摘 要：文章在修正TPB的基礎(chǔ)上，通過對江蘇省通訊業(yè)員工知識共享行為的實證調(diào)研，試圖揭開知識共享行為發(fā)生的內(nèi)在機理，研究結(jié)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(diào)節(jié)作用；（3）知識共享的態(tài)度、主觀規(guī)范和內(nèi)部控制有助于促進(jìn)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(lǐng)域的應(yīng)用提供了新的證據(jù)。

關(guān)鍵詞：知識共享行為 修正TPB 通訊業(yè)知識型員工

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

面對瞬息萬變的生存環(huán)境，國內(nèi)外企業(yè)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(xù)的競爭優(yōu)勢。知識管理被定義為“創(chuàng)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(xiàn)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(xiàn)象，恰恰相反，知識越分享越會發(fā)揮其價值，并能產(chǎn)生1+1>2的疊加效應(yīng)；（2）知識的績效面：企業(yè)內(nèi)部的專門知識常有特定性，因而難以向外采購而只能靠內(nèi)部共享實現(xiàn)轉(zhuǎn)移，如果知識無法共享則會造成企業(yè)內(nèi)重復(fù)開發(fā)的浪費與重蹈覆轍的成本損失。

雖然知識共享對企業(yè)高效管理知識的重要性不容小覷，然而在企業(yè)知識管理的實踐中，以知識共享的實現(xiàn)最為困難[2]?！拔镆韵橘F”的組織經(jīng)濟邏輯教育員工慣性地囤積或匿藏知識。尤其是在處于轉(zhuǎn)型期的中國背景下，員工普遍具有規(guī)避不確定性風(fēng)險的意識，往往傾向于“留一手”以保護自身在企業(yè)內(nèi)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(yè)推行知識管理面臨的最大挑戰(zhàn)。本研究以江蘇省通訊業(yè)知識型員工為研究對象，旨在探究組織內(nèi)部知識型員工知識共享行為發(fā)生的內(nèi)部機理，以期為我國企業(yè)推進(jìn)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(chǔ)理論

1.1 TPB簡介

社會心理學(xué)認(rèn)為，個體的一般行為在發(fā)生以前會受到一定意圖的驅(qū)使。根據(jù)這種“意圖——行為”模式的研究思路，F(xiàn)ishbein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(yù)測及解釋個體理性行為的發(fā)生。依據(jù)TRA，個體對某種行為的態(tài)度和主觀規(guī)范決定了個體是否會萌發(fā)行為的意愿，而個體的行為意愿又進(jìn)一步?jīng)Q定了個體是否會產(chǎn)生該行為。

雖然TRA是研究理性行為的基礎(chǔ)理論之一，但長期以來一直有學(xué)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(xiàn)實中個體行為的發(fā)生常常受到能力、情緒、習(xí)慣和無意識反應(yīng)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(chǔ)上增加了一項名為“感知的行為控制”的新構(gòu)念，進(jìn)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(tài)度，即個體對行為所持有的正面或負(fù)面的情感或認(rèn)知；SN（Subjective Norm）是個體對某種特定行為的主觀規(guī)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(yù)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(tài)度、主觀規(guī)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(jìn)行預(yù)測。尤其當(dāng)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(guān)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(gòu)念。然而這種一維的界定使得學(xué)者們在研究PBC如何影響行為及意愿的結(jié)論難以達(dá)成統(tǒng)一。例如在一些研究中，PBC作為內(nèi)生因素被認(rèn)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(rèn)為可以直接影響行為，或在行為與意愿之間起到調(diào)節(jié)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(chuàng)性地對PBC進(jìn)行了多維界定，認(rèn)為PBC可被劃分為內(nèi)部控制和外部控制兩種類型。內(nèi)部控制被描述為個體對執(zhí)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(jìn)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(fā)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(rèn)為：一方面，當(dāng)個體擁有較高的內(nèi)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(dǎo)致他有強烈的發(fā)生該行為的意愿，因此內(nèi)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(fā)生，而且在個體行為與意愿之間能起到調(diào)節(jié)作用[9]。具體而言，當(dāng)個體的行為不能完全受到主觀意志控制時，當(dāng)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(fā)生），那么個體從行為意愿到行為發(fā)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(nèi)部的個體將自己的知識貢獻(xiàn)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(jù)TPB，個體的行為意愿直接決定了行為的產(chǎn)生[5]，當(dāng)個體表達(dá)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(xiàn)。這一結(jié)論在心理學(xué)、消費行為學(xué)等領(lǐng)域的研究中均得到了證實[10-12]。在知識共享領(lǐng)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(fā)現(xiàn)：知識共享的意愿對知識共享的行為有促進(jìn)作用（β=0.08，p<0.05）?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：知識共享意愿會正向影響知識共享行為。

