雇傭關(guān)系、組織公平與知識共享意愿:基于中國企業(yè)的實(shí)證研究

姚　凱,湯建影

(復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院,上海 200433)

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雇傭關(guān)系、組織公平與知識共享意愿:基于中國企業(yè)的實(shí)證研究

姚凱,湯建影

(復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院,上海 200433)

不同雇傭關(guān)系下,員工組織公平感知存在差異,會影響員工的組織認(rèn)同感和知識共享意愿.研究組織公平對知識共享意愿的影響,以及這種影響在不同雇傭關(guān)系下的差異,對企業(yè)制訂知識型員工雇傭方案和激勵制度、促進(jìn)團(tuán)隊(duì)績效具有重要的實(shí)踐意義.基于553份問卷調(diào)查數(shù)據(jù),實(shí)證研究了組織公平中的分配公平、程序公平、互動公平對組織認(rèn)同與知識共享意愿的影響,以及雇傭關(guān)系對這些影響路徑的調(diào)節(jié)作用.結(jié)果顯示: 對于非正式雇傭的員工來說,分配公平與互動公平顯著影響組織認(rèn)同和知識共享意愿,但程序公平對兩個變量無顯著影響；對正式雇傭的員工來說,互動公平顯著影響組織認(rèn)同和知識共享意愿,但分配公平與程序公平只影響員工的組織認(rèn)同感,對知識共享意愿的影響作用不明顯.在不同的雇傭關(guān)系下,組織公平對組織認(rèn)同與知識共享意愿的影響關(guān)系存在差異,雇傭關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用.

組織公平； 知識共享意愿； 雇傭關(guān)系； 組織認(rèn)同； 組織公民行為

技術(shù)知識往往內(nèi)嵌在員工的頭腦中,只有通過知識共享,才能被整合為組織層面的知識,并最終轉(zhuǎn)化為企業(yè)的核心競爭力.因此在知識管理過程中,知識共享是最為關(guān)鍵的環(huán)節(jié).持續(xù)的知識共享作為一種獨(dú)特的、有價值的關(guān)鍵資源,對組織獲取競爭優(yōu)勢極為重要.例如,Hong等的研究表明,研發(fā)團(tuán)隊(duì)成員間的知識共享有利于提高過程績效,進(jìn)而減少市場反應(yīng)時間[1].

然而,組織內(nèi)部并非必然存在知識共享.Bartol和Srivastava將知識視為權(quán)利的源泉,認(rèn)為知識的泄露會侵蝕個體的權(quán)利[2]；Szulanski也認(rèn)為,由于害怕失去因擁有知識而獲得晉升的優(yōu)勢,或者感知無法獲取足夠的獎勵,以及缺少時間和資源,個體往往不愿與其他成員共享知識[3].因此,實(shí)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部的知識共享,首先要使員工形成主動共享知識的意愿,而這種共享意愿往往受到組織公平、組織認(rèn)同等因素的影響.當(dāng)員工感知到組織公平時,為了提高社會認(rèn)同,會傾向于通過努力使自己所認(rèn)同的團(tuán)體處于優(yōu)勢地位,進(jìn)而產(chǎn)生主動的知識共享等組織公民行為.

近年來,企業(yè)的員工雇傭方式日益呈現(xiàn)多樣化的趨勢,臨時性雇傭、非正式工、短期合同工等,已經(jīng)成為企業(yè)靈活用工制度的重要組成部分,這種雇傭關(guān)系的不同使企業(yè)內(nèi)部的知識共享問題更加復(fù)雜.根據(jù)雇傭關(guān)系的不同,企業(yè)員工可以分為正式員工與非正式員工,兩類員工在行為及心理方面分別具有不同的特征.這種因不同雇傭關(guān)系導(dǎo)致的行為及心理差異,將會影響員工的組織公平感知,并進(jìn)而影響員工的知識共享意愿.因此,研究組織公平對知識共享意愿的影響,以及這種影響在不同雇傭關(guān)系下的差異,對于企業(yè)制訂知識型員工雇傭方案和激勵制度、促進(jìn)團(tuán)隊(duì)績效具有重要的實(shí)踐意義.

