動態能力視角下組織慣性對制造企業數字化轉型的影響研究

曹 勇，劉 弈，東志純，王子欣

(1.武漢紡織大學管理學院，湖北 武漢 430200；2.教育部紡織行業中外人文交流研究院，湖北 武漢 430200)

0 引言

隨著國家政策的支持和賦能技術的快速發展，實施數字化轉型和智能制造是中國制造企業發展的必然趨勢。中央全面深化改革委員會第十四次會議再次強調以智能制造和工業互聯網為主攻方向，實現制造企業數字化轉型和高質量發展目標。因此，研究制造企業數字化轉型具有重要現實意義。國內外學者圍繞企業數字化轉型做了較多研究，Hess等[1]認為實施數字化戰略有助于企業真正挖掘出數字化轉型的商業價值；Singh等[2]提出企業應設立首席數字官 (CDO)職位，培養CDO在數字環境下的市場洞察力以及組織內部協調能力，同時CDO還必須扮演好企業家、數字傳播者以及協調員3種角色，這些都有助于企業加快數字化轉型進程；王強等[3]指出數字化能力和價值創造能力是企業數字化轉型的核心驅動因素；崔淼等[4]發現動態能力和運營能力是企業數字化轉型的重要影響因素；在此基礎上，Hanelt等[5]通過對已有文獻總結發現，討論組織變革與數字化轉型之間的關系有助于豐富和拓展相關理論研究；韋影等[6]研究指出，分析組織結構、組織慣性以及學習模式對企業數字化轉型的影響效果，是未來研究的重要方向之一。綜上所述，現有研究多數關注企業數字化轉型應用和適應過程，如數字化戰略、首席數字官設計以及數字化能力等，少有基于企業數字化轉型內因的深度分析，如組織變革、組織慣性和組織結構等因素。因此，從動態能力視角實證分析組織慣性對企業數字化轉型的影響，有利于進一步拓展和完善數字化轉型相關研究，具有重要學術理論價值。

Braccini等[7]研究提出，組織結構的組織層級、正規化規則以及管理幅度等特點，對企業動態能力的發展具有重要影響。同時，在數字化轉型過程中，動態能力能幫助企業快速適應不斷變化的數字環境，提高企業對數字資源的吸收、轉化與價值重構效率[8]。因此，討論動態能力在組織慣性和數字化轉型之間的中介作用具有重要意義。陳建軍等[9]實證研究了組織慣性對動態能力的作用機制，發現組織慣性能通過影響動態能力而作用于組織績效；陳慶江等[10]以2008—2019年中國A股制造業上市公司數據為對象，利用面板固定效應模型等方法研究發現，動態能力是影響企業數字化轉型的重要因素。已有研究尚沒有成果將動態能力作為組織慣性與數字化轉型之間的中介變量進行討論。因此，本文將動態能力納入組織慣性影響數字化轉型的研究框架之中，分析在組織慣性影響下動態能力對制造企業數字化轉型的作用。此外，動態能力還受企業文化、制度以及員工慣性行為等因素影響，曹勇等[11]認為知識慣性也會影響企業文化、制度以及員工行為，進而影響組織獲取外部知識。因此，進一步分析知識慣性對組織慣性與動態能力之間的調節效應，有利于更客觀反映它們之間的作用機制。

基于此，本文在梳理組織慣性、動態能力、知識慣性與數字化轉型之間關系的基礎上，以制造企業為對象，實證研究組織慣性對企業數字化轉型的作用機理，重點分析動態能力的中介作用和知識慣性的調節效應。研究結果不僅能豐富與拓展組織慣性與數字化轉型之間關系的理論成果，同時對企業的動態能力建設和數字化轉型實踐也具有重要現實指導意義。

1 理論回顧與研究假設

1.1 組織慣性與數字化轉型

Hess等[1]認為數字化轉型指企業利用數字技術改革制造流程或者組織結構；Vial[12]進一步將數字化轉型定義為企業通過運用數字技術來改變其價值創造過程，從而提高對外部環境變化的響應速率；在此基礎上，謝衛紅等[13]基于資源基礎觀將企業數字化轉型的內涵界定為企業重組數字化資源并融合于業務流程的活動；Verhoef 等[14]再次強調數字化轉型成功實施的重要因素是數字資源與組織結構的相互匹配，合適的匹配模式能幫助企業創造更多的商業價值。基于上述文獻的分析與歸納，本研究將數字化轉型定義為企業運用數字資源對企業價值鏈、業務流程、組織結構等因素進行重塑與創新的活動。此外，鑒于組織慣性在企業數字化轉型過程中具有重要的影響作用[13]，本研究將進一步深化組織慣性與數字化轉型關系研究。

