沈伊默 周婉茹 魏麗華 張慶林

(1西南大學心理學部,重慶 400715) (2臺灣大學心理學系,臺北 10617)

1 前言

隨著經(jīng)濟和社會的快速發(fā)展、科技的不斷進步,以及全球化競爭的日益加劇,企業(yè)要贏得核心的競爭優(yōu)勢,必須要依靠源源不斷的創(chuàng)新,來生產(chǎn)符合消費者需要的服務及產(chǎn)品(Amabile,1988;Oldham&Cummings,1996;Scott &Bruce,1994)。員工是組織的寶貴資源,是所有產(chǎn)品或服務的創(chuàng)意的發(fā)起者。因此,如何激發(fā)員工的創(chuàng)造性,促進員工的創(chuàng)新行為,已成為學術界及企業(yè)界長期關注的一個重要議題(Amabile,Conti,Coon,Lazenby,&Herron,1996;Drazin,Glynn,&Kazanjian,1999;Perry-Smith&Shalley,2003)。過去關于創(chuàng)新的研究大多集中于組織層次,較少注意到個體與團體層次(West &Farr,1989)。因此,本研究關注的是個體的創(chuàng)新行為。

越來越多的研究表明,領導風格是影響員工創(chuàng)新行為的關鍵情境因素之一。例如,變革型領導(e.g.,Oke,Munshi,&Walumbwa,2009;Pieterse,van Knippenberg,Schippers,&Stam,2010)、授權領導(e.g.,Chen,Sharma,Edinger,Shapiro,&Farh,2011)及真實領導(e.g.,韓翼,楊百寅,2011;Rego,Sousa,Marques,&Cunha,2012)均對員工創(chuàng)新行為有顯著的預測效果。然而,值得注意的是,目前討論并檢驗仁慈領導(benevolent leadership)與員工創(chuàng)新行為間關系的研究卻付之闕如。仁慈領導是指領導者對下屬個人福祉所表現(xiàn)出的個別、全面而長久的關懷(樊景立,鄭伯壎,2000),它被認為是一種具有建設性、深受下屬歡迎的領導行為(Chan &Mak,2012)。Wang和 Cheng (2010)認為,仁慈領導對員工創(chuàng)新行為有積極的促進作用,因為它能為員工提供一個安全的心理環(huán)境,以及更多的任務資源與支持。然而,仁慈領導也能激發(fā)員工的角色義務感(role obligation),引起下屬更多的感恩與回報(如忠誠與服從) (樊景立,鄭伯壎,2000)。在角色責任的驅使下,員工往往不考慮可能的現(xiàn)實情境,也不會提出替代性的問題解決方案,只是一味地接受領導者的命令,這可能會抑制員工創(chuàng)造力的發(fā)揮。因此,研究者們(Karakas &Sarigollu,2012;Wang &Cheng,2010)強烈呼吁在未來的研究中探明仁慈領導與創(chuàng)新行為的復雜關系,特別是弄清楚仁慈領導對員工創(chuàng)新行為的動態(tài)影響機制。

員工創(chuàng)新行為指的是員工在工作過程中,產(chǎn)生富有創(chuàng)造性的構想或問題解決方案,并將其付諸實踐,以成為有用的產(chǎn)品或服務的行為(Scott &Bruce,1994)。它不是員工被期望的,也不是組織獎勵系統(tǒng)涵蓋到的角色內(nèi)行為,而是一種員工自由決定的角色外行為(劉云,2011),它很大程度上與員工的動機狀態(tài)有關(Amabile,1988)。值得注意的是,以往較少有研究者探討并檢驗動機狀態(tài)在領導風格與創(chuàng)新行為關系間的作用與地位。我們認為這可能是一個嚴重的問題,因為員工如何看待自己的工作環(huán)境,以及自己在該工作環(huán)境中如何有效發(fā)揮作用的能力,這都與動機狀態(tài)直接相關(Chen &Gogus,2008;Zaccaro,Ely,&Nelson,2008),它在員工制定相關目標并開發(fā)創(chuàng)造性的解決方案等創(chuàng)新活動過程中扮演著重要的角色(Parker &Ohly,2008)。因此,要深入理解員工的創(chuàng)新行為及過程,我們必須深入探討并檢驗員工創(chuàng)新過程的認知、情感及動機狀態(tài)(Zhou &Shalley,2011),例如個體的內(nèi)部人身份感知(perceived insider status)。在本研究中,我們在Tyler和Lind (1992)的權威關系模型(relational model of authority)的基礎上探討并驗證內(nèi)部人身份感知在仁慈領導和創(chuàng)新行為的關系間可能起到的中介作用。

