史烽 安迪 蔡翔

（桂林電子科技大學商學院, 桂林 541004）

1 引言

在技術進步不斷加快和市場競爭日趨激烈的今天, 全球創(chuàng)新競爭已呈現(xiàn)白熱化、多極化的特征, 創(chuàng)新日益成為企業(yè)生存發(fā)展的驅動力。組織競爭成敗不僅需要硬資源的支持, 更需要充分開發(fā)利用軟資源, 即員工的創(chuàng)新行為, 以更有效地為組織贏取競爭優(yōu)勢（Sacramento, Fay, & West,2013）。正因如此, 如何激發(fā)員工產生創(chuàng)新行為（Employee's Innovative Behavior）成為“創(chuàng)新密集”時代的首要研究熱點,員工創(chuàng)新行為是指能夠產生新想法并努力付諸于實施進而提高組織效率的角色外行為（Scott & Bruce, 1994）。

鑒于員工創(chuàng)新是建設創(chuàng)新驅動型組織的關鍵過程, 不少研究探究了員工創(chuàng)新行為的影響因素, 如個體因素、領導因素（張惠琴, 侯艷君, 2017）和工作特征（丁剛, 李琿, 2016）。其中, 領導者作為組織和員工的重要橋梁, 其領導行為可通過日常工作互動交流激發(fā)員工創(chuàng)新行為,已有研究表明領導者對員工潛在創(chuàng)新能力的開發(fā)效果通常優(yōu)于企業(yè)定期的培訓、開發(fā)項目（Sun, Pan, & Chow,2014）。例如, Zhang和Bartol（2010）發(fā)現(xiàn)授權型領導（Empowering Leadership）可通過心理授權（Psychological Empowerment）和內在動機（Intrinsic Motivation）促進員工創(chuàng)造力; 馮彩玲（2017）證實了差異化變革型領導（Differentiated Transformational Leadership）對跨層次員工創(chuàng)新行為有積極影響, 以及差異化變革型領導和組織創(chuàng)新氛圍（Organizational Innovative Climate）對員工創(chuàng)新行為的交互作用。然而, 以上研究主要聚焦于授權員工和目標設置的領導方式及其對員工創(chuàng)新的影響, 而忽視一些與員工個性化職業(yè)發(fā)展的相關影響因素。由于不同的員工個體對企業(yè)環(huán)境的適應程度不同, 前瞻性企業(yè)開始意識到有必要推崇具有“因材施教”特征的教練型領導（Coaching Leadership）, 以幫助員工更好地適應競爭日趨激烈的多元化環(huán)境。

教練型領導作為一種誕生于動態(tài)化組織環(huán)境的新興領導方式, 因其在引導員工、改善員工心智模式和實現(xiàn)組織雙贏方面發(fā)揮獨特優(yōu)勢, 已成為新經濟管理情境下學業(yè)兩界關注的焦點（王雁飛, 張靜茹, 林星馳, 周良海, 朱瑜,2016）。盡管已有研究證實, 教練型領導有效預測員工自我效能感（Pousa & Mathieu, 2015）、角色內行為（Huang& Hsieh, 2015）和團隊績效（Buljacsamardzic & Woerkom,2015）等, 然而仍然缺乏教練型領導與員工創(chuàng)新行為的實證研究。此外, 在我國高權力距離的文化背景下, 員工與上級領導者多保持“上尊下卑”的角色關系, 領導的教練行為未必能得到員工認可, 員工甚至懷疑領導的教練行為是否真誠, 教練型領導在高權力距離文化背景的中國能否真正發(fā)揮領導效能值得商榷。由此, 為響應王雁飛等（2016）的研究展望, 本研究試圖在中國情境下探究教練型領導對員工創(chuàng)新行為的影響, 尤其是挖掘兩者關系的中介機制和邊界條件。

在中介機制方面, 本研究順應積極組織行為學思潮, 聚焦于員工心理資本（Psychological Capital）。心理資本能讓員工在創(chuàng)新過程中維持良好的心理能力與心理狀態(tài)（Luthans, 2002）。根據(jù)社會信息加工理論（Social Information Processing Theory）, 領導者及其特質、行為風格等都可視為員工獲取不同線索的信息源（Salancik& Pfeffer, 1978）, 教練型領導也不例外。教練型領導針對不同員工的實際情況, 為其傳遞解決問題的關鍵信息,引導員工挖掘自身潛能、改善心智和應用所長（王雁飛等, 2016）, 塑造員工的心理資本; 同時心理資本能夠為員工創(chuàng)新行為提供源源不斷的內部能量, 激發(fā)員工產生創(chuàng)新行為。例如, 王雁飛, 梅潔和朱瑜（2017）證實了心理資本對員工創(chuàng)新行為的正向促進作用, 還進一步揭示了心理資本可在組織支持感的調節(jié)作用下通過心理安全感的中介作用間接正向影響員工創(chuàng)新行為。因此, 本研究擬依據(jù)社會信息加工理論, 通過社會信息源（教練型領導）—信息加工、處理（個體心理感知）—反應階段（行為實施）這一作用路徑探討員工心理資本在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。其次, 中國有句俗語“巧婦難為無米之炊”, 在我國差序格局的社會關系中員工即使擁有高智商, 若缺乏一定情商即情緒智力（Emotional Intelligence）作為基礎, 很難在不確定性和風險性的環(huán)境中產生對企業(yè)有益的創(chuàng)新成果。根據(jù)資源保存理論（Conservation of Resources Theory）, 個體特征會影響個體對資源的短缺反應和擁有量（Halbesleben, Neveu,Paustianunderdahl, & Westman, 2014）。情緒智力高的員工在保留自身已有資源的基礎上, 在與領導互動交流的過程中傾向從外界（教練型領導者）獲取更多資源, 為創(chuàng)新性活動奠定資源基礎?；诖? 本研究預期員工情緒智力作為一種個體資源在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間起正向調節(jié)作用。通過對情緒智力調節(jié)作用的探討, 本研究擬響應近來學者的號召，檢驗教練型領導效應的邊界條件（王雁飛等, 2016; Ozduran & Tanova, 2017）。

