王艷子 張 婷

(山西大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院)

1 研究背景

在VUCA時(shí)代，僅依靠規(guī)范化的計(jì)劃和安排容易使企業(yè)發(fā)展陷入瓶頸，傳統(tǒng)的計(jì)劃與控制理論已然無(wú)法滿足企業(yè)發(fā)展需求。為了幫助企業(yè)適應(yīng)不斷變化的外部環(huán)境，學(xué)術(shù)界提出了組織即興理論。該理論認(rèn)為，要及時(shí)響應(yīng)突發(fā)性的環(huán)境變化，組織及其成員必須采取非計(jì)劃性的即興行為[1]。組織即興建立在個(gè)體即興系統(tǒng)整合基礎(chǔ)上，個(gè)體即興行為是指在預(yù)先計(jì)劃無(wú)法應(yīng)對(duì)突發(fā)的環(huán)境變化情況下，員工自發(fā)整合或利用現(xiàn)有資源并采用創(chuàng)造性方法有效解決突發(fā)問(wèn)題的行為[2]，該行為具有自發(fā)性、創(chuàng)造性和資源依賴性等特征。個(gè)體即興行為不僅是組織變革和創(chuàng)新的源泉，也是員工打破現(xiàn)有認(rèn)知約束激發(fā)創(chuàng)新思維從而提高工作績(jī)效的有效策略[3]。目前，員工即興行為的研究正處于起步階段，現(xiàn)有研究探討了團(tuán)隊(duì)凝聚力[2]、組織文化[3]、組織記憶[4]等組織情境因素對(duì)員工即興行為的激發(fā)作用。然而，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為重要的組織情境因素，其對(duì)員工即興行為的作用機(jī)制并未引起足夠的重視。包容型領(lǐng)導(dǎo)鼓勵(lì)員工提出新想法，包容員工的錯(cuò)誤，促使員工以組織發(fā)展為己任，認(rèn)真履行工作責(zé)任，甚至從事超越工作要求的主動(dòng)行為[5]。PARKER等[6]提出的主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型系統(tǒng)地揭示了員工實(shí)施主動(dòng)行為的組織、領(lǐng)導(dǎo)和個(gè)體等層面的影響因素，為學(xué)者們探究員工主動(dòng)行為的產(chǎn)生機(jī)制提供了新的理論視角。鑒于此，本研究基于該模型探討包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為的影響機(jī)制。

即興行為是在不可能預(yù)留出更多時(shí)間尋找解決方法的情況下，員工繞過(guò)正式的組織計(jì)劃快速思考并立即行動(dòng)[3]。如果沒(méi)有推動(dòng)員工擺脫規(guī)則束縛為組織變革做貢獻(xiàn)的內(nèi)在動(dòng)力，員工不可能從事該行為，尤其是中國(guó)文化強(qiáng)調(diào)遵從權(quán)威和規(guī)范，缺乏較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)，員工很難有打破組織規(guī)則的意愿[7]。為了更好地詮釋個(gè)體主動(dòng)行為的激發(fā)機(jī)理，PARKER等[6]借鑒動(dòng)機(jī)理論和期望理論的觀點(diǎn)提出了主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型，指出員工從事主動(dòng)行為需要較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)狀態(tài)(包括能力動(dòng)機(jī)、原因動(dòng)機(jī)和能量動(dòng)機(jī))，員工可以基于單一、兩種或三種動(dòng)機(jī)的混合路徑實(shí)施主動(dòng)行為?；诖?，本研究擬探究外在情境因素包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為的影響機(jī)制，而能力動(dòng)機(jī)更傾向于個(gè)體內(nèi)在特征變量，因此，選擇原因動(dòng)機(jī)和能量動(dòng)機(jī)作為中介機(jī)制的解釋路徑。組織自尊反映了員工對(duì)自己在組織中角色價(jià)值的判斷，體現(xiàn)了員工感知到自己在組織中的重要程度[8]。一般而言，組織自尊較高的員工具有較強(qiáng)的原因動(dòng)機(jī)為組織發(fā)展做出貢獻(xiàn)。有研究表明，組織自尊在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)行為之間起到中介作用[9]。鑒于此，本研究擬基于原因動(dòng)機(jī)路徑，探究組織自尊是否在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間也會(huì)起到中介作用。

