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理论上，现有管理创新研究存在“重引进，轻输出”的不足。学者们大多将企业视为管理创新的引进者[1]，而对企业作为管理创新输出者的角色有所忽略，尚未对企业主动对外输出管理创新、推动内部管理创新得到外部采纳实施的行为进行深入研究[2,3]。实践中，企业对外输出管理创新是一种普遍现象，管理创新输出行为既包括组织合作中无意识的管理创新知识溢出，也包括企业为了获得直接或间接收益而主动对外输出管理创新，进而对企业内部创新活动产生深刻影响(谢洪明,应郭丽,陈盈,2012)，因此是值得深入研究的课题。
针对“重引进，轻输出”的理论缺口，本文借鉴开放式创新理论思想，首先，从企业管理实践出发界定双向管理创新概念；其次，探讨管理创新引进和输出如何影响企业技术创新投入与产出。
管理创新是指新的管理实践、流程、结构或技术的生成与执行[3]，对于改善组织运作流程、推动企业稳健发展有着重要意义[4]。根据创新新颖度，管理创新可分为全新型管理创新和引进型管理创新。其中，前者将企业看作是管理创新的创造者，认为管理创新是发明和实施全新的管理实践、过程、结构或方法，从而更好地实现组织目标的过程[3]；后者则把企业视为管理创新的引进者，只要某一管理观念或行为相对于采用组织是新的即可认为是创新[1,2]，侧重于将外部已有的管理实践引入新的组织或领域。因为全新型管理创新在实践中较少见，现有研究主要针对引进型管理创新，从异质知识源[4]、外部促进者[5]、组织柔性[6]、关系网络[7-8]等视角，探究企业引进外部管理创新的过程模型以及影响因素，针对管理创新活动中的知识流入现象进行了大量探讨。但是，现有对管理创新输出行为的研究仍较为粗略，存在3点不足。
第一，现有研究忽视了企业对外输出管理创新的主动性。从创新传播视角出发，Teece等[2]初次提出管理创新外部扩散模型。创新传播视角研究者将管理创新的外部输出视为一种被动、无意识的传播过程，忽视了企业对外输出管理创新的主动性和积极性，未深入探讨企业主动对外输出管理创新的内在动机。现实中，管理创新输出行为可分为两种：①被动输出，即类似于技术创新中的知识溢出(李浩，黄剑，2016)，以及组织合作中存在的管理创新知识溢出现象[9]。例如，经调研访谈发现，格力电器在供应链合作中通过文化熏陶、理念输出、标准倒逼、人员交流等途径向合作伙伴传递管理创新知识，共同提升质量管理水平，使产品品质和可靠性均得到有效提升；②主动输出，即企业还会出于获取咨询收入、积累社会资本、实现资源交换[10]、取得合法性[11]等利己动机，以及社会责任、帮扶合作伙伴等利他动机，对外输出管理创新，并获得直接或间接收益。例如，日本丰田汽车主动在美国设立培训中心，帮助供应商学习丰田生产模式，既带来直接的咨询培训收入，同时，供应商质量水平的提升也间接降低了丰田的质量成本，丰田生产模式理论的传播更使丰田成为精益制造的代表，产生巨大的品牌价值[12]。考虑到数据可得性，本文主要以管理创新的主动输出为研究对象。
第二，未对企业推动内部管理创新获得外部组织采纳与实施的现象进行深入研究。基于内外部促进者互动视角，Birkinshaw等[3]建构了全新型管理创新动机、创造、实施以及理论和标签化的四阶段模型。其中，理论化是指对管理创新实践进行理论建构，形成具有内在逻辑的管理创新理论体系；标签化则是指将建构的管理创新理论体系的内在逻辑向企业内外部利益相关者传递，以保证管理创新在内部实施的合法性。基于内外部促进者互动视角的研究仍将管理创新外部输出对象局限于企业外部利益相关者，其目的仍是提高管理创新在内部采纳、实施的合法性。可见，对于企业主动对外输出管理创新、推动内部管理创新在外部组织落地实施的行为研究还不充分，存在一定理论缺口。
第三，管理创新对开展技术创新有着重要推动作用[13,14]，但是现有研究对象多针对管理创新引进，在研究上多采用案例归纳[15,16]、理论演绎[13]等方法，缺乏中国情境下的大样本实证检验，未回答组织间管理创新的双向流动会对企业技术创新的资源投入与创新产出产生何种影响。West & Gallagher[17]提出可能存在开放式创新悖论，即开放式创新并不一定总是利于企业创新活动的。一方面，基于资源基础观视角，资源在组织间的双向流动有利于优化创新资源配置，实现企业间互通有无，从而提高创新产出[10]；另一方面，交易成本理论强调知识搜寻与获取、社会联系建立等行为也会消耗资源，过度开展外部知识交流存在着挤占内部创新资源的可能性[18]，从而不利于创新活动开展。因此，组织间管理创新的双向流动对企业技术创新活动的影响可能比预计的更加复杂。管理创新的引进和输出是否存在一个最佳平衡点是值得进一步深究的课题。
