金 輝

1 江蘇科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212003 2 江蘇大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212013

引言

學(xué)界將組織內(nèi)個(gè)體層面的知識(shí)共享行為定義為員工將自己擁有的知識(shí)與組織其他成員分享，從而實(shí)現(xiàn)與他人共同擁有該知識(shí)的行為[1]。由于知識(shí)共享在促進(jìn)組織學(xué)習(xí)[2]、避免組織失憶[3]、孕育組織創(chuàng)新[4]、提升組織績(jī)效[5]等方面起著舉足輕重的作用，故而被視為構(gòu)建組織核心競(jìng)爭(zhēng)力和達(dá)成組織目標(biāo)的關(guān)鍵[6]。然而，要實(shí)現(xiàn)員工之間“普適性”“泛友愛”的知識(shí)共享并非易事，員工是否“甘之如飴”地共享知識(shí)主要受控于其主觀意愿。因此，如何提升員工的知識(shí)共享意愿始終是知識(shí)共享研究領(lǐng)域關(guān)注的焦點(diǎn)議題。

動(dòng)機(jī)和文化是學(xué)界研究知識(shí)共享意愿的兩大主流視角。動(dòng)機(jī)視角關(guān)注知識(shí)共享意愿背后的心理需求，強(qiáng)調(diào)組織應(yīng)設(shè)計(jì)有效的激勵(lì)機(jī)制激發(fā)員工知識(shí)共享意愿；文化視角關(guān)注知識(shí)共享意愿背后的價(jià)值準(zhǔn)則，強(qiáng)調(diào)組織應(yīng)培育積極的文化價(jià)值取向引導(dǎo)員工知識(shí)共享意愿。這兩個(gè)視角下的研究在取得豐碩成果的同時(shí)也存在幾點(diǎn)不足：①兩個(gè)視角的結(jié)論均存在較大分歧，即圍繞某一動(dòng)機(jī)變量(或文化變量)與知識(shí)共享意愿究竟存在何種關(guān)系的結(jié)論并不統(tǒng)一；②兩個(gè)視角長(zhǎng)期彼此孤立，即動(dòng)機(jī)視角研究往往忽略文化效應(yīng)，而文化視角研究也缺乏對(duì)動(dòng)機(jī)效應(yīng)的關(guān)注；③兩個(gè)視角均存在對(duì)共享對(duì)象身份定位模糊的不足，即忽略因共享對(duì)象身份不同而產(chǎn)生的人際關(guān)系的差序格局。

針對(duì)上述局限，本研究從中國(guó)職場(chǎng)常見的員工身份標(biāo)簽圈內(nèi)人或圈外人入手，將籠統(tǒng)的知識(shí)共享意愿細(xì)分為圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿，在已有研究基礎(chǔ)上析出代表性文化和動(dòng)機(jī)變量，并通過兩項(xiàng)研究分別考察當(dāng)員工關(guān)注自身與集體互動(dòng)和自身與他人互動(dòng)時(shí)，相應(yīng)的文化和動(dòng)機(jī)變量如何協(xié)同作用于圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿。本研究將文化取向、共享動(dòng)機(jī)和圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿納入同一研究框架，不僅有助于在理論上厘清三者之間的內(nèi)在機(jī)理，而且可為組織知識(shí)共享實(shí)踐提供文化引導(dǎo)和動(dòng)機(jī)管理的對(duì)策和啟示。

1 相關(guān)研究評(píng)述

從動(dòng)機(jī)和文化視角出發(fā)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者雖然充分肯定了動(dòng)機(jī)和文化對(duì)于催生知識(shí)共享意愿的重要意義，但遺憾的是，這兩個(gè)視角下的研究結(jié)論卻莫衷一是。以動(dòng)機(jī)視角為例，分別有學(xué)者得出物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)作為一種典型的共享動(dòng)機(jī)，與知識(shí)共享意愿之間存在顯著正向關(guān)系[7]、顯著負(fù)向關(guān)系[1]、無顯著關(guān)系[8]等矛盾結(jié)論。再以文化視角關(guān)注的集體主義和個(gè)體主義取向?yàn)槔?，分別有研究證明集體主義取向促進(jìn)知識(shí)共享意愿[9]、個(gè)體主義取向促進(jìn)知識(shí)共享意愿[10]、集體主義和個(gè)體主義取向與知識(shí)共享意愿之間不存在顯著關(guān)系[11]、集體主義和個(gè)體主義取向均促進(jìn)知識(shí)共享意愿[12]等相悖觀點(diǎn)。

與此同時(shí)，兩個(gè)視角下的研究長(zhǎng)期處于各自獨(dú)立的狀態(tài)，同時(shí)關(guān)注文化和動(dòng)機(jī)對(duì)知識(shí)共享意愿影響效用的研究乏善可陳。一方面，動(dòng)機(jī)視角研究大多基于共享動(dòng)機(jī)已然或天然存在的理想前提，對(duì)動(dòng)機(jī)為何存在的漠視致使這部分研究鮮有關(guān)注共享動(dòng)機(jī)產(chǎn)生的前因(如文化)；另一方面，文化視角研究大多考察文化的直接效應(yīng)，而較少關(guān)注文化如何通過中介機(jī)制(如動(dòng)機(jī))間接作用于知識(shí)共享意愿。但近年來一些研究表明，忽略了文化的動(dòng)機(jī)研究和忽略了動(dòng)機(jī)的文化研究很可能是導(dǎo)致兩個(gè)視角的結(jié)論難以達(dá)成一致的重要原因。HASS et al.[13]認(rèn)為，要徹底解決知識(shí)共享內(nèi)生動(dòng)機(jī)與外生動(dòng)機(jī)的有效性之爭(zhēng)，即內(nèi)生動(dòng)機(jī)與外生動(dòng)機(jī)對(duì)知識(shí)共享意愿的影響孰強(qiáng)孰弱，文化是必須考慮的因素，只有將內(nèi)生動(dòng)機(jī)和外生動(dòng)機(jī)與文化相關(guān)聯(lián)，才能正確評(píng)判哪種動(dòng)機(jī)對(duì)知識(shí)共享意愿更為重要；WEI et al.[14]的研究表明，集體主義取向和個(gè)體主義取向均可能促進(jìn)知識(shí)共享意愿，但兩種文化下的知識(shí)共享動(dòng)機(jī)并不等同，因此不能一概而論地偏判某一文化取向一定促進(jìn)或抑制知識(shí)共享意愿，而應(yīng)視該文化是否能激發(fā)共享動(dòng)機(jī)以及被激發(fā)的動(dòng)機(jī)究竟是促進(jìn)還是抑制知識(shí)共享意愿而定；ZHANG et al.[15]也提出了在不同國(guó)家文化背景下個(gè)體對(duì)知識(shí)共享有著不同動(dòng)機(jī)偏好的觀點(diǎn)。

另一有趣現(xiàn)象是，動(dòng)機(jī)和文化視角研究存在一個(gè)共性問題，即將共享對(duì)象身份模糊化或無痕化。兩個(gè)視角下的研究大多忽略共享對(duì)象的具體身份，而將共享主體之間關(guān)系設(shè)定為組織內(nèi)泛泛的同事關(guān)系。這在關(guān)注自我意識(shí)且人際關(guān)系簡(jiǎn)單的西方國(guó)家也許可行，但在重視群體意識(shí)且人際關(guān)系紛繁復(fù)雜的中國(guó)未必適用。在強(qiáng)調(diào)集體利益和人際關(guān)系差序格局的中國(guó)職場(chǎng)，關(guān)系的親疏遠(yuǎn)近直接影響員工對(duì)待某一行為的信念和態(tài)度[16]。當(dāng)面臨不同的互動(dòng)對(duì)象時(shí)，員工依據(jù)彼此關(guān)系的重要性和親密度產(chǎn)生差別對(duì)待的心理傾向[17]。中國(guó)人常說的圈子就是一個(gè)突出現(xiàn)象。中國(guó)職場(chǎng)中的圈子在本質(zhì)上是中國(guó)式家庭結(jié)構(gòu)在組織內(nèi)部的延展和折射[18]，其影響力有時(shí)甚至?xí)^正式組織關(guān)系[19]。被視為圈內(nèi)人的員工類似于某一圈子內(nèi)部的家庭成員，其在對(duì)圈子忠誠(chéng)盡責(zé)的同時(shí)，也得到圈內(nèi)成員的信任和幫助，并可分享圈內(nèi)資源和收益；被視為圈外人的員工不僅無法分享任何圈內(nèi)好處，甚至招致該圈子成員的懷疑和排斥[20]。由此可見，“肥水不流外人田”的圈子意識(shí)導(dǎo)致員工在資源分享過程中區(qū)別對(duì)待圈內(nèi)人和圈外人，而知識(shí)共享作為一種典型的資源分享行為必然也受到共享對(duì)象圈內(nèi)身份或圈外身份的影響[21]。

綜上，一方面，鑒于動(dòng)機(jī)和文化視角下的知識(shí)共享意愿研究彼此孤立是導(dǎo)致二者結(jié)論分歧的一個(gè)重要原因，本研究將文化取向、共享動(dòng)機(jī)和知識(shí)共享意愿納入同一研究框架，剖析三者之間的內(nèi)在機(jī)理；另一方面，鑒于動(dòng)機(jī)和文化視角下的研究均存在共享對(duì)象身份設(shè)定模糊的缺陷，本研究針對(duì)中國(guó)職場(chǎng)頗具代表性的圈內(nèi)人身份和圈外人身份，將知識(shí)共享意愿細(xì)分為圈內(nèi)知識(shí)共享意愿和圈外知識(shí)共享意愿，探討文化取向和共享動(dòng)機(jī)對(duì)圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的異質(zhì)性影響。

