侯海燕+殷元星

摘 要：隨著科技的進步，“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)技術創(chuàng)新能力的研究成為一個重要的研究課題。本文應用因子分析與回歸檢驗方法構建了提高科技型中小企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系模型并進行了實證分析。分析結果表明影響技術創(chuàng)新能力最為關鍵的因素是知識獲取、知識整合、知識共享和知識創(chuàng)新，而新產品開發(fā)起到中介作用。

關鍵詞：知識管理；科技型中小企業(yè)；技術創(chuàng)新；新產品開發(fā)

一、理論分析與研究假設

1、知識獲取對技術創(chuàng)新能力的影響。研究發(fā)現，企業(yè)在進行技術創(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)將其轉化為內部知識，隨著時間的推移內部知識已經不能滿足創(chuàng)新需求，內部知識會迅速貶值和陳舊。

H1：知識獲取對技術創(chuàng)新能力有顯著的正向影響。

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

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

3、知識整合。通過走訪調查發(fā)現，知識密集型的科技型中小企業(yè)對知識整理能力不足。謝洪明認為，整合不同來源的知識，實現知識再架構，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)把握變化中的機會，提高技術創(chuàng)新能力。

H3：知識整合對技術創(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驗的關鍵路徑。學術界的學者們認為，對技術創(chuàng)新能力的影響研究影響技術創(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，技術創(chuàng)新能力就越強；反之，則越弱。

H4：知識共享對技術創(chuàng)新能力有顯著正向影響。

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

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

H5b：新產品開發(fā)對技術創(chuàng)新能力有顯著正向影響。

二、研究設計

（一）量表設計

本研究數據資料來于問卷調查。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，1-5分別表示“完全不符合”到“完全符合”。本研究在量表設計時進行了一定的改動，并進行小樣本預調研，對所有因子和指標進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、技術創(chuàng)新能力和新產品開發(fā)。

（二）樣本收集

調查問卷由被調查者獨立完成，為了保證收集數據的準確性與可靠性，隨機選取了被調研單位，主要集中在電子、生物制藥、新材料、新能源、高技術服務以及高新技術改造傳統(tǒng)等產業(yè)，調研方式主要是面對面交流和網上調查的形式進行。

三、數據分析

（一）信度檢驗

本文利用問卷數據通過spss17.0軟件對知識管理量表中樣本數據檢驗信度。結果Cronbach's α值為0.904，表明樣本數據內部一致性較高；因子分析適當性檢驗結果顯示，KMO值為0.798，而Bartlett球型統(tǒng)計量顯著性水平小于0.001。根據特征值大于1準則，對表1中知識管理的所有題項數據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，根據特征值大于1的準則，得出一個公共因子，得出解釋的總方差為80.221%，KMO值為0.873；對于新產品開發(fā)同樣進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%，根據以上分析，可以解釋驗證的因子。

（二）回歸分析

根據溫忠麟檢驗中介變量的統(tǒng)計方法，對新產品開發(fā)在知識獲取、知識創(chuàng)新與技術創(chuàng)新能力之間的中介作用進行檢驗，利用多元回歸法檢驗上述假設。在本文中，知識獲取、新產品開發(fā)與技術創(chuàng)新能力三者統(tǒng)計分析共分為4個步驟；知識創(chuàng)新、新產品開發(fā)與技術創(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)技術創(chuàng)新能力第一次進行回歸時，回歸系數β=0.874（p<0.001），而對知識獲取、新產品開發(fā)以及企業(yè)技術創(chuàng)新能力三者進行回歸分析時，知識獲取與企業(yè)技術創(chuàng)新能力之間的回歸系數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)技術創(chuàng)新能力的回歸系數比加入中介變量的回歸系數要大，盡管這兩次檢驗都是在p<0.001上顯著，說明新產品開發(fā)對知識獲取與技術創(chuàng)新能力的關系具有部分中介效應，因而前面所做的假設是受到數據的支持的。表2清晰地可以看出，知識整合對企業(yè)技術創(chuàng)新能力顯著正向影響，知識共享對企業(yè)技術創(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檢驗。

四、結論

本文運用因子分析和回歸分析法對知識管理活動與技術創(chuàng)新能力關系的模型進行了分析，通過文中提出的假設，利用天津市武清區(qū)130家科技型中小企業(yè)的調研數據對該六項假設進行驗證，得出知識管理對科技型中小企業(yè)技術創(chuàng)新能力整體上有明顯的顯著正向影響；新產品開發(fā)在知識獲取與技術創(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)展過程中加強知識管理的同時應注重知識獲取、知識整合、知識共享和知識創(chuàng)新對提升技術創(chuàng)新能力的作用。（作者單位：天津科技大學）

參考文獻：

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[2] 王娟.基于知識管理的中小企業(yè)競爭力提升探究[J].財會通訊，2015（05）.