知识共享是“圈子游戏”吗？——文化价值观与圈内/圈外知识共享实证研究

金 辉，李 辉，段 光

（1.江苏科技大学经济管理学院，镇江 212003；2.江苏大学管理学院，镇江 212013；3.南京工业大学经济与管理学院，南京 211800；4.南京理工大学经济管理学院，南京 210094）

知识共享是一种高度情景依赖性行为，会受到诸多情境因素影响，其中以文化价值观最为无形且根本[1]。虽然文化价值观对知识共享的影响功效不容小觑，但由于文化价值观体系本身的复杂性与内隐性，使得文化价值观对知识共享的影响机理研究困难重重[2]。

文化价值观与知识共享研究始于跨文化研究。早期学者以HOFSTEDE[3-4]的国家文化模型为理论，试图揭示不同国家雇员知识共享差异背后的文化根源。遗憾的是，这些研究的结论存在分歧。以集体/个体主义为例，分别有研究指出：集体（个体）主义促进（抑制）知识共享[5-6]；集体/个体主义与知识共享无显著关系[7]；集体/个体主义均促进知识共享[8]。随着中国本土管理研究的呼声高涨，一些学者也探究了中国本土文化（如关系取向、面子取向、人情取向、和谐取向等[9-12]）对知识共享的影响功效，但这些成果亦存在诸多悖论。以面子取向为例，分别有研究发现：面子取向会对知识共享产生消极影响[13]、积极影响[14]、正负二元效应[9]。近年来，对共享对象进行具体情境区分成为一种新的研究趋势，该举措为诠释上述矛盾结论提供了新的空间。研究表明，当个体面临不同共享对象时，会持有不同程度或不同动机的知识分享/藏匿意识[15]，此时即便同一文化价值观也会因共享对象的身份不同而对知识共享产生截然不同的作用。这意味着共享对象身份的差异性可能会导致文化价值观对知识共享产生异质性功效。

“圈子”现象在中国由来已久且依然盛行。中国企业内部会派生出不同圈子，这些圈子的影响力有时甚至超过正式组织[16]。不同圈子间存在诸多冲突（如权力倾轧、利益摩擦、资源掠夺），直接导致了中国雇员对待圈内/圈外人具有鲜明的“亲疏有别”特征。而中国雇员对待圈内/圈外人态度的悬殊性，也引起了部分学者的关注。例如，CHOW等[5]发现中国雇员（高集体主义)乐于圈内知识共享但抵触圈外知识共享，美国雇员（高个体主义)对待圈内/圈外知识共享则相对“一视同仁”。HUTCHINGS和MICHAILOVA[17-18]发现高集体主义的中俄两国雇员均呈现“对圈内分享、对圈外匿藏”的倾向。上述研究指向一个共同结论：当共享对象分别为圈内/圈外人时，高集体主义者的知识共享会呈现“亲圈内、排圈外”的显著差异。换言之，在集体主义驱动下，知识共享似乎成了一种“圈子游戏”。然而，当学界准备接受这一主流结论时，近期却有研究表明圈内/圈外知识共享并非那么简单。例如，SHIN等[14]发现集体主义虽会促进中国雇员圈内知识共享，但对圈外知识共享并无显著影响。NIEDERGASSEL等[15]、ZHANG等[19]发现相较于高个体主义的美国、德国样本，高集体主义的中国样本竟更愿与圈外人（而非圈内人)分享信息。ZHANG等[20]发现中美两国样本的圈内知识共享均显著大于圈外知识共享，并指出“集体主义可能并非是导致个体区别对待圈内/圈外知识共享的独特文化诱因”[20]。

上述研究悖论引发了学界新一轮思考：时至今日，正处于经济转型且深化改革的中国，知识共享到底还是不是一种“圈子游戏”？如果这种“圈子游戏”依然存在，那么文化价值观又扮演了何种角色？哪些文化价值观变量会显著影响中国雇员的圈内/圈外知识共享？其影响具体又如何？鉴于这些问题在学界尚无明确答案，本文拟对文化价值观与圈内/圈外知识共享间关系展开系统研究。与此同时，文化价值观在国家层面虽相对稳定，但文化代际“变异”被证实客观存在[21]。相关文献也表明中国新生代雇员的传统文化价值观正日渐消退[22]。因此，本文拟分别以新生代和资深雇员为样本，考察不同代际雇员的圈内/圈外知识共享、文化价值观倾向、文化价值观对圈内/圈外知识共享的影响是否存在显著差异。

1 理论基础与研究假设

1.1 圈内/圈外知识共享的界定

知识共享界定主要有过程、结果和行为3类视角。过程视角下的界定侧重知识传递与扩散的机理（关注知识属性转化）；结果视角下的界定侧重知识共享发生后的效果（关注知识共享成败）；行为视角下的界定侧重共享主体的行为或活动（关注共享行为本身）。鉴于本文旨在探究当分别面对圈内/圈外人时雇员分享知识的行为差异，因此本文对知识共享的界定隶属于行为视角。在本文，圈内知识共享定义为“个体将自己拥有的知识与圈内人分享，从而实现与圈内人共同拥有该知识的行为”；圈外知识共享定义为“个体将自己拥有的知识与圈外人分享，从而实现与圈外人共同拥有该知识的行为”。

