創新型企業隱性知識共享氛圍對創新績效的影響

盧 昕

(1．運城學院 外語系，山西 運城 044000；2.又石大學 經營系，韓國 全州 55338)

當今世界，創新是一個國家發展的核心和出路。習近平總書記2016年5月30 日在全國科技創新大會上指出：“科技創新是核心，抓住了科技創新就等于是抓住了牽動我國發展的牛鼻子。”國家的發展靠創新、企業的發展同樣需要創新。創新型企業是知識經濟時代企業發展的目標，是實現創新的保障。創新型企業與一般企業的區別在于創新型企業可以通過不斷的產品、技術、服務等方面的更新來取得經濟的增長與發展。在學術界得到公認的創新型企業的十大特點分別為：(1)具有很強的內部研究與開發的實力；(2)從事基礎或相近的研究；(3)有專利的保護；(4)企業規模足夠大并有長期高額的R&D 費用的資助；(5)新產品研制周期比競爭對手短；(6)敢冒風險；(7)較早地確定一個潛在市場；(8)關注市場、努力培養客戶；(9)具有高效的協調研究與開發、生產與銷售的企業家精神；(10)與科研界和客戶保持密切的聯系。[1]基于創新型企業的以上特點，企業實現經濟增長，績效提高依賴于企業中知識的獲取與共享，在企業的知識總量中，90%屬于隱性知識而10%屬于顯性知識，隱性知識水平決定企業的創新水平。[2]283目前，學術界關于隱性知識的研究呈現上升趨勢，從隱性知識的獲取到隱性知識的共享，從隱性知識的管理到隱性知識的利用都成為學者們研究的內容。[3]此次研究結合山西省臨汾市五家創新企業的實踐調查，通過實證研究試圖發現創新型企業的隱性知識共享氛圍對企業創新績效的影響，為進一步提高創新型企業績效提供依據。

一、文獻綜述與研究假設

現代知識經濟，創新成為企業發展的主導，不創新等于自我淘汰。企業只有不斷創新，不斷推出新產品、新服務，提高新技術才能推動市場的發展，才能產生創新績效，提高核心競爭力。知識引導創新毋庸置疑，關于隱性知識與創新績效的關系研究成為國內外眾多學者研究的內容。

(一)隱性知識共享氛圍對創新績效的影響

自1958年波蘭尼首次提出隱性知識的概念以來，學者們從不同的角度展開對隱性知識的研究，其中在哲學、教育學、管理學等專業吸引更多研究者的興趣。關于企業中隱性知識的管理，日本企業管理之父野中郁次郎在20世紀90年代提出SECI模型，通過這個模型解釋了企業內部隱性知識與顯性知識互相轉化及生成新的隱性知識的過程，使得學者對隱性知識的研究更加推進一步。國內學者對隱性知識的研究開始于2000年以后，目前關于隱性知識的研究主要集中在隱性知識的獲取、共享、轉化、創新及隱性知識的測評。隱性知識共享是指員工通過各種方式在組織之間或組織內部將自己的知識與別人共享，基于隱性知識具有難以用語言表達、難以用文字符號表達的特點，隱性知識一般為少數個人所掌握，主要表現為個人的工作經驗、技術訣竅或靈感等。隱性知識具有隱秘性特點，隱性知識的共享一方面取決于個人意愿，另一方面也取決于組織的學習氛圍、員工信任關系等隱性知識共享的氛圍。Lu[4]等人的實證研究發現組織中員工的信任程度越高，員工會更加愿意分享自己的知識。Scott 等人[5]認為組織中員工之間的信任會大大降低不確定因素在隱性知識共享行為的幾率。Hooff和Ridder 認為員工之間良好的溝通是隱性知識共享的前提，對組織知識獲取有重要的影響。國內學者湯超穎[6]等的研究表明，組織內積極的學習氣氛有利于員工隱性知識的共享。路琳、梁學玲[7]的研究發現員工樂于將自己的知識與其他員工分享將會在個人創新上有更加突出的表現。王仙雅、林盛、陳立蕓[8]的實證研究發現，組織內的隱性知識共享能夠促進自身創新績效的提高。任伶[9]認為組織內有效的隱性知識共享為組織的創新提供基礎，推動了組織核心能力的發展。基于以上研究，提出假設：

