賈建鋒, 陳 宬, 焦玉鑫

(1. 東北大學(xué) 工商管理學(xué)院, 遼寧 沈陽(yáng) 110169; 2. 清華大學(xué) 人文學(xué)院, 北京 100084)

2020年2月,知名專利統(tǒng)計(jì)公司IPlytics發(fā)布的5G行業(yè)專利報(bào)告顯示,盡管面對(duì)美國(guó)制裁的不利影響,華為仍然以3 147項(xiàng)專利(15.02%的占比)超越三星,成為全球擁有5G標(biāo)準(zhǔn)專利數(shù)量第一的企業(yè)。對(duì)于華為的成長(zhǎng),任正非說,“知本主義”是華為一直奉行的準(zhǔn)則,華為在5G領(lǐng)域的成功離不開對(duì)知識(shí)的尊重與管理。以華為為代表的科技型企業(yè)通過加強(qiáng)對(duì)知識(shí)資源的管理,在競(jìng)爭(zhēng)中脫穎而出。然而,作為知識(shí)資源的擁有者,員工也在很大程度上決定著其擁有的知識(shí)是否能為組織所用。因此,對(duì)于組織而言,只有有效推動(dòng)知識(shí)共享,才能實(shí)現(xiàn)成功的知識(shí)管理,進(jìn)而提升組織的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

知識(shí)共享是指員工間相互交換各自擁有的知識(shí)資源,從而創(chuàng)造組織共有知識(shí)資源的過程,是一種為組織傳遞和創(chuàng)造價(jià)值的過程[1]。雖然知識(shí)共享對(duì)組織的好處不言而喻,然而當(dāng)組織真的需要員工共享其知識(shí)時(shí),卻會(huì)發(fā)現(xiàn)自己好像是在喚醒一群“裝睡的員工”。這是由于員工往往會(huì)顧慮將有價(jià)值的知識(shí)資源與他人共享后會(huì)給自身的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)帶來(lái)挑戰(zhàn)[2],所以在組織需要自己的知識(shí)時(shí)通常選擇保持沉默[3],不愿意自發(fā)地進(jìn)行知識(shí)共享。那么,組織如何才能真正喚醒這些“裝睡的員工”呢?現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從員工個(gè)體、組織環(huán)境、知識(shí)特征和信息技術(shù)四個(gè)方面探索了知識(shí)共享的影響因素。隨著組織競(jìng)爭(zhēng)要素“由物向人”方向的轉(zhuǎn)變[4],客觀的知識(shí)特征因素與信息技術(shù)已不再是組織推動(dòng)員工進(jìn)行知識(shí)共享的主要障礙,與人相關(guān)的組織環(huán)境與員工個(gè)體因素受到更多關(guān)注。以往關(guān)于組織環(huán)境因素的研究表明,能否在員工間創(chuàng)造信任與合作的組織氛圍是組織推動(dòng)知識(shí)共享的關(guān)鍵[5]。人力資源管理強(qiáng)度反映了組織傳遞人力資源管理信息的效率,能夠塑造高強(qiáng)度的組織氛圍,使人力資源管理的實(shí)踐內(nèi)容能夠得到有效的實(shí)施[6]。已有研究表明,高人力資源管理強(qiáng)度能使組織獲得員工的信任與認(rèn)同,增進(jìn)員工對(duì)組織目標(biāo)的理解[7],對(duì)員工的角色外行為(如主動(dòng)行為)有積極的影響,因而有望成為知識(shí)共享這一典型角色外行為的前因變量。因此,本文將首先探討人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的影響。

進(jìn)一步講,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的影響又具有怎樣的過程機(jī)制?以往研究指出,組織環(huán)境想要推動(dòng)知識(shí)共享這種會(huì)為個(gè)體帶來(lái)挑戰(zhàn)的角色外行為,需要改變員工對(duì)自身的認(rèn)知,使員工發(fā)自內(nèi)心地相信自己有能力來(lái)面對(duì)這種挑戰(zhàn)[2]。因而,如何將人力資源管理強(qiáng)度內(nèi)化為員工對(duì)自身的認(rèn)知,對(duì)于組織推動(dòng)知識(shí)共享至關(guān)重要。根據(jù)自我決定理論,組織環(huán)境對(duì)基本心理需要的滿足會(huì)沉淀為個(gè)體的成功經(jīng)驗(yàn)與體驗(yàn),提升個(gè)體對(duì)自身能力的認(rèn)知與評(píng)價(jià)[8],進(jìn)而影響個(gè)體的行為選擇;而自我效能感恰恰反映了個(gè)體對(duì)自身能力的認(rèn)知與評(píng)價(jià),自我效能感高的個(gè)體對(duì)自己的能力有信心,且富有冒險(xiǎn)精神,在面對(duì)挑戰(zhàn)時(shí)會(huì)選擇打破沉默并迎接挑戰(zhàn)[3]。因此,本文擬基于自我決定理論,考察自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的中介效應(yīng)。

