知識分享條件與動機對組織內知識創造能力之影響研究

知識分享條件與動機對組織內知識創造能力之影響研究 The Impact of Knowledge Sharing Condition and Motivation

on Knowledge Creation Capability in the Organization

王誕生 Dan-Shang Wang

國立彰化師範大學工業教育與技術系教授

Department of Industrial Education and Technology, National Changhua University of Education

徐其力 Chi-Lih Shyu

國立彰化師範大學工業教育與技術系人力資源管理組 博士班研究生

Group of Human Resource Management, Department of Industrial Education and Technology, National Changhua University of Education

摘要

本研究旨在探討知識分享條件與動機對組織內知識創造能力之影 響情形，進而探討知識分享條件是否會透過知識分享動機間接的影響 組織內知識創造能力。以目前營運績效良好的二家國營以及三家民營 製造業員工為研究對象，採取立意分層隨機取樣的問卷調查進行實證 研究。實發問卷 402 份，回收 316 份，運用 LISREL 分析有效樣本後發 現：知識分享的人力資源管理措施對知識分享內在動機與外在動機，

以及組織內知識創造能力均具直接顯著的正向影響。知識分享內在動

機亦對組織內知識創造能力具有直接的正向影響。不論是知識分享機 制、人力資源管理措施或方法均會透過知識分享內在動機間接顯著的 增進組織內知識創造能力。

關鍵字：知識分享條件、知識分享動機、知識創造、線性結構方程模式

緒論

近年來社會型態已從重視有形資產轉變成以無形資產為重的知識 經濟社會。也因此知識工作者的角色日益重要，形成了知識管理的旋 風。企業界紛紛探討知識管理的執行方法與其相關措施，並期望藉由 良好的知識管理來提昇組織創新力、生產力以及競爭力，以利組織之 永續發展。

當下的企業正面臨著以下諸多的嚴峻挑戰：市場的不確定性、競 爭者的激增、科技快速變遷以及產品生命週期越來越短等。迫使企業不 得不正視創新這個關乎企業的生存課題。從資源基礎觀點論之，組織 須不斷的創新，使其它企業無法對其模仿與複製，以便形成組織的持 續性競爭優勢。處在知識管理時代的組織，如果只是單純的進行組織 知識的吸取、累積與分享，却無法進行組織知識的創造，將不利於組 織利基的創造，企業的整體價值也將受到折損，足見知識創造對組織 營運與發展之重要性。鑑於此，企業在尋求提昇整體績效時，實有必 要瞭解其組織內知識創造能力的強弱；此為本研究的主要動機之一。

大體而言，知識分享的程序為知識擁有者將其知識外化，知識需 求者將知識內化的過程。知識創造則是經由共同化、外化、內化與結合 等知識轉換的活動來產生。雖然以往學者發現組織的人力資本、知識分 享與創造動機、員工流動率、學習環境、工作環境、組織激勵措施、員工 自主性以及員工人格特質等因素均會顯著的影響組織知識創造的質與 量 （ Borghini, 2005; Darroch, 2005; Lin, 2006; Marques and Simon, 2006），但 Nonaka and Takeuchi (1995)曾指出組織成員互相分享其內 隱知識為組織知識創造過程的第一步；且組織知識分享與轉移能力愈 高，不僅組織知識創造成效顯著較佳，且在發散、收斂與水平跨越之 創造功能上亦有較佳的表現。足見知識分享為知識創造的關鍵成功因 素。此外，在知識分享的相關議題中，學者們也證實了組織知識分享 的軟硬體設備、交流與分享知識的管道、分享知識的方法與人力資源管 理措施等條件以及組織成員分享知識的動機等均為顯著影響組織知識 創 造 的 重 要 因 素 （ Aramburu, Saenz and Rivera, 2006; Artail, 2006;

Edwards, Shaw and Collier, 2005）。因此，當下的企業在強調知識創造 與創新之際，有必要了解知識分享的條件與動機所扮演的角色為何？

此為企業界關切的重要課題，亦為本研究之另一動機。

基於上述研究動機，本研究探討了知識分享條件與動機對於組織

內知識創造能力之影響情形，進而也探討知識分享條件是否會透過知

識分享動機間接影響組織知識創造能力？最後，針對研究結果，建議 企業界宜採何種具體作為來改善其知識創造。此外，雖然大多數學者 證實知識分享的條件與動機會顯著的影響組織知識創造的良窳，但較 缺乏知識分享條件、動機與知識創造間的因果關係模型架構，本研究 嘗試以線性結構關係模型(Linear Structural Equation Relation Modeling;

LISREL)來探討上述變項間的結構路徑（直接效果）以及知識分享動 機的中介效果（間接效果），將有助於釐清知識分享條件與動機在知 識創造中的角色與地位，此為本研究最主要的研究貢獻。

文獻探討

1.組織知識創造之定義與內涵

Nonaka (1991)認為知識創造是一連續的過程，組織成員在組織內 部創造並傳播知識，並將知識具體表現在產品、服務以及系統規劃上 的能力。Leonard-Barton (1995)指出知識創造以建立組織獨特的能耐為 目的，並提出知識創造有下列四項活動：共同問題的解決、實行與整 合、實驗與建立原型、輸入知識。 Nonaka and Takeuchi (1995)認為組織 知識創造是一種螺旋的過程，藉由共同化、外化、結合與內化的持續知 識整合過程，將知識由個人延伸至整個組織，並創造出知識。Darroch (2005)指出組織知識創造就是企業整體創造新知的一種過程，在此過 程中藉由實務運作與人際互動，創造出新的知識，並將其融入公司產 品與服務中。

綜合以往學者對於知識創造的定義與觀點，本研究認為組織知識創 造是「組織整體創造新知的一種過程，此過程係經由各種途徑將知識 與資訊傳入組織中，再經由組織成員加以吸收整合，而創造出新知識，

進而具體表現在新產品、服務與制度之能力」。

此外，根據相關文獻以及 Collins (2000)的研究內涵，將組織內知識 創造能力的主要內涵分為下列五者：

(1).取得及交換資訊的途徑：促進個體間知識的傳遞是組織內知識 創 造能力的重要因素(Simon, 1991)。此能力端賴於組織內所有個體是 否 有 取 得 他 人 想 法 、 資 訊 及 經 驗 的 途 徑 (Nonaka and Takeuchi, 1995)。

(2).過去行動的反省：組織內知識創造的能力是源自於員工過去經驗 的評估，此經驗能使得員工瞭解事件的因果並應用到現今狀況中 (Argyris, 1978)。此外，從 Argyris 的雙環學習(Double-loop Learning) 觀點論之，認為員工若能透過質疑及產生新的觀點和角度去解決 舊的問題時，一個組織的學習能力將會被增強。

(3).吸收與整合能力：當促進員工間有價值的資訊交換超出兩項以上

時 ， 員 工 必 須 有 能 力 消 化 它 們 及 應 用 這 些 交 換 所 得 的 新 知 識

(Nahapiet and Ghoshal, 1998)。員工必須有能力結合他們所吸收到的

資訊以產生新的知識(Simon, 1991)。這些吸收新知的能力在於員工 是否具備先前相關的知識，使他們能瞭解及吸收現在的新知識；

如果員工無法吸收新知識，並將新知識與已有知識相互整合，他 們將無法產生新的知識。

(4).學習能力：一個公司知識整合程度的多寡，端賴於員工從組織內，

學 習 其 他 員 工 所 改 變 及 創 新 的 知 識 的 學 習 能 力 (Nonaka and Takeuchi, 1995; Simon, 1991)。而當組織內員工不斷學習及在技術與 知識上迎合時代，則公司有較好的能力產生新知識。再者，與同事 間彼此學習，能產生更多的再結合知識，因為這些知識與自己本 身的知識有重疊處，容易整合及移轉 (Simon, 1991) 。由上述學者 們的闡述可得知，當員工能彼此互相學習，便能不斷增進自己的 知識基礎及增加大量的知識整合的可能性。

