剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的影響研究

摘 要：剝削型領導作為以領導自利為典型特征的行為方式，在管理實踐中會引發(fā)諸多負面效應?；谏鐣J知理論、社會交換理論，運用SPSS和MPlus對數(shù)據(jù)進行實證分析來探討剝削型領導通過道德推脫對員工惡意知識隱藏行為的影響機制。研究結果表明，剝削型領導能通過引起員工的道德推脫進而引起員工的惡意知識隱藏行為，并且當員工道德認同水平較高時，個體受剝削型領導影響產(chǎn)生道德推脫的可能性更小，引起的員工惡意知識隱藏行為也較少。研究對企業(yè)如何降低員工的道德推脫，促進員工之間的知識共享具有借鑒參考意義。

關鍵詞：剝削型領導；惡意知識隱藏；道德推脫；道德認同

中圖分類號：C933.2文獻標識碼：A

doi：10.3969/j.issn.1672-2272.202406030

Research on the Impact of Exploitative Leadership on Employees’ Malicious Knowledge Hiding Behavior

Abstract： As a typical behavior characterized by leadership self-interest， exploitative leadership will cause many negative effects in management practice. Based on the theory of social cognition and social exchange ， SPSS and MPlus were used to conduct empirical analysis of data to explore the influence mechanism of exploitative leadership on employees' malicious knowledge hiding behavior through moral disengagement.The results show that exploitative leadership can cause employees’ malicious knowledge hiding behaviors by causing employees' moral disengagement， and when employees’ moral identity level is high， individuals are less likely to have moral delinquency under the influence of exploitative leadership， and the malicious knowledge hiding behaviors of employees are less. The research has certain guiding significance for enterprises to reduce the moral shirking of employees and promote knowledge sharing among employees.

Key Words：Exploitative Leadership; Malicious Knowledge Hidden; Moral Evasion; Moral Identity

0 引言

根據(jù)智聯(lián)招聘發(fā)布的《2023年白領滿意度調研數(shù)據(jù)》統(tǒng)計分析，2023年84.9%的白領在職場遭遇過職場不公問題（如勞動權益受侵害、職場PUA、職場霸凌等），占比高于2022年的76.4%。這種負面的領導風格對員工影響深遠，引起了學界與業(yè)界的廣泛關注。

剝削型領導是一種通過欺壓下屬來獲取個人私利的領導風格，具有高隱秘性和低敵意性等特點，包括真實的私利行為、施壓下屬、打壓下屬、搶奪下屬功勞以及操縱下屬等5種表現(xiàn)[1]。研究發(fā)現(xiàn)，剝削型領導會產(chǎn)生如降低員工的工作績效[2]、抑制員工創(chuàng)新行為[3]、創(chuàng)造力[4]等顯性影響；還有學者發(fā)現(xiàn)剝削型領導會產(chǎn)生如員工心理困擾[5]、知識隱藏[6]等隱性影響。在知識經(jīng)濟時代，企業(yè)創(chuàng)新、績效等都離不開知識，突破企業(yè)知識隱藏的屏障至關重要[7]。惡意知識隱藏具有欺騙性與高隱蔽性，這種惡意隱性影響不易被發(fā)現(xiàn)，但會抑制員工間的知識共享，對企業(yè)長期發(fā)展造成不利影響。當前企業(yè)情境下，當員工處于高權力領導剝削壓榨的環(huán)境中，更容易采取這種隱性報復行為。但現(xiàn)有關于剝削型領導與員工惡意知識隱藏的研究仍不充分，學者大多關注辱虐型領導、自利型領導等負向領導對員工創(chuàng)造力、工作績效等行為結果的影響[8-9]，對剝削型領導如何影響員工惡意知識隱藏缺乏深入探討。

本文研究重點在于對剝削型領導與員工惡意知識隱藏行為的關系進行探討，并分析剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的作用機制。根據(jù)社會認知理論，道德推脫可能是剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為影響的重要中介。如張偉軍等[10]研究發(fā)現(xiàn)，領導寬恕可能引起員工道德推脫，從而導致員工負面行為。Newman等[11]研究證實了相似的結論。此外，道德認同是一種與道德有關品質在自我意識中重要程度的個體特征。道德認同度不同的員工對信息敏感性存在差異，在行為反應上也存在不同，這表明道德認同可能在剝削型領導影響員工惡意知識隱藏行為的關系中存在調節(jié)效應。因此，本文分析了道德推脫在剝削型領導與員工惡意知識隱藏行為間的中介作用，以及道德認同在其中的調節(jié)效應。本文對有效減少惡意知識隱藏等隱性報復行為的發(fā)生，提高企業(yè)員工之間知識共享等提供了新的思路，也為企業(yè)如何提高員工的道德認同提供參考。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的影響

