组织内部影响知识共享的外在因素分析

尹玲敏

（河南职业技术学院图书馆，河南 郑州 450046）

1 相关概念分析

人的意图无法直接被衡量，只能通过其产生的结果，也就是行为来推测，人的行为不仅源于其本身内在的需求与动机，还会受到外在环境对人的外在刺激所影响。因此，期望员工能积极进行知识共享，不只是要了解个别员工不同的内在需求动机，更要通过奖励建立各种制度，分析出员工进行知识共享的原因，也就是外在的因素，才能有效促使员工进行知识共享。

有学者提出组织提供的奖励等外在因素是一种影响的力量，可以使一个人很有意识地遵从组织的期望与行动。当员工认知并预期组织会提供报酬来激励其从事知识共享，而此报酬对员工来说是有价值或重要的，而且获得此报酬的可能性越高，则其越倾向于符合组织的期望去履行知识共享。而主观规范是指个人对于是否采取某种特定行为时，所感受到的社会压力。也就是说，个人在从事某特定的行为时，感受到其他重要关系人是否同意他的行为或预期会受到的社会压力。一般来说，组织会通过奖励制度以提供适当的机会来增加员工对努力工作者投入意愿，激励员工表现出组织所期待的行为。

因此，奖励制度代表了组织对于员工行为准则的期待，成为个人判断其是否进行知识共享行为的重要参考规范，为了提升工作绩效，员工必须共享知识给同事以协调彼此工作，并寻找问题的解决方法。个人对奖励的期望将影响个人对知识共享的规范性信念的程度。另外，奖励制度提供满足个人需求动机的报酬，个人为获得报酬将对奖励制度投入更高的依从程度，因此，若奖励制度的设计能对个人知识共享行为产生较高的的期望效果时，个人的依从动机就会增加。笔者从以下的资料中，分析外在因素对知识共享的意愿影响程度，并给出一个量化的结论。

2 资料搜集及分析方法

笔者资料的搜集采取问卷调查法，以封闭式问卷的发放，以河南职业技术学院部分教职工为调查对象，研究不同的外在影响对于组织成员知识共享有何影响。总计发出25份纸本问卷，问卷回收数量共23份，回收率为92%，经筛选剔除填答不完整的无效问卷2份，本研究实际有效问卷为20份，有效问卷率为80%。

笔者采用因素分析法中的主成分分析法（Principal Component Analysis）及特征值（eigen value）大于1的条件来萃取出共同的因素，并运用正交转轴（Orthogonal Rotation）最大变异法（Varimax）来进行因素转轴，使所有变量在同一个因素或成分的负荷量平方的变异量达到最大，从而便于共同因素的辨认，延展出区别不同因素的量表。

再分别计算单一层面中各问项的因素负荷量（factor loading），其值大于0.5时，表示该项收敛至此因素，若其值小于0.5，则予以删除，并重新进行因素分析检测，直到最后结果显示每个因素层面的衡量项目均处于该因素层面中。此外，若某一个项目同时存在有两个层面因素负荷量均大于0.5以上，则表示其存在共变性的可能，也予以删除。

3 因素分析及统计

笔者针对外在因素中的工作性质、工资报酬与同事影响三个层面，进行检验统计（KMO统计）及Bartlett球形检验。结果显示KMO值为0.839，大于0.8表示因素分析适应性是良好的，而Bartlett球形检验的近似卡方分配值为1244.850，显著性为0则达到显著水平，代表资料非常适合进行因素分析。

3.1 因素分析

因素分析结果（见表1）所示，共提出三个因素层面，分别为同事影响、工作性质与工资报酬，累积变异量为67.348%。

表1 外在因素分析结果

区分度分析：一个测量模型如果具有区分度(discriminate validity)，则在抽样误差的范围内所有层面间的估计相关系数不可包含，根据统计分析专家加斯基（Gaski，1986）的研究结论，当任两个层面尺度间的相关系数低于单个层面的Alpha值时，则层面间彼此具有较强的区分度。因此，本研究将求得的测量模型中各层面间的相关系数与其Cronbach α值做比较，整理（见表2）所示。

表2 各个层面区分度

由上表可知，本研究测量模型构面间的相关系数都小于1，显示各层面应为不同的层面，任意两个层面尺度间的相关系数都低于个别层面的Cronbach α值，代表数据的区分度很高。

3.2 数据线性回归统计

笔者将所有对于从变量具有解释度的预测变量纳入回归方程式，不考虑预测变量间的关系，计算所有变量的回归系数。而主要以回归模型的决定系数(R2)来评估整体模式的解释度，及由自变量与从变量所形成的线性回归模式的契合度。并使用容忍值(tolerance)与变异数膨胀系数(variance inflation factor，VIF)来验证自变量的线性允差，研究结构(见图1)。

图1 知识共享外在影响因素分析构架

以外在因素中的同事影响、工资报酬、工作性质为预测变量，再以主观规范为从变量，来验证各预测变量对从变量的联合预测度。在得到的数据中，仅有“同事影响”“工资报酬”对主观规范影响达到显著水平，而且标准化回归系数(β)为正值，而“工作性质”对主观规范影响没有达到显著水平。在整个回归模式中，可解释19.9%的变异量（见表3）。

表3 回归模式解析1

最后，以知识共享态度与主观规范为预测变量，再以知识共享意图为从变量，来验证各预测变量对从变量的联合预测力。结果显示，知识共享态度与主观规范对知识共享意图的影响都为显著，而且标准化回归系数(β)为正值。在整个回归模式中，可解释56.3%的变异量（见表4）。

表4 回归模式解析2

4 研究结果

根据以上分析，把本研究所得结果整理如下（见图2）。

图2 各因素对知识共享影响因子展示

由上述结果得知，其中只有“同事影响”与“工资报酬”对于主观规范有显著的影响，标准化回归系数分别为0.187与0.161，而“工作性质”标准化回归系数为0.109，而且未达到显著水平。

结果显示，员工对组织提供的外在影响中“同事影响”、“工资报酬”层面的期望对于共享知识主观的规范有正面的影响。也就是说，员工对组织提供的外在因素中“同事影响”、“工资报酬”层面的期望越高，其知识共享的主观规范越强烈。

组织为了促进员工从事知识共享，如果能适时地给予员工肯定与支持，并提供奖金、进修补助等，将使员工更愿意符合组织的期望，去提供自己的专业或核心知识。

然而，根据分析结果，员工对组织提供的外在影响中“工作性质”层面的期望对于其知识共享的主观的规范没有显著的影响。组织成员对组织提供的不同层面的外在因素的期望，属于主观性的判断，会有不同的看法。从实际工作中来看，工作本身的内容与产生的作用，并无法让员工感受到其所带来的激励，且员工对此项没有任何期望，可能是员工认为其工作的现况，并没有办法通过知识共享获得改变。

员工知识共享的主观规范对其知识共享态度有正面的影响。也就是说，组织成员知识共享的主观规范越强烈，则对知识共享越倾向于保持正面的态度。所以，当组织成员感知到其他成员希望他从事知识共享的压力时，其对于知识共享越会保持正面的态度。

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［3］魏有亮.浅析组织中知识共享的难点及对策［J］.人口与经济,2009,(1).

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