共享型領導對員工知識共享行為的影響研究

王迎冬，臧德霞

（河海大學商學院，南京 211100）

引言

個體知識共享行為是知識管理過程中最基本的環節，如何讓員工產生知識共享的意愿比知識的轉移、儲存和利用更為重要。知識共享行為的產生于共享意愿，領導風格作為組織情境因素之一，不同類型的領導風格對個體的知識共享行為產生有所差異。在中國文化情境下，以共享型領導、知識共享動機和共享行為的關系為理論依據，并通過定性研究來驗證假設模型，即以知識共享動機為中介變量，共享型領導對員工的知識共享行為的影響作用。

一、相關研究綜述

（一）共享型領導

Carson和Tesluk（2007）等人認為，領導角色由群體內多個個體擔任，不再是單一的某一個體的所具有的權威，多人擔任領導角色，實現團隊或組織內集體決策職能和目標任務，這種集體領導模式稱為共享型領導。林筠（2011）認為，共享型領導的目的在于完成團隊既定的目標和實現個體的共同愿景。其次，共享型領導是一個動態的集體模式，在某一特定的工作和任務情境下，個體扮演組織內領導者角色，隨著工作環境和任務情境的轉變，領導者的角色相對靈活，沒有明確的上下層級關系（劉博逸，2012）。因此，共享型領導是根據團隊或組織的既定任務選擇具有完成該任務的專長的個體擔任領導者的動態彼此影響的過程，并通過領導者職能的轉變和動態更迭以實現組織的共同愿景。

（二）知識共享動機

Robbins（1992）認為，個體與群體之間存在著一種相互交換的機制，動機是個體為實現某種需求在自身調節作用下而采取某種行為的意愿。知識共享動機則是個體為達成完成既定目標、實現自身需求而主動采取與他人進行知識共享行為的意愿。LindseyK.L.（2003）認為，個體的知識共享行為除獲得相應經濟性報酬外，也關注自身獲得內心的愉悅與自我滿足的心理體驗。李炳煌（2005）在整合動機的研究中，將知識共享動機定義為個體內在需求和外在誘因相協調下，通過自我調節而激發自身進行知識共享的狀態。李濤（2003）認為，在某種獎勵和好處的誘導下，個體主動采取與他人進行知識交換的意愿稱為知識共享動機。

（三）知識共享行為

Hoff和Ridder（2004）認為，團隊或組織內個體之間交換彼此擁有的顯性知識和隱性知識的行為是組織內的知識共享，個體之間在獲取知識之后與其他個體共同創造新的知識，并激發個體自身的創新行為。應力和錢省三（2001）從市場角度界定了知識共享行為的內涵，知識共享的前提是共享雙方存在知識共享的意愿，根據知識本身的特性劃分為隱性和顯性知識，且隱性知識不容易分享。蔡閏芬和陳國權（2002）在其研究中指出，員工之間彼此對知識的交流和理解，知識擴散的主體有個體層面上升到組織層面，該過程稱為知識共享。因此，知識共享行為是知識擁有者與知識需求方為實現工作所需的經驗、技能、心得等需求而產生的行為。

二、研究假設的提出

（一）知識共享動機與知識共享行為的關系假設

根據社會交換理論，員工進行知識共享取決于個體能否在知識共享的過程中獲得相應的報酬和獎勵。經濟性報酬是員工進行知識共享的主要意愿之一，員工進行知識共享的前提是共享收益大于共享成本，員工的知識共享行為需要時間、精力和獲取知識所付出的成本。Hall（2001）和Bartol（2002）指出，物質性回報促進員工知識共享行為的發生。Davenport和Prusak（1998）在其研究中指出，個體在滿足生理需求之后，社會認可和尊重是員工較高層次的追求，是員工知識共享考慮的重要因素。Bcok（2002）等人認為，員工可預期的心理感知和他人的認可激發員工知識共享行為。團隊成員之間的知識交流是彼此互動的過程，Kraut（1990）和constant（1994）指出，員工在可感知他人的好感可以增強與其他成員的互動和了解。Connelly和Kellow（2003）在其研究中指出，員工為滿足社會交往和維持某種同事關系，將增加知識共享的可能性。非正式組織內的成員為獲得在組織內的地位和維系此種關系，員工的情感動機和關系動機促進知識共享。因此，本文提出：

H1：員工知識共享動機與他們的知識共享行為存在顯著性相關

（二）共享型領導與知識共享動機的關系假設

共享型領導的主要維度為關注團隊目標、績效期望、合作支持權責共享和個性化關懷。建立承諾和實現知識共享，績效期望與員工的薪酬相關，經濟性報酬是員工實現知識共享外在要求（王文昊、吳勇，2013）；團隊成員之間的合作與支持是員工維持良好的關系和獲得團隊聲望的重要內容（王亮，2014），融洽的合作支持也是實現團隊目標的重要條件之一，團隊成員對團隊目標和愿景的認同容易激發成員之間的關系動機。Bolin（2002）認為，合作支持會促進員工采取利他行為。績效期望和建立承諾是員工為實現團隊目標的自覺行為，使員工獲得較好的心理感知和“主人翁”精神。