另外,在重視關系主義(relationalism)的華人社會中,人治色彩十分嚴重(劉軍,章凱,仲理峰,2009),這意味著領導者的仁慈并不是一視同仁地分散到所有的下屬身上,而是采取一種偏私“自己人”的特殊主義式的差別對待,會根據(jù)下屬的需求與親疏遠近有所不同(張瑞平,楊帥,李慶安,2013)。研究者認為,要捕捉人治色彩下的仁慈領導所隱含的特殊主義式的差別對待的內(nèi)涵,則應該考慮差別對待所創(chuàng)造的群體環(huán)境(周婉茹,鄭伯壎,2014),方能了解仁慈領導在親疏有別的關系差異情境下所起到的作用。由于領導?部屬交換關系差異化(leader-member exchange differentiation)這一概念很好地體現(xiàn)了團體內(nèi)領導與不同下屬的交換關系在質量上的差異性(王震,仲理峰,2011),即領導?部屬關系疏密不一的程度,因此我們猜想它可能在仁慈領導?內(nèi)部人身份感知?員工創(chuàng)新行為的關鍵鏈中扮演著重要的作用。具體而言,我們在社會比較理論(Festinger,1954)的基礎上,提出領導?部屬交換關系差異化可能在仁慈領導?內(nèi)部人身份感知?員工創(chuàng)新行為的間接關系中起調節(jié)作用。

2 理論和假設

2.1 仁慈領導、內(nèi)部人身份感知與創(chuàng)新行為

仁慈領導根植于儒家思想中理想的五倫關系(如君仁臣忠、父慈子孝、兄友弟順等),以及人際互惠的規(guī)范。其核心在于強調領導者必須如關愛自己的子女一樣去關懷與照顧下屬,而下屬也應該表現(xiàn)出子女對父親一樣的尊重、忠誠及服從(樊景立,鄭伯壎,2000)。仁慈領導與西方文獻中的“體恤”(consideration)、支持性領導(Deci &Ryan,1987)及領導?部屬交換(Graen &Uhl-Bien,1995)這幾個概念是有顯著區(qū)別的。例如,與后兩者相比,仁慈領導不單單只是在幫助下屬完成工作任務,更是華人領導者責無旁貸的角色義務,而且施恩行為是長期取向的,并不局限于工作上的照顧,也會擴展到下屬的家人及私人的問題上(林姿葶,鄭伯壎,2012;Cheng,Chou,Wu,Huang,&Farh,2004;Pellegrini &Scandura,2008)。

仁慈領導對下屬的尊重與照顧,使得下屬在遇到工作困難時會獲得更多與任務有關的資源與支持,這將確保其在工作中能按照自己的想法和步調來開展工作,因此會增加其工作投入的程度和創(chuàng)新性地開展工作的熱情。此外,仁慈領導會體諒下屬,維護下屬的面子,并對下屬在創(chuàng)新過程中所犯的錯誤采取一種寬宥和容忍的態(tài)度,這會促使下屬不怕犯錯,敢于冒險和承擔責任,創(chuàng)造性地改進工作方法及流程。相關的研究也表明,領導者的同情心與體諒皆與下屬的創(chuàng)新性成果是緊密關聯(lián)的(Matra,Leritz,&Mumfod,2005)。因此,仁慈領導對下屬的創(chuàng)新行為具有積極的推動作用。

同時,該影響過程是借助內(nèi)部人身份感知的中介作用來傳遞的。內(nèi)部人身份感知指的是個體作為組織的成員,對其在組織中贏得個人空間、地位及接受程度的一種自我感知,亦即個體在某一特定組織中能夠感知到自己為組織的“內(nèi)部人”身份的程度(Stamper &Masterson,2002),它反映了個體的自我概念與動機狀態(tài),在員工的創(chuàng)新活動中扮演著重要的作用。相關的研究表明,上級的領導方式很大程度上決定了下屬的內(nèi)部人身份感知(Schaubroeck,Shen,&Chong,2017;尹俊,王輝,黃鳴鵬,2012),因此我們有理由相信領導者的施恩行為有助于個體與組織(或部門)之間建立起緊密的心理聯(lián)系,提升個體的內(nèi)部人身份感知。Tyler和Lind (1992)曾在他們提出的權威關系模型中提出,在團體中個體會依照權威對象(通常為領導者)對待自己的方式,來判斷自己在團體中所占據(jù)的位置或地位(即內(nèi)部人身份感知)。Lapalme等人也在該權威關系模型的基礎上明確指出,領導者的行為是員工判斷自己在群體中占據(jù)何種社會地位的重要線索(Lapalme,Stamper,Simard,&Tremblay,2009)。由于領導者是組織權威的象征,因此仁慈領導的施恩與照顧行為,會向該部屬傳遞這樣的信號：他(她)不僅是領導者的圈內(nèi)人,也是組織的內(nèi)部人,其在組織中擁有著較高的地位(Stamper &Masterson,2002)。因此,仁慈領導對個體內(nèi)部人身份感知有積極的推動作用。

