刘西真，赵慧军

(首都经济贸易大学 工商管理学院,北京 100070)

一、问题提出

知识是一种特殊资源，知识共享的高效性是检验资源利用效率的核心指标，更是衡量一个国家和组织的发展潜力、学习与创新能力的关键。个体在知识共享的进程中处于关键地位，是知识得以有效传播与应用的核心要素。对知识共享的研究主要集中在激励、知识类型、外部环境等方面，一些学者也验证了个体特质在知识共享中作用显著[1]。

如果说，幸福感与人的道德品质及行为相适配，就会形成人的内心和谐、社会和谐及良好的社会秩序[2]，那么，在“以人为本”的理念下，人民生活美满、工作幸福、社会和谐的愿景，以及这种幸福与和谐产生的正能量和积极行为就更应该受到推崇，并且，工作幸福感是个体独具的心理特质，可能具有让员工更积极地参与知识共享的神奇效果。当下，员工与雇主的情感联系日趋淡化，工作幸福感或许是保留和激励未来高素质员工的关键因素。

工作幸福感经历了从情感因素到情感因素和个体认知评价相综合的阶段[3-5]。黄亮(2014)把工作幸福感定义为员工在工作中的体验和效能的总体质量，包括情绪幸福感、认知幸福感、职业幸福感和社会幸福感四个维度[6]。这种定义在符合国情的基础上，把情感和个体认知评价有机结合起来，具有较高的可信度。有学者把工作幸福感作为因变量去研究，探讨激发员工工作幸福感的机理，如罗伯特和威尔班克斯(Robert& Willbanks，2012)开发了幽默车轮模型，认为幽默事件是积极影响员工幸福感的重要驱动力[7]。诸多学者证明了个人特征、工作要求-工作资源、心理资本等因素会影响工作幸福感。在工作幸福感的后果机制模型中，众多学者验证了个体和组织单元的工作幸福感所产生的积极后果(组织绩效、个人绩效、减少离职倾向、满意度、主动学习、创新、创新行为等)。

知识共享是组织和个体在不同组织氛围下知识得以传播的积极成果，与工作幸福感所产生的其他积极后果(如创新、绩效等)相比，知识共享具有更多视角(组织与个体、个体与个体、不同环境等)。对知识共享的研究集中在动机和自我效能，如有学者通过研究内部动机的两个要素(知识自我效能感和助人为乐)发现，助人为乐对知识共享态度和共享意愿有显著正向作用[8]。具有自我效能感的员工的知识共享意愿较强。工作幸福感作为一种积极心理特质与自我效能感与助人为乐的意愿关联性较强。工作幸福感强的员工应该更愿意与其他成员积极共享知识。

二、理论基础及研究假设

(一)工作幸福感对知识共享的主效应

知识共享是指组织的员工或团队通过各种渠道进行知识交换和讨论，扩大知识的使用价值，创造出新知识，从而打造企业的竞争优势。知识共同体理论强调知识共享是一种自觉进行并慷慨付出的过程, 共享动力来自责任和自我胜任感, 这是当今知识共享研究领域的重要理论思想。

鉴于工作幸福感是从个体层面探讨员工行为及其后果，因此，本文尝试从知识共享主体的视角对工作幸福感与知识共享之间的关系进行研究。社会认知理论是从“群体中的个体”视角去分析问题，因此，可以用社会认知理论来探讨工作幸福感与知识共享的关系。有学者提出社会认知理论，此理论在于探讨环境、人及其行为之间动态的相互决定关系，强调个体、环境、行为相互影响，相互依赖[9]。社会认知理论的核心是自我效能感和结果预期，个体对自己战胜困难的信念感知程度越强，就越有可能付出努力并采取积极行动，即使面对困难与失败也会不屈不挠，挑战逆境。“自我效能”是一种自我评价，是评判个人达到特定目标的能力。班杜拉(Bandura，1999)认为，“人的动机水平、情感水平和行为更多地是基于他们相信什么，而不是基于客观事实是什么”[9]。在影响自我效能感的因素中，情感的感召地位十分重要。拥有较高情感归属的员工，其主人翁意识强烈，探索新事物与追求成功信心充足，知识的自我效能感、互惠的利益及助人为乐的快乐感与知识共享的意愿正相关。与工作幸福感程度不高的个体相比，高工作幸福感的个体对组织的认同感、归属感更强烈，拥有较高的情感归属，而高的情感归属产生了高的自我效能感，进而产生高的知识共享意愿与行为。

