家長式領導與制造企業員工工匠精神:工作卷入和團隊積極情緒氛圍的影響

朱永躍，馬 媛，歐陽晨慧，過旻鈺

(江蘇大學 管理學院，江蘇 鎮江 212013)

改革開放以來，我國制造業發展迅速，但總體來看“大而不強”，亟需向高質量、高水平的發展方式轉變。為此，2015年5月國務院印發了《中國制造2025》，部署全面推進實施制造強國戰略。誠然，要想推動制造大國向制造強國轉變，不僅需要國家政策的外在支持，同時也需要工匠精神的內在驅動。2016年李克強總理在政府工作報告中首次正式提出“工匠精神”，此后，2017年至2019年的政府工作報告中均出現了“工匠精神”一詞，并與“質量”“品質”等詞緊密聯系在一起。黨的十九大報告也指出要弘揚工匠精神，營造勞動光榮的社會風尚和精益求精的敬業風氣。可見，“工匠精神”一詞自提出以來，受到了黨和政府的高度重視，已從行業話語轉化為政策話語，如何培育和弘揚工匠精神引起了社會各界的廣泛關注和探討。從學術研究來看，現有相關文獻主要從宏觀層面分析了工匠精神的影響因素和培育策略，而對微觀層面的探討不足，且規范的定量研究很少，亟需加強。

就企業層面塑造和培育員工的工匠精神而言，組織因素的作用至關重要[1]，已有研究表明，領導方式這一組織因素對工匠精神的形成具有重要影響[2-3]。考慮到管理情境的特殊性和差異性，管理者必須立足特定的管理情境來分析企業的具體管理實踐活動[4]。作為我國企業中普遍存在的一種獨特且尤為重要的領導風格，家長式領導已成為40多年來中國本土領導力研究的焦點[5]。鑒于家長式領導獨特的文化根源及其在華人組織中的普遍性，這一概念自提出后得到了國內外學者的廣泛關注和深入研究。大量研究表明，包含仁慈領導、德行領導和威權領導3個維度的家長式領導對員工的認知、態度和行為會產生重要的影響[6-9]，然而，對于員工工匠精神，目前鮮有研究試圖對極具本土管理特色的家長式領導與員工工匠精神之間可能產生的作用關系展開分析和探討。工匠精神是勞動者在生產過程中秉持的生產理念，是對所從事行業的職業態度[10]。作為員工的“角色榜樣”和組織中的“意義制造者”，領導能直接向員工傳遞“組織所期許的態度和行為是什么”等信息，在不同領導方式塑造的情境因素的影響下，員工往往會形成相應的工作理念和職業態度[11]。當前，家長式領導廣泛而普遍存在于中國組織情境中，在積極培育和弘揚員工工匠精神這一過程中，家長式領導可能產生的重要影響不容忽視。因此，探討家長式領導對員工工匠精神的具體影響路徑和邊界條件具有較好的理論意義和實踐指導價值。

關于家長式領導對員工工匠精神的具體作用機制，社會交換理論指出，根據互惠原則，為了維系、鞏固和強化社會交換關系，員工會相應地表現出回報式的回應方式來反饋領導所提供的資源和支持，而工作卷入正是員工對領導支持的“回報”之一[12]，同時，高度的工作卷入能有效促進員工積極的工作態度和行為的產生與發展[13]。由此，本文引入工作卷入作為中介變量，從心理作用機制的角度，考察家長式領導對員工工匠精神可能產生的影響以及員工工作卷入在其中所起的中介作用。此外，基于社會信息加工理論，員工對領導行為的理解會綜合組織與工作團隊的整體環境條件和信息線索[14]。即員工對組織環境因素的感知和判斷會改變領導行為對其產生影響的程度。團隊氛圍正是重要的組織環境因素之一。正如Ashkanasy等[15]倡導要將個體情感融入管理實踐研究中那樣，團隊積極情緒氛圍作為一種關注團隊成員情緒狀態的團隊特定氛圍，近年來日益受到相關研究的關注。較強的團隊積極情緒氛圍能夠促使團隊成員形成積極的情緒共享感知，有助于員工感受到樂觀、積極、熱情等積極情緒[16]。在團隊積極情緒氛圍的影響下，領導行為在表達的過程中會受到一定程度的推動或抑制，其對員工態度和精神的影響程度也會受到一定的強化或弱化。因此，在探討家長式領導對員工工匠精神產生影響的過程中，將團隊積極情緒氛圍作為調節變量引入研究框架。

由此，普遍存在于華人組織中的家長式領導對員工工匠精神會產生何種影響?家長式領導的具體維度分別如何作用于員工工匠精神?其作用路徑和邊界條件又是什么?圍繞這一系列問題，本文開發了制造業員工工匠精神量表，并構建了家長式領導對員工工匠精神的跨層次作用模型，如圖1所示。研究結論可以為制造企業提供決策參考，同時為發展家長式領導以促進員工工匠精神的培育提供一定的理論支撐。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 工匠精神

“工匠精神”是手工業時代工匠制度的產物。隨著中國由制造大國走向制造強國戰略的實施，工匠精神承載著新的重要使命再次走入公眾視野。自2016年政府工作報告正式提出“工匠精神”一詞以來，很多學者對此展開了熱烈討論，取得了積極的研究進展。針對工匠精神的內涵和構成要素，大部分研究認為工匠精神的本質不僅在于可被觀察到的外在行為，還應包含諸如員工價值取向、職業理念、價值觀等可解釋外在行為的內在邏輯[17-18]。對于工匠精神的結構組成，多數學者認為工匠精神是三維、四維等多維構念。葉龍等[3]認為工匠精神是一種傳統的文化信念，提出工匠精神的三維度結構，包括愛崗敬業、精益求精和勇于創新。徐耀強[18]從心理學的視角將工匠精神定義為工匠意識產生之后所表現出的精神狀態，并將其基本內涵總結為包括敬業、精益、專注和創新4個方面的內容。此外，也有少數學者對工匠精神維度的劃分提出了其他觀點。總體而言，現有研究對工匠精神的結構劃分雖略有差異，但綜合來看涉及精益求精、愛崗敬業、專注、創新等內容，且大多是定性分析，維度劃分主觀性較大，且提煉過程缺乏具有深度且全面系統的剖析，對工匠精神測量量表進行科學開發和檢驗的研究較少。

