企業管理者積極領導力對組織韌性的影響機制研究

王 勇，蔡 娟

(1.淮陰工學院 商學院，江蘇 淮安 223001；2.河海大學 公共管理學院，江蘇 南京 210098)

一、問題提出

近年來，危機和災害管理已成為實踐者和學術界共同關注的重要課題。自然災害、突發重大公共危機事件、大流行性疾病、經濟衰退等都可能對組織的持續發展構成不可預測的、嚴重的威脅[1]。危機具有突發性、不確定性、擴散性和破壞性，無論其嚴重性或強度如何，面對這些破壞性的危險情況，組織必須迅速作出反應，以保持其業務的可持續性，即企業必須具有韌性。那些在危機中無法恢復的組織將逐漸走向衰退甚至消亡，因此，組織應對各種干擾的能力水平取決于組織在面對危機時的目標和成熟程度。

令人欣慰的是，組織韌性的重要性已被理論和實踐界所關注，已有諸多研究開始對建立組織韌性、提高組織韌性、評價組織韌性等問題展開研究[2-4]，但大多數研究僅僅是指出組織特征、資源等對組織韌性很重要[5]。

事實上，在危機時期，提升企業組織韌性更需要積極主動、適應性強的有效領導者，因為其可以在危機下提供指導和做出模范行為[6]。麥肯錫公司曾對全球763名企業領導進行調查發現，49%的領導者認為，領導力是危機時刻提升企業業績最為重要的組織能力[7]。在已有的研究中僅有少數研究認為戰略領導與組織韌性的發展有著廣泛的聯系，但具體的影響機制尚未明確界定；并且在這些少數的討論中，研究者大多從危機管理和風險管理角度來研究危機和災難中的組織韌性，提出各企業組織需要制定預防系統、政策和程序，以預測和減輕干擾[8]。危機管理和風險管理視角的組織韌性相關研究大部分集中在“消極”方面，而逆境和危機中的“積極”因素則被淡化。

積極要素(希望、樂觀、自我效能)是韌性的來源。超越負面因素，利用積極的情感和認知資源，使組織成功地從逆境中恢復過來同樣重要。然而，以往探討積極要素與韌性的相關研究多著重于個人層次的探討，很少將焦點放在組織層次的影響上，對組織如何通過建立和調動積極要素來強化組織韌性鮮有涉及[9]。已有研究表明，領導在創造積極條件、推動組織繁榮與發展過程中有著十分重要的作用。具有認知開放心理特質的領導者能夠圍繞危機事件，積極獲取有用信息、采取理性決策行為，進而縮短企業后危機恢復期，減少企業損失[10]。那么，在充滿挑戰與高風險的環境之下，領導者的積極特質是否對組織韌性的構建具有重要作用？是否又會受到其他因素的干擾？本文將個人層次的研究延伸至組織層次，主要探討具有積極特質的領導者是否能夠通過組織學習進一步強化企業組織韌性，以及組織慣性是否會干擾積極領導對企業組織韌性的影響，以期為后續研究提供借鑒與參考。

二、理論基礎與假設提出

(一)積極領導與組織韌性

韌性是一種內在素質，有助于個人、團隊和組織有效地應對重大破壞性變化[11]。與個人韌性相似，組織韌性的研究也借鑒了諸多研究分支，這其中包括組織生態學、經濟學、社會學和管理學[12]。在組織管理領域，組織韌性是組織應對內在系統不連續性和適應外在風險環境的能力，是促成和保持組織系統內部以及系統與其環境之間共生關系的能力[13]。組織韌性的提升需要一個以卓越績效和持續變革為導向的領導者，領導的個性特征、背景、能力、知識以及知覺上的差異都可能會給組織帶來不同性質的影響。無論在社區組織管理領域還是在危機管理領域，領導者對于組織韌性的重要作用已經成了焦點話題[14]。

