包容型領導在創新領域的雙刃劍效應
——違反規范可接受感知的中介和主動性人格的調節①

葉存軍，何 斌，孫 旭，柳 波

（1.廣東工業大學管理學院，廣州 510520；2.江西財經大學工商管理學院，南昌 330032）

復雜多變的社會環境促使企業競爭日益激烈，而持續創新成為企業保持核心競爭力的源泉。因此，如何促進員工創新已成為企業管理者關注的重要問題。包容型領導對員工創新行為的影響一直是企業界和學術界關注的熱點［1］。大多數學者認為，包容型領導正向影響員工創新行為［2-6］、員工創新績效［7-8］、員工創造力［9-11］。但是，也有一部分學者認為，包容型領導存在不利于創新的影響機制［12-13］。綜合以上觀點發現，包容型領導在創新領域的影響效應是不確定的，其對創新的影響效果還有待進一步明晰。而越軌創新作為創新領域的一種常見的、重要的創新行為［14-15］，包容型領導對它的影響效果是怎樣的呢?

員工開展創新往往要受到組織正式流程或組織規則的制約［16-17］，很多時候他們不得不違抗上級命令、私自踐行自己的創新想法，學界將這種行為稱為越軌創新［15］。由此可知，越軌創新需要寬容的組織氛圍。但是，寬容氛圍也有可能滋生員工對組織不利的行為。例如，在這種氛圍中員工敢于為了保持自己在組織中的競爭優勢，而違背組織價值規范實施知識隱藏，而知識隱藏是不利于同事創新及組織創新的持續推進［18-20］。根據以上分析可知，包容型領導形成的寬容氛圍在創新領域很可能存在雙刃劍效應。通過探索包容型領導對越軌創新、知識隱藏的作用效果，有助于學界完整地認識包容型領導在創新領域的影響效應。

組織規范指組織成員公認的有關他們應當如何行事的期望或標準［21］。根據越軌創新與知識隱藏的定義，二者有一個共同屬性，即都是違反組織規范（簡稱“違規”）的行為。以往文獻中，學者以心理授權［22］、心理權力［17］、心理特權［23］等為中介變量研究了越軌創新，以人際信任［24-25］、道德推脫［26］、組織支持［27］、權利維護［28-29］等變量或相關變量為中介研究了知識隱藏。不難發現，以這些變量研究違規行為發生的心理機制時，員工都認為自己實施違規行為是安全的。但是，在這個過程中的“規范可違反”感知究竟存在與否，鮮有研究對此進行驗證。本文以“違反規范可接受感知”為中介研究包容型領導對越軌創新、知識隱藏的影響，有助于學界認識包容型領導在創新領域產生雙刃劍效應的發生機制。

本文應用社會信息加工理論，提出了一個以違反規范可接受感知為中介、主動性人格為調節，研究包容型領導雙刃劍效應的理論模型，如圖1 所示。其可能的研究貢獻如下：首先，整合了學界關于包容型領導在創新領域的觀點，探索了包容型領導在創新領域的雙刃劍效應，有利于學界完整地認識包容型領導對企業創新的影響效應；其次，引入違反規范可接受感知作為中介變量，探索包容型領導在創新領域產生雙刃劍效應的作用機制，豐富了包容型領導雙刃劍效應發生機制的研究；再次，以人格特質為調節變量，探索包容型領導對創新產生雙刃劍效應的邊界條件，說明人格特質在包容型領導產生創新雙刃劍效應中的權變作用。

圖1 理論模型圖

一、理論基礎與研究假設

（一）社會信息加工理論

社會信息加工理論認為，個體的行為不僅由自己的需求和目標決定，在很大程度上還受到周圍環境的影響［30］。周圍環境通過影響個體認知過程產生作用，影響認知加工的線索，既可以是自己也可以是其他成員的行為、行為反應、對事件的態度表達［31］，和關于組織情景的特征［32］，以及包含上述所有信息的具體事件等［33］，尤其是領導行為［31，34］。對組織認知的形成是一個觀察、回憶的過程，通過對成員行為或發生事件的分析，個體可以得到行為與行為、行為與態度之間的內在關聯［30］。這些內在關聯可以指導個體判斷哪些行為是符合組織期望的［31］。基于這些認知，個體形成組織如何回應員工行為（支持還是反對）的預估。依據這些預期個體不斷調整行為，直到認為自己的行為可以被組織支持或者行為結果是安全的，此時個體才會實施特定的行為。總之，社會信息加工理論認為，由于組織環境充滿不確定性、復雜性，為了使自己在組織情景下展現合適的行為，員工會從環境中搜集信息、獲得線索，用于指導自己的行為，以便實現個體和環境的契合。需要強調的是，不同特質的個體對信息的理解以及信息的敏感程度均存在差異［35］，進而影響了個體最終的行為選擇，因此個體特質是調節個體信息加工過程的重要變量。

