員工內(nèi)外部動機對隱性知識共享意愿和創(chuàng)新行為的影響

蔡 楊 石文典 陳曉惠

（1上海師范大學教育學院，上海 200234；2安徽農(nóng)業(yè)大學人文社會科學學院，合肥 230036）

1 引言

創(chuàng)新是企業(yè)贏得競爭優(yōu)勢的核心源泉，而員工創(chuàng)新行為多表現(xiàn)為角色外行為，是員工個體的自發(fā)性活動。因此，創(chuàng)新和創(chuàng)造活動最終要落實到員工個體身上。研究發(fā)現(xiàn)，員工通過知識共享，提高了組織的創(chuàng)新能力和吸納能力，提升了企業(yè)的市場競爭能力（Liao，F(xiàn)ei，＆ Chen，2007；Omoush，2017）。隱性知識是知識共享的核心內(nèi)容，也是構(gòu)成組織核心競爭力的關鍵 要素（Wipawayangkool＆ Teng，2016）。因此，如何更加有效地共享隱性知識受到研究者的廣泛重視。

研究表明，影響隱性知識共享意愿的前因變量有人際信任（Hsu，Ju，Yen，＆ Chang，2007；Lee＆ Hong，2014）、組織氛圍（Palo ＆ Charles，2015；Yang ＆ Farn，2010）、社會資本（Chang ＆ Chuang，2011； Hau，Kim，Lee，＆ Kim，2013； Yang ＆Farn，2010）以及個體動機（Hau et al.，2013； Lin，2007； Quigley，Tesluk，Locke，＆ Bartol，2007）等。這些前因變量大致可以概括為三個層次，即組織層次、人際層次、個體層次，如組織氛圍就屬于組織層次，人際信任和社會資本都屬于人際層次，個體動機屬于個體層次。不管員工分享的是什么類型的知識，個體動機都是影響員工分享知識的重要前因變量（Sai Ho ＆ Sheng，2005）。

然而，以往對動機與知識共享關系的研究存在以下不足：（1）樣本量普遍比較小 （Kankanhalli et al.，2005；Lin，2007），結(jié)果很難推廣到更廣泛的群體中；（2）被試多為商學專業(yè)本科生（Quigley，Tesluk，Locke，＆ Bartol，2007），而不是真實的組織員工，研究結(jié)論難以應用到企業(yè)員工，這是因為學生對知識分享的態(tài)度在其就業(yè)前后有較大差異；（3）即使是一些以組織員工為樣本的研究，由于樣本群體集中于某個行業(yè)，如醫(yī)療業(yè)（Lee＆ Hong，2014）或政府部門（Hau et al.，2013），這就使得結(jié)果是否能夠推廣到其他行業(yè)存在疑問；（4）沒有對內(nèi)部和外部動機做出明確區(qū)分，或者沒有將內(nèi)外部動機綜合在一起予以考慮（Bock et al.，2005；Llopis＆Foss，2016； Sai Ho ＆ Sheng，2005）；（5） 沒有區(qū)分顯性知識和隱性知識（Lin，2007；Llopis＆Foss，2016），而這兩種類型的知識分享動機或許不盡相同。

動機一般分為外部動機和內(nèi)部動機，外部動機聚焦于結(jié)果驅(qū)動，而內(nèi)部動機主要是活動帶來的快樂和內(nèi)在滿足。員工分享知識的外部動機與知識共享所帶來的價值大小有關。持外部動機的員工在知識共享過程中往往會進行成本-收益分析，成本包括消耗的時間和心理努力等，潛在的收益則包括得到的組織獎勵或其他同事在未來給予的積極互惠（Bock et al.，2005；Lin，2007）。 如果感知到的收益大于或等于成本，共享過程便會繼續(xù)，否則就會停止。因此，本文使用組織獎勵和互惠性作為員工知識分享行為的外部動機。

內(nèi)部動機是出于自身的原因參與活動，例如出于興趣或者追求活動帶來的快樂和滿足感。有研究表明，員工給組織提供了有價值的知識后，其自我效能感得到增強（Wipawayangkool＆ Teng，2016）。所以本文使用知識分享自我效能感和樂趣作為員工的內(nèi)部動機。

