عوامل فردي قادر به سنجش تسهيم دانش هستند
عوامل سازماني قادر به سنجش تسهيم دانش هستند
عوامل فني قادر به سنجش تسهيم دانش هستند
فرضيه هاي فرعي:
ميزان تخصص فردي در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
ميزان تجربه فردي در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
ميزان تمايل به تسهيم دانش در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
پاداش هاي سازماني در سنجش تسهيم دانش اهميت دارند.
ساختار سازماني در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
ميزان حمايت مديران ارشد سازماني در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
مسيرهاي ارتباطي سازماني در سنجش تسهيم دانش اهميت دارند.
ميزان كاربري فناوري اطلاعات در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
ميزان دسترسي به فناوري اطلاعات در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
ميزان سهولت استفاده از فناوري اطلاعات در سنجش تسهيم دانش اهميت دارد.
روش شناسي پژوهش
اي ن پ ژوهش از لح اظ ه دف، ك اربردي و نح وه ي گ ردآوري دادهه ا، توص يفي از ن وع پيمايشي است. جمع آوري اطلاعات در هر پژوهشي بايد با توجه به اهداف پـژوهش ، روش پ ژوهش و خصوص يات نمون ه انتخ اب ش ده انجامش ود. بن ابراين در راس تاي جم ع آوري دادههاي مورد نيـاز، از روش هـاي كتابخانـهاي و غيـر كتابخانـه اي (كسـب نظـر خبرگـان وسنجش عملكرد تسهيم دانش در سـازمان منتخـب) اسـتفاده شـده اسـت. جامعـه ي آمـاريپژوهش براي سـنجش شـاخص هـايمؤثر بـر تسـهيم دانـش در سـازمان هـاي دولتـي پـروژهمحور،يكي از سازمان هاي زيرمجموعه ي وزارت بازرگاني است.
در مرحله نظرسنجي خبرگان تلاششد تـا متخصصـاني برگزيـده شـوند كـه در حـوزه ي آموزش و پژوهش مديريت دانش سطح دانش مطلوبي دارند و با سازمان هاي پـروژهاي نيـزتا حد امكان آشنايي لازم را داشته باشند. با توجه به محدوديت در جامعهي خبرگان، تلاش شد كه خبرگان موجود تا حد امكان شناسايي شده و بر اساس روش نمونه گيـري قضـاوتي،پرسشنامه اول براي آنها ارسال شـود. ايـن پرسشـنامه بـراي ارزيـابي فرضـيههـاي پـژوهشتدوين شده است. در ابتدا، پرسشنامه بين 15 خبـره بـراي تأييـد روايـي ظـاهري و مفهـومي توزيع شده سپس، بر اساس پرسشنامه تأييد شده، نسبت به توزيع آن بين تمامي خبرگـان دردسترس (58 خبره) اقدام شد. پس از تحليل آماري نظرات خبرگان و تـدوين مـدل نهـايي، پرسشنامه دوم بر اساس شاخص هاي مدل براي سنجش سـازمان منتخـب تهيـه شـده اسـت .
تعداد پاسخ دهندگان مورد نياز براي پرسشـنام ه دوم بـا اسـتفاده از فرمـول زيـر تعيـين شـدهاست:(N برابر 92 /P برابر 5/0 /Z برابر 96/1 /ε برابر 08/0)
(0/ 08= ε ؛ 5/0 = 96/1؛ N = 92)
بر اين اساس، حداقل به 57 پرسشنامه تكميل شده نياز است. براي اين منظـور، بـيش از
65 پرسشنامه ميان كاركنان پروژهاي سازمان توزيع شد كه اين بار نيز 58 پرسشنامه برگشت دادهشدند.
22013661125491618494412557

NZ 2pq
n=ε2(N−1)+Z 2pq

پرسشنامه اول طيف ليكرت پنج گزينه اي (طيف بيشترين تا كمترين اهميت در سـنجشتسهيم دانش) دارد. در پرسشنامه دوم نيز براي ايجاد انعطافپذيري بيشتر، از طيف امتيـازي1 الي 100 براي سنجش تسهيم دانش استفاده شده است.
يافته هاي پژوهش
پس از گردآوري دادههاي پژوهش، براي بررسي نتايج ،آزمون هاي آمـاري ارايـه شـده درجدول 1 استفاده شد [7]. همه ي آزمون ها با استفاده از نرم افزار SPSS 16 انجام شده اند:

جدول 1. آزمون هاي آماري پرسشنامه ها
جهت ارزيابي پايايي از آزمون آلفاي كرونباخ اسـتفاده شـده اسـت. در صـورتي كـه خروجـي ايـنآزمون بيش از 7/0 باشد، پرسشنامه از پايايي لازم برخوردار است [7]. آزمون پايايي
از آزمون كولموگروف ـ اسميرنوف (K-S) براي تعيين وضعيت توزيع داده ها استفاده شده اسـت . در صورتي كه داده ها از توزيع نرمال پيروي كنند، از آزمون هاي پارامتريك (تي ـ استيودنت)استفاده شده است.همچنين در صورتي كه داده ها داراي توزيع غير نرمـال باشـند از آزمـون ناپارامتريـك دوجمله اي استفاده مي شود. خروجي اين آزمون ها، مدل تأييد شده توسط خبرگان است كه توسط آن ميتوان نسبت به سنجش سازمان منتخب اقدام نمود. آزمون توزيع نرمال
در اين مرحله سازمان منتخب بررسي شده است. پس از بررسي شاخص ها و عوامل، امتياز مربوط به هر يك از عوامل با استفاده از ميانگين امتياز شاخصها محاسبه شد. سپس با استفاده از آزمون تحليل واريانس، نسبت به ارزيابي و مقايسه ميانگين هاي عوامل انساني، سازماني و فني اقدام شده اسـت. در صورتي كه آزمون تحليل واريانس تفاوت معناداري را نشان دهد، با استفاده از آزمون LSD ميتوان به منشأ تفاوت بين ميانگين عوامل براي انجام اصلاحات آتي پي برد. ارزيابي ميانگين
امتياز عوامل

آزمون پايايي
پس از تأييد روايي ظاهري و مفهومي متغيرها و سؤال هاي آن ها توسط خبرگان، پرسشـنامهاوليه بين 15 نفر توزيع شد و پايايي نتايج توسط آزمون آلفاي كرونباخ سنجش شده اسـت .
نتيجهي آزمون پايايي براي دادههاي گردآوري شده برابر 94/0است كـه نتيجـه ي مطلـوبيبوده و امكان توزيع پرسشـنامه بـين تعـداد بيشـتري از پاسـخ دهنـدگان را فـراهم مـيآورد. همچنين در مرحله دوم، پرسشنامهها توسط 58 خبره تكميل و بازگردانده شدند كه نتيجهي آلفاي كرونباخ در اين مرحلـه، 89/0اسـت كـه نتيجـهي قابـل قبـول و مطلـوبي بـراي ادامـهبررسي ها است.
آزمون بررسي توزيع
در اين مرحله از آزمون كولموگروف ـ اسميرنوف (K-S) براي تعيين توزيع نرمـال داده هـااس تفاده شـده اس ت . در ص ورتي ك ه داده ه ا از توزي ع نرم ال پيـروي كنن د، از آزم ونپارامتريكتي ـاستيودنت و اگر توزيع غير نرمال باشد از آزمون هاي ناپارامتريك دوجملـه اي استفاده مي شود.براي بررسي ادعاي نرمال بودن براي هر يك از متغيرها، بـه ترتيـب زيـر عمـلمي كنيم.

توزيع متغير تسهيم دانش نرمال است : 0H توزيع متغير تسهيم دانش نرمال نيست: 1H
نتيجه ي نهايي اين آزمون بيانگر وجود توزيع نرمال براي برخي از متغيرها و توزيـع غيـرنرمال براي ساير متغيرها است. در صورتيكه سطح معناداريبزرگ تر از 05/0 باشـد، فـرض صفر تأييد شده و دادهها توزيع نرمال دارند و در غير اينصورت، فـرض صـفر رد و توزيـعغير نرمال است. نتايج اين آزمون در جدول 2 ارايه شده است:
جدول 2.نتايجĤزمون كلموگروف اسميرنوف
آزمون فرضيه نوع آزمون توزيع سطح معناداري فرضيه فرعي عامل اصلي
T-Student پارامتريك نرمال 0/174 تمايل به كمك به ديگران عامل فردي

T- Student پارامتريك نرمال 0/443 تخصص فردي T- Student پارامتريك نرمال 0/530 تجربه فردي T- Student پارامتريك نرمال 0/326 ساختار سازماني عامل سازماني

