王華強(qiáng)，袁 莉

魅力型領(lǐng)導(dǎo)、創(chuàng)造自我效能感與員工創(chuàng)造力

王華強(qiáng)1，2，袁 莉1

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北武漢 430073；2.長江大學(xué)管理學(xué)院，湖北荊州 430023）

文章以來自不同組織的172對主管—員工為研究對象，探討魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響及創(chuàng)造自我效能感的中介效應(yīng)。研究結(jié)果表明：魅力型領(lǐng)導(dǎo)有利于員工創(chuàng)造力的顯著提高；創(chuàng)造自我效能感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間起中介作用，即魅力型領(lǐng)導(dǎo)會激發(fā)員工的創(chuàng)造自我效能感，進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)造力的提高。文章最后討論了研究結(jié)論及研究局限。

魅力型領(lǐng)導(dǎo)；創(chuàng)造自我效能感；員工創(chuàng)造力

一、引言

到目前為止，雖然關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的研究取得了一定的研究成果，但是關(guān)于二者之間關(guān)系的研究仍然不夠全面和完整［1］，部分結(jié)論還欠缺穩(wěn)定性［2］，有學(xué)者認(rèn)為這方面的研究視角須更加豐富［3］。認(rèn)知心理學(xué)指出，個體行為的塑造受個體認(rèn)知影響，自我效能感作為個體認(rèn)知的重要部分，是個體能動性的基礎(chǔ)，人的效能信念驅(qū)動著其他一切可能的激勵因素［4］。而創(chuàng)新活動具有很大的風(fēng)險，面臨著難以想象的困難，創(chuàng)新者內(nèi)心需要有強(qiáng)烈信念才能堅持下去，毫無疑問，作為激發(fā)員工創(chuàng)新信念和內(nèi)心動力的創(chuàng)造自我效能感（creative self-efficacy）必將對員工的創(chuàng)造力產(chǎn)生較大的影響。基于此，本研究從社會認(rèn)知［4］視角選取創(chuàng)造自我效能感為中介變量，來揭示魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的內(nèi)在影響機(jī)制，為企業(yè)提升創(chuàng)新績效和鞏固競爭優(yōu)勢提供理論依據(jù)。

本研究的主要目的包括以下兩個：①在中國組織情境下，探究魅力型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間的直接關(guān)系；②基于社會認(rèn)知理論，構(gòu)建一個以創(chuàng)造自我效能感為中介變量的研究模型，并通過實證檢驗創(chuàng)造自我效能感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的中介機(jī)制。研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

二、理論回顧及假設(shè)的提出

（一）魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響

Conger&Kanungo（1998）研究指出，魅力型領(lǐng)導(dǎo)不安于現(xiàn)狀，為下屬設(shè)置易理解的目標(biāo)前景，并使下屬認(rèn)同自己的遠(yuǎn)大理想和抱負(fù)，對環(huán)境的變化非常敏感，并采取果斷措施改變現(xiàn)狀，行為不墨守成規(guī)且具有很強(qiáng)冒險精神［5］。后來的學(xué)者在Conger& Kanungo研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行深入探討，認(rèn)為魅力型領(lǐng)導(dǎo)的特質(zhì)可總結(jié)為五個方面，即愿景激勵、關(guān)心下屬、關(guān)注環(huán)境、超常行為與冒險行為［6-7］。

