組織動機氛圍對員工知識隱藏行為的影響

王成軍，謝婉贏

(西安建筑科技大學 管理學院，陜西 西安 710055)

0 引言

知識是維持現代企業持續發展動力的核心資源[1]。對企業而言，如何使員工愿意分享知識，實現個體知識組織化是需要解決的關鍵問題[2]。然而，隨著知識復雜性以及外部環境不確定性提升，個體獲取知識的成本增加[3]。因此，當面臨知識求助時，員工更愿意通過隱瞞知識以保持自身在組織中的獨特地位與競爭優勢。有研究者對我國員工進行調查發現，被調查者中46%的人表示，在面對同事知識請求時，他們選擇隱瞞知識[4]。歸根結底，知識屬于員工智力資本，組織沒有所有權，不能強制要求員工與其他人分享[5]。因此，對于企業來說，探究員工知識隱藏行為驅動因素，明晰其作用機理，對于減少或避免知識隱藏行為非常重要。

Connelly等[3]將知識隱藏定義為：當面臨組織中同事知識求助時，個體出于某種目的刻意隱瞞而不分享知識的行為。目前，知識隱藏行為影響因素研究主要集中于以下方面：①知識特性因素影響，主要從知識復雜性和任務相關性等特征方面預測知識隱藏行為[3]；②個體因素影響，研究者們主要從領地理論[4]、社會信息加工理論[6]、心理所有權理論[4,6]等視角進行探討，發現員工感知到的知識個人所有權[4,6]、知識權利損失[6]、人際不信任[7]等因素能夠正向影響員工知識隱藏行為，而人際信任[8]、感知到的知識組織所有權[6]能抑制員工知識隱藏行為；③組織因素影響，研究發現，知識共享氛圍[3]、領導促進型語言框架[9]等對員工知識隱藏行為具有消極影響，領導防御型語言框架[9]對知識隱藏行為具有積極影響。

綜上所述，雖然知識隱藏行為影響因素研究取得了一定成果，但仍有以下不足：第一，從組織層面對知識隱藏影響因素進行探討的研究鮮見。Connelly等[3]認為，組織氛圍可能會影響員工知識隱藏行為；王鵬等[8]指出，個體所處環境的目標導向，即組織動機氛圍在一定程度上能夠影響員工行為決策。組織動機氛圍描述的是員工對于組織評判員工成功或失敗的現存標準的看法，向員工傳達“怎么樣做才能被組織認可”這一信息[10]。不同組織動機氛圍下，員工對工作環境信息有不同的解析，因而會對其工作適應性[10]、工作情緒[11]，以及員工間信任[6]產生影響。因此，應從組織動機氛圍視角對知識隱藏行為進行分析。第二，對知識隱藏形成機制進行探討的研究鮮見。曹元坤等[12]認為，組織環境或信息線索會激發個體情境性調節焦點形成，進而對其態度或行為產生影響。已有研究表明，工作壓力能夠通過激發員工不同的情境性調節焦點進而影響其創造力[13]。組織動機氛圍作為一種重要組織情境因素也可能通過激發員工的情境性調節焦點進而影響其行為。因此，本文以調節焦點理論為基礎，分析員工情境性調節焦點在組織動機氛圍與知識隱藏行為間的中介作用。第三，現有研究大多從績效氛圍、控制氛圍[6]等組織層面因素探討知識隱藏行為形成的邊界條件，員工個體特質層面的分析較少。事實上，個體調節焦點不僅可以通過環境激發，而且表現為個人的一種特質[14]。研究表明，具有不同特質性調節焦點的個體，在面對相同情境時的反應也有所不同[15]。調節焦點理論指出，個體特質性調節焦點和情境性調節焦點共同對其行為產生影響[14]。因此，本文探究具有不同特質調節焦點的個體，闡述其情境性調節焦點對知識隱藏行為的影響是否存在差異。