依據(jù)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(fā)生。在企業(yè)實踐中，個體知識共享行為的發(fā)生往往會超出個體自身所能掌控的范疇。而當(dāng)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(zhí)行知識共享行為所需的時間、空間、信息技術(shù)等客觀資源，因而更有利于個體知識共享行為的產(chǎn)生。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：外部控制會正向影響知識共享行為。

2.2 知識共享的態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)部控制與意愿

知識共享的態(tài)度特指個體對知識共享行為正面或負(fù)面的評價；知識共享的主觀規(guī)范特指個體對外界群體希望其進(jìn)行知識共享行為的感知；內(nèi)部控制特指個體對執(zhí)行知識共享行為的自信程度的感知。

依據(jù)TPB，個體的態(tài)度和主觀規(guī)范對個體行為意愿產(chǎn)生積極作用。具體而言，一方面，當(dāng)個體對某一行為持有積極態(tài)度時，個體會自發(fā)地提高行為的意愿；另一方面，當(dāng)個體感受到來自外界的壓力時，個體會有意愿表現(xiàn)出，接受外界贊許的行為。在知識共享領(lǐng)域，一些學(xué)者的研究證實了知識共享的態(tài)度、主觀規(guī)范和意愿的關(guān)系。例如：Ryu和Han[14]對醫(yī)護人員知識共享的研究發(fā)現(xiàn)共享態(tài)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(fā)現(xiàn)態(tài)度、主觀規(guī)范分別與知識共享意愿存在積極的正向關(guān)系。Hsu和Lin[16]對個體參與博客的知識共享行為研究發(fā)現(xiàn)共享知識的態(tài)度與意愿呈顯著正向關(guān)系?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：知識共享態(tài)度會正向影響知識共享意愿。

假設(shè)4：主觀規(guī)范會正向影響知識共享意愿。

依據(jù)本研究提出的修正TPB，內(nèi)部控制對個體行為意愿有積極作用。由Conner和Armitage對內(nèi)部控制的定義可知：內(nèi)部控制是個體對于執(zhí)行某一行為的信心[8]。在知識共享行為發(fā)生之前，個體往往會先對自身的行為能力進(jìn)行判斷。當(dāng)個體具有較高的內(nèi)部控制時（即個體對自身行為能力充滿信心時），個體會產(chǎn)生積極的行為意愿；反之，當(dāng)個體內(nèi)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(chǎn)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”?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：內(nèi)部控制會正向影響知識共享意愿。

2.3 外部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

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(nèi)部沒有合適的信息溝通技術(shù)或渠道可以讓員工方便地交流知識。由此分析，當(dāng)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(guān)系。反之，當(dāng)個體感知其具備充分的外界支持時，則會增進(jìn)其從知識共享意愿到知識共享行為的轉(zhuǎn)化?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：外部控制在知識共享意愿與知識共享行為之間起到調(diào)節(jié)效應(yīng)。

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

3 研究設(shè)計

3.1 研究方法與量表設(shè)計

本研究的實證方法為問卷調(diào)查法。為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，所有量表均選自相關(guān)領(lǐng)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(guī)范沿用Ajzen[17]的量表，并結(jié)合知識共享情景進(jìn)行了的修正；知識共享態(tài)度采用Bock等[15]的量表；內(nèi)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(zhǔn)確性。首先請一位曾留學(xué)荷蘭的副教授和一位曾在澳大利亞訪學(xué)的企業(yè)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(yè)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(fā)現(xiàn)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(shù)據(jù)采集

