李正衛(wèi) 吳昊天

(浙江工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，杭州 310023)

0 引 言

伴隨著經(jīng)濟(jì)全球化，我國(guó)高科技企業(yè)面臨更大的競(jìng)爭(zhēng)壓力，企業(yè)所擁有的知識(shí)型員工的數(shù)量和質(zhì)量決定了其核心競(jìng)爭(zhēng)力。如何進(jìn)一步提高知識(shí)型員工的績(jī)效水平和創(chuàng)新能力是高科技企業(yè)管理者關(guān)注的焦點(diǎn)。知識(shí)型員工需求層次更高，他們更期望受到領(lǐng)導(dǎo)的尊重、善意的對(duì)待和擁有工作自主性[1]。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)作為一種把員工利益放在首位、尊重員工、關(guān)注員工需求、激發(fā)員工潛力以幫助他們?cè)诼殬I(yè)生涯取得成功的領(lǐng)導(dǎo)方式[2]，與上述知識(shí)型員工的需求高度契合。同時(shí)，因?yàn)樾枨髮哟胃?，知識(shí)型員工的工作激情對(duì)其工作表現(xiàn)有更強(qiáng)的影響。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)主動(dòng)關(guān)懷員工和激發(fā)員工對(duì)工作的興趣，促進(jìn)了員工工作激情的產(chǎn)生，進(jìn)而對(duì)其工作績(jī)效和創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。

工作激情根據(jù)其產(chǎn)生的內(nèi)化方式不同，分為和諧型工作激情和強(qiáng)迫型工作激情[3]。當(dāng)某項(xiàng)活動(dòng)的外部動(dòng)機(jī)對(duì)其身份認(rèn)同發(fā)生控制性內(nèi)化時(shí)，就產(chǎn)生了強(qiáng)迫型工作激情[4]；和諧型工作激情的產(chǎn)生則來(lái)源于外部動(dòng)機(jī)對(duì)其身份認(rèn)同發(fā)生自主性內(nèi)化[5]，二者對(duì)員工的影響存在差異。本文選擇二元工作激情作為中介變量，更加全面地解釋了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的影響路徑。此外，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工產(chǎn)生影響的隱含條件是領(lǐng)導(dǎo)代表組織，領(lǐng)導(dǎo)組織化身對(duì)積極的領(lǐng)導(dǎo)方式有促進(jìn)作用，本文將領(lǐng)導(dǎo)組織化身作為調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步探討服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)二元工作激情對(duì)員工工作績(jī)效和創(chuàng)新行為影響的邊界條件。

1 理論與假設(shè)

1.1 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和二元工作激情

根據(jù)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的涵義和二元工作激情產(chǎn)生的原因，本文認(rèn)為服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)對(duì)二元工作激情產(chǎn)生不同的影響。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)和諧型工作激情的產(chǎn)生有促進(jìn)作用。首先，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)給予員工足夠的關(guān)心和支持，員工基于這種關(guān)心和支持會(huì)產(chǎn)生積極的回報(bào)行為，會(huì)自主參與到工作中[5]。其次，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)更加關(guān)注下屬的個(gè)人成長(zhǎng)和職業(yè)技能的提高，充分激發(fā)追隨者的潛力[6]，激發(fā)員工對(duì)工作的興趣，增加他們自愿參加工作的動(dòng)力。最后，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)增強(qiáng)員工的組織認(rèn)同感，蘇偉琳等(2019)認(rèn)為組織認(rèn)同感高的員工，會(huì)在日常工作中優(yōu)先考慮組織的利益，主動(dòng)地通過(guò)各種手段來(lái)幫助組織，從而帶來(lái)組織整體效益的提高[7]。因此，本文提出假設(shè)H1a：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)正向影響知識(shí)型員工和諧型工作激情。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)強(qiáng)迫型工作激情的產(chǎn)生有抑制作用。首先，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)關(guān)注員工生活和工作上的困難，并提供幫助，減少他們?cè)醋陨詈凸ぷ魃系膲毫Γ档土藛T工的受控感[8]。其次，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)不以高績(jī)效來(lái)要求員工，減少了員工來(lái)自高績(jī)效的壓力[9]。再次，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)賦予下屬一定的權(quán)力，允許下屬根據(jù)自身意愿在一定程度上調(diào)整自身的工作[8]，員工可以根據(jù)自身需求修正工作的內(nèi)容和方式，這種彈性的工作模式使員工源自工作和上級(jí)的受控感更少[9]。最后，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工表現(xiàn)出更強(qiáng)的敏感性，他們更善于傾聽，經(jīng)常進(jìn)行換位思考，通過(guò)溝通來(lái)說(shuō)服員工取得共識(shí)，而不是強(qiáng)制讓下屬服從自己的決定[10]。因此，本文提出假設(shè)H1b：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向影響知識(shí)型員工強(qiáng)迫型工作激情。

