基于計劃行為理論的農產品供應鏈知識共享影響因素分析

孫春吉 周歡

［摘要］ 基于計劃行為理論，從共享態度、共享行為主觀規范、認知共享行為控制3個方面分析農產品供應鏈內部知識共享行為的主要影響因素，并采用結構方程模型分析方法對研究假設進行了檢驗。

［關鍵詞］ 農村旅游；農村經濟；可持續發展

doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2014 . 14. 063

［中圖分類號］F324［文獻標識碼］A［文章編號］1673 - 0194（2014）14- 0104- 02０引言

知識經濟時代，知識共享作為知識管理的核心，成為國內外學者研究的熱點。隨著我國市場經濟的蓬勃發展，農產品供應鏈的知識共享變得越來越重要和緊迫。筆者將計劃行為理論應用于農產品供應鏈知識共享領域，從共享態度、共享行為主觀規范、認知共享行為控制3個方面實證分析農產品供應鏈內部知識共享行為的主要影響因素，為后續研究提供借鑒。

１理論基礎

計劃行為理論是由理性行為理論（ ＴＲＡ）發展而來。理性行為理論假設行為是由行為意圖決定的。Ａｊｚｅｎ等將理性行為理論加以延伸，他主張態度與主觀規范是決定行為意圖的最主要因素，提出計劃行為理論，以解釋并預測個體行為。１９８５年Ａｊｚｅｎ在原來的基礎上，加入知覺行為控制因素，認為個體對某項行為的態度、主觀規范和認知行為控制3項因素共同決定其行為意圖。

２共享行為影響因素及模型構建

２．１ 共享態度的影響因素

（１）成員特性。農產品供應鏈成員企業由于受傳統價值觀的影響，容易把知識資源當成自己的財富和私有資源而“守口如瓶”，某一方面的專長知識，能讓他們有安全感和依賴感，如果將自己的專長知識公之于眾、與人共享，將對自己的地位、收入等造成威脅，因而不愿與他人進行共享，這對農產品供應鏈知識共享的影響極為不利。

（２）回報的預期。期望報酬是根據經濟交換理論提出的，即當個體分享自己的知識給別人時，他所得到的報酬必須大于付出的成本。所以農產品供應鏈成員對知識共享所能帶來經濟效益和社會效益的預期直接影響其共享行為；回報預期越高，共享行為越可能發生。

（3）共享成本。農產品供應鏈成員企業間知識共享的重要阻礙在于知識共享有著很大的風險和成本，例如可能喪失自身的競爭優勢等。因此，降低農產品供應鏈成員企業間的共享成本是增強共享行為的重要影響因素。

２．２ 共享行為主觀規范的影響因素

（１）信任程度。在供應鏈知識共享研究領域中，信任被視為一種極為重要的影響因素。對于農產品供應鏈成員企業來說，維持伙伴關系的重要因素是信任。成員間的彼此信任會誘發其知識共享行為。信任程度越高，共享的知識類型越多，范圍越廣，質量越好。

（2）承諾。承諾對農產品供應鏈成員企業的合作關系至關重要。承諾是指企業認識到合作關系不斷延續的重要性，愿意從長遠利益出發，盡最大努力去維持與強化合作關系。承諾的形成有助于農產品供應鏈合作伙伴之間彼此無私地共享本身具有的知識。

（３）組織文化。企業文化是組織中廣泛共享與強烈認同的價值觀，是在長期發展過程中培養形成的，無法被簡單模仿或復制。如果農產品供應鏈成員企業的組織文化趨于保守，回避溝通，則會導致企業間互相隱藏知識，增加知識共享的難度。

２．３ 認知共享行為控制的影響因素

（１）知識吸收能力。組織知識吸收能力對外來知識的接受度有很大的影響，因為如果企業會考慮到本身的吸收能力不足，以至于無法吸收這種知識，可能會產生抗拒心態。我國農產品供應鏈中部分成員自身知識存量不足，獲取知識和吸收知識的能力較差，無法進行高質量的共享，阻礙了知識共享活動的順利開展。

（2）信息化程度。農產品供應鏈的信息化程度也會促進或阻礙知識共享。鏈的信息化程度越高，則成員間的共享方式越多，越能支持節點間實時的、遠距離的、高質量的溝通，而那些信息化程度較低、ＩＴ 基礎設施落后、缺乏共享支持設施的農產品供應鏈的知識共享活動大大受限。

３實證研究

３．１ 研究假設

為驗證所提出的農產品供應鏈知識共享模型的有效性，提出Ｈ１～Ｈ１１共１１項假設。假設Ｈ１：農產品供應鏈中成員特性對知識共享的態度有直接影響；假設Ｈ２：農產品供應鏈中成員對回報的預期對知識共享的態度有直接影響。依此類推，假設Ｈ１１：農產品供應鏈中成員的認知行為控制對知識共享行為有直接影響。

３．２ 數據收集與問卷設計

以糧食作物為主的農產品供應鏈為調查對象設計問卷，針對所提出的知識共享模型的特點設計問卷，向部分高中學歷以上的分散農戶、農合組織、農產品販銷商、農產品深加工企業發放問卷２０２份，回收１３６份，有效問卷１０２份，有效回收率５０．５０％。調查對象主要集中于河南、山東兩個農產品大省。問卷設計采用李克特５級量表，從１~５分別表示非常不同意、不同意、不能確定、同意和非常同意。

３．３ 問卷的信度、效度分析

通過 Ｃｒｏｎｂａｃｈｓ α系數檢查量表的內部一致性。一般而言，Ｃｒｏｎｂａｃｈｓ α值高于０．６００時就屬于可接受范圍，如高于０．７００則表示非常可信。本研究采用ＰＳＳ１９．０軟件進行分析，得到各層面的Ｃｒｏｎｂａｃｈｓ α值在０．７５０～０．８７２之間，說明問卷具有較好的信度。

為了對本次測量的效度進行檢驗，本研究對農產品供應鏈進行主成分因子分析，分析結果見表１。由表１可知，共萃取了３個因子，與之相應的測量指標的因子負荷都在０．７４５以上，并且這３個因子累積解釋的方差百分比達到７２．４８０％。萃取因子將原變量分為３大類，與共享態度、共享行為主觀規范、認知共享行為控制3個方面吻合，并且跨因子負荷很小，均小于０．３２０，說明量表的結構效度較高，對變量的測量較為有效。

本研究采用結構方程模型（ＳＥＭ）分析方法對Ｈ１~Ｈ１１研究假設進行檢驗。運用ＡＭＯＳ７．０對數據進行結構方程檢驗。得出結構模型的路徑系數估計見表２。

由表２結果可以看出，在做出的１１個假設中，只有Ｈ３不成立，其余假設全部成立，表明構建的知識共享模型基本合理。Ｈ３不成立，共享成本對知識共享態度的直接影響關系沒有通過檢驗。可能農產品供應鏈成員認為，即使存在比較大的共享成本，但是進行知識共享能夠獲取更好的效果，因此知識共享行為受到共享成本的影響不顯著。

４結束語

本研究以計劃行為理論模型為主架，從共享態度、共享行為主觀規范、認知共享行為控制3個方面分析農產品供應鏈內部知識共享行為的主要影響因素，提出了１１個研究假設，構建了相應的研究模型。并采用結構方程模型分析方法對研究假設和模型進行了實證檢驗，為后續研究起到一定的借鑒作用。

主要參考文獻

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