Tyler和同事在權威關系模型,以及之后修訂的關系模型中進一步表示,個體對于內(nèi)部地位的感知會影響到其工作態(tài)度與行為(Tyler &Blader,2000;Tyler &Lind,1992)。當個體的內(nèi)部人身份感知越強烈,其對組織的目標與價值觀會越認同,對組織的積極情感也越強烈(Armstrong-Stassen &Schlosser,2011;Stamper &Masterson,2002)。這種積極的情感狀態(tài)會促使員工采取更靈活的、多方位的思考方式與認知過程,這將有利于員工在工作中產(chǎn)生更多有價值的、富于創(chuàng)造性的觀點并加以實踐,因而有利于員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生與創(chuàng)造性問題的解決(Isen,Daubman,&Nowicki,1987)。相關研究表明,高水平的內(nèi)部人身份感知有利于促進員工的創(chuàng)新行為(王雁飛,蔡如茵,林星馳,2014;Chen &Aryee,2007)。因此,我們提出：

假設1：內(nèi)部人身份感知在仁慈領導與員工創(chuàng)新行為的關系中起中介作用。

2.2 領導?部屬交換關系差異化的調節(jié)作用

在中國社會中,“圈子現(xiàn)象”與差序格局是普遍存在的。例如,在華人組織中,領導者會根據(jù)親?忠?才的標準,將下屬習慣性地分成“圈內(nèi)人”與“圈外人”,并在情感依附與資源分配等方面采取差異化的管理方式與策略(鄭伯壎,1995)。因此,領導者與不同部屬之間在關系的疏密上可能存在著顯著差異(劉軍等,2009;Henderson,Liden,Glibkowski,&Chaudhry,2009)。領導與不同部屬之間形成的關系疏密不一的狀況(即領導?部屬交換關系差異化),反映了團體內(nèi)資源與權力的分布版圖,并在團體運作中起著重要的作用(劉軍等,2009)。

社會比較理論(Festinger,1954)認為,當群體內(nèi)領導者與下屬們在關系疏密上存在著顯著的差異時,群體成員傾向于將自己與領導者的關系,以及自己在組織(或團體)中所處的地位與周圍的同事進行比較,藉以發(fā)展清晰的自我概念。當這種差異越顯著時,團體成員參與這種社會比較的欲望越強烈(Buunk,Zurriaga,Péiró,Nauta,&Gosalvez,2005;Mussweiler,Rüter,&Epstude,2004),越想看看自己與周圍的同事在地位和待遇等方面是否存在顯著的差異(Henderson,Wayne,Shore,Bommer,&Tetrick,2008)。研究者們認為,領導?部屬交換關系差異化可看作是個體在群體內(nèi)相對地位的晴雨表(Liden,Erdogan,Wayne,&Sparrowe,2006),它能為個體提供判斷自己在群體當中占據(jù)何種地位或位階的參照信息(Liao,Liu,&Loi,2010),因此它可能會調節(jié)仁慈領導與內(nèi)部人身份感知之間的關系。

當群體內(nèi)領導?部屬關系疏密方面的差異較大時,表明下屬們在群體內(nèi)各自占據(jù)著不同的位置,其中只有少數(shù)人能成為領導者的“圈內(nèi)人”或班底心腹,并能得到領導者的施恩與照顧(劉軍等,2009)。因此,在面對主管的仁慈領導時,個體可能會將其看作是主管對自己的額外尊重與照顧,從而會感知到自己在組織中擁有較高的重要性、相對地位與接受程度。因此,其對組織的歸屬感也較強烈,更傾向于將自己往領導者的權力版圖的中心位置移動,其內(nèi)部人身份的感知也較強烈(Stamper &Masterson,2002)。換而言之,此時仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的正向關系較強。

當群體內(nèi)領導?部屬關系疏密方面的差異較小時,這意味著群體內(nèi)成員與領導者之間的關系親疏差別不大,或是相當接近;此時,個體可能不大會關心自己與周圍同事之間在地位或待遇方面存在多大的差別。因此,在面對主管的仁慈領導時,個體并不會將其理解為主管對自己的額外尊重與照顧,也感受不到自己在組織中占據(jù)多么重要的位置,因此內(nèi)部人身份感知自然不會太高。換而言之,當群體內(nèi)領導?部屬在關系疏密方面的差異較小時,仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的正向關系較弱。

假設2：領導?部屬交換關系差異化在仁慈領導與內(nèi)部人身份感知關系間起調節(jié)作用,即當關系差異化程度較大時,仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的正向關系較強;反之,此一正向關系較弱。

