基于元分析的組織中員工知識(shí)共享影響因素研究*

組織對(duì)于知識(shí)資源有效的管理與共享可以提升組織的競爭力，同時(shí)可以提升組織的學(xué)習(xí)氣氛[1]。組織部署知識(shí)庫不但可以管理組織知識(shí)[2]，還可以促使員工重復(fù)利用和轉(zhuǎn)移知識(shí)[3]。近些年來，很多學(xué)者對(duì)組織中員工知識(shí)共享影響因素進(jìn)行了大量研究，組織中員工知識(shí)共享影響因素成為了信息管理領(lǐng)域內(nèi)的研究熱點(diǎn)之一。然而，由于資料收集方式或探討問題的背景有所差異，因而產(chǎn)生了研究結(jié)論不一致的現(xiàn)象，包括正向、負(fù)向或者沒有影響。例如，Kankanhalli等[4]研究發(fā)現(xiàn)報(bào)酬對(duì)知識(shí)共享態(tài)度有正向影響；Bock等[5]研究發(fā)現(xiàn)報(bào)酬會(huì)負(fù)向影響共享態(tài)度；Hung等[6]研究發(fā)現(xiàn)沒有影響。關(guān)于互惠對(duì)知識(shí)共享數(shù)量的研究結(jié)果也有不一致的現(xiàn)象，Chang&Chuang等[7]研究發(fā)現(xiàn)互惠對(duì)知識(shí)共享數(shù)量有正向影響；Wasko&Faraj[8]研究發(fā)現(xiàn)互惠對(duì)知識(shí)共享數(shù)量有負(fù)向影響；Hung等[9]研究發(fā)現(xiàn)沒有影響。以上研究由于研究變量、研究角度的不同，產(chǎn)生了不同的研究結(jié)論。鑒于此，筆者采用元分析方法對(duì)國外英語主流期刊中關(guān)于組織員工知識(shí)共享的相關(guān)研究結(jié)果進(jìn)行匯總研究，從而得到組織中員工知識(shí)共享影響因素的一般性結(jié)論。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 分析方法

首次使用“元分析”這個(gè)概念的人是美國學(xué)者格拉斯，他在1976年美國教育研究聯(lián)合會(huì)的發(fā)言致辭中提出元分析概念。元分析是一種定量分析手段，它運(yùn)用一些測(cè)量和統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)，總結(jié)和評(píng)價(jià)已有的研究。元分析可以對(duì)傳統(tǒng)文獻(xiàn)資料進(jìn)行整合，解決研究結(jié)果容易依賴個(gè)人主觀評(píng)定、無法形成有效結(jié)論的問題。發(fā)展至今，元分析已經(jīng)成為一種將大量個(gè)別研究的結(jié)果綜合起來進(jìn)行定量分析的方法[10]，在此分析過程中可以消除誤差來源，發(fā)現(xiàn)變量之間的真正關(guān)系與強(qiáng)度[11]。目前大家最常使用的三種元分析是由Hunter&Schmidt[12]、 Hedges&Olkin[13]、 Rosenthae[14]所提出，各有優(yōu)缺點(diǎn)。考慮本研究樣本資料的特點(diǎn)和使用效果，本研究采用Hunter&Schmidt的方法進(jìn)行元分析，使用相關(guān)系數(shù)r作為輸入效應(yīng)值(Effect Size)。若原始文獻(xiàn)中未直接給出相關(guān)系數(shù)或樣本量，但給出了t檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)，Z值等統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，則可根據(jù)Hunter&Schmidt[10]81的轉(zhuǎn)換公式將這些統(tǒng)計(jì)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為相關(guān)系數(shù)r值。本研究使用CMA3.0(Comprehensive Meta-Analysis 3.0)元分析專業(yè)軟件進(jìn)行分析。

1.2 樣本文獻(xiàn)搜集與篩選

樣本文獻(xiàn)的數(shù)量和質(zhì)量決定著元分析的結(jié)果。為了確保研究的可靠性與完整性，以“Knowledge sharing”“Knowledge contribution”“Information sharing” 與 “Information contribution”為主題詞在在Web of Science、Proquest、EBSCO、Springerlink、Wiley 中進(jìn)行組配檢索國外相關(guān)文獻(xiàn)。本研究文獻(xiàn)范圍僅限于國外英語文獻(xiàn)，并未涉及國內(nèi)文獻(xiàn)，主要涵蓋相關(guān)期刊和會(huì)議文獻(xiàn)，檢索時(shí)間為2005年1月至2016年12月，共153篇。

