鄒艷春，彭 堅(jiān)，侯 楠

1 廣州大學(xué) 工商管理學(xué)院，廣州 510006 2 北京大學(xué) 光華管理學(xué)院，北京 100871

引言

創(chuàng)新對(duì)于企業(yè)的生存和發(fā)展至關(guān)重要，隨著商業(yè)環(huán)境的急劇變化，領(lǐng)導(dǎo)者僅憑自身才智往往不足以快速、準(zhǔn)確地做出創(chuàng)新決策。此時(shí)，領(lǐng)導(dǎo)者需要采取參與式領(lǐng)導(dǎo)行為，鼓勵(lì)員工參與決策，群力群策推動(dòng)創(chuàng)新。鑒于此，旨在鼓勵(lì)員工參與決策、共同解決問(wèn)題的參與式領(lǐng)導(dǎo)得到學(xué)界和業(yè)界的廣泛關(guān)注。參與式領(lǐng)導(dǎo)是指領(lǐng)導(dǎo)者鼓勵(lì)員工參與決策，與員工分享決策權(quán)并一起做出決策的領(lǐng)導(dǎo)方式[1]。目前，參與式領(lǐng)導(dǎo)被證實(shí)能夠發(fā)揮激勵(lì)功效[2-3]，提升員工創(chuàng)新績(jī)效[4-5]。創(chuàng)新績(jī)效是指員工產(chǎn)生的新穎且有用的想法、方法、程序或生產(chǎn)的新產(chǎn)品[6]。雖然參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系已被揭示，但對(duì)其中的作用機(jī)理還缺乏深入認(rèn)識(shí)。鑒于員工的創(chuàng)新活動(dòng)本質(zhì)上是一個(gè)認(rèn)知過(guò)程，尤其是需要員工對(duì)知識(shí)和信息等要素進(jìn)行認(rèn)知重構(gòu)[6]，本研究基于BANDURA[7]的社會(huì)認(rèn)知理論探究參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)理。特別地，本研究關(guān)注角色寬度自我效能和心理安全感兩類(lèi)認(rèn)知因素在參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效之間的中介作用，角色寬度自我效能指對(duì)自我能力的認(rèn)知[8]，心理安全感[9-10]指對(duì)人際環(huán)境的認(rèn)知。

員工在創(chuàng)新活動(dòng)中的認(rèn)知過(guò)程不僅受到領(lǐng)導(dǎo)行為的影響，還在一定程度上取決于組織層面的一些“軟”“硬”要素的影響，因?yàn)檫@些要素向員工傳達(dá)了組織的非正式期望或正式要求。為了解決這一問(wèn)題，本研究引入“硬”和“軟”兩個(gè)重要的調(diào)節(jié)因素，“硬制度”指發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐，“軟文化”指差錯(cuò)管理氣氛。特別地，本研究認(rèn)為，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐能夠激活并強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工角色寬度自我效能的關(guān)系。因?yàn)樵诎l(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，員工能夠獲得一定的專(zhuān)業(yè)培訓(xùn)或訓(xùn)練[11]。此時(shí)，參與式領(lǐng)導(dǎo)允許員工參與決策，正是給予員工展現(xiàn)和驗(yàn)證自我能力的機(jī)會(huì)，幫助員工建立勝任多種工作角色的信心。此外，差錯(cuò)管理氣氛能夠強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工心理安全感的關(guān)系。因?yàn)閱T工在參與決策或討論過(guò)程中難免犯錯(cuò)，如何積極地管理犯錯(cuò)對(duì)于降低員工的擔(dān)憂(yōu)、培育員工在參與決策過(guò)程中的心理安全感至關(guān)重要[12]。綜上，通過(guò)揭示發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐和差錯(cuò)管理氣氛的調(diào)節(jié)作用，本研究能夠啟發(fā)管理者如何發(fā)揮參與式領(lǐng)導(dǎo)的積極作用。

1 相關(guān)研究評(píng)述

參與式領(lǐng)導(dǎo)是指領(lǐng)導(dǎo)者鼓勵(lì)員工參與決策，在實(shí)際工作中與員工分享決策權(quán)，一起做出決策的領(lǐng)導(dǎo)方式[1]。換言之，參與式領(lǐng)導(dǎo)反映了領(lǐng)導(dǎo)者在做決策時(shí)會(huì)聽(tīng)取員工意見(jiàn)，其主要表現(xiàn)為兩大特征：第一，在決策前征詢(xún)員工意見(jiàn)，以共同解決工作問(wèn)題；第二，在工作中給予員工一定的自由決定權(quán)、有效信息、支持等工作資源。參與式領(lǐng)導(dǎo)和授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)是兩個(gè)相似概念，都強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)者將權(quán)力下放，但兩者的側(cè)重點(diǎn)不同。參與式領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)調(diào)決策權(quán)的下放，即領(lǐng)導(dǎo)者允許員工參與決策會(huì)議并享有發(fā)表意見(jiàn)的權(quán)力[1]。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)更強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)職權(quán)、工作職責(zé)的下放，使員工能夠自主地決定工作開(kāi)展方式，感悟工作的意義和賦能，從而實(shí)現(xiàn)自我管理和自我激勵(lì)[13]。此外，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)將工作職權(quán)下放給員工后，員工容易認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者放任不管，從而降低領(lǐng)導(dǎo)有效性。參與式領(lǐng)導(dǎo)僅僅將決策權(quán)分享給員工，依舊保留其他工作職權(quán)并承擔(dān)相應(yīng)責(zé)任，較少使員工體驗(yàn)到放任感。因此，參與式領(lǐng)導(dǎo)具有一定的獨(dú)特性，在提升員工績(jī)效的同時(shí)，能夠預(yù)防過(guò)度授權(quán)的負(fù)面影響。

