知识响应对交互记忆系统的影响研究——基于知识权力视角

雷 轶，陈云川

（南昌航空大学经济管理学院，江西 南昌330063）

一、引言

在知识更新与技术迭代急速加快的背景下，创业者越来越多地依赖团队来提高创新能力与存活率。然而，实践中常有“全明星创业团不如一般团队成绩好”的现象。交互记忆系统理论从微观过程视角洞察团队内部的知识分布、整合及应用，为创业团队管理提供了独特的解释。Dai 等认为交互记忆系统（Transactive Memory Systems，以下简称TMS） 是对不同领域专业知识的编码、存储和检索的分工合作系统，是协调成员间相互依赖专业知识的有效机制[1]。当创业团队形成高效的TMS 时，成员可以相互了解知识存储的位置（如了解专业知识位置） 并检索该知识以支持团队任务（如协调任务），同时当创业团队成员对彼此的专业知识有信心时，成员更愿意将其他成员的专业知识综合到团队的知识库中。此外，团队也可以识别有关特定主题的专家，并将任务分配给将最佳执行者，这可以提高他们解决问题的能力。美国哈佛大学Herman 教授研究了多个森林火灾消防员牺牲的案例后发现，团队内部有效交互传递火灾中的信息，队友相互信赖彼此的消防技能，促使消防员主动灵活调整灭火行动方案，是确保消防员安全完成任务的关键因素。

Akgun 等指出TMS 为创业团队提供了一个隐形的“知识处理平台”，特别是对于经常从事复杂、非常规和创新任务的知识密集型团队，成员能在这个平台进行知识交流与知识交换，同时促进新思想与新知识的产生，团队的TMS 在很大程度上决定了知识管理的效果[2]。围绕TMS 具有知识管理的本质这一问题，国外学者在近两年开展了一系列前沿的研究，Huang 等实证了团队的知识分享行为对TMS 有积极正面作用，而知识整合对TMS 与团队绩效具有中介作用[3]。Olabisi and Lewis 实证了TMS 对团队内知识转移具有促进作用，而专业知识流动对TMS又有积极正面作用[4]。这些研究为正面理解团队TMS 的形成机理提供了非常有益的参考。然而，这些研究普遍忽略了不同创业团队具有不对等的知识资源影响力的情境，以及团队内部存在推诿装傻等故意隐藏知识的反分享行为，随着知识权力、知识分享和知识隐藏等概念的兴起，它们是否同时影响，以及如何影响创业团队TMS 的形成？对此，研究者迫切需要进一步的回应与解释。

文章拟在知识管理理论框架内，以国内众创空间的众创团队为研究对象，从知识权力视角下探索众创团队成员在面对队友的“知识求助”时，其选择“知识分享”或“知识隐藏”的响应行为是如何作用团队的TMS。具体而言，文章尝试回答以下几个问题：知识权力是否影响众创团队形成TMS？知识分享是否影响众创团队形成TMS？知识权力是否调节知识分享对TMS 的影响？知识隐藏是否影响众创团队形成TMS？知识权力是否调节知识隐藏对TMS 的影响？

二、理论述评与假设提出

美国心理学家Wegner 最早用知道谁知道什么(know who know what)来描述亲密人群中的交互记忆现象[5]，经过30 余年的演化拓展，TMS 已成为学者研究团队知识分布、知识整合及知识应用的主要工具[6]。从已有文献来看，对团队TMS 的影响因素与形成机理主要集中在三个层面内：一是成员知识异质性[7]、专业知识深度[8]、自信倾向、心理安全感和年龄性别等团队内部个体属性特征方面探索对TMS 的影响；二是从团队知识分布与知识共享、团队沟通与信任[9，10]、团队任务相互依赖、团队断裂带[11]、共享心智模式与行为信任[12]等团队整体属性方面探索TMS 的形成机理；三是从外部急性压力和压力源[13]、外部社会网络或网络关系[14，15]、组织领导风格[16]和组织自尊[17]等团队外部因素方面探索对TMS 的影响。

目前，部分学者关注到团队成员的知识权力丧失感会抑制知识分享行为，以及知识隐藏是团队TMS 形成机理的障碍性因素。然而，从知识权力视角下探索众创团队的知识隐藏与知识分享行为如何影响团队TMS 还存在很大研究空间。文章构建了知识权力视角下知识响应对TMS 影响的概念模型，如图1 所示。

