戴衛(wèi)東， 呂博超

(沈陽工業(yè)大學 管理學院， 沈陽 110870)

隨著以區(qū)塊鏈技術為代表的計算機技術的飛速革新，企業(yè)所面臨的內外部競爭壓力逐漸加大，傳統(tǒng)經(jīng)營模式及方法越來越不能滿足當前市場的實際需求，部門化、專業(yè)化和分權式組織成為當前組織機構轉型的主要方向，對員工的前瞻性能力提出了新的要求。提升員工前瞻性既培養(yǎng)了員工的戰(zhàn)略性眼光，讓他們積極主動地收集、分析及解決問題；也是提升營銷組織整體實力的主要方法和趨勢。

對員工前瞻性具有影響的因素主要區(qū)分為外部及內部因素，尤以內部因素為主。隨著市場競爭日趨激烈，外部市場環(huán)境急劇變化，龐大的組織結構越來越不能滿足市場競爭的需求，而靈活的小團隊形式卻往往更具機動性和反應力。因此，組織機構管理中授權行為普遍增加，各類管理組織趨于扁平化。作為小型組織中的領導者，需要具備戰(zhàn)略眼光，準確把握市場動向，擁有積極把握機遇的能力，這將直接影響到整個企業(yè)的未來發(fā)展。而小型組織中員工的前瞻性能力也最受領導者領導風格的影響。隨著對領導風格影響員工前瞻性行為的研究逐漸深入，學者們發(fā)現(xiàn)不同領導風格對員工前瞻性行為的影響程度也有所不同。本文旨在對不同領導風格影響員工前瞻性行為的程度進行分析和研究，為企業(yè)發(fā)展提供參考借鑒。

一、研究假設

1. 前瞻性行為維度確定

前瞻性行為(proactivity behavior)是指行為個體突破當前環(huán)境限制，自發(fā)、主動、有效地為改變未來狀況而具有的主觀意識，主要特征包括主動預測性和優(yōu)化導向，即該行為的目的是優(yōu)化現(xiàn)狀，進而采取主動的預測性行為[1]。當前對前瞻性行為的研究主要包括三個方面：行為人導向、目的導向和決策導向?；诖?，本文將前瞻性行為區(qū)分為三個維度：自發(fā)行為與態(tài)度、風險規(guī)避與轉換、目標優(yōu)化和提升。

2. 領導風格對前瞻性行為影響的研究假設

關于領導風格的研究主要將領導風格區(qū)分為變革型領導與交易型領導：前者鼓勵員工勇于突破思想藩籬，打破規(guī)則限制，強調解決問題的靈活性與有效性；后者通過規(guī)范員工行為方式制定切實可行的階段性目標計劃，盡量減少員工行為中的不可控因素[2]。當前對不同領導風格對組織整體發(fā)展影響的研究較為成熟，但對其對組織中個體發(fā)展的影響程度研究尚顯不足。因此，本文假設兩類領導風格均能對員工的前瞻性行為產生積極影響，因為兩類領導風格都要求員工具有目的導向，安于現(xiàn)狀并不能最終實現(xiàn)組織目標[3]。由此本文作出如下假設：

H1變革型領導風格對員工前瞻性行為存在積極影響。

H1a變革型領導風格對員工自發(fā)行為與態(tài)度存在積極影響。

H1b變革型領導風格對員工風險規(guī)避與轉換存在積極影響。

H1c變革型領導風格對員工目標優(yōu)化與提升存在積極影響。

H2交易型領導風格對員工前瞻性行為存在積極影響。

H2a交易型領導風格對員工自發(fā)行為與態(tài)度存在積極影響。

H2b交易型領導風格對員工風險規(guī)避與轉換存在積極影響。

H2c交易型領導風格對員工目標優(yōu)化與提升存在積極影響。

3. 領導風格對自我效能感影響的研究假設

變革型和交易型領導之所以對員工前瞻性行為具有積極影響，主要在于兩類領導風格都鼓勵員工具有創(chuàng)新意識、積極主動地去實現(xiàn)目標，這改變了部分員工安于現(xiàn)狀的消極態(tài)度和工作方式[4]。由此，本文作出如下假設：

H3變革型領導風格對自我效能感存在積極影響。

H4交易型領導風格對自我效能感存在積極影響。

4. 自我效能感對前瞻性行為影響的研究假設

自我效能感是指行為人對外部環(huán)境的自信程度。當行為人認為自己完全可以掌控外部環(huán)境變化時，他會更加積極主動地化解不利因素對目標的干擾，即存在高自我效能感；反之，低自我效能感的行為人會通過規(guī)避或消極應對來表達自身對外部環(huán)境變化的不自信和挫敗感[5]。由此，本文作出如下假設：