1　理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述

1.1理論基礎(chǔ)

(1) 組織公平理論

組織公平理論來源于社會交換理論(social exchange theory)[4].該理論強(qiáng)調(diào)個體投入和所得到結(jié)果的等價性[5].根據(jù)這一理論,組織公平分為3個維度[6-7]: 分配公平,即個人對組織資源分配的結(jié)果是否公平的知覺,強(qiáng)調(diào)的是決策的結(jié)果與內(nèi)容；程序公平,即組織在決定任何獎懲決策時,所依據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)或評估方法是否符合公平性原則,強(qiáng)調(diào)的是決定結(jié)果的公平程序；互動公平,即個人對于組織在完成決策之前是否會被公平對待的知覺,包含組織有無與員工相互溝通、參考員工意見、體恤員工立場等.

根據(jù)組織公平理論,員工除了關(guān)心自己的工作付出會得到多少報酬外,也會以自己的付出和所得與他人互相比較,比值相等則會產(chǎn)生公平感,反之則認(rèn)為組織不公平.在產(chǎn)生不公平感之后,由于組織存在正式的獎懲制度,員工無法降低產(chǎn)出或績效,但是會減少自己在組織公民行為上的表現(xiàn)作為替代選擇[8].顯然,在知識共享過程中,這將直接影響員工的共享意愿.

(2) 組織認(rèn)同理論

組織認(rèn)同是社會認(rèn)同的一種特殊形式,當(dāng)個體認(rèn)同某一群體時,他(她)就會感覺到自己屬于該群體,從而產(chǎn)生組織認(rèn)同感[9].Dutton等認(rèn)為,當(dāng)個體的自我概念(self-concept)與他所感知的組織具有相同的特質(zhì)時,組織認(rèn)同就將個體與組織聯(lián)系在一起[10].也就是說,個體產(chǎn)生組織認(rèn)同感,是由于其接受了組織的價值與目標(biāo).

根據(jù)組織認(rèn)同理論,個體的自我概念是由個人認(rèn)同(personal identity)與社會認(rèn)同(social identity)所組成的[11].個人認(rèn)同是指個人的特質(zhì)(特色、性格等)使其有別于他人,社會認(rèn)同則是指個人感知自己屬于社會范疇(social categories)中的某一群體,即個人認(rèn)為自己與這一群體的成員有相似的特質(zhì)[12].這兩種認(rèn)同會在任何時間中產(chǎn)生交互作用[9],如果個人認(rèn)同增強(qiáng),則由于交互作用,社會認(rèn)同也會提高.通常個體會維持自己的正面形象,并且為了增強(qiáng)社會認(rèn)同,個體會使自己所在的群體處于優(yōu)勢地位.在知識共享過程中,如果員工獲得了較高的組織認(rèn)同感,為了提高組織績效,他將會傾向于將自己所擁有的技術(shù)知識與其他員工共享.因此,組織認(rèn)同可以作為組織公平影響知識共享意愿的中間變量.

1.2國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

組織公平感是一種心理建構(gòu),是員工在組織內(nèi)所體會到的主觀公正感受.由于組織公平對組織績效產(chǎn)生重要影響,因此它是研究組織績效和個人績效的重要前置變量,近年來受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注[13].

根據(jù)研究背景不同,組織公平對應(yīng)的因變量可以是組織績效變量和個體績效變量等.相對來說,由于組織公平屬于員工的主觀感知,因此組織公平更容易與員工個體相關(guān)變量建立關(guān)系.有學(xué)者對2001年以前的組織公平的相關(guān)研究進(jìn)行了綜述[13-14],發(fā)現(xiàn)與組織公平相關(guān)的員工個體變量包括: 積極的工作態(tài)度、組織承諾、在職意愿、對管理層的信任、角色內(nèi)績效(in-role performance)和角色外績效(extra-role performance)以及反社會行為(anti-social behaviors)等.近幾年,學(xué)者們圍繞組織公平的研究繼續(xù)深入,包括組織公平與員工工作成果[15]、組織公平與組織效果[16]、組織公平與工作壓力[17]、組織公平與社會交換及員工反應(yīng)[18]、組織公平與工作績效的關(guān)系[19-20]、組織公平與組織認(rèn)同[21]、互動公平與員工沉默行為[22]等.

