地位競爭動機對個體知識共享行為的影響

唐于紅，趙琛徽，陶 然，劉 欣

(1.中南財經政法大學 工商管理學院，湖北 武漢 430073；2.廣西金融職業技術學院，廣西 南寧 530007；3.武昌理工學院，湖北 武漢 430223；4.武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430073)

0 引言

在如今快速變化、高度不確定的商業環境中，知識資源是企業核心競爭力的重要來源。知識資源在組織中的自由流動與高效分享是提升組織整體績效的關鍵。然而，在現實情景中，組織員工較難主動共享自身知識和經驗[1]。如何采取有效措施促進組織成員間知識共享成為學術界和企業界關注的焦點。以往學者已經從組織情境[2]、個體特征[3]、文化特征[4]等多個角度探究了個體知識共享行為的影響因素。近年來，已有學者關注到地位因素對知識共享行為的影響[5][6][7]。但目前關于地位競爭與知識共享行為的理論探討及實證研究還比較匱乏,并且研究結論存在矛盾之處。例如，Bunderson等[8]認為，地位競爭行為可能促進員工在努力增加自身知識和技能的同時隱藏知識，從而保證自己取得較競爭對手更優的績效水平，進而在組織中獲得更高的地位。但另一方面，Van Leeuwen等[9]認為地位競爭可能鼓勵員工通過分享自己的知識，得到他人的認可和尊重，進而獲得專家權力，提升自己在組織中的威望和影響力，獲得他人自愿賦予的地位。可見，地位競爭與個體知識共享行為之間的關系目前尚未明確，其矛盾的焦點可能在于忽視了個體地位競爭動機的作用。人類對地位的追求存在支配型地位競爭動機和威望型地位競爭動機兩種類型[10，11]。前者將地位看作資產，試圖通過尋求地位獲得對資源和他人的支配權；后者更多將地位視為責任，通過實施利他行為，贏得面子、榮譽和尊重。因此兩種動機類型的個體對待知識共享有著截然不同的態度和行為表現[12]。厘清個體地位競爭動機與知識共享行為之間的關系，不僅有利于從理論上豐富知識共享的前因研究，還有助于管理實踐者消除組織中存在的知識共享障礙。

在分析個體動機對知識共享行為的作用機制時，職場排斥被視為最重要的視角之一[13]。Cheng等[14]的實證研究表明，威望型地位競爭動機和支配型地位競爭動機是個體在組織中受到人際喜愛或排斥的積極預測因素。根據社會分類理論，人們在追求地位的過程中，會對不同動機的個體具有的某些特征和行為進行社會類別劃分，并展現出差異性社會交往模式。威望型動機個體通常表現出慷慨友好的行為[15]，在人際交往中會得到更多的贊揚和喜愛[16]，為了回饋組織其他員工的認可和尊重，其會增加知識共享行為。支配型動機個體很少對群體中其他成員表現出人際敏感性或同情心[17]，容易遭致他人的厭惡和排斥，進而減少自身知識共享行為。研究職場排斥的中介效應有利于打開地位競爭動機與知識共享行為之間的“黑箱”，揭示二者之間的深層作用機制。

通過上述分析可知，地位差異與地位需求會使個體形成支配型和威望型雙重地位競爭動機，使個體在群體中受到不同待遇(歡迎或排斥)，影響其分享或隱藏知識的決策與行為選擇。但根據社會信息處理理論，個體行為不僅受其需求和動機影響，還可能受到某些情境因素的權變作用。公平的組織情境能促使個體由自我導向轉向集體導向，做出更多有利于組織的公民行為和利他行為。基于此，本研究引入組織公平氛圍作為調節變量，探討個體競爭動機、職場排斥與知識共享行為之間的作用機理。

