人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因如何催生員工的知識(shí)共享？

（江南大學(xué)商學(xué)院，江蘇無(wú)錫 214122）

在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，僅僅依靠傳統(tǒng)資產(chǎn)不再能保證組織的長(zhǎng)期生存，人力資源作為重要的戰(zhàn)略資產(chǎn)，對(duì)于提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的意義已在理論與實(shí)踐界達(dá)成共識(shí)［1］。過(guò)去10 年，人力資源管理（HRM）領(lǐng)域主要集中于內(nèi)容型HRM 研究，考察人力資源實(shí)踐內(nèi)容本身的優(yōu)缺點(diǎn)如何影響企業(yè)的戰(zhàn)略目標(biāo)。近年來(lái)，越來(lái)越多的學(xué)者開(kāi)始關(guān)注過(guò)程型HRM 研究，強(qiáng)調(diào)員工心理過(guò)程的重要性，認(rèn)為人力資源實(shí)踐的效果并不是按預(yù)期的設(shè)想自動(dòng)產(chǎn)生的，員工首先會(huì)先積極地感知、認(rèn)識(shí)、構(gòu)想和推斷人力資源實(shí)踐，繼而做出反應(yīng)［2］。

過(guò)程型HRM 研究以歸因理論為基礎(chǔ)，提出人力資源管理動(dòng)機(jī)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(shí)施的動(dòng)機(jī)［3］。組織的整套HRM 實(shí)踐可以看作一個(gè)信號(hào)系統(tǒng)，持續(xù)地向員工發(fā)送信號(hào)［4］。歸因是對(duì)信號(hào)的解讀，員工接收到組織的人力資源系統(tǒng)的信號(hào)后，可能認(rèn)為HRM 實(shí)踐（如績(jī)效工資）是為了員工福祉，產(chǎn)生承諾型HRA；也可能認(rèn)為是為了剝削員工，產(chǎn)生控制型HRA，經(jīng)歷信號(hào)編碼與接收的過(guò)程，同一套HRM 政策對(duì)于不同員工產(chǎn)生了差異化的效果。作為解開(kāi)人力資源實(shí)踐與組織績(jī)效之間“黑箱”機(jī)制的關(guān)鍵一環(huán)，近年來(lái)國(guó)外已有一系列研究對(duì)于HRA 如何影響員工態(tài)度與行為展開(kāi)探索，Karina 和Beijer［5］調(diào)查發(fā)現(xiàn)，高績(jī)效人力資源管理系統(tǒng)通過(guò)HRA 影響員工組織承諾；Chen 和Wang［6］研究顯示，HRA 通過(guò)組織支持感影響個(gè)體績(jī)效。

知識(shí)共享是組織知識(shí)管理能力的重要組成部分，對(duì)于提升企業(yè)績(jī)效和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有不可替代的作用［7］。人力資源管理實(shí)踐是影響員工知識(shí)共享行為的有效途徑，史富文［8］研究發(fā)現(xiàn)，人力資源管理實(shí)踐對(duì)知識(shí)共享水平具有顯著影響。Flinchbaugh 等［9］實(shí)證研究指出，高承諾人力資源實(shí)踐顯著提升員工的知識(shí)共享行為。然而上述研究均為內(nèi)容型HRM 研究，考察HRM 本身的特點(diǎn)對(duì)于知識(shí)共享的影響，過(guò)程型HRM 研究幾乎沒(méi)有關(guān)注人力資源實(shí)踐如何影響組織知識(shí)管理能力。已有學(xué)者呼吁，與人力資源政策相關(guān)的心理變量對(duì)知識(shí)共享行為的影響需要進(jìn)一步探索［10］。組織的人力資源管理實(shí)踐如何通過(guò)員工的主觀心理體驗(yàn)發(fā)揮作用，催生員工的知識(shí)分享行為？該問(wèn)題成為本文關(guān)注的焦點(diǎn)。

