人力资源管理动机归因如何催生员工的知识共享？

（江南大学商学院，江苏无锡 214122）

在知识经济时代，仅仅依靠传统资产不再能保证组织的长期生存，人力资源作为重要的战略资产，对于提升企业竞争优势的意义已在理论与实践界达成共识［1］。过去10 年，人力资源管理（HRM）领域主要集中于内容型HRM 研究，考察人力资源实践内容本身的优缺点如何影响企业的战略目标。近年来，越来越多的学者开始关注过程型HRM 研究，强调员工心理过程的重要性，认为人力资源实践的效果并不是按预期的设想自动产生的，员工首先会先积极地感知、认识、构想和推断人力资源实践，继而做出反应［2］。

过程型HRM 研究以归因理论为基础，提出人力资源管理动机归因（human resources attribution，HRA）的概念，以描述员工如何理解组织人力资源管理实施的动机［3］。组织的整套HRM 实践可以看作一个信号系统，持续地向员工发送信号［4］。归因是对信号的解读，员工接收到组织的人力资源系统的信号后，可能认为HRM 实践（如绩效工资）是为了员工福祉，产生承诺型HRA；也可能认为是为了剥削员工，产生控制型HRA，经历信号编码与接收的过程，同一套HRM 政策对于不同员工产生了差异化的效果。作为解开人力资源实践与组织绩效之间“黑箱”机制的关键一环，近年来国外已有一系列研究对于HRA 如何影响员工态度与行为展开探索，Karina 和Beijer［5］调查发现，高绩效人力资源管理系统通过HRA 影响员工组织承诺；Chen 和Wang［6］研究显示，HRA 通过组织支持感影响个体绩效。

知识共享是组织知识管理能力的重要组成部分，对于提升企业绩效和竞争优势具有不可替代的作用［7］。人力资源管理实践是影响员工知识共享行为的有效途径，史富文［8］研究发现，人力资源管理实践对知识共享水平具有显著影响。Flinchbaugh 等［9］实证研究指出，高承诺人力资源实践显著提升员工的知识共享行为。然而上述研究均为内容型HRM 研究，考察HRM 本身的特点对于知识共享的影响，过程型HRM 研究几乎没有关注人力资源实践如何影响组织知识管理能力。已有学者呼吁，与人力资源政策相关的心理变量对知识共享行为的影响需要进一步探索［10］。组织的人力资源管理实践如何通过员工的主观心理体验发挥作用，催生员工的知识分享行为？该问题成为本文关注的焦点。

知识经济为组织带来的另一重大变化，反映在团队工作方面。随着工作性质的变化，仅凭一己之力已经难以完成复杂性、挑战性的任务，团队取代个体成为工作组织的基本结构单元。同时，团队中的个体不是孤立存在的，其角色和任务嵌入在团队中，团队成员为彼此提供必要的灵感、信息、资源和支持［11］，成员之间的工作任务紧密相依，任务互依成为团队运行过程中的一个重要任务情景。在高任务互依性的环境中，个体需要与其他团队成员进行频繁的交互，其任务的完成情况也受到其他成员的影响，团队中的成员对这一任务环境的感知又会如何影响知识共享过程？

由此，本文从社会认同的理论视角，剖析员工人力资源管理动机归因影响知识共享的内在机理，构建被调节的中介模型，尝试解答员工对组织人力资源管理实践的动机进行判断，如何影响其知识共享行为，同时探讨任务互依性的调节作用，为企业的人力资源管理实践提供参考。

