蒿 坡，龍立榮

化被動為主動：共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的影響及作用機制研究

蒿 坡1，龍立榮2

（1.西北大學經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710127；2.華中科技大學管理學院，湖北 武漢 430074）

如何讓員工將其工作角色外的行為，如主動變革行為，視為其角色內(nèi)的行為越來越受到學者和管理者的關(guān)注。主動變革行為是指個體通過自愿的和建設(shè)性的努力來影響組織功能改變的行為，屬于一種挑戰(zhàn)性的組織公民行為。盡管以往研究對員工主動變革行為的影響因素進行了一些探討，但主要聚焦于正式垂直領(lǐng)導和個體因素，鮮有研究關(guān)注團隊情景因素對其的作用效果。通過問卷調(diào)查法，以69個部門和262名員工的配對數(shù)據(jù)為樣本，本研究考察了共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的影響及作用機制?？鐚哟畏治鼋Y(jié)果表明：（1）共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為有積極影響；（2）主動變革行為的角色定義與和諧工作激情會分別中介共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的關(guān)系；（3）領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量會分別調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導與員工角色寬度自我效能與和諧工作激情之間的關(guān)系，領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量越高，共享型領(lǐng)導對員工角色寬度自我效能與和諧工作激情的積極作用越顯著；（4）領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量會調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導通過角色寬度自我效能對員工主動變革行為的間接作用，領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量越高，這一間接作用越顯著。

共享型領(lǐng)導；主動變革行為；主動性動機；領(lǐng)導-成員交換

0 引言

隨著組織外部環(huán)境多變性、不可預測性的日益增強，組織內(nèi)部管理結(jié)構(gòu)的扁平化，越來越多的企業(yè)開始采用以團隊為基礎(chǔ)的管理模式，如“阿米巴管理模式”，“矩陣式管理模式”以及“創(chuàng)客管理模式”等。在這種情景下，傳統(tǒng)自上而下的或上傳下行式的、被動的員工管理方式已經(jīng)無法很好地應對組織的發(fā)展要求[1]，員工的主動行為，尤其是會給組織帶來新想法、新變革的挑戰(zhàn)性組織公民行為越來越受到管理者的關(guān)注，如主動變革行為。主動變革行為（taking charge）是指一種個體通過自愿的和建設(shè)性的努力來影響組織功能改變的行為[2]。然而，由于主動變革行為本身屬于一種挑戰(zhàn)性的組織公民行為，是個體工作角色要求之外的行為，且參與其中往往也會給個體自身帶來一些風險[2]。為此，如何讓員工主動地將這種工作角色之外的行為視為其自身工作角色范圍內(nèi)的行為，讓其“心甘情愿”地表現(xiàn)出主動變革行為，從而驅(qū)動企業(yè)的員工管理方式從領(lǐng)導的被動式指揮轉(zhuǎn)變?yōu)閱T工的自我主動創(chuàng)新成為管理者關(guān)注的焦點。

文獻回顧表明，現(xiàn)有關(guān)于員工主動變革行為的研究相對較少，且對其成因的探討主要聚焦于正式垂直領(lǐng)導[[2~5]和個體因素[2,3,6,7]兩個方面，而忽視了團隊情景因素的作用。但有研究卻表明相比于單獨工作的個體，在團隊情境下工作的員工往往會更加積極且更有生產(chǎn)力[8]。共享型領(lǐng)導（shared leadership）是指在群體中成員之間動態(tài)的、相互影響、共擔責任的過程，其目的在于通過相互領(lǐng)導從而實現(xiàn)群體和/或組織目標[9]（p.1），屬于一種水平的團隊非正式領(lǐng)導力模式，且Hackman和Oldham[10]指出共享型領(lǐng)導帶來的高自主性、高能力感知與相互協(xié)作會有利于個體員工表現(xiàn)出主動行為或組織公民行為。此外，最新的元分析也指出現(xiàn)有關(guān)于共享型領(lǐng)導作用效果的研究大都局限于團隊產(chǎn)出，而缺少對個體產(chǎn)出影響的探討[11]。鑒于此，本文的第一個研究目的在于探討共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的影響。

本研究的第二個目的在于剖析共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介機制。目前關(guān)于員工主動變革行為形成機制的研究相對較少，尤其是關(guān)于團隊情景因素與其之間“黑箱”機制更是鮮有研究涉及。那么，共享型領(lǐng)導是通過何種途徑激發(fā)員工表現(xiàn)出主動變革行為的呢？有研究表明個體表現(xiàn)出主動行為的一個原因是出于他們的主動性動機[12,13]，包括“能做”（can do），“應該做”（reasoned to do）和“有熱情去做”（energized to do）三種類型，情境因素一般會通過作用于個體的主動性動機來對他們的行為產(chǎn)生影響。同時，根據(jù)自我決定理論，共享型領(lǐng)導所帶來的高自主性需要感知、高能力需要感知和關(guān)系需要感知是激發(fā)個體工作動機的重要因素[14]。為此，本研究分別選擇角色寬度自我效能（role breadth self-efficacy），角色定義（role definition）與和諧工作激情（harmonious passion）來分別代表“能做”，“應該做”和“有熱情去做”動機，并探討這三種主動性動機在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用。

最后，盡管相比于傳統(tǒng)垂直的領(lǐng)導力，共享型領(lǐng)導這一水平的團隊非正式領(lǐng)導力更適合團隊管理[15]，但正式垂直領(lǐng)導的作用也不可忽視。為此，有學者呼吁應該同時探討多種領(lǐng)導力資源（水平的與垂直的領(lǐng)導行為）[16]，并分析不同領(lǐng)導力之間的交互作用對個體或團隊產(chǎn)出的影響[11]。領(lǐng)導-成員交換（leader-member exchange）反映了領(lǐng)導與下屬之間的關(guān)系質(zhì)量[17]，屬于一種重要的垂直領(lǐng)導力，可能會影響共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的作用效果。因而，本研究的第三個目的在于考察領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量對共享型領(lǐng)導通過上述三種主動性動機對員工主動變革行為影響的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究將主要考察共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的影響及其作用機制，并從以下三個方面拓展了現(xiàn)有研究：第一，從共享型領(lǐng)導這一團隊情景視角豐富了員工主動變革行為的成因；第二，從個體主動性動機的整體視角揭示了共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介機制；第三，從領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量這一正式領(lǐng)導行為視角拓展了共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為的邊界條件。模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

Figure 1 Theoretical Model

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 共享型領(lǐng)導

傳統(tǒng)關(guān)于領(lǐng)導的定義都是自上而下、層級等級式的影響力，且由單一個體擔任。然而，DeRue和Ashford[18]卻認為領(lǐng)導是一種更寬泛的、相互影響的過程，它既可以獨立于任何正式角色或?qū)蛹壗Y(jié)構(gòu)，也可以分散于組織中的任何成員?；诖?，共享型領(lǐng)導這一由團隊成員主動發(fā)起的、動態(tài)的、分布于成員之間的集體領(lǐng)導力模式開始受到關(guān)注，即一種在群體內(nèi)部成員之間動態(tài)的、相互影響、共擔責任的過程，其目的在于相互領(lǐng)導從而實現(xiàn)群體和/或組織目標[9]。與傳統(tǒng)垂直的、自上而下的、單一的領(lǐng)導力模式不同的是，共享型領(lǐng)導屬于一種水平的、自下而上的、集體的領(lǐng)導力模式?？偟膩碚f，共享型領(lǐng)導具有以下幾個特征：（1）屬于一種非正式的、團隊內(nèi)在控制的領(lǐng)導力類型；（2）關(guān)注垂直領(lǐng)導職能在成員之間的共享，即由團隊成員來擔任領(lǐng)導角色；（3）強調(diào)成員之間的社會交互和集體角色定制過程。