“傳統手工業是工匠精神得以形成的基石”，現代制造業的工匠精神必然傳承了過去手工業勞動者們寶貴的精神財富，但又不拘泥于傳統的“匠氣”，而是從時代召喚和大國期盼的角度出發融入了更多現代性的特征。因此，本文在借鑒前人研究的基礎上，從古代手工業背景以及現代工業發展背景兩個視角展開工匠精神結構探索。對工匠精神歷史范疇的挖掘需根植于我國手工業時代背景對工匠特點進行探索，余同元[19]扎根于歷史背景，分析得到傳統工匠基本特征，即手工操作、沿襲世襲制與學徒制、高度藝術化和倫理化的技術評價取向。首先，手工操作而非機器生產，意味著工匠是創造活動的主體，充分利用主觀能動性積累經驗便可沖破技術瓶頸，這個過程便是“精益求精”;其次，世襲制與學徒制意味著身份世襲與職業固定，工匠從小經受來自家族的職業教化，從小形成的職業崇拜感易使其形成強大的內在約束，同時，嚴格的“匠籍”制度使得工匠的勞動活動還受到外在法律的約束，倫理與法律的雙層“枷鎖”保證了工匠的“愛崗敬業”;最后，技術評價的藝術化、倫理化取向意味著作品已升華為工匠的自我表達載體，提升作品的藝術層次是工匠們精神品德驅使下的必然追求，進而會“持續專注”實現“道器合一”的人生理想。而從現代工業發展的視角來看，隨著現代機器化大生產對傳統手工業的取代，傳統工匠需要完成兼顧技術和角色的現代化轉型[19]，技術轉型帶來的規范化生產和模式化設計使得制造行業對創新的需求空前旺盛，而角色轉型帶來的勞動分工使得員工的團隊協作精神尤為重要。基于上述分析，本文認為工匠精神應包括精益求精、愛崗敬業、持續專注、勇于創新和團隊協作5個核心內容。在此基礎上，對工匠精神的五維度結構進行檢驗并展開后續的理論和實證分析。

1.2 家長式領導與員工工匠精神

在穩步推進制造強國戰略背景下，如何培育和弘揚員工工匠精神已成為亟待解決的重要問題之一。為此，員工工匠精神的前因變量業已成為近年來國內研究關注的一個熱點話題。以往相關研究大多從定性分析的角度剖析工匠精神的影響因素，僅有少量文獻通過定量研究來尋找和驗證其前因變量及具體的作用機制[3，17，20]。對于廣泛存在于華人組織中的家長式領導，目前鮮有研究針對家長式領導是否以及如何對員工工匠精神產生影響展開探討，對家長式領導所包含的仁慈領導、德行領導和威權領導3個維度進行考察的研究也極為少見，但有相關研究建立并驗證了領導因素與員工工匠精神之間的重要聯系，為本文的推論提供了有力的支持。

就仁慈領導而言，首先，在高水平的仁慈領導情境中，員工能夠獲得更多的任務資源和心理認可，從而有效提高工作技能并發展專長[21];其次，仁慈領導將員工視作家人，為員工提供高水平的情感支持，基于社會交換理論，員工在工作中會表現出更大程度的愛崗敬業和專注投入作為對領導和組織的回應[22-23];再次，仁慈領導在工作中為員工創造了更多的機會和平臺，提高了員工的工作自主性，有利于員工創新行為的產生[24];最后，仁慈領導通過關心和幫助員工、維護員工面子、給予寬容和保護等行為，能夠緩解員工壓力，營造出一種積極的團隊氛圍，基于互惠原則，員工會表現出更多的親環境行為，并通過幫助同事、維護組織聲譽等間接方式回報領導者[25]。總之，仁慈領導有助于促進員工精益求精、愛崗敬業、持續專注、勇于創新以及團隊協作水平的提升，亦即對員工工匠精神產生積極影響。由此提出假設:

H1a仁慈領導正向影響員工工匠精神。

德行領導通過匹配員工的工作價值觀、減輕員工的工作差序感、增加員工的心理授權等方式，能有效提高員工的工作繁榮，使員工在工作中同時感受到活力和學習的積極心理體驗[26]，從而不斷提高自身能力和學習主動性。基于社會學習理論，德行領導能夠為員工樹立道德榜樣。一方面，德行領導以集體利益為重，對工作認真負責，這種以身作則的領導方式在潛移默化間能激發員工的認同感，提高員工的敬業度[27];另一方面，在認同領導的基礎上，員工會競相效仿領導的德行，進而在行為上表現出更多的利他性和助人性[28]，有利于團隊協作水平的提升。最后，德行領導自身具備的誠信、正直、奉獻、大公無私以及負責的優良品質，有利于營造一種可信的、公平的、支持的組織氛圍，既能激發員工的創造力[29]，又能強化員工對組織和領導的信任，從而促使員工對待工作更加投入[21]，更為專注于自己的工作。總之，德行領導可以有效提升員工精益求精、愛崗敬業、持續專注、勇于創新以及團隊協作水平，對員工工匠精神產生積極影響。綜上所述，提出假設:

