王生銀

摘要：知識(shí)型員工之間的知識(shí)共享是實(shí)現(xiàn)個(gè)體知識(shí)集體化的主要方式，是農(nóng)業(yè)企業(yè)獲得核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑。在回顧人際信任與知識(shí)共享關(guān)系的基礎(chǔ)上，引入知識(shí)共享意愿作為中介變量，著重探討農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)型員工的認(rèn)知信任與情感信任能否通過知識(shí)共享意愿對(duì)知識(shí)共享行為產(chǎn)生影響。研究表明，高水平的認(rèn)知信任、情感信任都會(huì)對(duì)知識(shí)型員工的知識(shí)共享行為產(chǎn)生積極影響，其中認(rèn)知信任對(duì)知識(shí)共享行為的影響較為顯著；人際信任通過知識(shí)共享意愿對(duì)知識(shí)共享行為產(chǎn)生積極影響。

關(guān)鍵詞：人際信任；知識(shí)共享；農(nóng)業(yè)企業(yè)；知識(shí)型員工

中圖分類號(hào)：F272.92 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：0439-8114（2016）24-6608-05

知識(shí)在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代是農(nóng)業(yè)企業(yè)獲取核心競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵資源。管理大師Drucker曾說(shuō)，知識(shí)業(yè)已成為資源要素中最重要的要素之一，其他要素都要依靠知識(shí)來(lái)更新與裝備。知識(shí)是惟一有意義的資源。而知識(shí)的獲取、傳遞和利用，都與知識(shí)共享緊密相連，知識(shí)共享能給農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)知識(shí)的量帶來(lái)質(zhì)的飛躍，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)創(chuàng)新，為農(nóng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)造更多價(jià)值。在組織公民行為范疇內(nèi)的知識(shí)共享行為通常發(fā)生在組織情境中，以個(gè)體的內(nèi)在動(dòng)機(jī)和主觀規(guī)則進(jìn)行行為選擇。員工之間的知識(shí)共享意愿和行為最可能受到彼此信任關(guān)系的影響[1]。目前理論界主要從員工對(duì)上級(jí)以及同級(jí)間這2個(gè)層面展開對(duì)人際信任和知識(shí)共享關(guān)系的探討[2，3]，結(jié)果顯示認(rèn)知信任、情感信任對(duì)知識(shí)共享有著顯著作用?，F(xiàn)有研究也較為充分地證實(shí)了人際信任與知識(shí)共享的關(guān)系，進(jìn)而深化到各變量結(jié)構(gòu)維度的內(nèi)在關(guān)系就有一定的理論與實(shí)踐意義?；诖?，本研究試圖探討農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)型員工之間的人際信任與知識(shí)共享關(guān)系，選取知識(shí)共享意愿為中介變量，重點(diǎn)研究認(rèn)知信任、情感信任能否通過知識(shí)共享意愿對(duì)知識(shí)共享行為形成積極影響，以豐富和發(fā)展信任及知識(shí)共享理論。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 認(rèn)知信任、情感信任與知識(shí)共享行為

信任源于社會(huì)學(xué)者Blau的社會(huì)交換理論[4]。在組織行為學(xué)領(lǐng)域內(nèi)，信任的關(guān)注主要有兩點(diǎn)：一點(diǎn)是員工的人際信任，包含員工對(duì)上級(jí)、同級(jí)間的信任關(guān)系；另一點(diǎn)是員工對(duì)系統(tǒng)或整體的組織信任。目前人際信任被分成情感型信任和認(rèn)知型信任屬于眾多學(xué)者較認(rèn)同的維度劃分[2]。根據(jù)McAllister的觀點(diǎn)，認(rèn)知信任屬于知識(shí)型員工基于對(duì)方能力與可信賴性的認(rèn)知判斷；情感信任則是知識(shí)型員工雙方之間基于情感基礎(chǔ)而形成的信念。

