真實型領導對員工創新行為的影響：工作投入的中介效應 *

李永占

(平頂山學院教師教育學院，平頂山 467000)

1 問題提出

在市場競爭日趨激烈的今天，為了獲得持續的競爭優勢，組織比以往任何時候都更加需要創新（Scott & Bruce, 1994）。員工創新是指員工在與組織領導互動中所產生的新穎的、有價值的思想、產品、過程、服務或方法（Zhou & George,2001）。員工的創新行為是組織創新的起點和源泉（Amabile, 1993），能夠顯著預測個體績效和組織績效，對個體和組織發展均具有重要意義。已有研究主要從個體特征和組織環境等方面考察了員工創新行為的影響因素，所探索的個體特征集中于心理資本、心理授權、認知風格、知識共享意愿、自我效能等變量（韓翼, 楊百寅, 2011; 梁巧轉,張真真, 李潔, 2016; Rego, Sousa, Marques, & Cunha,2012），而組織環境主要涉及領導風格、領導–成員交換、權力距離、創新氛圍、組織公平等變量（丁琳, 席酉民, 張華, 2010; 郭瑋, 李燕萍, 杜旌, 陶厚永, 2012; 劉永安, 2018; 蘇屹, 崔明明, 孫瑩,2017），其中，領導風格被認為是員工創新最重要的影響因素之一（李琿, 丁剛, 李新建, 2014）。

在領導風格中，變革型和交易型領導對員工創新的影響較早得到了證實（丁琳等, 2010; Shin &Zhou, 2003; Tierney, Farmer, & Graen, 1999）。近年來 ，真實型領導對員工創新的影響開始引起學者們的關注，并引發了一些相關研究。當前，真實型領導對員工創新行為的正向預測作用已獲得了實證支持（郭瑋等, 2012; 韓翼, 楊百寅, 2011; Rego et al., 2012），但關于其內在影響機制的研究仍很薄弱，尤其是有關中介和調節變量的實證研究十分有限（劉永安, 2018; 石冠峰, 楊高峰, 2015; 楊浩,楊百寅, 韓翼, 毛暢果, 2016）。鑒于此，本研究基于相關文獻查閱，將員工工作投入這一變量引入真實型領導與員工創新行為的關系模型之中，著力考察員工工作投入的中介效應。目前已有少量研究探討了真實型領導與員工工作投入的關系（李永鑫, 周海龍, 田艷輝, 2014），另有研究考察了員工工作投入在某些個體或組織變量（如, 核心自我評價, 組織創新氣氛） 與創新行為間的中介作用（錢白云, 蘇倩倩, 鄭全全, 2011; 蘇偉琳, 林新奇,丁賀, 2018），但尚無研究從影響機制的角度檢驗員工工作投入是否是真實型領導影響員工創新行為的中介變量。因而，本研究將員工工作投入作為中介變量進行考察具有明顯的創新性，不僅有利于增進我們關于員工創新行為影響機制的了解，進一步豐富和拓展真實型領導的相關理論，而且可以為組織領導采取合適的行為方式激勵員工創新提供可行性干預路徑，有利于提升員工的創新績效，優化管理者的領導行為，從而為促進組織的長遠發展提供一定的實踐啟示，具有重要的理論價值和實踐指導意義。

2 理論基礎與研究假設

2.1 真實型領導和員工創新行為

目前在理論和實證研究中廣泛運用的是Avolio，Gardner，Walumbwa，Luthans 和May（2004） 對真實型領導的四因素界定：信息平衡處理、內化的道德觀、關系透明和自我意識。信息平衡處理是指領導者是在客觀分析所有相關數據的基礎上作出決策，包括處理與其觀點相左的信息。內化道德觀是指領導者即使在群體、組織乃至社會壓力之下，其行動和決策仍受內在道德標準和價值觀引導，其行為與深層次的需求、價值、信念相一致（Walumbwa, Avolio, Gardner,Wernsing, & Peterson, 2008）。關系透明是指領導者對下屬展示真實的自我（而不是虛假的或扭曲的自我），包括自身的優點和劣勢；在人際互動中盡管考慮到語境因素，仍公開分享信息和表達個人真實的想法和情感，不偽裝，不欺騙下屬。而自我意識則是指一個達到深入理解個人長處與不足的過程，包括通過向別人自我暴露及別人的反饋不斷地重新考量個人的自我概念并了解自己對別人的影響（Gardner, Avolio, & Walumbwa, 2005）。