1.2 影响中国雇员知识共享的文化价值观变量

文化界定有广义与狭义之分。广义文化泛指某一国家/地域的各式人文成就，涵盖了语言、艺术、道德、风俗等元素；狭义文化特指某一国家/地域的文化价值观体系，设定了该国家/地域人们独特的思考、认知、感觉、行动的心理程式[3]。本文的文化界定隶属于狭义文化。即便狭义文化，依然蕴藏着某一国家/地域诸多深层的社会心理意象，为此须甄别出既能体现中国特色又能潜在影响知识共享的代表性变量。

前文已述及，文化与知识共享的跨文化研究大多基于HOFSTEDE[3-4]的国家文化理论。虽然研究结论存在分歧，但HOFSTEDE[4]提出的5个文化变量均被证实会显著影响知识共享。相较于西方，中国在集体主义、长期取向和权力距离表现突出，但鉴于权力距离更多指向上下级“垂直关系”而非圈内外“水平关系”，因此本文侧重关注集体主义和长期取向。另外，相关中国本土文化与知识共享研究已证实关系取向、面子取向、人情取向、和谐取向会显著影响知识共享[9-12]。而且相较于西方，中国人具有突出的“重关系、爱面子、讲人情、求和谐”的心理倾向[23]。因此，本文亦将关注关系取向、面子取向、人情取向与和谐取向。综上，本文析出了6个代表性文化变量。依据KLUCKHOHN和STRODBECK[24]提出的区分文化要素的基本命题，表1梳理了各文化变量对应的基本命题、价值判断指向与价值取向侧重，以厘清变量间关系。

1.3 集体主义与圈内/圈外知识共享

集体主义是“一种将集体利益置于个人利益之上的心理倾向”[3-4]，反映了个体与集体联结的紧密程度。高集体主义者会表现出“将自己视为集体的一分子，为维护集体利益不惜牺牲个人利益，对集体高度依附且忠诚，行为恪守集体规范”等特征。必须强调的是，由于儒家学说强调“家”是整个社会结构的核心，因此中国的集体主义并非“普适性集体主义（universal collectivism）”，而是一种典型的“家族集体主义（familial collectivism）”[25]。换言之，中国的集体主义仅针对家族或“类家族”群体，而不会扩及外部群体[26]；“各扫自家门前雪，莫管他人瓦上霜”的处世哲学精准诠释了中国集体主义的“族群性”特征[27]。

表1 文化变量、基本价值命题与价值取向侧重Tab.1 Cultural variables,basic value proposition and value orientation

本文预期集体主义会促进中国雇员圈内知识共享。高集体主义取向者会表现出对圈内集体利益的高度关心，当个人利益与圈内集体利益发生冲突时，会倾向将圈内集体利益置于个人利益之上。结合本文对圈内知识共享的定义，可以发现，与圈内人分享知识是一种对个体“弊大于利”而对集体“利大于弊”的行为，此时，在集体主义驱动下，中国雇员会倾向履行有利于集体利益的圈内知识共享。相关研究也表明，“同舟共济”的集体主义取向会促使中国雇员积极参与圈内知识分享[5，17-18]。

本文预期集体主义会抑制中国雇员圈外知识共享。高集体主义取向者对集体利益的关心仅限于内部群体，对外部群体则会表现出漠视甚至敌对的态度[17-18]。结合本文对圈外知识共享的定义，可以发现，与圈外人分享知识是一种对外部群体有利而对内部群体无益（甚至有潜在危害）的行为，此时，在集体主义驱动下，中国雇员会倾向拒绝与圈外人分享知识。相关研究也发现，中国雇员会将圈外知识共享视为对圈内不利的行为，进而抵触圈外知识共享[5，17-18]。综上，提出如下假设。

H1a 集体主义对圈内知识共享具有正向预测作用；

H1b 集体主义对圈外知识共享具有负向预测作用。

1.4 长期取向与圈内/圈外知识共享

长期取向是HOFSTEDE和BOND[29]基于一项名为“中国价值观与文化自由维度探寻”[28]的调查研究而提出，其涵盖了儒家学说倡导的诸多美德（如坚忍、节约等），体现了个体/群体在时间观念上的一种动态、面向未来的积极心态。一些学者总结了高长期取向个体的特征，如“看重长期收益，避免短视行为”“具备长远打算，愿为未来收益付出不懈努力”“愿耐心投资耗费时间的活动”等[30-31]。

本文预期长期取向会促进中国雇员圈内知识共享。首先，高长期取向者深知只有当圈内集体利益有保障时，个体才能得到长期稳定的圈内庇护。因此，在长期取向驱动下，雇员愿意参与圈内知识共享，更多是期望通过维护集体利益间接收获自身长远利益[32]。其次，高长期取向者更注重自身言行的稳定性和一致性，面向未来的他们会预判随着时间的推移，自己拥有的知识迟早会被圈内人知晓[5]，与其因藏匿知识而背负行为失范的污名，不如趁早与圈内人分享[20]。