假設1和假設2所揭示的關系進一步表現(xiàn)為被調節(jié)的中介作用模式(Edwards &Lambert,2007)。具體而言,內(nèi)部人身份感知中介了仁慈領導對員工創(chuàng)新行為的影響;但是該中介作用的大小取決于領導?部屬交換關系差異化的大小。當領導?部屬交換關系差異化水平較高時,仁慈領導對員工創(chuàng)新行為的正向影響較大,因為內(nèi)部人身份感知更多地傳導了仁慈領導對員工創(chuàng)新行為的效應;但是當領導?部屬交換關系差異化程度較低時,由于仁慈領導對內(nèi)部人身份感知正面影響較弱,因此仁慈領導對員工創(chuàng)新行為的效應也就較少地通過內(nèi)部人身份感知來傳導。據(jù)此,我們提出被調節(jié)的中介作用假設：

假設3：領導?部屬交換關系差異化調節(jié)了內(nèi)部人身份感知在仁慈領導和員工創(chuàng)新行為關系間的中介作用,表現(xiàn)為被調節(jié)的中介作用模式;即關系差異化程度較大時,仁慈領導和員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系的強度越強;反之,此一間接關系的強度越弱。

本研究的理論模型,如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 研究樣本及程序

我們選擇杭州和上海的5家企業(yè)(涉及房地產(chǎn)、IT和制藥等行業(yè))來收集相關的調查資料。我們通過主管?員工配對調查的方式,在兩個時間點進行問卷調查,以避免共同方法偏差。在第 1階段,我們讓員工填寫仁慈領導問卷并報告工號等個人資料;在第2階段(3個月后),我們再讓員工填寫內(nèi)部人身份感知和領導?部屬交換等問卷,并讓主管對員工的創(chuàng)新行為進行評價。在實施問卷調查前,我們會與企業(yè)的人力資源經(jīng)理進行協(xié)商,來確定參與調查的主管,并讓主管隨機挑選下屬參與我們的問卷調查。調查時,我們通過工號讓主管與下屬的問卷能夠有效匹對。在調查時,所有被調查的人員均被告知該調查僅用于學術研究,會對調查結果絕對保密,讓被調查者放心填寫。被調查者在填寫問卷以后,由我們的研究人員當場收回并編碼。此時被調查者可以獲得一份精美的禮品作為獎勵。

參與調查的部門主管共有74人,下屬242人。在剔除無效問卷后,共獲得68位主管和215位下屬的有效配對問卷(平均每位主管評價下屬 3.16位)。有效問卷的標準是：(1)主管與員工能通過工號有效配對;(2)主管評價下屬的數(shù)量大于或等于3位。在215名下屬中,男性占 45.6%;30歲以下的人占56.4%;接受過專科及以上教育的人占 69.2%;61.3%的人在該公司工作不超過3年。在68個部門主管中,男性占 71.2%;30歲及以上的占 65.1%;接受過?？萍耙陨辖逃娜苏?70.3%;83.3%的人在該公司工作超過了3年。另外,64.2%的員工與主管的共事時間在1年以上。

3.2 研究工具

創(chuàng)新行為量表是第一次在國內(nèi)使用。為了保持中英文量表在測量上的等值性,我們采用了回譯程序(Brislin,1980),即請一位英語專業(yè)的博士研究生將英文量表翻譯成中文,再請另一名英語專業(yè)的博士研究生將中文回譯成英文;最后再請他們兩人共同商量,對回譯的問卷和原問卷進行比較,直到?jīng)]有差異為止。以上各量表均采用6點計分(從1=“非常不同意”到 6=“非常同意”)。

仁慈領導：對仁慈領導的測量,我們采用的是鄭伯壎、周麗芳、黃敏萍、樊景立和彭泗清(2003)開發(fā)的量表,共5個項目,如“他關懷我私人的生活與起居”、“他對我的照顧會擴及到我的家人”、“對相處較久的下屬,他會做無微不至的照顧”等。研究者認為,在重視關系主義的華人社會中,人治色彩十分嚴重,因此仁慈領導對下屬不大可能一視同仁、雨露均沾,而是對下屬采取一種特殊主義的差別對待的方式(樊景立,鄭伯壎,2000;徐瑋伶,鄭伯壎,黃敏萍,2002)。因此,將這種因人而異的領導模式作為個體層次的變量才具有理論對應性(Wang &Cheng,2010)。因此,在本研究中我們將仁慈領導作為個體層面變量來處理。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

內(nèi)部人身份感知：我們采用的是 Stamper和Masterson (2002)開發(fā)的量表來測量內(nèi)部人身份感知(共6個項目)。舉例條目為“我感覺在我的組織中我是一個內(nèi)部人”。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80。

