趙宏霞，李 豪

(青島科技大學 經(jīng)濟與管理學院，山東 青島266061)

0 引言

很長一段時間內，由于環(huán)境的易變性、不確定性、復雜性與模糊性(VUCA),導致創(chuàng)業(yè)期企業(yè)低存活率現(xiàn)象普遍存在[1]。企業(yè)界和學術界普遍認為，提高創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力是有效抵御外部風險、在激烈競爭環(huán)境下脫穎而出的關鍵[2]。如何提高創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力，學者基于企業(yè)外部視角主要從政府引導[3]、創(chuàng)新網(wǎng)絡[4]等方面展開，基于企業(yè)內部視角主要從創(chuàng)業(yè)團隊結構[5]、創(chuàng)業(yè)資源獲取[6]、創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略[7]等方面探討，從組織文化尤其是組織文化結構方面的研究較少，實質上組織文化建設不足也是很多創(chuàng)業(yè)企業(yè)績效不高乃至創(chuàng)業(yè)失敗的主要原因[8]。

在國外文獻中，組織文化通常被分為宗族型文化(后發(fā)展為團隊型文化)、靈活型文化、層級型文化、市場型文化4種類型[9]。劉理暉和張德[10]基于中國情境將組織文化劃分為效率型、動力型、和諧型和秩序型4類。目前，大多數(shù)研究指出，組織文化沒有優(yōu)劣之分，需要根據(jù)不同企業(yè)的實際情境相機選擇[11]。對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)而言，從企業(yè)外部環(huán)境看，企業(yè)為從多渠道、多主體獲取創(chuàng)新資源，需要處理與眾多利益相關者的關系[12]，而多方利益相關者的參與極有可能使企業(yè)處于多種組織文化共存的局面；從企業(yè)內部環(huán)境看，初創(chuàng)企業(yè)部門領導、企業(yè)成員來源多樣，相互間尚處于磨合階段，因此也面臨多種文化共存的狀態(tài)。多種組織文化共存容易產(chǎn)生組織文化“一致性”抑或是“平衡性”問題；對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，多元平衡型組織文化與單一主導型組織文化哪種文化結構更有利于提升企業(yè)創(chuàng)新能力值得深入研究。

整合式創(chuàng)新理論指出，影響創(chuàng)新的各個要素(結構、戰(zhàn)略、資源、文化等)相互協(xié)同，需要系統(tǒng)考慮[13]。陳春花和尹俊[14]指出，未來對組織文化的研究需要考慮其與其它因素的交互作用。人力資源是組織文化的承擔者和踐行者，也是創(chuàng)新的第一資源。因此，基于創(chuàng)新能力導向，本文將組織文化結構與人力資源結構整合起來協(xié)同考慮。目前，關于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)人力資源結構的測度指標通常涉及團隊異質性、群體斷裂帶[15]，由于考慮個體特征的多重性和聚合作用，群體斷裂帶對創(chuàng)新能力和創(chuàng)業(yè)績效更具有解釋意義。另外，考慮到創(chuàng)業(yè)期企業(yè)的任務導向和分工合作，本文將組織文化平衡、群體任務斷裂帶以及兩者的交互作用作為前置變量加以分析。

對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，整合利用團隊成員與利益相關者的知識、技術和社會網(wǎng)絡資源，是保證企業(yè)健康發(fā)展的有效途徑[16]。同時，基于創(chuàng)新能力視角，在所有需要拼湊[17]、整合的資源中，知識資源是最重要的資源。因此，本文選擇知識流耦合[18]作為中介變量解析組織文化平衡對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機制。選擇知識流耦合作為中介變量是因為其既具有動態(tài)視角，也同時考慮了企業(yè)內外部知識吸收和整合。

與現(xiàn)有文獻相比，本文創(chuàng)新之處在于：①針對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)特點，關注組織文化多元平衡結構對創(chuàng)新能力的影響；②基于整合式創(chuàng)新理論，探討創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化平衡與群體任務斷裂帶的交互效應；③考慮到創(chuàng)業(yè)期資源內外互動頻繁，以知識資源為創(chuàng)新核心資源，選擇知識流耦合作為中介變量，剖析組織文化平衡對創(chuàng)新能力的影響。

