自利型領導對員工知識隱藏的影響機制研究：一個被調節的中介模型

摘 要：本研究以認知-情感人格系統理論為基礎，將道德推脫和主管情感承諾引入分析框架，從認知、情感兩個路徑探討了自利型領導影響員工知識隱藏的機制路徑，研究表明：第一，自利型領導與知識隱藏呈正相關；第二，道德推脫、主管情感承諾為自利型領導和員工知識隱藏之間關系的中介；第三，特質調節焦點調節自利型領導與道德推脫、主管情感承諾的關系。本研究豐富了自利型領導影響員工知識隱藏的機制和邊界條件，對于企業知識管理有一定意義。

關鍵詞：自利型領導；知識隱藏；道德推脫；主管情感承諾；特質調節焦點

知識經濟時代，知識資源是組織的核心競爭優勢，是企業可持續創造價值的基礎，企業希望員工能進行知識共享，但人們面對“知識求助”時，廣泛而有效的“知識應助”仍是個別現象，知識隱藏廣泛存在。

領導會對下屬行為產生重要影響，而現有消極領導類型的研究相較于積極類型領導更少。自利型領導是指為了自身的利益犧牲員工甚至組織利益的領導者，其作為一種典型的消極領導類型具有一定研究價值。因此，本文基于認知-情感人格系統理論（CAPS），探索自利型領導對員工知識隱藏行為的作用機制。

依據CAPS理論，個體通過認知和情緒的交互加工對外界信息進行處理，影響對外界信息的反應和行為。一方面，員工對于領導自私自利行為的認知會影響其行為，通過道德推脫調節內在責任歸因、最大限度減少自己對行為后果的道德責任和降低對傷害對象痛苦感知的認知傾向，從而改變行為策略。另一方面，下屬感知到上司的支持和關心，對其有更高的信任度，則會有較深的情感承諾，相反，則可能降低情感承諾。綜上，個體在認知路徑（道德推脫）和情感路徑（主管情感承諾）的傳導下，將自利型領導解讀為具有威脅性的信息，增加防御傾向，從而在面對其他同事的知識求職時進行知識隱藏以保護自身資源。

此外，研究表明員工對領導消極行為的認知也會受到個體特質的影響，而特質調節焦點是個體心理特征中重要的心理特質之一，因此，本文引入特質調節焦點作為調節變量。

一、文獻綜述和研究假設

1.自利型領導與員工知識隱藏

Connelly等將知識隱藏定義為“面對團隊成員的知識請求時，故意地、有選擇地隱藏或隱瞞他人知識請求的行為”，知識隱藏是企業在進行知識管理過程中的重要阻礙因素之一。

Camps將自利型領導界定為“領導者將自身福利與利益置于組織和下屬之上的行為”，他們忽視員工需求，將個人利益、自我目標放在首位，甚至不惜損害員工利益，在領導者自私行為的侵犯下，員工會產生消極認知和工作不安全感。員工也可能將領導的侵犯行為對自己造成的損害歸因為同事沉默、無視下的縱容，對同事產生不滿情緒，此時，面對他人的知識求助，員工可能會選擇知識隱藏來表達不滿。此外，自利型領導的管理下，員工也可能將自身利益居于首位，在這種防御性思維的作用下，員工對自身資源的心理所有權會顯著提升，認為保護個人利益更為重要，助人行為意愿減弱，進而更不愿與同事共享知識資源，即進行知識隱藏。由此，本文提出假設：

H1：自利型領導對員工知識隱藏具有正向影響。

2.道德推脫和主管情感承諾的中介作用

（1） 道德推脫的中介作用

基于道德推脫理論，在外部環境刺激下，個體的道德自我規制機制會通過推脫機制失效，使個體擺脫內疚和自責，為有害行為進行辯解和使之合理化。已有研究表明，員工經歷的來自領導的消極行為事件可能助推其道德推脫行為。自利型領導的種種行為，例如，將員工成果據為己有、忽視員工利益等，顯然屬于消極事件，會帶給下屬負面的職場體驗，觸發下屬道德推脫機制，員工作為受害者產生的心理不愉悅感會成為他們進行道德推脫的借口，允許自己進行知識隱藏。在道德推脫的作用下，員工將知識隱藏看作是個人決策行為，將其合理化，覺得這對組織影響甚小，不會妨礙同事從其他渠道獲得知識，認為自身不需要對知識隱藏造成的不良后果負責，最終可能導致知識隱藏增加。由此，本文提出假設。

