李苗苗，田啟濤，關浩光

(1.同濟大學 經(jīng)濟與管理學院，上海 200092；2.河南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，河南 鄭州 450000；3.中歐國際工商學院，上海 201206)

0 引言

領導理論正朝著共享型、關系型、全局化方向發(fā)展，更加強調(diào)領導與員工之間的互動關系[1, 2]，以利他為特征的服務型領導逐漸興起并受到越來越多的關注[3]。服務型領導是指優(yōu)先滿足員工需要的領導類型[4]，服務型領導將員工需求和利益置于首要位置，采用溝通方式了解追隨者身上的潛力，幫助追隨者成長。鑒于當前以人為本的管理需求，服務型領導被定位為領導學研究的新領域[5]。

然而，現(xiàn)有研究將服務型領導建立在一個相對靜止的概念化結(jié)構(gòu)中，很少涉及服務型領導需求與供給是否匹配的問題。服務型領導供給反映組織環(huán)境(Environment)的支持，服務型領導需求體現(xiàn)個體(Person)對領導的期待，本研究從個體-環(huán)境匹配視角(the P-E fit perspective)探究服務型領導供給與需求匹配的影響。服務型領導供給需要領導者識別和監(jiān)控環(huán)境中的挑戰(zhàn)，要求領導者應用管理技巧與員工進行溝通交流，優(yōu)先滿足“成為仆人才能領導，領導意味著服務”的先決條件[5]，服務型領導供給受到領導者自身能力和情景變化的影響；同時，服務型領導需求因追隨者的工作任務、工作情景和對領導行為的要求發(fā)生改變而變化[6]，服務型領導需求的激活和滿足需要綜合考慮追隨者自身因素與組織情景。因此，服務型領導供給和需求是動態(tài)變化的，服務型領導有效性取決于供給與需求匹配的一致性。

現(xiàn)有研究僅從單一視角考察服務型領導：服務型領導供給[7]或服務型領導需求[8]，鮮有學者從供給和需求匹配雙元視角研究服務型領導對追隨者態(tài)度、行為的影響。實際上，并不是供給或需求單方面影響追隨者，單一視角忽略了理論和實證的重要性[9]。已有學者提出從雙元視角彌補這種理論上的缺陷[10]，現(xiàn)有研究論證了領導-成員交換(LMX)雙元關系[9]、變革型領導[11]需求和供給雙元關系所產(chǎn)生的影響，但尚未有研究聚焦于服務型領導供求匹配對追隨者的影響。研究服務型領導具有重要的理論意義：LMX側(cè)重于領導成員關系質(zhì)量，領導者通過劃分圈內(nèi)人和圈外人進行資源分配，而服務型領導強調(diào)公平、坦誠地對待員工，通過溝通與勸說等方式影響員工行為，關注員工成長與發(fā)展[5,12]；變革性領導側(cè)重于“忠于組織”，關注組織成長和組織目標，獲取更高組織績效，而服務型領導側(cè)重于追隨者，領導者創(chuàng)造條件提高追隨者福利(well-beings)和關注追隨者成長，信任追隨者并支持追隨者的行為[4]。同時，創(chuàng)造力的前因研究多集中在個體層面、團隊層面[13]，少有文獻探究領導力供給-需求匹配對創(chuàng)造力的影響[14]。關于服務型領導供求匹配一致性對創(chuàng)造力的影響還存在研究空白，本文響應從動態(tài)視角研究創(chuàng)造力的號召[15]，綜合考慮服務型領導供給與需求匹配一致性變化對創(chuàng)造力的影響。

盡管學者們一致認為內(nèi)在動機是創(chuàng)造力的重要驅(qū)動力[16]，內(nèi)在動機反映個體出于興趣、好奇心和學習欲望而愿意付出努力的程度[17]，在很大程度上影響個體創(chuàng)造力發(fā)揮，但現(xiàn)有文獻還未將服務型領導供求匹配一致性作為內(nèi)在動機的前因進行探究，忽視了服務型領導匹配一致性對員工創(chuàng)造力的作用機制。根據(jù)個體-環(huán)境匹配理論，服務型領導供求匹配一致性作為積極的情境因素，在一定程度上能夠激發(fā)員工內(nèi)在動機，進而提升員工創(chuàng)造力。內(nèi)在動機是個體工作場所自我驅(qū)動的重要組成，直接影響員工工作績效。鑒于內(nèi)在動機的重要性，研究推測員工內(nèi)在動機在服務型領導供求匹配一致性與員工創(chuàng)造力之間發(fā)揮中介作用，在一定程度上揭示領導力與創(chuàng)造力之間的作用機制。

