環境動態性與競爭性對雙元創新協同性的影響：資源拼湊的中介作用與組織情緒能力的調節作用

彭 燦，曹冬勤，李瑞雪

(南京航空航天大學 經濟與管理學院，江蘇 南京 211106)

0 引言

在新冠疫情和全球性競爭沖擊下，現代企業很少只受到單一環境要素影響，而是始終處于動態與競爭并存的復雜外部環境中[1]，創新驅動的價值更加凸顯。既有研究表明，過度的突破性創新或漸進性創新對企業績效可能產生負向影響，唯有實施雙元創新，即同時開展漸進性創新和突破性創新，并著力實現上述兩種創新的恰當平衡和有效互補，才能更好發揮創新的驅動作用[2]。雙元創新協同性不僅能反映突破性創新和漸進性創新兩類活動的均衡程度(平衡性)，而且能反映兩類創新活動的交互程度(互補性)，因而能更全面、科學反映企業雙元創新水平[3-4]。因此，企業要想在動態與競爭環境中實現創新驅動，就必須著力提高其雙元創新協同性。

然而，理論界對環境動態性、環境競爭性與雙元創新協同性關系的相關研究尚付闕如。既有研究基于二元組織理論，重點探討環境動態性與競爭性對雙元創新的影響，認為如何駕馭和應對環境動態性與競爭性已經成為企業成功開展創新活動的關鍵[5]，但關于二者的關系尚未得出統一結論。如多數學者認為環境動態性與競爭性促使企業增加創新投入，為企業創新提供契機[6]；Hunter[7]則認為，當環境氛圍不適配時，環境特性對創新績效具有負向作用；彭燦等[8]認為，高環境動態性與競爭性有利于突破性創新績效提升而不利于漸進性創新績效提升?？傮w看，環境動態性與競爭性對企業雙元創新的影響還有待進一步探討。此外，外部環境對企業雙元創新的影響是一個復雜過程，在創新管理領域，外部環境一直被認為是影響企業創新活動的重要前因變量，但是關于外部環境究竟通過哪些中介變量影響企業創新活動的研究甚少。資源基礎理論認為，雙元創新依賴于外部環境信息的獲取、補充和整合才能持續產出成果[9]。而在動態與競爭環境下，資源匱乏正成為創新新常態，資源拼湊逐漸成為企業創新的必然策略。探討資源拼湊在外部環境與雙元創新之間的作用，是當今二元組織理論十分重要但未被實證探討的問題。

進一步地，情緒社會建構理論認為，企業創新行為也受到組織情緒與組織系統層面交互作用的影響。既有研究表明，在高水平組織情緒能力環境中，企業團隊情緒氛圍更趨于一致，外部信息和資源能夠被有效應用到企業創新中；而在低水平組織情緒能力中，資源重組和整合能力減弱，阻礙企業創新能力提升[10]。因此可以推斷，組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新中具有邊界作用。但既有研究缺乏將組織情緒能力作為組織創新系統層面邊界條件的探討，仍然聚焦于其前因、后果及理論框架的研究[11]。

圍繞上述問題，基于資源基礎理論、組織二元理論和雙元創新理論，本文從資源拼湊角度研究環境動態性與競爭性對雙元創新協同性的影響機制，并考察組織情緒能力在其中的調節效應。本研究主要貢獻在于：首先，現有關于企業外部環境的研究大多聚焦于單一環境要素，未將環境動態性與競爭性置于同一理論框架下，在環境動態性與競爭性對企業創新活動的作用探討上也未達成共識。本研究通過理論分析和實證研究揭示環境動態性與競爭性對雙元創新協同性的影響，為企業根據外部環境特性更加卓有成效地實施雙元創新提供理論依據和參考。其次，探討資源拼湊在環境動態性、環境競爭性與雙元創新協同性之間的中介作用，為識別外部環境對雙元創新的復雜過程作出努力。盡管資源拼湊研究文獻逐年增多，但大多偏向理論分析和案例研究，實證研究較少。最后，通過組織情緒能力界定資源拼湊影響雙元創新協同性的邊界條件。在大力實施創新驅動發展戰略的背景下，將組織情緒能力引入雙元創新研究領域，既豐富了組織情緒能力的應用范圍，也完善了外部環境與雙元創新相關研究，將雙元創新研究拓展至心理學領域，為解釋組織創新行為提供了一個新的研究視角。

