楊瑞仙 權(quán)明喆 武亞倩 魏子瑤

（1.鄭州大學(xué)信息管理學(xué)院 河南鄭州 450001）（2.武漢大學(xué)信息管理學(xué)院 湖北武漢 430072）（3.廈門大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 福建廈門 361005）

據(jù)CNNIC 最新發(fā)布的第41 次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況調(diào)查結(jié)果顯示，截至2017 年12 月，我國即時通信用戶規(guī)模達7.20 億， 各類社交應(yīng)用持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，功能日趨完善，憑借著信息傳播快、互動功能強等特點，成為網(wǎng)絡(luò)內(nèi)容傳播的重要力量，影響力顯著提升。在此背景下，虛擬社區(qū)愈發(fā)成為非正式知識交流的重要平臺，對于虛擬社區(qū)的用戶而言，他們同時扮演著知識提供者和知識獲取者的雙重身份， 通過發(fā)布、回復(fù)、點贊、推薦、收藏、轉(zhuǎn)發(fā)等行為追求共同的興趣和目標，可以不受時空限制、用最自然的談話形式完成知識交流。學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)成為研究人員所涉足的科研新場所，它有效地彌補了科學(xué)交流系統(tǒng)中正式知識交流時效性、交互性等方面的不足，滿足了新時代學(xué)術(shù)用戶的知識交流需求，同時也以其規(guī)范性、原創(chuàng)性和快捷性，逐漸受到學(xué)者們的青睞和信任。

用戶持續(xù)和高效的知識交流行為不僅是學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)成功的關(guān)鍵因素， 也是學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)存在的重要基礎(chǔ)。 然而已有實驗表明，在多數(shù)學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)中，用戶參與的貢獻率相對較低，并非所有用戶都愿意并積極主動地貢獻自身知識，尤其是隱性知識，并由此形成了典型的“90-9-1”現(xiàn)象，即90%的用戶只參與不貢獻，9%的用戶偶爾貢獻， 僅有1%的用戶經(jīng)常貢獻。這一現(xiàn)象使得知識交流難以達到令人滿意的效果， 甚至阻礙了學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的可持續(xù)發(fā)展。對學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率進行測度和探討，不僅可以對學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的發(fā)展提供方案和指導(dǎo)， 改善學(xué)術(shù)交流氛圍，推動深度學(xué)術(shù)交流，也在促進知識共享和知識創(chuàng)新、推動知識經(jīng)濟發(fā)展、提高社會文明程度等方面發(fā)揮積極作用。 本文從量化分析的研究視角出發(fā)， 嘗試構(gòu)建一套學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)科研人員知識交流效率評價指標體系，并在此基礎(chǔ)上，進一步分析影響知識交流效率的諸多因素， 旨在為提高學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率提供理論依據(jù)和對策建議。

1 相關(guān)研究

虛擬社區(qū)知識交流的相關(guān)研究主要集中于以下幾個方面：（1）虛擬社區(qū)知識交流模式方面的研究，如丁敬達等提出學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)存在基于會話、鏈接、引證關(guān)系的3 種主要知識交流模式；王學(xué)東等運用社會網(wǎng)絡(luò)分析法對學(xué)術(shù)博客的知識交流模式進行研究；L Zheng在分析了知識傳播主體、知識交流項目和知識傳播途徑的基礎(chǔ)上， 提出當前學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的通信模式；（2）虛擬社區(qū)知識交流特點、行為方面的研究，如Llanos Tobarra 等通過研究學(xué)習管理系統(tǒng)中大量學(xué)生的信息交互行為，得出其特點；彭紅彬和王軍采用復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)分析方法，定量化地揭示了虛擬社區(qū)知識交流特點； 還有許多學(xué)者通過構(gòu)建影響因素模型探究虛擬社區(qū)知識交流的行為與特點；（3）虛擬社區(qū)在知識交流中的作用以及虛擬社區(qū)知識交流在決策中的作用。 國外學(xué)者認為虛擬社區(qū)不僅可以加強用戶間的知識交流， 亦可以挖掘用戶隱性知識，提高決策水平。如E Zaretsky通過實驗，發(fā)現(xiàn)用戶能夠利用虛擬社區(qū)高效地交流自己領(lǐng)域的知識；K Wodzicki 等認為社 交媒體 可以滿 足用戶多角度的知識學(xué)習需求， 用戶可以利用社交網(wǎng)站對社會問題進行更深層次的知識交流；Huang E 等發(fā)現(xiàn)超鏈接可以提高知識交流效率， 并利用矩陣聚類技術(shù)探討了虛擬社區(qū)中成員的知識創(chuàng)造過程中互動演化行為和用戶創(chuàng)造價值的功能， 確?？赏ㄟ^虛擬社區(qū)持續(xù)做出最佳決策。

