王宛秋，李曉意，綦 萌

（1.北京工業(yè)大學經濟與管理學院，北京 100124；2.北京現(xiàn)代制造業(yè)發(fā)展研究基地，北京 100124）

1 研究背景

高質量發(fā)展是“十四五”乃至更長時期我國經濟社會發(fā)展的主題?；诳萍紕?chuàng)新和商業(yè)模式創(chuàng)新的發(fā)展動能轉換是高質量發(fā)展的核心要素，企業(yè)作為創(chuàng)新的核心主體，肩負著提升國家自主創(chuàng)新水平與綜合競爭力的重大使命。近年來，跨界資源匹配、跨界融合創(chuàng)新等創(chuàng)新資源的結構重塑行動為企業(yè)注入新動能，作為企業(yè)整合跨界資源的重要手段，跨界技術并購更是呈現(xiàn)爆發(fā)式增長，然而，跨界技術并購在沖破行業(yè)邊界、為企業(yè)帶來界外資源的同時，也面臨著人才結構調整、技術資源整合、非正式組織重構等不確定性問題。因此，優(yōu)化團隊配置結構、引導非正式組織良性發(fā)展是研究企業(yè)如何實現(xiàn)跨界技術并購創(chuàng)新價值的重要議題。

跨界技術并購作為一種新的并購現(xiàn)象，雖然現(xiàn)有研究對團隊特征在其中發(fā)揮何種作用尚未涉及，但已有關于成員特質、團隊異質性等成員絕對分布對企業(yè)創(chuàng)新績效或者并購成功性的研究，為理解團隊成員特征在其中的作用機理奠定了基礎。例如，孫凱等［1］研究了高管團隊成員特質對創(chuàng)業(yè)企業(yè)績效的影響；吳建祖等［2］研究了成員間的薪酬差異如何影響企業(yè)海外并購績效；胡望斌等［3］、楊俊等［4］、樂云等［5］均是從團隊異質性視角出發(fā)，探討了團隊異質性對團隊績效的影響作用。但上述研究都是基于團隊成員單一維度特性，對于成員多重特性交互作用的團隊異質性缺乏探討。在多重特性作用下，團隊會因為成員間某些特征的相似而發(fā)生團隊內部分化，并形成具有相對規(guī)模差異、數(shù)量差異的子團隊，這種現(xiàn)象在跨界技術并購中尤為突出。然而，關于團隊的內部分化及相對分布對企業(yè)跨界技術并購的創(chuàng)新產生怎樣影響仍缺乏理論和實證檢驗，不僅制約了團隊異質性研究的完整性和團隊管理實踐的普及性，而且無法給跨界技術并購后的團隊建設和管理提供建議。

團隊斷裂帶的研究為這一問題提供了解決思路。Lau等［6］認為當團隊成員之間共享某些特征（如薪酬、其他企業(yè)任職）時，往往容易在內部分化成子團隊，并把子團隊之間的界限稱為“團隊斷裂帶”。相比團隊特質和團隊異質性，團隊斷裂帶研究不僅將團隊特性的研究范圍從單一特性拓展到多重特性，而且將研究視角從團隊中個體差異拓展到子團隊差異。目前，關于團隊斷裂帶的研究，主要聚焦于研發(fā)團隊、創(chuàng)業(yè)團隊、高管團隊等團隊類型，如孫慧琳［7］、張銀普等［8］和孫玥璠等［9］的研究，重點探索了知識特性（如教育背景、專業(yè)水平、工作經歷等）聚合形成的知識斷裂帶，以及身份特性（如年齡、性別、國籍等）聚合形成的認同斷裂帶對團隊創(chuàng)新的影響。但除此以外，資源特性也是構成團隊斷裂帶的重要基礎［10］。更重要的是，深受我國傳統(tǒng)儒家思想的影響，在企業(yè)跨界技術并購背景下，高管成員資源掌控的差異性和團隊內部派系的凸顯性使得團隊內部分化尤為明顯。Li 等［11］指出，在企業(yè)并購中，主并企業(yè)和被并企業(yè)在技術優(yōu)勢和資源分布上存在天然且明顯的資源差距，高管團隊內部的權力分配、資源調用能力有別，彼此存在多方博弈和制衡，更有可能進行抱團形成資源斷裂帶，影響子團隊間的任務導向和行為差異。具有多領域特征的跨界技術并購更是加劇了這種抱團行為。目前，關于高管團隊基于資源屬性的抱團行為會對企業(yè)跨界并購創(chuàng)新績效產生怎樣的影響，這種影響如何因子團隊結構差異而變化等問題尚未有明確的答案。

