金 輝

1江蘇科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江212003

2南京大學(xué) 商學(xué)院，南京210093

1 引言

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的到來(lái)，知識(shí)管理被視為組織構(gòu)建核心競(jìng)爭(zhēng)能力的利器［1］。組織中的知識(shí)大多依附于員工個(gè)體而存在，個(gè)體如果對(duì)知識(shí)不加以利用，知識(shí)本身無(wú)法為組織創(chuàng)造價(jià)值。在組織中有兩種途徑可以增進(jìn)知識(shí)效用，其一，個(gè)體可以在工作中運(yùn)用知識(shí)，創(chuàng)造個(gè)人績(jī)效;其二，個(gè)體可以與同事共享知識(shí)，通過(guò)滿足他人的知識(shí)需求，創(chuàng)造組織績(jī)效。Alavi［2］認(rèn)為個(gè)體間的知識(shí)共享是增進(jìn)知識(shí)效用最為關(guān)鍵的途徑;Haas等［3］也贊同只有當(dāng)個(gè)體知識(shí)轉(zhuǎn)化為組織知識(shí)，組織才能真正高效管理知識(shí)。

然而個(gè)體間廣泛的知識(shí)共享更多的是組織期許的行為而非個(gè)體的現(xiàn)實(shí)行為，個(gè)體的知識(shí)共享行為伴隨著一系列成本和風(fēng)險(xiǎn)。首先個(gè)體會(huì)面臨時(shí)間和精力的付出［4］;其次個(gè)體在共享知識(shí)后有可能喪失在組織中的獨(dú)特地位;更令個(gè)體擔(dān)憂的是，如果知識(shí)不被他人認(rèn)可，甚至?xí)＜白陨砺曌u(yù)［5］。所以在沒(méi)有得到獎(jiǎng)勵(lì)或補(bǔ)償?shù)那闆r下，個(gè)體往往不愿意與他人分享知識(shí)［6］，這里所指的獎(jiǎng)勵(lì)和補(bǔ)償在本質(zhì)上是對(duì)個(gè)體知識(shí)共享行為的激勵(lì)。Bock等［7］認(rèn)為個(gè)體間的知識(shí)共享難以通過(guò)組織強(qiáng)制命令的方式實(shí)現(xiàn)，而應(yīng)依賴于適宜的激勵(lì)機(jī)制。

雖然激勵(lì)作為促進(jìn)知識(shí)共享的有利因素之一備受組織的青睞，但現(xiàn)有的研究沒(méi)有深入挖掘和區(qū)分不同類型的激勵(lì)措施對(duì)知識(shí)共享行為的作用機(jī)制，難以切實(shí)有效地指導(dǎo)組織知識(shí)共享的具體實(shí)踐?；诖?，本研究擬從內(nèi)、外生激勵(lì)視角出發(fā)，通過(guò)深入剖析外生激勵(lì)、內(nèi)生激勵(lì)與個(gè)體知識(shí)共享間的內(nèi)在機(jī)理，以期為組織知識(shí)管理實(shí)踐提供激勵(lì)組合設(shè)計(jì)的有益借鑒。

2 相關(guān)研究評(píng)述

2.1 外生激勵(lì)、內(nèi)生激勵(lì)的界定及二者的交互作用

個(gè)體行為的誘因既可能出于個(gè)體重視行為本身，也可能出于外界的賄賂，因此，學(xué)者們將激勵(lì)劃分為內(nèi)生激勵(lì)和外生激勵(lì)兩種類型。外生激勵(lì)被定義為行為發(fā)生后的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)或非物質(zhì)收益，該激勵(lì)與行為本身無(wú)關(guān);內(nèi)生激勵(lì)被定義為個(gè)體在行為發(fā)生過(guò)程中獲得的愉悅感或滿足感，該激勵(lì)與外界誘因無(wú)關(guān)［8］。

將外生激勵(lì)與內(nèi)生激勵(lì)相結(jié)合運(yùn)用于組織實(shí)踐似乎是管理者傾向的最佳路徑。但是，組織在兼用外生激勵(lì)和內(nèi)生激勵(lì)之前，必須先明確外生激勵(lì)與內(nèi)生激勵(lì)之間到底是彼此相融還是此消彼長(zhǎng)［9］。因此，學(xué)者們圍繞兩種激勵(lì)間的交互作用展開(kāi)一系列研究，但遺憾的是至今并未達(dá)成統(tǒng)一的定論。Smith等［10］通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，外生激勵(lì)會(huì)削減內(nèi)生激勵(lì)，進(jìn)而有損雇員的工作績(jī)效;Porter等［11］的研究結(jié)果卻表明，外生激勵(lì)與內(nèi)生激勵(lì)是相互助長(zhǎng)的，或者至少外生激勵(lì)并不會(huì)削減內(nèi)生激勵(lì)的效用。

2.2 知識(shí)共享的激勵(lì)研究

知識(shí)共享的激勵(lì)研究是知識(shí)管理研究領(lǐng)域的一個(gè)焦點(diǎn)議題。國(guó)內(nèi)外學(xué)者強(qiáng)調(diào)知識(shí)共享的前提是組織必須有足夠的智慧創(chuàng)造出讓個(gè)人受益的報(bào)酬系統(tǒng)，并且諸多研究結(jié)果均表明組織激勵(lì)有助于促進(jìn)個(gè)體間知識(shí)共享的實(shí)現(xiàn)。King等［12］認(rèn)為，組織獎(jiǎng)賞是促進(jìn)知識(shí)共享的有利因素之一;Gagné［13］認(rèn)為，無(wú)論是物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)(如金錢回報(bào))還是精神激勵(lì)(如聲譽(yù)回報(bào))均能促進(jìn)組織內(nèi)部個(gè)體間的知識(shí)共享;何會(huì)濤等［14］認(rèn)為組織激勵(lì)是增進(jìn)個(gè)體知識(shí)共享的積極性和效果的有力手段。與此同時(shí)，學(xué)者們還對(duì)組織采取激勵(lì)措施促進(jìn)知識(shí)共享的原因進(jìn)行細(xì)致的分析。Siemsen等［15］認(rèn)為知識(shí)源與知識(shí)接受方在知識(shí)共享的過(guò)程中都要付出時(shí)間、精力、財(cái)富等代價(jià)，所以必須對(duì)知識(shí)共享的雙方進(jìn)行相應(yīng)的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì);廖飛等［16］提出知識(shí)是一種社會(huì)分層的資源，共享知識(shí)涉及價(jià)值的轉(zhuǎn)讓，因此促使知識(shí)源進(jìn)行私有知識(shí)共享的激勵(lì)來(lái)自對(duì)外界補(bǔ)償?shù)念A(yù)期;諸葛劍平［17］認(rèn)為知識(shí)共享并不是理所當(dāng)然的，并存在一定的共享風(fēng)險(xiǎn)，所以只有在一定的激勵(lì)機(jī)制刺激下，個(gè)體才會(huì)共享知識(shí)。