知識(shí)經(jīng)濟(jì)為組織帶來(lái)的另一重大變化，反映在團(tuán)隊(duì)工作方面。隨著工作性質(zhì)的變化，僅憑一己之力已經(jīng)難以完成復(fù)雜性、挑戰(zhàn)性的任務(wù)，團(tuán)隊(duì)取代個(gè)體成為工作組織的基本結(jié)構(gòu)單元。同時(shí)，團(tuán)隊(duì)中的個(gè)體不是孤立存在的，其角色和任務(wù)嵌入在團(tuán)隊(duì)中，團(tuán)隊(duì)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(wù)緊密相依，任務(wù)互依成為團(tuán)隊(duì)運(yùn)行過(guò)程中的一個(gè)重要任務(wù)情景。在高任務(wù)互依性的環(huán)境中，個(gè)體需要與其他團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行頻繁的交互，其任務(wù)的完成情況也受到其他成員的影響，團(tuán)隊(duì)中的成員對(duì)這一任務(wù)環(huán)境的感知又會(huì)如何影響知識(shí)共享過(guò)程？

由此，本文從社會(huì)認(rèn)同的理論視角，剖析員工人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因影響知識(shí)共享的內(nèi)在機(jī)理，構(gòu)建被調(diào)節(jié)的中介模型，嘗試解答員工對(duì)組織人力資源管理實(shí)踐的動(dòng)機(jī)進(jìn)行判斷，如何影響其知識(shí)共享行為，同時(shí)探討任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)作用，為企業(yè)的人力資源管理實(shí)踐提供參考。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因與知識(shí)共享

關(guān)于HRM 對(duì)于員工的作用，戰(zhàn)略人力資源管理領(lǐng)域一直存在著理念分歧。統(tǒng)一主義觀點(diǎn)認(rèn)為，組織的目標(biāo)和員工的利益是一致的，對(duì)組織好就是對(duì)員工好。高績(jī)效工作系統(tǒng)的部分研究發(fā)現(xiàn)支持了這一觀點(diǎn)，Piening 等［12］研究發(fā)現(xiàn)員工感知到的高績(jī)效工作系統(tǒng)與個(gè)體的工作滿(mǎn)意度積極相關(guān)。相反，多元主義觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)管理層和員工的利益之間存在根本的差異，組織對(duì)利潤(rùn)的需求凌駕于員工幸福之上［13］，人力資源管理實(shí)踐只是控制和監(jiān)控員工的工具。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，員工感知到的人力資源管理實(shí)踐提升了員工的壓力感［14］。然而現(xiàn)有關(guān)于人力資源管理的理念的討論大多從組織的角度出發(fā)，從而產(chǎn)生了以上矛盾的研究結(jié)論［15］。本文認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)關(guān)注員工對(duì)HRM 管理動(dòng)機(jī)的評(píng)價(jià)，因?yàn)閱T工對(duì)管理理念的認(rèn)知和判斷影響著雇主與員工關(guān)系的本質(zhì)［3］。

歸因理論為上述分歧找到了出口，基于歸因理論，個(gè)體不是對(duì)外部事件本身作出反應(yīng)，而是對(duì)他們判斷的事件發(fā)生的原因作出反應(yīng)［16］。人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因從信號(hào)接收端的角度，解讀了戰(zhàn)略人力資源的兩種管理理念，指員工會(huì)對(duì)組織的人力資源政策和實(shí)踐（如培訓(xùn)、福利、招聘、薪酬和員工管理辦法等）背后的管理動(dòng)機(jī)進(jìn)行理解、判斷、解釋?zhuān)浔举|(zhì)是員工對(duì)工作環(huán)境進(jìn)行意義建構(gòu)的方式，是一種認(rèn)知。承諾型HRA 指員工將組織人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因?yàn)閹椭鷨T工提高產(chǎn)品或服務(wù)的質(zhì)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(dòng)機(jī)歸因?yàn)楸M量降低成本并從員工身上獲得最大的產(chǎn)出。

