人力資源管理動機歸因如何催生員工的知識共享？

（江南大學商學院，江蘇無錫 214122）

在知識經濟時代，僅僅依靠傳統資產不再能保證組織的長期生存，人力資源作為重要的戰略資產，對于提升企業競爭優勢的意義已在理論與實踐界達成共識［1］。過去10 年，人力資源管理（HRM）領域主要集中于內容型HRM 研究，考察人力資源實踐內容本身的優缺點如何影響企業的戰略目標。近年來，越來越多的學者開始關注過程型HRM 研究，強調員工心理過程的重要性，認為人力資源實踐的效果并不是按預期的設想自動產生的，員工首先會先積極地感知、認識、構想和推斷人力資源實踐，繼而做出反應［2］。

過程型HRM 研究以歸因理論為基礎，提出人力資源管理動機歸因（human resources attribution，HRA）的概念，以描述員工如何理解組織人力資源管理實施的動機［3］。組織的整套HRM 實踐可以看作一個信號系統，持續地向員工發送信號［4］。歸因是對信號的解讀，員工接收到組織的人力資源系統的信號后，可能認為HRM 實踐（如績效工資）是為了員工福祉，產生承諾型HRA；也可能認為是為了剝削員工，產生控制型HRA，經歷信號編碼與接收的過程，同一套HRM 政策對于不同員工產生了差異化的效果。作為解開人力資源實踐與組織績效之間“黑箱”機制的關鍵一環，近年來國外已有一系列研究對于HRA 如何影響員工態度與行為展開探索，Karina 和Beijer［5］調查發現，高績效人力資源管理系統通過HRA 影響員工組織承諾；Chen 和Wang［6］研究顯示，HRA 通過組織支持感影響個體績效。

知識共享是組織知識管理能力的重要組成部分，對于提升企業績效和競爭優勢具有不可替代的作用［7］。人力資源管理實踐是影響員工知識共享行為的有效途徑，史富文［8］研究發現，人力資源管理實踐對知識共享水平具有顯著影響。Flinchbaugh 等［9］實證研究指出，高承諾人力資源實踐顯著提升員工的知識共享行為。然而上述研究均為內容型HRM 研究，考察HRM 本身的特點對于知識共享的影響，過程型HRM 研究幾乎沒有關注人力資源實踐如何影響組織知識管理能力。已有學者呼吁，與人力資源政策相關的心理變量對知識共享行為的影響需要進一步探索［10］。組織的人力資源管理實踐如何通過員工的主觀心理體驗發揮作用，催生員工的知識分享行為？該問題成為本文關注的焦點。

知識經濟為組織帶來的另一重大變化，反映在團隊工作方面。隨著工作性質的變化，僅憑一己之力已經難以完成復雜性、挑戰性的任務，團隊取代個體成為工作組織的基本結構單元。同時，團隊中的個體不是孤立存在的，其角色和任務嵌入在團隊中，團隊成員為彼此提供必要的靈感、信息、資源和支持［11］，成員之間的工作任務緊密相依，任務互依成為團隊運行過程中的一個重要任務情景。在高任務互依性的環境中，個體需要與其他團隊成員進行頻繁的交互，其任務的完成情況也受到其他成員的影響，團隊中的成員對這一任務環境的感知又會如何影響知識共享過程？

由此，本文從社會認同的理論視角，剖析員工人力資源管理動機歸因影響知識共享的內在機理，構建被調節的中介模型，嘗試解答員工對組織人力資源管理實踐的動機進行判斷，如何影響其知識共享行為，同時探討任務互依性的調節作用，為企業的人力資源管理實踐提供參考。

