包容性领导对员工创新行为的曲线效应：隐性知识分享与工作年限的作用

《Journal of Innovation & Knowledge》：The curvilinear impact of inclusive leadership on employees’ innovative behavior: The roles of tacit knowledge sharing and work tenure

　　郭润平|王克才|李梦瑶|卢鹏|张启涵
吉林大学商学院技术经济系，长春，吉林130012，中国

**摘要**
虽然以往的研究强调了领导风格在塑造员工创新行为方面的重要性，但其背后的机制仍不清晰。本研究结合社会交换理论和知识创造理论，探讨了包容性领导力和隐性知识共享对员工创新行为的影响，其中隐性知识共享作为中介变量，工作年限作为调节变量。本研究采用问卷调查方法，从中国企业的283名员工中收集有效样本数据，并通过层次回归分析来检验假设。结果表明，包容性领导力对员工创新行为具有倒U形影响。隐性知识共享也对员工创新行为具有倒U形效应，并调节了包容性领导力与员工创新行为之间的关系。此外，工作年限对包容性领导力与员工创新行为之间的关系具有正向调节作用，同时对包容性领导力与隐性知识共享之间的关系具有负向调节作用。总体而言，这些发现丰富了人们对包容性领导力与员工创新行为之间关系的理论理解，并为促进员工创新行为提供了宝贵的管理启示。

**引言**
随着人工智能的不断发展，商业环境变得越来越复杂（Babina等，2024）。持续创新已成为组织生存的关键资源，而员工的创新行为在推动这一进程和支持企业发展中起着关键作用（Zhang & Yang，2021；Zhang等，2025）。员工的创新行为是指员工识别机会、产生想法、寻求上级或团队的支持、制定合理的实施计划并整合现有资源以开展创新行动的过程（Malibari & Bajaba，2022）。因此，了解如何激发员工的创新行为以维持组织的竞争优势已成为管理实践和理论研究的核心问题。
领导风格显著影响员工在工作场所的态度和行为（AlNuaimi等，2022；Goswami & Agrawal，2023；Kang等，2015），从而在组织背景下促进创新和创造力（Karatepe等，2020）。然而，在数字时代，人工智能和大数据等技术的不断涌现使得企业环境变得尤为复杂和动荡。这加剧了组织对创造力、适应性和创新的需求（Janssen等，2025）。在这种动态且不确定的环境中，有效的领导成为企业持续竞争优势的关键驱动力（Hughes等，2018）。相比之下，以控制、层级和规则为导向的传统领导风格在这种新情况下效果有限。这促使人们采用了新的领导风格，即包容性领导（Randel等，2018）。
包容性领导是以关系为导向的，强调领导者与员工之间的双向互动，其特点是开放性、可接近性和可访问性（Carmeli等，2010；Korkmaz等，2022）。尽管它在概念上与其他积极领导风格有相似之处，但其理论核心与众不同，超越了授权领导、谦逊领导或参与式领导。具体来说，授权领导注重自主性，而参与式领导强调参与决策（Dennerlein & Kirkman，2022），但它们往往忽视了个体独特性与集体归属感之间的内在矛盾（Korkmaz等，2022；Randel等，2018）。同样，谦逊领导鼓励从下属那里学习，但它缺乏创建高风险创新尝试所需的主动开放性和可接近性（Kelemen等，2023；Li等，2025）。包容性领导通过确保员工感到被包容并因其差异而受到重视，独特地解决了这一矛盾（Carmeli等，2010）。这种双重关注对于异质知识整合尤为重要，而这是员工创新的基础。通过积极邀请多元观点并保持可接近性，包容性领导者能够降低隐性知识共享的障碍，这是单纯的授权或参与无法实现的（Li等，2025；Liu等，2025）。
现有文献主要关注包容性领导的积极影响（Javed等，2021；Wu & Li，2023；Zafar等，2024；Zhong等，2022）。基于社会交换理论及其固有的互惠规范，学者认为包容性领导者通过提供必要的社会情感支持创造了支持性环境（Carmeli等，2010；Choi等，2017）。通过重视员工的独特性并培养归属感（Randel等，2018），他们增强了心理安全、创造性自我效能感和自主动机（Javed等，2021；Li & Tang，2022；Zafar等，2024）。因此，员工通过参与创新行为来回报这种高质量的关系交换（Ashikali等，2021；Singh等，2025；Zhang & Zhao，2024）。在这种线性范式中，包容性领导一直被视为组织包容氛围和创新绩效的关键催化剂（Wu & Li，2023；Zhong等，2022）。然而，一些研究也指出了包容性领导可能对员工产生负面影响（例如，降低任务绩效和减少创造力）（Zheng等，2018；Zhu等，2020），表明其潜在的缺点。最近的学术辩论指出，包容性领导在平衡归属感和独特性时面临矛盾，不当的包容性可能导致持续冲突和潜在挑战（Zheng等，2025）。同时，其他研究认为包容性领导可能会增加项目经理的角色负担和压力（Zaman等，2024），引发身份威胁和功能失调的结果（Lagowska等，2025）。这种光明与黑暗之间的鲜明对比表明，包容性领导对员工创新行为的影响可能是曲线性的，而不仅仅是线性的。然而，当前讨论中仍存在两个关键空白：（1）解释这种曲线（倒U形）关系的系统理论框架尚未完善，导致包容性领导的最佳“最佳点”尚未确定；（2）其潜在机制和边界条件的“黑箱”需要被揭开。
现有研究表明，包容性领导对创新行为的影响可能通过中介机制起作用，学者被鼓励探索这些潜在过程（Hughes等，2018；Zhang & Zhao，2024）。然而，尚未有研究从隐性知识共享的角度探讨这一关系。研究表明，包容性领导通过鼓励跨层级对话和经验共享，可能成为隐性知识传播的关键催化剂（Ashikali等，2021；Carmeli等，2010；Singh等，2021）。个体隐性知识通过社会化和外部化转化为组织知识资产，从而促进创新行为（Konno & Schillaci，2021）。然而，过度包容的领导可能导致隐性知识共享超过最佳阈值，导致信息过载或认知负担。因此，可能会出现“好东西过多”（TMGT）效应，抑制员工的创新行为。因此，本研究认为隐性知识共享是包容性领导对创新行为产生非线性影响的关键行为途径。此外，研究表明员工的工作年限会影响他们的工作态度、认知和行为（Ng & Feldman，2011）。为了进一步研究这一机制，本研究引入工作年限作为调节变量，以捕捉领导风格对知识共享与创新行为之间关系的边界效应。

