开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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面对资源约束趋紧、环境污染严重、生态退化的严峻形势，我国把生态文明建设放在突出地位。继党的十八大报告将生态文明建设纳入“五位一体”总体布局后，党的十九大报告将生态文明建设作为中华民族永续发展的千年大计，进一步为新时代我国经济与生态和谐发展指明了方向。2019年3月，《中华人民共和国宪法修正案》明确将生态文明写入宪法，为中国特色社会主义生态文明建设提供根本的法律保障。在此背景下，制造企业必须在生产经营活动与生态环境保护之间达到平衡。生态创新既可以提高产品新颖性，使企业获取差异化竞争优势，又可以减少资源使用和能源消耗，实现经济效益、社会效益和环境效益兼得[1, 2]，是企业实现可持续发展的基本路径。
近年来，企业生态创新成为研究热点。已有研究主要从制度理论、利益相关者理论、社会责任理论、环境管理理论、创新管理理论等视角解释“什么是生态创新”“为什么实施生态创新”“怎么实施生态创新”。然而，以上问题的回答均离不开企业资源的基础作用：企业生态创新战略制定离不开资源支持，生态创新需要企业合理配置和利用资源，其创新后果是进一步构建或获取异质性资源和能力并形成竞争优势[3]。在推动绿色发展、促进人与自然和谐共生的时代背景下，以生态创新促进绿色发展是制造企业的不二选择，企业应结合自身资源特色选择合适的生态创新路径。综合现有文献，生态创新驱动因素可分为内部因素和外部因素，内部因素包括企业内部资源[2, 4, 5]、领导特质[6]、高管环保态度[5, 7]、组织文化[1]、研发投资[8]、公司规模[8]等因素；外部因素包括环境规制[9, 10]、利益相关者[11]、可获得的外部知识技术[7]、供应链协作[11]、跨国公司活动[12]等因素。
从现有文献看，已有成果存在以下不足之处：一是缺乏对企业生态创新资源动因的系统关注。尽管研究者们开始关注资源对生态创新的影响，但仅限于某一类资源，系统探讨企业生态创新资源动因的研究鲜见；二是资源管理对企业生态创新的作用机理分析匮乏。尽管现有研究已关注动态能力和资源管理对创新的作用[13]，但对生态创新的关注较少，更缺乏以中国制造企业为研究对象的定量研究；三是资源对企业生态创新的作用路径尚不清晰，尚未打开其具体过程的“黑箱”。
资源基础理论是企业生态创新驱动因素的重要理论来源[8, 9]。内部资源是企业创新产品或生产方法的决定因素，尤其对高新颖性创新更是如此[14]。Wu等[4]认为，在绿色技术创新中，企业内部未吸收的闲置资源比已吸收的闲置资源表现更好。已有研究忽略了外部资源对企业生态创新的价值[5]，目前研究者们开始重视外部资源的作用。例如，企业获得的政府补贴[4]、跨国公司带来的技术溢出效应[12]对企业生态创新具有积极影响。同时，传统资源观强调企业资源的作用，但若仅依靠异质性资源而忽视资源管理则难以形成企业持续竞争优势。只有当异质性资源被有效获取、整合与使用时，才能给企业带来持续竞争优势，促进企业可持续发展。
基于此，本文以制造企业为研究对象，将异质性资源划分为内部资源和外部资源，以资源管理作为中介，从资源基础理论视角构建“资源—资源管理—生态创新”的企业生态创新形成路径，并基于问卷数据运用PLS-SEM和fsQCA方法进行实证，探究异质性资源、资源管理对企业生态创新的作用。fsQCA方法除验证PLS-SEM的实证结果外，还能进一步拓展企业低生态创新前因构型。为了更全面地反映企业生态创新，本文将生态创新划分为生态管理创新、生态产品创新和生态工艺创新，并比较不同生态创新方式在企业生态创新系统中的作用。本文可能的理论贡献在于：一是基于资源基础理论，以资源管理为中介，探讨异质性资源对企业生态创新的影响机理；二是运用不同实证方法验证资源基础理论视角下高/低生态创新的复杂前因构型；三是通过构建反映形成型二阶构念，探讨不同类型生态创新的作用，全面反映企业生态创新现状，明确不同类型生态创新的重要性。