基于社會交換理論，Ilies，Morgeson 和Nahrgang（2005）認為，真實型領導能夠平衡加工信息，有助于對員工做出客觀評價；真誠對待員工，給予員工個性關懷，與員工保持透明關系，這將增進領導與成員之間的信任和尊重，從而促進員工用更好的工作表現，諸如公民組織行為、創新行為等來回報領導的真誠與信任。實證研究表明，真實型領導能提升員工心理資本，而后者作為一種重要的心理資源能促使員工更具創造力（Rego et al., 2012），產生更多的創新行為（韓翼,楊百寅, 2011）。

假設1：真實型領導與員工創新行為有正向關系。

2.2 真實型領導和員工工作投入

工作投入是伴隨著積極心理學運動出現的一個研究熱點。Schaufeli，Salanova，González-Romá和Bakker（2002） 將工作投入界定為一種積極、充實的與工作相聯的情緒和動機狀態，其特征是活力、奉獻與專注。活力是指工作中高水平的精力和心理韌性。奉獻是指來自工作的意義感、熱忱、激情、靈感、挑戰等諸多情感體驗。專注則是指全神貫注沉浸于工作中，覺得時間過得很快，很難把自己與工作分開。

真實型領導者能夠以真實可信的形象展示給下屬，營造出一種上下級彼此信任的良好工作氛圍，減少了彼此間的互相猜疑和“爾虞我詐”，有利于員工將更多的精力和時間投入到與工作相關的活動中（李永鑫等, 2014）。實證研究已驗證了真實型領導對員工工作投入的積極影響。Bamford，Wong 和Laschinger（2013）對護士的調查表明，真實型領導正向預測員工工作投入。林海燕（2014）和李永鑫等（2014）對企業員工的調查發現，真實型領導不但直接影響員工的工作投入，還通過員工組織認同及心理資本間接影響員工工作投入。

假設2：真實型領導與員工工作投入有正向關系。

2.3 工作投入的中介作用

創新行為是由包括創意的產生和實施等諸多環節組成的復雜行為，是一系列具有不確定性和風險性的嘗試，不僅需要員工具備一定的知識、能力和動機，還需要對工作投入大量的時間和精力，需要堅持不懈，勇于面對各種困難挫折（Janssen, 2000; Scott & Bruce, 1994）。工作投入是與工作相關的一種積極的情緒和動機狀態，這種積極狀態能夠激發員工的積極性和主動性，從而有助于員工的創新行為。同時，與一般員工相比，具有這種積極狀態的員工通常在工作中傾注更多的時間和精力，工作起來更為專注，不辭辛勞，并能承受更多失敗和挫折，勇于接受挑戰，積極主動地尋找解決問題的辦法，努力克服工作中遇到的種種困難。高工作投入員工所具有的這些特征有助于促使其產生更多的創新行為（Janssen,2000）。此外，有學者認為，通過與部屬積極的社會交換，真實型領導可以激發部屬更熱情地投入工作，從而體驗其他一些積極情感（Avolio et al.,2004; Ilies et al., 2005）。這些積極情感有助于擴大員工的注意范圍、專注程度和認知范圍，從而增加做出創新行為的可能性（Fredrickson, 2001）。

