組織慣性對企業技術創新投入的影響

劉力鋼，李 琦

(遼寧大學 商學院，遼寧 沈陽 110036)

0 引言

伴隨著數字科技的欣欣向榮，大數據、云計算、移動互聯網、人工智能和物聯網等具體技術的應用改變著企業生存環境[1]。企業對發展方式的探索，關乎到其能否在動態環境中獲取生存、發展乃至壯大的空間[2]。培育和提高核心競爭力，獲取持久競爭優勢，保證源源不斷的創新活力是每家企業的夙愿。然而，盡管創新活動以各種形式被企業實踐，但居高不下的創新失敗率成為管理者和研究者不容忽視的現實。目前，關于企業創新低效的研究基本停留在淺層梳理或表面規律總結上[3]，過于強調外生力量對企業創新行為的影響，而對組織內部影響因素重視不夠，無法深刻揭示創新低效的原因[4]。因此，對創新低效內部原因進行探究非常必要。

組織具有保持結構和行為趨勢的慣性[5]，滿足合理性與合法性要求的組織結構能夠保障企業戰略的穩定實施。企業組織行為、運作方式及組織習性等均受組織核心特征的影響，其密切關聯組合在一起形成組織慣性[6]。組織慣性是組織最基本的屬性，任何一家企業都有其獨特的組織慣性。那么，組織慣性于企業而言意味著什么呢？目前，關于組織慣性對企業技術創新影響的研究沒有統一論斷。一種觀點認為，組織慣性帶來的穩定性，可以有效促進企業技術創新。組織慣性帶來了“按部就班”的效率，有利于企業積累并形成高價值性、低模仿性資源和能力，進而成為打造企業競爭優勢的源泉。但是，另一種觀點卻認為，組織慣性會導致企業僵化，阻礙企業技術創新。當組織逐漸形成頹廢的慣性時，將對外界環境變化視而不見，變得老態龍鐘、暮氣沉沉。這種消極變化在動態環境中被格外放大，從而使企業喪失主動學習新知識的機會。彼時，組織中的創新精神將逐漸消失殆盡，且企業對這一狀況無力回天。綜合來看，對于組織慣性與企業技術創新投入間的關系有待進一步明確。

結合以上分析，本文從以下兩個方面進行研究：

(1)靈活性與運營效率是每家企業在發展過程中都需要面對的問題[7]。由于創新活動對情境具有高度依賴性，即技術創新活動離不開企業現有流程和資源。因此，企業技術創新投入受組織慣性的影響。根據資源基礎理論，組織慣性有利于組織資源形成、選擇和組合，如組織已形成的運營規模、等級制度、官僚機構會減少資源閑置，已有的組織經驗也會提高企業處理突發事件的效率[8]，這些都將為企業進行高效的技術創新活動奠定良好基礎。但是，組織慣性對技術創新投入的影響究竟是如何發生的，特別是在動態環境中，組織慣性如何促進企業對現有資源和能力進行更新、重新配置以推進并提升技術創新能力，現有文獻并未給予很好的解釋。動態能力理論表示，企業可通過提高動態能力保障現有資源和其它能力得到持續調整、更新及重新配置，進而促進企業生存與發展。本文從資源基礎理論到動態能力理論演進視角，論證組織慣性、動態能力及技術創新投入間的關系，探究組織慣性對技術創新投入的影響。

(2)企業作為一個生態系統，必然受到外部因素的影響，因此，環境因素一直被認為是影響企業技術創新的重要邊界條件[9]。其中，制度環境又是環境因素的重要內容。企業所處的制度環境包含正式與非正式制度環境兩種，具體包括行業競爭、市場需求、法律法規、社會規范等[10]。由于不同企業所屬地區和行業不同，因此獲取的研發補助、政府支持以及面臨的法治環境等均不同，從而導致企業組織結構出現差異，進而影響企業技術創新水平。目前，關于制度環境對組織內部因素與企業創新行為調節作用的研究成果較多，具體涉及組織創新與技術并購、風險投資、創業導向、先前經驗等關系。但是，關于制度環境在組織慣性對企業技術創新投入影響中發揮作用的探討較少。