劉力鋼等[15]認為組織慣性是企業為確保組織內部人財物和信息等資源循序漸進運轉，使組織結構保持原有穩定形態的一種態勢，它是企業追求正規化與合法化的產物，內部組織結構、人員分配和文化氛圍等方面的固化是其基本特征，制度化、標準化和慣例化是其主要構成要素，組織慣性較大的企業，會形成相應的資源慣性和程序慣性，不利于企業數字化轉型。首先，組織慣性會形成固化的資源配置模式，從而排斥企業吸收和整合數字化資源[16]；其次，組織慣性還會助推高層管理者形成思維慣性，即便他們感知到數字技術的價格和性能具有一定競爭力，但如果對企業的現有顧客缺乏吸引力時，高層管理者通常不會將資源配置到這些數字設施上，從而弱化高層管理者對數字技術的投資意愿[17]。此外，組織慣性所帶來的收益會增加企業管理者對數字技術的擔憂，即當數字技術的市場開發受阻時，企業有強烈的動機去再投資現有市場，降低企業對數字技術商業價值開發試錯的風險容忍度，最終會阻礙企業數字化轉型[13]。

綜上所述，組織慣性的存在，一定程度上會使企業降低甚至排斥吸收數字技術、人才與設施，增加了對數字資源商業價值開發風險的擔憂，不利于數字化轉型。因此，提出假設H1：組織慣性對企業數字化轉型具有負向影響。

1.2 動態能力與組織慣性

動態能力是指企業感知、吸收、整合與重構資源并快速應對外界變化的能力[18]。韋影等[6]認為動態能力作為分析企業數字化轉型的重要視角，有助于企業在設計和維護可重復、可適應機制時實現數字轉型，通過數字創新提高應對外部環境的適應性，并進一步將動態能力分為3個方面：在動態環境中感知市場變化的感知能力；在機遇中獲取價值的獲取能力；重新配置資源戰略以實現數字化變革的轉化能力。

組織慣性將促使企業進一步固化資源獲取渠道及轉化方式，制約企業動態能力的發展。一方面，組織慣性不僅會加深員工對已有資源的依賴程度，還會強化企業內部與資源合作伙伴的利益聯結。員工在新技術引進過程中扮演的角色不確定時，就會出現負面心理反應，使他們傾向于利用以往的知識經驗處理問題，排斥接觸外部新知識[19]，而且企業基于現有技術系統與外部合作伙伴的緊密聯系，會固化現有資源獲取渠道，限制了企業動態能力的發揮[20]。另一方面，組織慣性會推動企業不斷明確員工的行為規范，使企業形成慣性思維，導致企業在動態環境中對資源的轉化方式習慣沿用原有模式，忽視新資源的特征和價值，降低了企業對外部新資源的價值創造效率，最終削弱了轉化能力[9]。綜上所述，組織慣性的存在不僅會加深員工對現有知識資源的依賴程度，還會增強企業與合作伙伴的利益聯結，并進一步固化資源轉化方式，降低企業對新知識的感知、獲取和轉化效率，最終弱化了動態能力。因此，提出假設H2：組織慣性對動態能力具有負向影響。

1.3 數字化轉型與動態能力

數字化轉型意味著企業需要探索、吸納外部數字資源，而動態能力幫助企業感知并獲取先進的數字技術和人才等資源以及最佳數字化轉型實踐，促進數字化轉型成功，并使企業運營效率得到顯著提升。Tortora等[21]研究認為在組織中發展動態能力，能有效幫助企業捕捉和利用外部環境中快速迭代的IT技術，促使企業重新規劃數字化目標以及重新定義運營模式，最終提高數字化轉型的可持續競爭力；崔淼等[4]研究表明，動態能力不僅能幫助企業管理者獲取行業數字化轉型最佳實踐、數字技術與人才等資源，了解數字技術的更新迭代，有效把握顧客對數字化產品的需求變化，降低數字化轉型風險，還能幫助企業優化資源獲取、吸收、轉化和重構能力，從而加速推動企業數字化轉型。此外，動態能力有利于企業快速應對外部環境變化，并從制度、戰略和運營等方面展開針對性變革，企業可利用動態能力優化資源轉化機制，快速重構數字化資源，加快數字化轉型速率并降低轉型風險，進而提升企業數字化轉型效率[22]。綜上，企業能通過提高動態能力，快速推動數字化轉型實施。因此，提出假設H3：動態能力對企業數字化轉型具有正向影響。

