劉 歡 安立仁

1 引 言

在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，傳統(tǒng)的工業(yè)技術(shù)或技能已無法驅(qū)動(dòng)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力績效，知識(shí)成為組織生存和成功的關(guān)鍵資本。只有促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部知識(shí)的有效流通，才能最大限度的整合其他要素并實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益最大化。個(gè)體作為知識(shí)的載體、智力資本的擁有者，承擔(dān)著知識(shí)獲取、轉(zhuǎn)移和利用的重任。組織期望通過知識(shí)在組織成員間的流通來提高競(jìng)爭(zhēng)力和經(jīng)濟(jì)效益，因此，管理層通過各種努力想要加強(qiáng)知識(shí)的共享，但結(jié)果不盡人意（Hislop 2002［1］）。員工之間的知識(shí)共享是一種超越工作角色要求之外的一種行為（Sudibjo Niko等2021［2］），它取決于員工的共享意愿。即使員工受到鼓勵(lì)和獎(jiǎng)勵(lì)，這種不愿意轉(zhuǎn)移知識(shí)的做法依然存在（Mathrani和Edwards 2020［3］）。當(dāng)組織中個(gè)體面對(duì)同事的某種知識(shí)請(qǐng)求時(shí)，可能發(fā)生刻意掩飾或故意隱瞞行為的現(xiàn)象，Connelly等(2012)［4］稱這種現(xiàn)象為知識(shí)隱藏。有學(xué)者對(duì)1700位讀者進(jìn)行了民意調(diào)研，結(jié)果顯示，高達(dá)76%的員工承認(rèn)其對(duì)同事有知識(shí)隱藏的行為（2006）［5］。來自AMR的研究結(jié)果表明，僅2008年一年公司就投資了近730億美元用于知識(shí)管理，但知識(shí)流通的效果依然很不理想（何亦名和姜榮萍 2014［6］）。來自中國的一項(xiàng)調(diào)查顯示，在工作場(chǎng)所中曾有過知識(shí)隱藏行為的員工比例高達(dá)46%。大量研究表明，組織中普遍存在知識(shí)隱藏行為（Connelly等 2012［4］）。這妨礙了新知識(shí)的傳遞以及新思想的開發(fā)。只有有效抑制這種消極知識(shí)行為，才能加強(qiáng)組織中的合作創(chuàng)新，促進(jìn)知識(shí)共享等積極知識(shí)行為，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)其組織目標(biāo)提供良好的知識(shí)資源的供給。

國內(nèi)外學(xué)者通過研究和觀察知識(shí)隱藏行為發(fā)生的前因與后果，以期促進(jìn)組織內(nèi)部知識(shí)的有效流動(dòng)，加強(qiáng)知識(shí)管理，提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。目前對(duì)于知識(shí)隱藏行為前因變量的研究主要從知識(shí)屬性、人際關(guān)系和組織氛圍三個(gè)方面分析其中某個(gè)因素對(duì)知識(shí)隱藏的影響，涉及創(chuàng)新時(shí)間壓力（李錫元等 2021［7］）、工作場(chǎng)所欺負(fù)（Zhu Yao等 2020［8］）、倫理型領(lǐng)導(dǎo)（Abdullah等 2019［9］）、人際不信任（趙紅丹和夏青 2019［10］）、職場(chǎng)排斥（高天茹和賀愛忠 2019［11］）、知識(shí)所有權(quán)（潘偉和張慶普 2016［12］）等。雖然知識(shí)隱藏行為已引起學(xué)者們的關(guān)注，并在相關(guān)領(lǐng)域取得了一定的研究成果，為我們?cè)趯?shí)際管理策略制定過程提供了一定的理論基礎(chǔ)與對(duì)策建議，但限于已有研究數(shù)量與理論發(fā)展進(jìn)程，關(guān)于知識(shí)隱藏的驅(qū)動(dòng)因素與發(fā)生機(jī)理還有待進(jìn)一步的完善與探究。綜觀已有研究成果：首先，在知識(shí)隱藏行為眾多的前因變量中，個(gè)人的心理動(dòng)機(jī)是最為復(fù)雜也是最具有驅(qū)動(dòng)力的因素，而鮮有研究從個(gè)體心理感知層面對(duì)知識(shí)隱藏前因變量進(jìn)行研究，本研究從個(gè)體的心理層面基于理性行為理論和社會(huì)交換理論來探究個(gè)體心理感知的期望收益對(duì)知識(shí)隱藏行為的影響，期望關(guān)注知識(shí)擁有者在面對(duì)來自同事的知識(shí)請(qǐng)求時(shí)，自身內(nèi)在心理變化而引起外在的行動(dòng)反應(yīng)；其次，在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，個(gè)體因擁有的知識(shí)資源而產(chǎn)生的知識(shí)權(quán)力必然成為個(gè)體知識(shí)行為的重要影響因素，已有研究探討了知識(shí)權(quán)力損失對(duì)知識(shí)隱藏的中介作用，但并未將知識(shí)權(quán)力作為前因變量探討對(duì)知識(shí)隱藏意愿產(chǎn)生的影響，本研究基于資源基礎(chǔ)理論探討了知識(shí)權(quán)力對(duì)知識(shí)隱藏意愿的影響，彌補(bǔ)了這一研究空缺；最后，已有研究證實(shí)了自我效能感知對(duì)知識(shí)隱藏的作用機(jī)制，但并未明確是作用于知識(shí)隱藏意愿還是知識(shí)隱藏行為，本研究將知識(shí)隱藏意愿與行為區(qū)分開來，并引入自我效能感知作為調(diào)節(jié)變量，來探究自我效能感知在知識(shí)隱藏意愿與行為轉(zhuǎn)變過程中起到的作用大小，以更深入了解該行為的發(fā)生機(jī)制。

