吳士健，孫專專，劉新民

(山東科技大學 經管學院，山東 青島 266590)

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知識治理、組織學習影響組織創(chuàng)造力的多重中介效應研究

吳士健，孫專專，劉新民

(山東科技大學 經管學院，山東 青島 266590)

從組織學習和知識治理相互促進的視角，引入知識共享和創(chuàng)新型文化作為中介變量和調節(jié)變量，構建了一個被調節(jié)的鏈式中介模型，提出并驗證了組織學習和知識治理影響組織創(chuàng)造力的路徑?；?01個有效樣本的調查數據，運用結構方程模型和回歸分析對樣本數據進行檢驗發(fā)現：組織學習既能直接作用于組織創(chuàng)造力，也能通過知識治理與知識共享的鏈式中介效應間接對組織創(chuàng)造力產生積極影響；知識治理既能直接作用于組織創(chuàng)造力，也能通過組織學習與知識共享的鏈式中介效應間接對組織創(chuàng)造力產生積極影響；創(chuàng)新型文化在組織學習與知識共享間、知識治理與知識共享間，以及知識共享的中介過程中起正向調節(jié)作用，但并未調節(jié)組織學習與組織創(chuàng)造力的關系以及知識治理與組織創(chuàng)造力間的關系。

組織學習；知識治理；組織創(chuàng)造力；知識共享；創(chuàng)新型文化

一、引言

創(chuàng)新是推動社會發(fā)展的重要力量。一切創(chuàng)新成果的產生都是源于創(chuàng)造性想法的成功應用，培育并挖掘組織內的創(chuàng)造性想法是實現創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略的必由之路。組織內產生新穎且有效的想法、產品和流程的能力就是組織創(chuàng)造力。組織創(chuàng)造力是存在于組織層面的創(chuàng)造力，是個體或群體的創(chuàng)造力行為與復雜社會環(huán)境(組織文化、資源狀況、治理結構、報酬體系、技術和戰(zhàn)略等)互動的結果，包括創(chuàng)造過程、創(chuàng)造產品、富于創(chuàng)造性的人和創(chuàng)造性環(huán)境等方面的結合以及它們的互動，對創(chuàng)新型組織建設和組織績效提升有著至關重要的影響。

作為組織行為學的一個新興領域，組織創(chuàng)造力研究既關注創(chuàng)新的獨特性，又強調創(chuàng)新的應用性。Sandvik等(2015)研究了信息共享、網絡創(chuàng)造氛圍對組織創(chuàng)造力的影響[1]；劉新梅和王文隆(2013)、孫永磊等(2016)研究了組織領導、領導風格對組織創(chuàng)造力的作用機制[2-3]。創(chuàng)造力的產生需要以獲得與任務或問題相關的知識和經驗為前提。組織學習是組織持續(xù)獲取知識、在組織內共享和傳遞知識，以及創(chuàng)造新知識的過程。組織學習不僅豐富了組織成員的知識，促成知識轉化與整合，更重要的是改變了組織體系，提升了組織獲取、管理和運用知識的能力，推動組織向學習型組織轉變，激發(fā)出更多創(chuàng)造性的想法或行動。隨著知識研究的深入，嵌入在員工頭腦、組織慣例和流程中的知識特別是隱性知識越來越被認為是企業(yè)核心競爭優(yōu)勢的來源，組織創(chuàng)造力研究也越來越重視組織中集體學習和知識獲取對組織中創(chuàng)造性想法涌現的影響。如劉新梅等(2013)實證檢驗了組織學習方式對知識獲取和組織創(chuàng)造力的影響作用[4]。

知識研究表明，組織知識本身所具有的嵌入性、分布性、集體性和累積性特征，使得組織內任何主體都無法掌握所有的相關知識，知識不是以一種集中或集合的形式存在，而是以不完全的、經常是相互矛盾的知識片段，分散地為不同的個人所占有。而知識經濟發(fā)展的核心在于知識的運營轉化效果[5]，如何將個體層面的知識轉化為組織層面的知識，推動知識在組織內的流動、共享、整合，并通過“知識碰撞”和“創(chuàng)造性摩擦”產生出新的知識和創(chuàng)造性的想法，是知識治理機制所要解決的關鍵問題，也是組織創(chuàng)造力研究所應關注的重點。不管是正式的知識治理還是非正式的知識治理，都會影響到組織中知識的分布、流動和共享方式，影響組織學習成效并進而影響組織創(chuàng)造力。組織創(chuàng)造力不是個體或團體創(chuàng)造力的簡單加和，而是個體和團體創(chuàng)新行為與組織結構、環(huán)境等因素的函數[6]，必須從多水平交互作用的視角來研究[7]；組織學習與知識治理也不是孤立地發(fā)揮作用的，組織學習是獲取組織內外部知識的過程，知識治理則是對知識獲取、交流和整合運用過程的治理，二者是相輔相成，互為促進，并共同通過知識共享、知識交流等活動發(fā)揮作用。因而，以組織學習和知識治理相互促進的視角，綜合考慮組織中的個體知識向組織知識的轉化及隱性知識的發(fā)掘過程，構建模型探討組織創(chuàng)造力的形成機理，明確作用路徑關系，對揭示組織創(chuàng)造力的產生基礎，激發(fā)組織中富有創(chuàng)新性的想法并及時轉化為創(chuàng)新績效，有著極為重要的意義。