1.2 共享型領(lǐng)導與主動變革行為

Van Dyne, Cummings和McLean Parks[19]將組織公民行為劃分為親和性（affiliative）和挑戰(zhàn)性（challenging）兩種，其中挑戰(zhàn)性的組織公民行為是指那些以變革為導向的，關(guān)注新想法和新問題的行為，而主動變革行為就是一種重要的挑戰(zhàn)性組織公民行為[6]。主動變革行為是指個體通過自愿的和建設(shè)性的努力來影響組織功能改變的行為，包括對他們自身的、工作單元的、甚至是組織工作開展方式的改變[2]。主動變革行為不僅關(guān)注為變革本身并提出意見，還關(guān)注用自身的實際行為來實現(xiàn)它[6]，且由于這種行為往往會挑戰(zhàn)組織現(xiàn)有的管理現(xiàn)狀，因而有可能會帶來沖突或破壞人際關(guān)系。

本研究認為共享型領(lǐng)導會通過以下兩個方面來激發(fā)員工的主動變革行為。首先，不同于傳統(tǒng)正式領(lǐng)導對團隊成員被動的管理方式，共享型領(lǐng)導這一非正式的水平團隊領(lǐng)導力會鼓勵員工自發(fā)地、主動地參與到團隊的管理中來，并承擔領(lǐng)導責任，鑒別問題，尋求解決問題的方案。在這一過程中，往往會使員工產(chǎn)生“主人翁意識”而主動地干預團隊管理，從而提出更多更好的意見來改善團隊運作方式。Morrison 和 Phelps[2]研究發(fā)現(xiàn)，個體成員感知到的責任感越高，越有利于他們表現(xiàn)出主動變革行為。具體地，基于DeRue和Ashford[18]提出的“提出-授予”（claiming-granting）過程，團隊成員會根據(jù)工作任務、環(huán)境特征以及個體成員自身的特征在團隊內(nèi)部產(chǎn)生“領(lǐng)導者”成員和“下屬”成員（如在項目團隊中往往會根據(jù)項目的變化而產(chǎn)生不同的項目經(jīng)理和項目成員）。在這一過程中，那些“領(lǐng)導者”成員會發(fā)揮正式領(lǐng)導的作用，帶領(lǐng)團隊實現(xiàn)目標，他們會為了提升團隊效率而積極采用新的、適用團隊更好發(fā)展的工作流程和工作方式。同時，那些“下屬”成員也會為了團隊的更好地發(fā)展主動地參與團隊管理，且由于他們會在不同的任務要求下?lián)尾煌墓ぷ鹘巧?，故而會有助于他們以整體視角來改善工作角色。Morrison和Phelps[2]還發(fā)現(xiàn)當個體擁有的權(quán)力越多，他們越容易表現(xiàn)出主動變革行為。

其次，共享型領(lǐng)導關(guān)注成員之間的相互領(lǐng)導，這一過程會促進成員之間的相互信任[20]。當個體從其他成員那里獲得較高的信任和支持時，他們會更加自信地來嘗試新的東西，因為其他成員會包容與理解自我的錯誤經(jīng)歷[3]。此外，由于成員之間相互領(lǐng)導，他們也會嘗試信任“領(lǐng)導者”成員，從而會激發(fā)那些領(lǐng)導者成員更加開放地參與到主動變革行為中?；谝陨险撌觯覀兲岢黾僭O(shè)1：

假設(shè)1：共享型領(lǐng)導會正向影響個體的主動變革行為。

1.3 共享型領(lǐng)導與主動性動機

根據(jù)Parker等[13]提出的三種主動性動機：“能做”動機主要源于個體的自我效能或自我控制感；“應該做”動機是關(guān)于為什么要做主動行為，源于個體的內(nèi)在動機；“有熱情去做”動機則強調(diào)個體的主動行為是由于激活的情感狀態(tài)而引發(fā)的。其中，“能做”動機和“應該做”動機屬于一種“冷”（cold）的動機，而“有熱情去做”動機則屬于一種“熱”（hot）的動機。在本研究中，我們分別選擇了角色寬度自我效能，主動變革行為角色定義與和諧工作激情來分別代表個體的“能做”動機，“應該做”動機和“有熱情去做”動機，并分別探討這三種主動性動機在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用。

在探討這三種主動性動機在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用時，本研究主要以自我決定理論作為整體理論框架，來解釋角色寬度自我效能、角色定義以及和諧工作激情的中介作用。自我決定理論（self-determination theory）是Deci和Ryan[21]提出的一種反映個體認知動機的理論，而后學者們將其劃分為五個分支理論，分別是認知評價理論（cognitive evaluation theory, CET），有機整合理論（organismic integration theory, OIT），因果定向理論（causality orientations theory, COT），基本心理需要理論（basic psychological needs theory, BPNT）和目標內(nèi)容理論（goal contents theory, GCT）。五個理論分別從不同的視角闡述了外部環(huán)境對對個體動機產(chǎn)生影響的作用機制[22,23]。在本研究中，我們主要是以基本心理需要這一自我決定理論的子理論作為整體的理論框架。基本心理需要理論認為個體有三種基本的心理需要會影響其工作動機，分別是關(guān)系需要、自主需要與能力需要。其中，關(guān)系需要（relatedness）是指個體與他人建立良好人際關(guān)系的需要；自主需要（autonomy）是指個體擁有自我組織與自我管理的需要；能力需要（competence）是指個體對環(huán)境和既定結(jié)果會產(chǎn)生影響的傾向，即他們認為自己能夠取得一定的成果[24]。基于自我決定理論，本文認為共享型領(lǐng)導會通過影響個體員工的關(guān)系需要、自主需要和能力需要，進而作用于他們的三種主動性動機。

1.3.1角色寬度自我效能

角色寬度自我效能是指個體感知到的實施一系列超出規(guī)定技術(shù)核心的主動的、人際的和綜合的行動能力[25]。與一般自我效能（general self-efficacy）不同的是，角色寬度自我效能更側(cè)重于某一具體情景，并且聚焦于一系列的工作任務而非單一任務[26]。本研究認為共享型領(lǐng)導會通過激發(fā)員工的自主性、能力和關(guān)系需要來促進他們的角色寬度自我效能。

根據(jù)自我決定理論，當個體對工作任務擁有較高的自主需要感知、能力需要感知和關(guān)系需要感知時，他們的工作動機會隨之提升[27]。本研究認為共享型領(lǐng)導會通過提升個體對這三種需要的感知，進而提升員工的角色寬度自我效能這一“能做”動機。首先，共享型領(lǐng)導會通過提升員工的自主需要和能力需要感知來促進他們的角色寬度自我效能。依據(jù)“提出-授予”這一共享型領(lǐng)導形成的基本過程[18]，團隊成員可以自主地根據(jù)任務或外部環(huán)境的不同而在團隊中指定“領(lǐng)導者”成員和“下屬”成員，并通過相互領(lǐng)導來實現(xiàn)集體目標，這一過程充分賦予并提升了個體員工較高的自主性，且已有研究發(fā)現(xiàn)團隊自主性會有利于個體成員角色寬度自我效能的提升[26]。同時，在“提出-授予”過程中，“領(lǐng)導者”和“下屬”角色也會由于任務或目標的不同而在成員之間輪換，個體成員會體驗到不同的工作角色，且通過這些角色體驗個體也會學習到新的技能與方法，這一角色輪換與擴展會提升他們的工作能力，繼而有助于激發(fā)他們的角色寬度自我效能[25,28]。其次，共享型領(lǐng)導會提升員工的關(guān)系需要感知來促進他們的角色寬度自我效能。上文中提到過共享型領(lǐng)導關(guān)注成員之間的相互領(lǐng)導，這一過程會促進成員之間的相互信任氛圍[20]，會激發(fā)他們與其他成員建立良好的關(guān)系的需要，有利于其工作動機的提升。且有研究發(fā)現(xiàn)，當個體成員感知到較高的同事信任和支持時，他們的角色寬度自我效能也會越高[26]。綜上所述，我們提出假設(shè)2a：