基于以上分析, 本研究基于社會信息加工理論和資源保存理論, 試圖從領導特征和個體特征交互作用視角出發(fā),引入心理資本為中介變量、情緒智力為調節(jié)變量, 探究教練型領導對員工創(chuàng)新行為的影響及其內在“黑箱”機制和權變條件, 為以后企業(yè)創(chuàng)新管理提供一定的實踐指導。

2 理論與假設

2.1 教練型領導

教練作為一種技術或培訓方法引入企業(yè)管理領域始于上世紀90年代。教練技術最初用于提高企業(yè)管理層效能以滿足客戶和組織的動態(tài)需求（Ely et al., 2010）, 后來用于完善員工心智模式和幫助員工成長進步, 并逐步發(fā)展成為一種領導方式, 教練型領導由此應運而生（Turner &Mccarthy, 2015）。早期研究將教練型領導定義為一種提高員工學習、工作相關能力和績效的管理實踐（ Peterson &Hicks, 1996; Ellinger & Bostrom, 1999）。其后研究則更多關注教練型領導的內涵和構成要素, 如Kim（2014）認為教練型領導是一種組織中經常存在的實踐, 包括一對一互動、反饋與信息分享、提高學習能力、開放溝通、鼓勵合作及績效提升等要素。在中國情境下, 具有代表性的是王雁飛等（2016）人的觀點, 他們認為教練型領導是一種使用啟發(fā)、誘導和鼓勵的方式, 改善員工心智模式、挖掘員工潛能并實現(xiàn)組織與員工共同發(fā)展的領導方式。雖然學界迄今仍未對教練型領導的內涵達成一致, 但在構成要素方面存在一些共同之處, 如強調良好的互動溝通、進行啟蒙引導和關注員工能力提升。據(jù)此, 本研究認為教練型領導是一種以領導者為主體、以員工為中心、以互動溝通和鼓勵支持為手段、以改善員工心智模式為目標的一種“量體裁衣”式領導模式（Ladegard & Gjerde, 2014）, 結構要素主要包括授權、互動溝通、鼓勵啟發(fā)、支持和幫助員工發(fā)展四個方面（Kim, 2014; Anderson, 2013）

與授權型領導相比, 教練型領導更關注員工心智模式的改善, 主張從員工職業(yè)發(fā)展的角度施行授權, 幫助員工和組織實現(xiàn)長遠目標。與包容型領導（Inclusive Leadership）相比, 教練型領導更強調針對不同差異化的員工采取鼓勵與啟發(fā)的方式, 為其提供實質性的資源支持以促進員工職業(yè)發(fā)展。與謙卑型領導（Humble Leadership）相比, 雖然兩者都重視員工發(fā)展, 但教練型領導更強調領導者的指導和支持角色, 通過為員工提供及時反饋和資源支持, 實現(xiàn)員工和組織雙贏。綜上, 與組織行為學這些領導風格相比, 教練型領導有其獨特內涵與意義。

現(xiàn)有關于教練型領導的研究主要集中在兩方面, 一是從個體、團隊和社會層面研究教練型領導的影響因素, 如Anderson（2013）發(fā)現(xiàn)人口統(tǒng)計變量對教練型領導沒有顯著影響, 職業(yè)自我效能感能有效預測教練型領導。二是從個體心理品質（Pousa & Mathieu, 2015）、工作態(tài)度（Moen& Federici, 2012）、行為績效（Ozduran & Tanova, 2017）和團隊績效（Buljacsamardzic & Woerkom, 2015）等方面探究教練型領導與其結果變量之間的影響機制。整體看,教練型領導與創(chuàng)新行為之間的“黑箱機制”和邊界條件缺乏系統(tǒng)研究, 有待深入拓展。

