高?？蒲袌F隊領導內隱追隨的維度與量表開發
——基于KAQ理論的維度構建方法

王 磊

(東北農業大學 經濟管理學院,黑龍江 哈爾濱 150030)

0 引言

眾所周知，領導認知是促使領導行為產生的根源(Bass)[1]，因此，高?？蒲袌F隊領導積極的領導行為來源于積極的領導認知。在管理實踐中，越來越多的研究表明，追隨者對領導者至關重要(Sy; Mohamadzadeh; Alipour)[2～4]，于是開始有學者關注對追隨者認知的研究(Carsten等; Junker等)[5,6]，即“內隱追隨理論”。在西方現代領導科學研究中，內隱追隨理論為研究者提供了一個揭示領導心理機制的新視角[2,7,8]。因此，研究“高?？蒲袌F隊領導者心目中的團隊成員是什么樣的”這一議題，對我國高?？蒲袌F隊的管理以及增強我國高等學校在國家科技創新體系中的作用具有重要的實踐指導意義。

由于追隨者類型的多種多樣，國外學者們內隱追隨的結構劃分還存在較大的差異。目前，通過自陳式量表直接測量追隨者特質和行為的主要有以下幾種：第一種是Carsten，通過對美國和加拿大各個行業員工的調研，他將其中的追隨者劃分為三種類型，分別是主動型內隱追隨、順從型內隱追隨和積極型內隱追隨[5]；第二種是Sy，通過對交通運輸業、生產制造業等工作場所領導的調研，歸納出18種追隨者的特征，將其劃分為兩個維度，分別是追隨原型和追隨反原型，他們都被分為三個維度，分別是好公民、勤勉和熱忱以及不稱職、依從和反抗[2]；第三種是Yip，他依據XY理論和歸因理論，將內隱追隨分為兩個維度，分別是動機和能力[9]；第四種是Junker等[6]，他主要以酒店業、食品等行業的員工為研究對象，歸納出21種追隨者的特征，包括基于任務的理想追隨原型、基于關系的理想追隨原型、基于任務的非理想追隨原型、基于關系的非理想追隨原型四個維度。此外，內隱追隨還可以采用間接測量方式，常用的測量方法有內隱聯想測驗和投射測驗[10]。而我國學者在研究內隱追隨結構特征的時候，也意識到使用國外量表可能產生誤差，應在我國文化背景下積極開展內隱追隨量表的編制工作，并以我國企業員工為調研對象取得了初步的進展(祝振兵，羅文豪[11]；郭衍宏，蘭玲[12])。

相對于西方以及我國的本土化研究，不難發現，目前以高等學校為研究背景，以高?？蒲袌F隊領導為研究對象的內隱追隨結構維度的研究還較為匱乏，應該看到在我國，高校和企業是兩類不同性質的機構，兩者在人員結構、組織結構、人員管理目的、人員管理內容、人員管理方式和機制上存在顯著的不同[13]，單純地假設高校和企業具有相同的領導內隱追隨，必然會帶來內容效度的降低；而且，在Sy量表(Sy)的影響下，實際上我國學者所開發的內隱追隨量表結構和Sy的量表構成相類似，如：祝振兵[11]的好公民維度下的各因子與Sy量表中的好公民維度存在交叉重疊；郭衍宏，蘭玲[12]的勤勉維度下的各因子與Sy量表中的勤勉維度存在交叉重疊。不可否認，Sy所開發的內隱追隨量表得到了國內學者的廣泛認同和采納[14～16]，但是也應該看到高校與企業在人力資源管理目的存在的明顯差異，企業主要注重經濟上帶來的效果，為的是實現利益最大化，領導對員工的衡量標準是產速和生產出產品的好壞，并注重對員工生產過程的監管與指導。而高校在我國屬于事業單位，不以營利為目的，具有典型的教育性、密集的知識性、多樣的需求性、較強的流動性等特征，尤其在我國高校科研團隊中，博士研究生和碩士研究生是從事科研工作的主力軍，高校對于人力資源管理的目的是為了更好的契合高校的學術管理，努力培養各方面能力突出的人才回饋社會，所以，現有的Sy量表，以及在此基礎上開發的其他量表不適合我國高校科研團隊的管理情境。此外，也應該看到人才培養是高等教育的基本功能，是高校核心價值的目標追求和社會效益的集中體現；高校科研團隊人才的培養靠教育，教育的發展依靠高?？蒲袌F隊的教師，高?？蒲袌F隊教師在人才培養、學術研究和社會服務的過程中發揮了重要的作用，而現有KAQ(知識、能力、素質)理論是各高校制定人才培養模式[17,18]和教師綜合評價指標體系[19]的重要理論支撐，因此，本文認為KAQ理論適合我國高校科研團隊的教師和學生，是解決高校科研團隊領導內隱追隨結構維度的有效途徑，能夠為高?？蒲袌F隊領導內隱追隨結構維度的建立提供重要的理論支撐。

