基于修正TPB的知識共享行為實證研究

摘 要：文章在修正TPB的基礎上，通過對江蘇省通訊業員工知識共享行為的實證調研，試圖揭開知識共享行為發生的內在機理，研究結論包括：（1）個體知識共享意愿和外部控制對知識共享行為有積極影響；（2）外部控制在知識共享意愿和行為之間起到正向調節作用；（3）知識共享的態度、主觀規范和內部控制有助于促進知識共享意愿的提升。該研究不僅完善了TPB，并為TPB在知識共享領域的應用提供了新的證據。

關鍵詞：知識共享行為 修正TPB 通訊業知識型員工

中圖分類號： G203文獻標識碼： A 文章編號： 1003-6938（2012）05-0058-07

面對瞬息萬變的生存環境，國內外企業紛紛采用了知識管理來洞悉和挖掘員工的知識價值，以獲取可持續的競爭優勢。知識管理被定義為“創造、獲取、記錄、分享和使用知識的過程”[1]。在這些知識管理活動中，知識共享被視為核心的議題，其原因主要體現在兩個方面：（1）知識的資本面：知識并沒有一般資源報酬效益遞減的現象，恰恰相反，知識越分享越會發揮其價值，并能產生1+1>2的疊加效應；（2）知識的績效面：企業內部的專門知識常有特定性，因而難以向外采購而只能靠內部共享實現轉移，如果知識無法共享則會造成企業內重復開發的浪費與重蹈覆轍的成本損失。

雖然知識共享對企業高效管理知識的重要性不容小覷，然而在企業知識管理的實踐中，以知識共享的實現最為困難[2]。“物以稀為貴”的組織經濟邏輯教育員工慣性地囤積或匿藏知識。尤其是在處于轉型期的中國背景下，員工普遍具有規避不確定性風險的意識，往往傾向于“留一手”以保護自身在企業內的地位。因此，“改變個體共享知識的行為”儼然已成為我國企業推行知識管理面臨的最大挑戰。本研究以江蘇省通訊業知識型員工為研究對象，旨在探究組織內部知識型員工知識共享行為發生的內部機理，以期為我國企業推進員工知識共享行為提供綜合分析的理論模型和具有可操作性的對策建議。

1 基礎理論

1.1 TPB簡介

社會心理學認為，個體的一般行為在發生以前會受到一定意圖的驅使。根據這種“意圖——行為”模式的研究思路，Fishbein和Ajzen[3]提出了著名的理性行為理論（Theory of Reasoned Action，簡稱TRA），用于預測及解釋個體理性行為的發生。依據TRA，個體對某種行為的態度和主觀規范決定了個體是否會萌發行為的意愿，而個體的行為意愿又進一步決定了個體是否會產生該行為。

雖然TRA是研究理性行為的基礎理論之一，但長期以來一直有學者批評TRA對于某些行為并未有足夠的解釋力[4]，其原因在于：TRA假定個體是否采取某一特定行為是完全出于個體理性的掌控，然而現實中個體行為的發生常常受到能力、情緒、習慣和無意識反應等非理性主觀因素的影響，也會受到諸如機遇、信息、時空等非理性客觀因素的制約。為了彌補TRA的缺陷，Ajzen[5]在TRA基礎上增加了一項名為“感知的行為控制”的新構念，進而提出了計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，簡稱TPB）（理論模型見圖1）。

[AB][SN][PBC][BI][B][圖1 TPB理論模型圖]

其中：B（Behavior）為個體行為；BI（Behavior Intention）為個體的行為意愿；AB（Attitude towards the Behavior）是個體對某種特定行為的態度，即個體對行為所持有的正面或負面的情感或認知；SN（Subjective Norm）是個體對某種特定行為的主觀規范，即個體在采取行為時所感受到的外界壓力；PBC（Perceived Behavioral Control）為個人預期在采取某一特定的行為時自己所感受到可以控制的程度。由模型圖不難得出：個體的行為意愿由個體對行為的態度、主觀規范以及感知的行為控制三者所決定，而個體的行為又可以由行為意愿和感知的行為控制進行預測。尤其當某些特定行為不完全由個人意志所能控制時，PBC對“意圖——行為”關系起著舉足輕重的作用[5]。

