唐中君，楊楚瀟，楊琴，牛志嘉

(1. 北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京，100124；2. 泰富重裝集團(tuán)有限公司，湖南湘潭，411202)

文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取和整合能力的影響因素研究：源自中國(guó)企業(yè)的實(shí)證研究

唐中君1，楊楚瀟1，楊琴2，牛志嘉1

(1. 北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京，100124；2. 泰富重裝集團(tuán)有限公司，湖南湘潭，411202)

現(xiàn)有文獻(xiàn)欠缺從環(huán)境、供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)關(guān)系和供應(yīng)鏈整合三方面同時(shí)研究文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取和整合能力的影響因素及相對(duì)重要度。從這三方面構(gòu)建了兩種能力影響因素的假設(shè)，基于540份有效問(wèn)卷檢驗(yàn)了假設(shè)。全部樣本逐步回歸分析表明，知識(shí)獲取能力主要受人際關(guān)系的正影響，其次受承諾、企業(yè)創(chuàng)新氛圍、企業(yè)內(nèi)部和外部供應(yīng)鏈整合的正影響，外部支持環(huán)境和信任的影響不顯著；知識(shí)整合能力主要受信任的正影響，其次受承諾、企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合、人際關(guān)系和外部支持環(huán)境的正影響，企業(yè)創(chuàng)新氛圍和內(nèi)部供應(yīng)鏈整合的影響不顯著。差異性分析表明，知識(shí)獲取和整合能力都與企業(yè)規(guī)模無(wú)關(guān)，但都與企業(yè)成立年限和業(yè)務(wù)類型顯著相關(guān)。依據(jù)成立年限和業(yè)務(wù)類型的樣本分組假設(shè)檢驗(yàn)表明，為提升知識(shí)獲取和整合能力，需運(yùn)用權(quán)變觀點(diǎn)采取措施。

知識(shí)獲取能力；知識(shí)整合能力；文化創(chuàng)意企業(yè)；供應(yīng)鏈

一、引言

隨著物質(zhì)生活水平的不斷提高以及生活和工作壓力的不斷增大，我國(guó)居民對(duì)精神文化生活的需求越來(lái)越旺盛，文化創(chuàng)意產(chǎn)品迎合了該需求。為滿足該需求，各地對(duì)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)越來(lái)越重視，相繼出臺(tái)各類鼓勵(lì)政策。[1,2]2010年以來(lái)，北京、上海、廣東和山東等地文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)年均以20%左右的速度發(fā)展。[1]然而，近年文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，美國(guó)為25%左右，日本20%左右，歐洲10%～15%，韓國(guó)高于15%，我國(guó)僅3%左右[3]，相差甚遠(yuǎn)?？梢?jiàn)，我國(guó)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)還有很大發(fā)展空間。

參照聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)組織對(duì)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的定義[4]，我們將文化創(chuàng)意企業(yè)定義為以智力資本為主要輸入，通過(guò)創(chuàng)新，生產(chǎn)具有創(chuàng)意內(nèi)容與經(jīng)濟(jì)價(jià)值的產(chǎn)品的企業(yè)。參照行業(yè)協(xié)會(huì)的分類[1]，我們研究的文化創(chuàng)意企業(yè)包括四大類：文化藝術(shù)類(表演藝術(shù)、視覺(jué)藝術(shù)、音樂(lè)創(chuàng)作等)，創(chuàng)意設(shè)計(jì)類(廣告設(shè)計(jì)等)，媒體類(電影、電視與廣播等)，IT游戲類(與IT游戲有關(guān)的軟件與計(jì)算機(jī)服務(wù))。文化創(chuàng)意企業(yè)將創(chuàng)造力和智力資本作為主要輸入，從事以知識(shí)為基礎(chǔ)的創(chuàng)作活動(dòng)。知識(shí)獲取和整合能力(為方便起見(jiàn)，將兩者合稱為知識(shí)管理能力)成為文化創(chuàng)意企業(yè)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的戰(zhàn)略能力。知識(shí)獲取能力是企業(yè)內(nèi)部員工之間的知識(shí)共享能力以及企業(yè)從外部獲取相關(guān)知識(shí)與信息的能力；知識(shí)整合能力是企業(yè)員工之間通過(guò)交流，將不同知識(shí)融合在一起形成新知識(shí)的能力。企業(yè)活動(dòng)包括開(kāi)發(fā)性和探索性活動(dòng)。前者是在原有基礎(chǔ)上的不斷改良，是對(duì)現(xiàn)有產(chǎn)品或生產(chǎn)流程的改良；后者旨在得到新產(chǎn)品和新流程。[5]文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)作活動(dòng)屬于旨在得到新產(chǎn)品的探索性活動(dòng)；而非文化創(chuàng)意企業(yè)可能從事上述兩類活動(dòng)。因此，文化創(chuàng)意企業(yè)在知識(shí)獲取和整合能力的構(gòu)成和影響因素方面可能有別于非文化創(chuàng)意企業(yè)。

影響知識(shí)獲取和整合能力的影響因素有企業(yè)創(chuàng)新氛圍[6?8]、供應(yīng)鏈成員之間的信任和承諾[9,10]以及人際關(guān)系[11,12]、企業(yè)內(nèi)部各部門(mén)之間的整合[13,14]以及與供應(yīng)鏈成員之間的整合[15,16]。這些因素涉及環(huán)境、供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)關(guān)系和供應(yīng)鏈整合等三類。上述這些研究都是針對(duì)非文化創(chuàng)意企業(yè)，欠缺對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)的研究，并且這些研究主要分析和驗(yàn)證一到兩類因素，缺乏在同一研究中同時(shí)考慮三類因素的研究，從而難以知曉三類因素的相對(duì)影響程度。因此，同時(shí)實(shí)證研究文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取和整合能力的三類因素具有顯著意義。

