鐘 熙，付 曄，王 甜

（1.華南理工大學工商管理學院，廣州 510640；2.華南理工大學發(fā)展戰(zhàn)略與規(guī)劃處，廣州 510640）

知識在任何組織中都是一種戰(zhàn)略性無形資產(chǎn)[1]。有效的知識管理有助于組織競爭優(yōu)勢的維持與獲取，而成功的知識管理則依賴于員工知識共享的意愿或傾向[2]。知識共享被定義為“特定個體向組織內(nèi)其他人提供或傳播知識的一種行為”，其對個人、團隊以及組織實現(xiàn)高績效或促進創(chuàng)新均發(fā)揮著積極作用[3-4]。與之相對，如果出現(xiàn)員工拒絕知識共享的狀況，將對組織成長及其市場競爭優(yōu)勢的獲取造成嚴重威脅[5]。鑒于知識共享重要的實踐價值與現(xiàn)實意義，明確員工知識共享的前因因素成為學術界長期探討的一個焦點話題。

目前，學術界普遍認為，領導者作為組織的代理人，其領導風格對員工工作態(tài)度、行為的塑造發(fā)揮著關鍵影響，其中，領導風格對員工知識共享的影響也激發(fā)了學者們濃厚的研究熱情。已有文獻已經(jīng)探討了諸如差異化變革型領導、威權領導等多種領導風格與員工知識共享之間的邏輯關系[2,6-8]。然而，在商業(yè)環(huán)境日益復雜化的當下，組織人力資源逐漸呈現(xiàn)出多樣化的趨勢，這使得以控制、等級、規(guī)則為導向的傳統(tǒng)領導風格（如威權領導）的有效性受到了極大的限制。在此狀況下，包容性領導（inclusive leadership）作為一種以關系為導向且有效的領導風格應運而生[9]。包容性領導者關注員工的需求和利益、鼓勵和欣賞員工的貢獻、能夠聽取員工的意見[10]，并在與員工的互動過程中表現(xiàn)出易接近性（accessibility）、開放性（openness）以及有效性（availability）[11]。根據(jù)已有研究，包容性領導能有效激發(fā)員工的角色外行為[12]?？紤]知識共享也是一種重要的、積極的員工角色外行為，因而包容性領導理應也將對知識共享產(chǎn)生一定的影響，但令人遺憾的是，目前文獻中有關包容性領導對員工知識共享的影響效應及其作用機制的實證探討付諸闕如，為此有必要展開深入探討，以明確包容性領導影響員工知識共享的內(nèi)在機理與邊界條件。

由于知識共享是一種員工自由決定的角色外行為[13-14]，它在很大程度與員工的認知、情感及動機狀態(tài)有關[15]。因此，要深入理解員工知識共享行為，就須探討并檢驗員工實施知識共享行為過程中的認知、情感及動機狀態(tài)。在早期文獻中，STAMPER和MASTERSON[16]提出了內(nèi)部人身份認知概念，借之從一個新的角度探討員工工作態(tài)度與行為（如工作績效）。隨后，內(nèi)部人身份認知概念被眾多學者認可、采納以及進一步探討，這些研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部人身份認知水平高的員工更有可能實施角色外行為，例如組織公民行為[17-18]、創(chuàng)新行為[19]等。與此同時，相關研究表明，領導者的行事風格對員工內(nèi)部人身份認知的形成與塑造具有不可忽視的影響[17,20]。例如，沈伊默等[19]研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部人身份認知在仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間發(fā)揮中介作用?；谶@些研究成果，本研究嘗試引入并檢驗內(nèi)部人身份認知的中介作用，以剖析包容性領導作用于員工知識共享的內(nèi)在機理。

此外，雖然組織將從員工的知識共享中獲益，如獲得更強的市場競爭優(yōu)勢[3]，但員工有可能意識不到知識共享對組織生存發(fā)展的重要性，而且，知識共享的自愿性并不意味著其自發(fā)性[2]，這說明需要一定的組織氛圍引導員工積極參與知識共享。眾多前期研究已表明，當員工感知到較強的組織創(chuàng)新氛圍時，其參與知識共享的意愿將提高[21-22]，也就是說，以往研究已經(jīng)明確了組織創(chuàng)新氛圍對員工知識共享的直接影響。但是，對于組織創(chuàng)新氛圍能否通過調(diào)節(jié)自變量與員工知識共享兩者的關系繼而對員工知識共享發(fā)揮間接影響，目前卻知之甚少，這也極大地限制了對包容性領導作用于員工知識共享邊界條件的理解。鑒于此，本研究嘗試引入組織創(chuàng)新氛圍以明晰包容性領導發(fā)揮影響效力的邊界條件，增加有關組織創(chuàng)新氛圍間接影響員工知識共享的認識。綜上，本文擬在探討包容性領導與員工知識共享關系的基礎上，通過進一步引入內(nèi)部人身份認知的中介作用與組織創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)作用，系統(tǒng)性地回答包容性領導是否影響、如何影響以及何種情境下更能影響員工知識共享這一重要問題。