需要強(qiáng)調(diào)的是，由于知識(shí)共享是一種嵌入職場(chǎng)關(guān)系的社會(huì)互動(dòng)，期間員工將面臨兩個(gè)無法回避的問題，即如何處理好自身與集體之間的關(guān)系和利益取舍以及如何處理好自身與其他成員之間的關(guān)系和利益取舍。因此，本研究分別從員工與集體互動(dòng)情景(即當(dāng)員工關(guān)注自身與集體之間的關(guān)系和利益取舍時(shí))和員工與他人互動(dòng)情景(即當(dāng)員工關(guān)注自身與其他個(gè)體之間的關(guān)系和利益取舍時(shí))出發(fā)，通過兩項(xiàng)研究分別考察在這兩種情景中文化和動(dòng)機(jī)與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間的內(nèi)在機(jī)理。需要說明的是，作為一項(xiàng)探索性研究，本研究并非考察員工同時(shí)兼顧自身與集體互動(dòng)和自身與他人互動(dòng)的復(fù)雜情景，而是探究當(dāng)員工分別考慮自身與集體互動(dòng)或自身與他人互動(dòng)時(shí)，哪些代表性文化和動(dòng)機(jī)變量作用于以及如何作用于員工的圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿。

本研究的具體研究思路為：研究1聚焦員工與集體互動(dòng)情景，研究2聚焦員工與他人互動(dòng)情景；兩項(xiàng)研究均先基于已有研究和相關(guān)理論析出潛在影響圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的代表性動(dòng)機(jī)和文化變量，然后理論構(gòu)建和實(shí)證檢驗(yàn)兩項(xiàng)研究中相應(yīng)的動(dòng)機(jī)和文化變量對(duì)圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的作用機(jī)理和影響效果，最后圍繞兩項(xiàng)研究得出的結(jié)論進(jìn)行綜合性討論和總結(jié)。需要解釋的是，本研究的文化變量為個(gè)體層面的國(guó)家文化取向。雖然國(guó)家文化研究可分別在國(guó)家或個(gè)體層面展開，但近年來管理學(xué)期刊上涌現(xiàn)的個(gè)體層面研究遠(yuǎn)多于國(guó)家層面，究其原因在于：①國(guó)家層面研究?jī)A向于把一個(gè)國(guó)家的每個(gè)個(gè)體刻畫為等同文化取向(如美國(guó)人都是個(gè)人主義者，中國(guó)人都是集體主義者)，而忽視了個(gè)體在國(guó)家文化取向上的差異；②將國(guó)家文化作為自變量預(yù)測(cè)個(gè)體層面結(jié)果變量時(shí)，運(yùn)用國(guó)家層面的總體文化詮釋個(gè)體層面結(jié)果變量是一種生態(tài)謬論[22]。

2 研究1：?jiǎn)T工與集體互動(dòng)情景

2.1 變量選取

2.1.1文化變量：集體主義取向

文化視角下的知識(shí)共享意愿研究可進(jìn)一步細(xì)分為跨文化和本土文化兩個(gè)分支，跨文化研究多以Hofstede五維度文化模型為基礎(chǔ)理論。無論是HOFSTEDE[23]本人還是運(yùn)用該模型的其他學(xué)者[24]均認(rèn)同：集體主義取向與個(gè)體主義取向是東西方文化差異的焦點(diǎn)所在，與西方國(guó)家強(qiáng)調(diào)個(gè)人利益至上的個(gè)體主義取向不同，中國(guó)推崇的是個(gè)體利益服從集體利益的集體主義取向。

研究1選擇集體主義取向作為員工與集體互動(dòng)情景中的代表性文化變量，理由如下：①集體主義取向高度體現(xiàn)了個(gè)體與集體互動(dòng)的價(jià)值準(zhǔn)繩和行事準(zhǔn)則，其清晰界定了員工應(yīng)如何處理自身與集體的互動(dòng)關(guān)系，如個(gè)體是集體的一份子、集體利益高于個(gè)體利益、個(gè)體行為受集體規(guī)范約束等。②集體主義取向是能體現(xiàn)圈子特色的文化變量。中國(guó)的集體主義源自儒家學(xué)說。儒家學(xué)說是一種以血親情理為倫理基石的學(xué)說[25]。因此，中國(guó)人的集體主義取向并非普遍性集體主義，而是一種典型的家族集體主義或圈內(nèi)集體主義[26]。③相關(guān)研究[9-10,12]證實(shí)了集體主義取向影響知識(shí)共享的客觀存在(雖然這些結(jié)論存在較大分歧)，并有少數(shù)關(guān)注圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享的研究認(rèn)為集體主義取向很可能是導(dǎo)致中國(guó)員工對(duì)圈內(nèi)人共享知識(shí)、對(duì)圈外人匿藏知識(shí)的關(guān)鍵因素[27]。

2.1.2動(dòng)機(jī)變量：圈子情感和責(zé)任

依據(jù)早期的交換理論和公平理論等激勵(lì)理論，個(gè)體行為動(dòng)機(jī)被定義為個(gè)體發(fā)生行為(努力)之后從外界獲得自己想要的回報(bào)的渴望。但后期對(duì)激勵(lì)的研究表明，早期激勵(lì)理論對(duì)行為動(dòng)機(jī)的定義過于強(qiáng)調(diào)個(gè)體的功利性欲望，僅適用于解釋強(qiáng)情景行為。強(qiáng)情景行為特指外界對(duì)該行為制定了明確規(guī)則，且該行為可被外界準(zhǔn)確監(jiān)測(cè)，故而外界可依據(jù)行為績(jī)效給予相應(yīng)獎(jiǎng)勵(lì)。但當(dāng)面臨弱情景行為時(shí)，早期激勵(lì)理論的行為動(dòng)機(jī)將不再生效，弱情景行為指行為規(guī)則缺失、行為難以監(jiān)測(cè)等。SHAMIR[28]提出的基于價(jià)值觀/身份動(dòng)機(jī)(value/identity-based motivation,VIM)理論則是一種專門解釋弱情景行為的動(dòng)機(jī)理論。依據(jù)VIM理論，弱情景行為主要受個(gè)體表達(dá)自我身份和個(gè)人價(jià)值主張的驅(qū)使，個(gè)體表達(dá)自我身份被稱為基于身份的動(dòng)機(jī)，個(gè)人價(jià)值主張被稱為基于價(jià)值的動(dòng)機(jī)。在這兩種動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)下，個(gè)體竭力讓自身行為與自我身份或價(jià)值主張相匹配，即履行與自我身份或價(jià)值主張相符合的行為。

知識(shí)共享行為屬于典型的弱情景行為。首先，知識(shí)共享行為常常發(fā)生于非正式場(chǎng)合，具有偶發(fā)性和自由性，故而組織難以實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)；其次，知識(shí)本身的客觀屬性(如隱性、嵌入性等)使組織很難對(duì)知識(shí)共享行為進(jìn)行準(zhǔn)確的績(jī)效評(píng)價(jià)并給予適宜的獎(jiǎng)勵(lì)[29]。因此依據(jù)VIM理論，此時(shí)弱情景中的動(dòng)機(jī)要比強(qiáng)情景中的動(dòng)機(jī)更能激發(fā)員工的知識(shí)共享意愿。趙書松[30]對(duì)國(guó)內(nèi)外學(xué)者提出的12種知識(shí)共享動(dòng)機(jī)在中國(guó)樣本的檢驗(yàn)研究間接佐證了這一觀點(diǎn)，他的研究表明，①12種動(dòng)機(jī)中只有5種動(dòng)機(jī)能真正激發(fā)中國(guó)員工的知識(shí)共享行為；②預(yù)期的報(bào)酬、獎(jiǎng)金、晉升機(jī)會(huì)等強(qiáng)情景動(dòng)機(jī)對(duì)于中國(guó)員工而言并不重要甚至并不真實(shí)存在；③得到驗(yàn)證的5種動(dòng)機(jī)均為弱情景動(dòng)機(jī)，其中，集體情感與責(zé)任、規(guī)則服從兩種動(dòng)機(jī)與員工的自我身份密切相關(guān)，關(guān)系建構(gòu)、個(gè)人興趣和成就感知3種動(dòng)機(jī)與員工的價(jià)值主張密切相關(guān)。

基于此，研究1依據(jù)VIM理論并借鑒趙書松[30]的研究成果，選擇圈子情感和責(zé)任作為員工與集體互動(dòng)情景中的代表性動(dòng)機(jī)變量。理由如下：①由于圈子情感和責(zé)任是建立在員工對(duì)自己圈內(nèi)人身份認(rèn)知且認(rèn)同的基礎(chǔ)之上，因此依據(jù)VIM理論，該動(dòng)機(jī)是一種基于身份的動(dòng)機(jī)。②圈子情感和責(zé)任在本質(zhì)上源自員工對(duì)歸屬(或依附)集體的需要，在形式上表現(xiàn)為一種員工為了表達(dá)自己圈內(nèi)人身份而萌生的對(duì)圈子的美好情感和責(zé)任意識(shí)，并且這種對(duì)圈子的美好情感和責(zé)任意識(shí)轉(zhuǎn)化為員工承諾集體的行為動(dòng)力，因此該動(dòng)機(jī)是一種典型反應(yīng)個(gè)體與集體互動(dòng)的動(dòng)機(jī)。需要說明的是，圈子情感和責(zé)任源自趙書松的集體情感與責(zé)任，由于本研究中的集體并非泛指整個(gè)組織(大集體)，而是特指關(guān)乎員工身份歸屬的工作圈(小集體)，因此將其修訂為圈子情感和責(zé)任。

2.2 理論模型和研究假設(shè)

2.2.1集體主義取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿

集體主義取向是一種將集體利益置于個(gè)體利益之上的心理傾向[31]。高集體主義取向者的典型特征是對(duì)集體的深度介入及強(qiáng)烈的集體觀念，具體表現(xiàn)為：①在定義自我方面，將自己視為集體的一份子；②在目標(biāo)和利益定位方面，將集體目標(biāo)置于個(gè)人目標(biāo)之上，為追求集體利益不惜犧牲個(gè)人利益；③在行為規(guī)范方面，個(gè)人行為受集體規(guī)范的強(qiáng)烈支配[31]。