按照经合组织(OECD)的定义，生态创新是指新的或显著改善的产品(或服务)、生产过程、市场方法、组织结构和制度安排的创造或实施行为，上述行为不管是有意还是无意，与其它替代方案相比，能够带来环境改善[15]。借鉴Peng & Liu[5]的观点，将生态创新分为生态管理创新、生态产品创新和生态工艺创新。生态管理创新是指企业在可持续制造与消费方面建立新管理理念的能力和承诺，如污染预防方案、环境管理和审计体系；生态产品创新旨在寻求渐进或彻底的产品创新，包括现有产品改进或新产品引入，通过与供应链伙伴合作、使用环保材料等方式，尽量降低产品和包装对生态环境的影响；生态工艺创新则关注减少废物排放和资源消耗的清洁生产技术。与一般创新相比，企业生态创新具有双重外部性、目标二元性(追求经济和环境双赢)、技术推动与市场拉动效应的特殊性、环境规制的推/拉效应、内容动态多样、研发过程复杂性等特点[16]。
RBT强调异质性资源对企业竞争优势的重要作用，指向企业成长和可持续发展能力；生态创新作为一种强化企业可持续发展能力的战略工具被广泛接受。将两者结合起来，在RBT视角下探究生态创新作用机理成为当前研究的必然选择[7, 9]。
作为RBT的核心概念，资源是指(企业)控制的所有资产、能力、组织过程、企业特质、信息、知识等，是企业为了提升自身效率和效益，制定与实施战略的基础[17]。学者们结合不同情境对资源进行划分，例如，Barney[17]把资源划分为人力资源、信息技术资源、资本资源、设备资源和知识资源；Cainelli等[14]把资源划分为内部资源、外部资源和混合资源。异质性资源是指企业在长期发展中所积累的有价值、稀缺、难以模仿、难以替代的资源。异质性资源差异是企业间竞争优势差异的主要因素。参考党兴华等[18]的观点，将资源异质性分为组织资源异质性和关系资源异质性。组织资源异质性是指企业具有的独特的、有价值的、稀缺的内部资源，关系资源异质性是指来源于企业与合作伙伴间独特的、有价值的、稀缺的关系，强调其外部性。结合现有研究，将异质性资源划分为内部资源和外部资源，探究其对企业生态创新的影响。
异质性资源是企业创新活动的基础和关键要素。与一般创新相比，生态创新更加复杂，具有更高的新颖性、不确定性和多样性。新颖性要求企业投入更多内部资源，不确定性要求企业更依赖外部资源以分担风险，多样性要求企业获取和匹配不同类型资源。因此，企业拥有和控制的资源类型或多寡决定了生态创新形式与强度。Wu[4]指出，只有优化企业内部和外部资源配置，才能促进绿色新技术开发，最终促进绿色新技术可持续发展。
充足的内部资源能够为企业生态创新提供必要支持。生态创新具有新颖性，意味着企业需要相关经验和知识。为了实现生态创新目标，企业必须填补其中空白，通过丰富内部资源促使资源能力与创新目标契合。丰富的内部知识和技能基础是企业生态创新的关键，Cainelli等[14]认为,充足的内部资源对于高新颖性创新尤其重要，公司内部资源是其在业务经营或战略实施方面的根本优势[4]。Cai&Li[19]把技术资源和环境组织能力确定为绿色创新的关键内部资源。作为企业内部资源的技术能力[14]；研发投资[14, 20]、组织能力[20]等对企业技术创新尤其重要。忠旺集团利用多年积累的技术优势，大力推动清洁能源使用，在生产过程中秉承绿色节能理念，其产品具有节能减耗的优良性能，并通过ISO14001环境管理体系认证。企业拥有的内部资源越充裕，企业就越容易实现生态创新。由此，本文提出以下假设：
H1a:内部资源对企业生态创新具有正向影响。