一、理論基礎與研究假設

（一）人力資源管理動機歸因與知識共享

關于HRM 對于員工的作用，戰略人力資源管理領域一直存在著理念分歧。統一主義觀點認為，組織的目標和員工的利益是一致的，對組織好就是對員工好。高績效工作系統的部分研究發現支持了這一觀點，Piening 等［12］研究發現員工感知到的高績效工作系統與個體的工作滿意度積極相關。相反，多元主義觀點認為，企業管理層和員工的利益之間存在根本的差異，組織對利潤的需求凌駕于員工幸福之上［13］，人力資源管理實踐只是控制和監控員工的工具。相關研究發現，員工感知到的人力資源管理實踐提升了員工的壓力感［14］。然而現有關于人力資源管理的理念的討論大多從組織的角度出發，從而產生了以上矛盾的研究結論［15］。本文認為，應當關注員工對HRM 管理動機的評價，因為員工對管理理念的認知和判斷影響著雇主與員工關系的本質［3］。

歸因理論為上述分歧找到了出口，基于歸因理論，個體不是對外部事件本身作出反應，而是對他們判斷的事件發生的原因作出反應［16］。人力資源管理動機歸因從信號接收端的角度，解讀了戰略人力資源的兩種管理理念，指員工會對組織的人力資源政策和實踐（如培訓、福利、招聘、薪酬和員工管理辦法等）背后的管理動機進行理解、判斷、解釋，其本質是員工對工作環境進行意義建構的方式，是一種認知。承諾型HRA 指員工將組織人力資源管理動機歸因為幫助員工提高產品或服務的質量并提升員工的幸福感；控制型HRA 指員工將組織人力資源管理動機歸因為盡量降低成本并從員工身上獲得最大的產出。

知識共享指個體在一定范圍內（組織、團隊、社區等），通過各種手段和途徑，自愿向他人提供與解決問題、發展創意或改進流程等相關的知識、經驗、觀點的行為，是一種利組織積極行為［17］。做出承諾型HRA 的員工判斷組織的人力資源實踐是為了員工幸福感提升和工作質量的提高，感受到組織服務顧客的社會責任，出于對組織價值觀的認可，員工將自己視為組織的“內部人”，愿意為組織付出，產生更多的主動性行為。同時，員工感受到組織對于員工幸福的重視，會認為組織在尋求與員工建立長期關系，基于社會交換過程，員工同樣會將自己的知識與技能共享出去作為回報。

另一方面，做出控制型HRA 的員工判斷人力資源政策的目的為降低成本與剝削員工，感受到組織對員工幸福的忽視。在這種情況下，員工會認為組織沒有履行對員工的責任，也低估了員工的價值。從而在團隊互動中表現出較少的協作、利他行為，可能降低知識共享的水平。由此提出如下假設：

承諾型HRA 對知識共享有正向影響（H1a）；

控制型HRA 對知識共享有負向影響（H1b）。

（二）人力資源管理動機歸因與組織認同

社會認同理論指出，作為個人自我概念的一部分，社會認同源于個體對依附于一種群體成員資格的共同價值重要性的認識［18］。組織認同在社會認同的基礎上發展而來，本質上是與組織統一性的感知，反映了員工的自我概念在多大程度上與組織融合。Hogg 和Terry［19］研究表明，自我提升和減少不確定性兩種心理動機共同激發了組織認同。

首先，社會認同理論認為，當個人認為一個組織擁有良好聲譽時，組織的成員身份會增強他們的自尊，由此他們會對組織產生更強烈的認同［20］。員工將組織人力資源管理動機歸因為幫助員工給顧客提供更好的產品和服務時，能夠感受到組織的社會責任，利他的組織形象使員工感受到了組織成員身份帶來的自豪感，提升其自我概念，從而增強組織認同。同時，員工將組織人力資源管理動機歸因為提升員工幸福感時，他們會認為組織在以積極的方式對待員工并為其提供穩定的經濟或社會情感資源，減少了員工的不確定性，員工會將組織的價值和利益視為自己的，并將其整合到自我概念中，認為自己與組織成為“命運共同體”，通過對組織的心理投資產生更高的組織認同［21］。

反之，員工將組織人力資源管理動機歸因為保持低成本時，員工將自己視為企業的“成本”，隨時面臨企業成本削減帶來的辭退風險，感受到的不確定性提升，從而降低了組織認同。員工將組織人力資源管理動機歸因為從員工身上獲得最大的產出時，員工產生“被剝削感”。社會認同理論指出，社會認同過程加劇了由相對剝奪產生的不滿情緒，因此此時員工更有可能認定所在組織為“自私”的組織，從而極大地降低了個體的組織認同感［22］。由此，提出如下假設：

