顧　萍　顧建平

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真我型領(lǐng)導(dǎo)、核心自我評價(jià)對工作投入的影響*
——基于初創(chuàng)企業(yè)新生代員工的實(shí)證研究

顧萍顧建平

*本文是國家社科基金項(xiàng)目“企業(yè)家靈性資本視角下企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向及其作用機(jī)制研究”(15BGL095)和國家自然科學(xué)基金青年基金項(xiàng)目“電子化人力資源管理實(shí)踐雙層面影響因素及其實(shí)施效能：基于匹配的視角”(71502085)的階段性成果。

摘要本文基于組織行為理論來研究真我型領(lǐng)導(dǎo)、核心自我評價(jià)對新生代員工工作投入的影響。本研究使用問卷調(diào)查法，通過對10個(gè)城市45家企業(yè)的350名新生代員工的進(jìn)行兩個(gè)時(shí)點(diǎn)的調(diào)查來獲得研究數(shù)據(jù)，并采用層級回歸分析處理數(shù)據(jù)。研究結(jié)果部分驗(yàn)證了真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入有顯著的正向影響，同時(shí)，核心自我評價(jià)在真我型領(lǐng)導(dǎo)和工作投入之間起到正向調(diào)節(jié)作用。本研究結(jié)論對完善領(lǐng)導(dǎo)行為、工作投入內(nèi)容研究和指導(dǎo)企業(yè)對新生代員工工作投入管理具有一定意義。

關(guān)鍵詞真我型領(lǐng)導(dǎo)；核心自我評價(jià)；工作投入

一、引言

快樂并工作著，工作并快樂著——“樂工作，工作樂”是新生代員工的理想藍(lán)圖。Bassett認(rèn)為新生代員工是成長伴隨信息技術(shù)及互聯(lián)網(wǎng)的一代。Jenn等把“Y代”定義為出生在1977年-1994年之間的個(gè)體，包括了目前最年輕的及正在找工作的大學(xué)生①。隨著新生代員工逐漸成為勞動力市場的主力軍，新生代員工的管理問題開始不斷沖擊著企業(yè)管理環(huán)境，引發(fā)人們對80后、90后員工管理問題的探討②。真我型領(lǐng)導(dǎo)同時(shí)作為一種積極有效的領(lǐng)導(dǎo)行為，對新生代員工工作投入是否具有積極影響？目前這方面的研究還比較少，探討初創(chuàng)企業(yè)的真我型領(lǐng)導(dǎo)對新生代員工工作投入影響的則更是缺乏。另外，關(guān)于核心自我評價(jià)感與工作投入之間的關(guān)系目前理論界的研究結(jié)論也不一致，有學(xué)者把它作為中介變量，如顧遠(yuǎn)東等把它作為組織創(chuàng)新氛圍和員工工作投入之間的中介變量③；也有學(xué)者把它作為調(diào)節(jié)變量研究，如周浩和龍立榮把核心自我評價(jià)感作為真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間的調(diào)節(jié)變量④。核心自我評價(jià)感是員工自我概念的核心成分，個(gè)體的自我概念對個(gè)體的感知、思考方式及行為往往具有重要導(dǎo)向作用，所以不同的員工對同一情境的反應(yīng)并不相同⑤。因此，新生代員工的自我概念可能會調(diào)節(jié)某一情境因素對員工行為的影響過程。

本文不僅探討核心自我評價(jià)在初創(chuàng)企業(yè)的真我型領(lǐng)導(dǎo)和新生代員工工作投入之間是否起到調(diào)節(jié)作用，而且還從領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格整體性的新視角來研究核心自我評價(jià)感對工作投入的影響，同時(shí)驗(yàn)證在我國情境下真我型領(lǐng)導(dǎo)與新生代員工工作投入的關(guān)系。本研究為初創(chuàng)企業(yè)的真我型領(lǐng)導(dǎo)和新生代員工工作投入關(guān)系的研究提供新的研究視角，以期豐富和發(fā)展領(lǐng)導(dǎo)學(xué)理論和員工創(chuàng)新理論，并為提升新生代員工工作投入水平提供參考性建議。

二、理論與假設(shè)