在競爭日趨激烈的商業(yè)環(huán)境中，企業(yè)迫切需要創(chuàng)新和改革精神的魅力型領(lǐng)袖來應(yīng)對競爭帶來的挑戰(zhàn)。Conger和Kanungo（2000）認(rèn)為魅力是一種性格現(xiàn)象，下屬易受領(lǐng)導(dǎo)魅力的影響而追隨領(lǐng)導(dǎo)，魅力型領(lǐng)導(dǎo)會對下屬產(chǎn)生積極的影響［7］。魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的促進(jìn)作用可以體現(xiàn)在五個方面：第一，魅力型領(lǐng)導(dǎo)善于運(yùn)用愿景激勵，給員工提供可識別的、富有想象力的未來遠(yuǎn)景，并且能說服員工接受領(lǐng)導(dǎo)改變現(xiàn)狀目標(biāo)。根據(jù)蒙斯目標(biāo)導(dǎo)向理論（Goal-Orientation Theory），當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)提供給員工明確而富有激情的目標(biāo)時候，員工便進(jìn)入目標(biāo)導(dǎo)向過程，從而產(chǎn)生較高的行為動機(jī)和積極心態(tài)。在領(lǐng)導(dǎo)的愿景激勵下，下屬更認(rèn)同其在組織工作中的奮斗目標(biāo)，魅力型領(lǐng)導(dǎo)的愿景激勵能提高員工潛在的創(chuàng)造力［8］。第二，魅力型領(lǐng)導(dǎo)會對下屬的需求積極響應(yīng)。根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)成員交換理論，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)對員工的需求變化敏感且予以滿足，員工就會以更積極的工作回報領(lǐng)導(dǎo)，因此，受到魅力型領(lǐng)導(dǎo)關(guān)心的下屬更愿意提高投入創(chuàng)新工作的努力程度。第三，魅力型領(lǐng)導(dǎo)時刻把握環(huán)境變化，并及時采取有效措施以應(yīng)對各種變化。根據(jù)Mintzberg經(jīng)理角色學(xué)派的觀點，領(lǐng)導(dǎo)在組織內(nèi)與組織外之間承擔(dān)信息聯(lián)絡(luò)角色，可以及時給員工傳遞外界信息與知識，提高組織適應(yīng)能力。下屬可以從領(lǐng)導(dǎo)獲取有用的組織內(nèi)外的信息與知識，從而提高員工潛在創(chuàng)造力。第四，魅力型領(lǐng)導(dǎo)為了達(dá)到組織目標(biāo)而越過組織規(guī)則與程序的超常行為，很容易引起員工的關(guān)注與學(xué)習(xí)。社會心理學(xué)家的實驗與無數(shù)生活實例表明，有支配力的人往往成為員工模仿的榜樣。下屬學(xué)會抵制制度與規(guī)范的限制，提高了員工工作的自由度，從有利于員工創(chuàng)造性想法與觀點的產(chǎn)生。第五，魅力型領(lǐng)導(dǎo)往往不滿足現(xiàn)狀，不斷采取措施尋求突破和改變。魅力型領(lǐng)導(dǎo)的冒險行為恰恰給員工傳遞了大膽行動的動力與勇氣，使得員工不再保守，有利于員工嘗試不同的想法與方法，進(jìn)而可能提高員工潛在的創(chuàng)造力。根據(jù)以上的分析，提出假設(shè)1。

H1：在控制其他因素的情況下，魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力顯著正相關(guān)。

（二）創(chuàng)造自我效能感的中介作用

Tyler和Lind研究指出，員工十分在意領(lǐng)導(dǎo)的行為以及對事件的反應(yīng)［9］，領(lǐng)導(dǎo)的行為和反應(yīng)將會對員工的自我效能感產(chǎn)生直接影響。筆者認(rèn)為，魅力型領(lǐng)導(dǎo)在與員工的互動中會通過其魅力促進(jìn)下屬創(chuàng)造自我效能感。首先，魅力型領(lǐng)導(dǎo)善于愿景激勵，讓員工深受鼓舞，從而使員工對自己的創(chuàng)新工作及組織的發(fā)展充滿信心。Tierney和Farmer研究認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)預(yù)期會激發(fā)員工的創(chuàng)造自我效能感［10-11］。其次，當(dāng)員工需求發(fā)生變化時，魅力型領(lǐng)導(dǎo)能夠很敏感地察覺出來，這就使得員工深刻體會到了領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)心與尊重，而學(xué)者的研究證實了來自領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)心與尊重有助于員工對創(chuàng)新工作信心的提升［2，10-11］。最后，魅力型領(lǐng)導(dǎo)的個人冒險行為與他們的非常規(guī)行為會導(dǎo)致下屬進(jìn)行效仿。社會學(xué)習(xí)理論表明，員工會從領(lǐng)導(dǎo)行為中學(xué)習(xí)對待風(fēng)險的態(tài)度，因此魅力型領(lǐng)導(dǎo)的行為有助于增加員工駕馭創(chuàng)新風(fēng)險的信心。GUZZO等［12］在實證研究中明確指出，魅力型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格能夠激發(fā)群體成員的信心，對員工效能感產(chǎn)生直接影響。