剝削型領導作為一種典型破壞型領導，具有更高的隱秘性和較低的敵意性[1，12]?，F(xiàn)有關于剝削型領導的研究主要分為兩類，一類以員工顯性行為為研究對象，如離職、抱怨、創(chuàng)新等[3-4，13]；另一類以員工隱性表現(xiàn)為研究對象，如心理困擾、消極情緒、知識隱藏等[4-5]。而無論是對顯性行為還是對隱性表現(xiàn)，研究結果均揭示了剝削型領導的負面效應。此外，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)剝削型領導風格下的員工顯性和隱性行為有時又是相互傳遞與關聯(lián)的。如孫亞笛等[13]研究發(fā)現(xiàn)，剝削型領導通過傳遞消極情緒對員工離職和抱怨行為產(chǎn)生正向影響。王智寧等[3]研究證實了自我效能感和情緒耗竭這兩種隱性表現(xiàn)在剝削型領導與員工創(chuàng)新行為間的傳導作用。Syed等[4]研究表明，剝削型領導會通過加劇員工的知識隱藏行為從而影響其離職意愿、工作績效以及創(chuàng)造力。綜上，盡管已有研究討論了剝削型領導的消極行為后果，但鮮見對員工惡意隱性行為的影響分析。知識隱藏是指掌握知識的員工在面對其他員工的知識求助時表現(xiàn)出的裝傻、推脫和合理隱藏行為[14]；其中，合理隱藏是指知識擁有者因正當且合理的理由不提供相關知識，而裝傻和推脫隱藏則被認為具有欺騙性，是一種惡意行為，對組織更具破壞力。知識隱藏會破壞組織內的員工關系，導致員工之間的不信任，影響企業(yè)的長期發(fā)展[15-17]。本文主要聚焦分析裝傻和推脫這兩類具有欺騙性的惡意知識隱藏行為[14]。

社會交換理論認為，人際交往中的交換關系以公平互惠為核心，交往雙方的行為會形成積極或消極互惠[18]。在組織中，剝削型領導展現(xiàn)出極度的自我利益追求，將員工視為達成個人目標的工具，并且搶奪下屬的成就與功績[1-2]。這種領導風格引發(fā)員工對領導行為的不滿，可能導致他們失去工作熱情，不愿意分享知識和經(jīng)驗，甚至故意誤導或保留關鍵信息，采取惡意知識隱藏行為以對抗領導。社會認知理論解釋了剝削型領導對員工認知的負面影響，員工開始懷疑領導的真實意圖，對團隊合作和信任產(chǎn)生疑慮。這種認知變化進一步影響了員工的行為方式，使他們更傾向于采取保護自己、避免風險的策略，即惡意知識隱藏。剝削型領導可能采用操縱和欺騙手段對待員工，加深了員工對領導的不信任，導致團隊內部的矛盾和隔閡加劇，進而推動了惡意知識隱藏行為的發(fā)生[19]。因此，本文提出以下假設：

H1：剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為具有正向影響。

1.2 道德推脫的中介作用

社會認知理論強調環(huán)境、個體認知與行為之間的動態(tài)互動過程。根據(jù)該理論，環(huán)境因素通過作用于個體的認知，進而塑造和影響其行為方式。這種相互作用機制揭示了環(huán)境對個體行為的潛在影響，道德推脫是基于Bandura的社會認知理論提出的概念。道德推脫是個體的一種認知過程，在外部因素刺激下，道德推脫會干擾個體的道德認知調節(jié)系統(tǒng)，導致個體采用重構行為、扭曲后果以及貶損目標等多樣化的推脫機制，為其有害行為提供辯解并使其顯得合理化。這一過程能夠干擾個體對道德規(guī)范的清晰認知，導致其對道德界限的模糊與混淆，從而使個體能夠減少自己的不道德行為帶來的內疚與痛苦，能夠心安理得做一些不道德行為[20-21]。這樣不僅削弱了個體的道德約束，還可能加劇其不道德行為的發(fā)生[2，22]。道德推脫受到多種因素的影響，例如辱虐領導[23]、自利型領導[24]、領導寬恕[25]、工作不安全感等[26]。同時道德推脫也會引起反生產(chǎn)行為[27]、越軌行為[25]、工作偏離行為等[28]。例如，Cheng 等[29]研究指出，剝削型領導會增加員工的道德推脫，進而導致員工實施更多的投機取巧。Lyu等[30]研究表明，剝削型領導會提高員工的道德辯護，進而導致員工的越軌行為。Basaad 等[31]研究表明，剝削型領導會導致道德推脫進而助長員工的不道德親組織行為。

