組織情境中個(gè)體知識(shí)行為的領(lǐng)導(dǎo)驅(qū)動(dòng)機(jī)制研究

陽 毅，游達(dá)明

(1.湖南師范大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙410012；2.中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙4100831)

一、引言

20世紀(jì)80年代以來，知識(shí)與經(jīng)濟(jì)之間的相互滲透越來越緊密，知識(shí)促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式發(fā)生根本變化。企業(yè)作為社會(huì)細(xì)胞和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體，面臨著以知識(shí)為基礎(chǔ)的更高形態(tài)競(jìng)爭(zhēng)。然而，知識(shí)并非獨(dú)立的信息集合體，它是經(jīng)由人的思維整理過的信息、意向和價(jià)值等符號(hào)化產(chǎn)物，特別是隱性知識(shí)深扎于個(gè)體的行動(dòng)和經(jīng)驗(yàn)中。知識(shí)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(duì)知識(shí)進(jìn)行精確管理，只能實(shí)施以人為中心的模糊管理。近年來，知識(shí)管理研究方向已經(jīng)開始逐步回歸到知識(shí)活動(dòng)的最基本元素，即以個(gè)體知識(shí)流為基本研究單位。在這一思想的指引下，眾多研究者從認(rèn)知學(xué)派的組織行為理論出發(fā)，試圖通過對(duì)個(gè)體知識(shí)行為的探討來解釋和解決組織知識(shí)管理成效問題，該假設(shè)得到了大量研究的檢驗(yàn)和支持［1］，并由此引申對(duì)個(gè)體知識(shí)行為前因變量的關(guān)注。

正如Lewin所主張的，人類行為是個(gè)人與環(huán)境的函數(shù)，當(dāng)置于組織這個(gè)強(qiáng)情境下，個(gè)體的知識(shí)行為同樣起源于其對(duì)行為情境的認(rèn)知與判斷，并由內(nèi)而外地受到個(gè)體、組織、業(yè)務(wù)、策略、環(huán)境等眾多且分屬于不同層次因素的影響，領(lǐng)導(dǎo)行為就是其中一個(gè)非常重要的解釋變量。研究發(fā)現(xiàn)，組織管理者可以通過多種途徑影響員工知識(shí)行為:如以身作則帶領(lǐng)成員討論、分享知識(shí)［2］;通過工作授權(quán)的方式增加成員間的知識(shí)分享［3］;通過正面的認(rèn)同肯定，有效地推動(dòng)積極知識(shí)行為;通過建立微型氣氛改變員工知識(shí)行為態(tài)度;甚至可以通過個(gè)別關(guān)懷幫助成員相互學(xué)習(xí)，讓成員學(xué)會(huì)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(duì)個(gè)體知識(shí)行為產(chǎn)生原因的認(rèn)知，但卻僅僅關(guān)注于領(lǐng)導(dǎo)行為的一個(gè)或某幾個(gè)構(gòu)念的獨(dú)立影響，帶有一定的片面性。同時(shí)，我們?cè)谄渲羞€發(fā)現(xiàn)了一些相互矛盾的結(jié)論，如部分學(xué)者認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)的獎(jiǎng)懲措施對(duì)員工知識(shí)行為有顯著促進(jìn)作用［5-8］，也有學(xué)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(jié)論產(chǎn)生至少有兩個(gè)方面的原因，首先，研究者忽視知識(shí)活動(dòng)情境下的領(lǐng)導(dǎo)行為模式與傳統(tǒng)領(lǐng)導(dǎo)行為模式的差異，對(duì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)的內(nèi)涵和特征思考不足;其次，缺乏整合的理論框架來系統(tǒng)解釋企業(yè)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工知識(shí)行為的影響機(jī)制，領(lǐng)導(dǎo)行為與員工知識(shí)行為間可能存在著一些扮演著重要調(diào)節(jié)作用的變量。