依據(jù)集體主義取向的界定和高集體主義取向者的特征不難推測(cè)，集體主義取向促進(jìn)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿。理由如下：對(duì)于員工個(gè)人，圈內(nèi)共享知識(shí)伴隨著一系列成本支出(如時(shí)間和精力)和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(如喪失知識(shí)壟斷權(quán))，且個(gè)人收益并不明晰，因而是一種“弊大于利”的行為；但對(duì)于圈子整體，圈內(nèi)成員之間頻繁且充分的知識(shí)共享有助于圈內(nèi)知識(shí)配置的最優(yōu)化和知識(shí)效用的最大化[32]，故而是一種“利大于弊”的行為。當(dāng)個(gè)體利益與集體利益發(fā)生沖突時(shí)，集體主義取向要求員工為了圈子的集體利益而犧牲自己的個(gè)人利益。相關(guān)研究也表明，集體主義取向之所以促進(jìn)知識(shí)共享意愿，恰恰是因?yàn)榧w主義取向激發(fā)了員工維護(hù)集體利益的大局觀[9]。

但中國(guó)的集體主義是一種特殊的家族集體主義或圈內(nèi)集體主義[26]，高集體主義取向的員工對(duì)集體的忠誠(chéng)和維護(hù)僅限于內(nèi)部群體(圈內(nèi))，而不會(huì)擴(kuò)及外部群體(圈外)，由此推測(cè)，集體主義取向會(huì)抑制圈外知識(shí)共享的發(fā)生。具體原因在于：同一組織中的不同圈子之間往往存在或潛伏著各種沖突，如利益沖突、資源掠奪和地位之爭(zhēng)；不同圈子之間的關(guān)系并非為其樂融融的合作關(guān)系，而是更多表現(xiàn)為此消彼長(zhǎng)的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系[33]。正如BOUWEN[34]所描繪的，中國(guó)企業(yè)內(nèi)部不同圈子之間的權(quán)力斗爭(zhēng)是司空見慣且不爭(zhēng)的事實(shí)。因此，在集體主義取向的驅(qū)使下，員工出于對(duì)圈內(nèi)利益的維護(hù)，對(duì)圈外成員表現(xiàn)出冷漠和排斥甚至敵對(duì)的態(tài)度。推演至圈外知識(shí)共享情景，與圈外人知識(shí)共享，不僅使其他圈子(成員)從中獲益，甚至可能導(dǎo)致自己圈子的集體利益蒙受損失。因此，高集體主義取向的員工將圈外知識(shí)共享視為一種潛在危害自己圈子集體利益的不利行為，繼而萌生拒絕與圈外人共享知識(shí)的意愿。因此，本研究提出假設(shè)。

H1a集體主義取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著的正向影響；

H1b集體主義取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿具有顯著的負(fù)向影響。

2.2.2圈子情感和責(zé)任與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿

組織情感和責(zé)任動(dòng)機(jī)最早可追溯至Maslow需要層次理論中的社會(huì)交往需要[35]。在集體社交過程中，員工有歸屬集體的心理需要，這種對(duì)集體的情感依附一方面讓員工內(nèi)心得到滿足，另一方面轉(zhuǎn)化為員工對(duì)集體的情感熱愛和為集體承擔(dān)責(zé)任的行為動(dòng)力。本研究將圈子情感和責(zé)任定義為一種出于對(duì)圈子的情感熱愛和責(zé)任承擔(dān)的身份動(dòng)機(jī)。持有該動(dòng)機(jī)的員工的典型特征包括：①關(guān)心愛護(hù)且高度忠誠(chéng)于圈子；②對(duì)圈子具有使命感，愿意主動(dòng)承擔(dān)圈內(nèi)責(zé)任和義務(wù)。

依據(jù)VIM理論，基于身份的動(dòng)機(jī)要求，個(gè)體履行與自己身份相匹配的行為[28]。經(jīng)推理可知，在圈子情感和責(zé)任驅(qū)使下，員工的行為應(yīng)與其圈內(nèi)人身份相吻合，而圈內(nèi)知識(shí)共享行為正是一種與圈內(nèi)人身份高度吻合的行為。在圈子情感和責(zé)任作用下，一方面，員工出于對(duì)圈子的熱愛和忠誠(chéng)，欣然與圈內(nèi)成員分享知識(shí)；另一方面，高度的責(zé)任意識(shí)也讓員工將圈內(nèi)知識(shí)共享行為視為自己的應(yīng)盡之責(zé)。此外，圈內(nèi)知識(shí)共享行為還將有助于彰顯和強(qiáng)化員工的圈內(nèi)人身份。由此可見，受圈子情感和責(zé)任激發(fā)的員工具有較高的圈內(nèi)知識(shí)共享意愿。

與圈內(nèi)知識(shí)共享行為相反，圈外知識(shí)共享行為不僅并非圈內(nèi)人身份期待的行為，甚至是一種有違圈子群體意志的失范行為[27]。依據(jù)VIM理論，此時(shí)在圈子情感和責(zé)任作用下，一方面，員工為了向圈子表達(dá)自己的忠誠(chéng)，也出于對(duì)自己圈內(nèi)人身份的愛惜，傾向拒絕與圈外人分享知識(shí)；另一方面，出于對(duì)圈子盡責(zé)的考慮，在未經(jīng)圈子授權(quán)的情況下，也不會(huì)貿(mào)然與圈外人分享知識(shí)。由此可見，圈子情感和責(zé)任抑制員工的圈外知識(shí)共享意愿。因此，本研究提出假設(shè)。

H2a圈子情感和責(zé)任對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著的正向影響；

H2b圈子情感和責(zé)任對(duì)圈外知識(shí)共享意愿具有顯著的負(fù)向影響。

2.2.3集體主義取向與圈子情感和責(zé)任

費(fèi)孝通[36]認(rèn)為個(gè)體需要的內(nèi)容是由文化決定的。一個(gè)社會(huì)固有的價(jià)值觀、信仰和理想在被個(gè)體內(nèi)化的條件下形成實(shí)實(shí)在在的行為動(dòng)力[37]，故而文化是影響乃至塑造個(gè)體行為動(dòng)機(jī)的根基。推理至員工與集體互動(dòng)的知識(shí)共享情景，共享動(dòng)機(jī)也受到文化取向的影響。高集體主義取向者在自我構(gòu)建的過程中傾向于將自己視為集體的一份子，將自己與集體的關(guān)系定義為“一榮俱榮，一損俱損”的命運(yùn)共同體，因此他們無條件忠誠(chéng)于集體，并萌生強(qiáng)烈的集體情感和責(zé)任動(dòng)機(jī)[19]。已有研究也表明，高集體主義取向者的行為動(dòng)力大多源自其對(duì)集體的情感和責(zé)任[21]。一些有關(guān)中國(guó)員工知識(shí)共享動(dòng)機(jī)的研究也表明，集體情感和責(zé)任之所以成為凸顯中西方員工知識(shí)共享動(dòng)機(jī)差異的焦點(diǎn)，恰恰是因?yàn)榧w主義取向的作用。唐炎華等[38]研究發(fā)現(xiàn)，雖然集體情感和責(zé)任未受西方員工重視，但卻是激發(fā)中國(guó)員工知識(shí)轉(zhuǎn)移的重要?jiǎng)訖C(jī)，而集體主義取向是孕育該動(dòng)機(jī)的關(guān)鍵因素；趙書松[30]也認(rèn)為，在西方個(gè)體主義文化背景下，集體情感和責(zé)任并非員工知識(shí)共享的主要?jiǎng)訖C(jī)；但在中國(guó)集體主義文化背景下，員工知識(shí)共享行為在很大程度上是受集體情感和責(zé)任的驅(qū)使，而集體主義取向正是讓中國(guó)員工產(chǎn)生集體情感和責(zé)任的文化根源。由此可見，集體主義取向激發(fā)員工的圈子情感和責(zé)任動(dòng)機(jī)。因此，本研究提出假設(shè)。

H3集體主義取向?qū)θψ忧楦泻拓?zé)任具有顯著的正向影響。

2.2.4圈子情感和責(zé)任的中介作用

價(jià)值觀→動(dòng)機(jī)→行為意愿(簡(jiǎn)稱VMB)模型清晰描繪了個(gè)體行為意愿的生成路徑[39]。依據(jù)VMB模型，文化價(jià)值觀對(duì)行為意愿的遠(yuǎn)端影響是通過動(dòng)機(jī)的近端中介實(shí)現(xiàn)的[40]。借用VERPLANKEN et al.[41]的形象化描述，即動(dòng)機(jī)在價(jià)值觀與行為意愿之間搭建一座橋梁。在組織行為、營(yíng)銷學(xué)、應(yīng)用心理學(xué)和公共行政管理等領(lǐng)域均有學(xué)者運(yùn)用VMB模型詮釋不同情景中的個(gè)體行為，如消費(fèi)行為[39]、領(lǐng)導(dǎo)行為[42]、創(chuàng)新行為[43]和公共服務(wù)行為[44]等，并驗(yàn)證了VMB模型的科學(xué)性和普適性。依據(jù)VMB模型的路徑預(yù)設(shè)，并結(jié)合上文對(duì)集體主義取向、圈子情感和責(zé)任、圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間的兩兩關(guān)系假設(shè)，可推理得出：集體主義取向通過圈子情感和責(zé)任的中介機(jī)制間接作用于圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿。因此，本研究提出假設(shè)。

H4a圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間起中介作用；

H4b圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿之間起中介作用。

研究1的理論模型和研究假設(shè)匯總見圖1。

圖1 集體主義、圈子情感和責(zé)任與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的關(guān)系Figure 1 Relationships between Collectivism Orientation, Affection and Responsibility towards Group and In-group/Out-group Knowledge Sharing Intention

2.3 研究設(shè)計(jì)

