領導授權賦能對員工創新行為的影響研究

袁 涵

(蘭州財經大學 工商管理學院，甘肅 蘭州 730020)

0 引言

我國經濟正處于高速增長向高質量發展轉變的階段，企業作為經濟發展的主體，面臨著環境多變、競爭激烈等考驗，企業只有不斷創新，才有可能在市場中獲得競爭優勢。員工作為企業最重要的資源，其創新行為是企業創新的重要來源[1]，因此，企業應當鼓勵員工積極創新，實現長遠發展。領導者的管理風格和行為會對員工的創新行為產生直接或間接的影響[2]。目前，越來越多的組織結構逐漸向扁平化發展，領導者的管理幅度逐漸上升，領導者通過向員工授權，使員工感受到組織的支持和重視后，能夠提升其工作積極性，從而產生更多的創新行為。

已有研究探討了領導授權賦能對員工創新行為的影響，但其內在作用機制仍待進一步明確。領導者是員工在工作環境中的權威[3]，其在工作中的角色表現會對企業中員工的動機和行為產生直接影響。基于社會交換理論，當領導者賦予員工權力時，會使員工感受到被重視，會增強員工的歸屬感，員工更愿意與組織成員共享自己的經驗，進而促進組織中的隱性知識共享。此外，已有研究表明，隱性知識共享能夠激發員工更多的創新行為[4]。當員工將自己的知識和經驗分享給同事時，會在組織中獲得更多的聲望和尊重，進而提高員工的創新意愿。因此，隱性知識共享可能在領導授權賦能與員工創新行為之間起著重要作用。

此外，差錯是企業中不可避免的現象，員工關于差錯的學習和思考是企業中一種重要的學習方式[5]。已有研究顯示，員工創新行為受組織中差錯管理氛圍的影響[6]，在開放包容的差錯管理氛圍下，員工更愿意對差錯進行分析交流、形成知識，進而促進創新行為。因此，研究差錯管理氛圍在隱性知識共享對員工創新行為中產生的調節作用尤為必要。

基于上述分析，本文從社會交換理論視角出發，構建一個被調節的中介作用模型，探討領導授權賦能對員工創新行為的影響，以及隱性知識共享和差錯管理氛圍在其中發揮的作用。

1 理論基礎與研究假設

1.1 領導授權賦能與員工創新行為

隨著組織結構扁平化趨勢日益明顯，領導授權賦能是近年來領導理論研究的熱點問題。Konczak等[7]最早提出，領導者通過對員工分配或下放權力，并提供保障措施的管理行為稱為領導授權賦能。領導授權賦能能夠消除員工的無權感，提高其內在動力[8]。員工被賦予信息和權力后，能夠加強其心理授權感知[9]，更容易激發創新靈感。此外，領導授權賦能還強調領導對員工的支持與鼓勵，支持和鼓勵越多，越容易激發員工的創新行為[10]。

員工作為組織的核心資源，是組織創新的重要來源[11]，創新從對問題產生認知開始，經過想法的產生、實施和實現3個過程，最終產生產品和服務[12]。領導作為組織中外部情境的重要組成部分，會對員工的工作行為產生直接或間接影響。當領導者將權力下放給員工時，員工的心理授權水平較高，擁有更多自主選擇權，更易產生創新行為。因此，領導授權賦能可能會促進員工創新行為。綜上，本研究提出以下假設：

假設1：領導授權賦能對員工創新行為具有顯著正向影響。

1.2 隱性知識共享的中介作用

組織中大部分知識都以隱性知識的形式存在，隱性知識是組織創造價值的核心資源[13]。隱性知識具有不易表達、不易被模仿和基于經驗得來等特點[14]，通常表現為員工個人的經驗和技巧等。社會交換理論認為，當社會中的一方得到另一方的付出或支持時，雙方的社會關系會變得更加密切，受惠的一方會產生回饋的意愿和行為[15]。根據社會交換理論，領導授權賦能讓員工擁有更多決策權，員工會在此過程中獲得鍛煉和學習機會，更愿意分享自己的知識和經驗。因此，領導授權賦能行為有利于組織內隱性知識的共享。

已有研究表明，善于共享其隱性知識的人會表現出更多的創新行為[16]。當員工在組織中分享自己的隱性知識，且獲得組織中其他成員的認可時，會提高其在組織中的聲望和自我效能感，促使其產生更高的工作熱情和創新行為。另外，創新依賴于知識的學習，隱性知識共享增加了員工的知識儲備，且在隱性知識共享的過程中會產生新的有價值的隱性知識，為創新提供有利條件。綜上，本研究提出以下假設：

