1. 引言
近年来，随着国家对大众创业、万众创新的政策支持，越来越多的中小型创业企业在市场上如雨后春笋般冒出，而对于资金较少的中小创业企业来说，企业的无形资产则显得尤为重要。员工的知识共享行为(knowledge sharing behavior, KSB)可以促进知识在企业的流动，提升企业员工的知识储备与工作能力，是企业重要的无形资产。如何增强员工的知识共享行为也成为了众多学者探讨的焦点[1]。然而，知识共享行为发生受到诸多限制，如知识共享动机[2]、物质激励与非物质激励[3]、心理授权[4]等，这说明了员工是否具有知识共享意愿是行为发生的重要前提。鉴于此，本文以知识共享意愿为研究对象，关注激发员工知识共享意愿的前因机制。
现有研究已对知识共享意愿的前因展开诸多讨论，早期主要偏重于组织层面[5] [6]，随着研究的逐步深入，学者们开始聚焦于知识共享的内外部动机[2] [3] [7]，近年来的文献尤其强调了领导因素对知识共享意愿的积极作用[8]-[10]。例如，杨笛晗等人研究了知识型领导对科研团队成员知识共享行为的影响[11]，朱少英[10]、薛云建[8]等人研究了变革型领导对知识共享行为的影响，Scott等人研究了变革型和交易型领导在创造、共享和利用组织知识中的作用[12]。然而，该方面研究存在一定不足。首先，研究主要从社会交换机制、资源保存等理论视角展开研究，缺少从归属需求的满足探讨领导因素对知识共享意愿的作用。而知识共享的相关研究发现，员工归属需求的满足是激发其知识共享行为的重要基础[13]。其次，知识共享意愿是一种自愿、自发的意识，激发知识共享意愿需要一个宽松的氛围，而领导展现幽默可能会对该过程产生影响[14]。然而，现有领导因素的研究忽略了领导幽默的调节作用，尤其是自贬型幽默的作用。此外，现有研究多关注领导与员工关系[15]、领导风格[9]-[12] [16]方面，而较少有学者围绕较为本质的领导有效性展开深度探讨。领导有效性(Leadership Effectiveness)是领导者率领被领导者为实现既定目标而工作的效率[17]，是对这种影响组织实现目标的过程成功与否的评判标准[18]。然而，领导有效性对知识共享意愿的影响结果缺少实证研究。
基于上述不足，本文就是从归属理论视角出发，引入内部人身份感知作为中介变量以及领导自贬幽默作为调节变量，通过实证分析法–问卷调查法探究领导有效性对员工知识共享意愿的影响及作用机制。基于159份样本发现，内部人身份感知在感知领导有效性与知识共享意愿之间起到显著的中介作用，领导自贬幽默抑制了感知领导有效性与内部人身份感知的正向作用。本研究理论贡献在于考虑到了知识共享需要轻松的环境，并从归属需求理论的角度提供了员工感知到的领导有效性对知识共享的影响机制，为后续其他学者关于领导因素与知识共享意愿的研究打开了新思路，也为促进企业员工知识共享提供必要的参考依据与启示。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 感知领导有效性，员工内部人身份感知和知识共享意愿
领导有效性是指领导能够影响一个组织实现其目标的过程[19]，是领导者率领被领导者为实现既定目标而工作的效率[17]，是对这种影响过程成功与否的评判标准[18]。内部人身份感知(perceived insider status)是指员工在组织内能够感知到他或她“内团体成员”(insider)身份的程度员工对自己作为组织成员所获得的个人空间和接受程度的感知[20]。基于社会认知、社会交换、人–环境契合、角色认同与自我归类等理论，实证研究发现，双元领导[21]、领导与下属权力的一致性[22]、授权型领导[23]、真实型领导[24]、威权领导[25]、共享授权型领导[26]、仁慈领导[27]等都对员工内部人身份感知有积极作用。
本文认为，感知领导有效性将提高员工在团队中的内部人身份感知。Baumeister和Leary (1995)指出，归属需求动机能够对个体的情绪状态、认知过程和群体行为产生复杂和强烈的影响。根据归属需求理论(Need to-Belong Theory)，人先天具有归属于某个群体的本能[28]。群体关系有利于种族生存与繁衍，因此人基于自我进化的驱动而努力融入群体。所以当感知领导有效性越高时，员工会认为该领导更有可能会促进员工所在团队的成功，即更利于员工个人的生存与发展。因此员工更倾向于将自己归属为高感知领导有效性的团队成员，即感知领导有效性越高时，员工的内部人身份感知会越高。
