情感型領導、心理安全感對員工建言行為的影響
——一個有調節的中介模型

(石河子大學 經濟與管理學院,新疆 石河子 832000)

1 引言

當前中國市場瞬息變化的環境中，僅憑部分中高層管理者就能“一切盡在掌握”的時代已一去不復返。自古有言“兼聽則明，偏信則暗”，建言行為對于市場環境下企業的生存與長遠發展具有至關重要的作用，被視為企業實現成功變革的關鍵性因素之一[1]。建言行為是員工為了改善企業或者工作環境以及自身現狀，主動向組織提出意見和建議的行為[2]。然而，員工建言往往伴隨著風險，“說實話的代價”往往讓員工“欲說還休”。因此，當前理論界和實踐界都較為關注如何激發員工建言行為，而領導行為一直被視為影響員工建言的重要影響因素[3]。

翁清雄等[4]提出了情感型領導這一新型領導方式，其既表現出對下屬工作與生活上的愛護、關心與支持，又能夠對下屬的情緒狀態進行識別、管理與調節。情感型領導以建立良好的上下級關系和滿足員工情感需求為主要目的，進而正向影響員工的工作表現。有研究發現積極的領導品質能夠激發下屬社會學習使下屬通過模仿學習提升自身工作水平與認知能力，進而對員工工作績效及行為產生積極影響[5～7]。現有關于情感型領導與員工建言關系的研究較為少見，更未有研究探討兩者之間的影響路徑。本文通過研究情感型領導與員工建言行為的關系以及其影響路徑，豐富了情感型領導影響員工行為的相關研究。

心理安全感能夠改變員工對自我的認知，并產生比制度化管理更有效的效果。從社會認知理論的觀點來看[8]，當員工意識到自己擁有較高的心理安全感時，易于識別出自己屬于組織的一份子，這為其角色內和角色外績效的實現提供了良好的前提。同時員工心理安全感的產生與領導的情感關懷緊密相連。因此，心理安全感可以作為情感型領導與員工建言行為關系間的“橋梁”。Singelis[9]的研究指出獨立型自我建構的個體重視自我內在特質的表達，更多地通過自我與他人的區別來表征自我。在組織中，獨立型自我建構的個體會更重視自我內在的思想、情感和行為，對情境的反應更多的是基于如何表達出自我的內部品質和特性，因此，高獨立型自我建構的個體有利于做出對組織有利的行為。工作自主性體現了員工在工作決策過程中的自由程度，強工作自主性員工具有很強的能動性和前瞻性，對其積極行為往往產生正向影響。由此，本研究將獨立型自我建構和工作自主性引入研究模型，探討它們在情感型領導對員工建言行為影響路徑中的調節效應以及有調節的中介效應。

2 理論基礎和研究假設

2.1 情感型領導與員工建言行為

領導行為是影響員工建言的關鍵性因素之一[10]，積極正面的領導行為，比如變革型領導[11,12]、道德型領導[13,14]等對員工建言往往具有正面的促進作用。情感型領導作為正面的領導風格之一，它以組織中建立與維持良好上下級人際關系為核心，其目的是通過觸動并滿足下屬員工在情感方面的深層次需求，從而激發下屬良性情緒態度與積極工作行為。情感型領導會塑造正向氣氛，向下屬表現同情心、感恩心和寬容心，激勵下屬具有熱情、樂觀等正向情緒。正向情緒會激發個體創造力[15]，促使員工做出有益于組織的建言行為[16]。同時，情感型領導向員工提供情緒、智慧或資源上的支持，幫助員工發揮潛力。從社會交換角度來說，員工更可能提出建言來幫助組織改善以作為回報。另一方面來說，情感型領導構建積極關系網絡，與下屬建立支持性的關系，使員工具有發表建言的心理動機，良好領導下屬關系會使員工愿意從事建言行為[17]。同時，情感型領導能夠促進下屬的價值觀與組織的核心價值觀相契合，使員工將組織的興衰成敗與個人的榮辱相連接[18]，員工為了個人與組織的福祉更敢于冒建言的潛在風險。基于此，本文提出假設：

假設1情感型領導與員工建言行為呈顯著正相關關系。

2.2 心理安全感的中介作用

心理安全感指員工從心理上認為環境是安全和有意義的程度，是組織氛圍的重要影響結果之一。情感型領導能夠展現情感關懷與情緒管理兩方面的風格品質。情感關懷是指情感型領導關心下屬的情感需要，關注下屬內心真實想法，寬厚對待下屬，除在工作上對下屬關心與支持外，還關心下屬個人發展并幫助下屬解決生活中遇到的困難。情緒管理是指情感型領導具備較高的情緒智力和情緒管理能力。具備這種品質的領導善于觀察、調整與改善下屬的情緒水平與狀態，并能夠有效解決下屬沖突，同時，注重在工作中保持下屬積極的情緒狀態和較高水平的工作承諾與主動性[18]。由此，情感型領導增加了員工的心理安全感。基于此，本文提出假設：