班杜拉認(rèn)為，創(chuàng)新工作極富有冒險性，不但需要激發(fā)員工極大的創(chuàng)造熱情，更需要持之以恒的努力，當(dāng)結(jié)果不理想時，仍然需要排除萬難，堅持創(chuàng)造性努力［4］。而創(chuàng)造自我效能感恰恰為個體創(chuàng)新提供堅定的信念和克服困難、堅持到底的勇氣［10］。Ford認(rèn)為創(chuàng)造自我效能感是個體創(chuàng)新行為的關(guān)鍵動機(jī)因素［13］。許多學(xué)者通過實證研究探討和驗證了創(chuàng)造自我效能感對個體績效及創(chuàng)造力的積極作用［14-15］。Stajkovic和Luthans的元分析［16］也揭示了自我效能感與工作績效的密切關(guān)系。Tierney和Farmer研究指出，與工作效能感相比，創(chuàng)造自我效能感更好地提升員工的績效及創(chuàng)造力［10-11］。因此，基于上述闡述，提出以下假設(shè)2-3。

H2：魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工的創(chuàng)造自我效能感顯著正相關(guān)；

H3：魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響是通過創(chuàng)造自我效能感來傳遞的，即魅力型領(lǐng)導(dǎo)通過激發(fā)員工的創(chuàng)造自我效能感來提升員工創(chuàng)造力。

三、研究方法

（一）樣本和數(shù)據(jù)收集

考慮到本文研究的重點是魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響，因此確定調(diào)研對象主要為知識型員工，在調(diào)研時主要選擇知識密集型企業(yè)。首先，通過南寧、武漢、荊州等地的工商企業(yè)聯(lián)合會收集當(dāng)?shù)馗咝录夹g(shù)企業(yè)名單和聯(lián)系方式，隨后向調(diào)查企業(yè)說明本次調(diào)查的目的、對象和方法，在獲得企業(yè)人力資源經(jīng)理或負(fù)責(zé)人的同意后，與企業(yè)密切溝通，確定調(diào)研工作的具體安排，如問卷發(fā)放的時間及地點，問卷回收要求及回收時間。本次調(diào)研的問卷發(fā)放方式有兩種：第一種方式是向企業(yè)提供調(diào)研問卷，由企業(yè)根據(jù)實際情況進(jìn)行發(fā)放，并返回問卷；第二種方式是課題組成員去現(xiàn)場發(fā)放問卷，并對數(shù)據(jù)填寫和注意事項進(jìn)行指導(dǎo)和說明。

為了避免數(shù)據(jù)的同源誤差問題，本次調(diào)研采用主管和員工配對的方式采集數(shù)據(jù)，調(diào)查包括主管版和員工版兩份問卷，主管版包括主管對下屬創(chuàng)造力的評價；員工版包括創(chuàng)造自我效能感及對上級主管的魅力型領(lǐng)導(dǎo)評價。筆者給主管和相應(yīng)的員工問卷進(jìn)行編碼，以方便進(jìn)行配對。主管收到一套配對問卷后，先填寫其中的主管問卷，然后發(fā)放配對問卷中的員工問卷給一名直接下屬填寫。問卷調(diào)查從2015年7月開始，跨時兩個半月，共發(fā)放調(diào)查問卷330套，收回253套，有效問卷172套，問卷的有效回收率為52.1%。其中，調(diào)查對象中男性較多，占72.3%，女性27.7%。調(diào)查對象以中青年為主，其中30～35歲占22.7，26～30歲占35.2%，20～25歲24.5%，而35～40歲占9.8%，41歲及以上占7.8%。教育程度上，本科占40.3%，大專占26.8%，研究生及以上占24.4%，其他占8.5%。

（二）研究工具

雖然本文的測量量表都來源于西方文獻(xiàn)，但都得到了來自大量中國數(shù)據(jù)的驗證和支持，經(jīng)過了大量學(xué)者在中國情境下的廣泛運(yùn)用和驗證，因此，本研究中的測量量表具有良好的信效度，本研究中的各量表的Cronbach’s α一致性系數(shù)均超過0.7。量表的所有題項均采用研究中比較通用的李科特五點制計分法，從1到5，如1表示完全不同意，5表示完全同意等。