積極情緒是促使員工實(shí)施主動(dòng)行為的能量動(dòng)機(jī)[6]，團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍反映了成員對(duì)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部存在積極情緒的共享感知，可以激發(fā)員工積極的工作態(tài)度和工作行為[10]。包容型領(lǐng)導(dǎo)愿意傾聽(tīng)員工想法，給予員工指導(dǎo)和幫助，這有助于員工產(chǎn)生積極情緒[11]，團(tuán)隊(duì)成員之間通過(guò)情緒感染促使團(tuán)隊(duì)內(nèi)部形成積極情緒氛圍，提供給團(tuán)隊(duì)成員從事主動(dòng)行為的能量動(dòng)機(jī)。由此，本研究基于能量動(dòng)機(jī)路徑，探究團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的中介作用。此外，主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型指出，工作環(huán)境因素在個(gè)體從事主動(dòng)行為的過(guò)程中發(fā)揮情境調(diào)節(jié)作用[6]。當(dāng)處于積極情緒氛圍的團(tuán)隊(duì)環(huán)境中時(shí)，員工更可能展現(xiàn)出主動(dòng)行為，并且會(huì)調(diào)節(jié)動(dòng)機(jī)狀態(tài)與員工主動(dòng)行為之間的作用關(guān)系。以往研究表明，僅依靠個(gè)體心理資源無(wú)法促使員工持續(xù)實(shí)施主動(dòng)行為，個(gè)體心理因素和工作情境因素的交互可以更清晰地解釋員工主動(dòng)行為的產(chǎn)生機(jī)制。例如，鄭馨怡等[12]的研究發(fā)現(xiàn)，高組織自尊的員工在組織給予較多支持的情況下會(huì)表現(xiàn)出較高的創(chuàng)新行為。鑒于此，本研究基于主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型，探究團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍對(duì)組織自尊與員工即興行為關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用，以及對(duì)組織自尊中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為

包容型領(lǐng)導(dǎo)是一種典型的關(guān)系型領(lǐng)導(dǎo)，具體表現(xiàn)為傾聽(tīng)下屬想法，注重與下屬的雙向互動(dòng)，下屬遇到問(wèn)題時(shí)能夠及時(shí)給予幫助等[13]。由于包容型領(lǐng)導(dǎo)可以滿足員工對(duì)工作自主性與追求差異化的需求因而受到關(guān)注，其在與下屬互動(dòng)中表現(xiàn)出民主的、支持型的領(lǐng)導(dǎo)行為能夠激發(fā)員工創(chuàng)新行為[14]等角色外行為。但需要指出的是，包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為的影響研究目前還較為匱乏。

包容型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)為員工提供必要的知識(shí)、信息、指導(dǎo)等資源幫助下屬有效完成工作，增強(qiáng)了員工實(shí)施即興行為的“能力動(dòng)機(jī)”。一方面，包容型領(lǐng)導(dǎo)提升了員工的能力感知，員工遇到問(wèn)題時(shí)能夠及時(shí)獲得包容型領(lǐng)導(dǎo)的指導(dǎo)和幫助，滿足了員工在開(kāi)展工作時(shí)對(duì)支持性資源的需要[14]，有效補(bǔ)充了員工因采用新方法解決問(wèn)題所消耗的資源，這有助于提升員工解決突發(fā)問(wèn)題的能力感知。員工對(duì)自身能力的積極認(rèn)知不僅有助于降低員工對(duì)不確定性的敏感度，增強(qiáng)克服障礙的信心[6]，而且能使員工把注意力放在值得追求的事情上面，從而不被組織內(nèi)的各種規(guī)則束縛，增強(qiáng)走出舒適區(qū)探索未知世界的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而會(huì)采取即興行為創(chuàng)造性地應(yīng)對(duì)突發(fā)情況[15]。另一方面，包容型領(lǐng)導(dǎo)提供給員工施展能力的機(jī)會(huì)，積極支持員工參與決策，倡導(dǎo)員工表達(dá)自己的新想法，并且愿意就改善工作實(shí)現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)的新方法展開(kāi)討論，從而為員工采用新穎性方法解決問(wèn)題提供更廣闊的空間[16]。由此，當(dāng)面臨突發(fā)意外情況時(shí)，員工會(huì)愿意發(fā)揮自己的創(chuàng)造性才能，主動(dòng)采取即興行為解決問(wèn)題。

雖然能力動(dòng)機(jī)很重要，但個(gè)人即便覺(jué)得有能力實(shí)施主動(dòng)行為，也未必去實(shí)施該行為，個(gè)體實(shí)施主動(dòng)行為還需要有較強(qiáng)的原因動(dòng)機(jī)[6]。鑒于此，本研究基于原因動(dòng)機(jī)路徑，從兩個(gè)方面分析包容型領(lǐng)導(dǎo)如何激發(fā)員工即興行為。首先，包容型領(lǐng)導(dǎo)鼓勵(lì)員工勇于表達(dá)自己的觀點(diǎn)，賦予員工必要的工作自主權(quán)開(kāi)展工作，領(lǐng)導(dǎo)的鼓勵(lì)使得員工產(chǎn)生被信任的感知，授予員工一定的自主權(quán)滿足了員工的自主性需要，因而員工在工作中會(huì)呈現(xiàn)出積極的參與態(tài)度[17]，主動(dòng)實(shí)施幫助組織擺脫困境的即興行為。其次，包容型領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)為工作中的差錯(cuò)是不可避免的，通過(guò)開(kāi)誠(chéng)布公地傾聽(tīng)員工意見(jiàn)展現(xiàn)對(duì)員工觀點(diǎn)和差錯(cuò)的包容。這便為員工營(yíng)造了一個(gè)相對(duì)安全的工作氛圍[14]，使得員工認(rèn)為在組織中提出新想法并冒險(xiǎn)違背常規(guī)采用創(chuàng)造性的解決方案是安全的，降低了員工實(shí)施即興行為的風(fēng)險(xiǎn)感知[18]。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為具有正向影響。