1 文獻回顧與假設提出

1.1 包容性領導

包容性領導概念由NEMBHARD和EDMONDSON[10]率先引入管理學領域，他們將其定義為：“關注員工需求和利益、擅于聽取員工觀點、鼓勵和認可員工貢獻與努力的一種領導方式”。在此基礎上，CARMELI等[11]進一步指出，包容性領導以關系為導向，包容性領導在與員工的互動過程中會表現(xiàn)出易接近性、開放性及有效性，這三大特性不僅反映了領導者關注員工的需求，也說明了領導者愿意傾聽員工的心聲[23]，即包容性領導愿意聽取員工的意見，喜歡與員工一起為實現(xiàn)組織目標獻言獻策，并能及時注意到新的外部機會，這些特質會促使包容性領導與員工之間建立高質量的關系[11]。目前，針對包容性領導的研究主要從以下2個方面展開探討：①探討包容性領導對員工工作態(tài)度的影響，如員工幸福感[24]、員工心理安全感[11]等；②探討包容性領導對員工行為，尤其是角色外行為的影響，如，BASHARAT等[12]指出包容性領導可以促進員工創(chuàng)新行為，劉泱等[25]主張CEO的包容性領導風格促進了員工主動行為等。事實上，一系列研究已經(jīng)指出，知識共享也是一種重要的、積極的員工角色外行為，它對組織成長及其市場競爭優(yōu)勢的獲取等將發(fā)揮關鍵影響[2]。然而，針對包容性領導是否影響、如何影響以及何種情境下更能影響員工知識共享這一重要問題，尚未有文獻進行系統(tǒng)性回答，而這正是本文的核心目的。

1.2 包容性領導與員工知識共享

在工作場所中，當個體進行知識共享時，意味著該個體向組織內(nèi)其他人提供或傳播了與解決問題、發(fā)展創(chuàng)意或改進流程等相關的知識[3]，知識共享不僅包括可編碼的信息，如生產(chǎn)程序，還包括來源于個體在當前組織或以前組織所獲得的個人知識。由于組織難以正式規(guī)定或要求員工進行知識共享，而且，即使組織要求員工將自身的經(jīng)驗或技能提供給同事，也難以核實該員工是否已經(jīng)充分提供了自身所具備的知識[26]。因此，工作場所的知識共享通常被視為一種個體自由決定的角色外行為[13-14]。但是，知識共享的自愿性并不意味著其自發(fā)性[2]。出于某些方面的考量或顧慮，員工進行知識共享的積極性并不高。例如，OYE等[27]研究指出，當員工認為組織內(nèi)的地位取決于知識時，為避免因知識共享失去獨有知識而威脅到自身地位，員工會消極對待知識共享。此時，需要組織來打消或克服員工對知識共享的抵觸或顧慮。由于領導者一定程度上代表著組織，因此領導者具有較強的能力和潛力影響員工知識共享行為[28]?，F(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，差異化變革型領導、威權領導等多種領導風格均對員工知識共享行為具有顯著影響[2,6-7]。但截至目前，有關包容性領導對員工知識共享的影響作用卻未得到足夠的關注。本研究推測，包容性領導能有效激發(fā)員工的知識共享，具體有如下2個方面。

一方面，在包容性領導風格下，領導者強調(diào)“大家共同努力完成任務，而不是管理大家”，他關注員工的需求和利益[10]，這將促進領導者與員工之間良好的人際互動[29]。而且，包容性領導能有效解決員工所面臨的困難或挫折（有效性），在與員工互動時表現(xiàn)出平易近人的作風（易接近性）[11]。在此過程中，員工將獲得較多的情感資源（如幸福感、工作滿意度等）和經(jīng)濟資源[30]。因此，從社會交換視角看，包容性領導為員工提供了有價值的誘因。根據(jù)社會交換理論中的互惠原則，互動過程中的“獲益”并非單向的，其存在著反饋循環(huán)。也就是說，一方在獲得好處的同時也需要承擔起回饋“好處”的責任或義務[31]。因而，遵照互惠原則的思想精髓，眾多研究提出并論證了以下論斷：員工實施超越自己工作要求的角色外行為不僅是對雇傭義務的履行，更有可能是員工落實對領導或組織報答義務的具體體現(xiàn)[32]。這說明，當員工從包容性領導那里獲得了情感收益和經(jīng)濟收益時，其很有可能實施知識共享這一典型的角色外行為來回饋領導者或報答組織。