基于此，本研究運(yùn)用知識(shí)基礎(chǔ)理論、知識(shí)管理理論與領(lǐng)導(dǎo)理論，從組織行為學(xué)和心理學(xué)角度出發(fā)，以期對(duì)組織情境下個(gè)體知識(shí)行為的領(lǐng)導(dǎo)驅(qū)動(dòng)機(jī)制有一個(gè)全景式的把握。主要研究目的有兩個(gè):第一，在發(fā)展知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)整體概念的基礎(chǔ)上，探討知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)及其維度對(duì)員工知識(shí)行為的影響;第二，挖掘領(lǐng)導(dǎo)行為與員工知識(shí)行為間的調(diào)節(jié)變量，探討主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、理論背景與研究假設(shè)

知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)是知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的新領(lǐng)導(dǎo)模式，是知識(shí)管理研究領(lǐng)域和領(lǐng)導(dǎo)研究領(lǐng)域在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的共同交集。2000年，Skyrme率先提出了“知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)”的概念，指出知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)能夠推動(dòng)信息資源、個(gè)人技能及知識(shí)與學(xué)習(xí)網(wǎng)絡(luò)的持續(xù)發(fā)展與創(chuàng)新。缺乏知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)的支持，欠缺可供學(xué)習(xí)的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)角色典范，以及缺乏少知識(shí)分享與創(chuàng)新的組織文化，是知識(shí)管理成效未能彰顯的原因［12］。后繼研究者對(duì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)內(nèi)涵進(jìn)行了更為深入地探索和發(fā)展，并且在以下幾個(gè)方面達(dá)成了共識(shí):知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)的最終目的是為了提升組織競(jìng)爭(zhēng)力;知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)是以知識(shí)和員工能力為基礎(chǔ)的領(lǐng)導(dǎo)過程和行為;知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)扮演多種角色，發(fā)展多元化技能［13］。

對(duì)于正式組織而言，管理者的主要任務(wù)不是去改變員工的個(gè)性或基本信仰，而是集中發(fā)現(xiàn)顯著影響員工的行為和影響這些行為的環(huán)境因素，然后通過實(shí)施領(lǐng)導(dǎo)行為，設(shè)法控制外部環(huán)境，增加員工對(duì)路徑滿意的機(jī)會(huì)，從而影響員工的努力程度。外顯的個(gè)體知識(shí)行為(本研究主要指知識(shí)獲取、知識(shí)分享和知識(shí)創(chuàng)造)實(shí)質(zhì)上是個(gè)體為達(dá)成目標(biāo)所展現(xiàn)出來的一種努力，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)則是管理者運(yùn)用其所有權(quán)力來源，通過實(shí)施積極影響策略，建立員工知識(shí)行為的正式與非正式控制體系，鼓勵(lì)員工知識(shí)行為的過程。按照“路徑-目標(biāo)”理論的指導(dǎo)思想，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)“澄清并管理了下屬向目標(biāo)努力的途徑”，通過傳遞“下屬應(yīng)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(shí)活動(dòng)強(qiáng)度［14］。Koulopoulos和 Frappaolo(1999)指出，由于知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)者扮演了多重角色，如知識(shí)工程師、知識(shí)分析家、知識(shí)管理者、知識(shí)長(zhǎng)和知識(shí)服務(wù)員等，因而知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)能夠協(xié)調(diào)部門內(nèi)成員的工作，使得知識(shí)能分享而不至于支離破碎［15］。Hewlett(2006)發(fā)現(xiàn)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)通過建立成員間相互信賴的關(guān)系，促進(jìn)了組織成員的合作互動(dòng)與知識(shí)分享［16］。吳清山和林天佑(2004)認(rèn)為，成功的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)通過提供合適的環(huán)境和組織結(jié)構(gòu)，塑造知識(shí)分享和創(chuàng)新文化，從而激勵(lì)個(gè)人與組織不斷產(chǎn)生實(shí)用知識(shí)［17］。

