陳 琳，張 宇，袁慶宏

（1.山東科技大學文法學院，山東青島 266590；2.3.南開大學商學院，天津 300071）

一、研究背景

在建設(shè)創(chuàng)新型國家和人才國際流動背景下，近年來我國政府自中央到地方陸續(xù)出臺了一系列政策來引才聚才，吸引海外人才歸國工作。比如，從2006年啟動的“111計劃”到2008年的“千人計劃”和2011年的“青年千人計劃”，再到2012年的“萬人計劃”，一直到2017年中共中央組織部印發(fā)的《國家海外高層次人才引進計劃管理辦法》和《國家高層次人才特殊支持計劃管理辦法》。與此同時，各地方也相繼出臺了對應的引才計劃，比如，北京海外人才集聚工程、天津千人計劃以及山東引進海外高層次人才萬人計劃等?；谶@些計劃與政策的實施，截至2017年底，我國留學回國人員總數(shù)達313.2萬人①中華人民共和國人力資源與社會勞動保障部.留學人員回國服務(wù)工作部際聯(lián)席會議召開.http：//www.mohrss.gov.cn/SYrlzyhshbzb/dongtaixinwen/buneiyaowen/201804/t20180418＿292527.html.，其中，“千人計劃”引進海外高層次人才6000余人②千人計劃介紹.http：//www.1000plan.org/qrjh/section/2？m＝rcrd.?，F(xiàn)實中，海外高層次回國人才主要集中在高校工作，成為了“高校海歸教師”，他們在高校的科技創(chuàng)新、學科建設(shè)與教學科研等方面發(fā)揮了積極作用。

目前已經(jīng)有研究關(guān)注我國高校海歸教師的創(chuàng)新績效問題，而知識分享是實現(xiàn)創(chuàng)新的關(guān)鍵路徑。[1]研究發(fā)現(xiàn)，知識分享意愿受環(huán)境因素和個體特征因素的影響，其中，環(huán)境因素包括了人際和團隊特征，即人際和團隊的異質(zhì)性、社會網(wǎng)絡(luò)和團隊發(fā)展階段等特征。[2]現(xiàn)實中，高校海歸教師從事的很多科研和教學工作需要和同事的合作與交流，但是高校海歸教師的海歸背景會導致同事間異質(zhì)性（mismatch within the dyad），從而給雙方的合作與交流帶來障礙。[3]有研究發(fā)現(xiàn)團隊異質(zhì)性與信任相關(guān)顯著，[4]也就是說，因為存在差異，本質(zhì)上影響了同事之間的相互信任，進而影響團隊之間的知識分享行為。[5]此外，組織文化與氛圍對知識分享的影響作用非常顯著。[2]因此，我們還關(guān)注以上這種影響關(guān)系的邊界條件，即探究當團隊歸屬氛圍不同，這種影響關(guān)系是否會發(fā)生變化。知識分享會受到團隊異質(zhì)性影響，[2]而這種影響關(guān)系在高校海歸教師身上是否也是如此，以及其內(nèi)在機制如何，即為本研究所關(guān)注的問題。綜上，本研究著力于探究高校海歸教師的同事間異質(zhì)性、信任、團隊歸屬氛圍感知與知識分享意愿的關(guān)系。

二、理論與假設(shè)

（一）同事間異質(zhì)性對知識分享意愿的影響

知識是高校創(chuàng)新的源泉，海歸人才由于其海外學習、研究與工作的背景經(jīng)歷，具有相對更為國際化和前瞻的知識儲備，個體知識向組織共有知識的轉(zhuǎn)化將會促進知識創(chuàng)造和創(chuàng)新，這種知識的轉(zhuǎn)化即為知識分享。[6]對個體而言，首先有知識分享的意愿，才會產(chǎn)生知識分享行為。Bock等將知識分享意愿界定為個體確信自己會自愿向組織內(nèi)外的其他人提供個人獨特經(jīng)驗和知識的行為的程度。[7]