自提出參與式領(lǐng)導(dǎo)以來(lái)，受到國(guó)內(nèi)外研究者的關(guān)注，并被證實(shí)能提升員工工作產(chǎn)出。具體而言，員工在這種平等、自主的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格下，具有更高的工作幸福感、工作滿(mǎn)意度和工作績(jī)效。陳雪峰等[14]以294位科研人員為樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)參與式領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工的工作滿(mǎn)意度和工作績(jī)效產(chǎn)生積極作用；HUANG et al.[15]證實(shí)參與式領(lǐng)導(dǎo)能夠激發(fā)員工取得更高的任務(wù)績(jī)效，展現(xiàn)更多的組織公民行為。心理授權(quán)和信任領(lǐng)導(dǎo)在上述過(guò)程中發(fā)揮并行中介作用。LAM et al.[16]認(rèn)為參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工工作績(jī)效呈J形曲線(xiàn)關(guān)系，即只有當(dāng)參與式領(lǐng)導(dǎo)超過(guò)中等水平，才能提升員工工作績(jī)效，員工感知的領(lǐng)導(dǎo)有效性是解釋參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工工作績(jī)效曲線(xiàn)關(guān)系的重要機(jī)理。研究者們普遍證實(shí)了參與式領(lǐng)導(dǎo)在組織中的積極功效，尤其是能夠改善、提升員工的績(jī)效產(chǎn)出。然而，大量研究聚焦于參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工任務(wù)績(jī)效和組織公民行為的關(guān)系[14-16]，僅有少數(shù)研究關(guān)注參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的影響，且未充分揭示內(nèi)部機(jī)理[4-5]。本研究認(rèn)為，關(guān)注參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為具有一定的理論必要性。因?yàn)閰⑴c式領(lǐng)導(dǎo)與員工平等交流、共同決策，在組織中營(yíng)造一種平等支持的氛圍[1-2]，讓員工在工作中敢于做出一些挑戰(zhàn)性行為。此外，參與式領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)讓員工參與決策，為員工提出新穎想法提供了一定的機(jī)會(huì)[15]。這些措施最終均能提升員工的創(chuàng)新績(jī)效。

2 理論分析和研究假設(shè)

本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論，從角色寬度自我效能和心理安全感兩方面揭示參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效之間的中介機(jī)制。社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，外部環(huán)境、認(rèn)知因素和個(gè)體行為之間存在持續(xù)互動(dòng)的關(guān)系，這種互動(dòng)關(guān)系表現(xiàn)為個(gè)體通過(guò)觀察和解讀外部環(huán)境信息來(lái)調(diào)整心理認(rèn)知，并采取與該認(rèn)知相一致的行為[7]。在組織中，領(lǐng)導(dǎo)行為及其傳達(dá)的信息是員工面臨的重要外部環(huán)境，通過(guò)觀察領(lǐng)導(dǎo)行為，員工能夠獲得直接或間接經(jīng)驗(yàn)[3]。經(jīng)驗(yàn)的積累使員工逐漸形成對(duì)自身能力的信心，從而提升自我效能。PARKER[8]將自我效能的概念應(yīng)用于主動(dòng)工作行為領(lǐng)域，提出了角色寬度自我效能的概念，即個(gè)體對(duì)自己能否勝任規(guī)定工作以外的其他工作任務(wù)的信心程度。在參與式領(lǐng)導(dǎo)下，員工從參與決策中積累經(jīng)驗(yàn)，相信自己能夠身兼多種角色，形成角色寬度自我效能。具備效能的員工在工作中更敢于思考如何改善工作方法或產(chǎn)生更具新意的工作成果[8]。因此，本研究預(yù)期，角色寬度自我效能在一定程度上可以解釋參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的影響。此外，通過(guò)解讀領(lǐng)導(dǎo)行為，員工能夠明白哪些行動(dòng)合乎規(guī)范，這有利于其在人際互動(dòng)過(guò)程中把握風(fēng)險(xiǎn)，形成對(duì)人際環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)性的認(rèn)知，即心理安全感[9]。參與式領(lǐng)導(dǎo)允許員工在決策會(huì)議中自由表達(dá)自己的看法，使員工相信其在人際互動(dòng)中可以自由表達(dá)自我，而不必?fù)?dān)心受到外界不良影響，產(chǎn)生心理安全感；隨著心理安全感的產(chǎn)生，員工更愿意提出創(chuàng)造性觀點(diǎn)，從而實(shí)現(xiàn)高水平創(chuàng)新績(jī)效[10]。綜上，本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論，認(rèn)為參與式領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)心理賦能和心理安全兩條路徑激發(fā)員工創(chuàng)新績(jī)效。

2.1 心理賦能機(jī)制：參與式領(lǐng)導(dǎo)、角色寬度自我效能與創(chuàng)新績(jī)效

依據(jù)BANDURA[7]的社會(huì)認(rèn)知理論，參與式領(lǐng)導(dǎo)作為一種外界環(huán)境，能夠影響員工對(duì)自身能力的認(rèn)識(shí)，即產(chǎn)生角色寬度自我效能，進(jìn)而促進(jìn)員工做出更多創(chuàng)新行為，取得更高的創(chuàng)新績(jī)效。概言之，角色寬度自我效能在參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效之間發(fā)揮中介作用。領(lǐng)導(dǎo)者作為員工日常工作的互動(dòng)對(duì)象之一，是員工認(rèn)識(shí)自我的重要參考來(lái)源。參與式領(lǐng)導(dǎo)讓員工有機(jī)會(huì)參與決策，這使員工感受到自己是有價(jià)值的且備受重視，從而有利于自我效能的提升[15]。在工作中，參與決策往往是個(gè)體本職工作之外的事務(wù)，因此，參與式領(lǐng)導(dǎo)讓員工感到從事本職工作以外的事務(wù)能夠得到領(lǐng)導(dǎo)賞識(shí)[15]，這有利于增強(qiáng)員工的角色寬度自我效能。換言之，當(dāng)員工參與組織決策制定環(huán)節(jié)，以及自己的意見(jiàn)得到領(lǐng)導(dǎo)者的傾聽(tīng)時(shí)，員工會(huì)產(chǎn)生一種認(rèn)知，即自己能夠勝任或完成規(guī)定工作范圍之外的其他事務(wù)?；诖?，本研究認(rèn)為參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工角色寬度自我效能呈正相關(guān)。

依據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，自我效能促進(jìn)個(gè)體發(fā)揮能動(dòng)性，有利于完成工作[7]。因?yàn)閱T工只有在對(duì)目標(biāo)的把握性大且認(rèn)為完成目標(biāo)的概率較高時(shí)，才會(huì)對(duì)目標(biāo)有更強(qiáng)烈的動(dòng)力和積極性，展現(xiàn)出某種行為趨向。循此邏輯，角色寬度自我效能意味著個(gè)體有自信勝任多種工作角色，這能激發(fā)個(gè)體承擔(dān)更寬范圍的職責(zé)，為提高創(chuàng)新績(jī)效奠定了基礎(chǔ)[17]。換言之，角色寬度自我效能越高的員工，越有動(dòng)力從事本職工作以外的其他事務(wù)，如改善工作方法和流程等。在此種情形下，員工提出新想法、新程序和新成果的概率得到提升，會(huì)取得更高的創(chuàng)新績(jī)效[18]?；诖?，本研究認(rèn)為員工的角色寬度自我效能與創(chuàng)新績(jī)效呈正相關(guān)。