1 研究假設

1.1 組織文化平衡與創(chuàng)新能力

對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，企業(yè)發(fā)展與創(chuàng)新活動離不開多元化內部員工、多樣化外部利益相關者的參與和支持，此時創(chuàng)業(yè)期企業(yè)很有可能處于一種多文化共存的內外環(huán)境中。如果企業(yè)能夠采用一種適度平衡的組織文化結構，將會激發(fā)組織各個層面的活力，團結各方利益相關者，凝聚不同價值觀、信念和責任，滿足不同利益相關者需求，抓住市場機遇形成創(chuàng)意項目或創(chuàng)新產(chǎn)品，引導個體行為和認知走向。如Song & Vinig等[19]認為，混合型組織文化有利于開展創(chuàng)業(yè)計劃、技術和營銷交流。

但是，過度平衡的組織文化結構不利于企業(yè)共同價值觀的形成。如Randle some[20]認為，相較于平衡型組織文化結構，一致性組織文化結構能夠同化組織成員態(tài)度、價值觀和標準，有助于形成一致的組織行為規(guī)范，對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，由于成員來源多元化、利益相關主體多樣化，此時企業(yè)天然具有獲取不同渠道信息、團結不同力量的優(yōu)勢，所欠缺的恰恰是企業(yè)內部凝聚力、一致性。因此，如果選擇過度平衡的組織文化結構，將不利于提升企業(yè)執(zhí)行效率和創(chuàng)新能力。

綜上所述，對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，員工文化背景、利益相關者文化背景相對多元，企業(yè)組織文化建設應該順應這一現(xiàn)狀，并發(fā)揮其優(yōu)勢作用，但同時也要逐步營造出一種主導型組織文化，對多元化文化劣勢進行一定程度的管控。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化平衡對創(chuàng)新能力具有倒U型影響。

1.2 知識流耦合的中介作用

根據(jù)知識基礎理論，企業(yè)創(chuàng)新能力取決于其在多大程度上能比競爭者獲取、生成、儲存和使用更多知識。Strambach[21]認為，創(chuàng)新需要知識流動和碰撞，即需要知識流耦合；于飛等[22]指出，知識流耦合是兩個或兩個以上技術領域中的知識元素通過動態(tài)滲透、聯(lián)結、組合與重構等相互作用方式整合成新知識的過程和結果。

對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，當企業(yè)選擇兼容多種文化并存的組織文化平衡結構時，有利于促進企業(yè)內外部成員間相互信任、不斷學習和開放式交流，從而可以從企業(yè)內外部獲取不同類型、不同內容的知識。但是，當組織文化結構過于多元化、過于平衡時，企業(yè)缺少共同的推理方式、行動方式、行為準則和價值觀，從而導致企業(yè)成員間協(xié)調溝通成本上升，知識流集成、聯(lián)結和組合比較困難。綜上所述，保持適度水平的組織文化平衡既有利于獲取多元知識，促進知識流動和重構，也有利于知識滲透與聯(lián)結，從而提升創(chuàng)業(yè)期企業(yè)知識流耦合水平。據(jù)此，本文提出如下假設：

H2：創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化平衡對知識流耦合具有倒U型影響。

企業(yè)創(chuàng)新活動離不開知識儲備，對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)而言尤其如此。隨著產(chǎn)品開發(fā)費用的日益增加以及工藝流程的日漸復雜，能否有效吸收、轉化和利用來自不同領域的關鍵知識，以此提高企業(yè)創(chuàng)新能力至關重要。對此，相關學者從不同角度進行了論證。如謝洪明等[23]認為，企業(yè)如果能夠有效整合內外部及不同領域知識，將有力推動企業(yè)技術創(chuàng)新；Ardito等[24]研究發(fā)現(xiàn)，供應鏈利益相關者采購知識流耦合對供應鏈節(jié)點企業(yè)雙元創(chuàng)新具有重要貢獻。據(jù)此，本文提出如下假設：

H3：創(chuàng)業(yè)期企業(yè)知識流耦合在組織文化平衡與創(chuàng)新能力關系中具有中介效應。

1.3 群體任務斷裂帶的調節(jié)作用

企業(yè)在創(chuàng)業(yè)階段需要拓展很多業(yè)務，無論高管團隊還是部門員工往往各自負責一個方面、一個領域，企業(yè)成員內外部網(wǎng)絡間交融較小，企業(yè)成員間非常容易形成任務斷裂帶[25]。