本研究實(shí)證環(huán)境、供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)關(guān)系和供應(yīng)鏈整合等三類不同因素對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取與知識(shí)整合能力的影響。首先基于文獻(xiàn)分析構(gòu)建理論假設(shè)，然后設(shè)計(jì)問(wèn)卷并對(duì)其進(jìn)行預(yù)測(cè)試，之后利用預(yù)測(cè)試后的問(wèn)卷獲取數(shù)據(jù)，并基于數(shù)據(jù)檢驗(yàn)假設(shè)，最后總結(jié)研究結(jié)論與局限。

二、研究假設(shè)

(一) 環(huán)境因素與知識(shí)管理能力的關(guān)系

本研究的環(huán)境因素包括描述企業(yè)內(nèi)部支持環(huán)境的企業(yè)創(chuàng)新氛圍和外部支持環(huán)境。企業(yè)創(chuàng)新氛圍是企業(yè)員工對(duì)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)關(guān)于創(chuàng)新的重視程度、企業(yè)關(guān)于創(chuàng)新資源的供給，以及企業(yè)容許的創(chuàng)新自由程度的總體感知。[17]如果企業(yè)具有良好的創(chuàng)新氛圍，員工之間便能開(kāi)放自由地交流，從而有利于知識(shí)共享，有利于知識(shí)整合。Isaksen等[6]認(rèn)為，創(chuàng)新氛圍可以促進(jìn)新方法和新知識(shí)的開(kāi)發(fā)、同化與利用。Jaw等[7]認(rèn)為，在良好的企業(yè)創(chuàng)新氛圍中，企業(yè)會(huì)鼓勵(lì)員工自由思考、交流，并融合他們的觀點(diǎn)與想法。Edmondson[8]指出，當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新氛圍較高時(shí)，員工之間更愿意交流觀點(diǎn)與共享知識(shí)，從而進(jìn)行觀點(diǎn)與想法的融合，使企業(yè)獲取更廣泛的知識(shí)。對(duì)于文化創(chuàng)意企業(yè)，如果存在良好的創(chuàng)新氛圍，將有利于知識(shí)在企業(yè)內(nèi)部的共享與整合。根據(jù)上述分析，我們提出下列假設(shè)：

H1：企業(yè)創(chuàng)新氛圍對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H2：企業(yè)創(chuàng)新氛圍對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

文化創(chuàng)意企業(yè)具有高投入、高風(fēng)險(xiǎn)和知識(shí)密集的特點(diǎn)。高投入需要雄厚的資金，高風(fēng)險(xiǎn)依賴法律(如知識(shí)產(chǎn)權(quán)法)的保護(hù)，知識(shí)密集要求創(chuàng)新技術(shù)的研發(fā)以及創(chuàng)意人才的培養(yǎng)，依賴于研究機(jī)構(gòu)及教育單位的支持。因此，本研究將外部支持環(huán)境定義為存在于文化創(chuàng)意企業(yè)外部，能夠有利于文化創(chuàng)意企業(yè)發(fā)展的各種法律和政策，以及來(lái)自教育和科研、政府和融資等機(jī)構(gòu)對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)的支持。文化創(chuàng)意企業(yè)的核心是運(yùn)用有關(guān)知識(shí)進(jìn)行創(chuàng)意，得到具有知識(shí)產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)品。法律和政策對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)不但有利于文化創(chuàng)意企業(yè)獲取知識(shí)，也有利于整合知識(shí)。對(duì)于文化創(chuàng)意企業(yè)，教育和科研、政府和融資等機(jī)構(gòu)通常擁有企業(yè)所不具備的知識(shí)、信息和先進(jìn)技術(shù)。如果文化創(chuàng)意企業(yè)能得到這些機(jī)構(gòu)的支持，并與這些機(jī)構(gòu)保持良好的溝通，將有利于文化創(chuàng)意企業(yè)獲取有關(guān)知識(shí)，有利于知識(shí)共享，并有利于從不同角度整合知識(shí)。根據(jù)上述分析，我們提出下列假設(shè)：

H3：外部支持環(huán)境對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H4：外部支持環(huán)境對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

(二) 供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)關(guān)系與知識(shí)管理能力的關(guān)系

供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)關(guān)系包含信任、承諾與人際關(guān)系。[18,19]文化創(chuàng)意企業(yè)用于創(chuàng)意的知識(shí)通常是隱性知識(shí)。隱性知識(shí)通常只有通過(guò)正式與非正式的溝通、互動(dòng)與交流得以傳播。信任、承諾和人際關(guān)系能夠降低溝通及合作中的不確定性，促進(jìn)人與人之間的互動(dòng)與合作。在企業(yè)內(nèi)部，員工之間信任和承諾程度越高，關(guān)系越密切，員工將更愿意與其他員工交流與共享自己已獲取的知識(shí)，并進(jìn)行知識(shí)整合。在企業(yè)外部，若文化創(chuàng)意企業(yè)與供應(yīng)鏈上下游成員保持良好的信任、承諾和人際關(guān)系，合作成員將會(huì)更愿意與其交流與共享該成員已獲取的知識(shí)，如顧客偏好知識(shí)等，從而該企業(yè)可以充分利用合作成員提供的知識(shí)，進(jìn)行知識(shí)整合。Okatan[9]通過(guò)案例分析發(fā)現(xiàn)，基于信任與承諾的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以將企業(yè)與顧客、員工、供應(yīng)商聯(lián)系起來(lái)，通過(guò)他們之間的溝通與交流，網(wǎng)絡(luò)各成員可以獲取相關(guān)的創(chuàng)新知識(shí)。Lee等[10]認(rèn)為企業(yè)外部供應(yīng)鏈成員之間的信任和承諾能夠增加供應(yīng)鏈成員之間的互動(dòng)與溝通，從而使隱性知識(shí)在互動(dòng)與溝通過(guò)程中實(shí)現(xiàn)共享。根據(jù)上述分析，我們提出下列假設(shè)：

