摘 要：文章在修正TPB的基础上，通过对江苏省通讯业员工知识共享行为的实证调研，试图揭开知识共享行为发生的内在机理，研究结论包括：（1）个体知识共享意愿和外部控制对知识共享行为有积极影响；（2）外部控制在知识共享意愿和行为之间起到正向调节作用；（3）知识共享的态度、主观规范和内部控制有助于促进知识共享意愿的提升。该研究不仅完善了TPB，并为TPB在知识共享领域的应用提供了新的证据。
关键词：知识共享行为 修正TPB 通讯业知识型员工
中图分类号： G203 文献标识码： A 文章编号： 1003-6938（2012）05-0058-07
面对瞬息万变的生存环境，国内外企业纷纷采用了知识管理来洞悉和挖掘员工的知识价值，以获取可持续的竞争优势。知识管理被定义为“创造、获取、记录、分享和使用知识的过程”[1]。在这些知识管理活动中，知识共享被视为核心的议题，其原因主要体现在两个方面：（1）知识的资本面：知识并没有一般资源报酬效益递减的现象，恰恰相反，知识越分享越会发挥其价值，并能产生1+1>2的叠加效应；（2）知识的绩效面：企业内部的专门知识常有特定性，因而难以向外采购而只能靠内部共享实现转移，如果知识无法共享则会造成企业内重复开发的浪费与重蹈覆辙的成本损失。
虽然知识共享对企业高效管理知识的重要性不容小觑，然而在企业知识管理的实践中，以知识共享的实现最为困难[2]。“物以稀为贵”的组织经济逻辑教育员工惯性地囤积或匿藏知识。尤其是在处于转型期的中国背景下，员工普遍具有规避不确定性风险的意识，往往倾向于“留一手”以保护自身在企业内的地位。因此，“改变个体共享知识的行为”俨然已成为我国企业推行知识管理面临的最大挑战。本研究以江苏省通讯业知识型员工为研究对象，旨在探究组织内部知识型员工知识共享行为发生的内部机理，以期为我国企业推进员工知识共享行为提供综合分析的理论模型和具有可操作性的对策建议。
1 基础理论
1.1 TPB简介
社会心理学认为，个体的一般行为在发生以前会受到一定意图的驱使。根据这种“意图——行为”模式的研究思路，Fishbein和Ajzen[3]提出了著名的理性行为理论（Theory of Reasoned Action，简称TRA），用于预测及解释个体理性行为的发生。依据TRA，个体对某种行为的态度和主观规范决定了个体是否会萌发行为的意愿，而个体的行为意愿又进一步决定了个体是否会产生该行为。
虽然TRA是研究理性行为的基础理论之一，但长期以来一直有学者批评TRA对于某些行为并未有足够的解释力[4]，其原因在于：TRA假定个体是否采取某一特定行为是完全出于个体理性的掌控，然而现实中个体行为的发生常常受到能力、情绪、习惯和无意识反应等非理性主观因素的影响，也会受到诸如机遇、信息、时空等非理性客观因素的制约。为了弥补TRA的缺陷，Ajzen[5]在TRA基础上增加了一项名为“感知的行为控制”的新构念，进而提出了计划行为理论（Theory of Planned Behavior，简称TPB）（理论模型见图1）。
[AB][SN][PBC][BI][B] [图1 TPB理论模型图]
其中：B（Behavior）为个体行为；BI（Behavior Intention）为个体的行为意愿；AB（Attitude towards the Behavior）是个体对某种特定行为的态度，即个体对行为所持有的正面或负面的情感或认知；SN（Subjective Norm）是个体对某种特定行为的主观规范，即个体在采取行为时所感受到的外界压力；PBC（Perceived Behavioral Control）为个人预期在采取某一特定的行为时自己所感受到可以控制的程度。由模型图不难得出：个体的行为意愿由个体对行为的态度、主观规范以及感知的行为控制三者所决定，而个体的行为又可以由行为意愿和感知的行为控制进行预测。尤其当某些特定行为不完全由个人意志所能控制时，PBC对“意图——行为”关系起着举足轻重的作用[5]。
1.2 TPB的修正
