“想要”創新時績效更高？">
——包容型領導對員工創新績效的影響

李 云， 程文倩， 姚 青

(湖北工業大學經濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

員工的創新績效不僅是個人競爭力的體現，更是企業核心競爭力的重要源泉之一。已有研究指出，員工的創新不僅與其個人特征相關[1]，還與其感受到的領導風格相關[2]。不同于其他領導風格，包容型領導作為一種新興的領導風格，是指領導在與下屬互動的過程中堅持以人為本的原則，表現出開放性、有效性、易接近性特征。包容型領導不僅能夠滿足員工需求多樣化等帶來的復雜管理要求，而且與中國文化“兼容并蓄”等包容性思想相符合。因此，國內學者關注包容型領導在中國情境下的運用。對于包容型領導如何影響員工的創新績效，以往研究多從心理視角(引入心理安全感[3]、心理資本[4]等作為中介變量)、動機視角(引入內在動機[5]等作為中介變量)等單一視角來探討，然而包容型領導對員工創新的影響是一個復雜的作用過程，單一視角并不能夠反映出其影響員工創新的復雜作用機制。鑒于領導作用機制的復雜性，有學者呼吁在研究領導風格對員工的影響時可整合不同的理論視角[6]，同時探討多重中介效應的作用機制[7]。因此，本研究試圖整合不同視角，建立雙重中介，探討二者間的作用機理。

首先，從社會交換的視角看，員工感知自包容型領導的支持后，更加信任領導，基于社會交換的“互惠”原則，覺得“應該”以提高創新績效作為對領導支持的“回報”。因此，信任領導可能在包容型領導與員工創新績效間發揮中介作用。其次，從自我決定的視角看，包容型領導能夠激發員工的成就動機。出于追求成功及自我實現的需求，員工“想要”提高創新績效以滿足自身的成就感。因此，成就動機可能在包容型領導與員工創新績效間發揮中介作用。兩條路徑均能解釋包容型領導對員工創新績效的影響，但各有其局限性。員工實施創新是一個復雜的過程，不僅受組織內“交換”關系的影響(“應該”去做)，而且受員工個人內在動機的影響(“想要”去做)。整合兩者視角，有助于進一步理解包容型領導影響員工創新績效的作用機制，從而為管理實踐提供理論指導。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 包容型領導與員工創新績效

包容型領導是指領導在與下屬互動的過程中表現出開放性、有效性、易接近性特征，即善于傾聽下屬想法，并且關注下屬的需要[8]。首先，包容型領導能夠促進組織和諧。在和諧的組織氛圍下，員工之間的交流增多，能夠產生出更多的思想碰撞，從而有利于員工創新思維的產生[9]。其次，包容型領導自身具有冒險精神，能夠包容員工的不同觀點[10]，更易支持員工的創新想法。最后，包容型領導重視下屬的意見并且鼓勵下屬參與決策[11]，從而給予員工一定的空間去實施想法。即包容型領導正向影響員工創新思維的產生、促進以及實施，從而正向影響員工的創新績效。基于此，本研究提出

假設H1：包容型領導顯著正向影響員工的創新績效。

1.2 信任領導的中介作用

信任領導代表著員工認可并且信賴領導是誠信的、可靠的[12]。根據社會交換理論，信任是領導風格影響員工行為的一個重要傳導機制。

根據社會交換理論，員工感知到領導對其支持后，會提高自身與領導之間的社會交換水平，增強對領導的信任[13]。包容型領導不僅關心員工的個人成長與發展，關注員工的需要，還會公平對待員工，及時肯定員工的工作表現等。在一系列支持性行為的情境下，員工降低對“交換”的不確定性感知，增強對領導的信任，產生主動“回報”組織的責任感與義務感，會愿意超越角色內要求，承擔一定的風險，表現出更多有利于組織發展的行為[14]，進而提高創新績效。基于以上分析，本研究提出

