● 趙莉娜 趙書松

(1 清華大學醫(yī)院管理研究院 深圳 518055；2 中南大學公共管理學院 長沙 410083)

1.引言

在現(xiàn)代企業(yè)管理實踐中，領導者并不是孤立存在的，他們總是通過與追隨者的社會互動過程來履行職責完成使命。獲得追隨正在成為領導力發(fā)揮的關鍵所在。正如美國作家芭芭拉·凱勒曼所言，追隨者已經不再是“附屬品”的代名詞，追隨力能夠開創(chuàng)未來。因此，追隨力成為近年來組織行為學者關注的一個重要課題。所謂追隨力，是指員工在上下級互動過程中表現(xiàn)出的追隨行為、愿望和能力(Carsten et al., 2017)。研究表明，追隨力與組織績效和個體績效均正向相關。當組織內員工的追隨力水平較高時，其工作績效和工作能力往往都更加優(yōu)異(李煥榮和張建平，2015)。文獻回顧發(fā)現(xiàn)，學界目前主要集中于探索追隨力所引發(fā)的結果以及追隨力與領導力間關系等問題。而就追隨力的前因來說，現(xiàn)階段的研究大多從領導者風格與行為、組織環(huán)境等外部因素以及個體特質等內部因素出發(fā)探討(熊正德等，2017)，但對于如何提升員工追隨力鮮有理論上的深入探討。

師徒制是現(xiàn)代企業(yè)常用的管理辦法之一。早在中國古代就有“拜師學藝”的傳統(tǒng)，師徒之間具有較高的倫理親密度。如今，傳統(tǒng)師徒制已經發(fā)展成現(xiàn)代師徒制，但其依舊發(fā)揮著推動徒弟職業(yè)生涯和社會心理成長(Kram & Isabella，1985)，提高師父的滿足和成就感(Ragins & Scandura，1999)，促進組織的生產力和績效發(fā)展(Scandura，1992)等重要作用，得到企業(yè)的廣泛推崇。而知識共享作為師徒制情景下師徒間的核心問題(趙書松等，2017)，對推動知識創(chuàng)新和提高企業(yè)績效也有著重要意義(Du et al., 2007)。知識共享能夠使知識從個體所有向組織共享遷移，最終實現(xiàn)知識價值的協(xié)同與升華(寶貢敏,徐碧祥，2007)。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內知識共享行為有助于提高員工的工作績效，尤其是創(chuàng)新績效(王仙雅等，2014)，有利于培養(yǎng)員工個體學習能力及創(chuàng)新能力(Andrews & Delahaye，2000)。在師徒制下，徒弟追隨行為的產生旨在滿足人際關系的訴求，而這種人際訴求可能被個體更深層次的內在需求(如生存、權力、成就、歸屬、成長等)激活(魏麗萍等，2018)。通過師父知識共享，師徒關系及兩者個體發(fā)展的相關需求滿足可能催生出徒弟的追隨動機。有學者指出，當追隨者與被追隨者關系良好時，他們的價值觀會達成共識，真正的追隨力就此產生(Gardner et al., 2005)。類似的，依據(jù)師徒功能理論的觀點，師父知識共享屬于幫助徒弟的典型行為，能夠發(fā)揮職業(yè)引導、社會支持和角色模范等功能，有利于徒弟的成長發(fā)展。鑒于知識共享在師徒制中扮演的重要作用，本文將進一步研究師父知識共享對徒弟追隨力的影響。

除師父知識共享外，師徒間的信任也是探究徒弟追隨力水平的又一重要視角。信任是一種心理狀態(tài)，是一方愿意為另一方的行為承擔風險且不擔心被利用的狀態(tài)(Mayer et al., 1995)。根據(jù)學者McAllister的觀點，信任可以分為認知信任和情感信任兩類(McAllister，1995)。實證研究表明，作為積極態(tài)度和行為直接前因的信任，能夠對追隨力這種積極行為產生顯著正向影響(張璐等，2015)。參考社會交換理論和社會認知理論，正是基于對師父的情感和認知信任，徒弟愿意不斷錘煉對師父的權威維護，積極執(zhí)行師父的任務安排，對師父忠誠，尊重學習師父的專業(yè)技能和方法，樂于保持與師父的溝通交流，并且能夠清晰快速地領會師父的各項意圖，最終得以提高個體的追隨力?；诖?本研究將深入探討徒弟信任機制中不同類型信任作為中介變量時的差異，進而構建一個雙中介模型。徒弟追隨力的形成過程除了受到雙方信任關系的影響外，還會受到個體間一致性因素的調節(jié)?，F(xiàn)有研究大多強調追隨者個體特質、被追隨者特質和行為、組織環(huán)境等因素對追隨力的調節(jié)作用，鮮有涉及追隨者-被追隨者雙方共性匹配對追隨力的影響研究。而上下級匹配研究指出，價值觀等社會認知因素以及利益分配等環(huán)境因素均會影響匹配雙方的行為及產出成果(彭堅等，2019)。因此，遷移到師徒制情景下，本研究引入了價值觀一致性和利益分配一致性兩個調節(jié)變量，試圖更加清晰地展示出師父知識共享與徒弟追隨力間的內在聯(lián)系和傳遞路徑。綜上，本文將首先考察徒弟情感信任和認知信任的并列雙重中介作用，在此基礎上，還將繼續(xù)分別檢驗師徒間價值觀一致性對情感信任和師徒間利益一致性對認知信任所起到的有調節(jié)的中介作用。