進一步梳理文獻發(fā)現(xiàn)，以往研究大都是對不同的動機變量與隱性知識共享意愿或動機變量與創(chuàng)新行為之間的關系分別進行研究，既未把相關變量統(tǒng)合在一起建立整合模型 （蔡啟通，高泉豐，2004；Bock et al.，2005； Lin，2007），建構(gòu)一個更有說服力的具有生態(tài)效度的理論模型，也沒有將動機細化至組織獎勵、樂趣等變量（湯超穎，艾樹，龔增良，2011）。因此，有必要對內(nèi)外部動機與隱性知識共享意愿、創(chuàng)新行為之間的關系進行更整合的深入考查，以期建立一個能夠解釋更多變量間關系的生態(tài)模型。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 概念定義

組織獎勵是個體共享知識后期望得到的來自組織的激勵，如薪水、紅利或工作保障（Davenport，Prusak，＆ Prusak，1999）?；セ菪允峭ㄟ^知識分享個體能夠得到的互 惠利 益（Kankanhalli et al.，2005）。知識分享自我效能感是個體評估自己分享對組織有價值知識的能力，即個體相信他們的知識能幫助解決工作相關問題、提高工作效率或?qū)M織產(chǎn)生影響。樂趣定義為分享知識后得到的愉悅感（Wasko＆ Faraj，2000）。隱性知識共享意愿定義為員工在多大程度上愿意向其同事分享工作中的經(jīng)驗和訣竅技巧（Yang＆ Farn，2010）。個人創(chuàng)新行為劃分為三個階段，即問題確認、尋求積極支持者、實現(xiàn)創(chuàng)新想法的產(chǎn)品化（Scott＆ Bruce，1994）。

2.2 內(nèi)外部動機與隱性知識共享意愿的關系

動機是構(gòu)成人類大部分行為的基礎，從外部激勵的觀點看，個體行為受其感知到該行為帶來的價值和利益的影響。員工從企業(yè)得到的價值和利益有與金錢相關的薪水和獎金，以及與金錢無關的晉升、休假和工作保障等。有關組織獎勵對知識共享意愿的關系研究得到了截然不同的結(jié)果。一些研究者認為組織獎勵對員工的知識共享行為有著積極的正向影響（Kankanhalli et al.，2005； Severinov，2001），也有一些研究表明預期到的組織獎勵對知識分享態(tài)度有顯著的負向影響 （Bock et al.，2005；Yong＆Kim，2011）。另外一些研究報告則認為組織獎勵對知識分享意愿沒有影響 （Palo＆ Charles，2015；Seba，Rowley，＆ Lambert，2012）。 之所以出現(xiàn)上述相互矛盾的結(jié)果，原因可能與這些研究測量知識共享意愿時使用的量表有關，它們沒有對知識類型進行明確區(qū)分。而顯性知識共享意愿與隱性知識共享意愿之間存在明顯區(qū)別（Hau et al.，2013）。本研究立足中國情景，區(qū)分知識類型，使用隱性知識共享意愿量表，研究組織獎勵和隱性知識共享意愿的關系。我們推測如果員工相信他們在貢獻自己的知識之后能得到組織獎勵，他們會更愿意將自己習得的隱性知識貢獻出來。因此，本文提出的第一個假設是：

H1：組織獎勵對隱性知識共享意愿具有顯著的正向影響。

一些研究證明，互惠利益促進了個體的知識共享意愿 （Moghavvemi，Sharabati，Paramanathan，＆Rahin，2017； Palo ＆ Charles，2015； Wasko ＆Faraj，2005）。在對IT業(yè)專業(yè)人員社會交換因素和知識共享意愿的關系研究中，互惠關系對知識共享意愿有顯著的影響（Tsai，Chang，Cheng，＆ Lien，2013）。醫(yī)療業(yè)的研究也發(fā)現(xiàn)，互惠性、主觀規(guī)范和行為控制對知識分享意愿有正向預測作用 （Lee＆Hong，2014）。有研究對知識類型做了區(qū)分后發(fā)現(xiàn)，互惠性對隱性知識分享有正向預測作用 （Hau et al.，2013）。本研究推測，當員工把自己的隱性知識分享出來后，獲得知識的一方會基于感激或回報將自己的隱性知識也共享出來。因此，本文提出的第二個假設是：

