Knowledge Management Forum >

2018 , Vol. 3 >Issue 6: 345 - 352

DOI: https://doi.org/10.13266/j.issn.2095-5472.2018.033

The Influence of Interpersonal Trust on Tacit Knowledge Sharing Willingness from the Dynamic Perspective：Mediating Effect of Sense of Cognitive Well-being

  • zhangchunyang , 1 ,
  • liangqihua , 2
Expand
  • 1Humanities and Social Science，Dalian University of Technology, Dalian 116024
  • 2Research Department, Shandong Technology and Business University, Yantai 264005

Received date: 2018-08-13

  Online published: 2025-04-28

Fold

Abstract

[Purpose/significance] The paper aims to examine the dynamic nature of tacit knowledge sharing and further explore the internal mechanism of interpersonal trust on knowledge workers’ tacit knowledge contribution willingness. [Method/process] By subdividing the tacit knowledge sharing into two dimensions of knowledge acquisition and knowledge contribution to examine the dynamic nature of tacit knowledge sharing, and based on the assumption of happiness, a mediated nonrecursive model was constructed from the perspective of sense of cognitive well-being. Meanwhile, using survey data of 350 knowledge workers from the Jiaodong peninsula in Shandong, this paper conducted an empirical analysis.[Result/conclusion] The result shows that there is a relationship of mutual interaction and integration between tacit knowledge contribution and acquisition willingness; interpersonal trust has significant positive effect on sense of cognitive well-being; sense of cognitive well-being partly mediates the positive influence of interpersonal trust on tacit knowledge contribution and tacit knowledge acquisition willingness.

Key words： interpersonal trust; sense of cognitive well-being; tacit knowledge contribution; tacit knowledge acquisition

Cite this article

zhangchunyang , liangqihua . The Influence of Interpersonal Trust on Tacit Knowledge Sharing Willingness from the Dynamic Perspective：Mediating Effect of Sense of Cognitive Well-being[J]. Knowledge Management Forum, 2018 , 3(6) : 345 -352 . DOI: 10.13266/j.issn.2095-5472.2018.033

隐性知识及其转移、共享一直以来都是知识管理及知识工程关注的重点[1]。隐性知识共享作为当前知识管理的重点和难点问题[2]，其有效共享是推动复杂产品成功研发与创新、提高研究绩效的关键环节[3]。因此，如何有效地推动隐性知识持续共享是知识管理领域企业界与学术界亟待解决的重要课题。隐性知识只能在个体层面进行交流，不管组织之间的知识交流是意愿性还是非意愿性的，都只能发生在交流活动中的个体之间，即来自于组织员工之间的社会化交往[4]。故而，越来越多的学者积极考察（通过人与人之间的面对面互动而形成的）人际关系网络对隐性知识共享的重要意义。个体间信任程度越高，越愿意分享知识；缺乏良好的人际关系，无论何种组织激励、技术支持等都将变得无能为力，知识共享行为也难以实现。然而，通过梳理文献发现，较少有文献从隐性知识流动视角，探讨我国关系文化情景下知识型员工人际信任对隐性知识共享的影响机理，也缺乏相关实证检验。
近年来，积极心理学中对幸福感的研究日益活跃。大量研究指出，员工是否取得成功与幸福感和满意度的高低密切相关[5]，具有较高幸福感的员工更愿意为同事提供帮助[6]。此外，学者们指出，幸福人假设是所有传统人性假设理论的本质所在，人们学习与工作等行为的根本动力来自幸福感驱动[7]。这可能为解释员工的隐性知识共享行为提供了一种新的理论视角。近期，国外已有学者关注了知识型员工的幸福感与默会知识共享的关系[8]。然而，从幸福感视角研究知识型员工默会知识共享意愿的文献仍较少，尚处在萌芽发展阶段，并没有引起学者们的足够重视。
鉴于此，从隐性知识流动的过程视角，本文将其细分为隐性知识获取与知识贡献两个维度，并根据幸福人假设，构建一个被认知幸福感中介的非递归模型，进一步深入揭示我国典型的“关系”文化情景下的人际信任关系对知识型员工默会知识共享意愿的影响链条与运作逻辑，为企业知识管理活动提供一定的政策参考与理论依据。