相关研究表明，归属需求的满足能够激发个体的团队合作行为(Cremer and Leonardelli, 2003) [29]和学习行为(Levett-Jones and Lathlean, 2009) [30]，这是因为当归属需求得到满足时会有更低的焦虑，而焦虑会妨碍学习。另一方面，高归属感的员工会有更多的认同感，也更会试图通过更多地关注集体利益和与他人合作或亲团队行为来增加他们的融入感。由此，本文认为，具有较高内部人身份感知的员工，为了维持长期的内部人身份，会做出相应的亲团队行为。知识共享意愿就是一种典型的亲团队行为。研究表明，内部人身份感知对员工知识共享具有显著的正向影响[13] [23] [31]。因此，可以推断，当员工的内部人身份感知越高，其越会将自己视为团队的一员，进而会更愿意加大自己对团队的付出与贡献，如知识共享意愿会越高。
据此，本文提出：
假设1：感知领导有效性与员工知识共享意愿正相关。
假设2：感知领导有效性与员工内部人身份感知正相关。
假设3：员工内部人身份感知中介了感知领导有效性与员工知识共享意愿的关系。
2.2. 领导自贬幽默的调节作用
Martin等(2003)指出领导的自贬型幽默是一种面向自我的完全消极的幽默，自贬型领导幽默典型表现是过分贬低和取笑自己来取悦他人[32]。自贬型幽默被假设为使用幽默作为一种防御性否认的形式，或倾向于参与幽默行为作为一种隐藏自己潜在的负面感觉的手段，或避免建设性地处理问题(Kubie, 1971) [33]。虽然在这个幽默维度上很高的人可能被认为很机智或有趣(例如，“班级小丑”)，但在他们使用幽默的背后有一种情感需求、回避和自卑的因素(Fabrizi and Pollio, 1987) [34]。它可能降低人际关系紧张，但损害自己的形象和情感，影响与他人未来的互动，有害于自己及他人。现有研究对自贬型领导幽默影响结果的探索还存在很大空间。研究表明，尽管自贬幽默的领导者试图通过自贬来与员工拉近距离，传递出宽松的人际氛围感知或环境。但是其传递出的信息可是很容易被员工曲解，容易损害领导形象，或者影响今后其与员工的关系发展[35]。
本文指出，自贬幽默会调节感知领导有效性与员工内部人身份感知的正向关系。自贬幽默领导者通常会传递出对自己目前状态的一种负面评价，这种负面评价传递出了领导的不自信[34]。如果员工感知到其本身具有较强的领导能力，具备带领团队取得成功的能力的话，根据Kelley的三度归因理论[36]，则员工会认为领导的自贬是受到环境影响的，暗含了领导对现下团队所处情境的不看好。这种不看好消释了由领导有效性给员工营造而来的成功希望，进而会降低对该领导能促进员工个人生存与发展的信心，由此员工会认为该团队本身带给员工的价值偏低，不值得留恋。在此情况下，领导即便展现出了有效能力，也很难促进员工对团队的归属感，即会削弱员工的内部人身份感知。相反，感知领导低自贬幽默的时候，领导较少传递出自己不自信的一面，员工也不太会认为领导对团队未来的不看好，领导有效性释放出的带动员工成功的信心作用就更大，因此会有效激发员工将自己视为团队一员的倾向，即会促进员工内部人身份感知。
假设4：感知领导自贬型幽默对感知领导有效性与员工内部人身份感知的关系中起到调节作用。相比高感知领导自贬幽默，低感知领导自贬幽默时，感知领导有效性和员工内部人身份感知的积极作用更显著。
综上所述，本文所提出的理论假设模型如图1所示：
Figure 1. Hypothetical model
图1. 假设模型
3. 研究方法
3.1. 研究设计
本次研究采用问卷调查研究方法。首先选用功能强大的见数平台招募问卷调查参与者，对相关变量进行测量，共收集492份问卷。依据作答时间、作答完成率等剔除无效问卷，最终获得159有效问卷，有效回收率为32.32%。员工数据中，男性78人，女性81人。年龄方面，25岁以下的占比12.58%，16~35岁的占比64.78%，36~45岁的占比13.84%，46岁以上的占比8.80%。学历方面，大专及以下的占比14.47%，本科占比69.18%，硕士及以上占比16.35%。企业性质方面，国有企业员工占比45.91%，自民营企业占比49.69%，外资企业占比4.40%。