針對以上問題，本研究首先通過高管團隊斷裂帶驗證了子團隊凸顯性對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新的影響，其次從子團隊結構出發(fā)探索相對分布對二者關系的影響作用。通過理論模型的構建及實證研究，順應團隊研究從特性單一性拓展到多維性的趨勢，回應了Thatcher 等［12］學者對于團隊相對分布的關注，并進一步延伸了團隊斷裂帶及子團隊構成對資源屬性的研究。

2 理論基礎與研究假設

2.1 團隊斷裂帶與團隊異質性對跨界技術并購績效的不同影響

在不斷變革的創(chuàng)新環(huán)境之下，越來越多的企業(yè)突破行業(yè)邊界進行跨界創(chuàng)新，以期重塑行業(yè)發(fā)展邏輯和價值體系。群際關系視域下企業(yè)跨界創(chuàng)新的本質是子團隊的互動和整合過程。與傳統(tǒng)團隊異質性研究僅考慮成員單一特性不同（見圖1），團隊斷裂帶考慮了多重特性的動態(tài)聚合（見圖2），驗證了個體成員間的交互影響，對團隊行為和結構的預測性更強［6］。斷裂帶越強，子團隊內部一致性越高，不同子團隊差異性越明顯。例如，假設有2 個高管團隊，分別均有4 名成員，在每個團隊內每位成員都具有與其他成員相似或差異的薪酬水平、其他企業(yè)任職等特征，如果從傳統(tǒng)的團隊異質性視角來看，這2 個團隊的異質性相同，并可能導致相近的跨界資源互動結果；然而從團隊斷裂帶角度來看，這2個高管團隊具有不同的斷裂帶強度，對跨界資源互動的影響也不同。例如，在某個高管團隊內，成員A和B具有較高的薪酬水平并均在其他企業(yè)任職，成員C和D具有較低的薪酬水平并都沒有在其他企業(yè)任職，則該團隊內部形成一條分界線將4 名成員分隔在2 個子團隊，即A和B由于在薪酬水平、其他企業(yè)任職特征等方面的相近性，兩種屬性彼此聚合在一起，因此他們同屬一個子團隊，同理C和D同屬另一個子團隊，此時斷裂帶強度很高；而在另一個高管團隊中，成員A和成員B具有較高的薪酬水平，而與成員C均在其他企業(yè)任職；成員D與成員C具有較低的薪酬水平，且與成員B均沒在其他企業(yè)任職，這時，高管之間擁有相互交叉的資源特性，削弱了斷裂帶強度。基于資源屬性的團隊斷裂帶強弱差異導致團隊內子團隊之間強弱力量對比不同，強勢資源子團隊和弱勢資源子團隊間的能力結構、技能優(yōu)勢差異影響了高管團隊內部的互動過程。因此，從跨界技術并購的多界整合對資源共享的高度依賴的特征看，與異質性相比，資源斷裂帶在其中的作用更為凸顯。