（二）直接效應

包容型領導是領導在與員工的互動過程中，表現出開放性、易接近性、可用性和寬容性［13］。包容型領導創造了允許員工犯錯、寬容員工工作失誤的工作情景［13，36-38］。

依據社會信息加工理論，在創新導向的組織中，包容型領導將促進員工展現更多越軌創新行為。包容型領導可以理性分析員工工作犯錯的原因［39］，并認為具有合理理由的工作失誤是可以不被追責的。包容型領導的“容錯”特性會通過其經常性的行為展示出來，而員工通過觀察、回憶領導對自己或者同事在實現組織目標過程中出現的工作失誤的處理態度，他們逐步形成了以組織利益為導向的工作失誤行為能被領導接受的認知。依據這個認知，當員工面臨是堅守組織規范，免于被追責而放棄被否定的創新想法，還是為了組織產生“開荒式”的創新成果［16］、提升企業創新績效［40］而違背領導意愿進行越軌創新時，他們會認為在包容型領導的組織中，越軌創新行為具備可以被組織接受行為的特征。而且，包容型領導在日常工作中會展示出公平對待員工的行為信息［13，39］，讓員工認為以組織創新績效為導向的冒險行為一旦成功，自己可以得到預期的報酬（如晉升、加薪、獎金、培訓等），這也進一步促進了員工敢于實施越軌創新。基于此，本文提出假設1：

包容型領導正向影響員工越軌創新行為（H1）。

知識隱藏是指個體面對同事知識請求故意隱瞞或刻意掩飾的行為［41］。知識隱藏阻礙個體之間的觀點交流和知識分享，直接抑制新思想、新方法的產生［18-20］。一旦知識隱藏被知識請求方發現，知識隱藏者會遭到報復［20，42］，進一步惡化組織創新互動。

依據社會信息加工理論，同事之間的激烈競爭可能促使包容型領導管理下的員工更愿意實施知識隱藏，以便維持自己的組織地位和組織價值［24，43］。在組織知識創造過程中，作為理性的員工對知識共享總有一種根深蒂固的抵觸情緒［44］，出于自保動機，這種抵觸情緒促使員工更傾向于選擇知識隱藏［45］。當然，知識隱藏行為一旦被發現，領導可能對隱藏員工形成消極看法，心生厭惡和排斥，這可能嚴重影響“隱藏者”的職業生涯。然而，包容型領導關注與員工建立交流溝通的多種渠道，重視員工多渠道的信息反饋［46］，這些行為都向員工傳達了他們實施知識隱藏行為的理由有機會向領導訴說的信息；而且，包容型領導經常在工作中表現出重視員工需求［1，47］的行為，也釋放了員工實施知識隱藏的理由能得到其重視的信號。另外，包容型領導表現出高寬容特質［13，39，48］的行為，也能使員工認為自己的“不得已”苦衷能夠得到其諒解，進而不會被追責。由此，員工認為實施知識隱藏行為是安全的，其行為可以得到組織支持。基于此，本文提出假設2：