行业分布中，制造业占比28.30%，信息技术行业占比20.13%，教育及科研行业占比17.61%，其他包括金融、农林牧渔、住宿餐饮、生活类服务等在内的14个行业占比33.96%。员工的职级分布中，普通员工占比21.85%，基层管理占比31.79%，中层管理占比39.74%，高层管理占比6.62%。岗位分布中，技术研发占比36.48%，人事行政占比16.35%，运营类占比13.21%，生产类占比10.69%，市场类占比8.18%，财务类占比8.18，产品设计占比3.77%，其他占比3.14%。10人及以下规模的团队占比15.72%，11~20人规模的团队占比43.40%，21~30人规模的团队占比18.24%，31~40人规模的团队占比10.06%，41人及以上的团队占比12.58%。正式员工占比96.86%，其他包括劳务派遣员工、外包员工、实习生、兼职等在内的员工类型占比3.14%。领导数据中，男性领导占比69.81%，女性领导占比30.19%。
3.2. 测量工具
领导自贬幽默量表为李克特7点计分，1代表完全不符合，7代表完全符合，其余所有量表均为李克特5点计分，1代表非常不符合，5代表非常符合。
领导有效性：采用Edelman等人2017年[37]使用的5条目量表。例题如“我认为他的领导是有效的”。(Cronbach’s α = 0.88)。
领导自贬幽默：采用陈国海2007年编译的Martin等(2003)开发的幽默类型问卷(Humor Styles Questionnaire) [38]，其中自贬型领导幽默的共8题。例题如“我的领导很大程度上允许其他人嘲笑或取笑他”(Cronbach’s α = 0.72)。
员工内部人身份感知：采用Stamper和Masterson (2002) [39]开发的内部人身份感知量表，共6个题项，包括“我觉得自己是这个团队的一部分”(Cronbach’s α = 0.88)。
知识共享意愿：对员工知识共享的测量维度分为显性知识共享意愿以及隐性知识共享意愿，显性知识共享量表的3个题项改编自Lee (2001) [40]及Lin (2004)等人[41]。隐性知识共享量表的3个题项改编自汤超颖[42]等人翻译的来自Bock [43]等人测量知识共享的量表，包括“我愿意经常和团队成员共享彼此的工作经验或诀窍”。
控制变量：本文控制了员工性别(男 = 1，女 = 2)、领导性别(男 = 1，女 = 2)、员工年龄(填空)、员工学历(高中 = 1，大专 = 2，本科 = 3，硕士 = 4)、员工工作时间(填空，X年X月)、员工–领导共事时间(填空，X年X月)、员工职业等级(普通员工 = 1，基层管理 = 2，中层管理 = 3，高层管理 = 4)和团队人数(填空)等变量。
4. 实证分析
4.1. 验证性因子分析
本研究采用验证性因子分析检验量表效度。本研究中涉及的各个变量具有良好的区分效度，详见表1，其中四因子模型的拟合优度最好(χ2 = 412.68, df = 246, CFI = 0.924, TLI = 0.914, IFI = 0.925, SRMR = 0.0604, 0.05, RMSEA = 0.065)，显著优于三因子模型、二因子模型和单因子模型。
4.2. 描述性统计
表2呈现了各变量的均值、标准差、信度及它们之间的相关系数。领导有效性与员工内部人身份感知呈显著的正相关关系(r = 0.74, p < 0.01), 领导有效性与员工知识共享意愿(r = 0.52, p < 0.01))之间呈显著的正相关关系，员工内部人身份感知与员工知识共享意愿呈显著的正相关关系(r = 0.53, p < 0.01)。
Table 1. Confirmatory factor analysis results
表1. 验证性因子分析结果
|
χ2 |
df |
Δχ2 |
CFI |
TLI |
IFI |
SRMR |
RMSEA |
| 四因子模型 |
412.68 |
246 |
- |
0.924 |
0.914 |
0.925 |
0.0604 |
0.065 |
| 三因子模型 |
678.887 |
249 |
266.207*** |
0.803 |
0.782 |
0.805 |
0.1612 |
0.105 |
| 二因子模型 |
717.939 |
251 |
305.259*** |
0.786 |
0.765 |
0.789 |
0.1629 |
0.109 |