另一方面，包容性領導擅長聽取并包容多樣性的意見和觀點[10]，樂于向他人共享自己的經(jīng)驗、技能等（開放性）。根據(jù)社會學習理論，領導者往往構成了員工學習的榜樣，其行為對員工起著示范性作用[30]。因此，在包容性領導風格下，領導者樂于共享知識的行為將激發(fā)員工展現(xiàn)相同或類似的行為（如知識共享）。而且，包容性領導尊重員工努力和貢獻的傾向[10]，也強有力地打消了員工對知識共享威脅自己在組織內(nèi)地位的顧慮，這是因為員工相信包容性領導將對知識共享所引致的損失（如果有的話）進行補償，以尊重其貢獻與付出。以往的研究也表明，相較于低水平的包容性領導，高水平的包容性領導會促進員工更多地實施有利于組織利益的行為[11-12]。因此，從社會學習視角看，包容性領導也將強有力地激發(fā)員工的知識共享。

綜上可知，包容性領導將通過與員工構建良好的關系、形成樂于知識共享的示范性作用等促進員工知識共享。因此，本文提出如下假設。

H1 包容性領導對員工知識共享具有顯著的正向影響。

1.3 內(nèi)部人身份認知的中介作用

內(nèi)部人身份認知反映了員工認知到自己屬于特定組織、具有“內(nèi)組織成員”身份的程度[16]，它構成了員工自我概念的一個重要維度[33]。內(nèi)部人身份認知與同樣體現(xiàn)出員工自我概念的組織認同存在聯(lián)系，高水平的內(nèi)部人身份認知能增加員工組織認同。但是,內(nèi)部人身份認知與組織認同也存在差異[17]，具體而言，內(nèi)部人身份認知強調(diào)了員工對特定組織中的歸屬感（我屬于……），而組織認同則強調(diào)了員工對特定組織的身份認同（我是……）[17]，這說明一個員工可能認知到自己具有“內(nèi)組織成員”身份，但并不必然意味著該員工認同該組織。

以往研究較多地從領導風格視角探討了組織認同的前因因素[17,19-20]，但較少從領導風格這一視角研究內(nèi)部人身份認知的前因因素。本文推測，包容性領導能顯著提高員工的內(nèi)部人身份認知。一方面，包容性領導易于接近，能幫助員工解決困難，充分尊重員工的個性與貢獻，善于聽取并尊重員工觀點與意見。在此過程中，員工獲取到了較多的情感資源和經(jīng)濟資源[30]，并會認為當前組織是一個有助于其實現(xiàn)自尊的地方。根據(jù)相關研究，組織內(nèi)價值資源的獲取會暗示員工獲得了內(nèi)部人身份[17]，而自尊的實現(xiàn)會使員工較為強烈地感知到組織認可自己或欣賞自己，這繼而也將促進員工對“內(nèi)部人身份”的喜愛與認可。事實上，STAMPER和MASTERSON[16]指出，只有當員工認知到組織尊重自己的貢獻時，他們才會將自己視為“內(nèi)部人”，并表現(xiàn)出較高水平的內(nèi)部人身份認知；另一方面，有研究表明，高質量的領導—員工關系對員工的內(nèi)部人身份認知具有顯著的正向預測效果[33]。包容性領導的有效性、開放性與易接近性[11]，有助于形成合作、共享的良好組織氛圍，增強員工的心理安全感與工作滿意度等[11]，繼而促進領導與員工之間和諧、融洽關系的發(fā)展。因此，包容性領導有助于高質量領導—員工關系的形成[29]，這最終反過來也促進了員工內(nèi)部人身份認知的產(chǎn)生。

與此同時，員工的內(nèi)部人身份認知對其工作態(tài)度與行為也具有顯著影響[16]。具體地，本文推測內(nèi)部人身份認知將正向影響員工知識共享。根據(jù)社會交換理論[31]，當內(nèi)部人身份認知水平高的員工意識到組織對自己的認可與尊重，滿足了其情感聯(lián)系與歸屬感的需求時[34]，作為對組織的回報及其對組織認可與尊重的積極反饋，員工將主動采取有益于組織利益的行為方式[33]，也更加愿意做出工作要求之外的努力[17]。實際上，前期研究已經(jīng)表明，內(nèi)部人身份認知水平高的員工將更多地實施有助于增進組織利益的角色外行為[17-18]。由于知識共享也屬于一種典型的員工角色外行為[2,14]，它同樣可被視為員工承擔交換中互惠責任的具體體現(xiàn)，因而高水平的內(nèi)部人身份認知最終也將有效激發(fā)員工知識共享行為。