知識(shí)共享指?jìng)€(gè)體在一定范圍內(nèi)（組織、團(tuán)隊(duì)、社區(qū)等），通過(guò)各種手段和途徑，自愿向他人提供與解決問(wèn)題、發(fā)展創(chuàng)意或改進(jìn)流程等相關(guān)的知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)、觀點(diǎn)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(shí)踐是為了員工幸福感提升和工作質(zhì)量的提高，感受到組織服務(wù)顧客的社會(huì)責(zé)任，出于對(duì)組織價(jià)值觀的認(rèn)可，員工將自己視為組織的“內(nèi)部人”，愿意為組織付出，產(chǎn)生更多的主動(dòng)性行為。同時(shí)，員工感受到組織對(duì)于員工幸福的重視，會(huì)認(rèn)為組織在尋求與員工建立長(zhǎng)期關(guān)系，基于社會(huì)交換過(guò)程，員工同樣會(huì)將自己的知識(shí)與技能共享出去作為回報(bào)。

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(duì)員工幸福的忽視。在這種情況下，員工會(huì)認(rèn)為組織沒(méi)有履行對(duì)員工的責(zé)任，也低估了員工的價(jià)值。從而在團(tuán)隊(duì)互動(dòng)中表現(xiàn)出較少的協(xié)作、利他行為，可能降低知識(shí)共享的水平。由此提出如下假設(shè)：

承諾型HRA 對(duì)知識(shí)共享有正向影響（H1a）；

控制型HRA 對(duì)知識(shí)共享有負(fù)向影響（H1b）。

（二）人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因與組織認(rèn)同

社會(huì)認(rèn)同理論指出，作為個(gè)人自我概念的一部分，社會(huì)認(rèn)同源于個(gè)體對(duì)依附于一種群體成員資格的共同價(jià)值重要性的認(rèn)識(shí)［18］。組織認(rèn)同在社會(huì)認(rèn)同的基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái)，本質(zhì)上是與組織統(tǒng)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?xún)煞N心理動(dòng)機(jī)共同激發(fā)了組織認(rèn)同。

首先，社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，當(dāng)個(gè)人認(rèn)為一個(gè)組織擁有良好聲譽(yù)時(shí)，組織的成員身份會(huì)增強(qiáng)他們的自尊，由此他們會(huì)對(duì)組織產(chǎn)生更強(qiáng)烈的認(rèn)同［20］。員工將組織人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因?yàn)閹椭鷨T工給顧客提供更好的產(chǎn)品和服務(wù)時(shí)，能夠感受到組織的社會(huì)責(zé)任，利他的組織形象使員工感受到了組織成員身份帶來(lái)的自豪感，提升其自我概念，從而增強(qiáng)組織認(rèn)同。同時(shí)，員工將組織人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因?yàn)樘嵘龁T工幸福感時(shí)，他們會(huì)認(rèn)為組織在以積極的方式對(duì)待員工并為其提供穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)或社會(huì)情感資源，減少了員工的不確定性，員工會(huì)將組織的價(jià)值和利益視為自己的，并將其整合到自我概念中，認(rèn)為自己與組織成為“命運(yùn)共同體”，通過(guò)對(duì)組織的心理投資產(chǎn)生更高的組織認(rèn)同［21］。

反之，員工將組織人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因?yàn)楸３值统杀緯r(shí)，員工將自己視為企業(yè)的“成本”，隨時(shí)面臨企業(yè)成本削減帶來(lái)的辭退風(fēng)險(xiǎn)，感受到的不確定性提升，從而降低了組織認(rèn)同。員工將組織人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因?yàn)閺膯T工身上獲得最大的產(chǎn)出時(shí)，員工產(chǎn)生“被剝削感”。社會(huì)認(rèn)同理論指出，社會(huì)認(rèn)同過(guò)程加劇了由相對(duì)剝奪產(chǎn)生的不滿(mǎn)情緒，因此此時(shí)員工更有可能認(rèn)定所在組織為“自私”的組織，從而極大地降低了個(gè)體的組織認(rèn)同感［22］。由此，提出如下假設(shè)：