根據(jù)上述分析，本研究圍繞“師徒制情景下師父知識共享對徒弟追隨力的作用機制”這一核心科學問題，基于信任視角建構了一個雙中介和雙調節(jié)的理論模型。具體而言，本文以現(xiàn)代企業(yè)師徒制為研究背景，將師父知識共享對徒弟追隨力的影響作為基礎。首先分別分析和檢驗徒弟情感信任與認知信任的雙重中介作用，然后分析師徒間價值觀一致性和利益一致性對上述中介模型的調節(jié)作用。即檢驗師徒間價值觀一致性是否通過徒弟情感信任的中介作用進而影響師父知識共享與徒弟追隨力間的關系，同時檢驗師徒間利益一致性是否會通過徒弟認知信任調節(jié)師父知識共享與徒弟追隨力間的關系。

2.理論基礎與假設

2.1 師父知識共享與徒弟追隨力

知識共享是知識管理的重要環(huán)節(jié)，但目前學界還沒有一個統(tǒng)一的定義，學者們分別從溝通、過程、學習、市場、資源配置等不同角度解釋這一概念。本文采用的是趙書松等學者的定義，認為知識共享是組織內部通過各種方式進行知識交流, 從而增加知識的利用價值并且產生知識效益的行為，對于獲取競爭優(yōu)勢極為重要(趙書松等，2010)。而師父知識共享則是指在推行師徒制的企業(yè)中，師父通過各種手段向徒弟傳播知識、技能，從而滿足其提高工作能力和職業(yè)發(fā)展的需要。在這個知識轉移的過程中，由于師徒間存在著知識勢差，因此可以促成企業(yè)內多方受益(曾顥和趙曙明，2017)。

追隨力是近來興起的一個熱門研究主題，在學術界有三種主流界定視角，包括Chaleff的行為觀、Bjugtad和Kelly等人的能力觀以及Kellerman的關系觀(原濤和凌文輇，2010)。本文借鑒能力觀的界定，將徒弟追隨力定義為徒弟在追隨師父過程中表現(xiàn)出的多種追隨能力組合(Kelly，1992)。魏麗萍在組織情景中指出，追隨動機可以被分為內在需求、因果關系取向、人際關系訴求和認知選擇四個模塊(魏麗萍等，2018)。在中國本土情景中，知識經濟背景下員工的需求包括知識需求、才能需求和健康需求(任國鵬等，2010)。在師父知識共享的過程中，師父將自己所擁有的經驗、技術等知識以溝通和共享體驗的方式完成解碼和內化重裝，進而增加了徒弟知識儲量、實現(xiàn)了知識的整合與創(chuàng)新(李凱和祝智庭，2017)，最終滿足徒弟對基礎知識和業(yè)務知識的學習需要，同時也能提高徒弟個體學習能力，適應才能發(fā)展需要；不同的因果關系取向可能會導致人際關系訴求差異化。古語有“一日為師，終身為父”，可見國人強調徒弟對師父的尊重已經上升到了倫理的高度。這種深入內心的天然親密感，能夠使徒弟自然地生出對師父的追隨意愿。相應的，師父也會自然地將徒弟看作“自己人”，會主動進行知識共享，從而鞏固和優(yōu)化與徒弟之間的關系(金輝等，2019)。當徒弟感受到師父的用心之后，會進一步強化自己的追隨行為。久而久之，憑借著師徒之間這種緊密的人際關系，徒弟能夠更好地融入組織并找準自己的角色(韓翼等，2013)；企業(yè)師徒制知識共享能夠提升徒弟的綜合素質，促進職業(yè)成功和領導力開發(fā)(胡斌紅，2016)。作為“理性人”的徒弟，在意識到師父知識共享帶來的益處后，會更加積極地追隨師父，不斷提高自身追隨力。另外，現(xiàn)有研究結果表明，如果主管愿意以開放的心態(tài)與員工積極交流互動，并且愿意為他們提供信息和指導，那么員工將會更加主動地社會化，并成為一名積極的追隨者(Wang & Kim，2013)。師徒制下師父在知識共享中扮演的角色類似擅于指導、分享的主管，因此我們推斷徒弟也會樂于追隨師父，成為師父忠實的追隨者。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：師父知識共享對徒弟追隨力有顯著正向影響。

2.2 徒弟情感信任的中介作用

情感信任指的是基于相互關心與友好相處的信任，反映了信任者與信任對象之間特定的情感聯(lián)系(韋慧民和龍立榮，2008)。現(xiàn)有研究表明，情感信任會正向影響員工在工作中的情感體驗(Yang et al., 2009)，增加員工工作滿意度，提高任務績效以及促進組織公民行為的發(fā)展(王雁飛和鄭立勛，2009；王杰群等，2017)。在師徒制情景下，徒弟能夠切實感受到師父對自己的關心、指導，進而產生對師父的情感共鳴和信賴，最終形成對師父的情感信任。在有信任關系的人際關系中，往往會出現(xiàn)知識分享和學習的行為，尤其是情感信任能夠促進合作的展開(王雪莉等，2013)。一旦師徒間建立起了良好的情感信任聯(lián)系，徒弟就能夠在與師父的交互中體會到工作的樂趣和個人進步帶來的成就感，因此會不斷提高自身追隨力以保持與師父的良性合作。相反的，如果沒有師父的指導或是師徒間交互關系較差，徒弟很可能會出現(xiàn)反生產行為，甚至是離職等現(xiàn)象(曾顥,趙曙明，2017)。