综上所述，参考开放式创新思想，根据组织间管理创新的流动方向，本文提出双向管理创新概念，并将其划分为由外到内的管理创新引进和由内而外的管理创新输出两个方面。其中，管理创新引进是企业获取、整合外部管理创新资源并将其内部化的过程[4]；管理创新输出则是指企业主动将自我总结或学习模仿的内部管理创新以理论化、体系化形式对外输出的组织行为，以及组织合作中企业管理知识无意识的溢出过程。本文构建了一个包含管理创新引进和输出的整合模型，并利用1 198家广东省科技型企业统计数据，从微观企业层面探讨双向管理创新活动如何影响企业技术创新资源配置和创新产出。
管理创新引进是指企业持续、系统地搜索外部环境中有价值的管理思想、方法、模式等资源，并整合、应用到企业内部的管理创新过程[1,2,5]。现有研究并未就企业管理创新引进与创新产出关系达成一致，其中，基于理性视角的研究认为致力于问题解决的管理创新对创新产出有促进作用[9,19]；基于制度视角的研究则对管理创新能否促进创新产出持怀疑态度，认为企业更多是受到外界合法性压力而引进外部流行的管理创新，其符号价值超过技术价值[9,20,21]。此外，还有部分学者提出倒U型关系[22]的观点。上述矛盾观点可能源于不同研究背景和对象，本文认可第三种观点，即管理创新引进与创新产出之间存在倒U型关系。
适度的管理创新引进能够提升企业创新产出。首先，开放式组织情境下在与供应商、客户、高校、研究院所等外部主体的协同中，企业能发现管理弊病，形成与组织情境相匹配的管理创新方案，提升企业管理创新采纳质量和实施效果。比如，加强供应链合作，根据供应商和客户反馈信息，及时发现生产运作效率低下、部门间信息交流不畅、顾客对服务不满等管理问题[4]；高校、研究院所、咨询机构等知识密集型机构及群体被视为管理精英[1]，能够帮助管理者识别管理问题根源，提出针对性解决方案，并证明管理创新实践的正当性、可信性，提高管理创新在企业内部采纳实施的合法性[5]。其次，通过管理创新的有序开展，企业建立起合理规范的管理架构、规章制度和工作流程等，能够提高对外部环境的响应能力，降低创新活动的不确定性，提高创新效率[13]。尤其是研发体系的系统化、研发流程的制度化将为技术创新活动带来更坚实的组织支撑和资源基础，进而提高创新产出。此外，合理的内部管理制度、高效的运作流程还可以提升供应商、分销商、投资者等合作伙伴对企业的合法性认知[21]，提高合作伙伴对企业的好感和信任程度[4]，有利于企业获取外部资金、信息等资源，赢得更多合作机会，从而促进创新产出提升。
但是，过度开展管理创新引进会对创新产出产生抑制作用。首先，开放式管理范式在外部资源获取上存在一定局限，如难以获得核心资源、专有互补资产以及核心能力[23]。管理创新分为抽象层面和运作层面[24]，其中，运作层面的管理创新包括新的管理实践、管理过程、管理技能和组织结构等内容，主要是流程、步骤等显性知识[3]，较易被其它企业获取、吸收并应用。但是管理创新一般诞生于复杂、独特、反复的组织情境下，新的管理理念或思想等属于抽象层面管理创新，与原组织的精神文化、价值观念、企业家精神、组织氛围等密不可分，多为原组织专用的核心资源，其他企业难以获取、学习和利用。从外部引进管理创新，企业可能只学到运作层面的操作方法，难以复制背后复杂的组织特质，“徒有其表而无其神”，企业管理水平无法获得质的提升，难以内化为核心竞争力。此外，过度依赖管理创新引进，企业容易对外部资源产生依赖性[23]，在组织内部形成“拿来主义”，较少立足管理实践自主开展管理创新，难以形成自主核心能力，并会破坏企业内部创新氛围，降低员工创新意愿，对创新产出产生不利影响。其次，知识基础观理论认为吸收能力是企业内化外部资源的重要条件[25]。外部引进的管理创新存在如何与组织内部情境适配的难题[26]，外部的管理思想、方法工具和制度流程等管理知识与信息只有经过整合、吸收，才能与组织情境匹配，真正内化为企业核心能力。但企业认知能力存在上限，限制了同时处理的信息数量，过量的外部管理创新资源还会引发管理注意力配置问题[27]，降低创新效率。此外，管理创新是一项复杂系统工程[3]，往往牵一发而动全身，过于频繁地引进管理创新将使企业无法维持稳定的内部组织情境和长久的外部合作关系，不利于创新活动长期有序开展。可见，管理创新引进存在过犹不及效应，超过一定临界点会抑制创新产出。综上分析，本文提出以下假设：