Kerr和 Jemier(1978)的研究表明，員工在工作活動(dòng)中的感知來源于五個(gè)方面:活動(dòng)本身所具有的內(nèi)在價(jià)值(IVb);知覺努力可以達(dá)成績(jī)效的可能性(P1);績(jī)效達(dá)成的內(nèi)在價(jià)值(IVa)，績(jī)效達(dá)成可能獲得的外部報(bào)酬(P2i)，外在報(bào)酬的價(jià)值(EVi)。他們建立了一個(gè)員工激勵(lì)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(shí)領(lǐng)導(dǎo)行為能夠改變方程中的參數(shù)，主管可以通過提高知識(shí)行為表現(xiàn)及結(jié)果的報(bào)酬EVi，或者通過明確的方向指導(dǎo)、學(xué)習(xí)支持或下屬參與目標(biāo)制訂等形式，提高個(gè)人對(duì)行為結(jié)果的控制性，進(jìn)而提高P1，或者賦予員工知識(shí)行為更多的內(nèi)涵和意義，提高行為本身的內(nèi)在價(jià)值IVa，從而激發(fā)員工的積極行為表現(xiàn)?；诖?，我們提出了本文的第一個(gè)假設(shè):

假設(shè)1:知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)能夠影響和改變個(gè)體知識(shí)行為，當(dāng)個(gè)體感受到其主管的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，個(gè)體會(huì)更加主動(dòng)地獲取新知識(shí)，更樂于分享知識(shí)，更加積極地創(chuàng)造知識(shí)。

員工的知識(shí)行為首先是一種人際間的互動(dòng)行為，無論是知識(shí)獲取、知識(shí)分享還是知識(shí)創(chuàng)造都建立在人與人之間溝通的基礎(chǔ)上。在成員互動(dòng)過程中，Amir(1969)主張，成員的人格特質(zhì)應(yīng)該扮演調(diào)節(jié)變量的角色，理由是不同特質(zhì)的成員在團(tuán)隊(duì)內(nèi)的互動(dòng)是不同的，某些特質(zhì)的成員偏好與人互動(dòng)，而某些特質(zhì)的成員則會(huì)抑制或逃避互動(dòng)［19］。基于此，個(gè)體特征與知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)之間的交互作用對(duì)知識(shí)行為的解釋能力應(yīng)明顯優(yōu)于它們彼此獨(dú)立的解釋能力。主動(dòng)性人格(proactive personality)的概念最早由Bateman和Crant(1993)年提出，主動(dòng)性人格假設(shè)個(gè)體在去情境化的條件下，主動(dòng)采取行動(dòng)以改變其外部環(huán)境的傾向性是異質(zhì)的［20］。我們認(rèn)為在知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)這一組織強(qiáng)情境影響下，主動(dòng)性傾向的員工能夠表現(xiàn)出高水平的組織目標(biāo)承諾和責(zé)任感，具有與組織相一致的價(jià)值觀和積極的工作態(tài)度，當(dāng)他們?cè)谥X到知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，可能會(huì)激發(fā)其積極與組織、領(lǐng)導(dǎo)互動(dòng)的特質(zhì)，更為主動(dòng)地展示知識(shí)行為，進(jìn)而強(qiáng)化知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工知識(shí)行為的影響。據(jù)此，我們提出以下的假設(shè):

假設(shè)2:個(gè)體的人格特質(zhì)會(huì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工知識(shí)行為影響的強(qiáng)度和方向，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)個(gè)體知識(shí)行為的影響受個(gè)體主動(dòng)性人格特質(zhì)的調(diào)節(jié)。

綜合上述假設(shè)，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(guó)政府機(jī)關(guān)、企事業(yè)單位的員工為調(diào)研對(duì)象，在北京、上海、廣東、湖南、安徽五地，采取便利性抽樣方式進(jìn)行問卷調(diào)查，共發(fā)放調(diào)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(gè)體知識(shí)行為中知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)行為的驅(qū)動(dòng)機(jī)制模型