1 理論基礎

根據資源守恒理論(Conservation of Resources,COR)，個體擁有的資源(如時間、精力、社會經濟地位、知識資源等)是有限的，任何感知到或實際資源損失都會給個體造成心理壓力或威脅，從而會極盡所能地保存、保護和建立資源[18]。COR理論是解釋知識共享行為的一種全新理論視角。與社會交換理論不同，COR理論認為個體實施知識共享行為是以自我為導向的，即認為知識共享行為是自身維持與獲取資源的一種手段，是在組織情境中應對人際壓力的一種反應。

資源守恒理論包含資源保存和資源獲取兩個不同維度，分別對應個體面對壓力和不面對壓力時的資源使用策略——保存知識或分享知識。無論采取哪種行為策略，其目的都是為了使個體心理和生理狀態維持在均衡水平。具體而言，在沒有壓力的情況下，個體會努力搜尋新資源，獲得資源盈余以抵消或彌補未來可能的資源損失。為此，人們會主動拓展和豐富自身資源、擴大資源總量，并實施知識共享行為，從長遠角度將自我知識共享行為用于印象管理，從而獲得更有價值的額外資源，如他人的認可與尊重，進而提升在組織中的地位。當面對壓力時，個體需要投入資源以應對壓力，同時為了保持自身資源平衡，會開啟資源保護模式，努力保存現有資源，防止或盡量減少資源損失[19]，進而減少知識共享行為。

2 研究假設

2.1 地位競爭動機與知識共享行為

早期社會學家將地位看作是具有內在價值的社會資源，可以對個人產生直接效用[20]。還有學者認為，地位是動態演變的結構，是一種可以爭奪和談判的資源[14]，由此形成了兩種不同的地位競爭動機，相關個體對知識共享行為有著不同的態度和表現。支配型地位競爭動機個體秉持自我導向[21]，其人格特征傾向武斷、自戀、強硬、易怒[22]，在地位尋求過程中往往采用侵略、脅迫、貶損、社會排斥和操縱等具有攻擊性的行為。支配型地位競爭動機個體認為自己擁有更合法的專業知識，或者認為自己的知識可信度更高，質疑組織中他人的知識和信息[21]，甚至可能脅迫成員接受自己的觀點[14]。然而，對組織其他成員的有意或無意威脅會引發剛性反應，阻礙團隊內部交流，限制信息處理和知識分享。有研究表明，支配型地位競爭動機個體通常將團隊成員的異議視為挑戰和威脅，并作出防御性反應，將知識作為維護或改善地位的政治資源加以隱藏。知識共享的好處會在支配型地位競爭動機個體維護社會地位過程中喪失，甚至可能演變成一場非生產性競爭，導致組織整體績效下滑。

與之相反，威望型地位競爭動機個體尋求的地位是通過他人認可和贊同體現的，如起立或鼓掌，因而會表現出非同尋常的慷慨態度，經常做出幫助他人、分享專業知識和技能等親社會行為[23]，以獲得成員更積極的評價，期待群體成員自愿授予其地位。為了得到群體成員的認可、尊重及享有聲望和榮譽，在大多數情況下，威望型地位競爭動機個體秉持群體導向，重視群體利益，相比他人會對群體作出更多貢獻，分享有助于提升成員績效的信息和知識資源。

綜合上述分析，提出如下假設：

H1a：支配型地位競爭動機與知識共享行為負相關；

H1b：威望型地位競爭動機與知識共享行為正相關。

2.2 職場排斥的中介作用

職場排斥是指個體在工作場所被他人忽視或排擠的程度[24]。職場排斥是分析個體動機對知識共享行為影響機制的重要變量[13]。根據社會分類理論，人們會根據不同動機的他人所具有的某些特征和行為進行社會類別的劃分，并對不同類別個體展現喜歡或排斥的社會交往模式。已有研究發現，威望型地位競爭動機個體很受組織成員喜愛，而支配型地位競爭動機個體則會遭到排斥和抵制[25]。

