李立群，王禮力

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

一、引 言

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

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

二、文獻回顧與研究假設(shè)

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

（一）知識資源對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的影響

根據(jù)資源基礎(chǔ)理論的觀點，具備價值性、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)績效差異的根源［6］。知識資源正是這樣一種典型的異質(zhì)性資源。

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

從組織知識的角度來看，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)所擁有的知識產(chǎn)權(quán)等，是企業(yè)在長期的實踐中逐漸積累的經(jīng)驗總結(jié)，具有因果關(guān)系不確定性和不易模仿性。同時，組織知識積累必須以其已有的知識存量為基礎(chǔ)，具有路徑依賴特性。這種蘊藏在組織中的潛在經(jīng)驗和智慧能夠?qū)е缕髽I(yè)績效的差異［9］。由此提出：

假設(shè)1（H1）：員工知識對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效具有正向影響；

假設(shè)2（H2）：組織知識對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效具有正向影響。

（二）組織氛圍對知識資源及企業(yè)績效的影響

組織氛圍研究環(huán)境對人的行為的影響，認為員工對周圍組織環(huán)境的感知、對組織活動的預(yù)期等認知會顯著的影響其行動［10］。良好的組織氛圍會引起員工滿意度、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)知識資源的促發(fā)機制，認為在衡量知識資源對企業(yè)績效影響時應(yīng)考慮組織氛圍這一環(huán)境因素的作用。

作為知識資源獲得的重要途徑，企業(yè)持續(xù)的知識投資活動是其知識資源增加意愿的穩(wěn)定表達。員工對這一信息的感知，能夠促進其對已有知識資源的充分利用。并且，在適當(dāng)?shù)募顧C制的配合下，員工感知到的這一信息會增強員工對自身的知識投資意愿，進而實現(xiàn)企業(yè)員工知識的自生。知識投資不但會直接導(dǎo)致企業(yè)知識存量的增加，更會通過知識資源類新陳代謝的功能作用保證企業(yè)的持續(xù)競爭優(yōu)勢。由此提出：

假設(shè)3（H3）：知識投資有助于促發(fā)員工知識對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的影響；

假設(shè)4（H4）：知識投資有助于促發(fā)組織知識對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的影響。

Hendriks認為，知識共享是將個體知識轉(zhuǎn)化為企業(yè)戰(zhàn)略資源的重要通道［12］。首先，員工之間的知識共享能夠促進員工知識的整合，提高員工知識增長的效率，并進一步激發(fā)員工創(chuàng)新活動的積極性［13］。其次，組織知識的共享能促進企業(yè)部門間的知識流動，提高知識存量的利用效率。再次，知識共享機制的形成有助于將個別員工知識轉(zhuǎn)化為組織知識，減少因員工“跳槽”而導(dǎo)致的知識資源流失［14］?？梢?，知識共享的組織氛圍有助于激活企業(yè)知識存量的創(chuàng)造性，進而影響企業(yè)績效。由此提出：

假設(shè)5（H5）：知識共享有助于激活員工知識并對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生影響；

假設(shè)6（H6）：知識共享有助于激活組織知識并對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效產(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)，知識投資、知識共享分別是本研究中的解釋變量；員工知識、組織知識既是解釋變量也是中介變量；農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效是本研究中的被解釋變量。但是上述各知識變量在現(xiàn)實中難以通過準確的數(shù)量指標(biāo)來進行度量。因此，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）作為研究方法，以知識投資、知識共享作為結(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)營績效為內(nèi)因潛在變量η3；員工知識、組織知識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。

知識資源量表設(shè)計參考了Yli－Renko等人的研究文獻［4，15－17］并結(jié)合本研究的具體研究目的，共設(shè)計調(diào)查題項14個，編號K01～K14。農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效量表設(shè)計題項5個，編號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)因潛在變量的測量誤差。

（二）數(shù)據(jù)獲取

調(diào)查問卷采用Likert量表設(shè)計，選項設(shè)計“非常同意”、“同意”、“一般”、“不同意”和“非常不同意”五項，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)高會現(xiàn)場隨機發(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)以民營企業(yè)占多；運營時間以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；注冊資本以1 000萬元以上企業(yè)占多；細分行業(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軟件進行。

（一）量表的信效度檢驗

信度分析最常用的檢測指標(biāo)是Cronbach’s Alpha系數(shù)。一般認為，α系數(shù)至少應(yīng)在0．60以上［18］345－353。前測性的效度分析采用 EFA 方法進行，檢驗量表設(shè)計的區(qū)別效度。

