基于偏最小二乘法的企業(yè)科研人員知識隱藏影響因素研究

任熠REN Yi；龐建剛PANG Jian-gang；秦宜QIN Yi

（西南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，綿陽621010）

1 緒論

經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性改革與產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的政策，在為企業(yè)提供了轉(zhuǎn)型升級，謀求高質(zhì)量高效率發(fā)展的機(jī)會的同時，也加劇了企業(yè)之間的競爭壓力。企業(yè)為提升其內(nèi)在創(chuàng)生動力，必然要以自身科研團(tuán)隊的建設(shè)為著力點。但隨著科研團(tuán)隊的建設(shè)逐步完善，人才競爭越發(fā)激烈，企業(yè)中科研工作者的知識共享意愿也隨之下降，知識隱藏問題成為企業(yè)創(chuàng)新力提升的阻礙。知識隱藏會在合作的工作者之間產(chǎn)生不信任環(huán)，進(jìn)而抑制抑制團(tuán)隊的創(chuàng)造活性[1]；與此同時，知識隱藏行為會降低團(tuán)隊和組織的績效[2]，導(dǎo)致“回飛棒效應(yīng)”的顯現(xiàn)[3]，還在一定程度上降低了個體的創(chuàng)新能力，并最終造成普遍意義上的員工創(chuàng)新力的下降，產(chǎn)生企業(yè)創(chuàng)新危機(jī)。目前，諸多組織與企業(yè)運用各種管理手段加強(qiáng)知識共享活動，提升知識共享意愿，從而避免其科研團(tuán)隊內(nèi)部的知識隱藏行為，并對企業(yè)發(fā)展的創(chuàng)生力危害提前防范。同時，企業(yè)內(nèi)部的知識隱藏也成為了目前學(xué)術(shù)界理論研究的關(guān)注熱點。

Argote 和Ingram（2000）將雇員故意不與他人分享有價值的信息或知識的現(xiàn)象稱作“知識保留”[4]。Connely（2012）首次提出了“知識隱藏”這個概念，將其定義為“個體在受到他人詢問時為了保留或隱藏知識所作的有意嘗試”[5]，而Husted 等人（2012）提出，組織中普遍存在由于員工“知識共享敵意”而導(dǎo)致的知識貯存行為[6]。之后，國外學(xué)者交叉運用社會學(xué)、心理學(xué)以及經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域多種理論，對影響知識隱藏行為的個體因素進(jìn)行探索與研究。Lin 和Wang（2012）以大五人格和控制源理論為基礎(chǔ)建立了一個包括社會認(rèn)同、獎勵預(yù)期、協(xié)作預(yù)期的多因素模型[7]；Connelly 和Zweig（2015）指出，人們在進(jìn)行知識隱藏行為之前往往會權(quán)衡利弊，所以知識隱藏行為并不都是有害的[8]；Peng 和He（2013）建立了知識心理所有權(quán)與領(lǐng)地原因關(guān)聯(lián)的模型[9]；Tang 和Bavik 等（2015）的研究揭示了道德型領(lǐng)導(dǎo)對知識隱藏行為的抑制作用[10]。

2 研究背景與方法

2.1 理論基礎(chǔ)

通過文獻(xiàn)分析，現(xiàn)有企業(yè)人員知識隱藏現(xiàn)象的研究主要從心理期望、個人性格，同事關(guān)系幾個方面來進(jìn)行研究。

在心理期望方面，姜榮萍，何亦名（2013）研究證明，消極互惠，組織氛圍與人際不信任對知識隱藏都有決定作用[11]；黃愛華、黎子森（2016）從資源保護(hù)理論出發(fā)，發(fā)現(xiàn)工作不安全感對知識隱藏有正向影響，并由此影響員工的創(chuàng)造力[12]；高天茹、賀愛忠（2019）研究證實了心理困擾在職場排斥對知識隱藏的正向影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔肹13]。

在個人性格方面，Lin（2012）探討了積極人格對知識隱藏行為的影響[14]；Tang（2015）探討了上司的道德領(lǐng)導(dǎo)力對下屬知識隱藏意愿的影響[15]；林陵娜（2015）實證研究表明知識共享自我效能與個體結(jié)果期望對知識隱藏具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[16]。

在同事關(guān)系方面，何亦名（2014）根據(jù)實證調(diào)研發(fā)現(xiàn)心理所有權(quán)對知識隱藏和領(lǐng)地行為存在顯著正向影響，并且領(lǐng)地行為在心理歸屬和知識隱藏之間起著中介作用[17]；何培旭，王曉靈等（2018）提出了上司辱虐管理影響下屬知識隱藏行為的中介效應(yīng)模型[18]；魏峰、馬玉潔（2018）[19]與肖小虹、周正等（2018）[20]則分別探究了領(lǐng)導(dǎo)領(lǐng)地行為與自戀型領(lǐng)導(dǎo)對下屬員工知識隱藏的影響；趙紅丹、夏青（2019）提出消極情感在人際不信任與員工知識隱藏行為之間起部分中介作用[21]。