綜上，環(huán)境因素通過(guò)影響員工心理認(rèn)知狀態(tài)進(jìn)而影響員工行為[19]。角色寬度自我效能是員工的一種心理認(rèn)知狀態(tài)，而參與式領(lǐng)導(dǎo)為員工提供一定的決策權(quán)和意見(jiàn)發(fā)表權(quán)，在組織中創(chuàng)造了一種支持性心理環(huán)境，有利于塑造員工對(duì)自身能力的認(rèn)知，尤其是提高員工的角色寬度自我效能。員工具備角色寬度自我效能后會(huì)主動(dòng)識(shí)別組織存在的問(wèn)題和機(jī)會(huì)，主動(dòng)向領(lǐng)導(dǎo)者提出新想法或新方法[8]。因此，參與式領(lǐng)導(dǎo)能夠通過(guò)員工的角色寬度自我效能影響員工創(chuàng)新行為。因此，本研究提出假設(shè)。

H1角色寬度自我效能在參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間起中介作用。

2.2 心理安全機(jī)制：參與式領(lǐng)導(dǎo)、心理安全感與創(chuàng)新績(jī)效

依據(jù)BANDURA[7]的社會(huì)認(rèn)知理論，參與式領(lǐng)導(dǎo)能夠塑造一種鼓勵(lì)表達(dá)意見(jiàn)的人際互動(dòng)環(huán)境，使員工形成心理安全感，進(jìn)而促進(jìn)員工取得更高的創(chuàng)新績(jī)效。概言之，心理安全感在參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效之間發(fā)揮中介作用。心理安全感是指?jìng)€(gè)體認(rèn)為自己可以自由表達(dá)真實(shí)自我，而不必?fù)?dān)心這種行為對(duì)自我形象、地位或職業(yè)生涯產(chǎn)生消極影響，消極影響主要是指工作情景中存在的不確定性和人際交往中的風(fēng)險(xiǎn)[9]。領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工如何認(rèn)識(shí)人際環(huán)境具有重要影響，尤其是員工會(huì)通過(guò)解讀領(lǐng)導(dǎo)行為來(lái)認(rèn)識(shí)和判斷在工作團(tuán)隊(duì)中什么行為是正確的和安全的[20]。當(dāng)員工感知到領(lǐng)導(dǎo)者允許、支持員工表達(dá)自己的想法和意見(jiàn)時(shí)，員工會(huì)感覺(jué)到做出冒險(xiǎn)行為不會(huì)遭到批評(píng)或指責(zé)，從而產(chǎn)生心理安全感[21]。參與式領(lǐng)導(dǎo)正是這樣一種領(lǐng)導(dǎo)行為，它鼓勵(lì)員工表達(dá)自我、參與決策，給予員工支持和關(guān)心，并在決策過(guò)程中咨詢(xún)員工的意見(jiàn)[15]。依此邏輯，參與式領(lǐng)導(dǎo)給員工提供了一種鼓勵(lì)真實(shí)表達(dá)自我想法的條件，有利于提高員工心理安全感。

心理安全感會(huì)影響員工的創(chuàng)新行為[9]，當(dāng)員工在心理上感受到安全時(shí)，才敢于提出新的想法、方法和方案[22]。因?yàn)閯?chuàng)新活動(dòng)往往意味著對(duì)現(xiàn)狀或原有方法的挑戰(zhàn)，具有一定的風(fēng)險(xiǎn)性；而在心理安全的情況下，員工能夠感覺(jué)到人際環(huán)境對(duì)自身工作不會(huì)造成較大威脅，這為從事具有風(fēng)險(xiǎn)性的創(chuàng)新活動(dòng)提供了有利條件[23-25]。具備心理安全感，員工更敢于積極開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，取得更高水平的創(chuàng)新績(jī)效[26-27]。

總體而言，參與式領(lǐng)導(dǎo)提供員工參與決策、表達(dá)自我的機(jī)會(huì)，使員工在心理上產(chǎn)生安全感知。此時(shí)，員工敢于去發(fā)現(xiàn)已有程序中的問(wèn)題，向領(lǐng)導(dǎo)者提出自己的創(chuàng)意想法。此外，參與式領(lǐng)導(dǎo)能創(chuàng)造一個(gè)員工平等參與決策的良好環(huán)境，提高員工的心理安全感，為員工發(fā)揮自我創(chuàng)意提供了平臺(tái)，從而提升了創(chuàng)新績(jī)效。因此，本研究提出假設(shè)。

H2心理安全感在參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間起中介作用。

2.3 發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的調(diào)節(jié)作用

發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐是指組織為支持員工發(fā)展需求而采取的一系列人力資源管理實(shí)踐制度和政策[11]。發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐關(guān)注員工培訓(xùn)和職業(yè)發(fā)展等內(nèi)容，因而有助于提升員工工作能力[11]，如處理決策的能力。鑒于此，本研究認(rèn)為發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐很可能強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工角色寬度自我效能的關(guān)系。具體而言，在高水平的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，員工通過(guò)培訓(xùn)增加自身的知識(shí)和能力儲(chǔ)備[28-29]。這有利于員工在參與決策過(guò)程中形成一種自己能夠勝任更多角色外事務(wù)的認(rèn)知信念，強(qiáng)化了參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工角色寬度自我效能的影響。此外，這些知識(shí)和能力的儲(chǔ)備還使員工游刃有余地應(yīng)對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)的授權(quán)，從而更加高效、完美地完成多種角色工作。此時(shí)，員工容易獲得領(lǐng)導(dǎo)者的器重和賞識(shí)，讓員工感知到自身價(jià)值和能力被肯定，進(jìn)而產(chǎn)生更高的角色寬度自我效能[29]。然而，在低水平的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，員工因?yàn)槿狈ε嘤?xùn)機(jī)會(huì)而無(wú)法提升自身能力[30]，因而缺乏相關(guān)的知識(shí)儲(chǔ)備和能力，在參與決策時(shí)捉襟見(jiàn)肘。這使員工對(duì)自身能力產(chǎn)生懷疑，也使員工因無(wú)法達(dá)到領(lǐng)導(dǎo)者的期望而錯(cuò)失被重用的機(jī)會(huì)，從而降低了員工的角色寬度自我效能。因此，本研究提出假設(shè)。

H3發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐正向調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)與角色寬度自我效能之間的正向關(guān)系，即在高水平的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工角色寬度自我效能的影響更強(qiáng)。

整合H1和H3，本研究認(rèn)為，正是因?yàn)閰⑴c式領(lǐng)導(dǎo)與角色寬度自我效能之間的關(guān)系受到發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的影響，參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間經(jīng)由角色寬度自我效能產(chǎn)生的間接效應(yīng)也會(huì)受到發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的影響。在高水平的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)能夠更大幅度地提升員工角色寬度自我效能，進(jìn)而提升創(chuàng)新績(jī)效。因此，本研究提出假設(shè)。

H4發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐正向調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間經(jīng)由角色寬度自我效能產(chǎn)生的間接效應(yīng)，即在高水平的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，上述間接效應(yīng)更強(qiáng)。

