虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享行為研究

李憲印 左文超 楊博旭 朱法強

（曲阜師范大學管理學院，山東日照276816）

虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享行為研究

李憲印 左文超 楊博旭 朱法強

（曲阜師范大學管理學院，山東日照276816）

通過對虛擬社區(qū)中研究生的調研，對其知識共享行為的影響因素進行探討。對人大經(jīng)濟論壇這一虛擬社區(qū)的高積分研究生用戶在線收集的250份有效問卷，運用探索性因子分析和驗證性因子分析的研究方法，構建虛擬社區(qū)條件下的研究生知識共享行為結構方程模型。研究結果表明：動機、互惠規(guī)范和自我效能這3個因子對共享意愿有顯著的正向影響；互惠規(guī)范因子對共享行為有顯著的正向影響，動機和自我效能因子對共享行為影響不顯著；共享意愿對共享行為有顯著的正向影響。在文章最后，提出了相應的對策建議和研究局限。

虛擬社區(qū)；知識共享；意愿；行為

1 問題的提出

虛擬社區(qū)一詞在Howard Rheingold于1993年出版的“虛擬社區(qū)”一書被介紹。Rheingold（2000）認為虛擬社區(qū)是一群人在網(wǎng)絡上從事公眾討論，經(jīng)過一段時間，彼此擁有足夠的情感之后，所形成人際關系的網(wǎng)絡，具有表達自由、缺乏集中控制、多對多傳播、成員出于自愿行為四種特質。虛擬社區(qū)作為人們分享信息與知識的有效載體和平臺，為人們提供了一種新的交流方式和溝通模式，基于虛擬社區(qū)的溝通模式被認為是推動知識共享的有效方式。知識共享是指個體知識、組織知識等通過各種交流手段為其他成員所共享，同時通過知識創(chuàng)新，互動分享等多實現(xiàn)知識的增值。知識只有通過相互學習、交流和共享才能得以發(fā)展，知識的共享范圍越廣，其利用、增值的效果越好。虛擬社區(qū)為人們提供了一種獲取、交流知識的便捷途徑，它可以使人們以較低的成本實現(xiàn)知識的共享。研究表明，知識共享是社區(qū)成員參與社區(qū)活動的主要目的［1］。Hsu和Chang以及Chuang（2010）研究了個體動機和社會資本理論影響下虛擬社區(qū)中的知識共享行為的影響［2］。越來越多的學術工作者習慣于通過網(wǎng)絡虛擬社區(qū)探討和解決學術研究問題。作為學術工作的一個獨特群體，研究生的學習和生活空間又具有分散程度高、班級組織松散、流動性強等特點。同時研究生的學習專業(yè)性程度較高，這使得研究生在現(xiàn)實生活中的知識獲取和交流受到限制。虛擬社區(qū)因其方便性和快捷性，以及成員覆蓋的廣泛性，逐漸成為研究生學術探討交流、知識共享的主要途徑。

研究生作為學術社區(qū)中最活躍的人群，對學術社區(qū)的發(fā)展和成熟起到積極的推動作用。學術性虛擬社區(qū)也是研究生獲取知識資源，開拓學術視野，提升科研水平，進行學術問題交流的重要途徑。但是，研究生在通過學術性虛擬社區(qū)探討學術、獲取知識和知識共享的同時，也存在參與程度不高，共享意愿不足等問題，因此，對研究生在學術虛擬社區(qū)中知識共享行為和共享意愿的影響因素進行研究，對學術虛擬社區(qū)營造良好學術氛圍，實現(xiàn)社區(qū)成員更充分的知識共享，具有廣泛的實踐意義和理論價值。本文將以在讀研究生為研究對象，通過文獻閱讀和訪談，編制虛擬社區(qū)條件下知識共享測量量表，構建虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享行為結構方程模型，對虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享問題進行實證分析。