社會交換理論是社會心理學的重要流派，強調人與人之間除了經濟聯(lián)系以外還存在著社會交換。而“社會交換”是指人們期望并且從別人那里得到的回報所引發(fā)的自愿行動(布勞，2008)，當一方感受到另一方的善意時，會產生對其的信任并給予回報和正向的反饋(原濤和凌文輇，2010)。研究發(fā)現(xiàn)，如果員工感受到領導已經表現(xiàn)出對自己的關心和照顧, 那么就會促進員工對領導情感信任的形成(張祥潤等，2017)。事實上，師徒關系與領導同員工間的交換有著類似的意義(童俊等，2018)。在師父知識共享的過程中，徒弟能夠很清晰地體會到師父對自己由衷的關照，因而會形成對師父的情感信任。此外，社會交換理論中的互惠原則還指出，信任方受到被信任方提供的幫助或某種資源時, 后者有義務回報給予過其幫助的人(Gouldner，1960)?，F(xiàn)有研究指出，獲得資源的員工往往會通過積極的態(tài)度和行為來實現(xiàn)回報(張璐等，2015)，包括積極投入工作，提高工作績效(王杰群等，2017)，支持和接受上級的指示和決定，更加自覺地執(zhí)行工作任務等(張祥潤等，2017)。遷移到師徒制情景，徒弟在師父知識共享的熏陶下，會更加努力工作，通過對師父的持續(xù)追隨，錘煉權威維護、積極執(zhí)行、忠誠奉獻、尊敬學習、有效溝通與意圖領會等各個維度的能力，最終提高個體追隨力。事實上，受到傳統(tǒng)儒家文化的影響，中國人通常秉持著較高的互惠信念來發(fā)展和維持社會關系，因而在中國文化背景下情感信任往往還帶有報答的感情色彩?；谶@種信念與規(guī)范，徒弟在接受師父分享的知識和技能時，會生出回報師父的意愿。換而言之，師父是徒弟在企業(yè)中的“領路人”，徒弟在情感上尊重、信任師父，并且往往希望通過追隨來報答師父。基于此，本文提出以下研究假設：

H2：徒弟情感信任在師父知識共享與徒弟追隨力的關系之間起中介作用。

2.3 徒弟認知信任的中介作用

認知信任是個體根據(jù)理性判斷，基于對他人能力、可信性與可靠性的信任(韋慧民和龍立榮，2008)。當個體察覺到他人工作能力較強并且正直可靠時，便容易形成對其的認知信任(Wang et al., 2010)。而企業(yè)在應用師徒制時，往往會挑選那些工作經驗豐富，工作能力強的人來擔任師父這一角色，這也意味著徒弟們很容易養(yǎng)成對師父的認知信任?，F(xiàn)有研究表明，認知信任能夠讓個體具備更高的工作績效、更高的工作專注度、更高的工作滿意度、更優(yōu)的組織公民行為表現(xiàn)、更多的合作策略運用、更低的離職傾向以及更少的情緒耗竭(Newman et al., 2016；王雪莉等，2013)。對于徒弟而言，認知信任的上述效用極具“誘惑”，因此在認知角度持續(xù)信任并積極追隨師父無疑是一個最優(yōu)選擇。

社會認知理論是Bandura在社會學習理論的基礎上提出的，強調個體認知、行為與環(huán)境這三者的交互作用能夠對人們的行為產生影響(Bandura，1982)。社會認知視角下的信任產生于人際互動中個體對他人的認知判斷。上級表現(xiàn)出可信行為和可信性因素會使下屬建立起對他的認知信任(顏士梅和陳麗哲，2017)。過往學者研究指出，可信行為包括關心行為、溝通行為、正直行為、指導行為等(韋慧民和龍立榮，2010)。而師父在知識共享過程中表現(xiàn)出對徒弟的關心幫助、溝通交流、悉心指導等可信行為，恰好構成了徒弟對師父信任的必要條件。加之隨著更多積極心理資本的展現(xiàn)，信任的程度會逐步增加，因此師父知識共享帶來的徒弟心理資本提升無疑能夠增進兩者間的信任水平(趙書松，2017)。此外，Bandura還強調了觀察學習的重要性，認為可以通過觀察榜樣來影響人的行為。徒弟在師徒互動中通過對師父的認知和學習來反省自我、開發(fā)本領，促進自我發(fā)展(韓翼等，2013)。尤其是當師父在組織有一定的威望和地位時，徒弟可以直接獲得自我效能感。所謂自我效能感，是社會認知理論的核心概念，指個體對自己達成特定目標任務所具備能力的判斷與感知(Bandura，1986)。Kossek等學者的研究指出，自我效能感會顯著影響員工的職業(yè)成功(Kossek et al., 1998)。在師父知識共享中，徒弟可以感受到師父的職業(yè)魅力和專業(yè)能力，從而生出對師父的認知信任，并通過師父的替代性經驗來使自己相信未來也能成為像師父一樣的業(yè)內優(yōu)秀人才。在這類動機的驅使下，徒弟往往會更加主動地追隨師父，提高個體追隨力，最終成就個人職業(yè)生涯的發(fā)展。相反的，如果感知到當前的工作狀況不能給自己帶來回報，個體會產生較低的歸屬感和成就感，進而嚴重影響人際互動的積極性(楊付等，2019)。即如果師父沒有通過知識共享這一行為來加強徒弟的自我效能感知，那么徒弟們將難以感受到師徒關系帶給他的影響，難以與師父建立起認知信任，最終很有可能選擇放棄追隨師父，甚至離開組織。由此我們提出以下假設：