一、理论基础与研究假设

（一）人力资源管理动机归因与知识共享

关于HRM 对于员工的作用，战略人力资源管理领域一直存在着理念分歧。统一主义观点认为，组织的目标和员工的利益是一致的，对组织好就是对员工好。高绩效工作系统的部分研究发现支持了这一观点，Piening 等［12］研究发现员工感知到的高绩效工作系统与个体的工作满意度积极相关。相反，多元主义观点认为，企业管理层和员工的利益之间存在根本的差异，组织对利润的需求凌驾于员工幸福之上［13］，人力资源管理实践只是控制和监控员工的工具。相关研究发现，员工感知到的人力资源管理实践提升了员工的压力感［14］。然而现有关于人力资源管理的理念的讨论大多从组织的角度出发，从而产生了以上矛盾的研究结论［15］。本文认为，应当关注员工对HRM 管理动机的评价，因为员工对管理理念的认知和判断影响着雇主与员工关系的本质［3］。

归因理论为上述分歧找到了出口，基于归因理论，个体不是对外部事件本身作出反应，而是对他们判断的事件发生的原因作出反应［16］。人力资源管理动机归因从信号接收端的角度，解读了战略人力资源的两种管理理念，指员工会对组织的人力资源政策和实践（如培训、福利、招聘、薪酬和员工管理办法等）背后的管理动机进行理解、判断、解释，其本质是员工对工作环境进行意义建构的方式，是一种认知。承诺型HRA 指员工将组织人力资源管理动机归因为帮助员工提高产品或服务的质量并提升员工的幸福感；控制型HRA 指员工将组织人力资源管理动机归因为尽量降低成本并从员工身上获得最大的产出。

知识共享指个体在一定范围内（组织、团队、社区等），通过各种手段和途径，自愿向他人提供与解决问题、发展创意或改进流程等相关的知识、经验、观点的行为，是一种利组织积极行为［17］。做出承诺型HRA 的员工判断组织的人力资源实践是为了员工幸福感提升和工作质量的提高，感受到组织服务顾客的社会责任，出于对组织价值观的认可，员工将自己视为组织的“内部人”，愿意为组织付出，产生更多的主动性行为。同时，员工感受到组织对于员工幸福的重视，会认为组织在寻求与员工建立长期关系，基于社会交换过程，员工同样会将自己的知识与技能共享出去作为回报。

另一方面，做出控制型HRA 的员工判断人力资源政策的目的为降低成本与剥削员工，感受到组织对员工幸福的忽视。在这种情况下，员工会认为组织没有履行对员工的责任，也低估了员工的价值。从而在团队互动中表现出较少的协作、利他行为，可能降低知识共享的水平。由此提出如下假设：

承诺型HRA 对知识共享有正向影响（H1a）；

控制型HRA 对知识共享有负向影响（H1b）。

（二）人力资源管理动机归因与组织认同

社会认同理论指出，作为个人自我概念的一部分，社会认同源于个体对依附于一种群体成员资格的共同价值重要性的认识［18］。组织认同在社会认同的基础上发展而来，本质上是与组织统一性的感知，反映了员工的自我概念在多大程度上与组织融合。Hogg 和Terry［19］研究表明，自我提升和减少不确定性两种心理动机共同激发了组织认同。

首先，社会认同理论认为，当个人认为一个组织拥有良好声誉时，组织的成员身份会增强他们的自尊，由此他们会对组织产生更强烈的认同［20］。员工将组织人力资源管理动机归因为帮助员工给顾客提供更好的产品和服务时，能够感受到组织的社会责任，利他的组织形象使员工感受到了组织成员身份带来的自豪感，提升其自我概念，从而增强组织认同。同时，员工将组织人力资源管理动机归因为提升员工幸福感时，他们会认为组织在以积极的方式对待员工并为其提供稳定的经济或社会情感资源，减少了员工的不确定性，员工会将组织的价值和利益视为自己的，并将其整合到自我概念中，认为自己与组织成为“命运共同体”，通过对组织的心理投资产生更高的组织认同［21］。

反之，员工将组织人力资源管理动机归因为保持低成本时，员工将自己视为企业的“成本”，随时面临企业成本削减带来的辞退风险，感受到的不确定性提升，从而降低了组织认同。员工将组织人力资源管理动机归因为从员工身上获得最大的产出时，员工产生“被剥削感”。社会认同理论指出，社会认同过程加剧了由相对剥夺产生的不满情绪，因此此时员工更有可能认定所在组织为“自私”的组织，从而极大地降低了个体的组织认同感［22］。由此，提出如下假设：

