大學生世故性、自我表露和知識共享的關系

蔡文娟 耿耀國 陳風春 蔡娜娜

根據卡特爾的特質理論,世故性是16種人格根源特質之一[1]。研究認為,世故性主要表現為應付社會環境的能力,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,只關心對其個人目標實現有利的特征。

自我表露是由西尼·朱拉德于1958年提出,認為自我表露是個人將有關自己的信息表露給目標人(將個人信息與其進行交流的人)[4]。本文將自我表露定為:個體與他人進行交流時,自發向他人表露自己的態度和觀點、興趣和愛好、學習或工作等信息的過程。已有研究認為,男性馬氏者與自我表露呈顯著負相關,女性馬氏者與自我表露呈顯著正相關[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,通過知識創新,實現組織的知識增值[6]。國外研究發現,馬基雅維利主義與知識共享意愿呈顯著負相關[7]。國內研究認為,自我封閉不利于知識共享[8]。

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

1 對象與方法

1.1 對象 在鄭州大學在校學生中發放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。該量表是以美國大學生為被試,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系數在0.90以上,具有良好的內部一致性信度和內容效度與結構效度。該量表由8個項目構成,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。

1.3 統計處理 對收集到的有效問卷數據使用SPSS 15.0對結果進行統計分析。

2 結 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,將題總相關以及臨界比率(CR)作為項目區分度的分析指標。計算各項目與總分之間的相關,刪除相關系數小于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行差異顯著性檢驗,見表1。,第8、16和19題題總相關系數低于0.2且相關不顯著;經t檢驗也發現,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 大學生世故性、自我表露和知識共享的性別差異和學科差異研究 見表2和表3。

大學生世故性得分、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,學科差異不顯著,而知識獲取得分的性別差異和學科差異都不顯著。

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

表1 題總相關及CR分析結果

表2 大學生世故性、自我表露和知識共享的性別差異

表2 大學生世故性、自我表露和知識共享的性別差異

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表3 大學生世故性、自我表露和知識共享的學科差異研究

表3 大學生世故性、自我表露和知識共享的學科差異研究

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表4 大學生世故性、自我表露和知識共享及其2個因子的相關(r)

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

2.4 自我表露在大學生世故性和知識共享之間的中介效應檢驗 本研究所考察的3個變量間均存在顯著相關,滿足中介效應檢驗的前提條件。假設自我表露是大學生世故性和知識共享的中介變量。根據中介效應的檢驗程序,首先將各變量得分中心化,即各自減去相應的均值,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進行檢驗:①以知識共享為因變量,世故性為自變量,進行多元線性回歸分析,檢驗回歸系數c是否具有顯著性。結果顯示,決定系數R2=0.053,調整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a是否具有顯著性。結果顯示,決定系數R2=0.022,調整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,進行多元逐步回歸分析,檢驗世故性的回歸系數c’和自我表露的回歸分析b是否具有顯著性。結果顯示,回歸系數c’,B=-0.204,β=-0.085,t=-2.857,P=0.005;回歸系數b,B=0.185,β=0.113,t=2.594,P=0.010。

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

3 討 論

3.1 大學生世故性、自我表露和知識共享的總體狀況 大學生世故性的性別研究發現,男大學生的世故性水平顯著高于女大學生,這與以往的研究結果是一致的[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,是與進取、專注、自我等詞語聯系在一起的,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,更容易操縱權術與策略的的使用,因而男性比女性世故性水平高。

有關大學生自我表露的性別差異研究結果不是很一致[4],但大多數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。本文研究結果與大多數人的研究結果是一致的。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得堅強、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構不允許他們向自己或他人承認或表露自己內心整個體驗的廣度和深度。看起來男性被迫對自己和他人隱藏許多真我。”[4]。

大學生知識共享的性別差異研究發現,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。以往關于知識共享的性別差異研究比較少,出現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,社會發展對女性的要求越來越高了,女大學生比男生更用功、更虛心學習,也就更擅長向他人學習,從他人那獲取知識,也更樂于幫助他人學習。

最后,關于大學生世故性、自我表露和知識共享的學科差異不是很明顯,而以往關于此類的研究也比較少,所以在此不再做進一步的討論。

3.2 大學生世故性、自我表露和知識共享的關系研究 本研究結果發現:大學生世故性與自我表露、知識共享呈顯著負相關,自我表露和知識共享呈顯著正相關,三者互相相關。即,大學生世故性越高,越不愿意自我表露和知識共享,大學生自我表露越高,越愿意與人共享知識。國外研究發現,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相關[7],這是由于馬氏者冷漠、鼓勵和自私自利的本性使然。國內研究表明,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 自我表露在大學生世故性和知識共享之間的中介效應本研究中大學生世故性、自我表露和知識共享三者互相相關,符合中介效應檢驗的前提條件[13]。研究結果4個回歸系數都顯著,說明自我表露在世故性和知識共享之間起部分中介效應。世故性對知識共享的效應中,有88.07%是直接效應,另外,11.93%是通過中介變量自我表露的間接效應(中介效應)。盡管中介效應的影響比較小,但還是存在的,因為目前還沒有關于中介效應大小的檢驗。總的來說,知識共享這種行為受到世故性這種人格特質的影響非常大,同時,世故性這種人格特質通過降低人們自我表露這種行為,進而降低知識共享行為。

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