(5).從結合及交換資訊中瞭解價值：Nahapiet and Ghoshal (1998)提出，

除非員工相信他們若利用了現有的途徑去得到知識，並將其交換 整合後可創造價值，他們才會尋找並整合現有的知識。

2.知識分享相關內涵

早期，Newell (1982)提出「知識庫系統觀點的知識分享」，指出知 識分享是一種單向的行為：如電腦具有標準的資料表示格式，需要者 可隨時進入知識庫存、取知識，而無須考慮吸收的問題。Senge (1997) 提出「學習觀點下的知識分享」，認為真正的分享知識行為乃係表現在 一方真正願意幫助他人去發展新的行動能力以及協助他人了解某件事 的箇中原委，其主要目的是藉由知識分享而幫助他人學習的歷程。近 期，Hendriks (1999)提出「互動觀的知識分享」，認為知識分享是一種 溝通的過程，以雙向互動的方式，知識擁有者將其知識分享給知識需 求者；而知識需求者對新知識必須有重建的行為，且必須具備知識基 礎去學習與分享知識。

本研究根據以往學者之看法與觀點，認為知識分享為一動態學習 之過程。由知識擁有者透過各種溝通媒介與程序，將其知識傳達給知 識需求者。

(1). 知識分享條件

知識分享條件係指足以影響組織知識分享成效與動機的各種條件，

包括知識分享的軟硬性基礎設施、管道與方法、時間性、管理措施以及 環境因素等，若無這些條件，組織成員的知識分享行為就很難達成。

從完形心理學 Lewin (1951)的場域論觀點，個體行為會受「環境」

與「個體內部動機」間的交互作用所導引。本研究的知識分享條件即扮

演著「環境」的角色，顯著的影響組織內的知識創造能力與行為。 Quinn

(1993) 與 Nonaka and Takeuchi (1995)均指出「知識分享」在知識管理系

統中的重要性與其存在之價值。但是以往學者與專家對於知識分享條

件的評估方式與其指標則甚少著墨，到目前為止多是對知識分享之

「方式」進行評估（Evangelou and Karacapilidis, 2005; Gruber, 2000），

且僅檢視各種知識分享方式間之差異程度，對於其他影響知識分享行 為之因素（如組織因素、文化特性、時間限制、場所限制、人力資源管理 相關措施等）則甚少進行實際評估。使得企業界無法藉由相關指標來 評估企業本身實施知識分享的優與劣，進而改善其實施方式與策略。

Gross (2001)建構出一套具有四個指標的知識分享評估模式，藉以分 析企業本身施行知識分享時之傾向；其將知識分享條件藉由下列四項 指標來評估：(1).可利用的知識分享時間：企業本身是否會安排時間使 其成員進行知識分享？員工於上班時間內是否有充裕的時間進行知識 分享？(2).知識分享的系統與方法：企業是否有較佳的硬體設施與軟體 設施（如文化、社團）供員工進行知識分享？實施知識分享的方式為 何？(3).知識分享的人力資源激勵措施：對於員工知識分享行為，企業 本身是否會使用績效評估、獎金制度或是升遷方式等人力資源措施加 以激勵？(4).第一線員工的資訊分享：第一線員工（如現場操作員、行 銷業務人員等）通常與企業產出（產品）有很大的關係，對於產品品 質也有很大的影響力。而第一線員工是否能夠將工作上所得之即時資 訊，分享給管理階層知悉，便成為改善企業產出的重要決定因素之一。

另外，Tua (2001)認為可以藉下列指標評估企業知識分享之傾向：(1).

員工對於知識分享的普遍性認知與語言上的距離(2).實施知識分享的時 間限制(3).知識分享的價值性(4).知識分享實施過程中的距離限制（溝 通之方式）。

根據上述學者對於知識分享之評估指標，本研究藉由下列三項指 標來評估知識分享條件：

(1).知識分享之系統機制：企業知識分享的軟、硬體機制（企業進行知 識分享時所使用的工具與系統）以及時間限制。

(2).知識分享方法：企業實施知識分享時所採用的方法（如文件流通、

電子郵件、師徒制、舉辦教育訓練、工作輪調或是利用非正式社團 等）。

(3).實施知識分享之人力資源管理措施：企業在實施知識分享時，是否 會針對人力資源的取得、發展、獎酬、維持與保護等範疇，採用相關 的激勵措施來提高員工的知識分享行為。

(2). 知識分享動機

知識分享動機係為組織成員為了滿足個人精神層面的需求與自我 成長等自發性分享動機，或是由於組織實質激勵措施而產生的外在知 識分享動機，其目的在於達到或維持個人的利益，而非自發性的。

在知識分享動機的相關內涵中，Hendriks (1999)將 Herzberg (1968)

雙因子理論應用至知識工作者知識分享行為之研究上，認為此理論與 影響個人知識分享動機的因素有關，研究發現人們分享知識的動機較 傾向於激勵因子，而非保健因子。意即若激勵因子存在則能增加人們 知識分享之動機。反之，若保健因子存在，則僅能確保不會失去分享 動機，而無法增加其分享動機。根據 Herzberg (1968)與 Hendriks (1999) 之理論基礎，本研究認為影響個人知識分享的動機可以分為下列二者：

(1).內在動機：意即 Herzberg (1968)提出的激勵因子。此類動機（如：

滿足個人成就感、本身責任感之驅使、所從事的工作較具變化性與 挑戰性、自我成長等）可以增加個人的知識分享動機，進而產生知 識分享之行為，並將其知識分享給他人。

(2).外在動機：意即 Herzberg (1968)提出的保健因子。此類動機（如：

薪資、地位、可以獲得較高的升遷機會、工作保障等）可能會導引員 工使用知識分享的技術，但並不會增加員工知識分享的動機，而 若缺乏此類保健因子，則個人分享知識的動機將會降低。而保健因 子中之「個人生活」因素，因為其目的在於維持個人的基本生活

（收入）與對個人生活有影響的工作層面（如輪班、出差、工作時 間等），與知識分享動機較無相關性。因此，本研究並未將其列為 知識分享動機的因素。

(3). 知識分享條件與知識分享動機之關係

在知識分享條件與知識分享動機的相關研究發現中，大部份的學 者發現：企業組織若具有優質的知識分享軟硬體設備、工具與系統等 知識分享機制，則組織成員就有較高的意願與動機與其他員工進行知 識 分 享 （ Evangelou and Karacapilidis, 2005; Li, Montazemi and Yuan, 2006; Lindvall, Rus and Sinha, 2003; So and Bolloju, 2005）。此外，亦有 學者發現健全的教育學習制度、非正式社團的建立以及較多元的知識 分享方法與管道，可供員工在短時間內蒐集與分享知識，就會顯著的 增加同仁們的知識分享動機（Berends, Debackere and Waggeman, 2006;

Cabrera, Collins and Salgado, 2006; Kim and Lee, 2006; Li et al., 2006; 林 珊如，2002）。最後在知識分享相關人力資源管理措施與知識分享動 機的關係中，Artail (2006)、Evangelou and Karacapilidis (2005)、Lin and Lee (2006)與 Syed-Ikhsan and Rowland (2004)等學者均證實組織若能針 對知識分享設計並執行一套能夠有效激勵員工進行知識分享的人力資 源管理措施，組織成員就有就高的意願或動機與其他工作相關人員進 行知識分享。