基于以上分析，本研究從企業(yè)對(duì)于員工個(gè)體知識(shí)管理角度出發(fā)，以312名知識(shí)型員工為調(diào)研對(duì)象，研究員工個(gè)體期望收益、知識(shí)權(quán)力感知對(duì)知識(shí)隱藏行為的影響，并在知識(shí)隱藏意愿與知識(shí)隱藏行為之間引入自我效能感作為調(diào)節(jié)變量，以進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)知識(shí)隱藏行為的前因變量以及發(fā)生機(jī)制中的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行進(jìn)一步的探索，以此來豐富知識(shí)隱藏相關(guān)理論，并通過研究假設(shè)的驗(yàn)證為抑制知識(shí)隱藏行為提供更加精準(zhǔn)的管理策略支持與方向，以完善組織知識(shí)管理體系，促進(jìn)組織創(chuàng)新績效。

2 研究假設(shè)與概念模型

2.1 研究假設(shè)

Ajzen（1991）［13］認(rèn)為個(gè)體采取某種行為的意愿會(huì)受到他/她對(duì)這種行為產(chǎn)生結(jié)果的期望值的影響。假如個(gè)體能夠預(yù)測(cè)到某種行為會(huì)導(dǎo)致的結(jié)果，那么這一行為將很可能是個(gè)體的首選?？茽柭睦硇赃x擇理論認(rèn)為不同的行動(dòng)會(huì)產(chǎn)生不同的“效益”，行動(dòng)者會(huì)以獲取“效益”最大化為行動(dòng)準(zhǔn)則而有目的的去選擇行為與事物。根據(jù)以上理論分析，在組織中，當(dāng)個(gè)體遇到其他組織成員的知識(shí)請(qǐng)求時(shí)，會(huì)理性的通過考慮即將采取某種特定行為所帶來的利益偏好。例如，個(gè)體面對(duì)組織其他成員的特定知識(shí)請(qǐng)求時(shí)，可以通過隱藏知識(shí)這種行為而提高自己知識(shí)資源的獨(dú)特性，因?yàn)檫@種資源的獨(dú)特性會(huì)加強(qiáng)自己對(duì)某些特殊領(lǐng)域知識(shí)的控制權(quán)進(jìn)而提升自己在組織中的競(jìng)爭(zhēng)力與價(jià)值。我們將這這種預(yù)判的“效益”成為期望收益。員工會(huì)為了不斷地提升自己的競(jìng)爭(zhēng)力與企業(yè)內(nèi)的存在價(jià)值即為了獲得更多的期望收益而樂于采取知識(shí)隱藏行為，據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：期望收益正向影響知識(shí)隱藏行為意愿