假設(shè)2a：共享型領(lǐng)導會正向影響員工的角色寬度自我效能。

1.3.2角色定義

當個體成員擁有了“能做”動機后，他們是否“愿意去做”也很關(guān)鍵。角色定義反映了個體在多大程度上將某種角色視為自我工作角色要求的一部分[29]。由于主動變革行為屬于一種挑戰(zhàn)性的組織公民行為，屬于其角色外行為，因而主動變革行為角色定義則可以被定義為個體感知到參與主動變革行為是他們工作職責或角色內(nèi)職責的程度。當個體將主動變革行為視為自己工作角色的一部分時，他們會更加積極地參與其中；反之，當其將主動變革行為就當成工作角色要求之外的行為時，他們往往會產(chǎn)生“這不是我的工作”的想法，故而也不會主動地參與其中[30,31]。

根據(jù)自我決定理論，本研究認為共享型領(lǐng)導會通過激發(fā)個體的自主需要感知和能力需要感知，促進員工將主動變革行為視為其角色內(nèi)的行為。不同于傳統(tǒng)垂直領(lǐng)導（如授權(quán)型領(lǐng)導）所強調(diào)的僅僅讓個體成員單獨地、相互獨立地自我管理與自我領(lǐng)導，共享型領(lǐng)導關(guān)注團隊內(nèi)部成員之間相互有序的領(lǐng)導，在這一過程中，既會有“領(lǐng)導者”成員也會有“下屬”成員。鑒于此，在領(lǐng)導力共享的過程中，團隊成員的狀態(tài)從“被領(lǐng)導”轉(zhuǎn)換為了主動相互領(lǐng)導的有序狀態(tài)，那么之前被個體成員視為角色外的行為現(xiàn)在則會被他們視為其工作職責內(nèi)的行為，如制定有利于團隊發(fā)展的計劃等行為，這種內(nèi)化的責任感知會最終激發(fā)個體成員將主動變革行為視為其工作角色內(nèi)的行為。且有研究表明，當個體對工作的責任導向越高時，個體將主動行為內(nèi)化為自身行為的可能性就會越高[29]。共享型領(lǐng)導使員工將主動變革行為內(nèi)化為其角色內(nèi)行為與責任的這一過程，不僅提升了員工“應該做”的動機，有助于其對主動變革行為的角色定義，且這一主動內(nèi)化過程也會提升個體的能力需要感知和對工作的自主性需要感知，因為他們會以主人翁的身份參與到工作而非被動參與。基于此，本研究提出假設(shè)2b：

假設(shè)2b：共享型領(lǐng)導會正向影響員工對主動變革行為的角色定義。

1.3.3和諧工作激情

除了“能做”和“愿意做”這兩種“冷”的動機外，個體是否“有熱情去做”這一“熱”的動機也會直接影響他們對主動變革行為的參與程度。工作激情（work passion）是指個體對工作的一種強烈傾向或偏愛[32,33]，包括和諧激情與強迫激情兩種類型。在組織工作情景中，和諧工作激情是一種個體對工作的自主性內(nèi)化，意味著他們是由于工作本身的特征而自愿地將工作視為是重要的。和諧工作激情不僅涵蓋了個體對工作的喜愛，還涵蓋了他們對工作的重要性和意義性感知[32]，對于那些擁有高和諧工作激情的個體來說，他們往往是由于熱情而參與到工作中而不是迫于其他壓力或結(jié)果。

同樣地，根據(jù)自我決定理論，本研究認為共享型領(lǐng)導會通過提升個體的自主需要感知和能力需要感知，來激發(fā)員工和諧工作激情這一“有熱情去做”動機。共享型領(lǐng)導強調(diào)成員之間相互領(lǐng)導、共同決策，繼而當團隊內(nèi)部的領(lǐng)導力共享程度越高，表明成員的工作自主性越高，還表明團隊成員具有很好的能力來掌控團隊的發(fā)展方向與團隊效率。雖然，在實證研究方面，現(xiàn)有關(guān)于工作激情的研究很少，但發(fā)現(xiàn)自主性[34]、自我認定[35]和能力感知[36]是影響個體和諧工作激情重要的前因變量。由于較高的自主性和能力感知會導致個體產(chǎn)生較高的和諧工作激情，所以共享型領(lǐng)導會正向影響個體的和諧工作激情。此外，Liu等[34]發(fā)現(xiàn)組織和團隊對自主性的支持會積極影響個體成員的和諧激情，間接支持了共享型領(lǐng)導與個體和諧工作激情之間的正向關(guān)系。為此，我們提出假設(shè)2c：

假設(shè)2c：共享型領(lǐng)導會正向影響員工的和諧工作激情。

綜上所述，共享型領(lǐng)導會促進員工的主動變革行為（假設(shè)1），角色寬度自我效能（假設(shè)2a），角色定義（假設(shè)2b）與和諧工作激情（假設(shè)2c），且有研究發(fā)現(xiàn)角色寬度自我效能[6]，角色定義[2,6,37]與和諧工作激情[34]會分別正向影響員工的主動變革行為或主動行為。鑒于此，本研究認為角色寬度自我效能，角色定義與和諧工作激情會分別中介共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的關(guān)系，并提出假設(shè)3：

假設(shè)3：共享型領(lǐng)導會分別通過（3a）角色寬度自我效能，（3b）角色定義與（3c）和諧工作激情的中介作用正向影響員工的主動變革行為。

1.4 領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

盡管共享型領(lǐng)導這一水平的非正式團隊領(lǐng)導力對提升員工的主動動機起著至關(guān)重要的作用，但也不能忽視了團隊正式垂直領(lǐng)導力的作用[11]。盡管已有少數(shù)研究開始關(guān)注和探討垂直領(lǐng)導力對共享型領(lǐng)導的直接影響[38,39]，但卻鮮有研究關(guān)注兩種領(lǐng)導力之間的交互作用對個體或團隊產(chǎn)出的影響[11,40]。且Yammarino等[40]指出垂直領(lǐng)導力與水平領(lǐng)導力之間并不一定會相互排斥，因而未來研究有必要探討兩者之間的交互作用（p. 391）。作為一種重要的垂直領(lǐng)導力，領(lǐng)導-成員交換反映了領(lǐng)導與下屬之間的關(guān)系質(zhì)量[17]，可能會對共享型領(lǐng)導與個體主動動機之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

首先，同樣地，基于自我決定理論，本研究認為LMX質(zhì)量會通過影響員工對三種基本需要的感知，進而分別影響共享型領(lǐng)導與員工角色寬度自我效能、角色定義與和諧工作激情之間的關(guān)系。一方面，當LMX質(zhì)量越高時，表明個體成員與正式領(lǐng)導者擁有良好的關(guān)系，他們會從正式領(lǐng)導那里獲得更多的授權(quán)和激勵來應對團隊的日常運作[41]，從而會提升他們在參與團隊活動中的自主需要感知和能力需要，有助于強化共享型領(lǐng)導與個體員工的角色寬度自我效能（“能做”動機）與和諧工作激情（“有熱情去做”動機）之間的關(guān)系。另一方面，當LMX質(zhì)量越高時，表明該員工可以從正式領(lǐng)導那里獲得更多額外的資源，如領(lǐng)導支持與領(lǐng)導信任等[42]，從而會有利于提升個體成員在團隊領(lǐng)導力共享過程中對關(guān)系需要的感知，即與他人建立良好人際關(guān)系的需要，也會有助于提升共享型領(lǐng)導員工主動行為角色定義（“應該做”動機）之間的關(guān)系?；谝陨险撌?，本文提出假設(shè)4：

假設(shè)4：領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量會分別調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導與（4a）角色寬度自我效能，（4b）角色定義與（4c）和諧工作激情之間的關(guān)系，當領(lǐng)導-成員交換關(guān)系越高時，共享型領(lǐng)導對員工角色寬度自我效能，角色定義與和諧工作激情的影響越顯著。