根據(jù)社會認知理論，當員工感受到剝削型領導的施壓、自私自利和搶奪自己的功勞等行為時，他們的心理反應和行為方式都會發(fā)生改變。這種情況下，員工便會產(chǎn)生道德推脫機制，通過重新定義行為、減少責任感或降低對受害者痛苦的認同等方式，來說服自己進行不道德行為。對于感受到剝削型領導行為的員工而言，他們可能會利用這種心理機制來重新定義惡意知識隱藏行為，使其顯得更具合理性。員工可能會認為，既然領導為了自己的利益而欺壓和打壓員工，要求員工承擔更多的工作并搶奪其功勞，就以惡意知識隱藏來對待領導就不是不道德的行為，而是合理的報復。他們會說服自己并認為領導的行為已經(jīng)超出了道德范疇，因此以類似的方式回應也是情有可原。這種道德推脫的過程使得員工更容易接受并實施惡意知識隱藏行為。他們不再感到內疚或不安，而是將其視為一種正當甚至是必要的反應。這種心態(tài)的形成與持續(xù)，進一步加劇了組織內部的不信任和惡性循環(huán)。因此，本文提出如下假設：

H2：道德推脫在剝削型領導和員工惡意知識隱藏行為之間起中介作用。

1.3 道德認同的調節(jié)效應

道德認同是一種認知圖式，是個體用來辨別是非、對自我內在道德認知進行調節(jié)并轉化為個體行為的機制。道德認同包括象征化和內在化兩個維度，道德認同象征化是個體通過行為活動來向外界展示自己的道德特質意愿程度和對自我行為進行反思的程度，道德認同的內在化是個體道德認知對自己的重要程度[32-33]。不同個體道德認同的程度有所不同，道德認同越高的個體，在自我道德認知里一些道德特質（例如誠實、慈悲、樂于助人等）對自己來說較為重要，會在個體做出某種行為之前指導個體能夠做出一些倫理行為[34]；而道德認同越低的個體，他們對行為是否道德的敏感性較低[35]，并且在自我道德認知里一些道德特質對個體來說偏離中心位置，這樣的個體更容易做出一些利己的行為，其行為可能會違背一些道德準則[33]。

在剝削型領導存在的組織中，員工會更容易產(chǎn)生道德推脫行為，但當員工擁有較高的道德認同時，他們對自己的道德標準有著清晰的認識，并重視自己的道德標準，這些道德標準在一定程度上會指導約束他們的一些行為方式[36-38]，并且他們自身的道德認知會激發(fā)一種調節(jié)功能，在產(chǎn)生道德推脫的想法時，他們內在的道德認知會考慮道德推脫給他人、組織或者社會等帶來的不良的影響，從而會抑制道德推脫的產(chǎn)生[39]。而當員工擁有較低的道德認同時，由于他們對行為是否道德的敏感性較低[35]，其個體的道德認知對于自身行為的約束效應相對有限，很容易忽略不道德行為的產(chǎn)生，從而在面對領導的自私自利、施壓時便會容易產(chǎn)生道德推脫。因此，本文提出如下假設：

H3：員工的道德認同會負調節(jié)剝削型領導和員工道德推脫之間的關系。道德認同較高時，剝削型領導對員工的道德推脫的影響會減弱；道德認同較低時，剝削型領導對員工道德推脫的影響會增強。

員工道德認同會幫助員工權衡自身行為的道德性[40]。所以當?shù)赖抡J同感較高的員工在遇到領導對自己的打壓、搶奪功勞等行為時，他們自身的道德認知會抑制員工道德推脫的產(chǎn)生，從而抑制員工的惡意知識隱藏行為的產(chǎn)生。而低道德認同的員工，其自身的道德敏感性和標準不高[35]，在遇到領導的剝削等不公平行為時，便會突破自己的道德認知的底線，從而產(chǎn)生道德推脫，進而產(chǎn)生惡意知識隱藏等隱性報復行為。因此本文進一步提出假設：

H4：道德認同負向調節(jié)剝削型領導通過道德推脫對員工惡意知識隱藏行為的影響。高道德認同的個體受剝削型領導影響產(chǎn)生道德推脫的可能性更小，引起的員工惡意知識隱藏行為也較少。

