基于修正TPB的知識(shí)共享行為實(shí)證研究

摘 要：文章在修正TPB的基礎(chǔ)上，通過(guò)對(duì)江蘇省通訊業(yè)員工知識(shí)共享行為的實(shí)證調(diào)研，試圖揭開知識(shí)共享行為發(fā)生的內(nèi)在機(jī)理，研究結(jié)論包括：（1）個(gè)體知識(shí)共享意愿和外部控制對(duì)知識(shí)共享行為有積極影響；（2）外部控制在知識(shí)共享意愿和行為之間起到正向調(diào)節(jié)作用；（3）知識(shí)共享的態(tài)度、主觀規(guī)范和內(nèi)部控制有助于促進(jìn)知識(shí)共享意愿的提升。該研究不僅完善了TPB，并為TPB在知識(shí)共享領(lǐng)域的應(yīng)用提供了新的證據(jù)。

關(guān)鍵詞：知識(shí)共享行為 修正TPB 通訊業(yè)知識(shí)型員工

中圖分類號(hào)： G203文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)： 1003-6938（2012）05-0058-07

面對(duì)瞬息萬(wàn)變的生存環(huán)境，國(guó)內(nèi)外企業(yè)紛紛采用了知識(shí)管理來(lái)洞悉和挖掘員工的知識(shí)價(jià)值，以獲取可持續(xù)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。知識(shí)管理被定義為“創(chuàng)造、獲取、記錄、分享和使用知識(shí)的過(guò)程”[1]。在這些知識(shí)管理活動(dòng)中，知識(shí)共享被視為核心的議題，其原因主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：（1）知識(shí)的資本面：知識(shí)并沒有一般資源報(bào)酬效益遞減的現(xiàn)象，恰恰相反，知識(shí)越分享越會(huì)發(fā)揮其價(jià)值，并能產(chǎn)生1+1>2的疊加效應(yīng)；（2）知識(shí)的績(jī)效面：企業(yè)內(nèi)部的專門知識(shí)常有特定性，因而難以向外采購(gòu)而只能靠?jī)?nèi)部共享實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)移，如果知識(shí)無(wú)法共享則會(huì)造成企業(yè)內(nèi)重復(fù)開發(fā)的浪費(fèi)與重蹈覆轍的成本損失。

雖然知識(shí)共享對(duì)企業(yè)高效管理知識(shí)的重要性不容小覷，然而在企業(yè)知識(shí)管理的實(shí)踐中，以知識(shí)共享的實(shí)現(xiàn)最為困難[2]?！拔镆韵橘F”的組織經(jīng)濟(jì)邏輯教育員工慣性地囤積或匿藏知識(shí)。尤其是在處于轉(zhuǎn)型期的中國(guó)背景下，員工普遍具有規(guī)避不確定性風(fēng)險(xiǎn)的意識(shí)，往往傾向于“留一手”以保護(hù)自身在企業(yè)內(nèi)的地位。因此，“改變個(gè)體共享知識(shí)的行為”儼然已成為我國(guó)企業(yè)推行知識(shí)管理面臨的最大挑戰(zhàn)。本研究以江蘇省通訊業(yè)知識(shí)型員工為研究對(duì)象，旨在探究組織內(nèi)部知識(shí)型員工知識(shí)共享行為發(fā)生的內(nèi)部機(jī)理，以期為我國(guó)企業(yè)推進(jìn)員工知識(shí)共享行為提供綜合分析的理論模型和具有可操作性的對(duì)策建議。

1 基礎(chǔ)理論

1.1 TPB簡(jiǎn)介

社會(huì)心理學(xué)認(rèn)為，個(gè)體的一般行為在發(fā)生以前會(huì)受到一定意圖的驅(qū)使。根據(jù)這種“意圖——行為”模式的研究思路，F(xiàn)ishbein和Ajzen[3]提出了著名的理性行為理論（Theory of Reasoned Action，簡(jiǎn)稱TRA），用于預(yù)測(cè)及解釋個(gè)體理性行為的發(fā)生。依據(jù)TRA，個(gè)體對(duì)某種行為的態(tài)度和主觀規(guī)范決定了個(gè)體是否會(huì)萌發(fā)行為的意愿，而個(gè)體的行為意愿又進(jìn)一步?jīng)Q定了個(gè)體是否會(huì)產(chǎn)生該行為。