个体的知识共享意愿属于个体心理特征，员工个体对知识共享的意愿更能决定员工的知识共享行为，它的大小也会影响知识共享后果。有学者认为，知识是员工独有的个体资源，个人知识和专长影响其在组织中的地位、声誉，甚至和利益相关，除非员工自己有意愿分享其资源，否则将无法达成知识共享目标[10]。知识拥有者是知识转移和传播的源头，其转移知识的意愿能够影响知识转移的效果和质量。冯长利等(2013)从供应链角度，论证了知识共享意愿对知识共享行为有积极的正向作用[11]。既然个体的知识共享意愿能影响知识转移的效果，那么，个人为什么会有知识共享的意愿？工作幸福感强的员工有更明显的知识共享行为吗？有学者认为，动机结构是个体知识共享行为的关键因素[12]。此外，提出归因理论的海德(Heider,1958)认为，对他人的行为进行归因解释时，必须遵循两大原则：一是情境归因，即将行为的发生归因于外部因素的影响，如个体的环境、难度、运气，这是外向归因；二是个人倾向归因，即将行为的发生归因于个体自身的特点或条件，如人格、品质、动机、情绪、能力、态度及个体独有潜质等[13]。在影响知识共享的因素中，个人倾向归因中的个体独有潜质可以解释员工的知识共享意愿。工作幸福感程度高的员工因具有独特的内在气质及心理优势，会有更强烈的知识共享意识。因此，本文提出假设：

H1：员工工作幸福感对知识共享产生正向影响。

(二)组织认同在工作幸福感与知识共享之间的中介作用

组织认同以社会认同为基础，是社会认同的特殊形式。社会认同理论指出，“个体对自己属于某团体的一种意识,伴随着其对身为该团体成员而凸现的一些价值感或情绪”[14]。此概念包含两层含义：一是个体对团体的知觉及对自己归属的认识，二是在知觉与认识后，个人会将团队与自我相连接，从而使自我与团队知觉融为一体，团队知觉将成为自我的一部分[14]。与社会认同相似，在组织中，“我们感”的形成即是组织认同感的形成，个体在意识上将自己与组织融为一体，意识上的“一体”加速了个体与组织风雨同舟的决心与行为。已有研究表明，影响组织认同的组织因素主要包括组织声誉、组织特征、组织价值观、组织公平知觉等，影响组织认同的个体因素主要包括任职年限、个性、工作满意度等。根据概念界定，员工的工作幸福感包括四个一级维度(认知幸福感、情绪幸福感、职业幸福感、社会幸福感)，其中，职业幸福感又分为三个二级维度(工作胜任、工作抱负、工作认可)。二级维度的工作认可与一级维度的社会幸福感探讨的是与组织层面相关的幸福体验，职业幸福感中的二级维度(发展抱负与工作胜任感)和认知幸福感与情绪幸福感探讨的是个人层面，这与影响组织认同的组织层面和个体层面因素相互对应，因此，员工的工作幸福感与组织认同中的几个因素具有较高的契合度。

很多研究也证明了组织认同能够明显预测个体的工作态度与行为。原因之一是组织认同降低了员工的身份模糊性，从而使个体的“我们感”强度更甚。其二是为了保持与组织之间的一致性，使自己更符合组织的期望，个体会增强自我的提升欲望，这种上进欲望会促使个体表现出更积极的态度与行为。可见，组织认同的作用机制主要是在个体与组织之间建立起信任机制，从而使个体产生归属感与目标感。人总是追求快乐和成功，总是希望争取到更多学习和提升的机会，并采取积极行动来提高情境强化的可能性。在资源保存理论中，人们为了防止潜在和实际资源的损失，会努力构建、维持和保护他们自认为宝贵的资源。拥有较多资源的个体不容易受到资源损失的攻击，且更有能力获得资源。从资源保存理论的视角来看，工作幸福感是员工所拥有的一项独特资源，拥有高工作幸福感的员工无一例外地想更持久、更高层次地拥有工作幸福感带给自身的心理满足与工作自豪感等优越体验，而这恰恰是个体归属感与目标感的心理反应，至此，高工作幸福感的员工通过组织认同在个体与组织之间架起桥梁。与低组织认同的个体相比，高组织认同的个体拥有更多的正向情感成分。拥有较高组织认同的个体不仅会与组织“同呼吸、共命运”，更会做出与产生符合组织利益的决策与行为，也会拥有较高的情感投入与工作投入。由此可见，组织认同不仅能提高个体对组织的积极认知，更能提高个体的合作意愿与奉献精神。