包容型領導正向影響員工知識隱藏行為（H2）。

（三）中介效應

領導包容行為本身就是違反規范的，這種行為也會讓員工形成了繼續違反規范是可以被接受的預期。一方面，員工在工作中出現失誤本應該被追責，但是包容型領導具有“寬容”特質［13，39，48］，其會理性分析員工出現工作過失的原因，并認為有合理理由的失誤可以被原諒。作為管理者，包容型領導并未對員工的違反規范行為進行追責，此時員工認為領導行為是違反組織規范對領導者的要求。領導行為是組織規范運行的典范［31］，是員工理解組織規范預期行為標準的重要信息來源。通過觀察領導沒有嚴格執行組織規范，員工覺得在包容型領導的組織中，組織規范的實際約束力并不強，違反組織規范的行為可以被接受。已有研究表明，當領導違反規范展示其幽默感時，員工會形成“違反規范可接受的感知”［31］。另一方面，領導包容行為加劇了員工繼續違反規范的意向。通常偏離組織規范的行為應受到組織懲罰［49］，但是包容型領導常常能夠寬容員工違反組織規范的行為。當對自己或同事的違規行為被領導寬容的經歷進行回顧時，員工會形成一種預期：自己以后實施了違規行為，即使被領導發現，也能得到領導的寬容。這種預期也降低了員工對組織規范約束程度的感知。朱金強等［13］在其研究中指出，員工會將領導的多次包容解讀為縱容，進而敢于毫無顧忌地犯錯。因此，根據社會信息加工理論，通過觀察領導的包容行為和回顧員工違規行為不被追責的經過，員工認為組織規范可以不用嚴肅對待、認真審查，形成了在組織中違反規范可以被接受的感知。基于此，本文提出假設3：

包容型領導正向影響員工的違反規范可接受感知（H3）。

越軌創新是違反組織規范的行為［17，50］，如果一旦被發現很可能被追責。而且，越軌創新強調，當員工提出的創意遭到主管否定后，員工違背主管命令繼續完善或執行該創意［15，51］。這種置領導命令而不顧、一意孤行的行為，是在挑戰領導權威，這無疑進一步加大了員工對實施越軌創新行為的風險性預估。但是，越軌創新以組織創新利益為導向［14］、提升企業競爭優勢為目的［52］，因此具有行為違規性與目的合法性的雙重屬性［16］。基于越軌創新行為屬于建設性越軌行為來看［17］，員工對越軌創新行為風險性的負面預估有一定程度的降低。但是，越軌創新依然是高風險的違規行為。另一方面，越軌創新一旦成功，員工認為其自身能因給組織帶來新的利潤點而得到領導的器重，獲取更多的培訓、晉升、加薪、授權的機會。綜合以上觀點：一方面，越軌創新是違規行為，而且有挑戰領導權威的嫌疑，是可能被追責的高風險行為；另一方面，越軌創新對員工具有很大的利益誘惑，一旦成功可以獲得更好的職業發展路徑，是高收益的行為。基于越軌創新利、弊分析，員工對是否實施越軌創新行為抱有遲疑態度。

當員工面對猶豫不決的行為選擇時，組織中的社會信息影響就會顯得非常重要［30］。領導行為普遍被員工視為重要的社會信息來源［34］，其行為對組織規范的運行更具示范性［31］。員工猶豫不決時會選擇性解讀領導的具體行為，從中獲取關于工作方式標準的重要信息，指導自己的行為選擇。領導違反組織規范對員工的工作失誤不追責，員工從該事件中獲取“違反規范在組織中可接受”的感知，進而認為組織的規范可以不用嚴肅對待、認真審查。基于此，員工認為越軌創新在包容型領導的組織中不再是違規行為。因此，根據社會信息加工理論，當從包容型領導的行為中獲取“違反規范可接受感知”之后，員工認為越軌創新不僅可以被組織支持，而且還可能得到預期的收益，進而敢于實施這種行為。基于此，本文提出假設4：

違反規范可接受感知在包容型領導與越軌創新之間起中介作用（H4）。

知識共享是一種符合社會共同價值規范的行為［53］，由此可以推斷不符合知識共享價值要求的知識隱藏是違反組織規范的行為。而且，知識隱藏帶有欺騙的性質，而誠實普遍被認為是社會、企業所期望的行為準則，根據規范的定義，知識隱藏也是違反組織規范的行為。另一方面，很多組織中的領導都強調員工應該減少知識隱藏，甚至制定措施鼓勵知識共享［54］。員工出于自保動機對同事的知識請求選擇“佯裝不知”，這種行為明顯與領導的意愿、期望相悖，從這個角度來說知識隱藏也屬于違反規范的行為。面對組織內部競爭結果不確定或是由于對組織成員不太信任，員工選擇知識隱藏是保持自己在職場中的競爭優勢，避免自己的職業生涯發展因失去核心知識而受到威脅［55］。但是，抑制知識隱藏是領導者對每個員工的期望，萬一知識隱藏行為將來被發覺，會降低領導對自己的好感，甚至引發更多的負面情感（如不信任、失望、厭惡等），這勢必消極影響“隱藏者”在當下組織中的職業生涯發展。員工認為知識隱藏行為對自己職業生涯發展有利也有弊，需要獲取更多的信息進行加工處理來指導對于同事的知識請求該如何應答。