基于上述分析，本文以調節焦點理論為基礎，深入分析組織動機氛圍對員工知識隱藏行為的影響機理，以期為企業管理者提供建議和對策。

1 研究假設

1.1 組織動機氛圍與員工知識隱藏行為

組織動機氛圍的概念來源于傳統目標成就理論[2]，是指員工感知到的組織通過政策、制度和實踐等所傳達的對于員工成功的標準[10]，這種感知能夠幫助個體了解自身做什么能夠取得工作成功與組織認可[16]，包括掌控氛圍和績效氛圍兩個維度[10]。掌控氛圍重視員工可持續發展，鼓勵員工自我學習以及同事之間相互學習，建立員工間的共同命運觀[17]。績效氛圍更加關注社會比較和團隊競爭，通過將員工在集體中的表現與其他成員進行橫向比較，以評判其能力[17]。根據社會信息處理理論，人類是適應性有機體，個體會根據周圍環境所提供的信息調整自身行為和態度[18]。因此，在不同組織動機氛圍中，員工對組織所期望和認可的行為具有不同的理解，進而影響其行為表現。

在掌控氛圍下，員工成功的標準是自我能力提升，組織鼓勵同事之間相互學習，共同成長[17]。在此氛圍中，員工隱藏自己的知識不利于團體成就[19]，且組織情感使得員工不用擔心分享知識會使自己遭受損失[20]。因此，員工愿意通過分享自己的經驗教訓或見解實現共同進步。同時，掌控氛圍強調努力、合作，成員間在互動過程中很容易建立起信任，而信任可以顯著減少成員間的知識隱藏行為[6-8]。另外，掌控氛圍更加重視員工可持續發展，員工工作態度和行為由此變得更加積極主動[21]，并愿意將知識分享給同事[22]。

在績效氛圍下，員工成功的標準是超越他人，社會比較和團隊內競爭已成為共識[17]。在此氛圍下，個體長期處于競爭性工作環境中，會產生焦慮與緊張等消極情感反應，這些反應會讓員工產生更多逃避行為，進而表現出更少的親社會行為和幫助行為[10,23-24]。同時，在此氛圍中，員工要獲得組織認可并取得成功，就要比同事具有更強的能力，而知識積累可以使其獲得一定的競爭優勢。因此，員工更有可能選擇知識隱藏以維持自己的優勢地位，從而獲得成功的機會[24]。另外，在績效氛圍中，團隊成員間的社會比較及競爭關系使得成員彼此不信任，而不信任在很大程度會激發員工間的知識隱藏行為[6-7]。綜上，本文提出以下假設：

H1：組織動機氛圍對員工知識隱藏行為具有顯著影響。

H1a：掌控氛圍對員工知識隱藏具有顯著負向影響；

H1b：績效氛圍對員工知識隱藏具有顯著正向影響。

1.2 組織動機氛圍與情境性調節焦點

Higgins[14]首次提出調節焦點的概念，認為調節焦點是指個體為了使自身行為或認知與目標或標準相一致所采取的自我調節傾向，用于解釋個體趨利避害的特性。Higgins[14]指出，個體擁有兩套自我調節系統，一是促進型調節焦點(Promotion Focus)，是指個體會正向調節收益獲取行為，更加關注正面結果；二是防御型調節焦點(Prevention Focus)，是指個體會正向調節損失規避行為，更加關注負面結果。根據調節焦點理論，促進型調節焦點主要來源于成長需要、“獲得-無獲得”的情境構成和強烈的理想3個方面；防御性調節焦點來源于安全需要、“損失—無損失”的情境構成和強烈的義務3個方面[14]。此外，個體調節焦點由于成因不同具有不同性質，分為特質性調節焦點和情境性調節焦點[14]。特質性調節焦點主要是個體在成長過程中受父母及個人經歷影響而形成的一種個人傾向，表現為長期、穩定且不易改變的個人特質。情境性調節焦點主要由周圍環境或任務框架所提供的信息線索誘發，是一種短暫的、變動的狀態型變量[12]。有學者提出，領導行為特質(語言框架、行為示范等)和組織情境因素(組織氛圍和組織結構等)都會誘發員工情境性調節焦點，進而影響其認知和行為[25]。因此，作為一種重要組織情境因素，組織動機氛圍也能夠激發員工情境性調節焦點形成。