支配型地位競爭動機個體更容易遭受群體內成員的職場排斥，其原因有三：首先，支配型地位競爭動機個體將地位競爭視為“你升我降”的零和博弈，通常公開質疑或挑戰他人，或通過貶低他人或強化自己(自我聚焦) 來確定自身的相對地位。這類個體的目標不是提升人際關系質量，而是通過操縱性和脅迫性策略主張或攫取地位，從而引發成員的緊張、敵意、憤怒、厭惡等消極情緒[26]，進而產生職場排斥；其次，為了維護或加強自身地位，支配型地位競爭動機個體通過挑戰他人邏輯，主張自身觀點的優越性，如告訴別人該做什么或如何做某事、侮辱或打斷別人[27]，以及動員盟友削弱或貶低他人對組織的貢獻、夸大自己的貢獻。已有研究發現，支配型地位競爭動機個體表達的憤怒程度更高，對人際關系不太敏感，而且容易發生更多沖突行為[28]。因此，支配型地位競爭動機負向預測社會互動結果；第三，支配型地位競爭動機個體在人格特征上傾向于自戀、馬基維利主義、咄咄逼人[12]，這些特征與低能動性和低交融性(友好型)行為有關。支配型地位競爭動機個體通常采取批評或屈尊的社會行為模式，遵從利己主義，不體諒他人，對對方(競爭對手)施加壓力或脅迫競爭對手順從自己[28]。因此，在人際互動中，其他成員通過權衡利弊，表現出的順從是出于畏懼脅迫或被攻擊，實際會從心理上遠離和排斥這類個體，從行為上避免產生交集。

相反，威望型地位競爭動機個體通過自我貶低和表達感激來淡化自身重要性，為了團隊發展，會表現出群體重視的知識和技能，如學術成就、利他行為、社交技能和提供建議的能力[12]。威望型地位競爭動機個體對他人有高度興趣，對他人的思想、感情和情緒異常敏感[13]，致力于完成手頭的任務，較少實施非生產性競爭行為，并愿意為群體作出貢獻[23]。他們在人際互動中不會把自己的想法強加于他人，而是通過宣傳別人看重的屬性，如專業技能、勝任的領導能力，慷慨地進行共享知識實現的。他們表現出很強的自尊心，傾向于以外向、友好、溫暖、低侵略性的方式表達自我[29]，并且頻繁實施高能動性、高交融性行為[15]，而友好的行為會喚起群體中的人際溫暖，營造令人愉快的人際氛圍。因此，群體成員更容易包容和喜歡威望型地位競爭動機個體，并逐漸增加對他們的欣賞和認可。此外，De & Wendy[25]的研究也表明，威望型地位競爭動機個體的地位植根于其在群體中的受歡迎程度，通過實施高交融性行為吸引追隨者。為了表達對威望型地位競爭動機個體的喜歡和尊敬，其追隨者還會說服其他成員加入追隨者行列，與威望型地位競爭動機個體攜手并進。綜合以上分析，提出如下假設：

H2a:基于支配的地位競爭動機與職場排斥正相關；

H2b:基于威望的地位競爭動機與職場排斥負相關。

De & Wendy[25]進一步研究了地位獲取條件，并明確人們為獲得地位需要作出潛在犧牲。在人際互動中，人們強烈需要成為以關心和友好為特征的人際關系的一部分，從而獲得歸屬感和對外界的控制感[30]。基于社會交換理論可以推斷，被群體成員排斥是支配型地位競爭動機個體為了獲得地位而放棄人際溫暖的結果，這是一種重要的人際關系犧牲。根據資源守恒理論，支配型地位競爭動機個體為了追求地位受到群體成員排斥和孤立，可視為一種人際資源損失。另外，成員排斥還會使其陷入人際交往困境，需要消耗額外資源加以應對。面對雙重資源損失，支配型地位競爭動機個體為了保持自身資源平衡，會將自己的知識資源保護起來，不會或者較少實施知識共享行為。