假設2：隱性知識共享在領導授權賦能和員工創新行為之間起中介作用。

1.3 差錯管理氛圍的調節作用

由于創新活動的不確定性，差錯是創新過程中無法避免的現象。員工對組織關于差錯的分享、溝通、處理等行為的感知稱為差錯管理氛圍[17]。差錯管理氛圍作為組織中重要的情境因素，能夠對員工創新行為產生影響[18]。開放包容的差錯管理氛圍為差錯的分享和交流提供了有利條件，有助于員工對差錯的學習和知識的交換[19]。換言之，員工在積極開放的差錯管理氛圍下，會樂于對差錯進行溝通和共享，促進組織中的隱性知識共享，進而促進創新行為。綜上，本研究提出以下假設：

假設3：差錯管理氛圍調節了隱性知識共享和員工創新行為之間的關系，即相對責備懲罰的差錯管理氛圍，開放包容的差錯管理氛圍下隱性知識共享對員工創新行為的影響作用更強。

1.4 被調節的中介作用

基于上述理論，本研究在假設1、假設2和假設3的基礎上，構建一個被調節的中介作用模型。相比責備懲罰的差錯管理氛圍，領導授權賦能在開放包容的差錯管理氛圍下通過隱性知識共享對員工創新行為的影響更強。因此，提出如下假設：

假設4：差錯管理氛圍調節了隱性知識共享在領導授權賦能和員工創新行為之間的中介效應，即在開放包容的差錯管理氛圍下，隱性知識共享的中介作用越強；反之越弱。

本文具體研究模型如圖1所示。

圖1 研究假設模型

2 研究方法

2.1 樣本及數據

本研究采用問卷調查法，調查對象為河南、湖北等地的企業員工，企業類型主要包括制造業、建筑業以及互聯網企業等，對員工創新行為較為重視。問卷使用“問卷星”軟件編寫，通過線上發放。通過熟人關系與企業中的負責人取得聯系，負責人將問卷通過社交軟件發放給員工填寫。問卷均匿名填寫。

共發放340份問卷，剔除38份無效問卷后，獲得有效問卷302份。描述性分析情況如表1：調查樣本中，男女比例基本持平；員工年齡大部分在36歲以下，偏年輕化；員工工作年限大部分在7年以下，年限較短；員工學歷大部分為高中、專科和本科，且占比相差不大，學歷中等。

2.2 變量測量

本研究采用國內外廣泛使用的成熟量表，并對問卷進行本土化處理，對量表進行適當優化，使問卷準確適當。除了控制變量，量表各題項均采用Likert5點計分法，其中1、2、3、4、5分別代表：非常不同意、不太同意、一般、比較同意、完全同意。使用SPSS 20.0軟件進行檢驗，得出的Cronbach’s α 系數均大于0.8，表明各變量的信度良好。

表1 樣本描述性統計

領導授權賦能的測量采用王輝等[20]開發的量表，并結合Arnold等[21]的量表，共14個題項，如“主管很關心我的成長和職業規劃”等。該量表的α系數為0.949。

員工創新行為的測量采用Scott等[22]編制的量表，共6個題項，如“我會在工作中嘗試運用新的技術與方法”等。該量表的α系數為0.904。

隱性知識共享的測量采用Lin等[23]編制的量表，共3個題項，如“我經常將工作經驗與同事分享”等。該量表的α系數為0.869。

差錯管理氛圍的測量采用Gold等[24]編制的量表。共8個題項，如“如果在工作中出現差錯就會面臨降職降薪等處罰”等。該量表的α系數為0.885。

控制變量選擇性別、年齡、學歷和工作年限。

3 實證分析結果

3.1 驗證性因子分析

本研究使用AMOS2 3.0軟件檢驗量表的效度，分別檢驗了四因子模型、三因子模型、二因子模型和單因子模型，結果如表2所示。通過比較發現，四因子模型的擬合情況最優(χ2= 827.387，χ2/ DF = 1.938，CFI =0.937，IFI = 0. 937，TLI=0.931，RMSEA = 0.056，RMR= 0.059)，說明本文各變量具有良好的區分效度。

表2 驗證性因子分析結果

3.2 同源方差檢驗

由于收集的問卷均來自員工自我報告，且在同一時間段內填寫，因此問卷數據無法避免共同方法偏差問題。使用Harman單因子檢驗方法檢驗所收集的數據，結果表明未旋轉時的最大因子解釋率為44.760%，低于50%，說明共同方法偏差問題不嚴重。其次，加入方法偏差潛變量，擬合指標χ2/df，CFI，IFI ，TLI，RMSEA，RMR均發生了變化：Δχ2/df=0.032，ΔCFI=0.006，ΔIFI=0.007，ΔTLI=0.002，ΔRMSEA=0.01，ΔRMR=0.001, CFI，IFI ，TLI，RMSEA和RMR的變化值均小于0.02，因此，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