H2：互惠性對隱性知識共享意愿具有顯著的正向影響。

研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感是刺激員工與其同事分享知識的一個重要因素（Kankanhalli et al.，2005；Wasko＆ Faraj，2005）。對IT行業(yè)員工的研究發(fā)現(xiàn)，員工知覺到的自我效能感顯著正向影響知識分享意愿（Tsai et al.，2013），這是因為在給他人分享知識后，員工的自我效能感因同事的良好評價得到了提升 （Lu，Leung，＆ Koch，2006）。盡管有證據(jù)表明自我效能感影響了知識共享，但自我效能感能否影響隱性知識共享意愿呢？一項影響項目小組隱性知識分享行為的研究發(fā)現(xiàn)，缺少自我效能感的小組成員隱性知識共享較少（Zhang＆ He，2016）。由此本研究推測，對于知識自我效能感高的員工，因為對自己的專業(yè)知識更加自信，覺得自己的隱性知識的價值更高、用途更廣，或者認為分享傳播自己的知識對組織或同事都是有用的，所以更愿意參與到隱性知識共享的過程中來。因此，本文提出的第三個假設是：

H3：知識自我效能感對隱性知識共享意愿具有顯著的正向影響。

個體在分享知識的社會交往過程中，獲得樂趣是影響其知識分享意愿的重要因素 （Lin，2007；Moghavvemi et al.，2017）。有學者將內(nèi)部動機分為名譽和樂趣，研究它們對知識貢獻的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在電子實務網(wǎng)絡上享受幫助他人樂趣的個體分享了更有用的知識（Wasko＆ Faraj，2005）。當員工體驗到幸福感時，其顯性和隱性知識分享行為均會增加（Chumg，Cooke，F(xiàn)ry，＆ Hung，2015）。 由于我國的文化背景和企業(yè)管理傳統(tǒng)與西方存在顯著差異，西方研究者得到的結(jié)論在中國情景下是否適用仍然不得而知。本研究推測，員工分享隱性知識時感受到的樂趣越多，個體分享隱性知識的意愿也越強烈。因此，本文提出的第四個假設是：

H4：樂趣對隱性知識共享意愿具有顯著的正向影響。

2.3 內(nèi)外部動機與創(chuàng)新行為的關系

外部動機在某些情況下是個體創(chuàng)新行為的刺激因素，外在報酬與獎勵比內(nèi)在激勵對創(chuàng)造力的作用更大（Staudt，Bock，Muhlemeyer，＆ Kriegesmann，1991）。在創(chuàng)新性工作任務中基于創(chuàng)新行為支付的報酬與獎勵會顯著地發(fā)揮積極作用，報酬與獎勵水平越高，員工的創(chuàng)新行為就越明顯，薪酬、獎勵與認可均對創(chuàng)新者有激勵作用（Hebda，Vojak，Griffin，＆Price，2007）。有學者發(fā)現(xiàn)，員工外在動機對內(nèi)在動機與創(chuàng)新行為的關系將產(chǎn)生干擾，但當員工內(nèi)外部動機均高時，將更積極地表現(xiàn)出創(chuàng)新行為（蔡啟通，高泉豐，2004）。因此，內(nèi)外部動機與創(chuàng)新行為的關系的研究結(jié)論實質(zhì)上是不一致的，有必要對此進行進一步的驗證。本文提出的第五個假設是：

H5：組織獎勵對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響。

研究表明，員工內(nèi)部動機對員工創(chuàng)新行為將產(chǎn)生直接的影響（孫銳，張文勤，陳許亞，2012）。例如，工作自由度、挑戰(zhàn)性、重要性、趣味性以及工作的喜好程度等內(nèi)在動機因素，都對個人創(chuàng)造性有積極影響 （Teresa M.Amabile，Conti，Coon，Lazenby，＆ Herron，1996）?！皠訖C－工作循環(huán)匹配”理論認為，如果更多地從內(nèi)心投入工作、不被外部因素轉(zhuǎn)移注意力，會有助于個體產(chǎn)生更有創(chuàng)意的想法。然而，以往研究要么沒有對內(nèi)部動機進行細分，要么把結(jié)果變量限定為創(chuàng)造力，而創(chuàng)造力不一定能夠轉(zhuǎn)化為員工的創(chuàng)新行為。本研究提出如下假設：

