杜 楠，王大本，邢明強(qiáng)

（1.河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，天津 300401；2.河北省人力資源與社會(huì)保障廳，河北 石家莊 050000）

一、引言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。黨的十九大報(bào)告指出：深化科技體制改革，建立以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系，加強(qiáng)對(duì)中小企業(yè)創(chuàng)新的支持，促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化。進(jìn)入新時(shí)代，科技型中小企業(yè)由于具有創(chuàng)新能力強(qiáng)、決策機(jī)制靈活等特點(diǎn)，在提升我國(guó)自主創(chuàng)新能力、推動(dòng)科技進(jìn)步等方面扮演著越來(lái)越重要的角色。深入研究其技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)因素及內(nèi)在機(jī)理對(duì)于進(jìn)一步發(fā)揮其在技術(shù)創(chuàng)新方面的引領(lǐng)作用具有十分重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。當(dāng)前，對(duì)于科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)影響因素的研究主要包括如下幾個(gè)方面。

（1）定性研究。王文昌 等（2007）從制度環(huán)境的變動(dòng)、技術(shù)的改變、社會(huì)文化因素的影響、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的壓力、社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展的要求等幾個(gè)方面探討了科技型中小企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的外部因素[1]；張德茗 等（2011）從企業(yè)先驗(yàn)知識(shí)、研發(fā)投入程度、員工培訓(xùn)與制度支持、企業(yè)變革態(tài)度、外部支持等5個(gè)影響因素，以及潛在吸收能力和實(shí)現(xiàn)吸收能力2個(gè)維度對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行實(shí)證研究[2]。

（2）定量研究。郭彩云 等（2013）利用層次分析法（AHP）與隸屬度轉(zhuǎn)換算法（MTA）對(duì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力進(jìn)行了實(shí)證研究[3]；李胤奇 等（2017）對(duì)企業(yè)知識(shí)治理與社會(huì)技術(shù)能力耦合情況進(jìn)行了研究[4]。

（3）專題研究。Casanueva et al.（2013）認(rèn)為知識(shí)的傳遞提升了企業(yè)的知識(shí)創(chuàng)造能力，提高了創(chuàng)新績(jī)效[5]；郭研 等（2016）從創(chuàng)業(yè)基金角度開展研究，通過(guò)實(shí)證分析，檢驗(yàn)了科技型中小企業(yè)創(chuàng)新基金對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[6]。

（4）評(píng)價(jià)體系研究。陳云 等（2012）基于科技型中小企業(yè)高成長(zhǎng)率的特點(diǎn)，從企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新能力提升潛力兩個(gè)方面，構(gòu)建創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[7]；陳戰(zhàn)波 等（2015）從團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)能力、戰(zhàn)略管理能力、資源控制能力、技術(shù)研究與開發(fā)能力、企業(yè)組織能力、顧客知識(shí)管理能力等幾個(gè)方面構(gòu)建創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[8]。

當(dāng)前對(duì)于科技型中小企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)因素研究主要呈現(xiàn)以下特點(diǎn)：由定性研究向“定性-定量”相結(jié)合研究發(fā)展，由要素評(píng)價(jià)向系統(tǒng)評(píng)價(jià)研究發(fā)展，并且不局限于對(duì)影響因素評(píng)價(jià)體系的研究，更傾向于研究要素之間的相互關(guān)系及內(nèi)在機(jī)理。為此，本文從提出影響科技型中小企業(yè)的內(nèi)外部因素的研究假設(shè)入手，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，對(duì)影響因素的相互關(guān)系及內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行研究。

二、研究假設(shè)

（一）外部驅(qū)動(dòng)因素及作用機(jī)理分析

1.政府政策因素及其作用機(jī)理。政府政策因素是指政府在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新方面發(fā)布的促進(jìn)政策或支持手段。新常態(tài)下，我國(guó)政府對(duì)各行業(yè)，尤其是科技行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有著更高的要求，各地政府為鼓勵(lì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新也實(shí)施了不同激勵(lì)程度的技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目。面對(duì)由于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)存在較高的被模仿的風(fēng)險(xiǎn)，從而阻礙科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入這一現(xiàn)狀，政府一方面可以通過(guò)發(fā)展戰(zhàn)略、稅收優(yōu)惠等政策引導(dǎo)科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新方向，另一方面通過(guò)資助、補(bǔ)貼等具體手段降低企業(yè)創(chuàng)新成本、提高研發(fā)效率。據(jù)此，提出研究假設(shè) H1、H2。