面臨不知如何行動的情景，員工會主動搜集組織中的信息來指導行為選擇。在組織中，普遍認為領導的行為是重要的信息源［34］，其對員工的行為選擇更具指導性。領導包容員工失誤而違反了組織規范，員工對事件分析之后認為“違反規范在組織中可接受”，進而認為組織的規范可以不用嚴肅對待、認真審查。基于此，員工認為實施具有違規屬性的知識隱藏行為并不會影響自己的職業生涯。另一方面，知識隱藏使得自己的知識所有權免于流失，保障了自己在組織中的獨特地位，增強了員工對組織內競爭的掌控程度。因此，根據社會信息加工理論，員工從包容型領導的行為中獲取“違反規范可接受感知”之后，他們認為知識隱藏不僅能得到組織支持，而且利于自己的職業生涯發展，進而敢于實施這種行為。基于此，本文提出假設5：

違反規范可接受感知在包容型領導與知識隱藏之間起中介作用（H5）。

（四）調節效應

主動性人格是個體主動采取行動以改變環境的傾向［56］。高主動性人格的個體更喜歡改變環境，主動關注問題和努力解決問題，并圍繞自己的利益點做出行為調整；而低主動性人格的個體則不喜歡改變，消極應對問題，并希望讓事情本身發生改變而不是自己主動采取措施［57-59］。在現實工作中存在兩種相關矛盾的現象：有時員工處于不安全情形之中，會認為這種不確定的環境有足夠變異刺激，敢于承擔高風險實施挑戰性行為［60-63］；然而，有些時候員工當感知到組織內形勢不再由自己完全掌控時，會形成防御性心態，盡量避免挑戰性行為［62］。這兩種以截然相反的態度應對不確定性的行為，具有一個相同的特征：都是基于自己對當前形勢的評估圍繞自身利益主動作出的行為調整。因此，本文認為主動性人格會調節員工在面對組織內部競爭結果不確定時的行為選擇。

不同特質的個體對相同信息的理解存在差異［35］，由此信息加工之后作出不同的行為選擇。已有研究證明，員工從領導行為中讀取的信息作出行為調整的過程會受到員工個體特征的調節［31，64］。高主動性人格的員工更愿意承擔風險向現狀發起挑戰［58，65］，會積極采取措施增強對外部環境的掌控［66］。然而，低主動性人格的員工本身沒有太多的資源應對組織內部環境，更傾向于選擇以“等待事情變化”的方式應對組織內部競爭［56］。根據前文的分析可以作出推測，當員工形成“組織規范可違反”的感知時，高主動性的員工會圍繞自己的利益點主動實施違規行為，以此來改變自己的現狀，或者選擇越軌創新在同輩中脫穎而出，或者選擇知識隱藏保持自己在組織中的競爭優勢；而低主動性人格的員工對感知到的“組織規范可違反”并不敏感，“違反組織規范可接受感知”無法刺激他們主動實施改變現狀的違規行為，對選擇越軌創新在同輩中脫穎而出或者知識隱藏保持自己競爭優勢的意愿都較弱。基于此，本文提出假設6 和假設7：

主動性人格調節違反規范可接受感知與越軌創新之間的關系，即對于高主動性人格的員工，違反規范可接受感知對越軌創新的影響更強（H6）；

主動性人格調節違反規范可接受感知與知識隱藏之間的關系，即對于高主動性人格的員工，違反規范可接受感知對知識隱藏的影響更強（H7）。

綜上，主動性人格在違反規范可接受感知與越軌創新（知識隱藏）之間發揮調節作用，結合違反規范可接受感知在包容型領導與越軌創新（知識隱藏）之間發揮中介作用，本文提出一個第二階段帶調節的中介模型，即主動性人格在包容型領導經違反規范可接受感知對越軌創新（知識隱藏）的間接效應中發揮調節作用。具體講，對于高主動性人格的員工而言，包容型領導經違反規范可接受感知對越軌創新（知識隱藏）的間接效應更強；相反，對于低主動性人格的員工而言，包容型領導經違反規范可接受感知對越軌創新（知識隱藏）的間接效應更弱。基于此，本文提出假設8 和假設9：