H5自我效能感對員工前瞻性行為存在積極影響。

H5a自我效能感對員工自發(fā)行為與態(tài)度存在積極影響。

H5b自我效能感對員工風險規(guī)避與轉換存在積極影響。

H5c自我效能感對員工目標優(yōu)化與提升存在積極影響。

5. 自我效能感中介作用的研究假設

變革型領導風格通過鼓勵員工進行自我突破的方式提升自我效能感，交易型領導通過制定規(guī)則減少員工在實現(xiàn)目標過程中出現(xiàn)的不利因素從而提升自我效能感。具備高自我效能感的員工會更為積極主動地實現(xiàn)目標，運用戰(zhàn)略思維前瞻性地分析、研究和解決問題[6]。由此，本文作出如下假設：

H6自我效能感在變革型領導風格對員工前瞻性行為影響中起到中介作用。

H6a自我效能感在變革型領導風格對員工自發(fā)行為與態(tài)度影響中起到中介作用。

H6b自我效能感在變革型領導風格對員工風險規(guī)避與轉換影響中起到中介作用。

H6c自我效能感在變革型領導風格對員工目標優(yōu)化與提升影響中起到中介作用。

H7自我效能感在交易型領導風格對員工前瞻性行為影響中起到中介作用。

H7a自我效能感在交易型領導風格對員工自發(fā)行為與態(tài)度影響中起到中介作用。

H7b自我效能感在交易型領導風格對員工風險規(guī)避與轉換影響中起到中介作用。

H7c自我效能感在交易型領導風格對員工目標優(yōu)化與提升影響中起到中介作用。

6. 概念模型構建

通過前期對相關文獻的整理和分析及上文對各主要因素之間相互影響關系的分析和假設，本文主要探究不同領導風格與員工前瞻性的關系。其中，領導風格區(qū)分為變革型與交易型兩類，員工前瞻性行為區(qū)分為自發(fā)行為與態(tài)度、風險規(guī)避與轉換、目標優(yōu)化與提升三個方面，而自我效能感在其中具備中介效用[7]。基于此，構建概念模型，如圖1所示。

圖1 概念模型

二、研究方法和樣本統(tǒng)計

本文主要依靠網(wǎng)絡問卷統(tǒng)計平臺進行問卷發(fā)放和數(shù)據(jù)收集。問卷調查于2019年9月開始，至同年12月結束，歷時約4個月。共回收問卷541份，其中有效問卷515份，有效回收率為95.19%。通過SPSS23.0對有效問卷進行初級數(shù)據(jù)整理，結果如表1所示。

由表1可知：男性受訪者比例為48.93%，女性受訪者比例為51.07%，男女比例較為平均。年齡方面，以21～30歲的受訪者為主，占比高達41.55%；而20歲以下、31～40歲以及40歲以上的受訪者分別占比17.09%、21.55%和19.81%，分布較為平均。從業(yè)年限方面，從業(yè)1～5年的受訪者占比為32.82%，為主要受訪人群；工作1年以下的新從業(yè)者占比為25.83%；從業(yè)6～10年、11～15年和15年以上的受訪者占比較為平均，分別為15.92%、12.62%和12.81%。

表1 樣本描述性統(tǒng)計分析結果

1.量表信度和效度分析

本文采用的信度分析方法為Cronbach’sα系數(shù)檢測法。當該系數(shù)大于0.7時，可以認定信度可靠，數(shù)值越高信度也越高。通過Cronbach’sα系數(shù)檢測法測得變革型領導風格、交易型領導風格、自我效能感、員工前瞻性行為四項指標的系數(shù)分別為0.951、0.922、0.971、0.958，均超過最低系數(shù)要求[8]。

采用KMO指數(shù)與Bartlett球形檢驗兩項指標對全部量表進行相關效度分析，數(shù)據(jù)如表2所示。

表2 量表效度檢驗結果

由表2數(shù)據(jù)可知，4個量表均通過效度檢驗分析，本次調查問卷的結果數(shù)據(jù)滿足因子分析前提[9]。

2. 相關性分析

變量各維度相關性分析結果如表3所示。

表3 變量相關性分析結果

表3的結果表明，大部分變量之間存在相關性且均為正相關。Pearson相關系數(shù)值均在標準范圍內，可初步認為各變量之間不存在共線性問題[10]。但變量之間的影響程度以及各個變量之間是否存在因果關系并不能通過該分析作出準確判斷，有待于對所收集的數(shù)據(jù)進行進一步分析。

3. 領導風格影響自我效能感直接作用模型分析

運用AMOS21.0軟件構建相應的結構方程模型，通過路徑分析檢驗有關系數(shù)是否顯著。本文樣本共515份，符合樣本分析要求，各題項樣本數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，因此可以采用極大似然估計法進行參數(shù)估計[11]。對擬合結果進行觀測，各項指標均達到預期效果，擬合結果較好。具體擬合指標，如表4所示。

由表4可知，統(tǒng)計量X2/df、GFI、RMSEA、NFI、CFI、PCFI、PNFI參數(shù)指標值均符合模型適配度指標標準值，達到可接受范圍，說明模型整體適配達標[12]。依據(jù)軟件計算結果整理出該模型路徑系數(shù)，如表5所示。