積極領導力主要由組織心理學、積極心理學和積極組織行為學等領域的概念發展而來，其包含積極與領導的雙重概念，積極領導倡導積極的愿景、發揮積極的影響力、展現積極的行為并達成積極的目標[15]。從本質上來看，積極領導力表現為一種積極樂觀的行為取向[16]。相較于擁有消極情緒的領導者而言，擁有積極情緒的領導者的溝通協調能力更強，同時也會影響組織的溝通能力。領導者組織的協調能力越強，越有助于組織內部培養互相信任的關系，從而越有利于組織應對各種突發性的挑戰[17]。帕爾等(Pal et al.，2014)研究了瑞典紡織企業對經濟危機的適應能力，結果發現具有一定透明度和包容型領導的企業比缺乏透明度和包容型領導的企業更有韌性[18]。組織韌性的強弱依賴于強大的領導能力，這其中包括領導者的評估能力、領導力以及應對變化的能力[19]；在動蕩的環境中更需要真誠領導，能夠快速做出決策，以應對環境的變化[20]。因此，領導者的風格和能力是影響組織韌性的重要因素之一。領導者通過在員工和其他利益相關者之間建立信任、授權、激勵和承諾關系，可以有效地培育和提升組織韌性，進而有效地應對日常挑戰和嚴重沖擊[21]。具有前瞻性特征的領導實踐更有助于組織應對嚴重的自然和人為沖擊[22]。事實上，危機期間組織領導者的任務不僅僅是做決策，還包括維持員工的樂觀心態、設定清晰的愿景，并將決策賦予集體意識[23]，這種在組織層面上傳播組織韌性意識促進往往被認為是知識、集體效能和共同信念的積累，是組織發展、協調互動的必要條件[24]。在許多情況下，通過有韌性的領導，大規模經濟危機對中小企業的影響可以顯著減弱；在一個能干的高層管理團隊的支持下，現實的領導力在危機過后的企業轉型中被證明是至關重要的[25]。綜上所述，本文認為積極領導與組織韌性間存在關聯性，并提出以下假設:

假設H1：企業積極領導對組織韌性具有顯著正向影響。

(二)組織學習的中介作用

組織學習是組織為了提高核心競爭力，實現可持續發展，對組織內外系統中的信息和知識所采取的各種行動[26]，該理論從不同的角度闡述了組織的共同特征或行為模式，揭示了組織學習對組織發展的重要性。組織必須以適當的形式(個體學習和集體學習)來保證組織學習，優化組織結構，以更好應對環境的變化[27]。已有的關于危機與災害管理研究很大程度上都強調了組織學習在應對潛在危機中所發揮的未雨綢繆效應[28]。例如，持續的組織學習是組織增強診斷危機能力、恢復常態化經營管理、順利渡過危機的有效方式[29]。富有韌性的組織時常將挑戰視為學習的機會，并會充分利用這些機會來累積經驗，進而不斷發展和提高組織韌性。奧杜瓦耶和烏貢納(Oluwasoye & Ugonna，2015)研究發現，提高組織韌性，除其他途徑外，還需要組織領導者和員工共同承擔解決問題的責任，并尋求從經驗中學習，不能從過去經驗中學習的組織會缺乏應對日常挑戰的韌性[30]。馬法比等(Mafabi et al.，2013)研究了51家受到嚴重沖擊的烏干達國有企業的組織韌性，結果發現，在具有濃厚學習氛圍和創造氛圍的企業中，員工會產生諸多新奇的想法，這些新奇想法能夠進一步增強組織韌性；而那些學習氛圍和創造氛圍相對比較差的企業則相反[31]。因此，通過組織學習，構建共同愿景，實現組織結構變革，是提升組織韌性，及時適應和應對不確定因素的必要條件之一[32]。

在學習氛圍比較濃厚的組織中，組織成員的學習積極性比較高，組織內部知識的交流和融合比較容易。作為組織學習的倡導者——組織領導者能夠影響組織學習，鼓勵學習的領導不僅可以提高組織適應能力，而且可以提高組織的整體韌性[33]。曼哈迪等(Manshadi et al.，2014)強調了企業領導在推動簡單組織向更能有效應對環境危機的學習型組織轉型過程中的重要作用；在動蕩的環境中，企業領導可以有效地促使組織內部環境與外部環境相適應并匹配[34]。學習型領導對組織失敗學習有直接的正向影響，而組織失敗學習對組織韌性的主要維度——組織適應力有著正向影響，即組織失敗學習在學習型領導與組織適應力(韌性)間存在明顯的中介作用[35]。組織之所以能實現適應性變革，這在很大程度上取決于組織學習的成果，如開放溝通、持續學習、團隊工作、合理授權以及遠景領導等；在困難時期，領導者通過鼓勵組織學習來提升組織韌性、推動組織發展，進而獲得高績效[36]。綜上所述，本文認為組織學習與積極領導、組織韌性間存在關聯性，并提出以下假設：