基于知識管理視角，創(chuàng)業(yè)期企業(yè)群體任務斷裂帶對知識流耦合發(fā)揮雙刃劍作用[26]。一方面，群體任務斷裂帶能夠為企業(yè)開拓創(chuàng)新提供多渠道、多領域的多元化知識，但另一方面也有可能導致企業(yè)內部子群或小圈子產(chǎn)生情感沖突，增加企業(yè)內部知識流組合與重構成本。綜合考慮企業(yè)成員結構和組織文化結構關系發(fā)現(xiàn)，組織文化結構既依附于成員結構又反作用于成員結構，因此兩者間存在協(xié)同關系。當創(chuàng)業(yè)期企業(yè)群體任務斷裂帶強度較低且組織文化結構主導性較強時，企業(yè)凝聚力強、溝通成本低、知識組合容易，但異質性知識少，知識流流動性差；反之，當群體任務斷裂帶強度高且組織文化結構多元性較強時，企業(yè)子群間知識差異性較大，雖然知識流流動性很好，但很難完成知識耦合。如果群體任務斷裂帶和組織文化平衡均處于中等水平，勢必兼顧知識異質性和滲透性；或者如果群體任務斷裂帶強度和組織文化平衡水平一高一低，組織文化平衡結構就會控制或消化群體任務斷裂帶的負面效應，從而有利于知識流耦合。據(jù)此，本文提出如下假設：

H4：創(chuàng)業(yè)期企業(yè)群體任務斷裂帶與組織文化平衡交互對知識流耦合具有倒U型影響。

基于創(chuàng)新管理視角，學者發(fā)現(xiàn)任務斷裂帶對創(chuàng)新績效具有權變影響。如林明等[27]研究發(fā)現(xiàn)，當國有與非國有大股東股權制衡較強時，高管團隊任務斷裂帶強度對創(chuàng)新績效具有顯著負向作用，而當大股東中投資者持股到一定程度時，高管團隊任務斷裂帶強度對創(chuàng)新績效則具有正向影響。對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，當群體任務斷裂帶強度較小且組織文化平衡水平較低時，創(chuàng)業(yè)期企業(yè)獲取異質性信息和資源的能力下降，特別不利于企業(yè)探索式創(chuàng)新[26]；當群體任務斷裂帶強度較大且組織文化平衡水平較高時，子群間的協(xié)調和信息共享成本加大[28]，從而降低對新市場、新技術機會的敏銳性；當群體任務斷裂帶與組織文化平衡均處于適度區(qū)間時，既有助于維持子群間差異，培養(yǎng)與發(fā)展創(chuàng)造性思考和發(fā)散性思維，又不至于導致子群間情感沖突和資源整合困難；或者群體任務斷裂帶與組織文化平衡水平一高一低時，組織文化平衡會潤滑或削弱群體任務斷裂帶過高或過低的負面效應。據(jù)此，本文提出如下假設：

H5：創(chuàng)業(yè)期企業(yè)群體任務斷裂帶與組織文化平衡交互對創(chuàng)新能力具有倒U型影響。

綜上所述，本文構建如圖1所示的有調節(jié)的中介效應模型，解釋組織文化平衡與創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的關系。

圖1 理論模型

2 研究設計與數(shù)據(jù)檢驗

2.1 問卷設計

問卷制作分兩階段完成：第一階段走訪企業(yè)，根據(jù)調研結果設計調研問卷；第二階段預調研，以此驗證問卷的科學性和合理性。預調研樣本主要來源于青島市部分創(chuàng)業(yè)期企業(yè)，根據(jù)預調研結果對調研問卷進行修改和完善。

(1)創(chuàng)新能力(INA)。為使創(chuàng)新能力測度更具有操作性，本文參考Calantone等[29]的量表方法，在題項設計時采用“兩兩比較”的概念，最終選用5個題項測量創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力，Alpha 信度系數(shù)為0.881。