盡管組織公平對應(yīng)的因變量很多,但是在相關(guān)文獻(xiàn)中,無論是組織公平直接影響知識共享意愿的研究,還是組織認(rèn)同作為中間變量影響知識共享意愿的研究都不多見.Davenport和Prusak在分析組織內(nèi)部知識共享時發(fā)現(xiàn),由于與他人共享知識有可能使自己原來的優(yōu)勢受到威脅,因此知識共享并不是自然存在的,只有在知識擁有者愿意承擔(dān)風(fēng)險的情況下才會發(fā)生,這種承擔(dān)風(fēng)險的意愿依賴于組織成員間的“信任”[23].顯然,組織公平是決定這種信任能否產(chǎn)生的重要因素,它對知識共享意愿必定會產(chǎn)生直接或間接影響.同時,現(xiàn)有文獻(xiàn)通常局限于研究“傳統(tǒng)的雇傭關(guān)系”,多關(guān)注正式雇傭下的組織公平,對非正式雇傭關(guān)系下的研究相對較少.近年來,學(xué)者們針對派遣制員工(dispatched workers)員工、臨時性員工(contingent workers、 temporary workers)等進(jìn)行了一些研究[24-26],但是研究不同的雇傭關(guān)系下,組織公平對知識共享意愿影響作用差異情況的文獻(xiàn)并未發(fā)現(xiàn).

2　研究假設(shè)

2.1組織公平對組織認(rèn)同的影響

(1) 分配公平.分配方面的不公平感會使個體產(chǎn)生緊張或焦慮的心理狀態(tài),由于分配公平所涉及到的工資、福利待遇等較為直觀,因此對員工心理及行為的影響也更直接.根據(jù)組織公平理論,當(dāng)員工認(rèn)為分配不公平時,將會與組織以及其他員工之間在情感上產(chǎn)生距離,這種距離會導(dǎo)致員工社會認(rèn)同感降低,即員工會認(rèn)為自己并不屬于他所在的組織或群體.根據(jù)組織認(rèn)同理論,個人認(rèn)同與社會認(rèn)同存在交互作用,社會認(rèn)同感的降低,會同時削弱個人認(rèn)同感[9],從而導(dǎo)致員工的自我概念與他所感知的組織間存在差異,降低員工的組織認(rèn)同感[21].因此,有以下假設(shè):

H1-1: 分配公平對員工組織認(rèn)同感的提高有正向影響.

(2) 程序公平.員工的程序不公平感通常與組織分配決策程序在標(biāo)準(zhǔn)、方法和過程等方面存在不公平有關(guān),這種不公平必定會損害員工利益,進(jìn)而導(dǎo)致員工產(chǎn)生疏離感.當(dāng)員工認(rèn)為決策過程不公平時,會降低對雇主的承諾,產(chǎn)生低績效[27].另一方面,Lind和Tyler研究發(fā)現(xiàn)[28],如果員工認(rèn)為在群體中受到尊重及認(rèn)可,會認(rèn)為程序是公平的.因此,程序公平感反映了員工感知的被尊重和認(rèn)可的程度,被尊重和認(rèn)可的程度越高,員工越容易產(chǎn)生組織認(rèn)同感.因此,有以下假設(shè):

H1-2: 程序公平對員工的組織認(rèn)同的提高有正向影響.

(3) 互動公平.互動公平反映了在決策執(zhí)行過程中,個體感受到的人際對待的公平性[14].Masterson和Lewis通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),互動公平感來源于領(lǐng)導(dǎo)或其他管理者的人際對待,它比程序公平更具人際性.互動公平可以被認(rèn)為是員工的投入回報,如果管理者公平對待員工,員工就會報之以更好的工作績效[29].也就是說,當(dāng)員工感受到來自領(lǐng)導(dǎo)者的尊重和認(rèn)同時,就會產(chǎn)生較高的互動公平感[16].由于領(lǐng)導(dǎo)通常被認(rèn)為是組織的化身,與領(lǐng)導(dǎo)之間良好的人際關(guān)系,會被員工解讀為對組織的歸屬感.因此,有以下假設(shè):

H1-3: 互動公平對員工的組織認(rèn)同的提高有正向影響.

2.2組織公平對知識共享意愿的影響

在組織內(nèi)部的知識共享行為中,員工掌握的技術(shù)知識通常內(nèi)嵌于員工個體的頭腦中,表現(xiàn)為隱性知識,因此無法受到組織中正式規(guī)則的制約,員工也將這種知識看作是自己的私有財產(chǎn).由于擁有技術(shù)知識會產(chǎn)生專家權(quán)(expert power),而與他人共享知識則意味著專家權(quán)的喪失或弱化[30],這會在一定程度上會帶來利益的損失.因此員工與他人共享知識,在行為上總是趨向保守.只有當(dāng)工資福利、人格尊嚴(yán)、人際關(guān)系等綜合收益足以補(bǔ)償專家權(quán)弱化導(dǎo)致的損失時,員工才會產(chǎn)生知識共享意愿.