比起直接競爭，威望型地位競爭動機個體更喜歡合作，將分享知識作為獲得其他組織成員認同和尊重的人際策略，通過頻繁實施利他行為和交融性行為，以獲得他人的喜愛和尊敬[16]。根據資源守恒理論，為了回饋組織成員對自己的認可和尊重，同時為了獲得更多聲望和榮譽，威望型地位競爭動機個體會更加頻繁地實施知識共享行為。另一方面，群體成員為了節約學習成本、提高學習效率，會作出復制他人知識的自然選擇[31]，優先與組織中“受歡迎和被尊重”的個體保持親近和互動，將尊重和認可他人作為一種低成本的知識資源獲取途徑。因而，威望型地位競爭動機個體可能會因為群體成員的喜歡和接納，增加知識共享行為，以此贏得更多聲譽、面子和尊敬等地位象征物。

結合H2a、H2b,提出如下假設：

H3a：職場排斥中介了支配型地位競爭動機與知識共享行為的負相關關系；

H3b：職場排斥中介了威望型地位競爭動機與知識共享行為的正相關關系。

2.3 組織公平氛圍的調節作用

根據信息處理理論，個體行為不僅受其需求和動機影響，還受到組織環境作用[32]。組織公平氛圍是組織成員對分配結果、決策程序和人際互動方面是否受到公平對待的共同感知。作為組織環境的重要組成部分，組織公平氛圍是影響員工動機、價值觀、態度和行為的重要因素。研究發現，感知到組織公平的員工能作出更多組織公民行為，如知識共享行為。因此，組織公平氛圍是員工知識共享的關鍵驅動因素[33]。

支配型地位競爭動機個體更傾向于追求地位背后的資源和權力，在地位競爭過程中，有較強的控制欲和占有欲，始終保持自我導向，將知識視為維護或提升地位的手段和工具，不會輕易與他人分享[21]。然而，有研究指出，支配型地位競爭動機受到社會規范的制約[14]。組織公平氛圍會營造出一種公平公正的集體規范，組織制度合理公正，員工收入與貢獻相匹配，并且能合理公開地表達自己的意見，使員工能感受到組織的尊重和信任。在此情境下，支配型地位競爭動機員工的工作導向將從自我向群體轉變，在組織內部實施知識共享等組織公民行為，以提升組織整體績效和集體利益，回報組織及其領導人的公平待遇。相反，由于組織公民行為取決于社會交換感知，在公平氛圍差的組織情境中，支配型地位競爭動機個體更有可能將自身知識作為一種獲得地位的重要資源加以保護，此時自我導向優于群體導向，知識共享意愿降低[34]。

相反，威望型地位競爭動機個體追求的是地位彰顯的榮譽、尊重和面子，因此利于資源分配平等的背景因素將促進這類個體實施利他行為。較強的組織公平氛圍為威望型地位競爭動機個體通過知識共享行為贏得組織成員的認可和尊重提供了保障[35]。組織公平氛圍會進一步誘發威望型地位競爭動機個體實施共享知識行為，以獲得專家權力，并將專家權利延伸到知識領域之外，進而在組織中獲得一定的地位。當威望型地位競爭動機個體在組織中感受到不公，自己利用專家權力為組織作出的貢獻沒有得到相應回報時，將逐漸失去對組織的信任和認同，進而降低共享知識積極性。綜合上述分析，提出以下假設：

H4a：組織公平氛圍調節了支配型地位競爭動機與知識共享行為間的負相關關系，組織公平氛圍越強，支配型地位競爭動機對知識共享行為的負向影響越弱；

H4b：組織公平氛圍調節了威望型地位競爭動機與知識共享行為間的正相關關系，組織公平氛圍越強，威望型地位競爭動機對知識共享行為的正向影響越強。

組織公平氛圍能顯著提升成員對組織的信任和認同[36]。公平氛圍強的組織通過提供公平的培訓發展機會和決策參與機會，給予員工強烈的組織自尊和組織承諾，使員工價值觀逐漸同質化，進而形成成員間積極的人際互動關系。當組織公平氛圍較強時，支配型地位競爭動機個體會受到組織氣氛感染[37]，形成開闊的視野，從全局動態演變視角審視群體人際關系。組織成員感知到組織內人際關系融洽，愿意向他人敞開心扉及聆聽他人的傾訴，進而增進彼此間的互動交流，引發能動性和交融性行為，緩解憤怒、抵制和排斥等消極情緒。當組織公平氛圍較差時，必然進一步加劇支配型地位競爭動機個體的個人主義導向，一切以我為中心，對他人的優勢視而不見，加大成員間的心理隔閡，不利于深度交流，甚至會引起強烈的排斥和抵制情緒。