圖1 基于單一特性形成的團隊異質性

圖2 基于多重特性形成的團隊斷裂帶

（1）高管資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的影響。企業(yè)在跨界技術并購后，通過與界外技術的融合再創(chuàng)新，從而獲得從產品到服務、從形式到實質性技術等高水平跨界創(chuàng)新產出，作為企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃者，高管團隊影響著企業(yè)發(fā)展方向。在企業(yè)內部，高管成員常常會因掌握資源多寡和權力大小的相似性及差異性進行抱團，進而形成非正式的子團隊，這種由成員的資源屬性而將高管團隊分割為不同子團隊的假想分割線稱為“高管資源斷裂帶”。資源斷裂帶造成了高管團隊的內部分裂，加強了資源子團隊身份的凸顯性。在跨界企業(yè)內部，面對有限資源，高管成員為增強對界外新資源的控制力、減少個人利益的損失，愿意組團以實現(xiàn)強強聯(lián)合，并獲得主導身份感，凸顯強勢資源子團隊的支配地位。社會分類理論的內群預測模型提出了相對原型性和相對不可或缺性，相對原型性是指不同子團隊對上級團隊的代表性，而相對不可或缺性則是指不同子團隊對上級團隊構成的必要性［13］。由資源斷裂帶形成的強勢資源子團隊擁有組織賦予的各項權力（職位權力、聲譽、地位等），使得高管團隊權力集中化［14］，增強其對上級團隊的代表性，這有利于幫助強勢資源子團隊掌控和調配企業(yè)的人力、財力和物力等相關資源；同時，Verkuyten 等［13］指出，相比強勢子團隊，弱勢子團隊更容易成為團隊不可或缺的組成部分。因此，出于自身和上級團隊發(fā)展考慮，強勢資源子團隊會盡可能避免與其他弱勢子團隊發(fā)生矛盾和沖突，并充分利用其所占據(jù)的異質性資源，提升團隊資源整合能力，降低跨界創(chuàng)新風險。此外，弱勢資源子團隊容易將強勢子團隊視為合法性存在，進而支持、歸順、偏向強勢資源子團隊［10］，甚至對其產生慕強心理，希望盡早加入強勢資源子團隊，從而積極建言獻策，并遵守強勢資源子團隊的內部規(guī)范［15］。這容易激發(fā)對界外技術整合的創(chuàng)意靈感，為提升企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效提供前提。因此，提出如下假設：

H1：資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的提升具有正向作用。

2.2 資源子團隊結構

資源斷裂帶決定團隊內子團隊的凸顯性。然而，要解答“不同資源子團隊如何相互作用進而影響企業(yè)創(chuàng)新績效”這個問題，則需要進一步研究子團隊結構特性。Carton 等［10］認為，子團隊結構包含子團隊平衡性和數(shù)量兩個維度。子團隊平衡性是指子團隊間規(guī)模大小的差異度，規(guī)模差異越小，子團隊越平衡［16］；子團隊數(shù)量是指斷裂帶將團隊劃分成多少個子團隊［12］。本研究從子團隊平衡性、子團隊數(shù)量這兩個方面探討子團隊結構對資源斷裂帶影響企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的作用過程。

（1）資源子團隊平衡性的調節(jié)作用。資源子團隊平衡性是子團隊成員的相對分布，即是否存在多數(shù)派或少數(shù)派資源子團隊。社會分類理論中的內群預測模型認為，子團隊的規(guī)模越大、資源越多，對上級團隊的代表性越強［13］。當資源子團隊平衡性低時，企業(yè)權力、資源等更加集中在多數(shù)派強勢子團隊內部，進一步增強其對上級團隊的相對原型性和代表性，便于高效利用新技術等企業(yè)資源；而且，這種低平衡性加劇了少數(shù)派弱勢資源子團隊以及對多數(shù)派上級團隊代表性地位的仰慕，使其更渴望得到多數(shù)派認可，因此，當對跨界技術并購等創(chuàng)新活動進行討論時，他們容易作出跟隨強勢資源子團隊的行為和傾向。這種由子團隊低平衡性形成的默契關系［15］，有助于消除子團隊之間的矛盾和沖突，避免因子團隊固執(zhí)己見而對新技術再創(chuàng)新產生消極影響［17］。當資源子團隊平衡性高時，各子團隊的成員規(guī)模相同或相近，弱化不同子團隊對上級團隊的代表性差異［13］。平衡的子團隊之間都掌握著一定的權力、資源，他們不愿意進行資源共享，進而可能增加跨界技術并購的風險。此外，各子團隊表達自己的觀點時往往底氣更足，都希望其他子團隊能夠理解并接受自己的看法［18］；并且各子團隊對其他子團隊的相異意見產生抵觸心理，容易導致爭辯不休而破壞和諧的團隊氛圍［17］，影響高管團隊對界外新技術的充分整合與深化利用，不利于跨界創(chuàng)新水平的提升。因此，提出如下假設：