本文预期长期取向会促进中国雇员圈外知识共享。高长期取向者更具备动态、面向未来的积极心态，因此，他们眼中的圈内/圈外关系是动态变化而非静态固化的。“没有永远的敌人，只有永恒的利益”，高长期取向的雇员更倾向将自己与圈外人（甚至圈内和圈外）之间的关系设定为“竞合”而不是“竞争”关系。出于对发展前景和趋势演化的长远考虑，“未雨绸缪”的他们会将圈外知识共享视为长线投资，并耐心等待未来“共赢”的回报。综上，提出如下假设。

H2a 长期取向对圈内知识共享具有正向预测作用；

H2b 长期取向对圈外知识共享具有正向预测作用。

1.5 关系取向与圈内/圈外知识共享

关系取向是解析中国人心理和行为的一个重要文化构念。早期，关系取向被笼统描述为“中国人由于受儒学熏陶而形成的差别对待和处理人际关系的心理取向”[33]；后期，被进一步定义为“渴望建立、维护和运用关系的个体心理倾向”[34]。高关系取向者，在认知上强调关系中心论，对关系具有高度敏感性，将关系视为身份和资源的象征；在行为上注重关系网络的构建，为维护关系不惜倾注时间、精力等资源，优先考虑通过关系运作来解决各种问题[33]。

本文预期关系取向会促进中国雇员的圈内和圈外知识共享。高关系取向者会将资源分享视为与他人建立或保持关系的一种“友好姿态”，而将拒绝资源分享视为破坏关系的“敌对姿态”[35]。推演至知识共享情境，高关系取向的雇员亦会将知识共享视作发展与维护关系的一种手段[9]。对于已建立关系的“圈内人”，知识共享会有助于雇员维系和优化与圈内人之间的关系，即巩固既有“人脉”；对于相对陌生的“圈外人”，知识共享则为雇员提供了与圈外人彼此了解和拓展关系的机会，即拓展新的“人脉”。另一方面，高关系取向的雇员往往乐于与他人保持高频的人际互动[14]，而高频的人际互动客观上亦会提升圈内/圈外知识共享的发生概率。综上，提出如下假设。

H3a 关系取向对圈内知识共享具有正向预测作用；

H3b 关系取向对圈外知识共享具有正向预测作用。

1.6 面子取向与圈内/圈外知识共享

“面子”被林语堂视为支配中国人行为的“三女神”之一[36]。一些学者将面子取向定义为“个体为迎合某一社交圈认同的形象，经印象粉饰后表现出的认同性心理倾向”[37]、“在社交中增进自身公众形象或避免有损声誉的心理取向”[38]、“个体对面子的敏感程度以及为了维护面子而付出各种努力的心理取向”[36]。上述定义表述虽略有差异，但基本认同：面子取向是个体出于对面子的敏感和重视而形成的一种维护面子的心理取向。必须强调的是，虽然西方也有与中国面子相近的概念（如自尊、自我形象），但与东方面子观并不等同[38]。首先，重视度不同。相较西方，中国人更注重面子得失且面子一旦树立将长久维持。其次，关注点不同。中国人对怕丢面子的关注远大于挣面子，西方则恰好相反。再次，定义主体不同。中国人的面子得失要看其行为是否符合周边群体或他人的预期，故面子往往由周边群体或他人定义；西方则强调个体选择自由和行为自主，因此面子大多由自我定义。最后，指向对象不同。中国人不仅关注“自己的面子”，且尊重“他人面子”，并会维护与他人之间的“关系面子”；西方则更多关心“自己的面子”。

本文预期面子取向会促进中国雇员圈内知识共享。首先，圈内知识共享为雇员展示自我提供了绝佳机会。通过为圈内人提供知识帮助，可以换取圈内人的尊重和仰慕，进而满足雇员获取“自我面子”的心理需求。其次，圈内知识共享是一种典型的圈内“给面子”行为。雇员如能积极响应圈内人的知识求助，则可以顾全对方面子；反之，如果拒绝，不仅会有损他人面子，也会让彼此关系在“面子上”难堪。因此，出于顾全“他人面子”和彼此“关系面子”的诉求，雇员也会积极参与圈内知识共享。

本文预期面子取向会阻碍中国雇员圈外知识共享。前文已述及，中国人的面子得失要看其行为是否符合周边群体的预期，而圈外知识共享并不隶属圈内预期的行为范畴，故该行为很可能导致雇员背负“违背圈子”的污名。其次，由于与圈外人之间并无亲密关系，因此，雇员无须顾及圈外人眼中的自我形象（自我面子），也无须维护圈外人的面子（他人面子），这也在一定程度削减了雇员圈外知识共享的动力。综上，提出如下假设。