1.2 TPB的修正

在最初的TPB中，PBC是一個一維構念。然而這種一維的界定使得學者們在研究PBC如何影響行為及意愿的結論難以達成統一。例如在一些研究中，PBC作為內生因素被認為可以直接影響行為意愿[5-6]。而在另一些研究中，PBC作為外生因素，被認為可以直接影響行為，或在行為與意愿之間起到調節作用[7]。為了探究PBC在知識共享行為中扮演的角色及其作用，Conner和Armitage開創性地對PBC進行了多維界定，認為PBC可被劃分為內部控制和外部控制兩種類型。內部控制被描述為個體對執行某一行為的自信程度感知；而外部控制被描述為個體對那些有助于推進或阻礙行為的情境因素感知[8]。

本研究在Conner和Armitage研究成果的啟發下，亦將PBC劃分為兩個維度，并提出了修正的TPB理論模型（見圖2）。本研究認為：一方面，當個體擁有較高的內部控制時，說明他相信自己有足夠的能力可以輕松地完成該行為，這種自信會導致他有強烈的發生該行為的意愿，因此內部控制可以直接影響行為意愿。另一方面，較高的外部控制不僅有助于個體行為的直接發生，而且在個體行為與意愿之間能起到調節作用[9]。具體而言，當個體的行為不能完全受到主觀意志控制時，當個體擁有較高的外部控制（即個體感覺到外界情境因素有助于行為發生），那么個體從行為意愿到行為發生的可能性就會增強，反之，則減弱。2.1 知識共享意愿、外部控制與知識共享行為

在知識共享的情景中，知識共享行為是指組織內部的個體將自己的知識貢獻給他人，從而與對方共同擁有知識的行為；知識共享意愿特指個體愿意與他人共享知識的主觀傾向程度；外部控制特指個體對影響知識共享行為的各種外界情景因素的感知。

依據TPB，個體的行為意愿直接決定了行為的產生[5]，當個體表達出對某種行為強烈的意愿時，他會更加致力于該行為的實現。這一結論在心理學、消費行為學等領域的研究中均得到了證實[10-12]。在知識共享領域，Bock和Kim[13]對韓國4家大型公共組織的467名知識型員工的研究也發現：知識共享的意愿對知識共享的行為有促進作用（β=0.08，p<0.05）。基于此，本研究提出如下假設：

假設1：知識共享意愿會正向影響知識共享行為。

依據本研究提出的修正TPB，個體的外部控制有助于個體行為的發生。在企業實踐中，個體知識共享行為的發生往往會超出個體自身所能掌控的范疇。而當個體對知識共享行為的外部控制感知較高時，說明個體感受到其具備了執行知識共享行為所需的時間、空間、信息技術等客觀資源，因而更有利于個體知識共享行為的產生。基于此，本研究提出如下假設：

假設2：外部控制會正向影響知識共享行為。

2.2 知識共享的態度、主觀規范、內部控制與意愿

知識共享的態度特指個體對知識共享行為正面或負面的評價；知識共享的主觀規范特指個體對外界群體希望其進行知識共享行為的感知；內部控制特指個體對執行知識共享行為的自信程度的感知。

依據TPB，個體的態度和主觀規范對個體行為意愿產生積極作用。具體而言，一方面，當個體對某一行為持有積極態度時，個體會自發地提高行為的意愿；另一方面，當個體感受到來自外界的壓力時，個體會有意愿表現出，接受外界贊許的行為。在知識共享領域，一些學者的研究證實了知識共享的態度、主觀規范和意愿的關系。例如：Ryu和Han[14]對醫護人員知識共享的研究發現共享態度會直接影響共享意愿。Bock等[15]對知識共享影響因素的研究發現態度、主觀規范分別與知識共享意愿存在積極的正向關系。Hsu和Lin[16]對個體參與博客的知識共享行為研究發現共享知識的態度與意愿呈顯著正向關系。基于此，本研究提出如下假設：