H5：信任對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H6：信任對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

H7：承諾對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H8：承諾對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

只有當(dāng)人際關(guān)系較好時(shí)，人們才會(huì)愿意分享自己擁有的隱性知識(shí)，從而促進(jìn)隱性知識(shí)的獲取和整合。[11]Goh的實(shí)證研究[12]發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)鏈成員之間良好的人際關(guān)系，能夠促進(jìn)知識(shí)在供應(yīng)鏈成員之間的共享。在文化創(chuàng)意企業(yè)內(nèi)部，如果員工之間保持良好的人際關(guān)系，員工之間的互動(dòng)性越強(qiáng)，知識(shí)的傳播和整合的可能性會(huì)越高。在文化創(chuàng)意企業(yè)外部，該企業(yè)和供應(yīng)鏈成員之間保持長(zhǎng)期的戰(zhàn)略合作伙伴關(guān)系，其他供應(yīng)鏈成員可能更愿意將知識(shí)與信息提供給該企業(yè)。根據(jù)上述分析，我們提出下列假設(shè)：

H9：人際關(guān)系對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H10：人際關(guān)系對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

(三) 供應(yīng)鏈整合與知識(shí)管理能力的關(guān)系

供應(yīng)鏈整合包括企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合與外部供應(yīng)鏈整合。前者指企業(yè)內(nèi)各部門(mén)之間的緊密合作；后者指企業(yè)與供應(yīng)鏈成員以及顧客之間的緊密合作。供應(yīng)鏈整合強(qiáng)調(diào)供應(yīng)鏈?zhǔn)且粋€(gè)集成的有機(jī)整體，強(qiáng)調(diào)企業(yè)內(nèi)部各部門(mén)之間以及企業(yè)與供應(yīng)鏈成員之間的無(wú)縫緊密合作。[20]供應(yīng)鏈整合離不開(kāi)人際互動(dòng)與合作，人際互動(dòng)與合作有利于知識(shí)的獲取與整合。因此，供應(yīng)鏈整合不但為文化創(chuàng)意企業(yè)提供更多的知識(shí)來(lái)源，還能集合企業(yè)內(nèi)外部不同的智慧，從而整合不同背景的知識(shí)。在企業(yè)內(nèi)部，Janz等[13]的研究表明，整合企業(yè)內(nèi)各部門(mén)，使各部門(mén)形成一個(gè)有機(jī)整體，能夠促使各部門(mén)之間實(shí)現(xiàn)高效的信息共享與知識(shí)交流。Sveiby等[14]指出，各部門(mén)之間進(jìn)行溝通與合作，有益于融合不同思維與觀點(diǎn)。

在企業(yè)外部，通過(guò)供應(yīng)鏈成員之間的合作，一方面企業(yè)可以直接獲取顯性知識(shí)，另一方面通過(guò)跨企業(yè)員工之間的接觸與交流，難以表達(dá)的隱性知識(shí)也可以在供應(yīng)鏈成員之間擴(kuò)散。[21]du Preez等[22]認(rèn)為整合供應(yīng)鏈成員，加強(qiáng)供應(yīng)鏈成員之間的合作，可以促進(jìn)供應(yīng)鏈成員之間的信息和知識(shí)的共享與交流。Corsten等[15]認(rèn)為供應(yīng)鏈協(xié)作與整合能夠促進(jìn)企業(yè)從合作伙伴中獲取有價(jià)值的顯性與隱性知識(shí)，并能增加企業(yè)進(jìn)行知識(shí)整合的力度。翟云凱[16]認(rèn)為通過(guò)供應(yīng)鏈整合與協(xié)作，能夠加強(qiáng)知識(shí)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)知識(shí)的協(xié)同與整合。根據(jù)上述分析，我們提出下列假設(shè)：

H11：企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H12：企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

H13：企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力具有正影響作用。

H14：企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力具有正影響作用。

三、問(wèn)卷設(shè)計(jì)及預(yù)測(cè)試

(一) 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

很顯然，前述假設(shè)中的所有變量都是潛變量，需要構(gòu)建量表進(jìn)行度量。通過(guò)查閱文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于所有這些變量，國(guó)外文獻(xiàn)都有成熟量表。由于各國(guó)經(jīng)濟(jì)政治環(huán)境的顯著差異性，企業(yè)外部支持環(huán)境顯著不同，因此該變量的測(cè)量量表也應(yīng)不同。為此，我們自制了外部支持環(huán)境量表，包含7個(gè)題項(xiàng)。對(duì)于其余變量，我們首先翻譯國(guó)外文獻(xiàn)中這些變量的成熟量表，并基于文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取和整合的特點(diǎn)，適當(dāng)修改原始量表，得到初始量表。其中，知識(shí)獲取能力的測(cè)量采用Jantunen[23]編制的量表，包含4個(gè)題項(xiàng)。知識(shí)整合能力的測(cè)量采用Collins等[24]設(shè)計(jì)的量表，包含6個(gè)題項(xiàng)。企業(yè)創(chuàng)新氛圍的測(cè)量采用Amabile[25]設(shè)計(jì)的量表，包含8個(gè)題項(xiàng)。企業(yè)內(nèi)部與外部供應(yīng)鏈整合的測(cè)量參考Narasimhan等[26]設(shè)計(jì)的量表，分別包含4個(gè)和5個(gè)題項(xiàng)。信任測(cè)量采用Kumar等[27]設(shè)計(jì)的量表，包含12個(gè)題項(xiàng)；承諾測(cè)量采用Anderson等[28]設(shè)計(jì)的量表，包含9個(gè)題項(xiàng)。人際關(guān)系測(cè)量采用Butcher等[29]設(shè)計(jì)的量表，包含8個(gè)題項(xiàng)。對(duì)于上述所有變量我們采用LIKERT五點(diǎn)量表。