雖然激勵(lì)作為鼓勵(lì)個(gè)體知識(shí)共享行為的有效措施得到眾多學(xué)者的認(rèn)可［18］，但當(dāng)前有關(guān)知識(shí)共享的激勵(lì)研究更多聚焦于組織的外生激勵(lì)，忽略了個(gè)體內(nèi)生激勵(lì)對(duì)知識(shí)共享行為的促進(jìn)作用，更鮮有學(xué)者探討不同類型的激勵(lì)措施在知識(shí)共享中的交互作用。本研究運(yùn)用理性行為理論(theory of reasoned action，TRA)，對(duì)外生激勵(lì)和內(nèi)生激勵(lì)與知識(shí)共享之間的關(guān)系以及外生激勵(lì)與內(nèi)生激勵(lì)在知識(shí)共享過(guò)程中的交互作用進(jìn)行探討，以揭示內(nèi)外生激勵(lì)因素與知識(shí)共享之間的內(nèi)在機(jī)理。

3 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

3.1 TRA與知識(shí)共享意愿

在知識(shí)共享研究領(lǐng)域，TRA是最經(jīng)典且最具影響力的基礎(chǔ)理論工具之一。TRA由 Fishbein等［19］于1975年初創(chuàng)，該理論有4個(gè)核心變量，分別為行為、行為意愿、態(tài)度和主觀規(guī)范，行為指在一定時(shí)空和情境下，個(gè)體采取的有指向性的現(xiàn)實(shí)行動(dòng);行為意愿指?jìng)€(gè)體采取某特定行為的傾向程度;態(tài)度指?jìng)€(gè)體對(duì)某特定行為積極或消極的情感評(píng)價(jià);主觀規(guī)范指?jìng)€(gè)體在決定是否采取某特定行為時(shí)所感知到的社會(huì)壓力。依據(jù)TRA，個(gè)體對(duì)某種行為的態(tài)度和主觀規(guī)范決定了其行為的意愿，而個(gè)體行為的意愿又進(jìn)一步?jīng)Q定了個(gè)體是否會(huì)發(fā)生該行為。由于TRA遵循意愿→行為的研究范式，即假定個(gè)體對(duì)某種行為的意愿可以有效預(yù)測(cè)該行為的發(fā)生，因此本研究將個(gè)體知識(shí)共享的意愿作為結(jié)果變量，側(cè)重從內(nèi)外生激勵(lì)的視角探究如何增進(jìn)個(gè)體知識(shí)共享的意愿。

在知識(shí)共享的情境中，知識(shí)共享的意愿特指?jìng)€(gè)體愿意與他人共享知識(shí)的主觀傾向程度;知識(shí)共享的態(tài)度特指?jìng)€(gè)體對(duì)知識(shí)共享行為積極或消極的情感評(píng)價(jià);而知識(shí)共享的主觀規(guī)范特指?jìng)€(gè)體在決定是否采取知識(shí)共享行為時(shí)預(yù)期的社會(huì)壓力，即對(duì)外界重要關(guān)系人或群體是否贊同其發(fā)生知識(shí)共享行為的感知。由TRA可知，個(gè)體知識(shí)共享的意愿取決于個(gè)體對(duì)知識(shí)共享的態(tài)度和主觀規(guī)范。當(dāng)個(gè)體對(duì)知識(shí)共享持有的態(tài)度越積極時(shí)，或當(dāng)個(gè)體對(duì)外界期望自身進(jìn)行知識(shí)共享的感知越強(qiáng)烈時(shí)，個(gè)體知識(shí)共享的意愿就越強(qiáng)烈［20］。在知識(shí)共享領(lǐng)域，已有一些研究檢驗(yàn)了個(gè)體知識(shí)共享的意愿與知識(shí)共享的態(tài)度以及知識(shí)共享的意愿與主觀規(guī)范之間的關(guān)系。Ryu等［21］研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)護(hù)人員知識(shí)共享的態(tài)度與其知識(shí)共享的意愿存在積極的正向關(guān)系;Bock等［7］對(duì)467名韓國(guó)公共組織員工的研究證實(shí)，知識(shí)共享的意愿分別與知識(shí)共享的態(tài)度和主觀規(guī)范顯著正相關(guān);Hsu等［22］對(duì)網(wǎng)民參與博客共享知識(shí)的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體對(duì)參與博客分享知識(shí)的態(tài)度會(huì)直接積極影響其在博客中共享知識(shí)的意愿。由此，本研究提出假設(shè)。

H1個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度正向影響個(gè)體知識(shí)共享的意愿。

H2個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范正向影響個(gè)體知識(shí)共享的意愿。

3.2 內(nèi)生激勵(lì)與知識(shí)共享的態(tài)度

從內(nèi)外生激勵(lì)的定義可知，外生激勵(lì)源自個(gè)體所屬的外部環(huán)境，強(qiáng)調(diào)個(gè)體行為受到外部控制，屬于外界影響范疇;內(nèi)生激勵(lì)源自個(gè)體自身，強(qiáng)調(diào)個(gè)體行為應(yīng)受自我控制，屬于內(nèi)部影響范疇。結(jié)合TRA理論，外界影響因素主要通過(guò)作用于個(gè)體的主觀規(guī)范進(jìn)而影響個(gè)體行為意愿，內(nèi)部影響因素主要通過(guò)作用于個(gè)體的行為態(tài)度進(jìn)而影響個(gè)體的行為意愿。由此可以推斷，內(nèi)生激勵(lì)與個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度密切相關(guān)，外生激勵(lì)與個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范密切相關(guān)。本研究主要分析內(nèi)生激勵(lì)與知識(shí)共享的態(tài)度之間以及外生激勵(lì)與知識(shí)共享的主觀規(guī)范之間的關(guān)系。

依據(jù) Deci［8］的認(rèn)知評(píng)價(jià)理論，內(nèi)生激勵(lì)源自個(gè)體對(duì)自我感知的需求。個(gè)體在與外界環(huán)境交互的過(guò)程中之所以會(huì)表現(xiàn)出充滿活力、好學(xué)、挑戰(zhàn)自我等特征，主要是因?yàn)閭€(gè)體需要感覺(jué)到自己能勝任或掌控外界環(huán)境，這種自我感知的需求在后續(xù)的學(xué)術(shù)研究中被進(jìn)一步界定為自我效能。因此，本研究選擇知識(shí)共享的自我效能作為內(nèi)生激勵(lì)的代理變量之一。在知識(shí)共享領(lǐng)域，一些學(xué)者的研究表明，知識(shí)共享的自我效能有助于激勵(lì)個(gè)體與同事共享知識(shí)。Constant等［23］研究表明，自我效能高的個(gè)體往往對(duì)自己共享的知識(shí)充滿信心，并且更傾向于參與復(fù)雜的知識(shí)共享行為;Bock等［5］研究證實(shí)，個(gè)體自我效能的感知對(duì)其知識(shí)共享的態(tài)度有顯著的正向作用;Quigley等［24］認(rèn)為，高度的知識(shí)共享自我效能有助于讓個(gè)體相信他們的知識(shí)能夠幫助同事解決工作難題，進(jìn)而產(chǎn)生更為積極的共享態(tài)度;Tohidinia等［25］發(fā)現(xiàn)，在伊朗個(gè)體的自我效能會(huì)積極促進(jìn)個(gè)體的知識(shí)共享態(tài)度?；谏鲜龇治?，本研究提出假設(shè)。