一方面，具有掌控氛圍的組織比較看重員工發展，會鼓勵員工自我學習以及同事間相互學習、共同進步[17]。在掌控氛圍下，組織更看重個體對組織所作的貢獻，強調員工知識和技能發展，從而喚起員工強烈的成長需求[17]。其次，在掌控氛圍下，員工感知到組織的寬容、自由和信任，更樂于接受具有挑戰性的目標[11]，從而激發強烈的理想達成需求。再次，在此氛圍下，員工之間通過相互學習促進自身發展，進而達成目標[10]，獲得潛在收益。由此，呈現出“獲得—無獲得”的情境，激發員工促進性調節焦點形成。

另一方面，具有績效氛圍的組織更加重視員工個人及團隊內的社會比較[17]。在上述氛圍中，個體被迫處于社會比較和競爭壓力下，會產生更多的適應不良，如職業焦慮、低水平堅持和有限積極性等，從而對其目標實現和職業發展產生消極影響[10，23]。在績效氛圍中，組織關注績效表現出色者，促使個體擔心失敗會影響自我績效水平，進而產生緊張和焦慮感[11]，從而激發員工強烈的安全需求。另外，組織內成員間的社會比較會加重員工間的防備感[11]，使個體時刻擔心他人及自身行為可能導致自己遭受損失，呈現出“損失—無損失”的情境，繼而激發員工產生防御性調節焦點。綜上，本文提出以下假設：

H2：組織動機氛圍對員工情境性調節焦點具有顯著影響。

H2a：掌控氛圍對員工情境促進型調節焦點具有正向影響；

H2b：績效氛圍對員工情境防御型調節焦點具有正向影響。

1.3 情境性調節焦點的中介作用

具有不同調節焦點的個體，在相同情況下可能會采取不同的動機行為獲得成功[26]。促進型調節焦點意味著一種進取動機，具有促進型焦點的個體更加傾向于通過主動性策略追求正面結果；防御型焦點作為一種回避動機，傾向于采取保守策略避免損失[13]。同時，引發個體產生不同動機的情境性質不同，具有進取導向的情境會激發個體進取動機和行為，回避導向的情境會激發個體回避動機和行為[27]。本研究中，掌控氛圍作為一種進取導向情境，能夠激發個體產生情境促進型焦點，而績效氛圍作為一種回避導向情境，能夠激發個體產生情境防御型焦點。如H2所述，掌控氛圍通過激發個體成長及理想需求，并呈現出“獲得—無獲得”的情境，誘發員工產生情境促進型焦點；績效氛圍通過激發個體安全需求，并呈現出“損失—無損失”的情境，誘發員工產生情境防御型焦點。根據調節焦點理論，本文認為，員工情境促進型調節焦點對其知識隱藏行為產生負向影響，情境防御型調節焦點對其知識隱藏行為產生正向影響。

當掌控氛圍激發員工情境促進型調節焦點后,促進型焦點占主導的個體更多關注發展、自我實現和成功等積極目標，會因為追求理想而敢于表現自己，渴望獲得積極的結果而愿意分享知識[9]。同時，具有促進型調節焦點的個體更在意獲得與否，通常采取主動性策略追求正面結果[13]。研究發現，具有促進型調節焦點的個體會追求一切機會獲得成長和收獲，從而表現出更多組織公民行為和助人行為[12，27]。另外，具有促進型調節焦點的個體在面對風險和不確定時，會表現出更多積極進取行為[28]。因此，當面對同事的知識請求時，被掌控氛圍激發促進型調節焦點的個體可能會表現出較少的知識隱藏行為。

當績效氛圍激發員工情境防御型調節焦點后，員工會更加關注安全、責任和義務等目標，他們對懲罰更加敏感，在工作中通常采取保守性策略(如知識隱藏)避免潛在威脅和損失[13，26]。同時，具有防御型調節焦點的個體通常表現出更少的風險偏好，傾向于將知識分享視為不可控風險。因此，為避免損失，他們只關注自身義務和職責履行情況[9]。此外，有研究表明，具有防御型調節焦點的個體會表現出更多反生產行為[29]。因此，當面對同事知識請求時，被績效氛圍激發防御型調節焦點的個體可能會表現出更多知識隱藏行為。