(1) 分配公平.學(xué)者們在研究分配公平對員工的組織公民行為(organizational citizenship behavior)影響時發(fā)現(xiàn),如果員工認(rèn)為分配的結(jié)果是公平的,員工很可能自發(fā)回報并產(chǎn)生對組織有利的行為,即組織公民行為[31-32].組織公民行為是一種自愿性的個體行為,不受組織的正式獎懲系統(tǒng)的約束,但卻能夠從整體上有效提高組織效能.它是員工用來消除不公平感,特別是分配不公平感的一種安全選擇[33].由于組織無法通過強(qiáng)制性的制度來迫使員工共享隱性知識,共享知識只能是員工的自發(fā)行為,這與組織公民行為的本質(zhì)是一致的.因此,有以下假設(shè):

H2-1: 分配公平對員工知識共享意愿的提高有正向影響.

(2) 程序公平.當(dāng)一個組織強(qiáng)調(diào)群體尊重和認(rèn)可時,員工有很強(qiáng)的動機(jī)去實(shí)現(xiàn)組織利益最大化,會在組織中產(chǎn)生組織公民行為[32],這與程序公平的影響是一致的.Viswesvaran和Ones通過元分析也發(fā)現(xiàn),程序公平與組織公民行為的相關(guān)性強(qiáng)于分配公平感[34].因此,程序公平對于組織公民行為有著獨(dú)立于分配公平的影響作用.在知識共享過程中,程序公平意味著擁有隱性知識的員工,是否能夠因“專家權(quán)”而被尊重和認(rèn)可.因此,有以下假設(shè):

H2-2: 程序公平對員工知識共享意愿的提高有正向影響.

(3) 互動公平.Masterson等認(rèn)為,組織中的個體要處理兩類關(guān)系: 與直接領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系和與組織的關(guān)系,前者與互動公平有關(guān),后者與程序公平有關(guān)[29].當(dāng)員工在與領(lǐng)導(dǎo)的互動中感受到領(lǐng)導(dǎo)給予的尊重,將產(chǎn)生組織公民行為來最大化組織利益.Moorman也認(rèn)為[31],組織公平,特別是互動公平,對組織公民行為有預(yù)測力.Berman等認(rèn)為,組織內(nèi)部存在“集體心智(collectivemind)”,團(tuán)隊(duì)中的隱性知識為團(tuán)隊(duì)集體擁有,任何個體都只能擁有或取得其中的一部分而非全部,知識共享的過程是通過團(tuán)隊(duì)成員分別提供線索來實(shí)現(xiàn)的[35].顯然,融洽的人際關(guān)系有助于組織內(nèi)部的知識共享.因此,有以下假設(shè):

H2-3: 互動公平對員工的知識共享意愿的提高有正向影響.

2.3組織認(rèn)同對知識共享意愿的影響

擁有隱性知識的員工,其知識共享意愿的強(qiáng)弱將直接影響知識共享的效果.Davenport等認(rèn)為,組織中的個體不愿意共享知識的原因有兩點(diǎn)[36]: 其一,擔(dān)心所共享的信息是錯誤的或者是失敗的,害怕因共享知識被解雇；其二,工作保障與個人所擁有的專業(yè)知識是密切相關(guān)的,分享知識意味著專家權(quán)的喪失.根據(jù)組織認(rèn)同理論,個體對組織的認(rèn)同就是個體將自己與組織相聯(lián)系的動態(tài)過程,個體會努力使自己所認(rèn)同的團(tuán)體處于優(yōu)勢地位.因此,如果員工的組織認(rèn)同感較高,必然會產(chǎn)生將自己所擁有的技術(shù)知識與其他組織成員共享的動機(jī),以便可以通過提升組織技術(shù)能力,獲得較高的社會認(rèn)同[9].因此,有以下假設(shè):

H3: 組織認(rèn)同感對員工知識共享意愿的提高有正向影響.