表2 測(cè)試樣本的基本情況統(tǒng)計(jì)(N=313)

(二)測(cè)量工具

我們以Viitala(2004)所提出的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)主要概念與架構(gòu)為基礎(chǔ)，遵循量表開發(fā)修改的取向，開發(fā)并驗(yàn)證了中國(guó)文化情境下的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)測(cè)量量表，該量表包含5個(gè)因子和25個(gè)題項(xiàng)，探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO=0.910，Bartlett球體檢驗(yàn)的顯著性水平為0.000，5個(gè)因素累計(jì)方差貢獻(xiàn)度為58.207%，題項(xiàng)因子負(fù)荷均在0.45以上，各因子的Cronbach α系數(shù)均在0.75以上。驗(yàn)證因子分析結(jié)果顯示，五因素模型在 RMR、RMSEA 、GFI、CFI、IFI、TLI、χ2/df、PGFI等八個(gè)擬合優(yōu)度指標(biāo)良好，且都顯著優(yōu)于競(jìng)爭(zhēng)模型［13］。員工知識(shí)行為的測(cè)量工具主要參考了Andrew等(2001)的知識(shí)獲取量表［21］、Senge(1997)的知識(shí)分享量表［22］和方世杰(2005)的知識(shí)創(chuàng)造量表［23］。主動(dòng)性人格測(cè)量工具主要源于 Bateman和 Crant的主動(dòng)性人格量表［20］，該量表原有17個(gè)題項(xiàng)，Seibert等人在1999年選取其中因子負(fù)荷量最高的10個(gè)題項(xiàng)改編為簡(jiǎn)短量表［24］，臺(tái)灣學(xué)者黃睦蕓(2010)進(jìn)一步對(duì)量表進(jìn)行了精簡(jiǎn)后保留了量表的7個(gè)題項(xiàng)［25］，他們的研究表明，精簡(jiǎn)后的量表依然具有較高的信度和效度。我們結(jié)合國(guó)情對(duì)B-Crant量表進(jìn)行了改編，保留7個(gè)題項(xiàng)。以上三個(gè)量表均采用五等級(jí)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(gè)量表的測(cè)量題項(xiàng)、因子負(fù)荷和Cronbach α系數(shù)如表3所示。

四、研究結(jié)果

(一)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工知識(shí)行為影響

我們采用多元回歸分析檢驗(yàn)了知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工知識(shí)行為的影響假設(shè)，方差分析結(jié)果顯示，組織所有制屬性、除性別外的主管及員工人口統(tǒng)計(jì)特征對(duì)大部分測(cè)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(jié)果摘要見表4。模型1的回歸結(jié)果顯示，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)與員工知識(shí)行為各維度均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1獲得完全支持。從模型2的回歸結(jié)果來看，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)各維度與員工知識(shí)行為各維度的顯著水平不一樣。其中，激發(fā)學(xué)習(xí)和發(fā)揮典范與3種類型的員工知識(shí)行為顯著相關(guān)，而支持學(xué)習(xí)僅與知識(shí)獲取顯著正相關(guān)，營(yíng)造氛圍與知識(shí)獲取和知識(shí)分享顯著正相關(guān)，鼓勵(lì)創(chuàng)新僅與知識(shí)創(chuàng)造顯著正相關(guān)。

表3 各變量的測(cè)量題項(xiàng)、因子負(fù)荷和Cronbach α系數(shù)