**研究方法**
本研究以中国企业的283名员工为样本，构建了一个调节中介模型，解释包容性领导如何影响员工创新行为，重点关注隐性知识共享的中介路径和工作年限的调节作用。该研究在两个方面为现有文献做出了贡献：首先，通过确定包容性领导对创新行为的倒U形影响，它超越了传统的线性范式，并为复杂组织环境中包容性的TMGT效应提供了实证证据；其次，它通过隐性知识共享的视角揭示了这种非线性关系的内部传递机制，同时将工作年限作为动态调节变量，揭示了员工资历在领导力-创新关系中的关键作用。

**理论背景和假设发展**
社会交换理论和知识创造理论为解释本研究中的变量关系提供了有效的理论视角。社会交换理论强调参与知识交换的各方之间的社会互动，认为个体之间建立的各种关系以及社会中发生的所有行为本质上都具有交换性质（Blau，1964）。员工对信息交换的态度和热情取决于他人的反馈和开放性（Cropanzano等，2017；Meira & Hancer，2021）。包容性领导具有可接近性、开放性和可访问性的特点，可以营造和谐、民主和协调的工作环境（Randel等，2018）。它赋予员工高度的自主性和心理安全感，从而促进组织内的知识共享和流通（Eskerod等，2015；Rezaei等，2022），特别是隐性知识，为员工的创新行为奠定了知识基础。基于社会交换理论，包容性领导者通过开放的沟通、认可和容忍错误与员工建立高质量的社会交换关系（Blau，1964）。在这种关系中，员工感受到领导的支持，并以创新行为作为回应。例如，他们更倾向于积极参与创造性活动（Liu等，2012）。然而，过度的包容性可能会将社会交换的重点从团队贡献转向对领导者的忠诚（Humberd & Rouse，2016；Ma & Tang，2023）。在这种情况下，员工可能会为了避免破坏和谐关系而避免提出具有挑战性的想法，从而限制了创新所需的批判性思维（Carnevale等，2020）。
基于知识创造理论，创新本质上是个体隐性知识通过社会互动转化为显性创新成果的过程（López-Cabarcos等，2020；Nonaka & Von Krogh，2009；Park等，2022）。作为这一转化的关键驱动力，隐性知识共享通过频繁的社会互动促进了创新想法的传播和发展（Zafar等，2024），为员工的创新提供了多样化的资源和灵感（Akram等，2020）。然而，与可以低成本编码和传输的显性知识不同，隐性知识是个人化的、难以表达的且依赖于具体情境的。其共享通常伴随着巨大的认知成本和情感投入（Holste & Fields，2010）。因此，当隐性知识共享的强度超过某个阈值时，频繁的非结构化互动可能导致认知过载和资源消耗（Hadash等，2025）。此时，维持高强度互动所消耗的认知资源将超过它们产生的边际信息价值，从而挤占了员工本可以分配给实质性创新实践的认知资源，最终阻碍创新行为（Mehmood等，2025）。

**包容性领导与员工创新行为**
基于社会交换理论和TMGT效应，本研究认为包容性领导对员工创新行为的影响不是简单的正向线性关系，而是一种非线性的倒U形模式，表现为最初的促进效应之后是抑制效应。当包容性领导力从低水平上升到中等水平时，基于互惠的高质量社会交换关系能有效刺激员工的创新行为。首先，领导者的可访问性和可接近性使员工能够在需要时及时获得指导、反馈和支持，从而促进创新（Carmeli等，2010）。通过尊重组织成员之间的个体差异，并为他们提供关键知识和财务资源（Zhong等，2022），领导者创造了支持性的创新氛围，增强了员工的心理安全感和归属感，降低了创新的社交风险成本（Hirak等，2012；Kim等，2024）。这鼓励员工积极参与创新过程和知识传播（Kang等，2016）。其次，开放性和双向互动建立了积极的情感纽带（Mitchell & Boyle，2019）。它们鼓励员工分享新想法、知识并提出改进建议（Mitchell & Boyle，2019），从而提高创新性。此外，领导者通过认真倾听新想法，帮助员工摆脱思维惯性并提出新解决方案，从而促进员工的创新行为（Korkmaz等，2022）。最后，包容性领导赋予员工更大的自主性和独立性（Carmeli等，2010）。通过容忍创新过程中的错误和失败，企业为员工提供了充分的空间来发挥他们在专业领域的优势，从而显著提高了创新行为的可能性（Ding等人，2024年）。然而，当包容性领导超过某个临界点时，团队成员之间的互惠关注点从整个团队转移到了领导者身上。成员们认为，过度关注团队贡献可能会与领导者的观点和决策偏好产生冲突（Carnevale等人，2020年；Ma & Tang，2023年）。在这种情况下，团队成员更倾向于顺从而非挑战领导者，以此表现忠诚（Humberd & Rouse，2016年）。这抑制了创新所需的批判性思维，并限制了多样化想法的产生。首先，过度的开放性可能导致信息过载和决策效率低下（Zheng等人，2025年）。领导者对所有观点的一视同仁可能导致意见分散、模糊以及创新方向的不确定性（Liu等人，2025年）。这也可能引发角色模糊，削弱决策效率和领导权威（Zheng等人，2018年），最终阻碍创新。其次，过度的可接近性可能会使员工产生心理依赖。适度的支持可以激发互惠，但持续的便利性会降低员工独立解决问题的能力。随着时间的推移，这可能会抑制独立思考（Ma & Tang，2023年），并扼杀创新所需的独立探索精神。此外，过度的心理安全感和宽容可能会破坏社会交换中的“绩效-回报”逻辑，降低员工主动参与具有挑战性行为的意愿。当员工感到被组织完全接受时，他们可能认为没有必要再投入额外的资源、情感和努力来获得已经获得的安全感和公平地位（Zheng等人，2018年），从而减少了他们为了展示能力和独特性而创新的动力（Lam等人，2015年）。如果领导者盲目容忍下属的错误和失败，员工可能无法从中及时学习，从而难以促进创新行为（Ma & Tang，2023年）。在没有问责制或绩效压力的情况下，员工缺乏职业抱负和责任感，最终削弱了他们的创新动力（Loi等人，2011年；Zheng等人，2018年；Zhu等人，2020年）。基于上述讨论，我们提出以下假设：