二、研究假設與理論模型

(一) 組織學習與知識治理相互影響

知識有顯性和隱性之分，顯性知識和隱性知識之間的轉化可以用SECI模型來描述，即社會化、外化、結合與內化四個過程。社會化是通過觀察、模仿等行為將他人的隱性知識轉化成為我所用的隱性知識的過程；外化是將隱性知識以語言、文字等形式表述出來，轉化為顯性知識，使其可以更好地被理解和吸收；結合是將顯性知識進行組合、整理及概括，使之成為更加系統、全面的知識；內化是將顯性知識內化為自己的隱性知識的過程。從這個過程中可以發(fā)現，通過組織學習螺旋獲取的知識經過知識治理以后可以在組織內部實現共享，知識治理將各種有用的知識整理、存儲在組織知識庫中，供成員進行下一步的組織學習，內化為組織新的隱性知識，從而為組織帶來更大的效益。另一方面，知識在個體、團隊和組織層面上的轉移需要依靠知識治理來實現。個體獲取知識以后，整合到團隊中，組織進一步進行加工并將其制度化，從而創(chuàng)造新的知識。因此，知識治理推動了組織學習，而組織學習又反作用于知識治理，促進治理績效的持續(xù)改進。組織學習與知識治理是相輔相成、相互促進，并存在交叉影響的，目的都是為了知識在組織內實現持續(xù)共享、應用和創(chuàng)造?；诖耍岢鋈缦卵芯考僭O：

H1：組織學習對知識治理具有正向影響。

H2：知識治理對組織學習具有正向影響。

(二)組織學習與組織創(chuàng)造力

知識和技能的獲取主要通過學習來完成，組織學習是通過有效的知識獲取提高活動能力的過程。其效應主要表現在對組織創(chuàng)新網絡的熟悉、對工作所需技能的掌握以及對組織目標的實現[8]。

處于同一組織的成員往往具有相似的知識結構，而組織外部有著相對于內部而言更為獨特的知識與信息。企業(yè)通過橫向和縱向的聯系與各利益相關方聯合成一個巨大的網絡，使得知識得以流通，這成為組織學習的基礎[9]。外部學習可以使得組織成員獲得更加多元化的知識以及看待問題的新視角，刺激發(fā)散性思維，促使他們將不同的知識、觀點或視角進行結合，去糟取精地創(chuàng)造解決問題的全新方案。同時，在這個過程中組織成員能夠獲得他人的經驗，避免重復犯錯并改良過去的做法，以此提升組織創(chuàng)造力。此外，組織學習不僅是一種為組織知識庫創(chuàng)造、累積新知識所進行的活動，更與這座知識庫中有關知識流活動的知識使用、轉移、整合、取得與儲存等有彼此密切的關系，它是知識庫發(fā)揮吸收能力、動態(tài)能力與創(chuàng)新能力的重要支柱?；诖?，提出如下假設：

H3：組織學習對組織創(chuàng)造力具有正向影響。

(三)知識治理與組織創(chuàng)造力

知識是一個連續(xù)譜系，一端為公共品，另一端為深度嵌入的私有知識。知識成分中顯性部分所占比重較小，大部分知識是內隱的，只能通過應用和實踐獲得，因而造成了知識轉移緩慢、成本高昂的現象。若組織僅僅依賴常規(guī)手段對隱性知識進行管理，很難取得理想的效果，而且在知識管理過程中，由于知識主體的意識和能力存在差別以及知識情境的差異等，企業(yè)必須借助有效的機制來保障知識管理[10]。

大量研究表明，正式和非正式的知識治理活動以不同方式作用于組織創(chuàng)造力，都能起到激發(fā)組織創(chuàng)造力的作用[11]。同時，二者之間還存在聯系，正式知識治理是非正式知識治理的基礎和保證，非正式知識治理是正式知識治理的補充和調節(jié)，兩種手段相互配合，共同實現知識治理效率和效益的最大化。因此可以得到如下假設：