2.2 教練型領導與員工創(chuàng)新行為

目前, 學界通常采用活動階段模型, 從過程角度定義創(chuàng)新行為。Scott和Bruce（1994）提出, 員工創(chuàng)新行為由問題確立及構想方案產生、尋求解決方案支持和執(zhí)行構想三個階段構成, 這是一個包含創(chuàng)意產生、創(chuàng)意提升和創(chuàng)意執(zhí)行的非連續(xù)性復雜過程和非離散化的順序進程, 個體可隨時參與其創(chuàng)新過程。此外, 員工創(chuàng)新行為是一種不被組織正式獎勵系統(tǒng)識別的角色外行為, 利于提高工作績效和組織效能, 與員工的創(chuàng)新自我效能感、內在動機及領導者的支持和信任密切相關（顧遠東, 彭紀生, 2011）。

社會信息加工理論指出, 具有社會屬性的個體在行為實施前不僅受自身因素的影響, 還會因外部環(huán)境各種信息的刺激改變自己的感知、態(tài)度和行為。個體并非接受社會環(huán)境提供的所有信息, 而是根據(jù)自己的認知能力和目標需求選擇性解讀特定信息（Salancik & Pfeffer, 1978）。在工作情景中, 領導者是員工獲取社會線索的主要信息源, 員工創(chuàng)新行為與其內部動機因素和外部激勵氛圍息息相關,領導行為是影響員工態(tài)度和行為的關鍵變量（Liu, Liao, &Loi, 2012）。教練型領導主要有四個特征: 首先, 教練型領導強調授權員工, 當員工獲得領導者對他們信任與支持的信息時, 會更自信地在自己權力行使范圍內做出積極明智的決策, 有效激發(fā)自身創(chuàng)造動機（Zhang & Zhou, 2014）;其次, 教練型領導與員工進行積極互動和開放溝通, 利于營造一個相互促進的雙向溝通氛圍（Ely et al., 2010）。在此互動過程, 領導者會根據(jù)員工的實際情況為其設置合理目標和個性化指導方案, 員工將領導者表現(xiàn)出的情感、特質和言行作為信息線索, 根據(jù)自身需求對信息進行選擇性加工和處理, 改善自己心智模式并激發(fā)創(chuàng)新行為; 再者,教練型領導善于鼓勵和啟發(fā)員工, 通過案例分析和提問等方式引導員工認清問題本質, 并非直接告知解決問題的方法, 激發(fā)員工看待創(chuàng)新行為的積極情感（Moen & Federici,2012）; 最后, 教練型領導根據(jù)員工的職業(yè)發(fā)展提供有效的關鍵資源支持（Ely et al., 2010）, 降低員工在創(chuàng)新過程可能面臨的挑戰(zhàn)性與風險性, 促使員工敢于打破常規(guī)思維并嘗試新的不確定想法, 提高解決問題的自我效能感?；谝陨戏治? 本研究提出以下假設:

H1: 教練型領導對員工創(chuàng)新行為有積極促進作用。

2.3 心理資本的中介作用

廣泛的心理資本定義是指一種對個體態(tài)度、行為和發(fā)展產生影響的積極心理狀態(tài)與心理能力, 具有習得性而非穩(wěn)定不可變, 可通過正向培訓、外在有效干預、他人指導等方式得以開發(fā)與利用的一種積極心理資源, 主要包括自我效能、樂觀、希望和韌性四個維度（Luthans,Youssef, & Avolio, 2007）。仲理峰、王震、李梅和李超平（2013）研究證實, 心理資本作為一種積極的心理資源能促進個體產生積極行為, 如心理資本助于個體做出創(chuàng)新行為和組織公民行為（Organizational Citizenship Behavior）等利于組織發(fā)展的積極行為。高自我效能的員工擁有高志向和高抱負, 善于利用所有條件爭取更多資源, 充滿信心地積極面對挑戰(zhàn)性工作; 對自己充滿希望的員工不會對目標輕易放棄, 即便身處逆境往往也能權變決策適應動態(tài)性的環(huán)境變化, 想出更多創(chuàng)新想法進而解決問題（仲理峰,2007）; 持有樂觀心態(tài)的員工傾向保持樂觀向上的心態(tài)看待現(xiàn)實, 對行為結果有積極預期; 高韌性的員工在困難挫折前堅持不懈, 激發(fā)潛在動力完成創(chuàng)造性工作。相應的,Sweetman, Luthans, Avey和Luthans（2011）研究發(fā)現(xiàn)心理資本及其四個維度均與創(chuàng)造力正相關。