假設2情感型領導與員工心理安全感呈顯著正相關關系。

心理安全感較強的員工具備更多的積極心理成分，更能自如釋放自我[19]，在工作中易于向周圍同事獲得各種信息和資源、尋求幫助，這有利于員工降低刻意的自我保護，進而促進更好地展開各項工作。基于這種邏輯，管理者希望員工充滿工作熱情、富有責任心地完成各項職責。心理安全感易使員工形成平和的情緒、良好的心態和自由的選擇，這反過來又加劇了員工產生積極的感知并努力工作，同時把其角色內外工作視為一種積極的心理體驗過程。具有高心理安全感的員工不畏懼別人對其如何看，他們的抗干擾能力強，愿意花費更多的時間去解決問題，所以他們在工作中的表現相對自如，不會過度擔心因害怕失敗帶來各種負面結果[20,21]，更具有建言行為的沖動。基于此，本文提出假設：

假設3心理安全感與員工建言行為呈顯著正相關關系。

基于以上論述，情感型領導不僅會直接影響員工建言行為，也會影響員工心理安全感，而心理安全感又會對其建言行為產生影響。即情感型領導通過心理安全感對員工建言行為產生間接的影響。基于此，本文提出假設：

假設4心理安全感在情感型領導與員工建言行為關系間起中介作用。

2.3 獨立型自我建構的調節效應

獨立型自我建構是指員工重視自我內在的思想、情感和行為，其對工作情境的反應是基于如何表達出自我的內部品質和特性[22]。因此，高獨立型自我建構的個體對組織的態度和行為不會太敏感，較少擔心領導會對自己的建言行為進行抵制或害怕同事會指責自己“愛出風頭”，對建言不會具有很強的焦慮感；此外，高獨立型自我建構的個體重視自我內在的表達，不遮遮掩掩，樂于展示自我，也愿意從行動中證明自己，且做出有利于組織發展的建言行為對于他們來說是展現自我的途徑[22]。由此可以推測，與低獨立型自我建構的員工相比，高獨立型自我建構的個體會產生更多的建言行為。同時，具有高獨立型自我建構的個體主觀幸福感更強，更為自信，會體驗到更強的能力感，往往積極尋求環境中存在的機遇，追求成功而不是回避失敗[23]。因而，高獨立型自我建構的個體，具有較強心理資本，在與心理安全感的交互作用下更促進了其建言行為。基于此，本文提出假設：

假設5獨立型自我建構正向調節了心理安全感與員工建言行為之間的關系。

2.4 工作自主性的調節效應

工作自主性是指員工在完成工作任務和目標過程中能夠自行決定自己工作計劃、投入以及努力的程度[24]。員工工作自主性越高，意味著他們可以更自由地安排自己的工作任務、計劃等。個體對工作環境的知覺程度和自身特征會影響他們的心理狀態，從而影響他們在組織中的行為。Bizzi和Soda[25]指出，當員工感知到工作自主性時，他們會變得更加積極地投入工作，并從事更多利組織行為，而員工建言行為本身就是非常重要的一種利組織行為。工作自主性越高的員工，其可以自由選擇工作方法，調度企業資源，甚至是建立自己的工作標準，這會使其心理安全感的影響效果更強。因此，工作自主性在與心理安全感的交互作用下更能夠促進員工建言行為。基于此，本文提出假設：

假設6工作自主性正向調節了心理安全感與員工建言行為之間的關系。

2.5 有調節的中介效應

根據以上分析，心理安全感在情感型領導與員工建言行為關系間起中介作用，獨立型自我建構和工作自主性正向調節了心理安全感與員工建言行為之間的關系，即第二階段調節效應成立。基于此，本文認為，獨立型自我建構和工作自主性對心理安全感在情感型領導與員工建言行為之間的中介作用具有正向調節效應，即有調節的中介效應。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設7獨立型自我建構調節了心理安全感在情感型領導與員工建言行為關系間的中介作用。