1.2 二元工作激情的中介作用

1.2.1 和諧型工作激情的中介作用

和諧型工作激情是指工作自主動(dòng)機(jī)(即認(rèn)知因素)和工作樂趣(即情感因素)的混合，兩者都是工作績(jī)效的重要預(yù)測(cè)因素，研究表明自主工作動(dòng)機(jī)和積極的情緒使員工的思維更開闊，進(jìn)而有助于其工作績(jī)效的提升[11]。和諧型工作激情會(huì)產(chǎn)生適應(yīng)性的行為進(jìn)而對(duì)員工工作投入產(chǎn)生積極影響，擁有較高和諧型工作激情的員工，可以專注于手頭的工作，自愿地進(jìn)行工作投入，產(chǎn)生更高的工作績(jī)效[12]。因此，本文提出假設(shè)H2a：和諧型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和知識(shí)型員工工作績(jī)效的關(guān)系中起中介作用。

和諧型工作激情由工作的內(nèi)驅(qū)力帶來(lái)員工高度積極的情緒狀態(tài)，這種情緒狀態(tài)使員工更容易接受工作，當(dāng)員工遭遇困難時(shí)，員工更愿意跳出原有的框架，嘗試新的方法，這正是創(chuàng)新誕生的萌芽[13]。員工擁有較高的和諧型工作激情時(shí)，會(huì)對(duì)工作產(chǎn)生更多的熱愛和自主工作情緒，對(duì)工作意義的理解更加深入，將工作作為實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的途徑并增加工作投入，積極地學(xué)習(xí)新的知識(shí)和技能，這些新的知識(shí)和技能是產(chǎn)生創(chuàng)新的“培養(yǎng)皿”，孕育了創(chuàng)新[13-14]。因此，本文提出假設(shè)H2b：和諧型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的關(guān)系中起中介作用。

1.2.2 強(qiáng)迫型工作激情的中介作用

Hao等(2018)認(rèn)為強(qiáng)迫型工作激情會(huì)帶來(lái)受控動(dòng)機(jī)，從而會(huì)給員工帶來(lái)負(fù)面情緒。當(dāng)員工強(qiáng)迫型工作激情較高時(shí)，他們的工作表現(xiàn)會(huì)因?yàn)樗麄兊氖芸貏?dòng)機(jī)、外部壓力等不愉快的感覺而惡化[11]。褚昊等(2020)認(rèn)為強(qiáng)迫型工作激情高的個(gè)體不是發(fā)自內(nèi)心的喜歡工作，不會(huì)主動(dòng)積極地投入到工作當(dāng)中，難以有較高質(zhì)量的工作表現(xiàn)[12]，當(dāng)其強(qiáng)迫型工作激情較高時(shí)，很難有較好的工作績(jī)效。因此，本文提出假設(shè)H2c：強(qiáng)迫型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和知識(shí)型員工工作績(jī)效的關(guān)系中起中介作用。

強(qiáng)迫型工作激情會(huì)帶來(lái)較高的角色壓力，導(dǎo)致員工產(chǎn)生消極負(fù)面的情緒，一定程度上縮小了員工的個(gè)體思維，進(jìn)一步減少員工的創(chuàng)造性行為[11]。秦偉平等(2015)認(rèn)為高強(qiáng)迫型工作激情的個(gè)體，是受外界壓力迫使而開展工作，很難從中得到樂趣，進(jìn)而抑制創(chuàng)造力的產(chǎn)生[15]?？傊?，員工的創(chuàng)造性思維會(huì)因?yàn)樗麄兊氖芸貏?dòng)機(jī)和負(fù)面情緒而受到限制，從而影響創(chuàng)新行為的產(chǎn)生[13]。因此，本文提出假設(shè)H2d：強(qiáng)迫型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的關(guān)系中起中介作用。