H1b德行領導正向影響員工工匠精神。

與仁慈和德行領導不同，首先，威權領導強調權力高度集中，要求員工無條件服從領導，這必然會引發員工對領導權威的抵觸情緒，進而對員工的工作積極性產生消極影響，不利于其工作水平的提升[30];其次，威權領導對絕對權威的追求和對下屬的嚴密控制會增加員工的工作疏離感[31]，降低員工的工作滿意度，從而不利于培養員工的愛崗敬業理念;再次，威權領導只對員工進行自上而下的單向溝通，要求員工根據指示按部就班完成工作[32]，導致員工工作獨立性和自主性大大降低，對規則和條例的遵守與執行予以最大程度的關注，進而無法專注地投入工作，且長期處在缺乏自主性的工作環境下，員工的創新空間不足，創新效能感持續降低，從而創新行為日益減少[33];最后，威權領導的教誨行為使員工不敢貿然將自己具備競爭優勢的隱性知識分享給其他同事[34]，無法促進員工之間的團結協作。因此，威權領導不利于激發員工精益求精、愛崗敬業、持續專注、勇于創新以及團隊協作的職業理念和態度，對員工工匠精神會產生消極影響。基于此，提出假設:

H1c威權領導負向影響員工工匠精神。

1.3 家長式領導與員工工作卷入

目前探討仁慈領導、德行領導和威權領導對員工工作卷入作用機制的研究很少見，但相關研究建立了領導因素與員工工作卷入的作用關系[35，13]。根據皮格馬利翁效應，員工往往會按照領導的角色期待來行事，對這種角色期待的感知會對員工的工作態度與行為產生影響[36]。當領導對員工工作提供資源和幫助，及時給予工作反饋，表現出對其成長和發展的高度期待時，員工傾向于通過提高工作卷入程度、表現出更多組織公民行為等方式給予積極回應;相反，當領導強調權力高度集中、對下屬進行嚴格控制時，員工往往也會通過負面態度和行為給予消極回應。對于家長式領導，仁慈領導和德行領導兩個維度通過給予員工積極的角色期待，可能會促進員工工作卷入的提高，而威權領導對員工的消極角色期待可能會降低員工的工作卷入程度。

具體而言，仁慈領導包括體諒寬容和個別照顧兩個因素[37]。一方面，領導關注維護、體諒和寬容員工，這意味著工作場所中的容錯程度較高，因而員工對于風險的承受能力更強，更容易圍繞工作內容產生更多創造性的想法積極優化工作方法和流程[38]，而員工對工作內容的高度關注有助于提高其工作卷入度;另一方面，領導通過為員工提供資源和支持，與員工共享信息，關懷、照顧員工，能與員工保持較高質量的領導-成員交換關系，使得員工從心理上對工作產生更高程度的認同感，進一步認可工作的重要價值，更愿意花時間在自己的工作上[39]，從而提高工作卷入水平。基于上述分析，提出假設:

H2a仁慈領導正向影響員工工作卷入。

德行領導包括正直盡責、不占便宜和無私典范3個因素[40]。首先，德行領導能夠為員工樹立榜樣，贏得下屬的認同和尊重，促使員工積極效仿領導的品行操守，為追求集體利益付出自己的努力[41]，從而提高工作卷入水平;其次，德行領導有助于營造一種支持性的、可信賴的組織氛圍，使員工感受到來自組織的溫暖，接收到被組織尊重和認可的信號，有利于提高員工對工作價值的肯定和對工作內容的認同[42]，并基于互惠原則以努力工作、專注投入等行為回報領導和組織，從而表現出高水平的工作卷入程度。綜上所述，提出假設:

H2b德行領導正向影響員工工作卷入。

威權領導具有專權作風、貶抑下屬能力、形象整飾和教誨行為4種表現形式[43]。首先，威權領導專權獨斷，不愿授權于員工，并對下屬進行嚴格控制，長此以往，員工往往會對工作表現出漠不關心的狀態[44]，只根據指令機械地完成工作，無法真正地卷入到工作中;其次，威權領導注重維護自己的尊嚴，以嚴父形象展示于眾人，傾向于對下屬進行打壓和貶低，即削弱了員工的組織認同感，又抑制了員工的工作活力，使得員工工作積極性不斷降低[45]，對工作始終保持沉默[46]，表現為低水平的工作卷入;最后，威權領導對員工的工作績效有嚴格要求，對績效低的員工往往會加以斥責并進行直接指導[47]，容易導致員工產生心理抵觸，造成員工工作卷入水平下降。由此提出假設:

H2c威權領導負向影響員工工作卷入。

1.4 員工工作卷入的中介效應

工作卷入作為一種態度特征，描述的是員工個體從心理上認同其工作的程度[48]。在高工作卷入的情況下，員工會對組織和工作產生較高程度的認同感，這種認同感將會對員工的敬業度、建言行為、創新行為等工作態度和行為變量產生顯著的積極影響[13，49-50]。盡管目前鮮有研究對工作卷入與工匠精神之間的關系進行探討，但既有研究結論表明兩者之間可能存在顯著作用關系。工作卷入是員工個人成長以及提升組織效率的關鍵所在[51]，高水平的工作卷入意味著對工作的高度情感投入以及對工作角色的高度認同，首先，員工會花更多的時間和精力去鉆研工作[50]，不斷充實知識儲備和提高工作技能[13]，與此同時付出更多的努力來形成有用和新奇的想法以實現工作目的[49]，高工作卷入下員工的種種工作表現有助于提升其精益求精、持續專注以及勇于創新的程度;其次，隨著情感投入的增加，員工會無意識地與工作崗位產生更強烈的情感聯結，故而更加愛崗敬業，同時也會表現出更高的責任意識和團隊協作意識。總之，員工工作卷入程度的加深有助于促進其工匠精神水平的提升。基于上述分析，提出假設:

H3員工工作卷入對員工工匠精神存在正向影響。

工作卷入作為員工的一種工作態度，與個人需求被滿足程度有關，當個人需求得到的滿足越多，員工的工作卷入程度越高，反之越低，而工作卷入又與員工工作理念和態度的形成以及行為的外化息息相關[13]。家長式領導中的仁慈領導將員工視為家人，強調體諒、維護和照顧員工，在工作中為員工提供大量幫助和資源;德行領導具備公私分明、為人正直、認真負責等優秀品質，是員工的精神領袖和角色榜樣[23]，兩種領導方式均能較好地滿足員工的個人需求，促進員工工作卷入程度的提升，從而對其工匠精神產生積極影響。而威權領導強調權力高度集中，注重維護自己的威權形象，對員工進行嚴格控制[30]，導致員工難以獲得足夠的資源，因而無法完全卷入工作，不利于其工匠精神的產生與發展。基于上述分析，提出假設:

H4a員工工作卷入在仁慈領導影響員工工匠精神的過程中起中介作用。

H4b員工工作卷入在德行領導影響員工工匠精神的過程中起中介作用。

H4c員工工作卷入在威權領導影響員工工匠精神的過程中起中介作用。

1.5 團隊積極情緒氛圍的跨層次效應

團隊積極情緒氛圍是指團隊成員對團隊中的情緒以及情緒交換的共享感知[52]。在積極的團隊情緒氛圍下，團隊成員會進行積極的情緒“感染”，從而使得整個團隊產生或保持積極的情緒狀態。已有研究對團隊積極情緒氛圍在領導作用于員工行為過程中可能產生的邊界作用進行了探討，盧俊婷等[53]基于情緒一致性記憶效應，認為團隊積極情緒氛圍可以正向調節公仆型領導與員工親社會角色期望之間的相關關系。梁阜等[54]研究發現，團隊情緒氛圍的強弱會影響變革型領導對員工心理資本的影響作用。劉小禹等[55]提出團隊積極情緒氛圍可以作為領導抵消或領導替代因素之一，對變革型領導和交易型領導的有效性產生不同影響。有鑒于此，本文認為團隊積極情緒氛圍在家長式領導作用于員工工作卷入的過程中可能會產生重要的邊界作用。

具體而言，在高水平的團隊積極情緒氛圍下，團隊更易產生友愛、盡職盡責、熱情等積極情緒，在這種良好的互動情境下，仁慈領導對員工提供支持和幫助，關心體恤員工，強調人際關系中的慈愛和寬容[6]，員工能更強烈地感受到樂觀、積極、熱情等積極情緒;德行領導表現出盡職盡責、恪盡職守，在團隊中樹立榜樣[8]，員工能更強烈地感知到公正、盡責、誠信等積極團隊氛圍。在兩者分別與團隊積極情緒氛圍的共同作用下，員工均能表現出更高水平、更高質量的工作卷入，而更高水平的工作卷入使得員工更關注通過提高自己的創造能力、技能水平、工作專注度等行為可能獲取的額外資源和收益，亦即其工匠精神水平獲得了更大程度的提升。而威權領導則強調權力的集中和對員工的嚴密控制，員工感受到的壓力、不自由、心理抵觸等消極情緒可能會在團隊積極情緒氛圍的影響下得到一定程度的緩沖，亦即在威權領導與團隊積極情緒氛圍的交互作用下，威權領導對員工工作卷入造成的消極影響會有所減弱。基于此，提出假設:

H5a團隊積極情緒氛圍正向調節仁慈領導對員工工作卷入的正向影響，即團隊積極情緒氛圍水平越高，仁慈領導對員工工作卷入的正向影響越強。

H5b團隊積極情緒氛圍正向調節德行領導對員工工作卷入的正向影響，即團隊積極情緒氛圍水平越高，德行領導對員工工作卷入的正向影響越強。

H5c團隊積極情緒氛圍負向調節威權領導對員工工作卷入的負向影響，即團隊積極情緒氛圍水平越高，威權領導對員工工作卷入的負向影響越弱。

2 研究設計

2.1 研究樣本

本文共涉及兩次調研。對于工匠精神量表的開發，在2019年8月至9月期間通過問卷星針對制造企業員工隨機發放問卷579份，回收問卷548份，在剔除無效問卷后，獲得有效問卷498份，有效問卷回收率為90.88%。就家長式領導對員工工匠精神作用機制的探討，在2019年10月至11月期間對江蘇、廣西、重慶、上海等地多個制造企業進行調研，樣本企業來自通用設備制造業、汽車制造業、電氣機械和器材制造業、醫藥制造業等行業，企業性質包括國有企業、民營企業、外商獨資企業以及中外合資企業。共發放調查問卷638份，其中，領導問卷124份，員工問卷514份。共計回收調查問卷589份，其中，領導問卷114份，員工問卷475份。刪除無效問卷后，最終獲得103個工作團隊共計537份有效調研數據，包括領導問卷103份，有效回收率為90.35%，員工問卷434份，有效回收率為91.37%。就第2次調研，在103個樣本工作團隊中，每個工作團隊的平均人數值為4.21，屬于國有企業的工作團隊最多，有37個，占比35.92%。團隊領導和團隊成員的各個指標的分布情況良好，基本符合預期:一方面，與企業內部的實際情況較為吻合，例如人數方面，團隊領導男性(66.02%)明顯多于女性(33.98%)，而團隊成員男性與女性的人數分布較為均衡(男性48.16%，女性51.84%);另一方面，各個指標的分布較為廣泛，說明調研數據具有一定的參考性和代表性。因此，利用樣本數據進行下一步數據分析和檢驗得出的結論具有較高的科學性和可信度。