創(chuàng)新過程的風險性和復雜性要求個體具備堅定的心智、自我效能和韌性等積極心理要素。依據(jù)社會信息加工理論模型可知, 員工會選擇性解讀領導者傳遞的信息, 利用獲得的信息構建和解釋事件（Salancik & Pfeffer, 1978）。在組織環(huán)境中, 教練型領導通過態(tài)度、情感和行為向員工傳遞鼓勵、信任與支持的信號, 為其提供情感、認知與道德援助, 激發(fā)員工自主性和能動性, 啟迪員工開發(fā)心智, 提高自我效能。研究發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)新自我效能感在包容型領導與團隊績效二者之間具有中介作用（方陽春, 2014）。自我效能越高的員工, 越可能承擔風險并敢于嘗試挑戰(zhàn)性任務,從而產生創(chuàng)新行為（Gong, Huang, & Farh, 2009）。不僅如此, 當員工面臨困境和失敗時, 教練型領導及時和下屬進行互動交流, 對下屬的想法給予反饋并提供改進績效的建議, 不僅提高員工韌性和自信, 還幫助員工創(chuàng)造性解決問題。此外, 教練型領導關注員工職業(yè)發(fā)展, 不僅在技能方面為下屬提供關鍵技術指導和資源支持, 更鼓勵他們對未來發(fā)展充滿希望。再者, 教練型領導根據(jù)員工個體化差異為其設計個性化的激勵啟發(fā)方式, 傳遞樂觀主義信號, 心態(tài)樂觀的員工傾向將困難挫折積極歸因, 并對新問題產生創(chuàng)新性的積極情感。綜合以上分析, 根據(jù)社會信息加工理論得知, 心理資本的習得性源于個體對外部環(huán)境信息的感知、加工和處理。教練型領導作為直接激發(fā)員工內在動機信念的近端因素, 有效提升心理資本并促進員工產生持久性的創(chuàng)新行為。

雖Pousa和Mathieu（2015）研究發(fā)現(xiàn), 教練型領導對員工的自我效能和行為績效有顯著正向影響, 但沒有文獻直接考察教練型領導如何通過理資本的中介作用間接影響員工創(chuàng)新行為。此外, Pitichat, Reichard, Kea-Edwards,Middleton和Norman（2017）指出未來文獻應多研究積極領導行為與心理資本的關系, 如教練型領導。綜上, 本研究提出如下假設:

H2: 教練型領導對心理資本有積極促進作用。

H3: 心理資本與員工創(chuàng)新行為正相關。

H4: 心理資本在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間具有中介作用。

2.4 情緒智力的調節(jié)作用

Salvey和Mayer最先提出情緒智力的概念, 認為其能夠評估并調整自己和他人情緒, 同時自身行為思想能夠被情感引導, 主要包括自我情緒感知（Self-emotion Perception）、 他 人 情 緒 評 價（Emotion Evaluation of Others）、情緒控制（Emotional Control）和情緒利用（Emotion Utilization）（Mayer & Salovey, 1997）。在如今競爭激烈的組織環(huán)境中, 存在許多與情緒智力密切相關的理性及非理性行為, 員工情緒與其創(chuàng)新行為是一種交互作用過程, 即創(chuàng)新行為的產生過程既被情感體驗過程塑造, 同時又能構成復雜情感認知體驗。在組織情景中, 個體情緒智力的作用通常優(yōu)于其專業(yè)技能和認知能力, 情緒智力與創(chuàng)造力正向預測員工的工作承諾與組織績效（Vasudevan, 2013）,由此可以看出, 情緒智力利于員工創(chuàng)新行為的產生。現(xiàn)階段關于情緒智力的研究多聚焦于教育和心理領域, 缺乏其在組織管理領域的探討。Jafri, Dem和Choden（2016）研究表明, 最近情緒智力在企業(yè)選拔員工和培訓員工方面已作為重要的參考因素被廣泛應用。同時, Ashraf和Khan（2014）研究發(fā)現(xiàn)情緒智力可作為調節(jié)行為表現(xiàn)和外界刺激的個體差異變量。

根據(jù)資源保存理論的增值螺旋（Gain Spiral）效應,個體擁有的資源越多, 擴大資源增量的動機和能力越強（曹霞, 瞿皎姣, 2014）。Hobfoll（1989）指出, 每個個體特征都屬于自己獨特的價值資源, 情緒智力屬于個體特質的一部分, 由此推知情緒智力是一種個體資源。教練型領導的本質為一個社會互動、溝通交流的情感過程, 引導個體發(fā)現(xiàn)外在可能, 開發(fā)內在潛能, 通過“提問”方式向員工傳遞相應引導啟發(fā)性信息資源, 創(chuàng)造共享情感體驗, 營造創(chuàng)新性的環(huán)境氛圍, 開發(fā)員工心智模式（Hagen & Aguilar,2012）。員工情緒智力越高, 發(fā)現(xiàn)、識別和獲取教練型領導提供條件性資源的能力越強, 越能充分利用現(xiàn)有資源促進創(chuàng)新行為的產生。教練型領導表現(xiàn)出來的共同互動、開放溝通和信息分享與反饋等領導行為傳遞了對員工的支持與幫助（Kim, 2014）。高情緒智力的員工具備準確感知和評估情緒線索的信息獲取優(yōu)勢, 敏銳感知領導者對自身改善心智模式的引導和資源支持, 并將該資源視為工作的內在動力, 增強對組織的情感信賴, 積極展示自身價值表現(xiàn)出更多組織期望的創(chuàng)新行為。反之, 對于情緒智力較低的員工來說, 把控自己及識別他人的情緒較弱, 難以感知教練型領導的鼓勵引導意圖, 同時會因自身情緒表達能力不強、不能及時識別他人情緒、不易得到同事及領導的認可等原因難以提高自我效能感, 削弱內在工作動機并放大消極影響。綜上, 本研究提出假設如下:

H5: 情緒智力正向調節(jié)教練型領導對員工創(chuàng)新行為的影響，即員工的情緒智力越高，教練型領導對員工創(chuàng)新行為的促進作用越顯著。