假設(shè)2：期望收益正向影響知識(shí)隱藏行為

資源基礎(chǔ)理論認(rèn)為，企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來源于特殊的異質(zhì)資源。而這種特殊資源獲取的一個(gè)重要途徑就是知識(shí)管理。知識(shí)生產(chǎn)、傳播的全過程，知識(shí)分子的活動(dòng)，知識(shí)資源的分配都需要權(quán)力進(jìn)行維持（費(fèi)孝通2008［14］）。后現(xiàn)代哲學(xué)家?？碌热苏J(rèn)為：通過對(duì)已有資源進(jìn)行開發(fā)與激勵(lì)，可生成知識(shí)和話語權(quán)，進(jìn)而影響和掌控生活。這是因?yàn)闄?quán)力具有生成性和創(chuàng)造性。因此，本研究選取知識(shí)權(quán)力感知構(gòu)念來反映個(gè)體對(duì)完成特定行為所需知識(shí)資源的控制程度（王元 2015［15）。個(gè)體對(duì)行動(dòng)的控制力會(huì)隨著自己所掌握的資源與機(jī)會(huì)的增強(qiáng)、預(yù)期阻礙的減少而越來越強(qiáng)（Fontana 和Matt 2009［16］）。當(dāng)員工自身所掌握的重要知識(shí)資源越多，則擁有由知識(shí)資源產(chǎn)生的知識(shí)權(quán)力越大，對(duì)自己的行為掌控程度越高。更能夠顯著增強(qiáng)個(gè)體執(zhí)行特定行為的意向（Zhang Sheng等 2021［17］）。由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：知識(shí)權(quán)力感知正向影響知識(shí)隱藏意愿

1975年美國心理學(xué)家Fishbein&Ajzen提出理性行為理論，試圖探究理性個(gè)體某種特定行為所隱含的內(nèi)在心理機(jī)制。其主要基本假設(shè)為：決定某項(xiàng)行為是否發(fā)生的重要因素是個(gè)體對(duì)這種行為的行為意圖，即行為意愿和行為之間存在著高度的相關(guān)性。Armitage等（2001）［18］采用元分析方法檢驗(yàn)了意愿與行為二者之間的關(guān)系強(qiáng)度，認(rèn)為意愿對(duì)行為具有較強(qiáng)的解釋力。楊君茹等（2018）［19］通過對(duì)345名城鎮(zhèn)居民進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民家庭節(jié)能行為意愿對(duì)居民家庭節(jié)能行為有顯著正向影響。何俊琳等（2018）［20］通過對(duì)來自深圳市高新技術(shù)企業(yè)的301名員工進(jìn)行調(diào)查后驗(yàn)證了知識(shí)共享意愿正向預(yù)測(cè)知識(shí)共享。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：知識(shí)隱藏意愿正向影響知識(shí)隱藏行為

自我效能感指?jìng)€(gè)體對(duì)自己能否在一定水平行完成某一活動(dòng)所需的能力判斷、信念或主體自我把握和感受。班杜拉認(rèn)為，個(gè)體潛能受到自我效能的主導(dǎo)影響，對(duì)個(gè)體做出選擇時(shí)發(fā)揮了關(guān)鍵作用（Bandura 1989［21］）。雖然本文假設(shè)知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為有正向影響作用，但對(duì)不同程度自我效能感的個(gè)體而言，這種正向影響會(huì)有程度上的差別，對(duì)于自我效能感較高的個(gè)體而言，他們對(duì)自身能力有很強(qiáng)的自信，因而他們不懼怕知識(shí)隱藏對(duì)自身競(jìng)爭(zhēng)帶來的不利影響，也相信自己能夠不斷通過知識(shí)獲取新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。因此，高自我效能的員工在知識(shí)隱藏意愿的驅(qū)動(dòng)下會(huì)加強(qiáng)自己的知識(shí)隱藏行為；反之，自我效能感較低的個(gè)體相對(duì)會(huì)更愿意進(jìn)行知識(shí)分享；由此提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：自我效能感在知識(shí)隱藏意愿和知識(shí)隱藏行為之間起到正向調(diào)節(jié)作用。自我效能感越強(qiáng)，知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為的正向關(guān)系越強(qiáng)；自我效能感越弱，知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為的正向關(guān)系越弱。