雖然TRA是研究理性行為的基礎(chǔ)理論之一，但長(zhǎng)期以來(lái)一直有學(xué)者批評(píng)TRA對(duì)于某些行為并未有足夠的解釋力[4]，其原因在于：TRA假定個(gè)體是否采取某一特定行為是完全出于個(gè)體理性的掌控，然而現(xiàn)實(shí)中個(gè)體行為的發(fā)生常常受到能力、情緒、習(xí)慣和無(wú)意識(shí)反應(yīng)等非理性主觀因素的影響，也會(huì)受到諸如機(jī)遇、信息、時(shí)空等非理性客觀因素的制約。為了彌補(bǔ)TRA的缺陷，Ajzen[5]在TRA基礎(chǔ)上增加了一項(xiàng)名為“感知的行為控制”的新構(gòu)念，進(jìn)而提出了計(jì)劃行為理論（Theory of Planned Behavior，簡(jiǎn)稱TPB）（理論模型見圖1）。

[AB][SN][PBC][BI][B][圖1 TPB理論模型圖]

其中：B（Behavior）為個(gè)體行為；BI（Behavior Intention）為個(gè)體的行為意愿；AB（Attitude towards the Behavior）是個(gè)體對(duì)某種特定行為的態(tài)度，即個(gè)體對(duì)行為所持有的正面或負(fù)面的情感或認(rèn)知；SN（Subjective Norm）是個(gè)體對(duì)某種特定行為的主觀規(guī)范，即個(gè)體在采取行為時(shí)所感受到的外界壓力；PBC（Perceived Behavioral Control）為個(gè)人預(yù)期在采取某一特定的行為時(shí)自己所感受到可以控制的程度。由模型圖不難得出：個(gè)體的行為意愿由個(gè)體對(duì)行為的態(tài)度、主觀規(guī)范以及感知的行為控制三者所決定，而個(gè)體的行為又可以由行為意愿和感知的行為控制進(jìn)行預(yù)測(cè)。尤其當(dāng)某些特定行為不完全由個(gè)人意志所能控制時(shí)，PBC對(duì)“意圖——行為”關(guān)系起著舉足輕重的作用[5]。

1.2 TPB的修正

在最初的TPB中，PBC是一個(gè)一維構(gòu)念。然而這種一維的界定使得學(xué)者們?cè)谘芯縋BC如何影響行為及意愿的結(jié)論難以達(dá)成統(tǒng)一。例如在一些研究中，PBC作為內(nèi)生因素被認(rèn)為可以直接影響行為意愿[5-6]。而在另一些研究中，PBC作為外生因素，被認(rèn)為可以直接影響行為，或在行為與意愿之間起到調(diào)節(jié)作用[7]。為了探究PBC在知識(shí)共享行為中扮演的角色及其作用，Conner和Armitage開創(chuàng)性地對(duì)PBC進(jìn)行了多維界定，認(rèn)為PBC可被劃分為內(nèi)部控制和外部控制兩種類型。內(nèi)部控制被描述為個(gè)體對(duì)執(zhí)行某一行為的自信程度感知；而外部控制被描述為個(gè)體對(duì)那些有助于推進(jìn)或阻礙行為的情境因素感知[8]。

本研究在Conner和Armitage研究成果的啟發(fā)下，亦將PBC劃分為兩個(gè)維度，并提出了修正的TPB理論模型（見圖2）。本研究認(rèn)為：一方面，當(dāng)個(gè)體擁有較高的內(nèi)部控制時(shí)，說(shuō)明他相信自己有足夠的能力可以輕松地完成該行為，這種自信會(huì)導(dǎo)致他有強(qiáng)烈的發(fā)生該行為的意愿，因此內(nèi)部控制可以直接影響行為意愿。另一方面，較高的外部控制不僅有助于個(gè)體行為的直接發(fā)生，而且在個(gè)體行為與意愿之間能起到調(diào)節(jié)作用[9]。具體而言，當(dāng)個(gè)體的行為不能完全受到主觀意志控制時(shí)，當(dāng)個(gè)體擁有較高的外部控制（即個(gè)體感覺到外界情境因素有助于行為發(fā)生），那么個(gè)體從行為意愿到行為發(fā)生的可能性就會(huì)增強(qiáng)，反之，則減弱。2.1 知識(shí)共享意愿、外部控制與知識(shí)共享行為