經(jīng)營績效量表題項的α系數(shù)為0．908，說明量表信度良好。對經(jīng)營績效量表進行EFA分析，結(jié)果顯示只有一個因子被抽取，解釋總方差的73．129%，各題項的因子載荷分別為：0．882，0．853，0．781，0．878，0．877，均大于0．6。KMO值為0．880，Bartlett球形度檢驗顯著性為0，說明適合做因子分析，量表的區(qū)別效度良好。

對知識資源量表進行EFA分析，具體結(jié)果如表2所示。

結(jié)果顯示，各項檢驗值都達到了標(biāo)準要求。EFA分析抽取出的4個共同因子，解釋總方差的80．394%。各因子可以分別被命名為知識投資、知識共享、員工知識和組織知識，與前述理論假設(shè)相符，說明問卷設(shè)計具有較好的建構(gòu)效度。知識資源量表各因子項的α系數(shù)均＞0．6，量表總的α系數(shù)0．887＞0．6，說明量表信度較好。

表2 知識資源量表EFA分析結(jié)果表

（二）模型估計及適配度檢驗

將258份有效問卷的數(shù)據(jù)帶入結(jié)構(gòu)方程模型，運用AMOS16．0軟件進行擬合估計。估計結(jié)果顯示：模型可以辨識收斂。非標(biāo)準化估計值模型圖中沒有出現(xiàn)負的誤差項方差。標(biāo)準化估計值模型圖中沒有出現(xiàn)標(biāo)準化路徑系數(shù)絕對值大于1或接近1的情形，表示參數(shù)估計值均為可接受的解值。

在模型估計結(jié)束后，還要進行CFA模型的整體適配度檢驗和內(nèi)在適配度檢驗。

模型整體適配度指標(biāo)如表3所示。從適配度各項統(tǒng)計量來看，僅RMSEA一項略微超出標(biāo)準值，其余適配度指標(biāo)結(jié)果良好，說明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表

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

表4 各測量指標(biāo)變量的因素負荷量及組合信度表

以因素負荷量來檢驗?zāi)Ｐ偷膬?nèi)在適配度，其評鑒的內(nèi)容為因素負荷量路徑系數(shù)均達顯著，且因素負荷量的數(shù)值要高于0．50，理想狀態(tài)時0．70以上［19］61。以組合信度來檢驗?zāi)Ｐ偷膬?nèi)在適配度，其數(shù)值要高于0．50，理想狀態(tài)時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)檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 假設(shè)檢驗結(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：

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

組織知識對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的路徑系數(shù)值為0．777，通過0．1%的顯著性檢驗。說明以組織為載體的各種知識產(chǎn)權(quán)、規(guī)章制度、管理系統(tǒng)等組織知識能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生正向影響，并且影響較為顯著。假設(shè)2成立。

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

知識共享對員工知識和組織知識的路徑系數(shù)分別為0．459和0．486，且都通過0．1%的顯著性檢驗。這說明信任支持的工作環(huán)境、各種學(xué)習(xí)交流機會以及相關(guān)激勵機制等組織氛圍能夠激活企業(yè)現(xiàn)有知識存量，從而對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生間接影響。通過員工知識路徑對經(jīng)營績效的間接影響為0．109，通過組織知識路徑對經(jīng)營績效的間接影響為0．377，總的影響程度測算為0．487。知識共享通過激活企業(yè)知識存量進而影響農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效這一促發(fā)機制作用顯著。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)所掌握的員工知識和組織知識能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生正向影響。但在影響程度上，員工知識低于組織知識。2．不同維度的組織氛圍對激活農(nóng)業(yè)企業(yè)知識資源的作用并不一致。其中，知識投資維度的組織氛圍未能對農(nóng)業(yè)企業(yè)知識存量產(chǎn)生促發(fā)作用。但是知識共享維度的組織氛圍對農(nóng)業(yè)企業(yè)知識存量的促發(fā)作用顯著，進而能夠?qū)r(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生顯著影響。

農(nóng)業(yè)企業(yè)績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)知識資源的培育管理提出如下具體建議：1．高的員工知識存量并不一定意味著良好的企業(yè)經(jīng)營績效。因此，農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)著重提高對已有員工知識存量的利用效率。2．本研究從知識產(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個維度衡量了組織知識，并驗證了其對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的正向影響作用。因此，農(nóng)業(yè)企業(yè)可以從上述4個維度入手加強組織知識，提高經(jīng)營績效。3．知識投資活動是一個因果關(guān)系模糊的知識資源形成過程，是一個長期過程。因此，建議農(nóng)業(yè)企業(yè)謹慎對待知識投資對農(nóng)業(yè)企業(yè)知識存量沒有激發(fā)作用這一研究結(jié)論，在知識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、鼓勵交流的知識共享氛圍，并通過恰當(dāng)?shù)募顧C制保證組織氛圍激活知識存量的促發(fā)機制運轉(zhuǎn)有效。

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