(2)組織文化平衡(OCB)。本文采用基于競爭價值觀框架的OCAI量表，參考Limaj等[30]的研究方法，選擇OCAI量表的簡化版，包括4個關鍵維度：主導特征、組織領導、員工管理和組織凝聚力，每個維度包含4個題項，分別對應組織文化的4種類型。為確定文化平衡水平，根據(jù)OCAI量表打分情況，使用標準差量化4個維度的OCAI得分，計算出每個維度下OCAI得分的標準差。根據(jù)標準差從小到大的排列順序，最小標準差區(qū)間對應最低文化平衡水平(賦值為1)，最大標準差區(qū)間對應最高文化平衡水平(賦值為5)，其余區(qū)間根據(jù)標準差所在區(qū)間范圍依次賦值，得到文化平衡4個維度下的得分情況。經(jīng)處理，組織文化平衡由4個測度指標組成，Alpha 信度系數(shù)為0.802。

(3)知識流耦合(KFC)。創(chuàng)業(yè)期企業(yè)在內部以創(chuàng)新為導向，關注組織內部知識集成；在外部以利益相關者為導向，注重多方關鍵知識獲取。本文綜合考慮國內外學者對利益相關者與知識流耦合的研究，參考王新華等[18]設計的知識流耦合量表，共包含6個題項，Alpha 信度系數(shù)為0.845。

(4)群體任務斷裂帶(TRF)。當前，關于斷裂帶的測度主要采用精確的計量方法[31]，這些方法旨在強調測度的精確性，但由于屬性指標并不能反映斷裂帶真實情況，導致測度結果不一定準確。除借助大數(shù)據(jù)分析外，江洋和陳樹文[32]還開發(fā)了感知斷裂帶的量表，本文參考該量表中的斷裂帶強度測度指標，共包含24個題項，Alpha 信度系數(shù)為0.838。

(5)控制變量選取企業(yè)年限C1、企業(yè)規(guī)模C2。

2.2 數(shù)據(jù)獲取

本文參考胡望斌等[5]的研究，將創(chuàng)業(yè)期企業(yè)界定為成立時間在5年內的企業(yè)，樣本數(shù)據(jù)由筆者所在團隊和青島市一家專業(yè)市場調查公司在山東省34家創(chuàng)業(yè)中心按照系統(tǒng)分層抽樣法隨機抽樣獲取。首先，依照等額抽樣配額比例，計劃在每個創(chuàng)業(yè)中心抽取10～15家企業(yè)，在實際調研中只有16家省級創(chuàng)業(yè)中心能夠獲取10～15家有效企業(yè)樣本；其次，基于16個創(chuàng)業(yè)中心，按照分層系統(tǒng)抽樣原則，共訪問217家創(chuàng)業(yè)期企業(yè)。

被調研者包括各企業(yè)創(chuàng)業(yè)團隊成員和普通員工，創(chuàng)業(yè)團隊成員采用便利抽樣，普通員工采用隨機抽樣，問卷回收后，要求每個企業(yè)至少包含5名創(chuàng)業(yè)團隊成員、5名普通員工的有效問卷，滿足條件的共有143家企業(yè)，共獲得514份數(shù)據(jù)。樣本整體分布在高技術服務業(yè)、電子信息、軟件、機電、化工等領域，涉及范圍較廣。

每個企業(yè)創(chuàng)新能力對應5個測項、知識流耦合6個測項、群體任務斷裂帶24個題項分別取該企業(yè)被調研人員相應得分的平均值；每個企業(yè)文化平衡水平值分兩步得到：第一步將該企業(yè)各調研人員的16個題項得分值進行算術平均，進而得到4類文化測度評分；第二步對4個維度分別求標準差，使每個維度降維成1個測項，并將其對應到[1，5]區(qū)間內。

2.3 數(shù)據(jù)同源偏差分析

為防止同源性偏差，首先將組織文化平衡、知識流耦合、群體任務斷裂帶和創(chuàng)新能力對應的全部測量題項合并成一個單因子進行測量分析。結果顯示：單因子模型檢驗值為χ2/Df=15.395，p<0.01，TLI=0.198，CFI=0.274，RMSEA=0.395，說明單因子模型擬合度或匹配效果不理想；其次，采用Harman單因子檢驗分析法，對各變量測量題項進行探索性因子分析。結果發(fā)現(xiàn)：未旋轉的探索因子分析出的第一個因子為29.315%，不到總解釋變量的一半。