根據(jù)個體-環(huán)境匹配理論，個體特質(zhì)與組織環(huán)境結(jié)構(gòu)的一致性影響個體態(tài)度、情感和行為。主動性人格源于互動主義，描述個體與情景的互動，并認為個體、情景和行為持續(xù)影響彼此[18]。主動性人格表現(xiàn)為個體希望改變外部環(huán)境的行為傾向，高主動性人格的個體積極采取主動行為改變外部環(huán)境，避免受到環(huán)境制約，能夠充分發(fā)揮主觀能動性追求某個特定目標，個體主動性人格在組織情景應對和內(nèi)在驅(qū)動之間產(chǎn)生差異化影響。因此，本研究引入追隨者主動性人格作為服務型領導供求匹配一致性與追隨者內(nèi)在動機的邊界條件，探究不同水平主動性人格特質(zhì)對領導力與內(nèi)在動機的關系。

綜上，本研究基于個體-環(huán)境匹配理論，探討服務型領導供求匹配一致性對追隨者創(chuàng)造力的作用機制及邊界條件，將追隨者內(nèi)在動機和主動性人格納入研究框架，豐富領導力與創(chuàng)造力相關研究。本文研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

1 理論模型與研究假設

1.1 服務型領導供求匹配一致性模型

根據(jù)個體-環(huán)境匹配理論，個體態(tài)度和行為在一定程度上取決于心理需求和環(huán)境供給的一致性或匹配[11,19]，員工個體將自己需要的資源數(shù)量和組織提供的資源數(shù)量進行比較，通常有3種結(jié)果：短缺(供不應求)、匹配(供求一致)、過剩(供過于求)。匹配可以帶來理想的結(jié)果，而高匹配(高供給-高需求)與低匹配(低供給-低需求)產(chǎn)生的結(jié)果并不相同，高匹配能夠從更高層面滿足組織期待和員工需求。

在組織中，服務型領導在追隨者需求和供給上存在差異，根據(jù)程度差異表現(xiàn)為由低到高的連續(xù)軸，形成4個象限如圖2所示。象限1和象限3為匹配(congruence)，沿著供求匹配線從左下到右上(由象限3到象限1)，由低供給-低需求匹配到高供給-高需求匹配，呈現(xiàn)連續(xù)變化趨勢；象限2和象限4為不匹配(incongruence)情況，象限2描述供不應求(低供給-高需求)的情況，追隨者亟需服務型領導滿足個體需求以實現(xiàn)發(fā)展，但是，領導者并沒有提供足夠供給和支持(如溝通、接納、授權)；象限4描述供過于求(高供給-低需求)的情況，領導者提供過剩的服務型領導供給，過于關注員工需求，可能出現(xiàn)授權過度、溝通頻繁等現(xiàn)象，但追隨者對領導者提供的這些服務并無需求和興趣，因此，服務型領導的高供給-低需求并不能發(fā)揮理想的效用，造成領導資源浪費。

圖2 服務型領導供求匹配模型

1.2 服務型領導供求匹配對內(nèi)在動機的影響

內(nèi)在動機是個體基于對工作本身的興趣而投入努力的愿望[20]，屬于能夠幫助員工個體實現(xiàn)目標的心理資源。服務型領導供求匹配一致性影響追隨者內(nèi)在動機，表現(xiàn)在：①領導行為是塑造追隨者內(nèi)在動機的關鍵要素。服務型領導直接影響追隨者，領導者具有賦權和培養(yǎng)追隨者的特征，表現(xiàn)為謙虛、真誠、人際接納以及提供合適的指導，營造一種鼓勵追隨者盡其所能做到最好的氛圍[5]。服務型領導不僅扮演看護者的角色，而且扮演行為模范角色，激勵他人為共同利益而行動[5]，這些為激發(fā)追隨者的內(nèi)在動機奠定了基礎；②增強個體的內(nèi)在動機通常需要滿足3個關鍵需求[17]，即能力(competence)、自主性(autonomy)和關系(relatedness)。服務型領導能有效匹配這些需求，針對能力的需求可以通過提供相關反饋和指導來滿足，針對自主性需求可以通過授權來滿足，針對關系的需求可以通過讓個體感受到溫暖、接受和關懷來滿足。服務型領導強調(diào)關注追隨者的需求，投入時間和精力了解追隨者的需求并努力滿足這些需求[4]。因此，服務型領導與追隨者的內(nèi)在動機密切相關。