基于自我決定理論（Self-Determination Theory，SDT），個體具有通過外部各種社會因素的支持實現(xiàn)積極行為的傾向，只有個體的自主性、能力感和關(guān)系這三種基本心理需求被滿足之后，個體才會有積極行為；[8]Almeida和Lesca基于自我決定理論指出，個體對環(huán)境信息的感知是知識分享的內(nèi)在動機。[9]高校海歸教師歸國后的知識分享是一種自我決定的積極行為，這很大程度上取決于其所處環(huán)境外部的各種社會因素。此外，有研究發(fā)現(xiàn)，在中國情境中“關(guān)系”對知識分享意愿的正向影響作用，也就是說“關(guān)系”越緊密，知識分享意愿越高。[10]所以，同事間異質(zhì)性作為一種體現(xiàn)“關(guān)系”的外部社會因素可以影響知識分享意愿。

所謂同事間異質(zhì)性是指個體所感知到同事之間在價值觀、工作方式以及個性特征方面的不協(xié)調(diào)，[3]類似于我們?nèi)粘Ｋv的“三觀不合”，這種同事間異質(zhì)性實質(zhì)上決定了“關(guān)系”的質(zhì)量，并進而決定了個體關(guān)系需求的滿足程度。同事間異質(zhì)性越大，越難有好的“關(guān)系”，關(guān)系需求的滿意度就相對較低，那么知識分享意愿就會越低。Luan等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，教育多樣性對團隊創(chuàng)造性影響顯著。[11]基于以上分析提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：高校海歸教師的同事間異質(zhì)性顯著負向影響知識分享意愿。

（二）團隊信任的中介效應

為了解釋高校海歸教師的同事間異質(zhì)性如何影響其知識分享意愿，我們提出了信任作為中介變量。基于計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB），個體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制是決定行為意向的三個主要變量，其中，主觀規(guī)范反映重要他人對個體行為決策的影響。[12]具體到高校海歸教師的身上，在工作情境中重要他人的支持越大，意味著同事之間越為信任，那么就越容易喚醒個體分享知識的行為意向。

信任一度被看作單一維度的概念，而Mcallister將信任定義為一個人對另一個人的確信程度，即一個人愿意基于另一個人的語言、行動和決策去行動的程度，并最早區(qū)分了情感和認知兩個維度；[13]Kramer進一步分析了認知信任與情感信任不同的心理過程。[14]認知信任指“來自于頭腦”的信任，是根據(jù)個體對另一個人的能力和可信賴性的證據(jù)作出的判斷，是個體在特定情境下基于另一個人的行為信息作出的工具性推斷。相反，情感信任指“來自于內(nèi)心”的信任，是根據(jù)個體對另一個人的感覺和動機而帶來的情感和直覺，具有情感信任的個體，表現(xiàn)出對同伴真正的關(guān)心和真誠。[13]Ellis和 Austin通過理論分析提出團隊多樣性的不同維度影響團隊成員之間的信任水平；[15]Curseu和 Schruijer也發(fā)現(xiàn)，團隊的人口學多樣性對信任有顯著負向影響。[4]因此可以推論，當同事間異質(zhì)性越大，不僅認知信任更低，情感信任也更低。根據(jù)以上分析提出如下假設(shè)。

假設(shè)2a：高校海歸教師的同事間異質(zhì)性與情感信任之間顯著負相關(guān)。

假設(shè)2b：高校海歸教師的同事間異質(zhì)性與認知信任之間顯著負相關(guān)。

此外，初浩楠和廖建橋的研究發(fā)現(xiàn)，情感信任對隱性知識共享的影響更顯著，認知信任對顯性知識共享的影響更顯著。[16]雖然在不同類別的知識分享上兩類信任存在程度的差別，但是信任是知識分享文化的重要特征之一。如果將信任作為單一維度來看，信任對知識分享意愿具有顯著的正向影響。[5]根據(jù)以上分析提出如下假設(shè)。