2.4雇傭關(guān)系在組織內(nèi)部知識共享過程中的影響

雇傭關(guān)系上的差異,會使員工產(chǎn)生不同的行為及心理特征,這種差異會導(dǎo)致員工在組織公平感知上存在明顯的差異,并最終影響員工的行為.臨時雇傭人員常常被視為局外人,這樣會降低這部分員工的士氣,使團(tuán)隊(duì)工作難以順利進(jìn)行.他們感受到的不公平會減弱他們的組織承諾和績效[37].關(guān)于雇傭關(guān)系影響組織公民行為的研究也證明,非正式員工的組織公民行為比正式員工要少[38].Coyle-Shapiro與Kessler以工作身份為調(diào)節(jié)變量對英國某政府部門的暫時性雇傭員工和正式員工的態(tài)度和行為關(guān)系進(jìn)行了研究,發(fā)現(xiàn)暫時性雇傭人員對組織的承諾較少,展現(xiàn)出的組織公民行為較少,而在組織刺激與組織公民行為之間的相關(guān)性上,暫時性雇傭人員比正式員工更強(qiáng)[24].Gruenfeld等研究了動態(tài)團(tuán)隊(duì)中的知識共享,發(fā)現(xiàn)新員工通常會成為組織中的“少數(shù)派”.這種“少數(shù)派”地位會使員工游離于組織邊緣,進(jìn)而產(chǎn)生對組織的疏離感,在這種情況下,員工顯然不可能將自己擁有的技術(shù)知識與他人共享[39].顯然,臨時雇傭員工的“局外人”身份與新員工的“少數(shù)派”地位是類似的.因此,有以下假設(shè):

H4: 組織公平對組織認(rèn)同與知識共享意愿的影響關(guān)系中,雇傭關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用.

綜合以上分析,本文的實(shí)證研究模型如圖1所示.

3　研究設(shè)計(jì)

3.1問卷設(shè)計(jì)

本文所使用的問卷由組織公平、組織認(rèn)同、知識共享意愿3個量表以及雇傭關(guān)系和必要的人口特征變量組成,量表題項(xiàng)采用李克特7點(diǎn)尺度計(jì)量.組織公平量表參考Niehoff和Moorman[7]的研究,包括3個維度共18個題項(xiàng)；組織認(rèn)同量表參考Miller等的研究[40],包括7個題項(xiàng)；知識共享意愿量表參考了Scott和Walker[41]、湯建影[42]的研究,包括5個題項(xiàng).來源于英文的量表均進(jìn)行了雙向互譯,確保翻譯的準(zhǔn)確性.由于管理實(shí)踐中正式雇傭一般簽有勞動合同,非正式雇傭則有臨時工、兼職工、短期工、合同工、勞務(wù)派遣等多種形式,因此本文將正式雇傭關(guān)系定義為: 與企業(yè)簽訂3年以上固定期限或無固定期限勞動合同；將非正式雇傭定義為: 與企業(yè)未直接簽訂勞動合同,或合同期限不足3年.

初步形成的問卷在研究小組內(nèi)部進(jìn)行充分討論,觀察是否存在語義重復(fù)與措辭歧義等現(xiàn)象.為了進(jìn)一步驗(yàn)證問卷的質(zhì)量,本研究選擇了200個前測樣本發(fā)放問卷,并對回收的187份有效問卷進(jìn)行了項(xiàng)目分析.首先,按27%分位數(shù)進(jìn)行的獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)考察項(xiàng)目的區(qū)分度,所有題項(xiàng)均達(dá)到0.05顯著水平.然后,使用探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis,EFA)測量量表效度.當(dāng)Bartlett球形檢驗(yàn)顯著、KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于0.5時,說明可以進(jìn)行因子分析[43].如果因子載荷的絕對值大于0.6,并且不同因子的載荷差大于0.3,則說明量表具有較好的會聚效度與區(qū)分效度[44].最后,使用基于項(xiàng)目協(xié)方差的Cronbach’sα系數(shù)來測量量表信度.當(dāng)α>0.8時說明量表的信度非常好；在0.7～0.8之間,說明量表信度比較好；低于0.6則需要對量表進(jìn)行修正[43].項(xiàng)目分析的結(jié)果如表1(見第12頁)所示.

表1　量表前測的項(xiàng)目分析結(jié)果(N=187)

注: 1. 省去了因子載荷小于0.3的載荷；2. (*)為調(diào)整過程中刪除的題項(xiàng).題項(xiàng)刪除后,對量表重新進(jìn)行了EFA分析,因篇幅原因省略；3. 這里CITC為用SPSS軟件得到的校項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性(corrected item-total correlation)值.