假設3：真實型領導與員工工作投入有正向關系。

假設4：員工工作投入在真實型領導與員工創新行為之間具有中介效應。

3 研究方法

3.1 研究對象

選取河南省9 家知識型企業（6 家金融企業、3 家IT 企業） 進行問卷調查。數據收集在各企業人力資源部門的配合下完成。為了避免同源偏差（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003），采取管理者–員工配對樣本進行研究。先由管理者填答問卷（A 卷） 對4～6 名直接下屬的創新行為進行評價，然后由相應的下屬填答問卷（B 卷）對其直接上級的真實型領導風格及本人的工作投入狀況進行評價。問卷回收后，研究者對這些配對問卷進行篩選和編號。共發放70 份管理者問卷（A 卷），350 份員工問卷（B 卷）。最終回收64 份管理者有效問卷和302 份員工配對有效問卷，有效回收率為87.14%, 平均每位管理者評價4.7 名員工。其中，男性員工180 人，占59. 60%；女性員工122 人，占40.40%。工作年資3 年以下者82 人，占27.15%；工作年資3 年及以上者220 人，占72.85%。年齡以35 歲以下為主（250人, 占82.78%），平均年齡為27.34（SD=12.5）。學歷以本科及以下為主（192 人, 占63.97%）。

3.2 研究工具

真實型領導 采用Walumbwa 等人（2008） 所編制的4 維量表，共16 題。采用Likert-5 級評分。該量表已在中國情境下使用，顯示良好的信、效度（Walumbwa et al., 2008）。本研究中，總量表的Cronbach’s α 系數為0.85，關系透明（5 題）、內化道德觀（4 題）、平衡信息處理（3 題）和自我意識（4 題） 四個分量表的Cronbach’s α 系數分別為0.74、0.78、0.84 和0.74。驗證性因素分析支持了四維結構，χ2/df=3.91，GFI=0.90，NNFI=0.93，CFI=0.95，RMSEA=0.05。

工作投入 選用Schaufeli 等（2002） 編制，張軼文等翻譯的中文版Utrecht 工作投入量表（UWES），包括“活力”（6 題）、“奉獻”（5 題）、“專注”（6 題） 3 個分量表，共17 題，采用Likert-7 級記分。本研究中，總量表的Cronbach’s α 系數為0.92，活力、奉獻、專注三個分量表的Cronbach’s α 系數依次為0.88、0.90、0.87。驗證性因素分析支持了問卷的三維結構，χ2/df=2.67，GFI=0.93，NNFI=0.94，CFI=0.94，RMSEA=0.04。

創新行為 采用Janssen 和van Yperen（2004）開發的量表，共8 個題目，包括“創新愿望”（2 題）、“創新行動”（4 題）和“創新成果”（2 題） 三個分量表。該量表良好的信、效度在中國情境下已得到驗證（韓翼, 廖建橋, 龍立榮, 2007）。本研究中，總量表的Cronbach’s α 系數為0.82，三個分量表的Cronbach’s α 系數依次為0.78、0.76、0.74。采用Likert-5 級記分。驗證性因素分析支持了三維結構，χ2/df=2.65，GFI=0.93，NNFI=0.93，CFI=0.94，RMSEA=0.05。

3.3 統計分析技術

本研究數據嵌套個體和團隊兩個層次，有跨層次的中介效應假設, 因而采用Baron 和Kenny（1986） 推薦的程序來檢驗所有中介效應。根據Raudenbush 和Bryk（2002） 的建議，使用多層線性模型（HLM） 檢驗跨層次假設。對于假設4（跨層次2-1-1 中介模型），本研究在HLM 中采用最大似然法來估計系數，個體和團隊層次的變量均進行總均值中心化（廖卉, 莊璦嘉, 2008;Zhang, Zyphur, & Preacher, 2009）。