表4 回歸分析結(jié)果摘要

(二)主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

我們首先構(gòu)建交互項(xiàng)“知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)*主動(dòng)性人格”，利用回歸分析檢驗(yàn)了主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)效應(yīng)，從表4可以發(fā)現(xiàn)，在知識(shí)獲取對(duì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)、主動(dòng)性人格和交互項(xiàng)的回歸中，增加了0.017，且交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在P＜0.001水平上顯著(t=14.412，P=0.000)，主動(dòng)性人格在知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)與員工知識(shí)獲取行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。在知識(shí)創(chuàng)造對(duì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)、主動(dòng)性人格和交互項(xiàng)的回歸中，相比，沒有變化，且交互項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著(t=0.147，p=0.883＞0.05)，主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。值得注意的是，在知識(shí)分享對(duì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)、主動(dòng)性人格和交互項(xiàng)的回歸中，盡管交互項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著(t=－1.753，p=0.081＞0.05)，但增加了0.039，變化顯著。據(jù)此，我們可以判定假設(shè)2獲得部分支持。

由于知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)是一個(gè)五維度的概念，我們構(gòu)建了5個(gè)交互作用項(xiàng)，即“激發(fā)學(xué)習(xí)*主動(dòng)性人格”，“支持學(xué)習(xí)*主動(dòng)性人格”，“發(fā)揮典范*主動(dòng)性人格”，“營(yíng)造氛圍*主動(dòng)性人格”，“鼓勵(lì)創(chuàng)新*主動(dòng)性人格”，探討主動(dòng)性人格在知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)各維度與個(gè)體知識(shí)行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w分析結(jié)果表明，主動(dòng)性人格在激發(fā)學(xué)習(xí)、發(fā)揮典范和鼓勵(lì)創(chuàng)新對(duì)個(gè)體知識(shí)行為的影響中發(fā)揮了一定的調(diào)節(jié)作用，但在支持學(xué)習(xí)和營(yíng)造氛圍與個(gè)體知識(shí)行為間的關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不明顯。

最后，我們根據(jù)回歸分析結(jié)果，選擇回歸系數(shù)或者R2顯著變化的交互項(xiàng)繪制XY圖，進(jìn)一步說明主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)效果及方向。從圖2可以看出，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)與主動(dòng)性人格的交互作用對(duì)于個(gè)體知識(shí)獲取行為的影響屬于干擾型，即隨著個(gè)體主動(dòng)性傾向的加強(qiáng)，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)個(gè)體獲取知識(shí)行為的影響逐漸減弱，而這一交互對(duì)個(gè)體知識(shí)分享行為則具有增強(qiáng)作用，即個(gè)體的主動(dòng)性傾向越高，則知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)正向作用則越強(qiáng)。具體到知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)的各個(gè)維度，激發(fā)學(xué)習(xí)與主動(dòng)性人格對(duì)個(gè)體知識(shí)獲取和知識(shí)創(chuàng)造行為發(fā)揮了干擾型的交互作用，其他交互項(xiàng)對(duì)特定個(gè)體知識(shí)行為具有增強(qiáng)型作用。