假設(shè)3a：高校海歸教師的情感信任與知識分享意愿之間顯著正相關(guān)。

假設(shè)3b：高校海歸教師的認知信任與知識分享意愿之間顯著正相關(guān)。

由于信任產(chǎn)生的基礎(chǔ)不同，情感信任和認知信任發(fā)揮作用的機制是不同的，比如，在程序公正與公共政策可接受性中僅是情緒信任有中介作用。[17]結(jié)合計劃行為理論，行為態(tài)度更多地體現(xiàn)為情感信任，知覺行為控制則更多體現(xiàn)為認知信任，也就是說，高校海歸教師進行知識分享的積極行為意向，即知識分享意愿，從情感信任或是認知信任的中介解釋上可能存在一定差異性，須區(qū)別分析。綜上，提出如下假設(shè)。

假設(shè)4a：情感信任在同事間異質(zhì)性和知識分享意愿之間起中介效應。

假設(shè)4b：認知信任在同事間異質(zhì)性和知識分享意愿之間起中介效應。

（三）團隊歸屬氛圍感知的調(diào)節(jié)效應

Blau提出的社會交換理論的核心觀點是互惠原則（norm of reciprocity）。[18]有研究發(fā)現(xiàn)，每個人對互惠原則的接納程度不同，這種接納程度會受到周圍環(huán)境的影響，特別是團隊歸屬氛圍。[19]因此，高校海歸教師如果感知到這個工作團隊更有歸屬感，那么其對互惠原則的接納程度就更高。也就是說，如果感知到高水平的歸屬氛圍，即感覺到工作團隊具有鼓勵個體之間互相幫助和相互關(guān)懷的歸屬氛圍，那么他們會更為接納互惠。根據(jù)我國各級政府的相關(guān)政策，高校海歸教師一般享有很多工作與生活的優(yōu)惠條件，因為接受了優(yōu)惠，基于社會交換理論的互惠，那么他們將更愿意為“自己人”付出，即更愿意進行知識分享。

有諸多實證研究也發(fā)現(xiàn)歸屬氛圍感知對知識分享的影響效應。Razmerita等研究發(fā)現(xiàn)，個體對周圍環(huán)境主觀知覺到的能夠開展各項管理實踐的氛圍，能夠促使個體克服知識分享行為帶來的可能陷入困境的困擾，促發(fā)個體分享知識的責任心。這種氛圍包含了歸屬氛圍，即鼓勵個體間互相團結(jié)、互相幫助的氛圍，團隊歸屬氛圍能促進知識分享意愿。[20]Wang和Noe提出個體知識分享行為動機的整合分析框架中，認為環(huán)境因素包含感知到組織情境的管理支持，[2]而管理支持是激發(fā)組織成員歸屬感的重要因素。同時，歸屬的需求與自我決定理論的關(guān)系需求本質(zhì)上具有共通性，這也可以解釋為促進主動積極行為即知識分享意愿的因素。此外，有實證研究發(fā)現(xiàn)，組織中的身份認同氛圍對員工非正式知識分享行為有顯著的激勵效應，[21]組織中的信任氛圍顯著影響員工的隱性知識共享行為。[22]根據(jù)以上分析提出如下假設(shè)。

假設(shè)5：團隊歸屬氛圍感知正向調(diào)節(jié)同事間異質(zhì)性和知識分享意愿之間的關(guān)系。

綜上，本文的變量關(guān)系的模型如圖1所示。

圖1 研究變量框架關(guān)系圖

三、研究方法

（一）樣本來源

本研究使用問卷調(diào)查的方法獲取數(shù)據(jù)，以天津市13所高校的海歸人才為研究樣本，累計發(fā)放問卷400份，回收問卷349份，問卷回收率為87.25%。剔除5份無效問卷，實際的有效問卷是344份，問卷有效率為98.57%。樣本的統(tǒng)計特征如表1。

（二）變量測量

對于變量的測量主要參考國內(nèi)外的已有相關(guān)成熟量表，這保障了變量測量的效度。具體問卷編制過程，采取不同研究者英譯漢和漢譯英的對比，確保翻譯準確性。本研究中主要變量所使用量表如下。