承諾型HRA 對組織認同有正向影響（H2a）；

控制型HRA 對組織認同有負向影響（H2b）。

（三）組織認同的中介作用

對于人力資源管理系統影響員工的態度和行為的確切過程，以往研究大多以社會交換理論解釋，然而近年越來越多的研究認為，社會認同理論具有超出互惠原則之外的解釋力［22］。社會認同理論指出，認同的實現過程是促使個體從認同對象（即組織）處獲得目標感和依附感，從而引導個體表現出組織所期望的行為與態度。本文關注組織認同這一概念，已有大量研究證實了組織認同對知識共享行為的預測作用［23］。同時，前文論述了HRA 顯著影響組織認同與知識共享，由此，組織認同在HRA 與知識共享間發揮中介作用。

做出承諾型HRA 的員工，從組織的人力資源實踐中感受到來自組織的關懷、支持與尊重，此時員工出于對組織價值觀的認可，產生更高的組織認同。當個體的組織認同較高時，強化了個體與組織的利益、心理關聯以及身份感，促使其表現出更多的利組織行為，員工會以超出“義務”的心態進行知識共享。相反，做出控制型HRA 的員工，從人力資源實踐中感受到來自組織的利用、剝削與壓榨，削弱了個體的組織認同。個體的組織認同較低時，會減少對組織的“投資”，員工知識共享的頻率和質量隨之降低。由此，提出如下假設：

組織認同在承諾型HRA 和知識共享之間起中介作用（H3a）；

組織認同在控制型HRA 和知識共享之間起中介作用（H3b）。

（四）任務互依性的調節作用

已有研究指出，組織、團隊、個體等變量共同構成了知識共享影響機制的分析框架。本文認為，團隊成員對任務環境的感知，是HRA 影響知識共享的重要邊界條件，由此聚焦于任務互依性這一任務特征。任務互依性指團隊成員為了完成工作而向其他成員提供信息、材料和支持的程度［24］。本文將任務互依性視為個體層面變量，因為團隊中的個體區分并承擔了不同的工作任務，因此個體在團隊中可能感知到不同程度的任務互依性［25］。

首先，高任務互依性的個體需要與其他團隊成員進行廣泛與頻繁的互動，以獲得完成任務的關鍵資源，這一過程使得團隊成員之間對于彼此的能力與專長更加熟悉［26］。根據角色理論，每位員工都在團隊中扮演自己的角色，其角色集內的成員（如同事、主管等）會根據員工的角色設定對其產生期望。個體為了滿足來自其角色集內成員的期望，會更加積極地共享自己擅長領域的知識，為團隊成員提供幫助。其次，高任務互依性團隊的任務完成情況與每位團隊成員的任務進度息息相關，員工需要共享自己的知識與技能以確保團隊任務順利完成。

換言之，任務互依性正向調節了組織認同與知識共享之間的關系，任務互依性越高，承諾型HRA 通過組織認同對知識共享的正向影響越會得到強化，控制型HRA 通過組織認同對知識共享的負向影響越會得到弱化?；诖耍岢黾僭O：

任務互依性正向調節組織認同在承諾型HRA與知識共享關系間的中介效應。當任務互依性較高時，承諾型HRA 通過組織認同對知識共享產生的正向影響較強（H4a）；

任務互依性正向調節組織認同在控制型HRA與知識共享關系間的中介效應。當任務互依性較高時，控制型HRA 通過組織認同對知識共享產生的負向影響較弱（H4b）。

綜上所述，本文構建理論研究模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

二、研究方法

（一）研究樣本

調查問卷在我國江蘇省8 家企事業單位進行抽樣，涉及餐飲、醫院、制造多個行業，其中生產制造業占樣本總數的23.60%、酒店服務業51.50%、公共事業單位24.90%。兩輪調查各發放問卷700 份，第一輪回收問卷679 份，第二輪回收問卷630 份，共得到有效配對問卷615 份，刪除不合格問卷后剩余602 份有效配對樣本。樣本中，男性占比37.80%，女性占比62.20%；員工平均年齡31.1 歲，其中24 歲以下占33.00%，25～34 歲占40.80%，35～44 歲占17.10%，45 歲以上占9.10%；大專以下學歷占48%，大專及以上學歷占52%；服務年限3年以下占45.55%，3 年以上占46.55%。