H1 包容性领导对员工的创新行为具有倒U形影响。

### 包容性领导与隐性知识共享
包容性领导既促进了员工的独特性，也增强了他们的归属感，从而提高了工作满意度。在包容的氛围中，员工感受到团队认同（Wu & Li，2023年），同时通过整合差异和适应不同的决策方式来展现自己的独特性（Choi等人，2017年；Martin等人，2013年）。根据社会交换理论，员工与组织之间的关系是互惠的（Blau，1964年）。包容性领导为员工提供了心理安全感，增加了他们对组织软文化和硬系统的接受度（Eskerod等人，2015年；Li & Tang，2022年）。当员工感到被认可和重视时，他们的内部人地位感会增强（Lam，2007年；Zhao等人，2019年）。同样，当领导者表现出开放性和包容性时，员工会对工作内容更加乐观，他们的韧性和自我效能也会逐渐提高（Javed等人，2021年）。随着时间的推移，这些因素会积累心理资本，提高工作满意度并激励员工参与超出职位要求的行为（Hsu & Chen，2017年）。隐性知识共享是一种超出职位要求的行为（Bavik等人，2018年）。它涉及基于信任的个人经验和知识的交流，使员工能够突破社会困境、内化知识并生成新想法（Khan等人，2023年）。社会困境意味着，当员工分享知识时，这些知识也会变得容易被他人获取，可能会降低他们的竞争优势。因此，员工可能会犹豫是否分享知识（Zhao等人，2019年）。这表明隐性知识共享需要组织成员之间频繁的知识交流和足够的信任（Capestro等人，2024年）。基于社会交换理论，包容性领导通过建立互惠规范和信任氛围显著降低了这些社会风险（Iqbal等人，2023年）。具体来说，通过营造包容性的组织氛围，包容性领导鼓励员工分享他们的独特见解，从而增强他们分享隐性知识的意愿（Ashikali等人，2021年）。这种互动现象可以有效增加员工对组织的依赖，强化他们作为内部人的认同感，同时保持他们的独特性（Lam等人，2007年）。组织内的信任增强了成员间的合作，提高了分享隐性知识的可能性（Al Saifi等人，2015年）。总之，从社会交换理论的角度来看，包容性领导为员工提供了有价值的激励。具体而言，它通过建立积极的关系并作为榜样来鼓励员工分享知识。

H2 包容性领导对隐性知识共享有积极影响。

### 隐性知识共享与员工的创新行为
创新是指将新产品、服务或流程引入企业的生产环节或业务流程中以提高绩效（Sarooghi等人，2015年）。员工的创新行为不仅受个人因素的影响，还受到他们在组织内部持续的知识传播、积累和应用的影响（Bouncken等人，2021年；Kucharska & Erickson，2023年）。换句话说，知识是创新行为的基础，而知识共享（尤其是隐性知识共享）是创新行为的关键推动因素（Bruns，2013年；Huarng等人，2018年）。隐性知识在编码和描述上的固有难度对其传播构成了挑战（Holste & Fields，2010年）。然而，其不可模仿性和情境依赖性赋予了它独特的战略价值，使其成为组织创新和可持续竞争优势的关键来源（Castellani等人，2021年）。作为一种有效的知识传播方式，隐性知识共享可以加速组织内部的知识流动，激发员工通过与他人互动学习，并激发更深入的个人思考（Sheehan等人，2020年）。员工可以持续交流想法并提供有效反馈，使其成为员工合理应用知识和产生创新行为的重要途径。然而，一旦组织内的隐性知识共享超过某个临界点，其对员工创新行为的影响就会发生变化。员工的创新行为是一个包含想法生成、推广和实施的复杂多阶段过程，这需要持续的关注和深度思考能力（Malibari & Bajaba，2022年；Zhang等人，2025年）。如果员工的注意力被分散的隐性知识共享活动所占据，他们将难以从事高质量的创新（Kucharska & Erickson，2023年）。基于知识创造理论，信息过载和认知疲劳会降低员工从外部来源获取、转化和内化新知识的能力（Nonaka & Von Krogh，2009年）。这进一步削弱了他们将隐性知识转化为明确知识的能力（Park等人，2022年），并限制了他们生成想法或有效重组知识的能力，从而抑制了创新行为（Zhou等人，2025年）。隐性知识共享不仅仅是一个简单的信息传递过程，而是一个高强度的认知重构过程（Y?ld?z等人，2025年）。当组织内共享的隐性知识量超过单个员工的最佳处理能力时，输入和吸收之间就会出现不平衡（Cristache等人，2025年）。在这种情况下，员工可用的有效知识会被模糊、冗余或低价值的信息所掩盖，导致信息过载和认知资源的稀释（Intezari等人，2017年）。这降低了员工对关键信息的敏感度，迫使他们在信息筛选、精炼和整合上花费更多的时间和精力，减少了可用于创新的认知资源（Akram等人，2020年；Huarng等人，2018年）。随着这种认知负担的积累，员工的知识吸收能力可能会过载，限制了他们的认知重构和创新思维。这使得形成创新所需的系统知识框架变得困难（Rezaei等人，2022年）。当隐性知识共享过度时，它从一种资源转变为一种干扰（Dzenopoljac等人，2025年）。大量非结构性和依赖情境的信息可能会压垮员工的工作记忆，造成巨大的外部认知负担（Zhang等人，2022年）。过度的隐性知识共享还可能引发创新疲劳（Dzenopoljac等人，2025年；Wang & Wang，2012年）。持续的沟通、频繁的信息冲突和不断更新的知识要求增加了员工的外部认知负担。这导致心理耗竭，因为他们不断调整认知模式并吸收隐性知识（Huarng等人，2018年）。当这种高强度的认知重构和信息处理所造成的心理压力超过员工的恢复和调节能力时，可能会引发创新倦怠（Bani-Melhem等人，2018年）。创新倦怠不仅削弱了员工参与探索非传统问题的意愿，还减少了他们参与复杂、模糊和高风险创新活动的热情和动力（Bani-Melhem等人，2018年；Singh等人，2021年）。