從資源保存理論可以看出, 個體為適應多元動態(tài)化的競爭環(huán)境, 增加資源存量、培育增值螺旋已成為提高個體核心競爭力的主流趨勢（曹霞, 瞿皎姣, 2014）。本研究認為,雖然教練型領導能根據(jù)員工的具體情況采取個性化的互動溝通和資源支持, 但由于員工的情緒智力不同, 對領導者傳遞的信息感知不同, 在心理資本方面也會存在差異, 進而間接影響創(chuàng)新行為。具體來說, 情緒智力高的員工感知到教練型領導的鼓勵和啟發(fā)后, 傾向利用機會創(chuàng)造盈余資源, 產生更強的自我效能并保持樂觀心態(tài), 激發(fā)創(chuàng)新行為的產生。換言之, 在工作過程中, 員工心理資本作為一種有價值性的個體心理資源, 情緒智力高的員工會努力保護和爭取更多的心理資源, 降低出現(xiàn)喪失螺旋（Loss Spiral）的可能以彌補資源損耗, 促進心理資本對員工創(chuàng)新行為的積極影響; 同時, 高情緒智力的員工根據(jù)所處組織環(huán)境的變化設定合理目標, 借鑒以往工作經驗保持積極樂觀的信念, 充滿希望地展現(xiàn)自我價值, 推動創(chuàng)新行為的產生與創(chuàng)新項目的實施。由此提出假設如下:

H6: 情緒智力正向調節(jié)教練型領導與心理資本之間的關系，即員工的情緒智力越高，教練型領導對心理資本的正向作用越強。

綜合前文理論推導與假設, 本研究提出一個被調節(jié)的中介模型, 如圖1所示。在此模型中, 教練型領導對員工創(chuàng)新行為有積極影響, 心理資本在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間具有中介作用, 情緒智力在以上關系中均具有調節(jié)效應。其中, 此調節(jié)效應由情緒智力對主效應（教練型領導－員工創(chuàng)新行為）及對第一個階段中介作用（教練型領導－心理資本）的調節(jié)作用共同產生。由此, 本研究提出假設如下:

H7: 情緒智力正向調節(jié)心理資本在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。

圖1 理論框架

3 研究方法

3.1 研究對象與數(shù)據(jù)收集

本研究采用問卷星軟件進行數(shù)據(jù)收集, 被試來自全國21個省市的企業(yè)員工。首先, 在問卷收集前, 提前與各企業(yè)領導及人力資源管理部門聯(lián)系并獲得相應支持; 其次,通過各部門負責人的號召在其工作群或非正式組織群發(fā)送問卷鏈接, 請員工認真配合填寫問卷。每個變量問卷填寫前均設置指導語, 以提高問卷有效性。本研究收集調查問卷300份, 初步篩選剔除無效問卷后得有效問卷256份,問卷有效率為85.33%。其中, 男性124人（48.44%）, 女性132人（51.56%）, 平均年齡為32.41歲（SD = 4.92）,平均任職年限為3.46（SD = 4.51）, 本科及以上學歷185人（72.27%）, 基層管理人員及以上63人（24.61%）, 一般員工193人（75.39%）。

3.2 測量工具

本研究采用“翻譯-回譯”程序將英文量表翻譯成中文,并對量表內容作了適當調整, 以提供測量的信效度。

教練型領導: 采用 Anderson（2013）開發(fā)的單維度量表, 使用Likert 5點量表進行測量, 共12個題項, 例題如“我的上司傾向于向我提問, 而不是直接給出解決方法”。本研究中該量表的Cronbach'α 系數(shù)為0.80。

表1 驗證性因素分析結果

表2 研究變量的描述性統(tǒng)計與相關系數(shù)

心理資本: 采用Luthans, Norman, Avolio和Avey（2008）編制的四維度（自我效能、希望、樂觀和韌性）量表, 使用Likert 6級量表, 共24個題項, 如“與管理層開會時,在陳述自己工作范圍之內的事情方面我很自信”。本研究中量表總體的Cronbach'α 系數(shù)為0.90。

情緒智力: 采用Law, Wong和Song（2004）編制的情緒智力量表, 包括四個維度: 自我情緒感知、他人情緒評價、情緒控制和情緒利用。該量表共16個題項, 用Likert 5點量表進行測量。例題如“我能控制自己的情緒并且理性的面對困難”。在本研究中, 該量表總體的Cronbach'α系數(shù)為0.87。

員工創(chuàng)新行為: 采用黃志凱（2004）根據(jù)中國文化開發(fā)的量表, 從創(chuàng)意產生和創(chuàng)意執(zhí)行兩個方面進行測量, 使用Likert 5點量表, 共12個題項, 每個維度均為6個題,例題如“我針對問題提出構想或解決方式”。本研究中該量表總體的 Cronbach'α 系數(shù)為 0.87。

控制變量: 參考以往研究, 個體因素是員工創(chuàng)新行為的重要影響因素之一（Jafri et al., 2016）。因此, 本研究選取性別、學歷、年齡、工作年限等變量為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)分析技術