創(chuàng)新行為：我們用Scott和Bruce (1994)編制的問卷來測量員工的創(chuàng)新行為(由管理者作答)。該問卷共有6道題,舉例條目為“有主動尋找新技術、程序或新產(chǎn)品(服務)的想法”和“會提供適當?shù)挠媱澕鞍才艁砺鋵嵭碌南敕ā?。該量表的?nèi)部一致性系數(shù)為0.80。

領導?部屬交換關系差異化：領導?部屬交換關系差異化是指團體內(nèi)領導者與不同下屬的交換關系(LMX)在質量上的差異性(Erdogan &Bauer,2010;Henderson et al.,2009),其概念符合Chan (1998)的離散模式(dispersion model),而適合以隸屬于相同領導者的所有成員在領導?部屬交換關系分數(shù)上的標準差(組內(nèi)離散指標)做計算(王震,仲理峰,2011)。因此,我們先用Graen和Uhl-Bien (1995)編制的量表來測量領導?部屬交換關系的質量,然后根據(jù)前人的推薦,通過計算每個工作團隊的 LMX分數(shù)的標準差來計算領導?部屬交換關系的差異化程度(e.g.,Harrison &Klein,2007;Liden et al.,2006)。該量表包含 7個項目,如“我的上司非常了解我的問題與需要”、“我和我的上司工作上的關系相當好”等。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86。

控制變量：我們采用Chen,Lam和Zhong (2007)的做法,對管理者及下屬的性別、年齡、受教育程度、任職年限進行控制,因為這些變量與員工的工作態(tài)度與行為有一定程度的相關性。同時,由于團隊的規(guī)模會對員工的態(tài)度和行為(如工作績效)產(chǎn)生影響(Jackson et al.,1991),因此我們也對團隊規(guī)模進行了控制。另外,研究者還認為,領導者對下屬的影響,除了要看個別對待的對偶領導行為之外,也可能會受到領導者對所有人的領導行為的調節(jié)影響(鄭伯壎等,2010)。由于本研究重點考察仁慈領導作為一種因人而異的領導模式,它對內(nèi)部人身份感知和創(chuàng)新行為的影響,因此我們將群體層面的仁慈領導設為控制變量。我們通過

Rwg

(

j

)、組內(nèi)相關系數(shù)(ICC[1])和評判間信度(ICC[2])來衡量分數(shù)的一致性,以判斷個體層面的分數(shù)是否能匯總成為群體層次的分數(shù)(Bliese,2000)。統(tǒng)計結果表明,個體在仁慈領導上的得分具有較好的同質性(ICC[1]為0.32,ICC[2]為0.60,

Rwg (j)

的平均數(shù)為0.81),因此可以將個體層面的分數(shù)匯總至群體層面。

3.3 數(shù)據(jù)分析

在數(shù)據(jù)分析時我們采取以下步驟：首先,我們采用驗證性因子分析來確認本研究中涉及的幾個變量的構念效度。其次,由于本研究中數(shù)據(jù)呈嵌套結構,我們采用HLM 6.06軟件(Raudenbush,Bryk,Cheong,Congdon,&du Toit,2004),通過多層線性建模(Hierarchical linear modeling,HLM)的方法來檢驗領導?部屬交換關系差異化在仁慈領導與內(nèi)部人身份感之間的跨層面的調節(jié)效應(假設 2)。我們采納前人的建議(Enders &Tofighi,2007;Hofmann&Gavin,1998),在檢驗假設變量的主效應時,我們將對第1層數(shù)據(jù)實施總平均數(shù)(grand mean)中心化處理,然而當檢驗跨層面調節(jié)效應時,我們將對第1層數(shù)據(jù)實施組平均數(shù)(group mean)中心化處理。再次,我們利用Edward和Lambert (2007)的路徑分析技術,并通過 Mplus 7.0 軟件(Muthén &Muthén,2012)來進行多水平結構方程建模(Multilevel structural equation modeling,MSEM),來檢驗內(nèi)部人身份感知的中介作用(假設1),以及領導?部屬交換關系差異化對該間接關系的調節(jié)作用(被調節(jié)的中介效應)(假設3)。研究者們認為,與傳統(tǒng)方法相比,Edward與Lambert的路徑分析方法能更清楚地揭示被調節(jié)的中介效應的本質,且統(tǒng)計功效較高(劉東,張震,汪默,2012)。而且,我們通過偏差校正的百分位bootstrap法來確認間接效應的顯著性程度,因為該方法在處理非正態(tài)數(shù)據(jù)時較具優(yōu)勢(Shrout &Bolger,2002)。在所有的數(shù)據(jù)分析中我們都納入了控制變量。