1．真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入

真我型領(lǐng)導(dǎo)(Authentic Leadership，AL)是“一個(gè)基于積極的心理能力和高度發(fā)展的組織環(huán)境，給領(lǐng)導(dǎo)和員工帶來更好的自我認(rèn)知和更積極的自我調(diào)節(jié)行為，從而促進(jìn)積極的自我發(fā)展的過程”⑥。通常被認(rèn)為應(yīng)該具備的特質(zhì)包括：真實(shí)的自我表現(xiàn)，即真我型領(lǐng)導(dǎo)不依從他人的期望刻意偽裝，完全按照自我意志行事；具有清晰的自我意識、謙遜、不斷尋求改進(jìn)并致力于為下屬尋求福利；通過營造一種積極的道德和倫理氛圍來與下級構(gòu)建高水平的信任關(guān)系；在社會價(jià)值觀框架內(nèi)致力于組織的成功⑦。真我型領(lǐng)導(dǎo)可劃分為四個(gè)維度：(1)關(guān)系透明，指個(gè)體在處理與他人的人際關(guān)系中能做到坦率真誠；(2)內(nèi)化道德，指個(gè)體的行動與真實(shí)自我意志保持高度一致；(3)平衡處理，指個(gè)體在進(jìn)行與自我相關(guān)的信息加工處理時(shí)能做到客觀公正；(4)自我意識，指個(gè)體對自我價(jià)值、情感、動機(jī)等的直覺和感知⑧。

工作投入的概念最先由Lodahl和Kejner提出，指“發(fā)自內(nèi)心、自主投入工作的程度，可以體現(xiàn)個(gè)體的工作態(tài)度”。Kanungo則將工作投入定義為個(gè)體對當(dāng)前工作能否滿足自身需求而產(chǎn)生的一種認(rèn)知或信念狀態(tài)。Kahn從個(gè)體及工作互相結(jié)合的程度視角提出工作投入即個(gè)人與工作的融合程度，融合程度越高說明工作投入狀態(tài)越好，員工會將所有的精力都投入到自己的工作中。他們把工作投入分成生理、認(rèn)知與情緒三個(gè)維度。⑨Maslach將工作投入看成是工作倦怠的另一個(gè)極端，包含精力、卷入、效能三個(gè)維度。本文采取Schaufeli提出的概念，從快樂和激發(fā)兩個(gè)層面將工作投入定義為一種積極的、心理滿足的、與工作相關(guān)的狀態(tài)。這種工作狀態(tài)是持久的，它包括活力、奉獻(xiàn)和專注三個(gè)維度⑩。

根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論和角色榜樣理論，真我型領(lǐng)導(dǎo)的自信和才能會對下屬產(chǎn)生積極的示范作用，通過榜樣作用感染和影響下屬，引導(dǎo)員工展現(xiàn)出積極的態(tài)度和行為，主動學(xué)習(xí)工作必需的知識和技能，了解組織的政治和文化，建立與組織其他員工之間的人際關(guān)系，促進(jìn)員工的組織社會化內(nèi)容學(xué)習(xí)，而且真我型領(lǐng)導(dǎo)本身是一個(gè)的互動的過程，領(lǐng)導(dǎo)者對下屬展現(xiàn)出來的信任和信心反過來會增強(qiáng)員工對領(lǐng)導(dǎo)的信任水平，形成一種真誠、和諧的工作氛圍，促進(jìn)員工信心的提高，采取積極的工作行為；真我型領(lǐng)導(dǎo)具有令員工心悅誠服的行為特質(zhì)，能夠清晰表述未來愿景，得到員工的認(rèn)可和支持；為員工提供知識、情感等方面的支持，幫助員工挖掘潛在的才能，將員工安排到合適的崗位上去，為員工的公平發(fā)展和人際關(guān)系培養(yǎng)提供了必要的資源，有利于促進(jìn)員工更積極地投入到工作中去。綜合上述邏輯推理和國內(nèi)外研究結(jié)果，本文提出如下的假設(shè)：

H1：真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入正相關(guān)；

H1-1：關(guān)系透明與員工工作投入正相關(guān)；

H1-2：內(nèi)化道德與員工工作投入正相關(guān)；

H1-3：平衡處理與員工工作投入正相關(guān)；

H1-4：自我意識與員工工作投入正相關(guān)。

2.核心自我評價(jià)對真我型領(lǐng)導(dǎo)和工作投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