H1：管理创新引进与企业创新产出存在倒U型曲线关系，即中等程度的管理创新引进行为可能带来更高的创新产出。
管理创新输出是指企业内部新的管理思想、方法和实践的外部化过程，即企业的管理创新不仅可以在组织内部实施落地，还可以向外部输出，推动本企业创造或掌握的管理创新得到外部组织的采纳和实施，不仅包括对外分享管理创新心得、传播管理经验和推广管理模式等理论化传播行为，还包括组织间研发、投资、竞争等社会交互活动中无意识的管理创新知识溢出现象[9]。本文认为管理创新输出与创新产出之间存在倒U型关系，即管理创新输出存在最佳临界点。
适当的管理创新输出对创新产出可能有以下推动作用：首先，知识具有被重复使用并提高回报率的内在特性[28]。通过开展管理创新输出，一方面企业将内部管理创新成果向外部推广，获得直接的咨询服务收入，能够对内部创新资源投入产生引致效应，从而提高创新产出；另一方面，企业以专著、宣讲、培训等形式理论化、体系化地主动对外输出管理创新成果，使“本企业是该项管理创新创造者”的认知在合作企业、消费者、研究机构等主体中根深蒂固，从而获得大众认知的合法性[11]。通过对外展现较高的管理水平、创新能力，企业获得声誉、口碑等无形资产，品牌价值得到提升，经营业绩会更好，更易于获得外部投资与开展创新活动。例如，日本丰田汽车公司通过总结推广丰田生产系统，将企业形象与丰田生产模式(TPS)、全面质量管理(TQM)等管理理论相关联，在大众中树立了“质量好、可靠性高”的品牌形象。其次，基于社会网络理论，企业通过社会关系网络向关系密切的供应商、经销商等合作伙伴输出管理创新思想、方法和经验，在提升合作伙伴管理能力的同时，能够积累社会资本，强化组织间信任和承诺，建立长期、深化的合作关系[29]，从而改善产业配套环境，减少机会主义行为，降低创新活动的不确定性。再者，管理创新输出使得管理创新在组织外部获得有效应用，有利于拓展管理创新应用领域，实现创新员工的工作价值，满足其自我实现需求[30]，有助于提升创新意愿，并营造出鼓励创新、宽容失败的组织氛围。此外，企业通过推动管理创新的知识溢出，能够以企业内部管理规范为基础，对国家乃至国际层面的标准化管理体系产生影响，提高企业的产业话语权，为企业赢得更多来自政府、研究院所、行业协会的创新资源，推动企业开展创新活动。例如，格力电器自主总结的T9质量控制模式及质量创新驱动环获得了中国国家质检总局和中国标准化研究院的肯定，强化了格力在空调制造领域的话语权，为格力赢得更多政府科研资助、高校智力支持等创新资源奠定了基石。
但是，过度开展管理创新输出可能会对创新产出产生抑制效应。首先，管理创新一般不受专利等知识产权机制保护[3]，工作流程、操作手册、商业模式等运作层面的内容很容易被其它企业无成本学习与模仿。企业在开展管理创新输出的过程中，面临将自身关键核心知识暴露给对方的危险。随着开放程度提高，合作伙伴采取机会主义行为的可能性与危害性会越来越大[31]，甚至导致企业核心商业机密泄露。而且，随着管理创新合作的深入，组织边界逐渐模糊化，企业可能会不自觉地“越俎代庖”，过度干涉合作方内部经营管理，这不仅会破坏合作关系，还会挤占企业资源，对创新活动开展带来不良影响。其次，按照委托代理理论，由于存在信息不对称，当代理人和委托人利益不一致时，代理人在行使委托人赋予的资源决策权时会以自身利益为先，损害委托人利益，从而带来代理问题[32]。高管团队等核心员工被认为是管理创新的内部促进者，在管理创新发起、实施、理论化以及扩散过程中至关重要[3]。但因为存在代理问题，企业对外输出管理创新的组织行为可能成为高管团队彰显个人经营管理能力、提升自我荣誉和社会地位的手段，导致代理成本上升，挤占企业本该用于运营和创新的资源。而追求个人利益最大化、脱离企业管理实践和发展阶段、盲目追求管理理论创新、过度开展组织变革等管理实验，可能使企业陷入本末倒置的境地，对创新产出带来严重危害。可见，过度开展管理创新输出会对企业创新产出产生抑制作用。综上分析，本文提出以下假设：
H2：管理创新输出与企业创新产出之间存在倒U型曲线关系，即中等程度的管理创新输出行为可能带来更高的创新产出。