### 隐性知识共享的中介作用
知识是企业重要的战略资源和核心资产（Xu & Cavusgil，2019年）。知识共享则是影响企业创造力和竞争力的关键因素（Y?ld?z等人，2025年）。在其各种形式中，隐性知识共享在连接包容性领导与员工创新行为方面尤为重要。根据社会交换理论，隐性知识共享并非孤立存在，而是随着员工不断深入参与组织环境和任务而逐渐形成和培养的（Caputo等人，2021年）。随着时间的推移，员工逐渐获得了个人工作技能、问题解决方法和行业见解形式的隐性知识（Enwereuzor，2021年）。当这些知识被分享时，可以激发新的灵感和创新想法，从而促进创新行为。适度的包容性领导有助于营造高信任度的团队氛围（Zafar等人，2024年），这鼓励员工分享他们难以获取的个人经验并参与隐性知识共享（Terhorst等人，2018年；Yang & Farn，2009年）。基于社会交换理论，这种行为会触发互惠规范（Blau，1964年），激励其他成员贡献自己的智慧，从而培育一个支持创新的生态系统（Korkmaz等人，2022年）。在这种环境中，员工更有信心提出大胆的想法，因为他们知道自己的观点得到了团队知识网络的支持（Rogozińska‐Pawe?czyk & Sudolska，2024年）。具体来说，包容性领导致力于创建一个开放的沟通环境。通过鼓励多样化的观点和积极倾听，它加速了组织内的知识流动，从而促进员工的创新行为（Zhang等人，2022年）。这种开放的环境提高了知识的可获取性，使员工能够更方便地获取多样化的信息和资源（Pi?eiro-Chousa等人，2020年）。因此，员工更愿意分享他们的见解，促进了组织成员之间的隐性知识共享（Kucharska & Erickson，2023年）。通过持续的互动和知识交流，组织可以形成一个专业化和复杂化的知识和技能体系，进一步提升了员工的创新行为（Y?ld?z等人，2025年）。基于上述分析，我们提出以下假设：

H4 隐性知识共享在包容性领导与员工创新行为之间起到中介作用。

### 工作年限的调节作用
工作年限指的是员工在组织中的服务时间，是影响员工工作态度、认知和行为的关键变量（Ng & Feldman，2011年；Singh，2025年）。它不仅仅是时间的简单累加，而是组织社会化过程的历时性表现。这一过程使员工逐渐适应组织，与主管和同事建立信任，并履行自己的职责（Ng & Feldman，2011年）。根据社会交换理论，工作年限较长的员工倾向于将包容性领导所提供的创新空间视为一种认可。随着时间的推移，他们积累了社会资本和专业知识，从而增强了他们的创新行为（Konno & Schillaci，2021年；Kim & Shim，2018年）。因此，本研究认为员工的工作年限可能会缓解包容性领导对员工创新行为的倒U形影响。具体来说，在包容性领导达到临界点之前，较长的工作年限会增强其积极影响。然而，当包容性领导力超过某个阈值时，较长的工作年限将减轻其对创新的负面影响。从自我决定理论的角度来看，内在动机是创新行为的必要前提。员工的内在动机源自他们的能力感（Gagné等人，2022；Yu等人，2024）。具有较长工作年限的员工不仅积累了丰富的专业技能，还对组织产生了情感上的承诺（Atatsi等人，2021），这使得他们相比新员工具有更高的能力感。当包容性领导力处于中等水平时，员工会将“包容性”视为对其专业能力的认可，从而增强他们的内在动机和创新行为（Choi等人，2017；Javed等人，2019）。即使包容性领导力超过了阈值并带来潜在风险，具有较长工作年限的员工也可以利用他们积累的经验知识来独立设定明确的创新路径（Atatsi等人，2021），降低不确定性的感知强度，从而减轻过度包容性可能对创新产生的抑制作用（Ma & Tang，2023）。相比之下，工作时间较短的员工正处于角色适应和能力构建阶段，缺乏对组织惯例的系统性理解（Ng & Feldman，2011；Singh，2025）。一旦包容性领导力超过临界值，他们可能会因为角色模糊和资源错位而感到困惑，并经历创新停滞（Zaman等人，2024）。此外，工作时间较长的员工通常与组织有很强的认同感，并将包容性领导力赋予的适度自主权视为其责任的延伸（Farmer等人，2003；Singh等人，2025）。在适度包容性领导的指导下，员工会积极扩展自己的责任范围，增加跨部门合作行为，从而提升他们的创新行为（Bammens，2016）。然而，当包容性领导力超过某个限度且缺乏外部约束时，工作时间较长的员工会感到在公司中缺乏控制感。他们会协调团队的创新方向并控制创新资源的利用，以保持组织的稳定性和地位（Popa等人，2017），从而减少过度包容性领导力对员工创新行为的负面影响。基于此，提出了以下假设：H5 工作年限正向调节包容性领导力与员工创新行为之间的倒U形关系。

隐性知识共享是一种高风险、高成本的社会交换行为（Hau等人，2013；Kucharska & Erickson，2023）。因此，本研究认为包容性领导力对这种行为的影响可能因员工的工作年限而异。对于工作时间较短的员工来说，包容性领导力提供的心理安全感和关系资源既稀缺又至关重要，从而推动他们的隐性知识共享行为。相反，工作时间较长的员工从他们的地位和经验中获得了安全感，这可能会减少他们对领导行为的依赖和对回报的敏感性，从而削弱包容性领导力对隐性知识共享的影响。

根据社会交换理论，新员工和资深员工处于不同的社会交换阶段（Blau，1964）。新员工在组织中处于边缘位置，寻求建立高质量的关系以获取资源和组织认可。包容性领导力传递的互惠信号激励他们主动分享隐性知识（Castellani等人，2021）。相比之下，资深员工与组织之间的关系已经从短期互惠转变为长期基于信任的交换（Humberd & Rouse，2016；Ma & Tang，2023）。即使领导者表现出包容性，资深员工仍可能选择保留有价值的知识，减少与其他成员分享经验，以最大化自身利益（Atatsi等人，2021）。随着工作年限的增加，他们保护基于知识权力的意识也可能增强，进一步削弱包容性领导力对知识共享的影响（Singh，2019）。此外，研究表明，当长期任职的员工积累了足够的组织信任和社会资本后，包容性领导力带来的心理安全感和资源支持对知识共享行为的激励作用可能会减弱（Armstrong-Stassen & Schlosser，2011）。

从社会学习的角度来看，个体在新环境中更容易模仿行为（Malibari等人，2025）。新员工具有较高的环境敏感度，倾向于模仿领导者的行为。当包容性领导者表现出开放和知识共享的行为时（Randel等人，2018），新员工会主动模仿这些行为，并通过隐性知识共享融入团队，以获得身份认同（Zhao等人，2019）。相比之下，资深员工已经形成了固定的行为模式，维护现有的关系和现状。他们不太愿意将领导者的行为作为榜样，也不太愿意通过模仿来调整自己的行为（Armstrong-Stassen & Schlosser，2011）。因此，当包容性领导力促进员工之间的隐性知识共享时，长期任职的员工更可能采取中立或观望策略，表现出较低的学习或适应动机（Rhee & Choi，2017）。

