蔡文娟 耿耀國 陳風(fēng)春 蔡娜娜

根據(jù)卡特爾的特質(zhì)理論,世故性是16種人格根源特質(zhì)之一[1]。研究認(rèn)為,世故性主要表現(xiàn)為應(yīng)付社會環(huán)境的能力,是一種社會智能,稱之為馬基雅維利智能[2]。本文將馬基雅維利主義稱為世故性。S Jakobw itz和V Egan認(rèn)為馬基雅維利主義是“提倡自我利益、欺騙和操縱的人際間戰(zhàn)略”[3]。其只重視自己的實際利益,不期望與他人合作,冷漠自私,只關(guān)心對其個人目標(biāo)實現(xiàn)有利的特征。

自我表露是由西尼·朱拉德于1958年提出,認(rèn)為自我表露是個人將有關(guān)自己的信息表露給目標(biāo)人(將個人信息與其進(jìn)行交流的人)[4]。本文將自我表露定為:個體與他人進(jìn)行交流時,自發(fā)向他人表露自己的態(tài)度和觀點、興趣和愛好、學(xué)習(xí)或工作等信息的過程。已有研究認(rèn)為,男性馬氏者與自我表露呈顯著負(fù)相關(guān),女性馬氏者與自我表露呈顯著正相關(guān)[5]。

知識共享是指個體知識和組織知識通過各種交流手段為組織中的成員所共享,同時,通過知識創(chuàng)新,實現(xiàn)組織的知識增值[6]。國外研究發(fā)現(xiàn),馬基雅維利主義與知識共享意愿呈顯著負(fù)相關(guān)[7]。國內(nèi)研究認(rèn)為,自我封閉不利于知識共享[8]。

本文以在校大學(xué)生為研究對象,考察并驗證世故性、自我表露和知識共享之間的關(guān)系,以及自我表露在世故性和知識共享之間的中介效應(yīng)。

1 對象與方法

1.1 對象 在鄭州大學(xué)在校學(xué)生中發(fā)放250分問卷,有效問卷187份(74.8%),男生81人,女生106人,文科93人,理科94人,年齡19～25歲。

1.2 方法

1.2.1 馬基雅維利主義量表(Mach-IV)[9]由Christie和Geis在M ach-III的基礎(chǔ)上精選20個項目編制組成。該量表采用7級對稱評分法,按照1(完全不同意)到7(完全同意)評分,其中 3、4、6、7、9、10、11、14、16、17 題反向計分。得分越高,馬基雅維利主義傾向越強(qiáng)。該量表是以美國大學(xué)生為被試,考慮到文化差異,故先探討了原量表各項目的鑒別力,通過計算題總相關(guān)及高低分組被試在每個項目上的顯著差異,決定刪除鑒別力不顯著的8、16和19。故此量表最后只用了剩下的17道題。

1.2.2 自我表露指數(shù)量表 共12個題目,采用5點評分的計分方法,算分時先將反向題目反向計分(1=5,2=4,3=3,4=2,5=1)。反向題目為 2、4、5、8、9、10。然后將所有 12 個題目得分相加。得分越高,自我表露越高。

1.2.3 知識共享評估量表[10]該量表由知識提供和知識獲取2個維度,且Cronbach’a系數(shù)在0.90以上,具有良好的內(nèi)部一致性信度和內(nèi)容效度與結(jié)構(gòu)效度。該量表由8個項目構(gòu)成,知識提供5個,知識獲取3個,采用5級評分,從1到5表示“完全不同意”到“完全同意”。得分越高,知識共享傾向越強(qiáng)。

1.3 統(tǒng)計處理 對收集到的有效問卷數(shù)據(jù)使用SPSS 15.0對結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2 結(jié) 果