H2：道德推脫在自利型領導與員工知識隱藏之間發揮中介作用。

（2） 主管情感承諾的中介作用

主管情感承諾描述了員工與其主管之間的高質量關系，體現了員工對其主管的依戀和認同。根據情感事件理論，組織環境會觸發相應工作事件，激活個體情感反應，而情感事件引發的情感體驗和反應是激發個體態度與行為的前提條件，情感承諾對積極的工作結果具有較強的預測作用。當員工認同主管行為，會回報以高情感承諾，形成積極情感依戀，付出努力的意愿更強烈；相反，自利型領導團隊中的員工得不到關心、積極反饋和公平對待，無法滿足期望的情感及物質需求，利益也可能被侵犯，這種消極的工作事件會降低員工情感承諾，當下屬對主管情感承諾降低，則不會愿意為了團隊目標付出額外的努力或者承擔風險，加強了員工消極互惠行為，此時，員工更可能有意進行知識隱藏。由此，本文提出假設：

H3：主管情感承諾在自利型領導與員工知識隱藏之間發揮中介作用。

3.員工特質調節焦點的調節作用

根據調節焦點理論，防御性調節焦點特質較強的員工會更注重自身資源的保護，防御型員工聚焦個體的規避型策略動機更明顯，傾向采取保守策略。根據資源保存理論，該類員工感知到消極行為時，更可能觸發道德推脫機制，為了保護自己的資源和利益，為自身不道德行為開脫。同時，防御型調節焦點強的員工更可能減少與主管的互動交流，很難建立心理安全感，可能會削弱對主管的情感承諾。由此，本文提出假設：

H4a：防御型調節焦點調節自利型領導與道德推脫之間的關系。防御型調節焦點越高，自利型領導對道德推脫的正向影響越強；反之越弱。

H4b：防御型調節焦點調節自利型領導與主管情感承諾之間的關系。防御型調節焦點越高，自利型領導對主管情感承諾的負向影響越強；反之越弱。

促進型聚焦個體的接近策略動機（渴望）更明顯，對于促進型調節焦點的員工，他們會更多地關注和分析其所處的環境，搜尋能夠幫助其取得成功的機會，更為注重個人的成長與發展，更可能為了實現成長和發展而進行知識交流和共享，弱化道德推脫帶來的可能不利于個體與組織成長的行為。同時，有研究發現下屬的促進型調節焦點水平越高，會對領導有更深的情感承諾。由此，本文提出假設：

H5a：促進型調節焦點調節自利型領導與道德推脫之間的關系。促進型調節焦點越高，自利型領導對道德推脫的正向影響越弱；反之越強。

H5b：促進型調節焦點調節自利型領導與主管情感承諾之間的關系。促進型調節焦點越高，自利型領導對主管情感承諾的負向影響越弱；反之越強。

基于上述探討，本研究將基于道德推脫和主管情感承諾的中介作用和特質調節焦點的調節作用，探討自利型領導對員工知識隱藏的影響機制，理論模型如圖1所示。

二、研究設計

1.變量測量工具

本研究采用的量表均是發表在主流期刊的成熟量表，采用李克特 5 級評分。

自利型領導為Camps開發的4題項量表，例如，“我的領導為了提升自己在公司的地位會偽造事實”，Cronbach`s α值為0.850。

知識隱藏為Connelly開發的12題項量表，例如，“同事向我咨詢信息時口頭答應幫助他，但不是真正打算去幫助他”，Cronbach`s α值為0.950。

道德推脫為Moore開發的8題項量表，例如，“如果只是做了領導要求的事情，那么即使出現了問題，我也不該被追究責任”，Cronbach`s α值為0.927。

主管情感承諾為Vandenberghe開發的6題項量表，例如，“我很尊重我的領導”，Cronbach`s α值為0.906。

特質調節焦點為NEUBERT開發的18題項量表，例如，“如果工作中產生損失，我會采取行動規避損失”“如果可以參加風險收益均高的項目，我會加入”等，防御型調節焦點量表Cronbach`s α值為 0.946，促進型調節焦點量表Cronbach`s α值為0.931。

2.研究樣本與數據收集

本研究通過問卷星線上收集問卷，共回收214份有效問卷，描述性統計結果如表1所示。

三、實證檢驗與結果分析

1.共同方法偏差檢驗及驗證性因子分析

本文使用Harman單因子檢驗，運用SPSS26.0將全部測量項進行未旋轉因子分析，結果表明有6個載荷超過1的因子，解釋力最強的第一個因子的方差解釋是33.874%，小于40%，沒有出現只析出一個因子的情況，說明共同方法偏差問題在可接受范圍內。

用SPSS26.0進行信度分析，六個變量的信度系數均大于0.7，說明本研究采用的量表均有良好的內部一致性。進一步使用AMOS24.0進行驗證性因子分析，結果如表2所示。六因子模型的各項擬合指數符合適配標準，且優于備選模型，說明區分效度良好。