(二) 預(yù)測(cè)試

為了保證問(wèn)卷質(zhì)量，我們進(jìn)行了小范圍的預(yù)測(cè)試，并依據(jù)預(yù)測(cè)試結(jié)果調(diào)整和修正了變量量表題項(xiàng)。基于收集到的137份有效問(wèn)卷，運(yùn)用SPSS17.0對(duì)量表進(jìn)行了信效度檢驗(yàn)，刪除不合格題項(xiàng)后的分析結(jié)果如表1所示。其中各量表Cronbach’s α系數(shù)均大于0.6，KMO值均大于0.6，累計(jì)方差解釋率均大于49%，說(shuō)明各量表具有良好的信效度。

表1 預(yù)測(cè)試得到的變量信效度分析結(jié)果

四、數(shù)據(jù)獲取及假設(shè)檢驗(yàn)

(一) 數(shù)據(jù)獲取

為保證樣本的廣泛性，我們的調(diào)查對(duì)象來(lái)自主營(yíng)表演藝術(shù)、視覺(jué)藝術(shù)、音樂(lè)創(chuàng)作、服裝設(shè)計(jì)、廣告設(shè)計(jì)、建筑設(shè)計(jì)、出版、電影、電視與廣播、IT游戲等類別的文化創(chuàng)意企業(yè)。文化創(chuàng)意企業(yè)中從事創(chuàng)意工作的員工是企業(yè)知識(shí)的主要載體，具有代表性，因此我們從各被調(diào)查企業(yè)選取一名從事創(chuàng)意工作的員工作為調(diào)查對(duì)象。為了保證數(shù)據(jù)收集的有效性，對(duì)于成立年限低于4年的企業(yè)，要求調(diào)查對(duì)象從企業(yè)成立之初即在該企業(yè)工作；對(duì)于成立4年以上的企業(yè)，要求調(diào)查對(duì)象至少在該企業(yè)工作4年。我們共回收問(wèn)卷793份，其中有效問(wèn)卷540份，有效率為68.1%。樣本的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表2所示。

表2 調(diào)查對(duì)象基本資料統(tǒng)計(jì)

(二) 假設(shè)檢驗(yàn)

1. 相關(guān)性分析

我們運(yùn)用SPSS17.0進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。全部樣本的各變量之間相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。由該表可知，自變量企業(yè)創(chuàng)新氛圍、外部支持環(huán)境、企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合、企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合、信任、承諾、人際關(guān)系與知識(shí)獲取能力以及知識(shí)整合能力之間在p=0.01水平上顯著正相關(guān)。因此相關(guān)性分析結(jié)果驗(yàn)證了所有假設(shè)。

2. 基于全部樣本的逐步回歸分析

由表3的相關(guān)性分析結(jié)果可知，自變量之間存在相關(guān)性，可能存在多重共線性關(guān)系。因此，我們采用逐步回歸分析方法進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)。

(1) 知識(shí)獲取能力逐步回歸分析。

表4和表5給出了基于全部樣本的知識(shí)獲取能力逐步回歸分析結(jié)果。如表4所示，5步逐步回歸得到的各模型的顯著性概率均小于0.05，說(shuō)明每個(gè)模型的總體回歸效果都顯著。第5步的調(diào)整判斷系數(shù)R2= 0.764，說(shuō)明該步得到的回歸方程解釋了總變異的76.4%，解釋能力強(qiáng)。

如表5所示，經(jīng)過(guò)5步逐步回歸得到了知識(shí)獲取能力的回歸模型。人際關(guān)系、承諾、企業(yè)創(chuàng)新氛圍、企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合和企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合t檢驗(yàn)的p值均小于0.05，依次進(jìn)入回歸模型。自變量進(jìn)入逐步回歸模型的順序代表其對(duì)因變量貢獻(xiàn)度的大小。因此，人際關(guān)系對(duì)知識(shí)獲取能力的貢獻(xiàn)最大，影響最大；企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合對(duì)知識(shí)獲取能力的貢獻(xiàn)最小，影響較弱。外部支持環(huán)境和信任在進(jìn)入回歸模型時(shí)，F(xiàn)檢驗(yàn)不顯著，從而被剔除。各變量VIF值均小于10，說(shuō)明各影響因素之間不存在多重共線性問(wèn)題。逐步回歸分析結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1、H7、H9、H11、H13，而H3、H5未被證實(shí)。

由常數(shù)項(xiàng)的t檢驗(yàn)可知，p值為0.021，小于0.05，說(shuō)明常數(shù)項(xiàng)與零具有顯著差異，因此常數(shù)項(xiàng)應(yīng)納入回歸方程。等式(1)為知識(shí)獲取能力的回歸方程，其中KQ、IR、CM、IC、II、EI分別表示知識(shí)獲取能力、人際關(guān)系、承諾、企業(yè)創(chuàng)新氛圍、企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合、企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合。

(2) 知識(shí)整合能力逐步回歸分析。

表6和表7給出了基于全部樣本的知識(shí)整合能力逐步回歸分析結(jié)果。如表6所示，5步逐步回歸得到的各模型的顯著性概率均小于0.05，說(shuō)明每個(gè)模型的總體回歸效果都顯著。第5步的調(diào)整判斷系數(shù)R2= 0.724，說(shuō)明該步得到的回歸方程解釋了總變異的72.4%，解釋能力強(qiáng)。