在行業(yè)選取上，本研究遵循Kim和Lee[18]提出的兩個原則：（1）行業(yè)呈現(xiàn)知識密集的特征且行業(yè)內(nèi)企業(yè)需要借助知識管理以增進(jìn)組織績效；（2）行業(yè)內(nèi)企業(yè)信息技術(shù)條件成熟。通訊業(yè)作為我國國民經(jīng)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(xiàn)，行業(yè)內(nèi)自由開放的競爭格局迫使通訊企業(yè)不得不重視員工的知識管理。與此同時，通訊企業(yè)的相對成熟信息技術(shù)為員工共享知識提供了必要的硬件支撐?；诖耍狙芯窟x取通信業(yè)的知識型員工作為調(diào)查對象；但考慮到實地調(diào)查的可行性和客觀資源的制約，本研究調(diào)研的通訊企業(yè)均源自江蘇省。

本研究采取實地現(xiàn)場發(fā)放、當(dāng)場回收的方式采集數(shù)據(jù)，共計發(fā)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(xué)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(jié)果與通訊業(yè)的行業(yè)特征有關(guān)，通訊業(yè)是一個相對新興的行業(yè)，從業(yè)人員的年齡普遍較低、學(xué)歷較高且以男性員工居多。

3.3 數(shù)據(jù)質(zhì)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(shù)據(jù)進(jìn)行了信度檢驗。如表1所示：本研究中六個構(gòu)念的α系數(shù)界于0.711～0.920之間，均高于閥值0.7，表明各構(gòu)念的測量信度較高。

[變量＼&題項數(shù)＼&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(tài)度＼&5＼&0.793＼&知識共享主觀規(guī)范＼&4＼&0.855＼&內(nèi)部控制＼&3＼&0.711＼&外部控制＼&3＼&0.766＼&][ 表1 信度分析]

3.3.2 結(jié)構(gòu)效度分析

本研究采用探索性因子分析對量表的區(qū)分效度進(jìn)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(jìn)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(qū)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(tài)度1＼& ＼& ＼& ＼&.725＼& ＼&知識共享態(tài)度2＼& ＼& ＼& ＼&.598＼& ＼&知識共享態(tài)度3＼& ＼& ＼& ＼&.604＼& ＼&知識共享態(tài)度4＼& ＼& ＼& ＼&.766＼& ＼&知識共享態(tài)度5＼& ＼& ＼& ＼&.532＼& ＼&知識共享主觀規(guī)范1＼& ＼&.705＼& ＼& ＼& ＼&知識共享主觀規(guī)范2＼& ＼&.723＼& ＼& ＼& ＼&知識共享主觀規(guī)范3＼& ＼&.721＼& ＼& ＼& ＼&知識共享主觀規(guī)范4＼& ＼&.754＼& ＼& ＼& ＼&外部控制1＼& ＼& ＼&.642＼& ＼& ＼&外部控制2＼& ＼& ＼&.674＼& ＼& ＼&外部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&內(nèi)部控制1＼& ＼& ＼&.614＼& ＼& ＼&內(nèi)部控制2＼& ＼& ＼&.630＼& ＼& ＼&內(nèi)部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&][表3 探索性因子分析結(jié)果]

注：提取方法為主成分分析法；旋轉(zhuǎn)法為具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法；旋轉(zhuǎn)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(yán)重的同源方差。

4 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

本研究運用回歸分析法來驗證所提出的假設(shè)。控制變量包括：教育水平、性別、年齡?？紤]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(jìn)行數(shù)據(jù)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(diào)節(jié)變量中的連續(xù)變量進(jìn)行了中心化處理。

如表5所示，模型3檢驗了假設(shè)1、2的預(yù)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(guān)系，回歸系數(shù)β=0.360，p<0.01；外部控制與知識共享行為呈顯著的正向關(guān)系，回歸系數(shù)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(shè)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(jù)Baron和Kenny[20] 的建議，調(diào)節(jié)變量的檢驗步驟如下：（1）將類別變量轉(zhuǎn)換為啞變量，即虛擬變量；（2）把自變量和調(diào)節(jié)變量中的連續(xù)變量進(jìn)行中心化或標(biāo)準(zhǔn)化過程處理；（3）把處理后的自變量和調(diào)節(jié)變量相乘，構(gòu)造乘積項時；（4）構(gòu)造方程。把自變量、應(yīng)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(shù)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(diào)節(jié)效應(yīng)存在，假設(shè)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(diào)節(jié)變量，從側(cè)面印證了假設(shè)2成立。