2.3.1測(cè)量工具

借鑒或沿用成熟測(cè)量工具可保障調(diào)研數(shù)據(jù)的質(zhì)量，研究1選用已有研究中具有較高信效度的量表。①綜合借鑒DORFMAN et al.[45]和SRITE et al.[46]研究中的題項(xiàng)測(cè)量集體主義取向，包括6個(gè)題項(xiàng)。②對(duì)于圈子情感和責(zé)任的測(cè)量，借鑒趙書松[30]研究中的集體情感與責(zé)任量表，并結(jié)合圈子情景，將原題項(xiàng)中的“集體”和“集體成員”分別修訂為“圈子”和“圈內(nèi)人”，包括3個(gè)題項(xiàng)。③綜合借鑒SHIN et al.[47]、NIEDERGASSEL et al.[48]和ZHANG et al.[15]的研究測(cè)量圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿，分別用5個(gè)題項(xiàng)測(cè)量圈內(nèi)知識(shí)共享意愿和圈外知識(shí)共享意愿。測(cè)量以上變量均采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分法，1為非常不同意，5為非常同意，具體題項(xiàng)見表1。④控制變量。相關(guān)研究表明知識(shí)共享意愿在一定程度上受人口統(tǒng)計(jì)變量的影響，故選取性別、年齡和學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量。

在量表翻譯方面，采用背對(duì)背回譯技術(shù)，先由兩名從事知識(shí)管理研究的博士生將英文量表譯成中文，再由兩名英語專業(yè)的碩士生將中文量表譯回英文，最后由研究人員對(duì)兩份譯回的英文量表進(jìn)行對(duì)比分析，以確保最終量表能真實(shí)反映和全面表述原始量表。為了減少社會(huì)稱許性偏差和共同方法偏差，在問卷指導(dǎo)語中強(qiáng)調(diào)問卷的匿名性、答案無對(duì)錯(cuò)和優(yōu)劣性、調(diào)研目的的純學(xué)術(shù)性。為避免在填寫問卷過程中的啟動(dòng)效應(yīng)，隨機(jī)打亂了各題項(xiàng)在問卷中出現(xiàn)的先后順序。在形成初始問卷后，對(duì)4位從事知識(shí)管理研究的學(xué)者和5位江蘇某高校的MBA學(xué)員進(jìn)行小規(guī)模訪談，分別就題項(xiàng)是否覆蓋所有變量、是否涉及無關(guān)內(nèi)容、是否含有暗示成分、是否符合企業(yè)實(shí)踐、是否表述清晰等方面進(jìn)行排查，并結(jié)合反饋意見進(jìn)行問卷修訂。

2.3.2數(shù)據(jù)采集

研究1的樣本為中國(guó)船舶重工集團(tuán)公司(簡(jiǎn)稱中船重工)的技術(shù)骨干和管理人員，選擇中船重工作為調(diào)研企業(yè)是因?yàn)椋孩僦写毓な侵醒胫惫艿奶卮笮蛧?guó)企，組織文化高度傳承了中國(guó)傳統(tǒng)文化的精髓；②中船重工下設(shè)74家成員單位，包括46家工業(yè)企業(yè)和28家科研院所，遍布全國(guó)各地，樣本地域覆蓋面廣，有助于提高研究結(jié)論的外部效度。選擇技術(shù)骨干和管理人員作為調(diào)研人群是因?yàn)檫@兩類員工既是典型的知識(shí)型員工，也是參與組織內(nèi)部知識(shí)共享實(shí)踐的主要人群。

分兩輪進(jìn)行數(shù)據(jù)采集，第1輪采集時(shí)間為2016年10月至11月，第2類采集時(shí)間為2017年5月至6月。在這兩個(gè)時(shí)間段中船重工與某共建高校聯(lián)合舉辦了兩屆中青年骨干工商管理培訓(xùn)班和兩屆中青年干部領(lǐng)導(dǎo)能力提升班，每屆各班招收學(xué)員50人，均為技術(shù)骨干和管理人員，采取研究人員在培訓(xùn)班現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放和回收的方式發(fā)放問卷。共計(jì)發(fā)放問卷200份，回收問卷187份，剔除無效問卷19份，其中，12份為多題項(xiàng)回答趨同、5份為遺漏題項(xiàng)過多、2份為一題多選。最終獲得有效問卷168份，有效問卷回收率為84%。

在有效樣本中，男性占83.333%，女性占16.667%，平均年齡為38.624歲；教育背景方面，?？萍耙韵抡?8.452%，本科占66.667%，碩士及以上占14.881%；工作年限方面，平均累計(jì)工作年限為15.138年，平均現(xiàn)職工作年限為5.842年；職位等級(jí)方面，高層人員占2.381%，中層人員占63.095%，基層人員占23.214%，執(zhí)行層人員占11.310%；崗位職能方面，技術(shù)研發(fā)崗占42.857%，管理職能崗占57.143%。

2.4 數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

研究1的題項(xiàng)載荷、信度和聚合效度檢驗(yàn)結(jié)果見表1，競(jìng)爭(zhēng)模型擬合指數(shù)比較分析結(jié)果見表2，變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

信度檢驗(yàn)方面，由表1可知，各變量的內(nèi)部一致性Cronbach′sα值在0.843～0.890之間，CR值在0.857～0.893之間，表明具有良好的信度。效度檢驗(yàn)方面，

表1 研究1：題項(xiàng)載荷、信度和聚合效度檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Study1: Test Resutls for Item Loading, Reliability and Convergent Validity

表2 研究1：驗(yàn)證性因子分析的競(jìng)爭(zhēng)模型擬合指數(shù)Table 2 Study1: Fit Indexes of Competition Models by Confirmatory Factor Analysis

共同方法偏差檢驗(yàn)方面，首先，依據(jù)Harman單因素檢驗(yàn)流程，經(jīng)過KMO測(cè)量和Bartlett球體檢驗(yàn)后，在未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的情況下采用主成分分析法萃取出4個(gè)特征根大于1的因子，首因子變異解釋量為17.101%，總變異解釋量為57.871%，表明不存在單個(gè)因子可以解釋大部分變異，即共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。其次，分別構(gòu)建表2中的4類因子嵌套模型進(jìn)行對(duì)比分析，結(jié)果表明4因子模型的擬合效果最佳，再次驗(yàn)證了共同方法偏差并不明顯。

相關(guān)性分析方面，采用Pearson相關(guān)分析法計(jì)算各變量之間的相關(guān)系數(shù)。由表3可知，集體主義取向與圈子情感和責(zé)任顯著正相關(guān)，r=0.393，p<0.010；與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，r=0.380，p<0.010；與圈外知識(shí)共享意愿顯著負(fù)相關(guān)，r=-0.285，p<0.010。圈子情感和責(zé)任與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，r=0.415，p<0.010；與圈外知識(shí)共享意愿顯著負(fù)相關(guān)，r=-0.248，p<0.010。H1a、H1b、H2a、H2b、H3得到初步驗(yàn)證。

表3 研究1：均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)Table 3 Study1: Mean,Standard Deviation and Correlation Coefficients

表4 集體主義取向、圈子情感和責(zé)任與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的回歸結(jié)果Table 4 Regression Resutls for Collectivism Orientation, Affection and Responsibility towards Group and In-group/Out-group Knowledge Sharing Intention

2.5 假設(shè)檢驗(yàn)

采用線性回歸分析技術(shù)對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表4。模型1為控制變量對(duì)圈子情感和責(zé)任的回歸結(jié)果，在模型1的基礎(chǔ)上，模型2檢驗(yàn)集體主義取向?qū)θψ忧楦泻拓?zé)任的影響；模型3為控制變量對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿的回歸結(jié)果，在模型3的基礎(chǔ)上，模型4檢驗(yàn)集體主義取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿的影響，模型5檢驗(yàn)圈子情感和責(zé)任對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿的影響，模型6檢驗(yàn)圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間的中介作用；模型7為控制變量對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的回歸結(jié)果，在模型7的基礎(chǔ)上，模型8檢驗(yàn)集體主義取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的影響，模型9檢驗(yàn)圈子情感和責(zé)任對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響，模型10檢驗(yàn)圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的中介作用。

在直接效應(yīng)檢驗(yàn)方面，由模型4可知，集體主義取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著正向影響，β=0.407，p<0.010，H1a得到驗(yàn)證；由模型8可知，集體主義取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿具有顯著負(fù)向影響，β=-0.262，p<0.010，H1b得到驗(yàn)證；由模型5可知，圈子情感和責(zé)任對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著正向影響，β=0.446，p<0.010，H2a得到驗(yàn)證；由模型9可知，圈子情感和責(zé)任對(duì)圈外知識(shí)共享意愿具有顯著負(fù)向影響，β=-0.231，p<0.010，H2b得到驗(yàn)證；由模型2可知，集體主義取向?qū)θψ忧楦泻拓?zé)任具有顯著正向影響，β=0.339，p<0.010，H3得到驗(yàn)證。在線性回歸分析過程中，同步進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量的TOL值在0.285～0.953之間，VIF值在1.049～3.512之間，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表5 研究1：總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Study 1：Bootstrap Test Resutls for Total Effect, Direct Effect and Indirect Effect

在中介效應(yīng)檢驗(yàn)方面，分別運(yùn)用3步檢驗(yàn)法和Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn)。第1步，由模型4可知，集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)。第2步，由模型2可知，集體主義取向與圈子情感和責(zé)任顯著正相關(guān)。第3步，由模型6可知，將集體主義取向、圈子情感和責(zé)任同時(shí)放入回歸模型后，圈子情感和責(zé)任與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，β=0.345，p<0.010；集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，β=0.290，p<0.010，與模型4相比，其系數(shù)值明顯下降，且模型6的ΔR2顯著。綜合上述回歸結(jié)果，H4a得到驗(yàn)證，即圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間起部分中介作用。同理，由模型8可知，集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿顯著負(fù)相關(guān)。由模型2可知，集體主義取向與圈子情感和責(zé)任顯著正相關(guān)。由模型10可知，將集體主義取向、圈子情感和責(zé)任同時(shí)放入回歸模型后，圈子情感和責(zé)任與圈外知識(shí)共享意愿顯著負(fù)相關(guān)，β=-0.161，p<0.050；集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿顯著負(fù)相關(guān)，β=-0.207，p<0.050，與模型8相比，其系數(shù)值和顯著性均有所下降，且模型10的ΔR2顯著。綜合上述回歸結(jié)果，H4b得到驗(yàn)證，即圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿之間起部分中介作用。

