表2总结了变量的平均值、方差以及相关系数。从表2给出的结果看，社会资本与组织学习（r=0.66,p<0.01）、动态能力（r=0.65,p<0.01）正向相关。同时，组织学习与动态能力（r=0.59,p<0.01）正向相关。
表2 各主要变量的均值、方差和相关关系 变量 1. 年份 2. 规模 3. 辅料 4. 制成品 5. 其他 6. 社会资本 7. 组织学习 8. 企业声誉 9. 动态能力 平均值 标准差
1
2
3
4
5
6
7
8
9
1 0.44** 1 0.04 -0.20* 1 -0.21* 0.10 -0.45* 1 0.17 0.08 -0.46* -0.59** 1 0.15 0.19 -0.35 -0.15 0.18 0.15 0.15 0.00 -0.06 0.05 0.14 0.10 -0.13 -0.01 0.12 0.12 0.11 0.06 0.01 -0.06 2.64 0.79
5.13 1.82.
0.26 0.44
0.37 0.48
0.38 0.48
1 0.66** 1 0.47** 0.56** 1 0.65** 0.67** 0.53** 3.95 0.49
3.89 0.43
4.14 0.56
1 3.92 0.48
注：** p< 0.01，* p< 0.05； 4.4 假设检验
为验证相关研究假设，本文采取层级回归（Hierarchical Regression Modeling）的方法进行相关检验。
主效应：假设1提出了企业社会资本对动态能力具有正向影响，为了验证这个假设，先将动态能力社为因变量，其次放入控制变量（企业年龄、企业规模和行业属性），最后将自变量（社会资本）放入回归方程。层次回归结果在表3中。从表3中可以看到，社会资本对动态能力具有显著的正向影响（M5,β=0.66，p<0.01），因此，假设1得到验证。
中介效应：本文按照根据Baron和Kenny（1986）的建议，从以下步骤检验组织学习在社会资本与动态能力之间所起的中介效应： (1)自变量对因变量存在显著影响；(2)自变量对中介变量存在显著影响；(3) 中介变量对因变量存在显著影响；(4)自变量与中介变量同时代入回归方程解释因变量时，中介变量的效应显著而自变量的效应消失（完全中介效应）或者减弱（部分中介效应）。层次回归的结果在表3中。如表3所示：社会资本显著正向影响动态能力（M5,β=0.66，p<0.01）；自变量社会资本正向影响中介变量组织学习（M2,β=0.59，p<0.01），假设2成立；中介变量组织学习正向影响因变量动态能力（M6,β=0.73，p<0.01）；当同时放入自变量与中介变量进行回归后，自变量社会资本对动态能力的影响减弱，有原来的0.66变为0.40（M7,β=0.40，p<0.01），中介变量组织学习对因变量动态能力的正向影响依然显著（M7,β=0.45，p<0.01），该结果表明，组织学习在社会资本与动态能力之间起到部分中介的作用。同时，借鉴Sobel(1982)的建议，进一步验证组织学习在社会资本与动态能力之间的中介作用是显著的（Sobel test statistic=3.16, p<0.05），本文假设3得到验证。
表3假设检验结果
控制变量 年龄 规模 鞋服辅料 鞋服制成品 自变量 组织学习 0.08 0.10 0.10 0.06 0.06 0.00 0.06 0.09 0.03 0.02 0.10 0.07 0.01 0.45 0.11 0.04 -0.44 0.07 0.16 0.20 0.04 0.00 0.09 0.09 动态能力 模型8 0.03 -0.03 0.16 0.16 0.05 -0.05 0.13 0.17 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 社会资本 中介变量 组织学习 调节变量 企业声誉 交互项 社会资本* 企业声誉 R F值 △R 观测值 22 0.03 0.02 101 0.67** 0.52** 0.46** 0.68** 0.45 0.08 101 0.52 -0.01 101 0.19* 0.56 0.03 101 0.45 -0.01 101 0.46 0.28 101 0.41** 0.55 0.27 101 0.37** 0.31** 0.20* 0.57 15.27** 0.33 101 0.67** 0.40** 0.32** 0.36** 0.63 15.25** 17.19** 16.55** 15.80* 15.90** 18.76** 注： ** p < 0.01，* p < 0.05
调节效应：假设4提出组织学习会强化社会足本与组织学习之间的正向关系。为了验证这一假设，首先将组织学习设为因变量，其次引入控制变量、自变量（社会资本）和调节变量（企业声誉），最后加入自变量和调节变量的交互项。为了消除变量间的多重共线性对研究结论的影响，本文构造交互项时，分别对自变量与调节变量进行了标准化处理。层级结果也列在表3中。从表3的模型4中可以看到，社会资本与企业声誉的交互项对组织学习具有显著的正向影响（M4,β=0.08，p<0.05），因此，我们认为企业声誉正向调节了社会资本与组织学习之间的正向关系，即当企业声誉高的时候，社会资本对组织学习的正向作用就越强。支持假设4。同时，本研究根据Cohen等人(2003)推荐的步骤，以高于均值一个标准差和低于均值一个标准差为基准，分别描绘在企业声誉高与企业声誉低的情况下，社会资本对组织学习的影响。图2表明了这种交互的影响模式。
图2 不同声誉的企业在利用社会资本进行组织学习时的水平差异
5 结论与启示
5.1 研究结论
通过以上分析，本文得出以下研究结论：社会资本显著正向影响动态能力，而组织学习在社会资本与动态能力的正向关系中起到中介的作用，企业所拥有的社会资本为企业学习提供机会和资源，从而提高企业的动态能力。此外，社会资本与组织学习之间的关系受到企业声誉的影响。本文研究结果表明，企业声誉正向调节社会资本与组织学习之间的正向关系，即企业声誉越好，企业所拥有的社会资本对组织的学习能力的正向作用也就越强。 5.2 理论贡献和管理启示
本文最大的贡献在于运用实证研究揭示了组织学习在社会资本和动态能力中所以的中介作用，及企业声誉对社会资本与组织学习的权变影响。研究结果表明，组织学习是社会资本与动态能力的中介变量，
企业要想通过社会资本来提升其动态能力，就要充分发挥组织学习的作用。组织学习能有效的实现企业内外部资源转化为动态能力。将企业声誉用到社会资本与组织学习的权变效应分析中。声誉好的企业能得到外部利益群体、内部员工的认可，从而获得一些比起同网络关系中的企业更多的优势信息和资源，为组织学习的实现提供更扎实的路径。因此，在实践领域，企业的管理者应该重视企业声誉的培育，企业声誉不同于企业形象，企业声誉的培育是需要投入时间的，有方面的衡量标准，因此要充分掌握不同利益群体的需要，从而实现好的企业声誉，为充分利用社会资本提升动态能力打好基础。
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