（二）測量工具

人力資源管理動機歸因：采用Nishii 等［3］開發的HRA 量表，分為承諾型HRA 和控制型HRA 兩個獨立維度各10 個題項，要求組織員工分別對組織員工培訓、員工福利、聘用政策、薪酬水平、員工管理辦法5 種人力資源管理政策的動機進行判斷。人力資源歸因的Cronbach’sα為0.856，KMO 為0.881。

組織認同：采用Smidts 等［27］開發的組織認同量表，共5 個題項，樣題如“我為自己為這個組織工作感到驕傲”。組織認同的Cronbach’sα為0.718，KMO 為0.743。

知識共享：采用Bock 和Kim［28］開發的量表來測量知識共享，含4 個題項，樣題如“在工作中，我與同事共享我的工作經驗”。知識共享的Cronbach’sα為0.755，KMO 為0.750。

任務互依性：采用Pearce 和Gregersen［24］開發的任務互依性量表，由個體報告他們工作目標的完成在多大程度上依賴于團隊成員，含3 個題項，樣題如“我必須經常與他人協調我的工作”，任務互依性的Cronbach’sα為0.880，KMO 為0.872。

控制變量：為了使研究結果具有普遍性，本文將性別、年齡、教育程度等人口統計學變量作為控制變量，以求更為準確地解釋HRA、組織認同與知識共享等變量間的影響關系。

三、實證分析

（一）共同方法偏差分析

采用Harman 單因素檢驗方法，對可能存在的共同方法偏差進行檢驗。結果顯示，各變量內部結構清晰，第一個主成分解釋變異23.583%，未占到總變異解釋量（60.879%）的一半。共線性檢驗結果表明，各變量的容忍度在0.940～0.724，方差膨脹因子（VIF）在1.064～1.380，遠低于推薦臨界。因此同源偏差和共線性問題均未對本文造成嚴重影響。

（二）區分效度檢驗

使用Mplus7.0 軟件對收集的有效樣本數據進行驗證性因子分析，結果見表1。在研究模型中，檢驗了承諾型HRA 和控制型HRA 的區分效度，同時由于組織認同、任務互依性與承諾型HRA 三者之間相關系數均超過0.4，故將三者逐步區分。由表1 可知，承諾型歸因、控制型歸因、組織認同、任務互依性、知識共享組成的五因素模型擬合指標數據明顯優于其他4 個比較模型（χ2=1855.22；RMSEA=0.054；CFI=0.967；TLI=0.956；SRMR=0.052）。由此可見，本文模型整體擬合度達到參考標準，研究變量之間相互獨立。

表1 變量區分效度檢驗

（三）描述性統計

所有變量之間的相關系數、均值和標準差見表2。由表2 可知，承諾型歸因與知識共享（r=0.175，p＜0.01）呈顯著正相關；控制型歸因與知識共享（r=-0.164，p＜0.01）呈顯著負相關；組織認同與知識共享（r=0.234，p＜0.001）呈顯著正相關。相關性分析結果支持了部分研究假設，為后續分析提供了初步依據。

表2 主要指標間的均值、標準差及相關分析（N＝602）

（四）假設檢驗

構建結構方程模型考察人力資源歸因與知識共享的關系，使用Mplus7.0 軟件對研究假設進行檢驗并得出分析結果，結構方程路徑系數見表3。

表3 結構方程路徑系數

1.主效應檢驗

構建承諾型HRA 和控制型HRA 對知識共享的影響模型檢驗H1a、H1b。表3 中M1 顯示，在控制了性別、年齡、教育程度的影響后，模型擬合指數分別為χ2＝817.687，df＝315，χ2/df＝2.596，RMSEA＝0.072，CFI＝0.858，TLI=0.844，模型擬合尚可。承諾型HRA 影響影響知識共享的路徑系數為0.126（p＜0.01），控制型HRA 影響影響知識共享的路徑系數為-0.112（p＜0.05），即個體對組織的人力資源政策做出承諾型歸因時，知識共享行為提升，做出控制型歸因時，知識共享行為下降，H1a、H1b 得到驗證。