針對(duì)上述檢索獲得的153篇文獻(xiàn)，按照下列標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選和剔除：(1)文獻(xiàn)必須是關(guān)于組織中員工知識(shí)共享的實(shí)證類文獻(xiàn)，剔除研究綜述、案例研究等非實(shí)證類文獻(xiàn)；(2)剔除關(guān)于虛擬社區(qū)知識(shí)共享類的文獻(xiàn)，只保留組織中員工知識(shí)共享類文獻(xiàn)；(3)剔除文獻(xiàn)中描述不清，相關(guān)參數(shù)不可整理的文獻(xiàn)；(4)剔除文獻(xiàn)中沒有提供樣本數(shù)或相關(guān)系數(shù)，亦沒有提供p值、Z值、F值、T值的文獻(xiàn)；最后采納文獻(xiàn)55篇，見表1。

表1 組織中員工知識(shí)共享樣本文獻(xiàn)

1.3 樣本文獻(xiàn)整理與編碼

文獻(xiàn)收集完成后，根據(jù)文獻(xiàn)的內(nèi)容，依照每篇文獻(xiàn)與研究問題的切題性，以及所提供資料的完整性進(jìn)行篩選。篩選之后，由兩位作者獨(dú)立進(jìn)行編碼，把作者、年代、研究變量、樣本數(shù)、統(tǒng)計(jì)資料等加以編碼和登記。

這個(gè)階段的工作，需要注意兩個(gè)方面的問題：第一是在篩選文獻(xiàn)時(shí)，需要仔細(xì)審核每篇文獻(xiàn)研究變量的含義及測(cè)定方式，確保不同研究結(jié)果是在相同的基礎(chǔ)上進(jìn)行比較；第二是編碼時(shí)，為避免受編碼者主觀的判斷所影響，須由兩位以上人員分別獨(dú)立進(jìn)行，然后再比較討論結(jié)果，以提高研究的信度。

本研究以知識(shí)共享為結(jié)果變量，將搜集到的樣本文獻(xiàn)編碼并且分為4類：知識(shí)共享頻率，知識(shí)共享意愿，知識(shí)共享質(zhì)量，知識(shí)共享態(tài)度。這4個(gè)因變量的具體定義見表2。編碼表包括了這4個(gè)因變量和78個(gè)觀測(cè)值(自變量)。

表2 因變量定義及來源

2 結(jié)果分析

2.1 質(zhì)性分析與統(tǒng)計(jì)

在搜集的55篇文獻(xiàn)中，對(duì)78個(gè)觀測(cè)值(自變量)，分別以正向顯著、負(fù)向顯著和不顯著三種關(guān)系作頻率統(tǒng)計(jì)，僅列出觀測(cè)值為3次及以上的自變量，見表3。由于并非每個(gè)樣本都有測(cè)試的所有關(guān)系，因此，表3中各種關(guān)系的總觀測(cè)值個(gè)數(shù)并不相同。

影響組織中員工知識(shí)共享頻率的變量主要有知識(shí)共享意愿、信任、承諾和報(bào)酬；影響組織中員工知識(shí)共享態(tài)度的變量主要有互惠、報(bào)酬、信任和IT促進(jìn)的共享理念；影響組織中員工知識(shí)共享意愿的變量主要有共享態(tài)度、主觀規(guī)范；影響組織中員工知識(shí)共享質(zhì)量的變量主要有聲譽(yù)、互惠和認(rèn)同。