1.同事間異質(zhì)性

自變量同事間異質(zhì)性的原始量表使用Eby等的量表，[3]并進行了相應改編，讓被試針對與所工作的教學科研團隊內(nèi)其他同事之間的情況進行評定。本研究選取使用了原始量表中的六個涉及價值觀和工作風格的題項進行測量。比如，“我和團隊中其他成員有不同的價值觀”“關(guān)于什么是有效的工作績效，我和團隊中其他成員有不同的看法”。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.904，具有較好信度。

2.信任

中介變量信任使用的原始量表是McAllister的量表，[13]并根據(jù) Ng和 Chua的信任量表，[23]最終確定了十六個題項測量信任，讓被試對反映與工作團隊中同事之間信任關(guān)系的描述進行評定。其中，五個題項測評的是情感信任，比如“我與團隊其他成員關(guān)系融洽，可以彼此自由分享各自的想法、感受和期望”；十一個題項測評的是認知信任，比如“根據(jù)我與團隊成員的接觸，我相信團隊其他成員的工作能力”。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.970，信度良好。

3.知識分享意愿

因變量知識分享意愿基于的原始量表是Bock和Kim的量表，[24]并根據(jù) Kalling和 Styhre的量表，[25]最終確定了七個題項的正式量表進行測評。請被試根據(jù)與同事工作過程中分享知識和經(jīng)驗的感受進行評定，主要題目如：“我愿意嘗試和團隊成員分享我的專業(yè)知識”等。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.951，具有良好信度。

4.團隊歸屬氛圍感知

調(diào)節(jié)變量團隊歸屬氛圍感知使用的原始量表為Anderson和West開發(fā)的量表，[26]最終確定四個題項為正式量表。請被試根據(jù)其目前所在工作團隊的氛圍進行評定。主要題目如“團隊成員坦誠相待，容易認同對方提出的好觀點”等。該量表的一致性信度系數(shù)為0.937，信度良好。

以上各量表均采用Likert五級量表，其中1表示“非常不同意”；2表示“不同意”；3表示“沒有意見”；4表示“同意”；5表示“非常同意”。此外，本研究選取了性別、年齡、職稱、專業(yè)、婚姻狀況和工齡代表人力資本的變量作為控制變量。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

本研究使用 SPSS20.0對344個高校海歸教師樣本數(shù)據(jù)進行了統(tǒng)計分析，主要數(shù)據(jù)分析結(jié)果如下。

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

為了探討對同事間異質(zhì)性、信任、知識分享意愿和團隊歸屬氛圍之間的關(guān)系，本研究對以上各變量進行相關(guān)分析，各變量的平均數(shù)、標準差和相關(guān)系數(shù)結(jié)果如表2。

表2 各變量描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析結(jié)果

相關(guān)分析的結(jié)果說明，同事間異質(zhì)性、認知信任、情感信任、知識分享意愿和團隊歸屬氛圍之間的相關(guān)都達到了顯著相關(guān)，他們的平均方差抽取量AVE在0.686～0.849之間，處在普遍認可的0.50標準值之上。因此，變量的測量具有良好的聚合效度，進一步計算結(jié)果也說明，以上各變量的平均方差抽取量AVE的平方根在0.828～0.921之間（詳見表2），均大于各個變量之間的相關(guān)系數(shù)，說明變量的測量具有非常好的區(qū)分效度。因此，可繼續(xù)探究他們之間的回歸關(guān)系。

（二）主效應和中介效應檢驗

為檢驗各自變量的多重共線性，對本研究回歸模型中的方差膨脹因子（VIF）值進行分析，各個自變量的VIF值均小于10，表明各個自變量不存在多重共線問題，可進行檢驗主效應和中介效應的多元回歸分析。