承诺型HRA 对组织认同有正向影响（H2a）；

控制型HRA 对组织认同有负向影响（H2b）。

（三）组织认同的中介作用

对于人力资源管理系统影响员工的态度和行为的确切过程，以往研究大多以社会交换理论解释，然而近年越来越多的研究认为，社会认同理论具有超出互惠原则之外的解释力［22］。社会认同理论指出，认同的实现过程是促使个体从认同对象（即组织）处获得目标感和依附感，从而引导个体表现出组织所期望的行为与态度。本文关注组织认同这一概念，已有大量研究证实了组织认同对知识共享行为的预测作用［23］。同时，前文论述了HRA 显著影响组织认同与知识共享，由此，组织认同在HRA 与知识共享间发挥中介作用。

做出承诺型HRA 的员工，从组织的人力资源实践中感受到来自组织的关怀、支持与尊重，此时员工出于对组织价值观的认可，产生更高的组织认同。当个体的组织认同较高时，强化了个体与组织的利益、心理关联以及身份感，促使其表现出更多的利组织行为，员工会以超出“义务”的心态进行知识共享。相反，做出控制型HRA 的员工，从人力资源实践中感受到来自组织的利用、剥削与压榨，削弱了个体的组织认同。个体的组织认同较低时，会减少对组织的“投资”，员工知识共享的频率和质量随之降低。由此，提出如下假设：

组织认同在承诺型HRA 和知识共享之间起中介作用（H3a）；

组织认同在控制型HRA 和知识共享之间起中介作用（H3b）。

（四）任务互依性的调节作用

已有研究指出，组织、团队、个体等变量共同构成了知识共享影响机制的分析框架。本文认为，团队成员对任务环境的感知，是HRA 影响知识共享的重要边界条件，由此聚焦于任务互依性这一任务特征。任务互依性指团队成员为了完成工作而向其他成员提供信息、材料和支持的程度［24］。本文将任务互依性视为个体层面变量，因为团队中的个体区分并承担了不同的工作任务，因此个体在团队中可能感知到不同程度的任务互依性［25］。

首先，高任务互依性的个体需要与其他团队成员进行广泛与频繁的互动，以获得完成任务的关键资源，这一过程使得团队成员之间对于彼此的能力与专长更加熟悉［26］。根据角色理论，每位员工都在团队中扮演自己的角色，其角色集内的成员（如同事、主管等）会根据员工的角色设定对其产生期望。个体为了满足来自其角色集内成员的期望，会更加积极地共享自己擅长领域的知识，为团队成员提供帮助。其次，高任务互依性团队的任务完成情况与每位团队成员的任务进度息息相关，员工需要共享自己的知识与技能以确保团队任务顺利完成。

换言之，任务互依性正向调节了组织认同与知识共享之间的关系，任务互依性越高，承诺型HRA 通过组织认同对知识共享的正向影响越会得到强化，控制型HRA 通过组织认同对知识共享的负向影响越会得到弱化。基于此，提出假设：

任务互依性正向调节组织认同在承诺型HRA与知识共享关系间的中介效应。当任务互依性较高时，承诺型HRA 通过组织认同对知识共享产生的正向影响较强（H4a）；

任务互依性正向调节组织认同在控制型HRA与知识共享关系间的中介效应。当任务互依性较高时，控制型HRA 通过组织认同对知识共享产生的负向影响较弱（H4b）。

综上所述，本文构建理论研究模型，如图1所示。

图1 理论模型

二、研究方法

（一）研究样本

调查问卷在我国江苏省8 家企事业单位进行抽样，涉及餐饮、医院、制造多个行业，其中生产制造业占样本总数的23.60%、酒店服务业51.50%、公共事业单位24.90%。两轮调查各发放问卷700 份，第一轮回收问卷679 份，第二轮回收问卷630 份，共得到有效配对问卷615 份，删除不合格问卷后剩余602 份有效配对样本。样本中，男性占比37.80%，女性占比62.20%；员工平均年龄31.1 岁，其中24 岁以下占33.00%，25～34 岁占40.80%，35～44 岁占17.10%，45 岁以上占9.10%；大专以下学历占48%，大专及以上学历占52%；服务年限3年以下占45.55%，3 年以上占46.55%。