表3 知識(shí)共享文獻(xiàn)中各變量間關(guān)系的頻率

2.2 相關(guān)系數(shù)量化分析

2.2.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)是元分析非常重要的環(huán)節(jié)和步驟，檢驗(yàn)多個(gè)樣本文獻(xiàn)合并后的總效應(yīng)值是否具有異質(zhì)性。只有同質(zhì)的資料才能進(jìn)行合并、比較等統(tǒng)計(jì)操作，反之不能。目前應(yīng)用較為廣泛的異質(zhì)性檢驗(yàn)是Q檢驗(yàn)，若Q檢驗(yàn)結(jié)果顯著p≤0.05，拒絕原假設(shè)，說明多個(gè)研究結(jié)果之間存在異質(zhì)性；若Q檢驗(yàn)結(jié)果不顯著p＞0.05[15]，說明多個(gè)研究結(jié)果之間不存在異質(zhì)性。若存在異質(zhì)性，研究結(jié)果差異除了源于抽樣誤差，還可能存在一些其他研究特性的差異；若不存在異質(zhì)性，研究結(jié)果差異僅源于抽樣誤差。當(dāng)效應(yīng)值存在異質(zhì)性時(shí)，首先應(yīng)進(jìn)行異質(zhì)性分析和判斷，刪除極端效應(yīng)值，對(duì)仍無法消除異質(zhì)性的資料，可選擇隨機(jī)效應(yīng)模型(REM)進(jìn)行分析；反之使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。本研究異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見表4，各效應(yīng)值均存在異質(zhì)性，故全部選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

2.2.2 整體分析

組織中員工知識(shí)共享影響因素元分析結(jié)果見表5，合并輸入效應(yīng)值r(簡稱“效應(yīng)值r”)表示各變量之間的相關(guān)關(guān)系。關(guān)于知識(shí)共享頻率，信任(r=0.485，p=0.000)、承諾(r=0.590，p=0.000)對(duì)知識(shí)共享頻率有顯著的正向相關(guān)關(guān)系，其中承諾對(duì)知識(shí)共享頻率影響要大于信任的影響。

關(guān)于知識(shí)共享態(tài)度，互惠(r=0.331，p=0.038)、IT促進(jìn)的共享理念(r=0.237，p=0.000)對(duì)知識(shí)共享態(tài)度有顯著的正向相關(guān)關(guān)系，其中影響力由強(qiáng)到弱依次為互惠、IT促進(jìn)的共享理念；信任(r=0.100，p=0.082)對(duì)知識(shí)共享態(tài)度有較為顯著的正向相關(guān)關(guān)系；報(bào)酬(r=-0.009，p=0.005)對(duì)知識(shí)共享態(tài)度有顯著負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

關(guān)于知識(shí)共享意愿，共享態(tài)度(r=0.401，p=0.000)、主觀規(guī)范(r=0.427，p=0.000)對(duì)知識(shí)共享意愿有顯著的正向相關(guān)關(guān)系，主觀規(guī)范對(duì)知識(shí)共享意愿影響大于共享態(tài)度影響。

關(guān)于知識(shí)共享質(zhì)量，認(rèn)同(r=0.555，p=0.001)對(duì)知識(shí)共享質(zhì)量有顯著的正向相關(guān)關(guān)系；互惠(r=0.298，p=0.054)、聲譽(yù)(r=0.183，p=0.073)對(duì)知識(shí)共享質(zhì)量有較為(接近)顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

表4 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 組織中員工知識(shí)共享影響因素元分析結(jié)果

2.2.3 發(fā)表偏差

發(fā)表偏差是指由于研究者不能完全占有相關(guān)領(lǐng)域的資料而造成元分析結(jié)果存在偏差，發(fā)表偏差常被稱為“文件柜問題”[16]。造成偏差的原因有二：一是元分析者很難收集到相關(guān)研究領(lǐng)域的所有文獻(xiàn)，很多沒有公開發(fā)表的文獻(xiàn)不易獲??；二是已經(jīng)發(fā)表的文獻(xiàn)中，證實(shí)了研究假設(shè)的居多，而有悖于研究假設(shè)的很少，同時(shí)元分析者也易將結(jié)果顯著的研究納入元分析中[17]。本研究采用Fail Safe N法的評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)，在95%置信水平下，當(dāng)N值大于5K+10(K為樣本文獻(xiàn)篇數(shù))時(shí)就不存在發(fā)表性偏差[14]92。本研究中除互惠→共享質(zhì)量無法估計(jì)外，其它各變量關(guān)系間均不存在發(fā)表偏差。