如表7所示，經(jīng)過(guò)5步逐步回歸獲取了知識(shí)整合能力的回歸模型。信任、承諾、企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合、

人際關(guān)系和外部支持環(huán)境t檢驗(yàn)的p值均小于0.05，依次進(jìn)入回歸模型。信任對(duì)知識(shí)整合能力的貢獻(xiàn)最大，影響最大；外部支持環(huán)境對(duì)知識(shí)整合能力的貢獻(xiàn)最小，影響較弱。企業(yè)創(chuàng)新氛圍和企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合在進(jìn)入回歸模型時(shí)，F(xiàn)檢驗(yàn)不顯著，從而被剔除。各變量VIF值均小于10，說(shuō)明各影響因素之間不存在多重共線性問(wèn)題。逐步回歸分析結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H4、H6、H8、H10、H14，但是H2、H12未被證實(shí)。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

表4 知識(shí)獲取能力的逐步回歸模型總體參數(shù)

表5 知識(shí)獲取能力的逐步回歸系數(shù)與顯著性系數(shù)

表6 知識(shí)整合能力的逐步回歸模型總體參數(shù)表

表7 知識(shí)整合能力的逐步回歸系數(shù)與顯著性系數(shù)檢驗(yàn)表

由常數(shù)項(xiàng)的t檢驗(yàn)可知，p值為0.205，大于0.05，說(shuō)明常數(shù)項(xiàng)與零沒(méi)有顯著差異，因此常數(shù)項(xiàng)無(wú)需納入回歸方程。等式(2)為知識(shí)整合能力的回歸方程，其中KI、TR、CM、EI、IR、ES分別表示知識(shí)整合能力、信任、承諾、企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合、人際關(guān)系、外部支持環(huán)境。

3. 差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)

(1)知識(shí)獲取能力的方差分析。

對(duì)于知識(shí)獲取能力，全部樣本均值為3.821。成立16年及以上的文化創(chuàng)意企業(yè)的均值最高，達(dá)到4.127；11～15年的均值最低，為3.591；2年及以下的方差最大，為0.753，說(shuō)明知識(shí)獲取能力隨企業(yè)成立年限波動(dòng)大，需差異性分析。方差分析結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗(yàn)的顯著性水平p=0.002＜0.05，說(shuō)明企業(yè)成立年限對(duì)知識(shí)獲取能力有顯著影響。方差齊性檢驗(yàn)p=0.000＜0.05，方差不具有齊性；最小顯著差異法LSD進(jìn)行多重比較分析結(jié)果表明，成立3～5年、6～10年、11～15年的企業(yè)與16年及以上的企業(yè)之間存在顯著差異，成立2年及以下的企業(yè)與11～15年的企業(yè)之間存在顯著差異?？傊?6年及以上的文化創(chuàng)意企業(yè)的知識(shí)獲取能力顯著高于15年及以下的企業(yè)，并且隨企業(yè)成立年限的增加，知識(shí)獲取能力呈先下降后上升的趨勢(shì)。

對(duì)于知識(shí)獲取能力，501人及以上的文化創(chuàng)意企業(yè)的均值最高，達(dá)到3.995；301～500人的均值最低，為3.704；101～300人的方差最大，為0.947，說(shuō)明知識(shí)獲取能力隨企業(yè)規(guī)模(員工數(shù))波動(dòng)大，需差異性分析。F檢驗(yàn)的顯著性水平p=0.212＞0.05，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模對(duì)知識(shí)獲取能力沒(méi)有影響。方差齊性檢驗(yàn)p=0.000＜0.05，方差不具有齊性；最小顯著差異法LSD進(jìn)行多重比較分析結(jié)果同樣表明，企業(yè)規(guī)模對(duì)知識(shí)獲取能力沒(méi)有顯著影響。

對(duì)于知識(shí)獲取能力，文化藝術(shù)類企業(yè)的均值最高，達(dá)到3.988；創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)的均值最低，為3.673；媒體類企業(yè)的方差最大，為0.801，說(shuō)明知識(shí)獲取能力隨企業(yè)類型波動(dòng)大，需差異性分析。F檢驗(yàn)的顯著性水平p=0.002＜0.05，說(shuō)明企業(yè)類型對(duì)知識(shí)獲取能力有顯著影響。方差齊性檢驗(yàn)p=0.000＜0.05，方差不具有齊性；最小顯著差異法LSD進(jìn)行多重比較分析結(jié)果表明，文化藝術(shù)、創(chuàng)意設(shè)計(jì)、媒體、IT游戲等各類企業(yè)之間存在顯著差異，并且文化藝術(shù)類企業(yè)的知識(shí)獲取能力高于其他類型企業(yè)。

(2)知識(shí)獲取能力的分組假設(shè)檢驗(yàn)。

依企業(yè)成立年限分組的檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于成立2年及以下的企業(yè)，知識(shí)獲取能力受信任(B=0.341，p=0.017)和人際關(guān)系(B=0.696，p=0.000)的影響，并且人際關(guān)系的影響明顯高于信任。對(duì)于成立3～5年的企業(yè)，知識(shí)獲取能力受企業(yè)創(chuàng)新氛圍(B=0.636，p=0.00)、內(nèi)部供應(yīng)鏈整合(B=0.138，p=0.007)和外部供應(yīng)鏈整合(B=0.477，p=0.000)的影響，并且企業(yè)創(chuàng)新氛圍的影響最大，內(nèi)部供應(yīng)鏈整合的影響最小。對(duì)于成立6～10年的企業(yè)，知識(shí)獲取能力受承諾(B=0.633，p=0.000)、企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合(B=0.264，p=0.000)和企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合(B=0.140，p=0.031)的影響，并且承諾的影響最大，企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合的影響最小。如表2所示，11～15年及16年以上的樣本數(shù)少，不適合做假設(shè)檢驗(yàn)。