威望型地位競爭動機個體是組織中的知識共享主體，有利他性偏好，而公平偏好是利他性偏好的核心內容之一[36]。當威望型地位競爭動機個體感知到組織公平氛圍較高時，更樂于分享自己的情感和知識，愿意將個人智力轉化為組織智力。威望型地位競爭動機個體被群體視為專家[38]，享有群體成員的高評價、尊重和認可。有研究發現，強大影響力和高地位往往賦予那些被他人尊敬和對公共福祉作出巨大貢獻的人[23]。當組織不公平時，威望型地位競爭動機個體會采取相應措施，調節這種不公平感知，如減少知識共享行為。相應地，成員則減少對他們的尊重和喜愛。由此，提出以下假設：

H5a：組織公平氛圍調節了支配型地位競爭動機與職場排斥的正相關關系，組織公平氛圍越強，支配型地位競爭動機對職場排斥正向影響越弱；

H5b：組織公平氛圍調節了威望型地位競爭動機與職場排斥的負相關關系，組織公平氛圍越強，威望型地位競爭動機對職場排斥負向影響越強。

綜合以上分析，建立本研究理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本與數據

本研究采用主管員工配對問卷的方法展開調研，選用多源樣本，分兩階段收集數據，以避免同源方差影響研究效度。同時，借鑒以往知識共享領域研究者的做法，將調查對象鎖定為知識密集型企業員工。調查問卷分主管問卷和員工問卷，按1∶3配比，即1名主管隨機評價3名下屬。第一次調查(Time1)針對員工展開，調查內容包括員工人口學信息、支配型地位競爭動機、威望型地位競爭動機、職場排斥、組織公平氛圍。3個月后，針對主管展開第二次調查(Time2)，調查內容主要為評價員工知識共享行為。

在第一次調查中，向IT行業和工程設計行業的13個知識密集型組織近30個不同崗位發放員工問卷1 000份，回收填答完整有效的問卷共840份；在第二次調查中，按主管、員工1∶3的配比，發出主管問卷280份，收回問卷230份，并對回收問卷按匿名編碼的方式進行上下級配對，共得到630名員工和210名主管的配對樣本。被調查者平均年齡為38.53歲(SD=5.31)，平均組織任職年限為8.18年(SD=3.87)，本科學歷占63.1%，碩士及以上學歷占16.7%，男性占54.4%。

3.2 變量測量

本文研究變量測量選用國內外成熟量表，選擇李克特5點量表法，1 = 完全不符合，5 = 完全符合。地位競爭動機的測量采用Cheng等[14]的量表，借鑒程德俊等(2018)的做法，刪除其中一致性系數較低的題項，最后保留4個支配型地位競爭動機測量條目，6個威望型地位競爭動機測量條目；職場排斥的測量采用Ferris等[24]的10題項量表；知識共享行為的測量采用Lu等[39]開發的量表，共8個測量條目；組織公平氛圍采用 Colquitt[40]等開發的三維度量表，包括分配公平、決策程序公平及互動公平，結合我國企業發展實際，選取14個因子載荷較高的條目。各量表Cronbach's α系數見表2。

以往的研究表明，不同性別具有不同的行為取向[41]，女性比男性有更強的知識共享意愿。Hansen等[1]研究發現，年輕員工比年長員工有更強的個人主義傾向，且對他人的信任程度更低，意味著年齡可能影響員工知識共享行為；員工的工作年限也會影響其在知識共享過程中的行為選擇；學歷差異可能影響員工知識結構、學習能力和知識共享意愿及態度。此外，員工職位不同，接觸到的信息和知識存在差異，這也會對知識共享行為產生影響。基于上述考慮，本文將員工性別、年齡、工作期限、學歷和職位作為控制變量。