1 研究设计

1.1 隐性知识共享的动态考察

以往学者们主要从沟通与知识学习角度对知识共享的概念进行界定，但并没形成统一定义。知识共享的维度划分标准有知识属性、行为主体等视角，但是均无法整体把握知识共享的动态性[9]。本文在借鉴国外学者B. V. D. Hooff等[10]对知识共享观点的基础上，从知识流向视角，将隐性知识共享划分为两个维度：①隐性知识贡献，即员工将自己的技能、灵感、觉悟或诀窍等在组织内部分享给他方或提供帮助的行为；②隐性知识获取，即员工从组织内部其他成员处获取隐性知识或支持性行为等。隐性知识共享行为是一种基于互惠关系的社会互动，进而产生知识交换与创新行为。这折射出隐性知识共享的知识双向流动性、互惠共利性分享式互换等性质，进一步表明隐性知识贡献与隐性知识获取是共同存在的，具有可获性与实践性。一味地付出或索取都不符合“礼尚往来”的传统价值观念，难以进一步维持与增强双方的人际关系，尤其是在人们的隐性知识共享的动机已从单纯的利他主义向互利性转变背景下，最终很难实现知识持续交流与融创。也就是说，这两个维度并非是相互独立，而是彼此关联的。基于以上分析，提出如下假设：
H1：隐性知识贡献意愿与隐性知识获取意愿之间相互交融，互为作用。

1.2 隐性知识共享与人际信任

关于人际信任的概念有狭义和广义之分。在狭义内涵方面，N. Panteli等将人际信任定义为，个体一方对他方所持有的坚定信念以及积极乐观的期待[11]；在广义内涵方面，人际信任是指信赖者对被信赖者的言行及决策所持有信心，并据此产生某种行动的程度[12]。结合当前研究，本文的人际信任是指个体间以社会互动为基础，以情感为纽带，对他方的言行与决策等拥有信心与积极预期，并且乐于据此实施某种行动的程度。
在知识管理领域，已有的研究表明，人际信任是知识共享机制的基础性条件。以往的文献指出，无论是信息提供还是信息接收意愿，都与人们之间的信任关系密切相关[13]。W. S. Chow等认为信任对同事关系具有良好的促进作用，能够促使个体获取他人的知识与贡献自己的知识[14]。缺乏信任的知识源单元的忠告与榜样往往会受到知识接受单元的质疑与抵制，无法顺利发动知识转移，也很难从其他知识源单元获取知识[15]。谭云清研究表明，信任倾向对服务提供商的隐性知识获取具有积极预测作用[16]。根据人际关系社会网络理论，个体间的关系强度与知识转移之间具有较强的正相关关系。具有良好人际信任关系氛围的知识型员工之间的合作关系更为稳定，能够进一步降低默会知识共享中的关系成本与不确定因素扰动等，为隐性知识的共享提供一个便利与通畅的渠道。根据以上分析，提出如下假设：
H2：人际信任对知识型员工的隐性知识贡献意愿具有正向作用。
H3：人际信任对知识型员工的隐性知识获取意愿具有正向作用。