由表1可知,互動公平的2個題項(xiàng)、組織認(rèn)同的1個題項(xiàng)的載荷系數(shù)均小于0.5,同時刪除這些題項(xiàng),有助于提升量表的信度,因此分別予以刪除.刪除后重新進(jìn)行EFA與信度分析,量表信度均大于0.75,因子載荷均大于0.6,量表質(zhì)量滿足要求.最終形成的問卷中,組織公平量表3個維度16題,組織認(rèn)同量表6題,知識共享意愿5題.

3.2研究樣本與工具

問卷調(diào)查在2013年6月至2014年3月展開.在江蘇、上海、浙江等地的7個開發(fā)區(qū)(工業(yè)集中區(qū))發(fā)放問卷800份,回收有效問卷596份,回收率74.5%.為了進(jìn)一步提高樣本質(zhì)量,刪除了在企業(yè)連續(xù)工作不足6個月的樣本,最終得到有效樣本553份.其中非正式雇傭233人,正式雇傭320人,涉及IT、機(jī)械裝備、紡織服裝、新能源等行業(yè),具有一定的代表性.本文采用SPSS18軟件與結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Model, SEM)軟件AMOS20進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析.

4　實(shí)證分析結(jié)果

4.1量表的信度與效度檢驗(yàn)

本文采用驗(yàn)證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis, CFA)檢驗(yàn)量表的會聚效度(convergent validity)與區(qū)分效度(discriminant validity).其中會聚效度通過平均變異抽取量(Average Variation Extraction, AVE)來測量,區(qū)分效度通過比較AVE與共享方差來測量.如果AVE達(dá)到0.5以上,則認(rèn)為針對該變量的問卷具有很好的會聚效度,當(dāng)各變量的AVE值均大于各變量間的共享方差時,則認(rèn)為具有較好的區(qū)分效度[45].同時,分別采用Cronbach’sα系數(shù)和組合信度(Composite Reliability,CR)值來測量信度.表2列出了各潛變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、信度、AVE和CR的計(jì)算結(jié)果以及兩類樣本的相關(guān)系數(shù).可以看出,組織公平3個維度的AVE值均大于0.5,信度指標(biāo)均大于0.85；盡管組織認(rèn)同與共享意愿的AVE值低于0.5,但是顯著高于各變量間的共享方差(相關(guān)系數(shù)的平方),同時這兩個潛變量的信度值也大于或接近0.8.因此可以認(rèn)為問卷整體質(zhì)量較高,可以進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn).

表2　潛變量描述性統(tǒng)計(jì)與信度、效度(N=553)

注: 1. 信度為Cronbach’sα系數(shù)；2. 相關(guān)系數(shù)矩陣左下角為正式雇傭樣本(N=320),右上角為非正式雇傭樣本(N=233)；3. Mean表示均值,S.D.表示標(biāo)準(zhǔn)差.

4.2模型擬合度評價

本文采用多群組SEM分析技術(shù)研究雇傭關(guān)系的調(diào)節(jié)作用.根據(jù)李茂能的方法[46],分別對全部樣本、非正式員工與正式員工樣本進(jìn)行SEM分析,得出擬合指標(biāo)列于表3；同時,由于不同雇傭關(guān)系的樣本采用同一個測量量表,因此假設(shè)5個潛變量的因子結(jié)構(gòu)等同.分別擬合無限制模型、因子載荷等同模型與路徑系數(shù)等同模型,得出擬合指標(biāo)也列于表3.由于Δχ2受樣本大小的影響,當(dāng)樣本量較大時,即使兩模型的Δχ2很小,也有可能被認(rèn)為是存在差異,因此本文將Δχ2的顯著性水平定為0.01[46].

表3　多群組模型擬合結(jié)果比較分析

由表3可知,當(dāng)樣本不分組時,全部553個樣本的模型擬合結(jié)果較差；樣本分組后,模型擬合結(jié)果有所改善,這說明樣本之間存在一定的差異.采用多群組SEM分析的無限制模型與因子載荷等同模型相比,未達(dá)到0.01水平上的顯著差異(Δχ2=17.71,Δdf=22,p>0.01),因此兩組樣本的因子載荷具有組間不變性；因子載荷等同模型與路徑系數(shù)等同模型相比,達(dá)到了0.01水平上的顯著差異(Δχ2=18.89,Δdf=7,p<0.01),因此兩組樣本的路徑系數(shù)存在顯著差異.路徑系數(shù)的組間差異通過參數(shù)間差異的臨界比(critical ratios for differences between parameters)來檢驗(yàn)[47].相關(guān)假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果列于表4.