綜上所述，本文的理論模型如圖1所示。

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)來源

2024年本文采取問卷調查的方式，主要通過問卷星和平臺來進行問卷收集，在發(fā)放問卷時，分在兩個時間點，并僅限于在工作中的正式員工參與調查。第一次主要收集人口統(tǒng)計學變量、剝削型領導、道德推脫、道德認同等變量的問卷388份，間隔一個月再次收集惡意知識隱藏變量的問卷363份。經(jīng)過前后匹配和剔除無效問卷后共收集到有效問卷287份。在287份數(shù)據(jù)中，男性占比46%，女性占比54%；年齡在21～30歲的占比最高，比例為69.3%，年齡在31～40歲的占比為19.5%；學歷在本科及以上的占比為41.8%；工齡在1～3年的占比為72.1%，在4～6年的為16.0%；與直線共事時間在1～3年的占比為63.4%，在4～6年的18.5%；在私營企業(yè)工作的占比為58.2%，在國有企業(yè)的占比為13.6%。

2.2 量表工具

為了確保問卷的信度與效度，本文選擇的測量工具均為被國內外眾多學者驗證過的量表，具有較高的信效度。核心變量均采用李克特五點量表，從“完全不同意”到“完全同意”分別賦予1～5分。

剝削型領導。采用 Schmid等[1]編制的剝削型領導量表，5個維度，共15個題項。本文中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.963。

道德推脫。采用Moore等[41]編制的道德推脫量表，共8個題項。本文中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.906。

惡意知識隱藏。采用Connelly 等[42]所編制的量表，兩個維度，共8個題項。本文中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.936。

道德認同。采用Aquino 等[33]編制的道德認同量表，共7個題項。本文中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.879。

控制變量。根據(jù)以往學者的研究選取了性別、年齡、學歷、所在單位的工齡、與直線領導共事時間、企業(yè)性質等人口統(tǒng)計學變量作為控制變量。

3 實證分析

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本文數(shù)據(jù)均來自于在職的企業(yè)正式員工，防止存在共同方法偏差，因此在收集數(shù)據(jù)時，采用了匿名填寫的方式，并設置了測謊題和部分反向計分題，以有效控制數(shù)據(jù)質量。此外，運用Harman單因子法進行共同方法偏差的檢驗。結果表明，存在5個主成分的特征值均大于1，其中第一個因子的方差解釋率為37.68%，低于40%的判定標準，從而證明了不存在嚴重的共同方法偏差。為進一步驗證此問題，還進行了驗證性因子分析。說明不存在明顯的共同方法偏差。

3.2 驗證性因子分析

本文運用MPlus8.0進行驗證性因子分析，由于題項較多，采用題項打包的方法來提高樣本量和估計參數(shù)的比率。在表1中，展示了剝削型領導、道德認同、道德推脫和惡意知識隱藏這4個關鍵變量所構建的不同模型情況。研究結果表明，四因子模型的擬合狀況頗為理想（χ2=2 436.139，df=696，CFI=0.785，TLI=0.772，RMSEA=0.093，SRMR=0.092），相較于其他模型，該模型的擬合效果更為顯著，這證明了四個核心變量之間具備良好的區(qū)分效度。

3.3 變量描述性統(tǒng)計分析

變量之間的描述性統(tǒng)計結果如表2所示，并顯示了各變量之間的均值、標準差和相關系數(shù)。研究結果顯示，剝削型領導和員工惡意知識隱藏行為之間呈現(xiàn)顯著的正相關關系（r=0.423，p<0.01），剝削型領導和道德推脫顯著正相關（r=0.413，p<0.01），道德推脫和員工惡意知識隱藏行為顯著正相關（r=0.561，p<0.01）。

3.4 假設檢驗

3.4.1 主效應和中介作用檢驗

本文通過分步回歸方法，旨在驗證剝削型領導是否借助道德推脫對員工產(chǎn)生惡意知識隱藏行為的影響。結果如表3所示。由模型三，在控制了一系列變量之后，剝削型領導對員工的惡意知識隱藏行為產(chǎn)生了顯著的正向影響（B=0.434，SE=0.055，p<0.001）。因此，H1得到了有力支持；由模型四，道德推脫正向影響員工惡意知識隱藏行為（B=0.604，SE=0.053，p<0.001）；在模型五中，將剝削型領導和道德推脫兩個因素同時納入了回歸方程進行分析。結果顯示，雖然剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的正向影響有所減弱，但這種影響仍然顯著存在（B=0.502，SE=0.056，p<0.001）。因此，H2得到了支持。為了進一步驗證道德推脫在剝削型領導與員工惡意知識隱藏行為之間的中介作用，運用Bootstrap法，樣本量設置為5 000，置信區(qū)間設置為95%，進行深入的檢驗。結果顯示，道德推脫的中介效應顯著（B=0.197，SE=0.038，95%置信區(qū)間為[0.128，0.276]，不包含0），這表明道德推脫在兩者之間扮演著重要的角色。同時，剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的直接效應也顯著（B=0.237，SE=0.054，95%置信區(qū)間為[0.132，0.343]，不包含0），進一步驗證了兩者之間的直接聯(lián)系。綜上所述，道德推脫在剝削型領導和員工惡意知識隱藏之間具有部分中介效應，這一結論為理解員工行為背后的心理因素提供了新的視角。因此，假設H2得到支持。