此外,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的推動(dòng)作用,在一定程度上還依賴于員工對(duì)人力資源管理信息最終產(chǎn)生了怎樣的認(rèn)知。信息素養(yǎng)作為員工在工作中處理各類信息能力的表征,會(huì)顯著地影響其如何處理所接受的信息[9]。已有研究表明,高信息素養(yǎng)的員工在工作中會(huì)積極獲取各種不同來(lái)源的信息,并投入大量的資源(如時(shí)間和精力)對(duì)這些信息背后的立場(chǎng)、觀念、傾向與視角進(jìn)行批判性地反思[10],而這種批判性的反思會(huì)影響員工對(duì)人力資源管理信息的處理[9],進(jìn)而影響個(gè)體的行為[10]。基于此,本文擬進(jìn)一步考察員工信息素養(yǎng)對(duì)人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

綜上,本文基于自我決定理論,解決如下問題:第一,探究人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的影響效果;第二,考察自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的中介作用;第三,檢驗(yàn)員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的調(diào)節(jié)作用。理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

一、 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1. 人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享

人力資源管理強(qiáng)度包括獨(dú)特性、一致性和共識(shí)性三個(gè)維度。其中,獨(dú)特性是指各種人力資源管理信息能獲得員工的關(guān)注并激發(fā)他們的工作興趣;一致性是指人力資源管理的實(shí)施操作過程具有統(tǒng)一性,并使員工得到一致的人力資源管理信息;共識(shí)性是指員工對(duì)于組織傳遞的人力資源管理信息形成普遍認(rèn)同感[6]。本文預(yù)期,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享有正向影響,具體原因如下。

首先,當(dāng)人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性較高時(shí),一方面,組織的人力資源管理信息對(duì)員工清晰可見,容易被員工感知和理解[6],這會(huì)使員工更加清楚什么樣的信息是組織需要的[7],從而為其明確共享知識(shí)的方向;另一方面,組織的總體目標(biāo)與員工的個(gè)人目標(biāo)息息相關(guān)[6],這會(huì)使員工更為認(rèn)同組織目標(biāo),從而推動(dòng)其為了實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)而共享更多的知識(shí)。

其次,當(dāng)人力資源管理強(qiáng)度的一致性較高時(shí),一方面,各類人力資源管理信息在組織內(nèi)部傳遞和實(shí)施的過程中保持穩(wěn)定統(tǒng)一[4],這會(huì)減少因部門、職位和資歷等方面的差異對(duì)員工造成的隔閡,促進(jìn)了員工間的交流與合作,從而推動(dòng)了知識(shí)共享的產(chǎn)生;另一方面,員工察覺到組織傳遞的人力資源管理信息與其實(shí)際表現(xiàn)一致,提升了員工對(duì)于組織的信任感與認(rèn)同度[4],從而使其會(huì)為了組織的發(fā)展而更多地共享自己的知識(shí)。

最后,當(dāng)人力資源管理強(qiáng)度的共識(shí)性較高時(shí),一方面,高層決策者基于共同愿景達(dá)成了共識(shí),這會(huì)促進(jìn)員工之間形成共同的價(jià)值觀念[7],并使其為共同的目標(biāo)而奮斗,從而促進(jìn)了知識(shí)共享的產(chǎn)生;另一方面,組織傳遞的信息體現(xiàn)了人力資源管理的分配公平、程序公平與互動(dòng)公平[6],已有研究表明,能夠反映組織公平性的信息會(huì)使員工相信進(jìn)行知識(shí)共享不會(huì)為自己帶來(lái)?yè)p失,減少了員工進(jìn)行知識(shí)共享時(shí)的不安全感,從而推動(dòng)了知識(shí)共享的產(chǎn)生。由此,本文提出假設(shè)H1:人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享有正向影響。