在最初的TPB中，PBC是一个一维构念。然而这种一维的界定使得学者们在研究PBC如何影响行为及意愿的结论难以达成统一。例如在一些研究中，PBC作为内生因素被认为可以直接影响行为意愿[5-6]。而在另一些研究中，PBC作为外生因素，被认为可以直接影响行为，或在行为与意愿之间起到调节作用[7]。为了探究PBC在知识共享行为中扮演的角色及其作用，Conner和Armitage开创性地对PBC进行了多维界定，认为PBC可被划分为内部控制和外部控制两种类型。内部控制被描述为个体对执行某一行为的自信程度感知；而外部控制被描述为个体对那些有助于推进或阻碍行为的情境因素感知[8]。
本研究在Conner和Armitage研究成果的启发下，亦将PBC划分为两个维度，并提出了修正的TPB理论模型（见图2）。本研究认为：一方面，当个体拥有较高的内部控制时，说明他相信自己有足够的能力可以轻松地完成该行为，这种自信会导致他有强烈的发生该行为的意愿，因此内部控制可以直接影响行为意愿。另一方面，较高的外部控制不仅有助于个体行为的直接发生，而且在个体行为与意愿之间能起到调节作用[9]。具体而言，当个体的行为不能完全受到主观意志控制时，当个体拥有较高的外部控制（即个体感觉到外界情境因素有助于行为发生），那么个体从行为意愿到行为发生的可能性就会增强，反之，则减弱。2.1 知识共享意愿、外部控制与知识共享行为
在知识共享的情景中，知识共享行为是指组织内部的个体将自己的知识贡献给他人，从而与对方共同拥有知识的行为；知识共享意愿特指个体愿意与他人共享知识的主观倾向程度；外部控制特指个体对影响知识共享行为的各种外界情景因素的感知。
依据TPB，个体的行为意愿直接决定了行为的产生[5]，当个体表达出对某种行为强烈的意愿时，他会更加致力于该行为的实现。这一结论在心理学、消费行为学等领域的研究中均得到了证实[10-12]。在知识共享领域，Bock和Kim[13]对韩国4家大型公共组织的467名知识型员工的研究也发现：知识共享的意愿对知识共享的行为有促进作用（β=0.08，p<0.05）。基于此，本研究提出如下假设： 假设1：知识共享意愿会正向影响知识共享行为。
依据本研究提出的修正TPB，个体的外部控制有助于个体行为的发生。在企业实践中，个体知识共享行为的发生往往会超出个体自身所能掌控的范畴。而当个体对知识共享行为的外部控制感知较高时，说明个体感受到其具备了执行知识共享行为所需的时间、空间、信息技术等客观资源，因而更有利于个体知识共享行为的产生。基于此，本研究提出如下假设：
假设2：外部控制会正向影响知识共享行为。
2.2 知识共享的态度、主观规范、内部控制与意愿
知识共享的态度特指个体对知识共享行为正面或负面的评价；知识共享的主观规范特指个体对外界群体希望其进行知识共享行为的感知；内部控制特指个体对执行知识共享行为的自信程度的感知。
依据TPB，个体的态度和主观规范对个体行为意愿产生积极作用。具体而言，一方面，当个体对某一行为持有积极态度时，个体会自发地提高行为的意愿；另一方面，当个体感受到来自外界的压力时，个体会有意愿表现出，接受外界赞许的行为。在知识共享领域，一些学者的研究证实了知识共享的态度、主观规范和意愿的关系。例如：Ryu和Han[14]对医护人员知识共享的研究发现共享态度会直接影响共享意愿。Bock等[15]对知识共享影响因素的研究发现态度、主观规范分别与知识共享意愿存在积极的正向关系。Hsu和Lin[16]对个体参与博客的知识共享行为研究发现共享知识的态度与意愿呈显著正向关系。基于此，本研究提出如下假设：
假设3：知识共享态度会正向影响知识共享意愿。
假设4：主观规范会正向影响知识共享意愿。
依据本研究提出的修正TPB，内部控制对个体行为意愿有积极作用。由Conner和Armitage对内部控制的定义可知：内部控制是个体对于执行某一行为的信心[8]。在知识共享行为发生之前，个体往往会先对自身的行为能力进行判断。当个体具有较高的内部控制时（即个体对自身行为能力充满信心时），个体会产生积极的行为意愿；反之，当个体内部控制较低时（即个体对自身行为能力不自信时），个体则会产生消极的行为意愿。用通俗的语言表述即为“人们更愿意做自己擅长的事”。基于此，本研究提出如下假设：