近幾年， 學(xué)者們開始逐漸關(guān)注虛擬社區(qū)知識交流效率、效果評價方面的研究。如宗乾進等于2014年構(gòu)建了學(xué)術(shù)博客知識交流效果的評價指標體系，并基于科學(xué)網(wǎng)博客， 采用數(shù)據(jù)包絡(luò)法對8 個學(xué)科的知識交流效果進行實證研究；次年，萬莉在宗乾進評價指標體系的基礎(chǔ)上， 采用非參數(shù)DEA、Malmquist 指數(shù)方法，對小木蟲論壇、人大經(jīng)濟論壇8個學(xué)科知識交流效率及全要素生產(chǎn)率進行測度；2017 年，吳佳玲和龐建剛以“小木蟲”學(xué)術(shù)社區(qū)4個學(xué)科版塊為樣本, 基于SBM 模型測度其靜態(tài)知識交流效率, 并運用非參數(shù)Kernel 密度估計知識交流綜合效率及其動態(tài)演進情況。在上述研究中，學(xué)者們都采用了發(fā)帖數(shù)、回帖數(shù)、瀏覽數(shù)等網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)評價指標， 對用戶在學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的行為數(shù)據(jù)進行直觀的統(tǒng)計、分析和評價，且均得出知識交流效率不理想的結(jié)論。

回顧虛擬社區(qū)知識交流影響因素的研究， 可以發(fā)現(xiàn)其大多以社會資本理論、社會交換理論、技術(shù)接受模型、個體動機理論、社會認知理論等為依據(jù)，通過實證研究揭示相關(guān)影響因素。 如劉麗群和宋詠梅從團體動力學(xué)的角度考察虛擬社區(qū)成員參與知識交流的行為動機及刺激因素；甘春梅等以MOA 視角為切入點，分別從動機、機會和能力3 個維度闡釋在線科研社區(qū)知識交流與共享行為的主要影響因素；S．Oh提出了享受、效能、學(xué)習、個人收益、利他主義、社區(qū)利益、社會參與、同情、聲譽和互惠等10 個激勵問答社區(qū)用戶進行健康知識共享的因素； 張克永和李賀利用結(jié)構(gòu)方程模型，驗證了自我效能、利他主義、社會信任、社會認同、感知有用性等變量與知識共享行為顯著相關(guān)；張敏等基于S-O-R 范式，采用情景實驗結(jié)合問卷訪談的實證研究方法，分析了虛擬社區(qū)知識分享的影響因素。

綜上，一方面，已有的虛擬社區(qū)知識交流效率研究，都采用網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)構(gòu)建指標來測度效率，缺乏從感性層面調(diào)查科研人員對知識交流效率的感知， 也缺乏從用戶視角提出學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的發(fā)展建議和知識交流效率的提升對策；另一方面，以往有關(guān)學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)影響因素的研究， 大多基于知識交流與分享的行為、過程，缺乏對虛擬社區(qū)知識交流效率影響因素的研究。 本研究情景下的學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)是指有一定數(shù)量科研人員參與的專業(yè)型、 學(xué)術(shù)型虛擬網(wǎng)絡(luò)社區(qū)平臺，如科學(xué)網(wǎng)博客、小木蟲學(xué)術(shù)科研互動社區(qū)、人大經(jīng)濟論壇、CSDN 等。在學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)，科研人員通過發(fā)文、評論、點贊、提問、回答等形式來發(fā)布、分享和討論與科學(xué)研究相關(guān)的科研成果、科研經(jīng)驗、科研心得、科學(xué)問題或科學(xué)疑問；學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)作為非正式知識交流形式，具有即時性和交互性的顯著特點，是傳統(tǒng)環(huán)境下正式知識交流的有益補充。 從上述兩方面入手開展研究，以填補相關(guān)領(lǐng)域的空白。

2 研究設(shè)計

2.1 理論依據(jù)

2.1.1 社會交換理論

社會交換理論最早由喬治·霍曼斯提出，揭示了獲益行為在類似外界環(huán)境刺激時會重復(fù)發(fā)生， 布勞也指出，當個體受到物質(zhì)或精神報酬時，會自愿從事某種行為，用公式表達為：報酬-代價=結(jié)果，當結(jié)果令個體滿意時，行為會多次重復(fù)發(fā)生，否則終止。

2.1.2 技術(shù)接受模型（TAM）

Davis 所提出的技術(shù)接受模型（見圖1）在信息技術(shù)領(lǐng)域有著廣泛應(yīng)用。 其中， 外部變量是個體的特征、組織結(jié)構(gòu)等可測變量，感知有用性和感知易用性分別代表個體使用某一項信息技術(shù)時所感受到的幫助程度和難易程度， 態(tài)度是指個體用戶在使用信息技術(shù)時主觀上積極或消極的感受， 行為意愿是個體完成特定行為的意愿程度。 本研究將以技術(shù)接受模型為框架， 構(gòu)建學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率影響因素的集成模型。