主動性人格調節包容型領導通過違反規范可接受感知對越軌創新的間接影響，即對于高主動性人格的員工，違反規范可接受感知在包容型領導與越軌創新關系間的中介效應更強（H8）；

主動性人格調節包容型領導通過違反規范可接受感知對知識隱藏的間接影響，即對于高主動性人格的員工，違反規范可接受感知在包容型領導與知識隱藏關系間的中介效應更強（H9）。

二、研究設計

（一）研究樣本

本文采用方便抽樣收集數據，調查對象分布在廣東、廣西、重慶等地區的企業。通過同學、朋友、親戚聯系企業主管，向他們詳細說明本次研究的目的。獲得主管同意后，將問卷委托發放，問卷導言部分重申調研的目的和保密性，以便消除被試顧慮放心作答。

第一輪調查總共發放500 份問卷，收集員工的包容型領導、主動性人格數據，回收問卷461 份。第二輪收集違反組織規范可接受感知、越軌創新、知識隱藏數據，共回收問卷402 份。剔除填答不完整、答案存在明顯規律的問卷，最終保留有效問卷375 份。樣本中男性占比61.9%，18～30 歲的占比70.7%，大專、本科學歷占比84.5%，74.7%的員工工作年限不超過5 年。

（二）變量測量

包容型領導：本文采用了朱金強等［13］開發的量表，共13 個條目，如“在我犯錯誤或失敗時，我的主管給予我鼓勵、支持或指導”。本文中，量表條目的因子載荷均在0.670 以上，內部一致性系數為0.944，平均方差抽取值（AVE）為0.600，組合信度（CR）為0.951。

違反規范可接受感知：本文采用了Van Kleef 等［67］開發的量表，共5 個條目，如“以不禮貌的方式對待同事，我認為領導能接受”。本文中，量表條目的因子載荷均在0.620 以上，內部一致性系數為0.757，AVE 為0.512，CR 為0.839。

越軌創新：本文采用了Lin 等［51］開發的量表，共9 個條目，如“雖然沒有得到上級的許可，但我仍然在繼續改良和豐富某些新的想法”。本文中，量表條目的因子載荷均在0.770 以上，內部一致性系數為0.946，AVE 為0.706，CR 為0.956。

知識隱藏：本文采用了Connelly 等［41］開發的量表，共12 個條目，如“當同事向我詢問某些知識時，我可能會裝作不知道他在說什么”。本文中，量表條目的因子載荷均在0.560 以上，內部一致性系數為0.856，AVE 為0.536，CR 為0.863。

主動性人格：本文采用了Seibert 等［57］縮減的Bateman 和Crant［56］開發的量表，共10 個條目，如“我經常尋找新方式來改善我的生活”。本文中，量表條目的因子載荷均在0.590 以上，內部一致性系數為0.896，AVE 為0.525，CR 為0.916。

本文選用性別、年齡、學歷、本單位工作時間等人口統計學特征變量作為控制變量。所有量表采用Linker 5 點計分，其中1 表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”。

三、數據分析和結果

（一）研究方法

驗證性因子分析中，將條目數量較多的條目打包，較少的保持原來的條目［32］。知識隱藏量表按照維度打包成3 個條目，包容型領導、越軌創新的量表按照SPSS 24 分析的因子載荷大小打包成3 個條目［68］。然后，使用Mplus 7 對包容型領導、違反規范可接受感知、越軌創新、知識隱藏、主動性人格5 個變量組成的觀測模型、假設模型的擬合指數進行對比分析。

假設檢驗基于SPSS 24 運用層級線性回歸法進行檢驗分析。具體做法是：首先引入控制變量，之后引入自變量。如果有多個自變量，則逐步引入，建立多個模型進行分析。在調節效應的分析中，為避免多重共線性，我們將違反規范可接受感知和主動性人格進行去中心化處理，然后逐步引入各個變量。