H4a 面子取向对圈内知识共享具有正向预测作用；

H4b 面子取向对圈外知识共享具有负向预测作用。

1.7 人情取向与圈内/圈外知识共享

人情原指“人之常情”，即面临各种情境时个体的情绪反应[27]，后期被工具化定义为“与他人社交时馈赠对方的价值资源”[39]、“争取己欲性资源的社交手段或工具”[40]等。在此基础上，人情取向被界定为“积极实施具有感情成分的人际交互的心理倾向”[39]、“主动施恩且受恩必报的心理倾向”[41]等。高人情取向者注重与他人互惠，作为施恩方，能敏锐体察他人的难处并积极帮助他人（即送人情）；作为受恩方，能受恩不忘且在日后主动回报他人的恩情（即还人情）。“报”是人情取向的根基。中国的“报”与西方的公平交易截然不同，是由一方先施恩（送人情），另一方在受恩后加重一分回报（还人情），报恩方因回报的比其之前接受的多，故而成为新的施恩方；长此以往，双方关系在持续的人情互动中实现动态平衡[42]。但是，中国的“报”仅适用于混合型关系（如熟人），而不适用于工具型关系（如生人）和情感型关系（如家人）[40]。

本文预期人情取向会促进中国雇员圈内知识共享。中国的诸多伦理都建立在人的美好情感之上，“化情为理”使得中国人把人情互动视为一种行为惯例（乃至道德义务）。圈内知识共享恰是一种典型的圈内人情互动行为。在基于“报”的人情取向作用下，一方面雇员会有通过知识分享施恩于圈内人的倾向，另一方面雇员会放心期待知识分享后圈内人的后继回报。可见，圈内知识共享可以很好地满足雇员“送人情”和期待他人“还人情”的心理诉求。

本文预期人情取向无助于中国雇员圈外知识共享。前文已述及，基于“报”的人情取向只适用于熟人关系，而与圈外人之间的关系是一种相互防范且疏远的生人关系[17-18]。雇员与圈外人之间的情感成分微小，缺乏信任根基，即便偶有短暂交往，也大多出于理性算计，因此，面对生人关系的圈外人，雇员缺少通过知识共享“送人情”的动力，更不会期待圈外人有“还人情”的可能。综上，提出如下假设。

H5a 人情取向对圈内知识共享具有正向预测作用；

H5b 人情取向对圈外知识共享不具有显著预测作用。

1.8 和谐取向与圈内/圈外知识共享

在中国，诸多避免冲突的“市井智慧”似乎都与和谐有关，如“小不忍则乱大谋”“家和万事兴”，因而一些学者将和谐取向定义为“一种避免冲突和极端、崇尚中庸和妥协的行为法则”。但LEUNG等[23]认为这是一种基于世俗儒学的表面化和谐，有违经典儒学的本意。经典儒学中的和谐取向是指个体对高阶美德和品性（如仁、义、善、礼）的精神追求及个人修行，以达到人与自然、与他人、与自我调和的境界[23]。事实上，在追求高阶美德和品性的过程中，冲突为经典儒学所倡导，孔子主张“君子和而不同，小人同而不和”，正是对不同观点碰撞的鼓励；追求表面上的“一团和气”反倒被经典儒学唾弃[41]。本文对和谐取向的界定遵循经典儒学的观点。

本文预期和谐取向会促进中国雇员的圈内和圈外知识共享。真正的和谐取向强调个体对高阶美德和品性的精神追求及个人修行。高和谐取向者在人际互动中会表现出真诚、合作、信任等特征，而这些特征恰恰是知识共享的重要前提[11]。在和谐取向的作用下，雇员会将圈内/圈外知识共享行为均视为一种正确且正义的行为。此时，无论共享对象是圈内人还是圈外人，他们都会“一视同仁”，本着仁义礼至上的精神，在共享过程中表现出主动、真诚、信任和支持的态度。综上，提出如下假设。

H6a 和谐取向对圈内知识共享具有正向预测作用；

H6b 和谐取向对圈外知识共享具有正向预测作用。

2 研究设计

2.1 数据与样本

本文调研对象为中国船舶重工集团公司（下文简称中船重工）下属74家成员单位的知识型员工。选取中船重工作为调研企业，是因为：①其为中央直管的特大型国企，企业精神和经营理念与我国传统文化价值观高度契合；②其下属成员单位遍布多个省份（直辖市），如京、沪、苏、鄂、豫、晋、陕等，地域覆盖面广有助于提升外部效度；③其正处于转型升级期，各成员单位面临借由知识共享推进技术创新、流程优化、管理升级的迫切需要。选取知识型员工作为调研人群，是因为这类员工任职于高知识密集型岗位，既是技术/管理知识的主要持有者，也是参与知识共享的关键对象。