图1 知识权力视角下知识响应对TMS 影响概念模型

1.知识权力对TMS 的影响

社会学者Latiff 和Hassan 在研究穆斯林世界兴衰过程中首先提出了知识权力的概念[18]，现已成为网络权力理论中的核心概念，特指知识节点（组织、团队或个体） 由于拥有异质性或关键性知识资源而对其他知识节点产生的支配能力与控制能力[19，20]。

当前，国内学者主要聚焦于研究企业网络体系与技术创新网络中的知识权力，如核心企业知识权力的作用[21]，知识权力的影响因素、形成机制与测度模型[22]。部分学者从知识分享或知识网络理论视角研究知识权力，如探索知识权力对网络分裂断层与知识共享关系的调节作用，知识权力对多重知识网络演化的影响，知识权力非对称对知识共享行为的直接影响等[23]。团队层面中关于知识权力的研究主要有，李卫东和刘洪实证了研发团队成员的知识权力丧失较强时会抑制知识共享行为[24]，而潘伟和张庆普则实证了团队成员的知识权力丧失较强时会提高知识隐藏行为[25]。

国内外尚未有专门探索知识权力影响TMS 形成机理的研究文献，但从其概念内涵与TMS 的子维度来看存在紧密关联。TMS 包括3个维度：维度1—专长度是结构要素，体现团队成员所拥有知识资源的专门化以及差异化程度；维度2—可信度是对专长度行为的认知要素，体现个体对团队其他成员专长和能力的信任；维度3—协调度是建立在专长度与可信度基础上的行为要素，体现了团队成员在工作中对彼此专业知识的整合[26]。因此，TMS 的3个维度并非平等关系，而是递进的关系[27]。团队成员知识权力的基础就是拥有关键核心的知识资源，这与TMS 维度1 体现知识资源专门化与差异化的专长度直接关联。同时，知识权力的非对称性表现在队员相互影响力与控制力存有差异，这与TMS 的维度3 体现团队成员在工作中对彼此专业知识整合的协调度也存在密切关联。另外，具有更强知识权力的团队，意味着成员的专业知识具有更高的专业门槛，这要求成员需要更多的相互交流学习，以此提高个体对团队其他成员专长和能力的信任，这与TMS 的维度2 可信度存有内在关联。综上而言，文章提出如下假设：

假设H1：众创团队的知识权力对团队TMS 有直接的正向影响，即众创团队的知识权力正向影响TMS 的专长度(H1A)、可信度(H1B)与协调度(H1C)。

2.知识分享对TMS 的影响

知识分享意愿是指知识拥有者愿意将自己的工作经验、工作技术以及对事物的看法传递给他人的意愿与行为。基于社会互动视角，许多学者证明了团队成员之间的知识共享、协调和交流有助于形成TMS。例如，Ren 和Argote 的研究证明了社交互动流程对于TMS 的发展很重要，原因是建立强关系和分享更多知识可以帮助团队成员准确地了解彼此之间的专业知识；Hongli 等和Dokko 等的研究证明了要了解彼此的专业知识，团队成员必须保持积极的社交互动过程。

基于知识管理视角，许多学者实证分析了知识分享有助于提高TMS 的效能。Kotlarsky 等证明了团队成员的知识界限对TMS 的发展产生了负面影响，而Ren 和Argote 的研究发现知识共享可以减少知识界限，并帮助成员识别彼此的专业知识。最近有两项研究支持知识分享直接影响TMS 的形成，Jin 等的研究发现TMS 的成功或失败通常取决于团队成员的关系和知识共享[28]，而Huang 等基于台湾55个研发团队样本，实证分析了团队的知识分享对TMS 有积极正面影响。

从知识分享视角探索TMS 的形成机理是当前研究热点，但尚未有专门探讨知识权力与知识分享影响TMS 形成机制的文献，比较接近的研究是李卫东和刘洪实证分析了团队成员的知识权力丧失感会阻碍成员的知识共享意愿，从而降低成员的知识共享行为。从管理实践来看，当成员感知到自己具有较高知识权力时，在具有共同团队目标愿景下将促使更多的知识分享行为[24]。综上而言，文章提出下列假设：