其次，根據(jù)上述假設(shè)，由于三種主動性動機會分別中介共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的關(guān)系，且領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量會分別調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導與員工三種主動性動機之間的關(guān)系，故而，本文認為領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量會分別調(diào)節(jié)角色寬度自我效能，角色定義與和諧工作激情這三種主動性動機在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的間接作用，即被調(diào)節(jié)的中介作用（moderated mediation）。具體地，在高領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量下，共享型領(lǐng)導會更加顯著地促進三種主動性動機，進而會導致更高的員工主動變革行為；反之，在低領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量下，共享型領(lǐng)導通過三種主動性動機對員工主動變革行為的間接作用就越弱。

假設(shè)5：領(lǐng)導-成員交換質(zhì)量會分別調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導通過（5a）角色寬度自我效能，（5b）角色定義與（5c）和諧工作激情對員工主動變革行為的間接效應，當領(lǐng)導-成員交換關(guān)系越高時，共享型領(lǐng)導通過三種主動性動機對員工主動變革行為的間接效應越顯著。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)收集

本研究采用問卷調(diào)查法，在上海、湖北和廣州等15家企業(yè)進行了數(shù)據(jù)收集。為了避免共同方法偏差，我們采用了領(lǐng)導與員工配對數(shù)據(jù)調(diào)查。其中共享型領(lǐng)導，角色寬度自我效能，主動變革行為角色定義，和諧工作激情與領(lǐng)導-成員交換均由部門員工填寫，而主動變革行為則由部門主管填寫。我們刪除了一些空白及一些不匹配的數(shù)據(jù)，最終得到69個部門262名有效樣本（平均調(diào)研規(guī)模為3.80人/部門），問卷有效率為90.66%。在262名被試中男性占56.60%，平均年齡為30.84歲（SD=6.43），接受過大學以上教育的占67.94%。在69個部門中，領(lǐng)導平均年齡為36.90歲（SD=6.58），男性占72.70%，接受過大學以上教育的占71.01%，平均工作年限為10.99年（SD=7.56）。

2.2 變量測量

共享型領(lǐng)導。共享型領(lǐng)導的測量采用Hiller, Day和Vance[43]開發(fā)的量表，共四個維度。其中支持和關(guān)懷維度共6個題目，如“團隊成員會為那些需要幫助的同事主動提供支持”；計劃和組織維度共6個題目，如“團隊成員會自主決定如何完成工作”；培養(yǎng)和指導維度共6個題目，如“團隊成員會幫助其他的同事學習新的工作技能”；問題解決維度共7個題目，如“團隊成員會主動提出解決問題的方案”。團隊成員采用Likert-7點量表進行評價，1表示“從來不”，7表示“總是這樣”。在本研究中，四個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.89，0.91，0.92和0.92。為了檢驗共享型領(lǐng)導四個維度是否能夠整合成為一個統(tǒng)一的整體，我們采用Amos17.0做了一個二階驗證性因素分析。二階四因子模型結(jié)果表明，χ=775.03，=271，χ/df=2.86，=0.08，=0.90，=0.90，說明了共享型領(lǐng)導可以看作一個整合的二階潛變量。在本研究中，共享型領(lǐng)導Cronbach’s α系數(shù)為0.96。

主動變革行為。主動變革行為的測量采用Grant等[4]的量表，該量表改編自Morrison和Phelps[2]的研究。該變量包括5個測量題項，如“該員工會嘗試創(chuàng)建對部門工作更有效的、新的工作方法”。部門領(lǐng)導采用Likert-5點量表對每個員工進行評價，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。在本研究中，主動變革行為的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

角色寬度自我效能。角色寬度自我效能的測量采用Parker等[26]的量表，該量表包含7個題項，如“我有信心在同事面前展示信息”。團隊成員采用5點量表進行評價，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91。

主動變革行為角色定義。角色定義的測量采用Tangirala等[29]與McAllister等[6]的量表。我們首先給出了主動變革行為的定義，并列舉了主動變革行為的具體表現(xiàn)。團隊成員采用Likert-7點量表進行評價，如“我覺得這些行為是我份內(nèi)該做的事情”，1表示“肯定不是我工作中的一部分”，7表示“肯定是我工作中的一部分”。在本研究中，角色定義的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。

和諧工作激情。和諧工作激情的測量采用Vallerand等[32]的量表，該量表包含7個題項，如“我很享受在工作中發(fā)現(xiàn)的各種新現(xiàn)象”。團隊成員采用Likert-7點量表，1表示“完全不同意”，7表示“非常同意”。在本研究中，和諧工作激情的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

領(lǐng)導-成員交換。領(lǐng)導-成員交換的測量采用Graen和Uhl-Bien[17]的量表，該量表包括7個題項，如“部門領(lǐng)導相當清楚我在工作上的潛力”。團隊成員采用5點量表進行評價，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

控制變量。我們控制了團隊成員一些基本人口學特征變量，由于員工的年齡與工作年限具有較高的相關(guān)性，因而在本研究中我們僅控制了個體的性別，年齡，教育水平。

2.3 統(tǒng)計方法

采用Amos17.0，HLM 6.0進行了統(tǒng)計分析和假設(shè)檢驗。由于共享型領(lǐng)導是由個體員工所填寫，然后再聚合到團隊層次，故而需要對其聚合可行性進行檢驗。ICC（1）、ICC（2）和R是衡量與判斷變量聚合可行性的指標。69個部分的共享型領(lǐng)導的R為0.97，ICC（1）和ICC（2）分別為0.10和0.31。此外，方差分析結(jié)果表明不同部門對共享型領(lǐng)導的感知也存在著顯著的組間變異，（68, 261）= 1.43,< 0.05。ICC（2）較低的原因在于本研究的平均團隊規(guī)模僅為3.80，而ICC（1）與團隊規(guī)模的大小決定了ICC（2）的高低，但是ICC（1）和R的值均在可以接受的范圍內(nèi)，且F值也表明其在組間存在著顯著差異[44]。故將共享型領(lǐng)導從個體水平加總到部門層次是可行的。同時，在利用HLM進行多層線性模型回歸之前，所有的變量都進行了總中心化（除了主動變革行為）來減少潛在的共線性問題[45]。

3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

3.1 驗證性因素分析

在將共享型領(lǐng)導聚合到團隊層次之前，我們采用驗證性因素分析（CFA）檢驗了共享型領(lǐng)導、主動變革行為、角色寬度自我效能、角色定義、和諧工作激情與領(lǐng)導-成員交換的區(qū)分效度，結(jié)果如表1所示。按照以往學者的方法[43]，本文將共享型領(lǐng)導按照四個子維度（支持和關(guān)懷、培養(yǎng)和指導、問題解決、計劃和組織）進行打包處理。CFA分析結(jié)果表明，與其他五個模型相比，六因子模型對數(shù)據(jù)的擬合效果最好，χ=828.64,=449,χ/df=1.85,=0.93,=0.92,=0.06，表明這六個構(gòu)念具有良好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

注：六因子模型：共享型領(lǐng)導、主動變革行為、角色定義、角色寬度自我效能、和諧工作激情、領(lǐng)導-成員交換；

五因子模型：共享型領(lǐng)導、主動變革行為、角色定義+角色寬度自我效能、和諧工作激情、領(lǐng)導-成員交換；

四因子模型：共享型領(lǐng)導、主動變革行為、角色定義+角色寬度自我效能+和諧工作激情、領(lǐng)導-成員交換；

三因子模型：共享型領(lǐng)導、主動變革行為+角色定義+角色寬度自我效能+和諧工作激情、領(lǐng)導-成員交換；

兩因子模型：共享型領(lǐng)導、主動變革行為+角色定義+角色寬度自我效能+和諧工作激情+領(lǐng)導-成員交換；

單因子模型：共享型領(lǐng)導+主動變革行為+角色定義+角色寬度自我效能+和諧工作激情+領(lǐng)導-成員交換。

3.2 變量的描述性統(tǒng)計分析

表2描述了各主要變量的均值、標準差與相關(guān)系數(shù)。在個體層，主動變革行為分別與角色寬度自我效能，角色定義與和諧工作激情顯著正相關(guān)（= 0.31,< 0.01;= 0.35,< 0.01;= 0.31,< 0.01）。