假設H2：組織學習在積極領導與組織韌性之間具有顯著中介影響。

(三)組織慣性的調節作用

組織慣性與企業資源獲取、能力發展緊密關聯[37]。盡管資源基礎觀認為，組織慣性是彈性組織行為的適應性結果，并且在這種凡事按部就班、照章行事的管理下，組織可能會獲得高績效，甚至還會因為高度的可責性與可靠性而獲得投資者的青睞，然而一旦外部環境產生劇烈變化，這些組織賴以維持的制度，將會成為變革圖存的絆腳石[38]。換言之，短期內組織可以通過過去的經驗來達成預期的經營績效，取得組織慣性的紅利，但是長期之下，當組織慣例隨著時間推移而逐漸鑲嵌在組織內時，組織便會根據以往經驗自動誘發出反應，并且造成強大的慣性力量來干擾、阻礙甚至對抗變革，特別地，當管理者意識到外部威脅或機會并采取一定的行動進行變革時，組織會因慣性而缺乏應對外部不確定環境的韌性能力[39]。組織生態學觀點也認為，組織結構慣性限制了組織適應外部環境的能力，降低了變革發展的可能性[40]，因此，缺乏韌性的組織對外部環境所帶來的機會與威脅反應緩慢[41]。在面對不確定的環境時，組織慣性較強的企業傾向于按照原有的慣例運營，不愿打破已形成的慣例，因此，組織慣性降低了組織對關鍵領域實施變革的彈性[42]，在一定程度上抑制了組織韌性的形成與提升。綜上所述，本文提出以下假設：

假設H3：組織慣性對積極領導與組織韌性間關系具有調節作用。

組織慣性強調在組織面臨外部環境變化時，組織內部包括組織結構、組織策略、管理行為及操作程序等，會因內部的意識形態、過往經驗而延續過去或保持現狀，無法適時根據環境變化做出適當調整，甚至有抗拒的現象。組織學習是組織獲取外部環境的知識，進而調整組織內部活動，使系統結構元素能自行處理信息或調整組織行為。從組織學習過程視角來看，組織學習是一個閉合循環的過程，各環節對組織學習均發揮著重要作用；而組織慣性傾向于使用已有的規則解決問題，不是運用反思、整理和創新的方式來思考問題和解決問題。因此，組織慣性會打破組織學習的完整性，進而降低組織學習成效[43]。從組織慣性內容視角來看，高關系慣性的組織傾向于關注組織內部的關系網絡，不愿承擔因關系斷裂而帶來的風險[44]；而且這種穩定的關系網絡往往拒絕接受組織外的觀點和信息，進而產生知識惰性，最終抑制組織解決問題能力的提升[45]。組織慣性越大，組織將越缺乏創新，保守、僵化、正式且壓制的管理結構會扼殺組織創新學習，并降低組織將創新帶入管理實踐的可能性[46]。穩定關系慣性會使組織內思維變得陳舊或趨同，降低新思想的價值貢獻，在管理過程中，盡管可能存在明顯的學習機會，但組織卻無法克服慣性及其外部障礙來進行創新活動[47]。綜上所述，本文提出以下假設:

假設H4：組織慣性對積極領導與組織學習間關系具有調節作用。

盡管組織慣性對企業的穩定和生存十分重要，但組織生態學者過于強調穩定卻忽視了資源搜尋行動的意義。隨著企業年齡的增長，管理者因對結構化慣例和規則的“習以為?！保斐善洫毺氐恼J知偏好和戰略思維，致使其無法選擇正確的信息，進而會導致組織對環境變化的反應能力出現延遲。然而積極領導強調個人和組織的提升、組織中的正確行為、令人滿意的經驗以及和諧融洽的氛圍等，因此，組織學習在積極領導與組織韌性之間中介效果的強弱，取決于組織慣性的高低，即相對于強組織慣性企業而言，在弱組織慣性企業中，管理者更易于推動組織學習，提升組織韌性?；诖耍疚奶岢龅诙A段調節式中介效應模型，即假設H5：