假设5：内部控制会正向影响知识共享意愿。
2.3 外部控制的调节效应
如上文所述，在组织中很多时候员工的知识共享行为并不完全由自己控制。例如，某位员工很乐于与其他员工分享其知识，但是由于工作繁忙使其根本没有时间和其他员工交流；或者组织内部没有合适的信息沟通技术或渠道可以让员工方便地交流知识。由此分析，当个体感知到其缺乏知识共享行为所需的外界支持时，那么即便个体有强烈分享意愿也难以付诸实施；换而言之，较低的外部控制会削弱共享意愿与共享行为之间的关系。反之，当个体感知其具备充分的外界支持时，则会增进其从知识共享意愿到知识共享行为的转化。基于此，本研究提出如下假设：
假设6：外部控制在知识共享意愿与知识共享行为之间起到调节效应。
外部控制越高，知识共享意愿与知识共享行为之间的关系越强，反之外部控制越低，知识共享意愿与知识共享行为之间的关系越弱（理论模型见图3）。
3 研究设计
3.1 研究方法与量表设计
本研究的实证方法为问卷调查法。为保证数据质量，所有量表均选自相关领域的成熟量表。其中知识共享行为采用Bock和Kim[13]的测试量表；知识共享意愿和主观规范沿用Ajzen[17]的量表，并结合知识共享情景进行了的修正；知识共享态度采用Bock等[15]的量表；内部控制和外部控制均源自Armitage和Conner[9]的量表，并加以情景改良。
由于中西方文化、语言等差异的存在，本研究采用了“背对背”和“回译”法，以确保量表翻译的准确性。首先请一位曾留学荷兰的副教授和一位曾在澳大利亚访学的企业管理博士研究生将英文原版量表翻译成中文，再请两位英语专业的硕士研究生将中文回译成英文。通过对比译后的英文量表与英文原版量表，发现二者并无显著差异，由此表明中文版本量表可真实反映英文原版量表。
3.2 样本选择与数据采集
在行业选取上，本研究遵循Kim和Lee[18]提出的两个原则：（1）行业呈现知识密集的特征且行业内企业需要借助知识管理以增进组织绩效；（2）行业内企业信息技术条件成熟。通讯业作为我国国民经济的重要支柱之一，具有典型的高知识密集性特征；并且随着近年来新型通讯运营商的纷纷出现，行业内自由开放的竞争格局迫使通讯企业不得不重视员工的知识管理。与此同时，通讯企业的相对成熟信息技术为员工共享知识提供了必要的硬件支撑。基于此，本研究选取通信业的知识型员工作为调查对象；但考虑到实地调查的可行性和客观资源的制约，本研究调研的通讯企业均源自江苏省。
本研究采取实地现场发放、当场回收的方式采集数据，共计发放问卷200份，收回185份，剔除无效问卷8份（如一题多选，恶意答题、多题漏选等废卷），最终有效问卷177份，有效回收率为88.5%。在有效样本中，男性居多，占样本总量79.1%；教育水平整体较高，硕士及以上学历人群占样本总量的44.7%；年龄普遍分布于26～30岁之间，占样本总量50.8%。该分布结果与通讯业的行业特征有关，通讯业是一个相对新兴的行业，从业人员的年龄普遍较低、学历较高且以男性员工居多。
3.3 数据质量分析
3.3.1 信度分析
本研究运用SPSS软件对177份有效样本数据进行了信度检验。如表1所示：本研究中六个构念的α系数界于0.711～0.920之间，均高于阀值0.7，表明各构念的测量信度较高。
[变量＼&题项数＼&Cronbach"s α 值＼&知识共享行为＼&7＼&0.920＼&知识共享意愿＼&3＼&0.807＼&知识共享态度＼&5＼&0.793＼&知识共享主观规范＼&4＼&0.855＼&内部控制＼&3＼&0.711＼&外部控制＼&3＼&0.766＼&][ 表1 信度分析] 3.3.2 结构效度分析
本研究采用探索性因子分析对量表的区分效度进行了检验。如表2所示，KMO值大于0.5，Bartlett球体检验显著，表明适宜进行因子分析。如表3所示，各题项在与之匹配的因子上载荷均大于0.5，说明量表具有较好的区分效度。