表2 研究變量的均值、標準差與相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*< 0.05, **< 0.01,***< 0.001; 對角線括號內(nèi)表示變量的一致性系數(shù)；受教育程度（1=高中（中專）及以下；2=專科；3=大學；4=碩士；5=博士）

3.3 假設(shè)檢驗

3.3.1 主效應與中介效應的檢驗

為了檢驗共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的跨層次影響，我們采用了多層線性回歸模型進行統(tǒng)計分析。在構(gòu)建多層線性回歸模型之前，首先需要檢驗個體層變量在個體和團隊兩個層面的方差成分比例，以判斷是否有必要采用跨層回歸分析。我們分別設(shè)定了一個以員工角色寬度自我效能、角色定義、和諧工作激情與主動變革行為為結(jié)果變量的零模型，來考察這四個個體層變量的組間與組內(nèi)方差。結(jié)果顯示，這四個變量的組間方差占總方差的比例[組間方差(τ)/(組內(nèi)方差(σ)+組間方差(τ))]，即ICC（1）分別為0.06，0.12，0.15和0.33。同時，其均有顯著的組間變異，（68, 261）= 1.42,< 0.05，（68, 261）= 1.38,< 0.05，（68, 261）= 1.75,< 0.01,（68, 261）= 2.91,< 0.001。因而，接下來可以進行多層線性回歸分析。

中介作用的檢驗結(jié)果如表3所示。共享型領(lǐng)導對員工的角色寬度自我效能（M2,= 0.23,< 0.001），角色定義（M4,= 0.27,< 0.001）與和諧工作激情（M6,= 0.40,< 0.001）均具有顯著地正向影響，假設(shè)2a，2b，2c得到驗證。在以員工主動變革行為為因變量的模型中，模型8表明共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為具有顯著地正向影響（M8,= 0.16,< 0.01），假設(shè)1得到支持。當將角色寬度自我效能、角色定義與和諧工作激情同時放入回歸方程中時，共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的作用變得不再顯著（M9,= 0.08,> 0.05），而角色定義與和諧工作激情對員工主動變革行為有著顯著的正向影響（M9,= 0.13,< 0.01;= 0.10,< 0.05），角色寬度自我效能對員工主動變革行為的影響卻不顯著（M9,= 0.05,> 0.05）。為了檢驗三個變量單獨對共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用，我們將三個中介變量單獨放入回歸方程，結(jié)果表明角色寬度自我效能在共享型領(lǐng)導與主動變革行為之間具有顯著的中介作用（M10,= 0.15,< 0.001）。為了進一步檢驗角色定義與和諧工作激情在共享型領(lǐng)導與主動變革行為之間的間接作用是否顯著，本文采用了R軟件對其進行檢驗（bootstrap=20000）[46]。結(jié)果表明，角色寬度自我效能、和諧工作激情和角色定義的間接作用均顯著地不包括零（< 0.05,= [0.01,0.06];< 0.05,= [0.01,0.07];< 0.05,= [0.01,0.06]）。綜上，假設(shè)3b和3c得到驗證，假設(shè)3a得到部分驗證。

表3 中介作用分析結(jié)果

注：*< 0.05, **< 0.01,***< 0.001.

3.3.2 領(lǐng)導-成員交換的調(diào)節(jié)作用

假設(shè)4是檢驗共享型領(lǐng)導與領(lǐng)導-成員交換的跨層次交互效應。調(diào)節(jié)作用的檢驗結(jié)果如表4所示。LMX會分別正向調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導與員工角色寬度自我效能之間的關(guān)系（M3,= 0.21,< 0.01），以及與和諧工作激情之間的關(guān)系（M9,= 0.14,< 0.05）；對共享型領(lǐng)導與角色定義之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用（M6,= –0.08,> 0.05），且作用方向為負，假設(shè)4a和4c得到驗證，4b未得到驗證。為了更清晰地揭示領(lǐng)導-成員交換對共享型領(lǐng)導與員工主動動機關(guān)系的調(diào)節(jié)效果，參考Aiken和West[47]的建議，我們進行了簡單效應分析。結(jié)果表明：在高LMX下，共享型領(lǐng)導與角色寬度自我效能之間關(guān)系積極顯著（= 0.44,< 0.001），而在低LMX下，兩者之間的關(guān)系不顯著（= 0.03,），如圖2所示；在高和低LMX下，共享型領(lǐng)導與角色寬度自我效能之間關(guān)系均積極顯著（= 0.55,< 0.001;= 0.26,< 0.01），但兩者的關(guān)系在高LMX下更顯著，如圖3所示。

圖2 領(lǐng)導-成員交換對共享型領(lǐng)導與員工角色寬度自我效能之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

Figure 2 The moderating effect of leader-member exchange on the relationship between shared leadership and employee role breadth self-efficacy

表4 調(diào)節(jié)作用分析結(jié)果

注：*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。

圖3 領(lǐng)導-成員交換對共享型領(lǐng)導與員工和諧工作激情之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

Figure 3 The moderating effect of leader-member exchange on the relationship between shared leadership and employees' harmonious work passion

3.3.3 被調(diào)節(jié)的中介效應檢驗

首先，角色寬度自我效能在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用僅在將其單獨放入回歸方程時顯著（H3a部分驗證），且LMX對共享型領(lǐng)導與角色寬度自我效能之間的調(diào)節(jié)作用顯著（H4a），故而，本文檢驗了LMX質(zhì)量對角色寬度自我效能在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間中介作用的調(diào)節(jié)作用（H5a），即被調(diào)節(jié)的中介效應。以高低兩種LMX質(zhì)量下共享型領(lǐng)導對角色寬度自我效能的作用效果，以及角色寬度自我效能對員工主動變革行為的作用效果為基礎(chǔ)，通過Monte Carlo方法計算間接效應。結(jié)果表明，在高LMX質(zhì)量下，角色寬度自我效能的間接作用顯著（< 0.05,= [0.02,0.12]），在低LMX質(zhì)量下，這一間接作用卻不顯著（> 0.05,= [–0.02,0.03]），而在高低兩種情況下這一間接作用的差異則顯著（< 0.05,= [0.01,0.12]），進一步表明LMX質(zhì)量越高，共享型領(lǐng)導通過角色寬度自我效能對員工主動變革行為的間接作用越顯著，假設(shè)5a得到驗證。

其次，雖然角色定義在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用顯著（不論是將三個中介變量同時放入還是將其單獨放入回歸方程）（H3b），但是LMX質(zhì)量對共享型領(lǐng)導與角色定義的調(diào)節(jié)作用卻不顯著（H4b），故而，我們并未檢驗LMX對角色定義在共享型領(lǐng)導員工主動變革行為之間中介作用的調(diào)節(jié)作用，即假設(shè)5b并未得到驗證。

最后，由于和諧工作激情在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用顯著（不論是將三個中介變量同時放入還是將其單獨放入）（H3c），且LMX對共享型領(lǐng)導與和諧工作激情的調(diào)節(jié)作用顯著（H4c），故而，我們檢驗了LMX質(zhì)量對和諧工作激情在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間中介作用的調(diào)節(jié)作用（H5c）。同樣地，結(jié)果表明，在高LMX質(zhì)量下，和諧工作激情的間接作用顯著（< 0.05,= [0.01,0.10]），在低LMX質(zhì)量下，這一間接作用卻也顯著（< 0.05,= [0.01,0.05]），而在高低兩種情況下這一間接作用的差異則不顯著（> 0.05,= [–0.01,0.07]），進一步表明LMX質(zhì)量不論高還是低，共享型領(lǐng)導通過和諧工作激情對員工主動變革行為的間接作用均顯著，假設(shè)5c未得到驗證。