2.2 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率測度

本研究通過吸納社會交換理論的思想， 構(gòu)建學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率評價指標體系。首先，社會交換理論是從成本與收益兩個視角揭示個體的心理特性， 而知識交流效率亦由知識投入和知識產(chǎn)出衡量。其次，社會交換理論認為個體之間既有物質(zhì)的交換，也有心理的、社會性的交換，如威望、感激、支持和社會贊同等，同樣，知識交流過程中的投入和產(chǎn)出也由物質(zhì)和精神兩個層面共同構(gòu)成。據(jù)此，本研究從知識投入、非知識投入、知識產(chǎn)出、個體價值提升、社會價值提升、 物質(zhì)報酬六個方面構(gòu)建出學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率評價指標體系（見表1），并采用熵值賦權(quán)法確定各項指標的權(quán)重。 熵權(quán)法是一種客觀賦權(quán)方法，由各指標變異程度計算其熵權(quán)，再通過熵權(quán)修正各指標權(quán)重，相對于其他方法，熵權(quán)法可以對數(shù)值有差異的屬性參數(shù)進行弱化和強化， 從而使各類信息能得到比較全面的反映。

借鑒已有實驗運用熵權(quán)法確定指標權(quán)重的步驟，本研究假設(shè)樣本為m 個待評估對象、n 項評價指標，得到原始評價矩陣記作：X=（x）（x≥0，0≤i≤m，0≤j≤n）

第一步，計算各指標熵值H：

-指標下所有測度對象（1-H）值之和。

圖1 技術(shù)接受模型（TAM）

表1 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率評價指標體系

本研究所采用的量表數(shù)據(jù)不存在量綱差異，因此無需對數(shù)據(jù)進行標準化處理。 根據(jù)上述步驟處理樣本數(shù)據(jù)，計算得到各個指標的權(quán)重系數(shù)見表1。

在計算得出各指標權(quán)重的基礎(chǔ)上， 借鑒相關(guān)文獻［26］的評價計算公式，進一步測算效率評價值。假設(shè)樣本有n 個待評估對象， 每個評估對象都有m 種類型的“投入”，s 種類型的“產(chǎn)出”（見圖2）。

其中，x為第j 個調(diào)查對象對第i 種投入指標的投入量，x〉0；v（i= 1，2，…，m）為第i 種投入的權(quán)重，v≥0；y為第j 個調(diào)查對象對第r 種產(chǎn)出指標的產(chǎn)出量，y〉 0；u（r= 1，2，…，s）為第r 種產(chǎn)出的權(quán)重，u≥0。 x及y均來源于樣本數(shù)據(jù)，v、u則通過熵權(quán)法算得，記X=（x，x，…，x），Y=（y，y，…，y），V=（v，v，…，v），U=（u，u，…，u）。 每個調(diào)查對象對應(yīng)的知識交流效率綜合評價值為：

圖2 待評估對象投入與產(chǎn)出示意圖

2.3 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率影響因素集成模型

2.3.1 科研人員感知的正向作用

學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)作為以用戶為中心的信息系統(tǒng)，保證系統(tǒng)的質(zhì)量和提供滿意的服務(wù)是促使用戶持續(xù)使用的基礎(chǔ)。用戶在選擇某種服務(wù)時，非常注重該服務(wù)帶來的體驗；消費者注重對感覺的追求，期待服務(wù)者能夠提供身臨其境的環(huán)境，體驗（experience）是服務(wù)者爭取顧客的利器。因此，為用戶創(chuàng)造并傳遞良好的體驗是虛擬社區(qū)吸引用戶的關(guān)鍵。

技術(shù)接受模型（TAM） 指出了用戶的感知有用性、 感知易用性與用戶對新技術(shù)的接受和使用之間的密切關(guān)系，這在不少研究中也得到了證實，如Szajna通過實證研究，闡述了新技術(shù)使用前后個體感知有用性和感知易用性對個體使用技術(shù)意愿的變化；Hagel 和Armstrong指出，虛擬社區(qū)用戶之間的互動溝通不僅可以協(xié)助他們快速便捷地獲得大量信息，也可以讓服務(wù)者了解用戶的需求。當用戶認為學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)對其學(xué)習或工作有幫助時， 他們會愿意持續(xù)使用該學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)； 當用戶感受到學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)容易使用， 能夠便捷地幫助他們尋找到所需信息，與他人互動交流時，他們也傾向認為社區(qū)是有用的，并且愿意使用。 基于此，提出研究假設(shè)：