本研究使用SPSS23.0對收集數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計、回歸分析及相關性分析, 用AMOS24.0軟件進行驗證性因素分析。根據(jù)Baron和Kenny（1986）的三步驟法和重抽樣自助法（采用PROCESS程序）驗證中介效應; 采用層次回歸法和Aiken和West（1994）的建議程序, 繪制調節(jié)效應交互圖, 對調節(jié)效應進行檢驗; 根據(jù)Edwards和Lambert（2007）的建議, 用Bootstrap反復抽樣2000次,檢驗被調節(jié)的中介效應是否存在。

4 研究結果

4.1 區(qū)分效度檢驗與共同方法偏差檢驗

為檢驗所有變量的區(qū)分效度, 本研究對教練型領導、心理資本、情緒智力和員工創(chuàng)新行為四個變量進行驗證性因素分析。結果如表1所示, 與其他三個競爭模型相比,四因子模型的擬合指數(shù)優(yōu)于其他嵌套模型的擬合結果。

因調查問卷所有變量數(shù)據(jù)通過員工自我報告方式獲得, 易出現(xiàn)同源偏差問題。為此, 本研究利用Harman單因素檢驗法（Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）,將問卷所有題項一起做因子分析, 在特征值大于1并未做旋轉時得到第一個主成分載荷量為25.48%, 低于最高標準40%。表明本研究的同源誤差在可接受范圍內, 不會對分析結果產生較大影響。

4.2 描述性統(tǒng)計與相關分析結果

各變量均值、標準差及相關系數(shù)矩陣見表2。教練型領導與員工創(chuàng)新行為顯著正相關（r= 0.57,р＜ 0.01）, 與心理資本顯著正相關（r= 0.58,р＜ 0.01）。同時, 心理資本與員工創(chuàng)新行為顯著正相關（r= 0.74,р＜ 0.01）, 情緒智力與員工創(chuàng)新行為顯著正相關（r= 0.65,р＜ 0.01）, 與心理資本顯著正相關（r= 0.72,р＜ 0.01）。上述結果與理論預期相符, 為后續(xù)假設檢驗提供初步支持。

4.3 假設檢驗結果

第一, 檢驗主效應。如表3所示, 在控制性別、年齡、學歷和任職年限后, 模型1顯示, 教練型領導對員工創(chuàng)新行為有正向作用（b= 0.51,р＜ 0.001）, H1得到支持。

第二, 檢驗中介效應。根據(jù)Baron和Kenny（1986）的檢驗步驟: 第一步, 檢驗自變量（教練型領導）對因變量（員工創(chuàng)新行為）是否存在顯著影響, H1已驗證成立。第二步, 檢驗自變量（教練型領導）對中介變量（心理資本）是否存在顯著影響。模型7顯示, 教練型領導與心理資本正相關（b= 0.55,р＜ 0.001）, H2得到支持。第三步,檢驗自變量（教練型領導）和中介變量（心理資本）對因變量（員工創(chuàng)新行為）的影響。模型2發(fā)現(xiàn)心理資本顯著正向影響員工創(chuàng)新行為（b= 0.69,р＜ 0.001）, H3 得到支持。將教練型領導、心理資本和員工創(chuàng)新行為同時加入回歸方程后, 模型3發(fā)現(xiàn)教練型領導對員工創(chuàng)新行為的影響減弱（b= 0.19,р＜ 0.01）, 而心理資本對員工創(chuàng)新行為的影響仍然非常顯著（b= 0.58,р＜ 0.001）。此外, 使用重抽樣自助法得知心理資本部分中介了教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的關系（間接效應 = 0.37, CI95% = 0.28, 0.48, 抽樣數(shù) =2000）, H4得到支持。

圖2 情緒智力在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的調節(jié)作用

第三, 調節(jié)效應檢驗。首先, 如表3所示在控制員工特征變量之后, 以員工創(chuàng)新行為作為因變量, 加入教練型領導和情緒智力的交互項乘積, 模型5顯示, 情緒智力在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間有調節(jié)作用（b= 0.13,р＜ 0.05）。根據(jù)Aiken和West（1994）的研究, 繪制調節(jié)效應關系圖如圖2所示, 對于高情緒智力的員工, 教練型領導對員工創(chuàng)新行為的影響更強, 反之低情緒智力積極作用效果較弱。由此, H5得到支持。同理檢驗H6, 模型9顯示教練型領導和情緒智力的交互項對員工心理資本有顯著正向影響（b= 0.18,р＜ 0.05）, 結合圖3情緒智力在教練型領導和員工心理資本之間的調節(jié)效應圖, H6得到支持。

第四, 被調節(jié)的中介效應檢驗。本次檢驗根據(jù)Edwards和Lambert（2007）的建議, 用Bootstrap反復抽樣2000次, 檢驗不同條件下情緒智力的間接效應。結果如表4所示, 當心理資本為中介變量時, 高低情緒智力組間的間接效應表現(xiàn)出顯著差異。對于低情緒智力員工來說,教練型領導通過心理資本的中介作用對員工創(chuàng)新行為形成的影響顯著（b= 0.12,SE= 0.05）, 95%的置信區(qū)間為[0.02,0.23]; 對于高情緒智力的員工而言, 教練型領導通過心理資本對員工創(chuàng)新行為的間接效應更強（b= 0.21,SE= 0.04）,95%的置信區(qū)間為[0.12, 0.31]。這說明員工的情緒智力越高, 心理資本在教練型領導和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用越強, 由此H7得到支持。