H2：資源子團隊平衡性負向調節(jié)了資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的影響。

（2）資源子團隊數(shù)量的調節(jié)作用。資源子團隊數(shù)量是指由資源斷裂帶造成的子團隊數(shù)量多寡［10］。子團隊數(shù)量越多，也就意味著存在多個資源子團隊。當資源子團隊數(shù)量多時，各個子團隊之間的聯(lián)系變得復雜多樣［10］，他們的注意力將會分配到每個子團隊之中［12］，有助于避免當僅存在兩個或3 個少數(shù)資源子團隊時高管團隊內部存在的針對性矛盾和斗爭問題［15］，并有助于他們對企業(yè)內外部環(huán)境形成正確的認識，發(fā)現(xiàn)技術市場潛在需求，提升高管團隊的創(chuàng)新感知能力；同時，當資源子團隊數(shù)量多時，各子團隊將會站在各自的角度對目標技術資源進行合理性和可用性評估，提高跨界技術并購成功的概率，促進資源斷裂帶對界外技術創(chuàng)新能力的顯現(xiàn)。而當資源子團隊數(shù)量少時，跨子團隊的聯(lián)系較為單一［10］，他們的注意力將會更多地配置于彼此，此時容易出現(xiàn)較強的認同威脅［19］，加重團隊沖突氛圍并降低信任程度，不利于高管團隊開展創(chuàng)新協(xié)作，影響創(chuàng)新水平的提升。因此，提出如下假設：

H3：資源子團隊數(shù)量能夠正向調節(jié)資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的影響。

本研究的概念模型如圖3 所示。

圖3 研究概念模型

3 研究設計

3.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

以跨界技術并購為研究樣本，以高管特征和并購績效為研究數(shù)據(jù)，借鑒并改進王宛秋等［20］的研究，采用三階段法來判斷一起并購是否為跨界技術并購。首先，根據(jù)并購公告判斷該并購是否為技術并購，如果公告中明確說明該并購以獲取目標公司的技術、專利或核心技術人員為動機，則判定為技術并購；其次，根據(jù)技術并購雙方的專利主分類號、經營范圍、主要產品等是否處于不同的技術或產品領域來判斷這起并購是否跨界；最后，根據(jù)并購公告等判斷這起并購是否具有跨界動機，比如主并企業(yè)是否意圖步入目標公司的技術領域、是否意圖將現(xiàn)有技術與目標企業(yè)技術結合對原有產品進行升級、是否意圖結合兩者技術領域從而進入區(qū)別于二者的全新領域。根據(jù)以上步驟，從A 股上市公司披露的全部并購事件中篩選出跨界技術并購后，按照以下標準進一步篩選：（1）首次并購公告時間在2007 年1 月1 日到2018 年12 月31 日之間；（2）主并企業(yè)相關信息披露完整，同時剔除了交易失敗事件以及被并企業(yè)在首次并購公告年之前沒有任何專利申請。最后得到了88 家上市公司的有效樣本數(shù)據(jù)。其中，高管數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)來自公司年報、國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫；專利數(shù)據(jù)來自中國專利數(shù)據(jù)庫，并從新浪財經、巨潮資訊等網站采集數(shù)據(jù)對缺失數(shù)據(jù)進行手動補充。

3.2 變量定義與測量

（1）被解釋變量：跨界技術并購創(chuàng)新績效。借鑒并改進了黎文靖等［21］的研究，考慮到發(fā)明型專利相比實用新型和外觀設計專利更能夠代表企業(yè)的高技術創(chuàng)新水平，且，跨界技術并購后的創(chuàng)新往往建立在現(xiàn)有技術的融合和再利用的基礎上，存在一定滯后反應，但如果時間過長，其他因素對創(chuàng)新績效影響過大，難以證明是由跨界技術并購所帶來的影響，因此選取跨界技術并購當年至第2 年的發(fā)明型專利申請總量并取對數(shù)作為創(chuàng)新績效的衡量指標。

（2）解釋變量：高管資源斷裂帶。借鑒并改進Sidanius［22］的做法，根據(jù)高管成員的薪酬、在其他企業(yè)任職等2 個特性來測量資源斷裂帶強度。薪酬的高低代表了高管在企業(yè)的話語權和地位，根據(jù)并購當年高管具體薪酬進行確定；而在其他企業(yè)任職的高管，能夠獲得人才、資金、技術等資源，為企業(yè)跨界發(fā)展作出強有力的支持，按照并購當年高管是否在其他企業(yè)任職衡量。由于平均輪廓寬度法（ASW）計算量小、分類精度高，可辨別團隊成員的子組歸屬狀況，可以同時計算啞變量和連續(xù)變量，被認為是實用性較強的方法［23］，因此使用ASW 方法計算高管資源斷裂帶。具體的做法為根據(jù)團隊成員屬性進行聚類分，以確定一系列可能的子團隊。這個聚類分析從一個小團隊配置開始，每個團隊成員都被放在僅有他自己的子團隊中，隨著聚類分析逐步進行，具有相似屬性的成員被聚合到一起，形成子團隊，同時在每進行一個步驟后合并兩個其中最相似的子團隊，最后將所有子團隊合并到一起。對于聚類分析過程中的所有步驟，都有相應的ASW值，對每個團隊成員在其子團隊的擬合度進行量化。ASW 方法表示公式如下所示：