H6：樂趣對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響。

2.4 隱性知識共享和員工創(chuàng)新行為的關系

隱性知識是創(chuàng)造力不可缺少的部分，個體通過隱性知識共享獲得別人特有的經(jīng)驗、技巧和創(chuàng)意等異質(zhì)性的知識，從而產(chǎn)生思想碰撞，分享知識的同時也能產(chǎn)生新的想法，這些對于問題的創(chuàng)造性解決是很 有 幫 助 的（Koskinen ＆ Vanharanta，2002）。Nonaka認為，隱性知識是個體創(chuàng)造力的源泉，通過隱性知識共享及知識轉(zhuǎn)化過程，可以形成新知識，從而持續(xù)為創(chuàng)造力提供來源（Nonaka，1994）。當員工創(chuàng)造力不斷增加，創(chuàng)新行為自然而然就產(chǎn)生了。有學者研究了政府員工對組織變革的開放性、知識分享意愿及知識創(chuàng)造實踐的關系，發(fā)現(xiàn)知識分享意愿越強，知識創(chuàng)造實踐就越多 （Park，Song，Lim，＆Kim，2014）?？傊?，那些樂于將自己的隱性知識與他人分享的員工在創(chuàng)新上有更突出的表現(xiàn)（路琳，梁學玲，2009）。某種程度上，甚至可以說隱性知識共享行為是一種利己行為，能促進自身創(chuàng)新績效的提高（王仙雅，林盛，陳立蕓，白寅，2014）。然而，知識共享意愿、知識共享行為與隱性知識共享意愿之間是有很大區(qū)別的，主動分享隱性知識與被動貢獻隱性知識對創(chuàng)新行為的影響可能也不一定相同。本研究認為，共享自己的隱性知識，加速了知識在群體中的流動，員工的工作知識逐漸豐富、技巧日漸成熟，加之由于創(chuàng)新行為需要大量的隱性知識作基礎，所以共享隱性知識的意愿有助于激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。由此，本文提出的第七個假設是：

H7：隱性知識共享意愿對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響。

3 研究方法

3.1 樣本和數(shù)據(jù)收集

采用問卷法收集數(shù)據(jù)，使用SPSS 23.0、Smart-PLS 3（Ringle，Wende，＆ Becker，2015）統(tǒng)計軟件對收集的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析和處理，用偏最小二乘法結(jié)構(gòu)方程模型（PLS－SEM）檢驗變量之間的關系。

為防止反應傾向性，對問卷題項順序打亂后發(fā)放。使用問卷星，對企業(yè)員工進行在線調(diào)查，收集了365份問卷，剔除其中5個作答時間極短或答案全為同一個選項的樣本數(shù)據(jù)，最終保留360份問卷。

3.2 測量工具

組織獎勵采用Lin（2007）的問卷，共4個題項，如“如果我和我同事分享知識，我會獲得更高的薪資回報”，本研究中 Cronbach’s α 為 0.846?；セ菪圆捎?Kankanhalli等人（2005）編制的問卷，共 4個題項，例如“當我和我同事分享知識時，這會擴大我和同事交往的范圍，從而擴大我的交際圈”，本研究中Cronbach’s α 為 0.832。 知識自我效能感采用 Lin（2007）改編的問卷，共4個題項，如“我很自信我為組織其他成員提供的知識非常有價值”，本研究中Cronbach’s α 為 0.703。 樂趣采用 Wasko 和 Faraj（2000）編制的問卷，共4個題項，例如“我會從分享知識的過程中獲得滿足”，本研究中Cronbach’s α為 0.890。隱性知識共享意愿采用 Yang和 Farn（2010）的隱性知識共享意愿問卷。該問卷共有3個項目，本研究中 Cronbach’s α 為 0.826。 創(chuàng)新行為采用Scott和Bruce（1994）的創(chuàng)新行為量表，共計6個題項，如“在工作中，我會主動尋求新的技術、流程與方法”，本研究中 Cronbach’s α 為 0.889。 所有題項測量均使用Likert七點量表進行計分（從1＝強烈不同意到7＝強烈同意）。

4 結(jié)果

為了驗證本研究中的模型，采用偏最小二乘法結(jié)構(gòu)方程模型（PLS－SEM），理由有三。首先，采用Kolmogorov－Smirnov方法，通過 SPSS 23.0 檢驗所收集樣本分布的正態(tài)性，發(fā)現(xiàn)樣本不服從正態(tài)分布。由于基于方差的PLS－SEM對樣本分布限制很小，在分析這種數(shù)據(jù)時要比基于協(xié)方差的結(jié)構(gòu)方程模型（CB－SEM）具有優(yōu)勢。第二，PLS－SEM 可以處理多潛變量的復雜結(jié)構(gòu)模型，而這一點是CB－SEM或一般線性回歸做不到的 （Hair，Hult，Ringle，＆ Sarstedt，2016）。 第三，PLS－SEM 特別適用于預測。

