農業企業知識型員工的人際信任與知識共享關系研究

摘要：知識型員工之間的知識共享是實現個體知識集體化的主要方式，是農業企業獲得核心競爭力的重要途徑。在回顧人際信任與知識共享關系的基礎上，引入知識共享意愿作為中介變量，著重探討農業企業知識型員工的認知信任與情感信任能否通過知識共享意愿對知識共享行為產生影響。研究表明，高水平的認知信任、情感信任都會對知識型員工的知識共享行為產生積極影響，其中認知信任對知識共享行為的影響較為顯著；人際信任通過知識共享意愿對知識共享行為產生積極影響。

關鍵詞：人際信任；知識共享；農業企業；知識型員工

中圖分類號：F272.92 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）24-6608-05

知識在知識經濟時代是農業企業獲取核心競爭力的關鍵資源。管理大師Drucker曾說，知識業已成為資源要素中最重要的要素之一，其他要素都要依靠知識來更新與裝備。知識是惟一有意義的資源。而知識的獲取、傳遞和利用，都與知識共享緊密相連，知識共享能給農業企業內知識的量帶來質的飛躍，實現農業企業知識創新，為農業企業創造更多價值。在組織公民行為范疇內的知識共享行為通常發生在組織情境中，以個體的內在動機和主觀規則進行行為選擇。員工之間的知識共享意愿和行為最可能受到彼此信任關系的影響[1]。目前理論界主要從員工對上級以及同級間這2個層面展開對人際信任和知識共享關系的探討[2，3]，結果顯示認知信任、情感信任對知識共享有著顯著作用。現有研究也較為充分地證實了人際信任與知識共享的關系，進而深化到各變量結構維度的內在關系就有一定的理論與實踐意義。基于此，本研究試圖探討農業企業知識型員工之間的人際信任與知識共享關系，選取知識共享意愿為中介變量，重點研究認知信任、情感信任能否通過知識共享意愿對知識共享行為形成積極影響，以豐富和發展信任及知識共享理論。

1 理論基礎與研究假設

1.1 認知信任、情感信任與知識共享行為

信任源于社會學者Blau的社會交換理論[4]。在組織行為學領域內，信任的關注主要有兩點：一點是員工的人際信任，包含員工對上級、同級間的信任關系；另一點是員工對系統或整體的組織信任。目前人際信任被分成情感型信任和認知型信任屬于眾多學者較認同的維度劃分[2]。根據McAllister的觀點，認知信任屬于知識型員工基于對方能力與可信賴性的認知判斷；情感信任則是知識型員工雙方之間基于情感基礎而形成的信念。

對于認知信任，其產生的基礎是技術的可信與績效的可靠[2]。Chowdhury[5]證實認知信任對知識獲取有著顯著的影響。曲剛等[6]發現員工之間形成較高的專業知識信任度能提高知識共享的效率。知識型員工雙方的信任水平基于對方行為的預期，假設雙方之間認知信任水平比較低甚至不存在，那么任何一方都有可能為了最大化自己的利益，而不采取知識共享行為。相反，假如雙方之間的認知水平很高，知識擁有者對對方具備的知識結構比較了解且具有很高期望，那么雙方之間的責任感也會增強。由于彼此信任的水平比較高，知識擁有者進行博弈決策時，可能會把對方的利益得失納入考慮范圍內，進而主動進行知識共享。由此，提出以下假設：

H1：認知信任對知識共享行為產生積極影響。

Holste等[7]證實，員工之間的情感信任關系會影響知識共享，特別是對隱性知識的分享作用更顯著。還有部分學者選用實證方法證明了情感信任對知識共享行為有顯著的積極影響[5，8]。情感信任注重人與人之間的關注與關心程度。人屬于集群動物，一定程度上有較強的歸屬動機與責任感。集體自我作為自我不可或缺的部分，一旦知識型員工意識到自己和他人屬于同一利益共同體，則會對該群體形成情感認同。知識共享可以提升群體績效，進而提高群體地位和個人自尊，所以知識型員工之間會主動地進行知識分享，這也解釋了非正式組織成員之間更能夠相互信任且擅長共享知識尤其是隱性知識。由此，提出以下假設：

H2：情感信任對知識共享行為產生積極影響。

假設人際信任的2個維度都能對知識共享行為有顯著影響，那么這種影響中是否存在交互作用？在知識共享過程中，認知信任對情感信任產生正向影響，認知信任水平提高，情感信任程度也會提高[9]。McAllister[2]研究發現認知信任的產生領先于情感信任，且對情感信任產生積極影響。由于在工作關系中建立了較高的認知信任，知識型員工雙方有了一定的信任基礎，同時二者又處于高水平情感信任的主體之間，雙方的信任關系會更加親密，會經常無意識地進行知識交流。當對方遇到問題時，知識擁有者知曉自身具備的知識優勢，會主動、友好地表現出知識共享行為。員工之間較高的認知信任和情感信任關系會促使他們愿意共享知識資源，并且相信共享知識不會給自己帶來不利的后果[10]。由此，提出以下假設：