H3知識(shí)共享的自我效能正向影響個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度。

依據(jù)組織公民行為理論，內(nèi)生激勵(lì)還可能源自個(gè)體對(duì)利他主義的需求。利他動(dòng)機(jī)下的行為純粹旨在幫助他人而非圖謀私人回報(bào)，是一種無(wú)條件的主動(dòng)承擔(dān)責(zé)任的行為。個(gè)體之所以會(huì)產(chǎn)生利他主義的需求，是因?yàn)閭€(gè)體在幫助他人的過(guò)程中會(huì)產(chǎn)生內(nèi)在愉悅感。因此，本研究選擇助人的愉悅感作為研究?jī)?nèi)生激勵(lì)的另一個(gè)代理變量。在知識(shí)共享領(lǐng)域，有少數(shù)學(xué)者對(duì)助人的愉悅感(或利他主義)進(jìn)行研究。Wei等［26］研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體之所以會(huì)共享知識(shí)是因?yàn)閹椭藭?huì)使個(gè)體自我感覺(jué)良好;Wasko等［27］認(rèn)為，員工之所以會(huì)發(fā)生共享知識(shí)行為在很大程度上是因?yàn)樗麄兂两谥说挠鋹偢?Hsu等［22］發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在博客與陌生群體共享知識(shí)的一個(gè)重要原因是可以獲得幫助他人的機(jī)會(huì);Lin［28］研究證實(shí)，助人的愉悅感與個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度之間存在顯著的正向關(guān)系。由此，本研究提出假設(shè)。

H4助人的愉悅感正向影響個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度。

3.3 外生激勵(lì)與知識(shí)共享的主觀規(guī)范

外生激勵(lì)之所以生效是基于個(gè)體對(duì)行為發(fā)生后回報(bào)的預(yù)期。在知識(shí)共享的情境中，個(gè)體與他人共享知識(shí)以滿足組織或外界關(guān)系人的知識(shí)需求，組織或外界關(guān)系人對(duì)個(gè)體知識(shí)共享行為進(jìn)行評(píng)價(jià)，給予個(gè)體相應(yīng)的獎(jiǎng)勵(lì)以滿足個(gè)體的需求，這一邏輯顯然與交換理論(經(jīng)濟(jì)交換和社會(huì)交換)的原理不謀而合。當(dāng)個(gè)體共享知識(shí)是為了獲得物質(zhì)回報(bào)，則屬于經(jīng)濟(jì)交換的范疇;當(dāng)個(gè)體共享知識(shí)是為了獲得長(zhǎng)期互利互惠的關(guān)系，則屬于社會(huì)交換的范疇。基于此，本研究分別選擇期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)和期望的互惠關(guān)系作為外生激勵(lì)的兩個(gè)代理變量。

由經(jīng)濟(jì)交換理論可知，物質(zhì)利益會(huì)驅(qū)使個(gè)體知識(shí)共享行為的產(chǎn)生。具體而言，個(gè)體為了能從組織獲得自身期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，作為交換，個(gè)體會(huì)進(jìn)行組織期望的知識(shí)共享行為，組織對(duì)個(gè)體知識(shí)共享行為的績(jī)效進(jìn)行考核，考核結(jié)果的高低決定個(gè)體獲得物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)的多少。由此不難發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)有告知或暗示的功效［29］，是一種組織施加于個(gè)體的外界影響力(或壓力)。通過(guò)對(duì)個(gè)體的知識(shí)共享行為設(shè)置相應(yīng)的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，組織可以讓員工明確地感受到知識(shí)共享是一種組織倡導(dǎo)的行為，進(jìn)而積極作用于個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范。由此，本研究提出假設(shè)。

H5期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)正向影響個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范。

依據(jù)社會(huì)交換的原理，交換關(guān)系不僅涉及經(jīng)濟(jì)資源(如金錢)，還會(huì)涉及社會(huì)情感資源(如互惠關(guān)系、信任)等。一些知識(shí)共享的相關(guān)研究表明，互惠關(guān)系能有效地促進(jìn)個(gè)體間的知識(shí)共享。Lin［28］發(fā)現(xiàn)互惠關(guān)系對(duì)員工的知識(shí)共享意愿有顯著的積極作用;Chennamaneni［30］研究表明，感知的互惠關(guān)系與知識(shí)共享行為呈正相關(guān)關(guān)系;Thorn等［31］通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，互惠關(guān)系有利于激勵(lì)人們向知識(shí)庫(kù)貢獻(xiàn)知識(shí)。

本研究認(rèn)為，期望的互惠關(guān)系之所以能產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)是因?yàn)閭€(gè)體期待自己善意的行為可以換取他人未來(lái)善意的回報(bào);反之同理，個(gè)體也會(huì)擔(dān)心自身惡意的行為可能招致他人未來(lái)惡意的報(bào)復(fù)。用中國(guó)傳統(tǒng)文化表述即為善有善報(bào)、惡有惡報(bào)。由此不難分析，此時(shí)個(gè)體之所以會(huì)與他人共享知識(shí)是為了獲得善報(bào)，避免惡報(bào)，并非一定對(duì)知識(shí)共享行為本身存有喜好。出于情感屈從心理或親社會(huì)的心理，個(gè)體會(huì)從事他人期望的知識(shí)共享行為，以獲取與他人長(zhǎng)期的互利互惠關(guān)系。綜上分析，互惠關(guān)系也是外界賦予個(gè)體的一種潛在的社會(huì)壓力，當(dāng)個(gè)體相信其能通過(guò)與他人共享知識(shí)而獲得互惠關(guān)系時(shí)，個(gè)體會(huì)產(chǎn)生積極的知識(shí)共享的主觀規(guī)范。由此，本研究提出假設(shè)。

H6期望的互惠關(guān)系正向影響個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范。

3.4 內(nèi)外生激勵(lì)在知識(shí)共享中的擁擠效應(yīng)

如果外生激勵(lì)與內(nèi)生激勵(lì)相互獨(dú)立，組織就可以分別運(yùn)用兩種激勵(lì)的優(yōu)勢(shì)設(shè)計(jì)激勵(lì)組合。然而來(lái)自社會(huì)心理學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究表明，在某些情況下，組織必須在兩種激勵(lì)之間進(jìn)行權(quán)衡，因?yàn)閮煞N激勵(lì)之間存在擁擠效用，即當(dāng)組織把外部報(bào)酬作為對(duì)個(gè)體工作行為的激勵(lì)時(shí)，個(gè)體從工作行為本身獲得的內(nèi)部獎(jiǎng)勵(lì)就會(huì)減少。這一現(xiàn)象在社會(huì)心理學(xué)中被稱為獎(jiǎng)勵(lì)的隱性成本或外生激勵(lì)的腐蝕效應(yīng)，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中被稱為外生激勵(lì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)的擠出效應(yīng)。