从组织认同的角度来看，工作时间较长的员工更愿意在包容性环境中担任导师和隐性知识传递者。然而，他们的知识共享行为是由角色期望和责任感驱动的（Obrenovic等人，2022），而不是由包容性领导力激发的主动行为。此外，较强的组织责任感可能会使他们采取自我保护措施来管理知识，以防止因过度隐性知识共享而导致组织经验和知识损失（Pereira & Mohiya，2021）。基于上述分析，本研究提出了以下假设：H6 工作年限负向调节包容性领导力与隐性知识共享之间的关系。

基于上述分析，本研究构建了如图1所示的理论模型。

### 样本和数据收集程序
本研究采用随机抽样方法收集样本数据，遵循“区域代表性–企业随机性–个体相关性”的三层逻辑，以确保样本的代表性和数据的可靠性。根据北京师范大学国家发展学院发布的《2020年中国区域创新与创业指数报告》，从高活跃地区（北京、上海）、中等活跃地区（四川、河南）和低活跃地区（吉林、黑龙江）各选取了50家中国企业，涵盖制造业、服务业和高科技行业等多个领域。这种分层抽样策略不仅避免了单一地区抽样可能导致的样本偏差，还全面覆盖了中国不同创新和创业发展水平的企业，为研究结果的跨区域普遍性提供了坚实的基础。在调查实施阶段，研究团队通过电话沟通和现场访问与企业代表进行了联系，明确向企业经理解释了研究目的、调查内容和问卷填写指南，并确保所有回答都是匿名的，仅用于学术研究，不披露组织或个人身份。随后，在人力资源部门或指定人员的协助下内部分发问卷。

为了提高数据质量和研究变量的适应性，本研究对调查参与者进行了有针对性的筛选，明确筛选标准为“经常参与知识和信息交换活动的企业核心成员”。具体而言，这包括中层和前线经理、跨部门项目团队领导者以及研发和市场营销等核心部门的关键人员。筛选基于两个主要考虑因素：首先，本研究的核心变量（包容性领导力、隐性知识共享和员工创新行为）与个人的工作互动频率和知识获取与输出的强度密切相关，因此这一群体的工作背景更能准确反映这些变量的特征；其次，核心成员对组织管理模型、领导行为和创新氛围有更全面和深入的理解，减少了因工作接触有限而导致的评估偏差。

总共向120家企业分发了500份问卷。问卷收集后，按照标准程序进行了数据清洗。首先排除了完成时间过短（少于平均完成时间的三分之一）和回答模式化（如全部答案相同）的问卷；其次删除了缺少关键变量条目或不完整的人口统计信息的问卷。筛选后保留了283份有效样本，有效回收率为56.6%。表1详细列出了样本特征，包括不同性别、年龄、工作年限、企业类型和企业规模的分布情况，显示出良好的整体代表性。

### 统计结果
为了检验潜在的非响应偏差，将返回的问卷分为早期响应组（前10%）和晚期响应组（后10%），然后对两组的关键人口统计和组织特征变量进行了独立样本t检验。结果显示，在年龄（t = 0.139，p = 0.890）、工作经验（t = ?0.258，p = 0.798）和企业规模（t = ?1.055，p = 0.296）三个维度上，两组之间没有显著差异，所有p值均超过0.05。这些发现表明本研究未检测到显著的非响应偏差，样本在关键特征上具有很强的代表性。

### 测量方法
为了验证本研究提出的假设，所有关键变量都采用了在知名期刊上发表的成熟量表。这些量表不仅与本研究的理论框架一致，而且已在包括中国在内的多种文化背景下得到验证。所有条目均采用5点李克特量表进行测量，其中“1”表示“强烈不同意”，“5”表示“强烈同意”。

员工的创新行为采用Janssen（2000）开发的9项量表进行测量。该量表涵盖三个维度，即创新想法的生成、推广和实施，在个体创新行为研究中被广泛使用。Peng等人（2019）在其关于中国团队创造力的研究中也有效应用了这一量表，进一步支持了其在中国文化背景下的构念有效性。

包容性领导力采用Carmeli等人（2010）和Choi等人（2017）开发的8项量表进行测量。该量表关注领导风格与员工行为之间的关系，与本研究关于包容性领导力在激发创新行为中的作用的理论逻辑高度一致。Mangi等人（2025）在一项中国管理背景的研究中成功应用了该量表，验证了其跨文化有效性。

隐性知识共享采用Wang和Wang（2012）开发的7项量表进行测量。该量表专门捕捉组织成员之间非正式的、难以编码的经验知识转移，符合本研究关注“隐性知识流动机制”的重点。该文章已被引用839次，并被Wang等人（2024）应用于中国管理背景，验证了其在中国样本中的适用性。

在翻译和本地化过程中，我们严格遵循了回译程序。一个由一位教授和两名博士生组成的翻译团队首先独立完成了英文到中文的翻译，然后进行了交叉核对形成初稿。随后，邀请了一位未参与初次翻译的双语学者将中文初稿回译成英文，并与原始英文版本逐项对比。在正式调查之前，我们还选取了五位企业高管和30名前线员工进行了深入访谈，以识别潜在的理解障碍或文化不匹配的表达。重要的是，所有调整仅限于语言表达层面，没有改变原始量表的因子结构、条目数量或理论内涵。量表详细信息见表3。

工作年限分为五个级别：1=“<1年”，2=“1–10年”，3=“11–20年”，4=“21–30年”，5=“>30年”。借鉴现有研究（Newman等人，2018；Odugbesan等人，2023），本研究选择了员工性别、年龄、职位、教育程度、企业类型和企业规模作为控制变量。为了控制个体和组织层面可能的影响因素（Eldor, 2017; Jada等人, 2019），本研究进一步纳入了两个重要的控制变量：（1）组织创新氛围，使用Oke等人（2013年）开发的4项量表进行测量；（2）工作满意度，使用Pugh等人（2011年）开发的3项量表进行评估。

### 结果
#### 描述性统计和相关性分析
使用SPSS 26.0计算了本研究中变量的均值、标准差和皮尔逊相关系数。描述性统计和相关性分析的结果展示在表2中。这些结果表明关键变量之间存在显著的相关性，为进一步探索它们之间的关系提供了初步基础。