運(yùn)用Bootstrap法檢驗(yàn)圈子情感和責(zé)任的間接效應(yīng)，取樣方法為偏差校正的非參數(shù)百分位法，樣本量設(shè)定為5 000，置信度設(shè)定為95%，表5給出Bootstrap法的檢驗(yàn)結(jié)果，左邊為集體主義取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿的總效應(yīng)和直接效應(yīng)以及圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)，右邊為集體主義取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的總效應(yīng)和直接效應(yīng)以及圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)。由表5可知，①圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)值為0.129，置信區(qū)間為[0.060,0.246]，不包含0；在控制圈子情感和責(zé)任后，集體主義取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿的直接效應(yīng)依然顯著，直接效應(yīng)值為0.269，置信區(qū)間為[0.115,0.423]，不包含0。②圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)值為-0.112，置信區(qū)間為[-0.292,-0.011]，不包含0；在控制圈子情感和責(zé)任后，集體主義取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的直接效應(yīng)依然顯著，直接效應(yīng)值為-0.391，置信區(qū)間為[-0.670,-0.112]，不包含0。由此可見，Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果也支持H4a和H4b，圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間起部分中介作用。

3 研究2： 員工與他人互動(dòng)情景

3.1 變量選取

3.1.1文化變量：人情取向

在跨文化研究常用的Hofstede五維度文化模型中，僅有權(quán)力距離可詮釋個(gè)體與個(gè)體互動(dòng)，但由于該文化模型關(guān)注個(gè)體對(duì)權(quán)力分配不均的接受程度，因而更多指向上下級(jí)之間垂直型關(guān)系互動(dòng)，而非圈內(nèi)外個(gè)體之間水平型關(guān)系互動(dòng)。因此，研究2轉(zhuǎn)向本土文化研究，以挖掘員工與他人互動(dòng)的代表性文化變量。近年來，學(xué)界已涌現(xiàn)出一大批有關(guān)中國(guó)本土文化的相關(guān)研究，如人情、面子、關(guān)系、和諧和中庸等，這些成果被廣泛應(yīng)用于解釋管理學(xué)、社會(huì)學(xué)和應(yīng)用心理學(xué)領(lǐng)域的諸多中國(guó)人行為的研究。在眾多本土文化變量中，人情取向在規(guī)范人際交互方面發(fā)揮不可替代的獨(dú)特功能。與人情觀念淡薄的西方國(guó)度相比，中國(guó)尤為注重人情交往，人情取向不僅為中國(guó)社會(huì)人際互動(dòng)提供了行事準(zhǔn)則，也使中國(guó)式人際關(guān)系具有高度的凝結(jié)力[49]。

研究2選擇人情取向作為員工與他人互動(dòng)情景中的代表性文化變量，理由如下：①個(gè)體之間的互動(dòng)首先是情感的存在，而人情取向恰恰為個(gè)體之間的人情互動(dòng)提供了普適性的社交法則[50]。在中國(guó)社會(huì)，“禮尚往來，往而不來，非禮也”“滴水之恩，涌泉相報(bào)”“投之以桃，報(bào)之以李”等諸多被推崇的待人處世之道，莫不是人情取向的高度體現(xiàn)[51]。②人情取向可用于規(guī)范員工與圈內(nèi)人和圈外人之間的人情互動(dòng)。在圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享的過程中，員工會(huì)顧及自身與共享對(duì)象的私人交情，此時(shí)人情取向可為員工評(píng)判圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享是否符合人情世故提供價(jià)值準(zhǔn)繩。③王國(guó)保[52]和鐘山等[53]少數(shù)學(xué)者嘗試用人情取向詮釋中國(guó)員工的知識(shí)共享意愿和行為，盡管這部分研究并未聚焦圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享。

3.1.2動(dòng)機(jī)變量：互惠關(guān)系構(gòu)建

研究2也遵循VIM理論并借鑒趙書松[30]的研究成果，選擇互惠關(guān)系構(gòu)建作為員工與他人互動(dòng)情景中的代表性動(dòng)機(jī)變量，理由如下：①由于互惠關(guān)系構(gòu)建反映員工對(duì)是否值得與他人構(gòu)建彼此互惠關(guān)系的私人價(jià)值判斷，因此依據(jù)VIM理論，該動(dòng)機(jī)是一種基于價(jià)值的動(dòng)機(jī)。②互惠關(guān)系構(gòu)建本質(zhì)上源自個(gè)體與他人社會(huì)交換(如資源交換和情感互動(dòng))的需要，在形式上表現(xiàn)為個(gè)體基于自我價(jià)值判斷而萌生的與他人構(gòu)建長(zhǎng)期、合作、共贏關(guān)系的訴求，該訴求進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為個(gè)體與他人社交的行為動(dòng)力，因此該動(dòng)機(jī)是一種典型的反映個(gè)體與他人互動(dòng)的動(dòng)機(jī)。需要說明的是，互惠關(guān)系構(gòu)建源自趙書松[30]研究中的關(guān)系構(gòu)建，鑒于構(gòu)建關(guān)系的價(jià)值根源是關(guān)系雙方長(zhǎng)期合作下的互惠，因此將其具化為互惠關(guān)系構(gòu)建。

3.2 理論模型和研究假設(shè)

3.2.1人情取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿

理解人情的內(nèi)涵是正確解讀人情取向的前提。早期，人情被定義為人之感情或人之性情，即個(gè)體面對(duì)各種情景可能產(chǎn)生的情緒反應(yīng)[25]。后期，人情有了更多功能性定義，如一種饋贈(zèng)的資源[54]、一種爭(zhēng)取己欲性資源的社會(huì)機(jī)制[55]、一種待人接物之道[56]等。在此基礎(chǔ)上，人情取向被定義為個(gè)體在人際交互過程中積極施恩且受恩必報(bào)的心理傾向[55]。高人情取向者的典型特征是通情達(dá)理，具體體現(xiàn)在：①具有同理心，關(guān)注他人情緒反應(yīng)且能給予對(duì)方所需的情緒回應(yīng)，如喜其所喜、哀其所哀；②具有強(qiáng)烈的施恩傾向，如能體察他人疾苦并助人解脫困境；③恪守受恩莫忘的信念，在受人恩惠后會(huì)主動(dòng)償還，甚至?xí)又匾环只貓?bào)對(duì)方。

依據(jù)人情取向的內(nèi)涵和高人情取向者的特征不難推測(cè)，人情取向促進(jìn)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿。理由如下：首先，人情取向要求員工對(duì)圈內(nèi)人具有同理心。因此高人情取向的員工往往能體察圈內(nèi)人的知識(shí)需求并給予對(duì)方所需的知識(shí)援助。其次，與圈內(nèi)人共享知識(shí)等同于向圈內(nèi)人饋贈(zèng)知識(shí)資源，類似于一種向圈內(nèi)人送人情的施恩行為，故而人情取向促使員工通過圈內(nèi)知識(shí)共享向圈內(nèi)人施恩。再次，高人情取向的員工因?yàn)槌钟惺芏鞅貓?bào)的信念，所以期待圈內(nèi)人在接受自己的“投之以桃”后對(duì)自己“報(bào)之以李”，這也在一定程度上提升了其圈內(nèi)知識(shí)共享意愿。最后，與圈內(nèi)人共享知識(shí)是一種懂得人情世故的體現(xiàn)，而拒絕圈內(nèi)知識(shí)共享則是一種不近人情的體現(xiàn)，因此，出于維護(hù)自身圈內(nèi)形象和更好融入圈子的訴求，員工也會(huì)萌生與圈內(nèi)人共享知識(shí)的意愿。

雖然人情取向是中國(guó)人際交往的重要法則，但其并非適用于所有類型的人際關(guān)系。依據(jù)HWANG[55]的觀點(diǎn)，與人情法則并駕齊驅(qū)的還有按需法則和公平法則，3種法則分別適用于特定的人際關(guān)系。具體而言，按需法則適用于情感型關(guān)系，該關(guān)系是一種持久穩(wěn)定的原級(jí)關(guān)系(如家人)，情感成分遠(yuǎn)超功利成分；公平法則適用于工具型關(guān)系，該關(guān)系是一種短暫易逝的生人關(guān)系，功利成分遠(yuǎn)超情感成分；人情法則適用于混合型關(guān)系，該關(guān)系是一種兼具情感和功利成分的熟人關(guān)系。由此推理，與圈內(nèi)人之間的關(guān)系是一種情感與功利交織的混合型關(guān)系，因而人情法則可以生效；但與圈外人之間的關(guān)系并無太多情感成分，更多是基于功利算計(jì)的工具型關(guān)系，因而人情法則并不適用。此時(shí)，即便高人情取向的員工也不會(huì)與工具型關(guān)系的圈外人發(fā)生過多的知識(shí)互動(dòng)，因?yàn)闆]有做人情的必要。因此，本研究提出假設(shè)。

H5a人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著的正向影響；

H5b人情取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的影響不顯著。

3.2.2互惠關(guān)系構(gòu)建與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿

在儒家文化背景下，以人倫關(guān)系為基礎(chǔ)的中國(guó)個(gè)體更注重社會(huì)交換關(guān)系[57]。中國(guó)人重視互惠關(guān)系是因?yàn)槠淇梢詽M足個(gè)體與他人資源互換和情感互動(dòng)等方面的需求，因而互惠關(guān)系被視為一種典型的社會(huì)交換關(guān)系[58]。有別于經(jīng)濟(jì)交換關(guān)系關(guān)注交換雙方的短期交易和及時(shí)兌現(xiàn)，社會(huì)交換關(guān)系更強(qiáng)調(diào)交換雙方的長(zhǎng)期合作和彼此共贏?；诖?，互惠關(guān)系構(gòu)建被定義為一種個(gè)體渴望與他人建立長(zhǎng)期、合作、共贏關(guān)系的價(jià)值動(dòng)機(jī)。持有該動(dòng)機(jī)的員工其典型特征包括：①注重維護(hù)關(guān)系的長(zhǎng)期穩(wěn)定性，對(duì)彼此關(guān)系注入較多的情感承諾；②強(qiáng)調(diào)關(guān)系互動(dòng)的合作性，愿意彼此信任且協(xié)作；③重視關(guān)系交換的共贏性，傾向于發(fā)生能使雙方共同獲益的交換行為。

