王迎冬，臧德霞

（河海大學(xué)商學(xué)院，南京 211100）

引言

個體知識共享行為是知識管理過程中最基本的環(huán)節(jié)，如何讓員工產(chǎn)生知識共享的意愿比知識的轉(zhuǎn)移、儲存和利用更為重要。知識共享行為的產(chǎn)生于共享意愿，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為組織情境因素之一，不同類型的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對個體的知識共享行為產(chǎn)生有所差異。在中國文化情境下，以共享型領(lǐng)導(dǎo)、知識共享動機和共享行為的關(guān)系為理論依據(jù)，并通過定性研究來驗證假設(shè)模型，即以知識共享動機為中介變量，共享型領(lǐng)導(dǎo)對員工的知識共享行為的影響作用。

一、相關(guān)研究綜述

（一）共享型領(lǐng)導(dǎo)

Carson和Tesluk（2007）等人認為，領(lǐng)導(dǎo)角色由群體內(nèi)多個個體擔(dān)任，不再是單一的某一個體的所具有的權(quán)威，多人擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)角色，實現(xiàn)團隊或組織內(nèi)集體決策職能和目標任務(wù)，這種集體領(lǐng)導(dǎo)模式稱為共享型領(lǐng)導(dǎo)。林筠（2011）認為，共享型領(lǐng)導(dǎo)的目的在于完成團隊既定的目標和實現(xiàn)個體的共同愿景。其次，共享型領(lǐng)導(dǎo)是一個動態(tài)的集體模式，在某一特定的工作和任務(wù)情境下，個體扮演組織內(nèi)領(lǐng)導(dǎo)者角色，隨著工作環(huán)境和任務(wù)情境的轉(zhuǎn)變，領(lǐng)導(dǎo)者的角色相對靈活，沒有明確的上下層級關(guān)系（劉博逸，2012）。因此，共享型領(lǐng)導(dǎo)是根據(jù)團隊或組織的既定任務(wù)選擇具有完成該任務(wù)的專長的個體擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)者的動態(tài)彼此影響的過程，并通過領(lǐng)導(dǎo)者職能的轉(zhuǎn)變和動態(tài)更迭以實現(xiàn)組織的共同愿景。

（二）知識共享動機

Robbins（1992）認為，個體與群體之間存在著一種相互交換的機制，動機是個體為實現(xiàn)某種需求在自身調(diào)節(jié)作用下而采取某種行為的意愿。知識共享動機則是個體為達成完成既定目標、實現(xiàn)自身需求而主動采取與他人進行知識共享行為的意愿。LindseyK.L.（2003）認為，個體的知識共享行為除獲得相應(yīng)經(jīng)濟性報酬外，也關(guān)注自身獲得內(nèi)心的愉悅與自我滿足的心理體驗。李炳煌（2005）在整合動機的研究中，將知識共享動機定義為個體內(nèi)在需求和外在誘因相協(xié)調(diào)下，通過自我調(diào)節(jié)而激發(fā)自身進行知識共享的狀態(tài)。李濤（2003）認為，在某種獎勵和好處的誘導(dǎo)下，個體主動采取與他人進行知識交換的意愿稱為知識共享動機。

（三）知識共享行為

Hoff和Ridder（2004）認為，團隊或組織內(nèi)個體之間交換彼此擁有的顯性知識和隱性知識的行為是組織內(nèi)的知識共享，個體之間在獲取知識之后與其他個體共同創(chuàng)造新的知識，并激發(fā)個體自身的創(chuàng)新行為。應(yīng)力和錢省三（2001）從市場角度界定了知識共享行為的內(nèi)涵，知識共享的前提是共享雙方存在知識共享的意愿，根據(jù)知識本身的特性劃分為隱性和顯性知識，且隱性知識不容易分享。蔡閏芬和陳國權(quán)（2002）在其研究中指出，員工之間彼此對知識的交流和理解，知識擴散的主體有個體層面上升到組織層面，該過程稱為知識共享。因此，知識共享行為是知識擁有者與知識需求方為實現(xiàn)工作所需的經(jīng)驗、技能、心得等需求而產(chǎn)生的行為。

二、研究假設(shè)的提出

（一）知識共享動機與知識共享行為的關(guān)系假設(shè)

