親社會動機視角下倫理型領導對員工創造力的影響探究

祝 濤

(華匯工程設計集團股份有限公司，浙江 紹興 312000)

0 引言

創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐。企業作為現代化經濟的重要組成部分，需要獲得并保持競爭優勢，就必須持續地進行技術創新與管理創新。員工作為企業創新活動中活躍、積極的因素，如果缺乏創造力，將無法及時地完成技術產品的更新及服務活動的創新，也就無法快速地適應外部環境變化帶來的挑戰。因此，探討員工創造力的影響因素，有效地促使員工運用知識、經驗進行整合創造，一直是管理實踐與研究的關注重點[1-2]。

領導是組織中影響員工心理和行為的關鍵因素[3]，而倫理型領導兼具多種領導的特征[4]，同時符合我國“德才兼備”的文化期望，其對員工的影響受到廣泛關注。已有研究證實了倫理型領導可以有效地激發員工的創造力[5]，并指出兩者間的影響機制還需進一步探討與完善。另外，創造力不僅要求想法新穎實用[6]，Forgeard和Mecklenburg[7]從實用性角度提出對創造力的研究要將視角轉向受益對象。根據自我決定理論，動機在指引、驅動和維持個體行為中起到重要作用，而親社會動機更傾向于考慮他人利益、關注結果與未來[8]，具有更好的創造力表現[6]。因此，本文將檢驗其在倫理型領導與員工創造力間的中介作用。此外，組織內人際信任反映了員工對上級領導、同事間可靠性的認可與信賴[9]，信任與否將對領導的言行產生截然不同的態度，影響著領導在管理實踐中的效力。因此，本文還將人際信任作為倫理型領導與員工創造力關系間的一個重要邊界條件。綜上分析，本文將通過有調節的中介研究設計探索倫理型領導對員工創造力的影響機制，以期為管理實踐中的創新創造提供一條有益的思路。

1 研究假設

1.1 倫理型領導與親社會動機

倫理型領導在管理過程中通過表現合乎倫理的行為，并通過雙向溝通、強化機制與決策活動來激發下屬的同類行為[4]，其內涵可以概括為：正直、利他主義、集體動機及鼓勵4個方面，是激發員工親社會動機的一個重要因素。具體而言：首先，基于社會學習理論，倫理型領導在實踐中關懷下屬、幫助他人，倡導集體主義與利他主義價值觀，并通過持續努力和高道德標準為下屬樹立榜樣，將它們融入員工的價值觀[10]。其次；倫理型領導通過獎懲措施、人際互動進行組織制度的建設與宣貫，形成和諧融洽的組織氛圍，將利于員工站在對方的角度考慮問題，促進人際關系良好互動；最后，倫理型領導擅長激勵員工，在物質上和精神上給予必要的支持，通過鼓勵參與決策、賦予工作自主權，讓員工感到領導的重視與信任，使得員工心懷感激愿意投身于組織公民行為[11]。基于以上分析提出假設：

H1：倫理型領導與親社會動機正相關。

1.2 人際信任的調節作用

人際信任是員工對組織內上級、同級間可靠性的認可和信賴[9]領導作為組織的代理人，其行為被看作是組織對員工的態度。當受信對象是上級領導時，將體現雙方交換關系的質量，影響著個體對組織或領導的響應態度與行為[12]。人際信任有利于促進個體產生積極情緒、團隊運作順暢、營造良好的創造氛圍和組織文化[13]。高水平的人際信任有利于員工理解并接受組織制度與領導行為，維持雙方的高質量交換關系[14]。此外，只有領導受信任，員工才會把領導視作觀察學習的榜樣，領導的行為才會引起員工的重視與信任，倫理型領導才能更好的通過道德模范作用激發員工的親社會價值觀。由此本文提出假設：

H2：人際信任調節了倫理型領導與親社會動機的關系。

1.3 親社會動機的中介作用

倫理型領導作為注重道德品行的領導類型，已成為創新創造研究領域關注的重要因素，以往研究主要已經證實倫理型領導會對員工創造力產生積極影響[5]。一方面，倫理型領導通過個性化關懷、雙向溝通系統為員工提供物質與精神支持，在鼓勵與表揚中增強員工創新創造的信心，同時倫理型領導以集體導向，營造了開放積極的知識交流與共享氛圍[15]，激發員工親社會價值觀與創新性想法與行為的產生；另一方面，倫理型領導具有正直公平的特點，他們會客觀公正地評價員工創造力并給予回報與獎勵，而且倫理型領導更看重創造過程，即使員工創新失敗，也會體諒和尊重員工的努力，不會過于指責，從而使員工能夠大膽提出創新的想法[5]。總之，倫理型領導者善于通過道德規范、溝通系統、獎勵制度等手段提升員工創造力。基于以上分析提出假設：