1.3 认知幸福感的中介效用

认知幸福感反映的是员工在工作中的认知效能质量，它和主观幸福感研究视角下的工作相关的认知评估相关联[17]。认知幸福感本质上是对个体知觉行为能力的感知，可以显著影响到自身的认知力与行为力。较高认知幸福感，意味着对自身认知与思维能力的积极感知。一方面，认知幸福感较高的个体，有着较强的自我认知效能感，表现出更多的自信心与掌控力，为进一步提高自身工作能力、高效地完成各种创新性复杂任务而不断搜寻外界的资源与支持，也会为获得持久的工作动能而积极贡献自己的知识。另一方面，已有学者指出情绪与认知幸福感之间有较强的关系。尽管直接探讨认知幸福感与隐性知识共享的关系的研究较少，但越来越多的学者开始关注情绪在隐性知识分享的社会促进功能。积极情绪是分析隐性知识共享的一个重要概念[18]。李常洪等则将情绪导入SIR模型并借助模型仿真显示，大部分积极情绪与少量消极情绪与隐性知识共享显著相关[19]。认知幸福感高的员工会表现得更加积极乐观，根据社会感染理论可知，个体这种正向情绪会在组织内部迅速扩散与互相感染，从而诱导员工之间不断进行开拓性互动沟通，使其更愿意为他人提供支持，主动分享自己的经验和窍门，乐于学习并积极获取他方的相关知识，等等。相反，员工持有消极倦怠情绪将引发个体职场人身攻击、破坏、退缩等不良行为，很难主动帮助别人，协作效率不高，自然其知识分享的意向大大降低，也很难从他人那里获得所需的知识与技能。
已有文献显示，人际关系的质量与幸福感之间具有强烈的关联[20]。具有较高质量人际关系的个体，更容易在工作中获得幸福感[21]。信任感的缺失，将会引发人的消极情绪，甚至危害身心健康[22]。W. Yip等指出，员工在组织中对各项活动的参与水平以及对同事的相互信任对自身的健康、幸福感均有正向影响[23]。此外，J. F. Helliwell等的研究表明，信任程度越高的团体，其成员的幸福感也会越强烈[24]。因此本研究认为，处在良好人际信任环境下的员工，会获得更多的支持与非冗余的且有价值的高效能资讯、知识等，减轻压力与困扰，提高个体心理舒适度与健康感，增进个体活力，进而更容易提升自身的认知幸福感。综上所述，本文提出如下假设：
H4：认知幸福感在人际信任与知识型员工的隐性知识贡献意愿关系中起中介作用。
H5：认知幸福感在人际信任与知识型员工的隐性知识获取意愿关系中起中介作用。

2 研究方法

2.1 研究样本

本文主要选取山东胶东半岛地区的知识密集型企业的知识型员工为调研对象，涉及到企业的专业技术研发人员、中高级营销人员以及具有较高学历的白领人员等。采用随机抽样方法，借助在线邮箱和纸质问卷等方式发放。发放问卷500份，回收452份，其中350份为有效问卷，有效回收率达70%。样本基本信息如表1所示：
表1 研究样本结构（N=350）
特征 特征值 频数(个） 百分比（%） 特征 特征值 频数 百分比（%）
性别 男 186 53.1 工作年限 <1 52 14.9
女 164 46.9 1-3 126 36
年龄 <26 94 26.9 4-6 100 28.6
26-35 182 52 7-10 42 12
36-45 46 13.1 >10 30 8.6
46-55 22 6.3 工作职位 普通员工 197 56.29
>55 6 1.7 基层管理人员 75 21.43
学历 中专或以下下 41 11.71 中层管理人员 65 18.57
大专 89 25.43 高层管理人员 13 3.71
本科 173 49.43 企业性质 国有 25 7.14
硕士 43 12.29 民营 213 60.86
博士 4 1.14 合资 67 19.14
外资 45 12.86

2.2 变量测度

本研究中的所有变量的测度项目均来自公开发表于国内外权威期刊上的成熟题项。在听取专家意见的基础上，组建3名团队成员构成的科研小组，对英文语义的翻译做到尽可能的准确，并开展了实地预调查，并得到50份问卷，依据反馈结果，对题项进行修正和完善，最终形成正式调查问卷。除调研样本的基本信息外，其余变量均用李克特5级量表形式。1代表非常不同意，5代表非常同意。
隐性知识贡献与隐性知识获取主要整合国外多名学者所采用的知识共享意愿研究量表[14,25-27]，均用4个题目来测度这两个变量，如“当我向同事请教时，他们会将技能传授给我”等，Cronbach’s α值分别为0.877和0. 891。认知幸福感借鉴黄亮[17]提出的我国知识型员工认知幸福感的量表，并有所调整，共采取4个题项，如“我感到自己容易集中精神进行思考、感觉自己的思维很清晰”等，Cronbach’s α值为0.899。人际信任选用W. S. Chow等[14]的人际信任量表，测量问题项共4个，如“与同事交流时，很容易获得对方信任”“与同事交流时，基本上可以获得对方的认可”等，Cronbach’s α值为0.820。此外，将性别、年龄、学历、工作年限等作为控制变量，以期获得更加准确的研究数据。