2 文獻回顧

近年來，虛擬社區(qū)條件下的知識共享引起學術界的廣泛關注。段光、黃彥婷等（2014）根據(jù)社會交換資源理論，從資源交換視角，利用情感資源、地位資源、信息資源的交換特性研究了信任對知識共享的影響，研究結果表明：情感信任對知識搜集和知識貢獻有正向影響；認知信任對知識搜集有正向影響［3］。王娟茹等（2012）以研發(fā)團隊為調研對象，探討了信任、團隊互動和知識共享行為之間的關系，發(fā)現(xiàn)信任和團隊互動對知識共享行為有顯著性正向影響，團隊互動在信任和知識共享行為之間起中介作用［4］。

知識共享的具體表現(xiàn)是知識共享行為，虛擬社區(qū)條件下，影響社區(qū)成員的共享知識的因素與現(xiàn)實社區(qū)有著根本的不同。研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡背景下影響知識共享行為的因素包括共享意愿、自我效能、互惠等。Hsu（2007）等人在指出，社區(qū)成員的自我效能直接或間接地對其知識共享行為有著顯著的正向影響［5］。李衛(wèi)東等運用結構方程模型對研發(fā)團隊成員之間信任與知識共享意愿的關系進行研究發(fā)現(xiàn)，信任對知識共享意愿存在顯著的直接和間接正向影響［6］。M.J.Lin（2009）的研究結果則顯示，互惠因素對發(fā)帖行為具有顯著的負面影響，也就是成員對互惠的預期越大，其主動參與知識共享行為的可能性反而越低［7］。張鼐、周年喜（2010）的研究發(fā)現(xiàn)自我效能、結果預期和共享意愿對虛擬社區(qū)成員的知識共享行為有顯著的正向影響［8］。李金陽（2013）指出，共享意愿、信任、互惠、利他因素將影響虛擬社區(qū)中的知識共享行為［9］。

學術虛擬社區(qū)主要是為時空分離狀態(tài)的人們構造能夠交互的社會網(wǎng)絡，使之聚集在一起學習、交流、共享知識。Hsu、Chang和Chuang（2010）研究了個體動機和社會資本理論影響下虛擬社區(qū)中的知識共享行為的影響［10］。Teresa（2007）從個體和環(huán)境兩方面的因素出發(fā)探討了影響虛擬社區(qū)中知識共享行為的因素［11］?？椎鲁?009）分析了虛擬社區(qū)知識共享的過程及影響知識共享的因素，提出了虛擬社區(qū)知識共享機制［12］。周濤、魯耀斌（2009）基于社會影響理論探討了遵從、認可、內化等因素對虛擬社區(qū)用戶知識共享行為的作用［13］。Blau（2008）認為人際之間的社會交換始于社會吸引，當可以從對方得到一些有用的信息或知識時，雙方才會繼續(xù)合作［14］。徐美鳳等（2011）基于社會認知理論、社會交換理論等視角對虛擬社區(qū)知識共享的影響因素進行了研究，將學術社區(qū)的知識共享行為分為單純?yōu)g覽、發(fā)帖（發(fā)起話題）、回帖（參與討論）［15］。章穎華、祝錫永、黃雅文（2014）在系統(tǒng)論述基于Web2.0的學術社區(qū)構成維度和關鍵特性基礎上，深入探討了該框架中的知識事物元模型構建和知識動態(tài)組合調度兩個關鍵技術［16］。張萬敏、劉芳華（2013）和王東、劉國亮（2013）根據(jù)生物發(fā)酵和知識共享過程的相似性，提出了虛擬學術社區(qū)知識共享的影響因素及其實現(xiàn)路徑［17－18］。Hooff（2004）等發(fā)現(xiàn)，知識搜集是知識共享的重要動因之一，研究也發(fā)現(xiàn)當個體獲取的知識越多時，貢獻知識的意愿也越強［19］。但Chowdhury認為認知信任與情感信任對知識共享的作用機制并不相同，其作用效果也有差異［20］。Ng等人則發(fā)現(xiàn)認知信任與合作行為的關系并非是線性的，在一定范圍內，認知信任有利于提高合作，但過度的認知信任反而會產生搭便車行為而降低合作［21］。