Judge等提出核心自我評價(jià)是基于自尊、控制點(diǎn)、自我效能和情緒穩(wěn)定性的基礎(chǔ)上提出的高階的人格構(gòu)念，指個(gè)體對自身的能力和價(jià)值的基本評價(jià)。我國學(xué)者杜衛(wèi)等及杜建政等先后基于中國文化背景下驗(yàn)證了核心自我評價(jià)這一單因素結(jié)構(gòu)的人格構(gòu)念的存在。很多學(xué)者開始研究它與心理健康、工作滿意度、工作績效等變量的關(guān)系。Kittinger等研究發(fā)現(xiàn)核心自我評價(jià)得分越高的人，組織認(rèn)同度也越高；且它還能由于工作滿意度的中介作用進(jìn)而提高員工的情感承諾。近年來，對核心自我評價(jià)的研究也逐漸增加。趙燕通過研究核心自我評價(jià)與工作績效二者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)它與工作績效之間呈顯著正相關(guān)。吳琛調(diào)研分析顯示核心自我評價(jià)得分越高的學(xué)生，社交活動中焦慮和抑郁程度越低，通常表現(xiàn)出更積極的情緒。

核心自我評價(jià)概念的出現(xiàn)，說明了除了組織的具體情境會作用于員工的行為，員工的個(gè)性特點(diǎn)也會對他們的工作態(tài)度和工作行為產(chǎn)生影響。尤其是新生代員工個(gè)性獨(dú)立、張揚(yáng)，自尊心強(qiáng)等特點(diǎn)都會影響他們的價(jià)值觀，進(jìn)而會影響到他們的工作表現(xiàn)。中國情境下新生代員工的工作行為更是外部環(huán)境因素與個(gè)體自身因素交互作用的表現(xiàn)。鑒于此，本文將探究核心自我評價(jià)是否會對真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入之間產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：核心自我評價(jià)在真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H2-1：核心自我評價(jià)在關(guān)系透明與員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H2-2：核心自我評價(jià)在內(nèi)化道德與員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H2-3：核心自我評價(jià)在平衡處理與員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H2-4：核心自我評價(jià)在自我意識與員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

根據(jù)上述假設(shè)，圖1清晰地呈現(xiàn)整體的模型構(gòu)建，包括兩個(gè)部分：第一個(gè)部分是真我型領(lǐng)導(dǎo)及其四個(gè)維度對新生代員工工作投入影響作用；第二個(gè)部分是核心自我評價(jià)在真我型領(lǐng)導(dǎo)及其各維度與新生代員工工作投入之間的調(diào)節(jié)作用。

圖1　本文理論模型

三、研究設(shè)計(jì)

1.研究工具

本研究中所使用的測量量表是基于研究目的的基礎(chǔ)上，采用國外成熟的量表，同時(shí)考慮到我國的研究情境，對其中的用詞進(jìn)行了一定的修訂。

(1)真我型領(lǐng)導(dǎo)。真我型領(lǐng)導(dǎo)問卷采用Walumbwa等人(2008)開發(fā)的量表，共16個(gè)題目，包含關(guān)系透明(5個(gè)題項(xiàng))、內(nèi)化道德(4個(gè)題項(xiàng))、平衡處理(3個(gè)題項(xiàng))和自我意識(4個(gè)題項(xiàng))4個(gè)維度，此量表已被國內(nèi)學(xué)者普遍使用(韓翼和楊百寅(2011),李先江(2011),郭瑋等人(2012),張蕾等人(2012),王勇和陳萬明(2013)，具有較好的信度。

(2)核心自我評價(jià)。Judge等(2003)提出12個(gè)題項(xiàng)組成的核心自我評價(jià)量表，包括6個(gè)正面描述和6個(gè)負(fù)面描述。杜建政等(2012)基于中國文化背景對Judge等編制的量表進(jìn)行翻譯和修訂，對量表是否在中國文化背景下合理進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“只要我努力，一般就會成功”和“我能決定自己生活中將要發(fā)生的事情”這兩個(gè)題項(xiàng)與西方研究不太一致，故刪除，最終形成10個(gè)題項(xiàng)的量表。本文采用這一量表(其中，有6個(gè)題項(xiàng)采用反向計(jì)分)。