3 实证分析

3.1 变量信效度与共同方法偏差检验

表2显示，各个变量的CR均大于0.5；AVE均高于0.5，AVE均方根都大于0.7，均大于相应列的因子之间相关系数，说明量表信效度较好。此外，利用 Amos 21.0进行验证性因子分析，见表3。同时依据P.M.Podsakoff[28]与周浩[29]等采用的共同方法偏差检验程序，显示Harman单因子模型的拟合指标表现较差，表明本研究并不具有一个对大部分变量变异进行解释的因子。四因子模型各项拟合指标在可接受范围内，模型的拟合程度整体表现较好，同时各变量区分效度较好。进一步通过不可测度潜在因子方法检验，发现五因子模型似然比达到显著水平标准（P=0.0005<0.000），但与四因子模型相比，各项拟合指标变化均小于0.02，依据G.W.Cheung [30]和郑建君等[31]的判别标准，说明这两个模型不存在显著差异。因此，可以认为本研究中的共同偏差问题并不明显。
表2 组合信度与聚合效度
研究变量 CR AVE
TKC 0.866 0.618
TKA 0.892 0.676
CWB 0.903 0.699
INT 0.836 0.560

注：TKC：隐性知识贡献；TKA：隐性知识获取；CWB：认知幸福感；INT：人际信任，下同

表3 研究变量的效度与共同方法偏差检验
模型 df / df RMR GFI RMSEA NFI CFI TLI
五因子 344.375 90 3.826 0.048 0.894 0.090 0.910 0.931 0.908
四因子 373.980 99 3.778 0.051 0.885 0.089 0.902 0.926 0.910
三因子 545.064 102 5.344 0.057 0.821 0.112 0.857 0.880 0.859
二因子 848.583 103 8.239 0.061 0.715 0.144 0.778 0.798 0.765
单因子 1178.974 104 11.33 0.074 0.645 0.172 0.691 0.709 0.665

注：单因子模型为：INT+CWB+TKC+TKA；二因子模型为：INT+CWB，TKC+TKA；三因子模型为：INT+CWB，TKC，TKA；四因子模型为：INT，CWB，TKC，TKA；五因子模型为：四因子模型纳入一个不可观察因子

3.2 变量描述性统计及相关性分析

变量的描述性分析结果及相关系数见表4，研究显示隐性知识贡献、隐性知识获取意愿与认知幸福感、人际信任之间存在显著正相关。所有研究变量间的相关系数均显著低于0.65，再次显示它们具有较高的判别效度，多重共线性问题并不很严重。同时，性别、年龄、学历、工作年限等控制变量与本文主要测度变量之间具有一定的显著相关关系，这些为后续的分析工作奠定基础。
表4 描述性统计及相关系数
变量 M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
ES 1.47 0.50 -
EA 2.04 0.90 -0.04 -
EB 2.65 0.88 -0.15** 0.21** -
WL 2.63 1.13 0.03 0.71** 0.11* -
WJ 1.70 0.90 -0.17** 0.46** 0.20** 0.43** -
CN 2.38 0.80 0.08 0.10 -0.13* 0.09 0.13* -
INT 4.07 0.66 0.13* 0.16** -0.11* 0.29** 0.25** 0.14* 0.75
CWB 4.03 0.75 0.11* 0.16** -0.08 0.24** 0.31** 0.10 0.67** 0.84
TKA 4.00 0.80 0.12* 0.15** -0.08 0.20** 0.21** 0.09 0.61** 0.62** 0.82
TKC 4.21 0.71 0.15** 0.20** 0.01 0.24** 0.23** 0.12 0.49** 0.50** 0.59* 0.79

注：***P<0.001，**P<0.01，*P<0.05（双尾检验），下同；对角线上的数值为相应因子AVE的平方根；ES：性别；EA：年龄；EB：学历；WL：工作年限；WJ：工作职位；CN：企业性质，下同