2.2 組織自尊的中介作用

組織自尊是員工對(duì)自身在組織中重要性的自我認(rèn)知和判斷，即個(gè)體認(rèn)為自己對(duì)組織有用以及有能力為組織創(chuàng)造價(jià)值[8]。一般而言，組織并未對(duì)員工實(shí)施主動(dòng)行為給予明確的獎(jiǎng)勵(lì)措施，員工需要具備較強(qiáng)的原因動(dòng)機(jī)才會(huì)自愿從事主動(dòng)行為[6]。即興行為需要員工打破現(xiàn)有的組織規(guī)則，采用新穎性方式解決突發(fā)問(wèn)題，這當(dāng)中蘊(yùn)含著一定的風(fēng)險(xiǎn)[19]，因此，員工需要較強(qiáng)的原因動(dòng)機(jī)才會(huì)實(shí)施即興行為。組織自尊較高的員工會(huì)意識(shí)到自己是對(duì)組織有價(jià)值的內(nèi)部成員，認(rèn)為個(gè)人利益與組織利益密不可分，具有較強(qiáng)的原因動(dòng)機(jī)自愿從事利組織的主動(dòng)行為[20]。本研究基于原因動(dòng)機(jī)路徑，從以下兩個(gè)方面分析組織自尊的中介作用。

首先，包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工積極分享組織權(quán)力，向員工傳遞“上級(jí)肯定我的能力并且信任我”的信號(hào)，進(jìn)而產(chǎn)生較高的組織自尊[21]。較高的組織自尊意味著員工意識(shí)到自己是組織的重要成員，感知到自己的工作行為對(duì)組織的重要意義和價(jià)值[22]。根據(jù)原因動(dòng)機(jī)路徑，當(dāng)員工發(fā)現(xiàn)自己的工作富有意義和價(jià)值時(shí)，便更有可能實(shí)施主動(dòng)行為[6]。由此，較高的組織自尊提升了員工的工作意義感，進(jìn)而員工在面對(duì)突發(fā)情況時(shí)會(huì)自愿實(shí)施即興行為以便體現(xiàn)個(gè)人在企業(yè)中的重要價(jià)值。

其次，包容型領(lǐng)導(dǎo)重視與員工的雙向互動(dòng)，強(qiáng)調(diào)機(jī)會(huì)均等、利益共享，致力于營(yíng)造公平的組織氛圍，員工會(huì)感受到自己被尊重而不是受忽視，從而提高自身在組織中重要性的評(píng)價(jià)形成較高的組織自尊[23]。較高的組織自尊意味著員工認(rèn)為自己在組織中扮演重要和有意義的角色，因而員工會(huì)對(duì)組織產(chǎn)生較強(qiáng)的認(rèn)同感，激發(fā)員工采取創(chuàng)造性工作方法努力實(shí)現(xiàn)企業(yè)目標(biāo)的組織責(zé)任感[24]。根據(jù)原因動(dòng)機(jī)路徑，組織責(zé)任感可以激發(fā)員工為組織做貢獻(xiàn)的強(qiáng)烈愿望進(jìn)而從事利組織的主動(dòng)行為[6]。鑒于此，較高的組織自尊使得員工能夠在充滿不確定性的緊急情況下冒險(xiǎn)整合已有資源解決困難并積極實(shí)施即興行為。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2組織自尊在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間起到中介作用。

2.3 團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的中介作用

團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍是指團(tuán)隊(duì)成員在工作中與其他成員分享各自的積極情感從而形成團(tuán)隊(duì)積極情緒狀態(tài)的共享感知[10]。主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型認(rèn)為，相較于能力動(dòng)機(jī)和原因動(dòng)機(jī)兩種“冷”動(dòng)機(jī)，能量動(dòng)機(jī)這種“熱”動(dòng)機(jī)對(duì)個(gè)體實(shí)施主動(dòng)行為的影響更為直接[6]。由此，本研究基于能量動(dòng)機(jī)路徑，探討團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的中介作用。首先，包容型領(lǐng)導(dǎo)幫助員工排憂解難，使員工感到快樂(lè)和滿足，員工會(huì)把個(gè)人積極情緒帶到團(tuán)隊(duì)互動(dòng)中[11]，通過(guò)顯性和隱性的過(guò)程將積極情緒傳遞給其他成員進(jìn)而形成積極情緒氛圍，較高的積極情緒氛圍可以為員工提供能量激發(fā)員工主動(dòng)行為[25]。其次，包容型領(lǐng)導(dǎo)愿意傾聽(tīng)員工的真實(shí)想法，能夠就預(yù)期目標(biāo)及實(shí)現(xiàn)這些目標(biāo)的新方法與員工展開(kāi)討論，主張與員工建立和諧的上下級(jí)關(guān)系，而包容型領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出的開(kāi)放性和易接近性等特征會(huì)讓員工感知到領(lǐng)導(dǎo)是平易近人的[26]。由此，員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的這種積極評(píng)估有利于促進(jìn)員工產(chǎn)生積極情緒。即員工通過(guò)人際互動(dòng)與其他成員彼此分享積極情緒，促進(jìn)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部形成共享的積極情緒感知從而形成積極情緒氛圍[25]。能量動(dòng)機(jī)路徑認(rèn)為，積極情緒通過(guò)擴(kuò)展個(gè)體認(rèn)知靈活性促進(jìn)個(gè)體實(shí)施更具挑戰(zhàn)性的主動(dòng)行為[6]。積極情緒氛圍有利于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的良性互動(dòng)，增強(qiáng)員工對(duì)工作中信息和機(jī)會(huì)的敏感性并對(duì)刺激及時(shí)做出反應(yīng)，激發(fā)員工采用不同尋常的、具有創(chuàng)造性的思維模式靈活地對(duì)突發(fā)情境做出響應(yīng)[27]。另外，積極情緒氛圍帶給員工的積極情緒感知不僅有利于拓寬員工認(rèn)知思維，而且還能為員工實(shí)施即興行為提供情感能量，有助于員工從理性的認(rèn)知要素和感性的情感要素兩個(gè)方面對(duì)即興行為進(jìn)行綜合判斷[28]。即當(dāng)組織環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，員工愿意打破組織規(guī)則主動(dòng)實(shí)施即興行為幫助組織解決突發(fā)情況。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間起到中介作用。