（1）魅力型領(lǐng)導(dǎo)。魅力型領(lǐng)導(dǎo)的測量采用Conger，Kangungo和Menon三人在2000年開發(fā)的量表［7］，一共有二十個測量題項，包括五個測量維度：非常規(guī)行為、愿景激勵、對成員需求的敏感度、對環(huán)境的敏感度和個人冒險行為，該量表的cronbach’s α系數(shù)為信度0.87。

（2）創(chuàng)造自我效能感。創(chuàng)造自我效能感的測量采用Carmeli和Schaubroeck于2007年編制的量表［17］，共八個題項，包括自己能有創(chuàng)意地應(yīng)對挑戰(zhàn)和克服困難等題項，該量表的cronbach’s α信度系數(shù)為0.88。

（3）員工創(chuàng)造力。員工創(chuàng)造力測量量表采用Tierney，F(xiàn)armer和Graen在1999年開發(fā)的量表［18］，共有四個題項，例如，“他會以有創(chuàng)意的方式解決問題”。該量表的Cronbach’s α信度系數(shù)為0.86。

（4）控制變量。由于創(chuàng)造力可能會受到性別、年齡、受教育程度及職位工齡等人口特征變量的影響，因此，把它們列為控制變量。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

（一）變量的驗證性因子分析

通過使用軟件AMOS17.0對創(chuàng)造力、創(chuàng)造自我效能感、魅力型領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行驗證性因子分析，表1的數(shù)據(jù)表明，在所有模型中三因子模型擬合度最佳（χ2/df= 2.21，CFI=0.932，RMSEA=0.066），模型的卡方與自由度比值χ2/df最小且小于3，CFI值大于0.9，RMSEA值低于0.08。筆者還檢驗了其他兩種模型的情況：雙因子模型，是將創(chuàng)造自我效能感及創(chuàng)造力融合成一個因素；而單一因子模型是將創(chuàng)造力、魅力型領(lǐng)導(dǎo)、創(chuàng)造自我效能感融合成一個因素。表1的數(shù)據(jù)表明，相對其他兩個模型的擬合指數(shù)來說，三因子模型的擬合效果最佳。正如表1所示，數(shù)據(jù)結(jié)果支持三因子模型，即魅力型領(lǐng)導(dǎo)、創(chuàng)造自我效能感、創(chuàng)造力之間具有良好的區(qū)分效度。

表1 概念區(qū)分效度的驗證性因子分析結(jié)果

根據(jù)學(xué)者Netemeyer等人（1990）的建議［36］，本文采用了平均萃取變異量（AVE）對三個變量的區(qū)分效度進(jìn)行進(jìn)一步檢驗，如表2，各變量的AVE值處于0.58～0.66之間，大于0.5（臨界值）。由于各變量的AVE平方根均大于變量之間的相關(guān)系數(shù)，表明變量之間具有良好的區(qū)分效度。表2也顯示了所有三個變量的信度系數(shù)均大于0.7，表明具有較好的內(nèi)部一致性。

表2 各概念的信度系數(shù)和平均萃取變異量

（二）變量的多重共線性檢驗

多重共線性（Multicollinearity）是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在高度相關(guān)關(guān)系或精確相關(guān)關(guān)系而使模型估計失真或難以估計準(zhǔn)確。因此，本研究在多元回歸分析時檢驗了變量之間的多重共線性問題。運(yùn)用SPSS19.0進(jìn)行回歸分析時發(fā)現(xiàn)，檢驗多重共線性的參數(shù)方差膨脹因子VIF在各模型中自變量的VIF均不大于2，說明各變量之間的多重共線性問題并不嚴(yán)重。

（三）變量的相關(guān)分析

表3提供了本研究的人口統(tǒng)計學(xué)變量（性別、年齡、職位工齡和受教育程度）及模型中的假設(shè)變量魅力型領(lǐng)導(dǎo)、員工創(chuàng)造自我效能感和員工創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)、均值和標(biāo)準(zhǔn)差。從表2中的相關(guān)數(shù)據(jù)可以知道，魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力（r=0.22，p<0.01）之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造自我效能感（r=0.35，p<0.01）之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)造力之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.34，p<0.01），上述數(shù)據(jù)初步驗證了本文提出的假設(shè)H1、H2。