根據上述相關文獻以及研究發現，知識分享的軟硬體設備、工具、

系統、方法、管道與針對知識分享的人力資源管理措施均會對知識分享

動機產生顯著且直接的影響效果。雖然以往在探究知識分享條件與動

機關係的研究中，罕有學者分別探討知識分享條件對於偏向於自發性

的知識分享內在動機以及偏向於目的取向的知識分享外在動機的影響 情況，但 Huysman and Wulf (2006)與 Oltra (2005)分別發現組織知識分 享機制、方法以及人力資源管理措施的良窳，除了會顯著影響組織成 員為滿足個人成就感、本身責任感之驅使與自我成長等自發性的知識 分享動機外，亦會對偏向於目的取向的知識分享外在動機（如維持本 身地位、獲得較高的升遷機會與工作保障等）產生顯著性的影響。因此，

提出下列研究假設：

假設 1-1：組織知識分享機制愈佳則組織成員的知識分享內在動機會

愈佳

假設 1-2：組織知識分享人力資源管理措施愈佳則組織成員的知識分

享內在動機會愈佳

假設 1-3：組織知識分享方法愈佳則組織成員的知識分享內在動機會

愈佳

假設 2-1：組織知識分享機制愈佳則組織成員的知識分享外在動機會

愈佳

假設 2-2：組織知識分享人力資源管理措施愈佳則組織成員的知識分

享外在動機會愈佳

假設 2-3：組織知識分享方法愈佳則組織成員的知識分享外在動機會

愈佳

(4). 知識分享動機與組織內知識創造能力之關係

Nonaka and Takeuchi (1995)在知識創新模式之運作中，指出組織 成員若具有較高的知識分享意圖與動機，將有利於知識的創新與創造。

Ardichvili, Page and Wentling (2003)、Artail (2006)、Lin (2006)與

Tagliaventi and Mattarelli (2006)等學者則發現較偏向於滿足組織成員成 就感與自我成長的知識分享內在動機，對於組織內知識創造能力具有 正向顯著的影響效果。Smith and Rupp (2003)與 Evangelou and

Karacapilidis (2005)也發現不論是偏向於自發性的或基於達成與維持個 人本身利益（如維持本身地位、獲得較高的升遷機會與工作保障等）

的知識分享外在動機，均會顯著影響組織內知識創造能力。

根據上述學者之觀點與研究發現，偏向於滿足個人成就感、本身 責任感之驅使與自我成長等自發性的知識分享內在動機以及為滿足個 人利益的知識分享外在動機均會顯著影響組織內知識創造能力。因此

，提出下列研究假設：

假設 3：組織成員的知識分享內在動機對於組織內知識創造能力具有

顯著的直接影響

假設 4：知識分享的外在動機對於組織內知識創造能力具有顯著的直

接影響

(5). 知識分享條件與組織內知識創造能力之關係

Artail (2006) 、 Darroch (2005) 、 Johnson and Johnston (2004)、Marques and Simon (2006)與 Roth (2003)等學者發現組織若已建 立了一套優質的知識分享軟硬體設備、工具與系統，組織成員的知識 創造能力就會較佳。且亦有學者證實組織知識分享的管道與方法、教育 學習制度以及非正式知識分享社團的建立，均能顯著影響知識轉移與 創造（ Aramburu et al., 2006; Borghini, 2005; Darroch, 2005; Wong and Aspinwall, 2005 ） 。 此 外 ， Laycock (2005) 、 Marques and Simon (2006)、Oltra (2005)與 Selamat and Choudrie (2004)等學者另發現組織若 能針對知識分享設計一套完善的人力資源管理制度與措施，則員工就 較易被激勵而創造出新的想法、行動與知識。

根據上述學者對於知識分享與組織知識創造能力之見解與看法，

知識分享的系統機制、方法、以及針對知識分享的人力資源管理措施等，

均會顯著影響組織內知識創造之產出與品質。因此，提出下列研究假 設：

假設 5-1：組織知識分享機制會對組織內知識創造能力產生直接顯著

且正向的影響

假設 5-2：組織知識分享人力資源管理措施會對組織內知識創造能力

產生直接顯著且正向的影響

假設 5-3：組織知識分享方法會對組織內知識創造能力產生直接顯著

且正向的影響

(6). 知識分享條件、動機與組織內知識創造能力間之關係

處在二十一世紀的企業，欲在充滿挑戰與競爭的環境下營運與永 續經營，組織是否具有應變、創新與知識創造的能力即為其關鍵。知識 分享與知識創造間的關係頗密切。雖然以往學者較少探討知識分享條件 動機與組織內知識創造能力間之關係，但由以往相關研究發現與學者 的觀點證實知識分享的系統機制、方法與人力資源管理措施除了會直 接影響組織成員分享知識動機的高低，亦會影響組織成員的知識創造 能力（Artail, 2006; Berends et al., 2006; Borghini, 2005; Cabrera et al., 2006; Choo, 2003; Evangelou and Karacapilidis, 2005; Kim and Lee, 2006;

Lindvall et al., 2003; Syed-Ikhsan and Rowland, 2004），且不論是為滿 足個人成就感、本身責任感之驅使與自我成長等自發性的知識分享動 機或偏向於目的取向的知識分享外在動機（如維持本身地位、獲得較 高的升遷機會與工作保障等）亦會顯著影響組織知識創造的質與量

（Ardichvili et al., 2003; Evangelou and Karacapilidis, 2005; Lin, 2006;

Smith and Rupp, 2003; Tagliaventi and Mattarelli, 2006）。因此，提出下 列研究假設：

假設 6-1：知識分享條件會透過組織成員的知識分享內在動機，間接

影響組織內知識創造能力

假設 6-2：知識分享條件會透過知識分享的外在動機，間接影響組織 內知識創造能力。

研究設計

以下將分別介紹本研究之研究流程、範圍、架構與工具以及研究樣 本。

1.研究流程

本研究之研究過程與步驟主要可分為個案公司訪視與實證研究二 個階段：

(1).個案公司訪視：本研究屬於多重個案研究，因此在實證研究前，

先行訪視個案公司，以瞭解個案公司必要的基本資料，並與受訪 者建立良好關係。

(2).實證研究階段：藉由問卷調查之結果作為重要之實證資料來源，

再透過適當的統計方法進行資料之分析與解釋。

2.研究範圍

本研究係以多重個案的方式進行研究，選取目前營運績效良好的 二家國營（A, B）以及三家民營製造業（C, D, E）之員工為研究對象。

其中個案公司 A 目前由於經濟發展趨勢，正朝向民營化邁進；個案公 司 B 係由早期的軍事機構逐漸轉型為民營企業，個案公司 C, D, E 目 前在其所屬產業中（光學、網路通訊與 IC 封裝業）均為領先者。且上 述五家個案公司均建構完善的知識管理機制，又因研究者之一目前任 職於國營企業 A 中，其餘四家公司配合研究之意願極高，因此選取上 述公司進行研究。問卷施測對象涵蓋各個案公司管理階層、業務部門與 技術部門之員工（採取立意分層隨機之方式選取樣本）。

3.研究架構

根據相關文獻論點與研究發現，並結合本研究之動機，發展出如 圖 1 所示的研究架構。研究變項主要分為知識分享條件（機制、人力資 源管理措施以及方法三構面）、知識分享動機（內在動機與外在動機 二構面）與知識創造（取得及交換資訊的途徑、過去行動的反省、吸收 與整合能力、學習能力以及從結合及交換資訊中瞭解價值五構面來）