服務型領導高匹配(高供給-高需求)有利于追隨者形成積極的工作情感[11]、高工作投入[9]、高工作滿意度[21]、高工作績效[21]等，追隨者對于服務型領導的需求能夠得到較高滿足。高供給的服務型領導不僅滿足追隨者需求，還能夠產(chǎn)生溢出效應幫助個體投入其它興趣目標，進而有可能完成多項任務[22]。然而，當服務型領導低匹配(低供給-低需求)時，追隨者僅限于滿足基本的工作要求，“低供給-低需求”一致模型容易形成消極認知與應對方式[23]，追隨者內(nèi)在動機較低。隨著匹配程度從低到高變化，追隨者的內(nèi)在動機呈現(xiàn)上升趨勢。因此，本文提出如下假設：

H1:與服務型領導低匹配(低供給-低需求)相比，追隨者內(nèi)在動機在服務型領導高匹配(高供給-高需求)時更高。

1.3 內(nèi)在動機的中介作用

基于個體-環(huán)境匹配理論，匹配影響員工心理狀態(tài)與行為模型。以往研究指出，服務型領導能夠增加追隨者心理授權、工作重塑[3]與職業(yè)使命感[25]。服務型領導供求匹配一致性對追隨者內(nèi)在動機的促進作用主要表現(xiàn)在3個方面：①服務型領導供給滿足追隨者對于資源、信息等的需求，有效刺激追隨者的工作興趣；②一致性促進服務型領導供給方和需求方的相互溝通交流，增強追隨者對工作目標的理解，得到工作中的正向反饋，有利于提升追隨者的工作活力和學習動力；③一致性有利于工作場所中問題的解決，有利于培養(yǎng)追隨者的自信心，帶來積極的情緒狀態(tài)，有利于提升追隨者內(nèi)在驅(qū)動力，使得追隨者愿意為工作付出努力。

創(chuàng)造力是指個體或團隊一起工作產(chǎn)生新穎而有用的想法，或在組織中成功實施創(chuàng)意的過程[24]。已有研究顯示，內(nèi)在動機有利于促進創(chuàng)造力發(fā)展[16]，高內(nèi)在動機個體具有較強的自我效能感與工作成就感[24]，積極采取自我驅(qū)動行為保持愉悅的工作心情和較高的工作滿意度，更能勝任具有挑戰(zhàn)性的工作并靈活解決問題[26]，從而表現(xiàn)出較高的創(chuàng)造力。服務型領導供給與需求匹配一致性為追隨者產(chǎn)生內(nèi)在驅(qū)動力創(chuàng)造了有利的外部條件，追隨者愿意投入更多時間和精力到工作中；隨著內(nèi)在動機的增強，有助于追隨者在工作中產(chǎn)生新穎可行的想法，服務型領導需求和供給匹配的聯(lián)合效應通過提升內(nèi)在動機促進創(chuàng)造力發(fā)展。因此，本文提出如下假設：

H2:服務型領導供求一致通過內(nèi)在動機影響追隨者創(chuàng)造力。

1.4 主動性人格的調(diào)節(jié)作用

主動性人格指個體傾向于積極的角色定位，具有能夠影響情景的行為趨勢，表現(xiàn)出相對穩(wěn)定性，強調(diào)個體主動適應情景和積極改變情景的行為傾向。已有研究顯示，主動性人格調(diào)節(jié)工作情景與工作態(tài)度的關系[26]，而服務型領導供給在一定程度上體現(xiàn)了工作情景，追隨者的主動性人格能夠調(diào)節(jié)服務型領導供求匹配一致性與內(nèi)在動機的關系。具體而言，當追隨者具有低主動性人格時，其往往是環(huán)境或社會的被動接受者[27]，個體挑戰(zhàn)現(xiàn)狀和發(fā)現(xiàn)機會的可能性較小；追隨者面對服務型領導供求不匹配時，缺乏自發(fā)性行為。內(nèi)在動機是個體自發(fā)而并非強制的，低主動性個體面對服務型領導供求匹配的不同情況表現(xiàn)出被動態(tài)度，不利于提升個體內(nèi)在動機。相反，高主動性追隨者較少受到環(huán)境影響，傾向于維持有利的組織情景，善于發(fā)現(xiàn)機會并采取行動，通常能夠保持積極而非消極的工作態(tài)度。當追隨者面對服務型領導供求匹配時，積極主動維持良好的組織環(huán)境，在匹配的組織環(huán)境中自發(fā)提升自我驅(qū)動力；當服務型領導供求不匹配時，具有高主動性人格的個體更可能采取行動追求服務型領導供求匹配狀態(tài)，積極尋找有效的方法并解決問題，高主動性人格強化服務型領導供求匹配一致性與內(nèi)在動機之間的關系。綜上，本文提出如下假設：

