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摘要：文章探討了企業知識產權戰略要素的維度結構，抽取大企業樣本數據對所提出的10項假設進行了驗證。結果顯示：行業環境與技術戰略存在正相關關系，前者可以對后者的定位產生直接影響；企業知識產權戰略選擇與技術戰略、能力相互影響，且技術能力對知識產權戰略選擇的影響大于技術戰略；企業資源與技術能力正相關，企業技術能力水平受資源水平的直接影響。

關鍵詞：戰略管理；知識產權；要素維度

引言

企業競爭隨著科學技術的快速發展已發生了根本性改變，經濟全球化時代背景下的生產要素與競爭基礎已逐漸轉化為知識產權。隨著知識經濟的不斷發展，技術等權利的保護、競爭與壟斷逐漸成為國家間的核心競爭內容。專利技術、商標名譽等知識產權的競爭則成為企業間的競爭內容，企業競爭力主要取決于知識產權的質量與數量，其經營發展與其戰略的制定與實施具有重要聯系。借鑒國內外相關學者研究，本文分析了知識產權戰略的維度結構，根據相關文獻提出了10項假設，并利用構建的企業知識產權戰略選擇模型對其進行了驗證。

1企業知識產權戰略要素維度結構設計

1.1模型構建

本文綜合行業組織模型、資源基礎模型與企業戰略理論構建了如圖1所示的企業知識產權戰略選擇模型，企業可以在參考企業戰略選擇模型的基礎上，根據自身特點改善戰略選擇模型[1]。企業知識產權戰略選擇模型的實證研究既可以采用數個案例，也可以采用大樣本統計數據，各要素間的結構關系則可以用SEM模型進行研究。本文在結合各要素理論的基礎上，對各要素進行了維度的結構化。模型構成與內涵：（1）技術戰略作為戰略選擇的重要影響因素，對企業總體戰略定位進行了充分反映，且知識產權戰略受到企業總體戰略的影響比較大。（2）企業在技術能力上的差異與知識產權戰略具有密切聯系，其對知識產權戰略的方向以及戰略選擇具有決定性作用。（3）企業競爭優勢與超額利潤受到行業環境的影響比較直接，行業環境作為技術戰略的直接影響因素，是總體環境與競爭對手主要特征的反映。（4）企業技術能力主要取決于企業資源的數量與質量。（5）戰略效果的衡量指標為企業戰略績效，作為戰略產出要素可以對各戰略的重要指標進行評價[2,3]。

1.2模型假設

在上述分析與綜合考慮相關文獻與企業實踐的基礎上，本文針對企業知識產權戰略的6個要素提出了如表1所示的10項假設，這些假設可借助大樣本企業數據進行驗證[4，5]。1.3企業知識產權戰略要素維度的指標設計根據相關文獻及企業訪談意見，本文提出如下頁表2所示的要素維度設計與評價指標體系。

2企業知識產權戰略要素維度測量

2.1樣本選擇與數據收集

本文基于理論模型選取了2017年2月至5月的575家高新技術企業進行了調研。范圍涉及長三角、珠三角地區，覆蓋區域包括北京、江蘇、上海、浙江，行業涵蓋了先進制造技術、現代農業技術、生物工程、環境保護新技術等8類高新技術行業。其中有效樣本為423個，有效率為73.57%。在423份有效樣本中，企業員工數、研發人數分分別為20.12萬、3.12萬，研發人員占比為15.2%；在所有調查樣本中，大多數被調查者十分熟悉企業的知識產權管理與技術研發。本文選取的423個樣本符合高斯分布假設，可以進行10項假設的實證檢驗。采用的方法為結構方程模型分析法，在逐一測量模型6個要素的基礎上，檢驗了該模型的結構關系。

2.2概念模型測量結果

概念模型測量指采用信度與效度法分析戰略選擇模型中的各要素。因子提取采用的方法為主成分分析法，并借助最大方差法對原始因子的載荷系數進行旋轉交換。因子提取后，判別標效度指標個數滿足特征值大于1，并對其進行KMO與Bartlett's球體檢驗，結果如表3所示。當KMO值大于0.9時代表非常好，0.8~0.9代表好，0.7~0.8代表一般，0.6代表差，0.5代表很差，小于0.5代表拒絕原假設。同時，因子分析的最低要求為KMO值在0.6以上[6]。（1）企業知識產權戰略。戰略選擇模型的KMO統計量為0.812，代表因子分析比較適合，同時Bartlett's球體檢驗顯著。如表4所示，本文對知識產權戰略提取了6個因子，分別對應的6個維度為創新深度、寬度、廣度、產權經營、產品經營、產權保護與產權管理。6個維度的α系數均在0.6以上，只有創新深度因子值小于0.7，模型總體信度為0.752。整體效度檢驗與估計相符合，整體結果較為理想，卡方值、擬合優度指數、自由度、修正的擬合優度指數、近似誤差均方根分別為283.64、123、0.953、0.903、0.061，這些值均與擬合標準相符合。NFI、比較擬合指數分別為0.924、0.961，均高于接受值。χ2/df為2.316，該值比較好。各項指標結果表明模型具有較好的擬合效果與效度檢驗。因此，假設1通過驗證[7]。（2）行業環境。探索性因子分析提取出的3個因子分別對應行業環境的三個維度，經效度與信度檢驗后，假設2通過檢驗。（3）技術戰略。企業技術戰略的競爭態勢是探索性因子分析的4個指標的統一，具有較好的因子分析效度與信度。（4）企業資源。探索性因子分析提取出的2個因子分別對應行業環境的兩個維度，經效度與信度檢驗后，假設3通過檢驗。（5）技術能力。探索性因子分析提取出的3個因子分別對應行業環境的兩個維度，經效度與信度檢驗后，假設4通過檢驗。（6）戰略績效。探索性因子分析提取出的2個因子分別對應行業環境的兩個維度，經效度與信度檢驗后，假設5通過檢驗。

