創新型領導對員工創新行為的影響機制研究

馬 前，劉亞麗

（晉中學院經濟管理學院，山西 晉中030619）

一、引言

員工創新涉及個體萌生、采納并實施新穎的想法等多項活動。[2]領導風格對員工個體創新的影響一直以來都是學者的關注點并已積累了一定的學術成果。領導者在工作場所中的特殊位置意味著其創新相關的態度以及行為將會影響下屬的創造性表現。基于此，本文選取了新型領導風格——創新型領導并討論其對員工個體創新的影響。此外，本文基于計劃行為理論分析了創新型領導對員工創新行為的內在作用機制。考慮到來自重要他人或群體的期望將會影響個體的行為意愿，本文假定組織創新支持感以及創新意愿將依次在創新型領導和員工創新行為之間起到中介作用。

二、研究假設

已有大量研究證實計劃行為理論在分析個體創造性行為的產生時具有很好的解釋力。如丁賀等（2018）基于計劃行為理論提出基于優勢的心理氛圍將依次通過個體創新效能感、創新意愿作用于其創新行為。[3]張若勇等（2018）也從計劃行為理論的視角證實員工創造力效能感對其主動變革行為具有積極影響。[4]

計劃行為理論表明，情境變量將會通過作用于行為態度、主觀規范、知覺到的行為控制影響個體的行為意愿，并最終決定個體的行為表現。[5-6]基于此，本文認為，創新型領導使下屬接受到來自上級以及組織的創新支持。由此，員工了解到上級以及組織的創新期望，創新意愿提高，創新行為增多。

（一）創新型領導與員工創新行為 領導風格一直以來被看作是決定下屬創新表現的關鍵因素。如陳晨等（2015）研究證實變革型領導能夠積極影響員工的創新表現。[7]王宏蕾和孫健敏（2018）也基于自我概念理論驗證了授權型領導對下屬創新的積極作用。[8]曲如杰等（2012）強調，領導者個性特質（如對創新的敏感性、創新認知風格等）、領導者行為（如創新支持行為、創新期望等）均被證明能夠誘發員工創新行為，應當整合出一種針對創新的領導風格——創新型領導，并探討其對員工創新的作用。[9]

Makri和Scandura（2010）指出，創新型領導鼓勵下屬探索、冒險，并注重培養下屬的創新能力以及社交能力。[10]個體創新往往面臨著巨大的風險，這是由于：首先，創新結果具有極大的不確定性。Tes?luk等（1997）指出，個體的創新努力并不一定能夠帶來創新的成功。[11]一旦創新失敗，個體將很有可能面臨創新努力不被組織認可的窘境。其次，個體進行的創新將有可能改變慣有的工作方法、工作流程或工作模式，這也導致個體有可能因此而遭到同事甚至上級的抵制。Janssen（2003）在研究中發現，個體的創新將可能會誘發其與同事間的沖突，個體對與同事關系的滿意度也因此而降低。[12]基于此，Dewett（2006）強調，個體的風險承擔意愿在其決定是否創新時起到關鍵性作用。[13]創新型領導鼓勵下屬冒險探索，員工既能夠了解到來自組織、上級的期許，也能夠獲得來自組織及上級的財務、信息等各類支持，也因此愿意做出更多的創新努力。

此外，個體創造性想法的產生與實施需要高水平的創新能力以及社交能力作保證。個體對于自身能力的判斷同樣會影響其創新決定。如鄧玉林和王杰（2018）發現，來自上級的發展性反饋將有助于提高員工個人的創新效能感，員工相信自己具有足夠的能力處理創新過程中可能面臨的各項問題，也因此產生更多的創新行為。[14]創新型領導重視對于員工創新、社交等各方面能力的培養，這將有利于激發員工的自信，使員工創新成為可能。由此得到：

假設1：創新型領導與員工的創新行為積極相關。

（五）自我測評。每位組員根據自己對學習任務的所承擔的內容、完成情況進行自評，然后寫上書面總結上傳到網絡平臺中。

（二）創新型領導與組織創新支持感 已有學者指出，組織創新支持感這一概念的運用將能夠更有效地解釋情境變量對于員工創新表現的影響[15]。Zhou 和George（2001）將組織創新支持感定義為個體對于組織是否鼓勵、尊重、獎勵并且認可創新的感知以及看法。[16]領導者作為組織的“代言人”，在工作過程中表現出的態度以及行為通常被員工視為組織觀點的表達。如沈蕾等（2018）指出，領導者認真聽取下屬的意見，與下屬建立真誠平等的關系，這些行為均能夠使下屬感受到組織對其工作的支持以及利益的關心。[17]由此，創新型領導者對冒險、探索的鼓勵以及關注員工創新相關能力的培養，均能夠使員工感受到來自組織的創新期望與支持。由此得到：