H3:追隨者主動性人格在服務型領導供求匹配與內(nèi)在動機之間起調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究數(shù)據(jù)來自于服務行業(yè)某總公司及其子公司，數(shù)據(jù)收集得到總公司的全力支持與配合，共計259名領導和969位員工參與本次調(diào)研。通過問卷調(diào)查方式收集數(shù)據(jù)，開展兩種形式的問卷填答——線下紙質(zhì)版與線上問卷星平臺的網(wǎng)址鏈接，通過共同變量對領導版問卷和員工版問卷進行編碼。同時，問卷調(diào)查采用兩個時點配對的數(shù)據(jù)收集方式，第一個時點(T1)由員工填寫人口統(tǒng)計學信息、服務型領導需求、內(nèi)在動機、主動性人格；第二個時點(T2)由領導為已參與調(diào)研的2～5名員工的創(chuàng)造力進行評分，并填答領導者的人口統(tǒng)計學信息與服務型領導供給。

剔除無效數(shù)據(jù)后，有效數(shù)據(jù)包括200名領導與726位員工。問卷回收有效性為：領導77.22%，員工74.92%。在200名領導中，男性195(97.5%)，女性5(2.5%)；本科194(97%)，大專5(2.5%)；領導年齡均值32.41歲，領導管理團隊人數(shù)均值21.79。在726位員工中，男性549(75.6%)，女性177(24.4%)；研究生3(0.4%)，本科441(60.7%)，大專235(32.4%)，高中及以下47(6.5%)；員工年齡均值為29.03，工作任期均值為1.84。

2.2 變量測量

本研究采用的量表都進行了標準翻譯和回譯程序，以確保測量對等性，均采用Likert 5級進行測量，其中，1表示“非常反對”，5表示“非常贊同”。

服務型領導需求和服務型領導供給，采用Ehrhart[28]的14個條目量表，條目保持相同，只是改變填寫條目的主語。員工填答的示例問題如：“我需要我的主管傾注時間與我建立良好的關系”，Cronbach′s a值為0.918；服務型領導供給由領導者進行填答，示例問題如：“我愿意傾注時間與員工建立良好的關系”，Cronbach′s a值為0.885。

內(nèi)在動機，采用Zhang等[29]改編的3個條目量表，示例問題如：“我樂于解決復雜問題”。該量表的Cronbach′s a值為0.678。

主動性人格，采用Wu等[30]改編的4個條目量表，示例問題如：“不論機會有多大，我都會盡力實踐我的信念”。該量表的Cronbach′s a值為0.800。

創(chuàng)造力，采用Zhou等[31]開發(fā)的包含13個題目的量表，由領導對員工進行評價，示例問題如：“該員工尋找新的技術、工作方法、顧客服務、工藝和/或產(chǎn)品”。該量表的Cronbach′s a值為0.872。

控制變量，根據(jù)已有研究的建議[9, 21, 32]，將領導和追隨者的性別差異、年齡差異和學歷差異作為控制變量，年齡差異和學歷差異采用絕對值形式進行數(shù)據(jù)分析，對性別差異進行虛擬編碼(dummy code)，性別相同編碼為0，性別不同編碼為1。

2.3 分析方法

步驟一：一致性回歸檢驗。采用二次多項式回歸方法[33]建構(gòu)模型，公式如下：

Z = b0+ b1(L) + b2(F) + b3(L2) + b4(FL) + b5(F2) + e

其中，L表示領導評級的服務型領導供給，F(xiàn)表示員工評價的服務型領導需求，根據(jù)上述公式得到繪制響應曲面的5個參數(shù)[36]，然后使用Excel繪制響應曲面表示匹配與不匹配對于因變量的影響，需要注意的是L和F變量進入方程式前均需進行中心化處理[37]。

步驟二：中介效應檢驗。根據(jù)Edwards等[34]提出的塊變量分析(Block Variable Analysis)，構(gòu)建五項式(L、F、L2、FL、F2)與多項式回歸系數(shù)加權的單一變量，表示一致性的自變量。通過SPSS Process中Bootstrapping程序檢驗中介效應。