在知識(shí)共享的具體情境，少數(shù)學(xué)者也關(guān)注到內(nèi)生激勵(lì)被外生激勵(lì)削減的問(wèn)題。Osterloh等［32］認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體在組織內(nèi)部共享知識(shí)時(shí)，內(nèi)生激勵(lì)比外生激勵(lì)發(fā)揮著更為重要的作用，不恰當(dāng)?shù)耐馍?lì)會(huì)削弱個(gè)體進(jìn)行知識(shí)共享的內(nèi)生動(dòng)機(jī);Baker［33］也認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)會(huì)導(dǎo)致員工偏向于顯性知識(shí)的轉(zhuǎn)移，并會(huì)削減個(gè)體在非正式場(chǎng)合的知識(shí)轉(zhuǎn)移行為;柯江林等［34］用經(jīng)濟(jì)學(xué)模型證明，組織對(duì)員工知識(shí)共享行為進(jìn)行直接的顯性激勵(lì)(經(jīng)濟(jì)學(xué)中的顯性激勵(lì)通常是指金錢激勵(lì))會(huì)產(chǎn)生激勵(lì)扭曲問(wèn)題;謝荷鋒等［35］的實(shí)證研究表明，以經(jīng)濟(jì)獎(jiǎng)勵(lì)為代表的外生激勵(lì)會(huì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)?；谏鲜龇治觯狙芯客茢嘣谥R(shí)共享的過(guò)程中，不當(dāng)?shù)耐馍?lì)會(huì)侵蝕內(nèi)生激勵(lì)的功效，進(jìn)而提出假設(shè)。

H7外生激勵(lì)在內(nèi)生激勵(lì)與個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度之間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H7a當(dāng)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)越強(qiáng)時(shí)，知識(shí)共享的自我效能與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越弱;當(dāng)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)越弱時(shí)，知識(shí)共享的自我效能與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越強(qiáng)。

H7b當(dāng)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)越強(qiáng)時(shí)，助人的愉悅感與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越弱;當(dāng)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)越弱時(shí)，助人的愉悅感與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越強(qiáng)。

H7c當(dāng)期望的互惠關(guān)系越強(qiáng)時(shí)，知識(shí)共享的自我效能與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越弱;當(dāng)期望的互惠關(guān)系越弱時(shí)，知識(shí)共享的自我效能與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越強(qiáng)。

H7d當(dāng)期望的互惠關(guān)系越強(qiáng)時(shí)，助人的愉悅感與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越弱;當(dāng)期望的互惠關(guān)系越弱時(shí)，助人的愉悅感與知識(shí)共享的態(tài)度之間的關(guān)系越強(qiáng)。

本研究理論模型、研究假設(shè)及運(yùn)用的基礎(chǔ)理論匯總?cè)鐖D1所示。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 量表設(shè)計(jì)

本研究采取問(wèn)卷調(diào)查的研究方法。為了確保測(cè)量的信度和效度，本研究中各變量的測(cè)量題項(xiàng)均源自相關(guān)研究的成熟量表。知識(shí)共享的意愿、態(tài)度、主觀規(guī)范和期望的互惠關(guān)系的測(cè)量題項(xiàng)源自Bock等［5］的研究，用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量知識(shí)共享的意愿，如“我愿意與其他同事更頻繁地共享我的工作經(jīng)驗(yàn)及體會(huì)”等;用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量知識(shí)共享的態(tài)度，如“我與其他同事共享知識(shí)是一種有益的行為”;用6個(gè)題項(xiàng)測(cè)量知識(shí)共享的主觀規(guī)范，如“我的上級(jí)認(rèn)為我應(yīng)該與其他同事共享知識(shí)”等;用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量期望的互惠關(guān)系，如“我與同事知識(shí)共享，將增進(jìn)我與同事之間的關(guān)系”等。測(cè)量期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)和知識(shí)共享的自我效能的題項(xiàng)源自Lin［28］的研究，用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，如“與同事共享知識(shí)會(huì)增加我獲得更高薪水的可能性”等;用4個(gè)題項(xiàng)測(cè)量知識(shí)共享的自我效能，如“我自信能夠向其他同事提供他們認(rèn)為有價(jià)值的知識(shí)”等。測(cè)量助人的愉悅感的題項(xiàng)源自Chennamaneni［30］的研究，有4個(gè)題項(xiàng)，如“我很享受通過(guò)共享知識(shí)來(lái)幫助我的同事”等。

量表翻譯采用背對(duì)背的雙語(yǔ)翻譯，以確保中文量表能真實(shí)反映原始英文量表。具體操作過(guò)程為，①將相關(guān)原始英文量表翻譯成中文;②將中文量表回譯成英文;③對(duì)比回譯的英文量表與原始的英文量表，發(fā)現(xiàn)二者在語(yǔ)言表述上并無(wú)顯著差異。

4.2 樣本選擇和數(shù)據(jù)收集

本研究的調(diào)查對(duì)象為知識(shí)型員工，具體為企業(yè)的技術(shù)研發(fā)人員和職能管理人員。鑒于時(shí)空和人力等客觀因素制約，本研究的調(diào)研工作主要集中在南京地區(qū)，涉及的行業(yè)包含通訊、制造、咨詢、建筑設(shè)計(jì)和軟件開(kāi)發(fā)。問(wèn)卷的發(fā)放和回收主要采取自行上門、當(dāng)場(chǎng)發(fā)放和回收的方式，以確保問(wèn)卷的回收率。共發(fā)放問(wèn)卷250份，實(shí)際回收179份，回收率為71.600%;剔除無(wú)效問(wèn)卷52份，實(shí)際有效回收率為50.800%。127份有效問(wèn)卷的樣本特征分布如表1所示。

4.3 數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

本研究采用驗(yàn)證性因子分析(CFA)對(duì)樣本的數(shù)據(jù)質(zhì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的內(nèi)容涉及潛變量的信度、聚合效度和區(qū)分效度。信度采用建構(gòu)信度(construct reliability，CR)計(jì)算，聚合效度采用潛變量提取平均方差抽取量(average variance extracted，AVE)計(jì)算。依據(jù) Bagozzi等［36］的建議，CR值應(yīng)大于0.600，AVE值應(yīng)大于0.500。依據(jù) Fornell等［37］的建議，區(qū)分效度可采用潛變量的AVE平方根與該潛變量及其他潛變量間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行比較，如果前者遠(yuǎn)大于后者，表明不同潛變量之間具有區(qū)分效度。

表2給出各變量信度和聚合效度的檢驗(yàn)結(jié)果。由表2可知，本研究中7個(gè)變量的CR值介于0.793～0.960之間，均大于閾值0.600;各變量的 Cronbach's α值介于0.792～0.959之間，均大于閾值0.700，表明變量的信度較高。與此同時(shí)，各變量的AVE值介于0.511～0.856之間，均大于標(biāo)準(zhǔn)閾值0.500，表明各變量具有良好的聚合效度。

表3給出各變量區(qū)分效度和相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果。由表3可知，本研究中各變量的AVE平方根均明顯大于其與其他變量之間的相關(guān)系數(shù)，表明7個(gè)變量之間具有較好的區(qū)分效度，并且各變量間的相關(guān)程度較高，為下文驗(yàn)證各變量間的相互關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。