綜上所述，掌控氛圍能夠誘發員工情境促進型調節焦點，使其更加關注積極結果而傾向于采取主動性策略，繼而更少進行知識隱藏。績效氛圍能夠激發員工情境防御型調節焦點，使其對消極結果更加敏感而傾向于采取保守性策略，進而進行知識隱藏。基于此，本文提出以下假設：

H3：情境性調節焦點在組織動機氛圍和員工知識隱藏行為間起中介作用。

H3a：情境促進型調節焦點在掌控氛圍和員工知識隱藏行為的關系間起中介作用；

H3b：情境防御型調節焦點在績效氛圍和員工知識隱藏行為的關系間起中介作用。

1.4 特質性調節焦點的調節作用

前述分析關注情境性調節焦點的中介作用，未考慮員工自身特質性調節焦點差異在這一過程中可能的影響。根據調節焦點理論，特質性調節焦點比較穩定，一般通過調節作用對個體行為或態度產生影響[12]。研究表明，不同的個體特質會影響個體對相同情境的反應[30]。調節焦點理論指出，個體行為會同時受情境性調節焦點與特質性調節焦點的影響[14]。已有研究證實，個體特質性調節焦點能夠通過調節由環境激發的情境性調節焦點對個體行為態度產生影響[31]。因此，本研究認為，員工特質性調節焦點差異會在情境性調節焦點(由組織動機氛圍所激發)對知識隱藏行為的影響過程中發揮作用。具體來說，當員工特質性調節焦點傾向于促進型時，情境促進型調節焦點對知識隱藏的負向作用更強，情境防御型調節焦點對知識隱藏的正向作用更弱。綜上，本文提出以下假設：

H4:員工特質性調節焦點負向調節其情境性調節焦點對知識隱藏行為的影響。

H4a：員工特質性調節焦點越傾向于促進型，其情境促進型調節焦點(由掌控氛圍激發)對知識隱藏行為的負向影響越強；

H4b：員工特質性調節焦點越傾向于促進型，其情境防御型調節焦點(由績效氛圍激發)對知識隱藏行為的正向影響越弱。

本文整體模型框架見圖1。

2 研究方法

2.1 樣本與數據

研究樣本主要來源于西安、珠海、鄭州，涉及軟件、電信、互聯網等行業知識型員工。根據企業具體情況，本文研究對象為高新企業研發人員及職能性管理人員。首先，與隨機選擇的450名員工聯系，最終征得418名員工的同意，獲取其郵箱并進行編碼，為減少同源誤差，分三階段發放電子問卷。

第一階段，共發放418份調查問卷，測量組織動機氛圍和人口統計學變量。這一階段，收到368名員工的回復，回收率為88.04%；第二階段，向368名員工發放情境性調節焦點和特質性調節焦點問卷，在進行編碼比對后，共回收問卷306份，回收率為83.15%；第三階段，繼續向306名員工發放知識隱藏行為問卷，最終問卷總體回收率為67.94%。最后，剔除無效問卷后，獲得有效問卷276份。樣本描述性統計結果顯示，男性占54%，女性占46%；年齡以26～30歲為主，占64.3%；工作年限以1～3年為主，占 64.7%。

2.2 變量測量

相關研究變量測量均采用已有成熟量表。其中，英文量表在中英文互譯轉化的基礎上進行手工修改，采用Likert 5點計分，1為“完全不符合”，5為“完全符合”。

(1)組織動機氛圍。采用Nerstad等[10]編制的14個題項量表。其中，掌控氛圍量表包括“我所在的部門或工作小組，鼓勵員工合作以及相互交流想法和觀點”等6個題項；績效氛圍量表包括“我所在的部門或工作小組，鼓勵員工間的競爭”等8個題項，Cronbach's α值分別為0.911和0.918。

(2)員工情境性調節焦點。采用Neubert等[27]編制的測量問卷，包括18個題項。其中，情境促進型調節焦點量表包括“在工作中，我傾向于為了獲得成功而冒險”等9個題項；情境防御型調節焦點量表包括“我會盡我所能避免工作中的損失”等9個題項，Cronbach's α值分別為0.929和0.956。