1 研究假設

1.1 環境動態性、環境競爭性與雙元創新協同性

雙元創新即同時實施突破性創新和漸進性創新。突破性創新是指通過根本性技術變革獲取長期競爭優勢的創新活動；漸進性創新是指改善現有技術和產品，通過穩定市場地位獲得短期績效的創新活動。雙元創新平衡性是指突破性創新與漸進性創新兩種方式的平衡程度[12]；雙元創新互補性是指兩種創新方式之間相互補充和促進的特性[13]；雙元創新協同性是指突破性創新與漸進性創新之間的協同程度，包括雙元創新平衡性和雙元創新互補性兩個維度[3]。雙元創新協同性較高的企業，其突破與漸進兩種創新方式既相互平衡又互為補充。

環境動態性是指外部環境的變化程度和不可預測程度，包括顧客、競爭者、市場和行業創新的難以預測性[14-15]；環境競爭性是指外部環境中競爭領域與競爭對手數量的同質性程度，體現為高效率和低價格導向[16]。動態能力理論認為，環境動態性與競爭性使企業面臨較大壓力，迫使企業在短時間內調整創新資源、創新流程和慣例，改善原有產品、工藝和服務，增強企業競爭優勢[17]。由于企業行為存在慣性，企業往往為追求短期財務績效而將更多資源投入到具有積極性、可預測性的漸進性創新中，對已有產品和服務進行改進、完善和拓展，以便在短期內實現現有技術和業務流程優化[18]。但隨著資源稀缺程度不斷提高，競爭優勢僅通過漸進性創新難以建立或維系。為了在競爭中獲得比較優勢，采取具有非連續性、革命性、破壞性的突破性創新更能增強企業對技術變革和市場不確定性的適應能力，推動產品和服務創新，從而提升企業競爭地位[19]。可見，環境動態性與競爭性能夠促進突破性創新和漸進性創新兩類創新活動開展，提高企業現有資源利用效率，改善企業由于資源不足而偏向于某種創新活動的組織行為，使雙元創新平衡性得到保障，避免企業陷入“兩類陷阱”，即過度依賴漸進性創新的“能力陷阱”和過度關注突破性創新的“失敗陷阱”，有效促進雙元創新平衡性。基于此，本文提出如下假設：

H1a：環境動態性與雙元創新平衡性正相關；

H1b：環境競爭性與雙元創新平衡性正相關。

如前所述，環境動態性與競爭性能有效促進企業漸進性創新。一方面，漸進性創新過程產生的知識資源和技術資源不僅能夠增加企業技術積累、滿足市場顯性需求，還能夠促進企業新知識搜索，使企業具有吸收和消化新知識的能力，以保證高水平的突破性創新[3]。也即，漸進性創新的“輸出”成為突破性創新的“輸入”。另一方面，突破性創新活動過程中產生的知識、技術與當前行業內已有技術差別較大，突破性創新活動產生的知識、技術、信息等恰恰是漸進性創新活動的基礎，反過來為漸進性活動的開展注入活力，推動企業對知識的創新性應用[20]?？梢姡瑑煞N創新活動的開展相互促進、相互補充，彼此創造的價值得以放大，從而提高雙元創新的互補效應?；诖?，本文提出如下假設：

H2a：環境動態性與雙元創新互補性正相關；

H2b：環境競爭性與雙元創新互補性正相關。

從協同論角度看，雙元創新平衡性是指突破性創新與漸進性創新的均衡程度(競爭)，雙元創新互補性則是指兩類創新活動的交互程度(合作)[21]。奚雷等[3]認為，如果兩類創新活動均衡程度和交互程度均較高，兩者之間協同程度(協同性)往往也較高。為應對環境動態性與競爭性的挑戰，企業會努力挖掘現有資源潛力，致力于提升現有資源利用率，間接增加資源供給，保證突破性創新和漸進性創新活動的持續性。既要強調通過突破性創新獲得長期收益，也要鼓勵漸進性創新實現短期財務績效，減少兩者實施程度的絕對差異，以達到相對穩定狀態，最終通過兩類創新活動的平衡與互補獲得持續競爭優勢[22]。由此可見，環境動態性與競爭性不僅有利于實現突破性創新與漸進性創新平衡，還能提高兩類創新活動的互補效應，而平衡性與互補性都較高的企業，其雙元創新協同性往往也較高[3]。由此推斷，環境動態性與競爭性對雙元創新協同性具有正向影響?；诖?，本文提出如下假設：