4 結(jié)論與建議

4.1 理論意義

傳統(tǒng)動機理論（如目標設(shè)置理論和期望理論）認為個體往往是被動應對工作的，但是，在某些情境下個體也會表現(xiàn)出積極主動的一面[13]。基于自我決定理論，本研究考察了共享型領(lǐng)導這一水平非正式領(lǐng)導力對員工主動變革行為的影響及其作用機制，并從以下三個方面拓展了現(xiàn)有研究：

本研究的第一個理論貢獻在于豐富了員工主動變革行為的成因。以往關(guān)于員工主動變革行為的研究不僅很少，且對其影響因素的關(guān)注主要集中在了正式垂直領(lǐng)導和員工自身特征兩個方面，并沒有研究涉及到對團隊情景的探討。但是，Weber和Hertel[8]指出個體在團隊情境下更容易產(chǎn)生較高的工作動機和工作效率。通過跨層次分析，本文驗證了共享型領(lǐng)導這一團隊非正式領(lǐng)導力對員工主動變革行為的積極影響。盡管已有研究已經(jīng)證明了正式垂直領(lǐng)導對主動變革行為的影響[4,5]，但卻忽視了團隊內(nèi)部由個體成員所表現(xiàn)出的水平非正式領(lǐng)導力的作用，而Morrison和Milliken[48]研究發(fā)現(xiàn)，團隊內(nèi)部這種非正式控制系統(tǒng)對個體主動行為也有著重要的促進作用。為此，作為一種激發(fā)個體主動行為產(chǎn)生的團隊環(huán)境，共享型領(lǐng)導會顯著影響員工的主動變革行為。

此外，這一發(fā)現(xiàn)也拓展了共享型領(lǐng)導的作用效果研究。以往關(guān)于共享型領(lǐng)導作用效果的研究基本上僅局限于團隊或組織層次，而鮮有研究關(guān)注其對個體結(jié)果變量的影響[49,50]。研究發(fā)現(xiàn)共享型領(lǐng)導會正向促進員工的主動變革行為，并從以下兩個方面拓展了共享型領(lǐng)導的研究：一方面，厘清了共享型領(lǐng)導的本質(zhì)，即這種非正式的水平團隊領(lǐng)導力是由個體員工主動發(fā)起的一種自下而上的集體領(lǐng)導力模式，其本身就會激發(fā)個體的主動行為。另一方面，展現(xiàn)了共享型領(lǐng)導的具體過程。以往關(guān)于共享型領(lǐng)導的研究大都只關(guān)注它的團隊過程，如團隊成員之間相互提供信息、相互領(lǐng)導等，從而帶來團隊產(chǎn)出的提升，而忽視了它的個體過程。由于個體成員嵌套在團隊中，在這種交互過程中，不僅會影響團隊層次的結(jié)果，也會對個體的行為結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。

本研究的第二個理論貢獻在于從主動性動機的整體視角揭示了共享型領(lǐng)導為什么提升員工的主動變革行為。目前關(guān)于情景因素與員工主動變革行為之間中介機制的考察相對較少[51]，且Carson, Tesluk和Marrone[52]也呼吁未來的研究應該更多關(guān)注共享型領(lǐng)導與結(jié)果變量之間的“黑箱”機制。本研究分別從“能做”，“應該做”和“有熱情去做”三種主動性動機出發(fā)，檢驗了角色寬度自我效能，角色定義與和諧工作激情在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用。由于三種主動性動機之間可能會相互影響，因此，研究結(jié)果僅完全驗證了角色定義與和諧工作激情在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用（即將三個中介同時放入回歸方程），而部分驗證了角色寬度自我效能的中介作用（即將三個中介單獨放入回歸方程）。由于目前關(guān)于主動變革行為作用機制的研究基本上沒有涉及，故而通過探討三種主動性的中介作用，本研究豐富了在團隊情境下個體主動變革行為的形成路徑。

本研究的第三個理論貢獻在于豐富了共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為的邊界條件。以往關(guān)于共享型領(lǐng)導邊界條件大都集中在團隊內(nèi)部因素[53,54]，忽略了團隊外部因素的作用。有學者強調(diào)應該在團隊內(nèi)部同時探討多源領(lǐng)導力對結(jié)果變量的影響[11,16,40,50]。本研究發(fā)現(xiàn)正式的領(lǐng)導-成員交換關(guān)系與非正式的共享型領(lǐng)導之間的交互作用會共同作用于個體主動變革行為，不僅深化了我們對共享型領(lǐng)導邊界條件的認識，還強調(diào)了團隊中多源領(lǐng)導力（正式的和非正式的）共存的重要性。研究結(jié)果表明領(lǐng)導-成員交換這一正式垂直領(lǐng)導力會分別正向調(diào)節(jié)共享型領(lǐng)導和員工角色寬度自我效能與和諧工作激情之間的關(guān)系，這一發(fā)現(xiàn)不僅從團隊外部正式領(lǐng)導因素拓展了提升共享型領(lǐng)導有效性的邊界條件，還進一步驗證了正式領(lǐng)導與非正式領(lǐng)導力之間的關(guān)系。對于為什么領(lǐng)導-成員交換對共享型領(lǐng)導與員工角色定義之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，且方向為負，本研究認為可能是由于個體對正式領(lǐng)導與非正式領(lǐng)導的替代性感知引起的。當領(lǐng)導-成員交換關(guān)系越高時，表明團隊受到正式垂直領(lǐng)導的影響相對較高，可能會使團隊成員對內(nèi)部非正式的共享型領(lǐng)導的感知降低，從而會弱化共享型領(lǐng)導與員工主動行為角色定義之間的關(guān)系；反之，當領(lǐng)導-成員交換關(guān)系較低時，表明團隊成員主要受到團隊內(nèi)部非正式領(lǐng)導力的約束與管理，故而會提升共享型領(lǐng)導對員工主動行為角色定義的作用效果。

4.2 管理啟示

本研究的相關(guān)結(jié)果對企業(yè)進行員工激勵和團隊管理有以下幾點啟示：第一，由于水平的共享型領(lǐng)導會有利于個體員工的主動變革行為，因而管理者可以根據(jù)團隊實際情況，在團隊內(nèi)部實施共享型領(lǐng)導，如可以通過培訓，設(shè)置角色期望，塑造共同愿景來鼓勵和獎勵團隊內(nèi)部領(lǐng)導。第二，只有正式領(lǐng)導將主動變革行為視為重要是遠遠不夠的，只有讓被實施者，即員工真正將這些行為視為自己工作角色的一部分時才能充分調(diào)動員工投入到這些挑戰(zhàn)性組織公民的積極性。管理者可以從以下三個方面入手：①提升他們的角色寬度自我效能，例如管理者或組織應該豐富員工的工作設(shè)計，增強員工之間的交流；②提升他們的主動行為角色定義，管理者可以通過強調(diào)主動變革行為是員工工作角色的一部分，同樣也可以通過豐富工作設(shè)計來給員工提供更多的自主性，來使得他們將自己的工作職責定義地更加寬泛；③提升他們的和諧工作激情，管理者應該提升員工對自身工作的興趣和價值，讓他們感知到自己所做的是有意義和有貢獻的，如可以通過為員工提供積極的反饋，通過彈性工作設(shè)計讓其感知到受鼓勵和有意義。第三，由于正式領(lǐng)導會影響水平非正式領(lǐng)導的作用效果，因此，管理者可以在部門實施共享型領(lǐng)導的過程中，及時地給予他們幫助，如提供額外的信息資源或外部支持等。

4.3 研究的局限與展望

本研究仍存在一些局限性：第一，采用了橫截面數(shù)據(jù)，故而不能很嚴格地檢驗變量之間的因果關(guān)系，如共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的關(guān)系。因而，在未來的研究中可以通過縱向研究設(shè)計，獲取多時點的數(shù)據(jù)來避免變量之間的因果性聯(lián)系。第二，在中介機制方面，本研究只從個體的動機視角發(fā)出，分析了其在共享型領(lǐng)導與員工主動變革行為之間的中介作用，未來的研究還可以繼續(xù)考慮其他的中介機制。第三，作用結(jié)果的拓展，本研究僅探討了共享型領(lǐng)導對員工主動變革行為的作用效果，未來的研究可以繼續(xù)考察其對其他個體主動行為及團隊產(chǎn)出的影響，如員工創(chuàng)造力，團隊主動變革行為等。

[1] Griffin M A, Neal A, Parker S K. A new model of work role performance: Positive behavior in uncertain and interdependent contexts [J]. Academy of Management Journal, 2007, 50(2): 327-347.