H3：徒弟認知信任在師父知識共享與徒弟追隨力的關系之間起中介作用。

2.4 徒弟情感信任和認知信任的連續(xù)中介作用

傳統(tǒng)研究認為，在日常工作中員工很難與領導有深入的交流和情感溝通，因此他們往往是通過工作觀察領導的行為和特征，進而會先形成對領導的認知信任(王雁飛和鄭立勛，2009)。但在師徒制這一特殊模式下，情況有所不同，師徒間緊密的聯(lián)系和溝通會使徒弟的情感信任先于認知信任產生。加之師徒關系是我國傳統(tǒng)親密人際關系中的重要部分，徒弟對師父的情感信任依賴因素會影響其對信任對象的理性認知判斷，即徒弟對師父關系的判斷會優(yōu)于對特質的考量(Campos & Ewoodzie，2014)。尤其是在師父選擇知識共享時，徒弟能感到師父的關心與友好，會在情感上建立起對師父的信任。與此同時，徒弟在這一過程中也獲得了更多接觸師父日常工作和生活的機會，能夠進一步了解師父的處事風格和專業(yè)方法運用。久而久之，徒弟便能夠在耳濡目染中領悟到師父的各方面能力，進而形成對師父的認知信任。有學者通過扎根研究得出，師父知識共享程度偏低時，師徒間達至情感信任的可能性較低，更多情況下會先形成認知信任的關系。相反的，當師父主動進行高質量的知識共享，將自己的知識技能、專業(yè)認識傳遞給徒弟時，徒弟對師父產生情感信任的優(yōu)先級大大提升。此后，兩者的情感聯(lián)系會優(yōu)化徒弟的個體信息加工，使得個體認知的結果與情感產生一致性(費多益，2012)，即徒弟會通過與師父緊密的情感關系衍生出對師父的理性認知肯定，會由情感信任衍生出認知信任。最終，在情感信任和認知信任的雙重作用下，徒弟會選擇積極追隨師父，不斷提高自身追隨力以向師父看齊。鑒于此，我們提出以下假設：

H4：徒弟情感信任-認知信任中介鏈在師父知識共享影響徒弟追隨力過程中起中介作用。

2.5 師徒價值觀一致性的調節(jié)作用

價值觀是一種相對持久的信念，引導個體或社會認為某些具體的行為操守或人生終極追求，比與其相對立的行為方式或存在狀態(tài)更可取(Rokeach，1973)。價值觀一致性則是指個體與組織間、個體之間在價值觀取向上趨同的程度。目前對價值觀一致性的研究主要集中于個體-組織層面(朱仁宏等，2017)。事實上，組織內部成員間的價值觀匹配也非常重要，可以減少沖突，提高滿意度和工作績效等(彭堅等，2019)。在師徒制情景下，如果師徒在認知、行為、價值觀等方面相似度較高，即師徒的深層次相似程度較高，那么根據(jù)“相似-相吸”理論，他們在互動過程中更容易相互吸引，從而更傾向于建立起友好、信任的師徒關系(李小聰?shù)龋?016)。進一步而言，當師徒間價值觀較為相似時，師父共享的知識能夠更容易地被徒弟吸收理解，徒弟進而會建立與師父的情感共鳴，久而久之，徒弟將增強對師父的情感信任。此外，徒弟作為師父典型的“圈內人”群體，基于價值觀匹配維度和知識共享推動，往往會更加信任師父(張祥潤等，2017)。由此我們提出以下假設：

H5a：師徒價值觀一致性正向調節(jié)師父知識共享與徒弟情感信任間的關系。

結合假設H2與H5a，本研究進一步推出，當師徒間價值觀相仿時，隨著師父知識共享和徒弟情感信任的建立，徒弟的追隨力水平也會相應提升。有研究證實，當追隨者與被追隨者較為相似時，這種“心有靈犀”能夠使雙方形成信任，進而促進合作(彭堅和王霄，2016)。相反的，不一致的價值觀可能會通過情緒路徑對個體產生影響(劉海洋等，2016)。如果師徒間在價值觀上存在差異，那么雙方相互接納的可能性就會降低，并且其親密關系與情感紐帶將會變得不穩(wěn)固，最終導致徒弟對師父傳授的知識和技能不被認可，枉費師父知識共享的美意。總而言之，師徒價值觀一致性能夠使徒弟在師父的知識共享行為中建立起更加堅定的情感信任，進而促進個體追隨力的產生。據(jù)此，我們提出以下假設：