1 研究假設

1.1 組織慣性與技術創新投入

戰略管理領域關于組織慣性的研究早在20世紀80年代就已展開。由于理論視角、側重問題不同，目前學術界研究成果較為分散，關于組織慣性概念的理解也存在較大差異。組織慣性理論研究可歸為3個派別，即組織生態學派、理性適應學派和混合學派[11]。其中，以Hannan & Freeman[12]為代表的組織生態學派研究者認為，高強度結構慣性是組織成功存活的充分條件和必然產物。他們最早對組織慣性進行定義，且該定義被后續學者不斷完善。本文將組織慣性定義為：在現有組織結構下，由于組織內部人力、財產、物力、信息等資源循序漸進運轉，而使組織結構原有形態保持不變的一種態勢。組織慣性是組織追求合法化與合理化的產物，能有效抵抗激蕩的外界環境是其基本特征，制度化、標準化和慣例化是其基本構成要素。

目前，關于組織慣性對企業技術創新投入的影響尚未形成統一結論。一些學者，如Bala & Venkatesh(2007)、Lucas & Goh(2009)等采用案例研究方法，周鐘和陳智高(2015)采用仿真分析，Rawley(2010)、趙衛東等(2012)、Huang & Lai(2013)、白景坤等(2015)、吳崇等(2019)采用二手數據方法，均認為組織結構慣性會阻礙技術創新。但是，另外一些學者發現，組織慣性與技術創新間并非完全對立關系。例如，廖冰等(2013)以中國制造業企業、周健明等(2014)以中國高新技術企業為對象進行研究發現，組織慣性對技術創新具有積極促進作用；黨興華等(2016)發現，組織慣性對不同創新發揮著差異化作用，對漸進式創新發揮積極促進作用，對突破式創新則具有先促進后抑制的作用；劉潔等(2017)以廣東省制造企業為對象進行研究發現，組織慣性對利用式創新存在顯著正向影響。

資源基礎理論認為，企業賴以保存和興盛的基礎是自身擁有的資源及能力，其決定企業戰略選擇與戰略行為，特別是不可模仿的資源和能力構成企業核心競爭力[13]。企業進行技術創新活動需要資源支持，其擁有的資源越多、能力越強，技術創新實現的可能性也就越大。按照組織學習理論，因資源而形成的競爭優勢源于企業內部積累的知識。這種積累是漸進的，通常需要企業內部組織結構的規范化、合理化和制度化作為支撐。結構適應理論認為，為適應動蕩環境、及時回應任務環境，現代企業組織結構系統傾向于自發演變為適合組織發展的結構系統。因此，在合理的組織結構系統下制定的企業內部程序、政策等，為形成健康的組織慣性奠定了良好基礎，進而有利于內部知識、經驗、技巧等資源積累和傳遞。企業技術創新能力提高需要組織內部穩定[14]。由于組織慣性，企業在經營過程中與上下游利益相關者建立了相對穩定的長期聯系，這些聯系進而逐漸匯聚形成了企業獨有、不易被競爭對手模仿的資源和能力，這些競爭優勢有助于促進企業技術創新。綜上所述，本文提出如下假設：

H1：組織慣性對企業技術創新投入具有積極促進作用，即隨著組織慣性增強，企業技術創新投入也相應增加。

1.2 動態能力的中介作用

雖然資源基礎理論被視為一個有影響力的框架，可以解釋基于組織慣性產生的特定資產對創新的促進作用，但其未能詳細闡述隨著時間推移，企業如何應對外部市場變化，重新配置現有資源，以促進企業長期發展。而由資源基礎理論和競爭優勢理論演化而來的動態能力理論，作為資源基礎觀的延伸，解釋了企業如何對現有資源進行重新組合與配置以保持和增進企業競爭優勢。