結(jié)構(gòu)方程模型分為測量模型和結(jié)構(gòu)模型，測量模型描述的是潛變量與觀察變量之間的關系，結(jié)構(gòu)模型描述潛變量之間的關系。首先，對研究模型進行了預測驗，樣本量為55，發(fā)現(xiàn)自我效能感第3、4題因子載荷較低，分別為－0.018、0.377。 為保證問卷的信效度，刪除第3題。由于每個潛變量的觀察變量最好是3個或以上，加之預測驗樣本量較小，所以將題項4措辭稍作修改后保留。

4.1 測量模型

4.1.1 聚合效度

通過Cronbach’s α系數(shù)檢驗測量項目的內(nèi)部一致性，表1顯示問卷具有良好的信度。用驗證性因素分析驗證測量模型，檢驗項目的聚合效度和區(qū)分效度。首先，項目載荷應在0.60以上才表示具有良好的聚合效度。最小的因子載荷為0.634，滿足了聚合效度的條件。第二，為了檢驗潛變量的信度，計算組合信度和平均萃取變異量。組合信度的目的是確保所有觀察變量測量同一潛變量的內(nèi)部一致性，CR值 需 大 于 0.7，AVE 值 需 大 于 0.5 （Hair et al.，2016； Latan ＆ Ghozali，2015）。表 1顯示，CR 值在0.833 到 0.924 之間，AVE 值在 0.629 到 0.751 之間，均超過可接受值。各觀察變量的VIF均小于5，可以認為不存在嚴重的多重共線性。

4.1.2 區(qū)分效度

區(qū)分效度的內(nèi)涵體現(xiàn)在不同潛變量之間能很好地區(qū)分開來，其中項目載荷在設定潛變量上的值要高于在其他潛變量上的值。根據(jù)表2交叉載荷（cross loadings）的結(jié)果，數(shù)據(jù)區(qū)分效度良好。

4.2 結(jié)構(gòu)模型

在測量模型得到有效性驗證后，對結(jié)構(gòu)模型進行驗證及評價。使用Bootstrap方法檢驗路徑系數(shù)的顯著性，按照Hair等的建議，為保證結(jié)果的穩(wěn)定性，Subsamples的取值應該大（Hair et al.，2016），本研究取值為5000。結(jié)構(gòu)模型的結(jié)果呈現(xiàn)在圖1中。

分析結(jié)果顯示組織獎勵對隱性知識共享意愿預測不顯著（γ＝－0.015；t＝0.460），未能支持 H1，這和我們的預期不同?；セ菪詫﹄[性知識共享意愿 （γ＝0.160；t＝3.010）影響顯著，支持了 H2。 在內(nèi)在動機方面，知識自我效能感對隱性知識共享意愿（γ＝0.151；t＝3.299）影響顯著，支持了 H3。 樂趣對隱性知識共享意愿（γ＝0.638；t＝12.429）和創(chuàng)新行為（γ＝0.307；t＝4.537）影響顯著，支持了 H4、H6。組織獎勵對創(chuàng)新行為的影響顯著（γ＝0.209；t＝5.182），支持了 H5。 隱性知識共享意愿對創(chuàng)新行為具有顯著的預測作用（β＝0.444；t＝6.856），支持了 H7（見表 3）。

判定系數(shù)R2表示外生潛變量對內(nèi)生潛變量變異的解釋能力，取值在0到1之間，通常認為R2大于 0.1即是可接受的。內(nèi)生潛變量的R2＞0.67為具有實務上價值，R2＝0.33 左右表示中度解釋能力，R2＝0.19左右表示解釋能力薄弱。本研究中內(nèi)生潛變量有隱性知識共享意愿和創(chuàng)新行為，其對應的判定系數(shù)R2分別為0.797和0.734，表示這些內(nèi)生潛變量被解釋的百分數(shù)。