(3)員工特質性調節焦點。采用Lockwood等[31]編制的量表，包括18 個題項。其中，特質促進型調節焦點量表包括“總的來說，在生活中我更加注重實現積極結果”等9個題項；特質防御型調節焦點量表包括“我會經常思考我應該如何避免失敗”等9個題項，Cronbach's α值分別為0.934和0.950。

(4)知識隱藏。采用 Connelly 等[3]編制的量表，包括 12 個題項，如“當同事詢問我知識時，我裝作不知道他在說什么”等，Cronbach's α 值為0.976。

(5)控制變量。參考Rhee&Choi[32]的研究成果，選取性別、年齡、組織層級、工作年限及行業領域作為本研究控制變量。

圖1 研究模型框架

3 實證分析

本文采用層次回歸方法驗證組織動機氛圍、情境性調節焦點、特質性調節焦點、知識隱藏間的關系，采用AMOS 21.0進行變量區分效度檢驗，并運用SPSS 23.0進行共同方法偏差檢驗、相關性分析以及層次回歸分析。

3.1 驗證性因子分析

本文采用AMOS 21.0對各變量進行區分效度檢驗，由表1可知，7因子模型與數據的擬合程度最好，說明各變量間的區分效度良好，可以進行后續研究。

表1 驗證性因子分析結果

3.2 共同方法偏差分析

本文參考Podsakoff 等[33]的建議，首先，在問卷設計時對變量進行亂序處理，并采用三階段問卷調查采集數據，每階段時間間隔為1個月，從而在程序控制上減少共同方法偏差；其次，Harman單因子方法檢驗結果顯示，第一個因子的方差貢獻率為21.657%，表明本研究共同方法偏差處于可控范圍，可以進行后續研究。

3.3 描述性統計及相關性分析

如表2所示，由相關性分析結果可知，各變量間存在顯著相關關系。

3.4 回歸分析

3.4.1 中介作用分析

本研究采用SPSS 23.0對數據進行層次回歸分析，并借鑒溫忠麟等[34]的研究方法驗證中介假設，回歸結果如表3所示。由模型1可知，掌控氛圍對知識隱藏具有顯著負向影響(β=-0.216，P<0.001)，H1a成立。由模型5可知，掌控氛圍對員工促進型調節焦點具有顯著正向影響(β=0.202，P<0.01)，H2a成立，滿足中介檢驗的前提條件。然后，加入中介變量情境促進型調節焦點，由模型2可知，情境促進型調節焦點對知識隱藏行為顯著負相關(β=-0.197，P<0.001)，而掌控氛圍對知識隱藏的影響下降(β系數絕對值由0.216下降至0.176)，說明情境促進型調節焦點部分中介二者間關系，H3a成立。同樣，由模型3和模型6可知，績效氛圍對知識隱藏具有顯著正向影響(β=0.288，P<0.001)，對員工防御型調節焦點具有顯著正向影響(β=0.362，P<0.001)，H1b和H2b成立。接著，加入中介變量情境防御型焦點，由模型4可知，情境防御型調節焦點與知識隱藏顯著正相關(β=0.191，P<0.01)，而績效氛圍對知識隱藏的影響下降(β系數由0.288下降為0.218)。因此，情境防御型調節焦點部分中介績效氛圍和知識隱藏之間的正向關系，H3b成立。

表2 變量描述性統計結果與相關矩陣

表3 中介效應檢驗回歸分析結果

3.4.2 調節作用分析

本文借鑒溫忠麟等[34]的研究方法對特質性調節焦點的調節作用進行檢驗，參考Lockwood等[31]的建議，使員工特質性調節焦點的分值由其特質促進型焦點與防御型焦點的分值之差決定。該分值大于0時，代表員工具有特質促進型調節焦點；該分值小于0時，代表員工具有特質防御型調節焦點，回歸分析結果如表4所示。

表4 調節效應檢驗回歸分析結果

由表4中模型2可知，情境促進型焦點對知識隱藏具有顯著負向影響(β=-0.231，P<0.001)。接著將其與特質性調節焦點的交互項納入回歸模型，由模型3可知，交互作用顯著(β=-0.231，P<0.001)，說明特質性調節焦點負向調節情境促進型焦點與知識隱藏行為間的關系，H4a成立。同樣，由模型4可知，情境防御型焦點顯著正向影響知識隱藏行為(β=0.266，P<0.001)。然后，加入特質性調節焦點及二者交互項，由模型5可知，交互作用顯著(β=-0.163，P<0.01)，說明特質性調節焦點負向調節情境防御型焦點與知識隱藏間的關系，H4b成立。