H4：知識治理對組織創(chuàng)造力具有正向影響。

(四)知識共享的中介效應

創(chuàng)新不是發(fā)生在個體的頭腦之中，而是出現在知識共享之時。在知識轉化為創(chuàng)造力的過程中，知識共享扮演著極其重要的作用，它是個體知識轉化為組織知識的必要環(huán)節(jié)，同時也是知識創(chuàng)造的前提。創(chuàng)造性想法的產生需要以一定的知識存量為基石，組織成員通過與他人共享自己的信息和知識，使得信息和知識在組織內部得到最有效的利用。當知識得到廣泛共享時，組織內部的信息量將呈指數增長，成員因此可以接觸到不同的知識與觀點，獲得更為廣闊的思維視野并產生更多問題解決方案。Nonaka和Konno(1998)認為，特定共享環(huán)境的生成與再生成是知識創(chuàng)造的關鍵，因為共享環(huán)境為企業(yè)和其他組織之間的知識創(chuàng)造、企業(yè)內的知識創(chuàng)造以及知識螺旋的發(fā)展提供了能量、質量和場所。溫興琦和David(2016)也指出，開放式創(chuàng)新的核心在于對知識的共享和運用[12]。根據克里斯·安德森的“長尾理論”，創(chuàng)新不是少數精英的特權，而是多數社會民眾集體創(chuàng)作的結果。同樣，組織創(chuàng)造力也不是依靠個人就能實現的，而是組織內所有成員共享知識后才使得整個組織產生新穎和有價值想法的能力得到提升。

然而，組織成員進行知識共享并不是一件容易的事，它可能會威脅到成員因擁有稀缺知識所帶來的權威和權力，也可能因花費時間和精力而導致分享知識的成員在組織中的地位下降，最終出現Connelly(2012)所謂的“知識隱藏”(knowledge hiding)現象。因此需要構建知識治理機制來處理知識活動過程中出現的問題和隱患[13]，促進組織內部知識共享的發(fā)生，尤其是對于異質性知識的交流與共享更需要打破傳統的治理結構。組織通過知識治理機制所構建的輕松、和諧、自由的氛圍為知識共享和經驗交流創(chuàng)造了溫馨的環(huán)境，知識交易與共享也因此成為知識治理的重要目標與核心內容。因此，提出如下研究假設：

H5：知識共享在組織學習與組織創(chuàng)造力之間起中介作用。

H6：知識共享在知識治理與組織創(chuàng)造力之間起中介作用。

(五)組織文化的調節(jié)作用

組織創(chuàng)造力是個體、團隊及情境等因素共同作用的結果。個體是組織創(chuàng)造力形成的基礎單元，團隊將個體創(chuàng)造力進行簡單融合，而情境則潛移默化地改變個體的認知和理念，塑造個體創(chuàng)造力，進而影響團隊和組織創(chuàng)造力的形成。高錫榮和柯俊(2016)認為，創(chuàng)新活動受到創(chuàng)新者個人及其所屬的團隊和組織的創(chuàng)新精神狀態(tài)的影響，更受整個社會創(chuàng)新文化氛圍的影響[14]。創(chuàng)新型文化是一種獨特的二元文化，在保持統一性、協調性的基礎上，兼顧個性和寬容失敗，是組織實現創(chuàng)新的文化基礎。與信息、資金與組織結構相比，創(chuàng)新型文化被稱為“技術創(chuàng)新硬幣的另一面”，從組織的價值觀、制度體系、行為規(guī)范以及實物載體四個方面體現出來。在鼓勵創(chuàng)新的文化中，管理者和組織成員高度重視、理解、參與創(chuàng)新，成員在產生創(chuàng)造性想法并將其付諸實踐時具有心理安全感，敢于冒險，從而提高成員個人的創(chuàng)造力[15]；另一方面，具有創(chuàng)新型文化的組織樂于為成員提供各種資源，包括信息、人力、物力、財力等[16]，這也為個體創(chuàng)造力的產生提供了基礎，最終促成整個組織創(chuàng)造力水平的提升。基于此，提出如下假設：

H7：創(chuàng)新型文化在整個過程中起調節(jié)效應。

H7a：創(chuàng)新型文化調節(jié)了知識共享與組織創(chuàng)造力之間的關系；

H7b：創(chuàng)新型文化調節(jié)了組織學習與知識共享之間的關系；

H7c：創(chuàng)新型文化調節(jié)了知識治理與知識共享之間的關系；

H7d：創(chuàng)新型文化調節(jié)了組織學習與組織創(chuàng)造力之間的關系；

H7e：創(chuàng)新型文化調節(jié)了知識治理與組織創(chuàng)造力之間的關系。

本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 本研究的理論模型

三、研究設計

(一) 樣本調查與數據來源

本研究采用問卷調查的方法，選取了北京、山東、重慶、江蘇、湖南等省市成立三年以上的高科技企業(yè)進行問卷發(fā)放。為防止同一時點上同一被試者的自我報告所導致的共同方法偏差問題，并將個人層次的認知評價轉化為組織層次的認知評價，調查中采取了如下程序控制方法。一是在問卷設計時遵循了Chan(1998)提出的“對象轉移共識模式”(referent-shift consensus model)，將調查題項從群體成員角度進行設計，調查時要求被調查者從群體感知的角度進行回答；二是在選擇調查對象時，沿用Koys(2001)進行組織研究時的做法，選擇被調查單位的管理者或團隊領導者進行專家評定；三是分批進行問卷發(fā)放，第一批調查問卷只包含了一半的題項，問卷回收后進行了編號，兩個月后進行第二次問卷發(fā)放，再對剩余題項進行調查。