根據(jù)社會交換理論，員工進行知識共享取決于個體能否在知識共享的過程中獲得相應(yīng)的報酬和獎勵。經(jīng)濟性報酬是員工進行知識共享的主要意愿之一，員工進行知識共享的前提是共享收益大于共享成本，員工的知識共享行為需要時間、精力和獲取知識所付出的成本。Hall（2001）和Bartol（2002）指出，物質(zhì)性回報促進員工知識共享行為的發(fā)生。Davenport和Prusak（1998）在其研究中指出，個體在滿足生理需求之后，社會認可和尊重是員工較高層次的追求，是員工知識共享考慮的重要因素。Bcok（2002）等人認為，員工可預(yù)期的心理感知和他人的認可激發(fā)員工知識共享行為。團隊成員之間的知識交流是彼此互動的過程，Kraut（1990）和constant（1994）指出，員工在可感知他人的好感可以增強與其他成員的互動和了解。Connelly和Kellow（2003）在其研究中指出，員工為滿足社會交往和維持某種同事關(guān)系，將增加知識共享的可能性。非正式組織內(nèi)的成員為獲得在組織內(nèi)的地位和維系此種關(guān)系，員工的情感動機和關(guān)系動機促進知識共享。因此，本文提出：

H1：員工知識共享動機與他們的知識共享行為存在顯著性相關(guān)

（二）共享型領(lǐng)導(dǎo)與知識共享動機的關(guān)系假設(shè)

共享型領(lǐng)導(dǎo)的主要維度為關(guān)注團隊目標、績效期望、合作支持權(quán)責(zé)共享和個性化關(guān)懷。建立承諾和實現(xiàn)知識共享，績效期望與員工的薪酬相關(guān)，經(jīng)濟性報酬是員工實現(xiàn)知識共享外在要求（王文昊、吳勇，2013）；團隊成員之間的合作與支持是員工維持良好的關(guān)系和獲得團隊聲望的重要內(nèi)容（王亮，2014），融洽的合作支持也是實現(xiàn)團隊目標的重要條件之一，團隊成員對團隊目標和愿景的認同容易激發(fā)成員之間的關(guān)系動機。Bolin（2002）認為，合作支持會促進員工采取利他行為。績效期望和建立承諾是員工為實現(xiàn)團隊目標的自覺行為，使員工獲得較好的心理感知和“主人翁”精神。

權(quán)責(zé)共享強調(diào)個人利益與團隊或組織利益是一個有機整體，中國文化情境下的員工傾向于集體主義，權(quán)力意味著責(zé)任，團隊或組織既定的目標與員工的經(jīng)濟利益相關(guān)聯(lián)。共享型領(lǐng)導(dǎo)通過團隊學(xué)習(xí)，團隊成員之間的知識交流和分享，有助于員工樹立專家形象和獲得其他成員的認可與尊重。馬璐和王丹陽（2016）認為，員工自我獨立基于對自我發(fā)展的需要，不局限于完成現(xiàn)有團隊任務(wù)，也包括促進團隊其他成員完成既定目標，即通過完成自身任務(wù)和幫助他人采取的組織公民行為以獲得組織內(nèi)聲望和自我效能感。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：績效期望對知識共享動機有顯著性作用

H3：合作支持對知識共享動機有顯著性作用

H4：團隊學(xué)習(xí)對知識共享動機有顯著性作用

H5：績效期望對知識共享動機有顯著性作用

H6：個性化關(guān)懷對知識共享動機有顯著性作用

（三）共享型領(lǐng)導(dǎo)、知識共享動機和知識共享行為的關(guān)系假設(shè)

員工知識共享行為的發(fā)生源于知識共享的意愿，在中國文化情境下，趙書松（2012）從系統(tǒng)論角度探討了“環(huán)境—動機—行為”的關(guān)系。因此，本研究可以遵循“共享型領(lǐng)導(dǎo)—共享動機—共享行為”這個思路分析三者之間的關(guān)系。張亞軍（2014）認為，員工的傳統(tǒng)性體現(xiàn)在對權(quán)威型領(lǐng)導(dǎo)的服從，本土化員工傾向于集體主義，西方學(xué)者對關(guān)系動機的研究集體現(xiàn)在員工的自我效能感和自我價值感，中國本土化員工比西方員工更加追求對社會的認同和組織的利益的維護。周建濤和廖建橋（2012）在研究員工建言行為時指出，領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威與員工的緘默性具有顯著性相關(guān)關(guān)系，領(lǐng)導(dǎo)分權(quán)與員工建言行為呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)心。知識共享的利他動機和情感動機促進員工將自身的知識與其他成員進行共享，進而促進員工進行隱性知識共享行為的發(fā)生。

績效期望是員工對完成既定工作后獲得預(yù)期的心理狀態(tài)，工作績效與員工的經(jīng)濟受益密切相關(guān)，完成既定工作和更有挑戰(zhàn)性的工作需要一定的技能、經(jīng)驗和心得。根據(jù)經(jīng)濟交易理論，員工通過分享知識以獲得相應(yīng)的報酬和獎勵，經(jīng)濟性報酬和物質(zhì)獎勵是員工收益—成本分析的重要依據(jù)，非物質(zhì)性報酬包括員工的心理感知、成就感、聲望和地位。因此，員工的績效期望通過知識共享動機的中介作用對個體的知識共享行為的產(chǎn)生影響。因此，本文提出：