为考察代际差异，分别面向新生代和资深雇员采集数据。新生代雇员（下文简称年轻样本）入职年限在3年及以下；资深雇员（下文简称年长样本）入职年限在10年及以上。年轻样本数据采集时间为2017年3月至4月，先后联系了中船重工5家工业企业和5家研究所。在征得高管同意后，委托各单位人事专员面向新生代雇员随机发放，共发问卷200份（各单位20份），回收181份，剔除无效问卷32份，回收率为74.5%。年长样本数据采集分两轮进行，第一轮时间为2016年10月至11月，第二轮时间为2017年5至6月，样本为在这2个时间段参加中船重工中青年骨干工商管理培训班和领导能力提升班的学员（46家工业企业、28家研究所），采取研究者现场发放问卷与回收的方式，共发问卷200份，回收187份，剔除无效问卷19份，回收率为84.0%。最终，总体样本317个，年轻样本149个，年长样本168个。样本背景描述性分析如表2所示。

表2 样本的描述性分析Tab.2 Descriptive analysis of the sample

2.2 量表设计

量表采取“背对背”回译，采用Likert 5等级计分。为控制社会称许性偏差和共同方法偏差，在指导语强调了问卷匿名性，并设置反向题项甄别。初始问卷形成后，进行了2轮小规模访谈。第一轮对象为知识管理研究领域的学者，访谈聚焦于量表内容效度。第二轮对象为某985高校MBA学员，访谈聚焦于题项与实践的贴合性、语义表述的精准性。结合访谈意见，修改初始问卷，并强调了圈子特指“工作情境中与自身有着密切接触的同事圈（如项目组、班组、科室等）而非日常生活的亲友圈”，确定了最终的问卷。

集体主义源自SRITE和KARAHANNA[43]的研究，分别6个题项是：①与个人利益和目标相比，集体利益和目标更重要；②与个人成就相比，集体成就更重要；③被我所在集体的成员接受是非常重要的；④只有在考虑了集体利益之后才能追求个体目标；⑤对集体忠诚比个人获利更重要；⑥个体需要为了集体成功而放弃自己的目标。长期取向源自BEARDEN等[44]的研究，分别5个题项是：①为了将来的成功，我会努力工作；②为了将来的成功，我不介意放弃现在的娱乐活动；③我总是做长远的规划；④坚持不懈的努力对我来说是重要的；⑤我并不关心未来要发生的事情。关系取向借鉴了佐斌[33]和SHIN等[14]的研究，分别5个题项是：①我会尽力与同事或主管建立良好人际关系；②我会努力维持与同事或主管之间的人际关系；③中国社会是由各种人际关系网组成的；④人际关系是个人职业发展的重要资源；⑤我期望能从人际关系网中获得帮助。面子取向源自ZHANG等[45]的研究，分别6个题项是：①我很在乎别人如何看我；②我不想被别人瞧不起；③我很在乎别人对我的夸奖；④我希望隐瞒我的缺陷不让别人知道；⑤即使我错了，我也很难向别人当面认错；⑥当谈及我的弱项时，我希望可以转移话题。人情取向源自QIAN等[46]的研究，分别5个题项是：①我赞同“礼尚往来，往而不来，非礼也；来而不往，亦非礼也”；②如果别人送给我一个人情，我也要还他一个人情；③受了别人恩惠，应当想办法回报；④如果我送给别人一个人情，他也会还我一个人情；⑤“钱债好还，人情债难还”，因此最好不要欠别人的人情。和谐取向源自王国保[41]的研究，分别5个题项是：①容忍是一种美德；②我赞同“家和万事兴”；③与别人和谐相处是取得成功的重要条件；④维持人际和谐是生活的一个重要目标；⑤成员之间应当和睦相处。

圈内/圈外知识共享借鉴了SHIN等[14]和BOCK等[47]的研究，各有5个题项，圈内/圈外知识共享的测量题项分别为：①我愿意参与圈内/圈外的知识分享活动；②我乐于与圈内人/圈外人分享我的知识或经验；③当圈内人/圈外人向我请教时，我会尽力解答；④我愿意为圈内人/圈外人提供建议，以帮助他们解决问题；⑤当获得新知识或新咨询时，我会乐于与圈内人/圈外人分享。

鉴于个体知识共享可能受到人口统计学变量的影响，故借鉴以往研究[11,32]，选取性别、年龄、学历、职级、部门、规模等变量作为控制变量。需要说明的是，由于本文样本均源自同一个集团公司下设的成员单位，行业背景和企业所有制一致，所以本文未对行业和企业所有制进行控制。

2.3 信度和效度分析

信度分析方面，如表3所示，总体样本Cronbach α值介于0.842～0.922，CR值介于0.840～0.920；年轻样本 Cronbach α 值介于 0.841～0.923，CR 值介于 0.840～0.920；年长样本 Cronbach α 值介于 0.834～0.890，CR值介于0.833～0.893，表明相关量表均具有较高的内部一致性和组合信度。