3.4 數據聚合檢驗

團隊層次的變量是從團隊內個體評價聚合而來，在聚合前需檢驗個體層次數據是否滿足聚合指標。本研究采用組內相關系數ICC1、ICC2（Bliese, 2000）及組內一致性指標rwg（James,Demaree, & Wolf, 1984） 來檢驗個體層次的真實型領導是否滿足聚合到團隊層次的要求。該變量的ICC1、ICC2、rwg分別為0.472、0.923、0.946，分別高于各自對應的閾值0.12、0.70、0.70（James,Demaree, & Wolf, 1993），表明了變量間的強關聯性及高內部一致性，因而團隊層次的真實型領導測量是合理的。

4 研究結果

4.1 描述性統計

表1 給出了主要研究變量的均值、標準差及積差相關系數。結果顯示，各變量之間均呈顯著正相關。其中，奉獻與韌性的相關最低（r=0.16），而工作投入與活力的相關最高（r=0.66）。

表 1 研究變量的均值、標準差及相關系數

4.2 假設檢驗

假設1 預測真實型領導與員工創新行為有正向關系。本研究首先檢驗因變量員工創新行為的零模型，如表2 所示。加入個體層面的控制變量后檢驗自變量真實型領導對因變量員工創新行為的主效應，如模型1 所示，真實型領導顯著正向預測員工創新行為（γ=0.39, p＜0.001），假設1 得到支持。假設2 預測真實型領導與員工工作投入有正向關系。結果表明，真實領導顯著正向預測員工工作投入（γ=0.45, p＜0.001），支持了假設2。假設3 預測員工工作投入與創新行為有正向關系。如表2模型2 所示，員工工作投入顯著正向預測其創新行為（γ=0.30, p＜0.001），支持了假設3。在表2 中，與模型1 相比，模型2 加入員工工作投入后，真實型領導對員工創新行為的預測仍顯著（γ=0.25,p＜0.001），表明員工工作投入在真實型領導與員工創新行為間起部分中介作用，假設4 得到支持。

表 2 HLM 檢驗跨層次的中介效應模型

5 討論

5.1 真實型領導與員工創新行為

許多研究表明，合適的領導方式是激發員工創造力，促進員工創新行為的關鍵（Dackert, L??v,& M?rtensson, 2004）。就真實型領導與員工創新行為的關系而言，目前研究極為有限。與已有研究發現相一致，本研究中，真實型領導與員工創新行為呈正相關且正向預測員工創新行為。究其原因，可能是因為真實型領導者與員工保持透明的關系，受內在倫理標準引導，客觀分析所有相關信息（包括員工的反對意見），提升了員工對領導的信任與尊敬（Avolio et al., 2004; Gardner et al.,2005; Ilies et al., 2005; Walumbwa et al., 2008），而信任和尊敬有利于員工獲得更大的心理安全感，因而能自由大膽地提出非傳統的、具有新意的看法（Avolio et al., 2004; Rego, Sousa, Cunha, Correia, &Saur-Amaral, 2007）。與此同時，因為能夠平衡處理信息和建立透明的關系，真實型領導者較少感到來自員工非傳統觀點帶來的威脅，從而更傾向于歡迎員工具有創造性的建議（Michie & Gooty,2005）。關系透明的領導能進而促進組織氣氛透明，引導部屬充分理解創新對組織的重要性，促使員工大膽嘗試新的創意（韓翼, 楊百寅, 2011）。此外，真實型領導者自我意識強，更傾向于鼓勵員工表達真實看法，善于接受打破常規的觀點；通過自我質疑、反思及榜樣作用，促進員工創新行為（Mumford, Scott, Gaddis, & Strange, 2002）。

5.2 員工工作投入與創新行為

如前所述，創新是動態的復雜過程，需要員工保持高度的工作激情，投入大量的時間和精力，還需要不懼困難，勇于探索。工作投入作為一種積極的情緒–動機狀態，有利于激發員工不辭辛勞、全神貫注地投入工作，努力克服工作中遇到的各種困難和挑戰，因而有助于促進員工的創新行為（Hakanen, Perhoniemi, & Toppinen-Tanner,2008; Zhang & Bartol, 2010）。本研究中，工作投入與員工創新行為呈正相關，且正向預測員工創新行為。這些發現支持了上述工作投入對創新的促動理論，并提示：提高員工的工作投入水平是激發員工創造力，促進員工創新行為的直接而有效的途徑。因而，為了促進員工的創新行為，企業領導應該高度重視提高員工的工作投入水平。