2.4 差錯(cuò)管理氣氛的調(diào)節(jié)作用

組織氣氛是組織成員對(duì)組織特征的一種共享主觀感知，差錯(cuò)管理氣氛則是員工對(duì)組織中差錯(cuò)管理行為的共享感知，如差錯(cuò)溝通、差錯(cuò)知識(shí)分享、差錯(cuò)環(huán)境改善和差錯(cuò)處理[31]。差錯(cuò)管理氣氛研究分為混合派[32]和積極派[31]，混合派認(rèn)為差錯(cuò)管理氣氛包括積極和消極兩種效價(jià)，積極派則認(rèn)為差錯(cuò)管理氣氛是一種積極對(duì)待和處理差錯(cuò)的氣氛。本研究基于積極派，探究積極的差錯(cuò)管理氣氛的調(diào)節(jié)作用。積極派認(rèn)為差錯(cuò)管理氣氛是一種支持性的工作環(huán)境，強(qiáng)調(diào)包容差錯(cuò)和差錯(cuò)學(xué)習(xí)[33]。由此可見(jiàn)，積極的差錯(cuò)管理氣氛有利于降低員工在參與決策過(guò)程中對(duì)犯錯(cuò)的擔(dān)憂(yōu)[34]。鑒于此，本研究認(rèn)為，差錯(cuò)管理氣氛可以提升員工在面對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)時(shí)產(chǎn)生的心理安全感。具體來(lái)說(shuō)，高水平的差錯(cuò)管理氣氛向員工傳遞了一種心理安全信號(hào)，即組織對(duì)差錯(cuò)采取包容和理解的態(tài)度[35]。這一信號(hào)使員工認(rèn)識(shí)到，參與決策過(guò)程中出現(xiàn)差錯(cuò)后，這些差錯(cuò)會(huì)得到積極的對(duì)待和管理，自己不會(huì)因此而盲目被責(zé)備[35]，這能增強(qiáng)參與式領(lǐng)導(dǎo)下員工的心理安全感。此外，高水平的差錯(cuò)管理氣氛促進(jìn)員工對(duì)自己的差錯(cuò)進(jìn)行積極的思考和分析，促進(jìn)其與他人交流、溝通，從差錯(cuò)中不斷學(xué)習(xí)、獲取更多知識(shí)[35]。這一反思和交流的過(guò)程可以使員工在后續(xù)執(zhí)行決策中避免犯類(lèi)似錯(cuò)誤，從而增強(qiáng)了員工在面對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)時(shí)的心理安全感。然而，在低水平的差錯(cuò)管理氣氛下，員工時(shí)常擔(dān)心因犯錯(cuò)而受懲罰[34]，這會(huì)增加員工在參與決策時(shí)的擔(dān)憂(yōu)和焦慮，從而降低了心理安全感。此外，在低水平的差錯(cuò)管理氣氛下，如挫敗感、負(fù)罪感等差錯(cuò)的消極后果通常被強(qiáng)化，這同樣會(huì)增加員工在面對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)時(shí)的心理?yè)?dān)憂(yōu)，降低員工的心理安全感。因此，本研究提出假設(shè)。

H5差錯(cuò)管理氣氛正向調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)與心理安全感之間的正向關(guān)系。

整合H2和H5，本研究認(rèn)為，正是因?yàn)閰⑴c式領(lǐng)導(dǎo)與心理安全感的關(guān)系受到差錯(cuò)管理氣氛的影響，參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間經(jīng)由心理安全感產(chǎn)生的間接效應(yīng)也會(huì)受到差錯(cuò)管理氣氛的影響。在高水平的差錯(cuò)管理氣氛下，參與式領(lǐng)導(dǎo)能夠更大幅度地提升員工心理安全感，進(jìn)而提升創(chuàng)新績(jī)效。因此，本研究提出假設(shè)。

H6差錯(cuò)管理氣氛正向調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間經(jīng)由心理安全感產(chǎn)生的間接效應(yīng)，即在高水平的差錯(cuò)管理氣氛下，上述間接效應(yīng)更強(qiáng)。

本研究的理論模型見(jiàn)圖1。

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇

自2019年2月開(kāi)始，研究團(tuán)隊(duì)在朋友圈、商會(huì)群和企業(yè)家群發(fā)布研究招募廣告，在說(shuō)明研究目的和施測(cè)要求后，邀請(qǐng)企業(yè)配合研究團(tuán)隊(duì)開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查研究。經(jīng)過(guò)研究團(tuán)隊(duì)的溝通和協(xié)商，最終有33家企業(yè)同意參與本次調(diào)查。本研究在企業(yè)內(nèi)部發(fā)布招募信息，依據(jù)自愿原則，邀請(qǐng)企業(yè)員工填寫(xiě)網(wǎng)頁(yè)版的電子問(wèn)卷。在此階段，一共招募了33家企業(yè)中的33名人力資源部部長(zhǎng)和647名員工參與本次調(diào)查。為了便于追蹤施測(cè)，分2個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，本研究對(duì)每個(gè)被試進(jìn)行編號(hào)，且每一個(gè)編號(hào)對(duì)應(yīng)一份電子問(wèn)卷。此外，為了保證問(wèn)卷作答的真實(shí)性和有效性，本次問(wèn)卷為匿名評(píng)價(jià)。參照GUMUSLUOGLU et al.[36]的做法，兩個(gè)施測(cè)時(shí)間點(diǎn)之間間隔1個(gè)月，這是因?yàn)榇蟛糠制髽I(yè)每個(gè)月會(huì)對(duì)員工表現(xiàn)進(jìn)行一次總結(jié)或評(píng)估。正式問(wèn)卷調(diào)查于2019年3月開(kāi)始，本研究將電子問(wèn)卷通過(guò)通信軟件發(fā)送給每位被試，主要測(cè)量人口統(tǒng)計(jì)學(xué)基本信息，員工需要報(bào)告感知的參與式領(lǐng)導(dǎo)和差錯(cuò)管理氣氛，人力資源部部長(zhǎng)需要報(bào)告企業(yè)的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐。此階段共回收625名員工和33名人力資源部部長(zhǎng)的問(wèn)卷。同年4月開(kāi)始(時(shí)間點(diǎn)2)，本研究邀請(qǐng)員工填寫(xiě)角色寬度自我效能和心理安全感問(wèn)卷，人力資源部部長(zhǎng)評(píng)價(jià)員工的創(chuàng)新績(jī)效。經(jīng)過(guò)兩輪調(diào)查，回收33家企業(yè)的593名員工的問(wèn)卷和33名人力資源部部長(zhǎng)的問(wèn)卷，員工問(wèn)卷的有效回收率為91.654%。

