: 개인주의/집단주의는 유대 강도와 기회 인식 사이의 관계를 조절하여 유대 강도가 개인주의 문화에서는 기회 인식에 대해 부(-)적으로 관계되도록 하고, 집단주의 문화에서는 기회 인식에 대해 정(+)적으로 관계되도록 한다.
문화 간 교량 유대와 기회 식별
사회적 네트워크 분야의 학자들은 개인의 네트워크에 존재하는 구조적 구멍이나 단절된 행위자들 간의 결락된 유대가 개인의 정보 획득 능력에 영향을 줄 수 있다고 제안한다 (Burt, 1992). 구조적 구멍은 그렇지 않으면, 단절된 사회 집단에 다리를 놓기 때문에 비반복적 정보와 같이 중복되기 보다는 차라리 부가적인 네트워크 혜택을 제공한다 (Burt, 1992). 따라서 개인은 '구조적 구멍'을 채우고 중요한 정보를 얻을 수 있는 교량 유대를 개발해야 한다.
약한 유대와 구조적 구멍 모두에서 새로운 정보를 얻을 수 있지만 두 개념이 반드시 동일하지는 않다 (Burt, 1992; McEvily and Zaheer, 1999). 그림 1에서 보듯이 행위자 A는 다양한 네트워크에 관여 할 수 있다. 네트워크 I에서 행위자 A의 접촉자들은 네트워크 II의 A의 접촉자들을 알지 못하기 때문에 A는 B와의 약한 관계를 통해 이 두 네트워크를 다리 놓는다. 동시에 A는 C와의 강한 관계를 통해 네트워크 I와 네트워크 III을 또한 다리 놓는다. AB 링크와 AC 링크는 모두 교량 유대이지만, 전자는 약한 관계이고 후자는 강한 관계이다. 반면 행위자 В와 D 사이의 약한 유대는 구조적 구멍에 걸쳐 있지 않기 때문에 교량 유대가 아니다. 따라서 교량 유대는 강하거나 약할 수 있으며 (McEvily and Zaheer, 1999; Tiwana, 2008), 중복 접점 간에는 약한 유대가 존재할 수 있다 (Burt, 1992).
증거에 따르면 교량 유대가 충분하면 관리자는 보다 광범위한 비즈니스 기회를 발견할 수 있다 (Burt, 2003). Arenius와 De Clercq (2005)는 교량 유대가 기회 인식에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 발견했다: 두 단절된 네트워크 사이에 위치할 때 개인은 각 네트워크 내에 배타적으로 존재하는 정보를 얻을 수 있다. 예를 들어, 두 개의 산업별 네트워크 간을 연결하면 개인은 한 영역에서 축적된 지식과 경험을 아직 활용되지 않은 다른 영역에서 지렛대로 활용할 최적의 위치에 놓이게 된다.
교량 유대의 부수적인 가치는 학자들에 의해 인정되었다 (예를 들어, Ahuja, 2000; Vissa and Chacar, 2009; Xiao and Tsui, 2007). Burt, Hogarth 및 Michaud (2000)는 중개를 통해 구조적 구멍을 이용하는 것이 개인적이라고 지적한다. 구조적 구멍에 자신을 위치 지을 수 있는 개인은 두 집단을 상대함으로써 우위의 협상을 할 수 있으며, 그들의 불일치(Burt, 2000)로부터 가치를 창출할 수 있는데, 이는 집단적 목표와 개인적 관계보다 개인의 목표와 과제 성취를 우선시하기 때문에 집단주의자 환경에서는 용인되지 않을 수 있다. 예를 들어 Xiao and Tsui (2007)는 고도로 집단주의 문화인 중국에서 교량 유대는 개인적 경력 성과에 부정적인 영향을 미치는 것을 발견했다. 이는 집단주의 문화에서 두 집단의 경계에 머무르는 것이 사회적으로 가장 폄하되는 행동 중 하나이며 사회적 제재가 심하기 때문이다. 그것은 두 그룹 모두에서 개인을 소외시킬 수 있으며 (Xiao and Tsui, 2007), 기회 식별에 대한 교량 유대의 정보 혜택을 심각하게 저해할 수 있다.
가설 2: 개인주의/집단주의는 교량 유대와 기회 인식 사이의 관계를 조절하여 교량 유대가 집단주의 문화에서는 기회 인식에 부(-)적으로 관계되도록 하고 개인주의 문화에서는 기회 인식에 정(+)적으로 관계되도록 한다.
유대 강도, 교량 유대 및 IC의 효과
최근의 연구에 따르면 유대 강도와 교량 유대는 주요 효과 외에도 조직 결과 변수에 결합 효과를 발휘할 수 있다. 예를 들어, Tiwana (2008)는 강한 유대와 교량 유대가 지식 획득에 영향을 미치면서 상호 보완한다는 것을 발견했다. 사실, Burt (1992)는 강한 교량 유대가 사회적 네트워크의 최대한의 혜택을 가져오는 경향이 있다고 제안한다. 한편, 교량 유대는 개인을 다른 네트워크에 연결하고 잠재적으로 관련된 정보의 흐름뿐만 아니라 가용 정보의 풀을 확장할 수 있다. 반면에 강한 유대의 주요 이점은 정보 소통을 촉진하는 능력이다 (Hansen, 1999). 따라서 강한 유대는 교량 유대에 의해 가용한 다양한 정보 수집의 통합을 용이하게 하는 중요한 메커니즘을 제공할 수 있다. 즉, 교량 유대의 정보 혜택은 개인이 보다 효과적인 방식으로 정보를 처리, 통합 및 사용할 수 있게 하는 강한 유대에 의해 강화 될 수 있다. 동시에, 강한 유대의 강도는 다양한 지식, 정보 및 관점을 가져 오는 교량 유대에 의해 증폭될 수 있는데, 이는 정보를 이해하고 통합할 수 있는 개인의 능력 측면에서는 더욱 요구되는 것일 수 있다. 그러나, 약한 유대의 정보 혜택이 교량 유대에서 나오는 혜택과 일치하기 때문에 약한 유대는 교량 유대와 시너지 효과를 촉진하는 측면에서 제한적이다. 즉, 약한 유대와 교량 유대 사이에 잠재적인 정(+)의 상호 작용이 있을 수 있음에도 불구하고, 약한 유대와 교량 유대 사이의 상호보완성은 제한될 수 있다.