2.中介效應檢驗

構建承諾型HRA、控制型HRA 通過組織認同影響知識共享的中介機制模型。表3 中M2 顯示，模型擬合良好（χ2＝858.696，df＝356，χ2/df＝2.596，RMSEA＝0.049，CFI＝0.936，TLI=0.927）。組織認同影響知識共享的中介效應顯著（β=0.337，p＜0.001），此時承諾型HRA（β=0.031，p＞0.05）、控制型HRA（β=-0.050，p＞0.05）對知識共享的影響由原來的顯著變為不顯著，說明在HRA影響知識共享的過程中，組織認同起完全中介作用。表4 顯示了基于5000 個Bootstrap 樣本導出的偏差校正置信區間（bias corrected CI），Bootstrap 檢驗支持中介效應顯著的結果。承諾型HRA 通過組織認同影響知識共享的中介效應顯著（β=0.059），偏差校正置信區間不包括0（0.014，0.103）；控制型HRA 通過組織認同影響知識共享的中介效應顯著（β=-0.015），偏差校正置信區間不包括0（-0.032，-0.002）。綜上，H2、H3 得到驗證。

表4 Bootstrap 分析方法的中介效應檢驗

3.調節效應檢驗

構建被調節的中介模型，表3 中M3 顯示，模型擬合良好（χ2＝893.172，df＝386，χ2/df＝2.236，RMSEA＝0.050，CFI＝0.922，TLI=0.030）。為檢驗任務互依性的調節作用，本文使用Hayes 提出的系數乘積法進行被調節的中介效應分析，即通過檢驗交互項與因變量之間路徑系數乘積的顯著性判斷調節效應是否顯著。同時根據Edwards 和Lambert［29］提出的差異分析法進一步進行驗證，即通過直接檢驗中介效應之差的顯著性判斷被調節的中介效應是否顯著。表4 中M3 顯示，在HRA 通過組織認同影響知識共享的路徑中，任務互依性與組織認同的交互項對知識共享的影響顯著（β=0.135，p＜0.01），任務互依性的調節效應成立。

進一步，Bootstrap 分析的有調節的中介效應檢驗結果見表5。結果顯示，在高任務互依性組中（均值之上一個標準差），承諾型HRA 通過組織認同到知識共享的中介效應值為0.069（p＜0.01），95%的偏差校正Bootstrap 置信區間為［0.034，0.114］，不包含0；在低任務互依性組中（均值之下一個標準差），承諾型HRA 通過組織認同到知識共享的中介效應值為0.014（p＞0.05），95%的偏差校正Bootstrap 置信區間為［-0.032，0.058］，包含0；任務互依性高低組之間間接效應差異的效應值為0.054（p＜0.01，CI［0.014，0.102］）。說明在互依性更強的任務環境中，組織認同在承諾型HAR 與知識共享之間的中介效應顯著增強。

表5 Bootstrap 分析方法的有調節的中介效應檢驗

在高任務互依性組中（均值之上一個標準差），控制型HRA 通過組織認同到知識共享的中介效應值為-0.012（p＜0.05），95%的偏差校正Bootstrap置信區間為［-0.032，-0.001］，不包含0；在低任務互依性組中（均值之下一個標準差），控制型HRA 通過組織認同到知識共享的中介效應值為-0.002（p＞0.05），95%的偏差校正Bootstrap 置信區間為［-0.017，0.004］，包含0；任務互依性高低組之間間接效應差異的效應值為-0.009（p＜0.05，CI［-0.029，-0.001］）。說明在互依性更強的任務環境中，組織認同在控制型HAR 與知識共享之間的負向中介效應顯著削弱。