（二）共同方法偏差檢驗與驗證性因子分析

本文數據雖然進行了兩階段收集，依然可能存在共同方法偏差問題。根據Harman 單因素檢驗的結果，發現沒有一個獨立的公共因子被析出，被析出的主因子方差解釋率為28.182%，說明本文共同方法偏差問題并不嚴重［13］。

從表1 可知，觀測數據與假設模型（5 因子模型）之間擬合度良好（χ2=323.029，df=109，χ2/df=2.964，RMSEA=0.072，TLI=0.952，CFI=0.962，SRMR=0.041），且模型中的所有題目在其測量構念上的標準化因子載荷都在0.01 顯著水平。其他5 種替代模型與實際觀測數據之間擬合度較差，卡方檢驗和模型擬合指數都顯示假設模型與替代模型之間差異顯著。因此，本文測量的5 個主要變量之間有較好的區分效度。

表1 變量間的驗證性因子分析結果

（三）描述性統計

表2 報告變量的均值、標準差和變量之間的相關系數。由表2 可知，包容型領導與違規規范可接受感知呈顯著正相關（r=0.407，p＜0.01），包容型領導與越軌創新呈顯著正相關（r=0.431，p＜0.01），包容型領導與知識隱藏呈顯著正相關（r=0.284，p＜0.01），違反規范可接受感知與越軌創新呈顯著正相關（r=0.392，p＜0.01），違反規范可接受感知與知識隱藏呈顯著正相關（r=0.433，p＜0.01），這些變量之間關聯系數的符號與理論預期一致。

表2 描述性統計分析結果

（四）假設檢驗

運用層級回歸法得到的直接效應、中介效應、調節效應的回歸結果見表3。

表3 階層線性回歸結果

（1）直接效應。由表3 中的模型4 可知，包容型領導對越軌創新的影響是正向的（r=0.436，p＜0.001），H1得到驗證；模型8 可知，包容型領導對知識隱藏的影響是正向的（r=0.283，p＜0.001），H2 得到驗證；模型2 可知，包容型領導對違反規范可接受感知的影響是正向的（r=0.400，p＜0.001），H3 得到支持。

（2）中介效應。本文采用Baron 和Kenny［69］提出的中介效應檢驗步驟，檢驗違反規范可接受感知的中介作用。中介機制的檢驗發現，在回歸分析中加入中介變量（違反規范可接受感知）后，包容型領導對越軌創新的影響顯著變化，由模型4 中的r=0.436（p＜0.001）變為模型5 中的r=0.331（p＜0.001），而且模型解釋力增加了5.6%。為進一步驗證違反規范可接受感知的中介效應，本文運用PROCESS 插件考察中介效應的顯著性，重復抽樣次數設置為2000。分析結果表明，在控制相關變量后，包容型領導通過違反規范可接受感知對越軌創新的間接效應為0.087，LCI 區間為［0.047，0.134］，差異區間不包括0，這表明H4 再次得到驗證。

當在回歸分析中加入中介變量（違反規范可接受感知）后，包容型領導對知識隱藏的影響顯著變化，由模型8 中的r=0.283（p＜0.001）變為模型9 中的r=0.129（p＜0.05），而且模型解釋力增加了12.1%。為進一步驗證違反規范可接受感知的中介效應，本文運用PROCESS 插件考察中介效應的顯著性，重復抽樣次數設置為2000。分析結果表明，在控制相關變量后，包容型領導通過違反規范可接受感知對知識隱藏的間接效應為0.112，LCI 區間為［0.074，0.155］，差異區間不包括0，這表明H5 再次得到驗證。

（3）調節效應。由表3 中的模型6 可知，以越軌創新為結果變量，當在模型中放入違反規范可接受感知、主動性人格以及違反規范可接受感知和主動性人格的交互項的時候，交互項的系數是顯著的（r=0.142，p＜0.05）。由此，H6 得到支持。以知識隱藏為結果變量，當模型中放入違反規范可接受感知、主動性人格以及違反規范可接受感知和主動性人格的交互項的時候，交互項的系數不顯著（r=0.073，p＞0.05）。由此，H7 沒有得到支持。