H7：共享型領(lǐng)導(dǎo)通過員工知識共享動機影響知識共享行為

根據(jù)對研究假設(shè)進行歸納，形成本研究所用的三者之間關(guān)系假設(shè)模型（如下圖所示）。

研究假設(shè)模型結(jié)構(gòu)圖

三、實證分析

本文借鑒了 Pearce、Sims（2002）、Ensley（2006）和劉博逸（2009）的測量量表，結(jié)合中國文化情境，最終形成本研究所需的共享型領(lǐng)導(dǎo)測量量表，新增了部分自選題項，并對以前表述不清、語意不詳和內(nèi)容不準確的題項進行了修改，知識共享動機的預(yù)測量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.894。同時，修改了Bock（2002）知識共享行為的測量量表中關(guān)于“隱性知識共享行為”的題項，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.859，達到了統(tǒng)計學(xué)上的要求。

量表主要在15家企業(yè)中采集數(shù)據(jù)，共發(fā)放問卷220份，回收217份，其中信息缺失和無效問卷4份，有效問卷共213份，有效問卷回收率96.8%。其中，男性占比為58.2%，女性所占比例41.8%。從被試者年齡來看，在26～45歲之間占比為75.1%；從教育程度看，本科及以上學(xué)歷人數(shù)為187人，占總樣本87.8%。從職位看來，管理者占比18.4%，一般人員與技術(shù)人員占比81.6%，從整體分析，樣本各描述性指標比較合理。

假設(shè)檢驗之前需要對原有假設(shè)模型進行相關(guān)性分析，每一組指標的相關(guān)系數(shù)在0.372～0.692之間，各個相關(guān)系數(shù)均小于標準0.7，表明任意一組指標存在較低的多重線性關(guān)系，即原有的研究假設(shè)關(guān)系成立。

（一）知識共享動機與知識共享行為的假設(shè)檢驗

為探討員工對員工知識共享動機對知識共享行為的影響關(guān)系，本文擬采用多元回歸分析方法，以個體的知識共享動機六個維度為因變量，知識共享行為為自變量，回歸分析具體結(jié)果（如表1所示）。

表1 知識共享動機與知識共享行為的假設(shè)檢驗

知識共享動機的六個維度與知識共享動機的VIF范圍在1.398～1.897之間，DW=1.742，表明知識共享動機與知識共享行為之間不存在多重共線性問題。其中，T值在4.676～6.109之間，標準化Beta取值范圍在0.287～0.409之間，T值與Beta值均大于0，說明知識共享動機與知識共享行為之間存在顯著性正相關(guān)關(guān)系。因此，本研究的假設(shè)H1得到驗證。在知識共享動機對知識共享行為的回歸分析模型中，知識共享動機對知識共享行為的解釋為33.6%。

（二）共享型領(lǐng)導(dǎo)與知識共享動機的假設(shè)檢驗

為探討共享型領(lǐng)導(dǎo)對員工知識共享動機的影響關(guān)系，本文擬采用多元回歸分析方法，以共享型領(lǐng)導(dǎo)五個維度為因變量，知識共享動機為自變量，回歸分析具體結(jié)果（如表2所示）。

表2 知識共享動機與知識共享行為的假設(shè)檢驗

共享型領(lǐng)導(dǎo)的五個維度與知識共享動機的VIF范圍在1.354～1.566之間，DW=1.638，表明共享型領(lǐng)導(dǎo)與知識共享動機之間不存在多重共線性問題。其中，T值在4.933～7.874之間，標準化Beta取值范圍在0.265～0.307之間，T值與Beta值均大于0，說明共享型領(lǐng)導(dǎo)與知識共享動機之間存在顯著性正相關(guān)關(guān)系。因此，本研究的假設(shè) H2、H3、H4、H5、H6 得到驗證。在共享型領(lǐng)導(dǎo)對知識共享動機的回歸分析模型中，共享型領(lǐng)導(dǎo)對知識共享動機的解釋為32.7%。

（三）共享型領(lǐng)導(dǎo)、知識共享動機和知識共享行為之間的假設(shè)檢驗

自變量和中介變量對員工知識共享行為的影響關(guān)系（如下頁表 3所示）：χ2=1 054.42，df=298，符合大于2小于5的標準要求。在共享型領(lǐng)導(dǎo)對知識共享動機和員工知識共享行為的關(guān)系模型中，NFI=0.91，CFI=0.94，均大于0.9，而 CFI=0.91，AGFI=0.89，但大于 0.85，RMES=0.069＜0.08，說明共享型領(lǐng)導(dǎo)對知識共享動機和知識共享行為的擬合要求，即上述擬合指標數(shù)值表明自變量和中介變量影響關(guān)系模型擬合較好。

