異質性資源對企業生態創新的影響
——以資源管理為中介

胡元林，向海林，彭羽昊

(昆明理工大學 管理與經濟學院，云南 昆明 650093)

0 引言

面對資源約束趨緊、環境污染嚴重、生態退化的嚴峻形勢，我國把生態文明建設放在突出地位。繼黨的十八大報告將生態文明建設納入“五位一體”總體布局后，黨的十九大報告將生態文明建設作為中華民族永續發展的千年大計，進一步為新時代我國經濟與生態和諧發展指明了方向。2019年3月，《中華人民共和國憲法修正案》明確將生態文明寫入憲法，為中國特色社會主義生態文明建設提供根本的法律保障。在此背景下，制造企業必須在生產經營活動與生態環境保護之間達到平衡。生態創新既可以提高產品新穎性，使企業獲取差異化競爭優勢，又可以減少資源使用和能源消耗，實現經濟效益、社會效益和環境效益兼得[1, 2]，是企業實現可持續發展的基本路徑。

近年來，企業生態創新成為研究熱點。已有研究主要從制度理論、利益相關者理論、社會責任理論、環境管理理論、創新管理理論等視角解釋“什么是生態創新”“為什么實施生態創新”“怎么實施生態創新”。然而，以上問題的回答均離不開企業資源的基礎作用：企業生態創新戰略制定離不開資源支持，生態創新需要企業合理配置和利用資源，其創新后果是進一步構建或獲取異質性資源和能力并形成競爭優勢[3]。在推動綠色發展、促進人與自然和諧共生的時代背景下，以生態創新促進綠色發展是制造企業的不二選擇，企業應結合自身資源特色選擇合適的生態創新路徑。綜合現有文獻，生態創新驅動因素可分為內部因素和外部因素，內部因素包括企業內部資源[2, 4, 5]、領導特質[6]、高管環保態度[5, 7]、組織文化[1]、研發投資[8]、公司規模[8]等因素；外部因素包括環境規制[9, 10]、利益相關者[11]、可獲得的外部知識技術[7]、供應鏈協作[11]、跨國公司活動[12]等因素。

從現有文獻看，已有成果存在以下不足之處：一是缺乏對企業生態創新資源動因的系統關注。盡管研究者們開始關注資源對生態創新的影響，但僅限于某一類資源，系統探討企業生態創新資源動因的研究鮮見；二是資源管理對企業生態創新的作用機理分析匱乏。盡管現有研究已關注動態能力和資源管理對創新的作用[13]，但對生態創新的關注較少，更缺乏以中國制造企業為研究對象的定量研究；三是資源對企業生態創新的作用路徑尚不清晰，尚未打開其具體過程的“黑箱”。

資源基礎理論是企業生態創新驅動因素的重要理論來源[8, 9]。內部資源是企業創新產品或生產方法的決定因素，尤其對高新穎性創新更是如此[14]。Wu等[4]認為，在綠色技術創新中，企業內部未吸收的閑置資源比已吸收的閑置資源表現更好。已有研究忽略了外部資源對企業生態創新的價值[5]，目前研究者們開始重視外部資源的作用。例如，企業獲得的政府補貼[4]、跨國公司帶來的技術溢出效應[12]對企業生態創新具有積極影響。同時，傳統資源觀強調企業資源的作用，但若僅依靠異質性資源而忽視資源管理則難以形成企業持續競爭優勢。只有當異質性資源被有效獲取、整合與使用時，才能給企業帶來持續競爭優勢，促進企業可持續發展。

基于此，本文以制造企業為研究對象，將異質性資源劃分為內部資源和外部資源，以資源管理作為中介，從資源基礎理論視角構建“資源—資源管理—生態創新”的企業生態創新形成路徑，并基于問卷數據運用PLS-SEM和fsQCA方法進行實證，探究異質性資源、資源管理對企業生態創新的作用。fsQCA方法除驗證PLS-SEM的實證結果外，還能進一步拓展企業低生態創新前因構型。為了更全面地反映企業生態創新，本文將生態創新劃分為生態管理創新、生態產品創新和生態工藝創新，并比較不同生態創新方式在企業生態創新系統中的作用。本文可能的理論貢獻在于：一是基于資源基礎理論，以資源管理為中介，探討異質性資源對企業生態創新的影響機理；二是運用不同實證方法驗證資源基礎理論視角下高/低生態創新的復雜前因構型；三是通過構建反映形成型二階構念，探討不同類型生態創新的作用，全面反映企業生態創新現狀，明確不同類型生態創新的重要性。