3.4.2 調節(jié)效應檢驗

本文對剝削型領導和道德認同進行了去中心化處理，并采用分層回歸方法檢驗調節(jié)效應，所得結果如表3所示。由模型二，觀察到道德認同對剝削型領導和道德推脫交互項的回歸系數(shù)顯著為負（B=-0.178，SE=0.047，p<0.001），這有力地支持了H3。為了進一步驗證調節(jié)效應，分別以正負一個標準差為界限進行檢驗。通過簡單斜率分析，發(fā)現(xiàn)在道德認同低于一個標準差時，剝削型領導對道德推脫的正向影響顯著（B=0.494，SE=0.068，p<0.001）；而當?shù)赖抡J同高于一個標準差時，雖然剝削型領導對道德推脫的正向影響依然顯著（B=0.167，SE=0.064，p<0.01），但影響程度明顯減弱。高低組間的顯著差異（B=0.330，SE=0.048，p<0.001）進一步驗證了H3的正確性。

為了更直觀地展示道德認同的調節(jié)效應，繪制了示意圖清晰地呈現(xiàn)了在不同道德認同水平下，剝削型領導對道德推脫影響的變化趨勢，為深入分析調節(jié)機制提供了有力支持，如圖2所示。

3.4.3 有調節(jié)的中介效應檢驗

為了進一步驗證具有調節(jié)功能的中介效應，本文采用了Bootstrap方法，結果如表4所示，可以清晰地觀察到相關效應的具體情況，道德推脫在剝削型領導與員工惡意知識隱藏行為之間的間接效應在不同道德認同水平下均表現(xiàn)出顯著性。具體而言，在高道德認同條件下，這一間接效應顯著存在（B=0.048，SE=0.031，95%置信區(qū)間為[0.025，0.149]，不包含0）。同時，在低道德認同條件下，該間接效應也表現(xiàn)出顯著性（B=0.248，SE=0.048，95%置信區(qū)間為[0.158，0.348]，不包含0）。進一步分析顯示，高低道德認同組間的差異顯著（B=0.166，SE=0.034，95%置信區(qū)間為[0.105，0.236]，不包含0）。結果表明，道德認同在剝削型領導通過道德推脫對員工惡意知識隱藏行為的影響起負向調節(jié)作用，從而驗證了假設H4。

4 結論、啟示與展望

4.1 研究結論

本文基于社會認知理論和社會交換理論，深入探究剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的作用機制，并檢驗了道德推脫的中介作用和道德認同的調節(jié)效應。通過實證分析得出以下結論：

剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為有著顯著的正向影響。研究發(fā)現(xiàn)，員工感受到剝削型領導對自己的施壓、搶奪功勞等行為，使員工感受到自己的付出沒有得到應有的回報，就會不想再過多付出，但又不想被領導發(fā)現(xiàn)，員工就會采用這種隱秘性高和惡意性強的惡意知識隱藏行為來對領導進行報復。

剝削型領導通過道德推脫對員工惡意知識隱藏行為產(chǎn)生顯著的正向作用。根據(jù)社會認知理論，剝削型領導的自私自利、搶奪下屬功勞等行為會引起員工產(chǎn)生道德推脫，來重新定義不道德行為來說服自己，推脫不道德行為的責任和減少不道德決策帶來的內疚感，從而產(chǎn)生自己不存在不道德的惡意知識隱藏行為。

道德認同負向調節(jié)剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的影響過程。研究發(fā)現(xiàn)，當員工受到領導的剝削壓榨時，高道德認同的員工由于自身比較重視自己的道德標準，道德標準對自己的行為有較強的約束，他們在遭遇到領導的剝削壓榨時，自身的道德認知會激發(fā)身體的調節(jié)功能，從而抑制道德推脫的產(chǎn)生，最終也會減少惡意知識隱藏等隱性報復行為。而低道德認同的員工由于自身的道德標準對行為約束較小，在遭遇領導的剝削壓榨時，便會容易產(chǎn)生道德推脫，從而產(chǎn)生惡意知識隱藏行為。