表2. 描述性统计和相关性分析

| 变量 | 均值 | 标准差 | 相关系数 |
|-------------------------------|---------------|-------------|-----------|
| 1. 员工的创新行为 | 3.60 | 0.558 | 0.801 |
| 2. 包容性领导 | 3.90 | 0.670 | 0.188** |
| 3. 隐性知识共享 | 3.749 | 0.622 | 0.362** |
| 4. 工作年限 | 2.160 | 0.748 | ?0.024 |
| 5. 创新氛围 | 3.768 | 0.798 | 0.293** |
| 6. 工作满意度 | 3.723 | 0.816 | 0.274** |
| 7. 性别 | 0.420 | 0.495 | ?0.086 |
| 8. 年龄 | 1.950 | 0.786 | ?0.033 |
| 9. 职位 | 1.570 | 0.789 | 0.272** |
| 10. 教育水平 | 1.190 | 0.391 | ?0.056 |
| 11. 企业类型 | 0.570 | 0.496 | ?0.150* |
| 12. 企业规模 | 4.190 | 1.699 | 0.062 |
| | | | |

**注：** 方差平方根显示在括号中。* p < 0.05, ** p < 0.01**

### 共方法变异（CMV）
为了有效减轻CMV对研究的影响，采用了程序控制和统计测试。在程序控制方面，告知受访者问卷数据将仅用于学术研究，并保证匿名性。解释了专业术语以确保理解，并随机调整问题顺序以避免系统性回答偏差。在统计测试中，使用Harman的单因素测试来检测潜在的CMV。结果显示，第一个因素解释的方差小于40%。此外，根据Kock（2015）提出的PLS-SEM的全共线性评估方法，所有变量的方差膨胀因子（VIF）值均低于3.3。因此，在本研究中CMV不是严重问题。

### 可靠性和有效性
在检验假设之前，本研究严格评估了测量工具的可靠性和有效性，结果如表3所示。所有变量的Cronbach’s α系数均高于0.8，表明具有良好的可靠性。通过因子载荷验证了单个项目的可靠性。虽然大多数载荷超过了0.70的阈值，但项目EIB3的载荷为0.677，略低于0.70但仍处于可接受范围内。移除该项目不会显著提高整体复合可靠性（CR）或平均抽取方差（AVE）值。因此，我们优先维持量表的完整性并保留了该项目。此外，CR值超过0.8，AVE值高于0.5，显示出良好的聚合效度。如表2所示，每个变量的AVE的平方根大于变量之间的相关系数，表明具有良好的区分效度。

表3. 可靠性和有效性分析

| 变量 | 项目载荷 | CR = | AVE = | Cronbach’s α = |
|-------------------------|---------------|-------------|------------|-----------|
| 1. 员工的创新行为 | 0.942 | 0.641 | 0.941 |
| 2. 包容性领导 | 0.938 | 0.653 | 0.938 |
| 3. 隐性知识共享 | 0.937 | 0.679 | 0.937 |
| 4. 工作年限 | 0.819 | 0.938 | 0.938 |
| 5. 创新氛围 | 0.962 | 0.863 | 0.962 |
| 6. 工作满意度 | 0.944 | 0.859 | 0.944 |
| 7. 性别 | 0.420 | 0.495 | 0.495 |
| 8. 年龄 | 1.950 | 0.786 | 0.786 |
| 9. 职位 | 1.570 | 0.789 | 0.789 |
| 10. 教育水平 | 1.190 | 0.391 | 0.391 |
| 11. 企业类型 | 0.570 | 0.496 | 0.496 |
| 12. 企业规模 | 0.419 | 1.699 | 1.699 |
| | | | |

**注：** AVE的平方根大于变量之间的相关系数，表明具有良好的区分效度。

### 假设检验
假设检验的结果展示在表4中。所有回归模型的最大VIF不超过2.56，远低于通常接受的10的阈值，表明没有严重的多重共线性问题。由于样本包括120家企业中的283名员工，所有回归模型均使用了企业层面的群组稳健标准误差，以考虑由于共享的组织环境、企业文化等因素导致的误差项内的潜在相关性。

表4. 假设检验结果

| 模型 | 自变量 | 因变量 | | |
|-------------------|---------------|------------|-------------|
| Model 1 | Y = 员工的创新行为 | IL | 0.035 |
| Model 2 | | TKS | 0.220 |
| Model 3 | | IL×工作年限 | 0.063 |
| Model 4 | | IL2×工作年限 | 0.099 |
| Model 5 | | 工作年限 | ?0.022 |
| Model 6 | | 创新氛围 | 0.122 |
| Model 7 | | 性别 | ?0.035 |
| Model 8 | | 年龄 | ?0.045 |
| Model 9 | | 职位 | 0.168 |
| Model 10 | | 教育水平 | ?0.149 |
| Model 11 | | 企业类型 | ?0.180 |
| Model 12 | | 企业规模 | 0.045 |
| Model 13 | | 常数 | 2.874 |
| Model 14 | | R2 | 0.187 |
| Model 15 | | 调整后的R2 | 0.160 |
| Model 16 | | F值 | 8.969 |

**注：** 方括号内为标准误差。* p < 0.05, ** p < 0.01**

在Model 2中，包容性领导（IL）的平方对员工创新行为有显著的负面影响（β = ?0.148，p < 0.01），支持H1（图2(a)）。

在Model 7中，包容性领导对隐性知识共享有显著的正面影响（β = 0.463，p < 0.01），支持H2。

在Model 3中，隐性知识共享的平方对员工创新行为有显著的负面影响（β = ?0.303，p < 0.01），支持H3（图2(b)）。

结合Model 2、3、4和7的结果，我们可以得出隐性知识共享在包容性领导与员工创新行为之间起到中介作用，支持H4。

在Model 5中，包容性领导的平方与工作年限的交互作用对员工创新行为有显著的正面影响（β = 0.099，p < 0.01）。这表明随着工作年限的增加，包容性领导与员工创新行为之间的倒U形关系变得平缓。换句话说，包容性领导对员工创新行为的倒U形效应减弱，支持H5（图3(a)）。

在Model 8中，包容性领导与工作年限的交互作用对隐性知识共享有显著的负面影响（β = ?0.145，p < 0.01）。这表明随着工作年限的增加，包容性领导与隐性知识共享之间的正面关系变得平缓，意味着包容性领导对隐性知识共享的正面效应减弱，支持H6（图3(b)）。