2.2 概念模型

基于以上分析，本研究構(gòu)建的概念模型如圖1所示。

圖1 概念模型

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究測(cè)量變量采用李克特5級(jí)量表?；谝延形墨I(xiàn)和相關(guān)實(shí)證分析開發(fā)變量測(cè)量指標(biāo)。知識(shí)隱藏意愿的測(cè)量參考Ajzen、Bock&Kim等的量表；知識(shí)隱藏行為的測(cè)量參考Connelly等的研究結(jié)果；期望收益參考Rock&Kimhe、Szulanski等的量表；知識(shí)權(quán)力感知的測(cè)量參考Knoke、黨興華等的研究成果；自我效能感的測(cè)量參考Bandura、Olive&Shapir等的量表。

通過對(duì)軟件、文化創(chuàng)意、互聯(lián)網(wǎng)等行業(yè)知識(shí)型員工采用網(wǎng)絡(luò)和紙質(zhì)兩種方式發(fā)放問卷，最終共發(fā)放問卷355份，剔除無效問卷，一共收集到312份有效問卷，有效率為87.89%，樣本的基本情況如表1所示。由于數(shù)據(jù)均來自同一個(gè)被試獨(dú)立主觀評(píng)價(jià)的5級(jí)Likert量表，因此有可能造成預(yù)測(cè)變量與校標(biāo)變量之間人為的共變，所以第一步需要進(jìn)行的是共同方法偏差檢驗(yàn)。本文采用Harman單因子檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn)。對(duì)所有測(cè)量項(xiàng)目在未旋轉(zhuǎn)的情況下進(jìn)行探索性因子分析，得到5個(gè)特征根大于1的公因子，第一個(gè)公因子解釋了28.093%的變異量，小于30%，這一結(jié)果說明不存在能夠解釋大部分變異量的單一因子。因此可以認(rèn)為不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，可以進(jìn)行下一步的數(shù)據(jù)分析。

表1 樣本基本情況

3.2 數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)分析采用結(jié)構(gòu)方程模型方法進(jìn)行。結(jié)構(gòu)方程模型中有兩個(gè)基本的模型：測(cè)量模型（measured model）與結(jié)構(gòu)模型（structural model）。測(cè)量模型主要用來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)在質(zhì)量。結(jié)構(gòu)模型即是潛在變量間因果關(guān)系模型的說明。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)推薦的兩步法（陳曉萍等 2008［22］），本研究首先分析測(cè)量模型，考查問卷的信度和效度。然后分析結(jié)構(gòu)模型，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷募僭O(shè)。

（1）測(cè)量模型

①信度分析

利用Cronbach，s α系數(shù)來檢驗(yàn)問卷數(shù)據(jù)測(cè)量的結(jié)構(gòu)是否真實(shí)可信。Hair等（1988）［23］建議，Cronbach，s α 系數(shù)值應(yīng)該在0.7以上。問卷數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有因子的Cronbach，s α值分別為0.838、0.724、0.860、0.794和0.871均高于0.7，因此本研究通過問卷收集的數(shù)據(jù)是穩(wěn)定可信的。

②效度分析

效度（Vaildity）一般通過內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度來檢驗(yàn)量表的正確性。內(nèi)容效度指測(cè)量的項(xiàng)目相對(duì)擬測(cè)內(nèi)容的適當(dāng)程度。量表來源于已有文獻(xiàn)的成熟量表，且針對(duì)本研究對(duì)象征得相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜业恼{(diào)修意見整理而來，以此保證量表具有較高的內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)效度通過組合信度(AVE) 和平均變異萃取量( CR)來表征。AVE反映了每個(gè)潛變量所解釋的變異量中有多少來自于該潛變量中所有題目，當(dāng)AVE值大于0.50時(shí)表示該潛變量具有較好的收斂效度。CR反映了每個(gè)潛變量中所有題目是否一致性地解釋該潛變量，當(dāng)該值高于0.70時(shí)表示該潛變量具有較好的建構(gòu)信度。通過計(jì)算得知期望的組合信度(AVE) 分別為0.5895、0.5099、0.5731、0.5795和0.5897；平均變異萃取量( CR) 分別為0.8516、0.757、0.843、0.8047和0.8517，均滿足適配標(biāo)準(zhǔn)，說明調(diào)查問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)。