1 理論基礎與研究假設

1.1 生態創新

按照經合組織(OECD)的定義，生態創新是指新的或顯著改善的產品(或服務)、生產過程、市場方法、組織結構和制度安排的創造或實施行為，上述行為不管是有意還是無意，與其它替代方案相比，能夠帶來環境改善[15]。借鑒Peng & Liu[5]的觀點，將生態創新分為生態管理創新、生態產品創新和生態工藝創新。生態管理創新是指企業在可持續制造與消費方面建立新管理理念的能力和承諾，如污染預防方案、環境管理和審計體系；生態產品創新旨在尋求漸進或徹底的產品創新，包括現有產品改進或新產品引入，通過與供應鏈伙伴合作、使用環保材料等方式，盡量降低產品和包裝對生態環境的影響；生態工藝創新則關注減少廢物排放和資源消耗的清潔生產技術。與一般創新相比，企業生態創新具有雙重外部性、目標二元性(追求經濟和環境雙贏)、技術推動與市場拉動效應的特殊性、環境規制的推/拉效應、內容動態多樣、研發過程復雜性等特點[16]。

1.2 資源視角下的生態創新

RBT強調異質性資源對企業競爭優勢的重要作用，指向企業成長和可持續發展能力；生態創新作為一種強化企業可持續發展能力的戰略工具被廣泛接受。將兩者結合起來，在RBT視角下探究生態創新作用機理成為當前研究的必然選擇[7, 9]。

作為RBT的核心概念，資源是指(企業)控制的所有資產、能力、組織過程、企業特質、信息、知識等，是企業為了提升自身效率和效益，制定與實施戰略的基礎[17]。學者們結合不同情境對資源進行劃分，例如，Barney[17]把資源劃分為人力資源、信息技術資源、資本資源、設備資源和知識資源；Cainelli等[14]把資源劃分為內部資源、外部資源和混合資源。異質性資源是指企業在長期發展中所積累的有價值、稀缺、難以模仿、難以替代的資源。異質性資源差異是企業間競爭優勢差異的主要因素。參考黨興華等[18]的觀點，將資源異質性分為組織資源異質性和關系資源異質性。組織資源異質性是指企業具有的獨特的、有價值的、稀缺的內部資源，關系資源異質性是指來源于企業與合作伙伴間獨特的、有價值的、稀缺的關系，強調其外部性。結合現有研究，將異質性資源劃分為內部資源和外部資源，探究其對企業生態創新的影響。

異質性資源是企業創新活動的基礎和關鍵要素。與一般創新相比，生態創新更加復雜，具有更高的新穎性、不確定性和多樣性。新穎性要求企業投入更多內部資源，不確定性要求企業更依賴外部資源以分擔風險，多樣性要求企業獲取和匹配不同類型資源。因此，企業擁有和控制的資源類型或多寡決定了生態創新形式與強度。Wu[4]指出，只有優化企業內部和外部資源配置，才能促進綠色新技術開發，最終促進綠色新技術可持續發展。

充足的內部資源能夠為企業生態創新提供必要支持。生態創新具有新穎性，意味著企業需要相關經驗和知識。為了實現生態創新目標，企業必須填補其中空白，通過豐富內部資源促使資源能力與創新目標契合。豐富的內部知識和技能基礎是企業生態創新的關鍵，Cainelli等[14]認為,充足的內部資源對于高新穎性創新尤其重要，公司內部資源是其在業務經營或戰略實施方面的根本優勢[4]。Cai&Li[19]把技術資源和環境組織能力確定為綠色創新的關鍵內部資源。作為企業內部資源的技術能力[14]；研發投資[14, 20]、組織能力[20]等對企業技術創新尤其重要。忠旺集團利用多年積累的技術優勢，大力推動清潔能源使用，在生產過程中秉承綠色節能理念，其產品具有節能減耗的優良性能，并通過ISO14001環境管理體系認證。企業擁有的內部資源越充裕，企業就越容易實現生態創新。由此，本文提出以下假設：