基于上述討論，研究將通過扎根理論的質性訪談對高校科研團隊領導內隱追隨的相關理論和條目進行重新梳理，并基于KAQ理論開發與之相應的內隱追隨量表，以期豐富高?？蒲袌F隊領導內隱追隨的相關理論研究。

1 理論基礎

1.1 基于KAQ的高?？蒲袌F隊領導內隱追隨的內涵

本文認為基于KAQ的高?？蒲袌F隊領導內隱追隨是指高?？蒲袌F隊在實現科學技術研究、科研項目開發的過程中，高?？蒲袌F隊領導對追隨者在知識、能力、素質等方面特質和行為的預期和假設。當現實成員的表現與高校科研團隊領導心目中積極追隨原型相匹配時，高?？蒲袌F隊領導就會對這些有效個體予以更積極的評價，在情感上喜歡他們，在科研行為上提供幫助，在科研獎勵上提供支持，營造良好的科研環境。

1.2 基于KAQ的高校科研團隊領導內隱追隨的維度

它包括高?？蒲袌F隊領導積極內隱追隨和高?？蒲袌F隊領導消極內隱追隨。

(1)知識維度

對于高?？蒲袌F隊而言，團隊成員所具備的知識是團隊從事知識創造活動的基礎和前提條件，主要包括工具性知識、專業知識和交叉知識。工具性的知識既是勝任科研工作的基礎，也是進行自身學習和繼續深造的前提。專業知識是高?？蒲袌F隊成員進行科研攻關、實現科研突破的主要“武器”。只有注重對團隊成員交叉知識的培養，才能從根本上塑造團隊成員的創新精神，保持所在學科的特色和優勢，促進學科前沿的發展，從而實現高?？蒲袌F隊科學研究工作的可持續發展。

(2)能力維度

按照能力的結構理論，本研究將高?？蒲袌F隊成員科研能力分成三個方面，分別是科研認知能力、科研實踐能力和科研創新能力?？蒲姓J知能力屬于一般能力，是科研能力的表層，也是其他一些科研能力的基礎。科研實踐能力越強越能及時發現科學研究中的問題，并及時解決，從而影響科學研究的效率和準確性。在高?？蒲袌F隊活動中，科研創新能力具體表現在創造力上，位于科研能力層次結構中最頂端的位置，這種能力貫穿于整個知識創造的過程，是高?？蒲袌F隊個體創造力和團隊創造力的具體體現。

(3)素質維度

高?？蒲袌F隊成員應具備的素質有科研心理素質、科研道德素質和職業素質?？蒲行睦硭刭|不僅決定了高?？蒲泄ぷ髡咂渌刭|的培養，也決定了其科研成就的高低，對提高高校科研工作者的整體素質具有十分重要的意義。高校科研工作者所具備的科研道德素質是確保高?？蒲蟹睒s程度與高?？蒲泄ぷ髂芊窠】蛋l展的道德基礎?？蒲泄ぷ魉刭|決定了高?？蒲泄ぷ髡邔蒲泄ぷ鞯膽B度和方法，為高水平科研成果的產生提供了保障。