3.3 假设检验

采用层级回归的方法对假设进行检验。由表5可知，将所有的控制变量（性别、年龄、学历、工作年限等）纳入M1、M3和M7中进行分析。M4和M5则分别分析了人际信任对知识型员工隐性知识贡献意愿、隐性知识获取意愿的影响。研究显示，人际信任与隐性知识贡献意愿（β=0.454，P<0.001）和隐性知识获取意愿（β=0.454，P<0.001）均具有显著正向关。将认知幸福感作为因变量纳入M2进行回归分析，结果表明人际信任对认知幸福感（β=0.614，P<0.01）具有显著正向作用。将认知幸福感放入M5和M9分析，得到认知幸福感与隐性知识贡献意愿（β=0.287，P<0.001）、隐性知识获取意愿（β=0.347，P<0.001）之间具有显著正向影响。由于认知幸福感的介入，人际信任对隐性知识贡献意愿（从0.454下降到0.269）、隐性知识获取意愿（从0.585下降到0.362）的影响在减弱，但依然显著正相关。认知幸福感对隐性知识贡献意愿、隐性知识获取意愿之间仍具有显著正相关，分别额外增加了4%、6%的变异解释量。由此，假设4和假设5的检验得到通过。在M6中，隐性知识获取意愿对隐性知识贡献意愿（β=0.397，P<0.001）具有显著正影响。在M10中，隐性知识贡献意愿对隐性知识获取意愿（β=0.3，P<0.001）具有显著正影响。由此，假设1通过实证检验。
为进一步检验本文认知幸福感中介效应的稳健性，本文同时采取偏差校正的非参数百分位Bootstrap法，样本量选择5 000，置信区间为95%，分别对认知幸福感在人际信任与隐性知识贡献意愿、隐性知识获取意愿之间的中介效用进行验证。研究发现，第一条路径的中介检验的结果没有包含0（LLCI=0.172 6，ULCI=0.390 4），表明认知幸福感的中介效应显著，且中介效用大小为0.268 2。此外，在控制了中介变量的应对方式后，人际信任对隐性知识获取意愿的影响也显著（LLCI=0.205 1，ULCI=0.560 6）。因此，认知幸福感在人际信任对隐性知识贡献意愿影响中发挥着中介作用，但并非完全中介，而是部分中介。同样，在第二条路径中，认知幸福感的中介效应显著（LLCI=0.173 7，ULCI=0.476 6），中介效用值为0.317 4。在控制认知幸福感变量之后，人际信任对隐性知识获取意愿仍显著相关（LLCI=0.3732，ULCI=0.6968）。因此，认知幸福感在人际信任与隐性知识获取意愿关系中起部分中介作用。综上分析，假设4和假设5再次得到佐证。
表5 阶层回归分析
变量 CWB TKC TKA
M1 M2 M3 M4 M5 M6 M7 M8 M9 M10
ES 0.132* 0.053 0.171*** 0.110* 0.101* 0.084 0.132* 0.053 0.043* 0.009
EA -0.069 -0.003 -0.015 0.053 0.041 0.010 0.005 0.093 0.078 0.065
EB -0.127* -0.041 -0.028 0.029 0.042 0.048 -0.104 -0.031 -0.014 -0.028
WL 0.165* -0.007 0.168* 0.036 0.045 0.062 0.117 -0.053 -0.043 -0.057
WJ 0.311*** 0.176*** 0.179** 0.072 0.023 0.025 0.191** 0.053 -0.006 -0.014
CN 0.062 -0.018 0.073 0.042 0.047*** 0.047 0.035 -0.005 0.002 -0.014
INT 0.614*** 0.454*** 0.269*** 0.125* 0.585*** 0.362*** 0.273***
CWB 0.287*** 0.149** 0.347*** 0.252***
TKC 0.332***
TKA 0.397***
R2 0.151 0.467 0.113 0.286 0.327 0.416 0.090 0.377 0.437 0.511
F 10.130*** 42.808*** 7.302*** 19.549*** 20.687*** 26.868*** 5.655*** 29.617*** 33.111*** 39.554***
ΔR2 0.151 0.316 0.113 0.173 0.041 0.089 0.090 0.287 0.060 0.074
ΔF 10.130*** 203.073*** 7.302*** 82.609*** 20.747*** 51.708*** 5.665*** 157.873*** 36.221*** 51.708***