H1a:內部資源對企業生態創新具有正向影響。

企業生態創新離不開外部資源支持。生態創新有其自身的技術復雜性和高投入性，企業在生態創新過程中面臨巨大風險，這促使企業依賴外部資源，與合作伙伴共擔風險、共享收益。與其它類型創新相比，與供應鏈上下游伙伴協作[11]、與研究機構合作[14]在生態創新中的作用特別重要。合作、學習是外部資源獲取的重要途徑，從商業網絡獲取的外部資源(技術支持和管理信息)對生態產品創新具有積極影響[5]。來自客戶、供應商和戰略合作伙伴的綠色技術支持，可以通過解決生態創新技術問題使重點企業受益；從商業網絡獲得的綠色趨勢信息可以降低不確定性和投資風險。生態創新的不確定性越高，意味著企業依賴外部資源的傾向越強。比亞迪和豐田公司成立合資公司，致力于環保、安全、舒適和智能純電動車技術開發，通過借鑒對方優勢技術提高自身綠色創新能力。由此，本文提出以下假設：

H1b:外部資源對企業生態創新具有正向影響。

1.3 資源管理的中介作用

資源管理是指構建企業資源組合、整合資源構建能力并利用這些能力為客戶和所有者創造與維護價值的綜合過程[3]，包括資源識別、資源獲取、資源整合和資源利用等過程。異質性資源是企業獲取競爭優勢的必要條件，但不是充分條件。只有通過有效的資源識別、重組和利用過程，資源數量優勢才能轉化為效益優勢，才有助于競爭優勢形成。企業只有摒棄傳統資源觀，樹立資源管理理念，對自身資源進行有效識別、獲取、整合和利用，系統構建企業發展戰略體系，才能增強可持續競爭能力。

企業生態創新不僅需要豐富的資源，而且需要高水平的資源管理能力。企業生態創新的實質是不斷利用內外部資源創造新的工藝、產品、服務、市場空間和組織結構的過程，其關鍵在于資源管理。通過資源識別發現資源的有用性，促進內部資源快速積累，并與外部利益相關者保持合作關系以獲取外部資源，不斷整合內外部資源進行生態創新，創新綠色產品、服務和工藝過程，滿足綠色消費需求和環境規制要求。林萍[13]認為，資源不能直接對企業創新產生影響，而是通過動態能力發揮作用；曹紅軍等[21]從資源獲取、整合和釋放3個維度界定企業資源管理，實證研究發現資源獲取在資源異質性各維度對財務績效的影響過程中具有調節作用。資源管理能夠有效整合內外部資源，優化企業資源結構、能力結構，促進企業生態創新。中核環保通過資源整合不斷提高核后端產業一體化服務能力，一方面企業內部人財物資源要素得到保障，另一方面企業間協同作用得以強化，通過與科研院校合作，促進產學研深度融合。通過內外部資源深度整合，中核環保加快“放廢”處理處置一體化建設項目進度，啟動建設了國內第一條放射性核素廢舊金屬去污處理循環再利用生產線[22]。

在技術快速變革的背景下，企業必須立足于內部資源，后者是企業最易識別和掌控的資源，管理層可利用流程優化與層級管理等手段配置和利用內部資源。企業通過協調和組織內部人力、技術和財力等資源要素，優化組織流程并改善經營管理，可以更好地實現生態創新，通過整合和利用內部資源達到生態創新的目的。Garay等[23]發現，內部資源能夠強化企業資源獲取能力，內部組織能力強的企業不但能夠獲取其領域內的新知識，而且能夠獲取與環境相關的知識；林萍[13]的研究表明，企業內部技術與人力資源不能直接對創新產生作用，而要通過資源識別和資源整合過程發揮作用。由此，本文提出以下假設：

H2a:資源管理在內部資源與企業生態創新的關系中起中介作用。

生態創新需要外部資源支持。相較于內部資源，外部資源具有外來性和難兼容性。當外部資源進入企業但未被充分識別和評估時，其在生態創新中的作用和潛力將難以發揮。較高的資源管理水平能使企業快速理解、適應、轉化和利用外部資源與知識，通過資源識別和吸收過程，獲取外部資源(來自于客戶和競爭對手)。只有通過資源管理整合外部資源，使之與內部資源、外部產品需求及環境規制相協調，生態創新才能真正發揮作用。通過獲取企業外部知識和技術，并與已有資源充分整合，資源管理有助于生態創新目標實現和機會發掘。Garay[23]指出，企業只有整合外部環境資源和知識，生態創新才能有效實現。由此，本文提出以下假設：