2.2 問卷設(shè)計

文章基于已有研究基礎(chǔ)，從1.2 所述五種指標(biāo)出發(fā)設(shè)計問卷，問卷采用Likert5 級量表（1=非常不同意，2=不同意，3=不確定，4=同意，5=非常同意），每種指標(biāo)設(shè)2-4 個問題作為顯變量。調(diào)查的對象包括正在任職的企業(yè)科研從業(yè)人員和在企業(yè)相關(guān)科研崗位有過實習(xí)經(jīng)歷的大學(xué)生，收集的問卷涉及教育培訓(xùn)、IT 電商、銀行證券、醫(yī)療衛(wèi)生、建筑工程等多個行業(yè)，覆蓋四川、山東、湖南、廣東、上海、北京等地，基層員工以及公司中高層管理都有涉及，具有較強(qiáng)的代表性。

通過對收集到的答卷進(jìn)行整理，篩選出239 份有效問卷，利用科隆巴赫α 系數(shù)來檢驗問卷的有效性，通過SPSS22.0 軟件測算出的科隆巴赫α 值為0.903，達(dá)到極高水平；KMO=0.891>0.8 且巴特雷特球形檢驗值為0.000，說明答卷數(shù)據(jù)可靠性極高，可以進(jìn)行進(jìn)一步分析。

2.3 建模分析——偏最小二乘法

本文采用偏最小二乘法進(jìn)行路徑建模。1983年由伍德和阿巴諾等人首次提出偏最小二乘回歸分析方法，用于多自變量情況下的回歸建模。本方法通過迭代提取對因變量的解釋性最強(qiáng)且對因變量影響最大的綜合變量，可辨識出系統(tǒng)中的信息與噪聲，從而很好地克服了回歸路徑模型中變量之間的多重相關(guān)性的不良作用[28]。其主要原理如下：

①對于自變量數(shù)據(jù)表X={x1，x2，…，xp}和因變量數(shù)據(jù)表Y={y1，y2，…，yq}，分別提取出線性組合t1和u1，使得t1和u1盡可能大地攜帶它們各自數(shù)據(jù)表中的變異信息，且相關(guān)程度達(dá)到最大。

②分別實施X 對t1的回歸以及Y 對u1的回歸。檢驗?zāi)Ｐ偷木?。如果精度已?jīng)達(dá)到要求，則終止提取，否則繼續(xù)提取（t2，u2），（t3，u3），……，重復(fù)此步驟。

③若取得達(dá)到要求的（tm，um），則可通過um對tm的回歸，來表達(dá)Y 對X 的回歸。

3 模型構(gòu)建

3.1 提取因子

為構(gòu)建PLS 模型，首先應(yīng)當(dāng)對觀測變量降維，再利用降維的結(jié)果設(shè)定潛變量。本文采用SPSS 22.0 軟件對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行降維處理，得到主成分載荷表如表1 所示。

表1 主成分特征值及載荷平方和

由表1 可知，初始特征值大于1 的成分有3 個：第一個主成分的方差貢獻(xiàn)率為43.567%，第二個主成分的方差貢獻(xiàn)率為8.725%；第三個主成分的方差貢獻(xiàn)率為7.701%，這三個主成分貢獻(xiàn)率之和達(dá)到59.993%，說明這三個主成分反映了原始變量的大部分的信息。于是，可提取3 個成分作為主成分，作為原先15 個變量的代表。其中，各主成分的載荷如表2 所示。

表2 主成分載荷

由表2 可以看出，x7、x9、x10、x12、x13、x14、x15 在主成分1 當(dāng)中的載荷超過0.5；x1、x2、x3、x6、x11 在主成分2當(dāng)中的載荷超過0.5；x4、x5、x8 在主成分3 當(dāng)中的載荷超過0.5。為了構(gòu)建PLS 模型，分別將包含這些因素的三個主成分作為潛變量。

3.2 構(gòu)建PLS 模型

上文已經(jīng)通過主成分分析得出了能夠?qū)υ甲兞坑谐浞纸忉屃Φ娜齻€主成分。為了構(gòu)建偏最小二乘法路徑模型，首先需要對主成分的含義做出解釋，從而找到可能的自變量與因變量。本文根據(jù)各個主成分所含元素的內(nèi)容，對主成分的含義做出的解釋如表3。