在知識(shí)共享的情景中，知識(shí)共享行為是指組織內(nèi)部的個(gè)體將自己的知識(shí)貢獻(xiàn)給他人，從而與對(duì)方共同擁有知識(shí)的行為；知識(shí)共享意愿特指?jìng)€(gè)體愿意與他人共享知識(shí)的主觀傾向程度；外部控制特指?jìng)€(gè)體對(duì)影響知識(shí)共享行為的各種外界情景因素的感知。

依據(jù)TPB，個(gè)體的行為意愿直接決定了行為的產(chǎn)生[5]，當(dāng)個(gè)體表達(dá)出對(duì)某種行為強(qiáng)烈的意愿時(shí)，他會(huì)更加致力于該行為的實(shí)現(xiàn)。這一結(jié)論在心理學(xué)、消費(fèi)行為學(xué)等領(lǐng)域的研究中均得到了證實(shí)[10-12]。在知識(shí)共享領(lǐng)域，Bock和Kim[13]對(duì)韓國(guó)4家大型公共組織的467名知識(shí)型員工的研究也發(fā)現(xiàn)：知識(shí)共享的意愿對(duì)知識(shí)共享的行為有促進(jìn)作用（β=0.08，p<0.05）?；诖耍狙芯刻岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：知識(shí)共享意愿會(huì)正向影響知識(shí)共享行為。

依據(jù)本研究提出的修正TPB，個(gè)體的外部控制有助于個(gè)體行為的發(fā)生。在企業(yè)實(shí)踐中，個(gè)體知識(shí)共享行為的發(fā)生往往會(huì)超出個(gè)體自身所能掌控的范疇。而當(dāng)個(gè)體對(duì)知識(shí)共享行為的外部控制感知較高時(shí)，說(shuō)明個(gè)體感受到其具備了執(zhí)行知識(shí)共享行為所需的時(shí)間、空間、信息技術(shù)等客觀資源，因而更有利于個(gè)體知識(shí)共享行為的產(chǎn)生?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：外部控制會(huì)正向影響知識(shí)共享行為。

2.2 知識(shí)共享的態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)部控制與意愿

知識(shí)共享的態(tài)度特指?jìng)€(gè)體對(duì)知識(shí)共享行為正面或負(fù)面的評(píng)價(jià)；知識(shí)共享的主觀規(guī)范特指?jìng)€(gè)體對(duì)外界群體希望其進(jìn)行知識(shí)共享行為的感知；內(nèi)部控制特指?jìng)€(gè)體對(duì)執(zhí)行知識(shí)共享行為的自信程度的感知。

依據(jù)TPB，個(gè)體的態(tài)度和主觀規(guī)范對(duì)個(gè)體行為意愿產(chǎn)生積極作用。具體而言，一方面，當(dāng)個(gè)體對(duì)某一行為持有積極態(tài)度時(shí)，個(gè)體會(huì)自發(fā)地提高行為的意愿；另一方面，當(dāng)個(gè)體感受到來(lái)自外界的壓力時(shí)，個(gè)體會(huì)有意愿表現(xiàn)出，接受外界贊許的行為。在知識(shí)共享領(lǐng)域，一些學(xué)者的研究證實(shí)了知識(shí)共享的態(tài)度、主觀規(guī)范和意愿的關(guān)系。例如：Ryu和Han[14]對(duì)醫(yī)護(hù)人員知識(shí)共享的研究發(fā)現(xiàn)共享態(tài)度會(huì)直接影響共享意愿。Bock等[15]對(duì)知識(shí)共享影響因素的研究發(fā)現(xiàn)態(tài)度、主觀規(guī)范分別與知識(shí)共享意愿存在積極的正向關(guān)系。Hsu和Lin[16]對(duì)個(gè)體參與博客的知識(shí)共享行為研究發(fā)現(xiàn)共享知識(shí)的態(tài)度與意愿呈顯著正向關(guān)系。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：知識(shí)共享態(tài)度會(huì)正向影響知識(shí)共享意愿。