1.3 領(lǐng)導(dǎo)組織化身的調(diào)節(jié)作用

Eisenberger等(2010)將領(lǐng)導(dǎo)組織化身定義為員工將領(lǐng)導(dǎo)者認(rèn)定為組織代理人的程度[16]。領(lǐng)導(dǎo)組織化身能影響員工對(duì)組織和領(lǐng)導(dǎo)者行為的反應(yīng)，具有高領(lǐng)導(dǎo)組織化身感知的員工會(huì)將領(lǐng)導(dǎo)行為解讀為組織行為，在面對(duì)積極的領(lǐng)導(dǎo)行為如服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，會(huì)更有可能表現(xiàn)出管理者和組織所期望的行為[7]。具體而言，高領(lǐng)導(dǎo)組織化身感知的員工，在面對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)心、支持、授權(quán)和幫助等積極行為時(shí)，會(huì)將這些行為歸因?yàn)榻M織行為，提高其參與工作的積極性，減少了受控感，強(qiáng)化了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的積極作用。因此，本文提出假設(shè)H3a：領(lǐng)導(dǎo)組織化身正向調(diào)節(jié)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和和諧型工作激情的關(guān)系；H3b：領(lǐng)導(dǎo)組織化身正向調(diào)節(jié)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和強(qiáng)迫型工作激情的關(guān)系。

本文進(jìn)一步推出領(lǐng)導(dǎo)組織化身調(diào)節(jié)二元工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工工作績(jī)效以及服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。因此，本文提出假設(shè)H4a：領(lǐng)導(dǎo)組織化身正向調(diào)節(jié)和諧型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工工作績(jī)效之間的中介作用；H4b：領(lǐng)導(dǎo)組織化身正向調(diào)節(jié)強(qiáng)迫型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工工作績(jī)效之間的中介作用；H4c：領(lǐng)導(dǎo)組織化身正向調(diào)節(jié)和諧型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用；H4d：領(lǐng)導(dǎo)組織化身正向調(diào)節(jié)強(qiáng)迫型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。

根據(jù)上述分析，本文建立理論框架(見圖1)。

圖1 研究假設(shè)模型

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究樣本

本文采取問卷調(diào)查方法獲取數(shù)據(jù)，由浙江省內(nèi)高科技企業(yè)的知識(shí)型員工填寫，共收回問卷300份，其中有效問卷232份，問卷有效性為73.33%。其中，男性占47%，學(xué)歷主要以本科為主占69.0%，碩士及以上學(xué)歷占22.4%，年齡大多在20～40歲，平均工作年限為3.52年。

2.2 測(cè)量工具

本研究的變量均選用國(guó)內(nèi)外成熟量表進(jìn)行測(cè)量，采用7級(jí)李克特量表。其中，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)采用Liden等(2015)開發(fā)的7題項(xiàng)量表[17]，Cronbach’sα值為0.906；工作激情采用Vallerand等(2003)開發(fā)的二元工作激情量表[18]，共2個(gè)維度14個(gè)題項(xiàng)，和諧型工作激情量表Cronbach’sα值為0.949，強(qiáng)迫型工作激情量表Cronbach’sα值為0.978；領(lǐng)導(dǎo)組織化身采用Eisenberger等(2010)開發(fā)的9題項(xiàng)量表[16]，Cronbach’sα值為0.965；員工工作績(jī)效量表采用Borman等(1993)開發(fā)的5題項(xiàng)量表[19]，Cronbach’sα值為0.962；員工創(chuàng)新行為采用劉云等(2010)開發(fā)的5題項(xiàng)量表[20]，Cronbach’sα為0.955。

3 研究檢驗(yàn)

3.1 效度與相關(guān)分析

本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)法對(duì)共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示第一個(gè)主成分解釋的變異為39%，小于40%的臨界值，說(shuō)明數(shù)據(jù)不存在顯著的共同方法偏差問題。本研究采用AMOS21.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析來(lái)檢驗(yàn)各變量之間的收斂效度和區(qū)分效度。各變量的平均方差萃取量(AVE)均大于臨界值0.5，組合信度CR均大于0.7，表明各變量具有良好的收斂效度。同時(shí)，各變量的AVE的平方根均大于該變量與其他變量之間的相關(guān)系數(shù)，證實(shí)了本研究的變量具有較好的區(qū)分效度。本研究中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果和相關(guān)系數(shù)見表1。結(jié)果顯示，各變量之間有顯著的相關(guān)關(guān)系，為下一步假設(shè)檢驗(yàn)提供了初步統(tǒng)計(jì)證據(jù)支持。