依企業(yè)業(yè)務(wù)類型的分組檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)，知識(shí)獲取能力受企業(yè)創(chuàng)新氛圍(B=0.648，p=0.000)、承諾(B=0.232，p=0.020)和企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合(B=0.348，p=0.000)的影響，并且企業(yè)創(chuàng)新氛圍的影響最大，承諾的影響最??；對(duì)于媒體類企業(yè)，知識(shí)獲取能力受外部支持環(huán)境(B=0.125，p=0.017)、人際關(guān)系(B=0.737，p=0.000)和企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合(B= 0.466，p=0.000)的影響，并且人際關(guān)系的影響最大，外部支持環(huán)境的影響最小。如表2所示，文化藝術(shù)和IT游戲類的樣本數(shù)少，不適合做假設(shè)檢驗(yàn)。

(3)知識(shí)整合能力的方差分析。

對(duì)于知識(shí)整合能力，全部樣本的均值為3.887。成立16年及以上的文化創(chuàng)意企業(yè)的均值最高，達(dá)到4.197；3～5年的均值最低，為3.733，并且方差最大，為0.834，說(shuō)明知識(shí)整合能力隨企業(yè)成立年限波動(dòng)大，需差異性分析。方差分析結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗(yàn)的顯著性水平p=0.001＜0.05，說(shuō)明企業(yè)成立年限對(duì)知識(shí)整合能力有顯著影響。方差齊性檢驗(yàn)p=0.001＜0.05，方差不具有齊性；最小顯著差異法LSD進(jìn)行多重比較分析結(jié)果表明，成立年限在2年及以下、3～5年、6～10年與16年及以上的企業(yè)之間存在顯著差異，成立3～5年的企業(yè)與成立11～15年的企業(yè)之間也存在顯著差異。總之，成立16年及以上的文化創(chuàng)意企業(yè)的知識(shí)整合能力高于成立15年及以下的企業(yè)，并且隨著成立年限的增加，知識(shí)整合能力呈先下降后上升的趨勢(shì)。

對(duì)于知識(shí)整合能力，501人及以上的文化創(chuàng)意企業(yè)的均值最高，達(dá)到4.102；301～500人的均值最低，為3.771，并且方差最大，為1.308，說(shuō)明知識(shí)整合能力隨企業(yè)規(guī)模波動(dòng)大，需差異性分析。方差分析結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗(yàn)的顯著性水平p=0.087＞0.05，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模對(duì)知識(shí)整合能力沒(méi)有顯著影響。方差齊性檢驗(yàn)p=0.000＜0.05，方差不具有齊性；最小顯著差異法LSD進(jìn)行多重比較分析結(jié)果同樣表明，企業(yè)規(guī)模對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)的知識(shí)整合能力沒(méi)有顯著影響。

對(duì)于知識(shí)整合能力，文化藝術(shù)類企業(yè)的均值最高，達(dá)到4.111；創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)的均值最低，為3.666；媒體類企業(yè)的方差最大，為1.023，說(shuō)明知識(shí)整合能力隨企業(yè)類型波動(dòng)大，需差異性分析。方差分析結(jié)果表明，F(xiàn)檢驗(yàn)的顯著性水平為p=0.001＜0.05，說(shuō)明企業(yè)類型對(duì)知識(shí)整合能力有顯著影響。方差齊性檢驗(yàn)p=0.006＜0.05，方差不具有齊性；最小顯著差異法LSD進(jìn)行多重比較分析結(jié)果表明，文化藝術(shù)、創(chuàng)意設(shè)計(jì)、媒體、IT游戲等各類企業(yè)之間存在顯著差異，并且文化藝術(shù)類企業(yè)的知識(shí)整合能力明顯高于其他類型的文化創(chuàng)意企業(yè)。

(4)知識(shí)整合能力的分組檢驗(yàn)。

依企業(yè)成立年限的分組檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于2年及以下的文化創(chuàng)意企業(yè)，知識(shí)整合能力受信任(B= 0.510，p=0.000)和承諾(B=0.579，p=0.000)的影響，并且承諾的影響相對(duì)更大。對(duì)于成立3～5年的企業(yè)，知識(shí)整合能力受信任(B=0.489，p=0.000)、人際關(guān)系(B= 0.269，p=0.000)和外部供應(yīng)鏈整合(B=0.398，p=0.000)的影響，并且信任的影響最大，人際關(guān)系的影響最小。對(duì)于成立6～10年的企業(yè)，知識(shí)整合能力受企業(yè)創(chuàng)新氛圍(B=0.188，p=0.016)、外部支持環(huán)境(B=0.208，p= 0.004)、承諾(B=0.295，p=0.021)和人際關(guān)系(B=0.326，p=0.003)的影響，并且人際關(guān)系的影響最大，企業(yè)創(chuàng)新氛圍的影響最小。

依業(yè)務(wù)類型的分組檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)，知識(shí)整合能力受外部支持環(huán)境(B=0.558，p= 0.000)、信任(B=0.419，p=0.000)和人際關(guān)系(B=0.342，p=0.000)的影響，并且外部支持環(huán)境的影響最大，人際關(guān)系的影響最小。對(duì)于媒體類企業(yè)，知識(shí)整合能力受企業(yè)創(chuàng)新氛圍(B=0.110，p=0.000)、信任(B=0.558，p=0.000)、承諾(B=0.401，p=0.000)和企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合(B=0.236，p=0.000)的影響，并且信任的影響最大，企業(yè)創(chuàng)新氛圍的影響最小。