3.3 信效度分析

(1)同源方差檢驗。為了盡量避免同源方差對本研究效度的影響，采取兩階段方式采集數據，在Time1收集自變量、中介變量和調節變量數據，在Time2收集因變量數據，Time1與Time2之間間隔3個月，以減少在同一時點收集數據產生的潛在偏差。此外，采取主管員工配對的方式進行調查，員工知識共享行為由上級評價，地位競爭動機、職場排斥和組織公平氛圍3個變量則由員工自我評價，因而可能存在同源偏差問題。本研究采用Harman單因素分析法對所有變量條目進行檢驗，利用主成分分析法抽出 5個主因子，解釋了67.91%的總變差。其中，解釋力度最強的因子占33%，未占到總解釋方差的一半，說明本研究數據不存在嚴重的同源方差問題。

(2)區分效度檢驗。為保證模型對數據理想的擬合效度，采用Amos 23.0對核心構念進行驗證性因子分析。結果顯示，五因子模型與數據的擬合效果最好(χ2/df =2.387，P<0.001；RMSEA =0.070；NFI =0.905;GFI = 0.931；CFI = 901；TLI=0.903),且明顯優于其它模型(見表1),說明各構念具有較好的區分效度。

另外，本文還使用 AVE 平方根和個體因子載荷檢驗區分效度，結果表明量表構念的區分效度較好，每個構念的 AVE 平方根均大于該構念與其它構念間的相關系數(見表2)。

4 假設檢驗

4.1 相關性分析

各變量均值、標準差和相關系數分析結果如表3所示。支配型地位競爭動機與知識共享行為負相關(r=-0.193，p<0.01)，與職場排斥正相關(r=0.378，p<0.001)；威望型地位競爭動機與知識共享行為正相關(r=0.331，p<0.001)，與職場排斥負相關(r=-0.461，p<0.001)。組織公平氛圍分別與支配型地位競爭動機(r=-0.252，p<0.001)、職場排斥(r=-0.302，p<0.01)負相關，與威望型地位競爭動機(r=0.287，p<0.001)、知識共享行為(r=0.371，p<0.01)正相關，基本符合本文假設。此外，兩類地位競爭動機互相獨立(r=-0.089,P=0.89)，這與Cheng等[16]的研究結論一致。本研究采用SPSS 23.0軟件及層級線性回歸模型，對直接效應、中介效應和調節效應進行檢驗，結果見表4。

表1 驗證性因子分析(CFA)結果

注：ZPDJ代表支配型地位競爭動機；WWDJ代表威望型地位競爭動機；ZCPC代表職場排斥；ZSGX代表知識共享行為；ZZGP代表組織公平氛圍

表2 題項、因子載荷、AVE值、Cronbach's α系數變量

表3 相關系數矩陣

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

表4 假設檢驗結果

4.2 主效應檢驗

從表4可以看到，支配型地位競爭動機顯著負向影響知識共享行為(M1，β=-0.418，p<0.001)，而威望型地位競爭動機顯著正向影響知識共享行為(M2，β=0.357，p<0.001)，這說明在地位競爭過程中，個體的支配型動機水平越高，知識共享行為越少，而威望型動機水平越高，知識共享行為越多，H1a、H1b得到驗證。同時，假設模型M3和M4的檢驗結果表明，支配型地位競爭動機顯著正向影響職場排斥(M3,β=0.405,p<0.001)，威望型地位動機顯著負向影響職場排斥(M4,β=-0.-324,p<0.001)，驗證了H2a、H2b。