2 內隱追隨結構的維度劃分

2.1 初始結構維度確定

2.1.1 研究對象

選取具有5年以上工作經驗的高?？蒲袌F隊導師作為樣本，包括博士研究生導師和碩士研究生導師。被試樣本主要來自于哈爾濱工業大學等7所位于黑龍江省的高等院校；這些樣本中，共有13個不同的學科組成，其中包括經濟學類6人，管理學類5人，理學類5人，藝術學類5人，工學類4人，農學類4人、哲學類3人，文學類3人，醫學類3人，歷史學類3人，軍事學科類3人，法學類2人，教育學類1人，總共47人。其中男性21人，占44.68%，平均年齡42.25，女性26人，占55.32%，平均年齡41.11。在被試樣本中，有15人是“雙肩挑”崗位教師，這樣，涵蓋了高校技術崗位和管理崗位兩個層面的調查，將能夠很好地體現出高?？蒲袌F隊領導對團隊追隨者的認知結構。

2.1.2 初始量表的建立過程

本研究主要采用歸納法對高校科研團隊領導內隱追隨進行初始測量項目的確定，即通過讓高?？蒲袌F隊研究生導師寫出自己心目中關于理想型和反理想型追隨者的特征，從而歸納出內隱追隨結構的初始維度。這主要是因為以下兩點：(1)內隱追隨理論尚未發展成熟。目前在中國高校情境下，不能完全照搬西方關于內隱追隨理論的研究成果，所以缺乏理論基礎和實踐研究基礎，而歸納法的優點是所有的項目都直接來源于實踐，而且可以產生豐富的項目供選擇[20]，彌補了理論研究和實踐研究的匱乏；(2)內隱追隨的結構維度更貼近現實。歸納法是不會運用任何理論，它是從具體的實踐調查開始，歸納出一般結論[21]。因此，從領導者對心目中理想型和反理想型追隨者的描述中可以歸納出高校科研團隊領導內隱追隨的初始維度，所得結論較為可靠。

研究首先以開放式問卷進行高?？蒲袌F隊領導內隱追隨調查，要求被訪者分別列出他們心目中關于理想型和非理想型追隨者的20條特征。然后對所列條目進行分類匯總，共得到198條理想型追隨者的特征和180條非理想型追隨者的特征。接著，對這378條特征進行近義詞合并(例如，將理想型中的“堅持不懈地”、“有毅力的”、“有恒心的”、“意志堅定的”合并成“持之以恒的”；將反理想型中的“偽造科研信息的”、“剽竊他人勞動成果的”、“低水平重復研究的”、“違規騙取科研經費的”合并為“科研品行不端的”)，同時剔除特征詞中出現頻率比較少的特征(例如，理想型中的“同甘共苦的”和反理想型中的“孱弱的”)。最后，得到67條理想型追隨者的特征和58條反理想型追隨者的特征。

本文在初始維度確定的基礎上，對量表進行題項設計。例如，“掌握較好的數學、外語、計算機知識”這一特征設計成“擁有良好的通識知識基礎”；“了解學術前沿”設計成“把握學科發展動態的能力”；“懶惰、懈怠”設計成“從事科研工作懶散的”等。此外，還有針對近義詞語如何取舍的問題，例如，“進取心”與Carsten和UhlBien所提到的追隨者特征“首創精神”相類似[5]，由于“進取心”是領導者對追隨者整個知識創造過程以及創造結果的一種評價，而“首創精神”更為強調的是領導根據追隨者所取得科研成果的一種評價，所以本文保留“進取心”。因此本文把這125條題項作為初始問卷。問卷初步形成后，再次邀請人力資源管理領域的專家、高校行政管理人員、研究生對問卷指標進行評價，根據評價建議對問卷中存在的問題進行修正，形成探索性分析問卷。結果表明，問卷在一些指標描述上存在問題，例如，有些用語易產生歧義、學術化氣息較重等，但問卷對各變量總體的把握較為合理。

