組織對于知識資源有效的管理與共享可以提升組織的競爭力，同時可以提升組織的學習氣氛[1]。組織部署知識庫不但可以管理組織知識[2]，還可以促使員工重復利用和轉移知識[3]。近些年來，很多學者對組織中員工知識共享影響因素進行了大量研究，組織中員工知識共享影響因素成為了信息管理領域內的研究熱點之一。然而，由于資料收集方式或探討問題的背景有所差異，因而產生了研究結論不一致的現象，包括正向、負向或者沒有影響。例如，Kankanhalli等[4]研究發(fā)現報酬對知識共享態(tài)度有正向影響；Bock等[5]研究發(fā)現報酬會負向影響共享態(tài)度；Hung等[6]研究發(fā)現沒有影響。關于互惠對知識共享數量的研究結果也有不一致的現象，Chang&Chuang等[7]研究發(fā)現互惠對知識共享數量有正向影響；Wasko&Faraj[8]研究發(fā)現互惠對知識共享數量有負向影響；Hung等[9]研究發(fā)現沒有影響。以上研究由于研究變量、研究角度的不同，產生了不同的研究結論。鑒于此，筆者采用元分析方法對國外英語主流期刊中關于組織員工知識共享的相關研究結果進行匯總研究，從而得到組織中員工知識共享影響因素的一般性結論。

1 研究設計

1.1 分析方法

首次使用“元分析”這個概念的人是美國學者格拉斯，他在1976年美國教育研究聯合會的發(fā)言致辭中提出元分析概念。元分析是一種定量分析手段，它運用一些測量和統計分析技術，總結和評價已有的研究。元分析可以對傳統文獻資料進行整合，解決研究結果容易依賴個人主觀評定、無法形成有效結論的問題。發(fā)展至今，元分析已經成為一種將大量個別研究的結果綜合起來進行定量分析的方法[10]，在此分析過程中可以消除誤差來源，發(fā)現變量之間的真正關系與強度[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?？紤]本研究樣本資料的特點和使用效果，本研究采用Hunter&Schmidt的方法進行元分析，使用相關系數r作為輸入效應值(Effect Size)。若原始文獻中未直接給出相關系數或樣本量，但給出了t檢驗，F檢驗，Z值等統計指標，則可根據Hunter&Schmidt[10]81的轉換公式將這些統計指標轉化為相關系數r值。本研究使用CMA3.0(Comprehensive Meta-Analysis 3.0)元分析專業(yè)軟件進行分析。

1.2 樣本文獻搜集與篩選

樣本文獻的數量和質量決定著元分析的結果。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 中進行組配檢索國外相關文獻。本研究文獻范圍僅限于國外英語文獻，并未涉及國內文獻，主要涵蓋相關期刊和會議文獻，檢索時間為2005年1月至2016年12月，共153篇。

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

表1 組織中員工知識共享樣本文獻

1.3 樣本文獻整理與編碼

文獻收集完成后，根據文獻的內容，依照每篇文獻與研究問題的切題性，以及所提供資料的完整性進行篩選。篩選之后，由兩位作者獨立進行編碼，把作者、年代、研究變量、樣本數、統計資料等加以編碼和登記。

這個階段的工作，需要注意兩個方面的問題：第一是在篩選文獻時，需要仔細審核每篇文獻研究變量的含義及測定方式，確保不同研究結果是在相同的基礎上進行比較；第二是編碼時，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立進行，然后再比較討論結果，以提高研究的信度。

本研究以知識共享為結果變量，將搜集到的樣本文獻編碼并且分為4類：知識共享頻率，知識共享意愿，知識共享質量，知識共享態(tài)度。這4個因變量的具體定義見表2。編碼表包括了這4個因變量和78個觀測值(自變量)。

表2 因變量定義及來源

2 結果分析

2.1 質性分析與統計

在搜集的55篇文獻中，對78個觀測值(自變量)，分別以正向顯著、負向顯著和不顯著三種關系作頻率統計，僅列出觀測值為3次及以上的自變量，見表3。由于并非每個樣本都有測試的所有關系，因此，表3中各種關系的總觀測值個數并不相同。

影響組織中員工知識共享頻率的變量主要有知識共享意愿、信任、承諾和報酬；影響組織中員工知識共享態(tài)度的變量主要有互惠、報酬、信任和IT促進的共享理念；影響組織中員工知識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共享質量的變量主要有聲譽、互惠和認同。

表3 知識共享文獻中各變量間關系的頻率

2.2 相關系數量化分析

2.2.1 異質性檢驗

異質性檢驗是元分析非常重要的環(huán)節(jié)和步驟，檢驗多個樣本文獻合并后的總效應值是否具有異質性。只有同質的資料才能進行合并、比較等統計操作，反之不能。目前應用較為廣泛的異質性檢驗是Q檢驗，若Q檢驗結果顯著p≤0.05，拒絕原假設，說明多個研究結果之間存在異質性；若Q檢驗結果不顯著p＞0.05[15]，說明多個研究結果之間不存在異質性。若存在異質性，研究結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；若不存在異質性，研究結果差異僅源于抽樣誤差。當效應值存在異質性時，首先應進行異質性分析和判斷，刪除極端效應值，對仍無法消除異質性的資料，可選擇隨機效應模型(REM)進行分析；反之使用固定效應模型進行分析。本研究異質性檢驗結果見表4，各效應值均存在異質性，故全部選擇隨機效應模型進行分析。