為進一步明確主動性人格調節效應的作用方向和大小，根據Aiken 和West［70］的建議，本文以均值加減一個標準差為基準劃分主動性人格的高低水平，以越軌創新為結果變量，以為違反規范可接受感知、主動性人格自變量進行回歸分析。從圖2 可知，主動性人格正向作用于違反規范可接受感知與越軌創新之間正向的關系。也就是說，當員工的主動性人格較高時，違反規范可接受感知與越軌創新的正向關聯更強；當員工的主動性人格較低時，違反規范可接受感知與越軌創新的正向關聯變弱。

H8 提出主動性人格正向調節著包容型領導通過違反規范可接受感知對越軌創新的間接影響。為了檢驗這一假設，本文運用PROCESS 插件估算了在主動性人格高和低的情況下，包容型領導與越軌創新之間的間接效應的置信區間，以及兩者之間差異的置信區間。由表5 可知，當主動性人格低時，包容型領導與越軌創新之間的間接效應為0.033，95%的置信區間為［-0.009，0.075］；而當主動性人格高時，包容型領導與越軌創新之間的間接效應為0.103，95% 的置信區間為［0.049，0.159］。高低條件下的間接效應差異為0.070，95%的置信區間為［0.010，0.134］，置信區間不包括0，因此H8 得到驗證。然而，主動性人格對包容型領導與知識隱藏的間接效應的調節來看，高低條件下的間接效應差異為0.036，95%的置信區間為［-0.022，0.092］，置信區間包括0，因此H9 沒有得到驗證。H7 和H9 沒有得到驗證，這可能的原因是，高主動性人格的員工更愿意以建設性的方式應對挑戰［57］，以積極的心態來應對組織內競爭，因此他們更可能在形成組織規范可違背之后選擇越軌創新的方式，而不愿意選擇知識隱藏的方式。這進一步說明，主動性人格是積極的人格特質，其在創新領域也具有重要的促進作用。

圖2 主動性人格調節效應圖

表5 有調節的中介分析結果

四、討論與結論

本文應用社會信息加工理論，分析了包容型領導對越軌創新（促進創新）、知識隱藏（抑制創新）的影響，探析了其對創新的雙刃劍效應。研究結果表明：包容型領導正向影響越軌創新與知識隱藏；違反規范可接受感知中介了包容型領導對越軌創新的影響，也中介了包容型領導對知識隱藏的影響；主動性人格正向調節了包容型領導對越軌創新的中介效應，但沒有調節包容型領導對知識隱藏的中介效應。本文的研究對理論和實踐都有一定的貢獻和啟示，主要的理論貢獻如下：

首先，深化了包容型領導在創新領域影響效應的認識。雖然大量研究已經證實了包容型領導對創新的積極作用，但是積極領導力也可能產生消極影響［71］，有學者呼吁應該探索包容型領導可能產生的消極效應［37］。基于此，個別學者證明了其在創新領域存在負面影響［12-13］。但是，這兩方面的研究是互相孤立地開展，不利于學者全面理解包容型領導在創新領域所發揮的復雜作用。越軌創新雖屬于違反組織規范的行為，但其可以提升組織創新績效，包容型領導展示出的“容錯”行為可以促進員工敢于越軌創新。另外，學者認為包容型領導在知識共享領域也可以發揮其積極作用，因為其可以讓員工感受到知識交換的公平性［72］。但是，包容型領導形成的寬容氛圍容易滋生員工的自私行為，致使員工敢于為了保持競爭優勢而進行知識隱藏，而知識隱藏不利于創新的持續推進［18-20］。本文將包容型領導在創新領域的積極、消極效應整合在一個模型中，證實了雙刃劍效應的存在。這一發現，與朱金強等［13］、古銀華等［12］的結論基本一致。本文拓展了包容型領導對創新作用效果的研究，有助于學界完整地、深入地認識包容型領導對組織創新的作用效果。

其次，揭示了包容型領導在創新領域產生雙刃劍效應的發生機制。本文響應學者呼吁重視對組織規范的研究［73］，從違反組織規范的視角，對前因變量（包容型領導）與結果變量（越軌創新、知識隱藏）進行涵義解析。領導是組織的代表，其自身不能嚴格遵守組織規范，那么員工將對整個組織的規范執行效力產生不嚴肅的態度。本文引入“違反規范可接受感知”解釋了包容型領導影響利于創新的越軌創新行為與不利于創新的知識隱藏行為的傳導機制，這有助于學界認識包容型領導在創新領域產生雙刃劍效應的運作原理。另外，以往學者認為員工敢于越軌創新、知識隱藏是因為他們認為實施這些行為是安全的，本文以“規范可違反”進一步驗證了以往學者的觀點。而且，也基于組織規范的視角，解釋了越軌創新、知識隱藏的心理誘因。

