組織情境中個體知識行為的領導驅動機制研究

陽 毅，游達明

(1.湖南師范大學 商學院，湖南 長沙410012；2.中南大學 商學院，湖南 長沙4100831)

一、引言

20世紀80年代以來，知識與經濟之間的相互滲透越來越緊密，知識促使經濟增長方式發生根本變化。企業作為社會細胞和經濟活動主體，面臨著以知識為基礎的更高形態競爭。然而，知識并非獨立的信息集合體，它是經由人的思維整理過的信息、意向和價值等符號化產物，特別是隱性知識深扎于個體的行動和經驗中。知識的這一分散性和嵌入性決定了組織無法像管理信息那樣對知識進行精確管理，只能實施以人為中心的模糊管理。近年來，知識管理研究方向已經開始逐步回歸到知識活動的最基本元素，即以個體知識流為基本研究單位。在這一思想的指引下，眾多研究者從認知學派的組織行為理論出發，試圖通過對個體知識行為的探討來解釋和解決組織知識管理成效問題，該假設得到了大量研究的檢驗和支持［1］，并由此引申對個體知識行為前因變量的關注。

正如Lewin所主張的，人類行為是個人與環境的函數，當置于組織這個強情境下，個體的知識行為同樣起源于其對行為情境的認知與判斷，并由內而外地受到個體、組織、業務、策略、環境等眾多且分屬于不同層次因素的影響，領導行為就是其中一個非常重要的解釋變量。研究發現，組織管理者可以通過多種途徑影響員工知識行為:如以身作則帶領成員討論、分享知識［2］;通過工作授權的方式增加成員間的知識分享［3］;通過正面的認同肯定，有效地推動積極知識行為;通過建立微型氣氛改變員工知識行為態度;甚至可以通過個別關懷幫助成員相互學習，讓成員學會傾聽他人的想法和意見［4］。這些研究雖然極大豐富了我們對個體知識行為產生原因的認知，但卻僅僅關注于領導行為的一個或某幾個構念的獨立影響，帶有一定的片面性。同時，我們在其中還發現了一些相互矛盾的結論，如部分學者認為領導的獎懲措施對員工知識行為有顯著促進作用［5-8］，也有學者地研究反映這種影響影響極為有限，甚至是反向的［9-11］。這些矛盾的研究結論產生至少有兩個方面的原因，首先，研究者忽視知識活動情境下的領導行為模式與傳統領導行為模式的差異，對知識領導的內涵和特征思考不足;其次，缺乏整合的理論框架來系統解釋企業知識領導對員工知識行為的影響機制，領導行為與員工知識行為間可能存在著一些扮演著重要調節作用的變量。

基于此，本研究運用知識基礎理論、知識管理理論與領導理論，從組織行為學和心理學角度出發，以期對組織情境下個體知識行為的領導驅動機制有一個全景式的把握。主要研究目的有兩個:第一，在發展知識領導整體概念的基礎上，探討知識領導及其維度對員工知識行為的影響;第二，挖掘領導行為與員工知識行為間的調節變量，探討主動性人格的調節效應。

二、理論背景與研究假設

知識領導是知識經濟時代的新領導模式，是知識管理研究領域和領導研究領域在知識經濟時代的共同交集。2000年，Skyrme率先提出了“知識領導”的概念，指出知識領導能夠推動信息資源、個人技能及知識與學習網絡的持續發展與創新。缺乏知識領導的支持，欠缺可供學習的知識領導角色典范，以及缺乏少知識分享與創新的組織文化，是知識管理成效未能彰顯的原因［12］。后繼研究者對知識領導內涵進行了更為深入地探索和發展，并且在以下幾個方面達成了共識:知識領導的最終目的是為了提升組織競爭力;知識領導是以知識和員工能力為基礎的領導過程和行為;知識領導者應扮演多種角色，發展多元化技能［13］。