企業資源基礎主要關注資源選擇和組合，而動態能力則強調更新和重新配置現有資源[15]。Teece等[16]將動態能力定義為，企業為迅速應答千變萬化的動態環境而發展的構造、整合和調配企業內外部資源的能力。具體來說，動態能力是組織在集體學習活動模式下，通過自發、系統生成和修改運作程序而形成的提高資源基礎的能力，其本質目的是追求效率提升。從資源基礎到動態能力進化可見，由組織慣性形成的資源是企業動態能力的基礎，組織慣性強化會促進企業動態能力提升。

動態能力對企業技術創新而言至關重要[17]。在既有組織慣性下，隨著企業動態能力提升，企業能夠從組織內外部環境中識別并獲取更多、更豐富的創新知識、技術和發展機會，并通過企業內部體系加以消化和利用[18]。綜合現有文獻發現，動態能力主要在資源、能力和學習3個方面提高企業綜合能力。與低動態能力組織相比，高動態能力會為組織帶來更多優勢。這些優勢源于強大的動態能力拓寬了企業外部知識和信息搜索渠道，依據消化吸收能力理論，這些豐富的知識和信息會累積成為企業獨特的資源基礎，有利于企業進一步整合和重構資源。企業內部整合和重構過程有助于提高組織靈活性，增強企業對動態環境的把控能力，對企業制定創新戰略、實施創新行動具有重大意義。綜上所述，本文提出如下假設：

H2：動態能力在組織慣性與技術創新投入正向關系間起中介作用。

1.3 制度環境的調節作用

制度基礎理論是企業戰略研究的重要理論支柱之一。制度基礎觀整合了新制度主義經濟學、社會學及其它相關學科觀點，指出法律規范、行業競爭、技術變化、社會文化等因素共同構成企業行為的外部約束[19]。該理論著眼于制度與組織間的互動，認為正式、非正式外部約束與企業內部資源、能力動態交互影響企業戰略選擇和經濟行為。制度為企業創新提供了一個比較穩定的運行框架，以合法性壓力抑制個體機會主義行為，降低交易成本，提高資源配置效率。制度環境通常被認為是建立基礎生產、交換、分配原則的基本政治、社會、法律規則。良好的制度環境能夠為企業創新提供資源保障，刺激各市場經濟主體進行創新活動[20]。在中國，由于每個省份、每個行業都是一系列獨特制度因素的集合，因此，制度環境因素對企業創新行為具有重要影響。

關于制度環境對組織慣性的影響，DiMaggio & Powell(1983)認為強迫機制、模仿機制和社會規范機制會導致組織結構和行為同構；Granovetter(1985)強調了中觀層次制度環境對組織結構和行為的壓力，認為組織結構和行為受到社會關系的制約，組織任何變化都可能受到來自“合法性”的檢驗。關于制度環境對企業技術創新的影響，現有文獻已經證實制度環境對技術并購(李娟，2019)、風險投資(李夢雅，2019)、政治關聯(黃麗英，2020)與技術創新投入間關系存在正向調節作用，而對開放式創新深度、廣度(楊震寧，2020)與企業創新間倒U型關系存在負向調節作用。

在中觀層面，由于地區之間不均衡發展所形成的市場化程度不同成為企業外部制度環境不確定性來源之一。市場化程度差異意味著不同地區企業面臨異質性支持政策、產權保護、契約執行等[21]。高度市場化有利于確保市場機制良性運行，提高信息流通效率，促進企業間公平競爭。相反，低水平市場化則會起到反向阻礙作用。因此，市場化程度影響組織慣性形成，進而影響企業內部信息流動、市場反應、核心競爭力等。此外，行業內企業與其它企業競爭所產生的影響是企業外部制度環境不確定性的又一來源。行業競爭程度差異意味著企業面臨不同的生存壓力。在競爭激烈的行業中，固定的市場份額將遭受眾多企業哄搶，壓縮原有利潤空間，使其面臨嚴重的生存威脅。特別是，當企業為應對劇烈的短期競爭時，大量人力資源和物質資本在短期內被快速消耗，這將嚴重阻抑企業持續的技術創新活動。綜上所述，完善的制度環境可以克服組織慣性帶來的弊端，為企業市場活動提供更多安全保障，從而使其通過更多途徑獲取資源，促進企業技術創新。因此，本文提出如下假設：