假設8工作自主性調節了心理安全感在情感型領導與員工建言行為關系間的中介作用。

綜上，本文研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本與數據收集

本研究采用實地發放、email填寫等方式發放問卷，正式調研時間為2018年5月至7月，共發放420份一線員工調查問卷，收回380份，其中有效問卷361份，問卷有效回收率為85.95%。有效員工樣本中，性別比例上，男性占50.9%，女性占49.1%；年齡比例上，35歲及以下占73.2%，35歲以上占26.8%；受教育程度比例上，本科及以下占70.22%，碩士以上占29.78%；工作年限比例上，5年以下占64.9%，6～10年占27.5%，11年以上占7.6%。除控制變量外，主要變量均采用李克特5點計分法，從1到5，分別代表從“完全不符合”到“完全符合”。

3.2 變量測量

情感型領導采用翁清雄等[4]開發的量表，共12個題項，如“當部屬偶爾未能完成工作任務時，他會盡量從寬處理”，該量表的內部一致性信度系數α值為0.897。心理安全感采用Edmondson[26]編制的量表，共7個題項，如“我覺得在組織中發言是安全的”，該量表的內部一致性信度系數α值為0.884。員工建言行為采用Liang等[27]開發的量表，促進性建言、抑制性建言各5個題項，如“該員工就改善團隊工作程序積極地提出建議”、“該員工及時勸阻團隊內其他員工影響工作效率的不良行為”，該量表的內部一致性信度系數α值為0.838。獨立型自我建構采用潘黎和呂巍[28]修訂的自我建構量表，共8個題項，如“在公司會議上發言對我來說不成問題”， 該量表的內部一致性信度系數α值為0.875。工作自主性采用Bizzi和Soda[25]修訂的量表，共7個題項，如“工作時間能夠自由決定自己該干什么”， 該量表的內部一致性信度系數α值為0.893。同時，本文將員工性別、年齡、受教育程度和工作年限等作為控制變量。

4 分析結果

4.1 驗證性因子分析的檢驗結果

本研究采用驗證性因子分析(CFA)方法，對五個主要變量進行區分效度檢驗。檢驗結果顯示，與其他因子模型相比(單因子模型、三因子模型和四因子模型等)，五因子模型對實際數據的擬合最為理想：χ2/df=2.063；RMSEA=0.057，TLI=0.942，GFI=0.937，AGFI=0.877，CFI=0.885，說明本研究所涉及的5個變量區分效度良好，可以代表5個不同的構念。

4.2 同源偏差

由于問卷為同一人填寫，本研究采用Harman單因子檢驗方法檢驗是否存在同源偏差問題，將研究中所有變量放在一起進行因子分析(未旋轉)，若析出的第一個因子解釋絕大部分變異，則說明存在同源偏差問題。本研究的結果顯示總方差解釋率為57.4%，第一個因子方差解釋率為23.8%，未占到總方差解釋率的一半，說明同源偏差問題并不嚴重。

4.3 描述性統計和相關分析結果

在進行多元回歸檢驗之前，先對五個主要變量的平均值、標準差以及相關系數進行描述性統計，檢驗結果顯示：情感型領導與員工建言行為(r=0.337，p<0.01)、心理安全感(r=0.385，p<0.01)、獨立型自我建構(r=0.331，p<0.01)、工作自主性(r=0.329，p<0.01)顯著正相關；心理安全感與獨立型自我建構(r=0.324，p<0.01)、工作自主性(r=0.337，p<0.01)、員工建言行為(r=0.340，p<0.01)顯著正相關。這些結果是分析心理安全感的中介作用，獨立型自我建構和工作自主性的調節效應以及有調節中介效應的前提。

4.4 假設檢驗結果

4.4.1 主效應和中介效應檢驗

本文運用SPSS 21.0軟件對所獲取數據進行處理。主效應和中介效應的回歸分析結果如表1所示。模型1和模型3是基于控制變量回歸的基準模型。在模型1的基礎上引入自變量情感型領導后，形成模型2，可知情感型領導對員工心理安全感具有顯著正向影響(β=0.336，p<0.001)，假設2得證。在模型3的基礎上引入自變量情感型領導后，形成模型4，可知情感型領導對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.329，p<0.001)，假設1得證。進一步檢驗心理安全感在情感型領導與員工建言行為之間的中介作用。在模型4的基礎上加入中介變量心理安全感后，形成模型5，可知心理安全感對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.296，p<0.001)，且情感型領導對員工建言行為的影響系數和顯著性均降低(β=0.228，p<0.01)，即心理安全感在情感型領導與員工建言行為關系間起部分中介作用。假設3和假設4得證。

表1 主效應和中介效應檢驗結果

注:*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。下同。

4.4.2 調節效應檢驗

在進行多元回歸分析前，本文首先對乘積項進行了標準化處理，以降低多重共線性的影響。調節效應的回歸分析結果如表2所示。由模型6可知，心理安全感對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.397，p<0.001)。由模型7可知，獨立型自我建構對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.251，p<0.01)，工作自主性對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.221，p<0.01)。進一步，由模型8可知，心理安全感與獨立型自我建構的交互對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.146，p<0.05)，心理安全感與工作自主性的交互對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.132，p<0.05)，假設5和假設6得證。