目前關于虛擬社區(qū)知識共享的研究主要是關于虛擬社區(qū)成員知識共享影響因素的研究，學者們認為知識共享的影響因素主要包括信任和互惠等；另外，也有學者基于社會認知理論和社會互換理論等視角建立模型對知識共享行為進行研究。但是，作為專業(yè)性較強的一類虛擬社區(qū)——學術性虛擬社區(qū)知識共享的研究不夠充分，對于專業(yè)性社區(qū)背景下特定群體的研究文獻比較少見；另外，對虛擬社區(qū)共享行為的研究方法集中在定性分析上，對虛擬社區(qū)知識共享的定量分析沒有得到學術界的重視。

3 研究假設

本文在以上文獻綜述的基礎上，從動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度出發(fā)，探討它們對虛擬學術社區(qū)中研究生共享意愿和共享行為的影響。

3.1 動機對共享意愿與共享行為的影響

動機是一種過程，它體現(xiàn)了個人為實現(xiàn)目標而付出努力的方向、強度和持續(xù)性。在虛擬學術社區(qū)中成員知識共享的動機主要是指了解其他成員對某一問題的觀點，從其他成員那里獲取信息、知識等。因此共享動機將提高研究生在虛擬學術社區(qū)中的共享意愿和共享行為，基于此，提出以下假設：

H1：個人知識共享動機對研究生知識共享意愿有顯著的正向影響；

H2：個人知識共享動機對研究生知識共享行為有顯著的正向影響。

3.2 互惠規(guī)范對共享意愿與共享行為的影響

互惠是影響用戶參與虛擬社區(qū)知識共享行為的另一個因素。有證據(jù)表明，為了在將來也能夠得到他人的幫助是激勵人們在虛擬社區(qū)幫助他人的重要動機［22－23］。Schade等指出，互惠行為能夠通過制止“坐享其成”行為的發(fā)生來推動虛擬社區(qū)的發(fā)展［24］。Park等指出，可以利用互惠激勵機制來推進虛擬社區(qū)知識保護制度的發(fā)展，進而促進用戶持續(xù)使用該網(wǎng)站［25］。金曉玲（2013）研究證實，積分作為一種虛擬社區(qū)中常見的激勵機制能顯著的調節(jié)用戶的持續(xù)貢獻知識意向；對于積分等級高的用戶來說，其持續(xù)貢獻知識意向更多的是為了聲譽的提升和互惠；而對于積分等級低的用戶而言，其持續(xù)貢獻知識意向更多的是為了提升學習和獲取知識的能力［26］?；诖?，我們提出以下假設：

H3：互惠規(guī)范對研究生知識共享意愿有顯著的正向影響；

H4：互惠規(guī)范對研究生知識共享行為有顯著的正向影響。

3.3 自我效能對共享意愿與共享行為的影響

自我效能由美國斯坦福大學心理學家阿爾伯特·班杜拉在20世紀70年代首次提出，20世紀末成為教育界的一個關鍵理念，事實上是指一個人在特定情景中從事某種行為并取得預期成果的能力。在虛擬社區(qū)中，自我效能對研究生的共享意愿和共享行為會產生積極影響。Lin（2007）認為，自信自己的知識共享能夠為組織做出貢獻的員工更有可能表現(xiàn)出對提供知識和獲取知識的積極意愿［27］。Cabrera等認為自我效能感與知識分享行為密切相關［28］?；诖?，我們提出以下假設：