H3：組織慣性對企業技術創新投入的促進作用受制度環境的正向調節，即當企業所處制度環境較好時，組織慣性與企業技術創新投入線性關系更加顯著。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

目前，關于上市公司費用類研發投入披露情況在2009年以后更加詳細。因此，本文選取2010-2018年中國滬深A股上市企業為研究樣本，按照以下標準篩選初始樣本：①剔除金融保險行業樣本數據。由于金融保險行業與其它行業在企業經營和會計準則等方面存在較大區別，相關指標不具有可比性，因此本文將其剔除；②剔除ST、*ST、S及其它處于非正常交易狀態的公司樣本；③剔除財務數據缺失及其它信息異常的樣本，最終共得到1 643家樣本企業8 004個觀測值的非平衡面板數據。本文運用Stata15.0軟件對數據進行分析，對所有連續型變量進行上下1%水平的Winsorize處理，以排除異常值對檢驗結果的影響。

本文財務數據來源于WIND數據庫、同花順數據庫及CSMAR數據庫；地區市場化水平數據取值于王小魯等編著的《中國分省份市場化指數報告(2018)》[22]。

2.2 變量說明

(1) 被解釋變量：技術創新投入。目前，關于技術創新投入的測量主要包括以下幾種方式：企業研發支出的自然對數[23]、研發支出比營業收入[24]、研發支出比總資產[25]、企業專利申請數量[26]等。考慮到比值測量方法可能受非相關因素的影響以及中國專利數據不完整等現狀，根據研究需要，使用企業研發支出的自然對數衡量企業技術創新投入。

(2)解釋變量：組織慣性。目前，關于組織慣性的測量主要包括測量量表和二手數據兩種方法。由于學界對組織慣性理論的研究還不成熟，組織慣性測量量表開發仍處于探索階段。因此，為克服主觀偏差，本文采用客觀指標對組織慣性進行測量。參考劉海建等[27]、連燕玲等[28]的做法，以企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本4個指標分別進行標準化后相加衡量，其中企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本分別選取企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本加1后取自然對數衡量。

(3)中介變量：動態能力。Teece[29]學派認為，組織整合能力是組織動態能力的理論內核，并在后續研究中進一步將重構能力從其中分解出來。其他學者對動態能力構成維度持有不同看法，剔除與Teece學派的重合維度后，學習能力被認為是動態能力的又一重要組成維度[30]。盡管目前國內外對其維度劃分遠未達成共識，但均是在以上3個維度的基礎上進行細分或根據研究問題特性增加相應維度。因此，本文從組織協調整合能力、變革重構能力及學習吸收能力3個方面衡量組織動態能力。為克服主觀偏差的影響，本文采用客觀指標進行測量。結合盛宇華等[31]和孫慧等[32]的做法，采用總資產周轉率對組織協調整合能力進行測量，采用無形資產占比對組織變革重構能力進行測量，采用員工教育水平對組織學習吸收能力進行測量。對企業綜合動態能力的測量，參照劉耀龍等[33]的做法，利用熵權法確定各結構要素權重，進行加權最終得出綜合動態能力指標。

(4)調節變量：制度環境。關于制度環境，不同學者因研究問題不同而采取的測量維度不同，有學者僅從地區市場化程度單一維度進行測量[34]，有學者從國際化視角采用經濟政策不確定性、地區市場化程度及行業競爭程度3個指標進行測量。本文選用地區市場化程度和行業競爭程度兩個指標。其中，采用王小魯等編制的《中國分省份市場化指數報告》對市場化程度進行衡量。目前，由于該數據截至2016年，因此根據馬連福等[35]的做法，2017年和2018年市場化指數由歷年市場化指數的平均增長幅度推算得到。關于行業競爭程度，目前常用赫芬達爾指數對其進行衡量，其值越大表示行業競爭程度越低。為便于解讀結果，采用1-HHI衡量行業競爭程度。本文采用熵權法確定市場化程度與行業競爭程度兩個要素的權重，再進行加權，最終得出制度環境的綜合指標。