表3 题项载荷、信度与聚合效度Tab.3 Item loading, reliability and convergent validity

内容效度采用专家定性评价法，访谈了知识管理研究领域的4位专家，就各变量题项内容是否覆盖所测变量、是否遗漏重要内容、是否包含无关内容进行评判，以确保各题项均具代表性且涵盖对应变量的理论边界。聚合效度采用变量平均变异萃取量AVE评判。如表3所示，总体样本AVE值介于0.515～0.698，年轻样本AVE值介于0.502～0.697，年长样本AVE值介于0.495～0.626，表明具有较好聚合效度。区分效度依据ANDERSON和GERBING[48]的建议，先将数据随机分成两部分并择其一进行EFA检验，结果显示：各题项在对应潜变量的载荷均大于0.5，42个题项分别隶属于8个独立因子，初步验证区分效度良好；然后进行全样本CFA检验，结果见表4，可以看出，相较于其他因子嵌套模型，八因子模型的数据拟合结果最佳，再次验证区分效度较好。另外，各变量AVE平方根（表5对角线括弧号内数据）均大于该变量与其他变量的相关系数，也侧面印证了区分效度良好。

表4 验证性因子分析Tab.4 Confirmation factor analysis

表5 均值、标准差与相关性分析Tab.5 Mean,standard deviation and correlation analysis

共同方法偏差检验方面，依据HARMAN单因素检验法，萃取出8个因子且不存在某单因子解释大部分变异（总体、年轻、年长样本的总变异解释量分别为71.050%、72.494%、62.749%，最大单因子变异解释量分别为17.101%、18.286%、16.548%）。同时，依据标示变量技术，选取各样本中与因变量相关系数最小的变量作为标示变量，以该变量和因变量的相关系数作为共同方法偏差估计值，结果显示，调整后各变量间相关系数虽略有下降，但显著性量级均未改变。此外，表4CFA分析结果也显示八因子模型对数据的拟合度最佳。综上，共同方法偏差并不明显。

3 实证分析

3.1 相关性分析

表5相关性分析结果显示，本文的研究假设初步得到支持。以总体样本为例，6个文化价值观变量与圈内知识共享均显著正相关；集体主义、面子取向与圈外知识共享均显著负相关，人情取向与圈外知识共享无显著相关性，长期取向、关系取向、和谐取向与圈外知识共享均显著正相关。

3.2 样本t检验

本文旨在考察知识共享是否是一种“圈子游戏”，即雇员对待圈内/外知识共享到底是“一视同仁”还是“亲疏有别”。借鉴前人研究[19-20]，对各样本圈内/外知识共享进行了配对样本t检验。如图1所示，在总体、年轻、年长样本中，圈内与圈外知识共享之间均存在显著差异；相较于圈外人，雇员更乐于与圈内人共享知识。另外，年长样本圈内/圈外知识共享差异的显著程度（p＜0.01）要高于年轻样本（p=0.043），表明年长雇员对待圈内/圈外知识共享的区别心比年轻雇员更明显。

为对比不同代际雇员在文化价值观倾向是否有显著差异，对年轻和年长样本的各文化变量均值进行了独立样本t检验。如图2所示，年轻样本的各文化变量均值均显著低于年长样本（p＜0.01），即相较于年长雇员，年轻雇员受中国传统文化浸染和熏陶的程度较轻，存在一定程度的“去传统化”现象。

图1 圈内/圈外知识共享行为均值对比Fig.1 Mean comparison of in-group/out-group knowledge sharing behavior

图2 文化变量均值对比Fig.2 Mean comparison of cultural variables

3.3 假设检验

采用线性回归分析验证假设，同步检验多重共线性问题（以TOL值＞0.1、VIF值＜10为评价标准）。

总体样本结果如表 6 所示。M2 显示：集体主义（β=0.176，p＜0.01）、长期取向（β=0.241，p＜0.01）、关系取向（β=0.309，p＜0.01）、面子取向（β=0.112，p＜0.05）、人情取向（β=0.207，p＜0.01）与和谐取向（β=0.233，p＜0.01）均显著积极影响圈内知识共享，即对总体样本而言，H1a～H6a均成立。M4显示：集体主义（β=-0.160，p＜0.01）和面子取向（β =-0.145，p＜0.05）均显著负向影响圈外知识共享，人情取向（β=-0.021，p＞0.1）对圈外知识共享无显著影响，长期取向（β=0.288，p＜0.01）、关系取向（β=0.324，p＜0.01）、和谐取向（β=0.223，p＜0.01）均显著积极影响圈外知识共享，即对总体样本而言，H1b～H6b成立。

年轻样本的回归结果如表7所示。M6显示：集体主义（β=0.143，p＜0.05）、长期取向（β=0.315，p＜0.01）、关系取向（β=0.251，p＜0.01）、面子取向（β=0.192，p＜0.01）、人情取向（β=0.197，p＜0.01）与和谐取向（β=0.307，p＜0.01）均显著积极影响圈内知识共享，即对年轻雇员样本而言H1a～H6a成立。M8显示：集体主义（β=0.091，p＞0.1）和人情取向（β=-0.034，p＞0.1）对圈外知识共享均无显著影响，面子取向（β=-0.131，p＜0.1）对圈外知识共享有弱显著负向影响，长期取向（β=0.356，p＜0.01）、关系取向（β=0.207，p＜0.05）、和谐取向（β=0.334，p＜0.01）均显著积极影响圈外知识共享，即对年轻样本而言，H2b、H3b、H5b、H6b 成立，H4b部分成立，H1b不成立。