假设H2：团队成员的知识分享行为正向影响团队TMS，即众创团队的知识权力正向影响TMS 的专长度(H2A)、可信度(H2B)与协调度(H2C)。

假设H3：团队成员的知识权力正向调节知识分享对团队TMS 的作用力度，即众创团队的知识权力正向调节知识分享对TMS 的专长度(H3A)、可信度(H3B)与协调度(H3C)。

3.知识隐藏对TMS 的影响

知识隐藏是由知识分享理论衍生出来的新构念，特指员工面对同事知识请求时故意隐瞒或刻意掩饰的行为，主要包括佯装不知、推诿隐藏和合理性隐藏三种方式[29]。员工通常为了避免暴露知识隐藏行为而有显示率较低的特点，但知识隐藏行为在团队中普遍存在[30]。一项来自美国对1700 余名员工的调查表明，76%的员工存有对同事隐藏知识的行为。国内外就知识隐藏的内在结构，知识隐藏行为会引发同事间不信任循环而导致团队创造力下降以及工作时间压力[31]、社会网络和人际信任对知识隐藏的影响等方面进行了研究[32]。

目前，国内外尚未有从知识权力视角下探索知识隐藏影响TMS 的文献，仅有一项知识隐藏对团队TMS 影响的专项研究，以及多项与本研究存在内在关联的TMS 研究。陈帅与陈伟的两项研究表明，在员工间交换知识的前提下，团队断裂带会对TMS 产生负面作用；Hood 等探讨了心理安全感对TMS 的作用[33]；Pulles 等的研究发现，在员工愿意输出知识，并保证知识充分流动的情境下，团队成员之间的网络联结对TMS 的可信度和协调度产生显著影响[15]；李浩和黄剑就知识隐藏对团队TMS 的影响做了专门研究，揭示了团队知识隐藏是TMS 的一个重要的阻碍性前因变量[27]；潘伟和张庆普实证了团队成员的知识权力丧失感较强时会促进知识隐藏行为发生[25]。同时，具有较高知识权力的成员更可能成为同事请教咨询的对象，也就更有可能发生知识隐藏行为的可能性。综上而言，文章提出如下假设：

假设H4：团队成员的知识隐藏行为负向影响团队TMS，即众创团队的知识隐藏行为负向影响TMS 的专长度(H4A)、可信度(H4B)与协调度(H4C)。

假设H5：团队成员的知识权力正向调节知识隐藏对团队TMS 的作用力度，即众创团队的知识权力正向调节知识隐藏对TMS 的专长度(H5A)、可信度(H5B)与协调度(H5C)。

三、研究设计

1.样本选择与数据来源

文章以入驻众创空间的众创团队为调查对象，主要基于两个原因。首先，自2015年国家大力推动双创工作后，众创空间已成为推动大众创业万众创新的重要载体，各地的众创团队成立时间差距不大，也就是说众创团队的TMS 基本处于同一时间起点，这为文章提供了可比较时间跨度的样本；其次，众创团队需要频繁与高校、科研机构、企业和其他创新机构进行技术交流、信息共享以及联合解决问题，很明显众创团队从属于适合文章研究的知识密集型行业。与此同时，考虑到众创空间的发展参差不齐，文章对研究对象的界定包括以下三个条件：一是至少是省科技厅部门以上认可的众创空间；二是众创团队的正式运行时间不能低于两年；三是众创团队成员必须超过3人。文章据此选择了杭州梦想小镇、江西先锋天使咖啡、上海Imagine 创想空间等88个众创团队的386个样本进行问卷调查，样本基本情况见表1。

表1 样本基本情况表

2.问卷调查与变量测量

研究采取两种问卷调查方式，一是研究人员现场发放现场回收。研究人员现场对众创团队充分讲解了测试的背景与目的，努力营造出一种轻松平和的环境，特别介绍知识隐藏行为与相关术语，指出知识隐藏行为并不是一种“不好”的行为，确保调研对象能真实准确填写调查问卷；二是在当地众创空间联盟组织和政府部门的协助下，研究人员通过邮寄问卷的方式进行问卷调查，研究人员留有电话、微信或qq 等工具讲解相关术语，以保证问卷的信度与效度。对英文翻译过来的测量条目均使用回译法，对于个别存在差异的条目，项目组和翻译人员经过反复商讨最后达成了一致的意见。问卷共回收448 份问卷，剔除了62 份雷同和回答不全等无效问卷后，供研究使用的有效问卷为386 份。