员工个体也因为自己是“内部人”的身份感知，而产生更强烈的主人公意识。对“家”的特殊感情使员工在工作中把“组织当成家”。“为自己干的人可以累死，为别人干的人可以闲坏，勤劳是自己干出来的，懒惰是别人管出来的”[15]。员工对组织的认同度越高，就越能接受“以组织为家”的理念，就越能做出为家多贡献一份热、多发一点光的行动。在其他客观因素不变的情况下，员工组织认同感越高就越有可能把自己的知识与他人共享，也就越有可能接受并支持组织的知识共享政策。因此，本文提出假设：

H2：工作幸福感通过组织认同的中介作用对知识共享产生影响。

(三)个人/集体主义在工作幸福感与知识共享之间的调节作用

文化感知是处于特定文化语境中的人们对客观世界的感性论证和情感体验，多用于文化差异的比较。文化差异概念的四个维度中包含个人/集体主义，个人/集体主义主要描述在个人利益与共同追求之间哪个更重要，个人主义更关注自我，集体主义认为个人利益应该服从集体利益。山本(Yamagishi，1988)发现，被认为有较强合作精神的日本人，一旦内部合作失败，如果没有外部惩罚机制，就会表现出更强的个人主义，这说明人们如果处在一个集体主义的行为规范中，就会表现出更多的集体主义[16]。于米(2011)认为，个人主义倾向下的员工会受到外部奖励及交换动机的影响，集体主义倾向的员工易受到群体层面的激励，在知识活性的调节作用下，个人主义和集体主义倾向均对知识共享行为有正向影响[17]。一般认为，充分信任的组织文化能够降低知识共享的成本，从而可以提高知识管理、企业认识和整合技术的能力。合作的团队，即拥有集体主义的团队能建立足够的团队信任，更易创造出一个知识共享的外部环境，而个人主义文化感知强的团队则会阻碍知识共享[18]。沃尔夫和劳瑞斯(Wolfe & Loraas，2008)认为，集体主义对知识共享具有正向作用，而个人主义对知识共享具有负向作用[19]。员工的个人文化感知在其知识共享的意愿中起到关键作用。路易斯(Lewis，2004)认为，为保持组织的持续竞争力与长久战略优势，需要营造出一种特定组织氛围与企业价值观，以增强员工的知识分享行为[20]。钦那内尼(Chennamaneni，2006) 认为，利他主义对个体的知识共享态度和行为具有正向作用[21]。目前，对个人/集体主义的研究更多地集中在国家层面及组织层面，较少关注个体文化层面，而文化的融合性、柔韧性决定了个人/集体主义倾向可以同时存在，进而形成不同的个体行为。因此，从个体的文化感知上去研究个人/集体主义倾向对员工个体知识共享行为的影响更加合理。特里安迪斯(Triandis，1995)认为，不论是个人主义倾向的个体，还是集体主义倾向的个体，在不同的组织氛围下，都会会基于不同的动机，而决定是否共享知识[22]。

工作幸福感强的员工对组织的认同越强，就越可能参与知识共享，但是，员工的个人文化感知在知识共享中所产生的效果不同，也就是说，员工的个人/集体主义程度的高低影响到员工的知识共享意愿与行为。与集体主义倾向的员工相比，个人主义倾向的员工因为害怕失去竞争优势，有可能不愿意参与知识共享的活动，或者参与知识共享的激情会低于集体主义倾向的员工。据此，本文提出以下3个假设：