4.3 調節效應檢驗

本研究依據溫忠麟、張雷和侯杰泰[42]建議的方法，檢驗組織公平氛圍在地位競爭動機與職場排斥和知識共享行為間關系中的調節效應。為了避免共線性問題，在調節效應回歸分析之前，對自變量和調節變量進行中心化處理。表4結果表明，支配型地位競爭動機與組織公平氛圍對知識共享行為的交互作用顯著(M7，β=0.196，p<0.001)，威望型地位競爭動機與組織公平氛圍對知識共享行為的交互作用顯著(M8，β=0.201，p<0.001)，說明地位競爭動機與知識共享行為的關系受組織公平氛圍影響，H4a、H4b得到驗證，二者交互影響關系見組織公平氛圍調節效應圖2(A)、圖2(B)。同樣，支配型地位競爭動機與組織公平氛圍對職場排斥的交互作用顯著(M9，β=-0.178，p<0.001)，威望型地位競爭動機與組織公平氛圍對職場排斥的交互作用顯著(M10，β=-0.203，p<0.001)，說明地位競爭動機與職場排斥的關系受組織公平氛圍影響，H5a、H5b得到驗證，二者交互影響關系見組織公平氛圍調節效應圖2(C)、圖2(D)。

4.4 中介效應檢驗

根據陳瑞等[43]提出的中介效應分析程序，利用Bootstrap的process插件進行中介效應檢驗。將樣本量設置為5 000，結果顯示，在95%的置信區間內，職場排斥在支配型地位競爭動機與知識共享行為關系間的中介效應顯著(β=0.129，p<0.001)，而且偏差校正置信區間(bias corrected CI)不包含0(LLCT=0.112 9，ULCI=0.254 6)。從表3也可以看出，同時將支配型地位競爭動機和職場排斥引入回歸模型后，支配型地位競爭動機對知識共享行為的影響有所減弱(M1，β=-0.418，p<0.001；M5，β=-0.326，p<0.001)，說明職場排斥在支配型地位競爭動機與知識共享行為關系中起部分中介作用，H3a得到驗證。同理測得職場排斥在威望型地位競爭動機對知識共享行為影響過程中的中介效應顯著，中介效應值為0.204 8。控制中介變量職場排斥進入后，自變量威望型地位競爭動機對因變量知識共享行為的影響顯著(LLCT=0.386 8，ULCI=0.492 0)。由表3可知，同時納入威望型地位競爭動機與職場排斥回歸模型，威望型地位競爭動機對知識共享行為的影響值也有所減弱(M2，β=0.357，p<0.001；M6，β=0.352，p<0.001)，說明在威望型地位競爭動機與知識共享行為的作用關系中,職場排斥起部分中介作用,H3b得到驗證。

圖2 組織公平氛圍的調節效應

4.5 補充檢驗

將評分在2.5分以上的威望型地位競爭動機和支配型地位競爭動機樣本篩選出來，分成兩組進行獨立樣本T檢驗，結果顯示T=-3.285、P=0.001，可見兩種動機對知識共享的影響存在顯著差異。為了檢驗支配型地位競爭動機和威望型地位競爭動機并存時的影響效應，將地位競爭動機設為二分變量，1代表支配型地位競爭動機，0代表威望型地位競爭動機，并與因變量知識共享一起納入多元線性回歸分析。結果顯示，地位競爭動機負向影響知識共享行為(β=-0.064，p<0.522)，但主效應并不顯著，可能二者之間存在替代效應，作用相互抵消。上述分析說明兩類地位競爭動機是彼此獨立互斥的構念，這與Cheng等[14]的研究結果一致。在組織中，員工對于地位的追求也是基于這兩種動機，雖然有時候似乎員工對資源和符號都很看重，但實際上也會有側重點[44]，而持有不同動機的人關注的焦點不同，對知識共享的影響也存在差異。此外，焦凌佳等學者在研究自利動機和利他動機對員工建言行為的影響機制時，指出二者是彼此獨立且互斥的，并分析了自利動機和利他動機對個體建言行為的影響機制[45]。基于此，本文將地位競爭動機劃分為基于支配的地位競爭動機和基于威望的地位競爭動機兩種類型，并采用國外成熟量表分別測量，研究地位競爭動機的作用機制。