위의 주장은 주로 미국에서 수행된 선행 연구를 기반으로 한다. 유대 강도와 교량 유대의 결합 효과는 집단주의 문화에서는 다를 수 있다. 집단주의 문화에서는 조화와 상호 의존성이 촉진되고 순응성 압력이 가장 중요하다 (Bond and Smith, 1996). 사람들은 보다 일관된 신념의 집합, 높은 수준의 공유 가치, 공통 언어 및 강력하게 합의된 적절한 행동의 종류를 찾는 경향이 있다. 이러한 상황은 공유된 신념과 모순되는 방식으로 외부 지식의 원천을 흡수할 여지가 제한되어 있다. 고도로 집단주의 문화는 일탈에 저항하고 변화 시도를 늦추며 근친 교배를 촉진하는 경향이 있다. 정보 분배 측면에서 강한 관계에 대한 선호는 문제를 더욱 악화시키는데 왜냐하면 동일한 좁은 원 안에 있는 작업에 자신을 한정하면 시간이 지남에 따라 그러한 순응성이 증가하면서 고유한 아이디어를 생성할 능력이 제한되기 때문이다 (Goncalo and Staw, 2006).
교량 유대는 개인을 다양한 아이디어와 견해에 노출시킴으로써 협소함과 순응성 압력을 보상하는 중요한 보완 메커니즘으로 사용된다. 이러한 서로 다른 아이디어와 관점을 종합하면 가용 정보의 다양성과 풍부성이 높아져 창의적인 아이디어의 촉매가 될 수 있으며 (Hansen, 1999; Tiwana, 2008), 개인이 이용할 수 있는 기회를 확장할 수 있다. 강한 유대와 교량 유대 간의 기능-기반 상보성 외에도 교량 유대의 혜택은 사회적 고려로 인해 집단주의 문화에서 강한 유대를 통해 실현될 가능성이 높다. 앞서 언급 한 바와 같이, 두 단절된 접점을 연결하는 개인이 두 집단에 대항하여 행동할 수 있고 그들의 불일치로부터 가치를 세울 수 있기 때문에 집단주의 문화에서는 교량 유대가 부정적으로 여겨지는데 (Burt, 2000), 이는 집단의 이해보다는 차라리 개인의 자기-관심사에 기반한다. 강한 연결은 그들이 신뢰하는 강한 접촉으로 잠재적인 중개 행동에 대해 덜 걱정하기 때문에 이러한 부정적인 판단을 완화할 수 있다. 따라서 강력한 교량 유대는 사람들이 중요한 정보와 사회적 자본이 부여된, 두 개 이상의 단절된 네트워크에 접근 가능하게 한다 (Walker, Kogut, and Shan, 1997).
대조적으로, 교량 유대의 긍정적 보완 효과는 약한 관계로 확장되지 않을 수 있다. 구조적 구멍에 걸쳐있는 개인은 교량 유대가 약할 때 연결되는 두 네트워크 모두에서 부정적으로 지정되거나 보여질 가능성이 더 높다. 충분한 신뢰가 부족할 때, 개인은 또다른 네트워크와 연결된 약한 유대 접촉으로 잠재적인 중개 행동의 가능성이 훨씬 높다고 인식한다. 두 네트워크의 외집단 대우는 신뢰할 수 있는 정보를 얻고 관련 기회를 식별하는 개인의 능력을 더욱 제한할 수 있다. 다시 말해, 교량 유대와 약한 유대는 집단주의 문화에서 기회 식별에 대한 서로의 부(否)의 영향을 강화시킨다.
가설 3: 개인주의/집단주의는 유대 강도와 교량 유대 간의 기회 식별에 대한 교호효과를 조절하여
a) 개인주의 문화에서는 교량 유대가 유대 강도와 기회 식별 간의 역관계를 약화시켜 유대 강도가 기회 식별에 덜 부(-)적으로 관련되도록 하며
b) 집단주의 문화에서는 교량 유대가 유대 강도와 기회 식별 간의 정(+)의 관계를 강화시켜 유대 강도가 기회 식별에 더욱 정(+)적으로 관련되도록 한다.
방법
표본 및 절차
IС의 개념은 문화와 개인적 지향을 비교하는 데 유용할 수 있다 (예: Hofstede, 1980; Triandis et al, 1988a). 본 연구에서는 문화적 맥락으로서의 IС의 측면에 초점을 맞춘다. 특히, 대만과 미국의 문화적 맥락을 비교하면서 개인의 네트워크 사용이 문화적 가치에 의해 어떻게 영향을 받는지에 중점을 둔다.
국가 문화 및 분석 단위
국가가 문화를 대리하는 데 사용되어야 하는지에 대한 논란이 오래 지속되어 왔다 (예: Fiske, 2002; Oyserman et al, 2002; Steenkamp, 2001). 예를 들어, Oyserman et al (2002)은 Hofestede가 IС의 대리로서 국가-수준 등급을 사용하는 것에 대해 이의를 제기했다. 다른 학자들은 국가내 공통성과 국가 간 문화차이가 어느 정도 존재한다면, 문화가 국가 수준에서 유효하게 개념화될 수 있다고 제안한다 (예: Steenkamp, 2001). 앞선 증거는 이것이 사실임을 시사한다. 우리는 많은 다른 학자들 중에서도 Punnett and Ronen (1984), Ronen (1986) and Leung et al (2005)을 따라 다음의 근거로 이러한 사용을 정당화한다.
Hofstede (1991: 12)는 국가들은 다른 것들 중에서 상대적으로 유사한 역사, 언어, 종교, 정치, 법률 및 교육 환경으로 인해 '그들의 국민의 상당한 양의 공통 정신 프로그램의 원천'이라고 제안한다. 역사적으로 볼 때, 국가는 문화적 유사성의 정치적 표현이며 (Ronen, 1986), 이 두 변수는 유사한 변수 예를 들면 언어와 종교로 정의되었다. 실제로, 국가와 그 제도의 존재 자체는 문화의 균질화를 만든다 (예: Javidan et al, 2006; Peterson and Smith, 2008). 이는 국가가 완전히 동질적이라는 것을 의미하지는 않지만, 의미 있는 수준의 국가내 공통성을 이끌어내는 힘이 있다 (Steenkamp, 2001). 상기의 기능으로서 '국가 문화'를 기본 개념으로 사용하는 것이 가능할 뿐만 아니라 권장된다 (Leung et al, 2005).