對于正式組織而言，管理者的主要任務不是去改變員工的個性或基本信仰，而是集中發現顯著影響員工的行為和影響這些行為的環境因素，然后通過實施領導行為，設法控制外部環境，增加員工對路徑滿意的機會，從而影響員工的努力程度。外顯的個體知識行為(本研究主要指知識獲取、知識分享和知識創造)實質上是個體為達成目標所展現出來的一種努力，知識領導則是管理者運用其所有權力來源，通過實施積極影響策略，建立員工知識行為的正式與非正式控制體系，鼓勵員工知識行為的過程。按照“路徑-目標”理論的指導思想，知識領導“澄清并管理了下屬向目標努力的途徑”，通過傳遞“下屬應該怎么做”的重要信息和排除路徑中的障礙來提高下屬知識活動強度［14］。Koulopoulos和 Frappaolo(1999)指出，由于知識領導者扮演了多重角色，如知識工程師、知識分析家、知識管理者、知識長和知識服務員等，因而知識領導能夠協調部門內成員的工作，使得知識能分享而不至于支離破碎［15］。Hewlett(2006)發現知識領導通過建立成員間相互信賴的關系，促進了組織成員的合作互動與知識分享［16］。吳清山和林天佑(2004)認為，成功的知識領導通過提供合適的環境和組織結構，塑造知識分享和創新文化，從而激勵個人與組織不斷產生實用知識［17］。

Kerr和 Jemier(1978)的研究表明，員工在工作活動中的感知來源于五個方面:活動本身所具有的內在價值(IVb);知覺努力可以達成績效的可能性(P1);績效達成的內在價值(IVa)，績效達成可能獲得的外部報酬(P2i)，外在報酬的價值(EVi)。他們建立了一個員工激勵的總和公式:M=IVb+P1［IVa+ Σ(P2iEVi］，i=1，…，n［18］。按照這一公式，有效的知識領導行為能夠改變方程中的參數，主管可以通過提高知識行為表現及結果的報酬EVi，或者通過明確的方向指導、學習支持或下屬參與目標制訂等形式，提高個人對行為結果的控制性，進而提高P1，或者賦予員工知識行為更多的內涵和意義，提高行為本身的內在價值IVa，從而激發員工的積極行為表現。基于此，我們提出了本文的第一個假設:

假設1:知識領導能夠影響和改變個體知識行為，當個體感受到其主管的知識領導時，個體會更加主動地獲取新知識，更樂于分享知識，更加積極地創造知識。

員工的知識行為首先是一種人際間的互動行為，無論是知識獲取、知識分享還是知識創造都建立在人與人之間溝通的基礎上。在成員互動過程中，Amir(1969)主張，成員的人格特質應該扮演調節變量的角色，理由是不同特質的成員在團隊內的互動是不同的，某些特質的成員偏好與人互動，而某些特質的成員則會抑制或逃避互動［19］。基于此，個體特征與知識領導之間的交互作用對知識行為的解釋能力應明顯優于它們彼此獨立的解釋能力。主動性人格(proactive personality)的概念最早由Bateman和Crant(1993)年提出，主動性人格假設個體在去情境化的條件下，主動采取行動以改變其外部環境的傾向性是異質的［20］。我們認為在知識領導這一組織強情境影響下，主動性傾向的員工能夠表現出高水平的組織目標承諾和責任感，具有與組織相一致的價值觀和積極的工作態度，當他們在知覺到知識領導時，可能會激發其積極與組織、領導互動的特質，更為主動地展示知識行為，進而強化知識領導對員工知識行為的影響。據此，我們提出以下的假設:

假設2:個體的人格特質會知識領導對員工知識行為影響的強度和方向，知識領導對個體知識行為的影響受個體主動性人格特質的調節。

綜合上述假設，本文提出了如圖1的研究框架。

三、研究方法

(一)研究樣本

我們以中國政府機關、企事業單位的員工為調研對象，在北京、上海、廣東、湖南、安徽五地，采取便利性抽樣方式進行問卷調查，共發放調查問卷580份，截至2012年5月底，回收有效問卷313份，有效問卷回收率54%。有效樣本的分布狀況如下表2所示。

