李立群，王禮力

（1．西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌712100；2．西安石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安710065）

一、引 言

隨著知識(shí)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、企業(yè)經(jīng)營(yíng)中的作用得到普遍關(guān)注，知識(shí)管理理論也隨之迅速崛起。Drucker在論述知識(shí)對(duì)企業(yè)的重要意義時(shí)，甚至提出在基于知識(shí)的群體中，知識(shí)是唯一有意義的資源［1］12－17。在梳理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，我們認(rèn)為現(xiàn)有研究在以下方面仍有待突破：（1）現(xiàn)有研究分散在社會(huì)資本和知識(shí)資本（智力資本）兩個(gè)領(lǐng)域，并沒有將 “知識(shí)資源”作為獨(dú)立的研究對(duì)象開展研究；（2）現(xiàn)有研究對(duì)知識(shí)資源與組織氛圍之間可能存在的關(guān)聯(lián)作用及其對(duì)企業(yè)績(jī)效的最終影響考慮不充分；（3）現(xiàn)有研究偏重知識(shí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響，忽視了其對(duì)企業(yè)總體經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響；（4）現(xiàn)有研究多以高新技術(shù)行業(yè)為研究對(duì)象，以農(nóng)業(yè)企業(yè)為對(duì)象的研究尚未進(jìn)行。

因此，本文將“知識(shí)資源”作為獨(dú)立的研究對(duì)象，探尋企業(yè)擁有的知識(shí)資源在組織氛圍這一環(huán)境因素作用下對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效可能產(chǎn)生的影響，以期為農(nóng)業(yè)企業(yè)提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效提供些許新的思路。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

結(jié)合知識(shí)管理領(lǐng)域的研究成果，本文將知識(shí)資源界定為：投入企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的具有結(jié)構(gòu)化的經(jīng)驗(yàn)、價(jià)值觀、背景信息與專家見解的異質(zhì)性資源集合［2－4］。企業(yè)掌握的知識(shí)資源以存量的方式存在于企業(yè)之中，并在價(jià)值創(chuàng)造過程中不斷積累、更新，具有總量稀缺、余值累積以及增長(zhǎng)的類新陳代謝和路徑依賴等特征。由于知識(shí)資源的價(jià)值創(chuàng)造功能必須依托于其載體的相關(guān)活動(dòng)，我們借鑒Probst對(duì)知識(shí)所做的分類，將企業(yè)知識(shí)資源劃分為員工知識(shí)和組織知識(shí)［5］。

（一）知識(shí)資源對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響

根據(jù)資源基礎(chǔ)理論的觀點(diǎn)，具備價(jià)值性、稀缺性、難以模仿性和不可替代性等特征的異質(zhì)性資源是導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效差異的根源［6］。知識(shí)資源正是這樣一種典型的異質(zhì)性資源。

從員工知識(shí)的角度來(lái)看，高素質(zhì)的員工及其承載的知識(shí)、能力具備價(jià)值性和稀缺性，是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的基本要素。員工高學(xué)歷比例和員工專門技術(shù)人員比例，與企業(yè)績(jī)效存在顯著關(guān)系［7］?？陆值鹊难芯框?yàn)證了企業(yè)人力資本對(duì)于任務(wù)績(jī)效有顯著正向影響［8］。并且，以員工為載體的各種知識(shí)、技能和能力，是員工接受教育、培訓(xùn)和經(jīng)驗(yàn)積累的結(jié)果，其形成具有時(shí)間上的不易模仿性。

從組織知識(shí)的角度來(lái)看，企業(yè)完善的規(guī)章制度、管理系統(tǒng)、資源配置能力以及企業(yè)所擁有的知識(shí)產(chǎn)權(quán)等，是企業(yè)在長(zhǎng)期的實(shí)踐中逐漸積累的經(jīng)驗(yàn)總結(jié)，具有因果關(guān)系不確定性和不易模仿性。同時(shí)，組織知識(shí)積累必須以其已有的知識(shí)存量為基礎(chǔ)，具有路徑依賴特性。這種蘊(yùn)藏在組織中的潛在經(jīng)驗(yàn)和智慧能夠?qū)е缕髽I(yè)績(jī)效的差異［9］。由此提出：

假設(shè)1（H1）：?jiǎn)T工知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有正向影響；