依據(jù)VIM理論，基于價(jià)值的動(dòng)機(jī)要求個(gè)體履行與自己價(jià)值主張相吻合的行為，而圈內(nèi)知識(shí)共享行為正是一種與互惠關(guān)系構(gòu)建價(jià)值主張高度匹配的行為。理由如下：①圈內(nèi)成員之間成功的知識(shí)共享往往需要通過往復(fù)多次的人際互動(dòng)才能實(shí)現(xiàn)，往復(fù)多次的人際互動(dòng)在客觀上強(qiáng)化圈內(nèi)人之間的聯(lián)系和情誼，進(jìn)而有助于彼此關(guān)系的長(zhǎng)期穩(wěn)定性。②圈內(nèi)知識(shí)共享行為是一種需要共享主體雙方通力合作的行為，所以圈內(nèi)知識(shí)共享有助于提升圈內(nèi)成員之間的協(xié)作意識(shí)和合作默契性。③共贏是圈內(nèi)知識(shí)共享的終極目標(biāo)，圈內(nèi)知識(shí)共享行為最終是一種惠澤圈內(nèi)全體成員的行為，當(dāng)圈子整體從中受益時(shí)，圈內(nèi)個(gè)體也從中間接受益[21]。由此，依據(jù)VIM理論不難推測(cè)，由于圈內(nèi)知識(shí)共享行為與互惠關(guān)系構(gòu)建的價(jià)值立場(chǎng)保持高度一致，因此互惠關(guān)系構(gòu)建有助于激發(fā)員工的圈內(nèi)共享知識(shí)意愿。

同理推演，圈外知識(shí)共享行為與互惠關(guān)系構(gòu)建的價(jià)值主張并不吻合。理由如下：①圈外知識(shí)共享行為不利于圈內(nèi)關(guān)系的長(zhǎng)期穩(wěn)定。HUTCHINGS et al.[27]甚至將與圈外人分享知識(shí)視為一種對(duì)圈內(nèi)關(guān)系的破壞性行為。②不同圈子之間的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系導(dǎo)致員工對(duì)圈外人產(chǎn)生猜忌和懷疑[59]，信任的匱乏使圈外知識(shí)共享行為缺失合作的根基。③與圈內(nèi)知識(shí)共享相比，圈外知識(shí)共享充滿了更多的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，因此員工很難期待與圈外人共享知識(shí)必然會(huì)換取對(duì)方未來的回報(bào)。由此可見，當(dāng)員工難以相信其能通過圈外共享知識(shí)構(gòu)建互惠關(guān)系時(shí)，互惠關(guān)系構(gòu)建將無助于激發(fā)員工的圈外共享知識(shí)意愿。因此，本研究提出假設(shè)。

H6a互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著的正向影響；

H6b互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響不顯著。

3.2.3人情取向與互惠關(guān)系構(gòu)建

人情取向的核心是“報(bào)”的思想[55]。“報(bào)”作為一種中國(guó)人高度推崇的道德準(zhǔn)繩普遍存在于中國(guó)人的人情往來之中，它要求受恩者必須主動(dòng)肩負(fù)起報(bào)答施恩者的責(zé)任和義務(wù)，因?yàn)槲ㄓ惺芏髡呶鹜鼒?bào)，施恩者才能放心施恩。更為關(guān)鍵的是，中國(guó)人“報(bào)”的方式注重“滴水之恩，涌泉相報(bào)”，即受恩方在接受施恩方的恩情后需加重回報(bào)施恩方，這樣一來原施恩方(原受恩方)則成為新受恩方(新施恩方)；長(zhǎng)此以往，雙方的情感和信任在持續(xù)的人情互動(dòng)中得以動(dòng)態(tài)平衡[60]，繼而建立起長(zhǎng)期、合作且共贏的互惠關(guān)系[61]。由此可見，中國(guó)人做人情或還人情的目的并非單純旨在施恩于人或報(bào)恩于人，而是期望通過循環(huán)往復(fù)的人情互動(dòng)構(gòu)建和維系彼此間的互惠關(guān)系。少數(shù)關(guān)注人情取向與知識(shí)共享關(guān)系的研究也表明，互惠關(guān)系構(gòu)建之所以成為員工知識(shí)共享的重要?jiǎng)訖C(jī)，與人情取向密不可分。PAI et al.[62]認(rèn)為通過人情互動(dòng)建立起來的互惠是員工愿意與他人在線分享知識(shí)的關(guān)鍵所在；SHIN et al.[47]發(fā)現(xiàn)人情取向越高的員工，越有通過知識(shí)共享構(gòu)建互惠關(guān)系的動(dòng)力；王國(guó)保[52]的研究表明，高人情取向的員工之所以愿意與同事共享知識(shí)往往是出于對(duì)彼此互惠(關(guān)系)的考慮。因此，本研究提出假設(shè)。

H7人情取向?qū)セ蓐P(guān)系構(gòu)建具有顯著的正向影響。

3.2.4互惠關(guān)系構(gòu)建的中介作用

同理，依據(jù)VMB模型，并結(jié)合上文對(duì)人情取向、互惠關(guān)系構(gòu)建、圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的兩兩關(guān)系假設(shè)，可以推測(cè)：一方面，人情取向通過互惠關(guān)系構(gòu)建的中介傳導(dǎo)機(jī)制間接作用于圈內(nèi)知識(shí)共享意愿；另一方面，由于人情取向和互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈外知識(shí)共享意愿均無顯著預(yù)測(cè)效果，因此互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間將不會(huì)產(chǎn)生中介作用。因此，本研究提出假設(shè)。

H8a互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間起中介作用；

H8b互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間不發(fā)揮中介作用。

研究2的理論模型和研究假設(shè)匯總見圖2。

3.3 研究設(shè)計(jì)

3.3.1測(cè)量工具

研究2所有測(cè)量題項(xiàng)均源自前人成熟量表。具體為：①綜合借鑒WANG et al.[63]和CHEUNG et al.[64]的研究測(cè)量人情取向，包括5個(gè)題項(xiàng)；②綜合借鑒BOCK et al.[1]和趙書松[30]的研究測(cè)量互惠關(guān)系構(gòu)建，包括5個(gè)題項(xiàng)；③測(cè)量圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的題項(xiàng)與研究1相同。測(cè)量以上變量均采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分法，

圖2 人情取向、互惠關(guān)系構(gòu)建與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的關(guān)系Figure 2 Relationships between Renqing Orientation, Reciprocal Relationship Construction and In-group/Out-group Knowledge Sharing Intention

1為非常不同意，5為非常同意，具體題項(xiàng)見表6。④控制變量。選擇性別、年齡和學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量。

3.3.2數(shù)據(jù)采集

研究2的樣本同樣源自中船重工。研究人員在中船重工74家成員單位中隨機(jī)選擇3家工業(yè)企業(yè)和3家科研院所作為調(diào)研單位。3家工業(yè)企業(yè)分別位于重慶、大連和昆明，3家科研院所分別位于南京、洛陽和西安，職工規(guī)模均達(dá)千人，成立年限均大于50年。在征得各單位高管同意后，在人力資源部或黨群工作部工作人員協(xié)助下，研究人員在各單位隨機(jī)挑選20位技術(shù)骨干和20位管理人員發(fā)放調(diào)研問卷。

調(diào)研時(shí)間為2017年7月至8月，采取現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放和回收的方式采集數(shù)據(jù)。對(duì)6家調(diào)研單位共發(fā)放問卷240份，實(shí)際回收問卷193份，剔除無效問卷29份，最終得到有效問卷164份，有效問卷回收率為68.333%。在有效樣本中，男性占76.829%，女性占23.171%，平均年齡為36.213歲；教育背景方面，?？萍耙韵抡?3.415%，本科占68.292%，碩士及以上占18.293%；工作年限方面，平均累計(jì)工作年限為13.821年，平均任現(xiàn)職工作年限為6.705年；職位等級(jí)方面，高層人員占3.049%，中層人員占17.073%，基層人員占40.854%，執(zhí)行層人員占39.024%；崗位職能方面，技術(shù)研發(fā)崗占54.878%，管理職能崗占45.122%。

3.4 數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

研究2的題項(xiàng)載荷、信度和聚合效度檢驗(yàn)結(jié)果見表6，競(jìng)爭(zhēng)模型擬合指數(shù)比較分析結(jié)果見表7，變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)性分析結(jié)果見8。

信度檢驗(yàn)方面，由表6可知，各變量的內(nèi)部一致性Cronbach′sα值在0.845～0.903之間，CR值在0.846～0.902之間，表明具有較高的信度。效度檢驗(yàn)方面，由表6可知，各測(cè)量題項(xiàng)在對(duì)應(yīng)變量上的因子載荷均大于0.500，各變量的AVE值在0.570～0.648之間，表明具有較好的聚合效度。由表7可知，4因子模型與數(shù)據(jù)之間的擬合度較高。由表8可知，各變量AVE平方根值均大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，表明具有較好的區(qū)分效度。

表6 研究2：題項(xiàng)載荷、信度和聚合效度檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Study 2: Test Results for Item Loading, Reliability and Convergent Validity

表7 研究2：驗(yàn)證性因子分析的競(jìng)爭(zhēng)模型擬合指數(shù)Table 7 Study 2: Fit Indexes of Competition Models by Confirmatory Factor Analysis