企业研发投入一般包括制度化的固定部分，以及根据经营状况适时调整的弹性部分[33]。一方面，随着管理创新引进的有效开展，企业内部管理机制逐步完善，特别是研发管理机制日益制度化、规范化，使得研发投入获得长期的制度保障，使具有高风险和不确定性的研发活动能够在稳定的组织情境下有序开展；另一方面，适度的管理创新引进能够带来企业经营绩效提升[19]，完备的研发管理机制也使得研发活动成效显著，企业绩效和研发产出的利好促使企业进一步追加研发投入。此外，管理创新引进还需要对配套的ERP、PDM、PLM等管理信息系统进行本地化开发，以满足企业生产经营的特质化需求。可见，管理创新引进还会对研发投入产生需求拉动效应。综上，适度的管理创新引进对研发投入存在正向影响。
根据社会交换理论，行动者通过社会关系交换资源，资源被不同行为者转移，这里的资源既包括物质资产又包括非物质资产，如认可、声望、美誉等[10]。管理创新输出本质上是企业通过对外输出管理思想、方法、流程等管理创新成果，换取企业所需的知识、资金、技术等资源的过程。通过资源交换，一方面企业获得直接的管理咨询收入等有形资产，使研发活动的资金来源更充足；另一方面，通过对外展现较高的管理水平、创新能力，企业将获得声誉、品牌价值等无形资产，企业能以更低的融资成本获得更多资金来源。此外，在管理创新输出中企业与外部创新主体间并非进行简单的行为互动，而是在既有知识基础上进行深层次知识交互，共同创造和获取价值。在频繁的知识交互中，企业与供应商、经销商、服务机构等主体间逐渐积累信任、承诺等社会资本[29]，依托社会关系网络获取更多外部资源，拓展企业资源基础，促使内部研发获得更多资金投入。可见，适度的管理创新输出对研发投入具有正向影响。
但是，过度开展双向管理创新可能对研发投入带来抑制作用。根据新制度经济学理论，市场交易会产生大量成本，包括搜寻交易对象、讨价还价、签订契约、履行契约与监督执行等成本[34]。企业在引进管理创新时需要大量搜寻外部知识；在输出管理创新时需要寻找合适的合作伙伴，而过度搜寻可能带来一定信息成本[35]。在双向管理创新中，企业还要协同外部合作伙伴发现自身或者对方的管理问题，共同开展组织学习，提出符合组织情境的管理创新方案，但是多主体合作也增加了谈判、协调、监督等管理成本[36]。企业内部资源是有限的，交易成本会挤占企业原本用于创新的人、财、物等资源，导致企业研发投入不足。此外，注意力基础观认为企业行为决策是管理者注意力引导和配置的结果[27]。管理者过度关注双向管理创新，意味着管理者注意力产生偏移，会对管理创新配置更多资源，改变企业内部资源配置结构，挤占技术创新资源。综上所述，本文提出以下假设：
H3a：管理创新引进与企业研发投入存在倒U型关系，即中等程度的管理创新引进行为可能带来更高的研发投入；
H3b：管理创新输出与企业研发投入存在倒U型关系，即中等程度的管理创新输出行为可能带来更高的研发投入。
研发活动是企业探索、发现、创造和应用新知识的过程[37]。内生增长理论认为，研发投入是实现企业创新和经济增长的源泉[28]。从投入产出视角看，高强度的研发投入使得企业内部研发活动从人、财、物三方面均得到改善：加强对研发人员的投资，开展培训学习、招聘新员工等，能够提升研发团队专业技能水平，使得研发团队人力资源构成更合理、层级更高，并激发员工创新意愿和创造力；充足的研发资金意味着企业能向更多技术领域拓展，实现研发资助项目差异化，使得企业技术成果储备更丰富多样化；加大研发仪器设备、实验场地等物质资源投入，有助于为技术研发提供支撑基础和保障条件。此外，知识基础观认为外部获取的知识或信息多是离散的，企业只有通过开展研发活动才能实现内外部知识整合，进而掌握技术和知识本质[38]。企业增加研发投入不仅有助于创造新知识，还可以提高识别、获取、消化和利用外部知识的能力，即研发投入可以提高企业吸收能力[25]，有助于企业更加顺利地整合内外知识、开展知识创造，从而对创新产出产生正向影响。综上所述，本文提出以下假设：
H4：研发投入与企业创新产出正相关。
在假设H3a、H3b和H4的基础上，本文认为研发投入可能在双向管理创新与创新产出之间发挥中介作用。适度引进管理创新，有助于企业内部建立结构化的管理系统、规范化的制度规章和科学化的运作流程，实现企业内部资源配置优化，能够将内部有限的资源更有效地配置于研发活动。适度输出管理创新有助于企业进行资源交换，获得资金、设备等有形资产和声誉、信用、知识等无形资产，拓展内部资源基础，对研发投入起到“开源”作用，对企业创新活动产生推动作用。可见，适度开展双向管理创新有助于企业优化资源配置、拓展资源基础、增加研发投入，进而提升创新产出。而企业过度开展双向管理创新，会带来搜寻成本、协调成本、管理成本、代理成本等额外支出，扭曲企业内部资源配置，挤占本应投向研发活动的资源；管理体系的频繁变动难以营造出稳定的创新环境，使得研发投入缺乏制度保障，进而造成创新产出下降。综上所述，本文提出以下假设：