權責共享強調個人利益與團隊或組織利益是一個有機整體，中國文化情境下的員工傾向于集體主義，權力意味著責任，團隊或組織既定的目標與員工的經濟利益相關聯。共享型領導通過團隊學習，團隊成員之間的知識交流和分享，有助于員工樹立專家形象和獲得其他成員的認可與尊重。馬璐和王丹陽（2016）認為，員工自我獨立基于對自我發展的需要，不局限于完成現有團隊任務，也包括促進團隊其他成員完成既定目標，即通過完成自身任務和幫助他人采取的組織公民行為以獲得組織內聲望和自我效能感。因此，本文提出以下假設：

H2：績效期望對知識共享動機有顯著性作用

H3：合作支持對知識共享動機有顯著性作用

H4：團隊學習對知識共享動機有顯著性作用

H5：績效期望對知識共享動機有顯著性作用

H6：個性化關懷對知識共享動機有顯著性作用

（三）共享型領導、知識共享動機和知識共享行為的關系假設

員工知識共享行為的發生源于知識共享的意愿，在中國文化情境下，趙書松（2012）從系統論角度探討了“環境—動機—行為”的關系。因此，本研究可以遵循“共享型領導—共享動機—共享行為”這個思路分析三者之間的關系。張亞軍（2014）認為，員工的傳統性體現在對權威型領導的服從，本土化員工傾向于集體主義，西方學者對關系動機的研究集體現在員工的自我效能感和自我價值感，中國本土化員工比西方員工更加追求對社會的認同和組織的利益的維護。周建濤和廖建橋（2012）在研究員工建言行為時指出，領導權威與員工的緘默性具有顯著性相關關系，領導分權與員工建言行為呈現正向相關關心。知識共享的利他動機和情感動機促進員工將自身的知識與其他成員進行共享，進而促進員工進行隱性知識共享行為的發生。

績效期望是員工對完成既定工作后獲得預期的心理狀態，工作績效與員工的經濟受益密切相關，完成既定工作和更有挑戰性的工作需要一定的技能、經驗和心得。根據經濟交易理論，員工通過分享知識以獲得相應的報酬和獎勵，經濟性報酬和物質獎勵是員工收益—成本分析的重要依據，非物質性報酬包括員工的心理感知、成就感、聲望和地位。因此，員工的績效期望通過知識共享動機的中介作用對個體的知識共享行為的產生影響。因此，本文提出：

H7：共享型領導通過員工知識共享動機影響知識共享行為

根據對研究假設進行歸納，形成本研究所用的三者之間關系假設模型（如下圖所示）。

研究假設模型結構圖

三、實證分析

本文借鑒了 Pearce、Sims（2002）、Ensley（2006）和劉博逸（2009）的測量量表，結合中國文化情境，最終形成本研究所需的共享型領導測量量表，新增了部分自選題項，并對以前表述不清、語意不詳和內容不準確的題項進行了修改，知識共享動機的預測量表內部一致性系數為0.894。同時，修改了Bock（2002）知識共享行為的測量量表中關于“隱性知識共享行為”的題項，內部一致性系數為0.859，達到了統計學上的要求。

量表主要在15家企業中采集數據，共發放問卷220份，回收217份，其中信息缺失和無效問卷4份，有效問卷共213份，有效問卷回收率96.8%。其中，男性占比為58.2%，女性所占比例41.8%。從被試者年齡來看，在26～45歲之間占比為75.1%；從教育程度看，本科及以上學歷人數為187人，占總樣本87.8%。從職位看來，管理者占比18.4%，一般人員與技術人員占比81.6%，從整體分析，樣本各描述性指標比較合理。

假設檢驗之前需要對原有假設模型進行相關性分析，每一組指標的相關系數在0.372～0.692之間，各個相關系數均小于標準0.7，表明任意一組指標存在較低的多重線性關系，即原有的研究假設關系成立。

（一）知識共享動機與知識共享行為的假設檢驗

為探討員工對員工知識共享動機對知識共享行為的影響關系，本文擬采用多元回歸分析方法，以個體的知識共享動機六個維度為因變量，知識共享行為為自變量，回歸分析具體結果（如表1所示）。

表1 知識共享動機與知識共享行為的假設檢驗

知識共享動機的六個維度與知識共享動機的VIF范圍在1.398～1.897之間，DW=1.742，表明知識共享動機與知識共享行為之間不存在多重共線性問題。其中，T值在4.676～6.109之間，標準化Beta取值范圍在0.287～0.409之間，T值與Beta值均大于0，說明知識共享動機與知識共享行為之間存在顯著性正相關關系。因此，本研究的假設H1得到驗證。在知識共享動機對知識共享行為的回歸分析模型中，知識共享動機對知識共享行為的解釋為33.6%。