綜上可知，包容性領導將通過促使員工獲取更多價值性資源、滿足員工實現(xiàn)自尊的需要、形成高質量的領導—員工關系等顯著提高員工的內(nèi)部人身份認知。而內(nèi)部人身份認知水平高的員工將主動實施超過工作要求之外的知識共享以承擔其交換關系中的互惠責任。據(jù)此，本文提出如下假設。

H2 內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享之間起中介作用。

1.4 組織創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)作用

目前，組織領域對組織氛圍主要有兩大觀點[35]：一種認為組織氛圍專屬于組織屬性的結構性觀點，另一種認為組織氛圍是員工知覺心理環(huán)境的知覺性觀點。從前期研究看，學者們普遍采用知覺性觀點，即認為組織氛圍主要來源于員工的知覺或感知[36]。與多數(shù)研究保持一致，本文也將組織氛圍視為一種員工“感知”到的氛圍，組織創(chuàng)新氛圍即組織成員感知到的工作環(huán)境中支持、認可創(chuàng)造或創(chuàng)新活動的程度[37-38]。雖然前文指出，當員工在與領導者互動過程中感受到領導者的易接近性、開放性及有效性，或感知到自己是集體中的一部分即擁有局內(nèi)人身份時，他們將承擔其對領導者或組織的回報義務，并變得重視組織利益，愿意為組織做出貢獻，這最終將使包容性領導與內(nèi)部人身份認知有效激發(fā)員工知識共享行為，但組織創(chuàng)新氛圍這種環(huán)境因素將進一步影響員工選取知識共享響應包容性領導和內(nèi)部人身份認知的程度，具體闡述如下。

由于組織創(chuàng)新氛圍弱的環(huán)境中，知識共享通常未受到領導者和組織的鼓勵與重視，在此狀況下，員工傾向于將知識共享解讀為一種不受領導者與組織重視、甚至是受到領導者與組織輕視的低價值活動。因此，當員工需要回報包容性領導對自己的照顧以及內(nèi)部人身份認知所內(nèi)含的認可與尊重等時，員工將不會選擇通過實施知識共享這類未投領導者與組織所好的低價值活動來承擔自身的回報責任，以規(guī)避自身在履行對領導者和組織回饋責任的過程中因未盡心盡力而破壞雙方之間的高質量關系[31]。反之，在組織創(chuàng)新氛圍較弱的環(huán)境下，將導致包容性領導對員工知識共享的正向影響，以及內(nèi)部人身份認知對員工知識共享的正向影響都會相對較弱。

與之相反，在組織創(chuàng)新氛圍強的環(huán)境中，共享或傳播知識的行為常常受到領導者和組織的高度重視與認可[36]，并被倡導為一種有益于整體利益的行為方式[38]。因而，在組織創(chuàng)新氛圍較強的環(huán)境中，員工傾向于將知識共享解讀為一種符合組織與領導者期許及其利益訴求的行為。進一步地，當員工因從包容性領導獲取了情感收益和經(jīng)濟收益或通過內(nèi)部人身份認知滿足了其情感聯(lián)系等需求而產(chǎn)生回報義務感時，他們下意識的動作便是投領導者與組織的所好，即積極實施有助于增加組織和領導者利益且符合組織與領導者期許的知識共享行為以承擔起自身對領導者、組織的互惠責任。另一方面，強烈的組織創(chuàng)新氛圍還會鼓勵員工盡情想象并公開交換各自的觀點和想法[38]，該狀況有效降低了員工對傳播“另類”知識的顧忌，并最終使員工更為大膽地傳達或嘗試新想法、新創(chuàng)意等[21-22]。這意味著在組織創(chuàng)新氛圍強的環(huán)境中，當需要主動采取有益于領導者或組織利益的行為方式來回應包容性領導對自己的照顧以及內(nèi)部人身份認知所內(nèi)含的認可與尊重時，員工將更加心無顧忌地采取知識共享來承擔交換關系中的互惠責任。在上述兩方面的綜合作用下，最終將使得在組織創(chuàng)新氛圍較強的環(huán)境中，包容性領導、內(nèi)部人身份認知兩者對員工知識共享的正向影響都會相對較強。據(jù)此，本文提出如下假設。

H3 組織創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)了包容性領導對知識共享的影響。

H4 組織創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)了內(nèi)部人身份認知對知識共享的影響。

結合H2與H4，本研究進一步推測，組織創(chuàng)新氛圍不僅會顯著調(diào)節(jié)內(nèi)部人身份認知與員工知識共享兩者間的關系，它還將顯著影響內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享兩者關系間中介作用的發(fā)揮。具體地說，隨著組織創(chuàng)新氛圍強度的提高，內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享兩者關系間的中介效應將隨之增強。據(jù)此，本文提出如下假設。