[表2 KMO 和 Bartlett 的检验][KOM测度值＼&.863＼&Bartlett 的球形度检验＼&近似卡方＼&2610.937＼&df＼&300＼&Sig.＼&.000＼&]
[ 题 项＼&成份＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&知识共享行为1＼&.735＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享行为2＼&.723＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享行为3＼&.593＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享行为4＼&.837＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享行为5＼&.856＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享行为6＼&.819＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享行为7＼&.792＼& ＼& ＼& ＼& ＼&知识共享意愿1＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.648＼&知识共享意愿2＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.787＼&知识共享意愿3＼& ＼& ＼& ＼& ＼&.803＼&知识共享态度1＼& ＼& ＼& ＼&.725＼& ＼&知识共享态度2＼& ＼& ＼& ＼&.598＼& ＼&知识共享态度3＼& ＼& ＼& ＼&.604＼& ＼&知识共享态度4＼& ＼& ＼& ＼&.766＼& ＼&知识共享态度5＼& ＼& ＼& ＼&.532＼& ＼&知识共享主观规范1＼& ＼&.705＼& ＼& ＼& ＼&知识共享主观规范2＼& ＼&.723＼& ＼& ＼& ＼&知识共享主观规范3＼& ＼&.721＼& ＼& ＼& ＼&知识共享主观规范4＼& ＼&.754＼& ＼& ＼& ＼&外部控制1＼& ＼& ＼&.642＼& ＼& ＼&外部控制2＼& ＼& ＼&.674＼& ＼& ＼&外部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&内部控制1＼& ＼& ＼&.614＼& ＼& ＼&内部控制2＼& ＼& ＼&.630＼& ＼& ＼&内部控制3＼& ＼& ＼&.699＼& ＼& ＼&][表3 探索性因子分析结果]
注：提取方法为主成分分析法；旋转法为具有 Kaiser 标准化的正交旋转法；旋转在8 次迭代后收敛。
3.3.3 同源方差分析
本研究采用Harman单因素检验法分析同源方差问题。如表4所示，在探索性因子分析之后共提取特征值大于1的因子五个，五个因子共解释了总方差的65.353%，其中各因子的解释方差范围在9.524%～19.834%之间，这表明没有哪个单一因子能够解释大部分的总方差，所以本研究不存在严重的同源方差。
4 数据分析与假设检验
本研究运用回归分析法来验证所提出的假设。控制变量包括：教育水平、性别、年龄。考虑到交互作用的影响，本研究采用Cohen等[19]提倡的逐步加入控制变量、自变量、交互项的层级回归模型进行数据分析。为了减少回归方程中的变量存在多重共线性问题，本研究对自变量、因变量和调节变量中的连续变量进行了中心化处理。
如表5所示，模型3检验了假设1、2的预测情况。由模型3可知：知识共享意愿与知识共享行为呈显著的正向关系，回归系数β=0.360，p<0.01；外部控制与知识共享行为呈显著的正向关系，回归系数β=0.311，p<0.01；模型3至模型1的ΔR2为0.307，在0.05置信水平下显著F检验显著，证明假设1、2成立。