H5a：研发投入在管理创新引进与技术创新产出之间起中介作用；
H5b：研发投入在管理创新输出与技术创新产出之间起中介作用。
基于上述分析，构建研究概念框架，如图1所示。
图1 研究概念模型
珠三角地区作为改革开放的排头兵，市场经济活跃，众多企业经历了从无到有的发展历程，其间为了提升组织运行效率，或引进西方规范化管理体系，或基于经验自主探索，开展了大量管理创新活动。因此，珠三角地区企业的管理创新实践在中国具有一定典型代表性。本文研究数据来自广东省科技厅建立的2014年广东省科技型企业统计数据，数据结构为截面数据。由于企业上报数据需要提供加盖公章的证明文件进行佐证，因此本文使用的研究数据较为真实可信。根据研究内容，剔除初始样本中属于农业、生活性服务业以及存在缺失值的企业样本，最终保留了研发、制造和销售以高新技术产品为主营业务的企业样本，共1 198家。其中，存在管理创新引进的企业占56.844%，存在管理创新输出的企业占50.334%；在行业分布上，电子信息企业478家，占39.899%，生物医药企业94家，占7.846%，新材料企业159家，占13.273%，光机电一体化企业209家，占17.446%，新能源与节能环保企业134家，占11.185%，其它行业企业124家，占10.351%，行业分布较为广泛。
(1)因变量——创新产出。参考Funk[39]的做法，本文以企业专利申请量衡量创新产出。一方面，专利申请量代表了创新主体开展技术创新的努力程度，能够反映未来的技术创新成果产出和能力[40]；另一方面，对专利申请量进行滞后一期处理，以降低企业专利产出滞后性的影响。此外，考虑到不同类型专利创新水平不同，借鉴白俊红的加权方法，分别赋予发明专利、实用新型和外观专利以0.5、0.3和0.2的权重[41]。
(2)自变量。考虑到数据可得性，采用替代变量度量管理创新引进和管理创新输出。广东省近年大力开展两化融合贯标、管理创新评奖等政府专项工作，在此助推下，广东省众多企业纷纷开展管理创新并取得诸多成效。依托上述工作，广东省科技厅也获得了一批科技型企业管理创新活动的统计数据。
其中，管理创新引进采用科技型企业管理系统引进费用衡量，具体包括引进新信息管理系统、在线监控平台、工业云平台等管理工具的支出，以代表企业通过外部引进方式推行管理创新的投入程度。管理创新输出采用科技型企业获得的管理咨询与服务收入测量，即企业应用专业知识为委托方提供经营管理问题系统解决方案所获得的收入。
(3)中介变量——研发投入。考虑到研发投入是企业创新活动的物质基础，为了探讨双向管理创新影响创新产出的传导机制，将研发投入作为中介变量，用企业内部研发支出费用衡量。
(4)控制变量。本文选取企业年龄、注册资金、企业规模、上市情况、技术领域哑变量、产权性质哑变量作为控制变量，以控制外生变异。其中，企业规模采用员工数量衡量；上市情况根据是否为上市公司设置虚拟变量；技术领域哑变量按照企业技术领域分布，设置9个虚拟变量；产权性质哑变量根据企业控股类型，设置5个产权虚拟变量。
各变量均值、标准差以及它们之间的相关系数如表1所示。相关分析结果表明，管理创新引进、管理创新输出、研发投入、企业规模和上市情况均与创新产出显著正相关，管理创新引进、管理创新输出、企业年龄、企业规模、上市情况与研发投入也显著正相关，且均处于中度相关水平，初步验证本文部分推论，表明适合进行下一步回归分析。
表1 各变量描述性统计与相关性分析结果
变量 123456781创新产出-2管理创新引进0.161∗∗∗-3管理创新输出0.128∗∗∗-0.041-4研发投入0.506∗∗∗0.494∗∗∗ 0.362∗∗∗-5企业年龄0.0160.098∗∗0.0390.129∗∗∗-6注册资金0.0080.0220.0110.0220.010-7上市情况0.103∗∗0.135∗∗∗-0.0110.190∗∗∗0.165∗∗∗0.006-8企业规模0.451∗∗∗0.387∗∗∗0.163∗∗∗0.632∗∗∗0.191∗∗∗0.0160.219∗∗∗-均值33.9615.79432.98425.28613.992295.6120.094552.160标准差110.71119.264201.81464.3287.1923030.8460.2921122.708