企业生态创新离不开外部资源支持。生态创新有其自身的技术复杂性和高投入性，企业在生态创新过程中面临巨大风险，这促使企业依赖外部资源，与合作伙伴共担风险、共享收益。与其它类型创新相比，与供应链上下游伙伴协作[11]、与研究机构合作[14]在生态创新中的作用特别重要。合作、学习是外部资源获取的重要途径，从商业网络获取的外部资源(技术支持和管理信息)对生态产品创新具有积极影响[5]。来自客户、供应商和战略合作伙伴的绿色技术支持，可以通过解决生态创新技术问题使重点企业受益；从商业网络获得的绿色趋势信息可以降低不确定性和投资风险。生态创新的不确定性越高，意味着企业依赖外部资源的倾向越强。比亚迪和丰田公司成立合资公司，致力于环保、安全、舒适和智能纯电动车技术开发，通过借鉴对方优势技术提高自身绿色创新能力。由此，本文提出以下假设：
H1b:外部资源对企业生态创新具有正向影响。
资源管理是指构建企业资源组合、整合资源构建能力并利用这些能力为客户和所有者创造与维护价值的综合过程[3]，包括资源识别、资源获取、资源整合和资源利用等过程。异质性资源是企业获取竞争优势的必要条件，但不是充分条件。只有通过有效的资源识别、重组和利用过程，资源数量优势才能转化为效益优势，才有助于竞争优势形成。企业只有摒弃传统资源观，树立资源管理理念，对自身资源进行有效识别、获取、整合和利用，系统构建企业发展战略体系，才能增强可持续竞争能力。
企业生态创新不仅需要丰富的资源，而且需要高水平的资源管理能力。企业生态创新的实质是不断利用内外部资源创造新的工艺、产品、服务、市场空间和组织结构的过程，其关键在于资源管理。通过资源识别发现资源的有用性，促进内部资源快速积累，并与外部利益相关者保持合作关系以获取外部资源，不断整合内外部资源进行生态创新，创新绿色产品、服务和工艺过程，满足绿色消费需求和环境规制要求。林萍[13]认为，资源不能直接对企业创新产生影响，而是通过动态能力发挥作用；曹红军等[21]从资源获取、整合和释放3个维度界定企业资源管理，实证研究发现资源获取在资源异质性各维度对财务绩效的影响过程中具有调节作用。资源管理能够有效整合内外部资源，优化企业资源结构、能力结构，促进企业生态创新。中核环保通过资源整合不断提高核后端产业一体化服务能力，一方面企业内部人财物资源要素得到保障，另一方面企业间协同作用得以强化，通过与科研院校合作，促进产学研深度融合。通过内外部资源深度整合，中核环保加快“放废”处理处置一体化建设项目进度，启动建设了国内第一条放射性核素废旧金属去污处理循环再利用生产线[22]。
在技术快速变革的背景下，企业必须立足于内部资源，后者是企业最易识别和掌控的资源，管理层可利用流程优化与层级管理等手段配置和利用内部资源。企业通过协调和组织内部人力、技术和财力等资源要素，优化组织流程并改善经营管理，可以更好地实现生态创新，通过整合和利用内部资源达到生态创新的目的。Garay等[23]发现，内部资源能够强化企业资源获取能力，内部组织能力强的企业不但能够获取其领域内的新知识，而且能够获取与环境相关的知识；林萍[13]的研究表明，企业内部技术与人力资源不能直接对创新产生作用，而要通过资源识别和资源整合过程发挥作用。由此，本文提出以下假设：
H2a:资源管理在内部资源与企业生态创新的关系中起中介作用。
生态创新需要外部资源支持。相较于内部资源，外部资源具有外来性和难兼容性。当外部资源进入企业但未被充分识别和评估时，其在生态创新中的作用和潜力将难以发挥。较高的资源管理水平能使企业快速理解、适应、转化和利用外部资源与知识，通过资源识别和吸收过程，获取外部资源(来自于客户和竞争对手)。只有通过资源管理整合外部资源，使之与内部资源、外部产品需求及环境规制相协调，生态创新才能真正发挥作用。通过获取企业外部知识和技术，并与已有资源充分整合，资源管理有助于生态创新目标实现和机会发掘。Garay[23]指出，企业只有整合外部环境资源和知识，生态创新才能有效实现。由此，本文提出以下假设：
H2b:资源管理在外部资源与企业生态创新的关系中起中介作用。
使用PLS-SEM对研究模型和假设进行验证。PLS-SEM允许同时估计一个或多个自变量和一个或多个因变量之间的多重因果关系。相比协方差的结构方程模型，PLS-SEM在处理非正态样本数据时更具有优势，适用于探索性预测研究。由于模型中含有二阶构造，根据Hair等[24]的建议，首先，对测量模型潜在构念维度、效度和信度进行评估；其次，评估结构模型路径系数和路径显著性。运用PLS算法推导结构模型路径系数，采用路径加权方案算法，给出标准化回归系数，结构路径统计显著性通过Bootstrapping程序评估。