2.4 團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的跨層次調(diào)節(jié)作用

盡管較高的組織自尊是員工實(shí)施即興行為的重要原因，但是員工嵌套于團(tuán)隊(duì)，員工動(dòng)機(jī)狀態(tài)的積極效果必然會(huì)受到團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的影響。能量動(dòng)機(jī)路徑認(rèn)為，積極情緒狀態(tài)可以提升個(gè)體應(yīng)對(duì)環(huán)境變化的適應(yīng)能力[6]。在高水平的積極情緒氛圍中，員工會(huì)產(chǎn)生充滿活力的積極情緒狀態(tài)，高漲的積極情緒狀態(tài)可以拓寬員工對(duì)適應(yīng)環(huán)境變化的即興行為的積極認(rèn)知，而非只關(guān)注該行為帶來(lái)的不確定性[29]，這為員工從事即興行為提供了“能量動(dòng)機(jī)”。即使員工的組織自尊較低，也可以在與團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行積極情緒交流過(guò)程中感受到被認(rèn)可，促使員工通過(guò)表現(xiàn)出即興行為以便對(duì)組織內(nèi)外部環(huán)境變化做出積極響應(yīng)。另外，根據(jù)主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型，如果實(shí)施具有風(fēng)險(xiǎn)性的主動(dòng)行為能夠彰顯個(gè)人價(jià)值，個(gè)體便有動(dòng)力從事該主動(dòng)行為[6]。積極情緒氛圍可以帶來(lái)更多的團(tuán)隊(duì)內(nèi)部合作，有利于增強(qiáng)員工對(duì)組織的認(rèn)可與情感依附[10]，增強(qiáng)高組織自尊的員工對(duì)實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的積極認(rèn)知，從而主動(dòng)實(shí)施即興行為應(yīng)對(duì)組織環(huán)境的變化。相反，低水平的團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍會(huì)削弱組織自尊對(duì)員工即興行為的積極影響。一方面，低水平的團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍會(huì)帶給員工擔(dān)憂、不安、沮喪等消極情緒，這些消極情緒會(huì)抑制員工靈活性和創(chuàng)造性的思維模式[28]，而且使員工過(guò)于關(guān)注即興行為可能帶來(lái)的失敗。即使員工具有較高的組織自尊，由于長(zhǎng)時(shí)間處于充滿負(fù)面情緒的團(tuán)隊(duì)中也會(huì)弱化幫助組織應(yīng)對(duì)危機(jī)的即興行為。另一方面，低水平的積極情緒氛圍容易使員工產(chǎn)生以自我為中心的情緒(如驕傲、憤怒等[29])，即使員工具有較高的組織自尊，受到消極情緒的影響，員工也會(huì)由于缺乏能量動(dòng)機(jī)而不會(huì)主動(dòng)實(shí)施即興行為。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4a團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍正向調(diào)節(jié)組織自尊對(duì)員工即興行為的積極影響。

綜合假設(shè)2和假設(shè)4a，本研究進(jìn)一步推斷團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍可以調(diào)節(jié)組織自尊的中介效應(yīng)。在高水平的團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍中，由包容型領(lǐng)導(dǎo)促使產(chǎn)生較高組織自尊的員工，可以進(jìn)一步通過(guò)與他人進(jìn)行積極情緒交流緩解即興行為引發(fā)的壓力和心理倦怠，從而使得員工在對(duì)即興行為的認(rèn)知過(guò)程中更關(guān)注其帶來(lái)的積極影響，最終敢于實(shí)施逾越規(guī)則的即興行為。相反，在低水平的團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍中，負(fù)面的情緒體驗(yàn)會(huì)降低員工對(duì)即興行為的積極認(rèn)知[30]。即便包容型領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工產(chǎn)生較高的組織自尊，員工也會(huì)因?yàn)閾?dān)心即興行為可能帶來(lái)消極結(jié)果而不愿意主動(dòng)實(shí)施該行為。由此，提出如下假設(shè):

假設(shè)4b團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍對(duì)組織自尊在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間的中介效應(yīng)起到正向調(diào)節(jié)作用。