作為預測準確性的指標，PLS－SEM用Stone－Geisser’sQ2檢驗模型的預測關聯(lián)性。Q2取值在0到1之間，Q2＝0表示模型與用平均數(shù)取代無異，Q2＝1表示模型完全重制。Q2＞0表示模型對內(nèi)生潛變量有預測關聯(lián)性，Q2＜0表示模型不具有預測關聯(lián)性，Q2越大預測相關性越強。本研究采用Blindfolding的方法將資料矩陣分隔成D群，按照Herman Wold的建議，取D＝7，即將數(shù)據(jù)分成1－7群，一次省略一組的資料不納入分析。結(jié)果顯示內(nèi)生潛變量的Q2都大于0，研究模型的預測關聯(lián)度顯著。另一個指標f2是外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響力，f2值在0.02，0.15 和 0.35 時影響效果分別被視為低、中、高。此外，SmartPLS 3提供了幾個模型擬合優(yōu)度指數(shù)，如標準化殘差均方根和規(guī)范擬合指數(shù)，本研究中SRMR＝0.077＜0.08，NFI＝0.811＞0.800，表明我們的研究模型和所收集數(shù)據(jù)擬合良好（見表4）。

表1 問卷信度和聚合效度

4.3 間接效應檢驗

樣本數(shù)不夠大或間接效果呈非常態(tài)分布時，應采用Bootstrap的方法以避免在檢定中介效果時產(chǎn)生 偏 誤（Taylor，Mackinnon，＆ Tein，2008）。SmartPLS 3檢驗間接效應采用兩種方法，分別是（1）置信區(qū)間和（2）偏差修正的置信區(qū)間。分析結(jié)果見表5。如果左右區(qū)間不包含0即表示間接效應存在。根據(jù)表5的數(shù)據(jù)結(jié)果，隱性知識共享意愿在樂趣與創(chuàng)新行為的關系中、知識自我效能感與創(chuàng)新行為的關系中、互惠性與創(chuàng)新行為的關系中均起中介作用。

5 討論

本研究立足于中國文化情景，考查組織獎勵、互惠性、知識自我效能感以及樂趣對員工隱性知識分享意愿和創(chuàng)新行為的影響。文章從外部動機和內(nèi)部動機兩個角度出發(fā)，探究其影響機制。其中H1未得到驗證，其余假設均成立。本研究得出的主要研究結(jié)果如下：

表2 交叉載荷

表3 假設檢驗結(jié)果

表4 變量的判定系數(shù)R2和預測關聯(lián)度Q2

表5 中介變量報告表格

（1）組織獎勵越高，員工的創(chuàng)新行為越多。外部動機高的員工會注重自己的工作結(jié)果能否得到別人的肯定及獎賞，在意別人或同事的看法，因而努力工作以便得到這些他在意的外在酬賞，進而積極地表現(xiàn)出創(chuàng)新行為（蔡啟通，高泉豐，2004）。企業(yè)應重視建立和完善獎勵報酬體系，特別是與年輕、剛?cè)肼毜膯T工報酬相關的績效評價系統(tǒng)。

（2）組織獎勵對隱性知識共享意愿無影響。這一結(jié)果出人意料，因為之前有研究聲稱組織獎勵在培養(yǎng)組織知識分享文化中有重要作用（Kankanhalli et al.，2005； Severinov，2001），且負向影響隱性知識共享意愿（Hau et al.，2013）。 我們推測，其中的原因可能是：第一，隱性知識分享行為難以量化和評估，建立分享行為的獎勵制度難以實施；第二，外部獎勵所起作用比較短暫，而隱性知識共享需要員工更持久的意愿；第三，員工認為自己的隱性知識是無價的，是花了很多的時間和功夫習得的，組織獎勵的金錢數(shù)額達不到讓員工愿意把自己的隱性知識貢獻出來的地步；第四，組織獎勵和隱性知識共享之間可能存在調(diào)節(jié)變量，如年齡，年輕員工很可能更加重視物質(zhì)獎勵，而年長員工已經(jīng)有一些金錢儲蓄，他們更重視金錢之外的東西。由于組織獎勵對知識共享意愿影響的結(jié)果很不統(tǒng)一，因此在管理實踐中組織獎勵不是促進知識共享的首選方案。

（3）互惠性既能促進員工隱性知識共享，又能通過隱性知識共享促進員工的創(chuàng)新行為。有價值的知識共享需要員工的積極參與（Hislop，2003）。研究顯示，互惠性的管理策略有效地促進了隱性知識轉(zhuǎn)化的實現(xiàn)，從而大幅度提高了企業(yè)的技術創(chuàng)新能力（張同健，蒲勇健，2010）。