表6 总体样本回归分析Tab.6 Regression analysis of overall samples

年长样本的回归结果如表 8所示。M10显示：集体主义（β=0.204，p＜0.01）、长期取向（β=0.180，p＜0.05）、关系取向（β=0.337，p＜0.01）、人情取向（β=0.218，p＜0.01）与和谐取向（β=0.217，p＜0.01）均显著积极影响圈内知识共享，面子取向（β=-0.092，p＞0.1）对圈内知识共享无显著影响，即对年长样本而言，H1a～H3a、H5a、H6a成立，H4a不成立。M12 显示：集体主义（β=-0.206，p＜0.01）、面子取向（β=-0.153，p＜0.05）均显著消极影响圈外知识共享，人情取向（β=0.009，p＞0.1）对圈外知识共享无显著影响，长期取向（β=0.161，p＜0.05）、关系取向（β=0.352，p＜0.01）、和谐取向（β=0.174，p＜0.05）均显著积极影响圈外知识共享，即对年长样本而言H1b～H6b成立。

因年轻样本容量（N=149）和年长样本容量（N=158）未达到题项数与被试数之比为1：5，故进一步运用Bootstrap法对2类样本进行了随机重复抽样，抽样量为5 000，抽取法为偏差校正的非参数百分位法，置信区间为95%，Bootstrap拟合结果与回归分析结果一致：对总体样本而言，所有假设均得到支持；对年轻样本而言，H1b不成立，H4b部分成立，其他假设成立；对年长样本而言，除了H4a没有获得支持以外，其他假设均获得支持。

4 结论与启示

4.1 结论与讨论

本文聚焦中国职场关系中颇具代表性的圈内/圈外人身份，将知识共享细分为圈内与圈外知识共享；甄选了6个具有中国特色且对知识共享具有影响的文化价值观变量；系统剖析了各文化价值观变量与圈内/圈外知识共享之间的关系；分别以年轻和年长雇员为样本，检验了不同代际雇员的圈内/圈外知识共享与文化价值观倾向的差异以及文化价值观对圈内/圈外知识共享影响的不同，得出如下结论。

1）年轻和年长雇员均存在圈内知识共享显著高于圈外知识共享的表征，并且这种“亲圈内、疏圈外”的知识共享差异在年长雇员身上表现得尤为明显。可见，知识共享在中国职场仍被视为一种“圈子游戏”，该结论与CHOW等[5]、HUTCHINGS和MICHAILOVA[17-18]的结论一致。

2）不同代际雇员的文化价值观倾向存在显著差异，年轻雇员在各文化价值观变量的均值均显著低于年长雇员。这意味着，成长于我国工业文明体系建构进程中的年轻雇员，由于经历了经济发展转型、东西方文明碰撞、互联网发展等时代变迁，其文化价值观未能像年长雇员带有深刻的“传统文化烙印”。

3）在不考虑代际差异的情况下（总体样本），集体主义和面子取向会促进圈内知识共享并抑制圈外知识共享，表明雇员为了庇护圈内集体利益以及维护自身和圈内人（乃至整个圈子）的面子，会乐于圈内共享而排斥圈外共享；人情取向会促进圈内知识共享但对圈外知识共享无显著影响，表明雇员出于互惠诉求，愿意与混合型关系的圈内人共享知识；但面对工具型关系的圈外人，知识共享并无成为人情互动的可能；长期取向、关系取向、和谐取向对圈内/圈外知识共享均产生积极影响，表明雇员出于对长远收益、职场关系以及高阶美德/品性的追求，会淡化共享对象是圈内人或圈外人的身份标签，并与之积极分享知识。上述结论表明：文化价值观与圈内/圈外知识共享之间存在微妙且复杂的关系，一些文化维度（如集体主义、面子取向、人情取向）对圈内/圈外知识共享会产生异质性功效，而另一些文化维度（如长期取向、关系取向、和谐取向）则对圈内/圈外知识共享产生趋同化功效。

4）在考虑代际差异的情况下，年轻和年长样本2类样本的大部分结论与总体样本一致（年轻样本H1b和年长样本H4a除外）。对年轻样本而言，长期取向（β圈内=0.315，β圈外=0.356）与和谐取向（β圈内=0.307，β圈外=0.334）的影响凸出，说明年轻雇员更关注自身的长远发展且注重对和谐的追求，长期取向与和谐取向是其参与圈内/圈外知识共享的关键文化诱因。对年长样本而言，关系取向（β圈内=0.337，β圈外=0.352）的影响最明显，年长雇员更深谙职场关系的价值，对圈内关系的维系和对圈外关系的构建是其参与圈内/圈外知识共享的首要诱因。