PLS-SEM依据理论构建固定变量路径并进行简单统计验证，不能分析多种变量的交互作用对企业生态创新的复杂作用机制。因此，在PLS-SEM统计分析的基础上，进一步利用fsQCA验证结构方程结果，使研究模型和实证数据更加匹配，从而使研究结果更加稳健。同时，由于fsQCA的非对称性，即高生态创新前因构成的反面不一定导致低生态创新，因而有必要探索某一类型资源、资源管理错配或缺失的情况下企业低生态创新条件组态。此外，fsQCA允许结果和预测变量采用连续尺度，模糊隶属度分数范围为0～1，可以采用其间任意值表示案例隶属集合成员程度。因此，模糊集允许研究者精确确定成员隶属，对于企业层面和环境层面的变量比较实用，因为上述变量如果简化为清晰集合会导致大量有用信息丢失。
本研究主要针对制造企业进行调查。在全面调查之前，首先选择熟知的6家制造企业进行访谈，根据访谈结果并结合企业特点对问卷题项进行调整修改，形成最终正式问卷。调查问卷分为企业基本情况和相关指标测量两个部分，第一部分是企业基本情况，包括企业所属行业、成立时间、企业所有制类型、近3年销售平均额以及被调查者职位，以便了解企业状况，保证问卷的代表性和准确性。第二部分为相关指标测量。采用实地调研、重点访谈、电子邮件和纸质问卷等方式发放并回收问卷，调研时间为2019年1～10月，获得企业中高层管理者问卷520份，剔除无效问卷和填写不规范问卷114份，剩余有效问卷406份，有效回收率为78.08%，调研企业基本信息见表1。
表1 调研企业基本情况(N=406)
特征属性分类标准样本数百分比(%)存续时间(年)0≤Y<5204.95≤Y<107418.210≤Y<2021051.720≤Y<509022.2Y≥50123所有制类型国有及国有控股7618.7民营控股26665.5港澳台和外商投资4110.1个人独资合伙184.4其它51.2近3年平均销售额(人民币:元)≤100万51.2(100～500]万174.2(500～1 000]万4711.6(1 000～5 000]万8420.7(5 000～10 000]万7919.5(1～10] 亿11728.8>10亿5714.0
量表填写采用Likert7级量表评分，1代表“非常同意”，7代表“非常不同意”。本文量表均采用成熟量表,并根据实际情况作适当修改。
(1)内部资源(IR)。借鉴Cainelli等[14]、Leonidou 等[25]的研究成果，包括“企业内部技术基础”“技术领先性”“管理规章制度的完备性”“财务资源充足度”等4个题项。
(2)外部资源(AR)。借鉴Cainelli等[14]的研究成果，采用“与供应链上下游伙伴密切合作进行生态创新”“与客户关系密切了解其需求”“从外部研发机构获取相关专利”“从外部合作伙伴获取其它类型知识”等4个题项进行测量。
(3)资源管理(RM)。借鉴孟卫东和杨伟明[26]、Peng&Liu等[5]的研究成果，从资源识别、资源获取、资源整合、资源使用等维度进行测量，共4个题项。
(4)生态产品创新(ED)。该变量共4个题项，主要借鉴Peng&Liu[5]的量表，内容包括采用“简化包装的新产品”“采用容易回收再利用的新产品”“开发原材料易降解的新产品和低能耗的新产品”。
(5)生态工艺创新(EP)。主要借鉴Peng&Liu[5]的研究，内容包括“改进生产工艺以遵守环保法规”“节约能源、降低环境污染”“对‘三废’进行回收利用”等，共4个题项。
(6)生态管理创新(EM)。主要参照Peng&Liu[5]的量表，通过“制定生态创新战略目标”“环境管理体系或方法制度”“收集和分享最新信息”“各部门交流生态创新经验等”4个题项进行测量。