H1：隱性知識共享氛圍對企業創新績效有正向影響。

H1-1：企業學習氛圍對企業創新績效有正向影響。

H1-2：員工信任關系對企業創新績效有正向影響。

(二)隱性知識共享氛圍對隱性知識共享的影響

關于組織的學習氛圍與知識共享的關系，很多學者進行了研究。席倩瑩[10]通過實證研究發現宗族型，活力型企業文化與隱性知識共享有正相關關系。張國崢[11]通過207份問卷調查，采用多元線性回歸的檢驗方法檢驗共享氛圍與知識共享的關系，結果顯示員工的友好關系氛圍、創新氛圍以及公平氛圍對知識共享有正向影響。何斌[12]實證研究發現員工人際信任促進企業內隱性知識的共享，在研究中把人際信任分成謀算型信任、認知性信任與關系型信任三種類型。馬曉雅[13]以隱性知識共享意愿為中介變量構建組織氛圍，隱性知識共享意愿與員工創新行為的模型，通過回歸分析發現公平氛圍、創新氛圍、溝通氛圍均對隱性知識共享意愿有正向影響。基于以上研究，提出假設：

H2： 隱性知識共享氛圍對隱性知識共享有正向影響。

H2-1：企業學習氛圍對隱性知識共享有正向影響。

H2-2：員工信任關系對隱性知識共享有正向影響。

(三)隱性知識共享對企業創新績效的影響

國內研究者李倩、程剛[14]認為，企業內部隱性知識共享使得企業的知識發生碰撞，產生出新的知識，從而激發企業創新，最終提升企業績效。劉良燦、呂潮林、寧鑫[15]認為企業通過一定的方式使得自身的隱性知識在內部進行共享，從而產生新的隱性知識，與原有知識融合，產生企業可以理解的新的隱性知識最終推動企業創新。在實證研究方面，陳怡銘[16]以隱性知識共享為切入點，以8家高檔酒店的一線員工為調查對象，探討隱性知識創新行為與服務創新的關系和影響路徑，研究結果顯示隱性知識共享態度、隱性知識共享動機和隱性知識共享環境對服務創新都有正向影響。趙鑫[17]建立在企業“資源觀”理論基礎上，提出企業知識共享的重要性，并通過結構方程模型和回歸分析對知識共享和員工創新績效的關系進行驗證。張毅丹[18]通過訪談和問卷調查等方法對隱性知識、創新行為、創新績效的關系進行研究，發現員工的隱性知識水平、共享程度以及轉化程度對員工創新行為有正向影響，對員工創新績效有正向影響。基于以上研究，提出假設：

H3：隱性知識共享對企業創新績效有正向影響。

(四)隱性知識共享的中介作用

研究者王仙雅[8]等關于組織氛圍、隱性知識共享行為與員工創新績效的關系研究發現，隱性知識共享在信任氛圍、溝通氛圍和公平氛圍與創新績效的關系中扮演著中介變量的角色。陳漢輝[19]探討企業制度與團隊績效間的關系，研究發現隱性知識共享在兩者中起中介作用。好的知識共享氛圍有利于知識的共享與傳播，個人知識經過共享轉化為組織的知識從而提高組織創新力。基于以上分析，提出假設：

H4：隱性知識共享在隱性知識共享氛圍與企業創新績效中起中介作用。

H4-1：隱性知識共享在企業學習氛圍與企業創新績效中起中介作用。

H4-2：隱性知識共享在員工信任關系與企業創新績效中起中介作用。

基于以上研究假設，構建研究模型如圖1所示：

圖1 研究模型

二、研究設計

此次研究為了解創新型企業隱性知識共享氛圍對企業創新績效的影響，選取山西省臨汾市五家創新企業進行調查研究，發放問卷150份，回收有效問卷109份，有效問卷率為72.6%。回收的問卷通過SPSS23.0進行數據分析。