表4 被調節(jié)的中介效應結果

圖3 情緒智力在教練型領導與心理資本之間的調節(jié)作用

5 討論

教練型領導作為組織行為學領域一種能夠改善員工心智的新興領導風格, 其與員工創(chuàng)新行為的關系研究在近年來已備受社會各界關注, 但學界對其二者之間中介機制和權變條件的探討還不充分（朱瑜, 呂陽, 王雁飛, 王麗璇, 2018）。主要表現(xiàn)為: 現(xiàn)有研究多聚焦教練型領導的主效應, 缺乏對其完整作用機理的探討, 如教練型領導是否可通過中介機制間接影響結果變量及其邊界條件（王雁飛等, 2016）。由此, 本研究試圖從社會信息加工理論和資源保存理論視角出發(fā), 構建一個被調節(jié)的中介模型, 探討心理資本和情緒智力在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的效應機理, 以期對后續(xù)理論研究與企業(yè)實踐管理做出一定貢獻。

5.1 理論意義

第一, 本研究在一定程度上豐富了學界對教練型領導和員工創(chuàng)新行為的認識。員工創(chuàng)新作為企業(yè)微觀層面上的競爭基石, 備受學業(yè)兩界的關注與探索, 雖已有研究以創(chuàng)新理論（羅瑾璉, 趙莉, 鐘競, 2016）和社會交換理論（石冠峰, 毛舒婷, 王坤, 2017）為理論支撐, 探究不同領導風格（如雙元領導和幽默型領導）對員工創(chuàng)新行為影響, 但仍缺乏中國情境下教練型領導與員工創(chuàng)新行為的實證研究。本研究基于中國情境從領導特征和個體特征交互作用視角, 以社會信息加工理論和資源保存理論為基礎, 完善并證實了教練型領導對員工創(chuàng)新行為的促進作用, 不僅豐富了社會信息加工理論和資源保存理論在領導有效性研究中的應用, 為后續(xù)相關研究提供一個新理論視角, 還拓展了教練型領導的解釋機制和情景適應范圍。

第二, 本研究首次證實心理資本在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用, 教練型領導對其結果變量的間接作用機制一直是近來學者的研究熱點, 但至今尚未有研究通過心理資本的中介作用探究教練型領導與員工創(chuàng)新行為的關系。根據(jù)社會信息加工理論, 教練型領導向員工傳達“為下屬的個人發(fā)展提供幫助并積極創(chuàng)造培訓或學習的機會來提高下屬的工作水平和技能”的信念（Anderson,2013）, 被員工視為一種重要的社會信息線索, 并根據(jù)此線索決定如何獲取更多應對創(chuàng)新風險所需的心理資源, 即心理資本。當員工的心理資本被教練型領導有效開發(fā)時,會以樂觀心態(tài)調動內在積極的心理資源激發(fā)自身產生創(chuàng)新行為。本研究從積極心理學和積極組織行為學視角出發(fā), 既證實了“領導行為—員工心理資源—員工積極工作行為”的作用路徑, 又揭開了教練型領導與員工創(chuàng)新行為的內在“黑箱”機制, 為其形成過程提供一個新思路和理論基礎。

第三, 本研究首次發(fā)現(xiàn)情緒智力不僅正向調節(jié)教練型領導與員工創(chuàng)新行為的關系, 還能顯著調節(jié)心理資本在教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。目前以情緒智力作為調節(jié)變量的研究相對較少, 以往將情緒智力視為調節(jié)變量的研究多聚焦于高?？蒲锌冃Ш徒逃凉M意度方面。例如, 王仙雅、林盛和陳立蕓（2013）研究發(fā)現(xiàn)情緒智力及其與學術氛圍的交互作用均能正向調節(jié)科研壓力和科研績效之間的關系; 葉寶娟和鄭清（2017）最近發(fā)現(xiàn)情緒智力可強化職業(yè)認同對農村小學校長滿意度的影響。然而, 情緒智力作為調節(jié)變量的研究在領導風格與員工關系這一領域相對缺乏。為彌補這一空缺領域, 本研究考察情緒智力在教練型領導和員工創(chuàng)新行為之間的調節(jié)效應, 不僅回應了Ashraf和Khan（2014）把情緒智力作為調節(jié)因子研究的呼吁, 同時證實情緒智力作為一種個體資源能直接正向調節(jié)教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的關系, 進一步豐富情緒智力作為調節(jié)變量的作用機制和因果鏈, 為教練型領導與員工創(chuàng)新行為之間的邊界效應條件增添了新的解釋。