H1：科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入行為對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響關(guān)系。

H2：政府政策支持對(duì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入行為具有正向影響關(guān)系。

2.制度因素及其作用機(jī)理。制度因素是指在一個(gè)國(guó)家或地區(qū)范圍內(nèi)形成的一系列正式和非正式的規(guī)范、規(guī)則等。新常態(tài)下，包括專利法、著作權(quán)法、商標(biāo)法、促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化法等相關(guān)知識(shí)產(chǎn)權(quán)法律法規(guī)，對(duì)激勵(lì)科技型中小企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新投入、開展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有重要意義。借鑒周寄中 等（2006）[9]、賀貴才 等（2011）[10]關(guān)于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新聯(lián)動(dòng)效應(yīng)的理論分析，構(gòu)建了由“創(chuàng)新投入→知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)→投資回報(bào)→再創(chuàng)新→再回報(bào)的技術(shù)創(chuàng)新的良性循環(huán)活動(dòng)”機(jī)理圖，如圖1所示。

圖1 制度因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理

據(jù)此，提出假設(shè)H3。

H3：完善的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度對(duì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入行為具有正向影響關(guān)系。

3.市場(chǎng)因素及其作用機(jī)理。市場(chǎng)因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理研究主要包括兩個(gè)方面：一方面是市場(chǎng)需求對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。Myers et al.（1969）通過(guò)對(duì)567項(xiàng)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證分析，提出有3/4的技術(shù)創(chuàng)新源于市場(chǎng)需求[11]。另一方面是市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。Cohen et al.（1996）認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)集中度越高、企業(yè)規(guī)模越大時(shí)，企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出水平越高[12]。新常態(tài)下，科技型中小企業(yè)面臨著更加激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和更多的市場(chǎng)需求。據(jù)此，提出假設(shè) H4。

H4：競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)科技型中小企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入具有正向影響關(guān)系。

（二）內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素及作用機(jī)理分析

1.企業(yè)文化因素及其作用機(jī)理。對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新型組織而言，企業(yè)文化是企業(yè)賴以生存的一整套價(jià)值觀和信念體系。Hartmann（2006）指出，企業(yè)文化可引導(dǎo)員工將創(chuàng)新視為企業(yè)的一項(xiàng)基本價(jià)值，進(jìn)而激發(fā)其創(chuàng)新行為[13]。周玉良 等（2005）將企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程分為構(gòu)思階段、研發(fā)階段和商業(yè)化階段，企業(yè)文化對(duì)于該三個(gè)階段的順利進(jìn)行具有重要促進(jìn)作用[14]。企業(yè)文化由企業(yè)家精神及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)方式塑造出來(lái)，并對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的各個(gè)過(guò)程產(chǎn)生影響，提升其技術(shù)能力，最終為提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平奠定基礎(chǔ)。企業(yè)文化對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理如圖2所示。

圖2 企業(yè)文化對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理

據(jù)此，提出假設(shè) H5、H6。

H5：市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)形成良好的企業(yè)創(chuàng)新文化具有正向影響關(guān)系。

H6：企業(yè)文化對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)能力提升具有正向影響關(guān)系。

2.企業(yè)家精神及其作用機(jī)理。長(zhǎng)期以來(lái)，企業(yè)家對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的重要作用得到了人們的一致認(rèn)可。企業(yè)家精神是一種精神現(xiàn)象，并通過(guò)對(duì)企業(yè)文化、員工創(chuàng)新意識(shí)的影響，提升企業(yè)整體的技術(shù)能力和技術(shù)創(chuàng)新業(yè)績(jī)。據(jù)此，提出假設(shè)H7、H8。

H7：企業(yè)家精神對(duì)企業(yè)創(chuàng)新文化的形成具有正向影響關(guān)系。

H8：企業(yè)家精神對(duì)企業(yè)整體技術(shù)能力的提升具有正向影響關(guān)系。

3.組織因素及其作用機(jī)理。組織是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的載體，組織因素對(duì)促進(jìn)和提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有重要的支撐作用。許慶瑞 等（2000）從企業(yè)形式、結(jié)構(gòu)和規(guī)模角度分析組織因素對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響[15]；Leonardi（2014）等從團(tuán)隊(duì)協(xié)作、溝通交流、組織支持對(duì)創(chuàng)新主體的認(rèn)知過(guò)程及創(chuàng)新績(jī)效的影響進(jìn)行研究[16]?？萍夹椭行∑髽I(yè)，需要構(gòu)建適宜的組織結(jié)構(gòu)、完善組織制度和資源配置，從而提高企業(yè)的組織協(xié)同度和組織效率，最終為企業(yè)提升技術(shù)創(chuàng)新水平提供支持。組織因素對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理如圖3所示。