式（1）中：ai為成員i與子團隊A中成員差異度的均值；bi指的是成員i與子團隊B中成員差異度的均值。成員之間的差異度根據(jù)歐式距離測算，個體輪廓寬度的取值在［-1,1］之間，當結果為正時，該子團隊聚合強度大于其他子團隊；結果為負時，該子團隊聚合強度小于其他子團隊。

同時，本研究將高管成員的薪酬和其他企業(yè)任職2 個特性分別進行了異質性討論。其中，薪酬異質性的衡量方式為并購當年高管成員薪酬的標準差；其他企業(yè)任職異質性的衡量方式為并購當年高管成員是否在其他企業(yè)任職的標準差。

（3）調節(jié)變量：資源子團隊結構特性。子團隊平衡性和數(shù)量是指團隊成員分類到子團隊的方式［24］，倪旭東等［15］、Bezrukova 等［25］相關研究發(fā)現(xiàn)它們是影響子團隊發(fā)揮作用的重要結構變量。其中，資源子團隊平衡性用資源子團隊之間的標準差的倒數(shù)來表示，且其值越高，平衡性越高；資源子團隊數(shù)量則用資源子團隊個數(shù)表示。

（4）控制變量。根據(jù)已有相關研究，本研究控制了股權集中度、成長能力、高管團隊規(guī)模、企業(yè)年齡、研發(fā)投入、高管持股比例等對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的影響。

各變量具體說明如表1 所示。

表1 樣本變量指標體系

3.3 研究方法和模型

采用多元線性回歸分析法進行研究。首先，構建被解釋變量與各個控制變量的基礎模型，即模型1，如式（2）所示；其次，在模型1 的基礎上加入解釋變量高管資源斷裂帶形成模型2，如式（3）所示，然后在模型2 的基礎上加入調節(jié)變量資源子團隊平衡性形成模型3，如式（4）所示，并在模型3 的基礎上加入調節(jié)變量資源子團隊平衡性與自變量的交互項形成模型4，如式（5）所示；最后，在模型2的基礎上加入調節(jié)變量資源子團隊數(shù)量形成模型5，如式（6）所示，并在模型5 的基礎上加入調節(jié)變量資源子團隊數(shù)量與自變量的交互項形成模型6，如式（7）所示。

式（2）～（7）中：Controls 為控制變量；β0為截距；β1、β2、β3、β4為回歸系數(shù)；ε為誤差項。

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 相關性分析

樣本描述性統(tǒng)計與相關性分析結果如表2所示，可以看出高管資源斷裂帶與跨界技術并購創(chuàng)新績效具有正相關關系，初步驗證了H1；而高管薪酬異質性和在其他企業(yè)任職異質性與跨界技術并購創(chuàng)新績效不具有顯著的相關關系，并且與資源斷裂帶相比，薪酬和其他企業(yè)任職異質性與創(chuàng)新績效的相關系數(shù)較小，證明了多重特性形成的團隊斷裂帶的影響作用要優(yōu)于單一特性形成的團隊異質性。

表2 樣本描述性統(tǒng)計與相關性分析結果

表2 （續(xù)）

4.2 回歸結果分析

在使用SPSS 軟件進行回歸之前，筆者已經對除了被解釋變量以外的其他變量進行了中心化處理，以消除多重共線性的影響?；貧w結果如表3 所示，其中年份表示的是并購事件發(fā)生的年份；行業(yè)表示發(fā)生并購的企業(yè)所屬的行業(yè)。

表3 樣本變量多元回歸結果

（1）高管資源斷裂帶與企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效。從表3 中的模型2 可以看出，資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正，表明高管資源斷裂帶積極作用于企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效。由此H1得到驗證。