H3a：環境動態性與雙元創新協同性正相關;

H3b：環境競爭性與雙元創新協同性正相關。

1.2 資源拼湊的中介作用

Baker&Nelson[23]最早將資源拼湊引入戰略管理領域，并將其定義為，通過整合手邊資源不斷發現新問題和開發新機會。這一定義包括3個方面內容：①立即行動，強調拼湊者以合適為標準，采取積極主動行為抓住任何可能的機會；②現有資源(物質資源和無形資源)，包含企業現有資源和企業能夠通過某種渠道獲得的廉價資源；③解決新問題的資源重組，即拼湊者根據外部環境變化，對原有資源價值進行重新判斷，放棄固守資源原有使用意圖，通過打破資源現有配置進行新的資源重組。

資源拼湊作為一種有效的商業模式創新，為企業克服資源約束提供了新思路。近年來，學者們采用案例分析、扎根理論、多重比較等研究方法，圍繞資源拼湊的前置因素展開了一系列研究[24]。其中，組織外部環境因素引起創新創業領域學者廣泛關注[25]。環境動態性使企業面臨較大不確定性，企業既要考慮當前產品的需要，也要考慮長遠發展，使得突破性創新和漸進性創新活動所需資源受到一定約束，而資源約束條件是企業采取資源拼湊戰略的驅動要素[26]。由此可以推斷，環境動態性越高的企業，越需要利用資源拼湊彌補其開展雙元創新活動時經常面對的資源缺口，因此環境動態性與資源拼湊之間理應具有正相關關系。

隨著研究的深入，孫銳和周飛[27]發現，資源拼湊能夠通過促進組織高效利用資源，引發組織突破性創新行為。新的資源組合方式是推動創新變革的基本條件，企業通過資源拼湊能夠有效緩解突破性創新和漸進性創新活動帶來的資源壓力，通過提高資源利用率達到促進兩類創新活動的目標，使企業可以在動蕩多變的環境下，為兩種創新活動順利開展、適當平衡及相互促進，提供充足和適宜的資源，從而有利于突破性創新與漸進性創新的平衡、互補和協同?？梢?，資源拼湊與雙元創新協同性之間存在正向關系。綜上所述，本文提出如下假設：

H4：資源拼湊在環境動態性與雙元創新協同性之間起中介作用。

H4a：資源拼湊在環境動態性與雙元創新平衡性之間起中介作用；

H4b：資源拼湊在環境動態性與雙元創新互補性之間起中介作用。

環境競爭性作為組織外部環境的重要特性之一，是企業資源拼湊行為的重要前因變量。環境競爭性使企業在研發、制造、營銷等環節及產品、工藝、服務、管理等方面面臨更大壓力，迫使企業采取資源拼湊方式獲取外部資源，并對外來資源和自有資源進行適當改造、整合和重構，以緩解環境帶來的資源限制[28]。Desa[29]研究表明，環境競爭性與資源拼湊正相關，外部環境競爭越激烈，企業越傾向于采取資源拼湊行為增加對有形資源的利用，將無價值資源轉化為有價值資源，突破資源約束壓力。

資源主觀建構主義觀認為，拼湊是以人為中心，對物質資源和創意資源進行的學習和改造行為，通過高效尋求資源創造出新資源組合方式，企業可以借助資源拼湊開發的新資源，滿足突破性創新需求。因此，資源拼湊與突破性創新正相關。此外，資源拼湊是可以啟發人類思維的“修補術”，采用資源拼湊有助于企業不受資源與價值固有關系限制，擴展已有知識和技能，進而滿足漸進性創新活動需要[30]。因此，資源拼湊不僅有利于突破性創新與漸進性創新活動開展，而且可以通過創新資源規模擴大和靈活使用，提高企業雙元創新平衡性、互補性和協同性。綜上所述，本文提出如下假設：