图1 研究框架

H3：员工的个人主义倾向在工作幸福感与知识共享的关系中起到干扰调节作用，即员工个人主义倾向增强，工作幸福感与知识共享之间的正向关系变弱。

H4：员工的集体主义倾向在工作幸福感与知识共享的关系中起到正向调节作用，即员工集体主义倾向越强，工作幸福感与知识共享之间的正向关系越强。

H5：集体主义倾向的调节作用要高于个人主义倾向的调节作用，即集体主义对知识共享的影响程度大于个人主义对知识共享的影响程度。

本文的研究框架如图1所示。

三、研究方法

(一)样本来源及数据收集

本文主要借助于问卷星网站而采取网络问卷方法，并通过微信等网络媒体进行评分，样本的地域来源广泛，涉及的行业也具有多样性。回收问卷403份，剔除选项不符合逻辑及完全一致的30份问卷，共得到有效问卷373份，问卷的有效率为92.5%。在有效问卷的填写者中，女性占57%，男性占43%，年龄在26～35岁之间的占50%。

(二)测量工具

本文采用国内外比较成熟的量表。对国外的量表，采用翻译与回译的方式进行处理，以确保这些量表的有效性。除控制变量外，其他变量均采取李克特(Likert)5点计分量表进行打分(1=非常不同意，2=不同意，3=不确定，4=同意，5=非常同意)。除反向计分的条目外，分数越高，代表员工对问卷条目的认可度越高。

工作幸福感的测量采用黄亮(2014)[6]的企业员工工作幸福感量表。量表包括四个维度，分别是情绪幸福感(9 个条目，前5项是积极情绪，后4条是消极情绪，消极情绪采用反向计分)、认知幸福感(5 个条目)、职业幸福感(10 个条目)和社会幸福感(5 个条目)，共 29 个条目。

组织认同问卷包括“我与我们单位之间命运相连”等5项条目。

个人主义/集体主义倾向问卷包括“我只做自己的事情，其他同事也一样”等个人主义7条条目，以及“在做出决策时，我会与其他同事商量”等集体主义8条条目。

知识共享问卷包括“我以帮助他人为出发点，有热情并愿意共享知识”等3条条目。

(三)问卷信度和效度检验

本文采用克朗巴哈系数来测量问卷信度。工作幸福感是一个四阶概念，维度包括情绪幸福感、认知幸福感、职业幸福感和社会幸福感，四个维度的克朗巴哈系数分别为0.736,0.823,0.887,0.792，量表的克朗巴哈系数为0.914。组织认同、个人主义/集体主义、知识共享问卷的克朗巴哈系数分别为0.884,0.751,0.708,0.702,各量表的信度系数都大于0.7，因此，各测量量表的信度在可接受的范围内。

本文使用验证性因子分析考察工作幸福感量表的结构效度。鉴于篇幅限制，本文从二因子模型和三因子模型中挑选拟合程度较好的两个模型作为代表。因子分析结果显示(具体结果略)，四因子(情绪幸福、社会幸福、认幸福、职业行动)测量模型拟合度最优，因此，本文从情绪幸福感、认知幸福感、职业幸福感和社会幸福感四个维度构建模型是合理的。

此外，为确保数据具有良好的区分效度，本文对工作幸福感、组织认同、个人主义、集体主义和知识共享五个构念进行验证性因子分析。与其他的模型相比，五因子模型对数据的拟合程度最佳。五个变量区分效度较好，说明此五个变量是不同的构念。

四、数据分析及结果

(一)分析步骤

本文使用AMOS21.0软件和SPSS20.0软件进行统计分析。第一步，用Harman单因子检验来验证共同偏差对模型的影响。第二步，用克朗巴哈系数验证问卷信度同时使用验证性因子分析对问卷进行效度检验。第三步，描述性统计和相关系数检验。第四步，对理论模型进行验证。