선행 문헌에서는 국가-문화 수준에서 국가 간 체계적인 변이를 식별했다 (예: Hofstede, 1980; 1991; Schwartz, 1994; Smith et al, 1996). 예를 들어 Smith and Schwartz (1997)는 중국 3 개 지역, 일본 3 개 지역, 미국 5 개 지역을 표본추출하여 문화 간 연구를 수행 한 결과 각 국가 내 표본 간의 문화적 차이가 국가들 사이의 훨씬 더 큰 차이 때문에 가려진다는 것을 발견했다. 실제로 다국적 기업은 활동의 의미 있는 부분을 국가 기반으로 경쟁하고 조직하는데, 이는 규제 및 과세와 같은 영역에서 국가 간 변이가 그들의 전략 및 운영에 큰 영향을 미치기 때문이다.
미국과 대만의 문화 비교
본 연구에서 비교된 두 문화는 IС 차원에서 다른 가치를 대표한다. 대만은 집단주의 사회를 대표하고 미국은 개인주의 사회를 대표한다. 문화를 대리할 국가 선정과 관련하여 학자들은 신뢰도를 높이고 일반성을 강화하기 위해 다른 차원에 걸쳐 유사성을 공유하면서도 일부 이론적 측면에서는 가능한 멀리 떨어져 있는 국가를 사용하기를 권고한다. 이것은 Przeworski and Teune (1970)에 의해 발전되고 Farmer and Richman (1964)에 의해 다국적 상황에 적용되고 이후의 연구(예: Soares, Farhangmehr, Shoham, 2007; van de Vij ver and Leung, 1997)에서 확증된 ‘부분적 유사성’의 방법론적 원칙을 따른다. 예를 들어, 경제 이데올로기의 영향을 조사하기 위해 Sin et al (2005)은 대만과 중국을 비교하여 관심 관계에 미치는 문화적 영향을 통제할 수 있었다. Ralston et al (1997)은 문화적 요인의 영향을 조사하면서 경제적 요인에 대한 통제를 위해 일본과 미국을 선택했다.
문화적 가치와 관련하여, 대만과 미국은 현재 연구의 초점이 되는 IС 차원에서는 멀리 떨어져 있고 다른 문화적 차원에서는 가깝기 때문에 상기 논의 된 이상적인 비교 설정을 이룬다. 일반적으로, 선행 연구에 따르면 중국 사회는 서방 국가와 비교하여 높은 수준의 집단주의를 나타내는 경향이 있으며, 이는 중국 사회를 표본추출하여 IС의 영향을 조사하는 많은 연구로 이어진다 (예: Leung, 1988; Oyserman et al. al, 2002; Ralston et al, 1997; Xiao and Tsui, 2007). Cheung and Chow (1999)는 대만, 중공(PRC) 및 홍콩이 IС 차원에서 서로 크게 다르지 않으며 3 개의 문화 환경은 집단주의 문화의 분명한 특징을 나타냄을 발견했다 (Ronen and Shenkar, 1985. 참조). Ralston et al (1997)과 Xiao and Tsui (2007)를 포함한 대부분의 문헌은 중국인이 미국인보다 덜 개인주의적이고 더 집단주의적임을 확인하여 I/C에서 두 그룹을 차별화하는 것이 강건함을 시사한다. Oyserman et al (2002)은 또한 중국이 해당 차원에서 미국인과 대조되는 유일한 집단이라는 것을 발견했으며, 이는 중국 대 미국을 비교하는 것이 우리의 목적에 부합하는 최선의 비교 집단이 된다는 것을 시사한다.
국가 문화의 다른 부각되는 차원에서 집단주의 문화의 대리로 사용해온 다른 사회들과 대만을 비교했다. 특히, 우리는 Sivakumar and Nakata (2001)를 따랐는데, 그들은 가설 검정을 위한 다양한 표본 선택의 힘을 반영하는 지수를 계산하는 알고리즘을 개발했다. 그들은 최적의 국가 쌍을 식별하는 한 가지 방법은 초점 변수의 차이를 최대화하면서 비 초점 변수의 차이를 최소화할 것을 제시하는 데, 이는 국가 문화를 대리할 국가를 선택할 때 앞서 논의한 권장 사항을 반영한다. 우리는 Sivakumar and Nakata (2001)가 집단주의적 맥락으로 널리 사용된 문화를 위해 개발한 지수를 계산했으며 대만-미국 쌍은 IС 차원의 차이를 최대화하면서 다른 문화적 차원에서의 차이를 최소화하는 측면에서 최선의 사례가 됨을 발견했다. 다른 문화적 차원이란, 힘의 거리, 불확실성 회피, 남성성/여성성 및 장기/단기 지향 (부록 A 참조) 등이다.
이데올로기, 정치 및 경제와 같이 문화와 관련이 없는 국가 차이 측면에서 대만은 미국에 훨씬 더 유사하기 때문에 미국의 비교 기준으로서 대만은 중공보다 더 나은 선택이다. Cheung and Chow (1999)는 중공, 홍콩 및 대만의 경영적 가치를 비교하고 세 가지 환경이 유교 전통에 크게 영향을 받는 공통의 중국 문화 유산을 공유하지만 (Hsu, 1987; see also Shenkar and Ronen, 1987; Hofstede and Bond, 1988), 정치적, 경제적 요인으로 인해 그들 간에 차이점이 있음을 제시한다. 중공의 공산주의 이데올로기와 잡종 계획 경제와 대조적으로 홍콩과 대만은 수입된 제도를 포함한 식민지 경험의 영향을 받아(Crane, 1993), 특성화 된 기관이다 (Crane, 1993). 그리고 자유 시장 자본주의, 보다 선진화된 산업화 유형, 그리고 적어도 서방 세계와 공유되는 일부 민주주의적 제도가 특징이다. 또한 대만과 미국 모두에서 서비스 경제가 지배적으로 된 반면, 중공에서는 농업 및 산업 부문이 대부분의 경제 활동 (개발 수준의 주요 대리)을 대표한다. 경영, 마케팅 및 심리학에서의 이전의 문화 간 연구에서도 이러한 선택을 뒷받침 할 충분한 증거(윤리에서 사회적 관계에 이르기까지)를 제공하여 두 사회는 1С 차원의 비교 연구에 사용하기에 이상적이다 (예: Lee, Pratto, and Li, 2007; Liu, Friedman, and Chi, 2005; Sims, 2009).