2.4 組內一致性檢驗

樣本數(shù)據(jù)來源于個體層面，但研究變量均為企業(yè)層面，因此將個體層面數(shù)據(jù)聚合到企業(yè)層面進行組內一致性檢驗，結果如表1所示。從中可見，所有變量的Rwg平均數(shù)均大于0.7，ICC(1)值在0.221～0.345之間，ICC(2)值在0.695～0.801之間，說明樣本數(shù)據(jù)組內一致性很高，通過取平均值將個體層面聚合到團隊層面比較合適。

表1 各研究變量Rwg平均值與中位數(shù)、ICC(1)、ICC(2)

2.5 驗證性因子分析

量表均為成熟量表，其信度、內容和結構效度均已得驗證，本文主要考察區(qū)分效度。通過驗證性因子分析(CFA)檢驗組織文化平衡、群體任務斷裂帶、知識流耦合和創(chuàng)新能力4個潛變量的區(qū)分效度，并對擬合指數(shù)進行比較。結果發(fā)現(xiàn)，四因子模型各擬合指標明顯優(yōu)于其它備選模型，表明4個變量構念不同(見表2)。

表2 驗證性因子分析結果

2.6 描述性統(tǒng)計分析

表3給出了各變量的均值、標準差、Pearson線性相關系數(shù)和顯著性水平，從中可見，知識流耦合與創(chuàng)新能力顯著正相關(γ=0.399，p<0.05)，這與前文唯一的線性關系假設一致，初步驗證了H2，其余假設需要進一步檢驗。另外，構念間的相關系數(shù)都在0.6以下，表明本文測量數(shù)據(jù)可靠，再一次說明數(shù)據(jù)同源偏差問題不嚴重，可以滿足研究目的。

表3 變量描述性統(tǒng)計結果

3 假設檢驗與結果分析

3.1 主效應檢驗

如表4所示，模型1-模型8的因變量為INA。其中，模型2中OCB的系數(shù)為正且顯著(β=0.298，p<0.01)，表明創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化越平衡，越有利于創(chuàng)新能力提升；但是，模型3更好地反映了組織文化平衡水平與企業(yè)創(chuàng)新能力的關系。在模型3中，OCB2系數(shù)為負且顯著(β=-0.106，p<0.05)，表明組織文化平衡水平與企業(yè)創(chuàng)新能力呈倒U型關系，H1得到驗證。

表4 多層回歸分析結果

模型6對模型3和模型5進行整合并增加交叉項OCB×TRF，此時模型中OCB2、TRF2及OCB×TRF的系數(shù)都顯著為負；模型7在模型6基礎上繼續(xù)增加OCB2×TRF2后，與模型6相比，R2變化不顯著，且OCB2×TRF2的系數(shù)也不具有顯著性，因此模型6更能說明組織文化平衡、群體任務斷裂帶與企業(yè)創(chuàng)新能力三者間的復雜非線性關系。這表明，組織文化平衡和群體任務斷裂帶交互對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力具有負向影響，而不具有倒U型影響，H5未得到支持。

模型8在模型1的基礎上只增加了KFC作為解釋變量，結果顯示KFC的系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)業(yè)期企業(yè)知識流耦合與其創(chuàng)新能力高度相關，知識流耦合可作為備選中介變量。

模型9～模型11的因變量為KFC。模型10在模型9的基礎上增加了OCB、OCB2、TRF、TRF2、OCB×TRF作為解釋變量，結果顯示TRF、OCB、OCB2的系數(shù)具有顯著性，其余變量前的系數(shù)不具有顯著性。其中，OCB的系數(shù)為正，OCB2的系數(shù)為負，說明知識流耦合能力先是隨著組織文化平衡增加而增強，但不會一直持續(xù)下去，當組織文化平衡水平增加到一定程度時，企業(yè)知識流耦合能力隨著組織文化平衡水平的提升而降低，因此H2得到支持。

在模型10中，OCB×TRF的系數(shù)為負，但不具有顯著性，模型11在模型10的基礎上增加OCB2×TRF2后，OCB2×TRF2的系數(shù)顯著為負(β=-0.116，p<0.05)，其它參數(shù)符號沒有發(fā)生改變，且顯著性也沒有發(fā)生根本變化；同時，R2變化顯著(ΔR2=0.056，p<0.05)，說明創(chuàng)業(yè)期企業(yè)群體任務斷裂帶與組織文化平衡交互對知識流耦合具有倒U型影響，假設H4得到驗證。

