真實型領導、主管認同與員工知識共享行為：程序公平的調節(jié)作用*

劉明霞，徐心吾

(武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

在《后資本主義社會》中，德魯克(1994)詳細說明了人類社會的變遷歷程，并認為人類正邁入知識型社會。在這樣的社會里，知識經(jīng)濟是主要內(nèi)容，全社會憑借知識的持續(xù)創(chuàng)新、積累、使用，推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而引領個人、組織甚至是整個社會取得進步。作為知識管理的關鍵部分，知識交流可以把知識從個體提高到群體或者是整個組織層面，促進價值增值[1-2]。然而在競爭激烈的商業(yè)活動中，企業(yè)重要的知識分散在組織的各單位、部門和個人中，促使企業(yè)員工主動參與非強制性的知識分享活動并不容易[3]。組織中的職員知識共享行為的戰(zhàn)略價值也逐步受到專家與管理人員的重視[4]。

知識共享，即知識擁有者通過各種途徑將已習得的知識傳遞到知識接受者的過程。知識分享具有創(chuàng)造性、互動性、跨時空性的特征，可促進企業(yè)創(chuàng)新知識，提高知識管理效率[5]。真實型領導提倡信念、價值觀的原創(chuàng)性，能夠真實的表達自我，不偽裝自己，其從事領導活動完全出于信念的支持，而非追求榮譽、地位[6]。真實型領導行為使領導者能夠不斷獲得員工認同，導致職員把自身和組織關聯(lián)在一起，構成一種和組織有較大關聯(lián)的感受，所以職員會更加積極開展好對組織有幫助的活動，如建言獻策、創(chuàng)新、知識共享等。組織需要領導能夠讓職員展現(xiàn)出對組織有較大促進作用的積極行為，尤其是對組織中的非正式行為予以激發(fā)[7]。Wang和Noe通過對以往研究的總結，提出了影響員工知識共享行為的五個主要因素：組織環(huán)境、人際關系特征、文化特征、個人特征、團隊和激勵因素[8]。關于領導風格影響組織成員知識共享等積極行為的研究，大多集中在變革型領導、倫理型領導、授權型領導等主要領導風格[9-16]。Edúvalsania等研究發(fā)現(xiàn)，真實型領導通過創(chuàng)新氛圍對知識分享行為有顯著促進作用[17]；周海龍等通過對330個教師樣本的研究發(fā)現(xiàn)，真實型領導對教師的知識分享行為具有顯著的預測作用[18]；劉明霞等研究發(fā)現(xiàn)，真實型領導能夠顯著促進員工的知識分享行為[19]。除此以外，關于真實型領導對知識共享行為影響機制的實證研究非常有限，對于這一問題的研究將為真實型領導影響員工知識共享行為的途徑給出新說明。

一 理論與假設

(一)真實型領導與員工知識共享行為

Luthans和Avolio在對主動心理學、積極組織行為學等成果予以分析后，提出了真實型領導這一概念[14]。研究者指出，領導者通過構建積極的心理能力，創(chuàng)造高度發(fā)展的組織情境，將有助于實現(xiàn)真實型領導[20-21]。Walumbwa等人利用中國和美國問卷針對文化差異性對真實型領導行為的影響展開了跨國情境下的研究，研究發(fā)現(xiàn)真實型領導是自我參照的狀態(tài)之一，是領導人員的一種針對自我愿望做出反應的行為。真實型領導的透明度高，與同事關系較為和諧，能夠做到知行合一。在評估真實型領導時，學者給出了4個指標：內(nèi)化道德(IM)、信息平衡加工(BP)、自我意識(SA)、關系透明( RT)[14]。