由表3 可以看出，在主成分A 當(dāng)中，x7 的主成分載荷未超過0.5，可忽略不計。除x7 外，所有的變量都在強(qiáng)調(diào)外部因素對員工自身的影響。其中，x9、x10 強(qiáng)調(diào)了企業(yè)規(guī)章制度與結(jié)構(gòu)的影響；x12、x13、x14、x15 強(qiáng)調(diào)了團(tuán)隊氛圍對員工自身的影響，又以x12 的載荷最高，超過0.7。所以，可以認(rèn)為主成分1 說明了團(tuán)隊性質(zhì)作為影響因素的存在，記為A。在主成分B 當(dāng)中，載荷達(dá)到0.817 的x2 刻畫了來自同事的反饋對知識分享意愿的正向影響；而載荷0.75 的x3 則刻畫了工作環(huán)境的友好程度對知識分享意愿的影響，其余變量的載荷未超過0.65，可不予討論。綜合分析，可以認(rèn)為主成分2 代表了工作環(huán)境對知識隱藏的影響，記為B。注意到在主成分C 中，直接強(qiáng)調(diào)個人知識分享意愿的成分x4、x5 的載荷超過0.8，而x8 的載荷不足0.4；而在主成分2 中，直接強(qiáng)調(diào)知識分享意愿的有x1，載荷為0.609。所以，為了研究其他因素對個人知識分享或隱藏意愿的影響，可以將主成分3 作為知識隱藏行為的結(jié)果（因變量），記為C；將主成分1 作為知識隱藏行為的原因（自變量），而由主成分2 作為中介變量。

表3 主成分表

按照模型草圖的演示，將得出的三個維度作為回歸的潛變量，利用SmartPLS 3.2.7 對模型展開運算：依次在軟件中點擊運算——PLS 算法，設(shè)定最大迭代次數(shù)為500次，設(shè)定加權(quán)方案為“路徑”，其余按照默認(rèn)設(shè)置，點擊“開始計算”。為保證模型顯著性，將原成分中VIF 小于0.5 的因素刪去，得到改進(jìn)后模型的結(jié)構(gòu)信效度和VIF 分別如表4 和表5 所示。

表4 改進(jìn)后的結(jié)構(gòu)信度與效以及判定系數(shù)

表5 改進(jìn)后的外部模型載荷（VIF）

從表5 中可以看出，改進(jìn)后的模型中，各潛變量的外部模型載荷依舊超過0.7；并且，如表4 所示，改進(jìn)后模型信效度與改進(jìn)前基本保持一致。故對模型做出的刪改是有效的，并且讓模型顯得更加合理。此外，表4 中還加入了該模型下潛變量的判定系數(shù)值。在本文中，由于各判定系數(shù)均大于0.33，可以認(rèn)為該模型擬合度適中，模型有效。

下面考察模型的路徑結(jié)構(gòu)。路徑系數(shù)及其檢驗值結(jié)果如表6。

表6 路徑系數(shù)

從表6 中可以看出，對模型中三條路徑進(jìn)行t 檢驗，得到的p 值都小于0.01，表明路徑均為極顯著，說明得出的路徑系數(shù)存在統(tǒng)計學(xué)意義，并進(jìn)一步得出該模型可以成立。

3.3 模型解釋

在上述統(tǒng)計分析中，本文通過主成分降維的方法找到了三個潛變量，并運用PLS 方法成功構(gòu)建了潛變量之間的結(jié)構(gòu)模型。

首先需要根據(jù)模型解釋潛變量的現(xiàn)實含義。在上文中，已經(jīng)依據(jù)主成分降維的結(jié)果對主成分做出了定義。但由于在構(gòu)建PLS 結(jié)構(gòu)模型的過程中對原始變量有所改動，所以不能照搬原來的定義，需要依據(jù)結(jié)構(gòu)模型的結(jié)果重新進(jìn)行分析。現(xiàn)將經(jīng)過篩選的，各潛變量包含的原始變量例舉如表7。

表7 篩選后的原始變量

潛變量A*中各個分量都旨在說明公司、同事、團(tuán)隊成員這些外部變量的影響，并且，根據(jù)表5，x9、x10 的VIF值較大，而x9、x10 主要是在說明公司對員工權(quán)益的保障程度和公司的管理結(jié)構(gòu)的合理程度對員工知識分享意愿的影響。x14 和x15 則均表現(xiàn)了自己的團(tuán)隊對知識分享意愿的影響。綜合考慮，可以認(rèn)為潛變量1 表現(xiàn)了企業(yè)架構(gòu)的影響。

潛變量B*中各個分量分別描繪了來自他人的尊重、工作環(huán)境的優(yōu)劣、他人的理解和公司的獎勵，又以x2 的VIF 值最高。綜合考慮，可以認(rèn)為潛變量2 考察了團(tuán)隊成分對知識分享意愿的影響。