5 數(shù)據(jù)分析和假設(shè)檢驗(yàn)

5.1 內(nèi)外生激勵(lì)對(duì)知識(shí)共享作用路徑檢驗(yàn)

采用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)本研究模型中的H1～H6進(jìn)行檢驗(yàn)，參數(shù)估計(jì)采用極大似然法，使用的軟件為AMOS 17.0。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive Statistics

表2 信度和聚合效度檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Test Results of Reliabilities and Convergent Validities

表3 區(qū)分效度和相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Test Results of Discriminant Validities and Correlations

本研究判定假設(shè)檢驗(yàn)關(guān)系成立與否的標(biāo)準(zhǔn)為，路徑系數(shù)的顯著性水平p＜0.100為弱顯著，假設(shè)部分成立;路徑系數(shù)的顯著性水平p＜0.050為顯著，假設(shè)成立。依據(jù)此標(biāo)準(zhǔn)，H1～H6的檢驗(yàn)結(jié)果如下。①知識(shí)共享的態(tài)度和主觀規(guī)范與知識(shí)共享的意愿間的路徑回歸系數(shù)分別為0.572和0.338，且均在0.010水平顯著，表明H1和H2成立。②知識(shí)共享的自我效能與知識(shí)共享的態(tài)度間的路徑回歸系數(shù)為0.237，在0.050水平顯著，表明H3成立;助人的愉悅感與知識(shí)共享的態(tài)度間的路徑回歸系數(shù)為0.607，在0.010水平顯著，表明H4成立。③期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)與知識(shí)共享的主觀規(guī)范間的路徑回歸系數(shù)為0.152且并不顯著，表明H5不成立;期望的互惠關(guān)系與知識(shí)共享的主觀規(guī)范間的路徑回歸系數(shù)為0.303，在0.010水平顯著，表明H6成立。

H1成立，說(shuō)明個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度對(duì)個(gè)體知識(shí)共享的意愿存在積極的影響。H3和 H4成立，說(shuō)明知識(shí)共享的自我效能和助人的愉悅感分別對(duì)個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度存在積極的影響。由此可見(jiàn)，內(nèi)生激勵(lì)因素(知識(shí)共享的自我效能和助人的愉悅感)是通過(guò)作用于個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度進(jìn)而影響個(gè)體知識(shí)共享的意愿，這一結(jié)論 與 Bock 等［5］、Quigley 等［24］、Hsu 等［22］和 Lin［28］的研究結(jié)論相吻合。與此同時(shí)，本研究發(fā)現(xiàn)，雖然知識(shí)共享的自我效能和助人的愉悅感都會(huì)對(duì)知識(shí)共享的態(tài)度產(chǎn)生積極影響，但助人的愉悅感對(duì)知識(shí)共享態(tài)度的影響力(β=0.607)遠(yuǎn)高于知識(shí)共享的自我效能對(duì)知識(shí)共享態(tài)度的影響力(β=0.237)，這一現(xiàn)象表明，知識(shí)共享的態(tài)度與個(gè)體與生俱來(lái)的人格特質(zhì)密切相關(guān)。

H2成立，說(shuō)明個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范對(duì)個(gè)體知識(shí)共享的意愿存在積極的影響。H6成立，說(shuō)明期望的互惠關(guān)系對(duì)個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范存在積極的影響。由此可見(jiàn)，作為外生激勵(lì)因素的代理變量，期望的互惠關(guān)系是通過(guò)作用于個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范進(jìn)而影響個(gè)體知識(shí)共享的意愿。但遺憾的是H5(期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)與個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范之間的正向關(guān)系)沒(méi)有得到支持，對(duì)此現(xiàn)象本研究嘗試做出如下解釋。①在現(xiàn)實(shí)的企業(yè)運(yùn)營(yíng)中，知識(shí)共享行為并非員工工作職責(zé)范圍內(nèi)的行為，而是一種角色外行為。所以個(gè)體間的知識(shí)共享更多依賴于人際互動(dòng)的社會(huì)交換［5］，而非個(gè)體與組織之間的經(jīng)濟(jì)交換。②物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)生效的前提是企業(yè)可以對(duì)員工的知識(shí)共享行為做出公正的評(píng)價(jià)，并依據(jù)評(píng)價(jià)的結(jié)果給予員工相應(yīng)的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)［10，14］。換言之，員工的知識(shí)共享行為應(yīng)納入到企業(yè)常規(guī)的績(jī)效考核機(jī)制之中。然而在實(shí)地調(diào)研的過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，大部分企業(yè)很難做到這一點(diǎn)，其原因有二。首先，知識(shí)本身的客觀屬性(如隱性、復(fù)雜性、嵌入性等)使企業(yè)難以通過(guò)透明合理的市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制對(duì)員工共享的知識(shí)進(jìn)行客觀估價(jià);其次，個(gè)體間的知識(shí)共享經(jīng)常發(fā)生于非正式場(chǎng)合中，具有較強(qiáng)的偶發(fā)性和自由性，使企業(yè)難以對(duì)該行為進(jìn)行實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)和記錄。如果企業(yè)在現(xiàn)實(shí)中并沒(méi)有將知識(shí)共享行為納入常規(guī)考核機(jī)制并對(duì)員工的知識(shí)共享進(jìn)行適宜的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，那么物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)自然就難以成為員工期望的主要激勵(lì)因素，物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)對(duì)員工主觀規(guī)范的導(dǎo)向作用必然受阻。

5.2 內(nèi)生激勵(lì)因素?fù)頂D效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用層次回歸分析檢驗(yàn)外生激勵(lì)因素在內(nèi)生激勵(lì)因素與知識(shí)共享的態(tài)度之間的調(diào)節(jié)作用(H7a～H7d)，擁擠效應(yīng)由外生激勵(lì)因素與內(nèi)生激勵(lì)因素的交互項(xiàng)來(lái)體現(xiàn)，使用SPSS 17.0軟件。依據(jù)Baron等［42］的建議，首先將控制變量和自變量加入回歸方程，然后加入調(diào)節(jié)變量，最后加入交互項(xiàng)。通過(guò)層次回歸分析，以交互項(xiàng)是否顯著來(lái)判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在。

(1)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表4給出期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。表4中，M1為控制變量(性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位等級(jí)和所屬部門)、自變量(知識(shí)共享的自我效能)與因變量(知識(shí)共享的態(tài)度)的回歸分析結(jié)果，M2為在M1基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)變量(期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì))的回歸分析結(jié)果，M3為在M2基礎(chǔ)上增加交互項(xiàng)(知識(shí)共享的自我效能 ×期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì))的回歸分析結(jié)果。由表4可知，M3交互項(xiàng)的回歸系數(shù)β=-0.059，顯著水平p＜ 0.100，并且比較M2和M3的R2，ΔR2改變顯著，ΔR2=0.024，ΔF=22.734，p＜ 0.050，表明H7a成立。