2. 自我效能感的中介作用

自我效能感是個(gè)體對(duì)自身能力的評(píng)價(jià),反映了個(gè)體對(duì)于自身能力的認(rèn)知[11]。自我決定理論認(rèn)為,自我效能感是由組織環(huán)境對(duì)個(gè)體基本心理需要滿足的經(jīng)驗(yàn)所決定的[12]。個(gè)體的基本心理需要可以分為自主需要、勝任需要與關(guān)系需要三個(gè)方面,其中自主需要是指?jìng)€(gè)體在工作過程中感到的選擇感與自主性;勝任需要是指?jìng)€(gè)體在難度合適的工作中感到的勝任感;關(guān)系需要是指?jìng)€(gè)體在社交關(guān)系中感到的安全感與歸屬感[13]。現(xiàn)有研究已經(jīng)證實(shí)了自主需要、勝任需要與關(guān)系需要的滿足能夠提升個(gè)體的自我效能感[8],所以當(dāng)組織環(huán)境能夠滿足個(gè)體的三種基本心理需要時(shí),個(gè)體的自我效能感就會(huì)得到提升。由此,本文預(yù)期,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)自我效能感有正向影響,具體原因如下。

首先,從自主需要來(lái)講,當(dāng)人力資源管理強(qiáng)度較高時(shí),員工在和組織的不斷接觸中,能夠感到組織的人力資源管理不只是為組織服務(wù)的,還有助于實(shí)現(xiàn)自己的個(gè)人目標(biāo)[6],因而在工作的過程中會(huì)逐漸地感到自己擁有選擇權(quán)與自主權(quán)。因此,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)自主需要的滿足能夠提升員工的自我效能感。

其次,從勝任需要來(lái)講,當(dāng)人力資源管理強(qiáng)度較高時(shí),一方面,組織向員工提供了一致的人力資源管理信息,這有利于為員工建立穩(wěn)定的工作環(huán)境[7],使其減少因?yàn)檎吲c環(huán)境的變動(dòng)而損耗的心理資源,將更多的時(shí)間與精力集中在自己的工作上,從而更容易取得成功;另一方面,人力資源管理信息更加公開透明,會(huì)使員工更容易感知到組織向自己提供的成功機(jī)會(huì),如來(lái)自組織的資源與制度支持[14],這會(huì)使其更容易在工作中取得成功的經(jīng)驗(yàn)與體驗(yàn),產(chǎn)生勝任感。因此,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)勝任需要的滿足能夠提升員工的自我效能感。

最后,從關(guān)系需要來(lái)講,當(dāng)人力資源管理強(qiáng)度較高時(shí),員工能夠感受到組織對(duì)自己的支持,從而感到自己的工作與生活受到了保障,產(chǎn)生一種心理上的安全感[15];另一方面,員工能夠在工作中感受到組織的公平性并提升對(duì)組織的認(rèn)同度,這會(huì)使員工能夠更好地感受到領(lǐng)導(dǎo)與同事對(duì)他的關(guān)懷與贊賞,形成良好的人際關(guān)系。因此,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)關(guān)系需要的滿足能夠提升員工的自我效能感。由此,本文提出假設(shè)H2:人力資源管理強(qiáng)度對(duì)自我效能感有正向影響。

已有研究表明,自我效能感較高的員工相信自己的能力,愿意接受挑戰(zhàn)[3]。因此,本文預(yù)期自我效能感能夠促進(jìn)知識(shí)共享的產(chǎn)生,具體原因如下:一方面,自我效能感較高的員工出于對(duì)自己能力的自信,會(huì)設(shè)置更高的目標(biāo)水平,提高目標(biāo)的難度,已有研究證實(shí)個(gè)體目標(biāo)難度越高,為了能夠?qū)崿F(xiàn)這一目標(biāo),個(gè)體就越可能將自己擁有的知識(shí)和他人進(jìn)行共享[16];另一方面,自我效能感較高的員工愿意接受挑戰(zhàn),不懼怕和他人進(jìn)行知識(shí)共享會(huì)喪失自己的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),反而相信自己能夠通過獲取他人知識(shí)取得新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),提升自己的競(jìng)爭(zhēng)力和創(chuàng)新能力。由此,本文提出假設(shè)H3:自我效能感對(duì)知識(shí)共享有正向影響。