가설을 시험하기 위해 대만과 미국 관리자의 설문 조사 데이터가 수집되었다. 우리는 다국적 기업의 자회사를 표본추출하여 선택하였는데, 미국 주재의 대만 회사의 미국인 직원과 대만 주재의 미국과 다른 외국계 회사의 대만인 직원을 대상으로 하였다. 체계적인 무작위 표본 추출 설계를 사용하여 대만 경제부가 제공하는 외국인 직접 투자 회사 파일에서 미국 주재의 500 개의 대만 회사를 표본추출했다. 대만에서는 동일한 설계를 사용하여 Dun and Bradstreet International이 발행한 대만의 외국 기업 목록에서 500 개 회사를 선정했다.
미국 주재 미국 회사와 대만 주재 대만 회사의 표본추출 선택과 비교할 때, 우리의 표본추출은 해당 자회사의 현지 직원이 다국적기업의 모국으로부터 압력을 받고 있기 때문에 문화적 맥락의 영향 측면에서 보다 엄격한 요건을 확립할 수 있도록 해준다 (Hofstede, 1980). 모국의 영향에 대한 가능한 혼란을 테스트하기 위해 대만 표본에는 개인주의 사회 및 집단주의 사회 출신의 기업에 의해 소유되는 외국계 자회사의 종업원들이 포함되었는데, 그들 사회들은 즉 미국, 영국, 프랑스, 독일, 네덜란드, 홍콩, 싱가포르 및 말레이시아 등이다. ANOVA 분석은 더 집단주의적인 모국과 더 개인주의적인 모국 사이에, 그리고 8 개 집단 간에 0.17 ~ 0.88 범위의 유의 수준으로 교량 유대, 유대 강도, 기회 식별 및 창업 지향과 같은 주요 변수에 대해 어떤 유의한 차이도 보이지 않았다. 또한 미국, 영국, 프랑스, 독일, 네덜란드와 같은 보다 개인주의자 사회 출신의 기업이 소유한 대만 주재 표본 회사와 대만 출신 기업이 소유한 미국 주재 표본회사에 대한 회귀 분석을 수행했다. 결과는 여기에서 보고된 결과와 일치했다.
응답자는 핵심 정보원, 즉 기업 운영에 정통하고 조사 중인 문제에 대해 기꺼이 보고할 수 있는 조직 구성원이었다 (Campbell, 1955). 이전 문헌에 따르면, 마케팅 및 연구 개발 (R & D) 직원이 유용한 정보에 접근하고 관련 지식을 보유하기 때문에 기회를 식별할 가능성이 더 높다 (Agarwal et al., 2004). 따라서 핵심 정보원은 (1) 영업, 마케팅 또는 R&D/엔지니어링 부서를 담당하고, (2) 5 년 이상의 직무 경험이 있으며, (3) 기꺼이 참여하고자 했다 (Heide and Weiss, 1995). 각 개별 기업의 규모에 따라 각 회사에서 1~5 명의 관리자를 대상으로 설문조사했다.
사전테스트
정보원의 품질과 응답의 유효성을 보장하기 위해 우리는 먼저 숙련된 면접관을 고용하여, 대면 및 전화 인터뷰를 실시함으로써 적격자를 식별했다. 사전조사 인터뷰에서 미국과 대만에서 각각 716 명과 854 명의 잠재적 응답자를 얻었다. 예비 설문지는 미국과 대만의 잠재적 응답자 중에서 각각 선정된 20 명과 24 명의 관리자를 대상으로 사전 테스트되었다. 사전테스트 응답자는 최종 표본에 포함되지 않았다. 설문지는 처음에 영어로 작성된 후 중국어로 번역되었다. 사전 테스트 후 영어 버전에서는 단지 사소한 조정이 필요했다 (모든 변수가 중국어 버전에서 사용된 것은 아님). 우리는 측정과 의미 동등성을 보장하기 위해 두 명의 독립적 번역가의 역 번역을 사용했다 (Brislin, 1980). 또한 미국인이 아닌 응답자들과는 적어도 1 시간의 시간을 할애하여 각 항목을 논의하면서 그들이 개념을 이해하고 질문을 정확하게 해석했는지 확인했다. 우리는 그들의 의견을 바탕으로 더 명확성을 제공하고 이해도를 높이기 위해 몇 가지 질문을 다시 작성했다.
응답률
최종 설문지는 이메일 또는 우편을 통해 1,526 명의 핵심 정보원에게 전달되었다. 우리는 참여할 인센티브로 작은 선물과 결과 요약을 제공했다. 최초 메일링, 한 번의 후속 조치 및 두 번의 알림고지로 총 304 개의 응답(20 %)을 생성했다. 정보 품질에 대한 사후 테스트는 역 점수 양식을 사용하여 수행되었다. 부적격 응답을 제거하기 위해 업무 경험, 부서별 소속 및 직책에 대한 정보를 고려하였다. 우리는 정보 품질에 대한 사후 테스트에 실패한 28 개의 설문지를 폐기했으며 상당한 데이터 누락으로 인해 15 개의 설문지를 제외했다. 통신, 전기 및 전자 제품, 운송 장비, 의료 장비 및 기계 산업의 93 개의 자회사로부터 총 261 개의 가용 설문지(17% 유효 응답률)를 얻었다. 두 표본의 산업 구성은 부록 B에 나와 있다. 직원 수에 따른 자회사의 규모는 0~500 (39 개 자회사), 500~1000 (22 개 자회사), 1,000~3,000 (17 개 자회사), 3,000~5,000 (8 개 자회사), 5,000~10,000 (7 개 자회사)이다.
261 명의 응답자 중 128 명의 정보원은 미국 주재 회사로부터, 133 명은 대만 주재 회사로부터 왔다. 이 표본은 93 명의 R&D 관리자 (35.6 %)와 168 명의 마케팅 및 영업 관리자 (64.4 %)로 구성되어 있다. 미국 표본에는 47 명의 R&D 관리자와 81 명의 마케팅 및 영업 관리자가 포함된다. 대만 표본은 46 명의 R&D 관리자와 87 명의 마케팅 및 영업 관리자로 구성된다. 기능이 다른 개인은 네트워크 특성 면에서 다를 수 있으므로 (Allen, 1970; Reve and Stern, 1979), 기능 영역을 비교하여 분석을 수행했습니다. ANOVA 테스트는 R&D와 마케팅 및 영업 관리자 간의 기회 식별 (t 값 = -1.47, p = 0.14)에 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다.