假設H2：包容型領導通過信任領導的中介作用正向影響員工的創新績效。

1.3 成就動機的中介作用

成就動機是指在追求卓越這一目標的指引下個體追求成功的內在需要或內在驅動力。根據自我決定理論，領導風格能通過影響員工的內在動機進而影響員工的行為。

包容型領導可以提高員工的心理資本，提高員工對成功可能性的積極評估[15]，從而激發員工的成就動機。包容型領導不僅允許員工多元化，使員工發揮各自優勢[16]，有助于提升員工的自我效能感；而且能夠在員工失敗時給予鼓勵和支持，在員工犯錯時給予寬容，從而使員工免于自責與悲觀，心態更加積極樂觀[17]，而高自我效能感、樂觀往往能夠激發員工的成就動機[18-19]。當員工的成就動機較高時，員工往往更加關注積極的結果，渴望成功，不害怕失敗，傾向于挑戰具有冒險性的工作[20]，更可能參與創新，且擁有更強的自我控制能力，積極面對工作過程中的困境，因此，更可能順利完成創新，提高創新績效。基于以上分析，本研究提出

假設H3：包容型領導通過成就動機的中介作用正向影響員工的創新績效。

1.4 信任領導與成就動機的中介作用比較

包容型領導增強員工的信任。出于回報，員工覺得“應該”從事創新，從而維持雙方的良性交換關系。而包容型領導增強員工的成就動機。當成就動機較高時，員工被創新工作本身所具有的挑戰性和趣味性“吸引”“想要”從事創新，挑戰自我，以滿足自身的成就感。因此，員工信任領導時，自身可能并不對創新感興趣，更多地是受回報領導的義務和責任感知驅動，產生“應該去做”的驅動力。內在激勵的作用更強、“想要去做”的驅動力一般比“應該去做”的驅動力強。因此，本研究認為，成就動機的中介作用強于信任領導的中介作用。基于此，本研究提出

假設H4：在包容型領導影響員工創新績效的過程中，成就動機的中介作用強于信任領導的中介作用。

根據以上分析，本研究的研究模型如圖1所示。

圖 1 研究模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究主要通過線上發放問卷的方式來收集數據，研究樣本主要來自河南、湖北、浙江等區域，涉及房地產、零售、互聯網等行業。問卷收集歷時2個月，共回收問卷224份，剔除隨意填寫的無效問卷后，實際回收問卷212份，有效回收率為94.6%。在樣本中，男性113人，占53.30%，女性99人，占46.70%；學歷為高中/中專及以下的有16人，占7.55%，大專的有119人，占56.13%，本科及以上的有77人，占36.32%；工作年限在2年及以下的有72人，占33.96%，2—5年的有88人，占41.51%，5年及以上的有52人，占24.53%。

2.2 測量工具

員工的性別、學歷、工作年限能影響員工的創新績效，因此將其作為控制變量，以減弱其對研究結果的影響。

本研究采用Likert 5級量表評分法進行測量，其中1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”。

包容型領導的測量借鑒Carmeli等[8]開發的量表，代表性題項如：“我的領導鼓勵我遇到新的問題時告訴他”。在本研究中，該量表的Cronbach'sα系數為0.933。

信任領導的測量借鑒McAllister[21]開發的量表，代表性題項如：“我可以自由地向領導傾訴工作中的困難，并且知道他愿意聽”。在本研究中，該量表的Cronbach'sα系數為0.945。

成就動機的測量借鑒葉仁敏等[22]開發的量表，代表性題項如“面對測量我能力的機會，我感到是一種鞭策和挑戰”。在本研究中，該量表的Cronbach'sα系數為0.936。

創新績效的測量借鑒Janssen[23]開發的量表，代表性題項如：“我經常會產生一些新想法以改進工作”。在本研究中，該量表的Cronbach'sα系數為0.911。