為更清晰地說明其交互作用，本文分別對特質促進性調節焦點(特質性調節焦點得分大于0)和特質防御型調節焦點(特質性調節焦點得分小于0)進行回歸。如圖2和圖3所示，員工特質促進型焦點越傾向于促進型，其情境促進型調節焦點(由掌控氛圍所激發)對知識隱藏行為的負向作用就越強，反之亦然。

圖2 特質性調節焦點對情境促進型調節焦點與知識隱藏間關系的調節作用

圖3 特質性調節焦點對情境防御型調節焦點與知識隱藏間關系的調節作用

4 結語

根據276份知識型員工數據，探討組織動機氛圍對員工知識隱藏行為的影響機理，研究發現：掌控氛圍可以激發員工情境促進型調節焦點，績效氛圍可以激發員工情境防御型調節焦點；情境促進型調節焦點部分中介掌控氛圍對知識隱藏的負向影響，情境防御型調節焦點部分中介績效氛圍對知識隱藏的正向影響；特質性調節焦點負向調節情境促進型調節焦點對知識隱藏的負向影響，特質性調節焦點負向調節情境防御型焦點對知識隱藏的正向影響。

4.1 理論意義

(1)本文選取組織動機氛圍作為知識隱藏影響因素，證實不同組織動機氛圍對員工知識隱藏行為的影響，彌補了現有研究不足，豐富了知識隱藏行為前因研究。

(2)探究個體調節焦點在組織動機氛圍與知識隱藏行為關系間的中介作用，既拓展了研究視角，又豐富了情境性調節焦點的激發因素。以往研究大多基于領地理論、社會交換理論探究領導者行為或特質對下屬知識隱藏行為的影響路徑，鮮少將調節焦點理論用于解釋組織情境因素對知識隱藏的影響。而且，以往研究大多集中于領導層面和個體層面，對于組織氛圍層面鮮有涉及。本文以調節焦點理論為基礎，從個體情境性調節焦點視角分析組織動機氛圍對員工知識隱藏行為的影響機制，證實員工情境性調節焦點在組織動機氛圍與知識隱藏行為間起部分中介作用，不僅為組織情境因素對知識隱藏行為的影響研究提供了新視角，也進一步豐富了個體情境性調節焦點激發因素研究。

(3)員工特質是影響個體態度及行為的重要因素，但現有研究大多集中于組織層面，從員工個體特質層面的分析較少。本文證實個體調節焦點特質在情境性調節焦點與員工知識隱藏行為間具有調節作用，不僅豐富了知識隱藏行為形成機制的邊界條件研究，也驗證了Higgins關于個體行為會同時受情境性調節焦點和特質性調節焦點影響的觀點。

4.2 實踐啟示

(1)當前，知識已經成為企業維持自身競爭優勢的核心資源，本研究可作為理論參考，為企業管理者實現員工知識組織化提供啟示。為減少員工知識隱藏行為，組織應確立合適的目標導向，營造重視個人成長、團隊進步的氛圍，進而激發員工促進型調節焦點，最終減少知識隱藏行為。

(2)對于組織中具有防御型調節焦點特質的員工，管理者可以給予一定的人文關懷，使其具有更多安全感。

(3)在選聘員工時，企業應選擇具有促進型調節焦點特質的員工，從而促進員工間知識共享。

4.3 局限與未來研究方向

本文以匿名方式采用三階段數據收集方法在一定程度上減少了共同方法偏差，但由于采用自評方式，在涉及有關道德的變量時，可能存在一定的社會稱許性。因此，未來研究可以嘗試采用配對等方式獲取數據，或通過模擬組織實際情境提升數據的客觀性。研究表明，3種形式的知識隱藏行為給企業帶來的影響不同[3]。然而，本文在組織動機氛圍與知識隱藏的關系檢驗中并未對其與不同形式知識隱藏行為的關系進行分析，未來可以對此進行更加深入的探討。