무응답 편향 평가
두 가지 방법으로 가능한 무응답 편향을 평가했다. 먼저, McEvily와 Zaheer (1999)을 따라 응답자들을 특정 핵심 속성 (직원 수와 회사 연령 측면에서 기업 규모)에 관해 무작위로 선정 된 60 명의 응답자와 비교했습니다. T-검정은 응답자와 비응답자 간의 평균 회사 규모 (t 값 = 0.25, p = 0.80)와 평균 회사 연령 (t 값 = 0.48, p = 0.63) 에서 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다. 둘째, Armstrong and Overton (1977)은 늦은 응답자가 무응답자를 더 대표한다고 주장했다. 우리는 Churchill (1991)이 제안한 t-test 절차를 사용하여 이른 응답자와 늦은 응답자를 비교했다. 이 비교는 관련 개념에 대한 이른 응답자와 늦은 응답자 간에 큰 차이가 없음을 나타낸다. 이러한 결과를 바탕으로 무응답 편향은 프레임워크를 테스트할 때, 문제를 나타내지 않는 것으로 보였다.
종속 변수 및 독립 변수
우리는 사전 테스트를 기반으로 수정이 행해진 이 연구의 개념들을 측정하기 위해 이전 문헌에서 추출한 확립된 척도를 사용하였다 1С 차원을 제외하고, 개념들은 다중-항목 척도를 사용하여 측정되었다.
교량 유대
교량 유대는 비중복성으로 개념화되었다 (Burt, 1992). 네트워크 규모와 같은 비중복성의 대안적 측정 방법 중에서, McEvily and Zaheer (1999)는 자아 중심 네트워크 측정이 가장 강건하다고 제안한다. 따라서 응답자(자아)에게 비즈니스 관련 정보 및/또는 신제품과 시장 기회에 관한 자문을 구한 회사 내부 또는 외부의 가장 중요한 5 가지 원천을 식별하도록 질문한 an instrument에 근거하여 비중복성을 측정했다. 5 가지 대안의 사용은 Aldrich, Rosen, and Woodward (1987), Podolny and Baron (1997), Nicolaou and Birley, (2003), and Ostgaard and Birley (1994)를 포함한 여러 네트워크 논문에서 지배적이다. Marsden (1987)은 또한 정보와 조언을 받는 6 명 이상의 대안을 가진 개인은 거의 없음을 (응답자의 5.5 %) 발견하였는데, 이는 후속 연구에서 거듭 확인된다 (예: McEvily and Zaheer, 1999; Staber, 2004). 응답자들은 또한 이 5 가지 원천 사이의 유대의 존재 정도를 보고하도록 요청 받았다.
비중복성 점수는 다음과 같이 계산되었다: 비중복성 = (잠재적 유대 - 실제 유대)/권고자수, 여기서 잠재적 유대는 자문가들 간 이론적으로 존재할 수 있는데, 최대 유대의 수(0~10); 실제 유대는 자문가들 간 존재하는 유대의 수(0~10); 그리고 자문가의 수는 응답자가 나열한 자문가들의 총 수와 같다. 이론적으로 5명의 자문가들 사이에 존재할 수 있는 유대의 최대값은 10(즉, n(n - l)/2, 여기서 n은 나열된 자문가의 수)이다. 만약 응답자가 네트워크에서 자문가들 중 둘 사이에 단지 하나의 유대만 있다고 기술하면, 중복성은 (10 - l)/5 = 1.8과 같다. 따라서 이 척도는 비중복성을 자문가 당 비중복적 유대의 비율로서 정의하여, 0~2사이의 값에 해당하며, 낮은 점수는 낮은 비중복성을 나타내고, 높은 점수는 높은 비중복성을 나타낸다, 다시 말해, 서로 아는 자문가가 낮은 비율인 높은 비중복성은 네트워크가 교량 유대에서 풍부함을 나타낸다 (McEvily and Zaheer, 1999).
이전의 문헌들은 자아 중심의 비중복 척도의 신뢰성과 타당성을 논의했는데, 이는 자아의 상호-변경 관계를 정확하게 평가할 수 있는 자아의 능력에 달려있을 수 있다 (예: Krackhardt, 1995; McEvily and Zaheer, 1999; Nicolaou and Birley, 2003). McEvily and Zaheer (1999)는 네트워크 데이터 기반 21 개의 자아를 무작위 표본으로 식별한 변경 사항을 조사하여 이 문제를 해결한다. 그들은 자아가 신고한 상호 변경 유대의 경우 72 %가 양쪽 모두로 확인되었고, 86 %는 적어도 한 쪽의 변경으로 확인되었다. 또한 Marsden (1990)은 자아 중심의 네트워크 데이터는 실제 네트워크보다는 인식 네트워크이지만 (Krackhardt, 1987) 측정값이 자아의 인식 이상을 반영한다는 것을 보여주기에 충분히 높은 대응률을 보이고 있음을 발견했다. Xiao and Tsui (2007)는 위에 언급된 편견이 자아 중심 네트워크 측정에 존재하더라도 그 편향이 모든 응답자에 대해 동일한 방식으로 작동할 것이며 대인(개인간) 비교에 대한 분석 및 결과에 영향을 미치지 않아야 한다고 주장한다. 따라서 우리는 선행 연구가 자아 중심 조치의 타당성을 보장하는 충분한 정당성을 제공한다고 생각한다.
유대 강도
우리는 Levin and Cross (2004)가 개발하고 검증한 3 가지 항목 척도를 채택하고 두 당사자 간의 관계의 밀접성과 상호 작용 빈도로 유대 강도를 측정했다. Hansen (1999)과 McEvily and Zaheer (1999)를 따라, 응답자에게 나열된 각 자문가와의 대인 유대의 강도를 보고하도록 요청했다. 이 정보를 사용하여 각 응답자에 대한 전체 유대 강도 점수를 나열된 각 자문가와의 유대 강도 값의 평균으로 계산했다. 이러한 유대 강도 측정은 유대 강도의 관점에서 개인의 사회적 네트워크의 전체 상태를 반영할 수 있다.
개인주의-집단주의 (IС)
GLOBE 척도의 대만과 미국의 원래 점수를 기준으로 복합 IС 점수를 작성했다 (House et al, 2004).