三者。

分享 機制

H 1-1

H 1-2

H 1-3

H2-1

H2-2

H2-3

H3

H4

H5-1

H5-2

取得資訊途徑

吸收整合能力 分享 方法

內在 動機

外在 動機

知識 創造

過去行動反省

學習能力

瞭解價值

圖 1 研究架構 4.研究工具與變數衡量

本研究之研究變項主要可以分為三大部分：知識分享條件、知識 分享動機與組織內知識創造能力。知識分享條件量表主要根據 Gross (2001)所發展的量表，兼以參考 Lindvall et al. (2003)、Gruber

(2000)、Tua (2001)與 Roth (2003)的研究作法，發展出共 18 個題項三個 構面的量表：「知識分享系統機制」係指企業知識分享的軟、硬體機制 以及時間限制，共計 9 個題項；「知識分享方法」係指企業實施知識分 享時所採用的方法，共有 5 個題項；「知識分享人力資源管理措施」係 指企業針對員工知識分享，所採用相關的人力資源管理激勵措施，共 計 4 個題項。

知識分享動機量表根據 Hendriks (1999)的理論基礎，兼以參考 Ardichvili et al. (2003)、Smith and Rupp (2003)與 Evangelou and

Karacapilidis (2005)的研究作法，發展出共 13 個題項二個構面的量表：

「知識分享內在動機」係指組織成員基於滿足個人成就感、本身責任感 之驅使或自我成長等因素，而自發性的將知識分享給其他人，共計 9 個題項；「知識分享外在動機」係指組織成員為滿足個人自身利益（目 的取向），而將其知識分享給他人，共計 4 個題項。

組織內知識創造能力量表主要根據 Collins (2000)所發展之量表，兼 以參考 Borghini (2005)、Darroch (2005)與 Nonaka and Takeuchi (1995)的 觀點，以取得及交換資訊的途徑、過去行動的反省、吸收與整合能力、

學習能力以及從結合及交換資訊中瞭解價值五構面來量測，共計 19 個題項。上述各量表之衡量方式皆採 Likert 五點尺度衡量，依序為非 常符合、符合、尚可、不符合與非常不符合，分別給予 5、4、3、2、1 分，

且計分方式皆為正向計分。

本研究首先針對各量表之信度與效度進行分析。信度分析方面，

採用 Cronbach α 係數進行分析。效度分析方面，以線性結構方程模式 (Linear Structural Equation Relation Modeling; LISREL)進行驗證性因素 分析，檢驗各量表之收斂與區別效度。

上述各量表信度分析結果如表 1 所示。依據 Wortzel (1979)之看法，

Cronbach α 係數值若介於 0.7 與 0.98 之間，可算是高信度值，因此本 研究所採用之量表信度均在可接受範圍內。由驗證性因素分析

(Confirmatory Factor Analysis; CFA)所得的模式配適度檢測結果，發現 各量表之 χ ² /df 值均符合 Joreskog and Sorbom (1993)認為需<3 之標準(χ ² 易受樣本大小與自由度之影響，以 χ ² /df 來判斷模式配適情形較合理)。

H5-3

HRM 措施

配適度指標(Goodness of Fit Index; GFI)以及調整後配適度指標 (Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI)介於 0.88 與 0.92 之間，達到 Bollen (1989)建議的配適標準(需>0.80)。常態配適度指標(Normed Fit Index; NFI)介於 0.90 與 0.92 之間，亦符合 Medsker, Williams and Holahan (1994)所建議之標準。平均概似平方誤根係數(Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA )值則介於 0.055 與 0.068 之間，

符合需<.08 之標準(Browne and Cudeck, 1993)，顯示本研究各量表的配 適情形良好。

表 1 本研究各量表信、效度分析彙整表

分析項目

衡量構面 題數

信度分析 驗 證 性 因 素 分 析 (CFA) Cronbach α 組成

信度 變異

抽取 χ

/df GFI AGFI RMSEA NFI CFI SRMR 知識

分享 條件

機制面 9 .889

.933

.890 .476

1.98 .92 .90 .055 .92 .93 .042 HRM 措施 4 .893 .897 .685

方法面 5 .829 .834 .502

知識 分享 動機

內在動機 9 .909

.915

.902 .508

2.02 .90 .88 .068 .90 .92 .048 外在動機 4 .820 .838 .573

知識 創造

資訊途徑 3 .742

.832

.753 .505

2.19 .91 .89 .059 .91 .92 .049 行動反省 3 .709 .713 .454

整合能力 5 .849 .854 .540 學習能力 4 .779 .794 .501 瞭解價值 4 .802 .808 .515

在量表效度分析中，以 LISREL 進行 CFA 來檢測各量表的收斂效 度。首先發現知識分享條件量表各題項與所屬構面間之因素負荷量介 於.51 與.90 之間，t 值則介於 7.65 與 20.27 之間；知識分享動機量表各 題項與所屬構面間之因素負荷量介於.58 與.81 之間，t 值則介於 10.09 與 13.92 之間；組織內知識創造能力量表各題項與所屬構面間之因素 負荷量介於.59 與.83 之間，t 值則介於 9.03 與 15.98 之間；上述分析結 果，均達 Hairs, Anderson , Tatham and Black（1998）提出因素負荷量 需＞.5 以及需>2 倍標準差之標準，t 絕對值均高於 2，亦均達.001 顯著 水準，且各量表的組成信度（Composite Reliability; CR）分別介於 0.83 與 0.90、0.84 與 0.90 以及 0.71 與 0.85 之間，均符合需＞.6 之標準

（Fornell and Larcker, 1981），各構面之變異抽取量幾乎均符合需＞.5 之標準（Fornell and Larcker, 1981）。表示本研究的三個量表均具備良 好的收斂效度。

其次，為探討本研究各量表所屬構面間之區別情形，以構面間兩

兩比較方式來檢定量表之區別效度（Anderson and Gerbing, 1988）。首

先設定兩個構面間之相關係數為 1（限制模式），其次自由估計兩個

構面間之相關（標準模式），之後比較兩個模式的 χ ² 差量(△χ ² )。若後

一個模式有顯著較低的 χ ² 值，則表示具有區別效度，即兩個構面代表 不同的建構。此外，Anderson and Gerbing (1988)建議經過前述分析之 後，研究者還需要觀察構面間的相關係數與二倍標準誤所形成的信賴 區間（φ-2σ, φ+2σ）是否涵蓋 1，未包含 1 才表示具有區別效度。

知識分享條件、知識分享動機與組織內知識創造能力三個量表的 區別效度分析結果如表 2 所示。知識分享條件量表三個構面相關係數 三次比較的△χ ² 介於 544.82 與 160.65 之間，知識分享動機量表二個構 面相關係數比較的△χ ² 為 427.81，組織內知識創造能力量表五個構面 相關係數十次比較的△χ ² 則介於 231.74 與 96.91 之間，△df（自由度 差量）均為 1，均達.001 顯著水準；且三個量表各構面間相關係數的 信賴區間均未包含 1，故可知三個量表均具有理想且顯著的區別效度。

表 2 各量表區別效度考驗彙整表

量

表 ^{構面比較模式}

限制模式（φ

=1 ） 標 準 模 式

（φ

=free） △χ

/△df

相關係數信賴區間

χ

df χ

df

A

機制面 vs. 人力資源管理措施 1094.13 135 549.31 134 544.82*** .56 .68 機制面 vs. 方法面 648.94 135 488.29 134 160.65*** .61 .74 人力資源管理措施 vs. 方法面 781.15 135 529.42 134 251.73*** .58 .70