4 结论与启示

4.1 主要研究结论

本文按照知识流向，将隐性知识共享细分为隐性知识贡献与知识获取两个维度，并基于幸福人假设，引入认知幸福感为中介变量，构建一个被中介的非递归模型。实证研究表明，隐性知识贡献与知识获取意愿之间相互交融与互为作用。这突破了既有文献停留在隐性知识共享的静态过程研究，并且验证了隐性知识贡献与获取意愿之间的密不可分的交互关系。人际信任对认知幸福感产生显著促进作用。这与W. Yip等[23] 、J. F. Helliwell等 [24]学者的人际信任是幸福感的重要前因因素的观点相吻合。认知幸福感部分中介了人际信任对隐性知识贡献及获取意愿的正向影响。这不仅呼应了积极情绪对隐性知识共享的社会促进功能[19]，而且探寻与证实了认知幸福感在人际信任到隐性知识贡献与获取意愿作用过程中的中介角色，是对H.F.Chumg等[8]人关于幸福感与知识共享的研究成果的有益扩展与深化。

4.2 研究意义与局限性

本研究的理论意义在于弥补了以往文献对隐性知识共享动态过程关注的不足，主要通过借鉴前人研究成果，依据知识流向，将隐性知识共享细分为隐性知识贡献与知识获取，并验证这两个维度之间相互影响，互为一体；从幸福人假设视角揭示隐性知识共享机理，进一步开拓了知识共享的研究思路；将人际信任、认知幸福感与隐性知识共享有机纳入一个分析框架之下，检验了幸福人理论在诠释从人际信任到隐性知识共享作用机理的合理性与有效性，丰富了人们对人际信任与隐性知识共享关系的认知，进一步充实和发展了我国本土情景下知识型员工的隐性知识共享理论。
研究结论为企业实践提供重要的启示。首先，管理者要做好知识型员工的隐性知识贡献与知识获取工作，尽快构建和完善组织隐性知识贡献与获取的科学评价及激励机制，促进知识贡献与获取活动的持续良性发展；其次，注重提升知识型员工之间良好的人际信任关系；最后，要将培育知识型员工认知幸福感纳入知识管理活动之中，鼓励与引导知识型员工形成与提高自身的认知幸福感。
本文也存在一定的不足之处。鉴于数据的可得性，本次研究对象主要分布在山东东部沿海地区，这对研究结论的外部效度可能造成影响。另外，尚未对研究行业或产业进行细分，今后可以直接聚焦某一具体行业或产业，以增加结论的针对性。最后，本研究假设模型可能不够完整，仅触及到员工的认知幸福感维度，幸福感还可能受到个体与组织特征其他因素影响，也没有对人际信任进行多维度划分。未来可综合考虑这些因素构建更加严谨与完善的理论模型，以提高研究结论的全面性。

张春阳： 负责数据分析与内容撰写等；

梁启华： 负责论文思路设计与修改指导等。

References

Publishing order | Descend order by publishing year | Descend order by cited within
[1]
JOIA L A, LEMOS B. Relevant factors for tacit knowledge transfer within organizations[J].Journal of knowledge management, 2010, 14(3):410-427.

[2]
张亚军,张金隆,张千帆,等.威权和授权领导对员工隐性知识共享的影响研究[J].管理评论,2015(9):130-139.

[3]
王娟茹,罗岭.知识共享行为、创新和复杂产品研发绩效[J].科研管理,2015(6):37-45.

[4]
南旭光.知识获取性视角下隐性知识的转化和流动[J]. 科学学与科学技术理,2010(3):107-112.

[5]
BOEHM J K L S. Does happiness promote career success?[J]. Journal of career assessment, 2008,16(1):101-116.

[6]
GEORGE J M. State or trait: effects of positive mood on prosocial behaviors at work.[J]. Journal of applied psychology, 1991,76(2):299-307.

[7]
卢苓霞,王彦勋. 幸福人假设及在管理领域的意义[J]. 经济管理, 2007(13):92-96.

[8]
CHUMG H F, COOKE L, FRY J, et al. Factors affecting knowledge sharing in the virtual organisation: employees’ sense of well-being as a mediating effect[J]. Computers in human behavior, 2015,44(c):70-80.