假設H5：組織慣性會調節積極領導通過組織學習而對組織韌性產生的間接效果。

本文的理論模型如圖1所示。

圖1 本文理論模型

三、研究設計

(一)研究樣本

本文采用問卷調查方式，探討積極領導對組織韌性的影響。首先以蘇北地區企業的員工為樣本進行前測問卷調查，問卷回收后進行探索性因素分析并修正調整題項，然后對江蘇、浙江地區四家企業的員工進行實地問卷與網絡問卷調查，共發放問卷400份。其中，紙質版問卷回收124份，電子問卷回收182份，共計306份，刪除無效樣本21份，獲得有效樣本285份，有效回收率為71.25%。除調查受測者的性別、年齡、教育程度、企業年齡、企業規模等控制變量外，問卷由積極領導、組織學習、組織慣性、組織韌性四個量表組成，均以李克特(Likert)5點量尺進行衡量，1至5分別代表非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意。

(二)研究工具

積極領導采用以往學者開發的積極領導實踐量表[13]。例如，“企業領導經常表現出對員工錯誤的原諒，而不是懲罰犯罪者和懷恨在心”。量表的克朗巴哈系數(Cronbach’s α)為0.898。組織學習采用愛德蒙索(Edmondson，1999)[48]開發的7題項量表。例如，“我們經常從外部獲取信息”。量表的Cronbach’s α為0.836。組織韌性采用倫尼克等(Lengnick-Hall et al.，2011)[24]開發的量表進行測量，該量表包含三個維度，分別為認知維度、行為維度和情境維度，共有12個題項，例如，“面對危機，我們企業的員工能采取合作的方式來應對”。量表的Cronbach’s α為0.843。組織慣性采用漢南和弗里曼(Hannan & Freeman，1984)[49]開發的組織結構慣性量表。例如，“企業相當滿意過去的制度和流程，未來將繼續遵循”量表的Cronbach’s α為0.817。

四、研究結果分析

(一)描述性統計分析

表1顯示的是各變量的平均數、標準差及相關系數，如表1所示。由表1可知，積極領導分別與組織韌性(r=0.397，p<0.01)和組織學習(r=0.484，p<0.01)存在顯著正相關，與組織慣性(r=-0.187，p<0.01)存在顯著負相關；組織韌性與組織慣性(r=-0.336，p<0.01)存在顯著負相關，與組織學習(r=0.498，p<0.01)存在顯著正相關；組織慣性與組織學習(r=-0.209，p<0.01)存在顯著負相關。根據以往學者的建議，當研究變量之間的相關系數高于0.80時，研究變量之間可能存在共線性問題；由表1可以發現，各變量之間相關系數的絕對值介于0.187～0.498，并未高于0.80，因此，本文初步判定各變量之間的共線性問題并不嚴重，可開展后續分析。

表1 均值、標準差、信度與相關系數

(二)驗證性因子分析

為了檢驗研究變量的信效度，本文采取驗證性因子分析來進行檢驗。表2呈現了驗證性因子分析結果。從表2可以看出，除了ZZXX1、ZZXX4、ZZXX5、LD1和LD4的因子載荷系數在0.61～0.65外，其他觀察變量所對應的因子載荷系數均大于0.70，這不僅說明觀察變量與潛在變量的相關程度高，也意味著整體問卷的測量質量較好。組合信度(CR)是指一個組合變量的信度，表示該組合變量構念指標的內部一致性，信度越高顯示這些指標的一致性越高。潛變量平均變異抽取量(AVE)，是計算潛在變量的各測量變量對該潛在變量變異的解釋能力。表2所顯示的潛變量的組合信度介于0.797～0.896，各構念的AVE值介于0.500～0.640，即CR值>0.70，AVE值>0.50，這表明本文的測量模型具有良好的收斂效度與區別效度。

表2 研究模型各變量的信度分析表

(三)競爭性模型分析

為了進一步確定構念模型是否為最佳模型，本文采用結構方程模型的建模策略——競爭模型法，建構了四個競爭比較模型，如表3所示。從表中可以看出，各競爭模型的適配程度均不如四因子基礎模型，這表明積極領導、組織韌性、組織慣性和組織學習具有一定程度的區別性。