2.1 馬氏量表項目分析 為探討M ach-I V中各項目的鑒別力,將題總相關(guān)以及臨界比率(CR)作為項目區(qū)分度的分析指標(biāo)。計算各項目與總分之間的相關(guān),刪除相關(guān)系數(shù)小于0.20的項目。同時將所有被試按照總分由高到低排列,取得分前27%的被試(46名)為高分組,后27%的被試(47名)為低分組,對高、低分組被試在每一項目上的得分進(jìn)行差異顯著性檢驗,見表1。,第8、16和19題題總相關(guān)系數(shù)低于0.2且相關(guān)不顯著;經(jīng)t檢驗也發(fā)現(xiàn),第8、16、19題在高、低分組間的差異性不顯著,予以刪除,其它題總相關(guān)在0.2以上并在高、低分組間差異顯著的17個項目則予以保留。

2.2 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的性別差異和學(xué)科差異研究 見表2和表3。

大學(xué)生世故性得分、自我表露得分、知識共享總分、知識提供得分的性別差異顯著,學(xué)科差異不顯著,而知識獲取得分的性別差異和學(xué)科差異都不顯著。

2.3 大學(xué)生世故性、自我表露、知識共享、知識提供和知識獲取的相關(guān)分析 見表4。

表1 題總相關(guān)及CR分析結(jié)果

表2 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的性別差異

表2 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的性別差異

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表3 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的學(xué)科差異研究

表3 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的學(xué)科差異研究

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表4 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享及其2個因子的相關(guān)(r)

大學(xué)生世故性與自我表露、知識共享、知識提供呈負(fù)相關(guān),自我表露與知識共享和知識提供呈顯著正相關(guān),世故性和自我表露都與知識獲取不相關(guān),但大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享三者互相相關(guān)。

2.4 自我表露在大學(xué)生世故性和知識共享之間的中介效應(yīng)檢驗 本研究所考察的3個變量間均存在顯著相關(guān),滿足中介效應(yīng)檢驗的前提條件。假設(shè)自我表露是大學(xué)生世故性和知識共享的中介變量。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序,首先將各變量得分中心化,即各自減去相應(yīng)的均值,然后按照溫忠麟等人[11]建議的方法對自我表露的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗:①以知識共享為因變量,世故性為自變量,進(jìn)行多元線性回歸分析,檢驗回歸系數(shù)c是否具有顯著性。結(jié)果顯示,決定系數(shù)R2=0.053,調(diào)整R2=0.048,F=10.433,P=0.001;B=-0.231,β=-0.097,t=-3.230,P=0.001;②以自我表露為因變量,世故性為自變量時,檢驗回歸系數(shù)a是否具有顯著性。結(jié)果顯示,決定系數(shù)R2=0.022,調(diào)整R2=0.017,F=4.190,P=0.042;B=-0.149,β=-0.102,t=-2.047,P=0.042;③以知識共享為因變量,世故性和自我表露為自變量,進(jìn)行多元逐步回歸分析,檢驗世故性的回歸系數(shù)c’和自我表露的回歸分析b是否具有顯著性。結(jié)果顯示,回歸系數(shù)c’,B=-0.204,β=-0.085,t=-2.857,P=0.005;回歸系數(shù)b,B=0.185,β=0.113,t=2.594,P=0.010。

以上4個回歸系數(shù)均顯著,因此,自我表露在大學(xué)生世故性和知識共享之間的部分中介效應(yīng)顯著[11],中介效應(yīng)與總效應(yīng)之比為[BaBb/(Bc’+BaBb)]=0.1193,直接效應(yīng)與總效應(yīng)之比為1-0.1193=0.8807,中介效應(yīng)與直接效應(yīng)之比為(BaBb/Bc’)=0.1355。即自我表露對知識共享的效應(yīng)中,有88.07%是直接效應(yīng),另外,11.93%是通過中介變量自我表露的間接效應(yīng)(中介效應(yīng))。

