知識管理視角下高新技術企業動態能力提升研究

馬宇軒

(信陽農林學院 工商管理學院，河南 信陽 46400)

1 高新技術企業動態能力的構成

高新技術企業作為一個經濟實體，以高新技術的研究與開發為主要任務。面臨激烈環境，環境洞察能力是高新技術企業最重要的動態能力之一[1]。技術研發和產品生產是高新技術企業生存和發展的基礎，是企業獲得持續市場競爭力的重要手段，是企業識別學習能力的重要體現。高新技術企業每一項技術研究的突破都有可能帶來全新的產品，打開全新的需求市場，在短期內產生巨大的經濟效應。高新技術企業要想獲得持續競爭優勢，變革創新能力至關重要[2]。調整組織結構，優化資源配置可體現企業的組織協調能力。環境洞察能力、識別學習能力、變革創新能力、組織協調能力共同構成了高新技術企業的動態能力。

2 高新技術企業知識管理過程

戰略管理中，企業外部環境競爭的日益激烈，要求企業不斷獲取并儲備企業發展所需的知識，知識管理作為促進企業進行知識轉化的重要手段為眾多學者所重視。高新技術企業的知識管理是一個復雜的過程，是由知識的獲取、融合、應用、創新等一系列步驟組成的[3]。它的目的是使企業能夠在合適的時間，用有效的手段獲得企業所需要的知識并將其轉化成產品和技術，滿足企業需要，創造經濟價值。高新技術企業在導入和實施知識管理時應遵循以下步驟，見圖1。

圖1 高新技術企業導入和實施知識管理的步驟 圖2 知識管理對動態能力影響的概念模型

在高新技術企業的知識管理流程中，知識獲取、知識共享和知識應用創新三者之間緊密聯系，相輔相承，任何一個環節的不足都會導致企業知識管理能力的缺失。因此，將知識管理步驟分為知識獲取、知識共享、知識應用創新三個環節并加強管理才能使知識管理發揮最大作用。

3 構建研究模型和提出研究假設

企業動態能力和知識管理都是高新技術企業在動態的環境變化中不斷發展，持續獲得競爭優勢的重要因素[4,5]。根據前文分析，筆者認為高新技術企業的知識管理與動態能力之間存在相關性，且知識管理是動態能力形成、發展和提升的重要因素?，F基于已有研究成果構建知識管理對動態能力影響的概念模型(見圖2)。

影響企業動態能力的因素有很多，但是就高新技術企業而言，知識資源在其生產發展和維持競爭力中發揮了極其重要的作用。因此，知識管理的效果是其知識利用效率、知識創新成果提升的基礎，影響了其各個方面能力的構建和培養。本文將高新技術企業的知識管理分為知識獲取、知識共享、知識應用創新三個方面，分析其對動態能力的四個維度是否產生影響，產生什么樣的影響。根據上述模型可以提出如下假設：

H1：知識管理對環境洞察能力有顯著的正向作用

H1.1 知識獲取對環境洞察能力有顯著的正向作用

H1.2 知識共享對環境洞察能力有顯著的正向作用

H1.3 知識應用創新對環境洞察能力有顯著的正向作用

H2：知識管理對識別學習能力有明顯的正向作用

H2.1：知識獲取對識別學習能力有明顯的正向作用

H2.2：知識共享對識別學習能力有明顯的正向作用

H2.3：知識應用創新對識別學習能力有明顯的正向作用

H3：知識管理對組織協調能力有明顯的正向作用

H3.1：知識獲取對組織協調能力有明顯的正向作用

H3.2：知識共享對組織協調能力有明顯的正向作用

H3.3：知識應用創新對組織協調能力有明顯的正向作用

H4：知識管理對變革創新能力有明顯的正向作用

H4.1：知識獲取對變革創新能力有明顯的正向作用

H4.2：知識共享對變革創新能力有明顯的正向作用

H4.3：知識應用創新對變革創新能力有明顯的正向作用

依據上述四個總假設和十二個子假設，在進行充分理論分析的基礎上將動態能力和知識管理分解為可測量的量化指標(見圖3、圖4)。

圖3 高新技術企業動態能力影響因素指標體系 圖4 高級技術企業知識管理影響因素指標體系

4 結構模型的確定與結果分析

圖5 結構方程模型

該結構方程模型由7個測量模型和一個結構模型所構成。其中，X1—X16、Y1—Y8為觀測變量，即可以直接從問卷調查中搜集數據的變量。F1—F7為潛變量，即無法直接觀測和測量的變量，需要通過觀測變量間接加以測量。其中F1、F2、F3表示知識管理知識獲取、知識共享、知識應用創新三個過程，F4、F5、F6、F7表示高新技術企業動態能力環境洞察、識別學習、組織協調、變革創新四個維度。e1到e28是各觀測變量和內生潛變量的殘差項，反映了方程中未能被解釋的部分(見圖5)。本文屬于企業層面研究，所需數據無法從已經公布的資料中獲得，因此采用問卷調查方式進行數據搜集。共有226人填寫了問卷，其中有效問卷191份，有效率84.5%。約70%受訪者為高新技術企業員工，30%為進行知識管理和動態能力研究的高校專家與學者。采用AMOS 21.0軟件，運用路徑分析方法進行分析評價，結果見圖6和圖7。