高人力資源管理強(qiáng)度能通過滿足員工的自主、勝任和關(guān)系需求來(lái)提升員工的自我效能感,而自我效能感得到提升的員工對(duì)自己的能力會(huì)更加自信,也就更敢于為了實(shí)現(xiàn)目標(biāo)來(lái)面對(duì)知識(shí)共享帶來(lái)的挑戰(zhàn),進(jìn)而產(chǎn)生更多的知識(shí)共享行為。由此,本文提出假設(shè)H4:自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度和知識(shí)共享之間起中介作用。

3. 員工信息素養(yǎng)的調(diào)節(jié)作用

信息素養(yǎng)是信息時(shí)代員工的基本素養(yǎng)之一,反映了員工在工作過程中處理各類信息的能力,它具有批判的認(rèn)知思維和大量的資源投入兩個(gè)特點(diǎn)。其中,批判的認(rèn)知思維是指這類員工對(duì)信息的認(rèn)知不是直接生成的,而是會(huì)將其與其他來(lái)源的相關(guān)信息結(jié)合后,在批判性反思的基礎(chǔ)上形成屬于自己的認(rèn)知[9];大量的資源投入是指這類員工為了能充分地利用信息,會(huì)投入大量的資源對(duì)所接受的信息進(jìn)行處理[17]。本文預(yù)期,員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用,具體原因如下。

一方面,當(dāng)員工信息素養(yǎng)較高時(shí),意味著員工具有批判的認(rèn)知思維[9]。此時(shí),即使高人力資源管理強(qiáng)度統(tǒng)一了各類人力資源管理信息[6],信息素養(yǎng)高的員工也不會(huì)對(duì)人力資源管理信息直接生成共同的認(rèn)知,而是會(huì)將它和其他來(lái)源的信息結(jié)合后,經(jīng)過批判性的反思最終形成屬于自己的認(rèn)知[9]。由于這一認(rèn)知過程涉及到除了人力資源管理信息外其他來(lái)源的信息,并受控于員工主觀的批判思維,因而會(huì)使這類員工對(duì)人力資源管理的認(rèn)知與他人存在差異[10],認(rèn)知上的差異使其容易在工作中與他人產(chǎn)生矛盾與分歧,增加了員工間進(jìn)行交流與合作的難度,從而阻礙了知識(shí)共享的產(chǎn)生。反之,當(dāng)員工信息素養(yǎng)較低時(shí),其信息來(lái)源相對(duì)單一,認(rèn)知的過程也較為簡(jiǎn)單[9],因而更容易在高人力資源管理強(qiáng)度的作用下直接生成對(duì)人力資源管理信息的共同認(rèn)知,推動(dòng)其與他人的交流與合作,從而使其產(chǎn)生更多的知識(shí)共享行為。

另一方面,當(dāng)員工信息素養(yǎng)較高時(shí),意味著員工對(duì)信息的處理過程會(huì)涉及到更多的對(duì)信息的評(píng)估、篩選、決策和實(shí)踐等諸多環(huán)節(jié),需要其投入大量的資源(如時(shí)間和精力)[17]。此時(shí),雖然高人力資源管理強(qiáng)度傳遞的人力資源管理信息有助于員工明確知識(shí)共享的方向,但高信息素養(yǎng)的員工對(duì)這些信息的處理卻會(huì)大量地減少其擁有的剩余資源,最終很可能使其減少知識(shí)共享這類角色外行為,以保證自己擁有充分的資源能投入到自己的本職工作之中[18]。反之,當(dāng)員工的信息素養(yǎng)較低時(shí),由于其較少對(duì)信息進(jìn)行處理,擁有更多的剩余資源,在高人力資源管理強(qiáng)度傳遞的人力資源管理信息使其明確知識(shí)共享的方向后,會(huì)更充分地投入到知識(shí)共享這種角色外行為之中,從而使其產(chǎn)生更多的知識(shí)共享行為。由此,本文提出假設(shè)H5:員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。具體而言,員工的信息素養(yǎng)越高,人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間的正向關(guān)系越弱。

二、 研究設(shè)計(jì)