H1： 用戶的感知易用性對知識交流效率具有顯著正向作用

H2： 用戶的感知有用性對知識交流效率具有顯著正向作用

2.3.2 知識交流意愿的中介作用

技術(shù)接受模型認為目標系統(tǒng)的使用主要是由個體用戶的使用行為意愿所決定的， 而行為意愿又由其前因變量（態(tài)度、感知有用性）決定。 Fishbein 和Ajzen在多屬性態(tài)度理論的基礎(chǔ)上提出理性行為理論（Theory of Reasoned Action，TRA），認為行為是意愿的因變量， 而意愿又是個體是否執(zhí)行行為的直接決定因素。已有研究驗證了上述理論的正確性，多見于知識共享意愿相關(guān)研究，如張敏等在分析基于S-O-R 范式的虛擬社區(qū)用戶知識共享行為影響因素時， 不僅驗證了知識共享意愿對知識共享行為具有顯著正向影響作用， 還驗證了知識共享意愿的前因變量（信任、愉悅感）對促進知識共享意愿起到關(guān)鍵作用；Chang、Chen等的研究均表明知識共享意愿能顯著促進知識共享行為；貫君在進行虛擬社區(qū)信息運動互動機理與規(guī)律研究時， 指出信息運動是虛擬社區(qū)信息獲取和信息交流互動得以持續(xù)的動力源泉， 不僅驗證了信息轉(zhuǎn)出方的信息轉(zhuǎn)出意愿正向影響信息運動效率的假設(shè)， 還驗證了接受方的信息接受意愿正向影響信息運動效率的假設(shè)。

在此基礎(chǔ)上，我們認為，知識交流意愿在學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)用戶的感知易用性、 有用性對知識交流效率的影響過程中發(fā)揮中介作用， 用戶感知通過知識交流意愿對知識交流效率產(chǎn)生作用?；诖?，提出以下假設(shè)：

H3：用戶的感知易用性對知識交流意愿具有正向影響

H4：用戶的感知有用性對知識交流意愿具有正向影響

H5：知識交流意愿對知識交流效率的提升有顯著的正向影響

H6：知識交流意愿中介用戶感知對知識交流效率的影響機制

2.3.3 知識交流主體的調(diào)節(jié)作用

科研人員對學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的感知有用性、 感知易用性， 不僅取決于虛擬社區(qū)自身建設(shè)或者外部環(huán)境，如社區(qū)氛圍、群體規(guī)范、群體壓力等影響，也會受到用戶自身學(xué)術(shù)背景、學(xué)習或工作要求、價值判斷、態(tài)度、信息素養(yǎng)、能力、資源、相關(guān)經(jīng)驗等因素的影響，這符合TAM 的觀點。 技術(shù)接受模型認為外部變量對個體的感知有用性和感知易用性有影響， 而外部變量是指個體的特征、 組織結(jié)構(gòu)等可測變量。 此外，還有許多學(xué)者基于計劃行為理論（TPB），構(gòu)建個體行為結(jié)果模型， 從中直接提取可能會影響行為的因素，如態(tài)度、信任、感知行為、樂于助人、制度規(guī)章、自我效能、 控制力等。 為了提高理論的解釋力，TPB的提出者Ajzen 認為可以根據(jù)實際需要和邏輯關(guān)系在研究中引入和融合其他測量維度和變量， 而現(xiàn)有相關(guān)研究融入的測量維度普遍是通過轉(zhuǎn)變態(tài)度來影響行為意愿，進而影響行為的。

基于上述討論，我們認為用戶的感知有用性、感知易用性并不是簡單的作用于學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)用戶的知識交流意愿， 其作用的發(fā)生和效用機制存在具體情境，即學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)用戶的感知有用性、感知易用性對知識交流意愿的影響機制具有權(quán)變性， 而知識交流主體的各種特征對這種影響機理的情境提供了可能性。 基于此，我們提出以下假設(shè)：

H7： 知識交流主體維度在用戶感知有用性、感知易用性對知識交流意愿的影響過程中起到調(diào)節(jié)作用

本研究在知識交流效率評價指標體系的基礎(chǔ)上，以技術(shù)接受模型為框架，整合上述研究假設(shè)，提出影響學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率的集成模型（見圖3）。

圖3 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率影響因素集成模型

2.4 問卷設(shè)計及預(yù)調(diào)研分析

根據(jù)本文的研究假設(shè)，從感知有用性（自變量）、感知易用性（自變量）、交流主體特征（調(diào)節(jié)變量）、知識交流意愿（中介變量）4 個維度著手設(shè)計問卷，依據(jù)學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)用戶知識交流的情境衡量問卷題項。學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)中不同性別、年齡、所在地區(qū)的用戶對知識交流的意愿可能存在差異， 為了避免其引起偏差，補充這些基本信息調(diào)查作為控制變量，然后并入知識交流效率評價指標體系量表。 問卷設(shè)計編制完好之后， 筆者將問卷發(fā)放給若干本學(xué)科領(lǐng)域的學(xué)者和學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的用戶， 請他們逐一審閱并修正題項內(nèi)容及相應(yīng)表述，最終得到48 個題項，共分為三個部分。 其中第一部分為交流主體特征和基本信息調(diào)查；第二部分是知識交流效率構(gòu)成指標調(diào)查，依據(jù)前文構(gòu)建的指標體系設(shè)計，由3 個量表組成；第三部分是感知有用性、感知易用性量表調(diào)查（各變量的操作化方式見表2）。