知識共享，即個體之間、個體與組織間相互傳遞明晰知識與隱喻知識的行為[22]。知識分享是個人、團隊和組織達成目標與創(chuàng)新的關鍵因素，也是提高知識利用效率的前提[23-25]。組織在提出實施知識管理以來,由于缺乏對企業(yè)文化、知識共享主體的應有關注，使得組織不得不在管理活動中投入過多的精力和資金來進行信息技術平臺建設,但未能獲得很好的效果,甚至造成管理人員對知識共享戰(zhàn)略存有較大的疑問[4]。在企事業(yè)單位，員工為了獲得安全感，維持自己的權威，都會非?？粗貙I(yè)知識與經(jīng)驗積累。創(chuàng)造激勵機制能有效促進知識共享。在知識分享的過程中，具有高內(nèi)在動機的人感覺到內(nèi)在的激勵時更愿意與別人分享更多的知識，具有外在動機的人感覺到外在的激勵時也會與別人分享更多的知識。另外，信任的環(huán)境也有利于組織成員的知識共享行為[26]。

真實型領導最為顯著的特性即真實性。依托真實性要素，真實型領導可同組織內(nèi)的全體員工建立穩(wěn)固的信任關系，創(chuàng)建和諧、輕松的工作氣氛，提高員工對企業(yè)的信任度，避免因員工過度猜忌領導而降低工作效率。真實型領導能夠與職員維持親密的同事關系，雙方就工作事宜做到了坦誠相見，這能夠有效減少組織中的爾虞我詐與相互猜疑，創(chuàng)建和諧、友好的工作環(huán)境，讓員工能夠全身心投入企業(yè)分配的工作中。真實型領導追求建立高度信任的企業(yè)文化，這必然可以激發(fā)員工工作熱情，促進同事合作，提升企業(yè)績效[27-28]。真實型領導在處理同下屬的關系時，會秉持著誠實、真實的理念，不做作、不偽裝[29]。雖然如今對真實型領導與知識共享行為在制造企業(yè)中的研究非常少，但依托真實型領導所包含的4個維度，必然會影響到職員的行為，并利于建立透明的級別關系，推動積極的倫理組織氛圍，進而推動成員自主實現(xiàn)自我發(fā)展和一些主動行為[30]。真實型領導普遍有著很強的自我意識，會在反思、反省中總結工作成敗，不畏懼失敗，始終帶著自信工作；在與下屬交流時，不僅平易近人，也表現(xiàn)出了很強的交流意愿[14]。在與同事敞開心扉之后，便能夠激發(fā)員工的新想法，實現(xiàn)思維創(chuàng)新[31]。真實型領導追求革新，不會隨便反對冒險的觀點，在做出決策之前也會與下屬共同商談。這一主動的參與感會推動職員更加有意愿主動交流自己在公司中獲得的部分經(jīng)驗與技巧。得益于透明與知行合一的特質，真實型領導可以同下屬快速建立互信，消除隔閡，實現(xiàn)知識共享。下屬在意識到信任氛圍時，必然會更加有意愿在組織中分享知識與訣竅。研究者還發(fā)現(xiàn)，如果員工信任領導，也會更為主動地分享知識[15，31]。真實型領導在思想品德、人格品質上的積極表現(xiàn)，也會影響其下屬。比如，下屬會主動學習領導助人為樂、一絲不茍的品質，進而形成更真實的團隊氛圍與職員關系，最后對團隊成員的行為與產(chǎn)出等指標產(chǎn)生一定的影響[32]。

由此可以看到，真實型領導的4個維度都對員工知識共享行為形成影響。所以，文章提出假設1：真實型領導對員工知識共享行為有顯著的正向影響。

(二)主管認同的中介作用

Becker(1992)認為，如果主管擁有積極向上、樂于助人、堅韌不拔的品格，或者在個性、成就、行為上表現(xiàn)得出類拔萃，則可以獲得員工的贊許。同時，員工也樂于與這樣的主管共事。當職員對主管表達認同后，便會效仿主管的思想與行為，把主管的價值觀念內(nèi)部轉化為自己的，也即形成了“主管內(nèi)化”[33]。個體如果對主管的認同有所形成，就會把主管的觀念、價值觀念與行為標準內(nèi)部轉化為自己目標的一部分，而且按照此類規(guī)范與標準予以自我改進。所以，如果下屬對主管認同層次很高時，更加有可能在自己理念、價值觀念與行為上向主管靠近。相反，如果下屬對主管不是特別認同，主管對下屬角色示范便不可能會有太大的影響。

