林新奇 欒宇翔 趙 鍇 趙國龍

·元分析(Meta-Analysis)·

領導風格與員工創(chuàng)新績效關系的元分析：基于自我決定視角*

林新奇 欒宇翔 趙 鍇 趙國龍

(中國人民大學勞動人事學院, 北京 100872)

領導對員工創(chuàng)新起到重要作用。什么樣的領導風格與員工創(chuàng)新相關更高? 實際研究中存在一定爭議。為了回答這個問題, 基于自我決定理論, 我們提出一個理論框架, 來解釋不同領導風格與員工創(chuàng)新相關系數(shù)的差異。我們使用元分析匯集432篇獨立的實證研究的證據(jù)(中文研究229篇, 英文研究203篇, 樣本總量達161599), 來檢驗我們的假設。研究發(fā)現(xiàn)：(1)交易型領導、倫理型領導、變革型領導、服務型領導、領導-成員交換、授權型領導、包容型領導及真實型領導與員工創(chuàng)新績效之間均存在顯著的正相關, 且相關遞增; (2)個人主義、績效評價方式、數(shù)據(jù)收集時間點、領導風格測量方式、創(chuàng)新測量方式以及發(fā)表語言部分調節(jié)領導風格和員工創(chuàng)新績效的關系。研究結果符合理論預測, 研究促進自我決定理論的發(fā)展。更為重要的是, 研究結論為管理者提供重要的實踐意義, 即使用合適的領導風格進而促進員工創(chuàng)新。

領導風格, 自我決定理論, 員工創(chuàng)新績效, 元分析

1 引言

突如其來的新冠疫情席卷全球, 面對錯綜復雜的挑戰(zhàn), 組織要想活下去, 走出困局, 只能依靠創(chuàng)新。員工創(chuàng)新影響整個組織的創(chuàng)新, 因此無論是企業(yè)管理者、學者還是政策制定者都日益關注員工創(chuàng)新。在影響員工創(chuàng)新的諸多因素中, 管理者的領導風格起著至關重要的作用。學者們早期主要關注一些“經(jīng)典的”領導風格與員工創(chuàng)新的關系, 如變革型、交易型領導以及領導?成員交換(Hammond et al., 2011; Watts et al., 2020; 黃秋風, 唐寧玉, 2016; 楊剛等, 2020), 然而近年來一些“新的”領導風格開始引起學者們的興趣, 例如包容型、倫理型、真實型、服務型以及授權型領導, 大量研究表明這些領導風格也在一定程度上與員工創(chuàng)新相關(Hoch et al., 2018; Lee, Legood, et al., 2020; 朱金強等, 2018)。

文獻回顧發(fā)現(xiàn), 領導風格與員工創(chuàng)新的研究雖多, 但存在諸多不一致結論。首先, 不同領導風格與員工創(chuàng)新的關系存在差異。例如, Li等(2019)研究表明變革型領導能與員工創(chuàng)新績效正相關, 而黃亮和彭璧玉(2015)的研究表明交易型領導與員工創(chuàng)新績效的關系不顯著。其次, 即使同一種領導風格內部, 二者關系也存在一定差異。例如, 馮彩玲和張麗華(2014)研究表明交易型領導與員工創(chuàng)新績效正相關, 而Pieterse等(2010)研究表明二者負相關。最后, 以往研究雖有領導風格與員工創(chuàng)新績效的元分析, 這些研究要么包含的領導風格較少, 例如只包含變革型和交易型領導(Watts et al., 2020; 黃秋風, 唐寧玉, 2016), 要么不包含中國情境下的研究(Lee, Legood, et al., 2020), 而2013年以后國內國際的研究已經(jīng)趨于同步(楊朦晰等, 2019), 表明現(xiàn)有研究存在缺失, 無法有效指導中國情境下管理實踐。如此多的領導風格中, 究竟哪種領導風格與員工創(chuàng)新相關更高值得進行深入研究。遺憾的是, 對文獻回顧后, 我們并沒有發(fā)現(xiàn)一個系統(tǒng)的理論框架能解釋不同領導風格對員工創(chuàng)新的影響。

將不同的領導風格整合到一個理論框架下, 需要一個更為基礎和宏大的理論。自我決定理論是解釋創(chuàng)新行為最有影響力的理論之一, 在文章的第二部分, 借助該理論, 我們提出一個理論框架, 來解釋不同領導風格與員工創(chuàng)新相關的差異。在這個框架下, 我們預測一系列領導風格與員工創(chuàng)新相關的高低。此外, 作為一個元分析, 我們還檢驗一系列潛在的調節(jié)變量。單一實證研究受制于抽樣、測量等因素的影響, 無法驗證我們的理論框架。元分析能整合不同研究的結論, 修正抽樣、測量等誤差的影響, 基于大樣本, 跨情境進行分析, 得出較為穩(wěn)健的結論。因此, 本研究以元分析為基本方法, 驗證我們提出的理論模型, 尋找能較為有效促進員工創(chuàng)新的領導風格。