表2 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率影響因素調(diào)查表

預(yù)調(diào)研采用網(wǎng)上填寫電子版問卷的方式進行，調(diào)查對象為高校和科研院所的教師、科研人員、碩博士研究生（包括有科研經(jīng)歷的本科生）、已畢業(yè)的知識型員工等學(xué)術(shù)用戶， 請他們填寫問卷并提出修改意見。 預(yù)調(diào)研階段共收集問卷36 份，作為分析信度和效度的依據(jù)。 利用SPSS 計算問卷量表的Cronbach’s Alpha 信度系數(shù)得出檢驗結(jié)果（見表3），發(fā)現(xiàn)本研究使用的4 份量表的α 系數(shù)均大于0.7，量表信度符合要求。 量表的效度通過潛在變量的AVE 值（平均提取方差）和CR 值（組合信度）來檢驗一般認為，AVE 值高于0.5，CR 值高于0.7，則具有較高的結(jié)構(gòu)效度，可見4 份量表效度良好。

表3 信度、效度檢驗結(jié)果

3 結(jié)果分析與討論

3.1 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率測度及分布

正式調(diào)研階段，問卷同樣通過網(wǎng)絡(luò)渠道發(fā)放，調(diào)查對象范圍與預(yù)調(diào)研階段相同， 最終回收到有效問卷690 份。 利用學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率測度模型，計算出每個調(diào)查對象的知識交流效率評價值，可以看到各個調(diào)查對象的效率值散點分布（見圖4，圖中用橫線標示了效率的均值（1.73）），也能得到各效率水平的頻數(shù)分布情況（見圖5），可見知識交流效率低于均值的科研人員要多于處于均值之上的科研人員。樣本的中位數(shù)為1.67，中位數(shù)小于均值，偏度0.828，正態(tài)性檢驗結(jié)果（p 值小于0.05）進一步證實樣本顯著呈右偏態(tài)分布， 即學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)科研人員知識交流效率整體處于較低水平。

3.2 知識交流主體維度統(tǒng)計分析

3.2.1 知識交流主體維度特征分布

圖4 科研人員知識交流效率散點分布圖

圖5 科研人員知識交流效率直方圖

本文將參與本次調(diào)查人員的性別、年齡、地區(qū)等基本情況做出一個大致分類（見圖6）。 在回收到的690 份問卷中，本科生和碩士生占比65.6%，獲得博士學(xué)位的占比34%，16%的調(diào)查對象為副高及以上職稱，15.8%的為中級職稱，8.5%為初級職稱， 其余59.7%為學(xué)生； 所在機構(gòu)為高校的占比84.8%，8.7%和6.5%的調(diào)查對象在企業(yè)和研究機構(gòu)從事科研工作。 調(diào)研可知被調(diào)查對象從事科研工作的年限情況（見圖7），為了提高調(diào)查的可信度和分析結(jié)果的普適性，盡可能地向多個學(xué)科領(lǐng)域的學(xué)術(shù)用戶發(fā)放問卷，（見圖8）。

本次調(diào)查中，75.1%的調(diào)查對象表示使用虛擬社區(qū)的經(jīng)驗較為豐富，24.9%的調(diào)查對象對此持否定觀點，認為自己使用虛擬社區(qū)的經(jīng)驗不算豐富，初步表明學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)在科研人員中的普及率和使用程度稍有欠缺。94.9%的調(diào)查對象在學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)使用意愿上持積極或中立態(tài)度，僅有5.1%的科研人員表示不太愿意使用學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)（見圖9）。

3.2.2 知識交流主體維度對知識交流效率的影響分析

在得出“學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)科研人員知識交流效率普遍偏低”這一結(jié)論的基礎(chǔ)上，我們探究學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率集成模型中控制變量（性別、年齡、所在地）與知識交流主體特征（科研工作年限、受教育程度、所在機構(gòu)單位性質(zhì)、工作崗位、專業(yè)技術(shù)職稱、使用經(jīng)驗以及所在學(xué)科門類）對知識交流效率是否存在影響以及存在何種影響， 主要運用到單因素方差分析、相關(guān)分析和獨立樣本T 檢驗。