B 內在動機 vs. 外在動機 914.17 65 486.36 64 427.81*** .46 .58

C

取得資訊途徑 vs. 過去行動反省 687.08 152 455.34 151 231.74*** .47 .59 取得資訊途徑 vs. 吸收整合能力 639.02 152 469.85 151 169.21*** .52 .64 取得資訊途徑 vs. 學習能力 754.99 152 553.21 151 201.78*** .55 .67 取得資訊途徑 vs.瞭解價值 751.29 152 569.34 151 181.95*** .56 .67 過去行動反省 vs. 吸收與整合能力 676.52 152 530.78 151 145.74*** .62 .70 過去行動反省 vs. 學習能力 735.10 152 544.29 151 190.81*** .55 .66 過去行動反省 vs. 瞭解價值 741.64 152 567.32 151 174.32*** .56 .68 吸收與整合能力 vs. 學習能力 692.79 152 570.80 151 121.99*** .60 .72 吸收與整合能力 vs. 瞭解價值 677.33 152 576.62 151 100.71*** .61 .73 學習能力 vs. 瞭解價值 673.02 152 576.11 151 96.91*** .62 .74

註：1. A 知識分享條件量表 B 知識分享動機量表 C 組織內知識創造能力量表 2. *** p<.001

由上述效度分析結果，顯示本研究的知識分享條件、知識分享動 機與組織內知識創造能力三個量表均具有良好且顯著的收斂效度與區 別效度，顯示均具有理想的建構效度。

此外，由於知識分享條件、知識分享動機與組織內知識創造能力

三量表間具有高度的關聯性，因此本研究繼續以二階驗證性因素分析

來探討三個量表的區別情形以及整體模型的配適度。進行分析時，首 先建構了知識分享條件、知識分享動機與組織內知識創造能力三個二 階因素，其次在「知識分享條件」中共建構了知識分享機制、知識分享 方法與知識分享人力資源管理措施等三個一階因素，「知識分享動機」

建立了內在動機與外在動機二個一階因素，「組織內知識創造能力」則 建構了取得及交換資訊的途徑、過去行動的反省、吸收與整合能力、學 習能力以及從結合及交換資訊中瞭解價值等五個一階因素。模式配適 與 收 斂 效 度 分 析 結 果 顯 示 ： χ ² /df 值 為 2.49、GFI=.91、AGFI=.90、NFI=.92、RMSEA =.059、CFI=.92，各衡量題 項因素負荷量的 t 絕對值均高於 2，且因素負荷量亦均達需＞.5 之標準，

上述模式配適指標顯示二階模型是可接受的。

最後本研究亦以 Anderson and Gerbing (1988)所建議構面間兩兩比 較之方式來檢定三個二階因素（知識分享條件、知識分享動機與組織 內知識創造能力）間之區別效果。分析結果顯示三個二階因素間兩兩 構面限制模式與標準模式三次比較的△χ ² 分別為 112.52、165.39 與 228.58(△df 均為 1, p< .001)，且相關係數信賴區間（φ-2σ, φ+2σ）均未 涵蓋 1，表示三個二階因素（量表）間均具顯著的區別效果。由上述二 階驗證性因素分析結果顯示：本研究的三個量表間具有顯著的收斂與 區別效度，意即知識分享條件、知識分享動機與組織內知識創造能力 三概念是可以顯著區別的。

5.樣本選取與回收情形

本研究問卷調查之樣本選取依研究目的採立意分層隨機取樣，各 個案公司（單位）樣本數目係以各階層、部門所佔各公司實際人數比 例計算而得，但各部門樣本數目為顧及研究結果之解釋性與推論性，

採加權取樣，以不小於各公司樣本數目之 1/6 為原則。本研究共寄發問 卷 402 份，回收 316 份，整體問卷回收率為 78.6 ﹪。

6.資料分析

本研究依據研究目的及檢定研究假設之需要，在問卷回收後，以 統計分析套裝軟體 SPSS 與 LISREL 為主要的資料分析工具，並採用 下列之統計分析方法，來分析實證資料：(1)描述性統計分析。(2)潛在 變項路徑分析（Path Analysis with Latent Variables; PALV）：由於線 性迴歸分析無法進行整體的因果分析，為了能夠更確實的驗證本研究 具有因果性的研究假設，故採用 LISREL 中之 PALV 分析潛在變項間 之因果關係，以驗證假設。本研究的統計顯著水準採用較普遍的

「p<.05」為統計考驗的基準；但當研究結果的統計顯著水準較高時，

也一併呈現「p<.01」與「p<.001」的標示。

7.研究樣本特性

本研究係以目前營運績效良好的二家國營（一家電力，一家航

太）以及三家民營（光學、網路週邊產品與 IC 封裝各一家）製造業之 員工為研究對象，採取立意分層隨機取樣之方式進行研究。本研究主 要是以線性結構方程模式來進行資料之分析，在資料分析處理中，任 一變項的資料若有遺漏者均予以剔除，故總分析樣本數為 306 人。本 研究在實際施測時為避免國營與民營企業之樣本人數差距太大，而以 二家國營與三家民營製造業企業為研究對象，但由於國營企業員工人 數遠超過民營企業，問卷回收率亦較民營企業高出甚多（92%與 51%），因此國營企業有效樣本數約佔 75%。任職部門以生產部門樣 本比例最高（佔 43.4 ﹪），行政部門次之（佔 33.2﹪），業務部門所 佔樣本比例最低（佔 23.4 ﹪）；教育程度以大學學歷者所佔比例最高

（佔 48.7 ﹪），高中學歷者最低（佔 7.4﹪）；平均年資為 15.60 年；

平均年齡為 42.04 歲；平均月收入則達 61786 元；婚姻狀況以已婚者 佔大多數（佔 82.3 ﹪）；且大多數的樣本為男性（佔 75.8﹪）；而在 所任職務中，以職員與基層主管所佔比例較高（分別佔 50.0 與

31.9 ﹪），中高階主管所佔比例較低（18.1﹪）；最後在進修狀況中，

大部分的樣本於工作中較無再次進修的機會（佔 59.8 ﹪）。

研究結果

1.結構方程模式分析模型

本研究旨在探討知識分享條件、動機與組織內知識創造能力間之 關係。由於本研究三個量表各構面之信度與建構效度均達可接受之水 準，故以單一測量指標取代多重測量指標應是可接受的。因此設定結 構方程模式時，組織內知識創造能力的測量模式，乃以第一階各構面 的測量題項得分之平均值作為該構面的得分。再由第一階構面作為第 二階構面的多重測量指標模式，亦即組織內知識創造能力此潛在變項，

其測量變項為取得及交換資訊的途徑、過去行動的反省、吸收與整合能 力、學習能力以及從結合及交換資訊中瞭解價值等五者。其他潛在變項 的測量模式則維持不變。知識分享條件為本研究的主要自變項，計有

「知識分享機制」 、 「知識分享人力資源管理措施」與「知識分享方法」三 個外衍潛在變項。知識分享動機則以中介變項之方式來處理，計有「知 識分享內在動機」與「知識分享外在動機」二個內衍潛在變項。各潛在變 項間之關係與路徑假設則如圖 1 研究架構所示。各變項構面間之相關 係數與其平均數如附錄 1 所示，首先發現主要依變項組織內知識創造 能力之得分為 3.389，且高於中位數；在自變項知識分享條件中，以 機制面的得分最高(3.237)，人力資源管理措施最低(2.702)；在中介變 項知識分享動機中，以知識分享內在動機的得分較高(3.454)，外在動 機偏低且低於中位數(2.704)。