2.2 制造業員工工匠精神量表開發

工匠精神作為近年來的一個熱議話題，已有不少學者從倫理文化、時代發展、東西方地域比較等多維度視角對其內涵及構成要素展開深層論證，然而，相關的實證測量研究較為缺乏。通過梳理少數僅有的關于工匠精神測量的文獻發現，現有研究已產生一定理論成果并為推動工匠精神實證研究的發展做出了貢獻，但存在如下不足:一是工匠精神的維度劃分主觀性較大，相關的理論依據較為缺乏;二是大多研究的量表開發部分內容較單薄，缺乏具體的開發過程或量表內容;三是工匠精神因新時代建設制造強國的目標而被賦予更多期盼得到重生，制造業作為工匠精神的搖籃——傳統手工業的延續，有關其工匠精神的討論卻較為有限，且少數關于制造業工匠精神概念維度研究的結果呈現出一定程度的泛化，行業及時代特性體現不足。

基于前文中對制造業工匠精神的維度內涵的分析，本文從精益求精、愛崗敬業、持續專注、勇于創新和團隊協作5個維度出發，在深入把握每個維度內涵的基礎上，參考并借鑒中外學者對相關內容的觀點表述，同時選取并融合國內外相關領域內權威量表中的部分條目以設計量表題項，如在“精益求精”維度的測量中，借鑒了訾非等(2006)修訂的完美主義量表和楊麗等(2007)漢化的近乎完美量表;“愛崗敬業”則參考了Saks(2006)的員工敬業度量表、周紅云(2012)的組織公民行為量表等。對于所引國外量表，為保證其所含條目內容的準確性，本文嚴格遵循“回譯”程序將其翻譯成中文，此工作由精通英語的管理學研究生與英語系的專業教師協同完成。此外，通過專家分析法對量表題項進行定性分析，以審定所有條目是否符合初期的理論建構，以及各條目內容是否存在沖突或重疊，同時將長度過短或過長的條目進行改寫和擴充，保證各條目的表述格式趨于一致。最后，小范圍地邀請了來自汽車制造業和醫藥制造業的10名制造企業員工進行試讀與試填。10名參與試填的員工中，2名為管理人員，3名為行政職員，5名為從事一線生產的技能工人。在與相關領域專家圍繞試填者意見與想法對量表進行完善后，形成了制造業員工工匠精神的初始問卷。本文的調查問卷包含兩個部分，分別為個人基本信息和工匠精神測量量表，后一部分共有25個題項，其中，精益求精有6個題項、愛崗敬業有5個題項、持續專注有4個題項、勇于創新有5個題項、團隊協作有5個題項。具體題項如表1所示。

表1 工匠精神測項

從樣本數據中隨機抽取249份問卷，標記為A數據，用于探索性因素分析。結果發現，Bartlett的值為3 084.894(p＜0.001)，KMO值為0.880，運用主成分法，采取最大方差法旋轉展開分析，結合碎石圖，萃取出5個因子，根據因子載荷的大小對條目X6、X7、X22進行刪除，最終保留了22個條目。將剩下的問卷標記為B數據，用于驗證性因素分析。結果發現，二階結構模型的各擬合指標達到理想水平:χ2/df=1.71，RMSEA=0.05，GFI=0.95，TLI=0.94，CFI=0.95，說明5個維度可以較好地收斂于工匠精神這一更高層面的概念。

對于量表的信效度檢驗，量表總體的Cronbach’s系數為0.92，信度良好。對于收斂效度，工匠精神5個維度的平均變異數抽取量AVE分別為0.50、0.57、0.60、0.54和0.51，且組合信度(CR)分別為0.83、0.84、0.85、0.86和0.80。因此，可以認為員工工匠精神的五維結構具有良好的收斂效度。對于區分效度，各維度間的相關系數均遠小于0.85，最大為0.54，符合標準。另外，各因子AVE的算術平方根均大于該因子與其他因子的相關系數。因此，可以認為員工工匠精神具有良好的區分效度。綜上可以認為，本文開發的工匠精神量表維度劃分合理，具有較好的信效度，可用于對員工工匠精神水平的測量。

第2次調研中，對工匠精神的測量采用本文自行開發的包括22個題項的量表，由被試團隊成員對其自身的工匠精神水平進行自評，量表的Cronbach’s系數為0.98。

2.3 其他測量工具

(1)家長式領導。采用鄭伯塤等[56]開發的家長式領導量表，該量表有多個修訂版本，本文采用的是仁慈領導、德行領導和威權領導各5條目的版本。在本文中，由團隊成員對其團隊領導進行評價。仁慈領導示例題項如“他平常會向我噓寒問暖”，量表的Cronbach’s系數為0.91;德行領導如“他對待我們公正無私”，量表的Cronbach’s系數為0.88;威權領導如“他不把信息透露給我們知道”，量表的Cronbach’s系數為0.86。

(2)員工工作卷入。采用Kanungo[48]開發的量表，修正后的量表包括10個條目。在本文中，由團隊成員對自身的工作卷入進行自評。量表題項包含“我對工作非常的投入”等。量表的Cronbach’s系數為0.94。

(3)團隊積極情緒氛圍。采用Liu等[57]開發的團隊情緒氛圍量表中團隊積極情緒氛圍分量表，包含4個條目。在本文中，由團隊領導對團隊積極情緒氛圍進行評價。量表題項包含“團隊中，大家都朝氣蓬勃”等。量表的Cronbach’s系數為0.95。

為了避免受到中國傳統思想“中庸之道”的影響，根據相關學者的做法[58]，對上述各量表采用Likert 6點計分法，由被試人員根據題項描述與自己真實情況的符合程度進行選擇，從完全不符合到完全符合分別記為1分至6分。另外，需要將自變量以外可能引起因變量變化的變量控制好，才能厘清變量間具體的因果關系。基于文獻回顧和對研究情境的考慮，按照研究的一般慣例[2，9，30]，本文將員工個體的性別、年齡、文化程度、公司性質、工作年限、與領導共事時間以及團隊領導的性別、年齡、文化程度和工作年限等常見的人口統計學變量作為控制變量，充分考慮控制變量對結果可能產生的影響。