5）聚焦年轻样本，集体主义对圈外知识共享无显著负向影响（H1b不成立），可能的原因为：①年轻雇员的集体主义意识远不如年长雇员强烈，这一点可从表5数据得到间接支持（年轻雇员与年长雇员在集体主义的均值差最明显）；②年轻雇员所掌握的知识大多为一般（或通识）知识而非关键知识[48]，与圈外人共享此类低价值知识对圈内集体利益造成伤害的可能性较低，因此年轻雇员不会像年长雇员一样为防范圈内集体利益受损而拒绝与圈外人共享。

6）聚焦年长样本，面子取向对圈内知识共享无显著正向影响（H4a不成立），可能的原因为：①年长雇员的知识势能早已被圈内成员所熟知，因此他们无,借由圈内知识共享为自己赢得面子；②面子取向有挣面子和护面子之分[9]，年轻雇员更多持有挣面子取向（行为高调），而年长雇员则更多持有护面子取向（行为低调）。对年长雇员而言，向圈内人展示知识带有自我夸耀的成分，不仅无助于保全自己面子，甚至有可能驳了他人面子（暗指他人技不如己）。综上，面子取向无助于年长雇员圈内知识共享。

4.2 理论贡献

首先，本文以圈子为边界对共享对象进行了情境区分，探究了文化价值观与圈内/圈外知识共享之间的关系，不仅验证了圈内/圈外知识共享会受多个文化价值观的共同影响，也为其他情境（如共享内容、竞争关系）区分下的文化价值观与知识共享研究提供了借鉴。

其次，本文选取了6个代表性文化价值观变量，分别以不同代际的雇员为样本，不仅发现中国雇员对待圈内/圈外知识共享仍会“亲疏有别”、不同代际雇员的文化价值观倾向也存在显著差异，且更重要的是验证了以下发现。①不同文化变量对圈内/圈外知识共享的影响功效会存在异质性或趋同性等多种可能。一些文化维度（如集体主义、面子取向）会加剧中国雇员对待圈内/圈外知识共享的区别心，一些文化维度（如长期取向、和谐取向）则会削减这一区别心。②即便同一文化价值观变量，其对不同代际雇员的圈内/圈外知识共享的影响功效并不全然等同。以前人研究的矛盾焦点集体主义为例，本文发现对于年长员工，集体主义会促进圈内知识共享并抑制圈外知识共享（与CHOW等[5]、HUTCHINGS和MICHAILOVA[17-18]观点一致）；对于年轻员工，集体主义虽会促进圈内知识共享但并不会抑制圈外知识共享（与SHIN等[14]观点一致）。因此，本文对多文化价值观的融合研究以及对样本的分类调研为前人莫衷一是的研究结论提供了新的诠释可能。

再次，本文兼顾选用了跨文化研究中的通用文化和基于本土文化研究的传统文化，在一定程度突破了以往研究单一关注通用或传统文化的局限。

4.3 实践启示

首先，知识共享作为一种“圈子游戏”深受文化价值观这一无形磁场的影响，因此重视且甄别不同文化价值观对圈内/圈外知识共享的影响功效，进而充分发挥(或抑制)文化价值观对圈内/圈外知识共享的积极(或消极)影响，是打破知识共享“圈子边界”的有效途径。依据本文结论，集体主义和面子取向会加剧圈内与圈外知识共享间的差距，长期取向、关系取向和和谐取向则会有助于缩小这一差距。因此，对于渴望促进知识跨圈子流动的企业而言，在组织氛围营造及团队文化建设方面融入对“庇护小群体利益和形象”等私德的抵制以及强化对“关注长远、注重关系、追求和谐”等价值观的倡导不失为有益的尝试。

其次，依据社会学习理论，个体会学习和效仿模范角色。圈内领导通常被圈内成员视为模范角色[49]，因此企业可借由圈内领导的示范效应间接推进圈内成员的圈内/圈外知识共享。例如，当圈内领导向其成员积极展示圈内/圈外知识共享及相应的文化价值观时，其成员就会接收到领导传递的信号——圈内/圈外知识共享是圈子鼓励的行为，继而会学习和效仿圈内领导，积极参与圈内/圈外知识共享。

再次，鉴于文化价值观非朝夕可变，因此，除了长期干预，企业还可以在新员工招聘时将有利于圈内/圈外知识共享的文化价值观作为人才甄选的标准。

最后，鉴于不同代际雇员参与圈内/圈外知识共享的关键文化诱因不同，因此建议企业应结合不同代际雇员的文化诉求，针对性地引导其参与圈内/圈外知识共享实践。

4.4 局限与展望

作为一项探索性研究，本文存在如下不足：①仅探讨了文化价值观对圈内/圈外知识共享的主效应，既未揭示两者间的中介路径，亦未考察两者关系的调节边界，后续研究可以在本文基础上深入挖掘两者间的中介与调节机制；②样本均源自中船重工，数据采集均为自陈式量表，后续研究可扩大样本覆盖面，运用多时点、多源数据采集方式，对本文结论的外部效度与稳健性进行检验。