真實型領導借助建立角色模范、設定好獎懲機制、積極交流等形式，來推動公平、信任的組織氛圍，使職員的心理資本與真實性得以激發(fā)[34]。真實型領導人員更加容易和下屬建立透明的上下級關系，對各職員都會同等對待，在組織公正的氛圍里，促進了職員對組織的認同[27]。如果職員對組織的認同感得以強化，會展現(xiàn)出較多的親組織行為，并且以組織的視角來對問題予以思考。部分實證研究得出：下屬越認同主管，領導效能水平也就越高。此時，領導的一些想法、行為也會成為下屬學習的對象。有文獻從其他角度作了類似研究，發(fā)現(xiàn)當下屬不認同主管的觀念、行為時，雙方之間的關系將漸行漸遠，而且會影響到情感關系。下屬會以接觸主管為恥，更加不可能把主管身為角色示范，甚至模仿學習[35-36]。Conger和Kanungo等對若干企業(yè)進行了實踐調查，發(fā)現(xiàn)魅力型領導可以通過個人認知途徑影響下屬的想法、行為。這一影響是以領導人員的參照權為基礎，對管理層的個人認知能夠讓下屬意識到自我概念中擁有和管理層類似的價值觀念，甚至期望對自我概念進行調整，以便讓自己的價值觀念和領導人員有較多的相似性。管理層認知對個體的體驗和行動等產(chǎn)生一定的影響，對新上崗職員是不是適應產(chǎn)生了一定的影響，讓下屬變得更加忠誠。真實型領導會對下屬產(chǎn)生一定的影響[37]?；谏鲜鲅芯拷Y果我們得出以下假設：

假設2：真實型領導對主管認同有顯著的正向影響。

假設3：主管認同對員工知識共享行為有顯著的正向影響。

假設4：主管認同在真實型領導與職員知識共享行為之間起部分中介作用。

(三)程序公平的調節(jié)作用

在組織生活中，公正感能夠引導個體的行為。創(chuàng)建公平的組織環(huán)境，必然能夠增強員工對組織的信任度，提高工作績效[38],且可以導致職員對管理人員的擁護、認同、正面評估與服從等產(chǎn)生一定的影響[39-40]。程序公平能夠激發(fā)員工積極性，也是對領導行為正確性、可信性進行評估的重要指標。維護程序公平，能夠拉近領導、職員間的關系，促進知識共享。而且,職員意識到組織的抉擇流程的公正性,便會對這些部門和主要人物產(chǎn)生認同，這樣就容易讓其接收來自領導所施加的影響[41]。組織成員的程序公平感越高，就越不用擔心會有同事因為自己的積極行為受到不公正的待遇。這樣，員工會更加主動分享知識，與同事維持良好的關系。這樣，個體對組織的貢獻也會提高。相反，認為組織的決策程序不公平的員工，即使與領導的個人關系好，也會因為擔心其他同事因為共享行為受到牽連或者影響個人在組織的人際關系而選擇放棄共享，因此，主管認同也就難以對組織員工知識共享行為產(chǎn)生影響。程序公平感高的職員對領導是信任的,而且會覺得領導實施的行為是合理的，所以他們愿意受到領導的影響, 其主管認同也即更容易被真實型領導所影響。以上面的研究為基礎，我們得到下述假設：

假設5：程序公平調節(jié)了真實型領導和主管認同的關系。

到此為止，本研究的五個假設已經(jīng)全部提出，研究框架如圖 1 所示。

二 研究方法

(一)研究對象與程序

研究所收集的數(shù)據(jù)主要通過向京、滬、蘇等地的制造型企業(yè)發(fā)放調查問卷的方式獲得。此次調查總計發(fā)出了問卷1045份。其中，有981份得以收回，回收率達93.88%。之后，筆者對回收的問卷做了選擇。經(jīng)篩選，發(fā)現(xiàn)有效問卷的數(shù)量達915份，問卷有效率為93.27%。在所有915個受訪者中，男性580人(63.4%)，女性335人(36.6%)；20-29歲員工327人(35.7%)，30-39歲員工483人(52.8%)，40-49歲員工90人(9.8%)，50歲及以上員工15人(1.6%)；在職位分布上，普通員工587人(64.2%)，基層管理者270人(29.5%)，中層管理者47人(5.1%)，高層管理者11人(1.2%)；從最高學歷來看，大專及以下人數(shù)為483人(52.8%)，本科人數(shù)為377人(41.2%)，碩士研究生(含雙學位)人數(shù)為55人(6.0%)。