(3)工作投入。Schaufeli等(2002)將工作投入定義為一種積極的、與工作相關(guān)的心理狀態(tài)，它包括活力、奉獻(xiàn)、專注三個(gè)維度。目前，Schaufeli的定義及維度劃分得到眾多學(xué)者的一致認(rèn)可，故我們也采用他的量表，共包括17個(gè)題項(xiàng)。

(4)控制變量。在參考以往研究的基礎(chǔ)上，本研究選取員工的性別、教育程度和職位作為控制變量。其中，對性別進(jìn)行虛擬變量處理，女性為“0”(146人，占41.7%)、男性為“1”(204人，占58.3%)；教育程度分為五個(gè)等級：大專以下(28人，占8.0%)、大專(含高職)(83人，占23.7%)、大學(xué)本科(188人，占53.7%)、碩士研究生(45人，占12.9%)、博士研究生(6人，占1.7%)；職位分為七個(gè)類別：生產(chǎn)技術(shù)(63人，占18.0%)、研發(fā)設(shè)計(jì)(44人，占12.6%)、管理(99人，占28.3%)、銷售(28人，占8.0%)、售后服務(wù)(4人，占1.1%)、文員文秘(49人，占14.0%)、其他(63人，占18.0%)。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)采集

本研究的調(diào)研對象主要是新創(chuàng)企業(yè)的新生代員工，主要是出生于1980年以后，1995年之前的逐步走上社會，進(jìn)入職場，并成為企業(yè)主力軍的從業(yè)群體，即“80后、90后”。他們大多個(gè)性張揚(yáng)、思想開放、追求平等、崇尚自由獨(dú)立，具有多元化價(jià)值取向，注重自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)等。采用問卷調(diào)查的方法，通過現(xiàn)場發(fā)放、郵寄和電子郵件等方式，對上海、南京、杭州、蘇州、無錫、寧波、常州、鎮(zhèn)江、溫州、南通10個(gè)城市的150家企業(yè)進(jìn)行調(diào)研。調(diào)研分兩次進(jìn)行，并且兩次調(diào)研之間間隔3-6周時(shí)間。被試者為匿名，但要求提供“出生日”，以匹配前后兩次的問卷數(shù)據(jù)。2015年6月進(jìn)行第一次調(diào)研，調(diào)研的變量為真我型領(lǐng)導(dǎo)、核心自我評價(jià)和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。2015年8月進(jìn)行第二次調(diào)研，調(diào)研變量為工作投入。第一次調(diào)研發(fā)放問卷500份，有效回收435份，回收率87%；第二輪發(fā)放問卷500份，有效回收388份，回收率77.6%。經(jīng)逐一核對匹配，最終共有363人前后兩次問卷匹配成功，刪除無效問卷之后，符合本研究的有效問卷350份。

四、實(shí)證分析

1.同源誤差及變量區(qū)分效度檢驗(yàn)

為了防止存在同源誤差(Common Method Variance，CMV)的可能性，本研究在問卷設(shè)計(jì)、調(diào)查程序等環(huán)節(jié)上對同源方差進(jìn)行了控制。首先，在問卷設(shè)計(jì)上采用匿名作答方式，在設(shè)計(jì)問卷提示語時(shí)，盡量采用中性說法，不揭露真正的研究目的、用意以及所調(diào)查的變量，藉此降低框定(frame)受訪者作答的可能性，以盡可能達(dá)到良好的心理區(qū)隔(psychological separation)；其次，為了避免在同樣的測量環(huán)境下而產(chǎn)生的同源方差問題，在調(diào)查的程序上采用兩個(gè)時(shí)點(diǎn)調(diào)查方法，即第一次調(diào)查自變量、調(diào)節(jié)變量和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量，第二次調(diào)查因變量。另外，采用哈曼單因素檢測法，對同源方差的嚴(yán)重程度進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)第一個(gè)主成分占了總方差的37.367%，并沒有占到多數(shù)，所以同源方差并不嚴(yán)重，基本不影響結(jié)論的可靠性。

本研究采用LISREL8.70軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，并采用STEIGER的研究，采用χ2/df、RMSEA、CFI和NNFI等四個(gè)擬合指標(biāo)判斷模型的擬合效果。結(jié)果顯示，三因子模型擬合優(yōu)度指標(biāo)更接近于1，擬合效果最好(見表1)，這說明本研究的三個(gè)變量之間具備良好的區(qū)分效度。