本研究的第一步是檢驗控制變量對知識分享意愿的影響，模型1的自變量使用以上控制變量，探究其對因變量知識分享意愿的影響，結(jié)果如表3所示。第二步是控制相關(guān)控制變量之后，引入自變量同事間異質(zhì)性，從表3中的模型2可看出，同事間異質(zhì)性對知識分享意愿具有顯著負向影響（β＝-0.162，p＜0.001），即同事間異質(zhì)性越大，知識分享意愿越小，支持研究假設(shè)1。

表3 主效應與中介效應分析結(jié)果

為驗證信任的中介效應，基于Baron和Kenny的中介效應檢驗方法，[27]本研究采用對回歸系數(shù)依次檢驗的方法。第一步，自變量（同事間異質(zhì)性）與因變量（知識分享意愿）的主效應關(guān)系如前述已被驗證顯著（假設(shè)1，模型2）；第二步，檢驗中介變量（情感信任、認知信任）與因變量（知識分享意愿）關(guān)系是否顯著（模型3）；第三步，檢驗自變量（同事間異質(zhì)性）與中介變量（情感信任、認知信任）是否顯著（模型6和8）；第四步，把自變量和中介變量放在一起檢驗其對因變量的影響（模型4），若此時自變量對因變量的顯著性消失或顯著性存在但數(shù)值降低，說明存在完全中介效應或部分中介效應。

如表3所示，模型6中，同事間異質(zhì)性對情感信任具有顯著負向影響（β＝-0.159，p＜0.001），假設(shè)2a被驗證；模型8中，同事間異質(zhì)性對認知信任具有顯著負向影響（β＝-0.409，p＜0.001），假設(shè)2b被驗證；模型3中，情感信任對知識分享意愿沒有顯著影響（β＝0.156，p＞0.05），認知信任對知識分享意愿具有顯著正向影響（β＝0.178，p＜0.05）；模型4中加入中介變量情感信任和認知信任之后，情感信任對知識分享意愿沒有顯著影響（β＝0.160，p＞0.05），假設(shè)3a沒有被驗證，認知信任對知識分享意愿具有顯著正向影響（β＝0.157，p＜0.05），假設(shè)3b被驗證，而同事間異質(zhì)性對知識分享意愿的影響由模型2的顯著變?yōu)椴伙@著（模型2：β＝-0.162，p＜0.001；模型4：β＝-0.072，p＞0.05）。綜合以上8個模型的結(jié)果，情感信任在同事間異質(zhì)性與知識分享意愿之間的關(guān)系中沒有中介效應，假設(shè)4a沒有被驗證；而認知信任在同事間異質(zhì)性與知識分享意愿之間的關(guān)系中起到完全中介效應，假設(shè)4b得到支持。

（三）調(diào)節(jié)效應分析

為了檢驗團隊歸屬氛圍感知的調(diào)節(jié)效應，首先，對團隊歸屬氛圍感知、同事間異質(zhì)性進行中心化處理，并求得乘積項。根據(jù)陳曉萍等對調(diào)節(jié)效應的檢驗步驟依次進行回歸分析。[28]第一步，回歸模型中放入自變量、調(diào)節(jié)變量檢驗其對因變量的影響（模型9）；第二步，把自變量、調(diào)節(jié)變量與乘積項都放入回歸模型一起檢驗其對因變量的影響（模型10）。若此時乘積項對因變量影響顯著，說明存在調(diào)節(jié)效應。結(jié)果如表4所示。

表4 團隊歸屬氛圍感知的調(diào)節(jié)效應分析結(jié)果

結(jié)果顯示，模型9中，同事間異質(zhì)性對知識分享意愿有顯著負向影響（β＝-0.099，p＜0.05）；模型10中，同事間異質(zhì)性對知識分享意愿依然有顯著負向影響（β＝-0.106，p＜0.05）；同事間異質(zhì)性與團隊歸屬氛圍感知的乘積項對知識分享意愿有顯著正向影響（β＝0.028，p＜0.1）。因此，團隊歸屬氛圍感知的正向調(diào)節(jié)效應被驗證，假設(shè)5被驗證，團隊歸屬氛圍感知在同事間異質(zhì)性與知識分享意愿的負向關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應。