五、研究結(jié)論和管理啟示

(一) 知識(shí)獲取能力影響因素的研究結(jié)論和管理啟示

全部樣本的逐步回歸分析結(jié)果表明，知識(shí)獲取能力受人際關(guān)系、承諾、企業(yè)創(chuàng)新氛圍、企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合和企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合的正影響，并且其影響程度依次減弱；外部支持環(huán)境和信任的影響不顯著。其中人際關(guān)系的影響最大，這可能是因?yàn)槲幕瘎?chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新所用知識(shí)絕大部分是隱性知識(shí)，隱性知識(shí)的傳播主要靠直接交流實(shí)現(xiàn)，因此知識(shí)獲取能力主要靠人際互動(dòng)實(shí)現(xiàn)，良好的人際關(guān)系能夠保證企業(yè)內(nèi)部以及供應(yīng)鏈成員之間實(shí)現(xiàn)有效的知識(shí)傳播。企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合的影響最弱，并且外部支持環(huán)境的影響不顯著。這兩個(gè)因素都是企業(yè)外部因素，因此最弱和不顯著的可能原因是，從企業(yè)外部獲取知識(shí)不是樣本企業(yè)獲取知識(shí)的主渠道。相應(yīng)地，從企業(yè)內(nèi)部獲取知識(shí)是主渠道的情形下，員工為了保持自己擁有特定知識(shí)的優(yōu)勢(shì)，未必愿意共享知識(shí)。只有當(dāng)企業(yè)運(yùn)用制度使企業(yè)內(nèi)部具備創(chuàng)新氛圍和企業(yè)內(nèi)部達(dá)到供應(yīng)鏈整合、或者員工之間具備私人性質(zhì)的人際關(guān)系、或是在相互有承諾的情形下，員工才有可能共享知識(shí)。否則如果僅僅依賴信任，在現(xiàn)階段我國(guó)缺乏信任文化的背景下，員工可能不會(huì)共享知識(shí)，從而導(dǎo)致信任對(duì)知識(shí)獲取能力的影響不顯著。

由上述結(jié)果，可得如下增強(qiáng)我國(guó)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取能力的建議。首先，建立良好的有利于企業(yè)內(nèi)外部供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)的人際關(guān)系和承諾機(jī)制，促進(jìn)文化創(chuàng)意企業(yè)有效獲取知識(shí)與信息。其次，營(yíng)造良好的創(chuàng)新氛圍，完善企業(yè)制度與政策，促進(jìn)知識(shí)在企業(yè)內(nèi)部的良性共享。第三，加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合，提高企業(yè)內(nèi)部的知識(shí)與信息共享度。最后，加強(qiáng)企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合，促進(jìn)企業(yè)和供應(yīng)鏈成員之間的溝通與交流，實(shí)現(xiàn)企業(yè)與供應(yīng)鏈成員之間的緊密合作。

差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)表明，成立2年及以下的文化創(chuàng)意企業(yè)的知識(shí)獲取能力受人際關(guān)系影響最大；3～5年的知識(shí)獲取能力受企業(yè)創(chuàng)新氛圍最大；6～10年的受承諾影響最大。這些結(jié)果表明，為提升知識(shí)獲取能力，初創(chuàng)的文化創(chuàng)意企業(yè)更需注重人際關(guān)系，這可能與初創(chuàng)時(shí)企業(yè)缺少人際關(guān)系，而中國(guó)的現(xiàn)實(shí)社會(huì)背景又不能缺少之故。成立3～5年后，企業(yè)可能慢慢形成了慣例，出現(xiàn)惰性，從而創(chuàng)新氛圍的作用最為顯著。對(duì)于6～10年的企業(yè)，企業(yè)面臨更長(zhǎng)遠(yuǎn)更高水平的發(fā)展需要，最為重要的是企業(yè)建立和維護(hù)口碑，信守承諾，因而承諾變得更為重要。

差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)表明，創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)知識(shí)獲取能力受企業(yè)創(chuàng)新氛圍影響最大，媒體類企業(yè)受人際關(guān)系影響最大。這些結(jié)果表明，為提升知識(shí)獲取能力，創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)更需提高企業(yè)創(chuàng)新氛圍，其中可能的原因是其業(yè)務(wù)更需創(chuàng)新；媒體類企業(yè)更需提高企業(yè)各部門(mén)及供應(yīng)鏈成員之間的人際關(guān)系，其中可能的原因是其業(yè)務(wù)更需不同部門(mén)不同企業(yè)之間的合作。

上述差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果表明，提高不同類型的文化創(chuàng)意企業(yè)的知識(shí)獲取能力，需采用權(quán)變理論的觀點(diǎn)，需視具體情況而定。

(二) 知識(shí)整合能力影響因素的研究結(jié)論和管理啟示

全部樣本的逐步回歸分析結(jié)果表明，知識(shí)整合能力受信任、承諾、企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合、人際關(guān)系和外部支持環(huán)境的正影響，并且其影響程度依次減弱。其中信任的影響最大，這可能是因?yàn)橹R(shí)整合能力通常涉及不同領(lǐng)域的知識(shí)和不同觀點(diǎn)，信任能夠增強(qiáng)創(chuàng)意人員對(duì)其他知識(shí)和觀點(diǎn)的接受程度和容忍程度，從而能夠最有效整合知識(shí)。此外，全部樣本的逐步回歸分析結(jié)果還表明，創(chuàng)新氛圍和企業(yè)內(nèi)部供應(yīng)鏈整合的影響不顯著。這兩個(gè)因素都是企業(yè)內(nèi)部因素，因此不顯著的可能原因是從企業(yè)內(nèi)部整合知識(shí)不是樣本企業(yè)整合知識(shí)的主渠道。