5.3 真實型領導與員工工作投入

本研究發現，真實型領導與員工工作投入呈正相關，并正向預測員工工作投入。這與已有研究結果相一致（Bamford et al., 2013; 李永鑫等,2014; 林海燕, 2014）。原因可能是，真實型領導處理組織事務基于其內在道德標準和價值觀，與下屬交往時真誠不偽裝，能客觀分析來自各方面的信息對下屬做出相對公正的評價，易于獲得員工的信任和尊敬，促進了真誠互信的領導–部屬關系的形成。中國是一個高權力距離的國家，領導者往往被看作是整個組織的象征。因而，與領導者之間所形成的真誠互信的關系容易催生員工對組織的認同與情感承諾，從而激發其工作熱情。這一發現提示，為激勵員工工作投入，企業領導應重視與員工建立一種真誠、互信、安全可靠的人際關系。

5.4 員工工作投入的中介效應

本研究通過跨層次模型分析發現，員工工作投入在真實型領導與員工創新行為之間發揮著部分中介作用，即真實型領導除了對員工創新行為有直接效應外，還通過影響員工工作投入進而間接促進其創新行為。這些發現支持了一些學者的觀點，即，真實型領導通過建立互信的領導–部屬關系，可以激發員工的工作熱情，促使其工作投入，擴大其注意范圍、專注程度和認知范圍，從而增加產生創新行為的可能性（Fredrickson, 2001;Ilies et al., 2005）。基于上述發現，企業組織尤其是知識型企業的領導者在激勵員工創新行為時應注意采取適當的領導方式。領導過程中應努力建立與員工的透明、互信的關系，注意實踐反思，決策時盡量客觀分析各方面的情況，提升員工的心理安全感，從而促使員工自由大膽地提出新看法，嘗試新創意。

6 研究意義與不足

本研究基于真實型領導理論與已有文獻，將工作投入這一積極的情緒–動機狀態引入真實型領導與員工創新行為的關系模型中，以檢驗員工的這種積極工作狀態所發揮的中介作用。這是對已有的“領導風格+員工行為”直接關聯模式的突破，為考察領導風格與員工工作創新行為的關系機制提供了新的視角，同時也拓展了工作投入的研究思路，為該領域的理論探索提供了實證參考。

實踐方面，本研究結論適用于中國知識型企業的管理實踐，有助于指導企業領導者選擇合適的領導風格促進員工不斷創新。

本研究存在的主要不足之處在于：一是調查范圍限于一省，因而影響了研究結果的普適性；二是屬橫截面研究，因而變量間的因果關系還需通過追蹤或實驗的方法進一步確定。除了工作投入，其他諸如組織認同、情感承諾和組織支持感等心理變量在真實型領導與員工創新行為間發揮著怎樣的作用，有待后續研究進一步探索。

7 結論

真實型領導對員工創新行為的積極影響已得到了越來越多的證據支持，然而，關于這一影響過程的內部心理機制，目前的實證研究僅檢驗了心理資本、心理授權、自我效能感等若干變量的中介或調節作用，更多的影響因素尚待進一步探索、發現。本研究基于廣泛的文獻梳理，將員工工作投入納入真實型領導與員工創新行為的關系模型，通過跨層次模型分析證實，真實型領導不僅直接正向預測員工創新行為，還通過員工工作投入的中介作用間接影響員工創新行為。本研究為考察真實型領導風格的積極效應提供了一個新的視角，研究發現進一步豐富和深化了我們對真實型領導影響員工行為的內部機制的認識，為激發員工創新行為，提升組織創新績效提供了新的可行性路徑。

參 考 文 獻

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