自變量共享型領(lǐng)導(dǎo)和中介變量知識共享動機對自變量員工知識共享行為的影響關(guān)系中，績效期望、合作支持、團隊學(xué)習(xí)、個性化關(guān)懷和權(quán)責(zé)共享的標準化路徑系數(shù)分別為0.55、0.68、0.32、0.43 和 0.009，其 T 值分別為 5.98、7.11、4.32、5.64和0.09，共享型領(lǐng)導(dǎo)對知識共享動機的影響基本達到顯著水平。知識共享動機對知識共享行為的影響來看，標準化路徑系數(shù)為0.81，T值為8.87，知識共享動機對知識共享行為的影響關(guān)系達到了顯著水平。其中，中介變量T值由9.63降低到了8.87。因此，本研究的中介效應(yīng)分析即研究假設(shè)H7得到驗證。

表3 知識共享動機與知識共享行為的假設(shè)檢驗

對于團隊或組織內(nèi)個體共享動機的中介效應(yīng)，共享型領(lǐng)導(dǎo)的五個維度對共享行為具有相關(guān)性，加入動機中介作為變量后，績效期望對個體的共享行為作用的系數(shù)路徑由原有的0.37降低到0.32，合作支持對個體的共享行為作用的路徑系數(shù)由原來的0.58減少到0.48，團隊學(xué)習(xí)對個體的知識共享行為作用的化路徑系數(shù)由原來的0.29下降到0.21，而權(quán)責(zé)共享在對共享行為的作用路徑為0.09，T值為0.92，未達到顯著水平，個性化關(guān)懷對知識共享行為的作用路徑系數(shù)下降了0.01。這表明，知識共享動機在績效期望、合作支持、團隊學(xué)習(xí)和個性化關(guān)懷對員工的知識共享行為的影響作用中起到了完全中介作用；組織內(nèi)部個體的共享意愿在權(quán)責(zé)共享和共享行為的關(guān)系之間中具有中介效應(yīng)。

表4 知識共享動機與知識共享行為的假設(shè)檢驗

四、建議

第一，增強組織承諾和減少權(quán)力距離。共享型領(lǐng)導(dǎo)一種集體決策的動態(tài)領(lǐng)導(dǎo)方式，突出員工參與組織決策和增強員工的組織歸屬感。員工的知識共享行為需要寬松自由的氛圍，增強組織承諾是激發(fā)員工自我效能感和組織歸屬感的主要途徑。而傳統(tǒng)的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格強調(diào)明確的上下級關(guān)系，員工觸及管理權(quán)力的途徑單一，不再滿足企業(yè)管理的要求。情感和信任是員工知識共享動機的兩個核心要素，增強組織承諾需要管理者從情感和信任兩方面構(gòu)建；減少權(quán)力距離需要管理者弱化原來的上下級關(guān)系和等級差別，民主寬松的氛圍更容易激發(fā)員工產(chǎn)生知識共享的意愿。

第二，豐富現(xiàn)有的激勵機制。知識共享動機主要分為物質(zhì)性報酬和非物質(zhì)性報酬，員工在內(nèi)在需要和外在誘因下產(chǎn)生知識共享行為，并期望獲得組織的相應(yīng)獎勵。經(jīng)濟性報酬和物質(zhì)回報是員工滿足自身需求的重要內(nèi)容，管理者應(yīng)完善組織的薪酬制度和福利措施以激發(fā)和促進員工的知識共享。非物質(zhì)性報酬主要有員工的情感需要和內(nèi)在感知，管理者可以從情感管理、自主管理和個性化關(guān)懷方面著手。

第三，積極引導(dǎo)非正式組織。員工的知識共享行為容易在“小群體”中發(fā)生，非正式組織跨越了企業(yè)的管理層級，不受組織的制度和等級限制。傳統(tǒng)的領(lǐng)導(dǎo)者一般不重視甚至抵觸這些“小群體”，員工的知識共享行為以獲得在非正式組織中的聲望、發(fā)展興趣和維持關(guān)系。共享型領(lǐng)導(dǎo)者需要積極引導(dǎo)非正式組織與其建立友好而融洽的關(guān)系，有助于知識在員工之間的擴散和轉(zhuǎn)化。

總結(jié)

通過對共享型領(lǐng)導(dǎo)與員工知識共享行為的理論研究和實證分析，共享型領(lǐng)導(dǎo)對員工的共享動機具有正相關(guān)，員工的知識共享動機的六個維度與共享行為之間具有顯著性相關(guān)關(guān)系。員工在進行知識共享時，動機在績效期望、合作支持、團隊學(xué)習(xí)和個性化關(guān)懷對共享行為的影響中起到了完全中介的效應(yīng)，個體的共享動機在權(quán)責(zé)共享對共享行為的影響中起到了部分中介的效應(yīng)。

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