기회 인식
이 종속 변수는 Ozgen and Baron (2007) 및 Singh et al. (1999b)에서 채택된 3개 항목 척도로 측정하였는데, 이는 기회를 인식하는 능력과 기회가 존재하는 것처럼 보일 때의 기회에 대한 민감성을 모두 측정한다.
통제 변수
우리는 선행 문헌을 기반으로 여러 변수를 통제했다. 조직 특성은 개별 창업가 적 동기를 유발할 수 있기 때문에 (Kuratko, Montagno, and Hornsby, 1990), 우리는 Dess et al. (1997) and Miller (1983)의 조치를 채택하여 회사의 창업지향성(Dess, Lumpkin, and Covin, 1997)을 통제했다. 작업 경험과 기능적 배경은 이전 문헌에 근거하여 통제되었다 (Allen 1970; DeMartino and Barbato, 2003). 또한, 각 기업의 산업을 더미 코딩하여 잠재적인 산업 차이를 통제했다.
측정 모형의 평가
3 개의 잠정 개념을 측정하는 12 개 항목을 포함하는 측정 모델은 확인적 요인 분석을 실시했다. 표 1은 주요 변수의 상관 행렬과 기술 통계량을 나타낸다. 각 항목은 상관관계가 허용되는 기저 요인에서 우선순위로 특정된 요인에 부하가 걸리도록 제한되었다 (Gerbing and Anderson, 1988). 모형 적합 통계량 ( ^2 = 137.77 and p < 0.001, RMSEA = 0.08, NFI = 0.93, NNFI = 0.95, CFI = 0.96, GFI = 0.92)은 측정 모델이 데이터를 합리적으로 적합시킨다는 것을 제시한다.
모든 표준화된 요인 적재는 2.0보다 훨씬 높은 t 값(Anderson and Gerbing, 1988)과 평균 분산이 0.61~0.78로 추출되어 유의미했다. 개념 간의 공유 분산 범위는 0.00에서 0.21이다. 따라서 수렴 및 판별타당성이 확보되었다 (Fornell and Larcker, 1981). 또한, 복합 신뢰도 (CR)는 널리 인정되는 0.70의 임계값(Nunally, 1978)을 모두 상회했는데, 이는 우수한 내적 일관성을 보여준다. 종합적으로 측정 모델은 신뢰할 수 있으며 수렴 및 판별타당성을 나타낸다. 결과는 표 2에 요약되어 있다.
측정 불변성
대만과 미국의 표본에 대한 측정 불변성이 수행되었으며 결과가 표 3에 요약되어 있다. 제약조건이 없는 기준선 모형은 ^2 = 234.17이 생성되었다. 그런 다음 두 집단 간 요인 적재가 동일하게 제약된 모델 2를 검정했다. 카이-제곱 변화는 유의하지 않았다 ( = 0.99, Δdf = 9). 따라서 우리는 두 집단 간의 측정 동등성을 얻었다. 모델 3은 두 집단 사이의 개념들의 공분산을 더욱 제약했다. 카이-제곱 변화는 유의미했으며 ( = 5.35, Δdf = 1), 이는 잠정 개념들 사이의 공분산이 두 집단 간 서로 다르다는 것을 보여준다. 따라서 구조적 관계가 집단 간에 다르므로, 이는 조절 효과를 나타낸다.
분석
위계 조정 회귀 분석을 사용하여 가설을 검정했다. 교호 작용 항을 생성하기 전에 다중공선성을 줄이기 위해 예측 변수는 평균-중심화 하였다 (Aiken and West, 1991). 각 회귀 계수와 관련된 분산 팽창 계수의 후속 조사에서 1.00에서 1.75 사이의 범위가 나타났으며, 이는 다중 공선성에 심각한 문제가 없음을 시사한다.
결과
교호효과 검정에 대한 Aiken과 West (1991)의 제안에 따라, 우리는 모델 1에 통제변수와 주효과를 입력했다. IС와 유대 강도 간의 양방향 교호효과 항은 모델 2에 추가되었고 IС와 교량 유대 간의 교호효과 항은 모델 3에 추가되었다. 모델 4에는 모든 이원 교호효과 항이 추가되었다. 삼원 교호효과 항은 모델 5에 입력되었다. 표 4에 결과가 나와 있다.
가설 1은 IС가 유대 강도와 기회 인식 간의 관계를 조절한다고 제안했다. 모델 2는 IС와 유대 강도 간의 상호 작용이 기회 인식에 유의하며 정(+)적으로 관련되어 있음을 나타낸다 (ß = 0.19; t- 값 = 3.44; p <0.05). 이러한 발견은 개인주의 사회에서는 약한 유대가 기회 인식과 정(+)적으로 관련되지만, 집단주의 사회에서는 강한 유대가 기회 인식과 정(+)적으로 관련 될 것이라는 가설을 지지한다.
가설 2는 1С가 교량 유대와 기회 인식 사이의 관계를 조절한다고 가정한다. 모델 3은 1С와 교량 유대 간의 상호 작용이 기회 인식에 유의하며 부(-)적으로 관련됨을 나타낸다 (ß = -0.11; t- 값 = -2.00; p <0.05). 이 발견은 개인주의 사회에서 교량 유대가 기회 인식과 정(+)적으로 관련 될 것이라는 가설을 지지한다.
가설 3a 및 3b는 기회 식별에 대한 유대 강도 및 교량 유대의 결합 효과가 문화에 따라 달라지는 지 여부를 조사한다. 우리는 집단주의 문화에서 기회 식별에 대한 유대 강도의 긍정적 인 효과가 구조적 구멍에 의해 강화될 것을 제안한다. 실증적 지지는 표 4, 모델 5에서 볼 수 있다. 1С, 유대 강도 및 교량 유대 간의 삼원 교호 효과가 모델 5에 도입된 경우, 교호 효과 항은 0.1 수준에서 유의했고 (ß = 0.10; t- 값 = 1.81; p = 0.07) 기회 식별을 위한 첫 4단계의 그것들을 초과하여 유의미한 분산을 설명했다 (ΔR^2 = 0.01, ΔF = 3.29, p < 0.1).