使用SPSS 20.0對各變量進行相關性分析。由表3的相關系數可知，領導授權賦能與員工創新行為顯著正相關(r=0.760，p<0.01)，領導授權賦能與隱性知識共享顯著正相關(r=0.512，p<0.01)，隱性知識共享與員工創新行為顯著正相關(r=0.596，p<0.01)。

表3 變量描述性統計和相關分析結果

3.4 假設檢驗

(1)主效應與中介效應檢驗。使用SPSS 20.0對數據進行回歸分析，檢驗主效應，結果如表4所示。由模型4可知，領導授權賦能對員工創新行為具有顯著正向影響(β=0.755， p<0.01)，假設1得到驗證。

表4 中介效應回歸分析結果

使用Baron & Kenny[25]提出的中介效應檢驗步驟檢驗隱性知識共享的中介效應，結果如表4所示。首先，由模型2可知，領導授權賦能顯著正向影響隱性知識共享(β=0.521，p<0.01)；此后，由模型5可知，引入隱性知識共享后，領導授權賦能對員工創新行為的影響依然顯著(β=0.604，p<0.01)，但相較于模型4有所減弱，隱性知識共享顯著正向影響員工創新行為(β=0.291，p<0.01)，表明隱性知識共享的中介作用存在，且是部分中介，假設2得到驗證。

(2)調節效應檢驗。在構建交互項前，為了避免多重共線性的影響，先將隱性知識共享和差錯管理氛圍分別做中心化處理。檢驗調節效應時，先將員工創新行為設為因變量，再依次將隱性知識共享作為自變量、差錯管理氛圍作為調節變量引入，最后加入控制變量和隱性知識共享和差錯管理氛圍的交互項，結果如表5所示。從模型3可以看出，調節變量差錯管理氛圍和中介變量隱性知識共享的交互項對員工創新行為的正向影響顯著(β=0.216，p<0.01)。說明差錯管理氛圍的調節效應

表5 調節效應回歸結果

存在，假設3得到驗證。

(3)被調節的中介效應檢驗。使用Process插件檢驗被調節的中介效應的檢驗，依據Hayes[26]提出的研究方法，在無偏差校正置信區間為95%的條件下，結果如表6所示。當差錯管理氛圍取低值時，隱性知識共享的中介效應為0.083 1，95%置信區間為[0.016 0，0.164 6]，不包含0；當差錯管理氛圍取中值時，隱性知識共享的中介效應提高至0.113 9，95%置信區間為[0.042 9，0.200 5]，不包含0；當差錯管理氛圍取高值時，隱性知識共享的中介效應提升為0.144 6，95%置信區間為[0.052 8，0.251 2]，不包含0。無論差錯管理氛圍取低值、中值還是高值，隱性知識共享的中介效應始終正向顯著，且隨差錯管理氛圍的提高而提高，即被調節的中介效應存在，假設4得到支持。

表6 有條件的間接效應檢驗結果

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文基于實證研究得出以下結論：①領導授權賦能正向影響員工創新行為，進而使員工產生更多的創新行為。②隱性知識共享在領導授權賦能和員工創新行為間起部分中介作用，領導授權激發了員工的回饋心理，使員工更愿意共享自己的隱形知識，進而為創新提供有利條件。③差錯管理氛圍在隱性知識共享和員工創新行為之間起正向調節作用；差錯管理氛圍正向調節隱性知識共享在領導授權賦能和員工創新行為間的中介作用，即在開放包容的差錯管理氛圍下，員工更容易在被領導授權的情況下共享隱性知識，進而產生更多創新行為。

4.2 實踐啟示

本研究得出以下實踐啟示：①組織應當由集權轉向授權。領導方式對于員工的創新行為有重要影響，領導通過向員工授權賦能，使員工獲得更多的機會和資源，提高員工對組織的歸屬感和認同感，使員工表現出更多的創新行為。②營造開放的差錯管理氛圍。在創新中，差錯是無法完全規避的，因此，組織應當為員工營造積極開放的差錯管理氛圍，鼓勵員工主動對差錯進行分享、學習、思考，提升員工處理差錯的能力，不僅可以促進組織中隱性知識共享，更有助于激發員工的創新行為。③促進組織內隱性知識的共享。組織可以建立隱性知識共享獎勵機制，鼓勵擁有特殊技能和知識的員工主動和其他同事分享，從多方面調動員工共享知識的積極性，在組織內形成支持共享的氛圍。

4.3 研究局限與展望

本文雖對激發員工創新行為有重要實踐意義，但仍存在不足之處，主要體現在：①樣本容量有限。受自身能力水平和其他因素影響，本文以河南、湖北等地的企業為調研對象，樣本代表性存在一定的局限，在今后的研究中將擴大城市范圍，豐富行業類型，使研究更具代表性。②本研究的問卷均由員工本人填寫，共同方法偏差的問題不能完全避免。未來研究收集問卷可采用領導—員工配對的方式，提高研究的說服力。