（1） 知识权力

知识权力的测度，文章借鉴已有关于知识权力的权威文献，采用Pahlberg 和Galaskiewicz 从影响知识控制力和知识影响力两方面的4个测量条目，结合文章中知识权力内涵和众创团队的特性进行了相应的修正。量表通过“在您看来，对您所在团队可确定的知识权力评价如下（评价分值从“1＝根本没有”到“5＝非常同意”）”的李斯特5 点法衡量。其中，知识控制力的2个条目为“贵团队所拥有的技术知识是难以模仿的”和“贵团队如果退出当前工作，会给其他团队（或组织） 的创新带来极大不利”，知识影响力的2个条目为“在技术交流中贵团队对其他团队（或组织） 会产生很大的压力”和“很多其他团队（或组织） 模仿贵团队的成功经验”。

（2） 知识分享

许多学者根据研究的需要开发了较多的知识分享量表，整体而言，可分为对知识分享意愿和知识分享行为的测量。文章研究的重点在知识分享行为方面，采用了国内廖国锋和吴建平两位学者提出的知识分享行为的5个测量条目，其中第5个条目“在撰写文件时，我愿意将知道的记录下来供同事参考”不适合本研究情景，予以净化删除。量表通过“您对所在团队可确定的知识分享行为评价如下（评价分值从“1＝根本没有”到“5＝非常同意”）”的李斯特5 点法，衡量采用的4个条目分别为“我经常鼓励同事提出好的看法及建议，以提升技术水平”、“我经常帮助同事解决问题”、“同事有问题时，我会用实际行动来支持”和“对于不易说清楚的事，我会为同事示范”。

（3） 知识隐藏

知识隐藏问卷改编自Connelly 等编制的共12个题项条目，问卷包括推托隐藏、装傻隐藏和合理化隐藏三个维度，量表通过“当同事向你询问某些知识时，你采取的行为如下（评价分值从“1＝根本没有”到“5＝非常同意”）”的李斯特5 点法，如推脱隐藏条目为“我可能会同意帮助他，但并不真的打算这样”、“我可能会同意帮助他，但会给出与其所需不同的知识”等；装傻隐藏条目为“我会说我不知道，尽管我知道”、“我可能会说我对这个话题所知不多”等；合理化隐藏条目为“我可能会解释我愿意告知他，但有人不希望我这样做”和“我会解释这项信息是机密的，只有特定项目的相关人员可以获得”。

（4） 团队交互记忆系统

国外对团队交互记忆系统的测量主要是基于Lewis 等开发的量表上修订完善，文章测量交互记忆系统的量表借鉴了Lewis 等的研究，并以张志学等和莫申江等的量表15个条目略加修改。量表通过“您对所在团队如实评价如下（评价分值从“1＝根本没有”到“5＝非常同意”）”的李斯特5 点法，如专长维度包括“团队每个成员都具有与任务有关的某方面的知识”和“团队每个成员各自负责不同方面的工作”等；可信维度包括“我能够坦诚地接受团队其他成员的建议”和“我信赖团队其他成员掌握的知识”等；协调维度包括“一起工作时我们团队内部协调得很好”和“我们团队对该做什么很少产生误解”等。

四、数据分析

1.描述性统计与信效度

文章主要采用Cronbacha 系数和条目的CITC 值来检验调查数据的一致性与稳定性，知识权力、知识分享、知识隐藏和团队TMS 的团队层面数据均使用个体Likert 量表的数据汇总而来，从统计数据来看，4个变量的35个测量条目的Cronbacha系数均大于0.75，CITC 值均大于0.5，符合团队内个体成员评分数据整合加总的合理性检验标准，具体数据如表2 所示。

表2 研究变量的均值、方差及相关系数(N=386)

另外，文章主要采用坎贝尔等人提出的收敛效度与区分效度对问卷数据进行效度检验。具体而言，通过RMSEA、NNFI和CFI 这3个指标来衡量数据，正如Hu 和Bentler 主张的那样，一个好模型的RMSEA 应该接近或低于0.06，而NNFI 和CFI 应该达到或超过0.95。通过验证性因子分析后发现，3个自变量的χ2值为790.52(df＝383)，CFI 为0.94，NNFI 为0.93，RMSEA 为0.08。因此，即使RMSEA 不是非常理想，但从统计上而言基本还是可以接受3个自变量的模型。之后运用相同的方法，对团队交互记忆系统的3 维度模型（专长性、可信度和协调度） 进行验证性分析，统计结果表明3个不同维度非常清晰。统计数据显示：χ2/df＝2.96，CFI＝.93，NNFI＝.92，RMSEA＝.08，专长性与可信度的相关性为.49，与协调度是.34，可信度与协调度.52，χ2的差异检验表明，当限定两两相关值为1 时，Δχ/Δdf 的范围从22.77/1(p＜.01)到523.85/1(p＜.01)，模型质量显著变差。