H5：資源拼湊在環境競爭性與雙元創新協同性之間起中介作用。

H5a：資源拼湊在環境競爭性與雙元創新平衡性之間起中介作用；

H5b：資源拼湊在環境競爭性與雙元創新互補性之間起中介作用。

1.3 組織情緒能力的調節作用

知識經濟時代的到來使企業內部工作更加錯綜復雜，企業員工情緒問題也日益凸顯，情緒管理問題逐漸成為學者們關注重點[31]。隨著情緒研究的深入，學者們發現情緒具有心理學和社會學雙重特質，滲透到企業組織各個層面，進而為企業創新活動提供情緒動力或情緒阻礙[32]。因此，組織管理員工情緒的方式和能力等問題開始受到關注。如Huy(2005)率先提出組織情緒能力概念，將其定義為一種組織感知、理解、監測、調整和利用組織情緒以及在組織結構、慣例和流程中引導、體現其情緒的能力。組織情緒理論將組織情緒作為一種重要組織資源，組織特定情緒狀態被稱為情緒動態性，主要包括認同、和諧、體驗、游戲、表達和鼓舞6個維度[33]?，F有研究主要聚焦于組織情緒能力的前置因素和后效因素，鮮有文獻將組織情緒能力作為組織資源轉化進程的邊界條件。盡管梁阜等[10]基于SOR模型進行了嘗試，但組織情緒能力在組織資源轉化過程中到底發揮著怎樣的作用依然不得而知。

傳統管理者常認為組織情緒難以掌控而傾向于忽視情緒的作用，但隨著環境動態性與競爭性提升，組織員工面臨的壓力越來越大，自我意識也越來越強，員工情緒問題越來越多，這一點在科技型企業中表現得尤其顯著[34]。組織情緒不僅影響著員工和企業健康，也影響著企業資源拼湊與創新之間的關系(孫銳，2017)。情緒社會建構理論表明，組織情緒能力對企業創新具有顯著作用，這意味著組織對個體情緒資源的整合與應用能力越強，創新能力就越突出，反之亦然。具體地，當組織具有較強的組織情緒能力時，組織情緒表達和展示空間得到擴展，組織創新場景中的情緒溝通、互動和共享活動會增加[10]。因此，在高水平組織情緒能力下，員工之間交流增多、摩擦減少，組織文化和價值得到更多認可，組織對員工情緒資源的整合能力增強。資源基礎理論認為，情緒作為一種資源，組織對情緒資源的整合性越強，將其轉化為創新資源的動能就越大[27]。因此，在高水平組織情緒能力下，企業資源拼湊效率提升，單位時間內資源可得性隨之增加，產生的新知識和新資源也更多，從而為企業創新活動提供新知識、資源和信息，進而鼓舞企業創新行為。無論是突破性創新還是漸進性創新，都將受益于資源拼湊效率提升產生的新動能，其為兩類活動平衡發展創造條件，使二者在不斷發展中相互促進、相互補充，從而有利于突破性創新與漸進性創新協同。

綜上所述，組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新協同性(平衡性和互補性)之間存在正向調節作用。因此，本文提出如下假設：

H6：組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新協同性間起正向調節作用。

H6a：組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新平衡性間起正向調節作用；

H6b：組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新互補性間起正向調節作用。

根據上述理論分析與研究假設，得到本研究概念模型，如圖1所示。

圖1 概念模型

2 研究設計

2.1 樣本調查

為了對上文提出的研究假設和概念模型進行實證檢驗，本文通過問卷調查方式收集江蘇、四川、廣東、浙江、重慶等地科技創新企業相關數據。問卷調查對象為科技創新企業中高層管理者和骨干科技人員，樣本企業根據《高新技術企業認定管理辦法》(2018年)選取，主要涉及電子科技、新能源、生物醫藥、機械制造、資源環境等領域。為確保問卷題項的合理性，研究涉及的變量測量盡量采用或參考國內外已有成熟量表，并結合中國情境和研究目的對問卷相關內容進行適當調整，設計出一套半開放式問卷，通過隨機抽樣形式從實證樣本中選擇80名企業員工進行預調研。根據預調研反饋結果，對初始量表進行進一步修訂，最終得到較為科學和實用的量表。2019年底至2020年2月為正式調研階段，先通過電話與隨機抽取的企業高層進行聯絡，確認可以接受調查后，再給該企業中高層管理者和骨干科技人員發送電子郵件。此次調研共發放問卷450份，回收325份，剔除漏缺嚴重、答案呈規律性的問卷后，得到有效問卷299份，問卷有效回收率為66.4%。樣本描述性統計如表1所示。

表1 樣本描述性統計結果(N=321)