表4 領導風格影響自我效能感直接作用模型擬合結果

表5 領導風格影響自我效能感直接作用路徑系數(shù)檢驗結果

上述結果證實了變革型和交易型領導風格對員工自我效能感均存在積極影響，且各路徑系數(shù)均通過了顯著性檢驗。故假設H3、H4得到了驗證。

4. 領導風格影響員工前瞻性行為直接作用模型分析

領導風格影響員工前瞻性行為直接作用模型擬合結果如表6所示。

表6 領導風格影響員工前瞻性行為直接作用模型擬合結果

由表6可知，X2/df、GFI、RMSEA、NFI、CFI、PCFI、PNFI等主要參數(shù)指標值均在合理取值范圍之內，證明本文收集的數(shù)據(jù)符合模型要求，適配度較高[13]。該模型具體路徑系數(shù)如表7所示。

表7 領導風格影響員工前瞻性行為直接作用路徑系數(shù)檢驗結果

由表7可知，變革型領導風格對員工前瞻性行為的三個維度均具有積極影響，H1a、H1b、H1c三項假設成立；而交易型領導風格并不能完全對員工前瞻性行為產生積極影響，其對目標優(yōu)化與提升維度的標準化路徑系數(shù)和CR值均為負值，且P值也不在合理取值范圍內，因此檢驗結果為不支持。即交易型領導風格對員工的目標優(yōu)化與提升不具有積極影響，H2a、H2b兩項假設成立，H2c假設不成立[14]。

5. 自我效能感影響員工前瞻性行為直接作用模型分析

自我效能感影響員工前瞻性行為直接作用模型擬合結果如表8所示。

表8 自我效能感影響員工前瞻性行為直接作用模型擬合結果

由表8可知，X2/df、GFI、RMSEA、NFI、CFI、PCFI、PNFI等主要參數(shù)指標均在合理取值范圍之內，證明本研究收集的數(shù)據(jù)符合模型要求，適配度較高。該模型具體路徑系數(shù)如表9所示。

表9 自我效能感影響員工前瞻性行為直接作用路徑系數(shù)檢驗結果

由表9可知，假設H5a、H5b、H5c成立，CR值達到參數(shù)標準要求且路徑系數(shù)顯著性概率通過驗證，則說明自我效能感對促進員工前瞻性行為具有積極影響。

6. 自我效能感中介效用模型分析

自我效能感中介效用擬合結果如表10所示。

表10 自我效能感中介效用擬合結果

由表10可知，X2/df、GFI、RMSEA、NFI、CFI、PCFI、PNFI等主要參數(shù)指標均在合理取值范圍內，證明本文所收集的數(shù)據(jù)符合模型要求，適配度較高[15]。自我效能感中介效用路徑系數(shù)檢驗結果如表11所示。

表11 自我效能感中介效用路徑系數(shù)檢驗結果

由表11可知，當自我效能感作為中介因素加入領導風格對員工前瞻性行為三個維度影響的邏輯關系中時，兩類領導風格均對自我效能感具有積極影響，而自我效能感又能對三個維度產生積極影響，各項系數(shù)及指標均處在合理區(qū)間，即三者的邏輯關系證明了自我效能感確實存在一定的中介效用。假設H6a、H6b、H6c、H7a和H7b合理有效。

7. 概念模型修正

基于以上結構方程模型假設檢驗結果及中介效用分析，對原始模型進行修正以確定有效模型，具體如圖2所示。

圖2 概念模型修正

三、研究結論與啟示

本文基于目前我國市場競爭背景下企業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實問題，從不同領導風格對個體前瞻性行為的影響視角研究二者邏輯關系，并提出自我效能感具有中介作用的假設。研究結果表明：變革型領導風格對員工前瞻性行為的三個維度均具有積極影響，而自我效能感存在中介效用；交易型領導風格并不能完全對員工前瞻性行為產生積極影響，其對員工目標優(yōu)化與提升這一維度不存在積極影響，而自我效能感存在中介效用。

本文進一步豐富了對領導風格的相關研究，填補了領導風格對行為人個體影響程度的研究空白，尤其是首次提出不同類型領導風格對員工前瞻性行為的影響，并首次將自我效能感作為中介因素引入研究中，為扁平式組織結構下如何更有效地激發(fā)員工工作積極性與主動性，提升員工戰(zhàn)略思維能力，進而提升企業(yè)整體競爭力提供了新的改進方式和思路。

本文的主要不足在于數(shù)據(jù)量尚顯單薄，數(shù)據(jù)收集方式單一，因此對不同領導風格對員工前瞻性行為影響的研究結論還有待完善。在未來的研究中，可以通過擴展數(shù)據(jù)收集途徑、提升數(shù)據(jù)回收總量等方式進一步提升數(shù)據(jù)分析的針對性和結論的有效性。