假設3：知識共享態度會正向影響知識共享意愿。

假設4：主觀規范會正向影響知識共享意愿。

依據本研究提出的修正TPB，內部控制對個體行為意愿有積極作用。由Conner和Armitage對內部控制的定義可知：內部控制是個體對于執行某一行為的信心[8]。在知識共享行為發生之前，個體往往會先對自身的行為能力進行判斷。當個體具有較高的內部控制時（即個體對自身行為能力充滿信心時），個體會產生積極的行為意愿；反之，當個體內部控制較低時（即個體對自身行為能力不自信時），個體則會產生消極的行為意愿。用通俗的語言表述即為“人們更愿意做自己擅長的事”。基于此，本研究提出如下假設：

假設5：內部控制會正向影響知識共享意愿。

2.3 外部控制的調節效應

如上文所述，在組織中很多時候員工的知識共享行為并不完全由自己控制。例如，某位員工很樂于與其他員工分享其知識，但是由于工作繁忙使其根本沒有時間和其他員工交流；或者組織內部沒有合適的信息溝通技術或渠道可以讓員工方便地交流知識。由此分析，當個體感知到其缺乏知識共享行為所需的外界支持時，那么即便個體有強烈分享意愿也難以付諸實施；換而言之，較低的外部控制會削弱共享意愿與共享行為之間的關系。反之，當個體感知其具備充分的外界支持時，則會增進其從知識共享意愿到知識共享行為的轉化。基于此，本研究提出如下假設：

假設6：外部控制在知識共享意愿與知識共享行為之間起到調節效應。

外部控制越高，知識共享意愿與知識共享行為之間的關系越強，反之外部控制越低，知識共享意愿與知識共享行為之間的關系越弱（理論模型見圖3）。

3 研究設計

3.1 研究方法與量表設計

本研究的實證方法為問卷調查法。為保證數據質量，所有量表均選自相關領域的成熟量表。其中知識共享行為采用Bock和Kim[13]的測試量表；知識共享意愿和主觀規范沿用Ajzen[17]的量表，并結合知識共享情景進行了的修正；知識共享態度采用Bock等[15]的量表；內部控制和外部控制均源自Armitage和Conner[9]的量表，并加以情景改良。

由于中西方文化、語言等差異的存在，本研究采用了“背對背”和“回譯”法，以確保量表翻譯的準確性。首先請一位曾留學荷蘭的副教授和一位曾在澳大利亞訪學的企業管理博士研究生將英文原版量表翻譯成中文，再請兩位英語專業的碩士研究生將中文回譯成英文。通過對比譯后的英文量表與英文原版量表，發現二者并無顯著差異，由此表明中文版本量表可真實反映英文原版量表。

3.2 樣本選擇與數據采集

在行業選取上，本研究遵循Kim和Lee[18]提出的兩個原則：（1）行業呈現知識密集的特征且行業內企業需要借助知識管理以增進組織績效；（2）行業內企業信息技術條件成熟。通訊業作為我國國民經濟的重要支柱之一，具有典型的高知識密集性特征；并且隨著近年來新型通訊運營商的紛紛出現，行業內自由開放的競爭格局迫使通訊企業不得不重視員工的知識管理。與此同時，通訊企業的相對成熟信息技術為員工共享知識提供了必要的硬件支撐。基于此，本研究選取通信業的知識型員工作為調查對象；但考慮到實地調查的可行性和客觀資源的制約，本研究調研的通訊企業均源自江蘇省。

本研究采取實地現場發放、當場回收的方式采集數據，共計發放問卷200份，收回185份，剔除無效問卷8份（如一題多選，惡意答題、多題漏選等廢卷），最終有效問卷177份，有效回收率為88.5%。在有效樣本中，男性居多，占樣本總量79.1%；教育水平整體較高，碩士及以上學歷人群占樣本總量的44.7%；年齡普遍分布于26～30歲之間，占樣本總量50.8%。該分布結果與通訊業的行業特征有關，通訊業是一個相對新興的行業，從業人員的年齡普遍較低、學歷較高且以男性員工居多。

3.3 數據質量分析

3.3.1 信度分析

本研究運用SPSS軟件對177份有效樣本數據進行了信度檢驗。如表1所示：本研究中六個構念的α系數界于0.711～0.920之間，均高于閥值0.7，表明各構念的測量信度較高。