为了解决共同方法偏差问题，在数据收集时强调问卷无需署名，答案无对错，问卷填写信息仅用于学术研究，并将被严格保密。使用Harman单因素检验法进行同源方差分析，对6个研究变量所有题项进行未旋转的主成分分析显示，未旋转的第一个因子占所有解释变量比例为39.79%，远低于50%的阈值。接着，引入方法因子进行检验，建立一个双因子模型[27]，即在结构方程模型中加入一个共同方法因子作为全局变量，比较斜交因子模型和双因子模型拟合度变化。结果表明，在控制共同方法因子后，模型拟合度并未发生显著变化(Δχ2=14.58，△df=9)，因而同源方差问题不严重。
本研究使用Mplus7.4、SmartPLS3.0进行变量信度和效度检验。首先，使用Mplus7.4对关键变量进行验证性因素分析，结果表明，六因子模型拟合效果较好(χ2 =524.484，df=237，p<0.01；SRMR=0.044，RMSEA=0.055，CFI=0.930，TLI=0.919)，且六因子模型拟合优度显著优于其它5个模型(见表2)，说明6个因子之间的概念明确，能够被有效区分。因此，采用六因子构建模型是合适的。
表2 验证性因素分析结果
模型χ2dfCFITLISRMR六因子模型524.4842370.9300.9190.044五因子模型b592.5112420.9150.9030.047四因子模型c725.4382460.8840.8700.052三因子模型d796.5282490.8670.8530.055双因子模型e859.3822510.8530.8380.056单因子模型f882.6212520.8470.8330.057
注： b将内部资源和外部资源合并为一个因子；内部资源、外部资源和资源管理合并为一个因子；d将内部资源、外部资源、资源管理和生态产品创新合并为一个因子；e将内部资源、外部资源、资源管理、生态产品创新和生态管理创新合并为一个因子；f将所有条目合并为一个因子
使用SmartPLS3.0进行信效度分析(见表3)，所有构念因子载荷取值范围为0.682～0.852，均达到P<0.001的显著性水平，Cronbach's α取值范围为0.703～0.849，组合信度(CR)取值范围为0.818～0.898，表明各变量具有较高的内部一致性和组合信度。所有构念平均方差萃取方差(AVE)大于0.5的阈值，表明模型收敛效度良好；所有变量AVE的平方根均大于该构念与其它构念的相关系数，表明模型区分效度良好(见表4)。采用Heterotrait-Monotrait比率对区分效度进行评估，该方法对于处理基于方差的结构方程效度问题更加灵敏，结果发现，该比率均低于 0.85的阈值(见表5)。综上，该测量模型满足信度和效度的基本要求。
表3 指标信度与效度测量结果
变量ItemsLoadingsCronbach's aCRAVE内部资源IR1-IR40.759～0.8040.7930.8660.617外部资源AE1-AE40.709～0.7770.7530.8430.573资源管理RM1-RM40.739～0.8240.7960.8670.62生态产品创新ED1-ED40.682～0.7820.7360.8350.559生态工艺创新EP1-EP40.703～0.7540.7030.8180.529生态管理创新EM1-EM40.814～0.8520.8490.8980.688
表4 描述性统计、相关分析及效度检验结果
变量均值标准差123456内部资源5.3990.8690.786外部资源5.140.9870.615**0.757资源管理5.6070.850.558**0.573**0.787生态产品创新5.5920.8590.488**0.544**0.644**0.748生态工艺创新5.7880.7090.559**0.503**0.592**0.608**0.727生态管理创新5.4130.9860.631**0.677**0.675**0.592**0.661**0.829
注 ：**p<0.01，*p<0.05，对角线加粗表示AVE的平方根