假設2：創新型領導與員工的組織創新支持感積極相關。

（三）組織創新支持感與創新意愿 主觀規范在個體的行為決策過程中扮演著非常重要的角色，它表明了個體感受到來自重要組織或他人對于采取某一特定行為的期望。而Schreurs等（2009）將期望定義為個體對于事物在未來應達到的狀態的信念。[18]組織背景下，員工通過制度政策、領導者行為等線索了解組織以及上級的期望并試圖在意見表達、行為上與期望保持一致。孫銳等（2012）即在研究中指出，面對組織以及領導者的創新期望，員工將表現出更多的創新行為。[19]Carmeli 和Schaubroeck（2007）同樣發現了管理者創新期望在下屬創新性工作投入中的積極作用。[20]

具體到本文中，組織中管理者制定的各項針對創新的獎勵計劃以及針對創新能力的培養計劃，均能夠使員工感受到組織對于創新的重視以及期望，員工對于創造性活動可能帶來負面影響的感知將大大降低，創新意愿大大提升。由此，本文把組織創新支持感作為個體對采取創新將面臨的規范壓力的感知，并提出：

假設3：員工的組織創新支持感與創新意愿積極相關。

（四）創新意愿與創新行為 Choi（2004）將創新意愿定義為個體投入創新活動動機的強烈程度。[21]以往大量研究將自我效能感、內在動機、自我認同等作為個體內在的心理機制探究其在情境變量與創新結果關系中的作用。計劃行為理論強調，行為意愿是更接近個體實際行為的心理變量，也因此能夠更好地用于推斷個體行為。正因為如此，本文選擇創新意愿這一變量用以解釋創新型領導對下屬創新的內在作用機制。當個體具有強烈的創新意愿時，他（她）將更愿意承擔伴隨創新而產生的風險，也將在創造性活動中付出更多的努力。王娟茹和張渝（2018）圍繞綠色技術創新的研究顯示了創新意愿對創新行為的積極作用。[22]由此得到：

假設4：員工的創新意愿與創新行為積極相關。

基于上述假設，本文認為創新型領導將依次經過員工的組織創新支持感以及創新意愿作用于員工的創新行為。研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

三、研究方法

（一）研究樣本及問卷發放 本研究在山西省某煤炭型國企對226名員工展開問卷調查。問卷調查分三次進行，平均間隔為1 個月。第一次調查中員工回答了創新型領導問卷，第二次調查中員工回答了個體組織創新支持感以及創新意愿問卷，第三次調查中員工回答了個體創新行為問卷。調查采用匿名方式。研究者在具體展開調查前對參與員工進行編號以確保不同時間點收集的數據可以完全匹配。

三次調查結束后經過匹配形成有效問卷204份，有效回收率為90.27%。在被調查的204 名員工中，男性占68.63%，平均年齡為41.46 歲，有85.78%的員工在本企業工作時間達到十年及以上，有75.49%的員工在現崗位工作時間達到十年及以上。

（二）測量量表 本研究所使用的問卷均采用5點式計分法。

創新型領導：選取Makri和Scandura（2010）開發的創新型領導量表，共包含3 道測量條目。[10]研究中該量表的Cronbach α為0.845。

組織創新支持感：選取Zhou和George（2001）開發的4 條目量表。[16]研究中該量表的Cronbach α為0.914。

創新意愿：選取Choi（2004）的創新意愿量表，共包含2 道測量題目。[21]研究中該量表的Cronbach α為0.794。

創新行為：選取Scott 和Bruce（1994）的創新行為量表，共包含6 道測量題目。[2]研究中該量表的Cronbach α為0.787。

四、研究結果

（一）驗證性因素分析 本研究首先運用Amos17.0 進行驗證性因素分析。結果如表1 所示。包括創新型領導、組織創新支持感、創新意愿以及創新行為四個變量在內的四因子模型與數據的擬合狀況 良 好(χ2=150.312， df=84， p＜0.001; CFI=0.951;TLI=0.938;IFI=0.952;RMSEA=0.062）。整合變量所得到的三因子模型、兩因子模型以及單因子模型擬合均較差。各變量間具有很好的區分效度。