假設(shè)4：主觀規(guī)范會(huì)正向影響知識(shí)共享意愿。

依據(jù)本研究提出的修正TPB，內(nèi)部控制對(duì)個(gè)體行為意愿有積極作用。由Conner和Armitage對(duì)內(nèi)部控制的定義可知：內(nèi)部控制是個(gè)體對(duì)于執(zhí)行某一行為的信心[8]。在知識(shí)共享行為發(fā)生之前，個(gè)體往往會(huì)先對(duì)自身的行為能力進(jìn)行判斷。當(dāng)個(gè)體具有較高的內(nèi)部控制時(shí)（即個(gè)體對(duì)自身行為能力充滿信心時(shí)），個(gè)體會(huì)產(chǎn)生積極的行為意愿；反之，當(dāng)個(gè)體內(nèi)部控制較低時(shí)（即個(gè)體對(duì)自身行為能力不自信時(shí)），個(gè)體則會(huì)產(chǎn)生消極的行為意愿。用通俗的語(yǔ)言表述即為“人們更愿意做自己擅長(zhǎng)的事”。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：內(nèi)部控制會(huì)正向影響知識(shí)共享意愿。

2.3 外部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

如上文所述，在組織中很多時(shí)候員工的知識(shí)共享行為并不完全由自己控制。例如，某位員工很樂于與其他員工分享其知識(shí)，但是由于工作繁忙使其根本沒有時(shí)間和其他員工交流；或者組織內(nèi)部沒有合適的信息溝通技術(shù)或渠道可以讓員工方便地交流知識(shí)。由此分析，當(dāng)個(gè)體感知到其缺乏知識(shí)共享行為所需的外界支持時(shí)，那么即便個(gè)體有強(qiáng)烈分享意愿也難以付諸實(shí)施；換而言之，較低的外部控制會(huì)削弱共享意愿與共享行為之間的關(guān)系。反之，當(dāng)個(gè)體感知其具備充分的外界支持時(shí)，則會(huì)增進(jìn)其從知識(shí)共享意愿到知識(shí)共享行為的轉(zhuǎn)化?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：外部控制在知識(shí)共享意愿與知識(shí)共享行為之間起到調(diào)節(jié)效應(yīng)。

外部控制越高，知識(shí)共享意愿與知識(shí)共享行為之間的關(guān)系越強(qiáng)，反之外部控制越低，知識(shí)共享意愿與知識(shí)共享行為之間的關(guān)系越弱（理論模型見圖3）。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究方法與量表設(shè)計(jì)

本研究的實(shí)證方法為問(wèn)卷調(diào)查法。為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，所有量表均選自相關(guān)領(lǐng)域的成熟量表。其中知識(shí)共享行為采用Bock和Kim[13]的測(cè)試量表；知識(shí)共享意愿和主觀規(guī)范沿用Ajzen[17]的量表，并結(jié)合知識(shí)共享情景進(jìn)行了的修正；知識(shí)共享態(tài)度采用Bock等[15]的量表；內(nèi)部控制和外部控制均源自Armitage和Conner[9]的量表，并加以情景改良。

由于中西方文化、語(yǔ)言等差異的存在，本研究采用了“背對(duì)背”和“回譯”法，以確保量表翻譯的準(zhǔn)確性。首先請(qǐng)一位曾留學(xué)荷蘭的副教授和一位曾在澳大利亞訪學(xué)的企業(yè)管理博士研究生將英文原版量表翻譯成中文，再請(qǐng)兩位英語(yǔ)專業(yè)的碩士研究生將中文回譯成英文。通過(guò)對(duì)比譯后的英文量表與英文原版量表，發(fā)現(xiàn)二者并無(wú)顯著差異，由此表明中文版本量表可真實(shí)反映英文原版量表。

3.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)采集

在行業(yè)選取上，本研究遵循Kim和Lee[18]提出的兩個(gè)原則：（1）行業(yè)呈現(xiàn)知識(shí)密集的特征且行業(yè)內(nèi)企業(yè)需要借助知識(shí)管理以增進(jìn)組織績(jī)效；（2）行業(yè)內(nèi)企業(yè)信息技術(shù)條件成熟。通訊業(yè)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要支柱之一，具有典型的高知識(shí)密集性特征；并且隨著近年來(lái)新型通訊運(yùn)營(yíng)商的紛紛出現(xiàn)，行業(yè)內(nèi)自由開放的競(jìng)爭(zhēng)格局迫使通訊企業(yè)不得不重視員工的知識(shí)管理。與此同時(shí)，通訊企業(yè)的相對(duì)成熟信息技術(shù)為員工共享知識(shí)提供了必要的硬件支撐。基于此，本研究選取通信業(yè)的知識(shí)型員工作為調(diào)查對(duì)象；但考慮到實(shí)地調(diào)查的可行性和客觀資源的制約，本研究調(diào)研的通訊企業(yè)均源自江蘇省。