H3：認知信任與情感信任的交互作用對知識共享行為的正向影響更顯著。

1.2 人際信任與知識共享意愿

路琳等[11]研究發現，組織注重成員之間的相互信任構建，組織成員共享知識資源的意愿會更高。知識共享意愿只有具備一定條件才能形成，信任是形成知識共享意愿的關鍵因素[12]。周密等[13]通過研究證實了基于不同信任基礎的知識共享行為會有不同水平的知識共享意愿，且隨著信任水平提高，知識分享意愿也會增強。從人際信任角度看，農業企業知識型員工彼此之間的信任產生于認識了解和情感認同，知識型員工雙方之間的認知信任和情感信任基本上基于能力、認同和情感。不同的信任基礎會帶來不同類別的知識共享行為，如基于能力信任的指導關系、基于認同信任的集體關系和基于關心信任的協作關系。知識型員工之間對彼此的能力有一定的認知，這種認知更多地體現在基于能力信任的指導關系中。這種關系中的知識擁有者往往會出于某種責任、義務或企業指派的目標進行知識分享，同時也希望借助知識共享提升自己在企業中的地位，從而得到企業認同；因共同偏好、群體目標、企業價值觀彼此認同而形成信任。這種信任或許不是要得到回報，而是遵循群體規范，實現群體目標，或屈從于群體壓力，因而信任水平越高，知識共享意愿也會越強烈；由于協作關系，知識型員工作為知識擁有者考慮到其他成員和自己屬于利益共同體，進而會因利他行為動機關注其他成員，必要時也會主動和成員們分享知識，因而有著強烈的知識共享意愿。由此，提出以下假設：

H4：認知信任、情感信任對知識共享意愿產生積極的影響。

1.3 知識共享意愿與知識共享行為

基于理性行為理論，員工是否選擇共享知識這一行為主要取決于其知識共享意愿[14]。員工把知識看作是競爭優勢的來源，進而可能導致知識共享難以展開。對于個人來說，知識型員工專有的知識是一種有價值的稀缺資源，如果將知識特別是隱性知識與他人共享，使他人獲得了競爭力，那么個人對企業的貢獻和價值就會因此而受到威脅。出于自身利益最大化原則，個人的知識共享意愿很大程度上能影響知識共享行為[13]。知識型員工決策時會考慮利益得失，一旦認為知識共享行為不能獲得預期結果，其知識共享意愿就不會太強烈，而這種知識共享的意向能直接作用于知識共享行為的成功與否。由此，提出以下假設：

H5：知識共享意愿對知識共享行為產生顯著的正向影響。

基于以上假設，本研究的理論模型框架如圖1。

2 數據與方法

2.1 樣本選取

以農業企業的知識型員工為研究對象，采取整群隨機抽樣的方式發放問卷，選擇企業員工工作休息時間進行發放問卷且及時回收問卷。共發放230份，其中剔除30份明顯敷衍、不符合填寫要求和問卷邏輯后的有效問卷共200份，有效率86.9%。其中男性115人，女性85人，分別占樣本總數的57.5%和42.5%，分配比較合理。在問卷的填寫者中，本科以下59人，本科和碩士135人，博士6人，分別占總填寫人數的29.5%、67.5%和3.0%。年齡在20～25歲的41人，25～35歲的103人，35～45歲的53人，45歲以上的3人，分別占樣本總數的14.9%、62.4%、18.8%、3.9%。由于是選取單一類型企業內部的知識型員工作為研究對象，本研究未引入控制變量。

2.2 變量測量

1）人際信任。該變量的測量參考了McAllister[2]、Mayer等[10]學者開發設計的量表，包括認知信任和情感信任2個方面，共10個題項。如“在企業工作中，組織成員間會互相關心”、“你能夠與他們自由地分享想法、感受和希望等”等。量表選用李克特5點量表計分形式，每題1～5分，分別代表著從非常不同意到非常同意。認知信任包括“他們是認真對待團隊工作的人”等5個題項，量表的Cronbach′s α系數為0.825。情感信任包括“在企業工作中，組織成員間會互相關心”等5個題項，量表的Cronbach′s α系數為0.830。