潛變量C*中各個分量都可以認(rèn)為是直接表明了個人的知識分享的意愿。所以，從邏輯上來講，將潛變量3 作為路徑的終點是比較合理的。

最終結(jié)構(gòu)模型如圖1 所示。在圖1 中，圓圈表示潛變量，方塊表示原始變量；圓圈內(nèi)的數(shù)字表示R2，圓圈之間的箭頭上的數(shù)字表示路徑系數(shù)，上面的**表示極顯著；原始變量與潛變量之間的數(shù)字表示VIF。由圖形可知，該結(jié)構(gòu)模型整體表現(xiàn)完好，可以用于說明問題。

3.4 結(jié)果分析

本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，通過問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，利用主成分分析法和偏最小二乘法得出了阻礙企業(yè)科研人員進(jìn)行知識分享的一些重要因素，以及各個因素之間的關(guān)聯(lián)程度和關(guān)系大小。本文主要得出以下結(jié)論：

①企業(yè)架構(gòu)對員工個人知識分享意愿有著重要影響。知識權(quán)益的保護(hù)程度也是影響從業(yè)者對企業(yè)架構(gòu)的體驗的重要因素?？蒲腥藛T如果感覺到企業(yè)尊重知識權(quán)益，他便更加愿意去進(jìn)行知識分享活動。此外，在本研究中，同事的積極程度以及對同事的了解程度也歸入了企業(yè)架構(gòu)的影響之內(nèi)，且比重較高，這表明企業(yè)科研人員之中普遍存在著這樣一種心理：他們會將周圍的同事視為企業(yè)架構(gòu)的一部分，從而將對同事的印象投射為對企業(yè)的印象。

②科研團(tuán)隊自身的組成對科研從業(yè)者的知識分享意愿有一定影響。此外，本研究顯示，在企業(yè)科研從業(yè)人員的觀念中，工作環(huán)境的優(yōu)劣、團(tuán)隊成員的理解能力差距和企業(yè)獎懲制度這些因素是同構(gòu)的，科研人員會將對這些事物的印象投射到對自身所處團(tuán)隊的印象當(dāng)中，并以此決定是否進(jìn)行知識分享活動。

③從企業(yè)科研人員自身的角度而言，影響科研人員知識分享意愿的不但有企業(yè)管理方法、獎懲機(jī)制、對員工知識權(quán)益的保障等的變動，而且還有企業(yè)的人事變動：如果從業(yè)者感到公司人事變動頻繁，或者對相應(yīng)職務(wù)的人事安排有所不滿，他們就會把這些不滿投射到公司的管理架構(gòu)上，并且更加傾向于進(jìn)行知識隱藏。

4 管理建議

基于上述研究結(jié)論，本文針對企業(yè)科研人員的知識隱藏提出如下建議：

①在管理架構(gòu)方面，由于企業(yè)的管理結(jié)構(gòu)和體制規(guī)章在很大程度上決定了科研從業(yè)者對企業(yè)的印象，因此，管理層在制定決策時，應(yīng)當(dāng)注意決策對企業(yè)管理結(jié)構(gòu)和體制規(guī)章的影響?？梢钥紤]增加研發(fā)部門在決策制定中的話語權(quán)，了解科研人員對公司決策的真實想法。在知識權(quán)益方面，管理層應(yīng)向科研從業(yè)者明確公司及行業(yè)的相關(guān)制度，主動宣傳知識產(chǎn)權(quán)法律法規(guī)，并做好相應(yīng)的表率。最后，管理者應(yīng)當(dāng)致力于塑造一種寬松友好的企業(yè)文化，增強(qiáng)員工歸宿感。

圖1 PLS 結(jié)構(gòu)模型

②在團(tuán)隊建設(shè)方面，應(yīng)注意團(tuán)隊中各成員的性格差異不要過大，并且應(yīng)盡量將社會關(guān)系（地域、畢業(yè)院校、工作經(jīng)歷等）相近的同事安排在一個團(tuán)隊；在對員工間知識分享程度有較高要求的行業(yè)，企業(yè)應(yīng)當(dāng)保證人事安排的相對穩(wěn)定，如確需變動，應(yīng)當(dāng)在人選上征求研發(fā)人員的意見。

③在現(xiàn)在通行的企業(yè)管理結(jié)構(gòu)下，企業(yè)構(gòu)架的變動會對科研團(tuán)隊造成較大影響。因此，在某些對員工知識分享水平要求較高而企業(yè)架構(gòu)又需要經(jīng)常變動的行業(yè)中，可以嘗試引入科研團(tuán)隊自治機(jī)制，給予科研團(tuán)隊一定的穩(wěn)定性，從而保障科研人員的知識分享意愿。