本研究采取實(shí)地現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放、當(dāng)場(chǎng)回收的方式采集數(shù)據(jù)，共計(jì)發(fā)放問(wèn)卷200份，收回185份，剔除無(wú)效問(wèn)卷8份（如一題多選，惡意答題、多題漏選等廢卷），最終有效問(wèn)卷177份，有效回收率為88.5%。在有效樣本中，男性居多，占樣本總量79.1%；教育水平整體較高，碩士及以上學(xué)歷人群占樣本總量的44.7%；年齡普遍分布于26～30歲之間，占樣本總量50.8%。該分布結(jié)果與通訊業(yè)的行業(yè)特征有關(guān)，通訊業(yè)是一個(gè)相對(duì)新興的行業(yè)，從業(yè)人員的年齡普遍較低、學(xué)歷較高且以男性員工居多。

3.3 數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

3.3.1 信度分析

本研究運(yùn)用SPSS軟件對(duì)177份有效樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了信度檢驗(yàn)。如表1所示：本研究中六個(gè)構(gòu)念的α系數(shù)界于0.711～0.920之間，均高于閥值0.7，表明各構(gòu)念的測(cè)量信度較高。

[變量＼&題項(xiàng)數(shù)＼&Cronbach's α 值＼&知識(shí)共享行為＼&7＼&0.920＼&知識(shí)共享意愿＼&3＼&0.807＼&知識(shí)共享態(tài)度＼&5＼&0.793＼&知識(shí)共享主觀規(guī)范＼&4＼&0.855＼&內(nèi)部控制＼&3＼&0.711＼&外部控制＼&3＼&0.766＼&][ 表1 信度分析]

3.3.2 結(jié)構(gòu)效度分析

本研究采用探索性因子分析對(duì)量表的區(qū)分效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。如表2所示，KMO值大于0.5，Bartlett球體檢驗(yàn)顯著，表明適宜進(jìn)行因子分析。如表3所示，各題項(xiàng)在與之匹配的因子上載荷均大于0.5，說(shuō)明量表具有較好的區(qū)分效度。

[表2 KMO 和 Bartlett 的檢驗(yàn)][KOM測(cè)度值＼&.863＼&Bartlett 的球形度檢驗(yàn)＼&近似卡方＼&2610.937＼&df＼&300＼&Sig.＼&.000＼&]

[ 題 項(xiàng)＼&成份＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&知識(shí)共享行為1＼&.735＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享行為2＼&.723＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享行為3＼&.593＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享行為4＼&.837＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享行為5＼&.856＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享行為6＼&.819＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享行為7＼&.792＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享意愿1＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.648＼&知識(shí)共享意愿2＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.787＼&知識(shí)共享意愿3＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.803＼&知識(shí)共享態(tài)度1＼& ＼& ＼& ＼&.725＼& ＼&知識(shí)共享態(tài)度2＼& ＼& ＼& ＼&.598＼& ＼&知識(shí)共享態(tài)度3＼& ＼& ＼& ＼&.604＼& ＼&知識(shí)共享態(tài)度4＼& ＼& ＼& ＼&.766＼& ＼&知識(shí)共享態(tài)度5＼& ＼& ＼& ＼&.532＼& ＼&知識(shí)共享主觀規(guī)范1＼& ＼&.705＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享主觀規(guī)范2＼& ＼&.723＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享主觀規(guī)范3＼& ＼&.721＼& ＼& ＼& ＼&知識(shí)共享主觀規(guī)范4＼& ＼&.754＼& ＼& ＼& ＼&外部控制1＼& ＼& ＼&.642＼& ＼& ＼&外部控制2＼& ＼& ＼&.674＼& ＼& ＼&外部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&內(nèi)部控制1＼& ＼& ＼&.614＼& ＼& ＼&內(nèi)部控制2＼& ＼& ＼&.630＼& ＼& ＼&內(nèi)部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&][表3 探索性因子分析結(jié)果]

注：提取方法為主成分分析法；旋轉(zhuǎn)法為具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法；旋轉(zhuǎn)在8 次迭代后收斂。