本次調查共發(fā)放問卷480份，經篩選剔除無效問卷后，獲得有效問卷401份，有效回收率為83.5%。從有效問卷統計結果來看，性別方面，參與調查的男性占56%；年齡方面，30歲及以下的占45%，31-45歲的占51%，46-55歲的占3%，56歲及以上的占1%；教育背景方面，大專及以下學歷的占31%，本科占53%，碩士占14%，博士及以上學歷的占2%，良好的教育背景有助于被調查者更好地理解問卷內容及調查宗旨；職務方面，技術及研發(fā)管理人員占47%，中高層管理者占33%，一般管理人員占20%，技術及研發(fā)人員管理人員和中高層管理人員占被調查對象的絕大多數，他們對企業(yè)的知識治理、組織文化及創(chuàng)造力現狀的了解比一般人員更為深刻，評價也更為客觀，所填寫的信息更能反映出企業(yè)的真實情況；行業(yè)背景方面，涵蓋了新材料、新能源、生物工程、軟件工程、信息技術、通訊技術、精密機械和智能制造等高新技術領域；企業(yè)性質方面，民營或民營控股企業(yè)占比超過55%，外資企業(yè)約占17%，國有獨資及控股企業(yè)占比不足14%；企業(yè)規(guī)模方面，從企業(yè)員工數量來看，10人以下的企業(yè)占了不到8%，10到100人的企業(yè)占16%，100到300人的企業(yè)占28%，300人以上的企業(yè)占了將近一半；企業(yè)年齡方面，被調查企業(yè)成立年限在5年(含5年)以下的占24%；6-10年(含10年)的占30%，11-15年(含15年)的占19%，16年以上的占27%。

(二)變量測量

為了保證問卷的信度和效度，本研究采用了已有成熟量表并進行了適當修改，通過改變提問的方式和角度，將個體層面的表述修改為組織層面的認知評價，使之更加符合調查目的及具體的研究情境。除被調查者及企業(yè)基本信息外，所有量表均采用李克特七級量表，1表示完全不符合，7表示完全符合。

組織學習量表借鑒了Sinkula等(1997)開發(fā)的量表及其修正版(Baker等，1999)，選擇學習承諾、共同愿景、開放心智這三個維度測量組織學習,其中學習承諾的Cronbach’s α值為0.82，共同愿景的Cronbach’s α值為0.85，開放心智的Cronbach’s α值為0.88。知識治理量表參考了曹勇等(2013)[17]人開發(fā)的量表，分為正式知識治理和非正式知識治理兩個維度，分別用4個題項來衡量，其中正式知識治理的Cronbach’s α值為0.78，非正式知識治理的Cronbach’s α值為0.85。知識共享量表參考了文鵬和廖建橋(2010)[18]的測量方法，使用4個題項來測量，其Cronbach’s α值為0.83。創(chuàng)新型文化量表采用了Quinn(1983)編制的 OCAI 量表，從組織的主導特征、領導風格、員工管理、組織凝聚力、戰(zhàn)略重點和成功準則等六個方面來評價，共包括6個題項，Cronbach’s α值均達到了0.7以上。組織創(chuàng)造力量表借鑒了Lee和Choi(2003)開發(fā)的量表，該量表從動機、環(huán)境、過程和結果等四個方面對組織創(chuàng)造力水平進行評估和測量，共包括5個題項,其Cronbach’s α值為0.85。

除組織學習、知識治理、創(chuàng)新型文化和知識共享等自變量外，研究還發(fā)現企業(yè)的性質、規(guī)模、企業(yè)年齡和所屬行業(yè)等因素也會對組織創(chuàng)造力產生影響，因此選取了這四個變量作為控制變量，以降低它們對所要研究的變量間的關系所造成的影響。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計與相關性分析

本研究所涉及的變量的均值、標準差及相關系數如表1所示。由表1可以看出，所有變量間均呈中等程度的相關關系，而且初步驗證了本文所提假設。

表1 描述性統計分析與相關分析

注：***表示p<0.001,**表示p<0.01，*表示p<0.05,下同。

(二)同源方差檢驗

由于一份問卷的題項均由一人填寫，盡管采取了嚴格的程序控制，但仍有可能存在共同方法偏差問題，因此有必要對樣本數據進行共同方法偏差檢驗。依據彭正龍等人(2011)的檢驗思路，采用Harman單因子檢測法[19]，用SPSS 22.0對全部問卷題目進行主成分因子分析，在未旋轉時得到的第一主成分為39.261%，沒有解釋大部分變量，表明本研究的共同方法偏差并不嚴重，可以進行統計研究。