對(duì)于認(rèn)知信任，其產(chǎn)生的基礎(chǔ)是技術(shù)的可信與績(jī)效的可靠[2]。Chowdhury[5]證實(shí)認(rèn)知信任對(duì)知識(shí)獲取有著顯著的影響。曲剛等[6]發(fā)現(xiàn)員工之間形成較高的專業(yè)知識(shí)信任度能提高知識(shí)共享的效率。知識(shí)型員工雙方的信任水平基于對(duì)方行為的預(yù)期，假設(shè)雙方之間認(rèn)知信任水平比較低甚至不存在，那么任何一方都有可能為了最大化自己的利益，而不采取知識(shí)共享行為。相反，假如雙方之間的認(rèn)知水平很高，知識(shí)擁有者對(duì)對(duì)方具備的知識(shí)結(jié)構(gòu)比較了解且具有很高期望，那么雙方之間的責(zé)任感也會(huì)增強(qiáng)。由于彼此信任的水平比較高，知識(shí)擁有者進(jìn)行博弈決策時(shí)，可能會(huì)把對(duì)方的利益得失納入考慮范圍內(nèi)，進(jìn)而主動(dòng)進(jìn)行知識(shí)共享。由此，提出以下假設(shè)：

H1：認(rèn)知信任對(duì)知識(shí)共享行為產(chǎn)生積極影響。

Holste等[7]證實(shí)，員工之間的情感信任關(guān)系會(huì)影響知識(shí)共享，特別是對(duì)隱性知識(shí)的分享作用更顯著。還有部分學(xué)者選用實(shí)證方法證明了情感信任對(duì)知識(shí)共享行為有顯著的積極影響[5，8]。情感信任注重人與人之間的關(guān)注與關(guān)心程度。人屬于集群動(dòng)物，一定程度上有較強(qiáng)的歸屬動(dòng)機(jī)與責(zé)任感。集體自我作為自我不可或缺的部分，一旦知識(shí)型員工意識(shí)到自己和他人屬于同一利益共同體，則會(huì)對(duì)該群體形成情感認(rèn)同。知識(shí)共享可以提升群體績(jī)效，進(jìn)而提高群體地位和個(gè)人自尊，所以知識(shí)型員工之間會(huì)主動(dòng)地進(jìn)行知識(shí)分享，這也解釋了非正式組織成員之間更能夠相互信任且擅長(zhǎng)共享知識(shí)尤其是隱性知識(shí)。由此，提出以下假設(shè)：

H2：情感信任對(duì)知識(shí)共享行為產(chǎn)生積極影響。

假設(shè)人際信任的2個(gè)維度都能對(duì)知識(shí)共享行為有顯著影響，那么這種影響中是否存在交互作用？在知識(shí)共享過程中，認(rèn)知信任對(duì)情感信任產(chǎn)生正向影響，認(rèn)知信任水平提高，情感信任程度也會(huì)提高[9]。McAllister[2]研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知信任的產(chǎn)生領(lǐng)先于情感信任，且對(duì)情感信任產(chǎn)生積極影響。由于在工作關(guān)系中建立了較高的認(rèn)知信任，知識(shí)型員工雙方有了一定的信任基礎(chǔ)，同時(shí)二者又處于高水平情感信任的主體之間，雙方的信任關(guān)系會(huì)更加親密，會(huì)經(jīng)常無(wú)意識(shí)地進(jìn)行知識(shí)交流。當(dāng)對(duì)方遇到問題時(shí)，知識(shí)擁有者知曉自身具備的知識(shí)優(yōu)勢(shì)，會(huì)主動(dòng)、友好地表現(xiàn)出知識(shí)共享行為。員工之間較高的認(rèn)知信任和情感信任關(guān)系會(huì)促使他們?cè)敢夤蚕碇R(shí)資源，并且相信共享知識(shí)不會(huì)給自己帶來(lái)不利的后果[10]。由此，提出以下假設(shè)：