（二）测量工具

人力资源管理动机归因：采用Nishii 等［3］开发的HRA 量表，分为承诺型HRA 和控制型HRA 两个独立维度各10 个题项，要求组织员工分别对组织员工培训、员工福利、聘用政策、薪酬水平、员工管理办法5 种人力资源管理政策的动机进行判断。人力资源归因的Cronbach’sα为0.856，KMO 为0.881。

组织认同：采用Smidts 等［27］开发的组织认同量表，共5 个题项，样题如“我为自己为这个组织工作感到骄傲”。组织认同的Cronbach’sα为0.718，KMO 为0.743。

知识共享：采用Bock 和Kim［28］开发的量表来测量知识共享，含4 个题项，样题如“在工作中，我与同事共享我的工作经验”。知识共享的Cronbach’sα为0.755，KMO 为0.750。

任务互依性：采用Pearce 和Gregersen［24］开发的任务互依性量表，由个体报告他们工作目标的完成在多大程度上依赖于团队成员，含3 个题项，样题如“我必须经常与他人协调我的工作”，任务互依性的Cronbach’sα为0.880，KMO 为0.872。

控制变量：为了使研究结果具有普遍性，本文将性别、年龄、教育程度等人口统计学变量作为控制变量，以求更为准确地解释HRA、组织认同与知识共享等变量间的影响关系。

三、实证分析

（一）共同方法偏差分析

采用Harman 单因素检验方法，对可能存在的共同方法偏差进行检验。结果显示，各变量内部结构清晰，第一个主成分解释变异23.583%，未占到总变异解释量（60.879%）的一半。共线性检验结果表明，各变量的容忍度在0.940～0.724，方差膨胀因子（VIF）在1.064～1.380，远低于推荐临界。因此同源偏差和共线性问题均未对本文造成严重影响。

（二）区分效度检验

使用Mplus7.0 软件对收集的有效样本数据进行验证性因子分析，结果见表1。在研究模型中，检验了承诺型HRA 和控制型HRA 的区分效度，同时由于组织认同、任务互依性与承诺型HRA 三者之间相关系数均超过0.4，故将三者逐步区分。由表1 可知，承诺型归因、控制型归因、组织认同、任务互依性、知识共享组成的五因素模型拟合指标数据明显优于其他4 个比较模型（χ2=1855.22；RMSEA=0.054；CFI=0.967；TLI=0.956；SRMR=0.052）。由此可见，本文模型整体拟合度达到参考标准，研究变量之间相互独立。

表1 变量区分效度检验

（三）描述性统计

所有变量之间的相关系数、均值和标准差见表2。由表2 可知，承诺型归因与知识共享（r=0.175，p＜0.01）呈显著正相关；控制型归因与知识共享（r=-0.164，p＜0.01）呈显著负相关；组织认同与知识共享（r=0.234，p＜0.001）呈显著正相关。相关性分析结果支持了部分研究假设，为后续分析提供了初步依据。

表2 主要指标间的均值、标准差及相关分析（N＝602）

（四）假设检验

构建结构方程模型考察人力资源归因与知识共享的关系，使用Mplus7.0 软件对研究假设进行检验并得出分析结果，结构方程路径系数见表3。

表3 结构方程路径系数

1.主效应检验

构建承诺型HRA 和控制型HRA 对知识共享的影响模型检验H1a、H1b。表3 中M1 显示，在控制了性别、年龄、教育程度的影响后，模型拟合指数分别为χ2＝817.687，df＝315，χ2/df＝2.596，RMSEA＝0.072，CFI＝0.858，TLI=0.844，模型拟合尚可。承诺型HRA 影响影响知识共享的路径系数为0.126（p＜0.01），控制型HRA 影响影响知识共享的路径系数为-0.112（p＜0.05），即个体对组织的人力资源政策做出承诺型归因时，知识共享行为提升，做出控制型归因时，知识共享行为下降，H1a、H1b 得到验证。