### 坚韧性测试
首先，为了检验倒U形关系的稳健性并排除“天花板效应”的可能性，本研究采用了限制性三次样条分析。将包容性领导的节点设置在第25、50和75百分位（3.5、4.25），以准确检查量表主要部分的非线性模式。如表5所示，在Model 9中，第一个样条项的系数显著为正（β = 0.357，p < 0.01），而第二个样条项的系数显著为负（β = ?0.302，p < 0.01）。样条项的联合检验显著（F(2, 100) = 11.24，p < 0.01），支持包容性领导与员工创新行为之间的倒U形关系。重要的是，曲线的拐点出现在大约4附近（见图4(a)），远离量表的理论上限（5）。这排除了由测量上限造成的虚假效应的可能性。隐性知识共享与员工创新行为之间非线性关系的测试结果如表5所示，支持倒U形关系（见图4(b)。

表5. 样条回归结果

此外，我们采用了Lind和Mehlum（2010）推荐的三个步骤测试程序，进一步检验了本研究中倒U形关系的稳健性，结果展示在表6中。以包容性领导（IL）与员工创新行为之间的倒U形关系为例：（1）平方项（IL2）的系数为负且显著（β? = ?0.147，p < 0.01）；（2）XL点（IL值的下限）的斜率为正且显著（斜率 = 0.857，p < 0.01），而XH点（IL值的上限）的斜率为负且显著（斜率 = ?0.289，p < 0.01）；（3）基于Fieller方法计算的拐点和95%置信区间在变量值范围内（拐点 = 4.022，95% CI [3.691, 4.604]）。隐性知识共享与员工创新行为之间关系的测试结果也显示在表6中，支持存在倒U形关系。

表6. 倒U形效应的检验

**注：** 方括号内为标准误差。* p < 0.05, ** p < 0.01。

**Haans等人（2016）指出，均值中心化会复杂化拐点的计算，因此这里没有应用均值中心化。**

其次，本研究基于PLS-SEM方法重新检验了理论模型。结果如表7所示，与之前的测试结果一致。

表7. 基于PLS-SEM的假设检验结果

**注：** * p < 0.05, ** p < 0.01**

**最后，为了确保中介效应的稳健性，我们遵循Hayes和Preacher（2010）的建议，检验了隐性知识共享在包容性领导与员工创新行为之间的倒U形关系中的非线性中介效应。表8展示了在特定隐性知识共享水平下的瞬时中介效应（θ）。结果显示，当隐性知识共享处于相对较低和中等水平时，瞬时中介效应显著为正（θ = 0.184，95% CI = [0.104, 0.286]，不包括0；θ = 0.111，95% CI = [0.051, 0.179]，不包括0）。当隐性知识共享处于相对较高水平时，瞬时中介效应不显著（θ = 0.037，95% CI = [?0.049, 0.118]，包括0）。因此，适度的隐性知识共享使包容性领导能够积极影响员工创新行为，而过度的隐性知识共享则阻碍包容性领导对员工创新行为的影响。在这种背景下，包容性领导力被视为一种重要的领导风格，其特点是开放性、可及性和有效的互动性，能够有效满足员工的多样化需求和创新想法（Carmeli等人，2010年；Randel等人，2018年）。现有研究普遍认为，包容性领导力可以激发员工的创新意识，并在动态环境中增强组织的可持续竞争优势（Bani-Melhem等人，2018年；Zhang等人，2022年）。然而，以下一些重要的理论问题尚未得到解答：包容性领导力总是有益的吗？在什么条件下它可能会失败？文化和组织边界条件是什么？因此，深入探讨包容性领导力与员工创新行为之间的关系，不仅有助于提高理论解释力，也有助于理解中国企业在其数字化背景下的创新运作逻辑。基于对中国企业283名员工的调查数据，本研究构建并验证了包容性领导力对员工创新行为影响的机制模型。研究结果表明，包容性领导力与创新行为之间的关系并非单向线性关系，而是呈现出倒U形效应。具体而言，适度的包容性可以促进员工的创新，而过度的包容性可能会导致其作用的边际效果减弱，甚至抑制创新。稳健性测试表明，本研究的理论框架可以解释领导者如何通过其互动特性，在动态商业环境中激发员工的创新行为。这些发现支持大多数学者的观点，即包容性领导力在激励创新方面起着积极作用（Bammens，2016年；Zhang等人，2025年），同时打破了以往研究中普遍假设的线性关系，验证了Ma和Tang（2023年）的理论推断，即包容性领导力具有曲线效应。这一发现从根本上挑战了“越包容越好”的领导力假设，并强调了领导行为的重要性。

此外，本研究还深入探讨了包容性领导力通过隐性知识共享影响员工创新行为的潜在机制。通过尊重员工的差异并增强基于情感和认知的信任（Holste & Fields，2010年），包容性领导力显著提高了员工分享经验性、个体性和难以编码的隐性知识的意愿（Enwereuzor，2021年），从而促进了知识向创新行为的转化。研究结果表明，隐性知识共享在适度包容性的情境下起到了关键的中介作用，阐释了知识流动如何充分释放创新潜力。此外，员工的工作年限调节了包容性领导力的效果，反映了不同职业阶段的员工对领导行为的差异性反应。特别是在中国高权力距离文化的背景下，资深员工在面对过度包容性时更容易感到角色模糊和动力下降，而适度的包容性更有效地激发了他们的经验优势并鼓励知识贡献。