[变量＼&因变量：知识共享行为＼&M1＼&M2＼&M3＼&M4＼&常量＼&0.012＼&-0.149＼&-0.160＼&-0.176＼&控制变量＼&＼&＼&＼&＼&性别＼&-0.152＼&-0.095＼&-0.074＼&-0.062＼&年龄＼&-0.080＼&-0.023＼&-0.025＼&-0.006＼&教育水平＼&0.185＼&0.187＼&0.187＼&0.194＼&自变量＼&＼&＼&＼&＼&知识共享意愿＼&＼&0.477***＼&0.360***＼&0.346***＼&外部控制＼&＼&＼&0.311***＼&0.326***＼&交互项＼&＼&＼&＼&＼&知识共享意愿*外部控制＼&＼&＼&＼&0.111*＼&R2＼&0.019＼&0.244＼&0.326＼&0.340＼&修正的R2＼&0.002＼&0.226＼&0.306＼&0.316＼&ΔR2＼&＼&0.225＼&0.083***＼&0.014*＼&F值＼&1.097＼&13.764＼&16.459＼&14.491＼&ΔF＼&＼&50.812***＼&20.848***＼&3.462*＼&][表5 外部控制、知识共享
意愿与知识共享行为的回归分析][注：*表示P<0.1；**表示P<0.05；***表示p<0.01。下同。]
根据Baron和Kenny[20] 的建议，调节变量的检验步骤如下：（1）将类别变量转换为哑变量，即虚拟变量；（2）把自变量和调节变量中的连续变量进行中心化或标准化过程处理；（3）把处理后的自变量和调节变量相乘，构造乘积项时；（4）构造方程。把自变量、应变量和乘积项都放到回归方程中，分析乘积项是否显著。由模型4可以看出，交互项（知识共享意愿*外部控制）的回归系数β=0.111，p<0.1，且模型4至模型3的ΔR2为0.014，在0.05置信水平下显著F检验显著，说明调节效应存在，假设6成立。另外，模型3至模型2的ΔR2为0.083，在0.05置信水平下显著F检验显著，说明外部控制并非纯调节变量，从侧面印证了假设2成立。
如表6所示，模型6检验了假设3、4、5的预测情况。由模型6可知：知识共享态度与知识共享意愿呈现显著的正相关关系，回归系数β=0.189，p<0.05；知识共享主观规范与知识共享意愿呈现显著的正相关关系，回归系数β=0.151，p<0.1；内部控制与知识共享意愿也呈现显著的正相关关系，回归系数β=0.245，p<0.01；模型6至模型5的ΔR2为0.215，在0.05置信水平下显著F检验显著，证明假设3、4、5成立。 [表6 知识共享态度、主观规范、内部
控制、与知识共享意愿的回归分析][变 量＼&因变量：知识共享意愿＼&M5＼&M6＼&常量＼&0.331＼&0.490*＼&控制变量＼&＼&＼&性别＼&-0.107＼&-0.058＼&年龄＼&-0.121＼&-0.131＼&教育水平＼&-0.006＼&-0.127＼&自变量＼&＼&＼&知识共享态度＼&＼&0.189**＼&知识共享主观规范＼&＼&0.151*＼&内部控制＼&＼&0.245***＼&R2＼&0.011＼&0.226＼&修正的R2＼&-0.006＼&0.198＼&ΔR2＼&＼&0.215***＼&F值＼&.634＼&8.164＼&ΔF＼&＼&15.532***＼&]
5 研究结论与展望
知识共享被视为知识管理中最重要的一环，员工间的知识共享不仅有助于组织形成特有的竞争优势，而且削减了知识重复创造的浪费与低效。本研究在对TPB修正的基础上，提出了知识型员工知识共享行为的理论模型；运用问卷调查法和回归分析法，实证检验了知识共享行为发生的内在机理。数据分析的结果支持本研究所提出的假设。
5.1 研究结论的讨论