表1　驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注：JI表示工作投入；AL表示真我型領(lǐng)導(dǎo)；CSE表示核心自我評價(jià)；+代表兩個(gè)因子合成一個(gè)變量。

真我型領(lǐng)導(dǎo)采用國內(nèi)學(xué)者普遍使用的Walumbwa等人(2008)開發(fā)的量表，由關(guān)系透明、內(nèi)化道德、平衡處理和自我意識的四維度概念。采用AMOS6.0軟件對真我型領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示，CMIN/DF=1.377，RMSEA=0.043(小于0.100)，NFI、IFI、CFI和GFI分別為0.865、0.942、0.939和0.889，說明真我型領(lǐng)導(dǎo)4個(gè)維度具有較好的結(jié)構(gòu)效度。同時(shí)，為檢驗(yàn)真我型領(lǐng)導(dǎo)量表的信度，本文運(yùn)用SPSS16.0進(jìn)行信度分析，結(jié)果顯示Cronbach’s Alpha為0.856，說明真我型領(lǐng)導(dǎo)量表具有良好的信度。綜合驗(yàn)證性因子分析(CFA)結(jié)果和探索性因子分析(EFA)的因子載荷，說明真我型領(lǐng)導(dǎo)量表的效度達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求。

2.描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

本文對各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及變量之間的相關(guān)性進(jìn)行測量，分析結(jié)果如表2所示，真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入正相關(guān)(r=0.735,p<0.01)，假設(shè)1得到初步證實(shí)。

表2　相關(guān)矩陣與描述性統(tǒng)計(jì)

注：N=350,**表示P值<0.01,*表示P值<0.05(雙側(cè)檢驗(yàn))。

本研究將分析真我型領(lǐng)導(dǎo)各維度與核心自我評價(jià)、工作投入的最大值、最小值、均值等指標(biāo)，并側(cè)重對工作投入的整體狀態(tài)研究，同時(shí)為了簡化運(yùn)算分析過程，對工作投入的相關(guān)分析采用其三個(gè)維度的均值進(jìn)行處理。同時(shí)，采用Person相關(guān)分析考察真我型領(lǐng)導(dǎo)的各維度與工作投入是否存在相關(guān)關(guān)系以及在多大程度上存在相關(guān)關(guān)系。如表3所示，自變量(真我型領(lǐng)導(dǎo))的四個(gè)維度與因變量(工作投入)都在0.01顯著性水平上正相關(guān)，相對應(yīng)的Person相關(guān)系數(shù)分別為0.655、0.597、0.573和0.545，說明真我型領(lǐng)導(dǎo)的四個(gè)維度與新生代員工工作投入都存在顯著的正相關(guān)。

表3　真我型領(lǐng)導(dǎo)、核心自我評價(jià)

注：*表示P值<0.05，**表示P值<0.01。

2．回歸分析與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

Person相關(guān)分析只能說明兩個(gè)變量之間存在某種關(guān)系以及該種關(guān)系的密切程度，但不能解釋兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系，即Person相關(guān)分析無法驗(yàn)證某個(gè)變量對另一個(gè)變量具有預(yù)測作用。因此，本文采用多元回歸分析驗(yàn)證兩個(gè)變量的因果關(guān)系，即檢測真我型領(lǐng)導(dǎo)與新時(shí)代員工工作投入的因果關(guān)系以及核心自我評價(jià)在其中是否具有調(diào)節(jié)作用。