承諾型HRA 對(duì)組織認(rèn)同有正向影響（H2a）；

控制型HRA 對(duì)組織認(rèn)同有負(fù)向影響（H2b）。

（三）組織認(rèn)同的中介作用

對(duì)于人力資源管理系統(tǒng)影響員工的態(tài)度和行為的確切過(guò)程，以往研究大多以社會(huì)交換理論解釋?zhuān)欢暝絹?lái)越多的研究認(rèn)為，社會(huì)認(rèn)同理論具有超出互惠原則之外的解釋力［22］。社會(huì)認(rèn)同理論指出，認(rèn)同的實(shí)現(xiàn)過(guò)程是促使個(gè)體從認(rèn)同對(duì)象（即組織）處獲得目標(biāo)感和依附感，從而引導(dǎo)個(gè)體表現(xiàn)出組織所期望的行為與態(tài)度。本文關(guān)注組織認(rèn)同這一概念，已有大量研究證實(shí)了組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享行為的預(yù)測(cè)作用［23］。同時(shí)，前文論述了HRA 顯著影響組織認(rèn)同與知識(shí)共享，由此，組織認(rèn)同在HRA 與知識(shí)共享間發(fā)揮中介作用。

做出承諾型HRA 的員工，從組織的人力資源實(shí)踐中感受到來(lái)自組織的關(guān)懷、支持與尊重，此時(shí)員工出于對(duì)組織價(jià)值觀的認(rèn)可，產(chǎn)生更高的組織認(rèn)同。當(dāng)個(gè)體的組織認(rèn)同較高時(shí)，強(qiáng)化了個(gè)體與組織的利益、心理關(guān)聯(lián)以及身份感，促使其表現(xiàn)出更多的利組織行為，員工會(huì)以超出“義務(wù)”的心態(tài)進(jìn)行知識(shí)共享。相反，做出控制型HRA 的員工，從人力資源實(shí)踐中感受到來(lái)自組織的利用、剝削與壓榨，削弱了個(gè)體的組織認(rèn)同。個(gè)體的組織認(rèn)同較低時(shí)，會(huì)減少對(duì)組織的“投資”，員工知識(shí)共享的頻率和質(zhì)量隨之降低。由此，提出如下假設(shè)：

組織認(rèn)同在承諾型HRA 和知識(shí)共享之間起中介作用（H3a）；

組織認(rèn)同在控制型HRA 和知識(shí)共享之間起中介作用（H3b）。

（四）任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)作用

已有研究指出，組織、團(tuán)隊(duì)、個(gè)體等變量共同構(gòu)成了知識(shí)共享影響機(jī)制的分析框架。本文認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)成員對(duì)任務(wù)環(huán)境的感知，是HRA 影響知識(shí)共享的重要邊界條件，由此聚焦于任務(wù)互依性這一任務(wù)特征。任務(wù)互依性指團(tuán)隊(duì)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(wù)互依性視為個(gè)體層面變量，因?yàn)閳F(tuán)隊(duì)中的個(gè)體區(qū)分并承擔(dān)了不同的工作任務(wù)，因此個(gè)體在團(tuán)隊(duì)中可能感知到不同程度的任務(wù)互依性［25］。

首先，高任務(wù)互依性的個(gè)體需要與其他團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行廣泛與頻繁的互動(dòng)，以獲得完成任務(wù)的關(guān)鍵資源，這一過(guò)程使得團(tuán)隊(duì)成員之間對(duì)于彼此的能力與專(zhuān)長(zhǎng)更加熟悉［26］。根據(jù)角色理論，每位員工都在團(tuán)隊(duì)中扮演自己的角色，其角色集內(nèi)的成員（如同事、主管等）會(huì)根據(jù)員工的角色設(shè)定對(duì)其產(chǎn)生期望。個(gè)體為了滿(mǎn)足來(lái)自其角色集內(nèi)成員的期望，會(huì)更加積極地共享自己擅長(zhǎng)領(lǐng)域的知識(shí)，為團(tuán)隊(duì)成員提供幫助。其次，高任務(wù)互依性團(tuán)隊(duì)的任務(wù)完成情況與每位團(tuán)隊(duì)成員的任務(wù)進(jìn)度息息相關(guān)，員工需要共享自己的知識(shí)與技能以確保團(tuán)隊(duì)任務(wù)順利完成。