H5b：師徒價值觀一致性正向調節(jié)徒弟情感信任在師父知識共享與徒弟追隨力間的中介作用。

2.6 師徒利益一致性的調節(jié)作用

中國長期以來受到儒家思想的熏陶，強調仁義大于利益。尤其是在師徒間，人們總是將利益問題讓位于倫理關系。但這并不代表師徒間不存在利益相左的情況。師徒傳授是中國古代最常見的知識共享模式，而在師徒傳授過程中，圈子(門派)及其涉及的內部利益一致性是師父進行知識共享的重要前提(李平，2015)。因而在與徒弟利益不一致的情況下，師父出于角色責任選擇的知識共享行為所能映射出的高尚品格和專業(yè)修養(yǎng)往往更加吸引徒弟，更能贏得徒弟的認知信任。進入現(xiàn)代社會，師父的技能傳承和知識共享實質上是利益與機會的共享，即他們能夠為徒弟提供職業(yè)、生活等各方面的建議和資源支持，并且會用自身經歷來指導徒弟規(guī)劃未來發(fā)展并發(fā)揮榜樣作用等(韓翼等，2018)。就個體而言，知識至上背景下的知識共享在一定程度下意味著決策時更大的心理阻力和行動時更大的個人犧牲，但也能促進人際認知信任的產生(李銳等，2014)。當師徒間利益相悖時，師父如若繼續(xù)自愿進行知識共享，徒弟便能夠更為清晰地考量師父知識共享這一“犧牲行為”及其所帶來的理性結果，進而也會由衷地生出對師父的認知信任。因此我們提出以下假設：

H6a：師徒利益一致性負向調節(jié)師父知識共享與徒弟認知信任的關系。

結合假設H3和上述分析，本研究進一步提出一個被調節(jié)的中介模型，預期師徒利益一致性將調節(jié)師父知識共享通過徒弟認知信任對其追隨力產生的間接作用。當師徒間利益存在較大差異時，師父的知識共享能夠體現(xiàn)出其“君子喻于義”的人格魅力，因而能夠促進徒弟提升認知信任和強烈的追隨意愿。相反，由于認知信任的產生會受到利益的影響(胡遠華和董相苗，2015)，這使得在師徒間利益較為一致時，徒弟受到利益導向的驅使往往會自發(fā)向師父靠攏，選擇在認知上相信師父，提高追隨力以謀求利益最大化。換而言之，師父知識共享對徒弟認知信任和追隨力的行為效用影響會被利益相關性淡化。因此，基于以上討論，我們提出以下假設：

H6b：師徒利益一致性負向調節(jié)徒弟認知信任在師父知識共享與徒弟追隨力間的中介作用。

本文理論模型見圖1。

圖1 理論模型

3.研究方法

3.1 研究取樣

本文通過線上問卷調查，向有明確師徒制組織中的徒弟發(fā)放問卷。由于問卷全部采取匿名的形式填寫，并在發(fā)放時附上了清晰的填答說明，因此調查的效度和信度相對較好。問卷發(fā)放歷時兩周，最終收回問卷502份。在剔除了填答時間過短、規(guī)律作答等無效問卷后，最終收回有效問卷470份，有效問卷率為93.6%。

調查樣本的特征為：女性占比41.91%，男性占比58.09%；年齡階段中，30歲以下樣本占41.70%，30～40歲樣本占33.62%，40歲以上樣本占24.68%；在工齡方面，有29.15%的樣本是工作3年以下的新員工，29.79%的樣本工齡為3～10年，其余樣本則工齡超過10年；企業(yè)性質上，樣本中有52.34%來自國有企業(yè)，22.13%來自黨政機關、事業(yè)單位，其他25.53%則來自民營、外資等其他企業(yè)。

3.2 變量測量

師父知識共享的測量量表借鑒趙書松開發(fā)的量表(2017)，包含“師父經常把工作經驗介紹給我”等4個題項。該量表采用李克特7點計分方式，Cronbach’sα系數(shù)為 0.92。

徒弟信任的測量量表采用韋慧民和龍立榮改編自McAllister(1995)的信任量表。在中國情景下，這一量表變更為9個項目, 包含“我和師父之間是一種分享的關系，我們可以自由地分享各種觀念、情感和期望”等題項。其中4個項目測量徒弟認知信任，Cronbach’sα系數(shù)為0.88，5個項目測量徒弟情感信任，Cronbach’sα系數(shù)為0.83。

徒弟追隨力的測量量表是由周文杰等人運用質性研究的方法開發(fā)出的一項本土追隨力測量工具(2015)，包含尊敬學習、有效溝通、權威維護、積極執(zhí)行、意圖領會、忠誠奉獻等6個維度，有“我根據(jù)師父的建議決定職業(yè)發(fā)展方向”等共21個題項。這一量表在研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.91。

師徒價值觀一致性采用了個體主觀匹配測量的方法，借鑒Hoffman等(2011)的研究成果，采用李克特5點計分方式(1=“非常不同意”、2=“不同意”、3=“不確定”、4=“同意”、5=“非常同意”)，包含“師父看重的事與我看重的事相似”等3個題項，Cronbach’sα系數(shù)為0.91。

由于目前學界沒有關于師徒利益一致性的相關量表，因此本研究借鑒了馬克思關于利益共同體思想的觀點，認為人們?yōu)榱烁玫貙崿F(xiàn)雙方利益，往往會傾向于建立一個緊密的利益共同體，并會在共同利益目標的指引下，為實現(xiàn)共同利益而奮斗(焦婭敏，2013)?；谏鲜鲇^點編寫的量表包含“我與師父有緊密的利益聯(lián)系”“我與師父有共同的利益目標”“我重視與師父的共同利益”“我的績效與師父的薪酬掛鉤”等5個題項，采用李克特7點計分方式。數(shù)據(jù)收集處理后，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.77。