(二)研究工具

分析量表一致性信度時，筆者使用了Cronbach’s α系數(shù)。根據(jù)0～1范圍內(nèi)的α系數(shù)的大小，判斷內(nèi)部一致性信度的高低。經(jīng)統(tǒng)計，總信度系數(shù)為0.960；程序公平量表的信度系數(shù)為0.926；主管認同量表的信度系數(shù)為0.807；真實型領導量表的信度系數(shù)為0.961；員工知識共享量表的信度系數(shù)為0.909；所有量表的Cronbach’s α系數(shù)均大于0.8，均達到可接受水平。

1．真實型領導

文章以Walumbwa等推出的ALQ量表(Authentic Leadership Questionnaire)來研究真實型領導指標的信度[30]。ALQ量表設有4個維度，即內(nèi)化道德、關系透明、自我意識、平衡加工，包含16個題項，可以評估組織中個體的作用，領導者與工作進程之間的關系。比如，領導要求員工秉持符合自身核心價值觀的看法，領導通過意見反饋主動影響他人。在類似課題研究中，許多學者也會使用效度高、適應性強的ALQ量表。

2．主管認同

陳振雄等在總結前人測量方法的基礎上，自行開發(fā)了一套適合華人社會員工的包含有五個維度的“主管承諾量表”[42]。主管認同(Supervisor Identification)包含3個項目。舉例條目，如“當有人贊揚我的主管，我把它當成自己的榮耀”。

3．知識共享行為

以Lin Lu, K. Leung等使用的量表進行該項目的評估，本量表共含有8個題項[43]。例如，“我會在工作中向大家分享杜絕浪費的理念”，“我會在工作時將持續(xù)改善的知識分享給同事”。因為反向設計了KSB2、KSB5題項，這讓受訪者在填寫問卷時直接受到了慣性思維的影響，所以，分析結果出現(xiàn)了明顯的偏差。在保留KSB2、KSB5的情況下，α系數(shù)=0.6；刪除KSB2和KSB5時，α系數(shù)=0.851。為此，筆者決定采用后一種解決方案。

4．程序公平

以Colquitt 應用的量表測量該指標[44]。舉例條目，如“在決策的過程中我可以表達我的意見和觀點”。

5．控制變量

包括年齡、學歷、性別、職位。1代表男性，2代表女性。1代表20-29歲，2代表30-39歲，3代表40-49歲，4代表50歲及以上。1代表大專及以下學歷，2代表本科學歷，3代表碩士(雙學位)學歷，4代表博士研究生及以上。1代表普通員工，2代表基層管理者，3代表中層管理者，4代表高層管理者。

三 數(shù)據(jù)分析與結果

(一)區(qū)分效度的驗證性分析

在對程序公平、主管認同、真實型領導、知識分享變量進行研究時，所分析的數(shù)據(jù)均為相同的數(shù)據(jù)源(下屬)。所以，在數(shù)據(jù)分析之前通過AMOS25.0對變量的區(qū)分效度進行驗證性分析(CFA)，具體的操作方式依據(jù)Zhang和Bartol[45]。在文章中，筆者在分析效度時使用了嵌套模型。觀察表1得知，四因子模型(X2=784.653，df=429，RMSEA=0.030，TLI=0.981，CFI=0.984)優(yōu)于其他三個模型?？梢姡芯拷o出的4個變量之間表現(xiàn)出了可靠的區(qū)分效度。

根據(jù)Fornell的建議，在聚合效度檢驗中，可以通過對因子載荷、組合信度(CR)、平均方差萃取量(AVE)進行檢驗來進一步檢驗區(qū)分效度[46]。如表2所示，本研究4個維度的測量題項對應的因子載荷取值范圍為0.621-0.870，均大于0.6，符合0.6以上的標準；此外，本研究4個維度的CR值均大于0.7，符合0.6以上的標準；AVE值均大于0.5，符合0.5以上的標準；檢驗結果說明本研究所采用的問卷具有良好的聚合效度。根據(jù)上文的分析數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)所有變量都擁有比較好的效度。為此，可繼續(xù)進行結構研究。