注：***为P<0.001；**为P<0.010；*为P<0.050；+为P<0.100,下同
首先，对创新产出、管理创新引进、管理创新输出、研发投入、注册资金和企业规模取自然对数，以消除量纲不一致的影响，避免出现异方差；其次，使用软件SPSS 23.0，采用OLS方法进行回归分析，检验双向管理创新对创新产出的影响以及研发投入在其中的中介作用。以研发投入为因变量，依次分层加入控制变量、管理创新引进、管理创新输出、管理创新引进的平方项和管理创新输出的平方项；接着以创新产出为因变量，依次分层加入控制变量、管理创新引进、管理创新输出、管理创新引进的平方项、管理创新输出的平方项、研发投入。结果显示，各模型的VIF值均小于5.694，说明多重共线性问题不严重；最后，运用Stata软件进行White检验，结果表明不存在显著的异方差问题。表2显示了多元线性回归分析结果。
(1)双向管理创新与创新产出关系检验。从模型6可知，管理创新引进的一次项(β=0.199, P<0.001)与管理创新输出的一次项(β=0.319, P<0.001)对创新产出有显著正向影响；管理创新引进的二次项(β=-0.174, P<0.010)与管理创新输出的二次项(β=-0.230, P<0.001)对创新产出有显著负向影响。与模型5相比，R2显著增大，说明模型3拟合结果的解释力更强。Haans等[42]指出，仅根据解释变量平方项系数判断是否存在倒U型关系存在一定偏差，并提出更为严格的三步检验方法。本文借鉴该方法，检验结果显示，管理创新引进与创新产出之间满足存在倒U型曲线的3个条件：①管理创新引进平方项系数显著为负(β=-0.174, P<0.010)；②曲线斜率在左端取值显著为正(0.199)，在右端显著为负(-0.674)；③曲线拐点(Xit=0.572)在管理创新引进取值范围内。因此，假设H1得到支持。同理，管理创新输出与创新产出之间也满足存在倒U型曲线的3个条件：①管理创新输出平方项系数显著为负(β=-0.230, P<0.001)；②曲线斜率在左端取值显著为正(0.319)，在右端显著为负(-0.856)；③曲线拐点(Xit=0.693)在管理创新输出的取值范围内。因此，假设H2得到支持。
(2)双向管理创新与研发投入关系检验。从模型3可知，管理创新引进一次项(β=0.333, P<0.001)与管理创新输出一次项(β=0.350, P<0.001)对研发投入有显著正向影响；管理创新引进的二次项对研发投入有显著负向影响(β=-0.190, P<0.001)，管理创新输出的二次项对研发投入也有显著负向影响(β=-0.236, P<0.001)。由于管理创新引进与研发投入之间满足存在倒U型曲线关系的条件：①管理创新引进平方项系数显著为负(β=-0.190, P<0.001)；②曲线斜率在左端取值显著为正(0.333)，在右端显著为负(-0.620)；③曲线拐点(Xit=0.876)在管理创新引进取值范围内。因此，假设H3a得到支持。类似地，管理创新输出与研发投入之间也满足存在倒U型曲线关系的检验条件：①管理创新输出平方项系数显著为负(β=-0.236, P<0.001)；②曲线斜率在左端取值显著为正(0.350)，在右端显著为负(-0.855)；③曲线拐点(Xit=0.742)在管理创新输出的取值范围内。因此，假设H3b也得到支持。
(3)研发投入的中介效应检验。从模型7可知，研发投入对创新产出的影响显著为正(β=0.272, P<0.001)，控制变量、双向管理创新及其二次项、研发投入对创新产出的方差解释率达到28.7%。因此，假设H4获得实证支持。本文根据三步中介分析法检验研发投入的作用：①自变量对因变量的回归系数达到显著性水平，见表2中的模型6；②自变量对中介变量的回归系数达到显著性水平，见表2中的模型3；③自变量与中介变量同时对因变量进行回归时，中介变量对因变量的回归系数仍然显著，见表2中的模型7。加入中介变量后，管理创新引进对创新产出的回归系数和管理创新输出对创新产出的回归系数均为显著，见表2中的模型7。这些表明研发投入在管理创新引进与创新产出之间起不完全中介作用，即H5a成立，在管理创新输出与创新产出之间也起不完全中介作用，即H5b成立。
表2 双向管理创新、研发投入与创新产出回归结果