如表6所示，模型6檢驗了假設(shè)3、4、5的預(yù)測情況。由模型6可知：知識共享態(tài)度與知識共享意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.189，p<0.05；知識共享主觀規(guī)范與知識共享意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.151，p<0.1；內(nèi)部控制與知識共享意愿也呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)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(shè)3、4、5成立。

[表6 知識共享態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)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(tài)度＼&＼&0.189**＼&知識共享主觀規(guī)范＼&＼&0.151*＼&內(nèi)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(jié)論與展望

知識共享被視為知識管理中最重要的一環(huán)，員工間的知識共享不僅有助于組織形成特有的競爭優(yōu)勢，而且削減了知識重復(fù)創(chuàng)造的浪費與低效。本研究在對TPB修正的基礎(chǔ)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(diào)查法和回歸分析法，實證檢驗了知識共享行為發(fā)生的內(nèi)在機理。數(shù)據(jù)分析的結(jié)果支持本研究所提出的假設(shè)。

5.1 研究結(jié)論的討論

（1）關(guān)于知識共享行為的發(fā)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(jù)“意圖——行為”模式，個體行為的發(fā)生會受到一定意圖的驅(qū)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(rèn)識到：知識共享不可能通過強制的方式得以實現(xiàn)，而應(yīng)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(jìn)其知識共享的意愿，進(jìn)而推進(jìn)知識共享行為的發(fā)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(jìn)知識共享行為的發(fā)生。因此，管理者應(yīng)致力于為員工打造“無障礙”的共享環(huán)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(jìn)員工間的知識交流。

與此同時，本研究還發(fā)現(xiàn)外部控制在知識共享意愿與行為之間起到正向的調(diào)節(jié)作用。在高外部控制作用下，知識共享意愿與行為之間關(guān)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(guān)系。這意味著，當(dāng)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(guān)聯(lián)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(zhuǎn)化為“知識共享的行為”。

（2）關(guān)于知識共享意愿的產(chǎn)生。依據(jù)修正的TPB，本研究驗證了知識共享態(tài)度、主觀規(guī)范和內(nèi)部控制對知識共享意愿有著積極的促進(jìn)作用。首先，本研究發(fā)現(xiàn)員工對知識共享的態(tài)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(tài)度的前因變量，有針對性地引導(dǎo)員工，使其擁有積極的共享態(tài)度。已有的一些研究表明：信任[22]，互惠[23]，物質(zhì)激勵[24]等因素會積極影響員工知識共享的態(tài)度，因此，管理者可以通過創(chuàng)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(tài)度。其次，本研究發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范也會對知識共享意愿起到積極作用。Bock 等[15]認(rèn)為：知識共享在本質(zhì)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(guān)重要的作用。在實踐中，管理者可以從增進(jìn)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(dǎo)和支持的行為，進(jìn)而強化員工的主觀規(guī)范。再次，本研究提出了內(nèi)部控制對知識共享意愿的積極作用。當(dāng)員工認(rèn)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(fā)地提高共享知識意愿。鑒于此，管理者應(yīng)注重對員工知識共享的技能和方法的培育，通過增進(jìn)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(guān)于TPB理論在知識共享行為中的運用。在應(yīng)用社會心理學(xué)領(lǐng)域中，TPB理論被廣泛運用于預(yù)測及解釋諸多個體行為發(fā)生的原因。然而由于最初對PBC單一維度的解釋，使得學(xué)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(chǔ)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(nèi)部控制和外部控制，進(jìn)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(shè)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(jìn)

本研究采用問卷調(diào)查法，調(diào)查對象主要為江蘇省通訊業(yè)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(yán)重，但被調(diào)查者難免會受到社會贊許性偏差的影響。建議后續(xù)研究可采用自我匯報和他人匯報相結(jié)合的方式。（2）本研究采用橫截面數(shù)據(jù)，而非縱向研究。建議后續(xù)研究可以采用縱向研究，進(jìn)一步檢驗本研究得出的結(jié)論。（3）本研究的樣本集中于江蘇地區(qū)的通訊業(yè)企業(yè)，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(qū)，有待進(jìn)一步考證。（4）本研究探究了態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)外部控制與知識共享意愿、行為之間的邏輯關(guān)系，但對于影響態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)外部控制的前因變量尚未展開深入研究。

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