假設(shè)2（H2）：組織知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有正向影響。

（二）組織氛圍對(duì)知識(shí)資源及企業(yè)績(jī)效的影響

組織氛圍研究環(huán)境對(duì)人的行為的影響，認(rèn)為員工對(duì)周圍組織環(huán)境的感知、對(duì)組織活動(dòng)的預(yù)期等認(rèn)知會(huì)顯著的影響其行動(dòng)［10］。良好的組織氛圍會(huì)引起員工滿意度、員工敬業(yè)度的增加［11］。因此，本研究將組織氛圍作為企業(yè)知識(shí)資源的促發(fā)機(jī)制，認(rèn)為在衡量知識(shí)資源對(duì)企業(yè)績(jī)效影響時(shí)應(yīng)考慮組織氛圍這一環(huán)境因素的作用。

作為知識(shí)資源獲得的重要途徑，企業(yè)持續(xù)的知識(shí)投資活動(dòng)是其知識(shí)資源增加意愿的穩(wěn)定表達(dá)。員工對(duì)這一信息的感知，能夠促進(jìn)其對(duì)已有知識(shí)資源的充分利用。并且，在適當(dāng)?shù)募?lì)機(jī)制的配合下，員工感知到的這一信息會(huì)增強(qiáng)員工對(duì)自身的知識(shí)投資意愿，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)員工知識(shí)的自生。知識(shí)投資不但會(huì)直接導(dǎo)致企業(yè)知識(shí)存量的增加，更會(huì)通過知識(shí)資源類新陳代謝的功能作用保證企業(yè)的持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。由此提出：

假設(shè)3（H3）：知識(shí)投資有助于促發(fā)員工知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響；

假設(shè)4（H4）：知識(shí)投資有助于促發(fā)組織知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。

Hendriks認(rèn)為，知識(shí)共享是將個(gè)體知識(shí)轉(zhuǎn)化為企業(yè)戰(zhàn)略資源的重要通道［12］。首先，員工之間的知識(shí)共享能夠促進(jìn)員工知識(shí)的整合，提高員工知識(shí)增長(zhǎng)的效率，并進(jìn)一步激發(fā)員工創(chuàng)新活動(dòng)的積極性［13］。其次，組織知識(shí)的共享能促進(jìn)企業(yè)部門間的知識(shí)流動(dòng)，提高知識(shí)存量的利用效率。再次，知識(shí)共享機(jī)制的形成有助于將個(gè)別員工知識(shí)轉(zhuǎn)化為組織知識(shí)，減少因員工“跳槽”而導(dǎo)致的知識(shí)資源流失［14］?？梢姡R(shí)共享的組織氛圍有助于激活企業(yè)知識(shí)存量的創(chuàng)造性，進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。由此提出：

假設(shè)5（H5）：知識(shí)共享有助于激活員工知識(shí)并對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生影響；

假設(shè)6（H6）：知識(shí)共享有助于激活組織知識(shí)并對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生影響。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

（一）研究方法、變量選擇及模型的構(gòu)建

根據(jù)研究假設(shè)，知識(shí)投資、知識(shí)共享分別是本研究中的解釋變量；員工知識(shí)、組織知識(shí)既是解釋變量也是中介變量；農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效是本研究中的被解釋變量。但是上述各知識(shí)變量在現(xiàn)實(shí)中難以通過準(zhǔn)確的數(shù)量指標(biāo)來(lái)進(jìn)行度量。因此，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）作為研究方法，以知識(shí)投資、知識(shí)共享作為結(jié)構(gòu)方程模型中的外因潛在變量ξ1、ξ2；農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效為內(nèi)因潛在變量η3；員工知識(shí)、組織知識(shí)在模型中具有中介變量的性質(zhì)，作為模型中的內(nèi)因潛在變量η1、η2。

知識(shí)資源量表設(shè)計(jì)參考了Yli－Renko等人的研究文獻(xiàn)［4，15－17］并結(jié)合本研究的具體研究目的，共設(shè)計(jì)調(diào)查題項(xiàng)14個(gè)，編號(hào)K01～K14。農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效量表設(shè)計(jì)題項(xiàng)5個(gè)，編號(hào)P01～P05。

本文理論模型如圖1所示。

結(jié)構(gòu)模型回歸方程式如下：

其中η為內(nèi)因潛在變量；γ為外因潛在變量ξ對(duì)內(nèi)因潛在變量η的影響；β為內(nèi)因潛在變量間的路徑系數(shù)；ζ為內(nèi)因潛在變量的測(cè)量誤差。