表3 競爭模型比較分析

(四)假設檢驗分析

1.直接效應分析

本文依據軟件Amos 24所提供的參數估計值，分析各潛變量的直接效果和中介效果，其顯著性與否以t值為判斷標準，當t值大于1.96、2.58或3.29，分別表示p值達到0.05、0.01或0.001的顯著水平。在積極領導與組織學習的關聯性方面，積極領導與組織學習的正向關系顯著(標準化路徑系數為0.60，p<0.001)；積極領導與組織韌性的正向關系顯著(標準化路徑系數為0.23，p<0.01)。在組織學習與組織韌性的關聯性方面，組織學習與組織韌性的正向關系顯著(標準化路徑系數為0.44，p<0.001)。因此，假設H1獲得支持。

2.中介效應分析

在中介效應方面，本文使用拔靴(Bootstrap)程序檢驗中介效應的顯著性，在90%的信心水平下，重復估計2000次。使用結構方程模型(SEM)分析中介效應時，最主要是以Bootstrap程序求得間接效應的置信區間，如果置信區間未包含0，則稱有中介效應。中介效應檢驗過程中，首先檢驗總效果，若置信區間未包含0，則可能有中介效應。然后檢驗間接效應，若置信區間未包含0，即具有中介效應。最后檢驗直接效應，若直接效應的置信區間也不包含0，則為部分中介；若直接效應的置信區間包含0，則為完全中介。由圖2和表4可知，積極領導對組織韌性的總效應值為0.49，90% 置信區間的下限值為0.361、上限值為0.621，不包含0，達顯著效果，表示可能有中介效應，因此，檢驗間接效應。積極領導對組織韌性的間接效應為0.26，90% 置信區間的下限值為0.158，上限值為0.378，不包含0，達顯著效果。積極領導與組織韌性中介效應的置信區間也不包含0，且達顯著效果。綜上所述，組織學習在積極領導與組織韌性之間為部分中介作用，假設H2獲得支持。

圖2 積極領導、組織韌性與組織學習關系的結構方程分析結果

表4 路徑關系與檢驗結果

3.調節效應分析

為了進行調節作用檢驗，本文使用階層回歸來檢驗組織慣性、積極領導與組織韌性的關系，以及組織慣性、積極領導與組織學習的關系。為了避免共線性問題，本文將自變量與調節變量直接標準化，再將標準化后的兩個值相乘形成交互作用項(LD×GX)。然后進入階層回歸分析，以組織韌性作為因變量，在模型一中加入自變量積極領導，在模型二中加入調節變量組織慣性，在模型三中加入乘積項，探討組織慣性對積極領導與組織韌性的關系是否具有調節效果。以組織學習作為因變量，在模型四中加入自變量積極領導，在模型五中加入調節變量組織慣性，最后在模型六中加入乘積項，探討組織慣性對積極領導與組織學習的關系是否具有調節效果。

由表5可知，在模型一中，積極領導對組織韌性具有顯著正向影響(β=0.397，p<0.001)；在模型二中，組織慣性對組織韌性具有顯著負向影響(β=-0.272，p<0.001)；在模型三中，組織慣性調節積極領導與組織韌性之間的關系(β=-0.106，p<0 .05)，因此假設H3獲得支持。即企業的結構慣性傾向越強，積極領導對組織韌性的正向影響關系越弱。在模型四中，積極領導對組織學習具有顯著正向影響(β=0.484，p<0.001)；在模型五中，組織慣性對組織學習具有顯著負向影響(β=-0.123，p<0.05)；在模型六中，組織慣性對積極領導與組織學習具有交互效果(β=-0.113，p<0 .05)，因此，假設H4獲得支持。這表明，組織慣性會調節積極領導與組織學習之間的正向關系。即企業的結構慣性傾向越強，積極領導對組織學習的正向影響關系越弱。