表4中，M4為控制變量(性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位等級(jí)和所屬部門)、自變量(助人的愉悅感)與因變量(知識(shí)共享的態(tài)度)的回歸分析結(jié)果，M5為在M4基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)變量(期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì))的回歸分析結(jié)果，M6為在M5基礎(chǔ)上增加交互項(xiàng)(助人的愉悅感×期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì))的回歸分析結(jié)果。由表4可知，M6交互項(xiàng)的回歸系數(shù)β=-0.086，顯著水平p＜ 0.010，并且比較M5和M6的R2，ΔR2改變顯著，ΔR2=0.009，ΔF=9.589，p＜ 0.010，表明 H7b成立。

H7a和H7b成立，說(shuō)明在知識(shí)共享中期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，即不當(dāng)?shù)奈镔|(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)會(huì)損害內(nèi)生激勵(lì)，這一結(jié)論與 Osterloh等［32］、柯江林等［34］和謝荷鋒等［35］的研究結(jié)論相吻合。由內(nèi)生激勵(lì)的內(nèi)涵可知，內(nèi)生激勵(lì)取決于個(gè)體對(duì)自身行為控制的感知，如果個(gè)體感覺(jué)到行為的發(fā)生是出于外部的影響(外生激勵(lì))，那么個(gè)體對(duì)自我控制的認(rèn)知會(huì)下降，個(gè)體的內(nèi)生激勵(lì)就有減少供給的傾向。具體到知識(shí)共享情境中，如果個(gè)體認(rèn)為必須要履行知識(shí)共享行為才能得到物質(zhì)回報(bào)，個(gè)體會(huì)感覺(jué)自身的知識(shí)共享行為受到組織的操控(與組織的懲罰一樣，物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)也是一種變向的組織操控個(gè)體行為的機(jī)制)，這就會(huì)使個(gè)體失去對(duì)知識(shí)共享行為本身的興趣和熱情。

(2)期望的互惠關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表5給出期望的互惠關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。表5中，M7為控制變量(性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位等級(jí)和所屬部門)、自變量(知識(shí)共享的自我效能)與因變量(知識(shí)共享的態(tài)度)的回歸分析結(jié)果，M8為在M7基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)變量(期望的互惠關(guān)系)的回歸分析結(jié)果，M9為在M8基礎(chǔ)上增加交互項(xiàng)(知識(shí)共享的自我效能 ×期望的互惠關(guān)系)的回歸分析結(jié)果。由表5可知，M9交互項(xiàng)的回歸系數(shù)β=0.101，顯著水平p＜ 0.100，并且比較M8和M9的R2，ΔR2改變顯著，ΔR2=0.010，ΔF=10.726，p＜ 0.050，說(shuō)明此時(shí)存在互惠關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。但由于β呈現(xiàn)出與H7c相反的正向關(guān)系，所以H7c并未得到支持。

表5中，M10為控制變量(性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位等級(jí)和所屬部門)、自變量(助人的愉悅感)與因變量(知識(shí)共享的態(tài)度)的回歸分析結(jié)果，M11為在M10基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)變量(期望的互惠關(guān)系)的回歸分析結(jié)果，M12為在M11基礎(chǔ)上增加交互項(xiàng)(助人的愉悅感×期望的互惠關(guān)系)后的回歸分析結(jié)果。由表5可知，M12交互項(xiàng)的回歸系數(shù)β=0.048，顯著水平p＜ 0.100，并且比較M11和 M12的R2，ΔR2改變顯著，ΔR2=0.003，ΔF=4.572，p＜ 0.100，說(shuō)明此時(shí)存在互惠關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。同樣由于β呈現(xiàn)出與H7d相反的正向關(guān)系，所以H7d也沒(méi)有得到支持。

H7c和H7d的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，在知識(shí)共享中，期望的互惠關(guān)系對(duì)內(nèi)生激勵(lì)產(chǎn)生擠入效應(yīng)。對(duì)此，本研究借鑒 Deci［8］的認(rèn)知評(píng)價(jià)理論對(duì)該結(jié)論作出如下解釋。依據(jù)認(rèn)知評(píng)價(jià)理論，外生激勵(lì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)有雙重功效，即控制功效和告知功效，而個(gè)體對(duì)外生激勵(lì)信息反饋的感知決定了外生激勵(lì)到底會(huì)正向或負(fù)向作用于內(nèi)生激勵(lì)。具體而言，當(dāng)外生激勵(lì)被個(gè)體視為外界對(duì)其行為的控制時(shí)，個(gè)體的內(nèi)生激勵(lì)會(huì)下降，此時(shí)外生激勵(lì)發(fā)揮了控制功效;當(dāng)外生激勵(lì)被個(gè)體視為外界對(duì)其行為表現(xiàn)的積極信息反饋時(shí)，個(gè)體的內(nèi)生激勵(lì)會(huì)上升，此時(shí)外生激勵(lì)發(fā)揮了告知功效。本研究認(rèn)為，由于基于經(jīng)濟(jì)交換的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)帶有明顯的組織控制烙印，所以會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng);而基于社會(huì)交換的互惠關(guān)系則是一種人情信息的傳達(dá)(個(gè)體將知識(shí)共享當(dāng)做對(duì)他人的情感饋贈(zèng)以換取他人后期善意的回報(bào))，在注重禮尚往來(lái)的中國(guó)文化背景下，互惠關(guān)系更多地發(fā)揮了告知功效，并不改變個(gè)體對(duì)行為歸因的判斷，所以產(chǎn)生擠入效應(yīng)。

另外，表4和表5的數(shù)據(jù)顯示，各變量的容許度TOLi值在0.469～0.963之間，均大于標(biāo)準(zhǔn)閾值0.100;各變量的方差膨脹因子VIF值在1.039～2.133之間，均小于標(biāo)準(zhǔn)閾值10。因此，可以判定樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題，模型的回歸分析結(jié)果可以接受。

本研究所有假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果匯總?cè)绫?所示。

6 結(jié)論

本研究將激勵(lì)因素劃分為內(nèi)生激勵(lì)和外生激勵(lì)，從經(jīng)濟(jì)交換理論、社會(huì)交換理論、認(rèn)知評(píng)價(jià)理論和組織公民理論等基礎(chǔ)理論視角，選取影響知識(shí)共享的內(nèi)外生激勵(lì)因素，運(yùn)用TRA構(gòu)建外生激勵(lì)因素和內(nèi)生激勵(lì)因素對(duì)知識(shí)共享作用機(jī)制的理論模型，通過(guò)問(wèn)卷調(diào)研和數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，得到如下研究結(jié)果。

續(xù)表4

(1)個(gè)體的知識(shí)共享的態(tài)度和主觀規(guī)范對(duì)個(gè)體知識(shí)共享的意愿產(chǎn)生積極影響;

(2)知識(shí)共享的自我效能和助人的愉悅感(內(nèi)生激勵(lì)因素)通過(guò)作用于個(gè)體知識(shí)共享的態(tài)度進(jìn)而積極影響個(gè)體知識(shí)共享的意愿;

(3)期望的互惠關(guān)系(外生激勵(lì)因素)通過(guò)作用于個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范進(jìn)而積極影響個(gè)體知識(shí)共享的意愿;