步驟三：調(diào)節(jié)效應檢驗。將所有樣本與調(diào)節(jié)變量中位數(shù)進行比較，分為兩組[35]：高于中位數(shù)組和低位數(shù)組。采用兩步法進行分析，重復步驟一計算過程，并比較兩組響應面斜率與曲率的顯著性。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差與驗證性因子分析

為檢驗共同方法偏差，采用探索性因子分析進行Harman單因子分析，析出4個因子，解釋總變異量的50.84%，且第一個公因子的方差解釋百分比小于40%，解釋百分比為32.33%。因此，量表不存在嚴重的共同方法偏差。

為檢驗關鍵變量的區(qū)分效度和聚合效度，開展驗證性因子分析。如表1所示，四因子模型與假設模型(見圖1)之間的擬合程度較好(χ2= 613.305, df = 183, CFI = 0.947, TLI = 0.939, RMSEA = 0.057, SRMR = 0.033)，而其它因子模型擬合程度較差。由卡方檢驗結(jié)果可知，四因子模型與三因子模型存在顯著差異。根據(jù)理論假設模型，后續(xù)按照四因子模型進行分析。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

3.2 描述性統(tǒng)計分析

采用皮爾遜相關分析法(Pearson correlation analysis)對控制變量、自變量、調(diào)節(jié)變量、因變量進行相關分析，結(jié)果如表2所示，創(chuàng)造力與內(nèi)在動機、服務型領導需求正相關，為主效應和中介效應檢驗奠定了基礎。

表2 變量均值、標準差與相關系數(shù)

3.3 假設檢驗

多項式回歸和響應面分析結(jié)果如表3所示，沿一致性線(YF=XL)的斜率顯著且為正值(斜率=1.130，p<0.01)，曲率不顯著(曲率=-0.940，p>0.05)，說明與服務型領導“低供給-低需求”相比，服務型領導在“高供給-高需求”一致時，內(nèi)在動機更強。因此，H1得到驗證。

沿著不一致線(YF = - XL)的斜率未達到顯著水平但曲率顯著(斜率=-0.670, p > 0.05, 曲率=0.803，p <0.01)，這無法直接說明服務型領導的“高供給-低需求”、“低供給-高需求”與內(nèi)在動機的對比差異[37]，沿著不一致線呈現(xiàn)U型趨勢。

根據(jù)表3繪制響應面圖，較為形象地解釋領導供求匹配一致性對追隨者內(nèi)在動機的影響，以追隨者的服務型領導需求為X軸，以服務型領導供給為Y軸，以追隨者內(nèi)在動機為Z軸，擬合得到服務型領導供求與追隨者內(nèi)在動機的三維模型(見圖3)。由圖3可見，響應面大致呈平面，反映線性關系；后角(高供給-高需求)的追隨者內(nèi)在動機高于前角(低供給-低需求)，左角(低供給-高需求)與右角(高供給-低需求)變化趨勢沿著不一致線呈U型變化趨勢。綜上，進一步驗證了H1。

表3 多項式回歸與響應面分析結(jié)果

圖3 服務型領導供求匹配一致性對追隨者內(nèi)在動機的影響

鑒于以上研究結(jié)果，將L、F、L2、F*L、F2加權處理為塊變量(block variable)，作為服務型領導供求一致性的區(qū)集變量，并運用SPSS24.0及其Process宏程序進行5 000次抽樣的Bootstrapping中介效應檢驗，中介效應檢驗結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，通過內(nèi)在動機的間接效應為0.109，95%CI為[0.007, 0.196]，不包含0，表明內(nèi)在動機在服務型領導供求一致性與創(chuàng)造力之間起到中介作用。因此，H2得到支持。

表4 中介效應檢驗結(jié)果

為檢驗追隨者主動性人格的調(diào)節(jié)作用，將所有樣本分為兩組，一組由主動性人格高(高于中位數(shù))個體構(gòu)成，一組由主動性人格低(低于中位數(shù))個體組成。采用鄒氏檢驗法分析多項式系數(shù)是否存在顯著群體差異，結(jié)果顯示在追隨者主動性人格低的分組中，沿著對角線(F=L)斜率與曲率都不顯著(斜率=3.279，p > 0.05)，而在追隨者主動性人格高的分組中，斜率與曲率也不顯著(斜率=0.991，p > 0.05)，表明服務型領導供求匹配與內(nèi)在動機的關系在追隨者主動性人格不同分組中不存在顯著差異，H3未得到支持。