換言之，任務(wù)互依性正向調(diào)節(jié)了組織認(rèn)同與知識(shí)共享之間的關(guān)系，任務(wù)互依性越高，承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享的正向影響越會(huì)得到強(qiáng)化，控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享的負(fù)向影響越會(huì)得到弱化。基于此，提出假設(shè)：

任務(wù)互依性正向調(diào)節(jié)組織認(rèn)同在承諾型HRA與知識(shí)共享關(guān)系間的中介效應(yīng)。當(dāng)任務(wù)互依性較高時(shí)，承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享產(chǎn)生的正向影響較強(qiáng)（H4a）；

任務(wù)互依性正向調(diào)節(jié)組織認(rèn)同在控制型HRA與知識(shí)共享關(guān)系間的中介效應(yīng)。當(dāng)任務(wù)互依性較高時(shí)，控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享產(chǎn)生的負(fù)向影響較弱（H4b）。

綜上所述，本文構(gòu)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(diào)查問(wèn)卷在我國(guó)江蘇省8 家企事業(yè)單位進(jìn)行抽樣，涉及餐飲、醫(yī)院、制造多個(gè)行業(yè)，其中生產(chǎn)制造業(yè)占樣本總數(shù)的23.60%、酒店服務(wù)業(yè)51.50%、公共事業(yè)單位24.90%。兩輪調(diào)查各發(fā)放問(wèn)卷700 份，第一輪回收問(wèn)卷679 份，第二輪回收問(wèn)卷630 份，共得到有效配對(duì)問(wèn)卷615 份，刪除不合格問(wèn)卷后剩余602 份有效配對(duì)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(zhuān)以下學(xué)歷占48%，大專(zhuān)及以上學(xué)歷占52%；服務(wù)年限3年以下占45.55%，3 年以上占46.55%。

（二）測(cè)量工具

人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因：采用Nishii 等［3］開(kāi)發(fā)的HRA 量表，分為承諾型HRA 和控制型HRA 兩個(gè)獨(dú)立維度各10 個(gè)題項(xiàng)，要求組織員工分別對(duì)組織員工培訓(xùn)、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(dòng)機(jī)進(jìn)行判斷。人力資源歸因的Cronbach’sα為0.856，KMO 為0.881。

組織認(rèn)同：采用Smidts 等［27］開(kāi)發(fā)的組織認(rèn)同量表，共5 個(gè)題項(xiàng)，樣題如“我為自己為這個(gè)組織工作感到驕傲”。組織認(rèn)同的Cronbach’sα為0.718，KMO 為0.743。

知識(shí)共享：采用Bock 和Kim［28］開(kāi)發(fā)的量表來(lái)測(cè)量知識(shí)共享，含4 個(gè)題項(xiàng)，樣題如“在工作中，我與同事共享我的工作經(jīng)驗(yàn)”。知識(shí)共享的Cronbach’sα為0.755，KMO 為0.750。

任務(wù)互依性：采用Pearce 和Gregersen［24］開(kāi)發(fā)的任務(wù)互依性量表，由個(gè)體報(bào)告他們工作目標(biāo)的完成在多大程度上依賴(lài)于團(tuán)隊(duì)成員，含3 個(gè)題項(xiàng)，樣題如“我必須經(jīng)常與他人協(xié)調(diào)我的工作”，任務(wù)互依性的Cronbach’sα為0.880，KMO 為0.872。

控制變量：為了使研究結(jié)果具有普遍性，本文將性別、年齡、教育程度等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量，以求更為準(zhǔn)確地解釋HRA、組織認(rèn)同與知識(shí)共享等變量間的影響關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）共同方法偏差分析

采用Harman 單因素檢驗(yàn)方法，對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，各變量?jī)?nèi)部結(jié)構(gòu)清晰，第一個(gè)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(xiàn)性檢驗(yàn)結(jié)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(yuǎn)低于推薦臨界。因此同源偏差和共線(xiàn)性問(wèn)題均未對(duì)本文造成嚴(yán)重影響。