實證研究問卷共包含四個部分，分別是：員工個人基本信息(性別、年齡、教育程度、工作年限、工作部門)、隱性知識共享氛圍、隱性知識共享、企業創新績效。關于隱性知識共享氛圍的測評，參考孟凡華[20]的問卷，結合與企業專家座談，最后的問卷包含企業學習氛圍和員工信任關系兩個維度共十四個題項，其中企業學習氛圍十個題項，員工信任關系四個題項。關于企業創新績效的測評，參考Valle[21]、陳勁和陳鈺芬[22]關于技術創新的測量指標，增設產品、服務、管理創新測評題項，最后形成的問卷分成四個維度設計，包括產品創新四個題項，服務創新三個題項，技術創新三個題項，管理創新三個題項，總共十三個題項。關于企業隱性知識共享的測評，參考國內學者劉靜知識共享量表中關于隱性知識共享的題項，將隱性知識共享分為三個維度分別為個體互動、團體共享和組織交流共十個題項。所有題項采用Likert5級量表設計。在實證研究中，作者設定隱性知識共享氛圍為自變量，企業創新績效為因變量，隱性知識共享為中介變量。

三、數據分析

作者對回收后的數據首先進行描述性的統計分析，再采用因子分析對問卷的信效度進行檢驗，采用相關分析和回歸分析，層次回歸分析對提出的假設進行驗證。

(一)描述性統計分析

本研究對研究對象的性別、年齡、教育程度、工作年限、所屬部門五個要素進行了測量。其中關于性別，男士有58人，占53.2%；女士有51人，占46.8%。關于年齡，30歲以下的有34人，占31.2%；31～40歲的有47人，占43.2%；41～50歲的有16人，占14.7%；51～60歲的有11人，占10.1%；60歲以上的有1人，占0.9%。關于教育程度，中專以下的有11人，占10.1%；中專有24人，占22.0%；專科有13人，占11.9%；本科有53人，占48.6%；碩士及以上有8人，占7.3%。關于工作年限，工作1～5年的有31人，占28.4%；6～10年的有22人，占20.2%；11～15年的有21人，占19.3%；16～20年的有16人，占14.7%;21年以上的有19人，占17.4%。關于所屬部門，管理部門有39人，占35.8%;營銷部門有6人，占5.5%;財務部門有4人, 占3.7%；研發部門有2人，占1.8%;生產部門有19人，占17.4%;其他部門有39人，占35.8%。

(二)信效度檢驗

首先通過指標 Cronbach’s Alpha值檢測總數據的信度，其次采用正交旋轉法對各維度進行探索性因子分析并以特征值大于1為評估標準確定因子個數，提出創新績效4個公因子，隱性知識共享氛圍兩個公因子，并依次剔除創新績效及隱性知識共享氛圍各個維度下因子載荷值小于0.5的題項，再次通過KMO 值和Bartlett球形檢驗的概率P值來檢測總數據的效度，結果如表2所示。其中 Cronbach’s Alpha值從0.853到0.964均大于0.7，KMO 值從0.743到0.915均大于0.6，并且Bartlett球形檢驗的概率P值均接近于0，說明調查問卷的數據存在良好的內部一致性，適合進一步作相關分析。

表2 變量的Cronbach’s Alpha，KMO和

(三)相關分析

相關性分析主要是根據兩兩變量間的相關系數大小來判斷變量之間是否存在相關關系。基于信效度檢驗、因子分析結果，通過對企業學習氛圍、員工信任關系、隱性知識共享、企業創新績效求取算數平均值，繼而求解四個變量的相關系數矩陣，如表3所示。數據表明各變量之間兩兩顯著相關，且相關系數都大于0.3，可進一步進行回歸分析。其中企業學習氛圍與隱性知識共享的相關系數最高為0.800，隱性知識共享與企業創新績效相關系數為0.794，企業學習氛圍與企業創新績效的相關系數為0.690，員工信任關系與企業創新績效的相關系數為0.635，企業學習氛圍與員工信任關系的相關系數為0.585，員工信任關系與隱性知識共享的相關系數最低為0.576.