圖1 個體知識行為中知識領導行為的驅動機制模型

表2 測試樣本的基本情況統計(N=313)

(二)測量工具

我們以Viitala(2004)所提出的知識領導主要概念與架構為基礎，遵循量表開發修改的取向，開發并驗證了中國文化情境下的知識領導測量量表，該量表包含5個因子和25個題項，探索性因子分析結果顯示，KMO=0.910，Bartlett球體檢驗的顯著性水平為0.000，5個因素累計方差貢獻度為58.207%，題項因子負荷均在0.45以上，各因子的Cronbach α系數均在0.75以上。驗證因子分析結果顯示，五因素模型在 RMR、RMSEA 、GFI、CFI、IFI、TLI、χ2/df、PGFI等八個擬合優度指標良好，且都顯著優于競爭模型［13］。員工知識行為的測量工具主要參考了Andrew等(2001)的知識獲取量表［21］、Senge(1997)的知識分享量表［22］和方世杰(2005)的知識創造量表［23］。主動性人格測量工具主要源于 Bateman和 Crant的主動性人格量表［20］，該量表原有17個題項，Seibert等人在1999年選取其中因子負荷量最高的10個題項改編為簡短量表［24］，臺灣學者黃睦蕓(2010)進一步對量表進行了精簡后保留了量表的7個題項［25］，他們的研究表明，精簡后的量表依然具有較高的信度和效度。我們結合國情對B-Crant量表進行了改編，保留7個題項。以上三個量表均采用五等級的李克特量表，1至5分別代表“完全不同意”至“完全同意”。3個量表的測量題項、因子負荷和Cronbach α系數如表3所示。

四、研究結果

(一)知識領導對員工知識行為影響

我們采用多元回歸分析檢驗了知識領導對員工知識行為的影響假設，方差分析結果顯示，組織所有制屬性、除性別外的主管及員工人口統計特征對大部分測量變量都有顯著影響。我們將這些組織、人口特征變量作為控制變量，回歸分析結果摘要見表4。模型1的回歸結果顯示，知識領導與員工知識行為各維度均存在顯著正相關關系，假設1獲得完全支持。從模型2的回歸結果來看，知識領導各維度與員工知識行為各維度的顯著水平不一樣。其中，激發學習和發揮典范與3種類型的員工知識行為顯著相關，而支持學習僅與知識獲取顯著正相關，營造氛圍與知識獲取和知識分享顯著正相關，鼓勵創新僅與知識創造顯著正相關。

表3 各變量的測量題項、因子負荷和Cronbach α系數

表4 回歸分析結果摘要

(二)主動性人格的調節效應檢驗

我們首先構建交互項“知識領導*主動性人格”，利用回歸分析檢驗了主動性人格的調節效應，從表4可以發現，在知識獲取對知識領導、主動性人格和交互項的回歸中，增加了0.017，且交互項的回歸系數在P＜0.001水平上顯著(t=14.412，P=0.000)，主動性人格在知識領導與員工知識獲取行為間的調節效應顯著。在知識創造對知識領導、主動性人格和交互項的回歸中，相比，沒有變化，且交互項的回歸系數不顯著(t=0.147，p=0.883＞0.05)，主動性人格的調節效應不顯著。值得注意的是，在知識分享對知識領導、主動性人格和交互項的回歸中，盡管交互項的回歸系數不顯著(t=－1.753，p=0.081＞0.05)，但增加了0.039，變化顯著。據此，我們可以判定假設2獲得部分支持。

由于知識領導是一個五維度的概念，我們構建了5個交互作用項，即“激發學習*主動性人格”，“支持學習*主動性人格”，“發揮典范*主動性人格”，“營造氛圍*主動性人格”，“鼓勵創新*主動性人格”，探討主動性人格在知識領導各維度與個體知識行為間的調節效應?；貧w分析結果表明，主動性人格在激發學習、發揮典范和鼓勵創新對個體知識行為的影響中發揮了一定的調節作用，但在支持學習和營造氛圍與個體知識行為間的關系中調節效應不明顯。