2.3結構模型測量結果

本文采用結構方程模型取得了良好的檢驗效果。由下頁表5可知，知識產權戰略選擇模型擬合優度指數、修正的擬合優度指數、近似誤差均方根分別為0.932、0.907、0.071，其中GFI比接受值0.9大，RMSEA比接受值0.08小。相對擬合指標與比較擬合指數分別為0.926、0.931，均比可接受值0.9大。χ2/df為2.836，比判斷值3小。這些數據說明戰略模型具有較好的擬合效果。另外，由下頁圖2可知，本文檢驗了戰略選擇模型的穩定性，檢驗結果較為良好。因此，企業知識產權戰略模型符合實證數據[8]。圖2中，DE、EID、COP分別代表行業競爭程度、新興程度、競爭地位；內外部環境分別用EXR、NR來表示；TABC、TAPC分別代表技術吸收、應用能力；TD、MD、IPRD分別代表技術、市場、產權開發，直接與間接績效分別用DP、IP來表示。綜合上述分析結果，本文得出了以下5個結論：第一，行業環境正相關與技術戰略，其標準化路徑系數為0.821，代表技術戰略在1個單位的行業環境變動下產生的變化單位為0.821個，代表行業環境顯著影響技術戰略，假設6與檢驗結果相一致。第二，技術戰略對知識產權戰略產生了正向影響，且兩者的變化方向一致，標準化路徑系數為0.082，代表后者變化1個單位，技術戰略變化0.082個單位，假設7與驗證相符合。第三，企業資源對技術能力產生了正向影響。其標準化路徑系數為0.916，代表技術能力會隨著1個單位企業資源的變化而變化0.916個單位，假設8與驗證相符合。第四，技術能力對知識產權戰略實施力度產生了正向影響。標準化路徑系數為0.591，代表后者變化1個單位，技術能力的變化0.591個單位，假設9通過檢驗。第五，企業知識產權戰略與戰略績效的變化方向一致，即正相關關系。知識戰略績效會隨著知識產權戰略的變化而變化，變化單位大小取決于標準化路徑系數，兩者的系數為0.942，代表后者變化一個單位，前者變化0.942個單位，從而假設10與驗證結果相一致[9]。

3結論

本文通過實證檢驗后發現行業環境與技術戰略存在正相關關系，前者可以對后者的定位產生直接影響；企業知識產權戰略選擇與技術戰略、能力相互影響，且技術能力對知識產權戰略選擇的影響大于技術戰略；企業資源正相關技術能力，企業技術能力水平受資源水平的直接影響；知識產權戰略正相關企業戰略績效，前者顯著影響了其績效，且企業的核心競爭力中不可或缺的要素為知識產權。

參考文獻：

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[2]陳誠,毛基業.企業戰略選擇的情緒基礎:基于IT服務供應商的多案例研究[J].中國工業經濟,2017,(4).

[3]池仁勇,潘李鵬.企業知識產權能力演化路徑——基于戰略導向視角[J].科研管理,2017,38(8).

[4]蔡曉珊,陳和.知識型企業創業的關鍵環境要素探討:基于SEM模型的實證研究[J].中央財經大學學報,2016,1(1).

[5]唐國華,孟丁.企業知識產權戰略的維度結構與測量研究——基于中國經濟發達地區的樣本數據[J].科學學與科學技術管理,2015,36(12).

[6]王輝龍,厲偉.知識產權保護與趕超國家自主創新:理論機理、雙向效應與應對策略[J].江海學刊,2017,(6).

[7]曾莉,王明,李成成.科技型中小企業知識產權質押融資風險分擔模型研究[J].科技管理研究,2017,37(10).

[8]楊心偉.企業知識產權戰略建立的動因淺析[J].技術與市場,2017,24(6).

[9]曾莉,王明,李成成.科技型中小企業知識產權質押融資風險分擔模型研究[J].科技管理研究,2017,37(10).

作者：陳光輝 單位：天津大學