本研究采用SPSS16.0進(jìn)行逐步回歸分析，在回歸模型中逐步加入控制變量(職業(yè))和自變量(真我型領(lǐng)導(dǎo))的4個(gè)維度(關(guān)系透明、內(nèi)化道德、平衡處理和自我意識)，探索其對因變量(工作投入)影響，通過具體分析，發(fā)現(xiàn)回歸方程調(diào)整后的可決系數(shù)為0.463，可解釋模型總變異量的46.3%，同時(shí)從分析數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)F值為34.683并通過顯著性檢驗(yàn)，說明整體回歸模型是有效的。此外，真我型領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系透明、內(nèi)化道德、平衡處理、自我意識4個(gè)維度、職業(yè)以及常量進(jìn)入回歸方程后，各自回歸系數(shù)t檢驗(yàn)的顯著性系數(shù)分別為0.000、0.000、0.413、0.005、0.837和0.038，表明真我型領(lǐng)導(dǎo)的平衡處理和控制變量的職業(yè)沒有通過t值檢驗(yàn)，其他維度和常量皆通過顯著性檢驗(yàn)(如表4所示，)。其中，關(guān)系透明對員工工作投入的回歸系數(shù)為0.455，內(nèi)化道德對員工工作投入的回歸系數(shù)為0.384，自我意識對員工工作投入的回歸系數(shù)為0.331。由回歸分析說明真我型領(lǐng)導(dǎo)中的關(guān)系透明、內(nèi)化道德和自我意識這三個(gè)維度能有效地預(yù)測員工工作投入，即關(guān)系透明、內(nèi)化道德、自我意識與員工工作投入有因果關(guān)系。由此可知，假設(shè)H1-1、H1-2、H1-4得到驗(yàn)證，假設(shè)H1得到部分成立。上述回歸方程可表示為：工作投入=0.455*關(guān)系透明+0.384*內(nèi)化道德+0.331*自我意識-0.397*。

表4　真我型領(lǐng)導(dǎo)行為對員工工作投入的回歸分析(t值檢驗(yàn))

Baron和Kenny(1986)認(rèn)為調(diào)節(jié)變量能夠影響因變量和自變量的強(qiáng)弱和方向，當(dāng)自變量和調(diào)節(jié)變量均為連續(xù)變量時(shí)，可以運(yùn)用層級回歸方法檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究將自變量和調(diào)節(jié)變量帶入回歸模型之前，對自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理，減弱變量間的多重共線性，然后再將中心化后的自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行相乘并帶入回歸方程。通過獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)和單因素方差分析證實(shí)性別、受教育程度這些控制變量在員工工作投入上沒有顯著性差異，只有職位通過顯著性檢驗(yàn)，因此只將控制變量中的職位狀況引入回歸方程。具體分析步驟如下：

第一步，將控制變量職位狀況進(jìn)入回歸方程，建立模型1；

第二步，將關(guān)系透明、內(nèi)化道德、平衡處理和自我意識進(jìn)入回歸方程，建立模型2；

第三步，將調(diào)節(jié)變量核心自我評價(jià)進(jìn)入回歸方程，建立模型3；

第四步，將自變量中的關(guān)系透明、內(nèi)化道德、平衡處理和自我意識與調(diào)節(jié)變量核心自我評價(jià)的乘積項(xiàng)進(jìn)入回歸方程，建立模型4。

如果模型4中自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著，則可以說明核心自我評價(jià)具有調(diào)節(jié)作用。層次回歸的具體分析如表5所示：

由表5可知，在模型1反映了控制變量(職位)對工作投入的影響，但其回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。模型2中的關(guān)系透明、內(nèi)化道德、平衡處理和自我意識共解釋工作投入總變異量的46.5%(F=33.986)，其中關(guān)系透明對工作投入的解釋力最高(β=0.454，P<0.01)，內(nèi)化道德

表5　層級回歸分析

注：*表示P值<0.05，**表示P<0.01。

對工作投入的解釋力次之(β=0.345，P<0.01)，自我意識對工作投入的解釋力最低(β=0.274，P<0.05)。在模型3中加入調(diào)節(jié)變量核心自我評價(jià)，對工作投入的解釋力增加了7.9%(F=38.013，△R=0.079)。在模型4中加入自變量和調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)以后，模型對員工工作投入入的解釋力增加了4.4%(F=28.4638，△R=0.044)，其中關(guān)系透明與核心自我評價(jià)的乘積項(xiàng)系數(shù)為0.368，并在0.01的水平上通過顯著性顯著，說明員工核心自我評價(jià)在關(guān)系透明和員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)作用，即相對于那些核心自我評價(jià)較低的員工，領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系透明對核心自我評價(jià)較高的員工工作投入更具有積極影響，本文假設(shè)H2-1得到驗(yàn)證；模型4中的內(nèi)化道德和核心自我評價(jià)的交互項(xiàng)系數(shù)為0.235，并在0.05的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，說明核心自我評價(jià)在內(nèi)化道德和員工工作投入之間具有調(diào)節(jié)作用，即相對于核心自我評價(jià)較低的員工，上級領(lǐng)導(dǎo)的內(nèi)化道德更能提高核心自我評價(jià)較高的員工工作投入，本文假設(shè)H2-2得到驗(yàn)證；模型4中平衡處理與核心自我評價(jià)的交互項(xiàng)系數(shù)以及自我意識與核心自我評價(jià)的交互項(xiàng)系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，因此，不能證明員工核心自我評價(jià)在平衡處理與工作投入以及自我意識與工作投入之間具有調(diào)節(jié)作用，即本文假設(shè)H2-3和假設(shè)H2-4沒有得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