变量 研发投入模型1模型2模型3创新产出模型4模型5模型6模型7常量-------企业年龄0.119∗∗∗-0.127∗∗0.113∗∗∗-0.075∗∗-0.072∗-0.086∗∗-0.117∗∗∗注册资金0.351∗∗∗0.322∗∗∗0.314∗∗∗0.185∗∗∗0.175∗∗∗0.167∗∗∗0.082∗企业规模0.357∗∗∗0.290∗∗∗0.252∗∗∗0.323∗∗∗0.298∗∗∗0.263∗∗∗0.194∗∗∗上市情况0.066∗∗0.070∗∗0.063∗∗0.118∗∗∗0.123∗∗∗0.117∗∗∗0.100∗∗∗技术领域哑变量YESYESYESYESYESYESYES产权性质哑变量YESYESYESYESYESYESYES管理创新引进0.152∗∗∗0.333∗∗∗0.0320.199∗∗∗0.108∗管理创新输出0.125∗∗∗0.350∗∗∗0.101∗∗∗0.319∗∗∗0.224∗∗∗管理创新引进平方-0.190∗∗∗-0.174∗∗∗-0.122∗∗管理创新输出平方-0.236∗∗∗-0.230∗∗∗-0.165∗∗研发投入0.272∗∗∗AdjR20.4960.5240.5440.2280.2370.2540.287△R20.5030.0290.0200.2390.0100.0180.033△F69.972∗∗∗36.020∗∗∗26.732∗∗∗21.755∗∗∗7.431∗∗14.597∗∗∗55.630∗∗∗F69.972∗∗∗70.127∗∗∗68.775∗∗∗21.755∗∗∗20.460∗∗∗20.331∗∗∗22.840∗∗∗
为了进一步验证中介效应，本研究使用SPSS 23.0软件的bootstrap中介变量检验程序检验研发投入的中介作用，将样本量设定为5 000，置信区间设定为95%，bootstrap抽样方法选择偏差校正的非参数百分位法。如果中介效应检验结果显示偏差校正的置信区间没有包含0，那么说明该中介效应显著。根据检验结果，偏差校正的置信区间为[0.006 8,0.013 4]，未包含0且中介效应值为0.096，因此研发投入在管理创新引进与创新产出间的中介效应显著，即H5a得到验证；研发投入在管理创新输出与创新产出之间的中介效应显著——其偏差校正的置信区间为[0.074 0,0.121 4]，未包含0且中介效应值为0.097，因此H5b得到验证。可见，bootstrap中介效应检验结果同样支持多层线性回归检验结果。
本文从开放式创新跨越组织边界的双向资源流动视角，界定了双向管理创新概念，研究了双向管理创新与创新产出关系，以及双向管理创新通过影响企业内部创新资源配置促进创新产出的传导机制。本文获得以下研究发现和管理启示：
(1)适度开展管理创新引进有利于提高企业创新产出，但过度开展管理创新引进会产生“过犹不及”效应，即管理创新引进与创新产出之间存在倒U型曲线关系。中低程度的管理创新引进有助于提升企业创新产出，但是其促进作用存在边际递减，当管理创新引进的实施强度超过临界点时，会对创新产出产生抑制作用。基于此，一方面考虑到管理创新的系统性、复杂性[3]以及实施的周期性[43]，为了加快管理创新进程，企业应适度获取外部管理创新资源，例如外部成熟的管理思想、方法、经验等，从而拓展企业资源基础，减少管理创新对内部资源的占用。同时，积极开展供应链合作、产学研合作，在与外部主体协同过程中，发现管理弊端、形成管理创新方案并证明方案的合法性[5]，降低管理创新引进风险和不确定性，推动企业管理体系制度化、规范化和科学化，为创新活动营造更有利的组织环境。另一方面，管理创新引进存在一定局限，企业单纯依靠从外部引进管理创新并不能完全复制其背后蕴含的精神文化等抽象层面内容，甚至导致管理创新引进“画虎类犬”，或者因与企业内部组织情境不相适配，导致管理创新实施效果不佳。因此，企业应避免过度依赖外部管理创新资源，防止组织内形成“拿来主义”，在获取外部管理知识的同时，积极开展组织学习，加大创新投入、提升吸收能力，进行内外部管理知识整合、吸收和再创造，并结合自身组织情境对管理创新方案进行再造。所以，企业要有效平衡外部管理创新引进与内部自主管理创新关系，将管理创新引进强度保持在合理区间内。