4.2 理論貢獻

首先，本文探討了剝削型領導對員工惡意知識隱藏行為的影響研究，為剝削型領導的研究提供了新的內容。剝削型領導以其剝削員工以獲取個人私利的特點與辱虐管理、自利型領導又有所不同，其作為近年來新興的領導方式被眾多學者所關注。并且以知識隱藏中欺騙性、惡意性且隱秘性極強的兩個維度的惡意知識隱藏作為剝削型領導的影響后效。同時本文基于社會交換理論，發(fā)現(xiàn)剝削型領導搶奪下屬功勞等行為，將會誘發(fā)員工產(chǎn)生隱秘性強的惡意隱性行為（即惡意知識隱藏行為），豐富了剝削型領導影響后效的研究，現(xiàn)有很少的文獻以惡意知識隱藏來研究，同時也豐富了惡意知識隱藏前因變量的研究。

其次，基于社會認知理論，以道德推脫為中介變量，探討了剝削型領導影響員工產(chǎn)生惡意知識隱藏行為的過程機制。體現(xiàn)了在員工受到領導的打壓、壓榨、搶奪功勞等一些自利的行為時敢怒不敢言和不敢反抗的心理，員工便會受到領導的這些自利行為的刺激產(chǎn)生一種道德推脫的認知，從而促使員工產(chǎn)生惡意知識隱藏行為來應對這種對自己的壓榨、搶奪功勞等行為。這不僅證明了道德推脫在剝削型領導和員工惡意知識隱藏行為之間的重要過程機制，打開了剝削型領導的道德機制的“黑箱”，而且為未來研究員工的工作行為和態(tài)度提供了參考。

第三，探索了剝削型領導影響員工惡意知識隱藏行為的道德品質邊界，并且從道德認同的角度考察剝削型領導的影響效應的研究相對較少。因此，本文探析道德認同在剝削型領導和道德推脫之間的調節(jié)效應，以及對道德推脫的中介作用。一方面研究證實了高道德認同感的員工在面對領導的剝削行為時，由于自身的道德程度較高，更不宜產(chǎn)生道德推脫，從而產(chǎn)生惡意知識隱藏行為等行為的可能性也會更?。涣硪环矫?，將道德認同納入研究框架，研究不同品質員工在面對剝削型領導時的反應，為未來研究如何應對剝削型領導提供思路，以及為企業(yè)如何選拔員工提供方向。

4.3 實踐意義

首先，驗證了剝削型領導會引起員工的道德推脫的想法，從而產(chǎn)生惡意知識隱藏行為，因此企業(yè)應該采取措施來避免選拔剝削型領導并降低存在的剝削型領導對組織及員工帶來的危害。一是企業(yè)在選拔員工以及領導時，應該對員工進行相關人格測試或心理測試，以此來篩選掉那些有剝削或者辱虐等傾向的員工；二是企業(yè)應該調研領導層在員工中的口碑，來篩選出有剝削行為的領導，對領導者進行領導力或者道德等文化類的培訓，讓他們意識到自己的行為會帶來的危害，并在工作中讓員工進行反饋，若還有這類行為將嚴肅處理。

其次，企業(yè)應該采取措施降低員工道德推脫的傾向并加強對員工道德感的培養(yǎng)及訓練。例如企業(yè)在招聘員工時，一方面可以對員工進行人格測試，選拔具有高道德（例如誠實、慈悲、樂于助人等）水平的員工；另一方面企業(yè)也可以多開展一些道德品質文化的培養(yǎng)及訓練活動，不斷提高員工的道德水平，能夠使員工意識到道德感的重要性，不斷提高員工道德標準，樹立正確的價值觀、道德觀，以此來提高員工的道德認同，降低員工的道德推脫傾向。

第三，企業(yè)應該營造公平、積極、開放、共享的組織氛圍，塑造知識共享的企業(yè)文化。在企業(yè)日常運營管理中，為了提升員工的滿意度與投入度，應當積極營造一個公平、積極、開放且共享的組織氛圍。這樣的氛圍不僅有助于增強員工對公司的認同感，更能提升他們的歸屬感與獲得感，從而增強員工的之間的凝聚力，減少道德推脫的傾向，從而推動企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展。企業(yè)也應該塑造知識共享的企業(yè)文化，企業(yè)可以建立知識共享平臺，并設立一些知識共享的獎勵政策，鼓勵員工在平臺上自主分享和學習，不僅提高了員工知識共享、減少員工的一些惡意知識隱藏行為，而且為企業(yè)發(fā)展提供了源源不斷的知識與力量。