以往研究表明，徒弟的性別等人口統(tǒng)計學變量，以及組織因素等都會對徒弟感知師父知識共享行為產生影響(胡斌紅，2016)，因此本研究將控制這些變量。

4.研究結果

4.1 概念之間的獨立性檢驗

采用Mplus7.0進行一系列驗證性因素分析檢驗考察師父知識共享、徒弟對師父的情感信任、認知信任、徒弟追隨力這四個概念之間的獨立性。檢驗結果如表1所示。

表1 師父知識共享、徒弟情感信任、徒弟認知信任和徒弟追隨力之間概念獨立性檢驗

表1中所有驗證性因素分析表明，理論假設的四因子模型擬合實際數(shù)據(jù)最佳(χ2=302.76，df=146，χ2/df=2.07，RMSEA=0.05，CFI=0.97，TLI=0.96)，說明知識共享、情感信任、認知信任、追隨力代表了四個不同構念，有良好的區(qū)分效度，可以進行下一步的數(shù)據(jù)分析。

4.2 共同方法偏差檢驗

一方面，本文所用問卷采用不記名作答方式，同時加入反向計分，降低了潛在一致性動機；另一方面，根據(jù)Podsakoff的建議，我們采用了Harman單因子分析檢驗同源誤差(Podsakoff et al., 2003)。通過對所有變量進行因子載荷分析，結果發(fā)現(xiàn)7個因子，單一因子最大變異解釋率為37.33%，小于臨界值40%。因此，可以判斷本文中的共同方法偏差問題不嚴重。

4.3 描述性統(tǒng)計(如表2所示)

表2 變量均值、標準差、相關系數(shù)矩陣

4.4 雙重中介作用檢驗

本文先用層級回歸分析檢驗師父知識共享對徒弟情感信任、認知信任和追隨力的正向影響關系，然后運用結構方程模型驗證徒弟情感信任與徒弟認知信任在師父知識共享與徒弟追隨力之間的雙重中介作用?；貧w結果如表3所示：

表3 師父知識共享對徒弟情感信任、認知信任、追隨力的影響

從表3中模型5的分析結果可知，在控制了徒弟的性別、年齡等人口統(tǒng)計學變量之后，師父知識共享對徒弟追隨力有顯著的正向影響(β=0.59，p<0.001)，假設H1得到驗證。根據(jù)模型1，同樣在控制徒弟人口統(tǒng)計學變量之后，師父知識共享對徒弟情感信任有顯著的正向影響(β=0.64，p<0.001)。從模型2可以得出，在控制人口統(tǒng)計學變量后，師父知識共享對徒弟認知信任有顯著的正向影響(β=0.52，p<0.001)。根據(jù)模型3與模型4可知，徒弟情感信任(β=0.77，p<0.001)和認知信任(β=0.79，p<0.001)均會正向影響徒弟的個體追隨力。在模型6中，當師父知識共享、徒弟情感信任、認知信任被同時放入對徒弟追隨力的回歸方程中時，主效應變小，但是仍然顯著(β=0.13，p<0.001)?？紤]到這種回歸方法在檢驗多重中介效應時的誤差問題，為更準確檢驗徒弟情感信任和認知信任在師父知識共享和徒弟追隨力之間的并列雙重中介作用，本文運用結構方程模型構建了一個雙重的不完全中介模型。模型的擬合度較好(χ2/df=3.66，RMSEA=0.075，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.05)，雙中介模型路線圖如圖2所示。

圖2 雙中介模型路線圖

本文假設師父知識共享對徒弟追隨力的影響由三條間接路徑實現(xiàn)：(1)師父知識共享→徒弟情感信任→徒弟追隨力產生；(2)師父知識共享→徒弟情感信任→徒弟認知信任隨之產生→徒弟追隨力產生；(3)師父知識共享→徒弟認知信任→徒弟追隨力產生。如圖2所示，這三條間接路徑所包含的五條路徑中：師父知識共享→徒弟情感信任(β=0.58，p<0.001)、師父知識共享→徒弟認知信任(β=0.46，p<0.001)、徒弟情感信任→徒弟認知信任(β=0.41，p<0.001)、徒弟認知信任→徒弟追隨力(β=0.80，p<0.001)的系數(shù)均顯著；而徒弟情感信任→徒弟追隨力的系數(shù)不顯著(β=0.03，p=0.73)。同時，本文還采用偏差矯正的Bootstrap方法保證分析結果的一致性和穩(wěn)定性，通過抽取2000次Bootstrap樣本驗證徒弟情感信任和認知信任在師父知識共享與徒弟追隨力之間并行的雙重中介作用。分析結果如表4所示，徒弟情感信任在師父知識共享與徒弟追隨力之間的中介效應為0.014，但是95%置信區(qū)間包含0，因此假設H2不成立；徒弟認知信任在師父知識共享與徒弟追隨力之間的中介效應為0.366，并在95%置信區(qū)間中不包含0，說明徒弟認知信任的中介作用成立，假設H3成立；徒弟情感信任和認知信任在師父知識共享對徒弟追隨力的影響過程中共同發(fā)揮的鏈式中介效應為0.186，且95%置信區(qū)間不包含0，即假設H4成立。

表4 師父知識共享與徒弟追隨力之間的雙重中介效應分析結果

另外，由于師父知識共享對徒弟追隨力的直接效用在加入雙中介后變得不顯著(β=0.13，p=0.155)，因此師父知識共享對徒弟追隨力的影響只是完全通過兩個中介變量實現(xiàn)，屬于完全中介模型。中介效應占總體效應的56%。