H5 組織創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)了內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享間的中介作用。

綜上，本文繪制了如圖1所示的理論模型。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究采用調(diào)查問卷方法獲取研究數(shù)據(jù)，調(diào)查對象為分布在廣州、天津、上海等省市的10所國家重點實驗室、省重點實驗室的員工，在數(shù)據(jù)收集過程中，為避免同源方法偏差，本研究采用了兩階段調(diào)查法，并設置了反向題項。①研究者通過與各實驗室負責人溝通獲取其實驗室員工的電子郵件。②研究者隨機抽取250名員工，郵件說明了調(diào)查問卷的研究目的并向這些員工承諾保密，并發(fā)送了包含人口統(tǒng)計學等信息、包容性領導和內(nèi)部人身份認知評價信息的第一階段調(diào)查問卷。③1個月后，研究者向回復郵件的225名員工再次進行郵件溝通，發(fā)送了包含組織創(chuàng)新氛圍與知識共享評價信息的第二階段調(diào)查問卷，收回196份。研究者基于員工的郵件地址整合了兩個階段的調(diào)查問卷，并刪除隨意填寫、回答明顯呈規(guī)律性的無效問卷，最終產(chǎn)生有效問卷185份。

樣本特征分布情況如表1所示。

表1 樣本特征分布情況表Tab.1 Distribution of sample characteristics

2.2 變量測量

2.2.1 包容性領導 包容性領導的測量基于CARMELI等[11]開發(fā)的量表，要求焦點個體對自己的直系領導進行評價，該量表共包含9個項目，題項包括：“1.領導十分樂于傾聽新的觀點”“2.領導留意新的學科發(fā)展方向以推進實驗室發(fā)展”“3.領導樂于探討實驗室的期望目標和達成目標的新途徑”“4.領導樂于提供與實驗室工作相關問題的咨詢”“5.領導是本實驗室實實在在的一分子，我隨時可以找到他/她”“6.我有問題時，隨時可以找到領導進行咨詢”“7.領導愿意傾聽我的請求”“8.領導鼓勵我遇到突發(fā)問題時向他/她報告”“9.領導樂于與我討論工作中突發(fā)的問題”。采用李克特5點設計，其中，1=完全不符合，3=不確定，5=完全符合。在本研究中，該量表的方差累計解釋量為73.8%，α系數(shù)為0.923，各題項的因子載荷在0.702～0.862之間，說明該量表信度較好。

2.2.2 內(nèi)部人身份認知 內(nèi)部人身份認知的測量基于STAMPER等[16]開發(fā)的量表，要求焦點個體對自己在實驗室的感受進行評價，該量表包含6個項目，項目包括：“1.我十分強烈地感受到自身是所屬實驗室的一部分”“2.實驗室讓我相信，我屬于這里”“3.在實驗室，我是一個局外人（反）”“4.我認為自己屬于實驗室”“5.在實驗室，我是一個局內(nèi)人”“6.在實驗室，我感覺被冷落（反）”采用李克5點設計，其中，1=完全不符合，3=不確定，5=完全符合。在本研究中，該量表的方差累計解釋量為62.8%，α系數(shù)為0.871，各題項的因子載荷在0.639～0.876之間，說明該量表信度較好。

2.2.3 組織創(chuàng)新氛圍 組織創(chuàng)新氛圍的測量基于BOCK等[38]開發(fā)的量表，要求焦點個體對實驗室的氛圍進行評價，該量表包含3個項目，項目包括：“1.所在實驗室十分歡迎新觀點”“2.所在實驗室鼓勵開展具有一定風險的探索性研究，寬容失敗”“3.所在實驗室鼓勵采用新方法以解決重要科學問題”采用李克特5點設計，其中，1=完全不符合，3=不確定，5=完全符合。在本研究中，該量表的方差累計解釋量為75.7%，α系數(shù)為0.838，各題項的因子載荷在0.833～0.902之間，說明該量表信度較好。

2.2.4 知識共享 知識共享的測量基于LU等[14]開發(fā)的量表，要求焦點個體對自己的日常行為進行評價，該量表包含8個項目，題項包括：“1.在日常工作中，我會積極主動地向同事分享與工作相關的知識”“2.我看重我的研究工作經(jīng)驗，從不輕易分享給他人（反）”“3.我樂于向實驗室其他成員分享有用的研究工作經(jīng)驗和訣竅”“4.在學習了對研究工作有用的新知識后，我會推廣它以便讓更多的人掌握它”“5.除非實驗室要求，否則我不會分享我的研究成果（反）”“6.在實驗室，我把我的專業(yè)知識或研究成果分享給很多人”“7.我會積極利用實驗室的網(wǎng)絡資源來分享我的專業(yè)知識”“8.只要同事需要，我將知無不言，言無不盡”采用李克特5點設計，其中，1=完全不符合，3=不確定，5=完全符合。在本研究中，該量表的方差累計解釋量為65.2%，α系數(shù)為0.858，各題項的因子載荷在0.669～0.821之間，這說明該量表信度較好。