2.2 內隱追隨理論量表的構建

2.2.1 研究對象

在獲得初始問卷后，調查組通過問卷星軟件編制電子問卷。本次問卷發放對象主要是哈爾濱工業大學、華中師范大學等“985”院校的碩士生導師和博士生導師，他們所屬的高?？蒲袌F隊運行時間超過3年以上，且團隊規模在3人以上。在發放電子問卷的過程中會向調研對象強調本次調查的匿名性，以及相關調查結果只會被用作學術研究，同時，調查結束后還會通過網絡向調研對象贈送一份小禮物作為填寫問卷的報酬。通過網絡調查的方法，共獲得439份問卷，將其中的41份無效問卷去除，得到有效問卷398份。正式調研樣本中被調研的導師年齡主要集中在30-50歲之間，年富力強，大都是科研團隊中的負責人或科研骨干，能夠很好地把握團隊追隨者的特質和行為。其中，男性179人，女性219人，副教授占比最高，為50.75%，管理學65人，經濟學68人，農學35人，工學49人，哲學22人，法學28人，教育學16人，文學21人，歷史學12人，理學27人，醫學29人，藝術學19人，軍事學7人。

2.2.2 內隱追隨結構維度的探索性因素分析

2.2.2.1 量表信度分析

通過SPSS 20.0對開發的量表進行信度分析，通過計算知道了量表的總體Cronbach’sα系數為0.987，此結果證明了該量表總體的信度非常好。高?？蒲袌F隊領導內隱追隨原型的知識、能力、素質的Cronbach’sα值分別為0.935、0.963、0.979；高?？蒲袌F隊領導內隱追隨反原型的知識、能力、素質的Cronbach’sα值分別為0.962、0.979、0.991，上述各值都是大于0.7的，證明了各因子變量之間有著較好的相關性，且有著較高的內部一致性系數，所以完全可以利用該量表對數據進行調查研究[22]。

2.2.2.2 量表的效度分析

本文主要從內容效度和結構效度兩個方面進行檢驗。對于內容效度，問卷題項一部分來自現有文獻；一部分來自對現有文獻的總結，這些題項已被學者在研究過程中使用過，具有很好的效度；一部分來自于高?？蒲袌F隊導師，并請他們對調查問卷中的題項進行反復修改、仔細檢查，直到表述合理、題項內容能夠真正測量出想要表達的內容為止，因此內容效度符合要求。

為檢驗調查所獲得的樣本數據能夠測量相關理論結構和特質的程度，運用最大方差正交旋轉后的因子分析法來檢驗結構效度。采用主成分分析法對內隱追隨的結構維度做了探索性因子分析，根據特征值大于1提取因子后進行了正交旋轉，運用了最大方差法，同時也將系數絕對值低于0.1的題項進行排除(Sy)[2]，初始125條理想型追隨者特征的KMO=0.962>0.8，這證明了對這125條追隨者特征進行因子分析是適合的，同時進行了Bartlett球形檢驗，結果是Sig.<0.05，結果證明了本文的因子分析是有效的，且各因子之間是相關的。

初始的125個因子共確定了12個因子，12個因子的累積解釋率為75.647%，且都通過碎石檢驗以及特征值在1以上。通過剔除12個因子中僅有一兩個題項的成分，以及各題項的因子載荷在至少兩個成分之間均高于0.45的題項(包括低于0.45的自身因子載荷)(侯杰泰)[23]，同時借鑒了Sy的測量方法[2]，僅保留因子上載荷較高的3個項目，但前提是滿足心理測量學的要求，此后又經過多次探索性因子分析后，最終確定了高校科研團隊領導內隱追隨的6個維度，18個因子，KMO值為0.871，Bartlett球體檢驗的卡方值為5419.918，累積解釋率為82.455%，說明具有較好的解釋度。

6個成分所包含的具體因子項見表1所示。通過探索性因子分析，將高校科研團隊內隱追隨原型劃分為六個二級結構，即知識原型、能力原型、素質原型、知識反原型、能力反原型、素質反原型。

表1 內隱追隨原型旋轉后的成分矩陣(N=398)

表2顯示了本研究測量變量之間的均值、標準差與相關系數，結果表明知識原型、能力原型、素質原型、知識反原型、素質反原型和能力反原型都有著很高的相關性，而且都是顯著的，而且各個相關系數都小于0.8，這證明了各個因素之間都是獨立的，沒有產生因為因素高度相關而發生的構思重合，也證明了通過探索性因子分析得出的這6個因子結構都是整體構思，并且是關于高校科研團隊領導內隱追隨的。

表2 各個變量的相關系數和研究變量的描述性統計(N=398)