由于KFC與OCB、TRF、OCB×TRF及其平方項具有較高程度的相關性，將知識流耦合作為解釋變量檢查中介效應會出現(xiàn)一定程度的多重共線性問題，采用回歸分析不合適。因此，本文選擇結構方程模型進行分析。

其中：*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01，后面表格同理;括號內數(shù)字為AVE平方根

3.2 中介效應檢驗

為便于分析，本文以OCB2、OCB2×TRF2為前置變量，以KFC為中介變量，以OCB×TRF、TRF2為控制變量，構建結構方程模型，得到如表5所示的路徑系數(shù)，各路徑系數(shù)均具有顯著性，并且與主效應分析中的符號一致，說明增加中介變量KFC后，原有變量間的關系未發(fā)生根本性變化，模型各擬合指標也表現(xiàn)較佳(χ2=1 081.742，Df=371，p<0.01，TLI=0.902，CFI=0.924，RMSEA=0.056)。

表5 結構方程模型路徑系數(shù)

運用Bootstrap方法進一步檢驗KFC中介效應，得到KFC在OCB2和INA的中介效應點估計值為-0.109，95%置信區(qū)間[-0.175，-0.032]內不含有0值，說明KFC中介效應確實存在，即假設H2得到驗證。

3.3 調節(jié)效應檢驗

表4回歸分析結果顯示，OCB2對KFC的回歸系數(shù)顯著為負，TRF2對KFC的回歸系數(shù)不具有顯著性，而OCB2×TRF2對KFC的回歸系數(shù)顯著為負，說明TRF2只作為調節(jié)變量，加劇了OCB對KFC的倒U型影響；表5結構方程模型也顯示OCB2×TRF2對KFC的路徑系數(shù)為負且具有顯著性，說明TRF2加劇了OCB對KFC的倒U型影響。

如圖2所示，當TRF2較大時，OCB與KFC的倒U型關系比較陡峭；當TRF2較小時，倒U型關系比較平坦，假設H4得到驗證。

圖2 TRF2的調節(jié)作用

從中可見，當OCB與TRF高度一致(順應關系)或高度互反(控制關系)時(此時OCB2TRF2較大)，相對不利于知識流耦合；而當OCB與TRF關系介于高度一致和高度互反時，比較有利于知識流耦合。從知識流耦合角度看，組織文化結構對群體任務斷裂帶效應既應適度順應又要適度控制。

表4回歸分析結果顯示，OCB和TRF對INA的回歸系數(shù)均顯著為正，同時交叉項OCB×TRF對INA的回歸系數(shù)顯著為負，說明OCB和TRF互相負向調節(jié)對方對INA的影響；表5結構方程路徑系數(shù)也顯示OCB×TRF對INA有負向影響。

如圖3所示，當TRF較高時，OCB對INA的回歸斜率系數(shù)較?。煌瑫r，當TRF較高時，倒U型曲線拐點相對左移。從中可見，當OCB與TRF互反時有利于創(chuàng)新能力提升，當OCB與TRF一致時不利于創(chuàng)新能力提升。從創(chuàng)新能力角度看，應采取對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)群體任務斷裂帶負效應具有控制作用的組織文化結構。

圖3 TRF的調節(jié)作用

由于TRF2對OCB2與INA關系的調節(jié)效應發(fā)生在中介路徑上，繼續(xù)采用Bootstrap方法分析不同TRF2水平下KFC的中介效應。如表6所示，無論TRF2高抑或是低，KFC對OCB2與INA間關系均具有顯著中介效應；同時，對于不同類型群體任務斷裂帶TRF2，知識流耦合的中介效應存在顯著差異。

表6 被調節(jié)的中介效應檢驗結果

4 結語

4.1 研究結論

(1)適度的組織文化平衡水平有利于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力提升。對于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，由于所處階段的特殊性，其內部員工教育背景、工作經(jīng)歷、認知結構等存在較高的異質性、多元化，需要與眾多外部利益相關主體交流合作。此時，如果追求組織文化結構單一性可能會遇到更多障礙，進而加大創(chuàng)新阻力，但如果聽任組織文化結構多元化發(fā)展，又會導致企業(yè)凝聚力、執(zhí)行力差，也不利于企業(yè)創(chuàng)新。