(三)信度和效度檢驗

運用SPSS 22.0軟件對組織學習、知識治理、知識共享、創(chuàng)新型文化、組織創(chuàng)造力的統計數據進行信度檢驗，結果顯示其Cronbach’s α系數均在0.7以上，說明信度良好。運用AMOS 21.0進行驗證性因子分析，五因子模型的主要擬合指數為：χ2/df=1.937，小于2；RMSEA=0.048，小于0.08；NFI=0.925，RFI=0.913，IFI=0.962，TLI=0.956，CFI=0.962，均大于0.9，說明整體模型的適配度良好。進一步，對各變量進行區(qū)別效度檢驗，組織學習的主要擬合指數為：χ2/df=1.873，小于2；RMSEA=0.047，小于0.08；NFI=0.974，RFI=0.961，IFI=0.988，TLI=0.981，CFI=0.987，均大于0.9，達到了可接受標準。知識治理的主要擬合指數為：χ2/df=1.858，小于2；RMSEA=0.046，小于0.08；NFI=0.986，RFI=0.977，IFI=0.993，TLI=0.989，CFI=0.993，均大于0.9，達到了可接受標準。知識共享的主要擬合指數為：χ2/df=1.867，小于2；RMSEA=0.041，小于0.08；NFI=0.985，RFI=0.954，IFI=0.987，TLI=0.961，CFI=0.987，均大于0.9，達到了可接受標準。創(chuàng)新型文化的主要擬合指數為：χ2/df=1.817，小于2；RMSEA=0.045，小于0.08；NFI=0.992，RFI=0.986，IFI=0.997，TLI=0.994，CFI=0.997，均大于0.9，達到了可接受標準。組織創(chuàng)造力的主要擬合指數為：χ2/df=1.246，小于2；RMSEA=0.025，小于0.08；NFI=0.996，RFI=0.991，IFI=0.999，TLI=0.998，CFI=0.999，均大于0.9，達到了可接受標準。

(四)假設檢驗

1.被調節(jié)的中介效應檢驗

就本研究而言，主要分為四個步驟，如表2所示。其中，模型1到模型3回歸的因變量為知識共享，模型1只包括控制變量，模型2在模型1的基礎上加入了組織學習和知識治理兩個自變量，模型3在模型2的基礎上加入了創(chuàng)新型文化；模型4到模型7回歸的因變量為組織創(chuàng)造力，模型4包括控制變量和組織學習、知識治理兩個自變量，模型5在模型4的基礎上加入了創(chuàng)新型文化，模型6在模型5的基礎上加入了知識共享，模型7在模型6的基礎上加入了創(chuàng)新型文化和知識共享的交互項。

首先，進行組織創(chuàng)造力對組織學習、知識治理和創(chuàng)新型文化的回歸分析(模型5)，實證結果為組織學習與組織創(chuàng)造力顯著正相關(=0.126，p<0.001)，知識治理與組織創(chuàng)造力顯著正相關(=0.174，p<0.001)，假設H3、假設H4得到了驗證；其次，進行知識共享對組織學習、知識治理和創(chuàng)新型文化的回歸分析(模型3)，實證結果表明組織學習與知識共享顯著正相關(=0.176，p<0.001)，知識治理與知識共享顯著正相關(=0.337，p<0.001)；再次，進行組織創(chuàng)造力對組織學習、知識治理、創(chuàng)新型文化和知識共享的回歸分析(模型6)，發(fā)現知識共享與組織創(chuàng)造力之間顯著正相關(=0.387，p<0.001)，且自變量組織學習、知識治理的系數的絕對值較模型5有所降低，說明知識共享部分中介了組織學習、知識治理各自與組織創(chuàng)造力的關系，假設H5、假設H6得到了驗證；最后，進行組織創(chuàng)造力對組織學習、知識治理、創(chuàng)新型文化、知識共享以及創(chuàng)新型文化與知識共享交互項的回歸分析(模型7)，結果表明創(chuàng)新型文化與知識共享的交互項與組織創(chuàng)造力之間的關系顯著(=0.038，p<0.05)，可以認為創(chuàng)新型文化調節(jié)了知識共享與組織創(chuàng)造力之間的關系，假設H7a得到了驗證。