(5)控制變量：為排除其它因素的影響，本文參考相關文獻對如下變量進行控制[36-38]：①企業規模(Size)，用期末總資產的自然對數衡量；②企業年齡(Age)，以觀測年份減去成立年份的差值衡量；③資產負債率(Lev)，用期末總負債與期末總資產的比值衡量；④企業盈利能力(Roa)，用總資產報酬率衡量；⑤股權集中度(Top1)，以第一大股東持股比例衡量；⑥董事會規模(Board)，以董事會總人數衡量；⑦董事會獨立性(Ind)，以獨立董事人數與董事會總人數的比值衡量；⑧兩權分離(Diff)，等于實際控制人控制權比例與所有權比例的差額；⑨兩職合一(Dual)，當CEO兼任董事長時取1，否則取0。本文為控制年份及行業固定效應，還設置了年份和行業虛擬變量。其中，行業劃分參考證監會2012年的行業分類標準，因本文研究樣本中制造業企業眾多，為防止籠統分類，故制造業取兩位代碼進行細分。變量定義與說明見表1。

2.3 模型設定

為檢驗組織慣性對動態能力及技術創新投入的影響，本文借鑒溫忠麟等(2014)對中介模型的研究，建立模型(1)-模型(3)對假設H1和假設H2進行檢驗：

Innovationi,t=β0+β1OIi,t+β2Sizei,t+β3Agei,t+β4Levi,t+β5Roai,t+Indus+Year+εi,t

(1)

DCi,t=β0+β1OIi,t+β2Sizei,t+β3Agei,t+β4Levi,t+β5Roai,t+Indus+Year+εi,t

(2)

Innovationi,t=β0+β1OIi,t+β2DCi,t+β3Sizei,t+β4Agei,t+β5Levi,t+β6Roai,t+Indus+Year+εi,t

(3)

其中，模型(1)檢驗組織慣性對技術創新投入的影響，模型(2)檢驗組織慣性對動態能力的影響，模型(3)檢驗動態能力在組織慣性與技術創新投入間的中介作用。

為檢驗制度環境作用于組織慣性對技術創新投入的影響，既假設H3是否成立，在模型(1)的基礎上引入組織慣性與制度環境的交互項(OIIEi,t)以及制度環境(IEi,t)變量。其中，為防止交互項引起的多重共線性問題，以及使交互項前后解釋變量系數更具有可比性，本文對自變量(OI)和調節變量(IE)均進行去均值中心化處理。具體模型如下：

Innovationi,t=β0+β1OIi,t+β2IEi,t+β3OIIEi,t+β4Sizei,t+β5Agei,t+β6Levi,t+β7Roai,t+Indus+Year+εi,t

(4)

表1 變量定義

3 實證結果分析

3.1 描述性統計結果

本文主要變量描述性統計結果見表2。在樣本期間內，被解釋變量技術創新投入(Innovation)均值為17.57，最小值為13.11，最大值為21.93。由此可見，不同企業技術創新投入存在較大差異。組織慣性(OI)是由4個分指標進行標準化后相加得到的綜合指標，正負號只代表慣性程度大小，不具有實際含義，不影響后續回歸。動態能力(DC)均值為0.09，最小值為0.01，最大值為0.54，可見不同企業動態能力差異較大且企業整體動態能力較低。制度環境(IE)均值為5.87，最小值為2.04，最大值為7.43，可見企業面臨的制度環境存在差異。

3.2 相關性分析

各變量間相關系數結果見表3。從中可見，組織慣性(OI)與技術創新投入(Innovation)相關系數在1%水平上顯著正相關，表明組織慣性越強，技術創新投入越多，初步證實了本文基本假設。

表2 描述性統計結果

表3 相關性系數分析結果

3.3 回歸分析

根據現有文獻[39-40]，本文利用OLS模型對組織慣性與技術創新投入間關系進行估計。表4中列(1)結果顯示，組織慣性與技術創新投入顯著正相關(β=0.299 9，p<0.01)。模型(1)驗證組織慣性對技術創新投入影響的理論過程，即企業組織慣性越強，技術創新投入越多，假設H1得到驗證。