2.整體模型分析與假設檢驗

本研究以結構方程模式驗證知識分享條件與動機對於組織內知識

創造能力的影響情形。由於本研究藉問卷調查在同一時間以自評(self- report)之方式來進行實證研究。Podsakoff and Organ (1986)指出此種調 查研究方式可能會產生同源偏誤(common method variance, CMV)之情 況，而使得變項間的關係產生高估或低估的現象(Ganster, Hennessey and Luthans, 1983)。本研究首先以 Harman’s 單因素測試(single factor test)( Podsakoff and Organ, 1986)之方式來分析知識分享條件、知識分享 動機與組織內知識創造能力三個量表同源偏誤之程度，分析結果顯示 三個量表 50 個題項未轉軸時所萃取之構面數目與原始構面差異不大，

且第一個主成分並非綜合因子；組織內知識創造能力量表構面、測量 題項與原始構面相同，知識分享條件與動機，在未轉軸時產生了一個 包含知識分享機制 3 個題項與知識分享內在動機 3 個題項的綜合因子，

其他構面則維持不變。

我們繼續分析 CMV 的程度（比較上述量表理論模式與刪減綜合 因子題項模式之差異性），分析結果顯示知識分享條件與動機二量表 在理論模式與刪減綜合因子題項模式間未達顯著差異（理論模式--知 識分享條件量表計有 18 個題項，知識分享動機量表計有 13 個題項；

刪減綜合因子題項模式--知識分享條件量表計有 15 個題項，知識分享 動機量表計有 10 個題項）。因此，量表間可能已發生 CMV 的現象，

但不算嚴重；雖有同源，但偏差不大。

由上所述，雖然 CMV 的程度不算嚴重，但為了控制 CMV 可能產 生的偏誤，本研究採取 Carlson and Perrewe (1999)、Conger, Kanungo and Menon (2000)、Elangovan and Xie (1999)、MacKenzie, Podsakoff and Fetter (1993)、Podsakoff, MacKenzie, Lee and Podsakoff (2003)與黃品全 (2003)等研究所使用的方法--未測 CMV 潛在變數控制法(controlling for the effects of a single unmeasured latent method factor )，此法是針對所 有潛在變項之觀察變項另行加入一個相同來源的一階潛在變數(same source first-order factor)，而原有的觀察變項亦需負荷在原來要測的理 論構念上，藉此程序控制各測量變項解釋變異中歸因於各變項資源來 源相同的部份。表 3 列出在控制了企業別、部門別、教育程度、職務別、

進修狀況、婚姻狀況、性別、年資與平均月收入等控制變項後，知識分 享條件、動機與組織內知識創造能力間在未控制與已控制 CMV 模式所 推估的各項路徑係數。

表 3 未控制與已控制 CMV 模式之路徑係數比較表

路徑 未控制 CMV 模式

路徑係數

已控制 CMV 模式 路徑係數

知識分享機制→知識分享內在動機 .42*** .55***

知識分享 HRM 措施→知識分享內在動機 .21** .15*

知識分享方法→知識分享內在動機 .09 .11

知識分享機制→知識分享外在動機 -.03 -.01

知識分享 HRM 措施→知識分享外在動機 .65*** .61***

知識分享方法→知識分享外在動機 .35** .22**

知識分享內在動機→組織內知識創造能力 .34** .44***

知識分享外在動機→組織內知識創造能力 -.10 -.09

知識分享機制→組織內知識創造能力 .23** .17

知識分享 HRM 措施→組織內知識創造能力 .34*** .38***

知識分享方法→組織內知識創造能力 -.05 -.11

註 : * p<.05 ** p<.01 *** p<.001

由表 3 可知，整體而言，未控制與已控制 CMV 模式所推估路徑 關係的顯著情形並無明顯的差異，可見本研究所探討各變項間所應具 有的關係，並非僅是 CMV 在統計推論所產生的現象。為求精簡，後續 說明則採用控制 CMV 後的分析結果。控制 CMV 後，三個潛在內衍變 項(組織內知識創造能力、知識分享內在動機以及知識分享外在動機)之 R ² 值分別為 0.54、0.56 與 0.61，均符合邱皓政(2003)認為需>0.50 之標 準，足見整體模型對於潛在變項具有良好的解釋能力。在整體模型配 適情形分析中，χ ² /df 值為 1.95，GFI 與 AGFI 值分別為.93 與.91，CFI 值為.94，RMSEA 則為.052，NFI 值為.93。上述模型配適度指標均符合 學者們所建議的模型評鑑指標，顯示本研究整體結構模型的配適情形 良好，意即本研究所建構的結構模型良好。

此外，知識分享條件、動機與組織內知識創造能力間，均具有顯 著的相關，顯示可能會發生多重共線性(Multicollinearity)的問題 。 Niehoff and Moorman (1993)建議研究者遇此問題時，使用巢狀模式分 析法(Nested-Model Analysis)分析較為適當。因此，本研究依其建議，

為了降低可能有的多重共線性影響，採用巢狀模式分析法來驗證研究 假設。此法係以理論模式為基準，分別以各種模式（本研究共發展 11 個模式）的卡方值與之比較，再以卡方差異度檢定（將欲檢定的因徑 係數設定為 0）來驗證假設之顯著性。基於在控制了企業別、部門別、

教育程度、職務別、進修狀況、婚姻狀況、性別、年資與平均月收入等變 項的前提下，本研究假設路徑驗證結果以及參數估計（最大概似法—

Method of Maximum Likelihood）結果如表 4 所示。玆就本研究假設驗 證結果分項說明如後：

表 4 本研究假設路徑驗證結果 因果

路徑 變項關係 △χ

/△df 因 徑 係 數

（標準化） 假設符號 驗證結果

γ

知識分享機制→知識分享內在動機（H

） 57.46

.55 ＋ 成立

γ

知識分享 HRM 措施→知識分享內在動機（H

） 4.16

.15 ＋ 成立

γ

知識分享方法→知識分享內在動機（H

） 1.9 .11 ＋ 不成立

γ

知識分享機制→知識分享外在動機（H

） 0.32 -.01 ＋ 不成立

γ

知識分享 HRM 措施→知識分享外在動機（H

） 75.28

.61 ＋ 成立

γ

知識分享方法→知識分享外在動機（H

） 8.1

.22 ＋ 成立

β

知識分享內在動機→組織內知識創造能力（H

） 27.96

.44 ＋ 成立

β

知識分享外在動機→組織內知識創造能力（H

） 0.02 -.09 ＋ 不成立

γ

知識分享機制→組織內知識創造能力（H

） 0.94 .17 ＋ 不成立

γ

知識分享 HRM 措施→組織內知識創造能力（H

）

13.38

.38 ＋ 成立

γ

知識分享方法→組織內知識創造能力（H

） 1.54 -.11 ＋ 不成立

註:1.* p<.05 ** p<.01 *** p<.001

2. △χ

為限定模式(欲檢定的因徑係數設定為 0)與未限定模式(理論模式)間的卡方值差異 3. △df 為限定模式與未限定模式間的自由度差值

(1).