T- Student پارامتريك نرمال 0/228 پاداش سازماني T- Student پارامتريك نرمال 0/646 مسير هاي ارتباطي T- Student پارامتريك نرمال 0/570 حمايت مديران عالي Binomial ناپارامتريك غيرنرمال 0/008 كاربري فناوري اطلاعات عامل فني
Binomial ناپارامتريك غيرنرمال 0/000 دسترسي به فناوري اطلاعات Binomial ناپارامتريك غيرنرمال 0/000 سهولت استفاده از فناوري آزمون توزيع نرمال
اين آزمون براي تعيـين ميـزان اهميـت متغيـر در سـنجش تسـهيم دانـش بـر اسـاس نظـراتخبرگان استفاده شده اسـت . در ايـن پـژوهش بـراي فرضـيه هـاي دو عامـل اصـلي فـردي وسازماني به دليل اينكه توزيع نرمال دارند، از اين آزمون استفاده شده است. در اين آزمون با توجه به طيف ليكرت پنج گزينه اي، در صورتي كه ميانگين امتياز هر متغير برابر سه يا بيشتر باشد، اهميت قابل قبولي براي سنجش تسهيم دانش خواهـد داشـت . در صـورتي كـه فـرض صفر تأييد نشود، از طيف ها يا حدود بالا و پـا يين آزمـون بـراي شناسـايي محـل قرارگيـريميانگين استفاده ميشـود . بـر ايـن اسـاس، همـه ي شـاخص هـاي عوامـل انسـاني و سـازمانيسنجش تسهيم دانش بررسي شده اند كه نتايج مربوط به آزمون عوامل فرعي شاخصهـا در جدول 3 ارايه شده اند:
H0 :µ= 3
H1:µ≠3
جدول 3. نتايجاوليه آزمون تي – استيودنت
تأييد / رد فرضيه صفر سطح معناداري عامل فرعي عامل اصلي
رد فرضيه صفر 0/00 تمايل به كمك به ديگران عامل فردي

رد فرضيه صفر 0/00 تخصص فردي رد فرضيه صفر 0/00 تجربه فردي رد فرضيه صفر 0/00 ساختار سازماني عامل سازماني
رد فرضيه صفر 0/00 پاداش سازماني رد فرضيه صفر 0/00 مسير هاي ارتباطي رد فرضيه صفر 0/00 حمايت مديران ارشد
با توجه به حدود بالا و پايين دادهها بر اساس جدول 4 مـي تـوان در مـورد فرضـيه هـا بـهدليل مثبت بودن اين دو حد نتيجه گرفت كه ميانگين عوامل و شاخصهاي مرتبط با آن هـا،از عدد ميانگين 3 بالاتر بوده و ادعاي مؤثر بودن اين عوامل از نظر خبرگان مورد تأييد است.
جدول 4.حدود بالا و پاييندر آزمون تي – استيودنت
تأييد / عدم تأييد ادعا حد پايين حد بالا فرضيه فرعي عامل اصلي
تأييد ادعا 0/9319 1/1909 تمايل به كمك به ديگران عامل فردي
تأييد ادعا 0/7508 1/1439 تخصص فردي تأييد ادعا 0/7788 1/2387 تجربه فردي تأييد ادعا 0/7631 1/1668 ساختار سازماني عامل سازماني
تأييد ادعا 0/7182 1/1239 پاداش سازماني تأييد ادعا 0/8193 1/1491 مسير هاي ارتباطي تأييد ادعا 0/7073 1/1348 حمايت مديران ارشد آزمون دوجملهاي
براي عامل سوم كه عامل فني يا همان بعد فناوري است، بـه دليـل اينكـه توزيـع غيـر نرمـالاست، براي بررسي فرضيه از آزمون ناپارامتريك دوجملـهاي اسـتفاده شـده اسـت. در ايـنآزمون پاسـخهـا بـه دو دسـته تقسـيم مـي شـود، بـدين منظـور يـك گزينـه بـهعنـوان نقطـهتفكيكمقادير انتخاب مي شود كه در اين پژوهش با توجه به مقياس پنج عاملي ليكرت عـدد3 به عنوان نقطه تفكيك انتخاب شده است و بر ايـن اسـاس گزينـههـاي خيلـي كـم، كـم ومتوسط در گروهq و گزينه هاي زياد و خيلي زياد در گروهp قرار ميگيرند. فرضيه هاي ايـنآزمون به شرح زير هستند. نتايج آزمون نيز در جدول 5 ارايه شده اند:
H0 : p≤ 0.40
H1 : p> 0.40
جدول 5. نتايجĤزمون دوجمله اي
تأييد/ رد ادعا تأييد/ رد فرضيه صفر سطح معناداري فرضيه فرعي عامل
اصلي
تأييد ادعا رد فرضيه صفر 0/025 كاربري فناوري اطلاعات عامل فني
تأييد ادعا رد فرضيه صفر 0/000 دسترسي به فناوري اطلاعات تأييد ادعا رد فرضيه صفر 0/000 سهولت استفاده از فناوري
ب ر مبن اي نت ايج اي ن آزم ون، ش اخصه ا و عوام ل فرع ي مرب وط ب ه عام ل فن ي ني ز تأييدشده اند. با توجه به تأييد مدل در اين گام، نسبت به بررسي سازمان منتخب با توجـه بـهابعاد انساني، سازماني و فني اقدام شده است و اين ابعاد نيـز بـا يكـديگر مقايسـه شـدند كـهنتايج آن، در بخش بعد ارايه شده است.
ارزيابي سازمان منتخب
پس از تأييد مدل، پرسشنامه دوم بر اساس شاخص ها و عوامل فرعي تدوين و ميان كاركنان سازمان توزيع و گردآوري شد. ميانگين مجموعه شـاخصهـاي هـر يـك از عوامـل مـوردپژوهش، به صورت زير محاسبه شده است (جدول 6):