（4）那些篤信自己有能力為組織分享有用知識的員工，有更強的動機去為他們的同事貢獻自己的知識。另外，自我效能感還能通過隱性知識共享促進員工的創(chuàng)新行為。創(chuàng)新是需要知識做基礎的，對自身所擁有知識的自信將促進創(chuàng)新行為的發(fā)生。

（5）員工共享隱性知識后獲得的樂趣越大，其創(chuàng)新行為越多。樂趣能使員工在工作中更專注，在工作任務中能夠更有效地激勵自我，他們更可能追求新穎性并將之付諸實踐 （Aleksi，erne，Dysvik，＆kerlavaj，2016）。

（6）樂趣既能促進員工隱性知識共享，又能通過隱性知識共享促進員工的創(chuàng)新行為。有研究顯示，團隊積極情緒會促進團隊成員隱性知識共享進而作用于創(chuàng)造力（湯超穎等，2011）。企業(yè)需要在日常管理活動中考慮納入情緒管理，關注員工情緒變化，對消極情緒即時加以引導，營造積極的情緒氛圍，提高員工積極的心態(tài)。

（7）隱性知識共享意愿越強的員工，其創(chuàng)新行為越多。這說明隱性知識共享既是一種助人行為又是一種自助行為，在分享給他人知識的同時也能促進自身創(chuàng)新行為的發(fā)生。通過員工自愿的知識分享，他們在工作中的知識與技巧會日漸成熟、游刃有余，而這最終會增加員工的創(chuàng)造力 （Park et al.，2014）。隨著創(chuàng)造力的豐富，員工的創(chuàng)新行為也會隨之增加，正所謂熟能生巧。管理者應利用多樣化的經(jīng)濟、心理、社會的獎勵機制促成隱性知識共享行為，從而激勵員工創(chuàng)新行為的發(fā)生。

6 結(jié)論

組織獎勵對員工創(chuàng)新行為預測作用顯著，但對隱性知識共享意愿沒有影響；互惠性和知識自我效能感均對隱性知識分享意愿預測作用顯著；樂趣對隱性知識共享意愿和創(chuàng)新行為預測作用顯著。同時，員工的隱性知識共享意愿越強，其創(chuàng)新行為也會越多。在間接效應上，隱性知識共享意愿在互惠性與創(chuàng)新行為、樂趣與創(chuàng)新行為、知識自我效能感與創(chuàng)新行為的關系中起中介作用。

6.1 創(chuàng)新

本研究采用多變量整合模型，將四種內(nèi)外部動機對隱性知識共享和創(chuàng)新行為的影響納入一個整體框架中。這與以往研究要么單純采用內(nèi)部動機量表，要么單純采用外部動機量表研究其對知識共享或創(chuàng)新行為的影響不同，本研究區(qū)分了不同種類的動機并研究其對隱性知識共享意愿和創(chuàng)新行為的影響。

以往相關研究的取樣僅限制于醫(yī)療業(yè)或IT業(yè)，本研究取樣不限于某個單獨行業(yè)，而是對各行各業(yè)的員工資料都進行了收集。所以在研究結(jié)果的普適性方面更有優(yōu)勢。

另外，本研究考察了內(nèi)部動機中的互惠性，在中國背景下有獨特的意義。我國是個集體主義文化國家，人際關系的重要性不言而喻，所以考察互惠性這種人際關系因素對我國背景下的組織激勵員工隱性知識共享和創(chuàng)新行為有特別意義。

6.2 不足與未來研究方向

有學者將知識共享分為兩種過程：知識貢獻和知識收集。這兩種知識共享過程背后的動機可能并不相同（Hooff＆ Ridder，2004）。 因此，后續(xù)的研究應分別對兩種過程下的知識共享意愿進行實證研究。

未來可以采用跨層次研究，從個體、團隊和組織層面整合考察動機等心理變量對員工隱性知識共享意愿和創(chuàng)新行為的影響，如知識吸收能力，共享心智模型，組織氛圍等。有研究顯示吸收能力是知識分享和創(chuàng)新能力的中介變量 （Curado，Oliveira，Ma?ada，＆ Nodari，2017； Liao et al.，2007），未來的研究可考查知識分享對創(chuàng)新行為的影響機制。