**理论意义**
本研究作出了以下三个理论贡献：
1. 本研究验证了包容性领导力对员工创新行为的倒U形效应，挑战了之前的线性假设。现有研究主要探讨了包容性领导力的积极作用（Carmeli等人，2010年），但对其潜在的负面影响和非线性机制缺乏深入探讨。本研究将中国企业的实际情境纳入研究，将包容性领导力的研究置于领导力悖论和TMGT效应的理论框架之内，通过构建和验证双边剑模型揭示了包容性领导力影响创新行为的非线性路径。研究发现表明，适度的包容性可以促进创新行为，而过度的包容性则可能由于缺乏挑战性压力（Zhu等人，2020年）、角色权威削弱（Zheng等人，2018年）和互惠关系中的依赖性（Ma & Tang，2023年）等原因导致创新受抑。这一发现不仅回应了学术界探索领导力负面影响和过度包容性潜在缺点的呼吁（Korkmaz等人，2022年；Ma & Tang，2023年；Zheng等人，2020年；Zhu等人，2020年），也打破了包容性领导力无冲突且纯粹积极的刻板印象（Zheng等人，2025年），将研究视角从单向线性逻辑扩展到辩证的非线性动态平衡，为理解领导力有效性提供了新的实证支持。
2. 本研究揭示了包容性领导力影响员工创新行为的隐性知识共享机制，回应了学者们揭示领导风格间接驱动员工创新行为的中介路径的呼吁（Hughes等人，2018年；Zhang & Zhao，2024年）。尽管现有研究已确认知识共享在领导风格与员工创新行为之间的中介作用（Akram等人，2020年），但主要关注显性知识共享，而对隐性知识共享的关注不足，而后者难以编码且高度依赖具体情境。本研究结合社会交换理论和知识创造理论，将隐性知识共享作为关键中介变量。研究发现表明，当隐性知识共享超过某个阈值时，由于知识过载、认知冗余和路径依赖效应，员工的创新行为往往会减弱。这有助于明确TMGT效应的边界，并为解释知识共享与创新表现之间的复杂非线性关系提供了新的理论和实证支持。
3. 本研究探讨了工作年限的动态调节效应，揭示了不同工作年限员工在“领导力-创新”关系中的差异性反应。现有研究通常将工作年限视为控制变量，忽视了其作为个体特征资源的重要调节作用。Ng和Feldman（2011年）指出，员工的工作年限对情感承诺与组织公民行为之间的关系具有曲线调节作用。因此，本研究认为工作年限不仅仅是简单的情境因素，而是在高包容性环境中影响包容性领导力对隐性知识共享与员工创新行为关系的关键缓冲因素。通过将工作年限作为调节变量，本研究揭示了相同领导风格下不同工作年限员工的差异性行为模式。这一发现不仅将时间维度纳入领导力有效性模型，还为理解针对不同工作年限员工的差异化管理提供了理论解释。

**管理意义**
本研究对组织领导者提出了以下实践建议：
1. 领导者应认识到包容性领导力在塑造员工创新行为中的作用，同时对可能的负面影响保持警惕。在管理实践中，他们需要摒弃“越包容越好”的线性思维，采用原则性的包容策略，在心理安全与绩效约束之间建立动态平衡。具体而言，领导者在创意生成阶段应表现出高度开放性以鼓励试错，在执行阶段则应引入明确的责任机制和具有挑战性的目标，以防止决策效率低下或员工因过度宽容而产生情感依赖。
2. 鉴于隐性知识共享在推动创新中的中介作用及其边际效应递减的特性，组织不应仅仅追求信息互动的频率，而应致力于优化知识治理的质量和转化路径，构建适度的知识共享系统，防止员工认知过载。领导者应利用数字工具对核心知识进行分类和过滤，降低隐性知识编码的交易成本，确保知识共享能够促进创新而不占用过多认知资源。
3. 管理者必须重视员工工作年限的调节效应，摒弃一刀切的管理模式，实施基于资历的差异化情境管理。对于新员工，提供高强度的包容性和情感支持以缓解他们对知识共享的顾虑很重要；对于资深员工，则应转向适度包容性与高度授权相结合的管理。通过赋予他们更大的自主权和专家地位，领导者可以激发他们的内在动机，使他们摆脱经验主义，参与知识反思，从而实现领导风格与员工职业阶段需求的精准对接。

**局限性与未来研究方向**
本研究存在某些局限性和不足，需要在后续研究中加以改进和完善：
1. 本研究采用横截面研究设计，所有变量均通过员工自我报告获得，这限制了我们得出变量之间因果关系的确定性结论的能力。尽管采取了程序控制和统计测试以减少方法偏差，但单一来源的数据仍可能受到主观因素的影响。为增强因果结论的稳健性，未来研究应采用纵向设计或收集多来源数据，涵盖更广泛的员工群体，并使用多来源和多波数据以提高外部有效性和因果推断能力。这种方法将更准确地捕捉变量之间的动态演变模式和因果关系。
2. 尽管本研究涵盖了不同类型的企业，但未控制特定行业及其对创新行为的潜在影响。由于不同行业（如高科技制造业和传统服务业）的商业环境和创新需求存在差异，员工的创新行为可能因行业而异，因此当前研究的普遍性可能在特定行业背景下受到限制。未来研究可以通过跨行业比较或选择特定行业样本，深入探讨包容性领导力在不同行业情境下的异质性影响，从而扩展研究结论的适用范围。
3. 本研究存在某些可能影响结论普遍性的局限性。尽管样本涵盖了中国不同创新和创业活动水平的地区，但所有数据均来自中国大陆的企业，这可能限制了结果的适用性。未来研究可以扩展到不同文化背景下进行跨行业比较，或选择特定行业样本进行深入研究。
4. 尽管员工自我报告的数据有效捕捉了个体对领导行为、知识共享和创新活动的主观感知，但当前设计未建立真正的多层次结构（例如，同一领导下的多个下属），从而无法测试跨层次机制。此外，虽然研究了组织创新氛围和工作满意度等个体和组织层面的控制变量，但仍忽略了关键团队或组织层面的情境变量。未来研究可以通过采用多层次调查设计，同时收集团队或部门层面的情境数据（如任务结构和协作模式），进一步完善样本策略，从而更系统地揭示包容性领导力影响员工创新行为的多层次机制和情境依赖性。

综上所述，本研究通过社会交换理论和知识创造理论，探讨了包容性领导力对员工创新行为的影响，发现适度包容性领导力通过隐性知识共享促进员工创新行为，而过度包容性则通过隐性知识共享抑制创新行为。未来研究应通过跨文化比较或纳入文化变量来验证模型的普遍性，并进一步探讨团队层面的动态机制，构建更全面的跨层面理论框架。本研究还发现，隐性知识共享对员工创新行为的影响呈倒U形曲线：适度的隐性知识共享有助于促进员工的创新行为。此外，员工的工作年限在这一关系中起到了调节作用。具体来说，它积极作用于包容型领导力与员工创新行为之间的倒U形关系，同时会负面影响包容型领导力与隐性知识共享之间的关系，从而减弱这两种关系的效果。

数据获取：
本研究中的数据可向通讯作者索取。

作者贡献声明：
郭伦平：写作——审稿与编辑、写作——初稿撰写、监督、资源提供、项目管理、方法论制定、资金筹措、概念构思。
王克才：写作——审稿与编辑、写作——初稿撰写、方法论制定、数据管理。
李梦瑶：写作——审稿与编辑、写作——初稿撰写、数据分析。
卢鹏：写作——审稿与编辑、写作——初稿撰写、方法论制定。
张琪涵：写作——审稿与编辑、方法论制定。