圖6 參與調(diào)查人員的性別、年齡、地區(qū)分布

圖7 被調(diào)查對象從事科研工作年限

圖8 被調(diào)查對象所在學(xué)科門類

圖9 被調(diào)查對象的學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)使用意愿和使用經(jīng)驗情況

男性的知識交流效率顯著高于女性； 不同年齡段的知識交流效率存在顯著差異，50 歲以下的學(xué)者表現(xiàn)出“年齡越大，知識交流效率均值越高”的特征，年齡與知識交流效率顯著正相關(guān)，而50 歲以上學(xué)者知識交流效率偏低， 一方面與該群體對虛擬社區(qū)這一新鮮事物接受度低有關(guān)， 另一方面也與該群體樣本數(shù)量少有關(guān)。 這種知識交流效率隨年齡變化的分布特征， 正契合科學(xué)家的創(chuàng)造力服從年齡的倒U 字型函數(shù)，如魏欽恭等發(fā)現(xiàn)論文產(chǎn)出并不存在“年輕人優(yōu)勢”，反而年長者產(chǎn)出更多。 劉瑩針對人文社會科學(xué)和管理學(xué)領(lǐng)域的科研人員年齡與績效關(guān)系進行實證研究， 發(fā)現(xiàn)科研人員的峰值年齡一般在45-49 歲左右，與本研究發(fā)現(xiàn)50 歲時知識交流效率變化臨界點吻合； 知識交流效率均值雖然表現(xiàn)出“西部〉東部〉中部”的特征，但檢驗結(jié)果表明，所在地區(qū)對知識交流效率并無顯著影響。

在科研工作年限小于30 年的學(xué)者中呈現(xiàn)出“科研工作年限越長，知識交流效率均值越高”的特征，科研工作年限對知識交流效率存在顯著正向影響，而科研時間大于30 年的學(xué)者知識交流效率均值較低；受教育程度對知識交流效率存在顯著正向影響，本科生與碩士在效率均值上沒有顯著差異， 但博士的效率均值要顯著高于本科生和碩士； 所在機構(gòu)性質(zhì)對知識交流效率存在顯著影響但二者關(guān)系無顯著趨勢，在高校與科研機構(gòu)工作的學(xué)者效率均值相當，二者顯著高于在企業(yè)工作的學(xué)者的效率均值。

工作崗位對知識交流效率存在顯著影響， 研究型崗位、管理型崗位、輔導(dǎo)型崗位、博士生、碩士生的知識交流效率總體上呈現(xiàn)出遞減趨勢， 兩兩比較可知，研究型崗位、管理型崗位以及博士的交流效率顯著高于碩士生，輔導(dǎo)型崗位不顯著高于碩士生，研究型崗位、管理型崗位、輔導(dǎo)型崗位以及博士生之間不存在顯著差異； 專業(yè)技術(shù)職稱對知識交流效率存在顯著正向影響； 所在學(xué)科門類對知識交流效率不存在顯著影響； 使用經(jīng)驗對知識交流效率存在顯著影響但關(guān)系趨勢不顯著，兩兩比較可知，認為自己使用經(jīng)驗豐富和不豐富的學(xué)者效率均值都顯著高于認為自己使用經(jīng)驗一般的學(xué)者， 說明對虛擬社區(qū)的使用認知較為清晰的學(xué)者知識交流效率更高。

3.3 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)知識交流效率影響因素集成模型驗證

3.3.1 科研人員感知對知識交流效率的正向作用

本文假設(shè)用戶的感知有用性與感知易用性對知識交流效率具有顯著正向作用， 利用結(jié)構(gòu)方程模型對這兩條假設(shè)進行檢驗， 同時衡量科研人員感知的測試項對整體感知的貢獻程度。

（1）感知易用性的作用。 針對H1：用戶的感知易用性對知識交流效率具有顯著正向作用， 本文以5條量表測試項和知識交流效率為觀測變量， 以感知易用性為潛變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型。 在利用模型之前，需要做整體模型的適配度檢驗，若適配度不可接受，需要修正模型。 受多種因素影響，卡方/卡方自由度等一系列傳統(tǒng)評價指標在結(jié)構(gòu)方程模型檢驗中，表現(xiàn)并不理想，只作參考指標，RMSEA（近似誤差均方根）則是比較理想的指標，當RMSEA〈0.08 認為模型適配度很好，當RMSEA 〈0.05 認為模型適配度非常好（模型的適配度指標見表4，模型的最終結(jié)果見圖10）。

模型適配度數(shù)據(jù)RMSEA 值為0.054， 表明模型適配度較好。 模型擬合表明，5 條測試項對感知易用性的貢獻度均超過60%，且按貢獻程度排序為：界面美觀〉內(nèi)容組織合理〉導(dǎo)航清晰〉交互功能完備〉檢索功能完備。 路徑系數(shù)0.183，表明感知易用性對知識交流效率有顯著正向作用，假設(shè)H1 成立。