表3 相關系數

注：**表示在 .01 水平(雙側)上顯著相關；S1企業學習氛圍，S2員工信任關系，O1隱性知識共享，I1企業創新績效

(四)回歸分析

基于上述分析結果，各個變量之間兩兩相關且顯著，因此可以進行回歸分析。首先需對原始數據進行中心化處理，并求得去中心化的算數平均數，帶入回歸模型進行檢驗。各變量之間的回歸分析結果如表4所示。

模型1中，標準化系數Beta 值為0.690，也就是回歸模型1的回歸系數為0.690，Sig為P值(p<0.05有顯著性意義)，模型1中Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著，且VIF<3,說明不具有多重共線性，由此說明企業學習氛圍對企業創新績效產生正向影響。調整后的R方為0.471，說明企業學習氛圍的代入使得回歸模型對創新績效增加了47.1%的解釋力，因此假設H1-1成立。模型2中，標準化系數Beta值為0.635，Sig=0.000, 在p<0.001水平上顯著，且VIF<3,說明不具有多重共線性，由此說明員工信任關系對企業創新績效產生正向影響。調整后的R方為0.398說明企業員工信任關系的代入使得回歸模型對企業創新績效增加了39.8%的解釋力，因此假設H1-2成立。模型3中標準化系數Beta值為0.800，Sig=0.000, 在p<0.001水平上顯著，調整后的R方為0.637，說明企業學習氛圍對隱性知識共享增加了63.7%的解釋力，假設H2-1 成立。模型4中，標準化系數Beta值為0.576，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著，調整后的R方為0.325，說明員工信任關系的代入使得回歸模型對隱性知識共享增加了32.5%的解釋力，因此假設H2-2成立。 模型5中，標準化系數Beta值為0.794，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著，調整后的R方為0.626，說明隱性知識共享的代入使得回歸模型對企業創新績效增加62.6%的解釋力，假設H3成立。

表4 回歸檢驗

(五)層次回歸分析

為探討中介變量“隱性知識共享”的中介效應，進一步進行層次回歸，驗證假設4。中介變量的定義為：自變量X對因變量Y的影響，如果X通過影響M來影響Y，那么M稱為中介變量。中介方程如下：

Y=cX+e1

M=aX+e2

Y=c′X+bM+e3

以上中介方程中a代表自變量到中介變量的路徑，b代表中介變量到因變量的路徑，c代表自變量到因變量的路徑(不介入中介變量)，c′代表自變量到因變量的路徑，(介入中介變量之后)依據以上中介方程構建中介模型，各個變量帶入模型進行分析。在目前的中介檢驗中，大多數學者采用Baron & Kenny(1986)以及溫忠麟(2004)關于中介變量的檢驗方法和步驟，通常分三步進行檢驗：第一步，模型中放入因變量和控制變量，第二步放入自變量，最后加入中介變量，三個步驟分別檢驗三個方程中c、a、b和c′ 的顯著性。如果c、a、b其中有一個不顯著說明中介效應不存在，如果c、a、b都顯著，則說明存在中介效應。最后檢驗c′的顯著性，如果c′顯著，說明存在部分中介效應，如果c′不顯著說明存在完全中介效應。根據以上分析，首先驗證隱性知識共享在企業學習氛圍與企業創新績效的中介作用，建立模型6，結果如表5所示。

