侯海燕+殷元星

摘 要：隨著科技的進(jìn)步，“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”成為時代趨勢，提高科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的研究成為一個重要的研究課題。本文應(yīng)用因子分析與回歸檢驗方法構(gòu)建了提高科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系模型并進(jìn)行了實證分析。分析結(jié)果表明影響技術(shù)創(chuàng)新能力最為關(guān)鍵的因素是知識獲取、知識整合、知識共享和知識創(chuàng)新，而新產(chǎn)品開發(fā)起到中介作用。

關(guān)鍵詞：知識管理；科技型中小企業(yè)；技術(shù)創(chuàng)新；新產(chǎn)品開發(fā)

一、理論分析與研究假設(shè)

1、知識獲取對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新過程中，所需要核心知識是企業(yè)獲取外部知識的1/3，企業(yè)將其轉(zhuǎn)化為內(nèi)部知識，隨著時間的推移內(nèi)部知識已經(jīng)不能滿足創(chuàng)新需求，內(nèi)部知識會迅速貶值和陳舊。

H1：知識獲取對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。

2、知識獲取與新產(chǎn)品開發(fā)。新產(chǎn)品開發(fā)是運用不同來源的顯、隱性知識來創(chuàng)造企業(yè)不存在的新產(chǎn)品或新服務(wù)。當(dāng)企業(yè)試圖創(chuàng)造新的產(chǎn)品或工藝時，知識的獲取、創(chuàng)新成為企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素。

H2：知識獲取通過新產(chǎn)品開發(fā)的中介作用影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

3、知識整合。通過走訪調(diào)查發(fā)現(xiàn)，知識密集型的科技型中小企業(yè)對知識整理能力不足。謝洪明認(rèn)為，整合不同來源的知識，實現(xiàn)知識再架構(gòu)，使單一知識、零散知識、新舊知識形成新的知識體系，有助于企業(yè)把握變化中的機(jī)會，提高技術(shù)創(chuàng)新能力。

H3：知識整合對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著正向影響。

4、知識共享。知識共享是組織獲取豐富經(jīng)驗的關(guān)鍵路徑。學(xué)術(shù)界的學(xué)者們認(rèn)為，對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響研究影響技術(shù)創(chuàng)新能力的最主要的因素之一是對知識存量。知識存量越大，技術(shù)創(chuàng)新能力就越強(qiáng)；反之，則越弱。

H4：知識共享對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著正向影響。

5、知識創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新成果的實現(xiàn)與否，在于知識的獲取與創(chuàng)新，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高在于知識的更新改造，新知識的供應(yīng)才能保障技術(shù)創(chuàng)新成果的產(chǎn)出。

H5a：知識創(chuàng)新對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著正向影響；

H5b：新產(chǎn)品開發(fā)對技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著正向影響。

二、研究設(shè)計

（一）量表設(shè)計

本研究數(shù)據(jù)資料來于問卷調(diào)查。本文在問卷衡量工具上，主要采用Likert5級量表測量各因素。對于每一個測量指標(biāo)，1-5分別表示“完全不符合”到“完全符合”。本研究在量表設(shè)計時進(jìn)行了一定的改動，并進(jìn)行小樣本預(yù)調(diào)研，對所有因子和指標(biāo)進(jìn)行驗證性因子分析及可靠性檢驗，最后提煉出有效的測量量表。測量因子分別為知識獲取、知識整合、知識共享、知識創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新能力和新產(chǎn)品開發(fā)。

（二）樣本收集

調(diào)查問卷由被調(diào)查者獨立完成，為了保證收集數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性與可靠性，隨機(jī)選取了被調(diào)研單位，主要集中在電子、生物制藥、新材料、新能源、高技術(shù)服務(wù)以及高新技術(shù)改造傳統(tǒng)等產(chǎn)業(yè)，調(diào)研方式主要是面對面交流和網(wǎng)上調(diào)查的形式進(jìn)行。

三、數(shù)據(jù)分析

（一）信度檢驗

本文利用問卷數(shù)據(jù)通過spss17.0軟件對知識管理量表中樣本數(shù)據(jù)檢驗信度。結(jié)果Cronbach's α值為0.904，表明樣本數(shù)據(jù)內(nèi)部一致性較高；因子分析適當(dāng)性檢驗結(jié)果顯示，KMO值為0.798，而Bartlett球型統(tǒng)計量顯著性水平小于0.001。根據(jù)特征值大于1準(zhǔn)則，對表1中知識管理的所有題項數(shù)據(jù)運用主成份分析法抽取公因子后獲得4個公因子且解釋了77.343%的總方差。對于技術(shù)創(chuàng)新能力量表的Cronbach's α值為0.909，且Bartlett球型統(tǒng)計量顯著性水平小于0.001，根據(jù)特征值大于1的準(zhǔn)則，得出一個公共因子，得出解釋的總方差為80.221%，KMO值為0.873；對于新產(chǎn)品開發(fā)同樣進(jìn)行了上述的操作步驟，得出KMO值為0.824，Cronbachs α為0.926，解釋的總方差為85.622%，根據(jù)以上分析，可以解釋驗證的因子。

（二）回歸分析

根據(jù)溫忠麟檢驗中介變量的統(tǒng)計方法，對新產(chǎn)品開發(fā)在知識獲取、知識創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新能力之間的中介作用進(jìn)行檢驗，利用多元回歸法檢驗上述假設(shè)。在本文中，知識獲取、新產(chǎn)品開發(fā)與技術(shù)創(chuàng)新能力三者統(tǒng)計分析共分為4個步驟；知識創(chuàng)新、新產(chǎn)品開發(fā)與技術(shù)創(chuàng)新能力三者統(tǒng)計分析同樣分為4個步驟（見表2）。

在表2中，在知識獲取與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力第一次進(jìn)行回歸時，回歸系數(shù)β=0.874（p<0.001），而對知識獲取、新產(chǎn)品開發(fā)以及企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力三者進(jìn)行回歸分析時，知識獲取與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力之間的回歸系數(shù)β=0.854（p<0.001）。顯然，在沒有加入中介變量時，知識獲取與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)比加入中介變量的回歸系數(shù)要大，盡管這兩次檢驗都是在p<0.001上顯著，說明新產(chǎn)品開發(fā)對知識獲取與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系具有部分中介效應(yīng)，因而前面所做的假設(shè)是受到數(shù)據(jù)的支持的。表2清晰地可以看出，知識整合對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力顯著正向影響，知識共享對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力同樣顯著正向影響。因此，以上證實了上述文章中提出的假設(shè)檢驗。

四、結(jié)論

本文運用因子分析和回歸分析法對知識管理活動與技術(shù)創(chuàng)新能力關(guān)系的模型進(jìn)行了分析，通過文中提出的假設(shè)，利用天津市武清區(qū)130家科技型中小企業(yè)的調(diào)研數(shù)據(jù)對該六項假設(shè)進(jìn)行驗證，得出知識管理對科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力整體上有明顯的顯著正向影響；新產(chǎn)品開發(fā)在知識獲取與技術(shù)創(chuàng)新能力之間的中介作用較之知識創(chuàng)新的作用大，并且通過外部知識獲取更能加速企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高。因此，建議科技型中小企業(yè)在發(fā)展過程中加強(qiáng)知識管理的同時應(yīng)注重知識獲取、知識整合、知識共享和知識創(chuàng)新對提升技術(shù)創(chuàng)新能力的作用。（作者單位：天津科技大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

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