[變量＼&題項數＼&Cronbach's α 值＼&知識共享行為＼&7＼&0.920＼&知識共享意愿＼&3＼&0.807＼&知識共享態度＼&5＼&0.793＼&知識共享主觀規范＼&4＼&0.855＼&內部控制＼&3＼&0.711＼&外部控制＼&3＼&0.766＼&][ 表1 信度分析]

3.3.2 結構效度分析

本研究采用探索性因子分析對量表的區分效度進行了檢驗。如表2所示，KMO值大于0.5，Bartlett球體檢驗顯著，表明適宜進行因子分析。如表3所示，各題項在與之匹配的因子上載荷均大于0.5，說明量表具有較好的區分效度。

[表2 KMO 和 Bartlett 的檢驗][KOM測度值＼&.863＼&Bartlett 的球形度檢驗＼&近似卡方＼&2610.937＼&df＼&300＼&Sig.＼&.000＼&]

[ 題 項＼&成份＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&知識共享行為1＼&.735＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享行為2＼&.723＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享行為3＼&.593＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享行為4＼&.837＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享行為5＼&.856＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享行為6＼&.819＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享行為7＼&.792＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識共享意愿1＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.648＼&知識共享意愿2＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.787＼&知識共享意愿3＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.803＼&知識共享態度1＼& ＼& ＼& ＼&.725＼& ＼&知識共享態度2＼& ＼& ＼& ＼&.598＼& ＼&知識共享態度3＼& ＼& ＼& ＼&.604＼& ＼&知識共享態度4＼& ＼& ＼& ＼&.766＼& ＼&知識共享態度5＼& ＼& ＼& ＼&.532＼& ＼&知識共享主觀規范1＼& ＼&.705＼& ＼& ＼& ＼&知識共享主觀規范2＼& ＼&.723＼& ＼& ＼& ＼&知識共享主觀規范3＼& ＼&.721＼& ＼& ＼& ＼&知識共享主觀規范4＼& ＼&.754＼& ＼& ＼& ＼&外部控制1＼& ＼& ＼&.642＼& ＼& ＼&外部控制2＼& ＼& ＼&.674＼& ＼& ＼&外部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&內部控制1＼& ＼& ＼&.614＼& ＼& ＼&內部控制2＼& ＼& ＼&.630＼& ＼& ＼&內部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&][表3 探索性因子分析結果]

注：提取方法為主成分分析法；旋轉法為具有 Kaiser 標準化的正交旋轉法；旋轉在8 次迭代后收斂。

3.3.3 同源方差分析

本研究采用Harman單因素檢驗法分析同源方差問題。如表4所示，在探索性因子分析之后共提取特征值大于1的因子五個，五個因子共解釋了總方差的65.353%，其中各因子的解釋方差范圍在9.524%～19.834%之間，這表明沒有哪個單一因子能夠解釋大部分的總方差，所以本研究不存在嚴重的同源方差。

4 數據分析與假設檢驗

本研究運用回歸分析法來驗證所提出的假設。控制變量包括：教育水平、性別、年齡。考慮到交互作用的影響，本研究采用Cohen等[19]提倡的逐步加入控制變量、自變量、交互項的層級回歸模型進行數據分析。為了減少回歸方程中的變量存在多重共線性問題，本研究對自變量、因變量和調節變量中的連續變量進行了中心化處理。

如表5所示，模型3檢驗了假設1、2的預測情況。由模型3可知：知識共享意愿與知識共享行為呈顯著的正向關系，回歸系數β=0.360，p<0.01；外部控制與知識共享行為呈顯著的正向關系，回歸系數β=0.311，p<0.01；模型3至模型1的ΔR2為0.307，在0.05置信水平下顯著F檢驗顯著，證明假設1、2成立。