1.4 動態能力的中介作用

在數字化轉型過程中，組織慣性的存在會弱化企業的動態能力，降低對外界數字資源的感知，以及自身對數字資源的吸收、轉化與價值重構，進而對數字化轉型產生消極影響。Zhen等[23]研究發現，隨著資源來源和獲取方式固化程度的提升，組織慣性對外部環境感知能力的消極影響將逐步增大，并逐步降低企業感知外部數字化技術與資源的動態能力；Delfgaauw等[24]認為組織慣性下的固有技術與能力的投資回報會使員工形成固化認知，弱化員工學習數字技術與知識的動力，甚至使員工抵制特定技能價值的變化，進而削弱企業獲取外部數字資源的動態能力；Danneel 等[25]研究發現，組織慣性下的傳統信息技術系統與企業各部門之間形成的紐帶關系固化了企業的資源轉化方式，限制了動態能力的提升，從而降低企業對外部數字技術的吸收和轉化效率。同時，隨著企業動態能力的不斷減弱，數字化轉型的風險和成本會不斷增高，從而對數字化轉型產生不利影響。張光磊等[8]認為隨著動態能力的不斷減弱，企業對不斷變化的數字環境的適應力將不斷弱化，并且還會持續降低企業對外部資源的吸收、轉化與價值重構效率，從而為數字化轉型的實施帶來負面影響；Vial[12]的研究表明如果感知和適應競爭環境變化的動態能力受到持續削弱，則不利于企業消費者感知在數字化環境中發生的變化，從而難以提高在數字創新浪潮中的適應性。

綜上，組織慣性增強會削弱企業動態能力，而動態能力減弱會對數字化轉型產生不利影響，即組織慣性通過影響動態能力對數字化轉型產生作用。因此，提出假設H4：動態能力在組織慣性與企業數字化轉型之間的關系中具有中介作用。

1.5 知識慣性的調節作用

知識慣性主要指個體或組織在進行知識活動時通常采用例行的程序、穩定的知識來源和當前積累的經驗對企業氛圍和知識行為產生重要影響，一般分為學習慣性和經驗慣性，學習慣性指習慣利用外部新知識來解決問題，經驗慣性則指習慣依賴內部知識和經驗來解決問題[26]。

動態能力作為制造企業數字化轉型過程中的重要影響因素，不僅受組織慣性的影響，還受員工知識慣性的影響。當員工具有較強的學習慣性時，員工獲取新知識、新方法和新技巧的意愿比較積極，會推動企業較大范圍的搜尋知識，并努力嘗試探索式學習，有利于企業打破僵化的知識邊界，提升對外部環境的靈敏度，從而弱化組織慣性對感知能力和獲取能力的消極影響[26]，Xie等[27]研究指出，持續的學習意愿會推動知識型員工主動增加外部活動的交流頻次，增強企業對外部知識資源的搜索與吸收能力，提升企業對外部環境的感知與獲取能力；當員工具有較強的經驗慣性時，能快速吸收知識，有利于企業提高知識資源轉化效率，增強了企業的動態能力，弱化了組織慣性對動力能力的消極作用。曹勇等[11]研究指出，經驗慣性會驅使員工對已有知識資源的深度挖掘，不斷提升內部知識交流效率，強化員工對已有知識資源的掌控力度，提高企業的知識轉化速率，有利于企業降低知識的學習成本，從而增強企業的動態能力，在一定程度上削弱了組織慣性對動態能力的負面影響。

綜上所述，提出假設H5：知識慣性對組織慣性與動態能力之間的關系起到負向調節作用；H5a：學習慣性對組織慣性與動態能力之間的關系起到負向調節作用；H5b：經驗慣性對組織慣性與動態能力之間的關系起到負向調節作用。