知識分享條件、動機與組織內知識創造能力間直接影響關係之驗證 由表 4 假設驗證結果可以發現，「知識分享機制→知識分享內在 動機」、「知識分享人力資源管理措施→知識分享內在動機」、「知識分 享人力資源管理措施→知識分享外在動機」以及「知識分享方法→知識 分享外在動機」等假設路徑，依據實證資料顯示 γ 21 = .55、γ 22 =.15、γ 32

=.61、γ 33 =.22，卡方差異度均達.05 以上之顯著水準。因此，研究假設 H 1-1 、 H 1-2 、 H 2-2 與 H 2-3 獲得支持成立。其次，「知識分享內在動機→組織 內知識創造能力」與「知識分享人力資源管理措施→組織內知識創造能 力」二假設路徑，依據實證資料顯示 β 12 ＝.44、γ 12 =.38，卡方差異度均 達.001 顯著水準，且其影響效果亦為正向的。因此，研究假設 H 3 與 H 5- 2 獲得支持成立。

(2). 中介效果分析

為驗證知識分條件是否會透過知識分享動機間接顯著影響組織內 知識創造能力，本研究繼續針對「知識分享條件→知識分享動機→組 織內知識創造能力」各路徑（共六條，如附錄 2 所示）採用 LISREL 的 巢狀模式分析法，探討其相互影響程度，藉以了解中介效果的存在性。

在分析過程中，本研究提出四種模式加以討論，以路徑 1 為例，

在模式 1 中（飽和模式 Staturated Model）設定全部潛在變項間關係之 路徑，此為卡方差異檢定之基準。模式 2（完全中介模式 Completely Mediated Model）探討自變項是否會透過中介變項間接影響依變項，

即設定「知識分享機制」與「知識分享內在動機」以及「知識分享內在動

機」與「組織內知識創造能力」二關係路徑。模式 3（直接模式 Direct

Model）則探討自變項對最後依變項之影響情形，僅設定「知識分享機

制」與「組織內知識創造能力」此關係之路徑。模式 4 中（衡量模式 Measurement Model），將潛在變項間之路徑係數全部設為 0；分析結 果詳如附錄 2。

首先在「知識分享機制→知識分享內在動機→組織內知識創造能 力」路徑中，若將「知識分享機制→知識分享內在動機」與「知識分享內 在動機→組織內知識創造能力」二路徑因徑係數設定為 0（直接模式）

將使得模式配適度顯著降低(模式 1 與模式 3 之△χ ² /△df =92.05,

p<.001)。因此，中介效果存在之假設獲得驗證支持。其他路徑中介效果 顯著性檢驗之分析結果顯示：「知識分享人力資源管理措施→知識分 享內在動機→組織內知識創造能力」、「知識分享方法→知識分享內在 動機→組織內知識創造能力」與「知識分享人力資源管理措施→知識分 享外在動機→組織內知識創造能力」三路徑中介效果存在之假設均獲 得驗證支持。因此，研究假設 H 6-1 獲得支持成立，知識分享條件會透 過知識分享內在動機間接顯著影響組織內知識創造能力。

3.討論

此部分首先就控制變項對整體分析模型的影響予以探討，其次將 就未獲支持的研究假設加以討論。在結構方程模式中，控制變項的分 析方式，本研究主要依據 Capron (1999)之做法，分析樣本異質性對研 究模型的影響情況。我們選取了 9 個控制變項，分別是企業別、部門別、

教育程度、職務別、進修狀況、婚姻狀況、性別、年資與平均月收入。其 中年資與平均月收入屬於連續變項；企業別、部門別、教育程度、職務 別、進修狀況、婚姻狀況與性別則屬於類別變項，均將其轉換為虛擬變 項後進行模型分析。當將上述控制變項加入研究模型後

，分析結果顯示：本研究先前研究假設的驗證結果還是穩定的，並不 會影響分析模型中變項間之關係。根據加入控制變項的模式，我們將 控制變項達顯著水準者提出討論，發現生產部門員工的知識分享動機 與知識創造能力均顯著的高於行政部門員工( γ=0.20, 0.18; p<.01, .05)

；研究所與大學教育程度者在知識創造能力上，顯著的較高中教育程 度者為優( γ=0.15, 0.12; p<.05)；於工作中曾再次進修者在知識分享動 機與知識創造能力上，均顯著的高於未曾進修者( γ=0.23, 0.20; p<.01, . 05)

；職員與基層主管在知識創造能力上，則顯著的優於中高階主管(

γ=0.13, 0.10; p<.05, .05)。

其次，我們針對 H 1-3 、H 2-1 、H 4 、H 5-1 與 H 5-3 等未獲支持的假設加以 討論。在 H 1-3 部分，本研究發現知識分享方法無法顯著的影響偏向於 自發性的知識分享內在動機；我們認為知識分享內在動機較高的員工，

較易基於滿足個人成就感、本身責任感之驅使或自我成長而將知識分

享給其他員工，但在分享知識時，可能較不會因為較差、少的分享知

識分法而減低了分享知識的動機，此類人員會轉而在組織中搜尋其他 可用的支援或知識分享機制，因此此研究發現尚屬合理。在 H 2-1 部分，

本研究發現知識分享機制與偏向於目的取向的知識分享外在動機無顯 著關係；此結果於上述 H 1-3 未獲支持的原因較相似，知識分享外在動 機較高的員工，可能是因為欲獲得加薪機會、保障本身地位以及較高 的升遷機會等目的，而將其知識「賣」給其他相關人員，此類人員在分 享知識時，若組織本身的知識分享軟硬體較差，他們會使用較多的分 享管道來達成本身的目的，因此此研究發現亦屬合理。

而在 H 5-1 與 H 5-3 部分，本研究發現知識分享的軟硬體設備、分享 方法與組織內知識創造能力無顯著關係，僅發現知識分享人力資源管 理措施具顯著影響力，此發現可能與組織內知識創造能力的評估方式 有關，本研究是以過程導向觀點（交換資訊的途徑、過去行動的反省、

吸收與整合能力、學習能力）來評估知識創造，而未對知識創造的實 際產出量加以測量，知識分享的軟硬體設備、分享方法可能會顯著影 響組織知識創造的實際產出量，但對於知識創造過程的影響性可能較 低。最後在 H 4 部分，本研究發現偏向於目的取向的知識分享外在動機 與組織內知識創造能力無顯著關係，此結果與上述 H 5-1 、H 5-3 未獲支持 的原因較相似；我們認為知識分享外在動機較高的員工，會基於本身 利益考量而有目的的「賣」知識給其他人員，其較重視知識創造的實際 產出量，而對知識創造的過程較不重視，因此知識分享外在動機未能 顯著影響組織內知識創造能力尚屬合理。

結論與建議

1.結論

本研究旨在探討知識分享條件與動機對組織內知識創造能力之影 響情形，在整合相關文獻與研究發現後，建立研究架構與提出研究假 設。最後，利用 LISREL 分析方法，檢視假設與驗證結果。根據研究發 現歸納成下列主要的三點結論：

(1).

知識分享的 人力資源管理 措施是影響知識分享動機的最主要因素 人力資源管理措施對於自發性的知識分享內在動機或個人利益取 向的知識分享外在動機，均會產生顯著且正面的影響，此與

Evangelou and Karacapilidis (2005)、Lindvall et al. (2003)以及林珊如

（2002）之研究發現符合。然而，本文與過去研究之差異點，是發現

知識分享的人力資源管理措施，亦會對另一種實質性的激勵動機「外

在動機」產生正向的影響。換言之，適宜的人力資源管理措施，可同時

提升組織內兩種知識分享動機。相較於知識分享機制僅能顯著影響知

識分享的內在動機，知識分享方法只能對知識分享外在動機產生顯著

的影響，顯示出人力資源管理的重要性。所以組織若能在知識分享上

施以妥善的人力資源管理措施，則可提昇組織成員分享知識與經驗的 動機並促進組織內的知識創造。

(2).

知識分享的 人力資源管理 措施以及內在動機是影響組織內知識創 造能力的最主要因 素

在知識分享條件與組織內知識創造能力兩變項關係的顯著性檢定 結果中，發現知識分享的人力資源管理措施會直接且顯著地增強組織 內知識創造能力。此直接的正向影響與 Artail (2006)、Borghini

(2005) 、Lin (2006)、Tagliaventi and Mattarelli (2006)與 Selamat and Choudrie(2004)之論點與研究發現相同，顯示適宜的人力資源管理措 施，將有效地提昇組織成員的知識創造能力。另外，在知識分享動機 與組織內知識創造能力的關係中，發現知識分享的「內在動機」會顯著 且直接的影響組織內知識創造能力，此結果亦與 Ardichvili et al.