جدول 6. نتايجĤزمون دوجمله اي
ميانگين امتياز عامل فرضيه فرعي
58/26 عامل انساني
63/93 عامل سازماني
57/05 عامل فني
سطح ميانگين عوامل نشانگر اين مطلب است كه ميزان عملكرد اين سـازمان در تسـهيمدانش مطلوب نيست. در گام بعد تلاش شد كه ميزان معناداري تفـاوت ميـان ميـانگينهـايعوامل بررسي شود و در صورت وجود تفاوت معنـ ادار، عامـل برتـر مشـخص شـود. بـرايمقايسه ي ميانگين ميان سه گروه عامل فـردي ، سـازماني و فنـي از آزمـون تحليـل واريـانساستفاده شده است. جهت بررسي اين آزمون فرضيه زيررا مورد بررسي قرار مي دهيم.
H 0 : µ1 = µ2 = µ3
حداقل ميانگين دو گروه مساوي نيست: 1H
اولين آزمون نيازمند توجه پيش از بررسي فرضيههـاي بيـان شـده، آزمـون لـوين اسـت. فرض صفر در آزمون لوين برابري واريانسها است كه در اينجـا مقـدار آن برابـر 519/0 و مق دار معن اداري براب ر 596/0 ش ده و نش انگر اي ن مطل ب اس ت ك ه م ي ت وان براب ري واريانس هاي جوامع مورد مقايسه را مفروض گرفت. آماره آزمونفيشر در تحليـل واريـانسبرابر 675/4 و سطح معناداري برابر 011/0 است كه نشانگر اين مطلب است كه فرض صفر مردود بوده و بين ميانگين ها تفاوت معناداري وجود دارد. براي بررسي تفاوت بين گروهها، مي توان از آزمون هاي Tukey HSD ،LSD يا Bonferroni استفاده نمـود . در اينجـا نتـايجآزمون LSD در جدول 6 ارايه شده است. به دليل مشابهت خروجي ديگر آزمونهـا، نتـايجآن ها ارايه نشده اند:

جدول 7. نتايجĤزمون ارزيابي تفاوت ميانگين ها (LSD)
وجود تفاوت معنادار سطح معناداري تفاوت ميانگين ها عامل مورد مقايسه عامل اول نوع آزمون
تفاوت دارند 0/032 5/672 سازماني انساني LSD
تفاوت ندارند 0/372 11/617 فني تفاوت دارند 0/032 0/672 انساني سازماني تفاوت ندارند 0/116 17/289 فني تفاوت ندارند 0/372 11/617 انساني فني تفاوت ندارند 0/116 17/289 سازماني
همانگونه كه از نتايج آزمون مقايسه ميانگينها مشخص است، بين عوامل انساني و فنـيبا عامل سازماني تفاوت معنـ اداري وجـود دارد. در واقـع پـس از بررسـيهـا مشـخص شـد، زيرساخت هاي سازماني و سرمايهگـذاري بـر روي عوامـل سـازماني بـيش از ديگـر عوامـلاست. از سوي ديگر، توجه لازم به نيروي انساني كارآمد و جـذب نخبگـان نشـده اسـت وفناوري هاي مرتبط با تسهيم دانش نيز در سطح محدودي دراختيـار كاركنـان قـرار داشـته وفرهنگ استفاده از اين تسهيلات نيز بهطور مطلوبي فراگير نشده است كه نيازمند دقـت نظـرمديران ارشد سازمان دولتي و سرمايه گذاري وسيع تر است.
نتيجه گيري
نتايج اين پژوهش بيانگر اين مطلب هستند كه مجموعه عوامـل فـردي، سـازماني و فنـي بـرتسهيم دانش در سازمانهاي دولتي پروژه محور اثري مستقيم و فراگيـر دارنـد و بـر اسـاس تحليلهاي انجام شده ميتوان به اين نتيجه رسيد كه به هر سه عامل انساني، سازماني و فنـيبايد به صورت متمركز و در كنار يكديگر توجه شود. همچنـين بـا توجـه بـه نتـايج پيشـنهادمي شود، ارتباط ميان اين عوامل و نحوهي تأثيرگذاري آن ها بر يكـديگر نيـز مـورد بررسـيعميق قرار گيرند؛ زيرا به نظر مي رسد بـا تغييـر هـر يـك از عوامـل، امكـان ايجـاد تغييـراتهم راستا در ديگر عوامل نيز بهوجود آيد. به اين صورت كه با سرمايهگذاري در يك عامل، ديگر عوامل نيز به طور نسبي متأثر شوند.
همچنين ارزيابي عوامل فرعي در سازمانهاي پروژه محور دولتي نيز به نوبه خود نتـايججالب توجهي ميدهد. عامل فردي ” تمايل به كمـك بـه ديگـران” از مفهـوم نـوع دوسـتيگرفته شده است. اركان نوع دوستي را مجموعه رفتارهايي مي دانند كه به موجـب آن فـردبه ديگران كمكهاي ويژهاي مي كند. كاركنان دانشور سازمان هاي دولتي بر اساس ويژگي نوع دوستي تمايل پيداميكنند كه به ديگران كمك كنند و اين ويژگي در ايران از اهميـت ويژهاي برخوردار است؛ زيرا در فرهنگ ايراني تنيده شده است و بايد از اين عامل بهعنوان عنصري مهم در ايجاد انگيزه تسهيم دانش اسـتفاده شـود. در پـژوهش هـا نشـان داده اسـت، كارمندان به صورت ذاتي، براي تسهيم دانش برانگيخته مـي شـوند بـه خـاط ر اينكـه آنهـا ازكمك به ديگران لذت مـيبرنـد [19]. البتـه عوامـل بازدارنـدهي ايـن موضـوع نيـز نيازمنـدبررسي هاي بيشتري هستند. پيش از رفع اين عوامل، امكان مقاومت در برابر تسهيم دانش در سازمان هاي دولتي وجود خواهد داشت.
دو عامل فردي ديگر نيز “تخصص فردي” و “تجربه فردي” هستند. براي تسهيل تسهيم دانش، اين دو عامل بسيار حياتي و مهم هستند [36]. تخصص فردي موجب مي شود كه فرد در مجامع و نشستها براي تسهيم دانـش تمايـل بيشـتري داشـته باشـند و بـه همـين ترتيـب، تجربه فردي براي تسهيم دانش سبب ميشود كـه كاركنـان در تـيم هـا بـراي تسـهيم دانـش بيشتربرانگيخته شوند و به ديگر اعضا با تجربه كمتر نيز ياري رسانند.