2.4 統計分析

本文借助SPSS 22.0、AMOS 21.0和HLM 6.08等工具對調研數據進行統計分析。運用AMOS 21.0和SPSS22.0對調研數據進行共同方法偏差檢驗、信度分析和效度檢驗。借助SPSS22.0進行描述性統計分析和分析變量之間的相關關系。利用HLM6.08構建多層次回歸模型進行假設檢驗。進行上述數據分析之后，對假設檢驗結果進行分析說明，進一步得出相應結論。

3 研究結果

3.1 檢驗共同方法偏差

首先，采用Harman單因素檢驗法進行統計檢驗。將本文的所有變量放在一個公因子上負載，進行“未旋轉”的因子分析，共同方法因子解釋了45.448%的方差變異，說明研究數據的共同方法偏差不顯著。然后，構建單因子結構方程模型，結果發現，擬合情況很不理想:χ2/df=10.70，RMSEA=0.15，GFI=0.44，NFI=0.54，CFI=0.56，TLI=0.54。因此，可以認為本文不存在嚴重的共同方法偏差，可以進行下一步檢驗分析。

3.2 驗證性因素分析

為了考察仁慈領導、德行領導、威權領導、員工工匠精神、員工工作卷入和團隊積極情緒氛圍6個潛變量的區分效度，借助AMOS21.0進行驗證性因素分析，構建各嵌套結構模型。由于員工工匠精神量表總體題項比較多，為了提高模型的擬合程度，檢驗前將員工工匠精神的測量題項進行了打包處理。各嵌套結構模型的擬合情況如表2所示。其中，六因子模型的擬合情況最好，可以認為本文的6個潛變量具有良好的區分效度，為下一步的統計分析提供較高的可信度。

表2 驗證性因素分析結果

3.3 團隊層面數據聚合檢驗

本文中仁慈領導、德行領導和威權領導屬于團隊層面的變量，因此，對3個領導變量的數據進行聚合檢驗。

按照通行的做法，通過計算Rwg、ICC(1)和ICC(2)進行聚合檢驗。結果發現:仁慈領導的Rwg=0.87，ICC(1)=0.40，ICC(2)=0.74;德行領導的Rwg=0.85，ICC(1)=0.38，ICC(2)=0.72;威權領導的Rwg=0.85，ICC(1)=0.38，ICC(2)=0.72。上述3個變量的各個聚合指標均滿足聚合標準，因此，可以將個體層面數據聚合為團隊層面數據。

3.4 描述性統計分析

在進行假設檢驗之前，對各個變量進行描述性統計，結果如表3所示。

表3 變量的描述性統計和相關系數矩陣(N=434)

從團隊層面來看，仁慈領導、德行領導和威權領導的均值分別為4.26、4.36和2.61，仁慈領導和德行領導的均值明顯大于中間值3，且威權領導的均值明顯小于中間值3，說明在管理實踐中，相較于威權領導，仁慈領導和德行領導可能更為普遍和廣泛。此外，工作卷入與工匠精神顯著正相關(r=0.68，p＜0.01)，這為后續的假設檢驗提供了初步的支持。

3.5 假設檢驗

(1)家長式領導對員工工匠精神的主效應檢驗。為了檢驗團隊層面的仁慈領導、德行領導和威權領導對個體層面的員工工匠精神的影響，本文構建跨層次模型，采用HLM6.08軟件進行分析，分析結果如表4所示。首先建立零模型(模型(1))，不加入預測因子，ICC(1)=0.361，說明員工工匠精神的方差有36.1%是來自于組間方差，因此，引入更高層次的預測因子是有意義的;其次，分別針對3種領導方式與員工工匠精神的關系構建跨層次模型(2)～(4)。模型(2)中，仁慈領導能顯著正向預測員工工匠精神(γ01=0.64，p＜0.001)，假設H1a得到驗證。同理，可證假設H1b、H1c。

表4 主效應跨層次回歸分析結果

(2)員工工作卷入的中介效應檢驗。為了檢驗員工工作卷入在仁慈領導、德行領導和威權領導分別影響員工工匠精神過程中的中介作用，建立跨層次模型，HLM分析結果如表5所示。同樣針對員工工作卷入建立零模型(模型(5))，組間方差能解釋員工工作卷入方差的19.2%。將Level-2的預測因子仁慈領導、德行領導和威權領導分別引入模型建立模型(6)～(8)，仁慈領導能顯著正向預測員工的工作卷入(γ01=0.39，p＜0.001)，假設H2a得到驗證，同理可證假設H2b、H2c。針對員工工匠精神，將Level-1的預測因子員工工作卷入引入模型構建模型(9)，發現員工工作卷入與員工工匠精神顯著正相關(γ10=0.64，p＜0.001)，假設H3得到驗證。最后，針對員工工匠精神，將Level-1的預測因子員工工作卷入和Level-2的預測因子仁慈領導同時引入模型構建模型(10)，發現員工工作卷入顯著正向預測員工工匠精神(γ10=0.57，p＜0.001)，仁慈領導仍然顯著正向影響員工工匠精神(γ01=0.42，p＜0.001)，但與模型(2)(表4)相比影響系數顯著下降，γ01從0.64降低為0.42。由此可以認為員工工作卷入能部分中介仁慈領導對員工工匠精神的正向影響作用，假設H4a得到驗證。同理，假設H4b、H4c得到驗證。