圖2 主動(dòng)性人格的調(diào)節(jié)效果

五、研究結(jié)論與展望

本研究旨在探討組織情境中個(gè)體知識(shí)行為的領(lǐng)導(dǎo)驅(qū)動(dòng)要素和途徑，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):第一，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)知識(shí)行為具有正向預(yù)測(cè)作用，其中激發(fā)學(xué)習(xí)和發(fā)揮典范對(duì)員工知識(shí)行為的預(yù)測(cè)效果最為明顯，此結(jié)果與大多數(shù)研究領(lǐng)導(dǎo)行為與員工行為間關(guān)系的學(xué)者所得的結(jié)論一致。從權(quán)力來源的角度來看，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)的激發(fā)學(xué)習(xí)維度更多是合法性權(quán)力的體現(xiàn)，發(fā)揮典范更多的是專業(yè)權(quán)力和參考性權(quán)力的體現(xiàn)，正如Yukl等人認(rèn)為，專業(yè)權(quán)力和參考權(quán)力與員工滿意和績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，而合法性權(quán)力、獎(jiǎng)賞權(quán)力和強(qiáng)制權(quán)力的結(jié)果則是不一致的［14］。中國(guó)具有較高權(quán)力距離的文化價(jià)值觀，即尊重層級(jí)和行政權(quán)力，而在高權(quán)力差距文化中的人，比低權(quán)力差距文化中的人更有可能遵守法定的權(quán)力［26］。第二，主動(dòng)性人格在知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)與員工知識(shí)行為間的調(diào)節(jié)作用得到了實(shí)證研究的支持，此結(jié)論也充分支持了Skarlicki等人的觀點(diǎn)，人格特質(zhì)將會(huì)構(gòu)建個(gè)體面對(duì)情境時(shí)的行為反應(yīng)，適合從調(diào)節(jié)變量的角度來探討［27］。特別值得關(guān)注的是，隨著個(gè)體主動(dòng)性傾向的加強(qiáng)，以獎(jiǎng)懲為核心的激發(fā)學(xué)習(xí)行為對(duì)個(gè)體知識(shí)行為的影響會(huì)逐漸減弱，這實(shí)際上回答了我們開篇的質(zhì)疑，即為什么在獎(jiǎng)懲對(duì)員工知識(shí)行為影響研究上存在著相互矛盾的結(jié)論。

以上結(jié)論對(duì)于組織管理的實(shí)踐意義在于:(1)為了促進(jìn)員工的知識(shí)行為，主管應(yīng)該有更為積極的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)行為表現(xiàn)，即積極激發(fā)學(xué)習(xí)、支持學(xué)習(xí)、發(fā)揮典范、營(yíng)造氛圍和鼓勵(lì)創(chuàng)新，尤其是幫助員工明確學(xué)習(xí)方向和目標(biāo)，建立公正公開的基于知識(shí)和技能進(jìn)步的績(jī)效評(píng)價(jià)和激勵(lì)體系，同時(shí)，知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)者也應(yīng)該致力于成為學(xué)習(xí)的榜樣和專業(yè)領(lǐng)域的權(quán)威。(2)因人而異選擇知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)行為策略。首先，企業(yè)可以借助相關(guān)的人員測(cè)評(píng)工具盡可能甄選和錄用高主動(dòng)性的員工;其次，對(duì)于高主動(dòng)性人格的員工而言，管理者應(yīng)盡可能使用支持學(xué)習(xí)、發(fā)揮典范、營(yíng)造氛圍等知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)策略;對(duì)于低主動(dòng)性人格的員工而言，管理者應(yīng)盡可能的使用激發(fā)學(xué)習(xí)和鼓勵(lì)創(chuàng)新知識(shí)的領(lǐng)導(dǎo)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(shù)據(jù)，僅能獲得施測(cè)時(shí)的相關(guān)數(shù)據(jù)資料，無法提供更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬P(guān)系證據(jù)，建議后續(xù)研究者可以導(dǎo)入時(shí)間序列數(shù)據(jù)。其次，在研究樣本方面，我們并沒有對(duì)特定行業(yè)進(jìn)行更為深入的分析，是否不同行業(yè)的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)行為表現(xiàn)和效能存在差異?建議可以針對(duì)特定行業(yè)，特別是知識(shí)密集型行業(yè)做專門探討。第三，在研究工具上，我們使用了自編的知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)測(cè)量量表，但量表的信度和效度還需要在后續(xù)研究中不斷的驗(yàn)證。最后，本研究只假設(shè)了主動(dòng)性人格對(duì)知識(shí)領(lǐng)導(dǎo)和員工行為間的調(diào)節(jié)作用，而且研究假設(shè)在實(shí)證過程中并沒有得到完全支持。事實(shí)上，人格特質(zhì)理論發(fā)展至今已有眾多的分類形式，比如大五人格和內(nèi)外控人格特質(zhì)，未來的研究可以進(jìn)一步探討其他人格特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用和方向。

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