2.2.2 整體分析

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

關于知識共享態(tài)度，互惠(r=0.331，p=0.038)、IT促進的共享理念(r=0.237，p=0.000)對知識共享態(tài)度有顯著的正向相關關系，其中影響力由強到弱依次為互惠、IT促進的共享理念；信任(r=0.100，p=0.082)對知識共享態(tài)度有較為顯著的正向相關關系；報酬(r=-0.009，p=0.005)對知識共享態(tài)度有顯著負向相關關系。

關于知識共享意愿，共享態(tài)度(r=0.401，p=0.000)、主觀規(guī)范(r=0.427，p=0.000)對知識共享意愿有顯著的正向相關關系，主觀規(guī)范對知識共享意愿影響大于共享態(tài)度影響。

關于知識共享質量，認同(r=0.555，p=0.001)對知識共享質量有顯著的正向相關關系；互惠(r=0.298，p=0.054)、聲譽(r=0.183，p=0.073)對知識共享質量有較為(接近)顯著的正向相關關系。

表4 異質性檢驗結果

表5 組織中員工知識共享影響因素元分析結果

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領域的資料而造成元分析結果存在偏差，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研究領域的所有文獻，很多沒有公開發(fā)表的文獻不易獲??；二是已經發(fā)表的文獻中，證實了研究假設的居多，而有悖于研究假設的很少，同時元分析者也易將結果顯著的研究納入元分析中[17]。本研究采用Fail Safe N法的評定標準，在95%置信水平下，當N值大于5K+10(K為樣本文獻篇數)時就不存在發(fā)表性偏差[14]92。本研究中除互惠→共享質量無法估計外，其它各變量關系間均不存在發(fā)表偏差。

3 討論

綜合組織中員工知識共享影響因素的元分析結果，可以得到以下結論：若以p<0.05作為顯著性水平標準，共享意愿→共享頻率、報酬→共享頻率、互惠→共享質量、聲譽→共享質量、信任→共享態(tài)度這5組變量之間的關系未能達到顯著性水平。其余8組變量之間的關系達到顯著性水平：信任→共享頻率、承諾→共享頻率、互惠→共享態(tài)度、報酬→共享態(tài)度、IT促進的共享理念→共享態(tài)度、認同→共享質量、共享態(tài)度→共享意愿、主觀規(guī)范→共享意愿。根據上述元分析結果，筆者構建了知識共享各因變量關鍵影響因素，如圖1所示。

圖1 組織中員工知識共享關鍵影響因素模型

在圖1中，相同的自變量對不同因變量產生了不同的影響效果。例如，承諾對知識共享頻率存在正向影響，但未影響知識共享質量；報酬對知識共享態(tài)度存在負向影響，但未影響知識共享頻率和共享質量；信任對知識共享頻率存在正向影響，但未影響知識共享態(tài)度。

4 研究結論與局限

4.1 研究結論

元分析是以定量的方法解決大量研究主題相似但研究結果紛亂復雜的問題，找出變量之間明確的關系，進而得到一個統一性的結論。筆者基于元分析方法，分析了組織中員工知識共享的影響因素，主要得到如下結論。

筆者將組織中員工知識共享行為劃分為知識共享頻率、知識共享態(tài)度、知識共享意圖和知識共享質量四個方面，總結了組織中員工知識共享關鍵影響因素模型。通過模型，可以細致了解影響組織中員工知識共享的關鍵因素，研究者可針對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共享頻率的因素為信任和承諾；影響組織中員工知識共享態(tài)度的因素為互惠、報酬和IT促進的共享理念；影響組織中員工知識共享意愿的因素為主觀規(guī)范和知識共享態(tài)度；影響組織中員工知識共享質量的因素為認同。

研究結果顯示，報酬對于知識共享態(tài)度存在負向影響，而互惠對知識共享態(tài)度存在正向影響。因此，組織員工間知識共享期待有互惠關系，組織在制定員工知識共享激勵措施時，需要注意是否因不公平而產生副作用。同時承諾對知識共享頻率存在正向影響，組織應設法改變員工對組織的看法，當員工對組織產生正向支持時，會促進其知識共享的頻率。

4.2 研究局限

首先，筆者針對文獻的品質與范圍，僅選取了信息管理領域的英語主流期刊和會議中的文獻作為樣本文獻，未來研究可以增加碩博論文等相關文獻，進一步減少取樣誤差。

其次，筆者只選取了英文文獻作為樣本文獻的遴選對象，并未采納中文或其他語言的文獻。未來研究考慮進一步擴大樣本文獻的選取范圍，從而減少取樣誤差。

除此之外，未來應擴大研究國內外組織中員工知識共享影響因素的差異，進一步完善組織中員工知識共享影響因素的分析，從而得到更有說服力的普遍性結論。