(二)共同方法偏差检验

由于问卷所有数据均由职工填写，且仅运用问卷调查方法，因此，测量中可能存在共同方法偏差，本文进行Harman 单因子检验, 将所有变量的测量条目进行未旋转的主成分因素分析。如果得到多个因子, 且第一个因子解释的变异量没有超过40%,则表明共同方法偏差问题并不严重。本文未旋转的主成分因素分析结果显示, 共有 12 个因子的特征根大于 1,而且第一个因子解释的变异量只有 27.53%, 因此可以认为, 本文的共同方法偏差问题并不严重。

(三)描述性统计分析

表1是各变量的均值、方差、相关系数及信度系数。工作幸福感与组织认同(r=0.686,P<0.01)和知识共享(r=0.517,P<0.01)是正相关;组织认同和知识共享(r=0.430,P<0.01)正相关。假设H1、假设H2得到了初步支持。个体/集体主义与工作幸福感(r=0.407,r=0.423,P<0.01)、组织认同(r=0.297,r=0.338,P<0.01)、知识共享(r=0.292,r=0.347,P<0.01)均正相关。假设H3、假设H4、假设H5得到初步支持。

表1 变量的描述性统计、相关系数及信度 (n=373)

表1(续)

注：***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05，对角线上的括号内数值表示各观察变量的信度克朗巴哈系数值。

(四)组织认同的主效应及中介效应检验

为预测工作幸福感对知识共享的主效应，组织认同在工作幸福感和知识共享之间的中介作用，本文采用经典方法来检验。层次回归的结果见表2。

表2 多层线性回归结果(n=373)

注：***表示P<0.001,**表示P<0.01，*表示P<0.05。

假设1预测工作幸福感对知识共享的主效应具有正向影响，即随着工作幸福感的提高，员工的知识共享意愿将会提升。如表2中的模型1所示，在控制了员工的性别、年龄、教育水平、工作性质和工作年限的条件下，工作幸福感对知识分享具有显著的影响(r=0.531,P<0.001)。因此，假设H1得到验证并同时满足中介效应检验的第一个条件。如模型2所示，工作幸福感对组织认同有显著的正向影响(r=0.678,P<0.001)，这满足中介效应的第二个条件；如模型3所示，当自变量和中介变量同时对因变量进行回归时，工作幸福感对知识共享的影响有所减弱(r=0.42,P<0.001)，这说明组织认同对知识共享是部分中介作用，这满足中介作用的第三个条件。因此，假设H2得到验证。

(五)个人/集体主义的调节效应检验

本文采用层次回归分析方法检验个人/集体主义对工作幸福感与知识共享之间关系的调节效应。具体分析结果如表3中的模型4、模型5、模型6、模型7、模型8所示。模型4为检验控制变量的效用，模型5是在模型4的基础上加入中心化的工作幸福感、个人主义倾向，模型6在模型5的基础上，将中心化的工作幸福感与个人主义倾向的乘积项引入回归模型。模型7的操作步骤同模型5，模型8的操作步骤同模型6，不同之处是把个人主义倾向更换为集体主义倾向。由模型6、模型8可知，工作幸福感与个人/集体主义的乘积项对工作幸福感与知识共享之间关系有显著的影响(r=-0.098,P<0.05；r=0.2,P<0.05)。因此假设H3、假设H4得到了验证。工作幸福感与个人主义倾向的乘积项为负值(r=-0.098)，而与集体主义倾向的乘积项为正值(r=0.2)，这说明集体主义倾向对知识共享的调节作用要高于个人主义倾向的调节作用，即集体主义对知识共享的影响程度大于个人主义对知识共享的影响程度。因此假设H5得到验证。

加入个人/集体主义与组织认同的乘积项后，模型6相对于模型5得到改善(ΔF=4.591，P<0.05)，回归方程F值为 19.218(P<0.001)，回归方程显著，R2增加0.014；模型8相对于模型7得到改善(ΔF=1.792，P<0.05)，回归方程F值为 16.175(P<0.001)，回归方程显著，R2增加0.016。这说明个人/集体主义倾向与工作幸福感的交互项比个人/集体主义倾向单独作用于知识共享更有说服力，因此，调节效应显著，从而可以证明假设H3、假设H4成立。

表3 多层线性回归结果 (n=373)

注：***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05，工作幸福和个人/集体主义均做了中心化处理。