H5：自我效能對研究生知識共享意愿有顯著的正向影響；

H6：自我效能對研究生知識共享行為有顯著的正向影響。

3.4 共享意愿對共享行為的影響

意愿是人們對自己行為的預期，是人們想從事某種行為的主觀可行性，是預測行為的最佳變量，成員的共享意愿使得知識共享成為有效的知識管理工具，并最終在知識共享中獲得好處。Mládková（2012）指出，加強組織內部的知識共享意愿，建立合理的隱性知識交流和轉移平臺對組織實現(xiàn)知識創(chuàng)造具有極大的推動作用［29］。JOSEPH B、JACOB M.（2011）對團隊知識共享的研究發(fā)現(xiàn)共享意愿是構成團隊的個體主觀上認為自己主動、自愿將自身的知識與他人進行分享的程度，直接影響組織知識共享的效果。知識分享的本質是通過傳播和共有組織中的隱性知識提高組織的核心能力［30］。Seba（2012）提出，在傳統(tǒng)認識上進一步提高知識共享的意愿，明確知識交流及共享的關系是新時代知識管理的主要議題［31］。對于研究生這一特殊群體，共享意愿依然是影響共享意愿的重要因素，基于以上理論，提出以下假設：

H7：共享意愿對研究生知識共享行為有顯著的正向影響。

綜合以上假設，本研究的理論框架可以用如圖1所示的線性模型表示。

4 研究方法與測量工具

4.1 研究方法

本文應用結構方程模型對虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享行為的影響因素進行實證研究。在結構方程的基礎上采用問卷調查和訪談的方式收集數(shù)據(jù)，運用SPSS 20.0統(tǒng)計分析軟件進行數(shù)據(jù)分析，包括描述性統(tǒng)計、信度分析、因子分析等；運用AMOS 20.0對結構方程模型進行路徑分析、相關性分析、相關性檢驗等。

4.2 量表設計和數(shù)據(jù)收集

本文的研究內容是虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享行為，從所閱讀的文獻選取研究變量的相關知識共享測量題目，并根據(jù)虛擬社區(qū)下研究生知識共享的特點結合專家座談，調整測量量表。為保證問卷的信度和效度，本研究使用了預調查：在研究生中隨機抽取了一個容量為50個小樣本進行預調查，根據(jù)預調查的結果對量表進行修改，修改后的問卷又經(jīng)過反復測試，結果顯示問卷的信度和效度良好。

最終確定的調查問卷包括量表、人口學統(tǒng)計項目和虛擬社區(qū)經(jīng)歷三部分。其中虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享測量量表部分共計18個題項，包括自我效能、動機、互惠規(guī)范、共享意愿和共享行為5個因子，問卷采用利克特6分量表設計，調查中對每一個問題的回答方式可分為“完全不符合”、“大部分不符合”、“有點不符合”、“有點符合”、“大部分符合”、“完全符合”6種，每項回答依次賦值從“1”到“6”。

5 數(shù)據(jù)收集

5.1 數(shù)據(jù)收集

圖1 共享行為共享意愿結構方程模型

本文的研究對象主要為中國國內高校的經(jīng)濟管理類研究生。按照既定的研究設計，本次調查全部采用線上調查。在線上調查中，為了保證樣本的可靠性，選取訪問量較大的人大經(jīng)濟論壇作為問卷收集點，選擇的施測對象均為積分較高的常用用戶。

5.2 樣本描述

總共收到266份問卷，其中有效問卷250份，有效回收率為93.98%，250份有效問卷的人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析。其中博士研究生比例為61.6%，碩士研究生比例為38.4%。具體的樣本的人口統(tǒng)計學分布情況如表1所示。

表1 樣本人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析

5.3 信度和效度分析

運用SPSS 20.0對問卷進行Cronbach'sα系數(shù)信度分析，結果表明：量表的總體Cronbach'sα系數(shù)為0.893，“動機”、“互惠規(guī)范”、“自我效能”、“共享意愿”、“共享行為”等維度的Cronbach'sα系數(shù)分別為0.84、0.854、0.902、0.883和0.786。問卷的整體信度和各個維度信度系數(shù)均在0.7以上，表明測量信度良好。