4 高?？蒲袌F隊領導內隱追隨結構維度的驗證性因素分析

4.1 研究樣本

這一階段主要搜集了522份來自于哈爾濱師范大學、大連海事大學、南京農業大學等高等院校博士生導師和碩士生導師的數據，問卷發放的方式主要有網絡、電話、實踐調研等多種方式，回收到470份調查問卷，回收率為90.03%。在回收的470份問卷中，剔除掉13份不合格問卷，共有457份有效問卷，問卷有效率是87.55%。有效問卷的數據中，學科分布分別是管理學76人、經濟學63人、農學47人、工學55人，哲學35人，法學21人，教育學22人、文學22人、歷史學15人、理學49人、醫學25人、藝術學14人、軍事學13人；有效被試的性別分布為男性214人，占46.83%，女性243人，占53.17%；有效被試的職稱分布為教授195人，占42.67%，副教授224人，占49.02%，講師38人，占8.32%。

4.2 研究過程

這一階段內隱追隨的問卷主要來自上一階段探索性因素進行分析，得到了6個因子和18個項目組成的問卷。本文要求高校科研團隊的領導考慮其心中追隨者擁有的特征并根據給出的各個項目進行評定，其中1代表“對該追隨者特征完全不認同”，5代表“對該追隨者特征完全認同”。

4.3 量表信度的二次分析

由于量表由最初的125個題項12個因子降維到18個題項6個因子，所以在進行驗證性因素分析之前，需要對量表的信度進行重新檢驗。按照Gilbert和Churchill[24]提出的信度檢驗相關建議，具體結果見表3。研究結果顯示，刪除CITC小于0.4的題項后，量表總體的Cronbach’sα系數為0.893，說明量表總體的信度仍然非常好。知識、能力、素質原型和反原型的Cronbach’sα值分別為0.868、0.842、0.847、0.939、0.885、0.953，均大于0.7，充分說明6個因子變量的相關性較好，內部一致性系數較高，利用該量表進行數據調查是可行的[34]。

表3 信度檢驗(N=457)

4.4 量表效度分析

表4所示的是組合效度(CR)、收斂效度(AVE)和區分效度的相關數據?？梢钥闯?，各個潛變量的組合信度都達到并超過了0.60的標準，AVE值也都在0.50的標準之上，這表明模型有著理想的內在質量，且模型的收斂效度很好。本文用比較因子本身AVE的算數平方根與該因子跟其他因子相關系數的絕對值的檢驗方法區分效度，若是前者大于后者，則說明概念之間區分效度較好。在表4中，每個潛變量之間的相關系數用對角線上的數據代表，通過數據可以看出，量表擁有良好的區分效度。

表4 收斂效度、組合效度和區分效度評價結果(N=457)

4.5 對研究結果的討論

由于問卷采用里克特五點計分法，且不服從正態分布，所以本研究將利用Mplus 7.4對高?？蒲袌F隊內隱追隨結構中原型與反原型的維度劃分進行驗證性因子分析，一是對通過探索性因子分析得到的內隱追隨原型維度進行驗證，二是對通過探索性因子分析得到的內隱追隨反原型維度劃分進行驗證。在進行驗證性因子分析之前，首先提出幾點假設：

(1)18個項目可以歸類為6個因子，每個測量項目在所屬的因子上都有一個非零負荷，而在其他因子上都是零負荷，且6個因子之間存在正相關；

(2)每個因子都有一個與之相應的殘差項，并且在進行二階驗證性因子分析時，每個成分需要設有一個殘差項，各因子與殘差項之間的協方差為1，且測量誤差項理論上是互不相關的；

(3)每個潛在變量與其所包含因子中的其中一個因子之間的協方差設為1，其他因子與潛在變量之間的協方差是與協方差為1的比值；

(4)二階潛在因子的方差值為1。

此外，本研究的先驗信息如下：知識原型和反原型、能力原型和反原型、素質原型和反原型看作六個一階潛在變量，原型維度和反原型維度看作兩個二階潛在變量。因此，運用Mplus 7.4對先驗信息中的6個潛在變量從零模型、單因子模型、二因子模型、六因子模型到二階CFA模型進行檢驗，驗證性因子分析結果如表5所示。