H2b:資源管理在外部資源與企業生態創新的關系中起中介作用。

2 研究設計

2.1 研究方法

使用PLS-SEM對研究模型和假設進行驗證。PLS-SEM允許同時估計一個或多個自變量和一個或多個因變量之間的多重因果關系。相比協方差的結構方程模型，PLS-SEM在處理非正態樣本數據時更具有優勢，適用于探索性預測研究。由于模型中含有二階構造，根據Hair等[24]的建議，首先，對測量模型潛在構念維度、效度和信度進行評估；其次，評估結構模型路徑系數和路徑顯著性。運用PLS算法推導結構模型路徑系數，采用路徑加權方案算法，給出標準化回歸系數，結構路徑統計顯著性通過Bootstrapping程序評估。

PLS-SEM依據理論構建固定變量路徑并進行簡單統計驗證，不能分析多種變量的交互作用對企業生態創新的復雜作用機制。因此，在PLS-SEM統計分析的基礎上，進一步利用fsQCA驗證結構方程結果，使研究模型和實證數據更加匹配，從而使研究結果更加穩健。同時，由于fsQCA的非對稱性，即高生態創新前因構成的反面不一定導致低生態創新，因而有必要探索某一類型資源、資源管理錯配或缺失的情況下企業低生態創新條件組態。此外，fsQCA允許結果和預測變量采用連續尺度，模糊隸屬度分數范圍為0～1，可以采用其間任意值表示案例隸屬集合成員程度。因此，模糊集允許研究者精確確定成員隸屬，對于企業層面和環境層面的變量比較實用，因為上述變量如果簡化為清晰集合會導致大量有用信息丟失。

2.2 樣本來源

本研究主要針對制造企業進行調查。在全面調查之前，首先選擇熟知的6家制造企業進行訪談，根據訪談結果并結合企業特點對問卷題項進行調整修改，形成最終正式問卷。調查問卷分為企業基本情況和相關指標測量兩個部分，第一部分是企業基本情況，包括企業所屬行業、成立時間、企業所有制類型、近3年銷售平均額以及被調查者職位，以便了解企業狀況，保證問卷的代表性和準確性。第二部分為相關指標測量。采用實地調研、重點訪談、電子郵件和紙質問卷等方式發放并回收問卷，調研時間為2019年1～10月，獲得企業中高層管理者問卷520份，剔除無效問卷和填寫不規范問卷114份，剩余有效問卷406份，有效回收率為78.08%，調研企業基本信息見表1。

表1 調研企業基本情況(N=406)

2.3 變量與測量

量表填寫采用Likert7級量表評分，1代表“非常同意”，7代表“非常不同意”。本文量表均采用成熟量表,并根據實際情況作適當修改。

(1)內部資源(IR)。借鑒Cainelli等[14]、Leonidou 等[25]的研究成果，包括“企業內部技術基礎”“技術領先性”“管理規章制度的完備性”“財務資源充足度”等4個題項。

(2)外部資源(AR)。借鑒Cainelli等[14]的研究成果，采用“與供應鏈上下游伙伴密切合作進行生態創新”“與客戶關系密切了解其需求”“從外部研發機構獲取相關專利”“從外部合作伙伴獲取其它類型知識”等4個題項進行測量。

(3)資源管理(RM)。借鑒孟衛東和楊偉明[26]、Peng&Liu等[5]的研究成果，從資源識別、資源獲取、資源整合、資源使用等維度進行測量，共4個題項。

(4)生態產品創新(ED)。該變量共4個題項，主要借鑒Peng&Liu[5]的量表，內容包括采用“簡化包裝的新產品”“采用容易回收再利用的新產品”“開發原材料易降解的新產品和低能耗的新產品”。

(5)生態工藝創新(EP)。主要借鑒Peng&Liu[5]的研究，內容包括“改進生產工藝以遵守環保法規”“節約能源、降低環境污染”“對‘三廢’進行回收利用”等，共4個題項。

(6)生態管理創新(EM)。主要參照Peng&Liu[5]的量表，通過“制定生態創新戰略目標”“環境管理體系或方法制度”“收集和分享最新信息”“各部門交流生態創新經驗等”4個題項進行測量。