表2 調節效應檢驗結果

進一步，本文根據Aiken和West[29]的方法，繪制了獨立型自我建構和工作自主性的調節效應圖，如圖2、圖3。由圖2可知，高獨立型自我建構代表的斜率大于低獨立型自我建構代表的斜率，即獨立型自我建構在心理安全感與員工建言行為間起正向調節效應。由圖3可知，高工作自主性代表的斜率大于低工作自主性代表的斜率，即工作自主性在心理安全感與員工建言行為間起正向調節效應。由此，假設5和假設6進一步得證。

圖2 獨立型自我建構的調節效應

圖3 工作自主性的調節效應

4.4.3 有調節的中介效應檢驗

本文根據Edwards和Lambert[30]的研究，基于Bootstrapping方法計算有調節的中介效應。分別在均值的基礎上加減1個標準差，形成調節變量的低值和高值。由表3可知，情感型領導通過心理安全感對員工建言行為的間接影響在獨立型自我建構低時不顯著(β=0.04，ns)，在獨立型自我建構高時顯著(β=0.16，p<0.05)，且兩者差異顯著(Δβ= 0.12，p<0.05)，假設7得證。同理，情感型領導通過心理安全感對員工建言行為的間接影響在工作自主性低時不顯著(β=0.04，ns)，在工作自主性高時顯著(β=0.13，p<0.05)，且兩者差異顯著(Δβ=0.09，p<0.05)，假設8得證。

表3 有調節的中介效應檢驗結果

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本文的研究目的是探討情感型領導對員工建言行為的作用機制，以及心理安全感的中介效應，獨立型自我建構和工作自主性的調節效應以及有調節的中介效應，以幫助企業健康可持續發展。研究結果顯示：情感型領導對員工建言行為具有顯著正向影響；心理安全感在情感型領導與員工建言行為間起中介作用；獨立型自我建構和工作自主性正向調節心理安全感與員工建言行為之間的關系，且在模型中具有有調節的中介效應。

5.2 研究理論啟示

本研究的理論啟示有：(1)目前有關情感型領導作用機制的實證研究還較少，本研究在中國企業背景下探討情感型領導對員工建言行為的影響機制，彌補目前情感型領導與員工建言行為關系研究的缺失，拓展了有關情感型領導的影響效能和結果變量研究。(2)本文將心理安全感引入模型，揭開了情感型領導影響員工建言行為的過程“黑箱”，從而拓寬了領導行為與員工建言行為關系的研究視角，為領導行為影響員工建言行為的機制提供了新的理論解釋。(3)引入獨立型自我建構和工作自主性，檢驗了其調節作用，延伸了情感型領導影響員工建言行為關系的邊界條件，深化了對情感型領導與員工建言行為關系的理解。

5.3 研究管理建議

本研究的管理建議有：(1)由社會交換理論可知，當領導和員工兩者之間建立了高效的人際關系時，員工會表現出高效的建言行為。因此，企業應該注重塑造和培養情感型領導，營造合作的工作氛圍，促進員工建言，進而帶來企業的發展和創新。(2)高心理安全感的員工認為建言行為是自己的內角色，把建言當作是一件利大于弊的事情，進而樂意向組織建言。因而企業在日常管理實踐中，多采取諸如彈性工作時間、良好的工作環境等能夠增強員工心理安全感的管理措施，努力使員工把企業當作“我們的家”，并愿意為“我們的家”做貢獻。(3)高獨立型自我建構的員工會將建言行為內化為自己的責任，為組織的利益表達自己的想法和建議。同時，面對外部市場環境的復雜多變性，企業也越來越需要重視員工的工作自主。因此，對企業來講，要大力培育具有高獨立型自我建構和高工作自主性的員工，從而激發他們為組織建言等利組織行為。

5.4 不足與展望

本文的不足之處主要體現在：第一，所有問卷測量題項均由同一人主觀填寫，可能存在一定的同源偏差問題，未來研究中可以采取主客觀相結合的方式采集數據。第二，本研究采用的是橫截面數據，而情感型領導作用于建言行為實際上包含了一個時效性問題，在不同的時點跟蹤收集數據可能會更加準確，未來研究可以采取收集跨時段的縱向數據。第三，本研究僅僅證實了心理安全感的部分中介作用，未來研究可以基于多角度進一步研究情感型領導與員工建言行為關系間的中介機制。