2.2 變量測量

本研究采用Likert 5分量表對變量進行測量，為了提高度量的準確性，在充分借鑒國內外相關成熟量表的基礎上，結合實際情況及專家意見，對測量題項進行適當調整和修改。各變量具體測量題項如表2所示。

表2 變量測量題項及來源

(1)自變量：環境動態性與競爭性?；贘ansen[2]開發的量表，從行業技術、市場需求和市場環境3個維度度量環境動態性，從競爭強度、競爭對手和競爭價格3個維度測量環境競爭性。

(2)因變量：雙元創新協同性，包括雙元創新平衡性和雙元創新互補性兩個維度。參考Jansen[2]的測量量表，分別測量突破性創新和漸進性創新。在計算雙元創新平衡性時，為了區分高能平衡和低能平衡兩種狀態，采用王鳳彬(2012)的計算方法，假設X、Y分別表示突破性創新和漸進性創新的測量值，使用公式1-|X-Y|/(X+Y)計算雙元創新平衡性的值，其數值越接近1，雙元創新平衡性就越高。雙元創新互補性度量則采用He&Wong[35]的方法，以突破性創新與漸進性創新測量值的乘積表示。為了保持量綱的一致性，需對上述各變量的測量或計算值作無量綱化(極小化)處理。在計算雙元創新協同性時，將雙元創新平衡性和互補性視為同等重要，即分別賦權0.5。

(3)中介變量：資源拼湊。參考Senyard[36]等的成果，設置8個題項測量資源拼湊。

(4)調節變量：組織情緒能力。采用孫銳(2017)提出的中國情境六維結構量表，包括鼓舞、自由表達、容錯、體驗、和諧和認同6個測量維度。

(5)控制變量。考慮到企業年齡和規?？赡軙ζ髽I風險管理能力、資源配置能力及創新能力產生影響，本文引入企業年齡(企業成立年限)和企業規模(企業員工人數)兩個控制變量，為降低研究數值偏差，均通過自然對數值進行轉換。

3 實證結果

3.1 同源偏差分析

為避免同源偏差問題，本文采用事前控制和事后檢驗兩種方式。一方面，在調研過程中進行把控，通過隱匿答卷者信息和反向條目法進行事前預防,降低共同方法偏差對可靠性的影響；另一方面，通過Harman單因素法檢驗同源方差。采用SPSS19.0對量表數據進行主成分分析，結果顯示，特征值大于1的主成分有6個，首個成分的方差解釋率為26.746%，小于30%，未占多數，表明數據的同源方差在可接受范圍內。

3.2 驗證性因子分析

本文采用Cronbach's α進行信度檢驗，結果見表3。可以看出，各變量Cronbach's α系數均大于0.6，表明問卷具有良好的信度。為檢驗量表的收斂效度和區別效度，計算各變量的KMO值(均大于0.7)，并作Barlett球形檢驗(p<0.01)，表明適合作因子分析。采用最大方差法進行因子旋轉，顯示環境動態性的因子載荷在0.723～0.815之間，環境競爭性的因子載荷均大于0.7，突破性創新的因子載荷在0.650～0.784之間，漸進性創新的因子載荷在0.630～0.794之間，資源拼湊的因子載荷在0.649～0.768之間，組織情緒能力的因子載荷在0.763～0.866之間，平均萃取變異量(AVE)分別為0.595、0.512、0.532、0.503、0.529和0.693，組合信度CR值均大于0.7，說明量表具有較好的收斂效度。同時，所有構念的AVE平方根值大于任何兩個變量的相關系數，表明量表具有較好的區別效度。

表3 信效度檢驗結果(N=299)

本文利用AMOS17.0對環境動態性、環境競爭性、突破性創新、漸進性創新、資源拼湊和組織情緒能力6個變量進行驗證性因子分析，檢驗六因子、五因子、四因子、三因子、二因子和單因子模型(見表4)。結果顯示，六因子模型的擬合水平優于其它因子模型(X2/df=1.472，RMSEA=0.040，CFI=0.953，AGFI=0.872，TLI=0.949)，表明六因子模型與實際數據的擬合效果最為理想。