為了保證樣本企業(yè)確實(shí)開(kāi)展了發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐并形成了差錯(cuò)管理氣氛，本研究在2019年9月底，采用方便取樣原則補(bǔ)充調(diào)查一些企業(yè)。經(jīng)過(guò)1周的聯(lián)絡(luò)，最終有5家企業(yè)同意參與本次調(diào)查。在調(diào)研前，研究團(tuán)隊(duì)提前詢(xún)問(wèn)企業(yè)的人力資源管理活動(dòng)，確認(rèn)該企業(yè)的人力資源管理活動(dòng)包括員工培訓(xùn)、職業(yè)發(fā)展和績(jī)效激勵(lì)等核心板塊，同時(shí)與人力資源部部長(zhǎng)核實(shí)企業(yè)內(nèi)部是否形成一種積極對(duì)待差錯(cuò)的風(fēng)氣。本研究基于這種混合樣本進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，有利于揭示高、低水平的人力資源管理和差錯(cuò)管理氣氛如何影響參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系。此次調(diào)查的方式與上一批調(diào)查保持一致，同樣采取電子問(wèn)卷形式，于2019年10月初和11月初2個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行施測(cè)。本次補(bǔ)充調(diào)查新增了99名員工樣本數(shù)據(jù)和5名人力資源部部長(zhǎng)數(shù)據(jù)。最終，本研究的樣本包括

38家企業(yè)的692名員工數(shù)據(jù)和38名人力資源部部長(zhǎng)數(shù)據(jù)，涉及制造、金融、信息技術(shù)、廣告媒體、房地產(chǎn)、餐飲服務(wù)和教育培訓(xùn)等行業(yè)。

在38家企業(yè)中，企業(yè)規(guī)模在26人～152人之間，平均規(guī)模為60.157人，標(biāo)準(zhǔn)差為19.720；成立年限在1年～15年之間，平均為5.631年，標(biāo)準(zhǔn)差為3.199。每個(gè)企業(yè)大約有4人～101人參與調(diào)查，平均人數(shù)為18.211，標(biāo)準(zhǔn)差為15.257。在員工樣本中，男性有299名，占43.208%；女性有393名，占56.792%。大專(zhuān)及以下學(xué)歷有173名，占25%；本科學(xué)歷有491名，占70.954%；研究生及以上學(xué)歷有28名，占4.046%。員工年齡在18歲～60歲之間，平均年齡為26.289，標(biāo)準(zhǔn)差為5.981。任職時(shí)間在1～168個(gè)月之間，平均為18.974個(gè)月，標(biāo)準(zhǔn)差為26.515。在人力資源部部長(zhǎng)樣本中，男性有22名，占57.895%；女性有16名，占42.105%。大專(zhuān)及以下學(xué)歷有6名，占15.789%；本科學(xué)歷有24名，占63.158%；研究生及以上學(xué)歷有8名，占21.053%。年齡在26歲～ 52歲，平均年齡為32.578，標(biāo)準(zhǔn)差為6.254。

3.2 測(cè)量工具

本研究使用的量表均為西方學(xué)者編制，但已被中國(guó)學(xué)者翻譯為中文版并進(jìn)行了信度和效度檢驗(yàn)，適用于中國(guó)情景[10]。量表采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分法，從1至5分別表示發(fā)生頻率或符合程度由低到高。各變量測(cè)量題項(xiàng)見(jiàn)表1。

(1)參與式領(lǐng)導(dǎo)，采用ARNOLD et al.[37]編制的參與式領(lǐng)導(dǎo)量表測(cè)量，共6個(gè)題項(xiàng)，由員工評(píng)價(jià)。本研究中該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.861。

(2)角色寬度自我效能，采用PARKER et al.[38]編制的角色寬度自我效能量表測(cè)量，共7個(gè)題項(xiàng)，由員工自評(píng)。本研究中該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.847。

(3)心理安全感，采用EDMONDSON[22]開(kāi)發(fā)的團(tuán)隊(duì)心理安全感自評(píng)表測(cè)量，共7個(gè)題項(xiàng)，由員工自評(píng)。本研究中該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.845。

表1 變量測(cè)量題項(xiàng)Table 1 Measuring Items of Variables

續(xù)表1

表2 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Table 2 Results for Confirmatory Factor Analysis

(4)創(chuàng)新績(jī)效，采用BAER et al.[39]的創(chuàng)新績(jī)效量表測(cè)量，共4個(gè)題項(xiàng)，由人力資源部部長(zhǎng)對(duì)每位員工的創(chuàng)新績(jī)效進(jìn)行評(píng)價(jià)。本研究中該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.834。

(5)發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐，采用KUVAAS[11]開(kāi)發(fā)的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐量表測(cè)量，包括職業(yè)發(fā)展(6個(gè)題項(xiàng))、培訓(xùn)機(jī)會(huì)(8個(gè)題項(xiàng))和績(jī)效評(píng)價(jià)(7個(gè)題項(xiàng))3個(gè)維度，由人力資源部部長(zhǎng)評(píng)價(jià)。本研究中該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.970。

(6)差錯(cuò)管理氣氛，采用CIGULAROV et al.[12]開(kāi)發(fā)的差錯(cuò)管理氣氛量表測(cè)量，包括差錯(cuò)學(xué)習(xí)(4個(gè)題項(xiàng))、差錯(cuò)思考(5個(gè)題項(xiàng))、差錯(cuò)勝任(3個(gè)題項(xiàng))和差錯(cuò)溝通(4個(gè)題項(xiàng))4個(gè)維度，由員工評(píng)價(jià)。差錯(cuò)管理氣氛是一個(gè)組織層面的概念，本研究采用聚合的方式，用員工報(bào)告的差錯(cuò)管理氣氛平均值來(lái)表征。聚合指標(biāo)檢驗(yàn)表明，Rwg平均數(shù)=0.723，ICC(1)=0.347,ICC(2)=0.906，均達(dá)到要求，說(shuō)明采取聚合的方式測(cè)量差錯(cuò)管理氣氛是適合的。本研究中該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.980。

(7)控制變量。本研究控制組織層面的成立年限以及個(gè)體層面的員工性別、員工年齡和員工任職時(shí)間，員工性別為類(lèi)別變量，在實(shí)際分析過(guò)程中編碼為虛擬變量，其余變量均為連續(xù)變量。

3.3 統(tǒng)計(jì)分析

本研究采用Spss 23對(duì)主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，并運(yùn)用Mplus 7.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以檢驗(yàn)變量的結(jié)構(gòu)效度和區(qū)分效度。在假設(shè)檢驗(yàn)方面，本研究采取Mplus 7.0進(jìn)行多層次分析，采用自助抽樣法估計(jì)效應(yīng)值的95%置信區(qū)間，以此檢驗(yàn)中介效應(yīng)和被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