| 单因子模型 |
1112.126 |
252 |
699.446*** |
0.606 |
0.568 |
0.610 |
0.2138 |
0.147 |
注：四因子模型 = 感知领导有效性、领导自贬幽默、员工内部人身份感知、知识共享；三因子模型 = 感知领导有效性 + 领导自贬幽默、员工内部人身份感知、知识共享；二因子模型 = 感知领导有效性 + 领导自贬幽默、员工内部人身份感知 + 知识共享；单因子模型 = 感知领导有效性 + 领导自贬幽默 + 员工内部人身份感知 + 知识共享。N = 159；*p < 0.05；**p < 0.01；采用双尾检验。
Table 2. Mean, standard deviation, reliability of each variable and correlation between variables
表2. 各变量的均值、标准差、信度及变量间的相关关系
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
| 1) 员工性别 |
— |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 2) 领导性别 |
0.54** |
— |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 3) 员工年龄 |
−0.18* |
−0.19* |
— |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| 4) 员工学历 |
−0.15 |
−0.07 |
−0.21** |
— |
|
|
|
|
|
|
|
|
| 5) 员工工作时间 |
−0.09 |
−0.16* |
0.80** |
−0.36** |
— |
|
|
|
|
|
|
|
| 6) 员工–领导共事时间 |
−0.01 |
−0.07 |
0.65** |
−0.28** |
0.79** |
— |
|
|
|
|
|
|
| 7) 员工职业等级 |
−0.10 |
−0.11 |
0.25** |
0.25** |
0.16* |
0.09 |
— |
|
|
|
|
|
| 8) 团队人数 |
0.11 |
0.16* |
−0.05 |
−0.19* |
0.06 |
0.15 |
0.01 |
— |
|
|
|
|
| 9) 感知领导有效性 |
0.03 |
0.05 |
0.07 |
0.00 |
0.01 |
0.13 |
−0.04 |
0.01 |
0.73 |
|
|
|
| 10) 领导自贬幽默 |
0.05 |
0.19* |
−0.09 |
0.29** |
−0.18* |
−0.23** |
0.11 |
0.05 |
0.03 |
0.97 |
|
|
11) 员工内部人身份
感知 |
−0.06 |
−0.14 |
0.13 |
0.00 |
0.09 |
0.15 |
−0.01 |
0.00 |
0.74** |
0.05 |
0.80 |
|
| 12) 知识共享意愿 |
−0.01 |
−0.02 |
0.17* |
0.06 |
0.04 |
0.12 |
0.04 |
−0.08 |
0.52** |
0.06 |
0.53** |
0.73 |
| 均值 |
1.51 |
1.30 |
32.58 |
3.00 |
6.65 |
4.98 |
1.90 |
31.13 |
4.43 |
2.60 |
4.46 |
4.35 |
| 标准差 |
0.50 |
0.46 |
7.81 |
0.61 |
5.90 |
4.16 |
0.89 |
48.33 |
0.42 |
1.50 |
0.43 |
0.38 |
注：N = 159；对角线上为变量的信度；*p < 0.05；**p < 0.01；采用双尾检验。
4.3. 回归分析
假设1，指出感知领导有效性对员工知识共享意愿有正向影响。由表3模型3可知，感知领导有效性与员工知识共享意愿正相关(b = 0.445, p < 0.01)，支持假设1。假设2指出感知领导有效性对员工内部人身份感知有正向影响。由表3模型1可知，感知领导有效性对员工内部人身份感知有正向影响(b = 0.762, p < 0.01)。因此，假设2得到验证。