4 研究結果

4.1 構念效度的驗證性因子分析

為了檢驗本研究中各主要變量(仁慈領導、內(nèi)部人身份感知、領導?部屬交換關系及創(chuàng)新行為)的聚合效度(convergent validity)與區(qū)分效度(discriminant validity),我們采用LISREL 8.7軟件對其進行了驗證性因素分析。分析結果如表1所示。從表1中可以看出,與其他 4個競爭模型相比,四因子模型對數(shù)據(jù)擬合最佳(χ=607.22;χ/

df

=2.47;NNFI=0.94;CFI=0.94;RMSEA=0.083),說明本文所涉及的四變量具有良好的區(qū)分效度,它們確實是4個不同的構念;另外,各因子的因子負荷及 t值均達到了0.05的顯著性水平,且沒有不恰當解,這說明本文涉及的幾個構念均具有較好的聚合效度。

表1 個體層次的變量的驗證性因子分析(n=215)

4.2 描述性統(tǒng)計

各變量的均值、標準差和相關系數(shù)如表2所示。仁慈領導與內(nèi)部人身份感知(

r

=0.30,

p

<0.01)和創(chuàng)新行為(

r

=0.31,

p

<0.01)均相關顯著;內(nèi)部人身份感知與創(chuàng)新行為呈顯著正相關(

r

=0.42,

p

<0.01)。這些結果與我們的理論預期基本相符。

4.3 假設檢驗

4.3.1 內(nèi)部人身份感知的中介效應檢驗

在假設1中我們假設內(nèi)部人身份感知能中介仁慈領導與創(chuàng)新行為的關系。我們利用 Edward和Lambert (2007)的路徑分析方法來檢驗內(nèi)部人身份感知的間接效應,并用bootstrap法來檢驗該間接關系的顯著性。研究結果表明,仁慈領導對員工創(chuàng)新行為有直接的顯著影響(直接效應為0.15,95%置信區(qū)間為[0.03,0.24]),同時可以通過內(nèi)部人身份感知的中介作用,對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生間接的積極影響(間接效應為0.05,95%置信區(qū)間為[0.01,0.09])。因此,假設1成立。

表2 各變量均值、標準差及變量間的相關關系

4.3.2 領導?部屬交換關系差異化的調節(jié)效應檢驗

在假設 2中我們假設領導?部屬交換關系差異化能調節(jié)仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的直接關系。我們以內(nèi)部人身份感知為因變量,做虛無模型(null model)檢驗。虛無模型的數(shù)據(jù)分析結果表明可能存在跨層面效應,其群間變異成份顯著地異于 0 [χ(67)=124.57,

p

<0.01],其 ICC (1)為 0.21,顯示個體的內(nèi)部人身份感知有 21%的的變異存在于不同團體(部門)之間。因此符合多層線性建模的基本前提條件(Hofmann,2002)。HLM的結果如表3所示。從表3中模型3可以看出,在控制主管及員工的性別、年齡、受教育程度、任職年限、團隊規(guī)模、平均仁慈領導以及仁慈領導與領導?部屬交換關系差異化的主效應以后,仁慈領導與領導?部屬交換關系差異化的交互項對內(nèi)部人身份感知(γ=0.40,

p

<0.01)具有顯著的預測效果。為了進一步確認領導?部屬交換關系差異化在仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的關系間的調節(jié)效應型態(tài)是否符合原先的預期,我們參考Aiken和West(1991)的做法,分別取領導?部屬交換關系差異化加減一個標準差的值代入回歸模型中,并進行繪圖(見圖2)。從圖2中可以看出,與低領導?部屬交換關系差異化相比,在高領導?部屬交換關系差異化的情境下,仁慈領導與內(nèi)部人身份感知之間的正向關聯(lián)性較強,這與原先的預期相符。同時,為了更加準確地判斷跨層面調節(jié)效應的顯著性,我們在領導?部屬交換關系差異化的兩個水平上(正負一個標準差)對跨層面調節(jié)效應做簡單斜率分析(simple slope analysis)。簡單斜率分析結果表明,在高領導?部屬交換關系差異化的情境下(平均數(shù)加上一個標準差),仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的正向關聯(lián)性較強(簡單斜率為 0.31,

p

<0.01);相比較而言,在低領導?部屬交換關系差異化的情境下(平均數(shù)減去一個標準差),仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的正向關聯(lián)性較弱(簡單斜率為0.05,

p

>0.05)。這與原先的預期相符,因此假設2得到支持。

表3 領導?部屬交換關系差異化在仁慈領導與內(nèi)部人身份感知間的調節(jié)效應分析

圖2 領導?部屬交換關系差異化在仁慈領導與內(nèi)部人身份感知間的調節(jié)作用

4.3.3 被調節(jié)的中介效應模型檢驗

假設3中,我們假設仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系會受到領導?部屬交換關系差異化的調節(jié)。我們利用Edward和Lambert (2007)的路徑分析技術,來檢驗跨層面條件下領導?部屬交換關系差異化是否能調節(jié)以上間接關系。我們以員工創(chuàng)新行為為因變量,做虛無模型檢驗。虛無模型的數(shù)據(jù)分析結果顯示,該變量在團隊(部門)間的變異成份顯著地異于0 [χ(

df

=67)=123.01,

p

<0.01],其ICC (1)為0.20,顯示個體的創(chuàng)新行為有20%的的變異存在于不同團體(部門)之間。這符合多水平分析的基本前提條件(Hofmann,2002)。被調節(jié)的中介效應模型的數(shù)據(jù)結果,如表4所示。