3.3.3 同源方差分析

本研究采用Harman單因素檢驗(yàn)法分析同源方差問(wèn)題。如表4所示，在探索性因子分析之后共提取特征值大于1的因子五個(gè)，五個(gè)因子共解釋了總方差的65.353%，其中各因子的解釋方差范圍在9.524%～19.834%之間，這表明沒有哪個(gè)單一因子能夠解釋大部分的總方差，所以本研究不存在嚴(yán)重的同源方差。

4 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用回歸分析法來(lái)驗(yàn)證所提出的假設(shè)?？刂谱兞堪ǎ航逃健⑿詣e、年齡?？紤]到交互作用的影響，本研究采用Cohen等[19]提倡的逐步加入控制變量、自變量、交互項(xiàng)的層級(jí)回歸模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。為了減少回歸方程中的變量存在多重共線性問(wèn)題，本研究對(duì)自變量、因變量和調(diào)節(jié)變量中的連續(xù)變量進(jìn)行了中心化處理。

如表5所示，模型3檢驗(yàn)了假設(shè)1、2的預(yù)測(cè)情況。由模型3可知：知識(shí)共享意愿與知識(shí)共享行為呈顯著的正向關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.360，p<0.01；外部控制與知識(shí)共享行為呈顯著的正向關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.311，p<0.01；模型3至模型1的ΔR2為0.307，在0.05置信水平下顯著F檢驗(yàn)顯著，證明假設(shè)1、2成立。

[變量＼&因變量：知識(shí)共享行為＼&M1＼&M2＼&M3＼&M4＼&常量＼&0.012＼&-0.149＼&-0.160＼&-0.176＼&控制變量＼&＼&＼&＼&＼&性別＼&-0.152＼&-0.095＼&-0.074＼&-0.062＼&年齡＼&-0.080＼&-0.023＼&-0.025＼&-0.006＼&教育水平＼&0.185＼&0.187＼&0.187＼&0.194＼&自變量＼&＼&＼&＼&＼&知識(shí)共享意愿＼&＼&0.477***＼&0.360***＼&0.346***＼&外部控制＼&＼&＼&0.311***＼&0.326***＼&交互項(xiàng)＼&＼&＼&＼&＼&知識(shí)共享意愿*外部控制＼&＼&＼&＼&0.111*＼&R2＼&0.019＼&0.244＼&0.326＼&0.340＼&修正的R2＼&0.002＼&0.226＼&0.306＼&0.316＼&ΔR2＼&＼&0.225＼&0.083***＼&0.014*＼&F值＼&1.097＼&13.764＼&16.459＼&14.491＼&ΔF＼&＼&50.812***＼&20.848***＼&3.462*＼&][表5 外部控制、知識(shí)共享

意愿與知識(shí)共享行為的回歸分析][注：*表示P<0.1；**表示P<0.05；***表示p<0.01。下同。]

根據(jù)Baron和Kenny[20] 的建議，調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)步驟如下：（1）將類別變量轉(zhuǎn)換為啞變量，即虛擬變量；（2）把自變量和調(diào)節(jié)變量中的連續(xù)變量進(jìn)行中心化或標(biāo)準(zhǔn)化過(guò)程處理；（3）把處理后的自變量和調(diào)節(jié)變量相乘，構(gòu)造乘積項(xiàng)時(shí)；（4）構(gòu)造方程。把自變量、應(yīng)變量和乘積項(xiàng)都放到回歸方程中，分析乘積項(xiàng)是否顯著。由模型4可以看出，交互項(xiàng)（知識(shí)共享意愿*外部控制）的回歸系數(shù)β=0.111，p<0.1，且模型4至模型3的ΔR2為0.014，在0.05置信水平下顯著F檢驗(yàn)顯著，說(shuō)明調(diào)節(jié)效應(yīng)存在，假設(shè)6成立。另外，模型3至模型2的ΔR2為0.083，在0.05置信水平下顯著F檢驗(yàn)顯著，說(shuō)明外部控制并非純調(diào)節(jié)變量，從側(cè)面印證了假設(shè)2成立。

如表6所示，模型6檢驗(yàn)了假設(shè)3、4、5的預(yù)測(cè)情況。由模型6可知：知識(shí)共享態(tài)度與知識(shí)共享意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.189，p<0.05；知識(shí)共享主觀規(guī)范與知識(shí)共享意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.151，p<0.1；內(nèi)部控制與知識(shí)共享意愿也呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)β=0.245，p<0.01；模型6至模型5的ΔR2為0.215，在0.05置信水平下顯著F檢驗(yàn)顯著，證明假設(shè)3、4、5成立。