3.3 相關分析

表5列出了各變量均值、標準差和Pearson相關系數。結果顯示，各變量在數據層面表現出直接的緊密程度，變量之間存在顯著相關性，與理論預期一致。

表5 變量均值、標準差與相關系數

3.4 假設檢驗

3.4.1 主效應檢驗

本文采用SPSS19.0軟件進行多元線性回歸分析。在回歸前，首先進行多重共線性分析，顯示變量的方差膨脹因子均處于1～2之間，容差大于等于0.1，不存在多重共線性問題?；貧w分析結果如表6所示，其中模型1、4、7分別檢驗控制變量對雙元創新平衡性、互補性和協同性的影響，模型2、5、8分別檢驗環境動態性與競爭性對雙元創新平衡性、互補性和協同性的影響?？梢钥闯?，環境動態性對雙元創新平衡性(β=0.296,p<0.01)、互補性(β=0.310,p<0.01)和協同性(β=0.295,p<0.01)都有顯著正向影響，H1a、H2a和H3a得到驗證；環境競爭性對雙元創新平衡性(β=0.133,p<0.05)、互補性(β=0.353,p<0.01)和協同性(β=0.346,p<0.01)也都具有影響顯著，H1b、H2b和H3b得到驗證。

表6 主效應與中介效應回歸分析結果

3.4.2 中介效應檢驗

本文采用Baron[37]提出的逐步回歸分析法檢驗資源拼湊在環境動態性、環境競爭性與雙元創新協同性之間的中介作用。首先，檢驗自變量與因變量之間的關系。由主效應檢驗結果可知，環境動態性、環境競爭性分別與雙元創新平衡性、互補性和協同性顯著正相關。其次，檢驗自變量與中介變量的關系。由模型10～12可知，環境動態性、環境競爭性均與資源拼湊顯著正相關(β=0.403,p<0.01；β=0.127, p<0.05)。模型3在模型2基礎上引入資源拼湊，結果顯示，環境動態性對雙元創新平衡性的影響由顯著變為不顯著(β=0.056,p>0.1)，環境競爭性對雙元創新平衡性的影響顯著性有所降低(β=0.129,p<0.1)，且資源拼湊對雙元創新平衡性的影響顯著(β=0.110, p<0.05)，即資源拼湊在環境動態性與雙元創新平衡性之間發揮完全中介作用，在環境競爭性與雙元創新平衡性之間發揮部分中介作用，H4a、H5a得到驗證。

模型6在模型5基礎上引入資源拼湊，結果顯示，資源拼湊與雙元創新互補性顯著相關(β=0.151,p<0.01)，環境動態性對雙元創新互補性的顯著性由p<0.01下降到p<0.1，影響系數由0.310下降到0.289，即資源拼湊在環境動態性與雙元創新互補性之間起部分中介作用，H4b得到驗證。環境競爭性對雙元創新互補性的影響系數雖然基本一致，但其顯著性有所降低(β=0.351,p<0.1)，實證結果支持了H5b。模型9在模型8基礎上引入資源拼湊，結果顯示，環境動態性對雙元創新協同性的影響由顯著變為不顯著(β=0.257,p>0.1)，環境競爭性對雙元創新協同性的顯著性降低(β=0.341,p<0.1)，即資源拼湊在環境動態性與雙元創新協同性之間起完全中介作用，在環境競爭性與雙元創新協同性之間起部分中介作用，H4和H5得到驗證。

3.4.3 調節效應檢驗

調節效應檢驗結果見表7。在進行層級回歸前，為了避免交互項可能存在的多重共線性問題，本文先對變量進行標準化處理，然后再進行回歸。結果顯示，組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新平衡性之間起負向調節作用(β=-0.129,p<0.01)，組織情緒能力負向調節資源拼湊對雙元創新協同性的影響(β=-0.126,p<0.01)，實證結果不支持H6a和H6。

表7 組織情緒能力的調節作用

同時，組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新互補性之間并沒有起到調節作用(β=0.057,p>0.1)，實證結果不支持H6b。結合上下文，可能的原因是：本文以科技創新企業為樣本，該類企業研發強度大、創新頻率較高，取得突破性創新成果(如新知識、新技術、新信息等)后，為快速占領市場，企業會盡快將突破性創新成果應用到現有產品或服務中，通過促進漸進性創新獲得產品或服務的市場價值，在追求企業績效中實現突破性與漸進性兩類創新方式互補。因此，在科技創新企業中，其雙元創新互補性本身具有較高水平，在這樣的環境下，組織情緒能力提升對資源拼湊與雙元創新互補性的影響有限。