3 數據分析與假設檢驗

3.1 共同方法偏差檢驗

為了解決共同方法偏差問題，在數據收集時強調問卷無需署名，答案無對錯，問卷填寫信息僅用于學術研究，并將被嚴格保密。使用Harman單因素檢驗法進行同源方差分析，對6個研究變量所有題項進行未旋轉的主成分分析顯示，未旋轉的第一個因子占所有解釋變量比例為39.79%，遠低于50%的閾值。接著，引入方法因子進行檢驗，建立一個雙因子模型[27]，即在結構方程模型中加入一個共同方法因子作為全局變量，比較斜交因子模型和雙因子模型擬合度變化。結果表明，在控制共同方法因子后，模型擬合度并未發生顯著變化(Δχ2=14.58，△df=9)，因而同源方差問題不嚴重。

3.2 信度與效度檢驗

本研究使用Mplus7.4、SmartPLS3.0進行變量信度和效度檢驗。首先，使用Mplus7.4對關鍵變量進行驗證性因素分析，結果表明，六因子模型擬合效果較好(χ2=524.484，df=237，p<0.01；SRMR=0.044，RMSEA=0.055，CFI=0.930，TLI=0.919)，且六因子模型擬合優度顯著優于其它5個模型(見表2)，說明6個因子之間的概念明確，能夠被有效區分。因此，采用六因子構建模型是合適的。

表2 驗證性因素分析結果

使用SmartPLS3.0進行信效度分析(見表3)，所有構念因子載荷取值范圍為0.682～0.852，均達到P<0.001的顯著性水平，Cronbach's α取值范圍為0.703～0.849，組合信度(CR)取值范圍為0.818～0.898，表明各變量具有較高的內部一致性和組合信度。所有構念平均方差萃取方差(AVE)大于0.5的閾值，表明模型收斂效度良好；所有變量AVE的平方根均大于該構念與其它構念的相關系數，表明模型區分效度良好(見表4)。采用Heterotrait-Monotrait比率對區分效度進行評估，該方法對于處理基于方差的結構方程效度問題更加靈敏，結果發現，該比率均低于 0.85的閾值(見表5)。綜上，該測量模型滿足信度和效度的基本要求。

表3 指標信度與效度測量結果

表4 描述性統計、相關分析及效度檢驗結果

表5 HTMT比率(Heterotrait-Monotrait Ratio)

最后，對因變量生態創新的反映形成型二階構念進行分析。生態創新由生態產品創新、生態工藝創新和生態管理創新構成，每個一階構造由4個題項構成，不存在因指標數目不等而導致的偏差。內部模型方差膨脹因子(VIF)均遠低于3的閾值(見圖1)，說明不存在嚴重共線性問題，因而二階形成型變量符合結構方程模型估計要求。在生態創新系統內，生態管理創新(β=0.464，p<0.001)的重要性水平顯著大于生態工藝創新(β=0.341，p<0.001)和生態產品創新(β=0.350，p<0.001)。

圖1 生態創新的二階模型

3.3 假設檢驗

假設檢驗包括結構方程檢驗和中介效應檢驗。生態創新被設計成為一個反映形成型二階模型，可以采用兩階段偏最小二乘法(Two-stage PLS)估計結構模型。第一階段估計所有一階潛變量的得分。第二階段，將生態創新涉及的3個一階潛變量得分作為觀測項目代入結構模型，求出估計結果，并通過偏回歸最小二乘法進行模型路徑分析，得到最終結果。最后，采用Bootstraping程序對路徑系數顯著性和資源管理的中介效應進行檢驗。與依賴擬合優度指標評估結構模型的協方差結構方程相比，PLS結構方程通過解釋方差(R2)、預測相關性(Q2)和標準化系數顯著性(β)等評估模型[28]。

3.3.1 結構方程檢驗

利用PLS方法得到模型分析結果(見圖2)，模型的SRMR指標值為0.068，NFI為0.881，表明模型整體適配度較好[28]。路徑分析結果表明，內部資源對生態創新具有正向影響(β=0.220,p<0.001)，外部資源對生態創新具有正向影響(β=0.304,p<0.001)，H1a和H1b得到驗證。根據模型路徑顯著性，初步判斷資源管理部分中介了內外部資源與生態創新的關系。觀察R2可知，模型解釋了資源管理39.7%的方差，解釋了生態創新68.6%的方差。可見，模型解釋力較強。通過觀察內生變量的Q2評價模型預測能力，結果顯示，生態創新(Q2=0.556)、資源管理(Q2=0.382)均大于0，模型具有良好的預測相關性。此外，在形成型變量生態創新中，生態管理創新對生態創新的解釋力遠大于生態產品創新和生態工藝創新(0.631>0.345>0.159)。