4.4 研究局限與展望

本文通過實證分析證實了假設，但存在一些不足及未來可供完善的地方。首先數(shù)據(jù)的收集方面，在問卷上設置了陷阱題、反向題，對收集到的數(shù)據(jù)進行檢查剔除，并在收集時采用了兩個時間點匹配的收集方式，雖然結論并未受到共同方法偏差的影響，但是在未來研究中可以嘗試在數(shù)據(jù)收集時采用訪談或者自述等多種方式進行收集，進一步驗證該模型。其次，本文選取的剝削型領導量表是國外學者近年來開發(fā)的，中國還沒有得到驗證的量表供使用，剝削型領導量表缺少中國文化情境，未來可嘗試開發(fā)中國情境下的剝削型領導量表，研究剝削型領導對員工惡意知識隱藏等惡意隱性行為的影響。第三，未來研究可以探索在其他理論條件下，剝削型領導的潛在影響機制。并且可以研究剝削型領導的前因變量，探討在什么情況下會引起領導的剝削型行為，以此可以從源頭上減少剝削型領導行為的產(chǎn)生。

參考文獻參考文獻：

[1] SCHMID E A， PIRCHER VERDORFER A， PEUS C. Shedding light on leaders’ self-interest： theory and measurement of exploitative leadership[J]. Journal of Management， 2019， 45（4）： 1401-1433.

[2] Wu L Z， SUN Z， YE Y， et al. The impact of exploitative leadership on frontline hospitality employees’ service performance： a social exchange perspective[J]. International Journal of Hospitality Management， 2021， 96： 102954.

[3] 王智寧，陳宇航，葉新鳳.剝削型領導對研發(fā)人員創(chuàng)新行為的“雙刃”效應：一項經(jīng)驗取樣的日志研究[J].財經(jīng)論叢，2023（3）：93-102.

[4] SYED F， NASEER S， AKHTAR M W， et al. Frogs in boiling water： a moderated-mediation model of exploitative leadership， fear of negative evaluation and knowledge hiding behaviors[J]. Journal of Knowledge Management， 2021， 25（8）： 2067-2087.

[5] MAJEED M， FATIMA T. Impact of exploitative leadership onpsychological distress： a study of nurses[J]. Journal of Nursing Management， 2020， 28（7）： 1713-1724.

[6] GUO L， CHENG K， LUO J. The effect of exploitative leadership on knowledge hiding： a conservation of resources perspective[J]. Leadership & Organization Development Journal， 2021， 42（1）： 83-98.

[7] 劉芳，王涵.分享還是沉默？參與型領導對員工知識隱藏的非線性影響研究[J].科技創(chuàng)業(yè)月刊，2024，37（4）：131-136.

[8] 解志韜，王辰軒.辱虐管理對科研團隊突破性創(chuàng)造力的影響[J].統(tǒng)計與決策，2022，38（14）：184-188.

[9] 袁凌，蔣鎮(zhèn)武.差異化辱虐管理對團隊績效的影響研究——一個被調節(jié)的中介模型[J].軟科學，2022，36（2）：36-42.

[10] 張軍偉，張亞軍，尹長琴，等.寬恕的代價：領導寬恕、員工道德推脫與工作場所越軌行為的關系研究[J].管理評論，2023，35（2）：228-236.

[11] NEWMAN A，LE H，NORTH-SAMARDZIC A，et al.Moral disengagement at work：a review and research agendal[J].Journal of Business Ethics，2020，167（3）：535-570.

[12] 咼林義，杜旌，鄭雪妮.剝削型領導研究述評[J].中國人力資源開發(fā)，2023，40（9）：40-57.

[13] 孫亞笛，張永軍.吐槽與跳槽：剝削型領導對員工抱怨行為和離職意愿的影響[J].心理研究，2022，15（3）：236-245.

[14] CONNELLY C E， ZWEIG D， WEBSTER J， et al. Knowledge hiding in organizations[J]. Journal of organizational behavior， 2012， 33（1）： 64-88.

[15] HE P， ANAND A， WU M， et al. How and when voluntary citizenship behaviour towards individuals triggers vicious knowledge hiding： the roles of moral licensing and the mastery climate[J]. Journal of Knowledge Management， 2023， 27（8）： 2162-2193.

[16] CERNE M， NERSTAD C G L， DYSVIK A， et al. What goes around comes around： knowledge hiding， perceived motivational climate， and creativity[J]. Academy of Management journal， 2014， 57（1）： 172-192.

[17] CONNELLY C E， ZWEIG D. How perpetrators and targets construe knowledge hiding in organizations[J]. European Journal of Work and Organizational Psychology， 2015， 24（3）： 479-489.

[18] CROPANZANO R，MITCHELL M S. Social exchange theory： an interdisciplinary review[J]. Journal of Management， 2005， 31（6）： 874-900.

[19] WANG Z， REN S， CHADEE D， et al. The influence of exploitative leadership on hospitality employees’ green innovative behavior： a moderated mediation model[J]. International Journal of Hospitality Management， 2021， 99： 103058.

[20] BANDURA A. Selective moral disengagement in the exercise of moral agency[J]. Journal of Moral Education， 2002， 31（2）： 101-119.