1．研究討論

本文在梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，構(gòu)建了理論假設(shè)模型，探討了真我型領(lǐng)導(dǎo)對新生代員工工作投入的影響，并檢驗(yàn)員工核心自我評價(jià)在真我型領(lǐng)導(dǎo)與新生代員工工作投入之間的調(diào)節(jié)作用。通過相關(guān)分析初步驗(yàn)證了真我型領(lǐng)導(dǎo)各維度與員工工作投入正相關(guān)，但在回歸分析中，平衡處理對員工工作投入的回歸系數(shù)雖為正值但未通過顯著性檢驗(yàn)，即本文假設(shè)H1-1、H1-2和H1-4得到支持，假設(shè)H1-3未得到支持。同時(shí)，通過層級回歸分析核心自我評價(jià)對真我型領(lǐng)導(dǎo)四個(gè)維度與員工工作投入的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果本文假設(shè)H2-1和H2-1成立，假設(shè)H2-3和H2-4皆不成立。因此，假設(shè)H1、H2都得到部分支持。

本文假設(shè)H1-3不成立的原因，筆者解釋為雖然平衡處理也屬于真我型領(lǐng)導(dǎo)行為，但該維度主要解釋領(lǐng)導(dǎo)在工作中處理時(shí)做到客觀公正的品格和能力，但忽視了與員工之間互動與交流，新生代員工具有較強(qiáng)的個(gè)性特征，重視上級領(lǐng)導(dǎo)與自己的互動，上級的肯定與激勵、工作上的幫助與指導(dǎo)等行為會為對新生代員工工作投入具有重要影響。本文假設(shè)H2-3、H2-4皆沒有通過顯著性檢驗(yàn)?？梢岳斫鉃槠胶馓幚砗妥晕乙庾R作為解釋上級領(lǐng)導(dǎo)自身高工作素質(zhì)、高處事能力，以及對自我價(jià)值、情感、動機(jī)等的直覺和感知的維度，包括上級領(lǐng)導(dǎo)的工作內(nèi)容幫助、職業(yè)生涯指導(dǎo)行為，作為關(guān)懷的接收方，新生代員工自然會產(chǎn)生工作投入，但這些領(lǐng)導(dǎo)行為對工作投入的影響，受核心自我評價(jià)的影響并不顯著。

2.啟示與不足

本文的研究成果對管理實(shí)踐具有一定的啟示。一方面，企業(yè)應(yīng)該注重真我領(lǐng)導(dǎo)行為的培養(yǎng)。真誠真我領(lǐng)導(dǎo)行為是與領(lǐng)導(dǎo)個(gè)人特質(zhì)相聯(lián)系的，個(gè)人歷史和關(guān)鍵性的激發(fā)事件，如成長環(huán)境、工作經(jīng)歷等是真誠領(lǐng)導(dǎo)行為發(fā)展的重要因素。管理者自身應(yīng)該不斷開發(fā)自身道德能力、自我認(rèn)知能力和平衡信息處理能力，樹立自信和樂觀的心態(tài)，與員工建立真誠透明的關(guān)系；另一方面，企業(yè)要關(guān)注員工核心自我評價(jià)的管理。初創(chuàng)企業(yè)應(yīng)該加強(qiáng)對員工的心理資本開發(fā)，通過成功的體驗(yàn)鼓勵員工建立自我效能，通過共同目標(biāo)設(shè)置開發(fā)個(gè)體希望，甚至通過心理輔導(dǎo)等方式幫助員工提升核心自我評價(jià)。