圖10 結(jié)構(gòu)方程模型擬合圖

表4 模型適配度

（2）感知有用性的正向作用。 針對H2：用戶的感知有用性對知識交流效率具有顯著正向作用， 本文以5 條量表測試項和知識交流效率為觀測變量，以感知有用性為潛變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，（模型的適配度指標見表5，模型的最終結(jié)果見圖11）。

圖11 結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果

模型數(shù)據(jù)RMSEA 值為0.082（見表2），略大于0.08，表明模型適配度較合理。 回歸結(jié)果（見圖11）表明，5 條測試項對感知有用性的貢獻度均超過60%，且按貢獻程度排序為：審核機制健全、流程嚴格〉創(chuàng)建者、 維護者具有威望〉個性化推送精準〉下載功能滿足需求〉精華內(nèi)容推薦值得一看。 路徑系數(shù)0.173表明感知有用性對知識交流效率有顯著正向作用，驗證了假設(shè)H2 的成立。

3.3.2 知識交流意愿的中介作用

Park 等提出線性模型得出的分析結(jié)果對于量化用戶體驗更穩(wěn)定可靠。試驗結(jié)果表明，運用線性回歸模型驗證有關(guān)知識交流意愿中介作用的4 個假設(shè)，整體適配度更好，因此依次構(gòu)建6 個線性模型，并得到回歸分析結(jié)果（見表6）。

一般而言，中介變量起作用應(yīng)滿足以下條件：①自變量（本研究中為感知有用性及感知易用性）對因變量有影響；②自變量對中介變量（本研究中為知識交流意愿）有影響；③中介變量對因變量（本研究中為知識交流效率）有影響；④自變量和中介變量，同時納入回歸模型，如果自變量對因變量的影響下降，中介變量起部分中介作用， 如果自變量對因變量的影響消失，則中介變量起完全中介作用。

（1）科研人員感知對知識交流效率的正向作用。在模型2（驗證自變量對中介變量的顯著影響）與模型4（驗證中介變量對因變量的顯著影響）的基礎(chǔ)上，建立模型5 考察自變量對因變量的影響， 即科研人員感知對知識交流效率的影響。模型結(jié)果表明，感知有用性對知識交流效率具有顯著正向作用， 滿足條件①， 但感知易用性對知識交流效率的影響并不顯著，不滿足條件①。

（2）科研人員感知對知識交流意愿的正向作用。為檢驗科研人員感知對知識交流意愿的作用， 以知識交流意愿作為因變量，將科研人員的年齡、性別與所在地區(qū)作為控制變量， 首先建立模型1 檢驗控制變量對知識交流意愿的作用， 然后建立模型2 檢驗在相應(yīng)環(huán)境下科研人員感知對知識交流意愿的作用。從回歸結(jié)果中可知，模型1 表明控制變量對科研人員知識交流意愿無顯著影響， 模型2 表明感知易用性與感知有用性均對知識交流意愿具有顯著正向影響，滿足條件②，驗證了假設(shè)H3 與H4 的成立。

表5 模型適配度

表6 驗證知識交流意愿中介作用的回歸模型結(jié)果

（3）知識交流意愿對知識交流效率的正向作用。以知識交流效率作為因變量， 先建立模型3 檢驗控制變量對知識交流效率的作用， 然后建立模型4 檢驗科研人員知識交流意愿對知識交流效率的作用。模型3 表明控制變量中年齡對知識交流效率存在顯著正向影響， 模型4 表明知識交流意愿對知識交流效率存在顯著正向影響， 滿足條件③， 驗證了假設(shè)H5 的成立。

（4）知識交流意愿的中介作用。為了驗證知識交流意愿的中介作用，建立模型6 將感知有用性、感知易用性與知識交流意愿一起考慮在內(nèi)。結(jié)果表明，相比模型5，在引入知識交流意愿這一中介變量后，原本對知識交流效率具有顯著影響的感知有用性也變得不再顯著，感知有用性、感知易用性與知識交流意愿對知識交流效率的影響系數(shù)均有所下降， 滿足條件④。由于感知易用性不滿足條件①，表明知識交流意愿僅在感知有用性對知識交流效率的影響中起部分中介作用，假設(shè)H6 部分成立。

3.3.3 知識交流主體維度對知識交流意愿的調(diào)節(jié)作用

如果變量Y 與變量X 的關(guān)系是變量M 的函數(shù)，稱M 為調(diào)節(jié)變量。 就是說, Y 與X 的關(guān)系受到第三個變量M 的影響,這種有調(diào)節(jié)變量的模型可以用以下公式表示：