表1 驗證性因素分析結果

（二）描述性統計 本研究進一步做描述性統計分析。結果如表2 所示。結果發現，創新型領導與下屬創新行為積極相關（r=0.247，p＜0.01），創新型領導與下屬感知到的組織創新支持積極相關（r=0.379，p＜0.01），下屬的組織創新支持感與其創新意愿積極相關（r=0.296，p＜0.01），創新意愿與創新行為積極相關（r=0.308，p＜0.01）。由此，假設1、2、3、4得到初步驗證。

表2 變量的均值、標準差以及相關系數

（三）假設檢驗 本研究選用結構方程模型對上述假設進行驗證，結果如表3 所示。假設的完全中介模型與數據的擬合狀況良好(χ2=160.371， df=87， p＜0.001; CFI=0.946; TLI=0.934; IFI=0.946; RM?SEA=0.064）。在完全中介模型的基礎上，本研究增添從創新型領導到員工創新行為的直接路徑（部分中介模型1）。數據表明，相比假設模型，部分中介模型1 能夠更優地擬合數據（△χ2=6.705， △df=1，p＜0.01），故舍棄完全中介模型。在部分中介模型1的基礎上，本研究增添從創新型領導到員工創新意愿的直接路徑（部分中介模型2），結果發現，該模型與數據的擬合度并未顯著提高（△χ2=1.729，△df=1，n.s.）。最后，本研究在部分中介模型1 的基礎上同時增添從創新型領導到員工創新意愿的直接路徑以及從組織創新支持感到員工創新行為的直接路徑（部分中介模型3），擬合度同樣并未顯著提高（△χ2=3.354，△df=2，n.s.）。由此，本研究選擇與數據擬合良好同時也較為精簡的部分中介模型1。修正后的模型及路徑系數如圖2所示。

如圖2 所示，創新型領導與個體的組織創新支持感積極相關（r=0.474，p＜0.001），個體感知到的組織創新支持與其創新意愿積極相關（r=0.270， p＜0.001），個體創新意愿與創新行為積極相關（r=0.309，p＜0.001），創新型領導依次通過組織創新支持感以及創新意愿作用于下屬創新行為。此外，研究還發現了創新型領導對于個體創新行為的直接正向影響（r=0.151，p＜0.05）。假設1、2、3、4均得到證實。創新型領導對個體創新行為的作用路徑及效應分解如表4所示。

表3 結構方程模型擬合指數

圖2 修正模型

表4 創新型領導對員工創新行為的影響路徑及效應分解

五、討論

以計劃行為理論為基礎，本文在個體層面研討了創新型領導對下屬創新行為的作用機制。本文的結論對于理論研究以及管理實踐均有一定的啟發意義。

（一）理論意義 首先，本文探究了創新型領導對下屬創新的影響。結果表明，創新型領導一方面直接作用于個體創新行為，另一方面依次通過組織創新支持感以及創新意愿間接作用于個體創新行為。當前圍繞領導風格的研究鮮少有涉及創新型領導，本文對于創新型領導的關注，不但豐富了領導風格研究，也為員工創新研究提供了新思路。其次，本文證實了組織創新支持感以及創新意愿在創新型領導和下屬創新行為之間的鏈式中介作用。本研究從計劃行為理論的視角出發，將組織創新支持感作為員工對創新決策時承受組織規范壓力的感知。結果表明，正如人群關系學說強調的，個體所處群體的規范、期望對其行為產生影響。創新意愿也再次被證實能夠有效地解釋員工創新相關的行為。

（二）實踐意義 本文的研究結果表明，企業對于創新的倡導應當落實到具體的人力資源管理實踐當中，通過具體的各個環節的設計向員工傳遞信號，讓員工了解何種行為受到鼓勵，指引員工向其期望的方向發展。領導者也應當對員工的創新努力及創新相關的結果給予充分的認可，并制定相應的獎勵計劃。此外，應當為員工提供更多創新相關的培訓，并且將針對創新能力的考核作為對員工績效考評的一部分，督促員工在工作中表現出更多的創新行為。

（三）研究局限及未來發展方向 首先，本研究采用橫截面設計，未來研究應選用縱向設計以再次驗證本文結果。其次，本研究的數據均由員工自評獲得。未來研究應進一步豐富數據來源如將員工自評與領導、同事評價相結合以提高結果的可信度。最后，本文從計劃行為理論的角度發現了組織創新支持感以及創新意愿的部分中介作用，這也反映了創新型領導對于下屬創新的影響機制將是非常復雜的，未來研究可進一步探索員工創新態度等在創新型領導與員工個人創新表現之間的作用。