基于上述理論分析，建立本研究的概念模型，如圖1所示。

圖1 本研究的概念模型

2 研究設計

2.1 數據收集

本研究選取武漢東湖國家自主創新示范區內的制造企業為對象，通過大樣本問卷調查收集數據。為確保數據真實可靠，問卷調查主要針對制造業企業員工，并指定專人向受訪者告知調查目的僅用于學術研究，明確填寫要求與標準。調研實施主要依托導師的合作企業以及項目組成員的社會人脈，與相關企業員工取得聯系，并通過微信、電話等方式預約填寫問卷，問卷調查自2020年9月至2021年4月，累計發放問卷500份，實際回收286份，剔除填寫缺失、有明顯錯誤的37份，最終得到有效問卷249份，有效回收率為49.8%。統計分析表明，調研對象主要集中在26歲以上 (60.6%)、本科及以上學歷 (65.8%)、4年以上工作經歷的企業員工，對企業數字化轉型的認知程度較高。總之，所選樣本分布廣泛，具有良好代表性，樣本特征滿足本研究要求。

2.2 變量測度

本研究主要變量的測度均是借鑒國內外成熟量表，結合本研究特點進行本土化修改，并采用Likert 7分量表打分，1～7分別表示非常不同意到非常同意，由低到高過渡，4表示中立態度。

參考Manita等[28]的研究，結合本研究特點，從數據標準化建設程度、數字研發設計程度、數字生產制造程度和數字市場服務程度等6個題項來測度數字化轉型；借鑒呂一博等[29]的研究，從習慣于依賴原有業務模式、排斥新方法新手段程度、依賴傳統合作模式和傳統技術系統開展業務等8個題項來測度組織慣性；依據周健明等[30]和李柏洲等[26]的研究，將知識慣性分為學習慣性和經驗慣性兩個維度，從習慣于學習新概念新方法與新知識、習慣于探索外部組織的知識、習慣于用不同方法來解決問題等4個題項測度學習慣性；從習慣于依賴過去經驗、習慣于聽從內部建議或要求、習慣于持續利用現有知識等4個題項測度經驗慣性；借鑒王曉玲等[31]和錢雨等[22]的研究，并結合中國制造企業的特點，從快速掃描發現新的數字技術、及時掌握競爭對手的數字資源并做出反應、快速迭代自身數字資源、鼓勵員工學習數字知識與技術等6個題項測量動態能力。

本研究在參考傅穎等[32]關于企業數字化轉型實證研究的基礎上，選取企業規模、企業年限和行業特征為控制變量。企業年限采用4個等級，即1～5年、6～10年、11～25年、26年以上，依次賦值為1～4；行業特征分為裝備制造業、汽車及零部件制造業、電子信息制造業、其他，依次賦值為1～4；企業規模按企業員工數量分為4個等級，即0～100人、101～300人、301～1000人、1000人以上，依次賦值為1～4。

3 實證分析

3.1 信度和效度檢驗

采用SPSS24.0對組織慣性、學習慣性、經驗慣性、動態能力和數字化轉型等5個變量進行信度和效度檢驗。首先，采用Cronbach’s α值、AVE值和組合信度CR來檢測信度。5個變量的Cronbach’s α值都大于0.7，表明量表可靠性較好。各變量的AVE值和組合信度CR均達到大于0.5和0.7的標準要求，說明量表信度較好。其次，采用因子分析法檢驗效度可知，各變量的KMO均大于0.7，說明各變量整體上有較好的結構效度，見表1。

表1 信度和效度分析結果

3.2 相關性分析

各變量間的相關關系、均值和標準差見表2。表2中，組織慣性、學習慣性、經驗慣性、動態能力和數字化轉型兩兩之間均在p<0.05水平上顯著相關，其中組織慣性對數字化轉型具有顯著負相關 (r=-0.40)；學習慣性慣性對組織慣性具有顯著負相關 (r=-0.43)，經驗慣性對組織慣性具有顯著正相關 (r=0.42)；組織慣性對動態能力具有顯著負相關 (r=-0.59)，初步支持本研究的相關假設，為后續實證檢驗提供重要依據。