H3：倫理型領導與員工創造力正相關。

親社會動機是指考慮他人利益，并愿意為此投入精力的意愿[8]，因此在工作中，高親社會動機的員工換位思考和觀點整合的能力更強，會考慮受益對象的實際情況，提出更具實用價值的新穎想法，具有更穩定的創造力表現[16]。此外，Judge，Heller 和 Mount[17]的研究表明，親社會動機具有社會互動性，建立良好的人際關系，為創造性活動建立了良好的工作環境與組織情感支持[18]。Zabielskeetal等[19]研究表明親社會動機能直接促進員工的創造力表現。基于以上分析提出假設：

H4：親社會動機中介了倫理型領導對員工創造力的影響。

假設2和假設4進一步揭示出有調節的中介作用模型。親社會動機對倫理型領導與員工創造力的中介作用強弱受到人際信任水平的影響。當人際信任水平較高時，倫理型領導對親社會動機作用更強，更能激發員工創造力；當人際信任水平較低時，倫理型領導對員工創造力的作用效應較少地通過親社會動機來傳導。由此提出以下假設：

H5：人際信任調節了親社會動機對倫理型領導與員工創造力的中介作用。即人際信任較高時，親社會動機的中介作用就越強。

2 研究設計

2.1 樣本

為了減少共同方法偏差的影響，研究采用了異源匿名評價，其中創造力由員工的直接主管進行評價，倫理型領導、親社會動機與人際信任由員工評價。通過問卷信封袋、發放指導語的設計，確保主管和員工分別評價的問卷能夠成功配對。在浙江、江蘇兩省18家企業發放問卷368份，回收355份，回收率96.5%，剔除作答不規范等無效問卷后，307份問卷有效，有效率83.4%。樣本主要分布在高新技術、貿易等行業。基本情況如下：男144人(46.9%)，女163人(53.1%)；年齡以31～35歲為主(39.4%)，學歷以本科為主(38.8%)，月收入以4 000-8 000元為主(38.4%)。

2.2 測量工具

為了保證量表的信度與效度，研究借鑒了較為成熟的量表，并采用李可特五點計分法進行測量。倫理型領導借鑒Brown等[4]的10題項量表，例如“我的領導總是做出公平、公正的決策”，本文中量表α系數為0.90。人際信任借鑒Mcallister[9]的11題項量表，例如“我對我的同事很放心，他們的工作不會給我帶來困難”，本文中量表α系數為0.81。親社會動機借鑒Grant[8]的5題項量表，例如“我喜歡做那些能夠對他人有正面影響的工作”，本文中該量表α系數為0.80。創造力借鑒Farmer，Tierney和Kung-McIntyre[20]的4題項量表，例如“他/她會尋找新方法或途徑去解決問題”，本文中量表α系數為0.82。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

研究變量進行Harman單因素檢驗沒有析出單一因子。構建4個結構方程模型進行比較，結果表明四因素模型的擬合結果(χ2=529.682,df=399,χ2/df=1.328，RMSEA=0.035,GFI=0.898,TLI=0.954,CFI=0.960)優于其他模型。綜上表明本文中的共同方法偏差不嚴重(見表1)。

表1 研究變量區分效度檢驗結果

3.2 相關性分析

表2是研究變量的相關分析結果。其中倫理型領導(r=0.24，p<0.001)、人際信任(r=0.17，p<0.01)、親社會動機(r=0.24，p<0.001)均與員工創造力正相關，倫理型領導分別與人際信任(r=0.44，p<0.001)、親社會動機(r=0.36，p<0.001)正相關，人際信任與親社會動機(r=0.41，p<0.001)正相關。

表2 相關性分析

3.3 假設檢驗

借鑒Baron和Kenny的中介效應檢驗方法，首先倫理型領導顯著正向影響員工創造力(β=0.21，p<0.001，見M22)，H3得到驗證；其次倫理型領導顯著正向影響親社會動機(β=0.37，p<0.001，見M12)，H1得到驗證；最后在創造力的方程中加入親社會動機，親社會動機顯著正向影響員工創造力(β=0.19，p<0.01，見M23)，倫理型領導對員工創造力的正向影響仍然顯著(β=0.15，p<0.05，見M23)，但顯著性降低，表明親社會動機在倫理型領導和員工創造力之間起到部分中介作用，H4得到驗證。