③結(jié)構(gòu)模型擬合優(yōu)度分析

運(yùn)用AMOS22.0執(zhí)行SEM分析，經(jīng)過模型修正，表2結(jié)果顯示各個(gè)擬合度指數(shù)數(shù)值均在建議數(shù)值范圍內(nèi)，因而，本模型模擬度良好。

表2 研究模型擬合指標(biāo)

（2）結(jié)構(gòu)模型

運(yùn)用AMOS22.0對(duì)潛在變量間的因果關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。由表3可知，期望收益對(duì)知識(shí)隱藏意愿具有顯著正向影響，表明員工預(yù)測(cè)知識(shí)隱藏行為帶來的期望收益越多，那么這一行為產(chǎn)生的意愿就越強(qiáng)烈。由表可知，這個(gè)路徑系數(shù)是0.548（P＜0.001），研究假設(shè)1成立；研究假設(shè)2認(rèn)為，期望收益對(duì)知識(shí)隱藏行為有正向影響作用，但是路徑系數(shù)是0.024（P＞0.1），該作用路徑?jīng)]有通過檢驗(yàn)，拒絕研究假設(shè)2；知識(shí)權(quán)力感知對(duì)知識(shí)隱藏意愿具有顯著正向影響，表明當(dāng)員工自己所掌握的知識(shí)資源越多，即擁有由知識(shí)資源產(chǎn)生的知識(shí)權(quán)力越大時(shí)，產(chǎn)生的知識(shí)隱藏行為的意愿越強(qiáng)，由表可3知，這一路徑系數(shù)是0.361（P＜0.001），研究假設(shè)3成立。知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為具有顯著正向影響，表明員工產(chǎn)生知識(shí)隱藏意愿越強(qiáng)烈，則越有可能采取知識(shí)隱藏行為，該路徑系數(shù)為0.683（P＜0.001），研究假設(shè)4成立。

表3 模型的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

以知識(shí)隱藏意愿為自變量，知識(shí)隱藏行為為因變量，自我效能感為調(diào)節(jié)變量做層次回歸分析。表4結(jié)果表明，知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為具有顯著正向關(guān)系，再加入調(diào)節(jié)變量自我效能感（模型2），最后加入交互項(xiàng)（模型3），得到回歸方程F的統(tǒng)計(jì)值為70.875（P＜0.001），回歸分析顯著；調(diào)整后的R2從0.370提升為0.403，解釋力有輕微的提高；且交互項(xiàng)的回歸系數(shù)值為0.156（P＜0.001），具有顯著性，由此可見，自我效能感對(duì)知識(shí)隱藏意愿與知識(shí)隱藏行為之間的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)5驗(yàn)證通過。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

本研究在文獻(xiàn)探討與理論回顧的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了期望收益、知識(shí)權(quán)力感知對(duì)知識(shí)隱藏行為影響的理論模型，并基于計(jì)劃行為理論在知識(shí)隱藏意愿與知識(shí)隱藏行為之間引入自我效能感作為調(diào)節(jié)變量。針對(duì)知識(shí)型員工通過問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證了相關(guān)理論假設(shè)。研究結(jié)果表明：期望收益與知識(shí)權(quán)力感知顯著正向影響知識(shí)隱藏意愿，知識(shí)隱藏意愿在自我效能感的正向調(diào)節(jié)作用下正向影響知識(shí)隱藏行為。本研究結(jié)果對(duì)于知識(shí)型員工知識(shí)隱藏行為、知識(shí)權(quán)力感知、期望收益的相關(guān)理論和實(shí)踐都有重要的意義。