表5 員工工作卷入中介效應的跨層級回歸分析結果

(3)團隊積極情緒氛圍的跨層次效應檢驗。為了檢驗團隊積極情緒氛圍的跨層次調節作用，構建相關模型，HLM分析結果如表6所示。針對員工工作卷入，引入Level-2預測因子仁慈領導和團隊積極情緒氛圍，以及仁慈領導和團隊積極情緒氛圍的交互項構建模型(13)，發現仁慈領導顯著預測員工工作卷入(γ01=0.53，p＜0.001)，交互項顯著預測員工工作卷入(γ11=0.09，p＜0.01)，驗證了假設H5a。同理構建模型(14)，發現德行領導顯著預測員工工作卷入(γ01=0.61，p＜0.001)，交互項顯著預測員工工作卷入(γ11=0.08，p＜0.05)，驗證了假設H5b。最后，構建模型(15)，發現威權領導顯著預測員工工作卷入(γ01=-0.44，p＜0.01)，交互項對員工工作卷入無明顯影響(γ11=0.01，p＞0.05)，假設H5c未得到數據的支持。

表6 團隊積極情緒氛圍調節效應跨層次回歸分析結果

進一步，為了更好地闡述團隊積極情緒氛圍在家長式領導影響員工工作卷入過程中的調節作用，采用Aiken等(1991)的簡單坡度分析程序，繪制調節效果圖。如圖2所示，高團隊積極情緒氛圍下，仁慈領導與員工工作卷入的回歸直線更陡峭，斜率值更大，說明員工工作卷入對仁慈領導變化的敏感性更高。同理，如圖3所示，相較于低團隊積極情緒氛圍，高團隊積極情緒氛圍下，德行領導與員工工作卷入的回歸直線更陡峭，斜率值更大，說明在高團隊積極情緒氛圍水平下，德行領導對員工的工作卷入的影響程度相對更大。

4 結論

本文通過理論推導和實證檢驗，開發了制造企業員工工匠精神的測量量表，并探討了家長式領導對員工工匠精神的具體作用機制。研究結果表明:

(1)在制造業高質量發展背景下，員工工匠精神的時代內涵包括精益求精、愛崗敬業、持續專注、勇于創新和團隊協作5個維度。

(2)仁慈領導、德行領導能顯著正向預測員工工匠精神，威權領導會對員工工匠精神產生負向影響。

(3)員工工作卷入部分中介仁慈領導、德行領導對員工工匠精神的正向影響，且部分中介威權領導對員工工匠精神的負向影響。

(4)團隊積極情緒氛圍在仁慈領導、德行領導影響員工工作卷入的過程中起著正向調節作用，而在威權領導影響員工工作卷入過程中所起的調節作用未得到驗證。

首先，本文發現，仁慈領導對員工工匠精神會產生顯著的正向影響，這與大多數研究提出的仁慈領導會對員工工作態度和行為等輸出變量產生積極影響的結論一致[21，23，59]。當領導表現出仁慈行為時，基于互惠原則，員工會對此行為給予積極的回應，如產生高水平的組織認同感、工作滿意度、絕對忠誠等，這些心理認知會隨著仁慈領導所營造的良好工作環境上升到行為層面，員工會表現出如提高工作技能水平和專注度、激發創造力、加強與同事的合作、提升敬業度等以回報領導和組織。此外，隨著社會的進步和物質生活水平的提高，當代員工工作價值觀不斷發生轉變，對溫暖和諧的工作氛圍的訴求不斷提高，而仁慈領導的施恩行為能讓員工感受到平等和尊重，感受到組織的溫暖，進而更能激發出員工的積極面，有助于促進其工匠精神的形成與培育。

其次，本文發現，德行領導對員工工匠精神會產生顯著的正向影響，這同樣與王永躍等[60]和務凱等[61]提出的德行領導對員工的積極行為具有正向影響這一結論相一致。一方面，德行領導自身高尚的品德和情操能夠為員工樹立榜樣，高德行的領導往往公平正直、不占便宜、以身作則，這些品德與行為會對員工施加潛移默化的影響，從而引導員工表現出積極的工作態度和行為;另一方面，德行領導能營造一種公平、熱情的組織氛圍，使員工受到感染并發自內心地認同領導，以此激發出員工的工作熱情以及對組織的認同感和歸屬感，使其積極投入到工作當中，最終促進員工積極態度和行為的產生，表現出高水平的工匠精神。

再次，本文發現，威權領導對員工工匠精神有顯著的負向影響，既有部分研究也發現，威權領導對員工主動性行為、知識共享行為、創新等會產生消極影響[30，34，62]。威權領導強調權力高度集中，要求員工按照自己的指導逐步完成工作，還會當面訓斥員工，使員工出現自主性降低、創造性不足、共享意愿降低等問題，不利于員工工匠精神的形成與發展。此外，也有部分學者認為威權領導對員工業務水平的提升[63]、專注[64]、無私幫助[23]等方面具有正向影響。不同研究對威權領導對員工的影響是正面促進還是負面抑制產生了不同的觀點，究其原因，可能源于樣本特征的不同。本文的被調查者大多是年輕員工，新一代的年輕員工大多具有自主意識較強、追求自由和平等等個性特征，面對領導表現出的專權、不留情面時，他們的承受能力更弱、心理抵觸情緒更為強烈。因此，本文中，在威權領導的作用下，員工的工匠精神水平下降。

進一步，針對家長式領導與員工工匠精神之間的關系，本文驗證了員工工作卷入在其中所起的部分中介傳導作用。基于領導-成員交換理論，領導提供給員工有益的信息和資源，有利于與員工之間形成良好的交換關系[65];反之，若領導壟斷信息，獨權專制，則不利于形成良好的交換關系。當領導者和員工之間能夠建立高質量的交換關系并得到鞏固時，基于互惠原則，員工傾向于提高其工作積極性和工作參與度來回報領導，這種狀態的改進使得員工工作卷入程度提高[66]，進而促進工匠精神的產生;反之，當員工被禁錮于領導的權力下，其工作主動性降低，從而降低其工作卷入水平，不利于員工工匠精神的培育。