測量量表在參考文獻相關量表的基礎上，結合專家訪談設計而成，并且在大規(guī)模施測前進行了充分的試調查，保證問卷的各個問題能夠準確表達，因此問卷的內容效度較好；結構效度主要采用KMO值和巴特利球形檢驗，運用SPSS 20.0對樣本數(shù)據(jù)進行效度分析，結果顯示，樣本的KMO值為0.934，巴特利球形檢驗的卡方統(tǒng)計值顯著性概率為0.00，說明問卷的結構效度良好。

5.4 因子分析

運用SPSS 20.0軟件進行可靠性分析和探索性因子分析，KMO值為0.934，大于0.9適合做因子分析，對各維度分別進行探索性因子分析的過程中，采用最大平衡值法旋轉因子分析，結果顯示，所有指標共匯聚成5個特征值大于1的有效因子，最終確定自我效能、互惠規(guī)范、互惠規(guī)范、共享意愿、共享行為5個因子，共15個觀察變量。其中，“動機”包括觀察變量C14、C15、C17；“互惠規(guī)范”包括觀察變量C3、C4、C5；“自我效能”包括觀察變量C7、C8、C9；“共享意愿”包括觀察變量C1、C2、C6；“共享行為”包括觀察變量C12、C16、C18。且各維度觀察變量的負荷因子均達到0.6以上，表明變量有較好的收斂效度。

6 結果分析與討論

6.1 相關性分析

運用SPSS 20.0對各個維度進行的相關性分析，確定屬性之間的真實相關關系，各維度之間的相關關系具體情況如表2所示。

表2 各維度之間的相關系數(shù)矩陣

自我效能維度和共享意愿維度的相關系數(shù)為0.891，在0.001檢驗水平下顯著，自我效能維度和共享行為維度的相關系數(shù)為0.134，相關性檢驗不顯著，互惠規(guī)范維度和共享行為維度的相關系數(shù)為0.878，在0.001檢驗水平下顯著，互惠規(guī)范維度和共享行為維度的相關系數(shù)為－0.057，在0.01檢驗水平下顯著，動機維度和共享意愿維度的相關系數(shù)為0.866，在0.01檢驗水平下顯著，自動機維度和共享行為維度的相關系數(shù)為－0.035，在0.05檢驗水平下顯著，共享意愿維度和共享行為維度的相關系數(shù)為0.113，在0.01檢驗水平下顯著。

根據(jù)相關性分析，除自我效能對共享行為的影響不顯著外，其他相關性均在5%的顯著性水平下顯著，并且自我效能和動機對共享行為的呈負相關。

從相關分析的結果可知，共享意愿、共享行為與動機、互惠規(guī)范、自我效能之間存在相關關系，但是各個維度與共享行為與共享意愿究竟有什么樣的結構關系，需要運用AMOS 20.0進行驗證性因子分析，并建立結構方程模型作進一步探討。

6.2 測量模型參數(shù)估計6.2.1測量模型1

從相關性分析結果顯示，自我效能、互惠規(guī)范、動機與共享意愿的相關性較強，且都通過檢驗，為了進一步驗證動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度與研究生知識共享意愿的關系，建立關于研究生知識共享意愿的測量模型1，運用AMOS 20.0對測量模型1進行估值運算，得到測量模型1的路徑系數(shù)、顯著性檢驗表（表3）和擬合優(yōu)度指標。

表3 測量模型1顯著性檢驗表

結果顯示：3個維度和共享意愿之間的相關性較高，動機、互惠規(guī)范和自我效能對共享意愿影響測量模型的參數(shù)估計表明：動機、互惠規(guī)范和自我效能對共享意愿影響的路徑系數(shù)分別為0.38、0.47、0.40，C.R值均大于1.96，P值檢驗均顯著，說明共享意愿與這3個維度的相關程度較高，這3個維度對共享行為這一核心變量的解釋能力較強。