綜上，構(gòu)建如下研究模型(見(jiàn)圖1)。

圖1 研究模型

3 研究方法

3.1 樣本情況

本研究采用領(lǐng)導(dǎo)下屬配對(duì)方式收集樣本，考慮到即興行為對(duì)員工創(chuàng)造性的要求較高，調(diào)研企業(yè)涉及生物制藥、軟件開(kāi)發(fā)、建筑設(shè)計(jì)等行業(yè)。調(diào)研樣本來(lái)自于重慶、廣州、蘇州等城市的13家中小型企業(yè)，采用每個(gè)團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)和員工的姓名首字母將兩套問(wèn)卷進(jìn)行配對(duì)，發(fā)放問(wèn)卷時(shí)領(lǐng)導(dǎo)員工配對(duì)比例為1∶5。為了減少數(shù)據(jù)的同源方差，本研究分為兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)(間隔1個(gè)月)收集領(lǐng)導(dǎo)和下屬的配對(duì)數(shù)據(jù)。在發(fā)放問(wèn)卷之前，課題組首先與企業(yè)負(fù)責(zé)人取得聯(lián)系，確定每個(gè)團(tuán)隊(duì)參與本次問(wèn)卷調(diào)查的領(lǐng)導(dǎo)和員工的姓名首字母。領(lǐng)導(dǎo)版調(diào)查問(wèn)卷由領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)員工即興行為，以及領(lǐng)導(dǎo)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息，共發(fā)放領(lǐng)146份，收回114份，問(wèn)卷回收率為78.1%。員工版調(diào)查問(wèn)卷以領(lǐng)導(dǎo)的直接下屬作為調(diào)查對(duì)象，調(diào)查變量包括包容型領(lǐng)導(dǎo)、組織自尊、團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍和下屬的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息，共發(fā)放570份，收回問(wèn)卷502份，問(wèn)卷回收率為88.1%。剔除掉填寫不完整或沒(méi)有編號(hào)無(wú)法進(jìn)行配對(duì)、填答前后存在矛盾、全部填寫同一個(gè)選項(xiàng)的無(wú)效問(wèn)卷之后，獲得有效配對(duì)的領(lǐng)導(dǎo)問(wèn)卷100份，員工問(wèn)卷418份，最后獲得領(lǐng)導(dǎo)員工的平均配對(duì)比例為1∶4。在領(lǐng)導(dǎo)樣本中，性別方面，男性占74.0%、女性占26.0%(1)孔靚等[9]在探究包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)行為的影響研究中，女性領(lǐng)導(dǎo)樣本占比為27.8%，因此，本研究女性領(lǐng)導(dǎo)樣本盡管占比較少，但與類似研究的樣本規(guī)模趨于一致。；年齡方面，30歲及以下占17.0%、31～35歲占26.0%、36歲及以上占57.0%；學(xué)歷方面，大專及以下占22.0%、本科占63.0%、碩士及以上占15.0%。在員工樣本中，性別方面，男性占51.9%、女性占48.1%；年齡方面，25歲及以下占13.4%、26～30歲占48.6%、30歲及以上占38.0%；學(xué)歷方面，大專及以下占34.0%、本科占54.1%、碩士及以上占11.9%。

3.2 變量測(cè)量

(1)包容型領(lǐng)導(dǎo)該變量的測(cè)量采用CARMELI等[13]開(kāi)發(fā)的量表，包括“我的領(lǐng)導(dǎo)樂(lè)于聽(tīng)取新的觀點(diǎn)”等9個(gè)題項(xiàng)。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.915。

(2)組織自尊該變量的測(cè)量采用PIERCE等[8]開(kāi)發(fā)的量表，包括“我在組織中占有一席之地”等10個(gè)題項(xiàng)。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.920。

(3)團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍該變量的測(cè)量，本研究基于LIU等[10]對(duì)團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的研究，選取了團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍維度，包括“團(tuán)隊(duì)成員之間氣氛融洽”等8個(gè)題項(xiàng)。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.922。

(4)員工即興行為該變量的測(cè)量采用MAGNI等[2]開(kāi)發(fā)的量表，包括“他/她能當(dāng)場(chǎng)處理意外情況”等7個(gè)題項(xiàng)。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)為0.902。

(5)控制變量本研究中，將員工和領(lǐng)導(dǎo)的性別、年齡與學(xué)歷作為控制變量進(jìn)行分析。

4 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

4.1 聚合分析

包容型領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍屬于團(tuán)隊(duì)層面變量，但是這兩個(gè)變量均由員工填答，因此，需要把個(gè)體層面數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層面。本研究采用Rwg、ICC(1)和ICC(2)檢驗(yàn)員工填答的包容型領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的數(shù)據(jù)是否符合聚合要求。運(yùn)用SPSS 22.0軟件計(jì)算得到，包容型領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的Rwg值分別為0.912和0.854，均符合Rwg大于0.70的標(biāo)準(zhǔn)，且包容型領(lǐng)導(dǎo)的ICC(1)和ICC(2)分別0.193和0.501，團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的ICC(1)和ICC(2)分別為0.331和0.674，符合ICC(1)大于0.05以及ICC(2)大于0.50的標(biāo)準(zhǔn)，因此，將員工填答的這兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層次是合理的。