從表4中可以看出,領導?部屬交換關系差異化能調節(jié)仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系。當領導?部屬交換關系差異化水平較低時,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系并不顯著(間接效應為0.01,95%置信區(qū)間為[?0.04,0.05]);當領導?部屬交換關系差異化水平較高時,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系十分顯著(間接效應為0.08,95%置信區(qū)間為[0.02,0.13])。

在Edward和Lambert (2007)文中方程9的基礎上(原文第8頁),我們分別取領導?部屬交換關系差異化加減一個標準差的值代入回歸方程(將直接效應項設置為0),來計算這兩種條件下員工創(chuàng)新行為的得分,并進行繪圖。如圖3所示,當領導?部屬交換關系差異化水平較低時,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系的強度較弱;但當領導?部屬交換關系差異化的水平較高時,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系的強度較強。因此,假設3得到支持。

表4 仁慈領導效應的調節(jié)?中介模型分析

5 研究結果及討論

雖然已有研究強調,仁慈領導會有效提升部屬的工作效能;然而,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間的關系如何？其內(nèi)在的影響機制是什么？這些問題都缺乏深入的探討。本研究針對這些問題,采取問卷調查法,對仁慈領導與員工創(chuàng)新行為的關系展開跨層面的追蹤研究。具體來說,我們檢驗了內(nèi)部人身份感知在仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用,以及領導?部屬交換關系差異化在兩者間的調節(jié)效應。實證結果總體上支持了我們的研究假設。

5.1 理論意義

雖然有研究者認為仁慈領導會激發(fā)員工的角色義務感,使其在角色責任的驅使下,往往不考慮可能的現(xiàn)實情境,也不會提出替代性的問題解決方案,只是一味地接受領導者的命令,這可能會抑制員工創(chuàng)造力及創(chuàng)新行為。然而,我們采用跨層面的研究設計,通過實證研究表明仁慈領導對員工創(chuàng)新行為有直接的顯著影響;同時它還可以借助內(nèi)部人身份感知的中介作用,進而對員工的創(chuàng)新行為產(chǎn)生積極的影響。這將進一步加深人們對仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間的內(nèi)在作用機制的理解。具體來說,仁慈領導為員工評估自我價值與能力提供了重要的信息,使其深信自己被組織所接納,是組織的“內(nèi)部人”與領導的心腹班底,在組織內(nèi)擁有很高的地位,因此其對組織的歸屬感與責任感會比較強。從文化角度來看,中國文化中素有“士為知己者死”的傳統(tǒng),因此對于把自身歸于組織“自己人”的員工而言,會將組織的利益置于個人利益之上,并試圖通過實際行動來協(xié)助組織(或領導)改變現(xiàn)實的困境或提出創(chuàng)造性問題解決的方案,因此其創(chuàng)新行為可能會較高。雖然以往的研究從社會交換理論等角度出發(fā),發(fā)現(xiàn)仁慈領導可以通過領導?部屬交換關系(LMX)的中介作用,對部屬的工作績效和創(chuàng)造性產(chǎn)生間接的影響(Chan &Mak,2012;Lin,Ma,Zhang,Li,&Jiang,2016),然而目前很少有研究者探討并檢驗動機狀態(tài)在仁慈領導與員工創(chuàng)新行為關系間的作用與地位。在本研究中,我們從動機狀態(tài)和自我概念的角度出發(fā),探討并檢驗了內(nèi)部人身份感知在仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用,這對以往的研究是一個有益的補充。

圖3 領導?部屬交換關系差異化對仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系的調節(jié)作用