بر اساس پژوهشهاي ديگر نيز بين تسهيم دانش و” ساختار سازماني” رابطه بسيار قـويوجود دارد و نظريهپردازان بسياري به اين موضوع اشـاره مـي كننـد [36]. سـاختار سـازمانيچيدمان رسمي سازمان را مشخص ميكند كه در پي آن ساختار رسمي شـكل مـيگيـرد و اين ساختار بر تسهيل تسهيم دانش در سازمان بسيار تأثيرگذار اسـت كـه پيشـنهاد مـي شـود س ازمان ه ا ب ا ض عف س اختاري ب راي تس هيم دان ش، ب ه اي ن بع د مه م توج ه وي ژه اي نمايند.”پاداش سازماني” از عوامل سازماني است كه سبب ميشود افراد سازمان به واسطه ي آن براي تسهيم دانش برانگيخته شده و به اين عمل تشويق شوند. نظريهپردازان بسياري، بـهاين موضوع اذعان دارند كه پاداش سازماني از هر دو دسته مالي و غير مـالي ، عـاملي اسـت كه كاركنان را به تسهيم دانش ترغيب كنند. در واقع، پاداش هاي سـازماني نشـان مـ يدهنـ د كه ارزشهاي سازماني از رفتارهاي كارمندان شكل گرفتهاند. پاداشهاي سازماني مي تواند طيفي از پاداشهاي مالي از قبيل افزايش حقوق و مزايا و پاداش هاي غير مالي ماننـد ارتقـاء را شامل شوند [6][14]. ارتباط دهـي عملكـرد كاركنـان در تسـهيم دانـش بـا ميـزان و نـرخافزايش پاداش نيز روشي مؤثر براي ارتقاء انگيزه هاي كاركنان است.
“مسيرهاي ارتباطي” يكي از اساسيترين مواردي هستند كـه در تسـهيم دانـش بايـد بـهآن ها توجه شود. اگر در سازماني برايافراد متخصص و با تجربه كه انگيزه قوي براي تسهيم دانش به ديگران دارند، مسيرهاي ارتباطي مناسـبي مهيـا نشـود و ايـن افـراد نيـز از اشـتراكدانش خود احساس خطر كنند، درصد كمي از دانش سازماني تسهيم خواهد شـد . بنـابراينبه بياني ديگر، براي جلوگيري از هدررفتن دانش ارزشـمند در سـازمان ،اين دانـش بايـد درمسيرهاي مناسبي هدايتشود.
از سوي ديگر، مطالعه هاي متعددي نشان داده اند كه “حمايت مديران عالي” براي ايجاد جو حمايتي و آماده سـازي منـابع كـافي ضـروري اسـت [24]. يكـي از صـاحبنظـران ايـنحوزه[25] تأكيد مي كند كـه حمايـت مـديران ارشـد بـراي ايجـاد جـو تسـهيم دانـش بايـد بهصورت آشكارا انجام شود. علاوه بر اين، دو تن ديگر از دانشمندانبيان ميكنند كـه بـرايايجاد فرهنگ تسهيم دانش در بين اعضاي سازماني، آگـاهي از تشـويق و حمايـت مـديرانضروري است.
همچنين، عوامل فني كه بـراي بهبـود تسـهيم دانـش در سـطح وسـيعي بحـث شـده انـد ، به كارگيري فناوريهـا ي مـرتبط بـا تسـهيم دانـش، سـهولت اسـتفاده و ميـزان دسترسـي بـهآن هاهستند. فناوري ارتباطات و اطلاعات ميتواند جستجو، دسترسي و بازيابي اطلاعات را سرعت بخشد و ارتباطات و همكاري بين كارمندان را افزايش دهد [15]. در تسهيم دانـش ، به كارگيري فناوري اطلاعات وارتباطات روشها و كاربردهاي جديدي از قبيل ابزار گروه، پايگاه دادهاي بر خط، اينترانت، ارتباطـات مجـازي و ديگـر روشهـاي ارتبـاطي را تسـهيل ميكند و به سازمان هاي دولتي اجازه مي دهد كه شبكه اجتماعي خـود را گسـترش دهنـد واين كار را از طريق وسايل ارتباطي كه بر محدوديتهاي جغرافيـايي غلبـه مـي كننـد، انجـاممي دهند تا از اين طريق اثر بخشي فعاليت هاي جمعي را افزايش دهد [32]. بـر اسـاس آنچـهبيان شد، براي بهبود و تسهيل چرخهي مديريت دانـش، بايـد گـام تسـهيم دانـش بـه شـكلموفقي ت آمي زي ط ي ش ودو س ازمان ه اي دولت ي، عملك رد مطل وبي را در تس هيم دان ش پروژههاي دانشمحور خود به اجرا درآورند.
منابع
انواري رستمي علي اصغر، بهنام شهايي (1388). مديريت دانش و سـازمان يادگيرنـده: تحليلـيبر نقش مستندسـازي دانـش و تجربـه، فصـلنامه علمـي پژوهشـي مـديريت فنـ اوري اطلاعـات ؛ 2:3ـ18.
داونپ ورت ت امس اچ، پروس اك لارن س (1379). م ديريت دان ش، ترجم ه حس ين رحم انسرشت،چاپ اول، انتشارات ساپكو، تهران.
رهنورد فرج الـه، جليـل خاونـدكار (1387). تـأثير اشـتراك دانـش بـر توفيـق در بـرون سـپاريخدمات فناوري اطلاعات، فصلنامه علمي پژوهشي مديريت فناوري اطلاعات؛ 1: 49ـ64.
سهرابي بابك، رئيسي واناني ايمان، عليدوستي سـيروس (1389). ارايـه مـدلي كـاربردي بـرايسنجش بلوغ مديريت دانـش در صـنعت نـرم افـزار، فصـلنامه علمـي پژوهشـي سياسـت علـم وفناوري؛ 1: 63ـ79.