綜上，在高任務互依性的環境下，承諾型HRA 通過組織認同產生了更高水平的知識共享，控制型HRA通過組織認同降低的知識共享水平得到緩和，即任務互依性提升了組織認同與知識共享之間的正向關系，進而正向強化了中介效應，H4a、H4b 得到驗證。

五、結論與討論

（一）研究結論

基于社會認同理論，利用602 份員工數據檢驗了人力資源管理動機歸因對知識共享行為的影響及其作用機制，分析了組織認同的中介作用以及任務互依性的調節作用。

首先，在控制了性別、年齡、教育程度的基礎上，證明了HRA 對知識共享的影響作用。本文提出的H1a、H1b 描述了承諾型與控制型HRA 對知識共享具有顯著的正向影響作用，獲得了實證檢驗的支持。其次，本文依托社會認同理論，證明了組織認同在HRA 與知識共享之間的中介作用。實證結果支持了H2、H3，表明組織認同完全中介了HRA 對員工知識共享行為的影響。最后，本文發現組織認同在HRA 與知識共享關系中的中介作用具有情境性，實證檢驗了H4a、H4b，表明HRA 影響員工知識共享的過程受到任務互依性這一邊界條件的限制，即當任務互依性較高時，承諾型HRA 通過組織認同對知識共享產生的正向影響較強，控制型HRA 通過組織認同對知識共享產生的負向影響較弱。

（二）理論意義

首先，本文從微觀層面的心理渠道探索了HRM 與員工利組織積極行為之間的關系。過程型HRM 屬于尚未成熟的研究領域，HRA 仍是一個有待發展的理論?，F有HRA 的影響效應研究大多基于社會交換理論的互惠原則，盡管這些研究對于理解理解HRA 的影響機具有十分重要的意義，但卻局限于HRM 政策本身的外在引導，而忽視了員工對組織的內在認同，導致員工的利組織積極行為缺乏內在的動機支撐。本文基于社會認同的理論視角證實了HRA 對于知識共享的影響過程，豐富了HRA 理論，啟發未來研究從更多的理論視角如資源保存理論等，探討HRA 的影響效應，同時呼吁未來研究基于HRA 的視角對員工的利組織積極行為做更為廣泛的探討。

其次，本文將HRA 理論運用到知識管理領域，豐富了知識共享的研究視角。以往研究多從工作設計、團隊關系等角度探索知識共享的影響前因，本文從組織環境因素（即組織人力資源政策和實踐）和員工對管理動機歸因的角度出發，在個體心理層面驗證了承諾型HRA 對于提升員工知識共享行為的顯著積極作用，拓展了知識共享的研究視角，對知識共享的研究框架做出了有益的補充。

（三）管理啟示

在知識經濟時代，企業如何設計并實施人力資源政策和實踐，以激發員工的工作熱情，促使員工在工作中產生更多利組織積極行為，成為學界關注的重要命題。企業的人力資源管理政策有必要重視員工的培訓和發展項目，傳遞組織支持、尊重、關愛員工的管理理念，同時主動承擔更多的社會責任，引導員工認可自己組織成員的身份并為之感到自豪，提升員工對企業的歸屬感和認同度，從而提升知識共享行為。同時，在高任務互依性環境中，團隊成員之間的聯系更加緊密，通過強化個體對組織的歸屬感而使其自發產生利組織的行為。因此企業在進行工作設計時需要認識到團隊內部互動和成員協調的重要意義，重視組織內部的團隊建設，形成個人與團隊發展協同推進的理念，為員工的知識共享行為提供沃土。

（四）研究局限與展望

本文仍然存在一定的局限性。首先，受研究資源的局限，僅集中選取了江蘇的部分企事業單位員工作為調研樣本，雖然通過縱向收集兩輪數據控制了同源偏差，但研究結果是否適用于其他行業和地區的企業需要進一步檢驗。其次，僅證實了個體層面上HRA 對知識共享的影響，而知識共享一直被認為是充分利用團隊內各成員掌握的信息和知識，推動團隊創新，提高團隊競爭力的重要途徑。因此，在團隊層面上HRA 是否也能發揮作用，值得進一步研究。