（2）資源子團隊平衡性的調節(jié)作用。從表3 中的模型4 可以看到，資源子團隊平衡性與資源斷裂帶的交互項對跨界技術并購創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正，而且R2值由0.260 提升至0.316。可見，H2未得到支持，且得出相反的結論，即資源子團隊越平衡，資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的正向作用越強。這可能是因為，當資源子團隊不平衡時，少數(shù)派弱勢子團隊片面跟隨強勢子團隊作出判斷和選擇，反而不能貢獻自己對所在領域和跨界結合的洞見；而當資源子團隊平衡時，弱勢子團隊加強了自我認同感，更有信心和動力參與強勢資源子團隊的討論，幫助企業(yè)跨界創(chuàng)新活動降低風險。

（3）資源子團隊數(shù)量的調節(jié)作用。從表3 中的模型6 可知，資源子團隊數(shù)量與資源斷裂帶的交互項對跨界技術并購創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正，且R2值由0.260提升至0.299。表明資源子團隊數(shù)量越多，資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的正向作用越強，因此H3得到驗證。資源子團隊數(shù)量多，意味著團隊內存在多種異質性資源，通過強勢資源子團隊的整合，能夠提升對新技術的創(chuàng)新利用水平。

為更清晰資源子團隊平衡性和數(shù)量的調節(jié)作用，繪制了調節(jié)效應圖。由圖4 可知，當資源子團隊平衡性高時（+SD），資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效的簡單斜率是7.494（P=0.003），當資源子團隊平衡性低時（-SD），資源斷裂帶對跨界創(chuàng)新績效的簡單斜率是0.658（P=0.752），結果不支持H2，并指出資源子團隊平衡性能夠正向調節(jié)資源斷裂帶與跨界技術并購創(chuàng)新績效的關系。從圖5 可知，當資源子團隊數(shù)量多時（+SD），資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效的簡單斜率是7.317（P=0.004），當資源子團隊數(shù)量少時（-SD），資源斷裂帶對跨界創(chuàng)新績效的簡單斜率是0.173（P=0.943），結果支持H3。

圖4 樣本企業(yè)跨界技術并購中資源子團隊平衡性調節(jié)作用

圖5 樣本企業(yè)跨界技術并購中資源子團隊數(shù)量調節(jié)作用

5 進一步分析

5.1 企業(yè)規(guī)模視角

企業(yè)規(guī)模影響組織特性［26］，進而可能使得資源斷裂帶對跨界創(chuàng)新的影響存在差異，因此用并購當年企業(yè)期末資產的對數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模，并按照中位數(shù)將樣本劃分為大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)，然后構建回歸模型。對于小規(guī)模樣本數(shù)據(jù)，構建了被解釋變量與各個控制變量的基礎回歸模型（模型7），包括被解釋變量、各個控制變量、調節(jié)變量資源子團隊平衡性以及該調節(jié)變量與自變量的交互項的回歸模型（模型8），包括被解釋變量、各個控制變量、調節(jié)變量資源子團隊數(shù)量以及該調節(jié)變量與自變量交互項的回歸模型（模型9），分別如式（8）（9）（10）所示；同理，對于大規(guī)模樣本數(shù)據(jù)，構建模型10 至模型12，分別如式（11）至式（13）。

式（8）～（13）中：Patent1、Faultline1、Controls1、FauN1、FauB1分別代表小規(guī)模企業(yè)樣本中的相關變量數(shù)據(jù)；Patent2、Faultline2、Controls2、FauN2、FauB2分別代表大規(guī)模企業(yè)樣本中的相關變量數(shù)據(jù)。

如表4 所示，從模型7 可知，對于小規(guī)模企業(yè)樣本，資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效具有正向促進作用；資源斷裂帶與資源子團隊平衡性、數(shù)量的交互項對跨界創(chuàng)新的回歸系數(shù)分別為0.313、0.359，且均顯著；對于大規(guī)模企業(yè)數(shù)據(jù)，資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效的回歸結果不顯著，而且資源子團隊平衡性與數(shù)量也沒有起到調節(jié)作用。這可能是因為與小企業(yè)相比，規(guī)模較大的企業(yè)能夠為高管進行跨界創(chuàng)新活動提供必要的人力、物力、財力等資源支持［27］，具有較強抵御創(chuàng)新風險的能力和資本，從而對通過抱團實現(xiàn)優(yōu)勢互補的訴求不大，弱化了資源斷裂帶的作用。