表2 被調節(jié)的中介效應檢驗結果

2.調節(jié)效應檢驗

為了驗證創(chuàng)新型文化在組織學習與知識共享、知識治理與知識共享之間的調節(jié)效應，進行了如表3所示的回歸分析。其中，模型8在控制變量的基礎上加入了自變量組織學習、調節(jié)變量創(chuàng)新型文化以及組織學習和創(chuàng)新型文化的交互項，模型9在控制變量的基礎上加入了自變量知識治理、調節(jié)變量創(chuàng)新型文化以及知識治理和創(chuàng)新型文化的交互項。由表3可以看出，創(chuàng)新型文化對組織學習與知識共享之間的正向調節(jié)效應顯著(=0.06，p<0.05)，對知識治理與知識共享之間的正向調節(jié)效應也顯著(=0.097，p<0.001)，假設H7b、H7c得到了驗證。

為了驗證創(chuàng)新型文化在組織學習與組織創(chuàng)造力、知識治理與組織創(chuàng)造力之間的調節(jié)效應，進行了如表4所示的回歸檢驗。同理，模型10只包括控制變量，模型11在模型10的基礎上加入了組織學習和知識治理兩個自變量，模型12在模型10的基礎上加入了組織學習、創(chuàng)新型文化以及二者的交互項，模型13在模型10的基礎上加入了知識治理、創(chuàng)新型文化以及二者的交互項。由表4可以看出，創(chuàng)新型文化對組織學習與組織創(chuàng)造力之間的調節(jié)效應不顯著，對知識治理與組織創(chuàng)造力之間的調節(jié)效應也不顯著，假設H7d、H7e未通過檢驗。

表3 調節(jié)效應檢驗結果(1)

由上可以得出，假設H7部分通過了檢驗，即創(chuàng)新型文化在知識共享與組織創(chuàng)造力之間、組織學習與知識共享之間、知識治理與知識共享之間具有正向的調節(jié)效應，而在組織學習與組織創(chuàng)造力之間、知識共享與組織創(chuàng)造力之間的調節(jié)效應不顯著。

表4 調節(jié)效應檢驗結果(2)

3.鏈式中介效應檢驗

鏈式中介效應是指自變量和因變量之間具有兩個或兩個以上中介變量的情況。由于組織學習可以通過知識治理和知識共享作用于組織創(chuàng)造力，知識治理也可以通過組織學習和知識共享作用于組織創(chuàng)造力，因此，這兩條路徑為鏈式中介路徑。運用SPSS 22.0軟件對鏈式中介效應進行檢驗，所得結果如表5、表6所示。

表5 鏈式中介效應檢驗結果(1)

表6 鏈式中介效應檢驗結果(2)

同理，由表6可以看出，知識治理對組織創(chuàng)造力有顯著正向作用(=0.866，p<0.001)；知識治理和組織學習同時作用于知識共享時，都能顯著正向預測知識共享(=0.605，p<0.001；=0.271，p<0.001)；知識治理、組織學習和知識共享同時作用于組織創(chuàng)造力時，三者各自對組織創(chuàng)造力的正向影響也顯著(=0.289，p<0.001；=0.137，p<0.001；=0.558，p<0.001)。因為知識治理對組織創(chuàng)造力的直接影響顯著，因此組織學習與知識共享在知識治理和組織創(chuàng)造力之間起部分中介效應。這也驗證了本文提出的組織學習和知識治理相互促進的假設，即假設H1、假設H2成立。

由以上分析可以看出，本研究所提的七個假設中，除假設7部分成立以外，所有的假設均通過了檢驗，即組織學習既能直接作用于組織創(chuàng)造力，也能通過知識治理和知識共享的鏈式中介效應間接對組織創(chuàng)造力產生積極影響；知識治理既能直接作用于組織創(chuàng)造力，也能通過組織學習和知識共享的鏈式中介效應間接對組織創(chuàng)造力產生積極影響；創(chuàng)新型文化在組織學習與知識共享間、知識治理與知識共享間以及知識共享的中介過程中起調節(jié)作用，但并未調節(jié)組織學習與組織創(chuàng)造力的關系以及知識治理與組織創(chuàng)造力間的關系。

五、結論與啟示

基于組織學習理論與知識治理理論，對組織學習、知識治理與組織創(chuàng)造力之間的路徑關系進行了研究，在提出假設、收集數據的基礎上，通過回歸分析和結構方程模型分析，得到如下研究結論：一是組織學習與知識治理都能對組織創(chuàng)造力產生顯著正向影響；二是知識共享在組織學習與組織創(chuàng)造力、知識治理與組織創(chuàng)造力的關系中分別起著中介作用；三是創(chuàng)新型企業(yè)文化調節(jié)了組織學習與知識共享、知識治理與知識共享以及知識共享與組織創(chuàng)造力間的關系?；诒狙芯康挠嘘P結論，為激發(fā)組織創(chuàng)造力，提升創(chuàng)新績效，可以從以下幾個方面改善組織管理：