[2] Morrison E W, Phelps C C. Taking charge at work: Extra-role effects to initiate workplace change [J]. Academy of Management Journal, 1999, 42(4): 403-419.

[3] Chiaburu D S, Baker V L. Extra-role behaviors challenging the status-quo: Validity and antecedents of taking charge behaviors [J]. Journal of Managerial Psychology, 2006, 21(7): 620-637.

[4] Grant A M, Gino F, Hofmann D A. Reversing the extraverted leadership advantage: The role of employee proactivity [J]. Academy of Management Journal, 2011, 54(3): 528-550.

[5] Li N, Chiaburu D S, Kirkman B L, Xie Z. Spotlight on the followers: An examination of moderators of relationships between transformational leadership and subordinates’ citizenship and taking charge [J]. Personnel Psychology, 2013, 66(1): 225-260.

[6] McAllister D J, Kamdar D, Morrison E W, Turban D B. Disentangling role perceptions: How perceived role breadth, discretion, instrumentality, and efficacy relate to helping and taking charge [J]. Journal of Applied Psychology, 2007, 92(5): 1200-1211.

[7] 劉云.前瞻性人格對員工變革行為的影響—心理安全氛圍的調(diào)節(jié)作用[J].軟科學,2013, 5(27): 108-112.

Liu Y.The Interactive Effect of Proactive Personality on Employee Taking Charge Behavior-The Moderator of Psychological Safety Climate[J].Soft Science,2013,27(5): 108-112.

[8] Weber B, Hertel G. Motivation gains of inferior group members: A meta-analytical review [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2007, 93(6): 973-993.

[9] Pearce C L, Conger J A. All those years ago: The historical underpinnings of shared leadership, In C A Pearce, J A Conger (Eds.), Shared leadership: Reframing the hows and whys of leadership [M]. Thousand Oaks, CA: Sage, 2003, 1-18.

[10] Hackman J R, Oldham G R. Motivation through the design of work: Test of a theory [J]. Organizational Behavior and Human Performance, 1976, 16(2): 250-279.

[11] Wang D, Waldman D A, Zhang Z. A meta-analysis of shared leadership and team effectiveness [J]. Journal of Applied Psychology, 2014, 99(2): 181-198.

[12] Grant A M, Ashford S J. The dynamic of proactivity at work [J]. Research in Organizational Behavior, 2008, 28: 3-34.

[13] Parker S K, Bindl U K, Strauss K. Making things happen: A model of proactive motivation [J]. Journal of management, 2010, 36(4): 827-856.

[14] Deci E L, Ryan R M. The “what” and “why” of goal pursuits: Human needs and the self-determination of behavior [J]. Psychology Inquiry, 2000, 11(4): 227-268.

[15] Day D V, Gronn P, Salas E. Leadership capacity in teams [J]. The Leadership Quarterly, 2004, 15(6): 857-880.

[16] Morgeson F P, DeRue D S, Karam E P. Leadership in teams: A functional approach to understanding leadership structure and processes [J]. Journal of Mangement, 2010, 36(1): 5-39.

[17] Graen G B, Uhl-Bien M. Relationship-based approach to leadership: Development of leader-member exchange (LMX) theory of leadership over 25 years: Applying a multi-level multi-domain perspective [J]. The Leadership Quarterly, 1995, 6(2): 219-247.

[18] DeRue D S, Ashford S J. Who will lead and who will follow? A social process of leadership identity construction in organizations [J]. Academy of Management Review, 2010, 35(4): 627-647.

[19] Van Dyne L, Cummings L L, McLean Parks J. Extra-role behaviors: In pursuit of construct and definitional clarity. In L L Cummings, B M Staw (Eds.), Research in organizational behavior. Greenwich [M]. GT: JAI Press, 1995, 17: 215-285.

[20] Drescher M A, Korsgaard M A, Welpe I M, Picot A. The dynamics of shared leadership: Building trust and enhancing performance [J]. Journal of Applied Psychology, 2014, 99(5): 771-783.

[21] Deci E L, Ryan R M. Intrinsic motivation and self-determination in human behavior. New York: Plenum, 1985.

[22] 張劍,張微,宋亞輝.自我決定理論的發(fā)展及研究進展評述[J].北京科技大學學報(社會科學版),2011,27(4): 131-137.

Zhang J, Zhang W, Song Y H. Creation and Prosperity: Development of Self-determination Theory[J].Journal of University of Science and Technology Beijing(Social Sciences Edition),2011,27(4): 131-137.

[23] Vansteenkiste M, Niemiec C P, Soenens B S. Self-determination theory: An historical overview, emerging trends, and future directions [J]. Advances in Motivation & Achievement, 2010, 16(7): 105-165.

[24] Deci E L, Ryan R M. The “what” and “why” of goal pursuits: Human needs and the self-determination of behavior [J]. Psychology Inquiry, 2000, 11(4): 227-268.

[25] Parker S K. Role breadth self-efficacy: Relationship with work enrichment and other organizational practices [J]. Journal of Applied Psychology, 1998, 83(6): 835-852.

[26] Parker S K, Williams H M, Turner N. Modeling the antecedents of proactive behavior at work [J]. Journal of Applied Psychology, 2006, 91(3): 636-652.

[27] Ryan R M, Deci E L. Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being [J]. American Psychologist, 2000, 55(1): 68-78.

[28] Axtell C M, Parker S K. Promoting role breadth self-efficacy through involvement, work design and training [J]. Human Relations, 2003, 56(1): 113-131.

[29] Tangirala S, Kamdar D, Venkataramani V, Parke M R. Doing right versus getting ahead: The effects of duty and achievement orientations on employees’ voice [J]. Journal of Applied Psychology, 2013, 98(6): 1040-1050.

[30] Morrison E W. Role definitions and organizational citizenship behavior: Importance of the employee’s perspective [J]. Academy of Management Journal, 1994, 37(6): 1543-1567.

[31] Parker S K, Wall T D, Jackson P R. “That’s not my job”: Developing flexible employee work [J]. Academy of Management Journal, 1997, 40(4): 899-929.

[32] Vallerand R J, Blanchard C, Mageau G A, Koestner R, Ratelle C, Léonard M....Marsolais J. Les passions de l'ame: On obsessive and harmonious passion [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2003, 85(4): 756-767.

[33] Ho V T, Wong S S, Lee C H. A tale of passion: Linking job passion and cognitive engagement to employee work performance [J]. Journal of Management Studies, 2011, 48(1): 26-47.

[34] Liu D, Chen X P, Yao X. From autonomy to creativity: A multilevel investigation of the mediating role of harmonious passion [J]. Journal of Applied Psychology, 2011, 96(2): 294-309.

[35] Murniekes C Y, Mosakowski E, Cardon M S. Pathways of passion: Identity centrality, passion, and behavior among entrepreneurs [J]. Journal of Management, 2014, 40(6): 1583-1606.