整體模型擬合度是指用來檢驗整個模型與觀察數(shù)據(jù)的擬合程度，常用的模型擬合優(yōu)度指標有：卡方值與自由度之比χ2／df、p值、GFI（適合度指標）、RMSEA（平均近似值誤差平方根）、CFI（精簡式擬合優(yōu)度指標）、PGFI（簡約適配指標）、RMR（平均殘差平方根）。美國社會統(tǒng)計學家Blair Wheaton等人認為，卡方值與自由度之比χ2／df在5以內，表明模型與數(shù)據(jù)的擬合是可以接受的。學術界普遍認為，CFI、IFI、GFI大于0.90，模型與數(shù)據(jù)的擬合程度很好；對于RMSEA和RMR，Steiger（1990）認為小于0.1表示好的擬合，低于0.05表示非常好的擬合，低于0.01表示非常出色的擬合。

χ2／df、GFI、PGFI、CFI、分別為3.107、0.911、0.56、0.914，RMR、RMSEA分別為0.046、0.092、擬合優(yōu)度各項指標均超過臨界值適配度指標結果顯示模型整體擬合指標均達到可以接受的水平，理論模型與樣本數(shù)據(jù)契合度較高，表明假設模型可以接受。

6.2.2 測量模型2

從相關性分析結果顯示，互惠規(guī)范、動機兩個維度和共享行為之間呈負相關但相關性不強，自我效能維度與共享行為相關性不強，且未通過雙尾檢驗。為進一步探究動機、互惠規(guī)范和自我效能與共享行為的關系，同樣建立測量模型2，該測量模型包括動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度對共享行為的影響。

運用AMOS 20.0對測量模型2進行估值運算，得到路徑系數(shù)、顯著性檢驗表如表4所示。

表4 測量模型2顯著性檢驗表

對于測量模型2，即動機、互惠規(guī)范和自我效能對共享行為影響的測量模型，參數(shù)估計結果表明：動機、互惠規(guī)范和自我我效能對共享行為影響的路徑系數(shù)分別為－0.23、－0.32、0.57，除自我效能對共享行為影響的C.R值大于1.96，P值檢驗顯著外，另外兩個為未通過檢驗，表明共享行為與3個因子的相關程度并不高，3個維度對共享行為這一核心變量的直接解釋能力較差。

AMOS 20.0運行結果顯示測量模型1的χ2／df、CFI、GFI、PGFI分別為1.876、0.946、0.934、0.582，RMR和RMSEA分別為0.09、0.059，適配度指標結果均達到模型適配標準，整體擬合指標均達到可以接受的水平，說明測量模型2擬合度較好，理論模型與樣本數(shù)據(jù)較為契合，表明假設模型可以接受。

6.3 結構方程模型

運用AMOS 20.0對結構方程模型進行估值運算，得到各結構方程模型路徑圖如圖2所示，得到的顯著性檢驗表如表5所示。

圖2 結構方程模型

表5 結構方程顯著性檢驗表

參數(shù)估計結果顯示，動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度對共享意愿影響的路徑系數(shù)分別為0.27、0.39、0.26，C.R值均大于1.96，P值檢驗均顯著3個維度對共享意愿這一核心變量的解釋能力較強；動機、互惠規(guī)范和自我效能對共享行為影響的路徑系數(shù)分別為－0.59、－0.88、0.29，動機、互惠規(guī)范與共享行為呈負相關，自我效能未通過顯著性檢驗，對動機、互惠規(guī)范、自我效能3個維度與共享行為的關系有待于進一步研究和驗證。

AMOS 20.0運行結果顯示測量模型1的χ2／df、CFI、GFI、PGFI分別為2.525、0.901、0.902、0.601，RMR和RMSEA分別為0.092、0.078，適配度指標結果均達到模型適配標準，整體擬合指標均達到可以接受的水平，說明結構方程模型擬合度較好，理論模型與樣本數(shù)據(jù)契合程度可以接受，但是相關性檢驗存在一些問題，模型有進一步研究和修正的必要。