[表6 知識(shí)共享態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)部

控制、與知識(shí)共享意愿的回歸分析][變 量＼&因變量：知識(shí)共享意愿＼&M5＼&M6＼&常量＼&0.331＼&0.490*＼&控制變量＼&＼&＼&性別＼&-0.107＼&-0.058＼&年齡＼&-0.121＼&-0.131＼&教育水平＼&-0.006＼&-0.127＼&自變量＼&＼&＼&知識(shí)共享態(tài)度＼&＼&0.189**＼&知識(shí)共享主觀規(guī)范＼&＼&0.151*＼&內(nèi)部控制＼&＼&0.245***＼&R2＼&0.011＼&0.226＼&修正的R2＼&-0.006＼&0.198＼&ΔR2＼&＼&0.215***＼&F值＼&.634＼&8.164＼&ΔF＼&＼&15.532***＼&]

5 研究結(jié)論與展望

知識(shí)共享被視為知識(shí)管理中最重要的一環(huán)，員工間的知識(shí)共享不僅有助于組織形成特有的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而且削減了知識(shí)重復(fù)創(chuàng)造的浪費(fèi)與低效。本研究在對(duì)TPB修正的基礎(chǔ)上，提出了知識(shí)型員工知識(shí)共享行為的理論模型；運(yùn)用問(wèn)卷調(diào)查法和回歸分析法，實(shí)證檢驗(yàn)了知識(shí)共享行為發(fā)生的內(nèi)在機(jī)理。數(shù)據(jù)分析的結(jié)果支持本研究所提出的假設(shè)。

5.1 研究結(jié)論的討論

（1）關(guān)于知識(shí)共享行為的發(fā)生。本研究證實(shí)：知識(shí)共享意愿和外部控制對(duì)知識(shí)共享行為有著顯著的正向影響。首先，依據(jù)“意圖——行為”模式，個(gè)體行為的發(fā)生會(huì)受到一定意圖的驅(qū)使，因此，知識(shí)共享意愿對(duì)知識(shí)共享行為的重要性不言而喻。對(duì)于管理者而言，必須清新的認(rèn)識(shí)到：知識(shí)共享不可能通過(guò)強(qiáng)制的方式得以實(shí)現(xiàn)，而應(yīng)依賴于組織對(duì)員工的積極鼓勵(lì) [21]；組織與其命令員工知識(shí)共享，不如通過(guò)有效的激勵(lì)機(jī)制來(lái)促進(jìn)其知識(shí)共享的意愿，進(jìn)而推進(jìn)知識(shí)共享行為的發(fā)生。其次，除了擁有行為意愿之外，員工對(duì)影響知識(shí)共享行為的各種外界情境因素的感知也會(huì)有助于促進(jìn)知識(shí)共享行為的發(fā)生。因此，管理者應(yīng)致力于為員工打造“無(wú)障礙”的共享環(huán)境，為員工提供知識(shí)共享所必需的各種硬件支持、資源和機(jī)會(huì)，通過(guò)降低知識(shí)共享的難度和成本來(lái)促進(jìn)員工間的知識(shí)交流。

與此同時(shí)，本研究還發(fā)現(xiàn)外部控制在知識(shí)共享意愿與行為之間起到正向的調(diào)節(jié)作用。在高外部控制作用下，知識(shí)共享意愿與行為之間關(guān)系更密切且顯著，而在低外部控制作用下，知識(shí)共享意愿與行為之間并無(wú)顯著關(guān)系。這意味著，當(dāng)員工擁有適宜的外部機(jī)會(huì)和資源時(shí)，員工更愿意將知識(shí)共享的意愿付諸行動(dòng)；但如果外部條件不成熟，員工的共享意愿與行為之間關(guān)聯(lián)性會(huì)受到削減。由此可見，外部控制是一個(gè)非常重要的情境因素，它在一定程度上決定了員工是否會(huì)將“知識(shí)共享的心動(dòng)”轉(zhuǎn)化為“知識(shí)共享的行為”。