Table 3. Hypothesis test results
表3. 假设检验结果
| 变量 |
员工内部人身份感知(模型1) |
员工内部人身份感知(模型2) |
知识共享
(模型3) |
知识共享
(模型4) |
| B |
SE |
B |
SE |
B |
SE |
B |
SE |
| 常数项 |
4.569** |
0.221 |
4.469** |
0.224 |
1.934** |
0.362 |
1.574** |
0.366 |
| 员工性别 |
0.014 |
0.056 |
0.024 |
0.053 |
0.017 |
0.063 |
0.013 |
0.061 |
| 领导性别 |
−0.164** |
0.060 |
−0.169** |
0.059 |
−0.014 |
0.069 |
0.036 |
0.068 |
| 员工年龄 |
0.001 |
0.005 |
0.001 |
0.005 |
0.012** |
0.006 |
0.012** |
0.006 |
| 员工学历 |
0.016 |
0.045 |
0.04 |
0.045 |
0.028 |
0.051 |
0.023 |
0.049 |
| 员工工作时间 |
0.005 |
0.008 |
0.007 |
0.008 |
−0.014 |
0.010 |
−0.015 |
0.009 |
员工–领导
共事时间 |
−0.002 |
0.009 |
0.000 |
0.009 |
0.007 |
0.011 |
0.008 |
0.010 |
| 员工职业等级 |
−0.009 |
0.029 |
−0.011 |
0.027 |
0.005 |
0.032 |
0.008 |
0.031 |
| 团队人数 |
0．000 |
0.001 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.001 |
−0.001 |
0.001 |
| 感知领导有效性(LE) |
0.762** |
0.056 |
0.681** |
0.057 |
0.445** |
0.064 |
0.215** |
0.092 |
| 领导自贬幽默(LH) |
|
|
0.028* |
0.016 |
|
|
|
|
| LE * LH |
|
|
−0.157** |
0.039 |
|
|
|
|
| ID |
|
|
|
|
|
|
0.302** |
0.090 |
| R2 |
0.576** |
0.621** |
0.303** |
0.353** |
| ΔR2 |
|
0.045** |
|
0.049** |
注：N = 159；对角线上为变量的信度；*p < 0.05；**p < 0.01；采用双尾检验。
假设3指出员工内部人身份感知在感知领导有效性与员工知识共享意愿的关系中起到中介作用。表3模型4显示，在加入了内部人身份感知后，领导有效性和知识共享意愿的相关关系从0.445下降到0.215，显著性变弱。内部人身份感知和知识共享意愿呈正相关(b = 0.302, p < 0.01)。进一步利用SPSS Process进行5000次重复抽样检验中介效应，员工内部人身份感知的间接效应显著(indirect effect = 0.23, 95% CI = [0.0832, 0.3823])。综上假设3得到验证。
对于假设4，本文假定感知领导自贬型幽默对感知领导有效性与员工内部人身份感知的关系中起到负向调节作用。根据模型2，感知领导有效性与领导自贬幽默的交互项对感知员工内部人身份的负向作用显著(b = −0.157, p < 0.01)。由图2可知，高领导自贬幽默情况下，(Gradient of simple slope = 0.524, t = 7.410, p < 0.01)；低领导自贬幽默情况下(Gradient of simple slope = 0.838, t = 11.851, p < 0.01)。在低领导自贬幽默下，领导有效性对内部人身份感知的回归更显著，且高领导自贬幽默与低领导自贬幽默的斜率存在明显差异，因此，假设4得到验证。
Figure 2. The moderating effect of leader self-deprecating humor