H3：認(rèn)知信任與情感信任的交互作用對(duì)知識(shí)共享行為的正向影響更顯著。

1.2 人際信任與知識(shí)共享意愿

路琳等[11]研究發(fā)現(xiàn)，組織注重成員之間的相互信任構(gòu)建，組織成員共享知識(shí)資源的意愿會(huì)更高。知識(shí)共享意愿只有具備一定條件才能形成，信任是形成知識(shí)共享意愿的關(guān)鍵因素[12]。周密等[13]通過研究證實(shí)了基于不同信任基礎(chǔ)的知識(shí)共享行為會(huì)有不同水平的知識(shí)共享意愿，且隨著信任水平提高，知識(shí)分享意愿也會(huì)增強(qiáng)。從人際信任角度看，農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)型員工彼此之間的信任產(chǎn)生于認(rèn)識(shí)了解和情感認(rèn)同，知識(shí)型員工雙方之間的認(rèn)知信任和情感信任基本上基于能力、認(rèn)同和情感。不同的信任基礎(chǔ)會(huì)帶來(lái)不同類別的知識(shí)共享行為，如基于能力信任的指導(dǎo)關(guān)系、基于認(rèn)同信任的集體關(guān)系和基于關(guān)心信任的協(xié)作關(guān)系。知識(shí)型員工之間對(duì)彼此的能力有一定的認(rèn)知，這種認(rèn)知更多地體現(xiàn)在基于能力信任的指導(dǎo)關(guān)系中。這種關(guān)系中的知識(shí)擁有者往往會(huì)出于某種責(zé)任、義務(wù)或企業(yè)指派的目標(biāo)進(jìn)行知識(shí)分享，同時(shí)也希望借助知識(shí)共享提升自己在企業(yè)中的地位，從而得到企業(yè)認(rèn)同；因共同偏好、群體目標(biāo)、企業(yè)價(jià)值觀彼此認(rèn)同而形成信任。這種信任或許不是要得到回報(bào)，而是遵循群體規(guī)范，實(shí)現(xiàn)群體目標(biāo)，或屈從于群體壓力，因而信任水平越高，知識(shí)共享意愿也會(huì)越強(qiáng)烈；由于協(xié)作關(guān)系，知識(shí)型員工作為知識(shí)擁有者考慮到其他成員和自己屬于利益共同體，進(jìn)而會(huì)因利他行為動(dòng)機(jī)關(guān)注其他成員，必要時(shí)也會(huì)主動(dòng)和成員們分享知識(shí)，因而有著強(qiáng)烈的知識(shí)共享意愿。由此，提出以下假設(shè)：

H4：認(rèn)知信任、情感信任對(duì)知識(shí)共享意愿產(chǎn)生積極的影響。

1.3 知識(shí)共享意愿與知識(shí)共享行為

基于理性行為理論，員工是否選擇共享知識(shí)這一行為主要取決于其知識(shí)共享意愿[14]。員工把知識(shí)看作是競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的來(lái)源，進(jìn)而可能導(dǎo)致知識(shí)共享難以展開。對(duì)于個(gè)人來(lái)說(shuō)，知識(shí)型員工專有的知識(shí)是一種有價(jià)值的稀缺資源，如果將知識(shí)特別是隱性知識(shí)與他人共享，使他人獲得了競(jìng)爭(zhēng)力，那么個(gè)人對(duì)企業(yè)的貢獻(xiàn)和價(jià)值就會(huì)因此而受到威脅。出于自身利益最大化原則，個(gè)人的知識(shí)共享意愿很大程度上能影響知識(shí)共享行為[13]。知識(shí)型員工決策時(shí)會(huì)考慮利益得失，一旦認(rèn)為知識(shí)共享行為不能獲得預(yù)期結(jié)果，其知識(shí)共享意愿就不會(huì)太強(qiáng)烈，而這種知識(shí)共享的意向能直接作用于知識(shí)共享行為的成功與否。由此，提出以下假設(shè)：

H5：知識(shí)共享意愿對(duì)知識(shí)共享行為產(chǎn)生顯著的正向影響。

基于以上假設(shè)，本研究的理論模型框架如圖1。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 樣本選取