表4 按照企業(yè)規(guī)模分樣本的變量回歸結果

5.2 股權結構視角

股權集中水平影響企業(yè)創(chuàng)新情景，進而作用于團隊斷裂帶與創(chuàng)新之間的關系，因此使用企業(yè)前3名股東持股份額之和來表示股權集中度，并根據(jù)中位數(shù)將樣本企業(yè)劃分為股權集中度高和低兩種情況。對于股權集中度低的樣本數(shù)據(jù)，構建了被解釋變量與各個控制變量的基礎回歸模型（模型13），包括被解釋變量、各個控制變量、調節(jié)變量資源子團隊平衡性以及該調節(jié)變量與自變量的交互項的回歸模型（模型14），包括被解釋變量、各個控制變量、調節(jié)變量資源子團隊數(shù)量以及該調節(jié)變量與自變量的交互項的回歸模型（模型15），分別如式（14）至式（16）；同理；對于股權集中度高的樣本數(shù)據(jù)，構建模型16 至模型18，分別如式（17）至式（19）。

式（14）～（19）中：Patent3、Faultline3、Controls3、FauN3、FauB3分別代表股權集中度低的樣本中的相關變量數(shù)據(jù)；Patent4、Faultline4、Controls4、FauN4、FauB4分別代表股權集中度高的樣本中的相關變量數(shù)據(jù)。

由表5 可見，對于股權集中度低的企業(yè)，資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效具有正向作用，資源子團隊平衡性、資源子團隊數(shù)量均有正向調節(jié)作用；對于股權集中度高的企業(yè)，資源斷裂帶對跨界創(chuàng)新不存在顯著的正向關系，資源子團隊平衡性與數(shù)量的調節(jié)作用也不顯著。這可能是因為股權集中度高時，大股東掌握企業(yè)核心控制權，也更有意愿為企業(yè)注入資源，這時高管抱團強化資源的作用也就不重要了。

表5 按照股權集中度分樣本的變量回歸結果

5.3 傳統(tǒng)文化視角

受傳統(tǒng)儒家思想影響，“關系”和“圈子”在國內往往被視為工作場域中的復雜系統(tǒng)要素，那么這種文化影響差異是否影響資源斷裂帶對企業(yè)跨界創(chuàng)新的作用呢？借鑒夏春玉等［28］的研究，使用企業(yè)所在省份的孔廟數(shù)量與該省份常住人口的比值來衡量某地區(qū)受儒家思想影響的程度，并根據(jù)中位數(shù)將樣本進行高低劃分，然后構建回歸模型。對并購企業(yè)所在地儒家思想影響程度高的樣本數(shù)據(jù)，分別構建了被解釋變量與各個控制變量的基礎模型（模型19），和包括被解釋變量、各個控制變量、調節(jié)變量資源子團隊平衡性，以及該調節(jié)變量與自變量的交互項的回歸模型（模型20 和模型21），分別如式（20）至式（22）；同理，對并購企業(yè)所在地儒家思想影響程度低的樣本數(shù)據(jù)，構建模型22 至模型24，分別如式（23）至式（25）所示。

式（20）～（25）中：Patent5、Faultline5、Controls5、FauN5、FauB5分別代表并購企業(yè)所在地受儒家思想影響程度高的樣本中相關變量數(shù)據(jù)；Patent6、Faultline6、Controls6、FauN6、FauB6分別代表并購企業(yè)所在地儒家思想影響程度低的樣本中的相關變量數(shù)據(jù)。

如表6 所示，受儒家思想影響程度高的樣本企業(yè)中，資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效具有促進作用，資源子團隊平衡性、資源子團隊數(shù)量均具有正向調節(jié)作用；而受儒家思想影響程度低的樣本企業(yè)中，資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效沒有顯著的關系，且資源子團隊平衡性與數(shù)量也不具有顯著的調節(jié)作用。這意味著，高管行為活動嵌入于儒家思想的文化環(huán)境之下，與鄭裕正［29］的觀點相符。儒家思想強調位序，這種思想的深化使得強勢資源子團隊的合法性地位更易得到強化和認可，從而使跨界資源在不同子團隊間的分享更加有序順暢，促進了資源斷裂帶積極作用的發(fā)揮。