圖2 PLS模型分析結果

3.3.2 資源管理的中介效應檢驗

通過Bootstrapping程序檢驗資源管理的中介作用。將 Bootstrapping 再抽樣次數設置為5 000次，結果表明(見表6)，資源管理在內部(或外部)資源與企業生態創新間的中介作用顯著，H2a和H2b得到驗證，表明資源管理對企業生態創新具有關鍵作用。同時，實證發現，與內部資源相比，外部資源對企業生態創新的直接效應、間接效應以及總效應更為顯著。

表6 中介效應的Bootstrapping分析結果

3.3.3 模糊集定性比較分析

QCA基于集合理論和整體視角，能夠解釋導致或不導致某一結果的前因構成。基于研究模型，將生態創新作為結果變量，采用fsQCA對企業生態創新復雜前因進行分析，具體步驟如下：首先，校準原始數據以獲得模糊隸屬度分數；其次，對所有前因變量進行必要性條件檢測；最后，采用真值表分析確定充分條件組合。

(1)變量校準。對結果變量(生態創新)、3個前因變量(內部資源、外部資源和資源管理)進行數據校準，原始數據來源于結構方程第一階段潛變量的得分。將原始數據校準為0～1連續變量。由于樣本企業規模較大且受訪者以中高層管理者為主,在評分時可能存在一定的主觀性。因此,不能機械地選擇分數1、4、7分別作為完全不隸屬、交叉點、完全隸屬的3個定性錨點?？紤]到實際情況并參考前人研究，對原始變量由高到低進行排序，將3個條件變量和結果變量的錨點設定為前15%(完全隸屬)、50%(交叉點)、后85%(完全不隸屬)的對應值[29]，變量校準值見表7。

(2)fsQCA分析?；跀祿实玫降哪：梅郑捎胒sQCA3.0軟件對所有條件變量和生態創新的關系進行分析，識別出高/低生態創新的主要前因構型，并與結構方程分析結果進行比較。首先，進行必要性分析，識別出前因條件中是否存在必要條件，具體結果見表8。前因條件對高/低生態創新的必要性均低于 0.9的一致性門檻值，表明任一單個因素無法構成高/低生態創新結果的必要條件。

其次，通過fsQCA3.0計算得到高/低生態創新結果。由于中間解更容易反映實際結果,故采用中間解進行分析，得出高生態創新的3個前因條件組態和低生態創新的兩個前因條件組態(見表9)。3個高生態創新組態的一致性數值分別為0.841、0.885、0.879，總體一致性為0.807，說明3個組態在滿足絕大多數案例的情況下是實現高生態創新的充分條件；總體覆蓋率為0.811，由此解釋了81.1%高生態創新的原因。兩個低生態創新前因條件組態的一致性數值分別為0.878、0.865,總體一致性為0.845,也是低生態創新的充分條件；總體覆蓋率為0.731,由此解釋了73%低生態創新的原因。從結果看,fsQCA有效識別高/低生態創新的5種組態,并具有很強的解釋力。由于組態具有非對稱性特點，高生態創新前因構造的反面并不一定導致低生態創新，由此驗證了低生態創新的前因構造。

最后，fsQCA研究發現3條獲得生態創新路徑，即資源依賴驅動型(HP1)和資源管理驅動型(HP2a和HP2b)。當企業具備生態創新所需的外部資源和內部資源時，能夠實現高生態創新，間接驗證了H1a和H1b。資源管理驅動型路徑包括HP2a和HP2b，該類企業具有較高的資源管理水平，能夠對內部(外部)資源進行有效識別和管理。組態HP2a屬資源內向型企業，組態HP2b屬資源外向型企業，均通過資源管理實現了高生態創新，進而驗證了H2a和H2b，fsQCA的結果與SmartPLS3.0的實證結果一致，證明組態視角具有“殊途同歸”的重要特性。低生態創新組態結果表明，當資源管理和內部(外部)資源等核心條件同時缺乏時，必然導致低生態創新，從反面驗證了HP2a和HP2b。

表7 主要構念校準值

表8 單因素必要性檢驗結果

表9 組態分析結果

4 結語

本文從RBT視角出發，構建“異質性資源—資源管理—生態創新”理論模型，運用406家制造企業調研數據，采用PLS結構方程和fsQCA方法，對異質性資源影響企業生態創新的機理進行深入探索，拓展了資源基礎理論和企業生態創新相關文獻。