表5中的零模型是假設所有因子之間均不相關；單因子模型是將六個一階潛在變量中的所有因子合并，共同解釋一個潛在變量；二因子模型是將“知識原型”、“能力原型”與“素質原型”合并為一個潛在變量，將“知識反原型”、“能力反原型”與“素質反原型”合并為另一個潛在變量；六因子模型是分別將“知識原型與反原型”、“能力原型與反原型”、“素質原型與反原型”分別看成一個潛在因子；二階CFA模型是將6個一階潛在變量合并為兩個二階潛在變量“原型”和“反原型”。

根據表5可以看出，關于擬合指數，六因子模型和二階CFA模型顯著優于其他模型，尤其是六因子模型的驗證性因子分析的結果χ2/df=1.565<2,RMSEA=0.035<0.08,SRMR=0.029<0.05,CFI和TLI均高于0.900，說明探索性因素分析得到的六因子模型能夠很好地解釋高?？蒲袌F隊內隱追隨的維度劃分，并且結構效度也很好。最后，利用Mplus7.4得到了二階驗證性因素分析的標準化路徑系數及各因子載荷值，并通過圖1進行展示。

表5 驗證性因子分析的結果(N=457)

圖1 高校科研團隊領導內隱追隨的維度劃分

5 內隱追隨理論的預測效度和增量效度的檢驗

由于不同的文化背景和管理情境對內隱理論會產生影響，所以需要在我國高?？蒲袌F隊背景下驗證本文所開發的內隱追隨量表的有效性。本文將通過Sy所開發的量表來驗證本文所開發的高校科研團隊領導內隱追隨量表的結構效度，因此，兩個量表都采用一樣的維度，即原型和反原型。本文試圖發現本研究所提出的高校科研團隊內隱追隨子維度和Sy所提出的子維度之間存在高度的相關性。因此本文假設如下：

假設1高?？蒲袌F隊領導內隱追隨原型和Sy內隱追隨原型正相關，與Sy內隱追隨反原型負相關；

假設2高?？蒲袌F隊領導內隱追隨反原型和Sy內隱追隨原型負相關，且與Sy內隱追隨反原型正相關；

為了檢驗預測效度和增量效度，本文使用領導成員交換關系(LMX)、組織公民行為(OCB)、和績效(Performance)作為效標變量，本文假設如下：

假設3高?？蒲袌F隊領導內隱追隨原型的契合程度對LMX、OCB和Performance具有正向影響。

假設4高校科研團隊領導內隱追隨反原型的契合程度與LMX、OCB和Performance呈負相關。

這一部分的數據采集范圍主要是東北三省的高校，例如東北大學、吉林大學等，調研對象主要是高校的碩士生導師、博士生導師、碩士研究生、博士研究生等。為了避免調查過程中同源方差現象的存在(Podsakoff，ea al.)[25]，本研究先后進行兩次問卷調研，時間間隔為2.5個月：(1)第一次調研的內容包括本文所開發的高?？蒲袌F隊領導內隱追隨量表、Graen和Uhl-bien開發的LMX量表[26]。(2)第二次調研的內容包括Sy所開發的內隱追隨量表、Organ開發的組織公民行為量表[27]和Borman和Motowidlo開發的工作績效量表[28]。本研究采取配對樣本調查方法，其中高?？蒲袌F隊研究生導師填寫Sy所開發的內隱追隨量表、工作績效量表、組織公民行為量表和本文所開發的高校科研團隊領導積極內隱追隨量表；研究生導師所屬的團隊成員填寫LMX量表。

首先，選定380名研究生和其對應的380名研究生導師作為調研對象，第一次調研共發放了380份問卷，收回有效問卷320份，有效問卷率84.21%；第二次調研中，共32位導師出差或者不在沒有參與調研，共發放問卷348份，有效問卷共有302份，有效問卷率86.78%。所以，研究樣本由這302份配對問卷組成，其中碩士生導師男性126名，女性176名，平均年齡39.45；團隊成員中男性145名，女性157名，平均年齡28.35歲。