（二）區(qū)分效度檢驗(yàn)

使用Mplus7.0 軟件對(duì)收集的有效樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果見(jiàn)表1。在研究模型中，檢驗(yàn)了承諾型HRA 和控制型HRA 的區(qū)分效度，同時(shí)由于組織認(rèn)同、任務(wù)互依性與承諾型HRA 三者之間相關(guān)系數(shù)均超過(guò)0.4，故將三者逐步區(qū)分。由表1 可知，承諾型歸因、控制型歸因、組織認(rèn)同、任務(wù)互依性、知識(shí)共享組成的五因素模型擬合指標(biāo)數(shù)據(jù)明顯優(yōu)于其他4 個(gè)比較模型（χ2=1855.22；RMSEA=0.054；CFI=0.967；TLI=0.956；SRMR=0.052）。由此可見(jiàn)，本文模型整體擬合度達(dá)到參考標(biāo)準(zhǔn)，研究變量之間相互獨(dú)立。

表1 變量區(qū)分效度檢驗(yàn)

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

所有變量之間的相關(guān)系數(shù)、均值和標(biāo)準(zhǔn)差見(jiàn)表2。由表2 可知，承諾型歸因與知識(shí)共享（r=0.175，p＜0.01）呈顯著正相關(guān)；控制型歸因與知識(shí)共享（r=-0.164，p＜0.01）呈顯著負(fù)相關(guān)；組織認(rèn)同與知識(shí)共享（r=0.234，p＜0.001）呈顯著正相關(guān)。相關(guān)性分析結(jié)果支持了部分研究假設(shè)，為后續(xù)分析提供了初步依據(jù)。

表2 主要指標(biāo)間的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)分析（N＝602）

（四）假設(shè)檢驗(yàn)

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型考察人力資源歸因與知識(shí)共享的關(guān)系，使用Mplus7.0 軟件對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)并得出分析結(jié)果，結(jié)構(gòu)方程路徑系數(shù)見(jiàn)表3。

表3 結(jié)構(gòu)方程路徑系數(shù)

1.主效應(yīng)檢驗(yàn)

構(gòu)建承諾型HRA 和控制型HRA 對(duì)知識(shí)共享的影響模型檢驗(yàn)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(shù)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(shí)共享的路徑系數(shù)為0.126（p＜0.01），控制型HRA 影響影響知識(shí)共享的路徑系數(shù)為-0.112（p＜0.05），即個(gè)體對(duì)組織的人力資源政策做出承諾型歸因時(shí)，知識(shí)共享行為提升，做出控制型歸因時(shí)，知識(shí)共享行為下降，H1a、H1b 得到驗(yàn)證。

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)

構(gòu)建承諾型HRA、控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同影響知識(shí)共享的中介機(jī)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(rèn)同影響知識(shí)共享的中介效應(yīng)顯著（β=0.337，p＜0.001），此時(shí)承諾型HRA（β=0.031，p＞0.05）、控制型HRA（β=-0.050，p＞0.05）對(duì)知識(shí)共享的影響由原來(lái)的顯著變?yōu)椴伙@著，說(shuō)明在HRA影響知識(shí)共享的過(guò)程中，組織認(rèn)同起完全中介作用。表4 顯示了基于5000 個(gè)Bootstrap 樣本導(dǎo)出的偏差校正置信區(qū)間（bias corrected CI），Bootstrap 檢驗(yàn)支持中介效應(yīng)顯著的結(jié)果。承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同影響知識(shí)共享的中介效應(yīng)顯著（β=0.059），偏差校正置信區(qū)間不包括0（0.014，0.103）；控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同影響知識(shí)共享的中介效應(yīng)顯著（β=-0.015），偏差校正置信區(qū)間不包括0（-0.032，-0.002）。綜上，H2、H3 得到驗(yàn)證。