表5 層次回歸1

根據中介效應的檢驗步驟，首先方程1中c的回歸系數為0.689，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著；方程2中a的回歸系數為0.690，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著；方程3中b的回歸系數為0.690，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著；說明存在中介效應，最后看c′的顯著性，Sig=0.199>0.05,說明隱性知識共享在企業學習氛圍與創新績效中起完全中介作用。假設H4-1得到驗證。

進一步建立模型7驗證隱性知識在員工信任關系與企業創新績效的中介作用，結果如表6所示。

表6 層次回歸2

模型7中，c的回歸系數為0.668，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著；a的回歸系數為0.576，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著；b的回歸系數為0.631，Sig=0.000,在p<0.001水平上顯著；說明存在中介效應，最后看c′的顯著性，Sig=0.000在p<0.001水平上顯著,說明隱性知識共享在員工信任關系與創新績效中起部分中介作用。假設H4-2得到驗證。

四、結論與啟示

此次實證研究得出以下結論：(1)隱性知識共享氛圍對企業創新績效有正向影響，且企業學習氛圍的影響對創新績效的影響大于員工信任關系對創新績效的影響。(2)隱性知識共享氛圍對隱性知識共享有正向影響，且企業學習氛圍對隱性知識共享的影響大于員工信任關系對隱性知識共享的影響。(3)隱性知識共享對企業創新績效有正向影響。(4)隱性知識共享在隱性知識共享氛圍與企業創新績效間起中介作用。隱性知識共享在企業學習氛圍與企業創新績效間起完全中介作用，隱性知識共享在員工信任關系與企業創新績效間起部分中介作用。

研究結果在實踐中得出以下啟示：(1)加強企業學習文化的建設，特別是在創新型企業中，營造良好的企業學習氛圍，促進員工知識的分享與交流。創新型企業與一般企業的區別在于前者的發展依賴于知識創新、科學技術創新使得企業更新產品的速度更快，在市場中有更強的競爭實力。企業良好的學習氛圍為技術創新、知識創新提供前提條件，良好的學習氛圍包括企業領導對員工的學習支持和鼓勵，從員工學習的外部環境到學習的內在動力都得到滿足和激發。良好的學習氛圍還包括員工與員工之間互相學習，互相溝通的良好氣氛，發揚團隊精神，避免個人主義。(2)促進企業內隱性知識的共享，提高核心競爭力。隱性知識與顯性知識的不同之處在于隱性知識無法用數字、公式、文字表達等特點，因此關于隱性知識的共享方式也不同于一般的企業基本知識或員工技能的培訓，隱性知識的共享方式多以非正式為主。在企業中“做中學”“師徒制”等成為隱性知識共享的方式，而隱性知識的共享需要傳授知識的人和接受知識的人有很大的耐心和平和的心態，隱性知識的學習并不會有立竿見影的效果，因此更加需要領導者的支持和學習者的堅持。企業中可以引入獎勵機制來促進隱性知識的共享，對于那些掌握特殊技能的員工或擁有特殊知識的設計師、開發者等，企業領導應給與特殊的關照并采取獎勵措施鼓勵他們知識的分享。(3)企業建立完善的知識分享機制。企業可以通過網上知識分享平臺及時了解員工在工作中遇到的問題，并聯系相關專家及時解答，也可以通過定期的面對面交流來進行問題的溝通與解決。國際上一些大公司已經設立CKO(首席知識官)來專門負責企業中知識的管理，知識管理制度應該推廣普及到一般企業。

此次研究的假設均得到驗證，但是依然存在不足之處：首先研究的樣本過于狹小，反映不了普遍性。其次，關于創新型企業的認定目前國內還沒有固定的項目要求，此次研究選取的五家創新型企業是作者按照前人得出的創新型企業的十個特點基礎上劃定的范圍，可能存在誤差。在實證研究上，關于創新績效的測評，作者劃分了四個維度，但是在做回歸分析時沒有分維度分別驗證，今后的研究可以更加細化，從而得出隱性知識的分享會對知識創新、服務創新、技術創新或管理創新中哪一類創新影響更大，進而更加明確企業未來發展的目標。