(一)塑造良好的組織學習氛圍

與知識有關的組織活動是創(chuàng)造力形成的關鍵。在知識向創(chuàng)造力的轉化過程中，需要組織內外部的有效配合。組織學習是幫助組織從外部吸收有價值知識的主要途徑，通過組織學習，企業(yè)可以增加自身知識儲備，提高知識的利用能力，以適應不斷變化的外部環(huán)境。為此，企業(yè)應首先認識到組織學習的重要性，并將其納入組織的戰(zhàn)略之中，構建并完善企業(yè)的學習機制，營造組織學習氛圍，創(chuàng)新組織學習方式。其次，擴充信息的來源途徑，加強與利益相關者的聯系。供應商、零售商、消費者、競爭對手、合作伙伴、科研機構、政府等都是組織獲取有用信息和知識的重要來源，因此，通過建立順暢的溝通渠道，增加互動機會，完善反饋機制等，與各利益相關者保持密切聯系，才能克服組織在知識獲取方面的障礙。最后，根據企業(yè)自身情況為不同學習方式分配資源，不過分依賴某一種特定的學習方式，而是隨著外部環(huán)境以及企業(yè)發(fā)展階段的變化做到動態(tài)平衡。

(二)創(chuàng)新知識治理模式

知識治理是通過正式和非正式的機制以及它們的交互作用對知識進行整合、應用，并進一步挖掘和創(chuàng)造新知識的過程。組織學習和知識治理的相互配合使得原本不為組織所認識到的知識轉化成了創(chuàng)造新知識、新產品或新工藝的能力，這是創(chuàng)新的開端。為了培育組織的創(chuàng)造力，首先要確保知識的可獲得性，其次便是對知識活動進行有效治理。企業(yè)要創(chuàng)新知識治理模式，最關鍵的就是在組織上下形成對建立正式和非正式知識治理機制的重視，做到內外部“兩手抓”。在內部，要提供組織知識治理所需的硬件和軟件，誘導成員積極共享，破除傳統的獨占觀念，跨部門、跨團隊地協作與學習，暢通正式和非正式的溝通渠道；在外部，要關注與合作企業(yè)間的關系，共建互動溝通機制，獲取即時信息，共同推動雙方的知識治理取得良好成效。

(三)提升組織中知識共享的意愿和條件

知識具有分散性，任何一個個體都不可能擁有某領域內的全部知識。組織內成員所了解的信息和知識的種類和數量是具有差異的，知識共享的作用就是使組織內每個成員的知識都變成所有成員的共同知識，這樣知識就在組織內被成倍地放大，所起的作用也是知識不被分享的情況下所達不到的。然而，目前在組織知識向組織創(chuàng)造力轉化的路徑中仍存在問題：一方面是缺乏共享的意愿，企業(yè)應構建良好的激勵機制或者組織文化建設來提高組織知識共享的積極性；另一方面則是共享途徑不暢，可以借助優(yōu)化技術系統支持、設計合適的組織結構、加強認知學習等為知識共享創(chuàng)造條件。在企業(yè)實踐中，這兩方面往往是兼而有之，纏結在一起，為知識向創(chuàng)造力轉化帶來了諸多困難。因此，應在深入研究知識共享的微觀機理的基礎上，從組織設計、環(huán)境塑造、認知學習、激勵機制、組織文化等方面系統地構造企業(yè)的知識治理體系，推進知識交流與共享，增強部門或團隊成員的“創(chuàng)造性磨擦”，提升組織創(chuàng)造力水平。

(四)塑造創(chuàng)新型的組織文化

組織在長期發(fā)展過程中所遵循的價值觀、行為方式等各方面凝聚成了組織特有的文化，文化反過來強化成員們的價值觀和處事方式。因此，一個支持創(chuàng)新、容忍失敗的組織必定是具有創(chuàng)造性的組織，其創(chuàng)新型的組織文化也更能激發(fā)員工的創(chuàng)造性。在充滿創(chuàng)新文化的組織里，組織學習和知識治理的效果越好，越能促進組織創(chuàng)造力的發(fā)生。一個創(chuàng)新依賴型的組織文化，其核心特征是溝通和開放。溝通意味著組織內部存在頻繁的、非正式的、流暢的和建設性的交流；開放是一種心智模式，創(chuàng)新本質上是一種集體創(chuàng)造，它是一個匯集集體智慧的過程，開放的心智模式可以使組織成員最大程度地發(fā)揮各自的創(chuàng)造力，并分享他人的創(chuàng)造力，共同實現組織目標。

[1] Sandvik A M, Espedal B, Selart M. Leadership drivers of organizational creativity: A path model of creative climate in a professional service firm [J]. Social Science Electronic Publishing, 2015(29): 74-90.

[2] 劉新梅，王文隆.戰(zhàn)略人力資源管理實踐與組織創(chuàng)造力關系研究——組織學習能力的中介作用[J].科技進步與對策，2013，30(21)：19-24.