共同方法偏差檢驗(yàn)方面，首先，Harman單因素檢驗(yàn)共萃取出4個(gè)特征根大于1的因子，首因子變異解釋量為24.156%，總變異解釋量為60.312%；其次，由表7可知，競(jìng)爭(zhēng)模型擬合指數(shù)比較分析發(fā)現(xiàn)4因子模型擬合度最佳?？梢?，共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。

相關(guān)性分析方面，由表8可知，人情取向與互惠關(guān)系構(gòu)建顯著正相關(guān)，r=0.426，p<0.010；與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，r=0.220，p<0.010；與圈外知識(shí)共享意愿無顯著相關(guān)性，r=0.071，p>0.100。互惠關(guān)系構(gòu)建與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，r=0.453，p<0.010；與圈外知識(shí)共享意愿無顯著相關(guān)性，r=0.104，p>0.100。H5a、H5b、H6a、H6b和H7得到初步驗(yàn)證。

表8 研究2：均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)Table 8 Study 2: Mean, Standard Deviation and Correlation Coefficients

表9 人情取向、互惠關(guān)系構(gòu)建與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的回歸結(jié)果Table 9 Regression Resutls for Renqing Orientation, Reciprocal Relationship Construction and In-group/Out-group Knowledge Sharing Intention

3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

采用線性回歸分析技術(shù)對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表9。模型11為控制變量對(duì)互惠關(guān)系構(gòu)建的回歸結(jié)果，在模型11的基礎(chǔ)上，模型12檢驗(yàn)人情取向?qū)セ蓐P(guān)系構(gòu)建的影響；模型13為控制變量對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿的回歸結(jié)果，在模型13的基礎(chǔ)上，模型14檢驗(yàn)人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿的影響，模型15檢驗(yàn)互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿的影響，模型16檢驗(yàn)互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間的中介作用；模型17為控制變量對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的回歸結(jié)果，在模型17的基礎(chǔ)上，模型18檢驗(yàn)人情取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的影響，模型19檢驗(yàn)互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響，模型20檢驗(yàn)互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的中介作用。

在直接效應(yīng)檢驗(yàn)方面，由模型14可知，人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著正向影響，β=0.197，p<0.050，H5a得到驗(yàn)證；由模型18可知，人情取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的影響不顯著，β=0.090，p>0.100，H5b得到驗(yàn)證；由模型15可知，互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿具有顯著正向影響，β=0.434，p<0.010，H6a得到驗(yàn)證；由模型19可知，互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響不顯著，β=0.074，p>0.100，H6b得到驗(yàn)證；由模型12可知，人情取向?qū)セ蓐P(guān)系構(gòu)建具有顯著正向影響，β=0.285，p<0.010，H7

表10 研究2：總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果Table 10 Study 2：Bootstrap Test Resutls for Total Effect, Direct Effect and Indirect Effect

得到驗(yàn)證。另外，各變量的TOL值在0.282～0.968之間，VIF值在1.033～3.545之間，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

在中介效應(yīng)檢驗(yàn)方面，分別運(yùn)用3步檢驗(yàn)法和Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn)。第1步，由模型14可知，人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)。第2步，由模型12可知，人情取向與互惠關(guān)系構(gòu)建顯著正相關(guān)。第3步，由模型16可知，將人情取向和互惠關(guān)系構(gòu)建同時(shí)放入回歸模型后，互惠關(guān)系構(gòu)建與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿顯著正相關(guān)，β=0.412，p<0.010；人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間關(guān)系不再顯著，β=0.079，p>0.100，且模型16的ΔR2顯著。綜合上述回歸結(jié)果，H8a得到驗(yàn)證，即互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間起完全中介作用。同理，由模型18可知，人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的關(guān)系不顯著。由模型12可知，人情取向與互惠關(guān)系構(gòu)建顯著正相關(guān)。由模型20可知，將人情取向和互惠關(guān)系構(gòu)建同時(shí)放入回歸模型后，互惠關(guān)系構(gòu)建與圈外知識(shí)共享意愿之間關(guān)系不顯著，β=0.053，p>0.100；人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間關(guān)系也不顯著，β=0.075，p>0.100，且模型20的ΔR2不顯著。綜合上述回歸結(jié)果，H8b得到驗(yàn)證，即互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間不產(chǎn)生中介作用。

進(jìn)一步運(yùn)用Bootstrap法檢驗(yàn)互惠關(guān)系構(gòu)建的間接效應(yīng)，取樣方法為偏差校正的非參數(shù)百分位法，樣本量設(shè)定為5 000，置信度設(shè)定為95%，表10給出Bootstrap法的檢驗(yàn)結(jié)果，左邊為人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿的總效應(yīng)和直接效應(yīng)以及互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)，右邊為人情取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的總效應(yīng)和直接效應(yīng)以及互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)。由表10可知，①互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)值為0.103，置信區(qū)間為[0.035,0.206]，不包含0；在控制互惠關(guān)系構(gòu)建后，人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿的直接效應(yīng)不再顯著，直接效應(yīng)值為0.077，置信區(qū)間為[-0.045,0.199]，包含0。②互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間的間接效應(yīng)不顯著，間接效應(yīng)值為0.011，置信區(qū)間為[-0.061,0.111]，包含0；在控制互惠關(guān)系構(gòu)建后，人情取向?qū)θν庵R(shí)共享意愿的直接效應(yīng)不顯著，直接效應(yīng)值為0.064，置信區(qū)間為[-0.166,0.294]，包含0。由此可見，Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果也支持H8a和H8b。

4 結(jié)論

4.1 研究結(jié)果

本研究從中國(guó)職場(chǎng)常見的員工身份標(biāo)簽圈內(nèi)人和圈外人入手，將文化取向、共享動(dòng)機(jī)和圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿納入同一研究框架，通過兩項(xiàng)研究分別考察當(dāng)員工與集體互動(dòng)和其他個(gè)體互動(dòng)時(shí)，相應(yīng)的文化和動(dòng)機(jī)變量對(duì)圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿的影響機(jī)理，得出如下研究結(jié)果。

(1)研究1考察員工與集體互動(dòng)時(shí)，集體主義取向、圈子情感和責(zé)任與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間的關(guān)系，結(jié)果表明，①集體主義取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿有顯著的正向影響，對(duì)圈外知識(shí)共享意愿有顯著的負(fù)向影響。該結(jié)果印證了CHOW et al.[9]和HUTCHINGS et al.[27]的觀點(diǎn)，即集體(圈子)利益至上的價(jià)值觀誘發(fā)員工“圈內(nèi)共享、圈外匿藏”的區(qū)別心。②圈子情感和責(zé)任對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿有顯著的正向影響，對(duì)圈外知識(shí)共享意愿有顯著的負(fù)向影響。一方面，該結(jié)果驗(yàn)證了圈子情感和責(zé)任作為一種基于身份的共享動(dòng)機(jī)，要求個(gè)體履行與自我身份相契合的圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享行為；另一方面，也支持了前人關(guān)于集體情感和責(zé)任有助于集體內(nèi)部知識(shí)共享[30]的觀點(diǎn)，且拓展了集體情感和責(zé)任抑制集體外部知識(shí)共享的結(jié)論。③集體主義取向?qū)θψ忧楦泻拓?zé)任有顯著的正向影響。該結(jié)果表明，在員工與集體互動(dòng)的知識(shí)共享情景中，集體主義取向是催生圈子情感和責(zé)任的文化誘因。④圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間起部分中介作用。一方面，該結(jié)果表明集體主義取向通過圈子情感和責(zé)任的中介機(jī)制間接影響圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿，支持VMB模型關(guān)于價(jià)值觀→動(dòng)機(jī)→行為意愿的路徑預(yù)設(shè)；另一方面，也意味著除了圈子情感和責(zé)任，集體主義取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間還可能存在其他中介變量。

(2)研究2探究員工與他人互動(dòng)時(shí)，人情取向、互惠關(guān)系構(gòu)建與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間的關(guān)系，結(jié)果表明，①人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿有顯著的正向影響，對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響不顯著。該結(jié)果揭示了高人情取向的員工將知識(shí)共享視為一種人情互動(dòng)行為[65]，但這種人情互動(dòng)的對(duì)象僅限于關(guān)系熟識(shí)的圈內(nèi)人，而不包括關(guān)系生疏的圈外人。該結(jié)果與HWANG[55]提出的人情法則僅適用于混合型關(guān)系的觀點(diǎn)相吻合。②互惠關(guān)系構(gòu)建對(duì)圈內(nèi)知識(shí)共享意愿有顯著的正向影響，對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響不顯著。該結(jié)果表明當(dāng)共享對(duì)象(如圈內(nèi)人)能滿足員工構(gòu)建長(zhǎng)期、合作、共贏關(guān)系的價(jià)值訴求時(shí)，互惠關(guān)系構(gòu)建作為一種基于價(jià)值的動(dòng)機(jī)促進(jìn)知識(shí)共享意愿；當(dāng)共享對(duì)象(如圈外人)無法滿足員工這一需求時(shí)，互惠關(guān)系構(gòu)建則無助于激發(fā)知識(shí)共享意愿。③人情取向?qū)セ蓐P(guān)系構(gòu)建有正向預(yù)測(cè)效果，該結(jié)果表明，在員工與他人互動(dòng)的知識(shí)共享情景中，人情取向是催生互惠關(guān)系構(gòu)建的文化誘因。④互惠關(guān)系構(gòu)建在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間起完全中介作用，在人情取向與圈外知識(shí)共享意愿之間不發(fā)揮中介作用。一方面，該結(jié)果表明人情取向通過互惠關(guān)系構(gòu)建的中介機(jī)制間接影響圈內(nèi)知識(shí)共享意愿，即同樣支持VMB模型的觀點(diǎn)；另一方面，由于人情取向和互惠關(guān)系構(gòu)建均與圈外知識(shí)共享意愿無顯著關(guān)系，因此互惠關(guān)系構(gòu)建不發(fā)揮中介作用。