4 研究結(jié)果

4.1 驗(yàn)證性因子分析和區(qū)分效度

為了檢驗(yàn)變量的結(jié)構(gòu)效度和區(qū)分效度，對(duì)員工匯報(bào)的參與式領(lǐng)導(dǎo)、角色寬度自我效能、心理安全感和差錯(cuò)管理氣氛4個(gè)變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，個(gè)體層面的4因子模型的擬合指數(shù)均達(dá)到或接近標(biāo)準(zhǔn)，χ2= 745.024，df=224，RMSEA= 0.058，SRMR= 0.050，CFI= 0.949，TLI=0.942。以上結(jié)果表明，上述4個(gè)變量的結(jié)構(gòu)效度良好。此外，4因子模型擬合優(yōu)度優(yōu)于3因子模型和單因子模型，表明4個(gè)變量之間具有一定的區(qū)分度。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果見(jiàn)表3。由表3可知，參與式領(lǐng)導(dǎo)與角色寬度自我效能的相關(guān)系數(shù)為0.339，p<0.001；與心理安全感的相關(guān)系數(shù)為0.296，p<0.001；與創(chuàng)新績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.205，p<0.001。角色寬度自我效能與創(chuàng)新績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.226，p<0.001；心理安全感與創(chuàng)新績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為0.292，p<0.001。以上結(jié)果為后續(xù)檢驗(yàn)提供了初步數(shù)據(jù)支持。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

多層次分析結(jié)果見(jiàn)表4。表4中的模型1為控制了員工性別、員工年齡、員工任職時(shí)間、企業(yè)成立年限和差錯(cuò)管理氣氛的作用后，檢驗(yàn)參與式領(lǐng)導(dǎo)及其與發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的交互項(xiàng)對(duì)角色寬度自我效能的影響。模型2為控制了員工性別、員工年齡、員工任職時(shí)間、企業(yè)成立年限和發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的作用后，檢驗(yàn)參與式領(lǐng)導(dǎo)及其與差錯(cuò)管理氣氛的交互項(xiàng)對(duì)心理安全感的影響。模型3為控制了員工性別、員工年齡、員工任職時(shí)間、企業(yè)成立年限、發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐和差錯(cuò)管理氣氛的調(diào)節(jié)作用后，參與式領(lǐng)導(dǎo)、角色寬度自我效能和心理安全感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響。

由表4模型3可知，在控制了企業(yè)成立年限、員工

性別、員工年齡、員工任職時(shí)間和組間變異后，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效并不具有顯著影響，b=0.038，p>0.100。由此可見(jiàn)，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的直接影響較弱，可能通過(guò)一些間接路徑影響員工創(chuàng)新績(jī)效。

表3 變量的均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)Table 3 Mean, Standard Deviation, and Correlation Coefficients of Variables

表4 多層次分析結(jié)果Table 4 Results for Multilevel Analysis

由表4模型1可知，參與式領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響角色寬度自我效能，b=0.339，p<0.001；由模型3可知，角色寬度自我效能對(duì)創(chuàng)新績(jī)效有顯著的正向影響，b=0.324，p<0.001；而參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響不顯著，b=0.038，p>0.100。由中介效應(yīng)分析結(jié)果可知，角色寬度自我效能在參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間的中介效應(yīng)值為0.109，p<0.001， 95%置信區(qū)間為[0.048，0.171]，不包含0。 綜上結(jié)果表明，角色寬度自我效能在參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間起完全中介作用，H1得到驗(yàn)證。

由表4模型2可知，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感具有顯著正向影響，b=0.392，p<0.001；由模型3可知，心理安全感正向影響創(chuàng)新績(jī)效，b=0.113，p<0.050；而參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響不顯著，b=0.038，p>0.100。由中介效應(yīng)分析結(jié)果可知，心理安全感在參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間的中介效應(yīng)值為0.044，p<0.050， 95%置信區(qū)間為[0.007，0.082]，不包含0。 綜上結(jié)果表明，心理安全感在參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間起完全中介作用，H2得到驗(yàn)證。

由表4模型1可知，在控制了企業(yè)成立年限、員工性別、員工年齡、員工任職時(shí)間和差錯(cuò)管理氣氛的作用后，參與式領(lǐng)導(dǎo)與發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的交互項(xiàng)正向影響角色寬度自我效能，b=0.442，p<0.001。H3得到驗(yàn)證。為了刻畫(huà)上述調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析。將發(fā)展型人力資源實(shí)踐進(jìn)行分類(lèi)，高于均值1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的為高水平，低于均值1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的為低水平。在高水平發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)角色寬度自我效能的正向影響更強(qiáng)，b=0.692，p<0.001， 95%置信區(qū)間為[0.519，0.865]，不包含0；在低水平發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)角色寬度自我效能的影響不顯著，b=-0.015，p>0.100，95%置信區(qū)間為 [-0.243，0.213]，包含0。 需要說(shuō)明的是，參與式領(lǐng)導(dǎo)與差錯(cuò)管理氣氛的交互項(xiàng)無(wú)法顯著影響角色寬度自我效能，即差錯(cuò)管理氣氛無(wú)法調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)與角色寬度自我效能的關(guān)系，這說(shuō)明是發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐而非差錯(cuò)管理氣氛調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)的心理賦能效應(yīng)。

路徑差異分析結(jié)果表明，在高水平發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由角色寬度自我效能對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)更強(qiáng)，效應(yīng)值為0.224，p< 0.001， 95%置信區(qū)間為[0.129，0.319]，不包含0； 在低水平發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由角色寬度自我效能對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)不顯著，效應(yīng)值為-0.005，p=0.897，95%置信區(qū)間為[-0.078，0.069]，包含0。 上述兩組間接效應(yīng)的差值為0.229，p<0.001，差值的95%置信區(qū)間為[0.112，0.346]，不包含0。 因此，H4得到驗(yàn)證。

由表4模型2可知，參與式領(lǐng)導(dǎo)與差錯(cuò)管理氣氛的交互項(xiàng)正向影響心理安全感，b= 0.488，p<0.001，H5得到驗(yàn)證。為了刻畫(huà)上述調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析。將差錯(cuò)管理氣氛進(jìn)行分類(lèi)，高于均值1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的為高水平，低于均值1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的為低水平。在高水平差錯(cuò)管理氣氛下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感的正向影響更強(qiáng)，b=0.743，p<0.001， 95%置信區(qū)間為[0.554，0.931]，不包含0；在低水平差錯(cuò)管理氣氛下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感的影響不顯著，b=0.040，p=0.723， 95%置信區(qū)間為[-0.183，0.264]，包含0。 需要說(shuō)明的是，參與式領(lǐng)導(dǎo)與發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的交互項(xiàng)無(wú)法顯著影響心理安全感，即發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐無(wú)法調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)與心理安全感的關(guān)系，這說(shuō)明是差錯(cuò)管理氣氛而非發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)的心理安全效應(yīng)。