4.2 區(qū)分效度與同源偏差檢驗(yàn)

本研究分兩個(gè)時(shí)點(diǎn)收集樣本數(shù)據(jù)，包容型領(lǐng)導(dǎo)、團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍和組織自尊均由員工評(píng)價(jià)，而員工即興行為雖然由領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)，但也可能由于變量選擇等方面的原因?qū)е逻@4個(gè)變量的區(qū)分效度不佳。由此，本研究對(duì)包容型領(lǐng)導(dǎo)、團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍、組織自尊和員工即興行為4個(gè)變量分別進(jìn)行單因子、二因子、三因子和四因子驗(yàn)證性因子分析來(lái)檢驗(yàn)區(qū)分效度(見(jiàn)表1)。由表1可知，在四因子模型中，χ2/df小于3、RMSEA小于0.08、SRMR小于0.08、CFI和TLI都大于0.90，各項(xiàng)指標(biāo)均符合要求，明顯優(yōu)于其他模型，表明區(qū)分效度良好。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注：Il代表包容型領(lǐng)導(dǎo)、Tp代表團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍、Ob代表組織自尊、Ei代表員工即興行為。

本研究采用“不可測(cè)量潛在方法因子效應(yīng)控制法”進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，加入共同方法因子的五因子模型擬合指數(shù)為χ2=1 211.308、df=495，χ2/df=2.447、RMSEA=0.060、SRMR=0.045、CFI=0.915、TLI=0.904。本研究共同方法偏差影響較小，相較于四因子模型，五因子模型的χ2雖然得到改善，Δχ2=73.357、Δdf=26，但是ΔRMSEA=0.000、ΔSRMR=0.000、ΔCFI=0.006、ΔTLI=0.002，五因子模型的其他擬合指數(shù)并沒(méi)有顯著改善。

4.3 相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，組織自尊與員工即興行為顯著正相關(guān)(r=0.312，p<0.01)，包容型領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍顯著正相關(guān)(r=0.545，p<0.01)，相關(guān)分析結(jié)果與本研究的理論預(yù)期基本相符。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

注：*、**分別表示p<0.05、p<0.01，下同。

4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

鑒于本研究的研究變量涉及團(tuán)隊(duì)和員工兩個(gè)層次，因此，需要采用跨層次模型檢驗(yàn)假設(shè)。由此，構(gòu)建零模型計(jì)算結(jié)果變量員工即興行為的組內(nèi)方差和組間方差。員工即興行為組內(nèi)方差(σ2)為0.259，組間方差(τ00)為0.203，總方差為0.462，組間方差占總方差比例為43.9%，遠(yuǎn)大于0.059的判定標(biāo)準(zhǔn)，因此，本研究數(shù)據(jù)適合采用跨層次分析。

4.4.1主效應(yīng)及中介效應(yīng)檢驗(yàn)

主效應(yīng)及中介效應(yīng)結(jié)果見(jiàn)表 3。表3中，模型4為主效應(yīng)檢驗(yàn)，在控制了員工和領(lǐng)導(dǎo)的性別、年齡和學(xué)歷后，包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為具有顯著正向影響(γ01=0.585，p<0.001)。由此，假設(shè)1得到支持。表3中，由模型1可知，包容型領(lǐng)導(dǎo)正向影響組織自尊(γ01=0.551，p<0.001)；由模型2可知，包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍產(chǎn)生顯著正向影響(γ01=0.576，p<0.001)；模型5中，將包容型領(lǐng)導(dǎo)、組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍同時(shí)納入回歸方程，包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為的影響系數(shù)變小且仍然顯著(γ01=0.354，p<0.01)，表明組織自尊在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間起部分中介作用(γ10=0.130，p<0.05)、團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間也起到部分中介作用(γ02=0.416，p<0.001)。由此，假設(shè)2和假設(shè)3得到支持。

表3 主效應(yīng)及中介效應(yīng)結(jié)果

注：***表示p<0.001，下同。

4.4.2團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的跨層次調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的跨層次調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果見(jiàn)表4。表4中，由模型2可知，組織自尊對(duì)員工即興行為具有顯著正向影響(γ10=0.216，p<0.01)；模型3將組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍同時(shí)納入回歸方程；模型4進(jìn)一步將組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的交互項(xiàng)納入回歸方程。由模型4可知，組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的交互項(xiàng)對(duì)員工即興行為具有顯著正向影響(γ11=0.182，p<0.01)。這表明團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍可以正向調(diào)節(jié)組織自尊與員工即興行為之間的關(guān)系。由此，假設(shè)4a得到支持。有關(guān)調(diào)節(jié)效應(yīng)圖見(jiàn)圖2。即當(dāng)團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍較高時(shí)，組織自尊對(duì)員工即興行為的正向影響較強(qiáng)(β=0.141，p<0.05)；當(dāng)團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍較低時(shí)，組織自尊對(duì)員工即興行為的正向影響不顯著(β=0.021，p>0.05)，假設(shè)4a得到進(jìn)一步支持。

表4 團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的跨層次調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果