2.2.5 控制變量 參考張亞軍等[7]、李銳等[8]、WU等[32]的研究，本文選取了性別、年齡、學歷、職稱與工作年限等常見的人口統(tǒng)計學特征作為控制變量。一般來說，相較于男性，女性更愿意知識共享；年齡越大、受教育程度越高、職稱越高、工作年限越長，員工越愿意知識共享。

2.3 共同方法偏差檢驗與區(qū)分效度檢驗

雖然本研究在問卷設計過程中采用了兩階段數(shù)據(jù)獲取法、向被調(diào)查者承諾保密等措施保證數(shù)據(jù)收集的有效性，但仍有可能存在共同方法偏差效應。為此，本文采用Harman單因子將問卷中5個變量的所有項目打包進行因子分析，在未旋轉的情況下，得到第一主成分占36%，這低于50%的判別標準。因此，本研究的同源誤差在可接受范圍之內(nèi)。

此外，本研究通過驗證性因子和競爭模型比較分析，以檢驗包容性領導、內(nèi)部人身份認知、組織創(chuàng)新氛圍、知識共享四因子的區(qū)分效度。本文比較了一個四因子、一個三因子、一個兩因子與一個單因子模型。結果如表2所示，四因子模型各項擬合指標均好于其他模型（χ2/df=1.989，RMSEA=0.073，RMR=0.075，CFI=0.911，TLI=0.897），這說明各研究變量之間具有良好的區(qū)分效度,同時也再一次說明，本研究的同源誤差在可接受范圍之內(nèi)[39]。

表2 驗證性因子分析結果Tab.2 Results of confirmatory factor analysis

由于包容性領導與組織創(chuàng)新氛圍的相關性系數(shù)較高，為檢驗兩者是否為不同構念，本研究進行了驗證性因子分析，檢驗結果表明，在包容性領導與組織創(chuàng)新氛圍之間，兩因素模型比單因素模型擬合更好（兩因素模型：χ2/df=2.181，RMSEA=0.080，RMR=0.037，CFI=0.970，TLI=0.957；單因素模型：χ2/df=3.533，RMSEA=0.117，RMR=0.046，CFI=0.933，TLI=0.909）。這說明包容性領導與組織創(chuàng)新氛圍之間具備良好的區(qū)分性。

3 統(tǒng)計分析與結果

3.1 描述性統(tǒng)計與相關性系數(shù)

表3報告了本研究變量的均值、標準差及相關系數(shù)。由表3可知，包容性領導與內(nèi)部人身份認知顯著正相關（r=0.578，p＜0.01），與知識共享也顯著正相關（r=0.445，p＜0.01）；內(nèi)部人身份認知與知識共享顯著正相關（r=0.455，p＜0.01）。另外，各核心變量之間的相關系數(shù)小于0.7。而且，對回歸模型進行方差膨脹因子（VIF）檢驗后發(fā)現(xiàn)，模型各變量的VIF值的最大值為3.30，低于經(jīng)驗閾值10，這說明本研究中的多重共線性問題在可接受范圍之內(nèi)。

表3 各變量的均值、標準差和相關系數(shù)Tab.3 Mean,standard deviation and correlation coefficients

3.2假設檢驗

本研究采用分層回歸分析法檢驗研究假設，檢驗結果見表4。

表4 中介效應與調(diào)節(jié)效應檢驗結果Tab.4 Test results of mediating effects and moderating effects

M1為僅包括控制變量的基礎模型。M3則檢驗了包容性領導對員工知識共享的影響。由檢驗結果可知，包容性領導與員工知識共享顯著正相關（M3，β=0.385，p＜0.01）。因此，H1得到驗證。M2～M5共同檢驗了內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享間的中介作用。由M2可知，包容性領導與內(nèi)部人身份認知顯著正相關（M2，β=0.639，p＜0.01）；由 M3 可知，包容性領導與員工知識共享顯著正相關（M3，β=0.385，p＜0.01）；由 M4 可知，內(nèi)部人身份認知與員工知識共享顯著正相關（M4，β=0.361，p＜0.01）；由 M5可知，在包含控制變量的模型中同時納入包容性領導與內(nèi)部人身份認知之后，包容性領導對員工知識共享的影響由原來M3中的0.385下降到0.240?；谌綑z驗法可知，內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享間發(fā)揮了部分中介作用。