表5 組織慣性的調節效應檢驗

4.調節式中介效應分析

本文將檢驗兩個回歸方程式，一個是中介變量模型(組織學習作為因變量)。另一個是因變量模型(組織韌性作為因變量)。為了支持調節的假設，中介變量模型中的干擾效果應顯著；而為了支持調節式中介效果的假設，間接效果應隨著調節程度的不同而有所變化。本文利用軟件SPSS PROCESS進行分析，結果如表6所示。當組織慣性的水平低時(平均數-1個標準差，用-1SD表示)，間接效果為0.264 4，95%的信賴區間為(0.153 2，0.376 3)，不包含0，達到顯著水平；當組織慣性的水平高時(平均數+1個標準差，用+1SD表示)，間接效果為0.169 2，95%的信賴區間為(0.098 6，0.247 5)，不包含0，達到顯著水平。同時，調節式中介效應檢驗最重要的調節式中介指標為-0.051 7，95%的信賴區間為(-0.111 6，-0.009)不包含0，達到顯著水平，假設H5獲得支持。

表6 組織慣性的調節式中介效應檢驗

五、結論與討論

(一)研究結論

企業領導風格對企業組織韌性具有潛在的重要影響。但在已有的文獻中，僅少數研究探討了領導風格與企業組織韌性之間的邏輯關系，關于積極領導對組織韌性的影響機制更是鮮有涉及。為了進一步豐富對企業組織韌性影響因素的認識，拓展積極領導研究的領域，本文以江蘇和浙江地區企業為研究對象，通過引入中介變量——組織學習和調節變量——組織慣性，改變了以往大多局限于兩種直接影響的研究范式，進一步探討積極領導與組織韌性之間的關聯機理和情景機制。根據問卷資料的統計與分析，得到以下結論：其一，包含營造積極氛圍、建立積極關系、實現積極溝通和構建積極意義四維度的積極領導，對企業組織韌性存在正向的強化作用；其二，積極領導不僅可以直接促進組織韌性的提升，而且還可以部分通過組織學習的傳導機制間接地正向作用于組織韌性；其三，組織慣性對積極領導與組織韌性之間的關系具有負向調節效應，即企業的組織慣性越高，越會削弱積極領導對組織韌性的正向影響。

(二)理論啟示與實踐價值

本文嘗試連結積極領導理論與組織韌性理論，同時引入組織學習理論和組織慣性理論，并考慮了企業的發展情景，從理論角度來看，主要貢獻在于：(1)建立積極領導行為與組織韌性的關聯路徑，探討了積極領導行為對組織韌性的影響機制，既豐富了組織韌性前因的研究，又拓寬了積極領導理論的應用范圍，同時，呼應了以往文獻關于積極領導行為的研究結論。(2)將組織學習納入研究框架，構建了積極領導行為-組織學習-組織韌性模型，揭示了積極領導行為對組織韌性的影響機制，補充了對中間“黑箱”的機制解讀。(3)引入組織慣性這一調節變量，進一步闡示組織慣性對組織韌性所產生的調節效果，厘清積極領導行為與組織慣性的交互作用對組織韌性的影響，進一步擴展與延伸既有文獻發現，豐富組織韌性研究的視角。

依據本文結論，實踐價值主要在于：(1)由于積極領導行為傾向有助于彈性思考、問題解決與負向氛圍抑制，進而強化組織韌性，因此，領導者應注重塑造自身的積極心理和行為傾向，努力提升自身適應逆境的能力和抗壓能力，主動營造和諧有序的組織氛圍，進而強化組織韌性，能夠在組織面對逆境時快速帶領組織渡過難關。(2)研究結果表明，積極領導行為可以強化組織韌性，除了直接影響外，還可以通過組織學習來間接影響，因此，領導者在不確定的商業競爭環境中應該不斷檢視自己，塑造積極心理，營造積極組織氛圍，進而不斷提升組織韌性，以應對潛在威脅并取得競爭優勢。(3)本文結果表明組織慣性對積極領導行為與組織韌性間的關系存在負向調節效應，這驗證了組織慣性理論，即組織慣性越強，組織變革的效能與適應不確定環境的能力越差。事實上，組織慣性普遍存在于企業組織內，其對企業的發展存在兩面性。因此，在企業發展過程中，管理者一方面需要維持組織以往的效率和內部的穩定性；另一方面又必須能夠打破傳統機制的束縛，以有效的方式重新配置組織資源。

(三)研究展望

本文在既有文獻基礎上雖有所拓展，但是依然存在不足和局限。其一，概念模型中僅考慮組織慣性的特征，而沒有考慮其他外部情景因素的影響，這也為后續深入研究提供思路。其二，樣本數據僅來自企業，未來可以進一步擴大樣本范圍，選擇更具有代表性的組織作為研究對象。