图2. 领导自贬幽默的调节效应图
4.4. 研究结果
通过上述数据分析结果可以看出，1) 感知领导有效性与员工知识共享意愿正相关，假设1成立；2) 感知领导有效性与员工内部人身份感知正相关。假设2成立；3) 内部人身份感知在感知领导有效性与知识共享意愿之间起到显著的中介作用，假设3成立；4) 领导自贬幽默抑制了感知领导有效性与内部人身份感知的正向作用，相比高感知领导自贬幽默，低感知领导自贬幽默时，感知领导有效性和员工内部人身份感知的积极作用更显著，假设4成立。
5. 讨论
5.1. 理论贡献
本文具有以下贡献。首先，本文弥补了领导有效性对知识共享意愿的影响结果缺少实证研究的研究空白。以往研究关注了诸如变革型领导[10]、交易型领导[12]风格对员工知识共享意愿的影响，主要是基于资源保存理论与社会交换理论，忽略了领导有效性通过满足员工归属需求继而对其知识共享意愿产生影响的可能性。本文从归属理论视角出发，进一步明确了领导有效性与知识共享意愿间的作用机制，丰富了领导因素对知识共享意愿作用的理论视角。也为后续其他学者关于领导因素与知识共享意愿的研究打开了新思路，不再局限于研究领导风格对知识共享的研究。其次，本文也从激发知识共享意愿需要的环境角度出发，发现了自贬幽默抑制了领导有效性对知识共享的正向作用。这一实证证据为自贬幽默对知识共享起到抑制作用提供了研究证据，也丰富了自贬幽默领导的相关研究基础。
5.2. 实践启示
本文具有以下实践贡献。首先，知识共享在任何时代对于企业来说都是一笔巨大的隐性的财富，也是促进团队整体绩效和成功的重要武器。然而作为员工在不受到任何激励或启发的情况下，往往都会不愿意轻易的与他人共享知识。在不稳定(Volatile)、不确定(Uncertain)、复杂(Complex)、模糊(Ambiguous)的VUCA时代[44]下，员工的行为更加依赖权威人士提供的社会环境信息。而领导在企业中正是扮演了这一权威的形象，领导的言行举止会对员工的工作态度和行为等产生影响。作为团队的领导者，需要充分发挥领导的有效性，让员工从有效领导的身上可以看到团队成功的希望，进而愿意主动把自己视为团队的内部人并做出更多利于团队内部及保持团队内部人身份的行为，也让员工更愿意共享知识。
第二，本文通过实证结果显示，较高的领导自贬幽默会抑制领导有效性对员工内部人身份感知的正向作用。因此，提醒领导者们在使用幽默作为管理手段时，应注意幽默类型，并不是每种类型的幽默都能对管理起到积极作用。领导幽默的影响在合适的情境下会达到理想效果，领导者需要明晰其幽默影响的路径和过程，适时进行干预，促使领导最大潜能的发挥。
5.3. 研究局限与展望
本文一改之前领导力研究聚焦的资源保存理论与社会交换理论这类员工理性人角度，从社会人角度的归属理论出发研究知识共享意愿的影响因素，研究发现内部人身份感知在感知领导有效性与知识共享意愿之间起到显著的中介作用，领导自贬幽默抑制了感知领导有效性与内部人身份感知的正向作用。但本文仍具有以下研究不足。第一，本文为对知识共享的对象进行区分。后续研究可以考虑区分不同身份角色的知识共享主体与被共享对象之间的知识共享意愿及其影响因素，比如下属对领导的知识共享意愿、领导对下属的知识共享意愿、平级同事的知识共享意愿、跨小组同事之间的知识共享意愿等。第二，本文是从知识共享意愿角度去考察了员工的知识共享，而忽略了知识共享的其他维度，如知识共享质量[45]等，知识共享的质量好坏也会大大影响知识共享最终对团队的效果，后续研究也可以关注到知识共享质量这一变量。第三，领导有效性到知识共享意愿这一路径可能存在其他的中介变量及调节变量，本文仅从社会归属理论及知识共享可能需要轻松的氛围这一角度展开了实证探究，未来研究还可以从社会传染理论、组织公正理论等研究视角去探究影响知识共享意愿的因素，以及考虑到知识共享所需要的其他环境变量如道德氛围、公正氛围等，进一步完善知识共享影响因素的研究机制。
6. 结语
本文从社会人角度的归属理论出发，探索了感知领导有效性与员工知识共享意愿的关系及其边界条件。结果显示，内部人身份感知在感知领导有效性与知识共享意愿之间起到显著的中介作用；领导自贬幽默调节感知领导有效性与内部人身份感知之间的正向关系，当领导自贬幽默越高时，感知领导有效性对内部人身份感知之间的正向作用降低。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。