（二）數(shù)據(jù)獲取

調(diào)查問卷采用Likert量表設(shè)計(jì)，選項(xiàng)設(shè)計(jì)“非常同意”、“同意”、“一般”、“不同意”和“非常不同意”五項(xiàng)，分別被賦予5、4、3、2、1的分值。調(diào)查問卷于2013年11月在第20屆楊凌農(nóng)高會(huì)現(xiàn)場(chǎng)隨機(jī)發(fā)放。共發(fā)出問卷300份，回收問卷298份，其中有效問卷258份。樣本企業(yè)結(jié)構(gòu)信息如表1所示。

表1 樣本企業(yè)結(jié)構(gòu)信息表

圖1 理論模型圖

從表1可以看出，本次調(diào)研涉及的農(nóng)業(yè)企業(yè)以民營(yíng)企業(yè)占多；運(yùn)營(yíng)時(shí)間以10年以下企業(yè)占多；員工人數(shù)以100人以下的小企業(yè)占多；注冊(cè)資本以1 000萬(wàn)元以上企業(yè)占多；細(xì)分行業(yè)以農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)占多。

四、研究過程及結(jié)果分析

具體研究過程借助于SPSS 20和 AMOS 16．0軟件進(jìn)行。

（一）量表的信效度檢驗(yàn)

信度分析最常用的檢測(cè)指標(biāo)是Cronbach’s Alpha系數(shù)。一般認(rèn)為，α系數(shù)至少應(yīng)在0．60以上［18］345－353。前測(cè)性的效度分析采用 EFA 方法進(jìn)行，檢驗(yàn)量表設(shè)計(jì)的區(qū)別效度。

經(jīng)營(yíng)績(jī)效量表題項(xiàng)的α系數(shù)為0．908，說(shuō)明量表信度良好。對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效量表進(jìn)行EFA分析，結(jié)果顯示只有一個(gè)因子被抽取，解釋總方差的73．129%，各題項(xiàng)的因子載荷分別為：0．882，0．853，0．781，0．878，0．877，均大于0．6。KMO值為0．880，Bartlett球形度檢驗(yàn)顯著性為0，說(shuō)明適合做因子分析，量表的區(qū)別效度良好。

對(duì)知識(shí)資源量表進(jìn)行EFA分析，具體結(jié)果如表2所示。

結(jié)果顯示，各項(xiàng)檢驗(yàn)值都達(dá)到了標(biāo)準(zhǔn)要求。EFA分析抽取出的4個(gè)共同因子，解釋總方差的80．394%。各因子可以分別被命名為知識(shí)投資、知識(shí)共享、員工知識(shí)和組織知識(shí)，與前述理論假設(shè)相符，說(shuō)明問卷設(shè)計(jì)具有較好的建構(gòu)效度。知識(shí)資源量表各因子項(xiàng)的α系數(shù)均＞0．6，量表總的α系數(shù)0．887＞0．6，說(shuō)明量表信度較好。

表2 知識(shí)資源量表EFA分析結(jié)果表

（二）模型估計(jì)及適配度檢驗(yàn)

將258份有效問卷的數(shù)據(jù)帶入結(jié)構(gòu)方程模型，運(yùn)用AMOS16．0軟件進(jìn)行擬合估計(jì)。估計(jì)結(jié)果顯示：模型可以辨識(shí)收斂。非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型圖中沒有出現(xiàn)負(fù)的誤差項(xiàng)方差。標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型圖中沒有出現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)絕對(duì)值大于1或接近1的情形，表示參數(shù)估計(jì)值均為可接受的解值。

在模型估計(jì)結(jié)束后，還要進(jìn)行CFA模型的整體適配度檢驗(yàn)和內(nèi)在適配度檢驗(yàn)。

模型整體適配度指標(biāo)如表3所示。從適配度各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，僅RMSEA一項(xiàng)略微超出標(biāo)準(zhǔn)值，其余適配度指標(biāo)結(jié)果良好，說(shuō)明CFA模型與觀察數(shù)據(jù)適配效果良好［19］。

表3 模型整體適配度檢驗(yàn)表

內(nèi)在適配度檢驗(yàn)通過因素負(fù)荷量及潛在變量的組合信度進(jìn)行，結(jié)果如表4所示。

表4 各測(cè)量指標(biāo)變量的因素負(fù)荷量及組合信度表

以因素負(fù)荷量來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)在適配度，其評(píng)鑒的內(nèi)容為因素負(fù)荷量路徑系數(shù)均達(dá)顯著，且因素負(fù)荷量的數(shù)值要高于0．50，理想狀態(tài)時(shí)0．70以上［19］61。以組合信度來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)在適配度，其數(shù)值要高于0．50，理想狀態(tài)時(shí)0．70以上［19］63。根據(jù)表4顯示的結(jié)果，模型的內(nèi)在適配度良好。