根據“三步法”中介效應檢驗方法，模型(1)～模型(3)共同檢驗動態能力的中介效應。列(2)結果顯示，動態能力與組織慣性顯著正相關(β=0.007 2，p<0.01)。在列(3)結果中，動態能力與技術創新投入顯著正相關(β=3.439 7，p<0.01)，組織慣性與技術創新投入顯著正相關(β=0.266 0，p<0.01)。因此，假設H2得到驗證，表明動態能力在組織慣性與技術創新投入間起部分中介作用。

由列(4)結果可知，組織慣性與制度環境交互項(OIIE)對技術創新投入具有顯著正向影響(β=0.008 5，p<0.01)，表明企業所處制度環境越好，組織慣性越有助于企業進行技術創新投入。因此，假設H3得到驗證，這種交互作用影響模式見圖1。

表4 回歸結果

3.4 內生性分析

由于年報未披露有研發支出的企業，因此，技術創新投入變量按缺漏值處理，這種非隨機選擇會使估計右偏。本文采用Heckman兩階段法，針對主假設中可能存在的樣本選擇偏誤問題進行檢驗。在Heckman第一階段Probit回歸模型中，首先設置被解釋變量為虛擬變量Innovation_D，根據Innovation是否缺失進行衡量；其次，本文在第一階段模型加入同行業中其它公司技術創新投入的比例作為外生工具變量，利用此階段回歸結果計算IMR，然后將第一階段計算的IMR代入第二階段模型擬合。由表5結果可知，在Heckman第二階段回歸結果中，IMR回歸系數顯著為正，說明存在樣本選擇偏誤問題，采用Heckman兩階段方法合理。另外，OI、DC與OIIE回歸系數依然在1%水平下顯著為正，說明本文關于組織慣性與技術創新投入正相關的主要結果在控制內生性問題后依然成立。

圖1 不同制度環境下組織慣性對技術創新投入的影響

表5 Heckman回歸結果

3.5 穩健性檢驗

本文進行如下穩健性檢驗，以保證結果的可靠性。

(1)變更變量度量方法。對組織慣性的度量，本文同時采用熵權法確定4個要素的權重，對其加權并最終得出綜合指標進行穩健性檢驗；對制度環境的度量，同時采用地區市場化指數進行穩健性檢驗，結果見表6。其中，第(1)列～第(4)列對應變更組織慣性度量方法結果，第(5)列對應制度環境度量方法變更結果。由穩健性檢驗結果可知，本文相關研究假設通過實證檢驗，表明研究結論具有較強的穩健性。

表6 穩健性檢驗結果(1)

(2)遺漏變量問題。為避免遺漏變量帶來的內生性問題，本文在模型(1)的基礎上對公司治理因素進行控制，具體包括董事會規模、董事會獨立性、股權集中度、兩權分離與兩職合一。由表7穩健性檢驗結果可知，盡管回歸系數值有所變動，但主要變量回歸系數符號及顯著性水平均沒有顯著變動，基本結論與前文一致。

4 結語

4.1 研究結論

本文以2010-2018年中國滬深A股上市公司為研究對象，依據資源基礎理論、動態能力理論和制度基礎理論，通過文獻回顧、理論分析建立研究假設，考察組織慣性對技術創新投入的影響。得出如下結論：

(1)組織慣性能夠顯著促進企業技術創新投入，即組織慣性程度越深，企業技術創新投入支出越多。當企業擁有高程度組織慣性時，組織具有良好的穩定性與一致性，有利于企業積累資源，并在調動資源方面表現出協調高效。組織慣性影響資源配置，技術創新活動依賴于組織資源。因此，當組織慣性程度較高時，技術創新投入阻力較小；②在組織慣性對技術創新投入的影響中，動態能力作為中介變量發揮作用。組織慣性并非完全直接作用于企業技術創新投入，其對技術創新投入的激勵作用部分通過中介變量動態能力實現。由組織慣性形成的資源積累是企業動態能力的基礎，動態能力有利于提高企業在動態環境中的協調、整合和學習能力，推動企業技術創新；③外部制度環境是影響企業行為的重要因素，組織慣性在地區市場化程度較高和行業競爭激烈的環境中對技術創新投入的促進作用較大。市場機制的有效運行不僅為組織結構良性運轉提供了積極的外部保障機制，也作為一種有效的外部力量為企業提供了可能的資源協助。