1. 樣本與數(shù)據(jù)收集

本文采用問卷調(diào)查的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集,調(diào)查對(duì)象為廣西和廣東的兩家企業(yè)。在人力資源部門的協(xié)助下,研究者隨機(jī)抽取了企業(yè)中的員工作為調(diào)查對(duì)象,在調(diào)查前,明確告知參與者調(diào)查的匿名性以及調(diào)查結(jié)果僅供科學(xué)研究之用,調(diào)查不會(huì)對(duì)員工本人和所在企業(yè)產(chǎn)生任何不利影響,并承諾對(duì)他們填寫的所有信息絕對(duì)保密。

本文總共發(fā)放問卷300份,回收問卷264份,篩選出有效問卷221份,有效回收率為73.67%。221名樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析顯示:在年齡方面,20～29歲占20.80%,30～39歲占39.81%,40～49歲占25.79%,50歲及以上占13.60%;在職級(jí)方面,普通員工占61.99%,基層管理者占12.68%,中層管理者占17.19%,高層管理者占8.14%;所在部門方面,研發(fā)設(shè)計(jì)部門占30.77%,生產(chǎn)制造部門占13.57%,銷售部門占17.65%,財(cái)務(wù)部門占9.05%,管理部門占12.67%,其他部門占16.29%;在性別方面,男性占53.39%,女性占46.61%;在學(xué)歷方面,大專以下占10.86%,大專占12.67%,本科占68.78.%,碩士占3.62%,博士占4.07%;在工作年限方面,0～9年占54.30%,10～19年占29.42%,20～29年占13.12%,30年及以上占3.16%。

2. 測(cè)量工具

①人力資源管理強(qiáng)度。采用Hauff等[7]開發(fā)的人力資源管理強(qiáng)度量表,共7個(gè)項(xiàng)目,代表性問項(xiàng)為“我能夠感受到所在企業(yè)的一系列人力資源政策帶來(lái)的積極影響”“我們企業(yè)人力資源管理人員之間能夠?qū)崿F(xiàn)協(xié)調(diào)一致”(1=非常不符合,7=非常符合)。該量表在本文的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.901。

②自我效能感。采用Schwarzer等[19]開發(fā)的一般自我效能感量表,共有10個(gè)項(xiàng)目,代表性問項(xiàng)為“面對(duì)一個(gè)難題時(shí),我通常能找到幾個(gè)解決方法”“無(wú)論什么事在我身上發(fā)生,我都能應(yīng)對(duì)”(1=非常不符合,7=非常符合)。該量表在本文的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.913。

③員工信息素養(yǎng)。采用王宗軍等[17]開發(fā)的員工信息素養(yǎng)量表,共有6個(gè)項(xiàng)目,代表性問項(xiàng)為“在工作中,我善于快速地識(shí)別完成任務(wù)所需要的信息”“在工作中,我經(jīng)常準(zhǔn)確地分析出信息所包含的意義”(1=非常不符合,7=非常符合)。該量表在本文的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.841。

④知識(shí)共享。采用Hooff 等[1]開發(fā)的知識(shí)共享量表,共有10個(gè)項(xiàng)目,代表性問項(xiàng)為“在我學(xué)習(xí)了新知識(shí)后,我會(huì)讓部門的同事也能夠?qū)W習(xí)到它”“我讓我部門的同事共享我所擁有的技能”(1=非常不符合,7=非常符合)。該量表在本文的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.926。

⑤控制變量。選取人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量中的員工的年齡、職級(jí)、所在部門、性別、學(xué)歷以及工作年限作為本文的控制變量。

三、 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

1. 驗(yàn)證性因子分析

為了檢驗(yàn)研究所涉及變量的構(gòu)念區(qū)分性,本文對(duì)人力資源管理強(qiáng)度、自我效能感、員工信息素養(yǎng)與知識(shí)共享進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析,結(jié)果如表1所示。由表1可見,與其他三個(gè)模型相比,四因子模型對(duì)實(shí)際數(shù)據(jù)擬合得最理想(χ2/df=1.996, CFI=0.935, TLI=0.910, SRMR=0.065, RMSEA=0.067),說明本文涉及的四個(gè)變量具有良好的區(qū)分效度。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

2. 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本文的變量均由員工進(jìn)行評(píng)價(jià),收集到的變量信息可能會(huì)產(chǎn)生共同方法偏差問題,為此本文進(jìn)行了共同方法偏差檢驗(yàn)。參考Podsakoff等[20]的做法,加入共同方法潛因子,模型擬合參數(shù)χ2/df,CFI,TLI和RMSEA的變化結(jié)果如下:Δχ2/df=0.098,ΔCFI=0.014,ΔTLI=0.009,ΔRMSEA=0.003,CFI、TLI和RMSEA的變化量均低于臨界值0.02。綜上,本文并不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3. 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文所涉及的各變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及各變量之間的相關(guān)系數(shù)如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果

