（三）神经质的调节作用

　　已有的研究表明，人格特质是个体行为的一个重要的影响因素[29]。构成人格的大五因素分别是：外向性(Extraversion)、宜人性(Agreeableness)、责任性(Conscientiousness)、开放性(Openness to experience)和神经质(Neuroticism)。其中，神经质人格被广泛应用于组织成员的研究。它一方面反映了个体的情绪稳定性，另一方面体现了个体情绪调节能力的高低，高神经质水平的个体对外界的负面信息更加敏感，缺乏对情绪的管控能力，更容易抑郁，而低神经质的个体承受压力的能力较强，善于自我控制，出现极端情绪的情况较少[30]。

　　我们之所以选取神经质作为人格研究变量，是因为在众多的人格特质中，神经质是个体情绪管控能力的体现，在应对负性事件时，相对于低神经质水平的个体，具有高神经质水平的个体自我定位消极，更易表现出负面情绪和消极行为[31]。如前所述，作为职场“冷”暴力的一种表现形式，职场欺凌很可能会对组织认同产生消极影响。据此，我们推测，当研发人员遭遇职场欺凌时，低神经质水平的个体因为具有较好的情绪管控能力，一般会以积极的态度和行为加以应对，这在一定程度上削弱了职场欺凌给组织认同带来的负面影响；而高神经质水平的个体对职场欺凌传递的负面信息更加敏感，倾向于对自身做出反面的评价，加之易表现出过激情绪和行为，这就使得职场欺凌对个体组织自尊产生的负向作用进一步得到强化。基于此，我们提出如下欲验证假设：

　　H3:神经质调节了职场欺凌与研发人员组织认同的关系。神经质水平越高，职场欺凌与组织认同之间的负向关系就越明显。

　　H2与H3所揭示的关系可以进一步表述为有调节的中介作用，即：组织认同中介了职场欺凌对研发人员知识分享意愿的影响，但其中介效应的大小取决于研发人员的神经质水平，也就是说神经质水平调节了组织认同的中介作用。为了进一步对职场欺凌与研发人员知识分享意愿之间的作用机制进行研究，我们提出了有调节的中介效应假设：

　　H4：神经质调节了组织认同在职场欺凌与研发人员知识分享意愿关系间的中介作用，而且只有当研发人员具有较高的神经质水平时，组织认同在职场欺凌与知识分享意愿关系间的中介作用才能得以体现。

　　基于上述假设,本研究的研究框架如图1所示。

　　三、研究方法

　　（一）研究对象及样本结构

　　本研究选取胶东半岛高新技术企业中的研发人员为调查对象，为了尽可能的减少共同方法偏差问题对研究结果的影响，首先，在问卷设计上，采用信度和效度较高的成熟量表，在翻译时尽可能地使条目语句符合中国的表达方式；其次，在进行数据采集时采用纵向追踪的研究设计，建立样本库，分三个时间点分别对不同的变量进行数据采集，每次间隔时间为两个月，第一次问卷调查收集研发人员的个人特征（性别、年龄、工作年限）和职场欺凌方面的数据，第二次问卷调查收集研发人员组织认同和神经质水平的数据，第三次问卷调查获得关于研发人员知识分享意愿方面的数据。问卷以实地走访、电子邮件的形式发放了500份，收回有效问卷357份，有效回收率为71.4%，具体的样本结构见表1。

　　（二）变量测量

　　本研究所采用的用来测量职场欺凌、知识分享意愿、组织认同以及神经质的量表都是国外开发的成熟量表，其可信度已得到认可。为了使得各量表能够更好地应用在中国的组织情境下，我们采用倒译法对原始量表进行翻译[32]。随后，邀请企业研发人员进行预调研，根据回收的78份有效问卷对问卷进行调整，最终形成本研究所使用的初始问卷并进行大规模发放。问卷采用李克特的五点式量表，1表示 “非常不符合”，5表示 “非常符合”。