表1 模型擬合指標

(二)變量的描述性統(tǒng)計

本研究使用SPSS25.0軟件對真實型領導、程序公平、主管認同和知識共享行為，以及四個控制變量(性別、年齡、職位和最高學歷)進行描述統(tǒng)計和相關分析。依據(jù)表3結果，真實型領導與主管認同(r=0.535，p<0.01)和知識共享行為(r=0.546，p<0.01)存在正相關關系。主管認同和知識共享行為(r=0.548，p<0.01)也存在正相關關系。假設1、假設2、假設3可以得到初步支持。

(三)中介效應的結構方程模型分析

Baron、Kenny等學者詳細探討了中介效應檢驗過程[47]，受到了學界的普遍關注。筆者以該文獻為參考，在測試了嵌套模型之后，根據(jù)模型的擬合結果選定了目標模型?；鶞誓Ｐ蜑榈谝荒Ｐ停灿?個路徑：真實型領導→知識共享，真實型領導→主管認同→知識共享。完全中介模型為第二模型，直接效應模型為第三模型。研究借助AMOS25.0對以上三個模型進行檢驗。該軟件支持貝葉斯算法，可估算模型數(shù)據(jù)，提供圖形化用戶界面。此外，Amos 25.0可在缺失數(shù)據(jù)時實現(xiàn)小偏差估計，也能進行混合因子分析、混合建模。經(jīng)檢驗，發(fā)現(xiàn)第一模型也就是基準模型的擬合情況最好(X2=498.634，df=252，RMSEA=0.033，TLI=0.982，CFI=0.985)，比其他兩個模型更為優(yōu)秀。所以，最佳匹配模型就是基準模型，這支持了假設4。除此之外，第一模型檢驗了假設1和假設2。觀察圖2，真實型領導和主管認同(β=0.650，p<0.001)存在正向關系，真實型領導對知識共享行為有顯著性正向影響(β=0.259，p<0.001)，主管認同對知識共享行為也有積極影響(β=0.490,p<0.001),因此假設1、假設2和假設3得到支持。

綜上所述，對于假設4，已經(jīng)由圖2、表4得以證實。這說明，在真實型領導、知識共享之間，主管認同以部分中介的身份而存在。

表2 變量驗證性因素分析結果

表3 描述性統(tǒng)計分析

圖2 主管認同部分中介作用的路徑模型(***p<0.001,**p<0.01, *p<0.05)

表4 假設模型對比

(四) 程序公平的調節(jié)效應分析

為了檢驗程序公平在真實型領導到主管認同之間的調節(jié)作用，本研究采用Muller等人采用的層次回歸法進行檢驗[48]。為了避免真實型領導和程序公平的交互項分別與真實型領導和程序公平產(chǎn)生多重共線性問題，因此需要對真實型領導和程序公平進行中心化處理，再生成交互項，然后再進行層次回歸分析。如表5模型3所示，VIF值小于8，沒有共線性，交互項對主管認同的標準化回歸系數(shù)β=0.068，p=0.015<0.05，說明程序公平在真實型領導和主管認同之間起顯著的正向調節(jié)作用。如圖3的調節(jié)作用折線圖所示，當程序公平處于低水平時，真實型領導對主管認同有顯著性的正向影響(β低=0.302，p<0.001)，低于程序公平處于高水平時真實型領導對主管認同的顯著性正向影響(β高=0.438，p<0.001)，同樣顯示了程序公平在真實型領導和主管認同之間起顯著的正向調節(jié)作用，假設5成立。

表5 調節(jié)效應分析

圖3 真實型領導與程序公平交互影響員工的主管認同

四 結論與討論

(一)結論

從總體上來看，我們構建和測試了一個模型，將真實型領導、程序公平、主管認同和員工知識共享行為進行了整合，研究了真實型領導與員工知識共享行為之間可能存在的內(nèi)在聯(lián)系，尤其是主管認同的中介作用及程序公平的調節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：

