【正文】 因此我國 IT企業(yè)必須從根本上重視企業(yè)核心能力的識(shí)別、培養(yǎng)與建設(shè)工作。相對(duì)于核心技術(shù)能力比較而言，核心市場能力與核心管理能力的提高并不一定要有巨大的資源投入才能取得實(shí)質(zhì)性的進(jìn)展，因此我國企業(yè)應(yīng)該首先在比較容易縮小差距的核心市場能力與核心管理能力上加大投入力度，先行在這兩方面的核心能力上取得全面突破。具體來說，我國 IT企業(yè)不僅要看到在核心技術(shù)能力上與歐美企業(yè)的巨大差距，也要看到與日、韓、臺(tái)資企業(yè)在核心技術(shù)能力上的較大的差距，在全面評(píng)估自身能力的前提下，在技術(shù)能力上以日、韓、臺(tái)資在華企業(yè)為目標(biāo)，加大技術(shù)開發(fā)投入的力度，盡快在技術(shù)能力上趕超日、韓、臺(tái)企業(yè)，并不斷縮小與歐美企業(yè)的差距。這也印證了假設(shè)一提出的技術(shù)研發(fā)與生產(chǎn)網(wǎng)路的全球三個(gè)地區(qū)梯度的基本前提。 其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為 （ P ＜ ）、 （ P ＜ 1 ）和 （ P ＜ ）， 說明核心技術(shù)與產(chǎn)品的研發(fā)能力、環(huán)境整合 協(xié)調(diào)能力、戰(zhàn)略規(guī)劃與組織管理能力對(duì)企業(yè)的市場占有程度影響力逐漸減弱。 說明核心技術(shù)與產(chǎn)品的研發(fā) 能力、新技術(shù)與新產(chǎn)品持續(xù)開發(fā)能力、環(huán)境整合協(xié)調(diào)能力對(duì)企業(yè)盈利程度的影響力逐漸減弱。 （ 3）、核心能力因子與盈利程度的回歸分析 表 18 核心能力因子與盈利程度的回歸分析 未標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù) t Si g . 共線性診斷 B St d . E rro r Be t a T o l e ran c e V I F (Cons t a nt ) .085 .000 核心技術(shù)與產(chǎn)品的研發(fā)能力 .368 .088 .373 .000 .934 新技術(shù)與新產(chǎn)品持續(xù)開發(fā)能力 .227 .086 .230 .010 .980 環(huán)境整合協(xié)調(diào)能力 .228 .089 .231 .012 .916 分析表明，在九個(gè)表明企業(yè)核心能力的因子中，共有核心技術(shù)與產(chǎn)品的研發(fā)能力、新技術(shù)與新產(chǎn)品持續(xù)開發(fā)能力、環(huán)境整合協(xié)調(diào)能力與企業(yè)的盈利程度存在顯著的相關(guān)關(guān)系， 在共線性檢驗(yàn)中， VIF （方差膨脹系數(shù)）都在 以內(nèi)，而容忍系數(shù)在 以上，說明各自變量之間沒有共線性現(xiàn)象，也就是說明各項(xiàng)能力之間的獨(dú)立性較高，故回歸分析的結(jié)果可靠有效。 （ 2）、核心能力因子與目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的回歸分析 表 17 核心能力因子與目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的回歸分析 未標(biāo)準(zhǔn)化 回歸系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)化 回歸系數(shù) t Si g . 共線性診斷 B St d . E rro r Be t a T o l e ran c e V I F (Co ns t a nt ) 5 .120 66 .000 企業(yè)文化與人力資源管理能力 .517 .120 .393 0 .000 0 0 戰(zhàn)略規(guī)劃與組織管理能力 .329 .120 .249 1 .008 0 0 分析表明，在九個(gè)表明企業(yè)核心 能力的因子中，在九個(gè)表明企業(yè)核心能力的因子中，有企業(yè)文化與人力資源管理能力、戰(zhàn)略規(guī)劃與組織管理能力與企業(yè)的目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度存在顯著的相關(guān)關(guān)系， 在共線性檢驗(yàn)中， VIF （方差膨脹系數(shù)）都為 1 ，而容忍系數(shù)也是 1 ，說明各自變量之間沒有共線性現(xiàn)象，也就是說明各項(xiàng)能力之間的獨(dú)立性較高，故回歸分析的結(jié)果可靠有效。其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為 （ P＜ ）， （ P＜ ）和 （ P＜）。 從以上核心能力與經(jīng)營績效之間的相關(guān)分析與 T檢驗(yàn)的結(jié)果， 對(duì)照統(tǒng)計(jì)假設(shè) 2，可以基本上驗(yàn)證統(tǒng)計(jì)假設(shè) 2。 表 14 決定再投資的企業(yè)與投資決策未定的企業(yè)的核心能力比較 再投資可能性 N Mea n S td. De viation t 檢驗(yàn) 是 64 .69461 核心市場能力 未定 7 .46188 （ ） 是 64 .79586 核心技術(shù)能力 未定 7 .71533 * （ 21 ） 是 64 .83482 核心管理能力 未定 7 .75615 * （ ） 分析表明，決定再投資企業(yè)在核心技術(shù)能力與核心管理能力方面顯著優(yōu)于投資決策未定的企業(yè)（ P）。 核心能力與企業(yè)再投資可能性（變量）的關(guān)系 由于再投資可能性為定序變量，沒有辦法直接進(jìn)行回歸或相關(guān)分析，故擬以其作為分組變量，利用 T 檢驗(yàn) 的方式，檢驗(yàn)再投資決策變量組別之間在核心能力方面是否存在顯著差別來確認(rèn)核心能力與企業(yè)再投資決策之間的關(guān)系。 （ 2 ）、核心能力與企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的相關(guān)分析 表 10 核心能力與企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的相關(guān)分析 核心市場能力 核心技術(shù)能力 核心管理能力 目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度 P e a rs on Correl a t i on .316* * .368* * .472* * S i g . (2 t a i l e d) .002 .000 .000 目標(biāo)實(shí)現(xiàn) 程度 N 97 97 97 * * Correl a t i on is s i g ni fi c a nt a t t he l e v e l (2 t a i l e d). 相關(guān)分析表明，各項(xiàng)核心能 力指標(biāo)均與企業(yè)的目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度顯著正相關(guān)，其中核心市場能力與目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的相關(guān)系數(shù)為 0 .316 （ P ＜ 0. 01 ），核心技術(shù)能力與目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的相關(guān)系數(shù)為 8 （ P ＜ ），核心管理能力與目標(biāo)實(shí)現(xiàn)程度的相關(guān)系數(shù)為 （ P ＜ ）。 以上 T 檢驗(yàn)結(jié)果可以部分驗(yàn)證假設(shè) 1 ，表明中國 IT 企業(yè)與歐美企業(yè)的核心能力差距顯著，而與日韓臺(tái)在華企業(yè)在核心能力上差距不顯著。 表 7 歐美與中國企業(yè)的核心能力的差異分析 控股國家地區(qū) N 平均值 標(biāo)準(zhǔn)差 t 美國、歐洲 25 4 3 核心市場能力 中國 44 6 6 6 ( 7) 美國、歐洲 25 1 8 核心技術(shù)能力 中國 44 9 9 1* * ( 0) 美國、歐洲 25 0 6 核心管理能力 中國 44 0 1 2* * ( 4) 結(jié)果表明，歐美控股的企業(yè)在核心技術(shù) 能力、核心管理能力方面均顯著優(yōu)于中國企業(yè)，而在核心市場能力方面則與中國企業(yè)并無顯著差異。 因子 3 包括兩個(gè)題項(xiàng)，分別是財(cái)務(wù)資源利用能力和財(cái)務(wù)決策能力，我們將因子 3 命名為 財(cái)務(wù)管理能力 因子。 表 4 核心管理能力的因子載荷矩陣 因子 1 因子 2 因子 3 C C A05 .742 C C A07 .730 C C A08 .581 C C A12 .5 64 .528 C C A11 .557 C C A09 .765 C C A10 .680 C C A02 .631 .513 C C A04 .769 C C A01 .709 C C A06 .571 C C A03 .455 .502 Ex tra c ti on Method: P rinc ipal C omponent Ana l y sis . R otation M e thod: Va rimax with Ka iser Nor m a li z a ti o n. 因子分析的結(jié)果表明，因子 1 包括 五個(gè)題項(xiàng)，分別是動(dòng)態(tài)戰(zhàn)略規(guī)劃決策能力、戰(zhàn)略實(shí)施與控制能力、子公司 / 事業(yè)部 / 多元的職能整合能力、組織與職能層面的創(chuàng)新能力、企業(yè)核心人才管理能力，我們將因子 1 命名為 戰(zhàn)略規(guī)劃與組織管理能力 因子。 (3)、核心管理能力的因子分析 ? 由于核心管理能力量表所列 12個(gè)題項(xiàng)之間的相關(guān)度較高，題項(xiàng)的平均共同性超過了 ，而調(diào)查的樣本數(shù)接近 100，因此可以利用因子分析對(duì)核心管理能力進(jìn)行簡化（ Stevens， 1992）。 因子 2 包括四個(gè)題項(xiàng)，分別是新技術(shù)轉(zhuǎn)化能力、新產(chǎn)品開發(fā)的顧客導(dǎo)向能力、核心產(chǎn)品的質(zhì)量控制能力、制造過程中的持續(xù)開發(fā)能力，我們將因子 2 命名為 新技術(shù)與新產(chǎn)品持續(xù)開發(fā)能力 因子。這里采用主成分法和 Varimax正交旋轉(zhuǎn)，參考區(qū)根值堆積圖，獲得三因子結(jié)構(gòu)模型，這三個(gè)因子解釋了 %的總方差，其中其中，因子 1解釋了 %的總方差，因子 2解釋了 %的總方差，因子 3解釋了 %的總方差。 ? 根據(jù)以上因子分析結(jié)果，對(duì)核心市場能力的二級(jí)分類進(jìn)行重新調(diào)整，調(diào)整后的結(jié)果見表 5。 ? 因子 2包括三個(gè)題項(xiàng)，分別是核心產(chǎn)品的品牌信譽(yù)積累度（信譽(yù)）、企業(yè)形象美譽(yù)度、顧客服務(wù)和后勤支援能力，我們將因子 2命名為 市場營銷與服務(wù)能力 因子。這里擬采用主成分法和 Varimax正交旋轉(zhuǎn)，參考區(qū)根值堆積圖，獲得三因子結(jié)構(gòu)模型，這三個(gè)因子解釋了 %的總方差，其中因子 1解釋了 %的總方差，因子 2解釋了 %的總方差，因子 3解釋了%的總方差。因子分析是主成份分析的一種推廣，是利用潛在變量或本質(zhì)因子去解釋可觀測的變量的一種工具。它通過研究眾多變量之間的內(nèi)部依賴關(guān)系，探求觀測數(shù)據(jù)中的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)幾個(gè)綜合指標(biāo)來表示基本的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。并通過回歸分析確定影響每個(gè)績效指標(biāo)的關(guān)鍵核心能力（自變量為因子分析后確定的核心能力二級(jí)分類） 實(shí)證研究結(jié)果 ? 因子分析是將多個(gè)實(shí)測變量轉(zhuǎn)換為少數(shù)幾個(gè)不