4.5 被調節(jié)的中介作用檢驗

4.5.1 師徒價值觀一致性

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟的觀點，在檢驗有調節(jié)的中介模型時，應當先采用逐步驗證法。從表6的模型7、模型9、模型10、模型11可知，所有交互項乘積均不顯著。這時我們采取非參數(shù)百分位Bootstrap法對系數(shù)乘積做區(qū)間檢驗(溫忠麟和葉寶娟，2014)。結果顯示，師父知識共享與師徒價值觀一致性的乘積不包含0(置信區(qū)間為[0.027，0.099]),徒弟情感信任的中介作用也顯著。因此可以得出中介效應(前半段路徑)受到調節(jié)這一結論，即假設H5a成立。此時師徒價值觀一致性在師父知識共享對徒弟情感信任影響中具有調節(jié)作用，調節(jié)效應如圖3所示。由圖3可知，在師徒價值觀一致性較高時,師父知識共享與徒弟情感信任的正向關系顯著；反之,低師徒價值觀一致性時，師父知識共享與徒弟情感信任的關系不顯著。

圖3 師徒價值觀一致性對師父知識共享與徒弟情感信任的調節(jié)效應圖

為進一步檢驗被調節(jié)的中介效應，本研究采用偏差矯正的Bootstrap方法(Bootstrap=2000)，結果如表5所示。當師徒價值觀一致性較高時，師父知識共享通過徒弟情感信任對其追隨力的間接影響為0.268，95%置信區(qū)間為[0.175，0.365]，不包含零，結果顯著；而師徒價值觀一致性較低時，師父知識共享通過徒弟情感信任對追隨力的間接影響為0.196，95%置信區(qū)間為[0.118，0.292]，雖然不包含零，但此時預測作用更小，且兩者的差異為0.037，95%置信區(qū)間為[0.002，0.069]，不包含零，差異顯著。因此假設H5b得到支持。

表5 被調節(jié)的中介效應分析(師徒價值觀一致性為調節(jié)變量)

4.5.2 師徒利益一致性

通過表6的模型12發(fā)現(xiàn)，將師徒利益一致性與師父知識共享的乘積項放入回歸方程后，師父知識共享和交互項系數(shù)均顯著(β=0.42，p<0.001；β=-0.11，p<0.001)；在模型8中，師徒利益分配一致性與師父知識共享的乘積同樣顯著(β=-0.08，p<0.01)；再檢驗模型13，得到徒弟認知信任的系數(shù)顯著(β=0.60，p<0.001)、交互項系數(shù)顯著(β=-0.04，p<0.05)。通過以上依次檢驗可知，師徒利益一致性負向調節(jié)徒弟認知信任及其中介效應，假設H6a與假設H6b成立。

表6 調節(jié)效應檢驗

為進一步解釋調節(jié)效應，本研究運用簡單斜率檢驗，并根據(jù)回歸方程分別取師父知識共享和師徒利益一致性平均數(shù)正負一個標準差的值繪制了簡單效應分析圖。由圖4可知，在師徒利益一致性較低時,師父知識共享與徒弟認知信任的正向關系顯著；在師徒利益一致性較高的情況下,師父知識共享與徒弟認知信任的關系不顯著。

圖4 師徒利益一致性對師父知識共享與徒弟認知信任的調節(jié)效應圖

5.討論

5.1 研究結論

追隨力是日漸興起的一個重要研究領域，許多學者的研究證實了員工追隨力對個體和組織都有極大效用。本文從師徒制這一背景出發(fā)，探索師父知識共享行為是否會通過徒弟對師父的情感信任和認知信任影響徒弟追隨力的提升，同時本文還著重討論了師徒價值觀一致性以及利益一致性對這一過程的調節(jié)作用。數(shù)據(jù)分析結果表明：在控制了徒弟的性別、年齡、工齡和所在企業(yè)類別后，師父知識共享與徒弟情感信任、認知信任以及徒弟追隨力顯著正相關；徒弟認知信任在師父知識共享和自身追隨力之間起完全中介作用，而情感信任則是通過對認知信任的傳導作用充當鏈式中介，兩者一同發(fā)揮雙重中介效用；師徒價值觀一致性能夠顯著調節(jié)徒弟情感信任在師父知識共享和徒弟追隨力間的中介作用。兩者間的利益一致性則會負向調節(jié)徒弟認知信任在師父知識共享與徒弟追隨力之間的中介作用。

5.2 理論意義

(1)豐富了知識共享的后效變量。先前的研究大多將知識共享作為結果變量，探尋其他變量對其的影響。同時，還有一部分學者致力于探究知識共享的動機及相關作用。本文則主要探索知識共享帶來的效用，將追隨力、情感信任、認知信任等因素引入，展示了知識共享對組織及其成員發(fā)展的重要促進作用。這一結論對今后進一步考察領導知識共享對員工、組織績效的影響以及學校導師知識共享對提升學生追隨力等能力的影響過程，都具有豐富的理論啟發(fā)價值。

(2)拓寬了追隨力的應用情景研究。目前學界關于追隨力的研究主要集中在企業(yè)員工層面，鮮有針對實行師徒制的組織中徒弟追隨力的研究。本文將師徒制情景引入追隨力研究中，從一個新的視角探究了追隨力的直接影響因素和間接影響因素。相關結論對進一步完善企業(yè)師徒制、推動師徒關系良性發(fā)展等問題具有重要理論指導意義。