[9]
肖志雄,聂天奇.知识型员工的心理距离与知识共享意愿关系的实证研究[J].图书馆学研究,2018(6):92-101.

[10]
HOOFF B V D, RIDDER J A D. Knowledge sharing in context: the influence of organizational commitment, communication climate and CMC use on knowledge sharing[J]. Journal of knowledge management, 2004,8(6):117-130.

[11]
PANTELI N, SOCKALINGAM S. Trust and conflict within virtual inter-organizational alliances: a framework for facilitating knowledge sharing[J]. Decision support systems, 2005, 39(4):599-617.

[12]
MCALLISTER D J. Affect-and cognition-based trust as foundations for interpersonal cooperation in organizations[J]. Academy of management journal,1995, 338(1):24-59.

[13]
RIDINGS C M, GEFEN D, ARINZE B. Some antecedents and effects of trust in virtual communities[J]. Journal of strategic information systems, 2002,11(3/4):271-295.

[14]
CHOW W S, LAI S C. Social network, social trust and shared goals in organizational knowledge sharing[J]. Information & management, 2008,45(7):458-465.

[15]
肖冬平,顾新.知识网络中隐性知识的共享困境及其克服路径——基于非正式网络的观点[J]. 图书情报工作,2009,53 (2):108-112,138.

[16]
谭云清.关系机制、契约机制对提供商知识获取的影响[J].科研管理,2017(2):35-43.

[17]
黄亮.中国企业员工工作幸福感的维度结构研究[J]. 中央财经大学学报, 2014 (10):84-92.

[18]
许颖.差序氛围、组织支持感知与隐性知识共享之关系探讨[J]. 科技管理研究, 2015(9):133-139.

[19]
李常洪,张曦.组织中情绪氛围对隐性知识共享的影响——基于多agent的仿真研究[J].情报理论与实践, 2016 (9):77-81.

[20]
张淑娟.员工关系网络与工作幸福感作用机制研究[D]. 太原：山西财经大学, 2015.

[21]
黄菲, 史虹, 史丹青.工作幸福感对知识型员工离职意向影响的实证研究[J]. 世界科技研究与发展, 2016(4):905-909.

[22]
宋佳, 王兰兰, 杨绍清,等.高三学生人际关系与人际信任的特点及关系[J]. 中国健康心理学杂志, 2014(6):930-932.

[23]
YIP W, SUBRAMANIAN S V, MITCHELL A D, et al. Does social capital enhance health and being? well-evidence from rural China[J]. Social science & medicine, 2007,64(1):35-49.

[24]
HELLIWELL J F, HUANG H. Well-being and trust in the workplace[J]. Journal of happiness studies, 2011,12(5):747-767.

[25]
SHAO Z, FENG Y, LIU L. The mediating effect of organizational culture and knowledge sharing on transformational leadership and enterprise resource planning systems success: an empirical study in China[J]. Computers in human behavior, 2012,28(6):2400-2413.

[26]
YONG S H, KIM B, LEE H, et al. The effects of individual motivations and social capital on employees’ tacit and explicit knowledge sharing intentions[J]. International journal of information management, 2013,33(2):356-366.

[27]
HOLSTE J S, FIELDS D. Trust and tacit knowledge sharing and use[J]. Journal of knowledge management, 2010,14(1):128-140.

[28]
PODSAKOFF P M, MACKENZIE S B, LEE J Y, et al. Common method biases in behavioral research: a critical review of the literature and recommended remedies [J]. Journal of applied psychology, 2003, 88(5):879-903.

[29]
周浩, 龙立荣.共同方法偏差的统计检验与控制方法[J]. 心理科学进展, 2004(6):942-950.

[30]
CHEUNG G W, RENSVOLD R B. Evaluating goodness-of-fit Indexes for testing measurement Invariance [J]. Structural equation modeling, 2002, 9(2):233-255.

[31]
郑建君, 金盛华, 马国义.组织创新气氛的测量及其在员工创新能力与创新绩效关系中的调节效应[J]. 心理学报, 2009 (12):1203-1214.

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