[變量＼&因變量：知識共享行為＼&M1＼&M2＼&M3＼&M4＼&常量＼&0.012＼&-0.149＼&-0.160＼&-0.176＼&控制變量＼&＼&＼&＼&＼&性別＼&-0.152＼&-0.095＼&-0.074＼&-0.062＼&年齡＼&-0.080＼&-0.023＼&-0.025＼&-0.006＼&教育水平＼&0.185＼&0.187＼&0.187＼&0.194＼&自變量＼&＼&＼&＼&＼&知識共享意愿＼&＼&0.477***＼&0.360***＼&0.346***＼&外部控制＼&＼&＼&0.311***＼&0.326***＼&交互項＼&＼&＼&＼&＼&知識共享意愿*外部控制＼&＼&＼&＼&0.111*＼&R2＼&0.019＼&0.244＼&0.326＼&0.340＼&修正的R2＼&0.002＼&0.226＼&0.306＼&0.316＼&ΔR2＼&＼&0.225＼&0.083***＼&0.014*＼&F值＼&1.097＼&13.764＼&16.459＼&14.491＼&ΔF＼&＼&50.812***＼&20.848***＼&3.462*＼&][表5 外部控制、知識共享

意愿與知識共享行為的回歸分析][注：*表示P<0.1；**表示P<0.05；***表示p<0.01。下同。]

根據Baron和Kenny[20] 的建議，調節變量的檢驗步驟如下：（1）將類別變量轉換為啞變量，即虛擬變量；（2）把自變量和調節變量中的連續變量進行中心化或標準化過程處理；（3）把處理后的自變量和調節變量相乘，構造乘積項時；（4）構造方程。把自變量、應變量和乘積項都放到回歸方程中，分析乘積項是否顯著。由模型4可以看出，交互項（知識共享意愿*外部控制）的回歸系數β=0.111，p<0.1，且模型4至模型3的ΔR2為0.014，在0.05置信水平下顯著F檢驗顯著，說明調節效應存在，假設6成立。另外，模型3至模型2的ΔR2為0.083，在0.05置信水平下顯著F檢驗顯著，說明外部控制并非純調節變量，從側面印證了假設2成立。

如表6所示，模型6檢驗了假設3、4、5的預測情況。由模型6可知：知識共享態度與知識共享意愿呈現顯著的正相關關系，回歸系數β=0.189，p<0.05；知識共享主觀規范與知識共享意愿呈現顯著的正相關關系，回歸系數β=0.151，p<0.1；內部控制與知識共享意愿也呈現顯著的正相關關系，回歸系數β=0.245，p<0.01；模型6至模型5的ΔR2為0.215，在0.05置信水平下顯著F檢驗顯著，證明假設3、4、5成立。

[表6 知識共享態度、主觀規范、內部

控制、與知識共享意愿的回歸分析][變 量＼&因變量：知識共享意愿＼&M5＼&M6＼&常量＼&0.331＼&0.490*＼&控制變量＼&＼&＼&性別＼&-0.107＼&-0.058＼&年齡＼&-0.121＼&-0.131＼&教育水平＼&-0.006＼&-0.127＼&自變量＼&＼&＼&知識共享態度＼&＼&0.189**＼&知識共享主觀規范＼&＼&0.151*＼&內部控制＼&＼&0.245***＼&R2＼&0.011＼&0.226＼&修正的R2＼&-0.006＼&0.198＼&ΔR2＼&＼&0.215***＼&F值＼&.634＼&8.164＼&ΔF＼&＼&15.532***＼&]

5 研究結論與展望

知識共享被視為知識管理中最重要的一環，員工間的知識共享不僅有助于組織形成特有的競爭優勢，而且削減了知識重復創造的浪費與低效。本研究在對TPB修正的基礎上，提出了知識型員工知識共享行為的理論模型；運用問卷調查法和回歸分析法，實證檢驗了知識共享行為發生的內在機理。數據分析的結果支持本研究所提出的假設。

5.1 研究結論的討論

（1）關于知識共享行為的發生。本研究證實：知識共享意愿和外部控制對知識共享行為有著顯著的正向影響。首先，依據“意圖——行為”模式，個體行為的發生會受到一定意圖的驅使，因此，知識共享意愿對知識共享行為的重要性不言而喻。對于管理者而言，必須清新的認識到：知識共享不可能通過強制的方式得以實現，而應依賴于組織對員工的積極鼓勵 [21]；組織與其命令員工知識共享，不如通過有效的激勵機制來促進其知識共享的意愿，進而推進知識共享行為的發生。其次，除了擁有行為意愿之外，員工對影響知識共享行為的各種外界情境因素的感知也會有助于促進知識共享行為的發生。因此，管理者應致力于為員工打造“無障礙”的共享環境，為員工提供知識共享所必需的各種硬件支持、資源和機會，通過降低知識共享的難度和成本來促進員工間的知識交流。