5 結論及建議

5.1 研究結論

本研究將個體地位競爭動機區分為支配型和威望型兩類，基于630套上下級配套問卷數據進行實證研究，結果表明：支配型地位競爭動機會削弱知識共享行為，而威望型地位競爭動機會促進知識共享行為。職場排斥部分中介二者間的關系。即支配型地位競爭動機通過正向影響職場排斥削弱個體知識共享，威望型地位競爭動機通過負向影響職場排斥促進個體知識共享。組織公平氛圍在地位競爭動機與知識共享行為之間起重要調節作用，高組織公平氛圍能削弱支配型地位競爭動機對知識共享行為的負向效應，同時加強威望型地位競爭動機對知識共享行為的正向影響。同樣，組織公平氛圍調節地位競爭動機與職場排斥間的關系，組織公平氛圍越強，支配型地位競爭動機對職場排斥的正向影響越弱，而威望型地位競爭動機對職場排斥的負向影響越強。

5.2 管理啟示

(1)引導員工進行合理的地位競爭。本研究發現，支配型和威望型兩類地位競爭動機對個體知識共享有著截然不同的影響，因而組織管理者應采取相應措施對員工地位競爭進行干預和管理，如通過召開座談會、跟員工談心等良性互動方式，說服員工遵循組織利益最大化原則參與地位競爭。此外，組織中地位等級具有動態性和不穩定性，同時也存在贏者通吃的地位效應導致地位固化。因此，根據現實管理情境，設計能上能下、開放靈活的地位賦予標準，通過事先確立的制度使組織從當事人身份脫離出來，成為公正的第三方，并對地位競爭問題進行“引導式”管理。無論員工持有何種地位競爭動機，合適的地位賦予標準總能推動員工由內而外地改變自己，由自我導向過渡到群體導向，進而實施更多知識共享行為。

(2)地位競爭的陰暗面會導致工作場所排斥行為，在給員工帶來精神陣痛的同時，還會挫傷員工開展角色外行為的積極性。因此，組織管理者可通過引導員工實施地位競爭行為，捕捉其動機類型，促使支配型地位競爭動機的員工感知到地位尋求過程中的人際風險，同時為他們創設穩定的內部競爭環境，使員工意識到不采取惡性競爭行為也能獲得地位，從而預防職場排斥行為。當職場排斥發生時，管理者應采取積極的保護和干預措施，構建親和的社交環境，提供心理培訓，緩解員工排斥之痛。

(3)加強組織管理中的公平管理，營造一種彼此信任、溝通順暢和公平公正的組織氛圍，避免員工之間產生非生產性競爭，減少資源浪費。具體而言，組織管理者設計公平合理的薪酬分配制度，為員工提供通暢的申訴渠道，在組織中塑造積極的人際互動關系，促使員工實施知識共享行為，以獲得組織嘉獎和領導賞識，進而提升地位。

5.3 不足與展望

首先，本文將兩類地位競爭動機簡單割裂開來，忽視了人類順從和歸屬于他人的復雜心理。個體的地位競爭動機可能存在多種成分且具有動態性，在一個階段是以支配為動機，而在另一個階段可能以威望為動機，兩者并非相互對立，也有可能是互相融合的。即地位動機可能與文化背景及所處歷史階段有關，具體關系有待未來進一步探討。

其次，目前還沒有中國情境下的地位競爭動機量表，國內文獻所用量表均來自國外學者基于西方高度工業化和個人主義文化背景開發的成熟量表。然而，在集體主義文化中，以威望為基礎的地位競爭動機個體數量更多。因此，迫切需要開發適合中國文化情境的研究量表。

最后，本研究采用自評的方式測量員工的地位競爭動機，可能存在社會稱許偏差和共同方法偏差。人類傾向于掩藏自己的欲望，不會輕易展現高權力欲望、咄咄逼人、唯我獨尊、控制專權，因而可能低估自身支配型動機，從而影響研究結果的客觀性。然而，他評的方法也有可能存在觀察偏差，如員工往往在被觀察階段因為害怕質疑而表現出更多的威望型動機。因此，未來可以選擇自評和他評相結合的方式進行測量。