ساعدي مهدي، حميدرضا يزداني(1388). ارايه مدل فرآيندي براي پياده سازي مديريت دانـشمبتني بر يادگيري سازماني در ايران خودرو: نظريه برخاسته از داده ها، فصلنامه علمـي پژوهشـيمديريت فناوري اطلاعات؛67:2ـ84.
طالب پور عليرضا، محمد ابويي اردكان، صدرا احمدي (1388).بررسيعوامل تأثيرگذار در بلوغ سازمان در رويكرد به كسب و كار الكترونيكي با استفاده ازمدلFCM، فصلنامه علمي پژوهشي مديريت فناوري اطلاعات؛ 2: 85ـ102.
مومني منصور، فعال قيومي علي (1386). تحليل هاي آمـاري بـا اسـتفاده ازSPSS ، چـاپ اول،انتشارات كتاب نو، تهران.
.8 Bock G.W, Zmud R.W, Kim Y.G (2005). Behavioral intention formation in knowledge sharing: examining the roles of extrinsic motivators, social-psychological forces and organizational climate, MIS Quarterly, 29: 87-111.
.9 Calantone R.J, Cavusgil S.T, Zhao Y (2002). Learning orientation, firm innovation capability and firm performance. Industrial Marketing Management, 31: 515-524.
.01 Connelly C.E, Kelloway E.K (2003). Predictors of employees perceptions of knowledge-sharing culture, Leadership & Organization Development Journal; 24: 294-305.
.11 Davenport TH, Prusak L (2000). Working knowledge: how organizations manage what they know. Boston, MA: Harvard Business School Press.
.21 Han Brent, Anantatmula Vittal (2007).Knowledge sharing in large IT organizations: a Case study. Journal of information and knowledge management system; 37: 421-439.
.31 Haeussler C (2011). Information-sharing in academia and the industry: A comparative study, Research Policy; Vol.40:105-122.
.41 Hargadon A.B (1998). Firms as knowledge brokers: lessons in pursuing continuous innovation. California Management Review; 40: 209-227.
.51 Huysman M, Wulf V (2006). IT to support knowledge sharing in communities: toward a social capital analysis. Journal of Information Technology, 21: 40-45
.61 Jennex M. E, Smolnik S, Croasdell D (2007). Defining Knowledge Management Success, Proceedings of the 6th Annual ISOnEworld Conference, Las Vegas, NV.
.71 Jung-Chi P (2006). An empirical study of the relationship between knowledge sharing and IS/IT strategic planning (ISSP). Management Decision; 44: 105-122
.81 Karkoulian S, Halawi L.A, McCarthy R.V (2008). Knowledge management formal and informal mentoring: an empirical investigation in Lebanese banks.
.91 Kim D.H (1993). The link between individual and group learning. Sloan Management Review; 35: 13-22.
.02 King WR (2005). Communications and information processing as a critical success factor in the effective knowledge organization.
International Journal of Business Information Systems; 10: 31-52.
.12 King WR (2006). Knowledge sharing. The Encyclopedia of Knowledge Management. Schwartz DG, editor. Idea Group Publishing: 493-498.
.22 King W.R, Chung T.R, Haney M.H (2008). Knowledge Management and organizational Learning. The International Journal of Management Science, Omega; 36: 167-172.
.32 Levitt B, March JG (1988). Organizational learning. Annual Review of Sociology; 14: 319-340.
.42 Lin Hsiu-Fen, Lee Gwo-Guang (2004). Perceptions of senior managers toward knowledge-sharing behavior. Management Decision; 42: 108125.