通過繪制調(diào)節(jié)效應圖進一步檢驗假設(shè)5，見圖2。團隊歸屬氛圍感知高的高校海歸教師，同事間異質(zhì)性對知識分享意愿的負向影響強度會更小。也就是說，團隊歸屬氛圍感知是高水平的高校海歸教師，隨著同事間異質(zhì)性程度的升高，知識分享意愿降低的幅度減??；反之，團隊歸屬氛圍感知是低水平的高校海歸教師，隨著同事間異質(zhì)性程度的升高，相對于高水平的團隊歸屬感知的高校海歸教師其知識分享意愿降低的幅度更大，更不愿意進行知識分享。

圖2 團隊歸屬氛圍感知在同事間異質(zhì)性與知識分享意愿之間的調(diào)節(jié)效應

五、討論與結(jié)論

本研究以高校海歸教師為研究對象，通過問卷法獲得了344位高校海歸教師的樣本數(shù)據(jù)，分析同事間異質(zhì)性與知識分享意愿的關(guān)系，并探討了情感信任和認知信任的中介效應，以及團隊公平氛圍感知的調(diào)節(jié)效應。研究結(jié)果表明：（1）高校海歸教師的同事間異質(zhì)性對知識分享意愿有顯著負向影響；（2）認知信任在同事間異質(zhì)性與知識分享意愿之間起完全中介效應；（3）團隊歸屬氛圍感知在同事間異質(zhì)性與知識分享意愿之間起正向調(diào)節(jié)效應。

本研究的主要理論貢獻和管理啟示如下。

首先，本文揭示了同事間異質(zhì)性導致高校海歸教師知識分享意愿降低，這是對知識管理理論體系的一個補充。研究結(jié)論有利于高校在人才管理工作中，通過制度建設(shè)和培訓等方式來降低海歸教師與其他同事在工作方式上的差異，并在科研團隊組建時匹配價值觀和個性特征更為一致的成員。以上主效應同事間異質(zhì)性對知識分享意愿的顯著負向影響作用與Li等的結(jié)論[29]相一致，知識分享意愿會受到同事或者領(lǐng)導等人際因素的影響，高校海歸教師更傾向于在同質(zhì)性團隊中進行知識分享。

其次，與理論假設(shè)分析預期不同，高校海歸教師對同事的情感信任并沒有顯著的中介效應。這說明高校海歸教師，在知識分享上是一種更為理性的自我決定者。也就是說，他們基于同事間異質(zhì)性對知識分享意愿的負向影響可以解釋為：沒有建立好良好的認知信任。高校海歸教師所分享的知識更多的以顯性知識為代表，或者說對于高校創(chuàng)新體系來說有價值的更多體現(xiàn)在高校海歸教師的顯性知識上，這與初浩楠和廖建橋研究發(fā)現(xiàn)的認知信任對顯性知識共享更為顯著[16]相一致。結(jié)合中介效應的結(jié)論，高校在對海歸人才的管理實踐中，可更多做一種認知層面的引導，而不應過多強調(diào)情感因素。

最后，本研究還驗證了團隊歸屬氛圍感知在同事間異質(zhì)性和知識分享意愿之間的正向調(diào)節(jié)效應。因此，高校在對海歸人才管理的制度和文化建設(shè)過程中，要積極營造團結(jié)、互助與合作的有利于建立歸屬感的工作團隊氛圍?；陉愋羌y等實證研究發(fā)現(xiàn)的團隊信任調(diào)節(jié)團隊認知多樣性與團隊創(chuàng)造力關(guān)系的結(jié)論，[30]未來在探討高校海歸教師的知識分享意愿時，不應忽略其他變量，比如團隊信任、創(chuàng)新氛圍、組織文化、制度等所帶來的邊界條件。此外，姜紅等研究發(fā)現(xiàn)高校教師的人格特征對工作績效也有顯著影響，[31]因此，人格等個體差異因素在高校海歸教師知識分享意愿上所起的作用，也還需在后續(xù)研究中進行更為細致的深入探討。