(2)适度开展管理创新输出有利于提高企业创新产出，但过度开展管理创新输出同样会“过犹不及”，即管理创新输出的实施强度存在最佳平衡点。基于此，企业一方面要适度向外部主体输出管理创新以提升创新产出，具体包括：①通过向供应商、经销商输出管理创新成果，提供人员培训、标准输出等管理帮扶，强化组织信任和承诺，提高供应链运作效率和响应速度，改善外部产业配套环境，并得到更多合作研发机会；②对高校、研究院所等知识密集型机构输出管理经验、实践案例等内容，通过合作出版专著、共办研究论坛、撰写企业案例等方式，寻求来自学研机构的理论化反馈，推动企业管理实践经验的理论化建构，使得管理体系更加规范化；③通过对外宣示管理模式、思想等，在公众中形成认知合法性[11]，以提高企业声誉、口碑，提升品牌价值和影响力。另一方面，企业要避免过度开展管理创新输出对创新产出带来的消极影响：第一，加强内部知识管理和保密工作，将知识溢出控制在一定范围内，避免商业机密等核心知识泄漏；第二，在帮扶合作伙伴提升管理能力的过程中，要以契约形式明确合作范围，避免“越俎代庖”，过度干涉对方正常的内部经营事务，从而保持良好合作关系，避免过度挤占创新资源；第三，企业内部要加强监督约束机制建设，消除信息不对称[31]，避免高管团队为谋求个人声誉等个体利益而过度开展管理创新输出，降低代理成本。因此，企业应把握好管理创新输出的最佳平衡点，避免管理创新过度输出。
(3)管理创新引进和管理创新输出均与研发投入存在倒U型曲线关系。这意味着，第一，适度开展双向管理创新对企业内部创新资源配置起到“开源节流”的作用，促使企业将更多资源有效配置于研发活动。管理创新引进能够优化企业运作流程，提高企业创新资源利用效率，起到“节流”作用；在管理创新输出中，企业能够通过资源交换获得咨询收入等有形资产，通过对外展示管理能力获得声誉、信用等无形资产，使得研发活动得到更多资源支持，起到“开源”作用。第二，过度开展管理创新引进和管理创新输出会对研发投入产生“过犹不及”效应。管理创新引进需要企业投入资源开展外部知识搜寻、识别，过度搜寻会带来一定知识冗余和信息成本；管理创新输出则需要企业协助合作伙伴提出实施方案、加强产学研合作以促进管理实践理论化等，同样需要占用大量企业资源。所以，过度的管理创新引进和输出可能会挤占企业有限的创新资源，造成技术创新投入下降。
(4)研发投入是双向管理创新影响创新产出的“媒介物”。根据实证结果，研发投入在管理创新引进、输出对创新产出的影响中起中介作用。这说明管理创新引进能够影响组织内部情境，使得企业管理架构、运作机制、文化建设等发生积极变化，特别是推动企业研发管理体系规范化、制度化，带来内部资源配置优化，使企业能够将有限资源配置于研发活动，从而增加研发投入，间接地对创新产出带来积极效应。管理创新输出同样能够以研发投入为媒介，间接影响创新产出。即企业通过开展管理创新输出，能够以管理创新资源为筹码适当开展资源交换，获取咨询、服务等经济收益，从而拓展研发投入来源，进而提升创新产出。
本文创新点和理论贡献有以下3个方面：①基于实践中企业管理创新的跨组织双向流动，提出双向管理创新概念，构建管理创新引进和输出影响技术创新活动投入与产出的整合模型，有利于弥补以往研究过度关注管理创新引进而忽略企业作为管理创新输出者的不足，为管理创新研究提供了新理论视角；②以往关于管理创新对企业创新产出影响的实证研究大多只考虑其正向线性关系[4]，本研究发现管理创新引进和输出均与创新产出存在倒U型曲线关系，表明管理创新引进和输出均存在最佳平衡点，进一步厘清了管理创新与技术创新产出的关系；③本研究考察了管理创新引进、输出与企业研发投入的倒U型曲线关系，厘清了研发投入在管理创新引进与创新产出、管理创新输出与创新产出之间的中介效应。
尽管本研究在初始设计时作了较为科学规范的控制，但是仍存在一些局限性。第一，本研究采用截面数据开展实证检验，而采用动态分析进行纵向研究是未来研究的方向之一；第二，限于篇幅，本文未就不同企业规模、发展阶段开展分类研究，事实上不同发展阶段的企业管理需求、管理经验可能存在差异，初创企业和小微企业限于有限的经验及资源，对管理创新有着“短、平、快”的需求，可能倾向于管理创新引进，而成熟企业和中大型企业已经积累了大量管理实践经验，具有良好的理论积淀，可能更适合开展管理创新输出。因此，未来可以针对不同企业规模、发展阶段开展分类研究；第三，在管理创新引进和输出中，企业扮演角色的不同使得其与合作企业存在资源、信息上的不对称依赖关系，进一步产生权力与控制行为，从而对合作创新产生影响[44]。未来可以进一步探讨这种不对称依赖关系对引进和输出管理创新的影响。
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