由上述結(jié)果，可得如下增強(qiáng)我國(guó)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力的建議。首先，建立良好的有利于企業(yè)內(nèi)外部供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)的信任、承諾、人際關(guān)系機(jī)制。其次，促進(jìn)企業(yè)外部供應(yīng)鏈整合，促進(jìn)企業(yè)和供應(yīng)鏈成員之間的溝通與交流，實(shí)現(xiàn)企業(yè)與供應(yīng)鏈成員之間的緊密合作。第三，營(yíng)造良好的外部支持環(huán)境，加大科研機(jī)構(gòu)及政府對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)的合作支持力度。

差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果表明，成立2年及以下的文化創(chuàng)意企業(yè)的知識(shí)整合能力受承諾影響最大；3～5年的企業(yè)受信任影響最大；6～10年的受人際關(guān)系影響最大。這些結(jié)果表明，為提升知識(shí)整合能力，初創(chuàng)的文化創(chuàng)意企業(yè)更需提高企業(yè)各部門(mén)及供應(yīng)鏈成員之間的承諾度，這可能是初創(chuàng)企業(yè)在部門(mén)之間和供應(yīng)鏈成員之間尚未建立信任，承諾更為直接，易于表達(dá)，易于被彼此作為整合知識(shí)的前提。隨著時(shí)間的推移，承諾的作用不斷下降，整合知識(shí)的各方之間無(wú)需承諾，更需信任，信任成為彼此整合知識(shí)的前提，因而3～5年的企業(yè)知識(shí)整合能力受信任影響最大。在中國(guó)文化背景下，人際關(guān)系更具私人特點(diǎn)，比信任和承諾更具人性，更需長(zhǎng)時(shí)間建立，但是一旦建立，作用更為明顯。因此隨著時(shí)間的進(jìn)一步推移，人際關(guān)系對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力的作用更為明顯。因此，6～10年的文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)整合能力受人際關(guān)系影響最大。

差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果表明，創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)的知識(shí)整合能力受外部支持環(huán)境影響最大，媒體類企業(yè)受信任影響程度最大。這些結(jié)果表明，為提升知識(shí)整合能力，創(chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)更需營(yíng)造良好的外部支持環(huán)境，這可能是因?yàn)閯?chuàng)意設(shè)計(jì)類企業(yè)在整合知識(shí)時(shí)更需得到法律和政策對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)。媒體類企業(yè)更需提高企業(yè)各部門(mén)及供應(yīng)鏈成員之間的信任度，這可能是因?yàn)槊襟w類企業(yè)更需彼此合作，而合作需彼此信任。

上述差異性分析和分組假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于不同的文化創(chuàng)意企業(yè)，要提高企業(yè)的知識(shí)整合能力，需采用權(quán)變理論的觀點(diǎn)，需視具體情況而定。

(三) 研究局限和展望

本研究旨在同時(shí)研究三類不同因素對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)知識(shí)獲取和整合能力的直接影響，因而沒(méi)有研究這些因素對(duì)知識(shí)獲取和整合能力的交互作用，也沒(méi)有研究知識(shí)獲取能力和整合能力之間的關(guān)系，這兩種能力之間是否存在交互效應(yīng)，需要進(jìn)一步研究。

因?yàn)槲幕瘎?chuàng)意企業(yè)注冊(cè)地主要在沿海及經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)城市，所以本研究的樣本主要來(lái)自這些城市，來(lái)自內(nèi)地和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的樣本很少。因此，不同類別地區(qū)的對(duì)比需要進(jìn)一步研究。

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Determinants of knowledge acquisition and integration ability of the culture creativity enterprise: an empirical research in China

TANG Zhongjun1, YANG Chuxiao1, YANG Qin2, NIU Zhijia1
(1. School of Economics and Management, Beijing University of Technology, Beijing 100124, China; 2. TIDEFORE Co., LTD., Xiangtan 411202, China)

The extant literature lacks collabarative research on determinants of knowledge acquisition and integration ability of culture creativity enterprise, that is, studying at the same time from three aspects of environment, supply chain coordination relationship and integration. Hypotheses on the determinants from these three aspects are therefore proposed and tested through 540 valid questionnaires. Results of stepwise regression analyses show that knowledge acquisition ability is positively affected by interpersonal relationship, followed by commitment, innovation atmosphere, enterprise internal and external supply chain integration, but is not remarkably affected by external supporting environment and trust. Knowledge integration ability positively and significantly by trust, followed by commitment, enterprise external supply chain integration, interpersonal relationships and external supporting environment, but is not remarkably affected by enterprise innovation atmosphere and internal supply chain integration. Analysis of such differences indicates that both knowledge acquisition and integration capability are not related with the scale of the enterprise, but are significantly associated with age and type of business. And further testing on age and type of business reveals that in order to enhance knowledge acquisition and integration capabilities, one should take contingency perspective to take according measures.

knowledge acquisition ability; knowledge integration ability; culture creativity enterprise; supply chain

F272.3

A

1672-3104(2015)03?0120?10

[編輯: 蘇慧]

2015?02?04；

2015?03?08

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71221061)；北京工業(yè)大學(xué)人文社科基金項(xiàng)目(X5011012201203)；北京工業(yè)大學(xué)京華人才計(jì)劃項(xiàng)目(011000543114503)

唐中君(1969?)，男，湖南武岡人，博士，北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院研究員，主要研究方向：行為運(yùn)作管理，質(zhì)量管理和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；楊楚瀟(1991?)，女，北京人，北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，主要研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；楊琴(1987?)，女，湖北荊州人，泰富重裝集團(tuán)有限公司職員，主要研究方向：創(chuàng)新管理與生產(chǎn)運(yùn)作管理；牛志嘉(1988?)，男，河北邯鄲人，北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，主要研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)