表4 Bootstrap 分析方法的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

構(gòu)建被調(diào)節(jié)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(yàn)任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)作用，本文使用Hayes 提出的系數(shù)乘積法進(jìn)行被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析，即通過(guò)檢驗(yàn)交互項(xiàng)與因變量之間路徑系數(shù)乘積的顯著性判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)是否顯著。同時(shí)根據(jù)Edwards 和Lambert［29］提出的差異分析法進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證，即通過(guò)直接檢驗(yàn)中介效應(yīng)之差的顯著性判斷被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)是否顯著。表4 中M3 顯示，在HRA 通過(guò)組織認(rèn)同影響知識(shí)共享的路徑中，任務(wù)互依性與組織認(rèn)同的交互項(xiàng)對(duì)知識(shí)共享的影響顯著（β=0.135，p＜0.01），任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。

進(jìn)一步，Bootstrap 分析的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。結(jié)果顯示，在高任務(wù)互依性組中（均值之上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同到知識(shí)共享的中介效應(yīng)值為0.069（p＜0.01），95%的偏差校正Bootstrap 置信區(qū)間為［0.034，0.114］，不包含0；在低任務(wù)互依性組中（均值之下一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同到知識(shí)共享的中介效應(yīng)值為0.014（p＞0.05），95%的偏差校正Bootstrap 置信區(qū)間為［-0.032，0.058］，包含0；任務(wù)互依性高低組之間間接效應(yīng)差異的效應(yīng)值為0.054（p＜0.01，CI［0.014，0.102］）。說(shuō)明在互依性更強(qiáng)的任務(wù)環(huán)境中，組織認(rèn)同在承諾型HAR 與知識(shí)共享之間的中介效應(yīng)顯著增強(qiáng)。

表5 Bootstrap 分析方法的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在高任務(wù)互依性組中（均值之上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同到知識(shí)共享的中介效應(yīng)值為-0.012（p＜0.05），95%的偏差校正Bootstrap置信區(qū)間為［-0.032，-0.001］，不包含0；在低任務(wù)互依性組中（均值之下一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差），控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同到知識(shí)共享的中介效應(yīng)值為-0.002（p＞0.05），95%的偏差校正Bootstrap 置信區(qū)間為［-0.017，0.004］，包含0；任務(wù)互依性高低組之間間接效應(yīng)差異的效應(yīng)值為-0.009（p＜0.05，CI［-0.029，-0.001］）。說(shuō)明在互依性更強(qiáng)的任務(wù)環(huán)境中，組織認(rèn)同在控制型HAR 與知識(shí)共享之間的負(fù)向中介效應(yīng)顯著削弱。

綜上，在高任務(wù)互依性的環(huán)境下，承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同產(chǎn)生了更高水平的知識(shí)共享，控制型HRA通過(guò)組織認(rèn)同降低的知識(shí)共享水平得到緩和，即任務(wù)互依性提升了組織認(rèn)同與知識(shí)共享之間的正向關(guān)系，進(jìn)而正向強(qiáng)化了中介效應(yīng)，H4a、H4b 得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

基于社會(huì)認(rèn)同理論，利用602 份員工數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了人力資源管理動(dòng)機(jī)歸因?qū)χR(shí)共享行為的影響及其作用機(jī)制，分析了組織認(rèn)同的中介作用以及任務(wù)互依性的調(diào)節(jié)作用。