為檢驗人際信任的調節作用，把倫理型領導、親社會動機與人際信任做標準化處理并計算乘積項，M14中標準化后倫理型領導與人際信任的乘積項系數顯著(β=0.13，p<0.05)說明人際信任在倫理型領導對親社會動機的影響中起到調節作用，H2得到驗證；M25的乘積項系數顯著(β=0.12，p<0.05)同樣說明人際信任在倫理型領導對員工創造力的影響中起到調節作用(見表3)。

表3 逐步回歸分析

續表3 逐步回歸分析

為進一步解釋人際信任的調節模式，進行簡單坡度分析，可知在倫理型領導對親社會動機的影響中(見圖1)，人際信任較低時，效應不再顯著(β=0.11，ns)；人際信任較高時，效應正向顯著(β=0.27，p<0.001)。在倫理型領導對員工創造力的影響中，人際信任較低時，效應不再顯著(β=0.11，ns)；人際信任較高時，效應正向顯著(β=0.26，p<0.001)。

圖1 人際信任的調節作用

本文采用條件間接效應檢驗程序檢驗假設H5。從表3可以看出，當人際信任處于中高水平時，間接效應95%置信區間分別介于[0.011,0.070]、[0.018,0.090]，間接效應顯著(p<0.05)，倫理型領導經由親社會動機對員工創造力產生的影響顯著；當人際信任處于較低水平時，親社會動機的中介作用不顯著，假設H5得到驗證(見表4)。

表4 人際信任的條件間接效應檢驗

4 研究意義

基于親社會動機視角，本文探討了倫理型領導對員工創造力的影響機制，檢驗親社會動機的中介作用與人際信任的調節作用。研究驗證動機性信息加工理論下親社會動機對創造力的作用，探討了創造力的產生機制，進一步擴充與豐富倫理型領導的概念內涵和效用機制。

4.1 理論意義

本文發現倫理型領導正向影響親社會動機，同時親社會動機部分中介了倫理型領導與員工創造力的關系，即倫理型領導作為重要的情境因素，需要通過影響個體的心理狀態來發揮其效用。該結果揭示了倫理型領導影響員工創造力的一條縱向通道。根據社會學習理論，倫理型領導通過榜樣模范作用，促使員工觀察模仿組織領導的親社會價值觀，當員工考慮他人利益并愿意投入精力時，他們就可能表現更多的創造力；根據社會交換理論，倫理型領導在管理實踐中會積極采取個性化關懷、正向鼓勵與激勵等策略，基于互惠原則，員工會表現更強的親社會動機與更多的創造力。此外，本文通過有調節的中介研究模型，還揭示了在不同情境下倫理型領導通過親社會動機對員工創造力影響效應的變化趨勢。結果發現人際信任能夠加強親社會動機對倫理型領導與員工創造力之間的中介效應，具體而言，在高人際信任情境下，員工具有更強的意愿去觀察與學習領導的親社會價值觀與行為，強化了倫理型領導與親社會動機之間的關系；當他們面對創造性工作時，更傾向站在受益對象角度提出新穎且實用的想法，更加有力地提升自身的創造力。

4.2 管理啟示

首先，組織在招聘、培訓與晉升等人力資源管理中需要重視管理者的道德素養，通過倫理型領導的親社會道德榜樣與積極管理實踐，對員工親社會動機與創造力產生積極的影響；其次，組織文化是增強員工親社會性的重要變量，組織應該重視營造和諧關懷的組織氛圍與環境，通過親社會價值觀與集體主義導向的社會暗示實現個體親社會動機的提升；最后，組織應該營造相互支持、相互信賴的工作氛圍，識別并盡可能滿足員工成長的個性化需要，幫助他們了解并認同組織的價值觀與文化，增強組織領導對個體態度與行為的作用效力。

5 結語

本文研究采用橫截面數據進行分析具有一定的局限，為了更加真實精準地解釋變量間的因果關系，未來研究可以考慮跨時間收集數據。研究參考的測量工具均來自于國外，雖具有良好的信度與效度且被多次引用，但在中國文化情境下的有效性還得進一步檢驗，后續研究可開發本土情境下的量表。倫理型領導與人際信任測量的是個體的感知數據，這些變量在跨層次模型上對員工創造力有何影響還需進一步探究。