3 數據統計與結果分析

3.1 效度分析

使用AMOS進行驗證性因子分析，結果如表1所示。比較發現，四因子模型的指標最為理想，擬合效果最優(x2/df=1.102，小于3；CFI=0.993，TLI=0.992，均大于0.9；SRMR=0.042，RMSEA=0.022，均小于0.08)，這說明研究變量之間存在較好的區分效度。

表1 驗證性因子分析結果

四因子模型：包容型領導，信任領導，成就動機，創新績效；三因子模型：包容型領導+信任領導，成就動機，創新績效；二因子模型：包容型領導+信任領導，成就動機+創新績效；單因子模型：包容型領導+信任領導+成就動機+創新績效

3.2 共同方法偏差分析

本研究采用Harman單因子檢測方法來檢測是否存在共同方法偏差問題。因子分析結果顯示，在因子未旋轉的情況下，第一公因子的方差解釋比為36.642%，小于40%，表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.3 描述性統計及相關分析

相關性分析結果如表2所示，包容型領導與創新績效(r=0.402，p<0.001)、信任領導(r=0.429，p<0.001)、成就動機(r=0.487，p<0.001)顯著正相關，創新績效與信任領導(r=0.324，p<0.001)、成就動機(r=0.660，p<0.001)顯著正相關。變量間的相關性分析結果與研究假設一致，初步支持了假設。

表2 樣本的均值、標準差以及相關系數

3.4 多重共線性檢驗

相關性分析結果顯示，存在個別的相關性系數大于0.5，說明可能存在多重共線性問題。為檢驗是否存在嚴重的共線性問題，本研究使用SPSS進行分析。結果顯示，所有的VIF值均小于2，說明多重共線性問題并不存在，可以進行接下來的假設檢驗。

3.5 假設檢驗

運用層級回歸方法對以上假設進行檢驗，回歸分析的結果如表3所示。

表3 回歸分析結果

由模型3可知，包容型領導顯著正向影響員工的創新績效(β=0.399，p<0.001)。假設H1得到了驗證。

由模型1可知，包容型領導與信任領導顯著正相關(β=0.442，p<0.001)；模型4在包容型領導與員工的創新績效之間加入信任領導，結果顯示，信任領導顯著正向影響員工的創新績效(β=0.187,p<0.001)，而包容型領導的系數顯著降低(β=0.316,p<0.001)。因此，信任領導在包容型領導與員工的創新績效之間起到部分中介作用，假設H2得到了驗證。

由模型2可知，包容型領導與員工的成就動機顯著正相關(β=0.475，p<0.001)；模型5在包容型領導與員工的創新績效之間加入成就動機。結果顯示，成就動機顯著正向影響員工的創新績效(β=0.604,p<0.001)，而包容型領導的系數變得不顯著。因此，成就動機在包容型領導與員工的創新績效之間起到完全中介作用，假設H3得到了驗證。

為驗證假設H4，借鑒以往研究方法[24]，本研究使用Bootstrap來進行多重中介效應檢驗。在SPSS中選取process插件中的 model 4模型，將重復抽樣次數設為5000，結果如表4所示。對比兩者的中介效應值發現，路徑1、2間差異的95%置信區間不包括0，證明了兩條路徑間存在顯著差異，成就動機的中介效應(0.235)顯著強于信任領導(0.052)的中介效應，假設H4得到了驗證。

表4 Bootstrap檢驗和比較分析

4 結束語

整合社會交換理論與自我決定理論發現，包容型領導正向影響員工的創新績效，信任領導與成就動機均在其中發揮了中介作用，但是信任領導的中介效應顯著小于成就動機的中介效應。因此，領導在日常的管理實踐中應表現出更多的開放性、有效性及易接近性行為，塑造“包容”形象，增強員工的信任水平與成就動機，提升創新績效。在創新工作中，領導要更注重激發員工的成就動機，發揮內在激勵作用，使員工“想要”從事創新，繼而提升創新績效；也可考慮個人成就動機的不同，實現人崗匹配，將成就動機高的員工匹配至創新性較高的工作崗位。