(3)綜合兩項(xiàng)研究的結(jié)果可知，當(dāng)共享對(duì)象身份明晰化時(shí)，文化取向、共享動(dòng)機(jī)與知識(shí)共享意愿之間存在錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系，具體表現(xiàn)為：①面對(duì)不同共享對(duì)象，同一文化取向?qū)χR(shí)共享意愿的影響并不等同。例如，集體主義取向?qū)θ?nèi)-圈外知識(shí)共享意愿存在正、負(fù)截然相反的影響(研究1)；人情取向?qū)θ?nèi)知識(shí)共享意愿有顯著的正向影響，但對(duì)圈外知識(shí)共享意愿的影響不顯著(研究2)。②面對(duì)不同共享對(duì)象，同一動(dòng)機(jī)對(duì)知識(shí)共享意愿的影響也不等同。例如，圈子情感和責(zé)任對(duì)圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿有正、負(fù)截然相反的影響(研究1)；互惠關(guān)系構(gòu)建提升圈內(nèi)知識(shí)共享意愿，但無助于促進(jìn)圈外知識(shí)共享意愿(研究2)。③雖然共享動(dòng)機(jī)受文化取向驅(qū)動(dòng)并在文化取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間起中介作用，但中介效應(yīng)程度存在差異。例如，圈子情感和責(zé)任在集體主義取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間起部分中介作用(研究1)，互惠關(guān)系構(gòu)建僅在人情取向與圈內(nèi)知識(shí)共享意愿之間起完全中介作用(研究2)?？梢姡幕∠?、共享動(dòng)機(jī)與知識(shí)共享意愿之間的關(guān)系研究絕非一個(gè)簡(jiǎn)單議題，本研究的兩項(xiàng)研究雖不失為一次有意義的嘗試，但仍是管中窺豹。

(4)本研究基于前人跨文化和本土文化研究，析出集體主義取向和人情取向作為體現(xiàn)中國(guó)特色的代表性文化變量，運(yùn)用VIM理論并借鑒趙書松[30]的研究成果甄選出圈子情感和責(zé)任、互惠關(guān)系構(gòu)建作為弱情景中的代表性共享動(dòng)機(jī)變量。兩項(xiàng)研究中，相應(yīng)的文化變量和動(dòng)機(jī)變量對(duì)圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿主效應(yīng)的假設(shè)檢驗(yàn)成立，呼應(yīng)了前人關(guān)于“員工職場(chǎng)行為(如知識(shí)共享)既可能出于對(duì)自身與集體互動(dòng)的考量，也可能出于對(duì)自身與其他個(gè)體互動(dòng)的思慮”的觀點(diǎn)[66]。

4.2 理論貢獻(xiàn)

①將共享對(duì)象身份具體化為圈內(nèi)人和圈外人，探究圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿背后的文化和動(dòng)機(jī)誘因，填補(bǔ)了已有研究對(duì)共享對(duì)象身份設(shè)置過于籠統(tǒng)的不足。②將文化取向、共享動(dòng)機(jī)和圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿納入同一研究框架，驗(yàn)證了當(dāng)面臨不同共享對(duì)象(圈內(nèi)人和圈外人)時(shí)，同一文化取向或同一共享動(dòng)機(jī)對(duì)知識(shí)共享意愿產(chǎn)生異質(zhì)性的影響，這不僅解釋了當(dāng)前文化和動(dòng)機(jī)視角下知識(shí)共享意愿研究的結(jié)論何以莫衷一是，且揭示了在共享對(duì)象身份明晰化的背景下同步研究文化取向、共享動(dòng)機(jī)與知識(shí)共享意愿之間的內(nèi)在機(jī)理是一個(gè)值得挖掘的研究方向。③基于VMB模型考察共享動(dòng)機(jī)在文化取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間的中介作用，既印證了前人關(guān)于文化價(jià)值觀具有塑造動(dòng)機(jī)功能[40]、不同文化取向下的行為動(dòng)機(jī)具有明顯差異[15]等觀點(diǎn)，也驗(yàn)證了VMB模型在知識(shí)共享研究領(lǐng)域的適用性，并為后續(xù)探尋其他文化和動(dòng)機(jī)變量與知識(shí)共享意愿之間的復(fù)雜關(guān)系提供了理論框架和實(shí)證論據(jù)。④基于個(gè)體與集體互動(dòng)和個(gè)體與他人互動(dòng)兩種具體情景的設(shè)計(jì)思路，拓展了對(duì)不同員工關(guān)注點(diǎn)情景中知識(shí)共享意愿生成機(jī)理的解讀。

4.3 管理啟示

①驗(yàn)證了知識(shí)共享作為一種弱情景行為，受到基于身份的動(dòng)機(jī)和基于價(jià)值的動(dòng)機(jī)的驅(qū)使，這兩類動(dòng)機(jī)分別根植于特定的文化價(jià)值取向，而非受外界強(qiáng)制性制度的操控，該結(jié)果合理解釋了為何許多組織雖制定了知識(shí)共享激勵(lì)制度但仍面臨有激勵(lì)而無共享的困境。因此，建議組織應(yīng)關(guān)注和挖掘員工知識(shí)共享動(dòng)機(jī)背后的文化成因，通過引導(dǎo)員工的文化價(jià)值取向，讓員工感受到知識(shí)共享與自我的身份或價(jià)值主張相契合，進(jìn)而激發(fā)員工的知識(shí)共享意愿。②驗(yàn)證了當(dāng)員工面臨不同的共享對(duì)象時(shí)，某一文化取向及與之契合的共享動(dòng)機(jī)對(duì)員工知識(shí)共享意愿的影響存在異質(zhì)性。因此，建議組織必須認(rèn)清，并不存在某一文化取向及與之契合的共享動(dòng)機(jī)會(huì)在任何共享情景中一定對(duì)員工知識(shí)共享意愿產(chǎn)生積極或消極影響，因而組織應(yīng)結(jié)合自身知識(shí)共享實(shí)踐目標(biāo)，靈活安排對(duì)員工文化取向的引導(dǎo)。以本研究為例，如果組織倡導(dǎo)圈子競(jìng)爭(zhēng)且不期望知識(shí)流動(dòng)打破圈子邊界，則家族集體主義或圈內(nèi)集體主義無疑是值得推崇的文化取向；如果組織倡導(dǎo)圈子合作且期望知識(shí)可以在不同圈子之間自由流通，普遍性集體主義才是組織應(yīng)大力弘揚(yáng)的文化取向。③驗(yàn)證了當(dāng)員工的互動(dòng)關(guān)注點(diǎn)不同時(shí)(關(guān)注與集體互動(dòng)或關(guān)注與他人互動(dòng))，即便面臨同一共享對(duì)象，知識(shí)共享意愿背后的文化變量和動(dòng)機(jī)變量也并不相同。因此，建議組織應(yīng)慎重考察內(nèi)部員工的互動(dòng)關(guān)注點(diǎn)，并據(jù)此采取針對(duì)性和差別化的文化取向引導(dǎo)措施。④在具體文化治理措施方面，組織可以圍繞自身知識(shí)共享實(shí)踐目標(biāo)，因地制宜地開展諸多文化建設(shè)活動(dòng)，如進(jìn)行文化宣傳和培訓(xùn)、營(yíng)造文化氛圍和環(huán)境、樹立先進(jìn)文化代表和典型事件、發(fā)揮領(lǐng)導(dǎo)者的文化垂范效應(yīng)等，以實(shí)現(xiàn)對(duì)員工知識(shí)共享意愿的長(zhǎng)期文化引導(dǎo)。另外，組織還可將文化取向測(cè)評(píng)納入員工招聘體系，在源頭上篩選出個(gè)人文化取向與組織知識(shí)共享實(shí)踐目標(biāo)相匹配的員工。

4.4 研究局限

在理論構(gòu)建方面：①兩項(xiàng)研究均只考察了單一文化變量和單一動(dòng)機(jī)變量，但在具體實(shí)踐中，知識(shí)共享意愿往往同時(shí)受到多個(gè)文化取向和多種共享動(dòng)機(jī)的聚合影響。在多文化、多動(dòng)機(jī)的協(xié)同作用下，或能出現(xiàn)同一共享動(dòng)機(jī)受不同文化取向影響、同一文化取向催生不同共享動(dòng)機(jī)等復(fù)雜模型，有待后續(xù)進(jìn)一步探索。②本研究雖揭示了共享動(dòng)機(jī)在文化取向與圈內(nèi)-圈外知識(shí)共享意愿之間的中介作用，但并未考察該中介效應(yīng)是否受某些情景變量的調(diào)節(jié)，未來研究可繼續(xù)挖掘該中介效應(yīng)的邊界條件。③本研究結(jié)論是建立在“圈內(nèi)友善、圈外競(jìng)爭(zhēng)”這一常態(tài)關(guān)系預(yù)設(shè)下取得的，但組織實(shí)踐中也可能出現(xiàn)“圈內(nèi)友善、圈外競(jìng)合”“圈內(nèi)競(jìng)合、圈外競(jìng)爭(zhēng)”“圈內(nèi)競(jìng)合、圈外競(jìng)合”等異態(tài)關(guān)系，因此本研究結(jié)論在這些異態(tài)關(guān)系情景中是否成立尚待檢驗(yàn)。在實(shí)證調(diào)研方面：①兩項(xiàng)研究的樣本均源自中船重工，具有較明顯的行業(yè)特色(船舶)和企業(yè)特性(國(guó)企)，后續(xù)研究可面向其他類型的行業(yè)和企業(yè)進(jìn)行拓展，以檢驗(yàn)本研究結(jié)論的普適性。②兩項(xiàng)研究的數(shù)據(jù)采集方式均為自陳式量表，雖然檢驗(yàn)了共同方法偏差并不嚴(yán)重，但畢竟客觀存在。后續(xù)研究可優(yōu)化設(shè)計(jì)，如采取時(shí)間分離和多源數(shù)據(jù)匯報(bào)等，以盡可能控制共同方法偏差。