表5 HTMT比率(Heterotrait-Monotrait Ratio)
变量123456内部资源外部资源0.784资源管理0.6950.725生态产品创新0.6410.7200.839生态工艺创新0.7420.6660.7890.840生态管理创新0.7680.8430.8190.7470.847
最后，对因变量生态创新的反映形成型二阶构念进行分析。生态创新由生态产品创新、生态工艺创新和生态管理创新构成，每个一阶构造由4个题项构成，不存在因指标数目不等而导致的偏差。内部模型方差膨胀因子(VIF)均远低于3的阈值(见图1)，说明不存在严重共线性问题，因而二阶形成型变量符合结构方程模型估计要求。在生态创新系统内，生态管理创新(β=0.464，p<0.001)的重要性水平显著大于生态工艺创新(β=0.341，p<0.001)和生态产品创新(β=0.350，p<0.001)。
图1 生态创新的二阶模型
注 ：***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05，下同
假设检验包括结构方程检验和中介效应检验。生态创新被设计成为一个反映形成型二阶模型，可以采用两阶段偏最小二乘法(Two-stage PLS)估计结构模型。第一阶段估计所有一阶潜变量的得分。第二阶段，将生态创新涉及的3个一阶潜变量得分作为观测项目代入结构模型，求出估计结果，并通过偏回归最小二乘法进行模型路径分析，得到最终结果。最后，采用Bootstraping程序对路径系数显著性和资源管理的中介效应进行检验。与依赖拟合优度指标评估结构模型的协方差结构方程相比，PLS结构方程通过解释方差(R2)、预测相关性(Q2)和标准化系数显著性(β)等评估模型[28]。
3.3.1 结构方程检验
利用PLS方法得到模型分析结果(见图2)，模型的SRMR指标值为0.068，NFI为0.881，表明模型整体适配度较好[28]。路径分析结果表明，内部资源对生态创新具有正向影响(β=0.220,p<0.001)，外部资源对生态创新具有正向影响(β=0.304,p<0.001)，H1a和H1b得到验证。根据模型路径显著性，初步判断资源管理部分中介了内外部资源与生态创新的关系。观察R2可知，模型解释了资源管理39.7%的方差，解释了生态创新68.6%的方差。可见，模型解释力较强。通过观察内生变量的Q2评价模型预测能力，结果显示，生态创新(Q2=0.556)、资源管理(Q2=0.382)均大于0，模型具有良好的预测相关性。此外，在形成型变量生态创新中，生态管理创新对生态创新的解释力远大于生态产品创新和生态工艺创新(0.631>0.345>0.159)。
图2 PLS模型分析结果
3.3.2 资源管理的中介效应检验
通过Bootstrapping程序检验资源管理的中介作用。将 Bootstrapping 再抽样次数设置为5 000次，结果表明(见表6)，资源管理在内部(或外部)资源与企业生态创新间的中介作用显著，H2a和H2b得到验证，表明资源管理对企业生态创新具有关键作用。同时，实证发现，与内部资源相比，外部资源对企业生态创新的直接效应、间接效应以及总效应更为显著。
表6 中介效应的Bootstrapping分析结果
中介影响路径估计值95%置信区间百分位下限上限偏差修正下限上限内部资源>资源管理>生态创新0.1480.0940.2060.0960.208外部资源>资源管理>生态创新0.1650.1040.2380.1020.236
3.3.3 模糊集定性比较分析
QCA基于集合理论和整体视角，能够解释导致或不导致某一结果的前因构成。基于研究模型，将生态创新作为结果变量，采用fsQCA对企业生态创新复杂前因进行分析，具体步骤如下：首先，校准原始数据以获得模糊隶属度分数；其次，对所有前因变量进行必要性条件检测；最后，采用真值表分析确定充分条件组合。