表4　假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

注: 1.路徑系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)； 2.*表示p<0.1；**表示p<0.05；***表示p<0.01； 3.T值b為SPSS軟件中的統(tǒng)計(jì)量.

由表4可知,在對組織認(rèn)同的影響路徑(H1)中,分配公平與互動公平的影響在兩組樣本中均為顯著,假設(shè)H1-1、H1-3均通過檢驗(yàn)并在0.01水平上顯著；而程序公平對組織認(rèn)同的影響(假設(shè)H1-2),只在正式雇傭組中得到驗(yàn)證,在非正式雇傭組中這一影響作用不顯著.在對知識共享意愿的影響路徑(H2)中,分配公平的影響(假設(shè)H2-1)只在非正式雇傭組中得到驗(yàn)證,在正式雇傭組中這一影響作用不顯著；程序公平的影響在兩組樣本中均不顯著,假設(shè)H2-2未通過檢驗(yàn)；互動公平的影響在兩組樣本中均為顯著,假設(shè)H2-3通過檢驗(yàn)；組織認(rèn)同對知識共享意愿的影響,在兩組樣本中均為顯著,假設(shè)H3通過檢驗(yàn).

臨界比的結(jié)果顯示,程序公平對組織認(rèn)同的影響(假設(shè)H1-2)以及分配公平對共享意愿的影響(假設(shè)H2-1)存在顯著的組間差異.其中,假設(shè)H1-2為0.05顯著水平,H2-1為0.1顯著水平,其他路徑系數(shù)不存在明顯的組間差異.雇傭關(guān)系的調(diào)節(jié)作用(H4)得到了部分驗(yàn)證.

4.3結(jié)果分析

對非正式雇傭的員工來說,知識共享過程中分配公平與互動公平的影響作用明顯,但程序公平的影響作用不明顯.這說明工資福利待遇、融洽的上下級關(guān)系以及人際溝通更有助于提升非正式員工的組織認(rèn)同和知識共享意愿,而共享過程中的程序公平并不能提升非正式員工的組織認(rèn)同感和知識共享意愿.

在本研究所反映的企業(yè)樣本中,非正式雇傭員工的工資收入通常是其唯一的收入來源,短期的雇傭合同(或派遣制的用工方式)決定了非正式雇傭員工無法享受與正式員工平等的福利和保障,這使得非正式員工更看重分配的公平性——盡管這種分配可能從一開始就不公平.也就是說,對非正式雇傭員工來說,分配公平更多的是激勵因素而不是保健因素；同時,根據(jù)楊國樞的研究[48],中國文化是一種泛家族主義的人治文化,組織中的領(lǐng)導(dǎo)類似于家族中的“家長”,其作用和地位更加突出,因此與領(lǐng)導(dǎo)有關(guān)的互動公平在中國文化背景下具有重要的意義.在管理實(shí)踐中,與領(lǐng)導(dǎo)之間密切的關(guān)系,常常意味著非正式雇傭關(guān)系能夠“轉(zhuǎn)正”成為正式雇傭關(guān)系,因此非正式雇傭的員工更容易受到互動公平的影響；最后,非正式雇傭員工處于“體制”之外,即使面對程序上的不公平現(xiàn)象,也由于“人微言輕”而無能為力,較少有公開表達(dá)自己訴求的機(jī)會,或者對組織程序接觸較少而導(dǎo)致對程序公平的不敏感.何軒的研究也得到了類似的結(jié)論[21].

對正式雇傭的員工來說,組織公平的3個維度均影響員工的組織認(rèn)同,但只有互動公平對知識共享意愿產(chǎn)生影響,分配公平與程序公平對知識共享意愿的影響作用不顯著.由于互動公平主要體現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)與員工之間的人際關(guān)系,因此對于正式員工來說,領(lǐng)導(dǎo)關(guān)系仍然是影響其行為的重要變量,這與非正式員工是類似的；同時,由于正式雇傭關(guān)系下分配關(guān)系相對明確,員工也熟悉組織內(nèi)部的規(guī)則和流程,一旦出現(xiàn)分配上、程序上的不公平現(xiàn)象,更容易降低員工的組織認(rèn)同感.