圖2 調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

4.4.3被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用MPLUS 7.0軟件分別計(jì)算團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍在正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差情況下的條件間接效應(yīng)值，并使用R軟件的參數(shù)自助法估計(jì)置信區(qū)間。被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果見(jiàn)表5。由表5可知，團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍水平較高時(shí)，組織自尊在包容型領(lǐng)導(dǎo)與員工即興行為之間的中介作用顯著，條件間接效應(yīng)為0.119，95%的置信區(qū)間為[0.047，0.207]，不包含0；團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍水平較低時(shí)，組織自尊的中介作用不再顯著，條件間接效應(yīng)0.042，95%的置信區(qū)間為[-0.027，0.117]，包含0。由此，假設(shè)4b得到支持。

表5 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究采用MPLUS 7.0程序生成的參數(shù)，在R軟件中分別對(duì)組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的中介效應(yīng)、團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的跨層次調(diào)節(jié)效應(yīng)以及被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，利用參數(shù)自助法，設(shè)置抽樣5 000次，如果95%置信區(qū)間不包括0，則表明結(jié)果顯著，假設(shè)進(jìn)一步得到驗(yàn)證。

4.5.1中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。由表6可知，組織自尊的中介效應(yīng)顯著，其值為0.054，95%的置信區(qū)間為[0.007，0.138]不包含0；團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的中介效應(yīng)顯著，其值為0.193，95%的置信區(qū)間[0.081，0.402]，不包含0。另外，組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的總中介效應(yīng)也顯著，其值為0.247，95%的置信區(qū)間為[0.114，0.380]，不包含0。這表明，本研究在控制了其中一個(gè)中介變量的影響之后，另一個(gè)中介變量的作用效果仍然顯著。由此，假設(shè)2和假設(shè)3再次得到支持。此外，由表3中的模型5可知，包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為的直接效應(yīng)顯著(γ01=0.354，p<0.01)。這表明組織自尊和團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍起到部分中介作用。

表6 中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.5.2調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7。由表7可知，團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍水平較高時(shí)，調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)為0.216，95%的置信區(qū)間為[0.101，0.336]，不包含0；團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍水平較低時(shí)，調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)為0.079，95%的置信區(qū)間為[-0.043，0.196]，包含0。由此，假設(shè)4a得到支持。進(jìn)一步的分析表明，高低差值對(duì)應(yīng)的效應(yīng)為0.137，95%的置信區(qū)間為[0.069，0.203]，不包含0。由此，假設(shè)4a再次得到支持。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.5.3被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究通過(guò)調(diào)節(jié)變量取高值和低值時(shí)的間接效應(yīng)差值的顯著性做出判斷，如果間接效應(yīng)差值的置信區(qū)間不包含0，則表明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。由表5可知，高、低積極情緒氛圍下間接效應(yīng)系數(shù)的差異值為0.077，95%置信區(qū)間為[0.034，0.128]，不包含0，表明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。由此，假設(shè)4b得到支持。

5 研究結(jié)論、理論貢獻(xiàn)與管理啟示

本研究主要得到以下結(jié)論：①包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為具有促進(jìn)作用。包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的多樣化觀點(diǎn)持開(kāi)放態(tài)度，員工在需要幫助時(shí)能夠及時(shí)獲得支持和指導(dǎo)，這為員工實(shí)施即興行為構(gòu)建了支持性的組織環(huán)境。②包容型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)提升員工的組織自尊水平進(jìn)而激發(fā)員工即興行為。包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的尊重和認(rèn)可促使員工認(rèn)為自己在組織中具有一定地位，因此，激發(fā)了員工較高的組織自尊。為了維持這種正面的自我認(rèn)知，員工會(huì)通過(guò)實(shí)施即興行為幫助組織應(yīng)對(duì)突發(fā)情況。③包容型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)塑造團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍進(jìn)而激發(fā)員工即興行為。包容型領(lǐng)導(dǎo)能夠激活員工的積極情緒，通過(guò)團(tuán)隊(duì)成員之間的情緒感染進(jìn)而形成團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍，員工在積極情緒資源的驅(qū)使下會(huì)表現(xiàn)出即興行為。④團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍有助于增強(qiáng)組織自尊對(duì)員工即興行為的積極影響，且組織自尊的中介效應(yīng)被團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍所調(diào)節(jié)。

本研究的理論貢獻(xiàn)主要在于：①把即興研究由宏觀視角拓展到微觀視角，深化了對(duì)即興研究的認(rèn)識(shí)?，F(xiàn)有研究主要從宏觀層面探討了組織即興的概念、影響因素和影響效果，盡管也有學(xué)者對(duì)個(gè)體即興展開(kāi)研究，但與組織即興研究相比，個(gè)體即興的實(shí)證研究相對(duì)較少。本研究則將研究對(duì)象聚焦于員工個(gè)體層面，豐富了即興研究的范疇。此外，以往即興研究通常關(guān)注單一層次的影響因素，而MAGNI等[2]則認(rèn)為即興研究應(yīng)當(dāng)采用跨層次分析方法，考慮個(gè)人所嵌入的團(tuán)隊(duì)因素對(duì)員工即興行為的影響機(jī)理。鑒于此，本研究探究了包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工即興行為的跨層次影響，響應(yīng)了學(xué)者們對(duì)員工即興行為開(kāi)展跨層次研究的呼吁，加深了對(duì)員工即興行為觸發(fā)機(jī)制的認(rèn)識(shí)。②將主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型作為構(gòu)建研究框架的理論基礎(chǔ)，拓展了員工即興行為形成機(jī)制的理論視角。目前，對(duì)員工即興行為的實(shí)證研究主要基于自我調(diào)節(jié)理論，尚未有研究基于主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型揭示員工即興行為的形成機(jī)理。PARKER等[6]提出的主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型為揭示員工主動(dòng)行為的產(chǎn)生機(jī)制提供了全新的理論視角，認(rèn)為能力動(dòng)機(jī)、原因動(dòng)機(jī)和能量動(dòng)機(jī)是激發(fā)員工產(chǎn)生主動(dòng)行為的重要路徑。