(2)知識流耦合可以部分解析組織文化平衡對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機理。基于知識管理視角，知識涌現(xiàn)是創(chuàng)新的核心，知識涌現(xiàn)需要通過知識群化、外化、融合和內化。因此，提高企業(yè)知識流耦合將會大大促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升。保持適度范圍的組織文化平衡水平，允許多種文化共存和協(xié)同友好發(fā)展，有助于企業(yè)內外知識流動、互動、交叉和重組，既保證了知識來源的多樣性，又保證了知識所依附載體的有效溝通，從而有利于新知識涌現(xiàn)，促使創(chuàng)新能力不斷提升。

(3)創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化結構既要順應企業(yè)人力資源結構，更要避免人力資源結構負效應。學者以團隊異質性、斷裂帶為視角發(fā)現(xiàn)，團隊成員多樣化對組織績效是 一把“雙刃劍”，因此企業(yè)在管理過程中要采取趨利避害的機制或措施。本文以創(chuàng)新能力提升為導向，以組織文化建設為例，認為創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化結構應該適度順應人力資源結構的客觀狀態(tài)，但更要管控好企業(yè)人力資源結構所固有的負面效應。

4.2 理論貢獻

(1)以創(chuàng)業(yè)期企業(yè)為對象，關注組織文化多元平衡結構對創(chuàng)新能力的影響?，F(xiàn)有關于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的研究大多從創(chuàng)業(yè)團隊結構、資源管理、社會網(wǎng)絡等視角開展[4，6]，對企業(yè)文化關注不足；本文聚焦于組織文化結構[30]對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，為研究創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力、創(chuàng)業(yè)績效提供了一個新視角。

(2)分析組織文化平衡與群體任務斷裂帶的交互作用。一般來說，組織文化并無優(yōu)劣之分，關鍵看其所處的時空條件，不同創(chuàng)業(yè)期企業(yè)應建立何種組織文化結構，現(xiàn)有研究并未明確回答。本研究認為，從提升企業(yè)創(chuàng)新能力視角出發(fā)，一個適宜的組織文化結構能對該企業(yè)群體任務斷裂帶負效應有所控制，這一結論有助于彌補當前組織文化研究領域存在的不足[14]。

(3)以知識流耦合為中介變量，研究組織文化平衡對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)來說，良好的組織文化結構緣何能影響創(chuàng)新能力，現(xiàn)有文獻尚未回答。本文認為，雖然組織文化結構對創(chuàng)業(yè)期企業(yè)創(chuàng)新能力的影響存在多條路徑，但由于創(chuàng)業(yè)期企業(yè)處于多樣化知識環(huán)境中，知識流耦合[21]不僅能夠揭示組織文化結構對創(chuàng)新能力影響的內在機理，又能夠抓住創(chuàng)業(yè)期企業(yè)內外互動特征[1]。

4.3 管理啟示

創(chuàng)業(yè)期企業(yè)組織文化建設具有導向性和戰(zhàn)略性，由于所處階段的特殊性，企業(yè)人力資源結構往往具有某種先天的任務斷裂帶特征。此時，企業(yè)應該建立一種對群體任務斷裂帶既順應又控制，并以控制為主的組織文化結構。具體來說，對于群體任務斷裂帶的人力資源結構，企業(yè)組織文化建設既要客觀上順應該結構對多元文化平衡的客觀訴求，也要主觀上通過營造主導文化吸收、消化高群體任務斷裂帶固有的負面效應；對于低群體任務斷裂帶人力資源結構，企業(yè)組織文化建設在提倡文化一致性的同時，也要適時引入多元文化，形成一定的組織文化平衡，從而保證企業(yè)能夠不斷獲取來自企業(yè)內外的異質性知識和資源。

基于創(chuàng)新能力提升導向，無論對高群體任務斷裂帶人力資源結構還是低群體任務斷裂帶人力資源結構，企業(yè)在權衡組織文化建設對人力資源結構的順應和控制作用時，均應該以控制人力資源結構的負面效應為主。