考慮三步法檢驗中介效應存在較高的第一類錯誤出現(xiàn)概率[40]，因此，為進一步論證內(nèi)部人身份認知的中介作用，本文根據(jù)MACKINNON等[41]的建議，采用PROCESS插件，利用Bootstrap方法檢驗內(nèi)部人身份認知的中介效應是否顯著。將Bootstrap樣本量設為5 000并進行中介效應宏檢驗，所得到的包容性領導—內(nèi)部人身份認知—知識共享的Sobel檢驗結果表明，內(nèi)部人身份認知在包容性領導與知識共享之間的中介作用顯著（Z=3.314，p＜0.01）；Bootstrap檢驗結果顯示，內(nèi)部人身份認知在包容性領導與知識共享之間中介作用的95%水平的非對稱置信區(qū)間為[0.059，0.242],未包含0，說明中介效應顯著。因此，H2得到驗證。

表4中的M6與M7檢驗了組織創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)作用。其中，M6檢驗了組織創(chuàng)新氛圍對包容性領導與員工知識共享兩者關系的調(diào)節(jié)作用，由檢驗結果可知，包容性領導與組織創(chuàng)新氛圍的交乘項與員工知識共享顯著正相關（M6，β=0.156，p＜0.01）。這說明組織創(chuàng)新氛圍增強了包容性領導對員工知識共享的正向影響，因此，H3得到驗證。M7則檢驗了組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部人身份認知與員工知識共享兩者關系的調(diào)節(jié)作用，由檢驗結果可知，內(nèi)部人身份認知與組織創(chuàng)新氛圍的交乘項與員工知識共享顯著正相關（M7，β=0.139，p＜0.01）。這說明組織創(chuàng)新氛圍增強了內(nèi)部人身份認知對員工知識共享的正向影響，因此，H4得到驗證。為更直觀地展現(xiàn)組織創(chuàng)新氛圍對包容性領導與員工知識共享兩者關系，以及對內(nèi)部人身份認知與員工知識共享兩者關系的調(diào)節(jié)作用，本研究根據(jù)回歸結果分別繪制了圖2和圖3。

圖2 組織創(chuàng)新氛圍對包容性領導與員工知識共享的調(diào)節(jié)作用Fig.2 Moderating effect of innovation climate on inclusive leadership and employee knowledge sharing

圖3 組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部人身份認知與員工知識共享的調(diào)節(jié)作用Fig.3 Moderating effect of innovation climate on perceived insider status and employee knowledge sharing

為檢驗不同組織創(chuàng)新氛圍強度下內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享之間的中介效應，本研究將Bootstrap設定為抽樣5 000次，并檢驗條件中介效應的宏，結果如表5所示。由表5可知，當組織創(chuàng)新氛圍在取值均值或均值高于一個標準差時，間接效應的95%置信區(qū)間未包含0，這說明在該情況下，包容性領導經(jīng)由內(nèi)部人身份認知影響員工知識共享的間接效應顯著；而當組織創(chuàng)新氛圍取值為低于均值一個標準差時，間接效應的95%置信區(qū)間[-0.077，0.195]包含0，這說明在該情況下，包容性領導經(jīng)由內(nèi)部人身份認知影響員工知識共享的間接效應不顯著。因而，隨著組織創(chuàng)新氛圍強度的提高，內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享間的中介作用將隨之增強。由此，H5得到驗證。

表5 被調(diào)節(jié)的中介作用Bootstrap檢驗結果Tab.5 Bootstrap tests of moderated mediating effects

4 結論與討論

4.1 研究結論

本研究以社會交換理論和社會學習理論等理論為理論基礎，利用分層回歸分析法探討了包容性領導對員工知識共享的影響，尤其是內(nèi)部人身份認知的中介作用和組織創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)作用。基于185份有效調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，主要得到了以下研究結論：①包容性領導能夠顯著提高員工知識共享；②包容性領導不僅對員工知識共享具有直接影響效應，它還將部分通過內(nèi)部人身份認知的中介作用間接作用于員工知識共享，且該中介效應在員工感知到較強組織創(chuàng)新氛圍的狀況下更加明顯；③組織創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)了包容性領導、內(nèi)部人身份認知與員工知識共享之間的關系，即對感知到較強組織創(chuàng)新氛圍的員工而言，包容性領導、內(nèi)部人身份認知將促使他們更多地實施知識共享以承擔回饋責任。