5.2 實踐意義

為適應技術不斷變化和全球化競爭日趨激烈的信息化時代, 建設創(chuàng)新驅動型組織一直是企業(yè)實踐管理的重要議題。本研究通過揭示教練型領導與心理資本和情緒智力的關系, 為企業(yè)如何提高員工創(chuàng)新行為提供新的實踐啟發(fā)。第一, 教練型領導的選拔與培訓。企業(yè)不僅需要在管理層的招聘選拔環(huán)節(jié)（如人才測評）和績效考評環(huán)節(jié)（如采用行為導向型考核中的關鍵事件法、行為觀察法）選取具有教練型領導特征的人員, 還需根據(jù)企業(yè)自身需求定期組織與領導力開發(fā)相關的培訓。例如, 教導領導者應針對員工的不同需求和職業(yè)發(fā)展進行心智模式的啟發(fā)和改善, 激發(fā)員工產生創(chuàng)新行為, 為企業(yè)管理人員調動提供儲備人才。第二, 組織鼓勵領導者在日常工作中多關注心理資本高的員工。例如領導者通過觀察、傾聽與積極互動等方式, 識別員工工作技能現(xiàn)狀與組織要求的差距, 基于每個員工的現(xiàn)況提供個性化指導和幫助, 潛移默化增加員工的積極心理能量和心理資源, 表現(xiàn)出更多創(chuàng)新行為。第三, 情緒智力是提升員工創(chuàng)新行為的一個重要因素, 企業(yè)可把與情緒智力相關的測試（如無領導小組討論、情緒智力量表）作為甄選應聘人員的參考條件之一, 為后續(xù)領導者與員工匹配提供參考信息。此外, 情緒智力可通過后天培訓獲得,企業(yè)可根據(jù)自身發(fā)展需求及員工實際情況在培訓體系中定期開展與情緒智力相關的培訓（如角色扮演法和管理游戲法）, 并將其納為員工職業(yè)生涯規(guī)劃, 優(yōu)化企業(yè)培訓投入產出比。

5.3 不足與展望

本研究雖對學業(yè)兩界理解教練型領導與員工創(chuàng)新行為的關系做出一定貢獻, 但仍存在不足之處待于未來學者深入推進。第一, 本研究僅揭示了心理資本在教練型領導和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用, 后續(xù)學者可從其他理論視角拓展相關中介機制的研究。根據(jù)相似相吸理論（Similarity Attraction Paradigm）, 領導者和員工的相似度越高, 越傾向于積極互動, 增加彼此之間的信任和安全感, 當員工感知領導者對自己的鼓勵支持和引導時, 會激發(fā)自身提高工作績效以回饋領導者。未來學者可對上述觀點進行實證檢驗。第二, 本研究對情緒智力調節(jié)作用的適應范圍挖掘不夠充分, 僅揭示了情緒智力在教練型領導（積極領導力）和員工創(chuàng)新行為之間的權變作用, 但領導力視角還包括雙元領導和責任型領導等積極領導力或威嚴型領導和破壞型領導等消極領導力, 由此未來研究可進一步挖掘以上領導風格與情緒智力的交互作用對員工創(chuàng)新行為的影響。此外,員工情緒智力高低的發(fā)揮是否與其領導者情緒智力高低有關？由此, 建議未來研究可根據(jù)領導-下屬情緒智力的匹配程度, 對比分析二者交互作用對不同層面（個體、團隊和組織）員工創(chuàng)新行為的影響。第三, 變量測量方面。本研究問卷采取員工自評法, 結果可能會因社會贊許效應造成同源偏差, 彭堅和王霄（2016）研究發(fā)現(xiàn), 在評定工作角色方面上下級未必能達成共識, 評價過程出現(xiàn)的差異可能會影響員工的工作行為。因此, 未來可采用領導者和員工配對調查法收集數(shù)據(jù), 提高結果準確性。此外, 本研究問卷數(shù)據(jù)收集采用橫截面設計, 不能充分厘清變量間的因果關系。未來研究在控制調查時間的基礎上, 可直接采用跨度性的追蹤數(shù)據(jù)或案例研究進一步拓展本研究的深度與廣度, 增加研究結果說服力。

6 結論

本研究基于社會信息加工理論和資源保存理論, 對256份員工數(shù)據(jù)進行層次回歸分析, 在控制性別、學歷、年齡和工作年限以后, 發(fā)現(xiàn)教練型領導可通過心理資本間接影響員工創(chuàng)新行為, 情緒智力在上述過程中發(fā)揮調節(jié)作用。當員工情緒智力越高時, 教練型領導對心理資本、員工創(chuàng)新行為的正向影響更增強。

附錄: 教練型領導（來源: Anderson, 2013; 譯者: 史烽, 安迪, 蔡翔,2017）

1.我的上司為我的個人發(fā)展提供幫助。

2.我的上司擅長通過觀察我的工作情況來決定自己的管理方式。

3.我的上司擅長幫助我制定行動方案。

4.我的上司給予我的指導和幫助并未得到我的重視。（反向）

5.我的上司傾向于向我提問, 而不是直接給出解決方法。

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9.我的上司會認真負責地給我提供工作方面的反饋信息。

10.我的上司與我面談時, 更多地是傾聽而不是發(fā)問。

11.只要是好的想法, 無論誰提出, 我的上司都愿意采納。

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