（1）关于知识共享行为的发生。本研究证实：知识共享意愿和外部控制对知识共享行为有着显著的正向影响。首先，依据“意图——行为”模式，个体行为的发生会受到一定意图的驱使，因此，知识共享意愿对知识共享行为的重要性不言而喻。对于管理者而言，必须清新的认识到：知识共享不可能通过强制的方式得以实现，而应依赖于组织对员工的积极鼓励 [21]；组织与其命令员工知识共享，不如通过有效的激励机制来促进其知识共享的意愿，进而推进知识共享行为的发生。其次，除了拥有行为意愿之外，员工对影响知识共享行为的各种外界情境因素的感知也会有助于促进知识共享行为的发生。因此，管理者应致力于为员工打造“无障碍”的共享环境，为员工提供知识共享所必需的各种硬件支持、资源和机会，通过降低知识共享的难度和成本来促进员工间的知识交流。
与此同时，本研究还发现外部控制在知识共享意愿与行为之间起到正向的调节作用。在高外部控制作用下，知识共享意愿与行为之间关系更密切且显著，而在低外部控制作用下，知识共享意愿与行为之间并无显著关系。这意味着，当员工拥有适宜的外部机会和资源时，员工更愿意将知识共享的意愿付诸行动；但如果外部条件不成熟，员工的共享意愿与行为之间关联性会受到削减。由此可见，外部控制是一个非常重要的情境因素，它在一定程度上决定了员工是否会将“知识共享的心动”转化为“知识共享的行为”。
（2）关于知识共享意愿的产生。依据修正的TPB，本研究验证了知识共享态度、主观规范和内部控制对知识共享意愿有着积极的促进作用。首先，本研究发现员工对知识共享的态度越积极，越会提高其知识共享意图。在管理实践中，管理者可以通过找寻影响知识共享态度的前因变量，有针对性地引导员工，使其拥有积极的共享态度。已有的一些研究表明：信任[22]，互惠[23]，物质激励[24]等因素会积极影响员工知识共享的态度，因此，管理者可以通过创造良好的人际氛围和适宜的激励机制，以促使员工对知识共享持有积极的态度。其次，本研究发现主观规范也会对知识共享意愿起到积极作用。Bock 等[15]认为：知识共享在本质上是一种人际互动的行为，因此员工对外界压力的感知对于其知识共享的意愿起到至关重要的作用。在实践中，管理者可以从增进管理层的支持和营造良好的知识共享氛围入手，让员工感受到知识共享是组织倡导和支持的行为，进而强化员工的主观规范。再次，本研究提出了内部控制对知识共享意愿的积极作用。当员工认为自己有信心能与同事轻松的交流知识时，员工往往会自发地提高共享知识意愿。鉴于此，管理者应注重对员工知识共享的技能和方法的培育，通过增进员工知识共享的自我效能，提升员工对共享行为能力的信心。
（3）关于TPB理论在知识共享行为中的运用。在应用社会心理学领域中，TPB理论被广泛运用于预测及解释诸多个体行为发生的原因。然而由于最初对PBC单一维度的解释，使得学者们在研究同一行为的过程中得出了截然不同的观点。为了提升TPB理论的解释能力，本研究在原有TPB理论的基础上，借鉴Conner和Armitage的研究成果，将感知的行为控制（PBC）划分为两个维度：内部控制和外部控制，进而提出了修正的TPB理论。并将其运用于个体知识共享行为的研究，通过假设1-6的验证，初步证实了修正的TPB理论在解释一般行为上的合理性与功效性。
5.2 本研究局限与改进
本研究采用问卷调查法，调查对象主要为江苏省通讯业的知识型员工，受时空、人力等客观限制，研究过程难免存在局限：（1）本研究采用自我汇报方式，虽然本研究的同源方差并不严重，但被调查者难免会受到社会赞许性偏差的影响。建议后续研究可采用自我汇报和他人汇报相结合的方式。（2）本研究采用横截面数据，而非纵向研究。建议后续研究可以采用纵向研究，进一步检验本研究得出的结论。（3）本研究的样本集中于江苏地区的通讯业企业，虽然具有一定的代表性，但在江苏特定地域背景下的知识共享行为能否普适于其他地区，有待进一步考证。（4）本研究探究了态度、主观规范、内外部控制与知识共享意愿、行为之间的逻辑关系，但对于影响态度、主观规范、内外部控制的前因变量尚未展开深入研究。
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作者简介：金辉（1981- ），女，江苏科技大学经济管理学院讲师，南京大学商学院博士研究生。