4.2 理論貢獻

通過論證包容性領導風格對科研人員知識共享行為的重要影響，本文拓展了文獻對知識共享前因因素的認識。雖然以往文獻已經(jīng)從威權型領導、授權型領導等領導風格視角探討了員工知識共享[6-7]，但對于近年來在管理實踐中逐漸增多的包容性領導是否影響員工知識共享，目前尚未有實證研究對此展開探討，這大大限制了理論界與實踐界對包容性領導能否對員工知識共享發(fā)揮有效影響的認識。本研究提出并實證論證了包容性領導對員工知識共享的正向影響，是填補以往文獻中所存在研究缺口的一次有益嘗試，并進一步增加了文獻中從領導風格理解員工知識共享行為的知識，對各組織在實踐中更好地運用包容性領導也頗具啟示意義。與此同時，區(qū)別于以往大多基于企業(yè)普通員工樣本探討包容性領導影響后果的研究，本研究通過驗證包容性領導在重點實驗室中的有效性，也拓寬了文獻對包容性領導有效性范圍的認識。

本文識別并驗證了內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享兩者關系間的路徑作用，從而打開了包容性領導與員工知識共享兩者關系的“內(nèi)在黑箱”，同時也豐富了領導風格與知識共享之間的中介作用研究。以往文獻中，學者們主要從下屬依賴、心理安全感等角度探討了包容性領導作用于員工工作態(tài)度與行為的內(nèi)在機理[11,30]。與之相區(qū)別，本文基于社會交換理論，從內(nèi)部人身份認知角度剖析了包容性領導作用于員工知識共享的內(nèi)在機理。故而，本研究拓展了文獻對包容性領導作用員工工作行為內(nèi)在機理的理解，對后續(xù)研究進一步探討包容性領導的作用機制也頗具借鑒價值。

組織創(chuàng)新氛圍提供了包容性領導通過內(nèi)部人身份認知對員工知識共享發(fā)揮作用的組織情境，從而揭示了包容性領導對員工知識共享產(chǎn)生影響的邊界條件，并進一步明確了包容性領導發(fā)揮影響的邊界。雖然近年來包容性領導對員工工作態(tài)度與行為影響效果的研究成果不斷增加，但目前大部分研究僅聚焦于包容性領導與結果變量兩者之間的直接效應[11,30]，很少有研究考察包容性領導作用于結果變量的邊界條件。因此，本研究對組織創(chuàng)新氛圍這一邊界條件的引入，豐富并拓展了包容性領導作用邊界方面的研究成果，對未來相關問題的研究具有啟示意義。

4.3 實踐啟示

在當前中國組織環(huán)境中，包容性領導能夠顯著提高員工的內(nèi)部人身份認知，繼而激發(fā)員工的知識共享行為。組織,尤其是創(chuàng)新型組織，在管理實踐中應該大力推動領導者具備包容性領導的能力和素質，或選擇能夠具有較強包容理念的個體擔任領導者，從而促進員工更多地進行知識共享，以幫助企業(yè)實施有效的知識管理來獲取組織競爭優(yōu)勢。

內(nèi)部人身份認知在包容性領導與員工知識共享的關系中發(fā)揮著部分中介作用，且該中介效應在員工感知到較強的組織創(chuàng)新氛圍時更加明顯。組織在管理實踐中應該不斷暗示員工已經(jīng)具備了內(nèi)部人身份，或強化員工對“內(nèi)部組織成員身份”的認同。例如，領導者可以做出表率、發(fā)揮榜樣的引導作用，促進員工學習領導者以具備“內(nèi)部組織成員身份”而感到自豪。此外，在實際工作中，領導者也可通過關注員工的需求和利益、鼓勵和欣賞員工的貢獻、積極聽取員工的意見等多種管理措施[10]，讓員工深深感受到自己屬于這個組織，促使他們更多地實施知識共享以承擔回饋責任。

組織創(chuàng)新氛圍增強了內(nèi)部人身份認知在包容性領導和知識共享之間的中介效應。這說明組織應當注意營造創(chuàng)新氛圍，充分發(fā)揮包容性領導通過員工內(nèi)部人身份認知對知識共享行為的促進作用。更確切地說，在管理實踐中，組織應強調(diào)知識共享對組織的重要性，以免當員工在實施有利于組織的行為時，以為組織不重視知識共享或組織視知識共享為一種低價值活動，而避免實施知識共享這種“欠歡迎”的行為。

4.4 研究局限性

當然，本文也存在以下局限：①盡管本文采取了兩階段獲取研究數(shù)據(jù)、強調(diào)保密性等控制方式，以規(guī)避強同源方法偏差的影響，但同源方法偏差仍無法完全避免；②本文僅關注了包容性領導對員工層面知識共享的影響，未能從其他層面探討包容性領導作用于知識共享的內(nèi)在機理和邊界條件；③由于本研究的調(diào)查對象為重點實驗室這類非營利性組織的成員，因而研究結論的普適性可能受到一定程度的限制，對于本研究的結論是否同樣適用于營利性組織的成員（如企業(yè)研發(fā)人員）這一問題，有待未來研究的驗證和修正。