[3] 孫永磊，宋 晶，陳勁.差異化變革型領導、心理授權與組織創(chuàng)造力[J].科學學與科學技術管理，2016，37(4)：137-146.

[4] 劉新梅，白 楊.組織學習影響組織創(chuàng)造力的知識獲取路徑研究[J].管理科學，2013，26(2)：51-61.

[5] 王玉民, 劉海波, 靳宗振,等. 創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的實施策略研究[J]. 中國軟科學, 2016(4):1-12.

[6] Zhou J, Hoever I J. Research on workplace creativity: A review and redirection [J]. Organizational Psychology and Organizational Behavior, 2014, 1(1): 333-359.

[7] Anderson N, Potocnik K, Zhou J. Innovation and creativity in organizations a state-of-the-science review, prospective commentary, and guiding framework [J]. Journal of Management, 2014, 40(5):1297-1333.

[7]馬 藍, 安立仁, 張宸璐. 合作經驗、雙元學習能力對合作創(chuàng)新績效的影響[J]. 中國科技論壇, 2016(3): 42-48.

[9] 張紅宇,蔣玉石,楊 力,等. 區(qū)域創(chuàng)新網絡中的交互學習與信任演化研究[J].管理世界, 2016(3):170-171.

[10] 朱雪春，陳萬明.知識治理、失敗學習與低成本利用式創(chuàng)新和低成本探索性創(chuàng)新[J].科學學與科學技術管理，2014，35(9)：7-8

[11] 趙 旭，劉新梅.社會型知識治理促進組織創(chuàng)造力的機理研究[J].科學學與科學技術管理，2015，36(6)：94-103.

[12] 溫興琦, David Brown. 開放式創(chuàng)新模式拓展與治理研究[J]. 中國科技論壇, 2016(4):5-10.

[13] 顏秀春.組織知識分享的知識治理績效分析[J].科技進步與對策，2010，27(23)：138-141.

[14] 高錫榮, 柯 俊. 中國創(chuàng)新文化之現狀調查與問題剖析[J]. 中國科技論壇, 2016(7):10-15.

[15] Edmondson A C. Speaking up in the operating room: How team leaders promote learning in inter disciplinary action teams [J]. Journal of Management Studies, 2003, 40(6):1419-1452.

[16] 胡 泓，顧琴軒，陳繼祥.變革型領導對組織創(chuàng)造力和創(chuàng)新影響研究述評[J].南開管理評論，2012，15(5)：26-35.

[17] 曹 勇，向 陽.知識治理對知識共享與員工創(chuàng)新行為的影響研究[J].情報雜志，2013，32(5):202-206．

[18] 文 鵬，廖建橋．不同類型績效考核對員工考核反應的差異性影響考核目的視角下的研究[J].南開管理評論，2010，13(2):142-150．

[19] 彭正龍，趙紅丹.組織公民行為真的對組織有利嗎——中國情境下的強制性公民行為研究[J].南開管理評論，2011，14(1)：17-27.

(本文責編：辛 城)

The Multiple Mediating Effects of Knowledge Governance and Organizational Learning on Organizational Creativity

WU Shi-jian, SUN Zhuan-zhuan, LIU Xin-min

(CollegeofEconomicsandManagement,ShandongUniversityofScienceandTechnology,Qingdao266590,China)

From the perspective of mutual promotion between organizational learning and knowledge governance, this paper constructs a chain mediating model, with knowledge sharing as mediator and innovative culture as moderator. What’s more, it proposes and validates the effect of organizational learning and knowledge governance on organizational creativity. Structural equation model and regression analysis were employed to check the sample data based on the 401 valid samples. It has found that organizational learning can not only affect organizational creativity directly, but also has a positive impact on it indirectly through the chain mediating effect of knowledge governance and knowledge sharing. Similarly, knowledge governance can not only affect organizational creativity directly, but also has a positive impact on it indirectly through the chain mediating effect of organizational learning and knowledge sharing. Moreover, innovative culture play the role of moderator between organizational learning and knowledge sharing, knowledge governance and knowledge sharing, and the mediating process of knowledge sharing, but has no effect on the relationship between the organizational learning and organizational creativity, nor on the relationship between knowledge governance and organizational creativity.

organizational learning; knowledge governance; organizational creativity; knowledge sharing; innovative culture.

2016-10-08

2017-04-28

國家自然科學基金面上項目(71371111)；山東省優(yōu)秀中青年科學家科研獎勵基金(BS2013SF019)。

吳士健(1977-)，男，山東齊河人，山東科技大學經管學院副教授、碩士生導師，博士(后)，研究方向：技術創(chuàng)新與知識治理、組織創(chuàng)造力。

C936

A

1002-9753(2017)06-0174-10