(1)变量校准。对结果变量(生态创新)、3个前因变量(内部资源、外部资源和资源管理)进行数据校准，原始数据来源于结构方程第一阶段潜变量的得分。将原始数据校准为0～1连续变量。由于样本企业规模较大且受访者以中高层管理者为主,在评分时可能存在一定的主观性。因此,不能机械地选择分数1、4、7分别作为完全不隶属、交叉点、完全隶属的3个定性锚点。考虑到实际情况并参考前人研究，对原始变量由高到低进行排序，将3个条件变量和结果变量的锚点设定为前15%(完全隶属)、50%(交叉点)、后85%(完全不隶属)的对应值[29]，变量校准值见表7。
(2)fsQCA分析。基于数据校准得到的模糊集得分，采用fsQCA3.0软件对所有条件变量和生态创新的关系进行分析，识别出高/低生态创新的主要前因构型，并与结构方程分析结果进行比较。首先，进行必要性分析，识别出前因条件中是否存在必要条件，具体结果见表8。前因条件对高/低生态创新的必要性均低于 0.9的一致性门槛值，表明任一单个因素无法构成高/低生态创新结果的必要条件。
其次，通过fsQCA3.0计算得到高/低生态创新结果。由于中间解更容易反映实际结果,故采用中间解进行分析，得出高生态创新的3个前因条件组态和低生态创新的两个前因条件组态(见表9)。3个高生态创新组态的一致性数值分别为0.841、0.885、0.879，总体一致性为0.807，说明3个组态在满足绝大多数案例的情况下是实现高生态创新的充分条件；总体覆盖率为0.811，由此解释了81.1%高生态创新的原因。两个低生态创新前因条件组态的一致性数值分别为0.878、0.865,总体一致性为0.845,也是低生态创新的充分条件；总体覆盖率为0.731,由此解释了73%低生态创新的原因。从结果看,fsQCA有效识别高/低生态创新的5种组态,并具有很强的解释力。由于组态具有非对称性特点，高生态创新前因构造的反面并不一定导致低生态创新，由此验证了低生态创新的前因构造。
最后，fsQCA研究发现3条获得生态创新路径，即资源依赖驱动型(HP1)和资源管理驱动型(HP2a和HP2b)。当企业具备生态创新所需的外部资源和内部资源时，能够实现高生态创新，间接验证了H1a和H1b。资源管理驱动型路径包括HP2a和HP2b，该类企业具有较高的资源管理水平，能够对内部(外部)资源进行有效识别和管理。组态HP2a属资源内向型企业，组态HP2b属资源外向型企业，均通过资源管理实现了高生态创新，进而验证了H2a和H2b，fsQCA的结果与SmartPLS3.0的实证结果一致，证明组态视角具有“殊途同归”的重要特性。低生态创新组态结果表明，当资源管理和内部(外部)资源等核心条件同时缺乏时，必然导致低生态创新，从反面验证了HP2a和HP2b。
表7 主要构念校准值
研究变量锚点完全隶属交叉点完全不隶属内部资源6.2315.5044.527外部资源6.0035.434资源管理6.4695.7554.755高生态创新 6.2485.7734.927低生态创新4.9275.7736.248
表8 单因素必要性检验结果
条件变量结果变量高生态创新低生态创新内部资源0.772 5380.480 893～内部资源0.439 4140.740 976外部资源0.764 930.454 275～外部资源0.438 0180.758 167资源管理0.800 6160.446 31～资源管理0.438 8850.804 396
表9 组态分析结果
条件组态高生态创新HP1HP2aHP2b低生态创新内部资源●●⊗外部资源●●⊗资源管理●●⊗⊗覆盖率0.6520.6680.6530.6570.636净覆盖率0.0720.0870.0720.0940.074一致性0.8410.8850.8790.8780.865总体覆盖率0.8110.731总体一致性0.807 0.845频数阈值20一致性阈值0.8
注：用●表示该变量存在,用⊗表示该变量不存在。其中,大圈表示核心条件,小圈表示边缘条件,空格表示该变量存在或不存在无关紧要