(2003)之研究發現相符合。

再而，本研究較過去研究多探討了「知識分享外在動機」對知識創 造能力的影響。此類動機雖無法顯著影響組織內的知識創造能力，但 卻有助於整體模式的配適度。此意謂著當知識分享內在動機與外在動 機同時存在時，內在動機是影響組織內知識創造能力的主要力量，其 可能會削弱或替代外在動機的影響效果。此發現與 Hendriks (1999)的知 識分享行為研究有相似的意涵。 Hendriks (1999)發現：分享知識的動機 較傾向於激勵因子，而非保健因子。

因此，企業欲增加組織成員的知識創造力，有必要從加強員工自 發性的知識分享動機以及有益知識分享的人力資源管理措施來著手。

(3).

知識分享的內在動機是提升組織內知識創造能力的主要中介變項 在中介效果分析中，本研究發現知識分享機制與方法對組織內知 識創造能力的影響是透過知識分享內在動機來達成。再而，知識分享 的人力資源管理措施除了會間接透過知識分享內在動機去提升組織內 知識創造能力外，也會直接增進組織內知識創造能力。因此，不論是 知識分享的機制、方法或人力資源管理措施，知識分享內在動機都扮 演著中介角色，由此可知其對於組織內知識創造能力的重要影響。

另外，基於知識分享內在動機之重要性，本研究亦發現透過知識 分享內在動機影響組織內知識創造能力的中介路徑中，以「知識分享 機制→知識分享內在動機→組織內知識創造能力」的影響效果最大

（參數估計值=0.55*0.44=0.2, △χ ² =92.05, p<.001）；以「知識分享方法

→知識分享內在動機→組織內知識創造能力」的影響效果較弱（參數

估計值 =0.11*0.44 =0.048, △χ ² =27.25, p<.001）。若再分別探討知識分

享條件對組織內知識創造能力的總影響效果，也發現知識分享機制與

人力資源管理措施的整體影響效果較大（參數估計值為 0.38, 0.41; t 值

為 4.38, 4.65），知識分享方法的整體影響效果最小（參數估計值為- 0.05, t 值為-0.98）。此結果顯示知識分享機制與人力資源管理措施對 於組織內知識創造能力重要影響程度。

2.實務意涵

處在知識管理時代的組織，組織首先需建立利於知識分享的文化，

更須不斷的創新，使其它企業無法對其模仿與複製，以便形成組織的 持續性競爭優勢。根據實證研究，我們首先建議企業組織在推行知識 管理前，宜以本研究所建構的知識分享衡量指標與知識創造能力量表 來檢視、評估組織本身的「知識分享」現況與「知識創造」能力。以評估 之結果作為日後改善之準則，來提昇組織之知識管理效能。進而藉由 優質的知識管理來提昇組織生產力、創新力與因應變革之能力，使企 業能擁有面對環境變動之彈性，進而增加企業整體之競爭力。

其次，企業管理階層首先需設計出一套有益知識分享之人力資源 管理策略與作為，以提昇組織成員自發性進行知識分享的動機以及組 織整體知識創造的質與量。本研究發現：「知識分享人力資源管理措施 是影響知識分享動機與組織內知識創造能力的最主要因素」。此外，

Huysman and Wulf (2006)、Oltra (2005)、Selamat and Choudrie (2004)與 Syed-Ikhsan and Rowland (2004)的研究亦發現，組織的知識分享人力 資源管理措施愈佳，組織成員的知識分享動機就愈高，且其亦會對組 織知識創造的良窳產生顯著且正向的影響。因此，為了提昇組織最為 關切的知識創造能力，就有必要針對組織成員的知識分享行為設計適 當的人力資源管理策略與作為----如：對於知識分享程度高的員工給予 適當的獎勵，將知識分享特質與行為列為員工任用的重要決定因素，

將員工主動進行知識分享的程度納入績效評估的要項中。

再而，為求有效的提昇組織整體知識創造能力，企業管理階層必 須增加組織成員自發性的知識分享動機。本研究發現：「知識分享內在 動機是影響組織內知識創造能力的主要因素」，且 Ardichvili et al.

(2003) 的研究亦發現相同的結果。本研究澄清了知識分享動機與組織 內知識創造能力間之關係；自發性的知識分享內在動機會對組織內知 識創造能力產生顯著且正向的影響，但以目的取向的知識分享外在動 機則無顯著的影響效果。因此，企業界可使用激發員工使命感、自我成 長以及使員工從工作中得到成就感等方式來激勵與提高員工主動的與 同僚進行知識分享的動機，藉由提昇此類的知識分享動機來增加組織 內知識創造的能力。

最後，企業若欲增加整體知識創造的質與量，除了需針對知識分

享設計合宜的人力資源管理策略與作為外，建構優質的知識分享機制

與系統亦為不可或缺的要項。本研究發現：「三類知識分享條件均會透

過知識分享內在動機之中介效果，間接顯著的增進組織內知識創造能

力」。對於提昇組織內知識創造能力之課題，企業管理階層除了需增加 組織成員自發性的知識分享動機外，知識分享機制與方法之優劣亦為 另一決定性因素；較差的知識分享機制與方法會顯著但間接的對組織 內知識創造能力產生負向的影響。但單純的知識分享機制無法對組織 內知識創造能力產生顯著的影響，需藉由知識分享內在動機的中介效 果才可提昇組織內知識創造能力。因此，為求提昇組織內知識創造能 力，除了設計有益於知識分享的人力資源管理措施以及較高的知識分 享內在動機外，加強建構知識分享的軟、硬體設備以及使用較多元的 知識分享分法均為關鍵性的決定因素。

3.研究限制與對後續研究之建議

本研究於研究設計時雖力求嚴謹，但仍有若干研究限制，首先因 本研究以多重個案的方式針對五家企業進行調查，在普遍性的考量上 有所不足，後續研究可再擴大研究範圍，針對其他行業（如服務業、

高科技產業、非營利組織等）或是中小企業進行研究，以提升研究之 外部效度。

其次，本研究旨在探討知識分享與知識創造間之關係，對於組織 較為關切的經營績效未加以探討，建議後續研究可擴展及延伸本研究 模式，增加探討知識創造能力對組織績效的影響情形，以實證研究之 方式來澄清知識創造能力是否會顯著的增強個人績效，進而有助於組 織績效之改善與提昇。

再者，本研究係以量化研究的方式，於同一時間以自評的方式來 調查具有高度關聯性的知識分享條件、動機與組織內知識創造能力三 者，此種調查方式會因同源偏誤的現象而錯估了研究推論的精確性，

雖然經由統計分析結果顯示同源偏誤的狀況並不嚴重；雖有同源，但 偏差不大。但上述的問題可能還是存在的，建議後續研究採用多重特 質多重方法(multitrait- multimethod, MTMM)或是實驗設計、不同時段 調查以及縱貫性研究等方式，以能更確實、客觀的衡量與推估知識分 享與知識創造的因果關係。

最後，本研究以LISREL分析知識分享條件、動機與組織內知識創 造能力間之關聯性，對於可能會影響上述三者的個人與組織背景變項

（如組織成員的工作特性、人格特質等）均假設具有同質性。但是某些 工作特性（如IT人員與業務人員的工作），甚或人格特質等皆具有異 質性。因此，後續研究可將人格特質與工作特性變項納入分析模型中，

以區辨出不同人格特質與工作特性的工作者，其知識創造能力的主要 源頭為何？

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