(3)揭示了知識共享與追隨力間的傳遞機制。在此之前，學界沒有研究討論過知識共享與追隨力之間的關系問題。本研究不僅打開了知識共享與追隨力之間關系的“黑箱”，而且進一步研究了情感信任和認知信任的鏈式中介效應。通過對雙重中介模型的討論，拓展了人際信任兩個不同維度的應用范圍。這為日后理解上述變量間的相互作用、影響路徑等打下了堅實的理論基礎。

(4)改變了分析利益一致性與認知信任間關系的固有思路。傳統(tǒng)觀點認為，從理性認知角度出發(fā)，如果預期對方利益和自己利益一致，那么兩者之間就能夠建立信任關系。本文則通過實證研究證明：師徒間利益一致性負向調節(jié)師父知識共享與徒弟認知信任間的關系。這意味著在師徒制背景下，師父知識共享行為會淡化利益對個體選擇的影響，能夠幫助徒弟從理性角度出發(fā)衡量師父行為的效用，進而增加對師父的信任。換言之，文章結論進一步證實了知識共享效用不會受到利益這一外在因素的左右，展現(xiàn)了師徒制下知識共享的純潔性。同時，這一結論也為后續(xù)開展相關研究提供了新的思路，能夠幫助研究者從正反兩個方向辯證地思考利益設計對信任關系產生的影響。

5.3 現(xiàn)實意義

(1)師父知識共享是提升徒弟追隨力的重要途徑。本文研究表明，師父的知識共享行為能夠顯著正向影響徒弟追隨力的產生與發(fā)展。這啟示我們要重視師父的知識共享，應該采取一系列措施(包括績效獎勵、榮譽授予等)鼓勵師父將自己積累的相關知識和技能傳授給徒弟，進而使徒弟、師父以及組織都獲得進步，最終達到師徒制設計實行的初衷。

(2)師徒間信任關系是師徒制有效運行的關鍵因素。本研究發(fā)現(xiàn)，師父知識共享對徒弟追隨力的影響需要通過徒弟對師父的認知信任以及情感信任-認知信任的鏈式中介來實現(xiàn)，因此我們應該更加重視師徒間信任關系的建立。一方面要強調師父的主動表達，另一方面則需要徒弟用心去感受師父的付出，使兩者相互信任，共同發(fā)展。

(3)合理的師父人選能夠起到事半功倍的效果。本實證研究結果表明，徒弟會通過建立起對師父的認知信任而提高個體的追隨力。這意味著組織在任命師父人選時，應該選擇那些業(yè)務能力強、專業(yè)技能高并且樂于分享的個體。因為當徒弟意識到師父在工作中表現(xiàn)優(yōu)異時，他們會更加積極主動地去追隨師父，會更加努力地學習師父分享的知識技能以期成為與師父比肩的優(yōu)秀員工。因此，任何組織在確定師徒制中師父的人選時都應該經過嚴謹?shù)目己?，只有考核結果合格的員工才有資格成為新員工或其他員工的師父。

(4)師徒間的價值觀匹配很大程度上影響師父知識共享的效應。本文研究結果證實了價值觀一致性能夠促進人際信任建立的傳統(tǒng)觀點。在師徒制情景下，師徒間的價值觀相似性是幫助徒弟樹立起對師父情感信任，促進師徒關系發(fā)展的重要催化劑。這啟示相關組織，在結成師徒關系前，應該先對雙方的價值觀偏好進行調查，將價值觀相匹配的結成一組“試驗期師徒”，磨合期過后雙方沒有較大價值沖突再正式確定企業(yè)內師徒關系。否則，價值觀的偏差將導致師父知識共享的苦心付諸東流。

5.4 不足與展望

首先是調查對象上存在一定的局限性。一是本文沒有采用“師父-徒弟”配對調查的方法，而是通過徒弟單方面的判斷來進行調查。雖然文章采取了相應的應對措施以保證數(shù)據(jù)的信度和效度，但是這種方法可能會存在徒弟主觀判斷不準確而導致數(shù)據(jù)結果偏差。如果未來能夠分別收集針對徒弟與師父的問卷，并進行交叉驗證，就能夠進一步提高研究結論的質量。同時，還可以進一步探索出徒弟追隨力的提升對其個人以及對師父、組織分別會產生什么實際影響。二是本文的數(shù)據(jù)超過半數(shù)來自國有企業(yè)員工，可能會降低數(shù)據(jù)的外部效應，導致結論不具有完全普適性。其次是在變量測量方面也存在兩個局限性。其一是由于受到疫情影響，本文僅利用了橫向數(shù)據(jù)來檢驗知識共享與其他相關變量的關系，并不能完全揭示這些結果變量是如何隨著知識共享發(fā)生變化的，無法完全準確地預測知識共享與相關變量之間的因果關系。未來應當采用多時點的研究方法來再次驗證幾者之間的關系。其二是關于“利益一致性”這一變量的測量。雖然本文根據(jù)相關定義和前人的研究設計出了測量題項并通過了信效度檢驗，但是這一量表還未得到其他研究的數(shù)據(jù)結果支持，因此它對其他變量的解釋力度有限。在今后的研究中應該進一步檢驗這一量表，在實踐中繼續(xù)探索其信度和效度。最后，如果從上述幾個方面改進，一定能夠提升研究結論的普適性和可靠性。