　　问卷所涉及的量表具体如下：

　　①职场欺凌。采用Einarsen[13]开发的职场欺凌量表中与工作欺凌相关的部分进行测量，该量表能较全面地体现研发人员在组织中遭遇欺凌的情况。在本研究中该量表的信度系数为0.907，共包括9个题项，如“将原本属于你职责范围内的核心任务收回或替换为一些琐碎、令人不愉快的工作”。

　　②知识分享意愿。选用Bock[20]等学者开发的量表进行测量，用来反映研发人员通过各种方式将自身拥有的知识、技能与他人共享的意愿大小。该量表共包括：“我愿意尝试和同事分享我从技术培训中获得的专业知识”等7个题项，信度系数为0.882。

　　③组织认同。本研究中的组织认同主要反映研发人员个体通过自我定位而产生的对于组织的归属感，采用Mael[33]编制的成熟的组织认同量表进行测量。该量表在本研究中的信度系数为0.898，共包括6个题项，如“当我谈论自己公司的时候，通常用‘我们’而不是‘他们’”等。

　　④神经质。选取NEO—FFI中文版中的神经质部分，来体现研发人员的人格特质。该部分包括：“有时我会感到十分羞愧，以至于想要躲起来不见任何人”等12个题项，其中设置了包括“我很少感到恐惧或焦虑”等在内的4个反向题项，在本研究中该量表的信度系数为0.924。

　　⑤控制变量。以往的研究表明，人口统计学变量（如性别、年龄、工作年限等）可能会影响到个体的知识分享意愿[34]，因此，在进行数据分析时，本研究将研发人员的性别、年龄以及工作年限作为控制变量，以便获得更加准确的测量数据。

　　四、数据分析和结果

　　（一）问卷信度和效度检验

　　为保证数据分析结果的可靠性，本研究利用验证性因子分析（CFA）检验量表的信度和效度。检验结果如表2所示。首先，从表2中可以看出，各变量的构建信度（CR）均大于最低可接受值0.5，表明每一潜变量下的题项能够较好地对该潜变量做出解释，这证明该研究中问卷的构建信度达到了要求。其次，对问卷聚合效度的检验结果显示，所有变量的AVE值均大于0.5，说明总变异中的大部分是可由因子解释的，各量表题项之间的一致性较高，说明各量表具有较高的聚合效度。同时，由表3可知，各潜变量的AVE均方根都在0.7以上，均大于各变量间的直接相关系数，这表明每一变量之间具有较高的差异程度，即各量表具有良好的区分效度。

　　探索性因子分析结果显示，职场欺凌、知识分享意愿、组织认同、神经质四个量表的个条目因子载荷均高于0.5，Cronbach's α系数分别为0.907、0.882、0.898、0.924， KMO值分别为0.899、0.889、0.907、0.948，Bartlett球形检验均达到显著水平，表明各量表具有较高的可信度和内部一致性。

　　（二）多重共线性、序列相关性和异方差检验

　　图2 残差项散点图

　　本研究采用了方差膨胀因子（the variance inflation factor，VIF)诊断法对可能存在的多重共线性问题进行检验，以保证模型估计的准确性。经过检验，各变量的VIF值分别为：职场欺凌1.422，组织自尊1.631，神经质1.524，均在临界水平10以下，这表明模型中不存在多重共线性问题。通过D-W检验对序列相关性进行检验的结果表明，本研究中的DW值为1.767，接近2，说明模型中的随机误差项之间的序列相关性问题并不显著。为了检验模型中可能存在的异方差问题，绘制出了如图2所示的散点图，用来表示被解释变量与随机误差项之间的关系，可以看出该散点图呈现无序的分布状态，由此可知模型中不存在异方差。

　　（三）共同方法偏差检验

　　本文采用了纵向追踪的方法进行数据收集，以尽可能地减小共同方法偏差问题的影响。同时，本文采用了Harman单因子检验的方法对可能存在的共同方法偏差

　　问题进行检验。将所有变量的题项同时进行因子分析，采用无旋转的主成分分析方法。结果显示，有四个因子被析出，共同解释了总方差的58.92%，其中第一个因子解释了总方差的35.72%，说明本研究的共同方法偏差问题并不显著，在可接受范围之内[35]。