續(xù)表2

由表2可知, 人力資源管理強(qiáng)度與自我效能感以及知識(shí)共享間呈顯著正相關(guān)(r=0.493,p<0.001;r=0.474,p<0.001),自我效能感與知識(shí)共享呈顯著正相關(guān)(r=0.407,p<0.001)。這些變量的相關(guān)性結(jié)果為本文的假設(shè)提供了初步支持。

4. 假設(shè)檢驗(yàn)

本文首先檢驗(yàn)了人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的直接效應(yīng)以及自我效能感的中介效應(yīng),結(jié)果如表3所示。

表3 回歸分析結(jié)果

由表3可知:首先,以人力資源管理強(qiáng)度作為自變量,知識(shí)共享為因變量進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如模型2所示,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享有顯著正向影響(B=0.583,p<0.001),假設(shè)H1得到驗(yàn)證。其次,以人力資源管理強(qiáng)度為自變量,自我效能感為因變量進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如模型6所示,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)自我效能感有顯著正向影響(B=0.426,p<0.001),假設(shè)H2得到驗(yàn)證。最后,同時(shí)以人力資源管理強(qiáng)度與自我效能感為自變量,知識(shí)共享為因變量進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如模型3所示,自我效能感對(duì)知識(shí)共享有顯著正向影響(B=0.291,p<0.001),假設(shè)H3得到驗(yàn)證;與模型2相比,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的影響顯著降低(B=0.459,p<0.001),因此自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享的關(guān)系中起到部分中介作用,假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證中介作用,本文采用Bootstrap進(jìn)行了5 000次重復(fù)抽樣,對(duì)自我效能感的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表4所示,間接效應(yīng)的效應(yīng)值為0.124,在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包括0,再次驗(yàn)證了自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的中介作用,進(jìn)一步支持了假設(shè)H4。

表4 中介效應(yīng)的Bootstrap分析

為了驗(yàn)證調(diào)節(jié)作用,本文將人力資源管理強(qiáng)度與員工信息素養(yǎng)進(jìn)行中心化處理,然后相乘構(gòu)造交互項(xiàng)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如表3所示。模型2、模型4和模型5是以人力資源管理強(qiáng)度、員工信息素養(yǎng)及它們的交互項(xiàng)為自變量,知識(shí)共享為因變量進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。如模型5所示,人力資源管理強(qiáng)度和員工信息素養(yǎng)的交互項(xiàng)對(duì)知識(shí)共享有顯著負(fù)向影響(B=-0.173,p<0.05),假設(shè)H5得到驗(yàn)證,即員工的信息素養(yǎng)越高,人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間的正向關(guān)系越弱。

為了直觀地呈現(xiàn)員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的調(diào)節(jié)效應(yīng),參考Aiken等[21]的作法,分別取人力資源管理強(qiáng)度與員工信息素養(yǎng)的平均數(shù)加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的值代入回歸模型中,并進(jìn)行繪圖,結(jié)果如圖2所示。

圖2 員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

從圖2可以看出,當(dāng)員工信息素養(yǎng)較高時(shí),人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間的正向關(guān)系相對(duì)較弱(B=0.265,p<0.01);當(dāng)員工信息素養(yǎng)較低時(shí),人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間的正向關(guān)系相對(duì)較強(qiáng)(B=0.587,p<0.001),再次驗(yàn)證了假設(shè)H5。

四、 結(jié)論與討論

1. 研究結(jié)論

本文基于自我決定理論,檢驗(yàn)了人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的影響、自我效能感在二者間的中介作用以及員工信息素養(yǎng)在二者間的調(diào)節(jié)作用,實(shí)證結(jié)果支持了本文的假設(shè):第一,人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享有正向影響;第二,自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間的關(guān)系具有部分中介作用;第三,員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