表2 相關性分析

3.3 共同方法偏差與共線性檢驗

本研究調查問卷存在數據來源相同和同一主體多次填寫的情況，可能存在共同方法偏差問題，因此需要用事后控制的Harman單因素驗證法進行共同方法偏差檢驗。運用SPSS24.0對全部題項進行因子分析，在設定抽取一個因子的基礎上分析方差解釋值，結果表明，存在5個特征值大于1的因子，且第一個因子僅解釋25.4%，方差貢獻率小于40%，說明共同方法偏差問題并不嚴重[33]。此外，為避免多重共線影響，利用SPSS 24.0對樣本數據進行共線性檢驗，發現控制變量和自變量的容差均大于0.3，且VIF均小于3，符合指標要求，因此變量間的共線性問題可忽略。

3.4 假設檢驗

層次回歸分析是指構建兩個或多個回歸模型，有順序地比較某一變量的前后回歸結果，適用于深入挖掘多變量間的因果關系[34]。本研究采用SPSS24.0進行層次回歸分析，檢驗組織慣性對數字化轉型的影響效應、知識慣性 (學習慣性和經驗慣性)的調節效應和動態能力的中介作用。借鑒溫忠麟等[35]的中介效應和調節效應分析步驟：第1步，以數字化轉型為因變量，依次加入控制變量、自變量組織慣性和中介變量動態能力，構建模型1到模型4檢驗中介作用，驗證H1、H3和H4；第2步，以動態能力為因變量，依次加入控制變量和自變量組織慣性，構建模型3檢驗組織慣性對動態能力的影響，驗證H2；第3步，以動態能力為因變量，依次加入自變量組織慣性、調節變量知識慣性 (學習慣性和經驗慣性)和交互項 (組織慣性×學習慣性、組織慣性×經驗慣性)，構建模型6～模型10檢驗調節效應，驗證H5a、H5b。

(1)主效應和中介效應。模型1～模型10回歸結果見表3。由表3可知，模型2和模型3分別在模型1 (以控制變量為自變量)的基礎上加入自變量組織慣性和動態能力，回歸結果顯示，模型1中企業年限和企業性質對數字化轉型的影響效應均不顯著；在增加組織慣性后，模型2的解釋力增加至32.0%，且組織慣性對數字化轉型的影響系數為負 (β=-0.45，p<0.01)，H1成立；在單獨增加動態能力后，模型3的解釋力增加至33.3%，且動態能力對數字化轉型的影響系數為正 (β=0.58，p<0.01)，H3成立。

為了檢驗動態能力的中介作用，構建模型4。由表3可知，動態能力對數字化轉型具有正向影響 (β=0.49，p<0.05)，雖然此時組織慣性對數字化轉型的影響效應 (β= -0.37)絕對值小于模型2的影響效應絕對值，但仍具有統計上的顯著性 (p<0.01)。由此可見，動態能力在組織慣性和數字化轉型之間存在部分中介作用，因此H4成立。

表3 回歸分析結果

(2)調節效應。構建模型5～模型10來檢驗知識慣性的調節作用。為增加方程系數的解釋意義，在進行回歸分析之前對模型中涉及調節效應的自變量和調節變量均進行中心化處理。模型5中，企業年限和企業性質對動態能力的影響效應均不顯著；模型6中，組織慣性對動態能力具有顯著負向影響 (β=-0.58，p<0.01)，H2成立；在模型8和模型10中，學習慣性對組織慣性和動態能力 (β=-0.13，p<0.05)具有顯著負向調節作用，經驗慣性對組織慣性和動態能力 (β=-0.15，p>0.05)不具有顯著負向調節作用，H5a成立，H5b不成立。

3.5 穩健性檢驗

為了驗證上述結論的可靠性與穩健性，進一步采用其他方法檢驗主效應、調節效應和中介效應。借鑒張小娣等[36]的研究運用Bootstrap法對組織慣性與數字化轉型之間的關系、動態能力的中介作用以及知識慣性的調節效應進行再檢驗，在Process插件中將置信區間設置為95%，樣本量設置為5000，模型序列號選擇模型4。組織慣性對數字化轉型具有顯著負向影響 (β=-0.43，p<0.01)，H1成立；組織慣性對動態能力同樣具有顯著負向影響 (β=-0.56，p<0.01)，H2成立；動態能力對數字化轉型具有顯著正向影響 (β=0.55，p<0.05)，H3成立；動態能力具有部分中介效應 (β=-0.30，p<0.01)，H4再次得到驗證，見表4。