4.1 結論與貢獻

厘清了資源視角下企業生態創新的作用機理。其一，異質性資源是企業生態創新的重要基礎，內部資源和外部資源均對企業生態創新具有正向影響。從實證結果看，相較于內部資源，企業生態創新更依賴外部資源。其二，資源管理在異質性資源影響企業生態創新的過程中發揮部分中介作用，異質性資源通過資源管理正向影響生態創新。其三，當某一類型異質性資源缺乏且資源管理水平較低時，會導致企業生態創新不足。

進一步明確了生態創新體系內部各創新方式的作用。以往研究強調生態產品創新和生態工藝創新[5]，忽視了生態管理創新的積極作用。本研究通過二階模型，發現企業生態管理創新對生態創新內部的影響大于生態產品創新和生態工藝創新。

因此，本文不僅厘清了制造企業生態創新的異質性資源基礎，而且從資源基礎理論視角打開了資源影響企業生態創新的“黑箱”，明確了資源管理在其中的中介作用，拓展了資源基礎理論運用范圍。同時，彌補了以往研究的不足，驗證了生態管理創新的作用，為系統全面的企業生態創新體系構建提供了理論依據。

4.2 實踐啟示

(1)企業應加強資源獲取和積累。眾多研究表明，我國企業生態創新缺乏必要的資金、技術和人才。本研究表明，企業生態創新更倚重外部資源。隨著生態文明建設推進，生態創新能力勢必成為企業競爭優勢的源泉。首先，制造企業應注重內部資源積累，加強對生態創新活動所需要素的投入，努力打造生態創新核心能力；其次，積極將外部資源納入企業生態創新體系，通過搭建第三方平臺、供應鏈協作等方式加強與外部企業交流和學習，提升企業生態創新能力；最后，企業應根據自身資源稟賦，選擇適合自身特色的生態創新提升路徑。

(2)企業應提高資源管理水平。首先，通過市場調研以及與供應商和經銷商的定期溝通，及時察覺顧客需求信息、行業競爭信息變化，識別生態創新所需資源。其次，積極拓展資源獲取途徑，主動與外部組織通過共同研發、戰略聯盟等方式建立互利共贏關系，最大限度地獲取創新所需資源。同時，重視資源整合，以合理的方式整合來自于企業聯盟、客戶，甚至是競爭對手的資源，協調外部環境和顧客需求。整合過程要注意不同資源的搭配，發現企業資源短板，從而增強企業核心資源優勢。最后，強化資源利用過程。資源利用不僅僅在于提高企業生態創新水平，更重要的是為客戶創造價值。高層管理者應將企業視為一個資源和能力體系，實施與市場和環境相適應的利用策略。同時，對需求變化保持敏感，并在資源管理的各階段注重信息反饋，以便進行適當調整，確保資源管理過程順暢。

(3)企業應注重生態創新體系建設。首先，應正確認識生態管理創新的重要作用。制定生態創新戰略目標，逐步完善環境管理制度，加強企業生態創新經驗交流，提高員工生態創新意識；其次，應注重生態產品創新和生態工藝創新能力建設，立足于自身資源，開發符合綠色市場需求的新產品，主動向供應鏈伙伴咨詢綠色產品和工藝改進意見，嘗試運用新技術改進原有工藝和產品；最后，健全完善企業生態創新體系，促進生態管理創新、生態產品創新、生態工藝創新協調發展。以生態管理創新指導生態產品創新和生態工藝創新，通過生態產品創新和生態工藝創新促進生態管理創新。根據市場反饋完善環境管理計劃，及時監控生產工藝流程，根據生態產品和生態工藝狀況調整生態管理目標，形成相互協調、良性互動的生態創新體系。

4.3 不足與展望

本文從資源基礎理論出發，探討異質性資源、資源管理對企業生態創新的作用機理，并得出了有益的結論，但仍存在以下不足之處：一是內部資源與外部資源對于企業生態創新的影響可能存在協作效應，雖然在fcQCA方法中有所考慮但不深入，未來可進一步研究其替代或協同效應；二是樣本主要來自于制造企業，而不同地域、不同行業之間可能存在差異，研究結論的普適性有待進一步檢驗；三是基于資源管理剖析企業生態創新形成過程，但對于具體資源管理過程，還需要通過案例研究作進一步探討。