（三）研究結(jié)果分析

模型顯示的路徑參數(shù)和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果表

根據(jù)表5顯示的結(jié)果，基于此次調(diào)研數(shù)據(jù)的研究結(jié)果如下：

員工知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的路徑系數(shù)值為0．238，通過0．1%的顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明員工具有的各種知識(shí)、技能、經(jīng)驗(yàn)和能力能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生正向影響。假設(shè)1成立。但是員工知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響程度僅為23．8%，這可能說(shuō)明農(nóng)業(yè)企業(yè)員工知識(shí)資源利用效率仍有提高空間。

組織知識(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的路徑系數(shù)值為0．777，通過0．1%的顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明以組織為載體的各種知識(shí)產(chǎn)權(quán)、規(guī)章制度、管理系統(tǒng)等組織知識(shí)能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生正向影響，并且影響較為顯著。假設(shè)2成立。

知識(shí)投資對(duì)員工知識(shí)和組織知識(shí)的路徑系數(shù)分別為0．002和0．010，都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明知識(shí)投資維度上的組織氛圍對(duì)激發(fā)現(xiàn)有知識(shí)存量以提高農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的促發(fā)機(jī)制尚未形成。假設(shè)3、假設(shè)4均不成立。這可能是由于知識(shí)投資具有因果關(guān)系不確定性，使投資者不能準(zhǔn)確把握知識(shí)投資的效果，從而降低了知識(shí)投資意愿，最終導(dǎo)致這一促發(fā)機(jī)制失效。

知識(shí)共享對(duì)員工知識(shí)和組織知識(shí)的路徑系數(shù)分別為0．459和0．486，且都通過0．1%的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明信任支持的工作環(huán)境、各種學(xué)習(xí)交流機(jī)會(huì)以及相關(guān)激勵(lì)機(jī)制等組織氛圍能夠激活企業(yè)現(xiàn)有知識(shí)存量，從而對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生間接影響。通過員工知識(shí)路徑對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的間接影響為0．109，通過組織知識(shí)路徑對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的間接影響為0．377，總的影響程度測(cè)算為0．487。知識(shí)共享通過激活企業(yè)知識(shí)存量進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效這一促發(fā)機(jī)制作用顯著。假設(shè)5、假設(shè)6均成立。

五、結(jié)論與建議

本次研究得到如下結(jié)論：1．農(nóng)業(yè)企業(yè)所掌握的員工知識(shí)和組織知識(shí)能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生正向影響。但在影響程度上，員工知識(shí)低于組織知識(shí)。2．不同維度的組織氛圍對(duì)激活農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)資源的作用并不一致。其中，知識(shí)投資維度的組織氛圍未能對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)存量產(chǎn)生促發(fā)作用。但是知識(shí)共享維度的組織氛圍對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)存量的促發(fā)作用顯著，進(jìn)而能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響。

農(nóng)業(yè)企業(yè)績(jī)效影響因素是多方面的［20］，下面僅基于本文研究結(jié)論，為農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)資源的培育管理提出如下具體建議：1．高的員工知識(shí)存量并不一定意味著良好的企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。因此，農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)著重提高對(duì)已有員工知識(shí)存量的利用效率。2．本研究從知識(shí)產(chǎn)權(quán)、資源配置能力、制度規(guī)范性和信息化建設(shè)程度4個(gè)維度衡量了組織知識(shí)，并驗(yàn)證了其對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的正向影響作用。因此，農(nóng)業(yè)企業(yè)可以從上述4個(gè)維度入手加強(qiáng)組織知識(shí)，提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效。3．知識(shí)投資活動(dòng)是一個(gè)因果關(guān)系模糊的知識(shí)資源形成過程，是一個(gè)長(zhǎng)期過程。因此，建議農(nóng)業(yè)企業(yè)謹(jǐn)慎對(duì)待知識(shí)投資對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)存量沒有激發(fā)作用這一研究結(jié)論，在知識(shí)資源培育過程中不能急功近利。4．農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)繼續(xù)努力建立信任合作、鼓勵(lì)交流的知識(shí)共享氛圍，并通過恰當(dāng)?shù)募?lì)機(jī)制保證組織氛圍激活知識(shí)存量的促發(fā)機(jī)制運(yùn)轉(zhuǎn)有效。

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