2.控制变量

文章主要探讨团队交互记忆系统受到知识权力、知识分享、知识隐藏3个自变量的影响。因此，文章力求排除成员属性和团队属性等变量对结果变量的作用，然后再独立考察自变量对因变量的影响。研究将对人口统计学变量和团队属性等变量的数据，使用单因素方差分析来检验它们对TMS 的影响是否显著时，当该变量的显著性小于0.1 时时该变量作为控制变量，模型将在排除控制变量对TMS 的影响后，单独考察知识权力、知识分享、知识隐藏3个自变量对TMS 影响。在单因素方差分析时，当组间存在显著差异的情况下，根据检验方差齐性与否来决定多重比较的方法，在方差具有齐性时采用LSD 多重比较方法，在方差非齐性时则采用Tamhance 法对均值进行两两比较。通过单因素方差分析和LSD 多重比较方法后，文章将年龄、团队规模、团队年龄、营业额作为控制变量。特别需要强调的是，并不把学历作为控制变量，主要是学历与本研究的知识权力自变量存在重叠交叉的领域。一般而言，学历越高的团队成员一般拥有更丰富更前沿的知识资源，其知识权力也越强越大。

3.知识权力对TMS 的影响

文章运用SPSS23.0 检验知识权力对TMS 的直接效应，进而判断假设H1 的合理性。具体说来，首先引入年龄、团队年龄、团队规模和营业额4个控制变量，再引入知识权力自变量，从相关系数表2 来看，由于自变量之间的相关系数在0.01水平上显著相关，表明自变量之间不存在严重的共线性问题，可进行回归分析，回归分析的具体结果如表3。数据显示，在控制了年龄、团队年龄、团队规模和营业额后，知识权力对专长性(β＝.16，p＜.01)和协调度(β＝.17，p＜.01)均具有正向作用。对于指向专长性维度而言，控制变量解释了其中的3.0%方差变异，在此基础上，知识权力自变量解释了专长性维度的1.0%方差变异，F 检验可知此解释变量对因变量的影响在0.01 水平上是显著的。对于TMS 协调度维度而言，控制变量解释了其中的5.1%方差变异，而知识权力解释其中的2.2%方差变异，并在0.01 水平上是显著，且通过F 检验。然而，对于TMS 中可信度维度而言，F 检验可知在0.1 水平上都是不显著。因此，假设H1中众创团队的知识权力正向影响TMS 的专长度(H1A)与协调度(H1C)得到验证支持，正向影响可信度(H1B)并未得到验证支持。

4.知识分享对TMS 的影响

研究数据显示，在控制了包括知识权力、年龄、团队年龄、团队规模和营业额后，知识分享对专长性(β＝.28，p＜.01)、可信度(β＝.19，p＜.05)和协调度(β＝.14，p＜.1)均具有正向作用。对于指向专长性维度而言，知识分享自变量解释了专长性维度的9.0%方差变异，而且通过F 检验可知此解释变量对因变量的影响在0.01 水平上是显著的。对于TMS 中可信度维度而言，知识分享自变量解释了可信度维度的6%方差变异，F 检验可知此解释变量对因变量的影响在0.05 水平上是显著。对于TMS中协调度维度而言，知识分享解释其中的5%方差变异，并在0.1 水平上是显著，且通过F 检验。因此，假设H2 得到验证。

另外，从表3 可以看出，在放入交互项（知识权力×知识分享）之后对专长性的方差贡献从13.1%提高到18.2%，交互项对专长性的方差贡献率是5.1%(b＝0.18，p＜0.01)，且均通过F 检验，说明了知识权力能对知识分享与TMS 之间具有调节效应。与此类似，交互项对可信度的方差贡献率3.3%(β＝0.069，p＜0.05)，对协调度的方差贡献率为2.1%(β＝0.069，p＜0.1)，且均通过F 检验。因此，假设H3 均得到验证。

表3 知识权力、知识分享和知识隐藏与交互记忆系统的交互效应(N=386)