表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和效度檢驗(yàn)值

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型

和諧型工作激情對(duì)員工工作績(jī)效的路徑系數(shù)為0.185(p<0.001)；和諧型工作激情對(duì)員工創(chuàng)新行為的路徑系數(shù)為0.144(p<0.01)。強(qiáng)迫型工作激情顯著負(fù)向影響員工工作績(jī)效，路徑系數(shù)為-0.233(p<0.001)；強(qiáng)迫型工作激情顯著負(fù)向影響員工創(chuàng)新行為，路徑系數(shù)為-0.297(p<0.001)。根據(jù)Bootstrap法，使用Process插件對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，和諧型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工工作績(jī)效的中介效應(yīng)為0.103，95%置信區(qū)間為[0.054，0.173](不包含0)；和諧型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)為0.099，95%置信區(qū)間為[0.048，0.166](不包含0)；強(qiáng)迫型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工工作績(jī)效的中介效應(yīng)為0.14，95%置信區(qū)間為[0.084，0.207](不包含0)；強(qiáng)迫型工作激情在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)為0.16，95%置信區(qū)間為[0.097，0.230](不包含0)。假設(shè)H2a、H2b、H2c和H2d成立。

本文以層級(jí)回歸分析方法對(duì)調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證?；貧w分析結(jié)果見表2，從M4可以看出，β=0.232，p<0.001。從M8可以看出，β=-0.202，p<0.01。此外，本研究也繪制了簡(jiǎn)單斜率圖(見圖3)。假設(shè)H3a和H3b成立。

圖3 領(lǐng)導(dǎo)組織化身的調(diào)節(jié)作用

本文通過(guò)Process宏中Bootstrap中介方法，在高于和低于調(diào)節(jié)變量均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)值上進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介檢驗(yàn)。由表3可知，條件間接效應(yīng)在低領(lǐng)導(dǎo)組織化身時(shí)均不顯著，在高領(lǐng)導(dǎo)組織化身時(shí)均顯著，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)都不包括0，因此假設(shè)H4a、H4b、H4c、H4d均成立。

4 研究結(jié)論及啟示

本文構(gòu)建了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)以二元工作激情為中介對(duì)員工工作績(jī)效和創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響的理論模型，研究結(jié)論：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)正向影響和諧型工作激情和負(fù)向影響強(qiáng)迫型工作激情從而對(duì)員工工作績(jī)效和創(chuàng)新行為有正向影響，領(lǐng)導(dǎo)組織化身在其中均起到積極的調(diào)節(jié)作用。通過(guò)本文可以給管理者一些實(shí)踐啟示。首先，面對(duì)需求層次更高的知識(shí)型員工，領(lǐng)導(dǎo)者可以嘗試新的領(lǐng)導(dǎo)模式。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)把員工利益放在自身利益之上，主動(dòng)為員工服務(wù)，減少員工工作倦怠、工作消極等不佳表現(xiàn)，促使他們有更多的工作投入和創(chuàng)新思維。其次，員工的工作激情對(duì)工作績(jī)效和創(chuàng)新行為有一定影響，領(lǐng)導(dǎo)者在平時(shí)的工作中應(yīng)當(dāng)對(duì)員工有正確的引導(dǎo)，激發(fā)他們對(duì)工作的熱愛和興趣，提高員工主動(dòng)參與工作的積極性；同時(shí)關(guān)注員工工作和生活上的需求和困難，幫助員工解決后顧之憂，減輕他們來(lái)自工作和生活的受控壓力。最后，員工如果感覺自己的直系領(lǐng)導(dǎo)代表著組織，那么領(lǐng)導(dǎo)者的積極領(lǐng)導(dǎo)效果將會(huì)被放大，領(lǐng)導(dǎo)者平時(shí)應(yīng)當(dāng)將自身內(nèi)在價(jià)值和外在言行舉止與組織保持一致，提高員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的認(rèn)同感。

表2 領(lǐng)導(dǎo)組織化身、服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)與和諧型工作激情、強(qiáng)迫型工作激情的回歸結(jié)果

表3 有調(diào)節(jié)的中介檢驗(yàn)