表3 描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

（四）創(chuàng)造自我效能感的中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)Baron等人［20］的建議，要驗證創(chuàng)造自我效能感所起的中介效應(yīng)，通常來說要滿足四個條件：①自變量“魅力型領(lǐng)導(dǎo)”對因變量“員工創(chuàng)造力”存在顯著影響；②自變量“魅力型領(lǐng)導(dǎo)”對中介變量“創(chuàng)造自我效能感”存在顯著影響；③中介變量“創(chuàng)造自我效能感”對因變量“創(chuàng)造力”存在顯著影響；④把自變量“魅力型領(lǐng)導(dǎo)”和中介變量“創(chuàng)造自我效能感”同時帶入回歸方程時，中介變量“創(chuàng)造自我效能感”與創(chuàng)造力的關(guān)系顯著而自變量“魅力型領(lǐng)導(dǎo)”與創(chuàng)造力的關(guān)系不顯著或減弱。

根據(jù)Baron等人提出的四個要求，表4顯示了對創(chuàng)造自我效能感進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗的過程和結(jié)果。在控制了人口統(tǒng)計學(xué)變量（性別、年齡、職位工齡、受教育程度）后，魅力型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)造力（β=0.215，P< 0.001）（模型M4）和創(chuàng)造自我效能感（β=0.352，P< 0.01）（模型M2）均有顯著影響，H1和H2得到進(jìn)一步驗證。當(dāng)帶入創(chuàng)新自我效能感（中介變量）之后（模型M5），創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)造力的影響顯著（β= 0.284，P<0.001），而魅力型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)造力的影響變?nèi)酰é?0.112，P<0.01），表明創(chuàng)造自我效能感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間起部分中介作用，H3基本得到支持。這一結(jié)論表明魅力型領(lǐng)導(dǎo)除了通過激發(fā)員工創(chuàng)造自我效能感這條途徑促進(jìn)員工的創(chuàng)造力之外，還存在別的影響途徑。

表4 創(chuàng)造自我效能感的中介效應(yīng)

五、結(jié)論與展望

（一）結(jié)論

員工的創(chuàng)新能力是企業(yè)創(chuàng)新與發(fā)展的起點，員工的創(chuàng)新思維和創(chuàng)新觀點對組織有潛在的價值，因此，激發(fā)員工創(chuàng)造力是管理者需要共同面對的重要課題。本文基于社會認(rèn)知視角探討了魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響機(jī)制，并逐一驗證了本文提出的假設(shè)。

1.領(lǐng)導(dǎo)魅力：激發(fā)員工創(chuàng)造力的又一重要因素

本文提出的假設(shè)1描述了魅力型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系。實證數(shù)據(jù)檢驗支持了假設(shè)1，說明魅力型領(lǐng)導(dǎo)顯著促進(jìn)了員工創(chuàng)造力的提高。這與過去的一些研究結(jié)論相呼應(yīng)，眾多學(xué)者研究認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是影響員工創(chuàng)造力的重要因素［1-2，21-23］，而魅力型領(lǐng)導(dǎo)有助于激發(fā)員工的創(chuàng)造激情和工作動機(jī)，能有效提高員工的創(chuàng)造力［2，24］。對于這一發(fā)現(xiàn)，筆者認(rèn)為，魅力型領(lǐng)導(dǎo)會通過關(guān)心下屬、愿景激勵、超常行為、關(guān)注環(huán)境與冒險行為［5-6］對部屬產(chǎn)生積極的影響，領(lǐng)導(dǎo)魅力有助于激發(fā)員工的創(chuàng)造力。因此，領(lǐng)導(dǎo)魅力是激發(fā)員工創(chuàng)造力的又一組織情景因素，它對員工創(chuàng)造力的提高起著推動作用。

2.創(chuàng)造自我效能感：員工創(chuàng)造力的“加油站”