采用上述開發的量表和Sy(2010)量表進行試驗，使用SPSS 20.0來檢驗Pearson相關性，具體結果見表6所示。要求研究生導師思考他們心中理想追隨者的形象特征并進行評價，其中1代表“非常不符合”到7代表“非常符合”，得到這些子維度的Cronbach’sα值在0.745～0.845之間。實際追隨者與理想追隨者屬性相同，Cronbach’sα值在0.899～0.946之間。研究生導師填寫的組織公民行為和工作績效量表的Cronbach’sα值分別是0.901和0.900。研究生導師團隊成員填寫的LMX-7條目量表的Cronbach’sα值是0.827。

表6 相關性分析(N=302)

結果表明，所有的量表都具有內部一致性，Cronbach’sα值在0.745～0.946之間。高?？蒲袌F隊領導內隱追隨理想的原型和反原型呈負相關(r=-0.321;p<0.01)。高?？蒲袌F隊領導內隱追隨理想的原型和反原型與Sy的各分量顯著相關(|r|=0.153-0.848;p<0.01)。兩個積極的量表(r=0.372;p<0.01)和兩個消極量表(r=0.848;p<0.01)之間的關系是顯著正相關的。

同時可看出，本文所開發的高?？蒲袌F隊領導內隱追隨量表與LMX、OCB和Performance的相關性大部分高于Sy所開發的內隱追隨量表與LMX、OCB和Performance的相關性。因此，假設1和2得到了證明，同時也證明本文所開發的高校科研團隊領導內隱追隨量表更適合我國高?？蒲袌F隊。

為了測試增量效度，本文檢驗高校科研團隊領導內隱追隨原型和反原型的契合程度對LMX、OCB和Performance的影響，其中契合程度用歐式距離來進行測量(Graf)[29]，本文的契合程度用實際追隨者的內隱追隨得分減掉理想領導內隱追隨的得分來表示。

接下來用SPSS 20.0進行多層回歸分析，首先，把樣本的性別、年齡、受教育程度、職稱、在團隊的工作時間、當領導的時間作為控制變量，其次，在第一步的基礎上繼續加入高校科研團隊領導內隱追隨原型和反原型的契合程度，所有這些自變量分別與LMX、OCB、performance進行多層回歸分析。所有結果如表7和表8所示。

表7 追隨者原型理想的契合程度對LMX、OCB和Performance的多元回歸分析結果(N=302)

表8 追隨者反原型理想的契合程度對LMX、OCB和Performance的多元回歸分析結果(N=302)

結果顯示，理想的契合程度(見表6)對LMX(R2=0.061；p<0.01)、OCB(R2=0.044；p<0.01)、Performance(R2=0.069；p<0.01)的影響都是顯著的。反理想的契合程度(見表7)對LMX(R2=0.026；p<0.01)、OCB(R2=0.038；p<0.01)、Performance(R2=0.061；p<0.01)的影響也都是顯著的。因此假設3和4得到了驗證。

本實驗主要為證明本文所開發的高?？蒲袌F隊內隱追隨量表是否是有效的?？煽闯?，本文所開發的量表和Sy開發的量表各個維度之間存在大量相關性，驗證了本文所開發量表的結構有效性。預測效度和增量效度主要是通過追隨者理想和反理想的契合程度對LMX、OCB、Performance存在顯著性的影響進行驗證。

6 研究結論與未來展望

6.1 結論與研究貢獻

內隱追隨理論彌補了當前對領導者認知過程研究的不足，有助于深刻理解內隱追隨如何影響領導者對追隨者的分類和評估以及這種分類和評估對追隨者行為和態度的影響。因此，研究內隱追隨，對提高組織績效，加強對領導者的全方位認識以及促進領導學的多元發展具有重要的指導意義。但是，內隱追隨理論在高校背景下的研究依然較為匱乏，高?？蒲袌F隊領導內隱追溯的概念、維度、測量與判定標準依然沒有受到學者的重視，也限制了內隱追隨理論在我國的發展。

本文以高?？蒲袌F隊被研究背景，補充和完善了內隱追隨理論在中國高校的應用和發展，主要體現在以下四個方面的貢獻：

第一，本文剖析并界定了高?？蒲袌F隊內隱追隨的內涵。目前國內外學者對內隱追隨內涵的研究較為深入，但缺乏高校環境背景下的系統剖析。本研究基于KAQ理論，在系統梳理與提煉內隱追隨內涵的基礎上，提出高?？蒲袌F隊內隱追隨的內涵。