(4)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)(外生激勵(lì)因素)與個(gè)體知識(shí)共享的主觀規(guī)范之間不存在顯著關(guān)系;

(5)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)因素的功效產(chǎn)生擠出效應(yīng);

(6)期望的互惠關(guān)系對(duì)內(nèi)生激勵(lì)因素的功效產(chǎn)生擠入效應(yīng)。

由此可見(jiàn)，內(nèi)外生激勵(lì)因素對(duì)個(gè)體知識(shí)共享意愿的作用路徑并不相同，并且在知識(shí)共享意愿產(chǎn)生過(guò)程中，不同的外生激勵(lì)因素對(duì)內(nèi)生激勵(lì)因素的功效起到不同方向的調(diào)節(jié)作用。

鑒于知識(shí)共享的自我效能、助人的愉悅感和期望的互惠關(guān)系有助于促進(jìn)個(gè)體間的知識(shí)共享，并且期望的互惠關(guān)系對(duì)內(nèi)生激勵(lì)存在擠入效應(yīng)，本研究提出如下建議。①注重對(duì)員工知識(shí)共享行為的信息反饋，通過(guò)改變員工對(duì)自身知識(shí)的價(jià)值判斷和共享能力的績(jī)效感知，提升員工的知識(shí)共享自我效能;②在組織內(nèi)部大力倡導(dǎo)組織公民行為，積極培育員工的利他主義精神，并讓員工知曉與他人共享知識(shí)是一種助人為樂(lè)的行為;③致力于在組織中打造和諧的人際氛圍，盡可能為員工間的社會(huì)互動(dòng)創(chuàng)造良好的條件和機(jī)會(huì)，通過(guò)增進(jìn)員工間的相互了解和信任，培育員工間的互惠關(guān)系。另外，本研究發(fā)現(xiàn)期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，并且期望的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)與知識(shí)共享的主觀規(guī)范之間的正向關(guān)系沒(méi)有得到驗(yàn)證，因此建議管理者重新審視物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)的激勵(lì)效用，并且慎用正式的物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)作為個(gè)體知識(shí)共享的報(bào)酬。

本研究基于多個(gè)經(jīng)典基礎(chǔ)理論選取具有代表性的內(nèi)外生激勵(lì)因素，運(yùn)用TRA構(gòu)建內(nèi)外生激勵(lì)因素與知識(shí)共享的理論模型，這種多學(xué)科理論的融合運(yùn)用不僅有助于從廣闊的視角客觀解讀個(gè)體知識(shí)共享的發(fā)生機(jī)制，而且有利于增進(jìn)本研究理論模型和研究結(jié)論的解釋力度;本研究細(xì)致描繪了兩種類型激勵(lì)因素對(duì)知識(shí)共享的不同作用路徑，這一舉措不僅有助于深入了解在不同類型激勵(lì)因素作用下個(gè)體知識(shí)共享意愿會(huì)如何產(chǎn)生，而且在一定程度上彌補(bǔ)了前人研究過(guò)于籠統(tǒng)的不足;本研究系統(tǒng)剖析了知識(shí)共享情景中兩種不同類型激勵(lì)因素之間的相互作用關(guān)系，這一舉措對(duì)知識(shí)共享激勵(lì)研究至關(guān)重要，因?yàn)槿绻雎粤送馍?lì)與內(nèi)生激勵(lì)間的交互作用會(huì)導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論，即鑒于內(nèi)外生激勵(lì)因素都可促進(jìn)知識(shí)共享，所以組織應(yīng)同時(shí)將兩種激勵(lì)因素兼而用之。但本研究發(fā)現(xiàn)，在知識(shí)共享情境中，外生激勵(lì)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)具有雙重調(diào)節(jié)功效，即不當(dāng)?shù)耐馍?lì)因素(如物質(zhì)獎(jiǎng)酬)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而適宜的外生激勵(lì)因素(如互惠關(guān)系)對(duì)內(nèi)生激勵(lì)產(chǎn)生擠入效應(yīng)。

由于人力、財(cái)力和時(shí)間的限制，本研究的實(shí)證檢驗(yàn)存在一定的局限性，如樣本企業(yè)均源自南京地區(qū)，削減了研究結(jié)論的外部效度;研究數(shù)據(jù)在同一時(shí)間采集，橫截面數(shù)據(jù)分析難以嚴(yán)格驗(yàn)證各變量間的因果關(guān)系;采用自我匯報(bào)的方式測(cè)量變量可能會(huì)產(chǎn)生一定程度的同源方法偏差。建議后續(xù)研究進(jìn)一步改良研究設(shè)計(jì)以檢驗(yàn)本研究結(jié)論。

表5 期望的互惠關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Test Results of Moderating Effects of Anticipated Reciprocal Relationships

續(xù)表5

表6 假設(shè)檢驗(yàn)匯總Table 6 Results of Hypothesis Testing

［1］Joia L A，Lemos B.Relevant factors for tacit knowledge transfer within organisations［J］.Journal of Knowledge Management，2010，14(3):410-427.

［2］Alavi M.Managing organizational knowledge［M］∥Zmud R W.Framing the Domains of IT Management:Projecting the Future through the Past.Cincinnati:Pinnaflex Educational Resources，Inc.，2000:15-28.

［3］Haas M R，Hansen M T.Different knowledge，different benefits:Toward a productivity perspective on knowledge sharing in organizations［J］.Strategic Management Journal，2007，28(11):1133-1153.

［4］馮帆，廖飛，楊忠.個(gè)體動(dòng)機(jī)、激勵(lì)選擇與個(gè)體向組織的知識(shí)轉(zhuǎn)移［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2007，29(13):51-55.Feng Fan，Liao Fei，Yang Zhong.Personal motivation，incentive choices and the knowledge transfer from individual to organization［J］.Economic Management，2007，29(13):51-55.(in Chinese)

［5］Bock G W，Zmud R W，Kim Y G，Lee J N.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.

［6］文鵬，廖建橋.國(guó)外知識(shí)共享動(dòng)機(jī)研究述評(píng)［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2008，29(11):92-96.Wen Peng，Liao Jianqiao.The research review concerning the knowledge sharing motivation abroad［J］.Science of Science and Management of S. ＆T.，2008，29(11):92-96.(in Chinese)

［7］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.

［8］Deci E L.Intrinsic motivation［M］.New York:Plenum Publishing，1975:1-30.

［9］金輝，吳潔，尹潔.內(nèi)生和外生視角下組織激勵(lì)問(wèn)題的研究綜述及展望［J］.江蘇科技大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版，2011，11(3):93-101.Jin Hui，Wu Jie，Yin Jie.On organization motivation issues in terms of extrinsic motivation and intrinsic motivation［J］.Journal of Jiangsu University of Science and Technology:Social Science Edition，2011，11(3):93-101.(in Chinese)

［10］Smith T W，Pittman T S.Reward，distraction，and the overjustification effect［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1978，36(5):565-572.

［11］Porter L W，Lawler E E.What job attitudes can tell us about employee motivation［J］.Harvard Business Review，1968，46(1):118-126.