與此同時，本研究還發現外部控制在知識共享意愿與行為之間起到正向的調節作用。在高外部控制作用下，知識共享意愿與行為之間關系更密切且顯著，而在低外部控制作用下，知識共享意愿與行為之間并無顯著關系。這意味著，當員工擁有適宜的外部機會和資源時，員工更愿意將知識共享的意愿付諸行動；但如果外部條件不成熟，員工的共享意愿與行為之間關聯性會受到削減。由此可見，外部控制是一個非常重要的情境因素，它在一定程度上決定了員工是否會將“知識共享的心動”轉化為“知識共享的行為”。

（2）關于知識共享意愿的產生。依據修正的TPB，本研究驗證了知識共享態度、主觀規范和內部控制對知識共享意愿有著積極的促進作用。首先，本研究發現員工對知識共享的態度越積極，越會提高其知識共享意圖。在管理實踐中，管理者可以通過找尋影響知識共享態度的前因變量，有針對性地引導員工，使其擁有積極的共享態度。已有的一些研究表明：信任[22]，互惠[23]，物質激勵[24]等因素會積極影響員工知識共享的態度，因此，管理者可以通過創造良好的人際氛圍和適宜的激勵機制，以促使員工對知識共享持有積極的態度。其次，本研究發現主觀規范也會對知識共享意愿起到積極作用。Bock 等[15]認為：知識共享在本質上是一種人際互動的行為，因此員工對外界壓力的感知對于其知識共享的意愿起到至關重要的作用。在實踐中，管理者可以從增進管理層的支持和營造良好的知識共享氛圍入手，讓員工感受到知識共享是組織倡導和支持的行為，進而強化員工的主觀規范。再次，本研究提出了內部控制對知識共享意愿的積極作用。當員工認為自己有信心能與同事輕松的交流知識時，員工往往會自發地提高共享知識意愿。鑒于此，管理者應注重對員工知識共享的技能和方法的培育，通過增進員工知識共享的自我效能，提升員工對共享行為能力的信心。

（3）關于TPB理論在知識共享行為中的運用。在應用社會心理學領域中，TPB理論被廣泛運用于預測及解釋諸多個體行為發生的原因。然而由于最初對PBC單一維度的解釋，使得學者們在研究同一行為的過程中得出了截然不同的觀點。為了提升TPB理論的解釋能力，本研究在原有TPB理論的基礎上，借鑒Conner和Armitage的研究成果，將感知的行為控制（PBC）劃分為兩個維度：內部控制和外部控制，進而提出了修正的TPB理論。并將其運用于個體知識共享行為的研究，通過假設1-6的驗證，初步證實了修正的TPB理論在解釋一般行為上的合理性與功效性。

5.2 本研究局限與改進

本研究采用問卷調查法，調查對象主要為江蘇省通訊業的知識型員工，受時空、人力等客觀限制，研究過程難免存在局限：（1）本研究采用自我匯報方式，雖然本研究的同源方差并不嚴重，但被調查者難免會受到社會贊許性偏差的影響。建議后續研究可采用自我匯報和他人匯報相結合的方式。（2）本研究采用橫截面數據，而非縱向研究。建議后續研究可以采用縱向研究，進一步檢驗本研究得出的結論。（3）本研究的樣本集中于江蘇地區的通訊業企業，雖然具有一定的代表性，但在江蘇特定地域背景下的知識共享行為能否普適于其他地區，有待進一步考證。（4）本研究探究了態度、主觀規范、內外部控制與知識共享意愿、行為之間的邏輯關系，但對于影響態度、主觀規范、內外部控制的前因變量尚未展開深入研究。

參考文獻：

[1]Scarbrough H， Swan J， Preston J. Knowledge Management： A literature review[M]. London： Institute of Personnel & Development， 1999.

[2]Ruggles R. the State of Notion： Knowledge Management in Practice[J].California Management Review， 1998， 40（3）：80-89.

[3]Fishbein M， Ajzen I. Belief， Attitude， Intention， and Behavior： An Introduction to Theory and Research [M]. MA： Addison-Wesley， 1975.