本研究的局限性及未來研究方向主要體現(xiàn)在：第一，同源偏差和共同方法偏差問題。本研究采用兩階段問卷調(diào)研的方式，對同一被試者進(jìn)行調(diào)研，雖然大大降低了同源偏差和共同方法偏差問題，不會對研究結(jié)果的解釋帶來嚴(yán)重的威脅，但依然存在一定的影響。在未來的研究中，可以采用配對樣本等方法來減少同源方差的影響。第二，取樣的局限性。本研究選取的企業(yè)都是通過大學(xué)EMBA中心、MBA中心的介紹，并未實(shí)現(xiàn)真正意義上的隨機(jī)取樣，由此也可能帶來研究結(jié)論具有一定的局限性。因此，在未來的研究中要盡可能的實(shí)現(xiàn)樣本選取的隨機(jī)性。第三，本研究雖然發(fā)現(xiàn)了核心自我評價(jià)對工作投入的影響，以及在真我型領(lǐng)導(dǎo)和工作投入之間起到調(diào)節(jié)作用，但是并沒有對核心自我評價(jià)的前因變量進(jìn)行探討，因此在未來的研究中應(yīng)該進(jìn)一步研究影響員工核心自我評價(jià)水平的因素，以及這些因素之間的差異性作用。

①Sluss D. M., Thompson B. S. Socializing the newcomer: The mediating role of leader-member exchange. Organizational Behavior and Human Decision Process, 2012, 119: 114-125.

②李燕萍、涂乙東：《組織公民行為的價(jià)值取向研究》，《管理世界》2012年第5期。

③顧遠(yuǎn)東，彭紀(jì)生：《組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響：創(chuàng)新自我效能感的中介作用》，《南開管理評論》2010年第1期。

④周浩、龍立榮：《工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能對員工創(chuàng)造力的影響》，《心理學(xué)報(bào)》2011年第8期。

⑤Leary M R, Baumeister R F. The nature and function of self-esteem: Sociometer theory， M Zanna. Advances in Experimental Social Psychology， San Diego: Academic Press, 2000: 1-62.

⑥Avolio B. J., Gardner W L, Walumbwa F O, Luthans F, & May D R. Unlocking the mask：a look at the process by which authentic leaders’ impact follower attitudes and behaviors.TheLeadershipQuarterly, 2004, 15: 801-823.

⑦Walumbwa F O, Luthans F, Avey J B, & Oke A. Authentically leading groups: The mediating role of collective psychological capital and trust.JournalofOrganizationalBehavior, 2011, 32, 4-24.

⑧Woolley L. Authentic leadership and follower development: psychological capital, positive work climate, and gender.JournalofLeadership&OrganizationalStudies, 2010, 30(11): 236-251.

⑨Gerhard et al. Socioanalytic Theory and Work Behavior: Roles of Work Values and Political Skill in Job Performance and Promotability Assessment.JournalofVocationalBehavior，2011，(78): 136-148.

⑩Walumbwa F O, Avolio B J, Gardner W L, et al. Authentic leadership: development and validation of a theory-based measure.JournalofManagement, 2008, 34(1): 226-234.

〔責(zé)任編輯：清菡〕

注：

Effects of Authentic Leadership and Core Self-evaluation on Job Involvement：

An Empirical Study Based on the New Generation Employees

GuPing&GuJianping

Abstract:This article verifies the influence of authentic leadership on the new generation employees’ job involvement and the moderation effect of core self-evaluation, which based on the organizational behavior theory. This study used questionnaires and the research data is gathered through a longitudinal survey to 350 new generation employees in 45 companies from 10 cities at two times. The empirical results from hierarchical multiple-regression partially verified that there is a significantly positively correlation between authentic leadership and job involvement, and also found that core self-evaluation moderate the effect of authentic leadership on job involvement. Research also proposed the theoretical contributions and management implications.

Key words:authentic leadership；core self-evaluation；job involvement

作者簡介顧萍，河海大學(xué)商學(xué)院博士生南京 211100；顧建平，南京師范大學(xué)商學(xué)院教授、博士南京 210093

DOI:10.15937/j.cnki.issn 1001-8263.2015.12.005

中圖分類號F272.93

文獻(xiàn)標(biāo)識碼A

文章編號1001-8263(2015)12-0034-07