以農(nóng)業(yè)企業(yè)的知識(shí)型員工為研究對(duì)象，采取整群隨機(jī)抽樣的方式發(fā)放問卷，選擇企業(yè)員工工作休息時(shí)間進(jìn)行發(fā)放問卷且及時(shí)回收問卷。共發(fā)放230份，其中剔除30份明顯敷衍、不符合填寫要求和問卷邏輯后的有效問卷共200份，有效率86.9%。其中男性115人，女性85人，分別占樣本總數(shù)的57.5%和42.5%，分配比較合理。在問卷的填寫者中，本科以下59人，本科和碩士135人，博士6人，分別占總填寫人數(shù)的29.5%、67.5%和3.0%。年齡在20～25歲的41人，25～35歲的103人，35～45歲的53人，45歲以上的3人，分別占樣本總數(shù)的14.9%、62.4%、18.8%、3.9%。由于是選取單一類型企業(yè)內(nèi)部的知識(shí)型員工作為研究對(duì)象，本研究未引入控制變量。

2.2 變量測(cè)量

1）人際信任。該變量的測(cè)量參考了McAllister[2]、Mayer等[10]學(xué)者開發(fā)設(shè)計(jì)的量表，包括認(rèn)知信任和情感信任2個(gè)方面，共10個(gè)題項(xiàng)。如“在企業(yè)工作中，組織成員間會(huì)互相關(guān)心”、“你能夠與他們自由地分享想法、感受和希望等”等。量表選用李克特5點(diǎn)量表計(jì)分形式，每題1～5分，分別代表著從非常不同意到非常同意。認(rèn)知信任包括“他們是認(rèn)真對(duì)待團(tuán)隊(duì)工作的人”等5個(gè)題項(xiàng)，量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.825。情感信任包括“在企業(yè)工作中，組織成員間會(huì)互相關(guān)心”等5個(gè)題項(xiàng)，量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.830。

2）知識(shí)共享。組織成員間的知識(shí)共享量表采用Collins等[15]開發(fā)的量表，其中包括知識(shí)共享意愿和知識(shí)共享行為，共7個(gè)題項(xiàng)。如“我愿意與其他組織成員共享知識(shí)”、“組織成員間通過知識(shí)共享能提升各自的知識(shí)水平”等。量表選用李克特5點(diǎn)量表計(jì)分形式，每題1～5分，分別代表著從非常不同意到非常同意。知識(shí)共享意愿包括“我愿意與其他組織成員共享知識(shí)”等3個(gè)題項(xiàng)，量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.729。知識(shí)共享行為包括“組織成員間通過知識(shí)共享能提升各自的知識(shí)水平”等4個(gè)題項(xiàng)，量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.772。

3 結(jié)果與分析

各個(gè)變量之間的相關(guān)性及其Pearson相關(guān)系數(shù)見表1。

為了檢驗(yàn)自變量對(duì)因變量的影響，本研究先采用逐步多元線性回歸分析對(duì)認(rèn)知信任、情感信任與知識(shí)共享行為之間的因果關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。由表1可知，認(rèn)知信任較情感信任對(duì)知識(shí)共享行為的影響顯著，因此選取知識(shí)共享行為作為因變量，依次引入認(rèn)知信任、情感信任為自變量，得到模型1、模型2（表2）。從表2中可看出模型2的調(diào)整R2為0.267，是2個(gè)模型中較有意義的。同時(shí)模型2的Durbin-Watson值為2.057，接近于2，表明誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)問題。

3.1 認(rèn)知信任、情感信任與知識(shí)共享行為的關(guān)系檢驗(yàn)

表3是多元線性回歸模型的方差分析表?？梢钥吹?個(gè)模型的F統(tǒng)計(jì)量的概率p值都小于顯著性水平（0.05），所以這2個(gè)模型都是有統(tǒng)計(jì)意義的，即認(rèn)知信任、情感信任與知識(shí)共享行為之間的線性關(guān)系是顯著的。

表4是多元線性回歸的系數(shù)分析，從中可看出容差的值都大于0.1，且VIF的值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于5，這說(shuō)明變量之間不存在多重共線性關(guān)系；t檢驗(yàn)的概率p值均小于顯著性水平0.05，這再次證明了回歸模型的回歸效果較顯著；經(jīng)過多元線性回歸分析，認(rèn)知信任、情感信任都依次進(jìn)入回歸模型。這表明認(rèn)知信任對(duì)知識(shí)共享行為的影響較顯著，其次是情感信任。由此得到標(biāo)準(zhǔn)回歸方程：知識(shí)共享行為=1.863+0.329×認(rèn)知信任+0.245×情感信任。假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3得到驗(yàn)證。