（2）關(guān)于知識(shí)共享意愿的產(chǎn)生。依據(jù)修正的TPB，本研究驗(yàn)證了知識(shí)共享態(tài)度、主觀規(guī)范和內(nèi)部控制對(duì)知識(shí)共享意愿有著積極的促進(jìn)作用。首先，本研究發(fā)現(xiàn)員工對(duì)知識(shí)共享的態(tài)度越積極，越會(huì)提高其知識(shí)共享意圖。在管理實(shí)踐中，管理者可以通過(guò)找尋影響知識(shí)共享態(tài)度的前因變量，有針對(duì)性地引導(dǎo)員工，使其擁有積極的共享態(tài)度。已有的一些研究表明：信任[22]，互惠[23]，物質(zhì)激勵(lì)[24]等因素會(huì)積極影響員工知識(shí)共享的態(tài)度，因此，管理者可以通過(guò)創(chuàng)造良好的人際氛圍和適宜的激勵(lì)機(jī)制，以促使員工對(duì)知識(shí)共享持有積極的態(tài)度。其次，本研究發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范也會(huì)對(duì)知識(shí)共享意愿起到積極作用。Bock 等[15]認(rèn)為：知識(shí)共享在本質(zhì)上是一種人際互動(dòng)的行為，因此員工對(duì)外界壓力的感知對(duì)于其知識(shí)共享的意愿起到至關(guān)重要的作用。在實(shí)踐中，管理者可以從增進(jìn)管理層的支持和營(yíng)造良好的知識(shí)共享氛圍入手，讓員工感受到知識(shí)共享是組織倡導(dǎo)和支持的行為，進(jìn)而強(qiáng)化員工的主觀規(guī)范。再次，本研究提出了內(nèi)部控制對(duì)知識(shí)共享意愿的積極作用。當(dāng)員工認(rèn)為自己有信心能與同事輕松的交流知識(shí)時(shí)，員工往往會(huì)自發(fā)地提高共享知識(shí)意愿。鑒于此，管理者應(yīng)注重對(duì)員工知識(shí)共享的技能和方法的培育，通過(guò)增進(jìn)員工知識(shí)共享的自我效能，提升員工對(duì)共享行為能力的信心。

（3）關(guān)于TPB理論在知識(shí)共享行為中的運(yùn)用。在應(yīng)用社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域中，TPB理論被廣泛運(yùn)用于預(yù)測(cè)及解釋諸多個(gè)體行為發(fā)生的原因。然而由于最初對(duì)PBC單一維度的解釋，使得學(xué)者們?cè)谘芯客恍袨榈倪^(guò)程中得出了截然不同的觀點(diǎn)。為了提升TPB理論的解釋能力，本研究在原有TPB理論的基礎(chǔ)上，借鑒Conner和Armitage的研究成果，將感知的行為控制（PBC）劃分為兩個(gè)維度：內(nèi)部控制和外部控制，進(jìn)而提出了修正的TPB理論。并將其運(yùn)用于個(gè)體知識(shí)共享行為的研究，通過(guò)假設(shè)1-6的驗(yàn)證，初步證實(shí)了修正的TPB理論在解釋一般行為上的合理性與功效性。

5.2 本研究局限與改進(jìn)

本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法，調(diào)查對(duì)象主要為江蘇省通訊業(yè)的知識(shí)型員工，受時(shí)空、人力等客觀限制，研究過(guò)程難免存在局限：（1）本研究采用自我匯報(bào)方式，雖然本研究的同源方差并不嚴(yán)重，但被調(diào)查者難免會(huì)受到社會(huì)贊許性偏差的影響。建議后續(xù)研究可采用自我匯報(bào)和他人匯報(bào)相結(jié)合的方式。（2）本研究采用橫截面數(shù)據(jù)，而非縱向研究。建議后續(xù)研究可以采用縱向研究，進(jìn)一步檢驗(yàn)本研究得出的結(jié)論。（3）本研究的樣本集中于江蘇地區(qū)的通訊業(yè)企業(yè)，雖然具有一定的代表性，但在江蘇特定地域背景下的知識(shí)共享行為能否普適于其他地區(qū)，有待進(jìn)一步考證。（4）本研究探究了態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)外部控制與知識(shí)共享意愿、行為之間的邏輯關(guān)系，但對(duì)于影響態(tài)度、主觀規(guī)范、內(nèi)外部控制的前因變量尚未展開深入研究。

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作者簡(jiǎn)介：金輝（1981- ），女，江蘇科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，南京大學(xué)商學(xué)院博士研究生。