2.變量描述性統計與相關分析

自利型領導與知識隱藏顯著正相關（r=0.419，p＜0.01），與道德推脫顯著正相關（r=0.414，p＜0.01），與主管情感承諾顯著負相關（r=-0.383，p＜0.01）。同時，道德推脫與知識隱藏顯著正相關（r=0.446，p＜0.01），主管情感承諾與知識隱藏顯著負相關（r=-0.461，p＜0.01）。變量描述性統計結果為檢驗假設提供了初步的支持。

3.假設檢驗

首先，檢驗自利型領導對知識隱藏的影響。結果如圖2所示，模型2顯示在控制人口統計變量后，自利型領導顯著正向影響知識隱藏（β=0.411，plt;0.001），假設1得到支持。其次，檢驗自利型領導對道德推脫和主管情感承諾的影響。模型6顯示，自利型領導顯著正向影響道德推脫（β=0.419，plt;0.001）；模型12 顯示，自利型領導顯著負向影響主管情感承諾（β=-0.374，plt;0.001）。最后，檢驗自利型領導和道德推脫、主管情感承諾對知識隱藏的影響。模型3顯示，道德推脫（β=0.312，plt;0.001），自利型領導對知識隱藏的影響依然顯著（β=0.280，plt;0.001），CI95%=[0.068，0.206]；模型4顯示主管情感承諾

（β=-0.357，plt;0.001），自利型領導對知識隱藏的影響依然顯著（β=0.277，plt;0.001），CI95%=[0.076，0.202]，假設2和3得到支持。

模型8顯示，自利型領導與防御型調節焦點的交互項顯著正向影響道德推脫（β= 0.267，plt;0.001）；模型14顯示，自利型領導與防御型調節焦點的交互項顯著負向影響主管情感承諾（β=-0.203，plt;0.05）；模型10顯示，自利型領導與促進型調節焦點的交互項顯著負向影響道德推脫（β=-0.219，plt;0.05）；模型16顯示，自利型領導與促進型調節焦點的交互項顯著正向影響主管情感承諾（β=0.264，plt;0.001），假設4和假設5得到支持。

進一步簡單斜率檢驗結果表明，在低防御調節焦點下，自利型領導對道德推脫的正向影響較弱；在高防御調節焦點下，自利型領導對道德推脫的正向影響更強。在低防御調節焦點下，自利型領導對主管情感承諾的負向影響較弱；在高防御調節焦點下，自利型領導對主管情感承諾的負向影響更強（見圖3）。

在低促進調節焦點下，自利型領導對道德推脫的正向影響較強；在高促進調節焦點下，自利型領導對道德推脫的正向影響更弱。在低促進調節焦點下，自利型領導對主管情感承諾的負向影響較強；在高促進調節焦點下，自利型領導對主管情感承諾的負向影響更弱（見圖4）。

四、研究結論與討論

1.研究結論

本文探討了自利型領導對知識隱藏的影響機制，自利型領導對員工的知識隱藏有顯著的正向影響，并且通過兩條路徑產生影響：其一，認知路徑，自利型領導更容易激發員工的道德推脫機制，為自己的知識隱藏進行開脫，進而合理化知識隱藏行為；其二，情感路徑，自利型領導者侵占和損害下屬的利益，這會降低其對領導的情感承諾，進而降低員工對組織的忠誠、貢獻意識，從而刺激知識隱藏行為的發生。最后，當員工防御型調節焦點特質較強時，自利型領導對員工道德推脫的正向影響作用和對主管情感承諾的負向影響作用越強；反之，影響較弱。當員工促進型調節焦點特質較強時，會弱化對道德推脫的正向影響，強化對主管情感承諾的負向影響；反之，影響較強。

2.研究啟示

為了降低自利型領導對員工知識隱藏可能存在的消極影響，使員工能夠主動地共享知識資源，企業可以嘗試從以下幾方面入手。

首先，增強對自利型領導的關注，激勵領導者以身作則、分享資源，參與到員工的知識分享中，日常應當對員工多展示出關心、指導和積極反饋，提升員工情感承諾。

其次，企業合理利用獎懲制度，鼓勵員工積極進行知識資源的共享和交流，并且適當懲戒員工在道德推脫機制作用下的自私行為。

最后，關注員工個人特質，在員工的招募、培養中，注重員工的促進型特質調節焦點，將這種較為穩定的特質納入考察標準中。表現出促進型調節焦點的員工更愿意為了自身的成長和發展，主動與其他同事進行分享，更有利于知識型員工的提升，也有利于緩解自利型領導產生的負面影響，使員工減少知識隱藏。

3.研究局限與展望

首先，問卷使用國外量表，直接用于中國文化背景下的組織，有一定局限。其次，本文研究樣本較少，這些可能會影響研究的效力。最后，本文的研究僅限員工個體層面，后續可以考慮將領導員工配對進行研究。

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