最后，我們根據回歸分析結果，選擇回歸系數或者R2顯著變化的交互項繪制XY圖，進一步說明主動性人格的調節效果及方向。從圖2可以看出，知識領導與主動性人格的交互作用對于個體知識獲取行為的影響屬于干擾型，即隨著個體主動性傾向的加強，知識領導對個體獲取知識行為的影響逐漸減弱，而這一交互對個體知識分享行為則具有增強作用，即個體的主動性傾向越高，則知識領導正向作用則越強。具體到知識領導的各個維度，激發學習與主動性人格對個體知識獲取和知識創造行為發揮了干擾型的交互作用，其他交互項對特定個體知識行為具有增強型作用。

圖2 主動性人格的調節效果

五、研究結論與展望

本研究旨在探討組織情境中個體知識行為的領導驅動要素和途徑，研究結果發現:第一，知識領導對知識行為具有正向預測作用，其中激發學習和發揮典范對員工知識行為的預測效果最為明顯，此結果與大多數研究領導行為與員工行為間關系的學者所得的結論一致。從權力來源的角度來看，知識領導的激發學習維度更多是合法性權力的體現，發揮典范更多的是專業權力和參考性權力的體現，正如Yukl等人認為，專業權力和參考權力與員工滿意和績效呈正相關關系，而合法性權力、獎賞權力和強制權力的結果則是不一致的［14］。中國具有較高權力距離的文化價值觀，即尊重層級和行政權力，而在高權力差距文化中的人，比低權力差距文化中的人更有可能遵守法定的權力［26］。第二，主動性人格在知識領導與員工知識行為間的調節作用得到了實證研究的支持，此結論也充分支持了Skarlicki等人的觀點，人格特質將會構建個體面對情境時的行為反應，適合從調節變量的角度來探討［27］。特別值得關注的是，隨著個體主動性傾向的加強，以獎懲為核心的激發學習行為對個體知識行為的影響會逐漸減弱，這實際上回答了我們開篇的質疑，即為什么在獎懲對員工知識行為影響研究上存在著相互矛盾的結論。

以上結論對于組織管理的實踐意義在于:(1)為了促進員工的知識行為，主管應該有更為積極的知識領導行為表現，即積極激發學習、支持學習、發揮典范、營造氛圍和鼓勵創新，尤其是幫助員工明確學習方向和目標，建立公正公開的基于知識和技能進步的績效評價和激勵體系，同時，知識領導者也應該致力于成為學習的榜樣和專業領域的權威。(2)因人而異選擇知識領導行為策略。首先，企業可以借助相關的人員測評工具盡可能甄選和錄用高主動性的員工;其次，對于高主動性人格的員工而言，管理者應盡可能使用支持學習、發揮典范、營造氛圍等知識領導策略;對于低主動性人格的員工而言，管理者應盡可能的使用激發學習和鼓勵創新知識的領導策略。

無可避免的，本研究也存在一些限制，首先，我們采用了橫斷面數據，僅能獲得施測時的相關數據資料，無法提供更為嚴謹的因果關系證據，建議后續研究者可以導入時間序列數據。其次，在研究樣本方面，我們并沒有對特定行業進行更為深入的分析，是否不同行業的知識領導行為表現和效能存在差異?建議可以針對特定行業，特別是知識密集型行業做專門探討。第三，在研究工具上，我們使用了自編的知識領導測量量表，但量表的信度和效度還需要在后續研究中不斷的驗證。最后，本研究只假設了主動性人格對知識領導和員工行為間的調節作用，而且研究假設在實證過程中并沒有得到完全支持。事實上，人格特質理論發展至今已有眾多的分類形式，比如大五人格和內外控人格特質，未來的研究可以進一步探討其他人格特質的調節作用和方向。

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