表6 按照傳統(tǒng)文化思想水平分樣本的變量回歸結果

6 穩(wěn)健性檢驗

6.1 剔除部分樣本

剔除無發(fā)明型專利申請的樣本企業(yè)，得到的回歸結果如表7 所示，可知資源斷裂帶對跨界技術并購創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正，資源斷裂帶與資源子團隊平衡性對跨界創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正，資源斷裂帶與資源子團隊數(shù)量對跨界創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)顯著為正，基礎回歸結果依然成立。

表7 樣本變量穩(wěn)健性檢驗結果

6.2 安慰劑檢驗

檢驗基于高管持股份額、任職類型等其他資源屬性特性形成的資源斷裂帶（Faultline2）對跨界技術并購創(chuàng)新績效的影響，結果如表8 所示，可知由高管持股份額、任職類型形成的資源斷裂帶與跨界技術并購創(chuàng)新績效并不顯著相關，而且該資源斷裂帶的子團隊結構特性也沒有起到顯著的調節(jié)作用，實證結果仍然穩(wěn)健。

表8 樣本變量安慰劑檢驗結果

7 結論及啟示

7.1 研究結論

（1）資源斷裂帶對企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新績效具有正面效應，且該作用強于薪酬異質性和其他企業(yè)任職異質性，支持了Verkuyten 等［13］的內群預測模型中關于子團隊代表性及不可或缺性的相關觀點，并且響應了孫玥璠等［9］基于多重屬性形成的團隊斷裂帶對團隊行為結果的影響強于基于單一屬性形成的團隊異質性的觀點，同時也支持了社會分類理論的基本觀點，即相比團隊異質性，團隊成員之間的同質性與異質性的共同作用更容易形成社會分類［10］。

（2）資源子團隊平衡性與數(shù)量均正向調節(jié)了資源斷裂帶與企業(yè)跨界技術并購創(chuàng)新的關系。具體而言，當子團隊數(shù)量多時，容易減弱因某個子團隊不作為、“搭便車”等行為帶來的負面影響［30］；并且每個子團隊均有來自其內部的社會支持，在增強自我認同感的同時，也有助于提升子團隊的不可或缺性。而在跨界知識整合過程中，當資源子團隊間的規(guī)模差異小、平衡性較高時，子團隊彼此監(jiān)督，在弱化群體思維現(xiàn)象的同時也可能減少弱勢子團隊的反生產行為［31］，對跨子團隊間的互動過程產生積極影響。這些結論支持了Hendriks［32］對存在多個子團隊會增強團隊創(chuàng)造力水平的研究結論，以及O' Leary 等［19］、Gigone 等［33］對子團隊平衡性存在積極效應的研究。與此同時，在社會分類理論的基礎上，本研究認為某些屬性特征相似的成員相互吸引，形成子團隊，這些子團隊的強弱不同、規(guī)模不等、數(shù)量不同，深刻影響著子團隊間的關系。

（3）通過進一步對比不同研究情景發(fā)現(xiàn)，在規(guī)模相對較小、股權集中度相對較低、位于傳統(tǒng)文化影響較大的地區(qū)的企業(yè)中，資源斷裂帶對跨界技術并購的影響作用更強，且資源子團隊平衡性與數(shù)量這兩個結構屬性正向調節(jié)作用更強。

7.2 實踐啟示

首先，企業(yè)領導者應該有意識地識別和引導對跨界創(chuàng)新活動有積極意義的資源子團隊對等級、位勢保持一定的包容，并且以資源和權力配置作為調節(jié)手段，在提升強勢資源子團隊對上級團隊的代表性地位的同時，也要關注其他弱勢資源子團隊，幫助促進子團隊在復雜性創(chuàng)新活動中和諧共生。其次，管理者不能孤立地思考高管子團隊間的強弱力量，還應該保持各子團隊規(guī)模大小的相對均衡，通過調整薪酬結構、內選或外聘等方式，重塑現(xiàn)有子團隊間的平衡關系，激發(fā)高管團隊創(chuàng)新活力。最后，對于規(guī)模相對較小、股權較為分散以及位于傳統(tǒng)文化強影響地域的企業(yè)來說，領導者應該予以子團隊充分的寬容，并重視和引導資源斷裂帶的積極作用；同時應該充分認知到不同企業(yè)中資源斷裂帶的差異化作用，在對非正式子團隊的引導中充分理解并敏銳感知這種異質性表現(xiàn)，因勢利導地開展管理活動。