2）知識共享。組織成員間的知識共享量表采用Collins等[15]開發的量表，其中包括知識共享意愿和知識共享行為，共7個題項。如“我愿意與其他組織成員共享知識”、“組織成員間通過知識共享能提升各自的知識水平”等。量表選用李克特5點量表計分形式，每題1～5分，分別代表著從非常不同意到非常同意。知識共享意愿包括“我愿意與其他組織成員共享知識”等3個題項，量表的Cronbach′s α系數為0.729。知識共享行為包括“組織成員間通過知識共享能提升各自的知識水平”等4個題項，量表的Cronbach′s α系數為0.772。

3 結果與分析

各個變量之間的相關性及其Pearson相關系數見表1。

為了檢驗自變量對因變量的影響，本研究先采用逐步多元線性回歸分析對認知信任、情感信任與知識共享行為之間的因果關系進行驗證。由表1可知，認知信任較情感信任對知識共享行為的影響顯著，因此選取知識共享行為作為因變量，依次引入認知信任、情感信任為自變量，得到模型1、模型2（表2）。從表2中可看出模型2的調整R2為0.267，是2個模型中較有意義的。同時模型2的Durbin-Watson值為2.057，接近于2，表明誤差項不存在自相關問題。

3.1 認知信任、情感信任與知識共享行為的關系檢驗

表3是多元線性回歸模型的方差分析表。可以看到2個模型的F統計量的概率p值都小于顯著性水平（0.05），所以這2個模型都是有統計意義的，即認知信任、情感信任與知識共享行為之間的線性關系是顯著的。

表4是多元線性回歸的系數分析，從中可看出容差的值都大于0.1，且VIF的值都遠遠小于5，這說明變量之間不存在多重共線性關系；t檢驗的概率p值均小于顯著性水平0.05，這再次證明了回歸模型的回歸效果較顯著；經過多元線性回歸分析，認知信任、情感信任都依次進入回歸模型。這表明認知信任對知識共享行為的影響較顯著，其次是情感信任。由此得到標準回歸方程：知識共享行為=1.863+0.329×認知信任+0.245×情感信任。假設1、假設2、假設3得到驗證。

3.2 認知信任、情感信任與知識共享意愿的關系檢驗

選取知識共享意愿作為因變量，選取情感信任、認知信任作為自變量，得到模型3（表5、表6）。表5中模型3的調整R2為0.504，同時方差分析表6中模型3的F統計量的概率p值小于顯著性水平（0.05），所以模型3具有統計學意義，假設4得到驗證。

3.3 知識共享意愿的中介作用驗證

選取知識共享行為作為因變量，選取知識共享意愿作為自變量，得到模型4（表7、表8、表9）。表7中模型4的調整R2為0.238，同時方差分析表8中模型4的F統計量的概率p值小于顯著性水平（0.05），表9中系數為0.433，所以模型4具有統計學意義，本研究的中介變量對因變量的影響得到驗證。

為了完整地驗證中介效應，采用層次回歸，引入情感信任和認知信任作為控制變量，知識共享意愿作為自變量，選取知識共享行為作為因變量，其中模型2、模型5依次引入認知信任和情感信任、知識共享意愿（表10）。從表10中可看出模型5的調整R2為0.297，是2個模型中較有意義的。同時模型5的Durbin-Watson值為2.020，接近于2，表明誤差項不存在自相關問題。表11和表12顯示在加入知識共享意愿后方程的解釋力增強，從而驗證了知識共享意愿在人際信任與知識共享行為之間起著部分中介作用。

4 結論與討論

人際信任和知識共享之間的關系已有學者進行了相關研究，在此基礎上，本研究嘗試探討農業企業知識型員工的人際信任與知識共享關系，進一步探討這2個變量之間的內在機理，厘清人際信任、知識共享意愿、知識共享行為的關系。結果表明，高水平的人際信任對知識型員工的知識共享行為有積極的作用；認知信任與情感信任的交互作用對知識共享行為具有更顯著的正向影響；知識共享意愿在人際信任與知識共享行為之間發揮著部分中介作用。結論的重要啟示是，農業企業要充分發揮知識型員工的認知信任與情感信任在知識共享過程中的協同效應，激發和鼓勵知識型員工的知識共享意愿和行為。如果一味地注重情感信任的培養，將使得建立在情感信任基礎上的知識貢獻和知識交換程度較高，知識構成容易出現同質化趨勢，甚至會為了所謂的“和諧”抑制知識共享行為。此外，由于沒有和他人形成認知信任關系，新知識的獲取缺少了途徑，也易導致建立在情感信任基礎上的知識資源共享行為弱化乃至停止，或者分享的知識性資源不是組織所需，不能為組織所用。長此以往，不利于知識型員工個體知識集體化，容易出現組織學習近視癥。

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