分配公平與程序公平對知識共享意愿的影響作用不顯著,這可以通過兩個方面進(jìn)行解釋: 首先,對于正式雇傭的員工來說,長期工作(高年資)使其在組織內(nèi)具有合法性地位,容易導(dǎo)致知識鈣化現(xiàn)象(knowledge ossification),同時團(tuán)隊(duì)的集體心智隨年資增長逐步形成固化后,會影響知識共享的效果[35],這都會使正式雇傭員工的知識共享意愿較低,且不受分配公平與程序公平的影響；另一方面,組織中可能存在一種“沉默”行為,表現(xiàn)為即使員工感覺到組織公平,但并不一定就會產(chǎn)生積極的回應(yīng)[49].在中國背景下,沉默行為包括漠視性(員工對目前工作和組織依戀和認(rèn)同不夠而消極保留觀點(diǎn))、默許性(員工無力改變現(xiàn)狀的消極順從)和防御性(員工避免人際隔閡和他人攻擊的自我保護(hù))3種[50],在分配公平與程序公平提升了員工組織認(rèn)同的前提下,默許性沉默與防御性沉默仍然會對員工的知識共享意愿產(chǎn)生消極影響.

5　結(jié)論與展望

本文基于553份問卷調(diào)查數(shù)據(jù),運(yùn)用多群組SEM方法,實(shí)證研究了組織公平中的分配公平、程序公平、互動公平對組織認(rèn)同與知識共享意愿的影響,以及雇傭關(guān)系對這些影響路徑的調(diào)節(jié)作用.結(jié)果顯示: 對于非正式雇傭的員工來說,分配公平與互動公平顯著影響組織認(rèn)同和知識共享意愿,但程序公平對兩個變量無顯著影響；對正式雇傭的員工來說,互動公平顯著影響組織認(rèn)同和知識共享意愿,但分配公平與程序公平只影響員工的組織認(rèn)同感,對知識共享意愿的影響作用不明顯.在不同的雇傭關(guān)系下,程序公平對組織認(rèn)同的影響以及分配公平對共享意愿的影響存在顯著的組間差異,雇傭關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)作用.

在未來的研究中,可從以下幾個方面進(jìn)行拓展:

1) 企業(yè)所有制對組織公平影響知識共享意愿的調(diào)節(jié)作用在管理實(shí)踐中,不同所有制類型的企業(yè)常常擁有不同的企業(yè)文化,領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格也常常有所不同,這對員工的組織公平感知會產(chǎn)生影響,因此雇傭關(guān)系調(diào)節(jié)作用的大小,也可能會受到企業(yè)所有制類型的影響；

2) 中國文化特征變量的影響作用組織公平的研究中,常常會考慮中國文化特征變量,盡管文獻(xiàn)中已經(jīng)有所涉及(如中庸思維等),但結(jié)合知識共享的研究仍然有待深入.

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Employment Relationship, Organizational Justice and Knowledge Sharing Intention: An Empirical Study Based on Firms in China

YAO Kai, TANG Jianying

(School of Management, Fudan University, Shanghai 200433, China)

The difference of organizational justice awareness among employees under different employment relationship affects their organizational identification and knowledge sharing intention. Investigation into the influences of organizational justice on knowledge sharing intension as well as its difference under different employment relationship will have important practical-significances in managing knowledge workers and improving team performance. Based on the data collected from 553 questionnaires, an empirical study is conducted to analyze the influences of organizational justice, including distributive justice, procedural justice and interactional justice, on employees’ knowledge sharing intention and their organizational identification, and the mediating role played by employment relationship in impacting. The results indicate: To non-regular workers, distributive justice and interactional justice have significant influences on their organizational identification and knowledge sharing intention, but procedural justice does not；To regular workers, interactional justice has significant influences on both organizational identification and knowledge sharing intention while distributive justice and procedural justice affect only organizational identification significantly, but knowledge sharing intention slightly. Under different employment relationship, there are significantly differences about those influences, in other words, employment relationship plays as a mediator.

organizational justice； knowledge sharing intention； employment relationship； organizational identification； OCB

0427-7104(2016)01-0008-10

2015-09-08

國家自然科學(xué)基金(71372116,70702015)；教育部人文社會科學(xué)基金(13YJA630114);上海市2015年教育科學(xué)決策咨詢重大課題“與建設(shè)現(xiàn)代化國際大都市相匹配的上海教育事業(yè)發(fā)展總體戰(zhàn)略研究”(JA1502)

姚凱(1971―),男,教授,博士生導(dǎo)師,E-mail: yaokai@fudan.edu.cn.

F 273.1

A