[4]Rand D M， Gibson A M. Methodology in Business Ethical Research： A Review and Critical Assessment [J]. Journal of Business Research， 1990， 9（6）： 457-471，

[5]Ajzen I. The Theory of Planned Behavior [J]. Organizational Behavior and Human Decision Processes， 1991， 50（2）：179-211.

[6]White K M， Terry D J， Hogg M A. Safer Sex Behavior： The Role of Attitudes， Norms， and Control Factors [J]. Journal of Applied Social Psychology， 1994， 24（24）：2164-2192.

[7]Terry D J， OLeary J E. The Theory of Planned Behavior： The Effects of Perceived Behavioral Control and Self-efficacy[J].British Journal of Social Psychology，1995，34（2）：199-220.

[8]Conner M， Armitage C J. Extending the Theory of Planned Behavior： A review for Further Research [J]. Journal of Applied Social Psychology， 1998， 28（15）：1429-1464.

[9]Armitage C J， Conner M. Efficacy of The Theory of Planned Behavior： A Meta-analytic Review [J]. British Journal of Social Psychology， 2001， 40（4）：471-499.

[10]Eagle AH，Chaiken S. the Psychology of Attitudes [M]. New York： Harcourt Brace Jovanovich，1993.

[11]Sheppard B H， Hartwick J， Warshaw P R. The Theory of Reasoned Action： A Meta-analysis of Past Research with Recommendations for Modifications and Future Research[J]. Journal of Consumer Research， 1988， 15（2）：325-343.

[12]Taylor S， Todd P. Decomposition and Crossover Effects in the Theory of Planned Behavior： A Study of Consumer Adoption Intentions [J]. International Journal of Research in Marketing， 1995， 12（2）：137-155.

[13]Bock G W， Kim Y G. Breaking the Myths of Rewards： An Exploratory Study of Attitudes about Knowledge Sharing [J]. Information Resources Management Journal， 2002， 15（2）：14-21.

[14]Ryu S， Ho S H， Han I. Knowledge Sharing Behavior of Physicians in Hospitals[J]. Expert Systems with Applications， 2003， 25（1）：113-122.

[15]Bock G W et al. Behavioral Intention Formation in Knowledge Sharing Examining the Roles of Extrinsic Motivators，Social-psychological Forces，and Organizational Climate[J].MIS Quarterly，2005，29（1）：87-111.

[16]Hsu C L， Lin J C C. Acceptance of Blog Usage： The Roles of Technology Acceptance， Social Influence and Knowledge Sharing Motivation[J].Information & Management， 2008， 45（1）：65-74.

[17]Ajzen I. Perceived Behavioral Control， Self-Efficacy， Locus of Control，and the Theory of Planned Behavior [J].Journal of Applied Social Psychology，2002，32（4）： 665-683.

[18]Kim S， Lee H. the Impact of Organizational Context and Information Technology on Employee Knowledge-Sharing Capabilities[J]. Public Administration Review， 2006， 66（3）： 370-385.

[19]Cohen J， Cohen P. Applied Multiple Regression/Correlation Analysis for the Behavioral Sciences [M]. Hillsdale， NJ： Erlbaum. 1983.

[20]Baron R M， Kenny D A. The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual Strategic and Statistical Considerations [J]. Journal of Personality and Psychology， 1986， 51（6）： 1173-1182.

[21]Gibbert M， Krause H. Practice Exchange in A Best Practice Marketplace[A].In：Davenport T H， Probst G J B（Eds.）.Knowledge Management Case Book： Siemens Best Practices[C].Erlangen Germany： Corporate Publishing， 2002： 89-105.

[22]高祥宇等. 人際信任對知識轉移促進作用的研究[J]. 科研管理， 2005， 28 （6）：106-114.

[23]文鵬， 廖建橋. 國外知識共享動機研究述評[J]. 科學學與科學技術管理， 2008， （11）：92-96.

[24]Hall H. Input-friendliness： Motivating Knowledge Sharing across Intranets[J].Journal of Information Science， 2001， 27（2）：139-146.

作者簡介：金輝（1981- ），女，江蘇科技大學經濟管理學院講師，南京大學商學院博士研究生。