表4 Bootstrap法路徑分析結果

此外，為了提高調節效應穩健性檢驗結果的精確程度，除去交互項與自變量和調節變量的多重共線性，對相應變量進行去中心化處理，并在SPSS的Process程序中選擇模型1運行，以均值±1個標準差將學習慣性分為高學習慣性組與低學習慣性組，并給出對應的調節效應分析。隨著學習慣性水平的提升，組織慣性對動態能力的負向影響作用減弱，表明學習慣性負向調節組織慣性和動態能力之間的關系，H5a再次得到驗證，如圖2所示。表4顯示經驗慣性與組織慣性的交互項對動態能力不具有顯著直接效應 (β=0.02，p>0.05)，表明經驗慣性難以有效調節組織慣性與動態能力之間關系，H5b再次驗證。

圖2 學習慣性的調節作用

4 結論與討論

4.1 結論

本文以武漢東湖國家自主創新示范區的制造企業為研究對象，構建組織慣性、動態能力和企業數字化轉型之間的假設關系模型，并結合大樣本問卷調查數據對假設進行檢驗，實證分析組織慣性對企業數字化轉型的影響機制，主要結論及理論貢獻如下。

(1)隨著組織慣性的增強，企業數字化轉型的難度會增大，H1成立。這說明隨著組織慣性的加大,對企業數字化轉型的消極作用也逐步增強。

(2)組織慣性負向影響動態能力，H2成立；動態能力對數字化轉型具有積極影響，H3成立；動態能力在組織慣性和數字化轉型之間發揮部分中介作用，H4成立。這說明隨著組織慣性的增強，企業的動態能力會受到持續的弱化，并最終阻礙數字化轉型。

(3)學習慣性負向調節組織慣性和動態能力之間的關系，而經驗慣性對二者關系的調節作用不顯著，H5部分成立。這說明學習慣性能推動員工持續進行外部學習，從而幫助企業降低組織慣性的負面影響，但經驗慣性對員工內部知識學習的作用主要聚集員工學習效率的提升，難以影響企業固化的組織慣性。

4.2 理論與實踐啟示

本研究的主要理論貢獻是：首先，基于動態能力視角研究了制造企業組織慣性對數字化轉型的影響，完善了數字化轉型的影響因素分析，豐富了企業數字化轉型的學術成果。其次，發現并驗證了制造企業組織慣性會通過削弱感知能力、獲取能力和轉化能力進而抑制數字化轉型進程。最后，首次分析并驗證了知識慣性在組織慣性和數字化轉型之間關系的調節作用，一定程度上彌補了現有學術研究的不足。

本研究對制造企業數字化轉型的啟示如下。

(1)企業應關注組織慣性所帶來的固化效應，高層管理者應盡力削弱與傳統資源渠道合作伙伴的利益聯結，激勵引導員工嘗試接受數字技術與知識，并在企業日常業務活動中應用轉化。

(2)企業管理者在推動數字化轉型過程中，應依據數字化人才建設標準，重新擬定招聘、培訓、績效考勤等計劃，并依托CRM和ERP等系統以及大數據技術構建數據共享、運營流暢的組織機構。

(3)企業管理者應引導員工形成學習慣性，推動外界新知識的快速吸收與轉化，決策者應加強探索性組織學習模式建設，搭建企業與外界的信息化溝通平臺，增加員工獲取外界新知識的機會，并制定政策激勵員工在日常業務活動中應用新知識，促進企業快速吸收、轉化外部新知識。

4.3 局限與不足

(1)研究樣本主要來自武漢市，調查數據可能存在一定局限性，未來可嘗試在更大范圍內獲取數據對模型及假設進行驗證。

(2)本研究聚集制造企業的數字化轉型，未來可分析其他類型企業如服務企業的數字化轉型，并進一步研究不同類型組織結構對數字化轉型的影響差異。

(3)本研究驗證動態能力在制造企業組織慣性對數字化轉型影響的部分中介作用，說明可能還存在其他變量對該路徑造成影響，如企業文化、高管承諾等，將后續研究中繼續充實完善。