3 討論

綜合組織中員工知識(shí)共享影響因素的元分析結(jié)果，可以得到以下結(jié)論：若以p<0.05作為顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)，共享意愿→共享頻率、報(bào)酬→共享頻率、互惠→共享質(zhì)量、聲譽(yù)→共享質(zhì)量、信任→共享態(tài)度這5組變量之間的關(guān)系未能達(dá)到顯著性水平。其余8組變量之間的關(guān)系達(dá)到顯著性水平：信任→共享頻率、承諾→共享頻率、互惠→共享態(tài)度、報(bào)酬→共享態(tài)度、IT促進(jìn)的共享理念→共享態(tài)度、認(rèn)同→共享質(zhì)量、共享態(tài)度→共享意愿、主觀規(guī)范→共享意愿。根據(jù)上述元分析結(jié)果，筆者構(gòu)建了知識(shí)共享各因變量關(guān)鍵影響因素，如圖1所示。

圖1 組織中員工知識(shí)共享關(guān)鍵影響因素模型

在圖1中，相同的自變量對(duì)不同因變量產(chǎn)生了不同的影響效果。例如，承諾對(duì)知識(shí)共享頻率存在正向影響，但未影響知識(shí)共享質(zhì)量；報(bào)酬對(duì)知識(shí)共享態(tài)度存在負(fù)向影響，但未影響知識(shí)共享頻率和共享質(zhì)量；信任對(duì)知識(shí)共享頻率存在正向影響，但未影響知識(shí)共享態(tài)度。

4 研究結(jié)論與局限

4.1 研究結(jié)論

元分析是以定量的方法解決大量研究主題相似但研究結(jié)果紛亂復(fù)雜的問題，找出變量之間明確的關(guān)系，進(jìn)而得到一個(gè)統(tǒng)一性的結(jié)論。筆者基于元分析方法，分析了組織中員工知識(shí)共享的影響因素，主要得到如下結(jié)論。

筆者將組織中員工知識(shí)共享行為劃分為知識(shí)共享頻率、知識(shí)共享態(tài)度、知識(shí)共享意圖和知識(shí)共享質(zhì)量四個(gè)方面，總結(jié)了組織中員工知識(shí)共享關(guān)鍵影響因素模型。通過模型，可以細(xì)致了解影響組織中員工知識(shí)共享的關(guān)鍵因素，研究者可針對(duì)較少研究或較低影響的因素開展后續(xù)研究。

影響組織中員工知識(shí)共享頻率的因素為信任和承諾；影響組織中員工知識(shí)共享態(tài)度的因素為互惠、報(bào)酬和IT促進(jìn)的共享理念；影響組織中員工知識(shí)共享意愿的因素為主觀規(guī)范和知識(shí)共享態(tài)度；影響組織中員工知識(shí)共享質(zhì)量的因素為認(rèn)同。

研究結(jié)果顯示，報(bào)酬對(duì)于知識(shí)共享態(tài)度存在負(fù)向影響，而互惠對(duì)知識(shí)共享態(tài)度存在正向影響。因此，組織員工間知識(shí)共享期待有互惠關(guān)系，組織在制定員工知識(shí)共享激勵(lì)措施時(shí)，需要注意是否因不公平而產(chǎn)生副作用。同時(shí)承諾對(duì)知識(shí)共享頻率存在正向影響，組織應(yīng)設(shè)法改變員工對(duì)組織的看法，當(dāng)員工對(duì)組織產(chǎn)生正向支持時(shí)，會(huì)促進(jìn)其知識(shí)共享的頻率。

4.2 研究局限

首先，筆者針對(duì)文獻(xiàn)的品質(zhì)與范圍，僅選取了信息管理領(lǐng)域的英語主流期刊和會(huì)議中的文獻(xiàn)作為樣本文獻(xiàn)，未來研究可以增加碩博論文等相關(guān)文獻(xiàn)，進(jìn)一步減少取樣誤差。

其次，筆者只選取了英文文獻(xiàn)作為樣本文獻(xiàn)的遴選對(duì)象，并未采納中文或其他語言的文獻(xiàn)。未來研究考慮進(jìn)一步擴(kuò)大樣本文獻(xiàn)的選取范圍，從而減少取樣誤差。

除此之外，未來應(yīng)擴(kuò)大研究國內(nèi)外組織中員工知識(shí)共享影響因素的差異，進(jìn)一步完善組織中員工知識(shí)共享影響因素的分析，從而得到更有說服力的普遍性結(jié)論。