3 討 論

3.1 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的總體狀況 大學(xué)生世故性的性別研究發(fā)現(xiàn),男大學(xué)生的世故性水平顯著高于女大學(xué)生,這與以往的研究結(jié)果是一致的[12],是由于社會對不同性別的要求所致。男性通常是個人成就取向的,是與進(jìn)取、專注、自我等詞語聯(lián)系在一起的,而女性是社會取向的,擅于人際交往的、寬和的、包容性強(qiáng)的。所以在中國的社會背景下,男人為了自己的個人成就和利益的獲得,更容易操縱權(quán)術(shù)與策略的的使用,因而男性比女性世故性水平高。

有關(guān)大學(xué)生自我表露的性別差異研究結(jié)果不是很一致[4],但大多數(shù)研究表明自我表露存在顯著的性別差異,女性比男性更愿自我表露。本文研究結(jié)果與大多數(shù)人的研究結(jié)果是一致的。Jourard將這種差異歸因于性別角色,尤其是男性性別角色:“男性角色要求男性表現(xiàn)得堅強(qiáng)、客觀、努力、有成就、不敏感和情緒不外露…這些男性角色和男性自我結(jié)構(gòu)不允許他們向自己或他人承認(rèn)或表露自己內(nèi)心整個體驗的廣度和深度?？雌饋砟行员黄葘ψ约汉退穗[藏許多真我。”[4]。

大學(xué)生知識共享的性別差異研究發(fā)現(xiàn),女生知識共享總分、知識獲取、知識提供都高于男性,其中知識共享總分、知識提供得分顯著高于男性,而知識獲取,男女差異不顯著。以往關(guān)于知識共享的性別差異研究比較少,出現(xiàn)這種情況可能是由于以下原因造成的:第一,女性的世故性低于男性的世故性,男性為了保持自己的競爭優(yōu)勢,更不愿意與人分享自己的知識。第二,女性的自我表露水平高于男性,更擅長人際互動,因而在互動中更愿意與他人,尤其是同性和自己關(guān)系密切的人分享自己的知識,因而更擅長提供知識。第三,社會發(fā)展對女性的要求越來越高了,女大學(xué)生比男生更用功、更虛心學(xué)習(xí),也就更擅長向他人學(xué)習(xí),從他人那獲取知識,也更樂于幫助他人學(xué)習(xí)。

最后,關(guān)于大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的學(xué)科差異不是很明顯,而以往關(guān)于此類的研究也比較少,所以在此不再做進(jìn)一步的討論。

3.2 大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享的關(guān)系研究 本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):大學(xué)生世故性與自我表露、知識共享呈顯著負(fù)相關(guān),自我表露和知識共享呈顯著正相關(guān),三者互相相關(guān)。即,大學(xué)生世故性越高,越不愿意自我表露和知識共享,大學(xué)生自我表露越高,越愿意與人共享知識。國外研究發(fā)現(xiàn),男性馬氏者更不愿意自我表露[5],且馬氏者與知識共享意愿呈顯著負(fù)相關(guān)[7],這是由于馬氏者冷漠、鼓勵和自私自利的本性使然。國內(nèi)研究表明,自我封閉的個性是知識共享的一個不利因素[8],所以自我表露是知識共享的有利條件。

3.3 自我表露在大學(xué)生世故性和知識共享之間的中介效應(yīng)本研究中大學(xué)生世故性、自我表露和知識共享三者互相相關(guān),符合中介效應(yīng)檢驗的前提條件[13]。研究結(jié)果4個回歸系數(shù)都顯著,說明自我表露在世故性和知識共享之間起部分中介效應(yīng)。世故性對知識共享的效應(yīng)中,有88.07%是直接效應(yīng),另外,11.93%是通過中介變量自我表露的間接效應(yīng)(中介效應(yīng))。盡管中介效應(yīng)的影響比較小,但還是存在的,因為目前還沒有關(guān)于中介效應(yīng)大小的檢驗?？偟膩碚f,知識共享這種行為受到世故性這種人格特質(zhì)的影響非常大,同時,世故性這種人格特質(zhì)通過降低人們自我表露這種行為,進(jìn)而降低知識共享行為。

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