本文从RBT视角出发，构建“异质性资源—资源管理—生态创新”理论模型，运用406家制造企业调研数据，采用PLS结构方程和fsQCA方法，对异质性资源影响企业生态创新的机理进行深入探索，拓展了资源基础理论和企业生态创新相关文献。
厘清了资源视角下企业生态创新的作用机理。其一，异质性资源是企业生态创新的重要基础，内部资源和外部资源均对企业生态创新具有正向影响。从实证结果看，相较于内部资源，企业生态创新更依赖外部资源。其二，资源管理在异质性资源影响企业生态创新的过程中发挥部分中介作用，异质性资源通过资源管理正向影响生态创新。其三，当某一类型异质性资源缺乏且资源管理水平较低时，会导致企业生态创新不足。
进一步明确了生态创新体系内部各创新方式的作用。以往研究强调生态产品创新和生态工艺创新[5]，忽视了生态管理创新的积极作用。本研究通过二阶模型，发现企业生态管理创新对生态创新内部的影响大于生态产品创新和生态工艺创新。
因此，本文不仅厘清了制造企业生态创新的异质性资源基础，而且从资源基础理论视角打开了资源影响企业生态创新的“黑箱”，明确了资源管理在其中的中介作用，拓展了资源基础理论运用范围。同时，弥补了以往研究的不足，验证了生态管理创新的作用，为系统全面的企业生态创新体系构建提供了理论依据。
(1)企业应加强资源获取和积累。众多研究表明，我国企业生态创新缺乏必要的资金、技术和人才。本研究表明，企业生态创新更倚重外部资源。随着生态文明建设推进，生态创新能力势必成为企业竞争优势的源泉。首先，制造企业应注重内部资源积累，加强对生态创新活动所需要素的投入，努力打造生态创新核心能力；其次，积极将外部资源纳入企业生态创新体系，通过搭建第三方平台、供应链协作等方式加强与外部企业交流和学习，提升企业生态创新能力；最后，企业应根据自身资源禀赋，选择适合自身特色的生态创新提升路径。
(2)企业应提高资源管理水平。首先，通过市场调研以及与供应商和经销商的定期沟通，及时察觉顾客需求信息、行业竞争信息变化，识别生态创新所需资源。其次，积极拓展资源获取途径，主动与外部组织通过共同研发、战略联盟等方式建立互利共赢关系，最大限度地获取创新所需资源。同时，重视资源整合，以合理的方式整合来自于企业联盟、客户，甚至是竞争对手的资源，协调外部环境和顾客需求。整合过程要注意不同资源的搭配，发现企业资源短板，从而增强企业核心资源优势。最后，强化资源利用过程。资源利用不仅仅在于提高企业生态创新水平，更重要的是为客户创造价值。高层管理者应将企业视为一个资源和能力体系，实施与市场和环境相适应的利用策略。同时，对需求变化保持敏感，并在资源管理的各阶段注重信息反馈，以便进行适当调整，确保资源管理过程顺畅。
(3)企业应注重生态创新体系建设。首先，应正确认识生态管理创新的重要作用。制定生态创新战略目标，逐步完善环境管理制度，加强企业生态创新经验交流，提高员工生态创新意识；其次，应注重生态产品创新和生态工艺创新能力建设，立足于自身资源，开发符合绿色市场需求的新产品，主动向供应链伙伴咨询绿色产品和工艺改进意见，尝试运用新技术改进原有工艺和产品；最后，健全完善企业生态创新体系，促进生态管理创新、生态产品创新、生态工艺创新协调发展。以生态管理创新指导生态产品创新和生态工艺创新，通过生态产品创新和生态工艺创新促进生态管理创新。根据市场反馈完善环境管理计划，及时监控生产工艺流程，根据生态产品和生态工艺状况调整生态管理目标，形成相互协调、良性互动的生态创新体系。
本文从资源基础理论出发，探讨异质性资源、资源管理对企业生态创新的作用机理，并得出了有益的结论，但仍存在以下不足之处：一是内部资源与外部资源对于企业生态创新的影响可能存在协作效应，虽然在fcQCA方法中有所考虑但不深入，未来可进一步研究其替代或协同效应；二是样本主要来自于制造企业，而不同地域、不同行业之间可能存在差异，研究结论的普适性有待进一步检验；三是基于资源管理剖析企业生态创新形成过程，但对于具体资源管理过程，还需要通过案例研究作进一步探讨。
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