圖3 組織因素對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理

據(jù)此，提出假設(shè)H9。

H9：科技型中小企業(yè)組織支持、資源配置效率對(duì)其技術(shù)能力具有正向影響關(guān)系。

4.技術(shù)能力因素及其作用機(jī)理。企業(yè)技術(shù)能力是指企業(yè)通過(guò)從外界獲得先進(jìn)的技術(shù)與信息，并結(jié)合企業(yè)內(nèi)部已有的知識(shí)，創(chuàng)造出新的技術(shù)與信息，并使得企業(yè)自身技術(shù)與知識(shí)得到儲(chǔ)備與積累的能力。唐春暉 等（2006）指出，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的核心問(wèn)題在于技術(shù)能力提升，企業(yè)技術(shù)能力演化與企業(yè)創(chuàng)新模式之間存在一定的匹配關(guān)系，基于技術(shù)引進(jìn)的技術(shù)能力提升模式為“引進(jìn)技術(shù)→消化吸收→自主創(chuàng)新技術(shù)能力提高”，基于完全自主創(chuàng)新技術(shù)能力提升模式為“自主研發(fā)→漸進(jìn)創(chuàng)新→根本創(chuàng)新的技術(shù)能力提高”，基于技術(shù)合作的技術(shù)能力提高模式為“技術(shù)合作→消化吸收→自主創(chuàng)新技術(shù)提高”[17]。企業(yè)技術(shù)能力對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)理如圖4所示。

圖4 技術(shù)能力對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理

據(jù)此，提出假設(shè) H10、H11、H12。

H10：技術(shù)能力對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力具有正向影響關(guān)系；

H11：技術(shù)能力對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響關(guān)系；

H12：技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響關(guān)系。

三、理論模型構(gòu)建

科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)因素及機(jī)理的理論模型，如圖5所示。為更好地分析各驅(qū)動(dòng)因素對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的作用過(guò)程，除上述假設(shè)外，在分析過(guò)程中引入了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、企業(yè)技術(shù)能力和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力三個(gè)中間變量，并針對(duì)三個(gè)中間變量之間的關(guān)系提出了正向影響關(guān)系的假設(shè)H13、H14，即企業(yè)創(chuàng)新投入對(duì)企業(yè)技術(shù)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力的提高均具有正向影響關(guān)系。

圖5 科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)因素作用機(jī)理理論模型

四、測(cè)量問(wèn)卷設(shè)計(jì)與分祈

（一）變量界定與測(cè)量

通過(guò)上文分析，本文的研究變量界定為外部驅(qū)動(dòng)因素（包括政府政策因素、制度因素和市場(chǎng)因素）、內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素（包括企業(yè)文化因素、企業(yè)家精神因素、組織因素、技術(shù)能力因素），并將企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力作為中間變量，最終的被解釋變量為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效。各研究變量最終的測(cè)量題項(xiàng)內(nèi)容及文獻(xiàn)來(lái)源如表1所示。

（二）問(wèn)卷設(shè)計(jì)

本文在上述測(cè)量量表的基礎(chǔ)上設(shè)計(jì)了《科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)因素調(diào)查問(wèn)卷》，并通過(guò)5級(jí)里克特量表（由非常不同意、不同意、不確定、同意、非常同意五個(gè)選項(xiàng)分別代表1分、2分、3分、4分、5分）對(duì)科技型中小企業(yè)關(guān)于驅(qū)動(dòng)因素和技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行調(diào)研。

（三）數(shù)據(jù)收集與質(zhì)量檢驗(yàn)