4.2 研究貢獻

如何提高企業創新成功率，保持企業競爭優勢，是企業戰略研究的重點。本文主要研究貢獻和創新點體現在以下3個方面：①由于對組織慣性與技術創新投入間關系的研究結果存在較大爭議，因此本文通過實證方法，以最新年份上市公司數據對二者間關系進行檢驗，進一步佐證了已有研究結論；②盡管學術界已經對創新低效原因進行了廣泛討論，但關于組織內部影響因素的研究還不完善。本文基于動態能力理論，進一步打開了組織慣性與技術創新投入間的“黑箱”，為理解二者間關系提供了一種新視角；③因企業面臨的外部環境不同，所以從外部視角探究組織結構與技術創新投入間關系非常必要。本文借鑒制度基礎理論，從制度環境視角深化了組織慣性對技術創新投入影響的理解，豐富了該領域研究成果。

表7 穩健性檢驗結果(2)

4.3 研究啟示

本文對企業管理實踐具有如下啟示：

(1)企業應重視組織結構建設。在數字經濟時代，成熟企業大都面臨數字化轉型壓力，在已有組織結構、文化、程序及政策下形成的組織慣性能否對企業一直產生積極作用，需要企業時刻進行自我審查。組織結構調整應結合企業所處行業、市場位置及競爭現狀，“牽一發而動全身”的利弊抉擇需要企業既保持冷靜又能夠快速反應。對于孕于信息時代的新創企業也不容小覷，盡管這些企業天生自帶數字化基因，它們有敏捷的數字思維、完善的互聯網技術體系、新世代高等教育水平人才，但這些因風口而形成的優勢往往也容易成為桎梏，因為缺少合理的組織慣性，任何一次突發事件都會耗費其巨大的精力。所以，對于新創企業而言，只有在注重效率提升的同時，打造適度、穩定、合理的組織慣性，才能保證企業持續健康發展。

(2)企業應重視動態能力建設。對于成熟或新創企業而言，保持動態能力提升十分緊要，固步自封的企業無論原有組織慣性如何合理，在動態環境下仍將面臨江河日下的狀況。另外，還要注重員工學習能力提升。內因是事物發展的根本，只有員工積極學習，才能主動發揮自身潛力和能力并將其轉化為生產力。這就要求企業培育促進學習的企業氛圍、企業文化，實施員工激勵，提供員工高等教育人才比例。

(3)企業應重視技術創新戰略升級。技術創新是企業各項創新的核心，成功的技術創新在提高效率、減少消耗、贏得市場機遇、保障企業核心競爭力等方面都會為企業助力。但失敗的技術創新也會使企業陷入資金鏈斷裂、錯失市場等危機中。技術創新是一項長期持久的企業活動，需要占用企業大量資源。所以，企業關于技術創新的考量應上升到戰略高度。技術創新不應是企業跟風、沖動的行為，無論進行內部創新還是開放式創新，都需要結合現狀及內外部環境因素進行綜合規劃，如當地政府扶持政策、企業周邊資源、企業目標及企業文化等。只有將技術創新置于企業整體框架中進行思考和設計，才有可能為企業提供源源不斷的動力。

4.4 研究不足

本文探討組織慣性如何影響企業技術創新投入，繼而探究此關系中中間力量及外部力量的作用，為現有研究提供了理論與實踐啟示。但是，本文也存在一些不足：①組織慣性與技術創新投入間關系受企業內部能力的影響，本文僅從動態能力理論視角探討動態能力在二者間所發揮的作用，關于企業其它內部能力的影響作用，還需進一步探討；②組織生存發展與企業面臨的外部環境息息相關，本文只是依據制度基礎理論揭示制度環境在組織慣性對技術創新投入影響中所發揮的作用，但是關于制度環境中各細分維度及其它外部環境因素的影響作用，還有待深入研究。