2.中介效应检验

构建承诺型HRA、控制型HRA 通过组织认同影响知识共享的中介机制模型。表3 中M2 显示，模型拟合良好（χ2＝858.696，df＝356，χ2/df＝2.596，RMSEA＝0.049，CFI＝0.936，TLI=0.927）。组织认同影响知识共享的中介效应显著（β=0.337，p＜0.001），此时承诺型HRA（β=0.031，p＞0.05）、控制型HRA（β=-0.050，p＞0.05）对知识共享的影响由原来的显著变为不显著，说明在HRA影响知识共享的过程中，组织认同起完全中介作用。表4 显示了基于5000 个Bootstrap 样本导出的偏差校正置信区间（bias corrected CI），Bootstrap 检验支持中介效应显著的结果。承诺型HRA 通过组织认同影响知识共享的中介效应显著（β=0.059），偏差校正置信区间不包括0（0.014，0.103）；控制型HRA 通过组织认同影响知识共享的中介效应显著（β=-0.015），偏差校正置信区间不包括0（-0.032，-0.002）。综上，H2、H3 得到验证。

表4 Bootstrap 分析方法的中介效应检验

3.调节效应检验

构建被调节的中介模型，表3 中M3 显示，模型拟合良好（χ2＝893.172，df＝386，χ2/df＝2.236，RMSEA＝0.050，CFI＝0.922，TLI=0.030）。为检验任务互依性的调节作用，本文使用Hayes 提出的系数乘积法进行被调节的中介效应分析，即通过检验交互项与因变量之间路径系数乘积的显著性判断调节效应是否显著。同时根据Edwards 和Lambert［29］提出的差异分析法进一步进行验证，即通过直接检验中介效应之差的显著性判断被调节的中介效应是否显著。表4 中M3 显示，在HRA 通过组织认同影响知识共享的路径中，任务互依性与组织认同的交互项对知识共享的影响显著（β=0.135，p＜0.01），任务互依性的调节效应成立。

进一步，Bootstrap 分析的有调节的中介效应检验结果见表5。结果显示，在高任务互依性组中（均值之上一个标准差），承诺型HRA 通过组织认同到知识共享的中介效应值为0.069（p＜0.01），95%的偏差校正Bootstrap 置信区间为［0.034，0.114］，不包含0；在低任务互依性组中（均值之下一个标准差），承诺型HRA 通过组织认同到知识共享的中介效应值为0.014（p＞0.05），95%的偏差校正Bootstrap 置信区间为［-0.032，0.058］，包含0；任务互依性高低组之间间接效应差异的效应值为0.054（p＜0.01，CI［0.014，0.102］）。说明在互依性更强的任务环境中，组织认同在承诺型HAR 与知识共享之间的中介效应显著增强。

表5 Bootstrap 分析方法的有调节的中介效应检验

在高任务互依性组中（均值之上一个标准差），控制型HRA 通过组织认同到知识共享的中介效应值为-0.012（p＜0.05），95%的偏差校正Bootstrap置信区间为［-0.032，-0.001］，不包含0；在低任务互依性组中（均值之下一个标准差），控制型HRA 通过组织认同到知识共享的中介效应值为-0.002（p＞0.05），95%的偏差校正Bootstrap 置信区间为［-0.017，0.004］，包含0；任务互依性高低组之间间接效应差异的效应值为-0.009（p＜0.05，CI［-0.029，-0.001］）。说明在互依性更强的任务环境中，组织认同在控制型HAR 与知识共享之间的负向中介效应显著削弱。