第二，本文將高校科研團隊內隱追隨劃分為內隱追隨原型和反原型兩個維度，其中內隱追隨原型包括知識原型、能力原型和素質原型三個子維度，內隱追隨反原型包括知識反原型、能力反原型和素質反原型三個子維度。目前國外學者對內隱追隨的結構維度研究雖有一定的數量，但存在較大的差異，而我國學者的本土化研究主要以企業或商業環境為背景，應該看到企業和高校是兩類不同的機構，應尋找適合高校環境背景的理論來進行研究。本文在參考高校人才培養模式KAQ理論的基礎上，利用歸納法，在內隱追隨結構問卷調查的基礎上，確定初始問卷。

第三，本文設計并驗證了高?？蒲袌F隊內隱追隨量表的18個測量題項。本文經過多次因子篩選，結合專家意見，最終確定18個測量題項的高?？蒲袌F隊內隱追隨量表，即知識原型維度包括掌握跨學科知識、專業知識體系完備、通識知識基礎良好等方面；能力原型維度包括實驗設計與軟件應用能力、開展科研創造性活動的能力、把握學科發展動態的能力等方面；素質原型維度包括持之以恒、科研誠信、進取心等方面；知識反原型包括專業知識薄弱、知識體系單一、通識知識欠缺等方面；能力反原型包括科研信息獲取能力不強、缺少創造性思維能力和基本的科研實踐能力等方面；素質反原型包括不思進取的、科研品行不端的、從事科研工作懶散的等方面。然后，又通過探索性和驗證性因子分析揭示了其內部結構是一個二階六因子模型，符合知識—能力—素質人才培養模型。最后，通過和其他競爭模型的比較，驗證了二階六因子模型的最優性。

第四，本文揭示了所開發的量表具有預測效度和增量效度。國內學者對內隱追隨量表的開發僅僅停留在組合效度、收斂效度、區分效度和結構效度的檢驗上，部分學者在中國文化環境背景下進行了預測效度的檢驗，但是我國學者很少對內隱追隨量表進行增量效度的檢驗。應該看到，增量效度是測評效度理論的重要進展，是新構思效度分析的必要環節(Van)[30]，一個新開發的測評系統需要通過增量效度檢驗才有效(Hunsley & Meyer)[31]。本文通過引入內隱追隨原型和反原型的契合程度來驗證所開發量表的增量效度，結果顯示，內隱追隨原型的契合程度的增量效應大于反原型的契合程度的增量效應。該項檢驗，一方面說明高?？蒲袌F隊領導內隱追隨理想和實際之間存在一定的差距，而且理想和現實之間的差距已顯著影響LMX、OCB和Performance，應該在高?？蒲嘘牭娜粘９芾碇信s小這種差距；另一方面也說明高?？蒲袌F隊內隱追隨原型與現實之間的差距大于反原型與現實之間的差距。此外，本文還驗證了高?？蒲袌F隊內隱追隨量表和IFT所開發量表，各對應結構維度存在高度的相關性，從而說明高校科研團隊內隱追隨量表的結構維度是可靠的。

6.2 研究的局限性和后續研究的展望

本研究還存在以下兩點不足。第一，本研究主要使用橫截面數據來進行實證研究。樣本數據反映了高?？蒲袌F隊內隱追隨結構維度在某一時間點上的可行性，不能反映該結構維度在其他時間點上也具有同樣的穩定性。應該看到，影響高?？蒲袌F隊內隱追隨形成的影響因素較多，且隨著時間和環境的改變會發生變化。因此，在后續研究中可以嘗試比較不同時間點上高?？蒲袌F隊內隱追隨結構維度的變化趨勢，以提升整個模型的理論價值和應用層面。第二，樣本數據的代表性仍然存在一定的風險。為了提高數據采集的效率，本研究主要采用方便取樣的方式采集數據。未來的研究中，應該盡量考慮其他相關變量可能對量表開發造成的影響，例如，選取的高?？梢允遣煌瑢哟蔚?，在選取的科研團隊類別中，可選取不同科研項目的團隊。