6.4 修正模型

結構方程模型的參數(shù)估計和假設檢驗結果顯示，雖然共享意愿對共享行為的影響效果顯著，但是動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度與共享意愿之間的關系并不顯著，自我效能維度和共享行為的相關性檢驗不顯著，因此刪除自我效能與共享行為之間的路徑關系，動機維度和共享行為呈負相關且相關性檢驗在0.01的檢驗水平下沒有通過驗證，因此刪除動機與共享行為之間的路徑關系。在修正模型中，只保留原有7個假設中的H1、H3、H4、H5、H7 5個假設，把共享意愿作為中介變量研究動機、互惠規(guī)范和自我效能對共享意愿產生顯著的正向，進而影響共享行為。

運用AMOS 20.0對修正模型進行估值運算得到修正模型的路徑圖（圖3）、擬合優(yōu)度指標（表6）以及路徑顯著性檢驗表（表7）。

表6 結構方程模型和修正的擬合優(yōu)度表

顯著性檢驗表表7測量模型2

圖3 修正的結構方程模型

參數(shù)估計結果顯示動機、互惠規(guī)范、自我效能對共享意愿影響的路徑系數(shù)分別為0.21、0.36、0.25互惠規(guī)范對共享行為影響的路徑系數(shù)為－0.73，共享意愿對共享行為影響的路徑系數(shù)為0.75，C.R值均大于1.96，P值檢驗均顯著。表明共享意愿與這3個維度的相關程度較高，共享意愿作為中介變量對共享行為這一核心變量的解釋能力較強。

結構方程模型和修正模型的擬合優(yōu)度表結果顯示，兩個模型適配度指標結果均達到模型適配標準，整體擬合指標均達到可以接受的水平，且修正模型的適配度指標較結構方程模型的指標整體提高，說明修正模型擬合度更好，修正模型與樣本數(shù)據(jù)更為契合，表明假設模型可以接受。

7 結論與討論

7.1 結論

本文虛擬學術社區(qū)的研究生作為研究對象，通過問卷調查收集數(shù)據(jù)，構建了虛擬社區(qū)條件下研究生知識共享行為結構方程模型，分析了動機、互惠規(guī)范和自我效能原因變量對虛擬學術社區(qū)研究生知識共享意愿和行為的影響，得出以下研究結論：

（1）在虛擬社區(qū)條件下，互惠規(guī)范對在虛擬社區(qū)中的研究生知識共享行為具有顯著負面影響，互惠規(guī)范并不利于虛擬社區(qū)成員知識共享氛圍的形成。這一結論也印證了M.J.Lin（2009）的觀點，成員對互惠的預期越大，其主動參與知識共享行為的可能性反而越低［32］。

（2）虛擬社區(qū)條件下，自我效能對研究生共享意愿有顯著的正面影響，虛擬社區(qū)條件下研究生成員自我效能的提高是改善社區(qū)知識共享氛圍的重要因素。

（3）虛擬社區(qū)條件下，動機對研究生知識共享行為沒有顯著作用，但對知識共享意愿起到明顯的促進作用。這印證了徐美鳳（2011）的觀點，她認為激勵和社區(qū)管理對成員知識共享動機有著顯著的積極影響。

（4）虛擬社區(qū)條件下，研究生共享知識的意愿對共享行為的影響有顯著的積極作用，根據(jù)實證分析的結果，知識共享意愿與共享行為之間具有較強的一致性。正如JOSEPH B、JACOB M.（2011）等人的結論指出，知識分享的本質是通過傳播和共有組織中的隱性知識提高組織的核心能力，盡管識共享意愿到產生實際的知識共享行為還有一段距離，但根據(jù)理性行為理論和實證分析結果，要想讓成員積極參與知識共享活動，激發(fā)其強烈的參與和共享意愿是必要環(huán)節(jié)。