調(diào)節(jié)變量和自變量可以是定性的（類別變量），也可以是定量的（連續(xù)變量），根據(jù)調(diào)節(jié)變量與自變量的特定類型，需要兩因素有交互效應(yīng)的方差分析、層次回歸分析、 分組回歸等不同分析方法檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究調(diào)節(jié)變量為科研人員的交流主體特征，其由科研人員的科研工作年限、受教育程度、所在單位機構(gòu)性質(zhì)、工作崗位、專業(yè)技術(shù)職稱、所在科學(xué)門類以及使用虛擬社區(qū)的經(jīng)驗7 個類別變量構(gòu)成。 本研究自變量為感知有用性和感知易用性， 其為連續(xù)變量。當調(diào)節(jié)變量為類別變量，自變量為連續(xù)變量，需要采用分組回歸檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)。 構(gòu)建線性模型利用回歸分析驗證知識交流主體維度對知識交流意愿的調(diào)節(jié)作用。通常，調(diào)節(jié)變量起作用應(yīng)滿足的條件為：①自變量與因變量顯著相關(guān)； ②自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項與因變量之間也存在顯著相關(guān)。 由假設(shè)H3、H4成立可知條件①滿足，需要驗證條件②，構(gòu)建7 次回歸模型分別將交流主體特征及其與感知有用性、感知易用性的交互項引入模型（模型結(jié)果整理見表7）。

表7 驗證知識交流主體特征調(diào)節(jié)作用的回歸模型結(jié)果

由回歸結(jié)果可知， 在科研人員的7 個交流主體特征中， 教育程度在感知易用性對交流意愿的影響過程中起到調(diào)節(jié)作用， 使用經(jīng)驗在感知有用性對交流意愿的影響過程中起到調(diào)節(jié)作用， 而其他主體特征不產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H7 部分成立。

4 結(jié)論

整體而言， 當前多數(shù)科研人員知識交流效率低于平均水平， 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)的知識交流效率仍存在較大改善空間，針對上述研究結(jié)果，本文提出以下幾點建議：

首先需要解決社區(qū)流量低的問題， 由科研時間愈長、受教育程度愈高、職稱愈高則知識交流效率越高可知， 剛剛步入科研領(lǐng)域的青年學(xué)者或?qū)W生對現(xiàn)有學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)參與感、歸屬感并不強，正因如此學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)損失了最大的一群流量。 學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)運營商有必要學(xué)習商業(yè)化社區(qū)強化社區(qū)部分內(nèi)容的娛樂及社交元素，先通過社會熱點問題、社交網(wǎng)絡(luò)引導(dǎo)流量，再邀請或聘請相關(guān)學(xué)者、專家提供高質(zhì)量的分析、解決問題的知識內(nèi)容留住流量。 運營商還需要設(shè)計、運用合理、科學(xué)的虛擬等級制度和獎勵制度，即長效激勵機制來增強青年用戶的參與感、歸屬感，通過設(shè)置等級權(quán)限和獎勵，向高等級用戶提供更多更強大的專享功能，如云盤空間、虛擬貨幣、發(fā)言權(quán)限、下載權(quán)限、合作商優(yōu)惠票券等，引導(dǎo)用戶積極主動地進行知識交流。此外，用戶等級還可用于區(qū)分用戶提供的知識質(zhì)量，知識交流者能夠迅速識別高質(zhì)量知識提供者并求助相關(guān)知識以提高知識交流效率。

其次，感知有用性、感知易用性皆對知識交流效率有顯著正向作用， 兩者的所有子測試項對其自身的貢獻度均超過60%， 由此提出提升知識交流效率相關(guān)建議：（1）學(xué)術(shù)虛擬社區(qū)作為知識提供平臺，需要嚴格把控內(nèi)容，在引入社交、娛樂等元素內(nèi)容的同時，健全內(nèi)容審核機制，嚴禁低俗媚俗內(nèi)容，提升內(nèi)容質(zhì)量，鼓勵和號召用戶參與知識交流；（2）邀請、聘任具備威望的專家、學(xué)者在社區(qū)平臺提供知識內(nèi)容，并嘗試開辟直播版塊；（3）改進虛擬社區(qū)的推送算法，結(jié)合用戶等級系統(tǒng)，進行精準化、個性化知識推送；（4）不斷完善、實時更新社區(qū)知識庫，滿足用戶文檔、圖表、視頻、音頻等下載需求；（5）提升界面美觀性，或可以向用戶提供個性化界面風格定制服務(wù)，滿足古典、簡約、清新等不同需求；（6）合理組織內(nèi)容，按科學(xué)的分類將不同內(nèi)容放入相關(guān)版塊；（7）設(shè)計清晰的導(dǎo)航欄目， 并提供導(dǎo)航欄目自定義功能；（8）強化社交元素，增強用戶互動功能，如關(guān)注、點贊、收藏、分享、推薦、打賞等；（9）提供不同類型的檢索功能，完善高級檢索功能。