1.問(wèn)卷發(fā)放與回收。本次調(diào)研共發(fā)放問(wèn)卷500份，回收476份，其中有效問(wèn)卷422份，有效問(wèn)卷回收率為84.4%。調(diào)研企業(yè)主要包括國(guó)有性質(zhì)企業(yè)20.59%、集體企業(yè)13.24%、私營(yíng)企業(yè)26.47%、中外合資企業(yè)19.12%、其他企業(yè)20.59%。問(wèn)卷回收數(shù)據(jù)中不同性質(zhì)企業(yè)的占比，除私營(yíng)企業(yè)占比較高外，其他性質(zhì)企業(yè)的占比比較均勻。因此，在企業(yè)性質(zhì)方面，問(wèn)卷數(shù)據(jù)能夠在一定程度上代表我國(guó)的科技型中小企業(yè)。就企業(yè)所在地而言，本次調(diào)研對(duì)象主要集中在京津冀及沿海等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市（其中，北京市10.29%、天津市16.91%、河北省13.24%、山東省8.82%、上海市8.82%、浙江省16.18%、江蘇省8.82%、福建省5.88%、廣東省11.03%），一方面該地域的科技型中小企業(yè)數(shù)量較多，另一方面當(dāng)?shù)卣捌髽I(yè)自身對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)均比較重視，通過(guò)對(duì)該地區(qū)科技型中小企業(yè)情況的數(shù)據(jù)收集，能夠較好地反映各變量之間的關(guān)系。就企業(yè)所屬行業(yè)而言，本次調(diào)研對(duì)象主要包括電子與信息22.06%、生物與醫(yī)藥30.15%、新材料19.12%、新能源與高效節(jié)能11.03%、高技術(shù)服務(wù)業(yè)13.24%、其他行業(yè)4.41%等領(lǐng)域的企業(yè)。另外，在所調(diào)查的科技型中小企業(yè)的中高層管理者中男性占比為58.77%，女性占比為41.23%；就年齡而言，所調(diào)查的科技型中小企業(yè)的中高層管理者占比較多的年齡段為31～50歲，此階段的管理者既具有研發(fā)技術(shù)，又具有一定的管理經(jīng)驗(yàn)；就在本企業(yè)工作年限而言，所調(diào)查的科技型中小企業(yè)的中高層管理者多具有在本企業(yè)工作6年以上的經(jīng)歷。綜上所述，通過(guò)對(duì)被調(diào)查企業(yè)和被調(diào)查者特征的統(tǒng)計(jì)分析可知，本文所收集的問(wèn)卷數(shù)據(jù)能夠在一定程度上代表我國(guó)科技型中小企業(yè)的現(xiàn)狀，能夠有效支持本文的實(shí)證分析。

表1 研究變量測(cè)量題項(xiàng)內(nèi)容及文獻(xiàn)來(lái)源

2.樣本信效度檢驗(yàn)。本研究以Cronbach’sα系數(shù)來(lái)檢驗(yàn)各因素或變量的信度。一般認(rèn)為Cronbach’sα大于0.6，即表明問(wèn)卷數(shù)據(jù)的信度可以接受，大于0.9則表明問(wèn)卷數(shù)據(jù)具有較高的信度。本文利用SPSS19.0軟件對(duì)獲取數(shù)據(jù)的信度檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行了計(jì)算，結(jié)果如表2所示。

由表2可知，除市場(chǎng)因素、企業(yè)家精神、技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)能力四個(gè)變量的Cronbach’sα大于0.6小于0.7外，其他各變量的Cronbach’sα均大于0.7，且問(wèn)卷整體的Cronbach’sα 為 0.941，大于0.9，說(shuō)明數(shù)據(jù)的一致性和內(nèi)在穩(wěn)定性較好，該問(wèn)卷數(shù)據(jù)具有較高的信度。

表2 問(wèn)卷調(diào)研數(shù)據(jù)的信度檢驗(yàn)結(jié)果

本文運(yùn)用Amos17.0軟件，采用驗(yàn)證性因子分析，對(duì)變量結(jié)構(gòu)進(jìn)行收斂效度和區(qū)別效度檢驗(yàn)。

（1）收斂效度檢驗(yàn)。收斂效度是指測(cè)量相同潛在特質(zhì)的題項(xiàng)落在同一個(gè)因素構(gòu)面（即潛在變量）上的程度。借助Amos軟件，計(jì)算出變量的收斂效度，如表3所示。

表3 各變量的收斂效度檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，各變量的測(cè)量題項(xiàng)的因素負(fù)荷量均大于0.5，且C.R.值均大于1.96，說(shuō)明各題項(xiàng)在反映變量的程度達(dá)到了0.05的顯著性水平。RMSEA為0.000，小于適配標(biāo)準(zhǔn)0.080；CFI為1.000，均大于適配標(biāo)準(zhǔn)0.900。說(shuō)明假設(shè)誤差項(xiàng)獨(dú)立的初始測(cè)量模型獲得支持，該測(cè)量模型與樣本數(shù)據(jù)可以契合，該測(cè)量變量具有較好的收斂效度。