（5）虛擬社區(qū)條件下，動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度對共享意愿均具有顯著促進作用，對共享行為沒有起到直接影響，但它們通過影響共享意愿進而對共享行為產生促進作用，從原因變量到知識共享行為的發(fā)生，共享意愿起到中介傳導作用。

7.2 創(chuàng)新與局限

本研究所做的創(chuàng)新包括：①在已有對虛擬社區(qū)條件下知識共享的研究的基礎上，選擇專業(yè)性較強的虛擬學術社區(qū)進行研究，并選擇虛擬社區(qū)中的研究生成員這一特殊全體作為被試，來探討虛擬社區(qū)條件下研究生共享行為的影響因素。②結合文獻和國內外量表，對量表進行結構效度分析，結合研究生這一特殊群體的性質，對變量進行重命名，形成了包含動機、互惠規(guī)范和自我效能3個維度的研究生知識共享行為量表。③通過調查問卷和專家訪談的方式收集數(shù)據(jù)，對虛擬學術社區(qū)中研究生知識共享行為進行定性和定量分析。④對虛擬社區(qū)條件下知識共享行為的研究中，將共享意愿作為中介變量進行研究。

本研究雖然在研究設計上分別采用了文獻閱讀、訪談等方式對研究變量進行了界定，并采用預調查的方式對問卷結構進行了修正，研究模型的數(shù)據(jù)擬合良好，各因素相關性較強，但仍存在一定的局限性，因為本研究屬于橫斷面研究，無法推斷出嚴格意義上的因果聯(lián)系；采用自評式測量問卷，無法從根本上消除共同方法變異；只對動機、互惠規(guī)范和自我效能3個因素與共享意愿和共享行為的關系進行研究，還有可能很多其他因素也對研究生知識共享產生影響。未來研究可以考慮從這幾個因素之外的因素去研究虛擬社區(qū)的研究生知識共享行為的影響因素，例如從各種心理和環(huán)境變量出發(fā)去探索研究生知識共享行為的過程。

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（本文責任編輯：孫國雷）

A study of Knowledge Sharing Behaviors of Postgraduates Under Conditions of Virtual Communities

Li XianyinZuo WenchaoYang BoxuZhu Faqiang
（Management School，Qufu Normal University，Rizhao 276816，China）

The paper analyzed how postgraduates share information in academic virtual community and as a composite higher－order factor predicated knowledge sharing behaviors.The study is based on a sample of 250 high－level postgraduates user from pinggu－BBS.By using the methods of exploratory factor analysis（EFA）as well as confirmatory factor analysis（CFA）and building the structural equation model of knowledge sharing behaviors of postgraduates under conditions of academic virtual community.The result showed that motivation，community atmosphere and self－efficacy have a positive and direct influence on sharing willingness；community atmosphere have a positive and direct influence on sharing behaviors while motivation and self－efficacy don't have an obvious influence on sharing behaviors；sharing willingness has a positive and direct influence on sharing behaviors. The last part of the thesis put forward the relative suggestions and limitation of research in improving knowledge sharing willingness and behaviors of postgraduates.

academic virtual communities；knowledge sharing；willingness；behaviors

10.3969／j．issn．1008－0821．2015．03．009

G302

A

1008－0821（2015）03－0042－08

2014－11－30

本文為山東省研究生教育創(chuàng)新計劃項目（項目編號：SDYY12053）的階段性成果。本文受到山東省社會科學規(guī)劃項目“藍色經(jīng)濟區(qū)產業(yè)布局與資源整合研究”（項目編號：11CGLJ08）和國家自然科學基金面上項目“基于猶豫模糊評價信息的決策方法和應用研究”（項目編號：71371107）的資助。

李憲?。?969－），男，副教授，博士，研究生導師，研究方向，知識共享與知識管理。