در این سایت فقط تکه هایی از این مطلب با شماره بندی انتهای صفحه درج می شود که ممکن است هنگام انتقال از فایل ورد به داخل سایت کلمات به هم بریزد یا شکل ها درج نشود

شما می توانید تکه های دیگری از این مطلب را با جستجو در همین سایت بخوانید

ولی برای دانلود فایل اصلی با فرمت ورد حاوی تمامی قسمت ها با منابع کامل

اینجا کلیک کنید

.52 MacNeil C.M (2001). The supervisor as a facilitator of informal learning in work teams. Journal of Workplace Learning; 13: 246-253.
.62 MacNeil C.M (2003a). Line managers: facilitators of knowledge sharing in teams. Employee Relations; 25: 294-307.
.72 Magnier-Watanabe R, Senoo D (2008). Organizational characteristics as prescriptive factors of knowledge management initiatives, Journal of Knowledge Management; 12(1): 21-36.
.82 Marr B (2004). Measuring and Benchmarking Intellectual. Benchmarking: an International Journal; 11: 559-570.
.92 Mason D, Pauleen D.J (2003). Perceptions of knowledge management: A qualitative analysis. Knowledge Management Journal; 7: 38-48.
.03 Monnavarian A, AminiA (2009). Do interactions within networks lead to knowledge management? Business Strategy Series; 10(3) : 139-155.
.13 Monavvarian A, Kasaei M (2007). KM model for public administration: the case of Labour Ministry, VINE: The journal of information and knowledge management systems; 37 (3): 348-367.
.23 Pan Shan, Scarbrough Harry (1998). A Socio-Technical View of Knowledge-Sharing at Buckman Laboratories, Journal of Knowledge Management 2.
.33 Sanchez P, Chaminade C Olea M (2000). Management of Intangibles: an Attempt to build a theory, Journal of Intellectual Capital; 1: 312-327.
.43 Seetharaman A, Sooria H.H.B.Z, Saravanan A, S. (2002). Intellectual
capital accounting and Reporting in the knowledge economy, Journal of Intellectual capital, 3, 128-148.
.53 Sohail M.S, Daud S (2009). Knowledge sharing in higher education institutions: Perspectives from Malaysia, VINE: The journal of information and knowledge management systems; 39(2): 125-142.
.63 Sondergaard Susanne, Kerr Micky, Clegg Chris (2007). Sharing knowledge: contextualising socio-technical thinking and practice. The Learning Organization; 14: 423-435.
.73 Sullivan J. P. H, Sullivan S, P, H (2000). Valuing intangible companies:
an intellectual capital approach. Journal of Intellectual capital; 1: 328340.
.83 Syed-Ikhsan S.O, Rowland F (2004). Knowledge management in a public organization: a study on the relationship between organizational elements and the performance of knowledge transfer. Journal of Knowledge Management; 8: 95-111.
.93 Van den Hooff B, Van Weenen F.D.L (2004a). Committed to share: commitment and CMC use as antecedents of knowledge sharing. Knowledge and Process Management; 11: 13-24.
.04 Van den Hooff B, Van Weenen F.D.L (2004b). Knowledge sharing in context: the influence of organizational commitment, communication climate and CMC use on knowledge sharing. Journal of Knowledge Management; 8: 117-130.
.14 Wang H, Wang S (2008). A knowledge management approach to data mining process for business intelligence, Industrial Management & Data Systems, 108 (5): 622-634.
.24 Wasko M, Faraj S (2005). Why Should I Share? Examining Social Capital and Knowledge Contribution in Electronic Networks of Practice, MIS Quarterly; 29(1): 35-37.
.34 Wiig Karl M (2004). People-focused knowledge management: how effective decision making leads to corporate success. Elsevier: 213-237.
.44 Wills-Johnson N (2008). The networked firm: a framework for RBV, Journal of Management Development; 27(2): 214-224.


دیدگاهتان را بنویسید