3.2 認(rèn)知信任、情感信任與知識(shí)共享意愿的關(guān)系檢驗(yàn)

選取知識(shí)共享意愿作為因變量，選取情感信任、認(rèn)知信任作為自變量，得到模型3（表5、表6）。表5中模型3的調(diào)整R2為0.504，同時(shí)方差分析表6中模型3的F統(tǒng)計(jì)量的概率p值小于顯著性水平（0.05），所以模型3具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

3.3 知識(shí)共享意愿的中介作用驗(yàn)證

選取知識(shí)共享行為作為因變量，選取知識(shí)共享意愿作為自變量，得到模型4（表7、表8、表9）。表7中模型4的調(diào)整R2為0.238，同時(shí)方差分析表8中模型4的F統(tǒng)計(jì)量的概率p值小于顯著性水平（0.05），表9中系數(shù)為0.433，所以模型4具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，本研究的中介變量對(duì)因變量的影響得到驗(yàn)證。

為了完整地驗(yàn)證中介效應(yīng)，采用層次回歸，引入情感信任和認(rèn)知信任作為控制變量，知識(shí)共享意愿作為自變量，選取知識(shí)共享行為作為因變量，其中模型2、模型5依次引入認(rèn)知信任和情感信任、知識(shí)共享意愿（表10）。從表10中可看出模型5的調(diào)整R2為0.297，是2個(gè)模型中較有意義的。同時(shí)模型5的Durbin-Watson值為2.020，接近于2，表明誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)問題。表11和表12顯示在加入知識(shí)共享意愿后方程的解釋力增強(qiáng)，從而驗(yàn)證了知識(shí)共享意愿在人際信任與知識(shí)共享行為之間起著部分中介作用。

4 結(jié)論與討論

人際信任和知識(shí)共享之間的關(guān)系已有學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究，在此基礎(chǔ)上，本研究嘗試探討農(nóng)業(yè)企業(yè)知識(shí)型員工的人際信任與知識(shí)共享關(guān)系，進(jìn)一步探討這2個(gè)變量之間的內(nèi)在機(jī)理，厘清人際信任、知識(shí)共享意愿、知識(shí)共享行為的關(guān)系。結(jié)果表明，高水平的人際信任對(duì)知識(shí)型員工的知識(shí)共享行為有積極的作用；認(rèn)知信任與情感信任的交互作用對(duì)知識(shí)共享行為具有更顯著的正向影響；知識(shí)共享意愿在人際信任與知識(shí)共享行為之間發(fā)揮著部分中介作用。結(jié)論的重要啟示是，農(nóng)業(yè)企業(yè)要充分發(fā)揮知識(shí)型員工的認(rèn)知信任與情感信任在知識(shí)共享過程中的協(xié)同效應(yīng)，激發(fā)和鼓勵(lì)知識(shí)型員工的知識(shí)共享意愿和行為。如果一味地注重情感信任的培養(yǎng)，將使得建立在情感信任基礎(chǔ)上的知識(shí)貢獻(xiàn)和知識(shí)交換程度較高，知識(shí)構(gòu)成容易出現(xiàn)同質(zhì)化趨勢(shì)，甚至?xí)榱怂^的“和諧”抑制知識(shí)共享行為。此外，由于沒有和他人形成認(rèn)知信任關(guān)系，新知識(shí)的獲取缺少了途徑，也易導(dǎo)致建立在情感信任基礎(chǔ)上的知識(shí)資源共享行為弱化乃至停止，或者分享的知識(shí)性資源不是組織所需，不能為組織所用。長(zhǎng)此以往，不利于知識(shí)型員工個(gè)體知識(shí)集體化，容易出現(xiàn)組織學(xué)習(xí)近視癥。

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