路徑差異分析結(jié)果表明，在高水平差錯(cuò)管理氣氛下，參與式領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由心理安全感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)更強(qiáng)，效應(yīng)值為0.083，p<0.050，95%置信區(qū)間為[0.010，0.158]，不包含0； 在低水平差錯(cuò)管理氣氛下，參與式領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由心理安全感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生的間接效應(yīng)不顯著，效應(yīng)值為0.005，p=0.718， 95%置信區(qū)間為[-0.020，0.029]，包含0。 上述兩組間接效應(yīng)的差值為0.078，p<0.100，差值的95%置信區(qū)間為[-0.002，0.160]， 包含0。 由于95%置信區(qū)間包含0， 為了檢驗(yàn)差值是否處于邊緣顯著水平，本研究補(bǔ)充分析了差值的90%置信區(qū)間，為[0.011，0.147]，包含0， 說(shuō)明H6在邊緣顯著水平上得到驗(yàn)證。

5 結(jié)論

本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論，探究參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響，檢驗(yàn)角色寬度自我效能和心理安全感的中介作用，以及發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐和差錯(cuò)管理氣氛的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，參與式領(lǐng)導(dǎo)分別通過(guò)角色寬度自我效能和心理安全感正向影響員工創(chuàng)新績(jī)效，說(shuō)明參與式領(lǐng)導(dǎo)具有心理賦能和心理安全兩種功效。此外，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐作為一種管理制度，能夠強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工角色寬度自我效能的關(guān)系，表現(xiàn)出心理賦能功效，即在高水平發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)角色寬度自我效能的正向影響更強(qiáng)。差錯(cuò)管理氣氛作為一種“軟文化”，能夠強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工心理安全感之間的關(guān)系，表現(xiàn)出心理安全功效，即在高水平差錯(cuò)管理氣氛下，參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感的正向影響更強(qiáng)。

5.1 理論意義

本研究揭示了參與式領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)角色寬度自我效能和心理安全感兩條路徑提升員工創(chuàng)新績(jī)效，有助于推進(jìn)學(xué)界對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間關(guān)系機(jī)理的認(rèn)識(shí)。需要說(shuō)明的是，本研究發(fā)現(xiàn)參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效并不具有直接影響。如果企業(yè)的各項(xiàng)管理、運(yùn)營(yíng)工作還未形成一套成熟的邏輯體系，盲目使用參與式領(lǐng)導(dǎo)策略并不一定能立刻帶來(lái)效益。雖然參與式領(lǐng)導(dǎo)不能穩(wěn)健地對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生直接影響，但可以通過(guò)心理賦能和心理安全兩條路徑間接影響創(chuàng)新績(jī)效。由此可見(jiàn)，參與式領(lǐng)導(dǎo)在企業(yè)中能否發(fā)揮預(yù)期功效，主要取決于參與管理能否給員工帶來(lái)賦能和安全。雖然已有研究探究了參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工產(chǎn)出之間的相關(guān)機(jī)制，但大都基于社會(huì)交換的視角探究信任和支持[4-5]等內(nèi)部機(jī)制作用。員工創(chuàng)新還伴隨著一系列認(rèn)知過(guò)程，如思考、學(xué)習(xí)、評(píng)估和修正。本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論，發(fā)現(xiàn)角色寬度自我效能和心理安全感兩大認(rèn)知機(jī)制在參與式領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新績(jī)效之間發(fā)揮著重要作用，為理解參與式領(lǐng)導(dǎo)為何能提升員工創(chuàng)新績(jī)效提供了新的視角和見(jiàn)解。

本研究揭示了發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)與角色寬度自我效能之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，有助于學(xué)界從權(quán)變視角理解參與式領(lǐng)導(dǎo)的賦能效應(yīng)。具體結(jié)果表明，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐作為一種管理制度，能夠強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工角色寬度自我效能的影響。將情景變量整合進(jìn)個(gè)體分析框架已成為當(dāng)前管理學(xué)研究的一個(gè)重要趨勢(shì)[40]，隨著領(lǐng)導(dǎo)學(xué)與人力資源管理領(lǐng)域的不斷融合，各式各樣的領(lǐng)導(dǎo)行為和人力資源管理實(shí)踐類(lèi)型被提出，這就需要思考領(lǐng)導(dǎo)行為與人力資源管理實(shí)踐兩者如何共同發(fā)揮作用，即何種領(lǐng)導(dǎo)行為要在何種人力資源管理實(shí)踐下才能發(fā)揮最大效用。本研究關(guān)注組織層面的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)個(gè)體層面參與式領(lǐng)導(dǎo)行為-員工角色寬度自我效能這一邏輯主線(xiàn)的強(qiáng)化作用，不僅揭示了參與式領(lǐng)導(dǎo)賦能效應(yīng)的邊界條件，同時(shí)又響應(yīng)了尹奎等[41]細(xì)化人力資源管理實(shí)踐與領(lǐng)導(dǎo)行為二者關(guān)系的號(hào)召，推進(jìn)參與式領(lǐng)導(dǎo)與發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐兩個(gè)研究領(lǐng)域的對(duì)話(huà)和融合。

本研究驗(yàn)證了差錯(cuò)管理氣氛對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)與心理安全感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，揭示了參與式領(lǐng)導(dǎo)在何種條件下最有利于提升員工心理安全，豐富了學(xué)界對(duì)參與式領(lǐng)導(dǎo)與心理安全感之間關(guān)系的理解。差錯(cuò)管理氣氛作為一種“軟文化”，能夠開(kāi)啟參與式領(lǐng)導(dǎo)的安全效應(yīng)，即強(qiáng)化參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工心理安全感的影響。已有研究大多探究差錯(cuò)管理氣氛的影響[42]，鮮有研究關(guān)注差錯(cuò)管理氣氛的調(diào)節(jié)作用。事實(shí)上，組織氣氛作為一種主觀規(guī)范，調(diào)節(jié)員工對(duì)刺激的反應(yīng)。為此，本研究將差錯(cuò)管理氣氛作為一種調(diào)節(jié)機(jī)制，以期拓展學(xué)界對(duì)差錯(cuò)管理氣氛的作用表現(xiàn)形式的認(rèn)識(shí)。此外，已有差錯(cuò)管理氣氛的相關(guān)研究大多從個(gè)體層面展開(kāi)，如探究個(gè)體感知到的差錯(cuò)管理氣氛對(duì)個(gè)體層面變量的影響[43]，這極易導(dǎo)致差錯(cuò)管理氣氛的研究浮于表面，難以進(jìn)一步推進(jìn)。本研究探究組織層面差錯(cuò)管理氣氛對(duì)個(gè)體層面參與式領(lǐng)導(dǎo)行為-員工心理安全感這一邏輯主線(xiàn)的調(diào)節(jié)作用，研究結(jié)果能夠幫助學(xué)界理解和拓展差錯(cuò)管理氣氛的研究層次議題。