本研究的管理啟示主要在于：①領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)采取包容型的管理風(fēng)格，為員工實(shí)施即興行為創(chuàng)造有利條件。具體而言，領(lǐng)導(dǎo)者要在管理過(guò)程中踐行包容型領(lǐng)導(dǎo)行為，采取開(kāi)放式溝通模式，鼓勵(lì)員工暢所欲言、表達(dá)不同的觀點(diǎn)和意見(jiàn)，包容員工的差錯(cuò)行為，從而激發(fā)員工在工作中敢于實(shí)施即興行為。②領(lǐng)導(dǎo)者要采取措施提升員工的組織自尊，激發(fā)員工實(shí)施即興行為的原因動(dòng)機(jī)。換言之，領(lǐng)導(dǎo)者要通過(guò)給予員工參與工作決策的機(jī)會(huì)，讓員工承擔(dān)具有挑戰(zhàn)性的工作任務(wù)，對(duì)員工提出的建設(shè)性意見(jiàn)給予褒獎(jiǎng)等措施增強(qiáng)員工的工作成就感，使員工感知到自己在組織中具有重要價(jià)值進(jìn)而產(chǎn)生較高的組織自尊，提升員工實(shí)施即興行為的內(nèi)在動(dòng)力。③團(tuán)隊(duì)內(nèi)部要營(yíng)造積極的情緒氛圍，提升員工實(shí)施主動(dòng)行為的能量動(dòng)機(jī)。一方面，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮榜樣作用，鼓勵(lì)員工以積極心態(tài)面對(duì)工作中的各種問(wèn)題，尤其是面臨挫折和困境時(shí)，引導(dǎo)團(tuán)隊(duì)成員之間良性互動(dòng)進(jìn)而形成團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍；另一方面，組織可以在培訓(xùn)課程中納入情緒管理，邀請(qǐng)專業(yè)人員對(duì)員工進(jìn)行心理疏導(dǎo)，提升員工調(diào)節(jié)自我情緒的能力，通過(guò)組織聚餐或集體外出活動(dòng)緩解員工工作壓力，塑造積極的團(tuán)隊(duì)情緒氛圍。

6 研究局限與展望

本研究也存在一定的局限性：①雖然分兩個(gè)時(shí)點(diǎn)收集領(lǐng)導(dǎo)下屬配對(duì)數(shù)據(jù)，但是仍未較好地滿足追蹤研究至少需要3個(gè)時(shí)點(diǎn)收集數(shù)據(jù)的要求，因此，本研究的有關(guān)研究結(jié)論尚不能完全準(zhǔn)確識(shí)別出變量之間的因果關(guān)系。未來(lái)可以采用3個(gè)及以上時(shí)點(diǎn)收集數(shù)據(jù)進(jìn)行追蹤研究，或者采用實(shí)驗(yàn)研究法，準(zhǔn)確識(shí)別出變量之間的因果關(guān)系。②西方學(xué)者對(duì)包容的理解偏向于接納差異和鼓勵(lì)多元，中國(guó)文化對(duì)包容的理解涵蓋了多元和容錯(cuò)兩層含義，因此，根植于西方文化的包容型領(lǐng)導(dǎo)量表未必完全適應(yīng)中國(guó)本土研究。未來(lái)應(yīng)當(dāng)考慮中國(guó)組織情境下“包容”的特定內(nèi)涵，開(kāi)發(fā)出適合中國(guó)情境的包容型領(lǐng)導(dǎo)量表，為后續(xù)的本土化實(shí)證研究提供更有效的測(cè)量工具。③研究模型未考慮中國(guó)傳統(tǒng)文化對(duì)員工即興行為的影響，未來(lái)應(yīng)把中國(guó)傳統(tǒng)文化因素納入研究模型。中國(guó)傳統(tǒng)文化強(qiáng)調(diào)中庸價(jià)值觀，領(lǐng)導(dǎo)與員工之間有著較高的權(quán)力距離，員工傳統(tǒng)性比較高，這些特征都會(huì)導(dǎo)致員工遵從組織規(guī)則，不愿意冒險(xiǎn)從事具有風(fēng)險(xiǎn)的即興行為。未來(lái)可以進(jìn)一步探究員工中庸價(jià)值觀、員工權(quán)力距離、員工傳統(tǒng)性等變量的調(diào)節(jié)作用效果。