（2）區(qū)別效度。區(qū)別效度是指不同研究變量的構(gòu)念之間具有顯著差異的程度，不同研究變量間的區(qū)別效度較好，說(shuō)明各個(gè)研究變量具有顯著的差異。通過(guò)Amos軟件對(duì)變量的區(qū)別效度進(jìn)行比較研究發(fā)現(xiàn)，同一構(gòu)面內(nèi)的各潛在研究變量測(cè)量模型的未限制模型與限制模型卡方差異量均比較大，且達(dá)到了0.05的顯著性水平，表明各研究變量之間具有較好的區(qū)別效度，如表4所示。

綜上所述，數(shù)據(jù)在內(nèi)部一致性和可靠性方面均可以接受，問(wèn)卷數(shù)據(jù)的信度和效度通過(guò)檢驗(yàn)。

表4 各潛變量間區(qū)別效度檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建與假設(shè)檢驗(yàn)

借助Amos軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型，見(jiàn)圖6。

在對(duì)模型進(jìn)行測(cè)算并通過(guò)MI值對(duì)其修正后，通過(guò)對(duì)MI值較大的誤差項(xiàng)e4和e8、e8和e9、e27和e29等之間建立共變關(guān)系后，模型的卡方值明顯降低，且修正后的結(jié)構(gòu)方程模型的適配指標(biāo)達(dá)到了較好的效果，具體如表5所示。

由表5可知，除GFI指標(biāo)未達(dá)到要求外（且已經(jīng)比較接近于0.9），其余指標(biāo)均達(dá)到了良好的模型擬合要求，因此，可以認(rèn)為該理論模型與實(shí)際數(shù)據(jù)具有較好的匹配程度。

六、結(jié)果分析及對(duì)策建議

通過(guò)研究，我們發(fā)現(xiàn)不同驅(qū)動(dòng)因素對(duì)于科技型中小企業(yè)在新常態(tài)下的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)影響不盡相同，其中，外部因素對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響以正向影響為主，但對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響并不一直具有顯著的正向影響，而內(nèi)部因素對(duì)于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新更具有決定性作用。

（一）充分利用外部因素對(duì)科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的引領(lǐng)和影響作用

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，外部因素的政府政策因素、市場(chǎng)因素對(duì)新常態(tài)下科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效均具有顯著的正向影響作用。其中，政府政策因素對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的影響分別排在第7位、第5位；市場(chǎng)因素對(duì)技術(shù)能力、技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的影響分別排在第4位、第3位、第4位。而外部因素的制度因素對(duì)新常態(tài)下科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效均具有顯著的負(fù)向影響作用。新常態(tài)下，我國(guó)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)仍然在一定程度上依賴政府對(duì)科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略規(guī)劃、對(duì)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的補(bǔ)貼以及優(yōu)惠政策等，因此，需要始終做到“聚焦政策”為我所用，充分利用好政策紅利。同時(shí)，政府要進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等相關(guān)政策的完善和執(zhí)行、對(duì)公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境的優(yōu)化，最大限度地激發(fā)企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新的興趣，更加自覺(jué)主動(dòng)地開展技術(shù)創(chuàng)新。

圖6 科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)因素作用機(jī)理結(jié)構(gòu)方程模型

表5 修正后的模型擬合指標(biāo)結(jié)果

（二）注重加強(qiáng)企業(yè)文化、企業(yè)家精神、組織建設(shè)等對(duì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有決定性意義的內(nèi)部因素建設(shè)

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，企業(yè)文化、企業(yè)家精神、組織因素對(duì)科技型中小企業(yè)的技術(shù)能力、技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效均具有顯著的正向影響作用。其中，企業(yè)文化對(duì)企業(yè)技術(shù)能力、技術(shù)創(chuàng)新能力影響效果分別排在第1位、第2位；企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)能力、技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的影響效果分別排在第2位、第5位、第7位；組織因素對(duì)技術(shù)能力、技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的影響效果分別排在第3、第6、第8位。新常態(tài)下，企業(yè)要始終注重良好適宜的企業(yè)文化建設(shè)，促進(jìn)企業(yè)不同部門間的協(xié)調(diào)以及企業(yè)知識(shí)和信息的分享和積累，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的提高提供良好的環(huán)境支持。企業(yè)的管理者要注重發(fā)揮企業(yè)的領(lǐng)航者和航向標(biāo)的作用，在吸引較高水平人才的同時(shí)，提高企業(yè)整體的學(xué)習(xí)能力。同時(shí)，注重發(fā)揮組織支持、創(chuàng)新激勵(lì)及較好的溝通協(xié)作機(jī)制等對(duì)于企業(yè)人才集聚、知識(shí)積累及創(chuàng)新能力提升的促進(jìn)作用，間接地促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的提升。