再次，強化了主動性人格在創新領域的積極作用。高主動性人格的個體更喜歡改變環境，圍繞自己的利益點做出行為調整；而低主動性人格的個體則不喜歡改變，希望讓事情本身發生改變而不是自己主動采取措施。因此，本文認為當員工根據領導的包容行為形成違反規范可接受感知的時候，高主動性人格的員工很可能積極違反組織規范。同時，主動性人格是一種積極的人格特質，當從周圍環境中獲取信息形成違反規范可接受感知的時候，高主動性人格的員工更可能選擇以建設性的方式［57］、積極的心態應對組織環境，選擇實施對組織有利的行為，而不會選擇對組織不利的行為。主動性人格只調節了包容型領導對越軌創新的中介作用，而沒有調節對知識隱藏的中介作用，這也進一步強化了學界對主動性人格是積極人格特質的認識。

本文的研究結論對管理者的啟示如下：

雖然很多管理者通過展示其包容行為來激勵員工勇敢面對難題、持續推進創新，但是本文的研究結果提醒領導者其包容型領導行為存在潛在風險，過度的、無原則的包容可能導致對創新不利行為的產生。需要強調的是，本文并不是完全否定包容型領導。正如在模型中展示的那樣，包容型領導對創新的影響可能同時存在積極與消極作用效果。為了避免其消極效應，包容型領導需要嚴格執行組織規范，努力營造遵守組織規范的氛圍。另外，從更廣泛的意義來說，也提醒領導者需要注意他們作為榜樣形象在組織中的重要影響。領導的行為是員工獲取組織信息的重要來源，尤其對組織規范的認識，其影響力更大、影響效果更直接。

員工信息的獲取除了來自于領導者之外，還可能來自周圍的同事，也就是說同事的行為方式、行為態度也會影響員工的行為、態度。因此，本文認為應該組織員工學習組織規范，積極樹立維護組織利益的價值觀，而且要制定規則減少員工實施職場偏差行為。也可以通過強化組織認同來降低員工的組織偏差行為，當員工將自己視為組織的一個組成部分時，他們就不太可能從事對組織或其成員造成損失的行為。尤其，針對新員工在進行入職培訓的時候強化他們的組織認同文化教育，這樣包容型領導對員工的消極效應可能會得到一定程度的緩解。

在企業人力資源招聘過程中，增加對應聘人員人格特質的測量，依據工作特性篩選合適的人員，確保其有效開展創新行為，持續推進組織創新績效的提升。尤其，關注主動性人格特質在包容型領導所形成的寬容氛圍中的積極作用，即使包容型領導多次寬恕員工的“犯錯”行為，但是主動性人格依然可以作出對組織創新有利的行為選擇。

五、研究局限與展望

第一，本文對包容型領導的測量來自員工的感知，可能存在主觀性。因此，未來可以基于領導自評的數據進一步驗證模型，為包容型領導產生雙刃劍效應提供更客觀的理論證據。第二，本文只從組織規范視角研究了包容型領導的雙刃劍效應，未來可以嘗試基于更多視角（如適度原則、中庸思維、“差不多”思維等）探析其雙刃劍效應的形成機制。本文也只是關注了包容型領導在創新領域的“雙刃劍”效應，未來可嘗試探索在其他領域的雙刃劍效應，如組織公民行為（建言）。第三，只基于員工層面的數據研究了包容型領導的雙刃劍效應，而沒有探究其是否在團隊層面可能也存在雙刃劍效應。在一個團體中，團隊成員可以相互監督，對違規行為形成有效遏制；但是，當團隊內部成員達成一致進行集體違規時，大家總覺得“法不責眾”［74］，進而敢于更大程度的違規，尤其為了團隊的私利作出不利于組織發展的行為選擇。第四，本文選擇的調節變量，僅僅論證了個體在產生“違反規范可接受感知”之后傾向于選擇積極行為的邊界條件，但是并未研究如何規避個體選擇消極行為的邊界條件。因此，未來可在這方面進行拓展研究。