首先，在控制了性別、年齡、教育程度的基礎(chǔ)上，證明了HRA 對(duì)知識(shí)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(duì)知識(shí)共享具有顯著的正向影響作用，獲得了實(shí)證檢驗(yàn)的支持。其次，本文依托社會(huì)認(rèn)同理論，證明了組織認(rèn)同在HRA 與知識(shí)共享之間的中介作用。實(shí)證結(jié)果支持了H2、H3，表明組織認(rèn)同完全中介了HRA 對(duì)員工知識(shí)共享行為的影響。最后，本文發(fā)現(xiàn)組織認(rèn)同在HRA 與知識(shí)共享關(guān)系中的中介作用具有情境性，實(shí)證檢驗(yàn)了H4a、H4b，表明HRA 影響員工知識(shí)共享的過(guò)程受到任務(wù)互依性這一邊界條件的限制，即當(dāng)任務(wù)互依性較高時(shí)，承諾型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享產(chǎn)生的正向影響較強(qiáng)，控制型HRA 通過(guò)組織認(rèn)同對(duì)知識(shí)共享產(chǎn)生的負(fù)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(guān)系。過(guò)程型HRM 屬于尚未成熟的研究領(lǐng)域，HRA 仍是一個(gè)有待發(fā)展的理論?，F(xiàn)有HRA 的影響效應(yīng)研究大多基于社會(huì)交換理論的互惠原則，盡管這些研究對(duì)于理解理解HRA 的影響機(jī)具有十分重要的意義，但卻局限于HRM 政策本身的外在引導(dǎo)，而忽視了員工對(duì)組織的內(nèi)在認(rèn)同，導(dǎo)致員工的利組織積極行為缺乏內(nèi)在的動(dòng)機(jī)支撐。本文基于社會(huì)認(rèn)同的理論視角證實(shí)了HRA 對(duì)于知識(shí)共享的影響過(guò)程，豐富了HRA 理論，啟發(fā)未來(lái)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(yīng)，同時(shí)呼吁未來(lái)研究基于HRA 的視角對(duì)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(yùn)用到知識(shí)管理領(lǐng)域，豐富了知識(shí)共享的研究視角。以往研究多從工作設(shè)計(jì)、團(tuán)隊(duì)關(guān)系等角度探索知識(shí)共享的影響前因，本文從組織環(huán)境因素（即組織人力資源政策和實(shí)踐）和員工對(duì)管理動(dòng)機(jī)歸因的角度出發(fā)，在個(gè)體心理層面驗(yàn)證了承諾型HRA 對(duì)于提升員工知識(shí)共享行為的顯著積極作用，拓展了知識(shí)共享的研究視角，對(duì)知識(shí)共享的研究框架做出了有益的補(bǔ)充。

（三）管理啟示

在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，企業(yè)如何設(shè)計(jì)并實(shí)施人力資源政策和實(shí)踐，以激發(fā)員工的工作熱情，促使員工在工作中產(chǎn)生更多利組織積極行為，成為學(xué)界關(guān)注的重要命題。企業(yè)的人力資源管理政策有必要重視員工的培訓(xùn)和發(fā)展項(xiàng)目，傳遞組織支持、尊重、關(guān)愛(ài)員工的管理理念，同時(shí)主動(dòng)承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任，引導(dǎo)員工認(rèn)可自己組織成員的身份并為之感到自豪，提升員工對(duì)企業(yè)的歸屬感和認(rèn)同度，從而提升知識(shí)共享行為。同時(shí)，在高任務(wù)互依性環(huán)境中，團(tuán)隊(duì)成員之間的聯(lián)系更加緊密，通過(guò)強(qiáng)化個(gè)體對(duì)組織的歸屬感而使其自發(fā)產(chǎn)生利組織的行為。因此企業(yè)在進(jìn)行工作設(shè)計(jì)時(shí)需要認(rèn)識(shí)到團(tuán)隊(duì)內(nèi)部互動(dòng)和成員協(xié)調(diào)的重要意義，重視組織內(nèi)部的團(tuán)隊(duì)建設(shè)，形成個(gè)人與團(tuán)隊(duì)發(fā)展協(xié)同推進(jìn)的理念，為員工的知識(shí)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(yè)單位員工作為調(diào)研樣本，雖然通過(guò)縱向收集兩輪數(shù)據(jù)控制了同源偏差，但研究結(jié)果是否適用于其他行業(yè)和地區(qū)的企業(yè)需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。其次，僅證實(shí)了個(gè)體層面上HRA 對(duì)知識(shí)共享的影響，而知識(shí)共享一直被認(rèn)為是充分利用團(tuán)隊(duì)內(nèi)各成員掌握的信息和知識(shí)，推動(dòng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新，提高團(tuán)隊(duì)競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑。因此，在團(tuán)隊(duì)層面上HRA 是否也能發(fā)揮作用，值得進(jìn)一步研究。