综上，在高任务互依性的环境下，承诺型HRA 通过组织认同产生了更高水平的知识共享，控制型HRA通过组织认同降低的知识共享水平得到缓和，即任务互依性提升了组织认同与知识共享之间的正向关系，进而正向强化了中介效应，H4a、H4b 得到验证。

五、结论与讨论

（一）研究结论

基于社会认同理论，利用602 份员工数据检验了人力资源管理动机归因对知识共享行为的影响及其作用机制，分析了组织认同的中介作用以及任务互依性的调节作用。

首先，在控制了性别、年龄、教育程度的基础上，证明了HRA 对知识共享的影响作用。本文提出的H1a、H1b 描述了承诺型与控制型HRA 对知识共享具有显著的正向影响作用，获得了实证检验的支持。其次，本文依托社会认同理论，证明了组织认同在HRA 与知识共享之间的中介作用。实证结果支持了H2、H3，表明组织认同完全中介了HRA 对员工知识共享行为的影响。最后，本文发现组织认同在HRA 与知识共享关系中的中介作用具有情境性，实证检验了H4a、H4b，表明HRA 影响员工知识共享的过程受到任务互依性这一边界条件的限制，即当任务互依性较高时，承诺型HRA 通过组织认同对知识共享产生的正向影响较强，控制型HRA 通过组织认同对知识共享产生的负向影响较弱。

（二）理论意义

首先，本文从微观层面的心理渠道探索了HRM 与员工利组织积极行为之间的关系。过程型HRM 属于尚未成熟的研究领域，HRA 仍是一个有待发展的理论。现有HRA 的影响效应研究大多基于社会交换理论的互惠原则，尽管这些研究对于理解理解HRA 的影响机具有十分重要的意义，但却局限于HRM 政策本身的外在引导，而忽视了员工对组织的内在认同，导致员工的利组织积极行为缺乏内在的动机支撑。本文基于社会认同的理论视角证实了HRA 对于知识共享的影响过程，丰富了HRA 理论，启发未来研究从更多的理论视角如资源保存理论等，探讨HRA 的影响效应，同时呼吁未来研究基于HRA 的视角对员工的利组织积极行为做更为广泛的探讨。

其次，本文将HRA 理论运用到知识管理领域，丰富了知识共享的研究视角。以往研究多从工作设计、团队关系等角度探索知识共享的影响前因，本文从组织环境因素（即组织人力资源政策和实践）和员工对管理动机归因的角度出发，在个体心理层面验证了承诺型HRA 对于提升员工知识共享行为的显著积极作用，拓展了知识共享的研究视角，对知识共享的研究框架做出了有益的补充。

（三）管理启示

在知识经济时代，企业如何设计并实施人力资源政策和实践，以激发员工的工作热情，促使员工在工作中产生更多利组织积极行为，成为学界关注的重要命题。企业的人力资源管理政策有必要重视员工的培训和发展项目，传递组织支持、尊重、关爱员工的管理理念，同时主动承担更多的社会责任，引导员工认可自己组织成员的身份并为之感到自豪，提升员工对企业的归属感和认同度，从而提升知识共享行为。同时，在高任务互依性环境中，团队成员之间的联系更加紧密，通过强化个体对组织的归属感而使其自发产生利组织的行为。因此企业在进行工作设计时需要认识到团队内部互动和成员协调的重要意义，重视组织内部的团队建设，形成个人与团队发展协同推进的理念，为员工的知识共享行为提供沃土。

（四）研究局限与展望

本文仍然存在一定的局限性。首先，受研究资源的局限，仅集中选取了江苏的部分企事业单位员工作为调研样本，虽然通过纵向收集两轮数据控制了同源偏差，但研究结果是否适用于其他行业和地区的企业需要进一步检验。其次，仅证实了个体层面上HRA 对知识共享的影响，而知识共享一直被认为是充分利用团队内各成员掌握的信息和知识，推动团队创新，提高团队竞争力的重要途径。因此，在团队层面上HRA 是否也能发挥作用，值得进一步研究。