삼원 교호 효과를 더 잘 설명하기 위해 우리는 모델 5에서 얻은 결과를 바탕으로 좌표를 그렸다 (그림 2 참조). 유대 강도와 교량 유대 값은 평균 위와 아래의 하나의 표준 편차로 설정되었다 (Aiken and West, 1991). 그림 2에서 볼 수 있듯이 교호 효과의 본질은 집단주의 문화에서 강한 교량 유대를 가진 관리자가 상대적으로 더 많은 기회를 식별한다는 것을 나타내며, 이는 가설 3b에 대한 지지를 제공한다. 교량 유대와 유대 강도 간의 교호 효과는 미국에서는 유의하지 않음에도 불구하고 더 많은 교량 유대를 가진 관리자일수록 상대적으로 더 많은 기회를 식별한다는 것에 주목하는 것은 흥미롭다.
사후 강건성 검사
위의 회귀 분석은 대만 및 미국 데이터가 모두 포함된 결합 데이터세트를 기반으로 한다. Lin et al. (2009), 우리는 기회 식별에 대한 사회적 네트워크의 영향에 대한 심층적인 통찰력을 얻기 위해 각 문화적 맥락에서 하위 표본 분석을 수행했다 (표 4). 미국 하위 표본에서는 예측 변수가 여전히 유의하다. 대만 하위 표본의 경우 유대 강도의 유의 수준은 증가하지만 교량 유대의 효과는 유의하지 않다. 이 흥미로운 발견은 기회 식별에 대한 교량 유대의 영향에 대한 유대 강도의 조절 특성 때문일 수 있다. Sohn, Ci, and Lee (2007)가 제안한 것처럼 유의하지 않은 주 효과는 교호 작용 효과가 서로 상쇄되는 반대 방향에서 발생할 수 있다. 이 추측을 테스트하기 위해 우리는 유대 강도에 대한 중위수(median) 분할을 수행하고 대만 하위 표본에서 강한 교량 유대와 약한 교량 유대의 효과를 비교했다. 결과는 강한 교량 유대는 기회 식별과 정적으로 관련되고 (ß = 0.48; t- 값 = 3.21; p <0.01) 반면, 약한 교량 유대는 기회 식별과 부적으로 관련되는 것으로 나타났다 (ß = -0.36; t- 값 =- 2.61; p <0.05), 이는 대만 하위 샘플에서 교량 유대의 유의하지 않은 주 효과를 설명할 수 있다.
토의와 함의
이 연구는 문화적 맥락, 특히 IС 차원을 구체화함으로써 사회적 네트워크가 후속 기회 식별에 미치는 영향을 조명한다. 연구 결과는 문화 간 경영, 사회적 네트워크 및 광범위한 전략 연구에 대한 향후 연구에 상당한 이론적 시사점이 있다.
이 연구의 주요 의미는 문화적 맥락이 정보 사용 및 기회 식별 측면에서 사회적 네트워크의 다양한 측면을 더욱 두드러지게 한다는 것인데, 이는 경계 조건과 대안 네트워크의 기저 논리를 이해하는 것이 네트워크 분석에 중요하다는 Levinthal (2007)의 주장을 반영한다. Xiao and Tsui (2007)는 집단주의 문화에서 사회적 자본을 창출하는 것은 구조적 구멍보다는 네트워크 폐쇄라고 제안한다. 우리의 연구 결과는 이러한 주장과 일치하며 개인주의자 문화에서는 사회적 네트워크의 기능적 의무가 더 두드러지는 반면, 집단주의자 문화에서는 사회적 네트워크의 사회적 측면이 더 중요한 동인임을 보여준다. 사회적 네트워크의 기능적 이점은 사회적 수용 없이는 실현될 수 없습니다. 예를 들어, 비중복 정보 원천이 사회적으로 승인되지 않으면, 개인에게는 기대한 만큼 도움은 되지 않습니다. 보다 광범위하게, 우리의 결과는 문화적 가치, 특히 IС와 같은 맥락 변수가 소비자 행동, 채용 효과, 개인 경력 성과, 직업 이동성 및 기업 성과와 같은 다양한 결과 변수에 대한 사회적 네트워크의 영향을 조절한다는 것을 발견한 학자들의 관찰과 일치한다 (예: Bian, 1997; Li et ai, 2008; Ma and Allen, 2009; Watkins and Liu, 1996; Xiao and Tsui, 2007).
둘째, 우리의 결과는 Tiwana (2008) 및 Levin and Cross (2004)와 같은 사회적 네트워크에 대한 최근 연구를 보완하고 있는데, 이들 연구는 상호보완 효과의 맥락과 상호보완 효과를 발생시키는 메커니즘의 측면에서 다양한 유형의 사회적 유대의 상호보완성을 인식하고 설명한다. 현재의 연구 결과는 McEvily and Zaheer (1999)에 호응하며, 유대 강도와 교량 유대 사이의 미미한 상관 관계에서 볼 수 있듯이 교량 유대가 반드시 약한 유대는 아님을 보여준다. 대신, 교량 유대는 경쟁 능력(McEvily and Zaheer, 1999) 및 기회 식별과 같은 결과 변수에 영향을 미치는 유대 강도와 상호작용할 수 있다.
이번 연구결과는 또한 강한 교량 유대와 약한 교량 유대를 구별함으로써 교량 유대에 대한 집단주의 문화의 영향에 관한 Xiao and Tsui (2007)의 연구를 확인하고 확장한다. Xiao and Tsui (2007)는 내집단 충성도에 대한 집단주의 문화의 선호로 인해 교량 유대가 개인 성과와 부정적으로 관련되어 있다고 주장한다. 우리는 집단주의 문화에서 교량 유대가 항상 불리한 것은 아니라는 것을 발견했다. 사실, 앞서 논의한 바와 같이, 집단주의 문화에서 교량 유대의 정보 혜택이 실현될 수 있는지의 여부는 교량 유대의 강도에 의해 결정된다. 교량 유대는 내집단 구성원자격에서 파생되는 필수적인 사회적 자본이 없을 때에는 기회를 식별하는 개인의 능력을 약화시킨다. 약한 교량 유대는 기회 식별과 더 부(-)적으로 관련되지만 강한 교량 유대는 더 많은 기회 식별로 이어진다. 따라서, 교량 유대와 유대 강도는 문화적 맥락을 교차하여 서로 다른 방식으로 상호 작용할 수 있으며, 이는 향후 네트워크 연구에서 흥미로운 논의로 이어질 수 있다.