　　（四）描述性统计分析

　　各变量的描述性统计分析结果见表3，对角线括号内的值为AVE的均方根。从表3中可以看出，职场欺凌与组织认同和知识分享意愿之间都存在显著的负相关（β=﹣0.50，﹣0.38，p<0.01）；组织认同与知识分享意愿之间呈显著正相关（β=0.45，p<0.01）；神经质与组织认同之间存在显著负相关（β=﹣0.55，p<0.01）。由此，H1得到初步验证。

　　注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001（双尾检验）；括号内的值为各项量表的AVE均方根。

　　（五）假设检验

　　注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001；表中所列系数均为标准化回归系数。

　　采用层级回归的方法对H1、H2和H3进行检验，检验结果见表4。从表4可以看出，职场欺凌对知识分享意愿的标准化回归系数为﹣0.379（p<0.001），这表明职场欺凌对知识分享意愿有着显著的负向影响，由此，H1得到支持。

　　为探究组织认同是否在职场欺凌和知识分享意愿之间起到中介作用，将自变量职场欺凌、中介变量组织认同同时纳入回归方程。从表4中的模型5、模型6可以看出：自变量职场欺凌对因变量知识分享意愿的直接影响显著（=－0.379，p<0.001），当加入中介变量组织认同后，这种直接影响的系数由﹣0.379（p<0.001）改变为﹣0.215（p<0.001），这说明自变量职场欺凌对因变量知识分享意愿的直接效应减弱，而此时中介变量组织认同对因变量知识分享意愿的正向效应仍然显著（=0.324，p<0.001），这说明组织认同部分中介了职场欺凌对知识分享意愿的影响，本研究中的H2得到了支持。

　　表4中的模型1、模型2和模型3是对神经质调节作用的检验，模型1检验了自变量的作用，可以看出，职场欺凌对组织认同具有显著的负向影响（=﹣0.504，p<0.001），模型2在模型1的基础上加入了神经质作为调节变量，结果显示神经质对组织认同具有显著负向影响，模型3在模型2的基础上纳入自变量职场欺凌和调节变量神经质的交互项，回归结果表明神经质和职场欺凌的交互项对组织认同的影响显著（=﹣0.151，p<0.01），表明神经质负向调节职场欺凌与组织认同之间的关系，本研究中的H3得到支持。

　　根据Aiken和West[36]提供的方法，绘制出如图3所示的神经质调节效应图来探究不同神经质水平下调节作用的强弱，以便更深入地了解神经质的调节作用。从图3中可以直观地看出，神经质水平在职场欺凌与组织认同之间的负向关系中起到正向的促进作用。也就是说，神经质水平高的研发人员对职场欺凌的感知更加敏感，更加趋向于以消极的态度应对职场欺凌，以至于职场欺凌对组织认同的负面影响会进一步加剧。

　　注：*p＜0.05,**p＜0.01,***p＜0.001；PMX代表职场欺凌对组织认同的影响，PYM代表组织认同对知识分享意愿的影响，PYX代表职场欺凌对知识分享意愿的影响；低神经质代表均值减一个标准差，高神经质代表均值加一个标准差。

　　为了检验有调节的中介模型是否成立，根据Edwards[37]等提出的方法，采用“拔靴法”（Bootstrapping Method）分析组织认同在职场欺凌和知识分享意愿同之间的中介效应是否会因神经质水平的不同而有所差异。从表5中可以看出，在低神经质水平下，职场欺凌通过作用于组织认同进而对知识分享意愿产生的影响并不显著（Δr=﹣0.028，p>0.05）,而在高神经质水平下，职场欺凌通过组织认同对知识分享意愿的影响是显著的（Δr=﹣0.075，p<0.01），并且这种间接效应的差异也是显著的（Δr=﹣0.047,p<0.05），因此，本研究中的H4得到了支持。