最后，本文發現，團隊積極情緒氛圍在仁慈領導和德行領導分別影響員工工匠精神的過程中起正向調節作用。積極的團隊情緒氛圍取決于團隊成員的積極情緒狀態[16]，在這種氛圍的熏陶下，團隊成員間會展開積極情緒“感染”，最終使得每個員工感受到樂觀、熱情等積極情緒[52]。基于情緒一致性記憶效應，相關信息記憶網絡與個體的情緒狀態會產生聯結，當員工感受到相似的情緒時，則會產生相應的行為[67]。在高水平的團隊積極情緒氛圍下，仁慈領導會讓員工感到更大程度的幸福和滿足，從而促使員工相應地表現出更高水平、更高質量的工作卷入;同樣地，德行領導能營造出一種更濃厚的公平、誠信的團隊氛圍，以此促進員工不斷提升工作卷入水平。而在低水平的團隊積極情緒氛圍下，員工之間缺乏積極情緒感染，對仁慈領導和德行領導帶來的積極情緒感知不敏感，此時仁慈領導所表現出的關懷、幫助等行為難以激發員工積極的情緒狀態，德行領導難以誘發員工的優秀品質，進而對員工工作卷入的影響強度有所減弱。此外，團隊積極情緒氛圍對威權領導與員工工作卷入之間負相關關系的負向調節作用不顯著，這可能是因為威權領導對員工的嚴密控制、貶低和打壓等會極大程度地激發員工的負性情緒，而負性情緒水平過高意味著員工用于繼續進行自我調節的資源會相應減少[68]。因此，盡管團隊中的積極情緒氛圍較高，員工囿于自我調節資源的不足，仍然表現為在威權領導影響下工作卷入程度的相應降低，故團隊積極情緒氛圍對威權領導消極影響的弱化作用不明顯。

本文的理論貢獻在于:①開發了制造企業員工工匠精神測量量表。現有對員工工匠精神的測量展開研究較少，而針對制造業的相關研究更為有限，且相應的概念維度趨向泛化，并未展現出我國工匠精神在新時代高質量發展背景下與現實需求的契合性以及制造業作為傳統手工業延續所蘊含的民族性，測量內容難以與其他行業所需的工匠精神內涵做到有效區分。本文在已有文獻的基礎上，通過問卷調查的方式，生成員工工匠精神測量量表，并通過因子分析進行驗證修訂，為制造業員工工匠精神的測量提供了較為科學的工具。②豐富了家長式領導的本土化實證研究，并為員工工匠精神的前因變量研究提供了新的思考路徑。本文針對管理情境的特殊性和差異性，引入家長式領導，建立了家長式領導所包含的仁慈領導、德行領導和威權領導與員工工匠精神之間的作用關系，并探討了其中的具體作用機制，拓展了工匠精神的前因變量研究。③本文是將工匠精神相關研究從個體研究層面向跨層次研究的一種推進。現有相關研究中，鮮有從跨層研究的視角并借助相應的統計分析工具展開科學研究。本文將家長式領導作為團隊層次的影響因素，同時考慮到工作情境的不同，加入團隊積極情緒氛圍作為調節變量，考察高層次家長式領導對低層次員工工匠精神的具體作用機制，是對將工匠精神相關研究從單層次研究向多層次研究推動的一種積極探索。

基于理論推導和實證分析，為促進員工表現出更高水平的工匠精神，提出如下管理啟示:

(1)在管理實踐中，要積極弘揚仁慈領導風格和德行領導風格，將兩種領導方式的積極效應發揮到最大。同時，對于威權領導風格，既要重視其能帶給員工安全感等優點，合理加以鼓勵，又要注意規避其強調權力高度集中，當面訓斥、貶低員工等缺點帶來的消極影響。

(2)工作卷入是一種高度依賴于工作環境的變化，而非個體與生俱來的特質。本文發現，員工工作卷入與工匠精神有顯著的正相關關系。因此，企業應積極關注員工的工作卷入，充分給予員工關懷，適時提供幫助，營造良好的交流環境，以推動員工形成高質量的工作卷入，促進管理效率的提升。

(3)企業應該努力通過多種方式來幫助工作團隊營造高質量的團隊積極情緒氛圍，例如:團隊領導一方面，應該重視積極營造公平、樂觀向上、和諧共處、友愛互助的團隊氛圍，并對團隊成員的心理需求和建立良好的團隊關系予以更多的關注;另一方面，應該重視團隊氛圍的管理、團隊成員情緒的引導以及團隊情緒勞動管理等。對于員工自身而言，團隊中的每一位員工應該努力保持積極的態度，以此進行情緒感染，并與其他成員建立良好的、有益的互動交換關系，推動高質量的團隊積極情緒氛圍的營造。

本文存在的不足主要體現在:①對每個工作團隊的數據集中在同一個時間點進行收集。實際上，家長式領導對員工工作卷入和工匠精神的影響應該存在著一定的延遲效應，在時間和條件可以滿足的情況下，未來可以考慮縱向研究，采用多時點觀察，準確厘清變量之間的關系。②本文發現，員工工作卷入只能部分中介家長式領導對員工工匠精神的影響，可能還存在其他的中介作用路徑。另外，僅考察了團隊積極情緒氛圍的調節作用，未來研究可以選取其他中介變量和調節變量開展更加全面、深入的分析。③除工匠精神測量量表之外，本文采取的量表部分是由國外學者開發的量表翻譯而來，雖然選取的都是權威量表，但是將國外量表直接應用到中國情境中可能會存在一定的局限性。未來研究可以考慮立足于中國特定組織文化環境，開發出符合中國文化情境的量表。