셋째, 우리의 연구 결과는 주재국이 다국적기업(MNCs)의 자회사 및 직원 행동에 영향을 미친다는 데 중요한 역할을 한다는 것을 보여주는 기존 연구와 궤를 같이 한다(예: Makino, Isobe, and Chan, 2004; Fey and Furu, 2008; Shin, Morgeson, and Campion, 2007). MNC의 주재국이 경영 통제 유형(Egelhoff, 1984)과 같은 자회사의 다양한 측면에 영향을 미친다는 점은 주목할 만하지만, 주재국은 지식 창출(Almeida and Phene, 2004) 및 전략적 지향(Luo and Park, 2001)과 같은 측면에서도 중요하다. 예를 들어, Shin et al (2007)은 주재국의 1С 차원이 주재원의 관계 지향적 행동에 영향을 미치며, 주재국의 문화는 개인이 그에 따라 행동을 조정하도록 한다는 것을 발견했다. 특히, 우리는 주재국의 문화적 맥락이 기회를 식별하기 위한 자회사 직원의 사회적 네트워크 사용에 크게 영향을 미치는 것을 발견했는데, 이는 문화적 맥락이 개인의 행동을 형성시키도록 지시하는 것이다. 즉 당신이 하는 일은 당신이 어디에 있는지에 달려 있다.
본 연구에는 몇 가지 한계가 있다. 첫째, 짧은 기간 프레임으로 인해 통제 변수 선택이 제한 될 수 있다. 향후 연구는 기회 인식 프로세스에 잠재적 영향을 미칠 수 있는 다른 변수들을 포함할 수 있다. 예를 들어, 창업가행 연구는 성격도 기회 식별 프로세스에 영향을 줄 수 있다고 제안해왔다 (Busenitz and Lau, 1996; Hills, Lumpkin, and Singh, 1997). 둘째, 자아 중심적인 네트워크를 사용하면, 전체 네트워크에 대한 정보는 얻을 수 없다. 결과적으로, 우리는 참여자가 전체 네트워크에서 어떻게 자리매김 하는지, 그리고 참여자가 네트워크 유대로서 식별한 다른 사람들이 그 관계를 어떻게 인식하는지는 알 수 없다. 셋째, 우리는 두 가지 전형적인 개인주의와 집단주의 문화, 미국과 대만에서만 가설을 시험하여, 관찰되지 않은 이질성의 문제를 제기된다. 관찰되지 않은 변수의 잠재적 영향을 다루기 위해 우리는 비교를 위한 문화적 맥락을 신중하게 표본추출하고 모형에 많은 통제 변수를 포함시켰다. 그러나 두 표본은 관찰되지 않은 경제적, 정치적 차이와 같은 다른 측면에서 여전히 다를 수 있다. 불행히도, 우리의 표본추출 방식은 관찰되지 않은 모든 요인의 영향을 포착할 수 없다. 잠재적 대안 설명을 더 배제하기 위해 더 큰 문화 표본에 기초한 문화적 맥락의 영향을 조사할 향후의 연구가 필요하다. 또한 Shenkar (2001)는 문화 간 연구의 엄격성을 강화하기 위해 인지적 조치로 국가 수준의 데이터를 보완할 것을 권고한다. 따라서 응답자가 지지하는 IС 관점을 검증하는 인지적 조사 도구 역시 문화적 맥락의 영향을 확립하기 위해 향후 연구에서 사용될 수 있다. 또 다른 잠재적인 이론적 확장은 혁신에 큰 영향을 미칠 수 있는 (Mueller and Thomas, 2001) 불확실성 회피와 같은 다른 문화적 변수의 탐구(Lee and Peterson, 2000)에 있다.
일반적인 방법 분산 문제는 동일한 방법을 사용하여 동일한 원천에서 모든 구성 측도를 수집할 때 발생할 수 있다. 그러나 거의 모든 가설이 주 효과가 아닌 상호 작용 효과를 기반으로 한다는 점을 고려할 때 일반적인 방법 편향이 이번 결과를 도출시켰을 가능성은 적다. 응답자들은 연구자들의 상호 작용 가설을 추측하여 그들의 반응을 체계적으로 편향시킬 수 없기 때문에 예측된 상호 작용 효과에 의해 나타난 복잡한 데이터 관계는 일반적인 방법 편향으로는 설명되지 않는 것으로 관찰되었다 (Doty, Glick, and Huber, 1993; Evans, 1985). 또한, 여기 가설을 시험하는 데 사용된 모든 변수가 원래 응답 데이터인 것은 아니다. 예를 들어, 교량 유대의 측정은 원래의 응답 데이터를 변환한 것이며 IC 점수는 GLOBE 프로젝트에서 얻었습니다. 결과적으로, 우리는 이러한 결과가 일반적인 방법 분산에 영향 받지 않는다고 합리적으로 확신한다.
관리자의 경우 창업가적 관리자는 그들에게 체화된 문화에 따라 다른 유형의 네트워크 유대에 의존할 필요가 있음을 시사한다. 유대 강도와 교량 유대에 영향을 미침으로써 문화적 가치가 기회 식별 프로세스에서 결정적인 역할을 한다는 점을 감안할 때, 개인은 문화적 맥락을 감지하고 기회 인식에 가장 큰 혜택을 주는 유대의 조합을 만드는 것을 배울 것을 제안한다. 이러한 감지는 개인이 세계 경제에서 점점 더 실현 가능한 선택인 문화적 경계를 넘을 때 특히 어려운 도전과제이다. 집단주의 문화에서 운영을 숙고하는 개인주의 문화 출신 관리자는 비즈니스 기회를 식별하기 위해 약한 유대 관계에 대한 그들의 의존이 필요한 정보를 얻어내지 못하므로, 강한 유대를 구축할 필요가 있는데, 예를 들어 비즈니스 파트너 및 관련 후원자와의 관계를 배양함으로써 가능하다는 것을 알게 될 것이다. 집단주의 문화 출신인 관리자는 약한 유대를 더 잘 활용하고 이 원천에서 얻은 정보의 유용성을 면밀히 평가하는 법을 배워야 한다. 그들이 내집단 정보와 외집단 정보를 다르게 처리하면, 개인주의 문화에서는 불이익이 될 수 있는데, 왜냐하면 약한 유대로부터 온 유용한 정보를 신뢰하지 않는 것은 중요한 기회를 잃을 수 있기 때문이다.
감상:
사회적 네트워크에서 약한 유대의 혜택이 개인주의 문화의 사회와 집단주의 문화의 사회에 각각 다르게 나타날 수 있다는 것을 보여주는 통찰력이 매우 높은 논문이다.
(2021. 8. 7)