[21] BANDURA A， BARBARANELLI C， CAPRARA G V， et al. Mechanisms of moral disengagement in the exercise of moral agency[J]. Journal of Personality and SocipaCgbWxPNlGhWbj/Lcubaw==al Psychology， 1996， 71（2）： 364-374.

[22] DETERT J R， TREVINO L K， SWEITZER V L. Moral disengagement in ethical decision making： a study of antecedents and outcomes[J]. Journal of Applied Psychology， 2008， 93（2）： 374-391.

[23] VALLE M， KACMER K M， ZIVNUSKA S， et al. Abusive supervision， leader-member exchange， and moral disengagement： a moderated-mediation model of organizational deviance[J]. The Journal of Social Psychology， 2019， 159（3）： 299-312.

[24] 周芳芳，陸露，張亞軍，等.自利型領導對員工越軌行為的影響：基于認知和情感的雙路徑研究[J].管理評論，2021，33（7）：237-248.

[25] 張軍偉，張亞軍，尹長琴，等.寬恕的代價：領導寬恕、員工道德推脫與工作場所越軌行為的關系研究[J].管理評論，2023，35（2）：228-236.

[26] HUANG G， WELLMAN N， ASHFORD S J， et al. Deviance andexit： The organizational costs of job insecurity and moral disengagement[J]. Journal of Applied Psychology， 2017， 102（1）： 26-42.

[27] 閆艷玲，張省，楊倩，等.家庭支持型領導、技術壓力與新生代員工反生產(chǎn)行為[J].軟科學，2024，38（1）：132-137.

[28] 蘇宗偉，李歡，杜娟.仁慈型領導對員工工作偏離行為的雙刃劍效應研究[J].管理學報，2022，19（3）：362-372.

[29] CHENG K， GUO L， LUO J. The more you exploit， the more expedient I will be： a moral disengagement and Chinese traditionality examination of exploitative leadership andemployee expediency[J]. Asia Pacific Journal of Management， 2021，6： 1-17.

[30] LYU Y，WU L Z， Ye Y， et al. Rebellion under exploitation： How and when exploitative leadership evokes employees’ workplace deviance[J]. Journal of Business Ethics， 2023， 185（3）： 483-498.

[31] BASAAD S， BAJABA S， BASAHAL A. Uncovering the dark side of leadership： how exploitative leaders fuel unethical pro-organizational behavior through moral disengagement[J]. Cogent business & Management， 2023， 10（2）： 2233775.

[32] 鄭清，葉寶娟，葉理叢，等.道德推脫對大學生網(wǎng)絡攻擊的影響：道德認同的中介作用與性別的調節(jié)作用[J].中國臨床心理學雜志，2016，24（4）：714-716，683.

[33] AQUINO K， REED II A. The self-importance of moral identity[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 2002， 83（6）： 1423-1440.

[34] JORDAN J， MULLEN E， MURNIGHAN J K. Striving for the moral self： the effects of recalling past moral actions on future moral behavior[J]. Personality and Social Psychology Bulletin， 2011， 37（5）： 701-713.

[35] 肖小虹，王婷婷，陸露.自戀型領導對知識隱藏的影響研究：道德認同的調節(jié)作用[J].山東財經(jīng)大學學報，2020，32（6）：67-75.

[36] REYNOLDS S J， CERANIC T L. The effects of moral judgment and moral identity on moral behavior： an empiricalexamination of the moral individual[J]. Journal of Applied Psychology， 2007， 92（6）： 1610-1624.

[37] JOHNSON H H， UMPHRESS E E. To help my supervisor： identification， moral identity， and unethical pro-supervisor behavior[J]. Journal of Business Ethics， 2019， 159（2）： 519-534.

[38] O'REILLY J， AQUINO K. A model of third parties' morally motivated responses to mistreatment in organizations[J]. Academy of Management Review， 2011， 36（3）： 526-543.

[39] 蘇宗偉，李歡，杜娟.仁慈型領導對員工工作偏離行為的雙刃劍效應研究[J].管理學報，2022，19（3）：362-372.

[40] GAN C. Ethical leadership and unethical employee behavior： A moderated mediation model[J]. Social Behavior and Personality： An International Journal， 2018， 46（8）： 1271-1283.

[41] MOORE C， DETERT J R， KLEBE TREVINO L， et al. Why employees do bad things： moral disengagement and unethical organizational behavior[J]. Personnel Psychology， 2012， 65（1）： 1-48.

[42] CONNELLY C E， ZWEIG D， WEBSTER J， et al. Knowledge hiding in organizations[J]. Journal of Organizational Behavior， 2012， 33（1）： 64-88.