表5 追隨者主動性人格的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

4.1 理論意義

(1)推進了領導力領域的研究。將服務型領導從單一視角(僅供給或僅需求)拓展到領導者與追隨者供求雙方一致性視角，采用多項式回歸與響應面分析技術，更全面深入地探討了服務型領導供求一致性對追隨者內(nèi)在動機的影響機制，不僅揭示了服務型領導動態(tài)變化對追隨者內(nèi)在動機的影響，而且從個體-環(huán)境匹配視角對服務型領導研究作了有益補充與拓展。

(2)論證了追隨者內(nèi)在動機在服務型領導供求匹配與創(chuàng)造力之間的中介作用。現(xiàn)有文獻驗證了內(nèi)在動機與創(chuàng)造力的關系[16]，鮮有研究將服務型領導與創(chuàng)造力連接起來，本文以追隨者內(nèi)在動機為切入點，既為內(nèi)在動機與創(chuàng)造力關系提供了實證論證，又拓展了內(nèi)在動機在領導力與創(chuàng)造力之間的中介機制研究。

(3)將追隨者主動性人格引入到領導力一致性模型研究中，深化了個體特質(zhì)在個體-環(huán)境匹配領域的實證論證，即服務型領導供求匹配與內(nèi)在動機不受個體主動性人格顯著影響。將主動型人格從單一領導力模型拓展到供求平衡的一致性模型中，拓展了個體特質(zhì)理論的解釋力或適用范圍。未來研究可進一步探究不同人格對領導力一致性模型與內(nèi)在動機的影響，如自戀與馬基雅維利主義[38]。

4.2 實踐啟示

本研究對組織的服務型領導供求匹配和員工創(chuàng)造力具有指導意義。

(1)促進服務型領導供求匹配一致性。在管理實踐中，組織可以積極構(gòu)建領導與員工之間的有效溝通反饋機制，構(gòu)建和諧文化、增強互動交流，實現(xiàn)組織服務型領導供給與員工服務型領導需求的一致性。同時，組織也可以針對領導者開展服務型領導培訓與輔導，充分發(fā)揮服務型領導的有效性，實現(xiàn)一致性匹配，為員工成長與發(fā)展提供更多鼓勵、指導和支持[3]，促進員工內(nèi)在動機，提升員工創(chuàng)造力。

(2)積極提升員工內(nèi)在動機。組織可以構(gòu)建有利于促進員工內(nèi)在動機的工作環(huán)境，領導者輔助員工采用新方法并發(fā)揮他們的創(chuàng)造力；組織也可以采用激勵手段強化員工內(nèi)在動機，對員工的創(chuàng)造力行為進行獎勵，通過物質(zhì)與精神獎勵相結(jié)合的方法，獎勵員工提升創(chuàng)造力的努力和成果，賦予其更多工作自主權[22]，激發(fā)員工創(chuàng)造力的內(nèi)在動機。

(3)培育員工主動性人格。雖然實證研究顯示，主動性人格對領導力一致與內(nèi)在動機的關系不存在顯著影響，但主動性人格特質(zhì)有利于提升個體績效與組織績效[18]。管理者可以采用兩種方式培育員工主動性人格特質(zhì)：一方面，選拔和任用具有主動性人格的員工，在招聘過程中適當采用人格測試甄別高主動性人格的員工，在面試環(huán)節(jié)選拔高主動性的員工，充分發(fā)揮員工主動性人格的促進作用；另一方面，在員工管理過程中關注員工個體差異，并營造積極的組織環(huán)境，激發(fā)員工主動性人格，進而對員工工作態(tài)度和行為產(chǎn)生積極影響。

4.3 研究不足與展望

本研究存在以下不足：①分兩次收集數(shù)據(jù)以減少同源方法偏差，但采用截面數(shù)據(jù)，限制了因果推論的有效性。未來研究可以采取兩種方式進行改進，一是多時點采集數(shù)據(jù)，并引入時間變量，探究各變量之間的動態(tài)影響關系，二是采用經(jīng)驗取樣法[11]，連續(xù)抽樣探究各變量的日常動態(tài)變化；②除探討追隨者內(nèi)在動機在領導力與創(chuàng)造力之間的中介機制外，還可以從過程投入、任務資源[39]等方面探討一致性與創(chuàng)造力的中介機制；③領導者人格特質(zhì)的影響有待進一步拓展[40]；④針對服務型領導供不應求和供過于求的關系并未得出明確結(jié)論，有待進一步研究。