（三）企業(yè)要加大對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入，不斷提升企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新能力

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，技術(shù)創(chuàng)新投入因素對(duì)新常態(tài)下科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效均具有顯著的正向影響作用，技術(shù)創(chuàng)新投入對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的影響效果分別排在第4位和第2位；技術(shù)能力因素對(duì)新常態(tài)下科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效均具有顯著的正向影響作用，技術(shù)能力對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力和技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效影響效果分別排在第1位和第3位。新常態(tài)下，企業(yè)要注重加大科技研發(fā)的資金、人才和設(shè)備的投入，始終堅(jiān)持把技術(shù)能力作為提升技術(shù)創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)性力量。同時(shí)，堅(jiān)定不移地走技術(shù)創(chuàng)新的道路，不斷加強(qiáng)新技術(shù)或新產(chǎn)品研發(fā)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)申報(bào)，增強(qiáng)企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效方面的核心競(jìng)爭(zhēng)力。通過(guò)改善各個(gè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力具有影響關(guān)系的因素水平以提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

［1］王文昌，秦作棟.論科技型中小企業(yè)實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新的動(dòng)因和有效組織［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2007，24（3）：78-81.

［2］張德茗，李艷.科技型中小企業(yè)潛在知識(shí)吸收能力和實(shí)現(xiàn)知識(shí)吸收能力與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系研究［J］研究與發(fā)展管理，2011，23（3）：56-67.

［3］郭彩云，劉志強(qiáng).基于AHP-MTA的科技型中小企業(yè)自主創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)［J］.企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（7）：79-82.

［4］李胤奇，李柏洲.企業(yè)知識(shí)治理與社會(huì)技術(shù)能力耦合機(jī)制及影響因素研究［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2017，34（6）：132-138.

［5］CASANUEVA C，CASTROL I，GALáN J L.Informational networks and innovation in mature industrial clusters［J］.Journal of business research，2013，66（5）：603-613.

［6］郭研，郭迪，姜坤.市場(chǎng)失靈、政府干預(yù)與創(chuàng)新激勵(lì)——對(duì)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新基金的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016（3）：114-128.

［7］陳云，譚淳方，俞立.科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)體系研究［J］.科技進(jìn)步與對(duì)策，2012，29（2）：110-112.

［8］陳戰(zhàn)波，朱喜安.科技型中小企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)體系研究［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2015（3）：32-36.

［9］周寄中，張黎，湯超穎.知識(shí)產(chǎn)權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新：聯(lián)動(dòng)與效應(yīng)分析［J］.研究與發(fā)展管理，2006，18（5）：106-112.

［10］賀貴才，于永達(dá).知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的理論分析［J］.科研管理，2011，32（11）：148-156.

［11］MYERS S，MARQUIS D G.Successful industrial innovation［M］.Washington DC：Institute of Public Administration，1969.

［12］COHEN W M，KLEPPER S.Firm size and the nature of innovation within industries：the case of process and product R&D［J］.The review of economics and statistics，1996：232-243.

［13］HARTMANN A.The role of organizational culture in motivating innovative behaviour in construction firms［J］.Construction innovation，2006，6（3）：159-172.

［14］周玉良，竇雪梅.企業(yè)文化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程的影響研究［J］.技術(shù)與創(chuàng)新管理，2005，26（4）：78-80.

［15］許慶瑞，郭斌，王毅.中國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——基于核心能力的組合創(chuàng)新［J］.管理工程學(xué)報(bào)，2000，14（B12）：1-9.

［16］LEONARDI P M.Social media，knowledge sharing，and innovation：toward a theory of communication visibility［J］.Information systems research，2014，25（4）：796-816.

［17］唐春暉，唐要家.企業(yè)技術(shù)能力與技術(shù)創(chuàng)新模式分析［J］.遼寧大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2006，34（1）：121-125.