另外,在中國文化背景下領導者對下屬往往采取的是一種特殊主義式的差序管理方式,因此在相同團體中的領導與下屬之間會形成關系疏密不一的狀況。因此,我們遵循文化背景聚焦原則,從社會比較理論的角度出發(fā),深入探討并檢驗了領導?部屬交換關系差異化在仁慈領導?內(nèi)部人身份感知?員工創(chuàng)新行為關系間的角色與地位。我們通過實證研究表明,領導?部屬交換關系差異化會在仁慈領導對員工創(chuàng)新行為的影響過程中起調節(jié)作用,即當這種關系差異化的程度越明顯時,仁慈領導會大大提升員工的內(nèi)部人身份感知,進而對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生間接的促進作用。雖然有研究者強調領導者的差序化管理可能會在團體中形成濃重的差序化氛圍,這種氛圍會降低團體成員間的團隊合作與團隊凝聚力(劉軍等,2009),然而我們的研究表明團體內(nèi)領導?部屬交換關系疏密的差異化程度較高時,如果員工感受到領導的關愛與仁慈,其內(nèi)部人身份感知也會大大增加,更傾向于將自己歸類于組織的“自己人”,因此更愿意通過實際行動來協(xié)助組織(或領導者)擺脫現(xiàn)實的困境,并提出富于創(chuàng)造性問題解決的方案。我們的研究直接響應了鄭伯壎等人(2010)的呼吁：華人社會具有相依性,應將家長式領導(本研究僅關注仁慈領導)放在群體環(huán)境中來探討,才會更為適切。因此,我們的研究充分考慮華人社會關系主義的特色,探討并檢驗領導者差別對待所創(chuàng)造的群體環(huán)境(即領導?部屬交換關系差異化)在仁慈領導?內(nèi)部人身份感知?員工創(chuàng)新行為關系間的調節(jié)作用,這可視為對以往研究的有益補充。

5.2 實踐意義

本研究也有著重要的實踐意義：首先,領導者應該對下屬個人福祉所表現(xiàn)出的個別、全面而長久的關懷,增進與員工之間的“人情”往來,通過工作內(nèi)外的人際紐帶來促使員工對組織產(chǎn)生歸屬感與責任感,進而增強其創(chuàng)新行為。例如,領導者可以通過關心與照顧員工及家人的生活起居,在員工遇到困難時提供力所能及的援助等方式來促進關系的和諧,讓員工對組織產(chǎn)生歸屬感與認同,增加其主人翁意識,促使其在工作中為組織出謀劃策,協(xié)助組織創(chuàng)造性地解決問題。其次,在領導的過程中,應該要適當加強差序化管理,在資源分配時向組織的知識型員工傾斜,這是因為在組織中,知識型員工被視為是創(chuàng)造、傳播及應用知識的主體,是產(chǎn)品與技術創(chuàng)新的智力源泉(Amabile,1988;Davenport,Thomas,&Cantrell,2002)。然而,也要防止團體中領導?部屬關系疏密的差異化程度過高而形成濃重的團體差序氛圍,因為這可能會讓其他團體成員產(chǎn)生不公平感,進而阻礙團體內(nèi)知識的分享與合作,并對團體的創(chuàng)新帶來消極的影響。

5.3 研究局限及未來的研究方向

本研究還存在一些不足之處：首先,從研究設計而言,雖然本研究采用的是兩階段的縱向研究,但是研究框架中的中介變量(內(nèi)部人身份感知)與結果變量(創(chuàng)新行為)是在同一時間點收集數(shù)據(jù)的,因此這將不利于推斷變量的因果關系。在未來的研究中,應該嘗試采用三階段(即 3個時間點)的縱向追蹤調查或實驗的方法來進一步驗證變量之間的關系。其次,由于條件的限制,我們僅選擇了上海與杭州等地部分企業(yè)作為研究對象,因此本研究的結果是否能推論到國內(nèi)其他一些地方的企業(yè),是需要未來進一步深入分析。

雖然本研究表明仁慈領導對員工創(chuàng)新行為有促進作用,然而也有研究者表明,高水平的仁慈領導會增加員工對領導者的忠誠度與服從,因而員工不敢違背上級的意志,他(她)也無意改變現(xiàn)實的困境或提出問題解決的替代性方案,這最終可能會阻礙員工的創(chuàng)造力與創(chuàng)新行為(張瑞平等,2013)。因此,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間是否存在曲線關系？該影響過程中是否存在其他一些變量也能中介或調節(jié)兩者的關系？這值得未來更多的研究加以驗證。

6 研究結論

本研究發(fā)現(xiàn)：(1)仁慈領導可以借助內(nèi)部人身份感知的中介作用,對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生間接的積極影響;(2)領導?部屬交換關系差異化能調節(jié)仁慈領導與內(nèi)部人身份感知的關系,即當關系差異化水平越高,仁慈領導與內(nèi)部人身份感知之間的正向關系越強;(3)領導?部屬交換關系差異化能調節(jié)內(nèi)部人身份感知在仁慈領導與員工創(chuàng)新行為關系間的中介作用,表現(xiàn)為被調節(jié)的中介作用模式;即領導?部屬交換關系差異化水平越高,仁慈領導與員工創(chuàng)新行為之間通過內(nèi)部人身份感知的間接關系的強度越強。

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