期望收益對(duì)知識(shí)隱藏意愿有顯著正向影響。根據(jù)理性行為理論，個(gè)體會(huì)理性的趨向于提高自己的利益，避免不必要的風(fēng)險(xiǎn)。因此，員工個(gè)體會(huì)在期望利益的驅(qū)動(dòng)下，為提升自身的地位、績效等不愿意分享自己的知識(shí)，而采取知識(shí)隱藏行為。知識(shí)權(quán)力感知對(duì)知識(shí)隱藏意愿有顯著正向影響。員工因掌握重要的知識(shí)資源而逐漸擁有了更多的話語權(quán)、支配權(quán)、高度認(rèn)可等影響力，即知識(shí)權(quán)力。當(dāng)員工個(gè)體感知到知識(shí)權(quán)力而獲取的優(yōu)越感時(shí)會(huì)促使其越發(fā)的想要維護(hù)自身所擁有獨(dú)特的知識(shí)資源，不愿意與其他人分享，也即因知識(shí)資源而形成的知識(shí)權(quán)力會(huì)增強(qiáng)員工個(gè)體知識(shí)隱藏的意愿。本研究提出期望收益與知識(shí)權(quán)力感知是影響知識(shí)型員工知識(shí)隱藏意愿的有效變量。研究結(jié)論不僅豐富了知識(shí)隱藏前因變量的探索，而且將理性選擇理論、資源保存理論與知識(shí)隱藏理論結(jié)合起來對(duì)知識(shí)隱藏的研究又前進(jìn)了一步。

知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為有顯著的正向影響。自我效能感對(duì)知識(shí)隱藏意愿和知識(shí)隱藏行為起到了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。理性行為理論認(rèn)為，個(gè)體的行為可以由意愿合理推斷。本文在理論假設(shè)的基礎(chǔ)上通過實(shí)證分析驗(yàn)證了知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為的顯著性正向影響。員工個(gè)體作為知識(shí)的載體，其復(fù)雜的內(nèi)心活動(dòng)和個(gè)體的差異性決定了不同強(qiáng)度自我效能感的員工產(chǎn)生的知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為的影響程度是不同的。研究結(jié)果表明：知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為正向影響關(guān)系在員工個(gè)體自我效能感（不同條件下）的變化及其背后的原因，即高自我效能感的員工，其知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為的正向影響會(huì)加強(qiáng)，而低自我效能感的員工，其知識(shí)隱藏意愿對(duì)知識(shí)隱藏行為的正向影響會(huì)減弱。由于認(rèn)知的有限理性，我們?cè)诶碚摪l(fā)展初期無法全面考慮到適用條件與范圍，自我效能感解釋的并不是知識(shí)隱藏意愿與知識(shí)隱藏行為之間關(guān)系內(nèi)部的機(jī)制，而是二者的關(guān)系在不同的條件下有所變化。通過知識(shí)隱藏行為發(fā)生條件的界定，使理論對(duì)知識(shí)隱藏意愿與知識(shí)隱藏行為變量間關(guān)系發(fā)生的解釋更為精細(xì)。

4.2 政策建議

克服知識(shí)隱藏將會(huì)對(duì)企業(yè)成功地進(jìn)行知識(shí)管理，保持員工創(chuàng)造力，增加員工互信，通過知識(shí)創(chuàng)新獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)大有裨益（?eme等 2014［24］），鑒于員工期望收益、知識(shí)權(quán)利感知對(duì)知識(shí)隱藏的影響研究，提出以下建議：

首先，在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，組織創(chuàng)新依賴于知識(shí)資源的有效管理，特別是知識(shí)的有效流動(dòng)與共享。在知識(shí)型組織中過于強(qiáng)調(diào)個(gè)體權(quán)力、地位、短期績效等會(huì)給予員工過高的收益期望，進(jìn)而會(huì)促使員工為了維護(hù)自身的利益而產(chǎn)生較強(qiáng)的知識(shí)隱藏意愿，這對(duì)于知識(shí)型組織中知識(shí)流動(dòng)與創(chuàng)新造成了很大的阻礙。因此，采取加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)合作，強(qiáng)調(diào)集體榮譽(yù)與營造企業(yè)內(nèi)部開放、創(chuàng)新的企業(yè)文化；將員工個(gè)體績效的考核與企業(yè)長期績效掛鉤等措施，能夠有效降低員工知識(shí)隱藏意愿，促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部知識(shí)共享進(jìn)而提高企業(yè)知識(shí)的創(chuàng)新與積累。