5.2 實(shí)踐意義

創(chuàng)新作為企業(yè)生存和發(fā)展的源動(dòng)力，是企業(yè)占據(jù)主動(dòng)、搶占先機(jī)的關(guān)鍵因素，激勵(lì)員工創(chuàng)新、提升創(chuàng)新產(chǎn)出是企業(yè)管理中的頭等大事，本研究結(jié)果為創(chuàng)新績(jī)效管理提供了一定的管理啟示。

(1)注重參與式領(lǐng)導(dǎo)的選拔和培養(yǎng)。由于參與式領(lǐng)導(dǎo)有利于提升員工的創(chuàng)新績(jī)效，企業(yè)在選拔管理層時(shí)應(yīng)注意其是否具有參與式領(lǐng)導(dǎo)的行為特征。此外，企業(yè)還應(yīng)將參與式領(lǐng)導(dǎo)納入領(lǐng)導(dǎo)者培訓(xùn)體系中，讓領(lǐng)導(dǎo)者知曉參與式領(lǐng)導(dǎo)的重要性。通過(guò)甄選和培訓(xùn)兩種方式，幫助企業(yè)更好地選拔具備參與式領(lǐng)導(dǎo)力的領(lǐng)導(dǎo)者，以及提升領(lǐng)導(dǎo)者的參與式領(lǐng)導(dǎo)行為。

(2)注重員工角色寬度自我效能和心理安全感的建立。一方面，領(lǐng)導(dǎo)者可以讓員工更多地參與決策，在決策過(guò)程中多詢(xún)問(wèn)、聽(tīng)取員工的意見(jiàn)。同時(shí)，企業(yè)或領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)注重員工決策能力的培養(yǎng)，提升員工決策能力。另一方面，企業(yè)或領(lǐng)導(dǎo)者可以建立一個(gè)分享問(wèn)題和交流信息的專(zhuān)用平臺(tái)。通過(guò)這個(gè)平臺(tái)，員工可以將自己的想法和觀點(diǎn)表達(dá)和發(fā)布，并尋求相關(guān)負(fù)責(zé)人的溝通和解釋。以上交流方式可以有效避免員工的擔(dān)心和憂(yōu)慮，提升員工心理安全感。

(3)注重企業(yè)發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐這一“硬”制度的建立。企業(yè)在管理中應(yīng)關(guān)注員工的職業(yè)生涯規(guī)劃，建立完善的員工培訓(xùn)體系。同時(shí)，要保持員工職業(yè)發(fā)展道路的通暢，使員工擁有良好的職業(yè)發(fā)展。此外，企業(yè)內(nèi)部應(yīng)建立專(zhuān)門(mén)的職業(yè)咨詢(xún)部門(mén)，為員工提供幫助和指導(dǎo)，為其指點(diǎn)迷津。

(4)注重企業(yè)差錯(cuò)管理氣氛這一“軟文化”的營(yíng)造。創(chuàng)新就是一個(gè)不斷試錯(cuò)的過(guò)程，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)正確對(duì)待員工的錯(cuò)誤行為，以理解、寬容的態(tài)度對(duì)待犯錯(cuò)的員工。因此，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)正確對(duì)待并管理員工犯錯(cuò)，差錯(cuò)發(fā)生后，領(lǐng)導(dǎo)者不應(yīng)盲目指責(zé)員工，而應(yīng)鼓勵(lì)、引導(dǎo)員工分析差錯(cuò)成因和糾正方法。此外，企業(yè)還應(yīng)建立一套完善的差錯(cuò)管理制度，包含差錯(cuò)的分析機(jī)制、總結(jié)機(jī)制等，從根本上降低員工對(duì)犯錯(cuò)的擔(dān)憂(yōu)。

5.3 研究不足

本研究仍然存在一些不足之處有待后續(xù)研究進(jìn)一步完善。①本次調(diào)查問(wèn)卷采用自陳式量表問(wèn)卷工具，雖然采用了多時(shí)間點(diǎn)研究設(shè)計(jì)(兩階段問(wèn)卷收集)和多來(lái)源數(shù)據(jù)收集方法(員工和人力資源部部長(zhǎng))，但這些數(shù)據(jù)均是主觀報(bào)告，尚不能完全排除共同方法偏差的影響。未來(lái)研究可加入一些客觀測(cè)量指標(biāo)，如調(diào)研一些科技型企業(yè)，并用員工的實(shí)際創(chuàng)意或研發(fā)數(shù)量作為創(chuàng)新績(jī)效的測(cè)量指標(biāo)。②本研究?jī)H選擇了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量和企業(yè)基本信息作為控制變量，忽視了其他一些潛在控制變量，如員工的創(chuàng)造性人格、創(chuàng)新相關(guān)技能均能夠預(yù)測(cè)員工創(chuàng)新行為[44]。由于創(chuàng)造性人格和技能等因素在短時(shí)內(nèi)較難被塑造，對(duì)于管理實(shí)踐的啟示意義還有待商榷，因此本研究并未對(duì)其進(jìn)行控制。呼吁未來(lái)研究在揭示參與式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的影響時(shí)，關(guān)注員工的創(chuàng)造性人格或技能等個(gè)體特征的預(yù)測(cè)作用，或者在研究創(chuàng)新績(jī)效的誘發(fā)因素時(shí)對(duì)創(chuàng)造性人格和技能加以控制。③本研究關(guān)注參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間的認(rèn)知機(jī)制，忽略了其他一些重要機(jī)制，如情緒機(jī)制。中國(guó)是一個(gè)人情社會(huì)，領(lǐng)導(dǎo)者不僅通過(guò)曉之以理的方式塑造員工認(rèn)知，還會(huì)動(dòng)之以情，管理員工的情緒和情感，以激發(fā)員工的積極行為。呼吁未來(lái)研究基于認(rèn)知-情感加工系統(tǒng)，全面考察參與式領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新績(jī)效之間的認(rèn)知-情緒中介機(jī)制。④在調(diào)節(jié)機(jī)制方面，本研究關(guān)注組織內(nèi)部因素(發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐和差錯(cuò)管理氣氛)的權(quán)變作用，事實(shí)上，員工認(rèn)知還受到組織外部環(huán)境因素的影響，如外部環(huán)境不確定性、外部市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度等。未來(lái)研究可以同時(shí)考慮組織內(nèi)部和外部環(huán)境因素如何調(diào)節(jié)參與式領(lǐng)導(dǎo)的賦能效應(yīng)和安全效應(yīng)。