五、讨论

(一)主要结论与启示

目前，对工作幸福感的研究主要集中在经济学、组织行为学领域，研究角度也集中在前因变量和结果变量及相关机制，在结果变量的研究上，关注工作幸福感与创新关系的较多，对工作幸福感与知识共享关系的研究鲜见。在知识共享可以大幅提高工作效率、提升组织凝聚力与创造力的条件下，找到一种既能使员工感到幸福，又能提升组织绩效的蹊径迫在眉睫。因此，本文侧重于探究工作幸福感对知识共享的作用机制，以拓宽学术界对二者关系的研究视野，同时也有助于企业界找到加强组织知识共享氛围的途径。主要结论如下：

第一，本文以员工的工作幸福感作为切入点，从社会认知理论、组织认同及文化感知三者相结合的视角，构建工作幸福感与知识共享关系的理论模型并进行验证。研究结果显示，工作幸福感对知识共享有积极正向影响，组织认同在二者之间起到部分中介作用。尽管不同的个体文化感知不同，但其个人主义倾向和集体主义倾向均可能参与知识共享。基于文化感知的个人/集体主义倾向对工作幸福感与知识共享之间关系起调节作用，但是，个人主义倾向干扰了工作幸福感对知识分享的正向影响，集体主义对工作幸福感与知识共享关系的影响程度较强。第二，本文以社会认知理论为基础，从个体特质的视角验证了幸福感高的员工更愿意参与知识共享，同时，又从文化感知层面去检验两种文化差异下员工知识共享的方向和大小，理清了组织认同的中介效应及个人/集体主义调节效应的作用机理。本文不仅丰富了工作幸福感与知识共享关系的理论基础，而且弥补了从个体文化差异视角去研究工作幸福感与知识共享关系的不足，为探讨二者关系提供了理论依据。第三，工作幸福感既是员工追求的目标，也需要管理部门关注。高工作幸福感的员工因为对组织认同从而更愿参与知识分享。建立起组织的知识共享氛围及能让员工感觉幸福的工作环境，有利于组织呈现出和谐、互助的高效运行状态。

(二)研究局限性

第一，本文采用截面数据，然而截面数据无法严格满足构念间的因果关系的各种条件，且由于所有数据均来自员工在同一时点的自我报告，容易产生同源偏差。另外，工作幸福感与人的情绪相关，在不同时点，情绪会产生波动和变化，这些变化在截面数据中并不能得到很好的验证。第二，为方便取样，本研究采取网络问卷获取数据，且问卷多集中在微信朋友圈，尽管地域覆盖面相对较广，但答卷人受教育程度相对较高、年龄分布比较集中，可能存在样本代表性等问题。第三，研究构念存在局限。工作幸福感的研究处于早期，尚没有形成相对权威的定义，开发的量表少，量表选择的余地小。

(三)未来研究方向

第一，本文从员工特质的角度验证了工作幸福感对知识分享的积极正向影响。但是，组织环境也是影响知识共享的关键因素，未来可以从个体与组织跨层的角度去探究工作幸福感对知识共享的影响。第二，为了克服截面数据的同源偏差及工作幸福感受情绪波动的影响，未来对工作幸福感的研究可以采用动态研究的方法，以探究工作幸福感对知识共享及其他结果变量的作用。第三，工作-家庭是两个不分伯仲的环境条件因素，工作产生的压力与冲突会传导至家庭领域，然而，二者的和谐才是每个人的初衷，工作幸福感是否有促进家庭和谐的功效？运行机制是什么？未来需要学者去探究。第四，根据调查，不同年龄的员工对工作幸福感的理解与感悟不同，不同的理解与感悟是否因为年龄及代际的差异所造成？不同的理解与感悟能否证明工作幸福感在代际存在差异？是影响因素的差异还是作用机制的差异？其对知识共享的作用机制是否一致？未来需要从年龄、性别等变量上去探究工作幸福感对知识共享的影响。第五，在中介变量的选择上，未来需要去探讨除组织认同外，是否还有其他中介变量可以对知识共享产生作用，如个体的组织承诺、心理资本、组织支持、工作要求、工作资源、工作-家庭支持等。