其次，權(quán)力決定了個(gè)體的支配權(quán)和影響力，由于掌握了重要的知識(shí)資源而產(chǎn)生的知識(shí)權(quán)力會(huì)促使個(gè)體為維護(hù)自己所擁有的權(quán)力而產(chǎn)生較強(qiáng)的知識(shí)隱藏意愿。知識(shí)權(quán)力感知不僅使員工與員工之間產(chǎn)生一定的距離感，而且由于阻礙了知識(shí)的流動(dòng)而使距離感加深，這樣不僅不利于和諧的同事關(guān)系，還會(huì)由于知識(shí)隱藏而造成企業(yè)內(nèi)部知識(shí)共享受到阻礙。因此，企業(yè)可以通過需求分析而對(duì)于員工進(jìn)行針對(duì)性的培訓(xùn)，盡量縮小員工與員工之間的知識(shí)距離；其次，根據(jù)員工個(gè)體差異性幫助其制定職業(yè)發(fā)展規(guī)劃，培養(yǎng)其核心競(jìng)爭(zhēng)力，以此來弱化知識(shí)權(quán)力的影響，有效抑制由于知識(shí)權(quán)力而產(chǎn)生的知識(shí)隱藏意愿，提升企業(yè)整體知識(shí)存量；最后，在營造企業(yè)文化的過程中，加強(qiáng)培養(yǎng)員工的忠誠度，最大可能將以員工為載體的知識(shí)“公有化”，培養(yǎng)員工的主人翁意識(shí)，盡量將減少因?yàn)橐患核嚼辉腹蚕碇R(shí)。

最后，由于員工個(gè)體的差異性，即使其由于各種前因變量而產(chǎn)生知識(shí)隱藏意愿，但員工真正采取知識(shí)隱藏行為還受到了很多條件的限制與影響。這里我們驗(yàn)證了員工自我效能感的調(diào)節(jié)作用。以此為導(dǎo)向弱化員工的個(gè)性需求，并制定相應(yīng)的激勵(lì)政策，盡量減少知識(shí)隱藏行為的發(fā)生。

4.3 研究局限與展望

影響知識(shí)隱藏行為的因素很多，本研究在設(shè)計(jì)理論模型時(shí)考量的因素具有很大的局限性，未來還需我們努力探索更多的影響因素。另外，本研究對(duì)于知識(shí)隱藏行為慣用了以一個(gè)整體性定義進(jìn)行研究，并沒有以知識(shí)隱藏的三個(gè)維度（合理隱藏、推脫隱藏、裝傻隱藏）進(jìn)行詳細(xì)的區(qū)分研究。期望收益、知識(shí)權(quán)力感知等前因變量對(duì)于不同的維度的作用是否存在差異，自我效能感對(duì)于不同維度的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在差異。進(jìn)行區(qū)分維度的研究，能夠幫助我們制定出更準(zhǔn)確的管理制度與策略，也能夠幫助我們更加有效的促進(jìn)組織內(nèi)部知識(shí)的流動(dòng)與共享，促進(jìn)組織創(chuàng)新。本研究驗(yàn)證了自我效能感對(duì)于知識(shí)隱藏與知識(shí)隱藏行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為知識(shí)隱藏意愿與知識(shí)隱藏行為之間的關(guān)系限定了一定的條件。為降低組織中的知識(shí)隱藏行為提供了參考條件。但由于個(gè)體的差異性，以及員工行為發(fā)生的復(fù)雜性，僅僅析出自我效能感這一調(diào)節(jié)變量是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。為更深入的了解員工知識(shí)隱藏行為，制定相應(yīng)的管理與激勵(lì)制度，促進(jìn)組織內(nèi)部知識(shí)流動(dòng)，以實(shí)現(xiàn)組織知識(shí)創(chuàng)新與知識(shí)資源的積累，我們應(yīng)探索知識(shí)隱藏行為更多的限制和影響的因素與條件。

由于知識(shí)隱藏這一行為并不會(huì)被員工公開認(rèn)可，即使在匿名調(diào)查的情況下，個(gè)體也會(huì)有所顧慮，這樣會(huì)直接影響到問卷調(diào)查結(jié)果的質(zhì)量。此外，被調(diào)查者在填寫問卷時(shí)，會(huì)傾向于美化自己，也會(huì)造成問卷的失真。因此，未來研究可嘗試現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)或案例研究的方法。