(1)真實型領導、主管認同和員工知識共享行為之間存在顯著的正相關關系；

(2)在真實型領導與員工知識共享之間，主管認同發(fā)揮著部分中介作用；

(3)真實型領導與主管認同的關系受到程序公平的正向調節(jié)。員工的程序公平感越好，兩者之間的正向關系越強。

(二)研究意義

本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，利用社會學習理論和社會交換理論，從主管認同的視角揭示了真實型領導促進員工知識共享行為的內(nèi)在機制，豐富了真實型領導的有效性的解釋和理解，擴展了員工知識共享行為的前因的研究，也豐富了員工知識共享行為影響因素的研究。因領導風格會對領導認同產(chǎn)生直接作用，而領導認同又與員工日常表現(xiàn)緊密相關，所以主管認同在領導風格與員工表現(xiàn)之間扮演著重要的中介角色。真實型領導如果重視員工反饋，行為決策公平公正，待人處事真誠，則可以提高主管認同感，調動員工工作積極性，為知識分享創(chuàng)造條件。另一方面，本研究發(fā)現(xiàn)，員工的公平感制約著真實型領導與主管認同的影響程度。在真實型領導與知識共享之間，主管認同以中介身份存在，其中介效應大小受到員工程序公平感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，程序公平在真實型領導對主管認同的關系中起正向的調節(jié)作用，即:員工的程序公平感越好，兩者之間的正向關系越強。

從實踐來說，本研究有助于企業(yè)更好地促進員工知識共享行為，為領導指明企業(yè)管理方向，推進企業(yè)文化建設。研究表明，真實型領導在影響知識共享之前還需要經(jīng)過主管認同環(huán)節(jié)。為此，企業(yè)應當想方設法培養(yǎng)主管認同，通過提升真實型領導行為來提高員工的主管認同，進而促進知識共享行為，降低企業(yè)培訓費用，構建和諧、合作的企業(yè)環(huán)境。真實型領導可顯著地促進員工知識共享行為，雙方存在顯著地正向關系。領導應該對自身的局限性有清晰認識，應有足夠的勇氣接受員工的建議甚至批評；創(chuàng)建暢通的意見反饋機制，對提出建設性意見的員工予以獎勵。領導應該及時與員工溝通自己的想法，企業(yè)應該建立有效的信息披露機制，將各方面信息及時傳達給員工，聽取員工對相關工作的意見。規(guī)范領導行為，杜絕打擊報復批評意見。在企業(yè)領導的選拔與培養(yǎng)上，要注重道德標準，注重德才兼?zhèn)?，只有道德高尚的人才能贏得廣大員工的認可，有效推進企業(yè)發(fā)展。同時研究表明，程序公平具有調節(jié)作用，關系到員工對企業(yè)的態(tài)度與看法。企業(yè)領導者應當建立公平的決策機制，減少各種評估活動中人的主觀影響，讓員工切實感受到公平。

(三)局限及未來研究方向

雖然本研究引用了國內(nèi)外經(jīng)典文獻，但也難免存在不足。研究設計上屬于橫斷面研究，研究結論證實了理論預測，但此類研究方法不能進行因果檢驗。領導、員工之間的互動是處于不斷變化之中的，主管認同也會因為企業(yè)活動而發(fā)生改變。所以，文章所給出的結論尚無法完全說明真實型領導、員工知識共享之間的關系。為了提高結論的可靠性，筆者認為還需要進行縱向分析，研究領導行為對員工分享知識的程度、主管認同的產(chǎn)生方式所產(chǎn)生的影響。其二，由于主管認同僅發(fā)揮部分中介作用，故未來可依據(jù)其他理論繼續(xù)挖掘相關中介變量，并尋找其他邊界條件。在領導風格對知識共享行為影響因素的研究上，大多采用單一的實證研究方法，定量和定性研究方法的結合是未來的研究趨勢。未來的研究可以通過定性研究的探索發(fā)現(xiàn)影響員工知識共享行為的重要因素，再通過實證研究的方式對真實型領導影響企業(yè)員工知識共享行為的影響機制展開進一步的研究，不斷豐富真實型領導理論和作用機制，為理論研究提供更為可靠的指導。