盡管許多學(xué)者認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格或領(lǐng)導(dǎo)行為會影響員工的創(chuàng)造力［1-2，21-23］，但鮮有學(xué)者從創(chuàng)造自我效能感這一社會認(rèn)知視角探討魅力型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。假設(shè)3描述了創(chuàng)造自我效能感與魅力型領(lǐng)導(dǎo)及創(chuàng)造力的關(guān)系。從數(shù)據(jù)分析的結(jié)果可以看出，假設(shè)3得到了統(tǒng)計數(shù)據(jù)的很好支持，這說明創(chuàng)造自我效能感在魅力型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)造力之間起著中間傳導(dǎo)作用，也即意味著領(lǐng)導(dǎo)魅力并不對下屬的創(chuàng)造力直接產(chǎn)生影響，而是通過激發(fā)創(chuàng)造自我效能感來影響創(chuàng)造力。孫彥玲等（2012）、顧遠(yuǎn)東和彭紀(jì)生（2010）、Mathisen&Bronnick（2009）等學(xué)者的實證研究一致認(rèn)同創(chuàng)造自我效能感是一種積極因素，會給創(chuàng)新活動帶來積極效果，他們認(rèn)為創(chuàng)新信念和效能可為員工增加克服困難的信心，為創(chuàng)新行為提供動力［14-15，25］，這與本研究結(jié)論基本一致。因此，筆者認(rèn)為創(chuàng)造自我效能感是員工創(chuàng)造力的“加油站”。

（二）研究局限與未來研究展望

本研究注意了變量數(shù)據(jù)來源的多樣化，采用主管與員工配對數(shù)據(jù)，從而避免了共同方法偏差，在一定程度上提高了研究結(jié)論的可靠性，但仍然存在一些局限。首先，本研究采集的數(shù)據(jù)是方便樣本，并非隨機(jī)樣本，以后的研究建議擴(kuò)大樣本數(shù)量，選取不同行業(yè)的中高層管理者及其下屬為調(diào)研對象，提高樣本的代表性。其次，領(lǐng)導(dǎo)者的個性特征也會影響領(lǐng)導(dǎo)效能，而本研究并未在回歸分析中加入領(lǐng)導(dǎo)者個體特征作為控制變量，這使得本研究結(jié)論的穩(wěn)定性受到一定的影響。

未來的研究可以從以下幾個方面進(jìn)行：第一，關(guān)注其他領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對員工創(chuàng)造力的影響。本文只是關(guān)注了魅力型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對員工創(chuàng)造力的影響，在以后研究中，應(yīng)該多關(guān)注具有普遍性的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格如獨裁型、授權(quán)型、參與型以及指導(dǎo)型等領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。第二，關(guān)注魅力型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)造力之間的其他中介機(jī)制，如組織認(rèn)同、組織承諾等。第三，關(guān)注魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的邊界條件。魅力型領(lǐng)導(dǎo)并非“包治百病”的靈丹妙藥，其積極作用也會受到邊界條件的制約，因此，應(yīng)加強(qiáng)魅力型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力的邊界條件的研究，如員工的個體價值觀（學(xué)習(xí)導(dǎo)向價值觀、目標(biāo)導(dǎo)向價值觀等）。

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［責(zé)任編輯：歐世平］

Charismatic Leadership，Creative Self-efficacy and Employee Creativity

WANG Hua-qiang1，2，YUAN Li1
（1.School of Public Administration，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan 430073，China; 2.School of Management，Yangtze University，Jingzhou 430023，China）

Taking 172 pairs of leader-employee from different organizations as the research object，the paper explores the impact of charismatic leadership on employees’creativity and the mediating effect of creative self-efficacy.The results show that:Charismatic leadership improves employees’creativity significantly；Creative self-efficacy mediates the relationship be?tween charismatic leadership and employees’creativity，namely charismatic leadership can inspire employees’creative self-efficacy and thus improve employees’creativity.Finally，this paper discusses the conclusions and limitations of the study.

charismatic leadership；creative self-efficacy；employee creativity

F272.9

A

1007-5097（2016）12-0143-05

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.12.022

2016-06-19

中南財經(jīng)政法大學(xué)研創(chuàng)課題（2015B1205）

王華強(qiáng)（1979-），男，江西豐城人，講師，博士研究生，研究方向：人力資源管理；

袁莉（1983-），女，河南商丘人，博士研究生，研究方向：勞動經(jīng)濟(jì)，人力資源管理。