［12］King W R，Marks P V，Jr.Motivating knowledge sharingthrough a knowledge managementsystem［J］.Omega:International Journal of Management Science，2008，36(1):131-146.

［13］Gagné M.A model of knowledge-sharing motivation［J］.Human Resource Management，2009，48(4):571-589.

［14］何會(huì)濤，彭紀(jì)生.基于員工 -組織關(guān)系視角的人力資源管理實(shí)踐、組織支持與知識(shí)共享問(wèn)題探討［J］.外國(guó)經(jīng)濟(jì)與管理，2008，30(12):52-58.He Huitao，Peng Jisheng.Research on HRM，organizational support and knowledge sharing based on employee-organization relationship perspective［J］.Foreign Economics ＆ Management，2008，30(12):52-58.(in Chinese)

［15］Siemsen E，Roth A V，Balasubramanian S.How motivation，opportunity，and ability drive knowledge sharing:The constraining-factor model［J］.Journal of Operations Management，2008，26(3):426-445.

［16］廖飛，馮帆，楊忠.組織激勵(lì)與知識(shí)員工的信息產(chǎn)出［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2008，30(1):11-16.Liao Fei，F(xiàn)eng Fan，Yang Zhong.Organizational incentives and information working outcome of employees:The property of knowledge as a moderator［J］.Economic Management，2008，30(1):11-16.(in Chinese)

［17］諸葛劍平.知識(shí)密集型組織內(nèi)實(shí)現(xiàn)知識(shí)共享的激勵(lì)策略選擇［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2008，29(5):86-89.Zhuge Jianping.The analysis on the individual-based incentive model for implementing knowledge sharing in knowledge-intensive corporation［J］.Science of Science and Management of S.＆ T.，2008，29(5):86-89.(in Chinese)

［18］叢海濤，唐元虎.隱性知識(shí)轉(zhuǎn)移、共享的激勵(lì)機(jī)制研究［J］.科研管理，2007，28(1):33-37.Cong Haitao，Tang Yuanhu.Motivation mechanism design for the transfer and share of tacit knowledge［J］.Science Research Management，2007，28(1):33-37.(in Chinese)

［19］Fishbein M，Ajzen I.Belief，attitude，intention，and behavior:An introduction to theory and research［M］.Reading，MA:Addison-Wesley Press，1975:11-21.

［20］Reychav I，Weisberg J.Bridging intention and behavior of knowledge sharing［J］.Journal of Knowledge Management，2010，14(2):285-300.

［21］Ryu S，Ho S H，Han I.Knowledge sharing behavior of physicians in hospitals［J］.Expert Systems with Applications，2003，25(1):113-122.

［22］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.

［23］Constant D，Kiesler S，Sproull L.What's mine is ours，or is it?A study of attitudes about information sharing［J］.Information Systems Research，1994，5(4):400-421.

［24］Quigley N R，Tesluk P E，Locke E A，Bartol K M.A multilevel investigation of the motivational mechanisms underlying knowledge sharing and performance［J］.Organization Science，2007，18(1):71-88.

［25］Tohidinia Z，Mosakhani M.Knowledge sharing behaviour and its predictors［J］.Industrial Management ＆Data Systems，2010，110(4):611-631.

［26］Wei J，Stankosky M，Calabrese F，Lu L.A framework for studying the impact of national culture on knowledge sharing motivation in virtual teams［J］.VINE:The Journal of Information and Knowledge Management Systems，2008，38(2):221-231.

［27］Wasko M M，F(xiàn)araj S.Why should I share?Examining social capital and knowledge contribution in electronic networks of practice［J］.MIS Quarterly，2005，29(1):35-57.

［28］Lin H F.Effects of extrinsic and intrinsic motivation on employee knowledge sharing intentions［J］.Journal of Information Science，2007，33(2):135-149.

［29］金輝，楊忠，馮帆.物質(zhì)激勵(lì)、知識(shí)所有權(quán)與組織知識(shí)共享研究［J］.科學(xué)學(xué)研究，2011，29(7):1036-1045，1055.Jin Hui，Yang Zhong，F(xiàn)eng Fan.Rewards，perceived ownership of knowledge and organizational knowledge sharing incentive mechanism［J］.Studies in Science of Science，2011，29(7):1036-1045，1055.(in Chinese)

［30］Chennamaneni A.Determinants of knowledge sharing behaviors:Developing and testing an integrated theoretical model［D］.Arlington:The University of Texas at Arlington，2006:132-135.

［31］Thorn B K，Connolly T.Discretionary data bases:A theory and some experimental findings［J］.Communication Research:An International Quarterly，1987，14(5):512-528.

［32］Osterloh M，F(xiàn)rey B S.Motivation，knowledge transfer，and organizational forms［J］.Organization Science，2000，11(5):538-550.

［33］Baker W E.Market networks and corporate behavior［J］.American Journal of Sociology，1990，96(3):589-625.

［34］柯江林，石金濤.組織中員工知識(shí)分享行為激勵(lì)機(jī)制的比較分析［J］.上海交通大學(xué)學(xué)報(bào)，2006，40(9):1566-1571.Ke Jianglin，Shi Jintao.A comparative analysis on the mechanisms to motivate the knowledge sharing behavior of employees in organization［J］.Journal of Shanghai Jiaotong University，2006，40(9):1566-1571.(in Chinese)

［35］謝荷鋒，馬慶國(guó).員工知識(shí)分享行為激勵(lì)中的“擠出效應(yīng)”實(shí)證研究［J］.軟科學(xué)，2008，22(11):5-9.Xie Hefeng，Ma Qingguo.An empirical study on the“crowding-out effect”in the employee's motivation in knowledge sharing［J］.Soft Science，2008，22(11):5-9.(in Chinese)

［36］Bagozzi R P，Yi Y.On the evaluation of structural equation models［J］.Journal of the Academy of Marketing Science，1988，16(1):74-94.

［37］Fornell C，Larcker D F.Structural equation models with unobservable variables and measurement error:Algebra and statistics［J］.Journal of Marketing Research，1981，18(3):382-388.

［38］侯杰泰，溫忠麟，成子娟.結(jié)構(gòu)方程模型及其應(yīng)用［M］.北京:教育科學(xué)出版社，2004:168.Hau Kit-tai，Wen Zhonglin，Cheng Zijuan.Structural equation model and its applications［M］.Beijing:Education Science Publishing House，2004:168.(in Chinese)

［39］Bentler P M.EQS:Structural equations program man-ual［M］.Los Angeles，CA:BMDP Statistical Software，1989:36.

［40］Hair J F，Jr，Anderson R E，Tatham R L，Black W C.Multivariate data analysis［M］.5th ed.Upper Saddle River:NJ:Prentice-Hall，1998:272.

［41］黃芳銘.結(jié)構(gòu)方程模式:理論與應(yīng)用［M］.北京:中國(guó)稅務(wù)出版社，2005:153-156.Huang Fangming.Structural equation model:Theory and application［M］.Beijing:China Tax Publishing House，2005:153-156.(in Chinese)

［42］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 Social Psychology，1986，51(6):1173-1182.