5.知识隐藏对TMS 的影响

数据显示，在控制了包括知识权力、年龄、团队年龄、团队规模和营业额后，知识隐藏对可信度(β＝-.17，p＜.01)和协调度(β＝-.1，p＜.05)均具有负向作用。对于TMS 中的可信度维度而言，知识隐藏自变量解释了可信度维度的8.0%方差变异，F 检验可知此解释变量对因变量的影响在0.01 水平上是显著。对于TMS 中协调度维度而言，知识隐藏解释其中的4%方差变异，并在0.05 水平上是显著，通过F 检验。然而，对于指向专长性维度而言，知识分隐藏自变量F 检验在0.1 水平上都是不显著。因此，假设H4 中众创团队的知识隐藏负向影响TMS 的可信度(H4B)与协调度(H4C)得到验证支持，正向影响专长性(H4A)并未得到验证支持。

从表3 可以看出，交互项(知识权力×知识隐藏)对专长性具有显著负向关系(β＝-0.18，p＜0.05)，可信度的方差贡献从14.2%提高到17.2%，交互项对专长性的方差贡献率是2%(β＝-0.20，p＜0.05)，且均通过F 检验，与此类似，交互项对协调度的方差贡献率5%(β＝-0.31，p＜0.01)，均通过F 检验。因此，假设H5 均得到验证。

五、研究启示与局限

作为一项针对创业团队关于知识管理领域方面的研究，文章结论至少在以下三个方面具有启示与价值：

一是创业团队的知识权力对团队TMS 的形成机制有重要影响。这突破了以往研究默认创业团队具有同等均值的知识资源影响力与控制力的假设，文章视角新颖且更符合团队的真实情境，为许多知识管理学者秉持“创业团队的知识资源及影响力是创业成功与否的关键变量”观点提供了实证支撑。

二是知识分享与知识隐藏是两个独立的变量。有学者从概念内涵和组织行为层进行了辨析与讨论，认为这两个变量并非同一轴线上的相互对立端，知识分享与知识隐藏行为常常同时存在或同时消失。然而，文章首次实证分析了两个变量虽然存在较大重叠交叉领域，但仍是两个相互独立的变量，即在控制了知识分享变量因素后，知识隐藏仍然能解释团队TMS 的方差。

三是对于管理实践者而言，减少团队的知识隐藏行为并不意味着有高水平的知识分享行为，管理者需要避免团队中的佯装不知型与推诿隐藏型知识隐藏行为。其次，当面对“知识求助”时，团队成员无论选择“知识分享”还是“知识隐藏”行为，都直接影响团队TMS 形成高效的。再次，管理者需要充分培育及运用团队的知识权力，以此更有效促进团队形成高效的TMS。

与此同时，两个未证实的研究假设值得进一步研究探讨。首先，知识权力与可信度的关系非常微弱，一种可能性是众创空间创业团队个体有50%为30 岁以下的年轻人，且部分成员为刚大学毕业不久后的从业人员，他们在知识权力属性方面比较微弱，主要依靠或遵从众创团队已有知识权力的属性，这与成熟型团队成员经过知识互动与知识整合形成新的知识权力存在较大不同。另外，知识隐藏与专长性的关系也非常微弱，这与已有研究认为知识隐藏是TMS 的一个重要的阻碍性前因变量并不完全一致，这与众创团队成员相当年轻，加入众创团队时间不长有关联，原因是其专长性主要由入众创团队之前的人力资本储量构成，而通过团队之间的互动学习形成专长性显得相对薄弱，这导致知识隐藏行为与TMS 中的专长性没有很强的关联性。可进一步探讨的是将知识隐藏区分为佯装不知型、推诿隐藏型和合理隐藏类型，分别探讨与团队TMS 的3个子维度的关联。

文章需特别注意指出的是存在数据方面的局限。研究按照最方便采集原则把正式运营时间不低于两年的众创团队作为样本，采用了自行汇报问卷的方式来收集横截面数据，尽管通过控制样本的一些个体特征和团队特征属性变量来控制其对结果的影响，但并未排除样本自我选择偏差的影响，可能存在共同方法偏差的问题。另外，通过自我汇报法调查成员的知识隐藏行为时，不排除个体有意规避真实行为的可能性，适时采用纵向数据或他人汇报成员（譬如主管或同事） 也许会真实准确。