（二）共享型領導與知識共享動機的假設檢驗

為探討共享型領導對員工知識共享動機的影響關系，本文擬采用多元回歸分析方法，以共享型領導五個維度為因變量，知識共享動機為自變量，回歸分析具體結果（如表2所示）。

表2 知識共享動機與知識共享行為的假設檢驗

共享型領導的五個維度與知識共享動機的VIF范圍在1.354～1.566之間，DW=1.638，表明共享型領導與知識共享動機之間不存在多重共線性問題。其中，T值在4.933～7.874之間，標準化Beta取值范圍在0.265～0.307之間，T值與Beta值均大于0，說明共享型領導與知識共享動機之間存在顯著性正相關關系。因此，本研究的假設 H2、H3、H4、H5、H6 得到驗證。在共享型領導對知識共享動機的回歸分析模型中，共享型領導對知識共享動機的解釋為32.7%。

（三）共享型領導、知識共享動機和知識共享行為之間的假設檢驗

自變量和中介變量對員工知識共享行為的影響關系（如下頁表 3所示）：χ2=1 054.42，df=298，符合大于2小于5的標準要求。在共享型領導對知識共享動機和員工知識共享行為的關系模型中，NFI=0.91，CFI=0.94，均大于0.9，而 CFI=0.91，AGFI=0.89，但大于 0.85，RMES=0.069＜0.08，說明共享型領導對知識共享動機和知識共享行為的擬合要求，即上述擬合指標數值表明自變量和中介變量影響關系模型擬合較好。

自變量共享型領導和中介變量知識共享動機對自變量員工知識共享行為的影響關系中，績效期望、合作支持、團隊學習、個性化關懷和權責共享的標準化路徑系數分別為0.55、0.68、0.32、0.43 和 0.009，其 T 值分別為 5.98、7.11、4.32、5.64和0.09，共享型領導對知識共享動機的影響基本達到顯著水平。知識共享動機對知識共享行為的影響來看，標準化路徑系數為0.81，T值為8.87，知識共享動機對知識共享行為的影響關系達到了顯著水平。其中，中介變量T值由9.63降低到了8.87。因此，本研究的中介效應分析即研究假設H7得到驗證。

表3 知識共享動機與知識共享行為的假設檢驗

對于團隊或組織內個體共享動機的中介效應，共享型領導的五個維度對共享行為具有相關性，加入動機中介作為變量后，績效期望對個體的共享行為作用的系數路徑由原有的0.37降低到0.32，合作支持對個體的共享行為作用的路徑系數由原來的0.58減少到0.48，團隊學習對個體的知識共享行為作用的化路徑系數由原來的0.29下降到0.21，而權責共享在對共享行為的作用路徑為0.09，T值為0.92，未達到顯著水平，個性化關懷對知識共享行為的作用路徑系數下降了0.01。這表明，知識共享動機在績效期望、合作支持、團隊學習和個性化關懷對員工的知識共享行為的影響作用中起到了完全中介作用；組織內部個體的共享意愿在權責共享和共享行為的關系之間中具有中介效應。

表4 知識共享動機與知識共享行為的假設檢驗

四、建議

第一，增強組織承諾和減少權力距離。共享型領導一種集體決策的動態領導方式，突出員工參與組織決策和增強員工的組織歸屬感。員工的知識共享行為需要寬松自由的氛圍，增強組織承諾是激發員工自我效能感和組織歸屬感的主要途徑。而傳統的領導風格強調明確的上下級關系，員工觸及管理權力的途徑單一，不再滿足企業管理的要求。情感和信任是員工知識共享動機的兩個核心要素，增強組織承諾需要管理者從情感和信任兩方面構建；減少權力距離需要管理者弱化原來的上下級關系和等級差別，民主寬松的氛圍更容易激發員工產生知識共享的意愿。

第二，豐富現有的激勵機制。知識共享動機主要分為物質性報酬和非物質性報酬，員工在內在需要和外在誘因下產生知識共享行為，并期望獲得組織的相應獎勵。經濟性報酬和物質回報是員工滿足自身需求的重要內容，管理者應完善組織的薪酬制度和福利措施以激發和促進員工的知識共享。非物質性報酬主要有員工的情感需要和內在感知，管理者可以從情感管理、自主管理和個性化關懷方面著手。

第三，積極引導非正式組織。員工的知識共享行為容易在“小群體”中發生，非正式組織跨越了企業的管理層級，不受組織的制度和等級限制。傳統的領導者一般不重視甚至抵觸這些“小群體”，員工的知識共享行為以獲得在非正式組織中的聲望、發展興趣和維持關系。共享型領導者需要積極引導非正式組織與其建立友好而融洽的關系，有助于知識在員工之間的擴散和轉化。

總結

通過對共享型領導與員工知識共享行為的理論研究和實證分析，共享型領導對員工的共享動機具有正相關，員工的知識共享動機的六個維度與共享行為之間具有顯著性相關關系。員工在進行知識共享時，動機在績效期望、合作支持、團隊學習和個性化關懷對共享行為的影響中起到了完全中介的效應，個體的共享動機在權責共享對共享行為的影響中起到了部分中介的效應。

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