[36] Forest J, Mageau G A, Crevier-Braud L, Bergeron E, Dubreuil P, Lavigne G L. Harmonious passion as an explanation of the relation between signature strengths' use and well-being at work: Test of an intervention program [J]. Human Relations, 2012, 65(9): 1233-1252.

[37] Tepper B J, Lockhart D, Hoobler J. Justice, citizenship, and role definition effects [J]. Journal of Applied Psychology, 2001, 86(4): 789-796.

[38] Hoch J E. Shared leadership and innovation: The role of vertical leadership and employee integrity [J]. Journal of Business and Psychology, 2013, 28(2): 159-174.

[39] Hoch J E, Dulebohn J H. Shared leadership in enterprise resource planning and human resource management system implementation [J]. Human Resource Management Review, 2013, 23(1): 114-125.

[40] Yammarino F J, Salas E, Serban A, Shirreffs K, Shuffler M L. Collectivistic leadership approaches: Putting the “we” in leadership science and practice [J]. Industrial and Organizational Psychology, 2012, 5(4): 382-402.

[41] Gómez C, Rosen B. The leader-member exchange as a link between managerial trust and employee empowement [J]. Group & Organization Management, 2001, 26(1): 53-69.

[42] Sparrowe R T, Liden R C. Process and structure in leader-member exchange [J]. Academy of Management Review, 1997, 22(2): 522-552.

[43] Hiller N J, Day D V, Vance R J.Collective enactment of leadership roles and team effectiveness: A field study [J]. The Leadership Quarterly, 2006, 17(4): 387-397.

[44] Bliese P D. Within-group agreement, non-independence, and reliability: Implications for data aggregation and analysis. In K J Klein, S W J Kozlowski (Eds.), Multilevel theory, research and methods in organizations [M]. San Francisco: Jossey-Bass, 2000, 349-381.

[45] Hoffmann D A, Griffin M A, Gavin M B. The application of hierarchical linear modeling to organization research. In K J Klein, S W J Kozlowski (Eds.), Multilevel theory, research, and methods in organizations [M]. San Francisco: Jossey-Bass, 2000, 467-511.

[46] Preacher K J, Zyphur M J, Zhang Z. A general multilevel SEM framework for assessing multilevel mediation [J]. Psychological methods, 2010, 15(3): 209-233.

[47] Aiken L S, West S G. Multiple regression: Testing and interpreting interactions[M]. Thousand Oaks, CA: Sage, 1991.

[48] Morrison E W, Milliken F J. Organizational silence: A barrier to change and development in a pluralistic world [J]. Academy of Management Review, 2000, 25(4): 706-725.

[49] Liu S, Hu J, Li Y, Wang Z, Lin X. examining the cross-level relationship between shared leadership and learning in teams: Evidence from China [J]. The Leadership Quarterly, 2014, 25(2): 282-295.

[50] Zhang Z, Waldman D A, Wang Z. A multilevel investigation of leader-member exchange, informal leader emergence, and individual and team performance [J]. Psychology Psychology, 2012, 65(1): 49-78.

[51] Li S L, He W, Yam K C, Long L R. When and why empowering leadership increases followers’ taking charge: A multilevel examination in China [J]. Asia Pacific Journal of Management, 2015, 32(3): 645-670.

[52] Carson J B, Tesluk P E, Marrone J A. Shared leadership in teams: An investigation of antecedent conditions and performance [J]. Academy of Management Journal, 2007, 50(5): 1217-1234.

[53] Hoch J E, Pearce C L, Welzel L. Is the most effective team leadership shared? The impact of shared leadership, age diversity and coordination on team performance [J]. Journal of Personnel Psychology, 2010, 9(3):105-116.

[54] Zhou W. When does shared leadership matter in entrepreneurial teams: The role of personality composition [J]. International Entrepreneurship and Management Journal, 2016, 12(1): 153-169.

From passive to active:The effect of shared leadership on employee taking charge behavior and its mechanisms

HAO Po1, LONG Lirong2

(1 School of Economics and Management, Northwest University, Xi’an 710127, China;2 School of Management, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan 430074, China)

Ways in which employees can be taught to think of their extra-role behaviors as their in-role behaviors, such as the active initiation of taking charge behavior, has attracted more and more attention from scholars and managers in recent years. Although the current body of research has already discussed the drivers of employees' taking charge behavior, it mainly focuses on the impact of formal vertical leadership and employees’ own character quirks, in turn giving less attention to the role of team dynamics in initiating the taking charge behavior. To analyze the aforementioned theoretical problem, this study primarily examines the impact of shared leadership on employee initiation of taking charge behavior by assessing factors that drive employee initiative (including self-efficacy within the boundaries of a role, effective definition of a role, and passion for harmonious work), and the intermediary role these factors play in mediating active taking charge behavior. Finally, the quality of formal leader-member exchange and its role in regulating shared leadership and employee proactive motivation is examined.

In order to avoid common bias in methodology, paired data of 69 team leaders and 262 employees was used as a research sample. Specifically, employees assessed shared leadership, self-efficacy within the boundaries of a role, effective definition of a role, passion for harmonious work, and the quality of leader-member exchange, while their superiors assessed employees’ initiation of taking charge behavior. First, the discriminant validity of the main research variables was evaluated using a structural equation model and AMOS 17.0. Second, descriptive statistical analysis of the main research variables was performed using SPSS 18.0. Finally, the proposed hypothesis was tested using HLM 6.0, R programming, a multi-layered linear model, and the bootstrap method.

Consistent with the proposed hypothesis, cross-level analysis results show that: (1) Shared leadership has a significant positive impact on employees’ initiation of taking charge behavior; (2) Effective definition of a role and passion for harmonious work mediate the relationship between shared leadership and employee initiation of taking charge behaviors; (3) The quality of leader-member exchange regulates the relationship between shared leadership, employee self-efficacy within the boundaries of a role, and passion for harmonious work. The higher the quality of leader-member exchange, the greater the breadth of shared leadership over employee roles, and the greater the influence of self-efficacy and passion for harmonious work; (4) The quality of leader-member exchange regulates the indirect effects of shared leadership and self-efficacy on employee initiation of taking charge behavior; the higher the quality of leader-member exchange, the more remarkable the effect.

The theoretical contribution of this research is reflected in the following aspects. First, because previous research into the drivers of employees’ taking charge behavior mainly focused on formal vertical leadership and employee character quirks, the first theoretical contribution of this research is to explore the informal leadership of a shared leadership team as a driver of this behavior. The second contribution of this study is to explore the mediating effect of different motivators of initiative on shared leadership and employee initiation of taking charge behavior – including self-efficacy within the boundaries of a role, effective definition of a role, and passion for harmonious work – based on self-determination theory. Finally, this study also examines, from a formal leadership perspective, the role of leader-member exchange quality in regulating the relationship between shared leadership and employee initiation of taking charge behaviors.

Finally, this study provides some management practice implications for how shared leadership affects employees' taking charge behavior. The results of the study show that shared leadership can enhance employees’ proactive motivation to take initiative, and that the more active the external leadership support, the stronger the employees’ proactive motivation to demonstrate taking charge behaviors. Enterprises can implement shared leadership and improve the support behavior of formal leaders to motivate employees towards initiating taking charge behaviors.

Shared leadership; Taking charge behavior; Proactive motivation; Leader-member exchange

2017-07-07

2017-12-06

Funded Project: Supported by the Kay Program of National Natural Science Foundation of China (71232001) and the Youth Project of the National Natural Science Foundation of China (71702145；71402061)

C93

A

1004-6062(2020)02-0011-010

10.13587/j.cnki.jieem.2020.02.002

2017-07-07

2017-12-06

國家自然科學基金資助重點項目（71232001）；國家自然科學基金資助青年項目（71702145；71402061）

蒿坡（1988—），女，陜西西安人；西北大學經(jīng)濟管理學院講師；研究方向：組織行為與人力資源管理。

中文編輯：杜 ??；英文編輯：Boping Yan