4 結論與展望

4.1 結論

本文基于資源基礎理論和組織二元性理論，以科技創新企業為對象，探討環境動態性與競爭性對雙元創新協同性、平衡性和互補性影響過程中資源拼湊的中介作用及組織情緒能力的調節作用，得出以下研究結論：

(1)環境動態性與競爭性正向影響雙元創新協同性、平衡性和互補性。結論深化與拓展了鐘競和陳松[38]關于外部環境與雙元創新平衡性的研究結論，并在此基礎上進一步驗證了已有研究關于外部競爭強度對雙元創新平衡具有顯著影響的假設，有力解釋了環境動態性、環境競爭性與雙元創新的關系，豐富了企業外部環境理論研究，為實現雙元創新協同提供了新視角。

(2)資源拼湊在環境動態性、環境競爭性與雙元創新協同性之間具有中介作用。具體來說，資源拼湊在環境動態性與雙元創新平衡性、互補性和協同性之間起完全或部分中介作用，在環境競爭性與雙元創新平衡性、互補性和協同性之間起部分中介作用。這一結論與奚雷等[3]的研究結果一致，有利于識別外部環境對企業創新影響的復雜過程，進一步豐富了資源拼湊相關研究。更有意義的是，在資源匱乏正成為企業創新新常態的今天，本研究發現，科技創新企業可以通過資源拼湊突破資源限制，當環境動態性與競爭性使企業創新面臨較大資源缺口時，資源拼湊成為克服資源約束的有效商業模式。管理者通過合理運用資源拼湊戰略，能夠在復雜多變的外部環境中提高信息和資源獲取能力，解決同時實施突破性創新和漸進性創新活動面臨的資源壓力，從而實現兩類創新活動的平衡和互補，構建企業競爭優勢。

(3)組織情緒能力在資源拼湊與雙元創新平衡性、協同性之間起負向調節作用。這一結果與本文研究假設相悖，可能與本文企業樣本有關。在科技型企業中，員工本身自主創新意識已經處于較高水平，較高的組織情緒能力進一步促使員工將各自知識應用到創新中，這會進一步提升創新群體對創新問題的認知靈活性[39]，使得員工創新行為指向難以統一，資源拼湊行為效率降低，知識技能在資源轉化進程中的參與度顯著下降。有限的可利用資源會阻礙企業同時開展突破性和漸進性創新，造成兩種創新失衡，不利于實現突破性與漸進性創新協同。研究結論進一步豐富了情緒的社會建構理論，彌補了以往過分關注組織情緒能力的正面影響而忽視其對雙元創新協同負向調節作用的缺憾，為組織情緒理論發展作出了一定邊際貢獻，有利于科技型企業管理者準確識別實施雙元創新的有效途徑。

4.2 管理啟示

基于以上研究結論，本文得到一些有益的管理啟示。首先，對科技企業而言，動態與競爭環境能夠促進企業實現突破性、漸進性創新的平衡與互補，最終實現雙元創新協同。企業管理者要密切關注環境動態性與競爭性，將外部環境的不確定性轉化為促進企業創新發展的動力來源；其次，企業管理者要最大限度利用現有資源，減少冗余資源，不斷突破對現有資源的固化認知，對資源進行創造性重組，充分挖掘和創新利用各種資源， 以應對日益復雜的外部環境；最后，組織情緒能力影響著資源拼湊與組織創新行為關系的強度，管理者不僅要考慮外部環境復雜性特征，也要重視在組織內部集成和整合情緒，積極探索員工情緒背后的心理需求，提升資源拼湊行為效率。

4.3 局限與展望

由于受多種客觀與主觀條件制約，本研究仍存在一定局限。首先，研究采用的樣本僅限于科技企業，因而得到的研究結論是否適用于其它類型企業還需進一步驗證；其次，本文未對樣本企業進行分階段探索，未來研究可以從企業不同發展階段入手，探索環境動態性與競爭性在企業不同發展階段對雙元創新行為的影響；最后，環境動態性與競爭性對雙元創新協同性的影響可能會受到諸多調節變量(如組織戰略導向、創新動力等)的影響，未來研究可以將更多調節變量納入考慮范圍，以便對環境動態性與競爭性影響雙元創新協同性的邊界條件形成更加全面的認識。