2. 理論意義

首先,本文從人力資源管理措施實(shí)施過程的角度豐富了對(duì)知識(shí)共享前因的研究。以往從人力資源管理視角對(duì)知識(shí)共享前因的研究,大多局限于各類措施的具體內(nèi)容[5],缺少對(duì)其實(shí)施過程的探討。本文據(jù)此引入人力資源管理強(qiáng)度這一能夠衡量人力資源管理措施實(shí)施過程的重要指標(biāo)[4],證實(shí)了其對(duì)知識(shí)共享具有正向的影響,這一結(jié)論為從人力資源管理措施實(shí)施過程的角度探究知識(shí)共享的影響因素提供了有力的擴(kuò)展。

其次,本文從員工對(duì)自身認(rèn)知的角度檢驗(yàn)了人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享產(chǎn)生影響的心理過程機(jī)制。以往的研究主要探討了人力資源管理強(qiáng)度如何通過推動(dòng)員工對(duì)管理信息的有效認(rèn)知來(lái)影響員工行為[22],卻忽略了員工在這個(gè)過程中對(duì)自身的認(rèn)知。本文據(jù)此基于自我決定理論,引入自我效能感這一反映個(gè)體對(duì)自身能力評(píng)價(jià)的重要因素,驗(yàn)證了自我效能感在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的中介作用,這一結(jié)論拓展了解釋人力資源管理強(qiáng)度影響知識(shí)共享的內(nèi)在機(jī)制,同時(shí)也進(jìn)一步豐富了解釋人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工角色外行為產(chǎn)生積極影響的理論依據(jù)。

最后,本文從員工信息素養(yǎng)的視角擴(kuò)展了人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享發(fā)揮作用的邊界條件。以往關(guān)于人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工行為發(fā)揮作用的邊界條件主要從組織角度出發(fā),探討組織因素在人力資源管理信息向員工傳遞過程中的調(diào)節(jié)作用[7],卻較少關(guān)注員工自身處理信息的能力對(duì)組織信息傳遞效果的影響。本文據(jù)此引入了員工信息素養(yǎng)這一反映員工在工作過程中處理各類信息能力的重要變量,驗(yàn)證了員工信息素養(yǎng)在人力資源管理強(qiáng)度與知識(shí)共享間的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng),這一結(jié)論有助于深入理解人力資源管理強(qiáng)度影響知識(shí)共享的邊界條件。

3. 實(shí)踐啟示

首先,組織要重視人力資源管理的實(shí)施操作過程對(duì)組織知識(shí)管理的重要性。具體來(lái)講,組織管理者應(yīng)關(guān)注人力資源管理的具體實(shí)施過程,保證人力資源管理的政策與制度能落實(shí)到位。這就需要組織確保人力資源管理實(shí)踐內(nèi)容的明晰性、信息傳達(dá)的準(zhǔn)確性、執(zhí)行過程的一致性以及各方人員的共識(shí)性,減少因?yàn)閷?shí)施過程的疏忽對(duì)員工的理解造成偏差,使人力資源管理充分獲得員工的信任與認(rèn)可,從而真正地推動(dòng)員工的知識(shí)共享行為。

其次,組織要關(guān)注對(duì)員工自我效能感的提升在員工產(chǎn)生知識(shí)共享行為過程中的重要作用。具體來(lái)講,組織管理者應(yīng)審視人力資源管理實(shí)踐內(nèi)容的設(shè)計(jì)是否以員工為核心,保證員工在工作中有充分的自主權(quán);同時(shí)考慮員工在工作中的各項(xiàng)需要,為員工提供能力培訓(xùn)以及工作資源等方面的支持,幫助員工在工作中取得成功;注重與員工相處的方式方法,建立良好的人際關(guān)系,從而使員工敢于面對(duì)知識(shí)共享帶來(lái)的挑戰(zhàn),將自己的知識(shí)與他人共享。

最后,組織要關(guān)注對(duì)員工信息素養(yǎng)培訓(xùn)的方式和方法。信息素養(yǎng)是信息時(shí)代員工必須具備的素養(yǎng)之一,能幫助員工更好地處理工作中面對(duì)的信息,然而本文的結(jié)果顯示,員工的信息素養(yǎng)會(huì)減弱人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的推動(dòng)效果。因此,組織在對(duì)員工的信息素養(yǎng)進(jìn)行培訓(xùn)的過程中,要注意和員工多交流多溝通,對(duì)員工進(jìn)行正確的引導(dǎo),保證員工對(duì)人力資源管理信息的認(rèn)知合乎組織的期望,盡量規(guī)避員工信息素養(yǎng)對(duì)組織帶來(lái)的負(fù)面作用。