圖6 非標準化路徑系數值圖 圖7 標準化路徑系數值圖

由圖6和圖7可知，12個子假設中有8個成立，4個不成立，囊括這12個子假設的4個總假設則全部成立。下面將對這12個子假設進行分析，結果如表1所示。

對于假設H1來說，F1到F4的路徑系數為0.142，CR值為2.374，符合CR值大于1.96的標準，P值為0.026，表明該系數在0.05的水平上統計顯著，通過顯著性檢驗，即F1每提升一個單位，F4會提升0.142個單位，意味著F1對F4有明顯的正向促進作用，假設H1.1成立。F2到F4的路徑系數為0.110，CR值為1.299，沒有達到CR值大于1.96的標準，P值為0.194，遠超出小于0.05的標準，因此該路徑的路徑系數無法通過顯著性檢驗，也就無法證明F2對F4有明顯的正向促進作用，因此假設H1.2不成立。F3到F4的路徑系數為0.100，CR值為1.097，沒有達到CR值大于1.96的標準，P值為0.273，遠超出小于0.05的標準，因此該路徑的路徑系數無法通過顯著性檢驗，也就無法證明F3對F4有明顯的正向促進作用，因此假設H1.3不成立。綜上可以看出，假設H1成立，但是只能從知識獲取對環境洞察能力有正向促進作用這一個方面得以體現。

對于假設H2來說，F1到F5、F2到F5的路徑系數分別為0.146、0.275，CR值分別為2.481、3.276，均符合大于1.96的標準，P值分別為0.018、0.001，表明路徑系數在0.05、0.01的水平上統計顯著，通過顯著性檢驗，即F1每提升一個單位，F5對應提升0.146個單位，F2每提升一個單位，F5對應提升0.275個單位，意味著F1、F2對F5有明顯的正向促進作用，假設H2.1、H2.2成立。F3到F5的路徑系數為0.016，但是其CR值為0.184，沒有達到大于1.96的標準，P值為0.854，遠遠超出P值應小于0.05的標準，因此該路徑的路徑系數無法通過顯著性檢驗，也就無法證明F3對F5有明顯的正向促進作用，因此H2.3不成立。綜上可以看出，總假設H2成立，知識管理對識別學習維度的正向促進作用從知識獲取、知識共享體現出來。

對于假設H3來說，F1到F6、F2到F6、F3到F6的路徑系數分別為0.252、0.201、0.260，CR值分別為3.415、2.600、3.032，均符合大于1.96的標準，P值分別為小于0.001、0.009、0.002，表明路徑系數在0.01水平上統計顯著，通過顯著性檢驗，即F1每提升一個單位，F6相應提升0.252個單位，F2每提升一個單位，F6相應提升 0.201個單位，F3每提升一個單位，F6相應提升0.260個單位，意味著F1、F2、F3對F6有明顯的正向促進作用，假設H3.1、H3.2、H3.3均成立。綜上可以看出，假設H3成立，且知識管理的知識獲取，知識共享，知識應用創新對企業動態能力的組織協調維度都有正向促進作用。

對于假設H4來說，F1到F7、F3到F7的路徑系數分別為0.403、0.360，CR值分別為4.942、3.902，均符合大于1.96的標準，P值均小于0.001，表明路徑系數在0.01水平上統計顯著，通過顯著性檢驗，即F1沒提升一個單位，F7相應提升0.403個單位，F3沒提升一個單位，F7相應提升0.360個單位，意味著F1、F3對F7有明顯的正向促進作用，假設H4.1、H4.3成立。F2到F7的路徑系數為-0.520，CR值為-0.698，其絕對值不符合大于1.96的標準，P值為0.485，遠大于P值應該小于0.005的標準，因此該路徑的路徑系數無法通過顯著性檢驗，也就無法證明F2對F7有正向或者負向的作用，因此H4.2不成立。綜上可以看出，假設H4成立，知識管理對變革創新能力的正向促進作用從知識獲取，知識應用創新體現出來。

表1 知識管理對動態能力影響假設結論