2 理論與假設

2.1 員工創(chuàng)新績效的概念與測量

關于員工績效, 早期研究中有績效行為觀、結果觀以及綜合觀之分(陳猛等, 2012), 行為觀認為員工績效由行為體現(xiàn), 結果觀認為績效由行為導致的結果體現(xiàn), 而綜合觀認為員工績效既是行為也是結果, 現(xiàn)在人們越來越支持績效綜合觀。員工績效具有多種類型, 例如任務績效、關系績效及創(chuàng)新績效等, 本研究主要關注創(chuàng)新績效。Oldham和Cummings (1996)將員工創(chuàng)新績效(creative performance)定義為, 員工產(chǎn)生對組織有用的新穎的產(chǎn)品、觀點或流程, 這種定義既包含行為也包含結果。更具體而言, 創(chuàng)新績效的實現(xiàn)應該包含觀點的產(chǎn)生、促進和執(zhí)行三個不同的任務(Janssen, 2000)。首先, 所有的創(chuàng)新都來自于創(chuàng)新的觀點, 無論是開啟新的項目、生產(chǎn)新的產(chǎn)品或是提供新的服務, 都依賴于團隊或個人有一個好的原創(chuàng)的觀點(Amabile et al., 1996)。其次, 在產(chǎn)生新的觀點以后, 光靠員工單打獨斗是不夠的, 員工需要支持者來幫助實現(xiàn)他的觀點。最后, 員工需要將創(chuàng)新的觀點轉化為創(chuàng)新成果, 運用到自己的工作角色、群體或者整個組織之中(Janssen, 2000)。

對于創(chuàng)新績效的測量, 在組織層面可以使用一些客觀指標來評價, 例如對公司創(chuàng)新績效可以用申請專利數(shù)、對科研單位創(chuàng)新績效可以用論文發(fā)表數(shù)來衡量(柴瑋等, 2015); 然而, 員工層面使用客觀指標來對創(chuàng)新績效進行評價的研究較少, 研究中主要運用主觀方式通過量表來評價員工績效。對文獻回顧發(fā)現(xiàn), 員工創(chuàng)新績效的量表主要有, Scott和Bruce (1994)以及Janssen (2000)的創(chuàng)新行為(innovative behavior)量表, Zhou和George (2001)以及Tierney等(1999)的創(chuàng)造力(creativity)量表。其中, Janssen (2000) 以及Zhou和George (2001)的量表在編制過程中都參考Scott和Bruce (1994)的量表。此外, 從量表內容上來看, 以上量表均包含新觀點的產(chǎn)生、促進與執(zhí)行, 符合員工創(chuàng)新績效的定義。盡管少數(shù)研究將創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為進行區(qū)分, 例如Hughes等(2018)及Lee等(2020)的研究; 但是絕大多數(shù)元分析都對上述測量方式不進行區(qū)分, 直接將測量的結果視為創(chuàng)新績效, 例如Watts等(2020)、張建平等(2020)、Kim等(2018)、Lee等(2020)及黃秋風和唐寧玉(2016)的研究。綜上, 從概念內涵和實際研究情況出發(fā), 本研究將使用上述測量方式的結果視為同一變量, 即員工創(chuàng)新績效。

2.2 領導風格的概念與測量

在過去40多年的領導學研究中, 變革型領導(transformational leadership)和交易型領導(transactional leadership)作為兩種相互補充的領導風格, 一直占據(jù)支配地位。Bass (1999)指出, 交易型領導是領導和下屬為滿足自身利益而建立的交換關系, 包含權變獎勵、積極的例外管理和消極的例外管理三個維度; 變革型領導超越領導和下屬的直接自身利益, 通過領導魅力、感召力、智能激發(fā)和個性化關懷來激勵員工。變革型和交易型領導的測量方式較為單一, 英文問卷主要使用Bass和Avolio (1995)開發(fā)的MLQ問卷, 中文的研究中有使用李超平和時勘(2005)基于Bass和Avolio (1995)問卷開發(fā)中國情境下變革型領導問卷, 也有使用MLQ問卷, 這兩種問卷應用廣泛, 被證明有良好的信度和效度。此外, 少部分研究使用Podsakoff等(1990)開發(fā)的變革型/交易型領導問卷, 該問卷在維度與內容與MLQ問卷存在一定區(qū)別, 如該問卷中交易型領導主要通過權變獎勵來測量, 該維度被認為是交易型領導的本質。

盡管變革型和交易型領導仍然是領導學研究的主流, 近年來一些公司的丑聞引起人們對領導道德行為的關注(Hoch et al., 2018)。這些強調領導道德/倫理的行為的領導風格, 包含真實型領導(authentic leadership)、倫理型領導(ethical leadership)以及服務型領導(servant leadership) (Dinh et al., 2014)。真實型領導強調領導者擁有誠實、正直、表里如一等內在品質, 并通過自身積極行為來與下屬構建真實的互動關系(Avolio & Gardner, 2005; 王震等, 2014), 其測量使用最多的是Walumbwa等(2008)開發(fā)的問卷, 從自我意識、內化道德觀、關系透明和平衡信息處理四個維度進行測量。倫理型領導, 有時也被譯作道德型領導, 強調領導者本身作為榜樣來影響下屬對倫理的感知, 通過個體行為和人際互動, 向下屬表明什么是規(guī)范的、恰當?shù)男袨? 并通過雙向溝通、強制等方式, 促使他們遵照執(zhí)行(Brown et al., 2005; 莫申江, 王重鳴, 2010), 其測量主要使用Brown等(2005)開發(fā)的10題項量表。服務型領導盡管也強調領導道德, 但是這種領導風格出發(fā)點是員工利益而不是領導利益。服務型領導認為實現(xiàn)員工和發(fā)展和幸福, 組織的目標就會被實現(xiàn)(Hoch et al., 2018), 其測量方式較多且不集中, Eva等(2019)回顧16種服務型領導的測量方式, 使用較多的是Liden等(2015)開發(fā)的7題項量表。

此外, 變革型領導在管理過程中, 為實現(xiàn)自身目的, 可能會對下屬過于嚴厲, 甚至辱虐下屬, 也可能不將權力分享給下屬, 現(xiàn)有研究也開始關注包容型和授權型領導。包容型領導(inclusive leadership)體現(xiàn)領導與下屬互動過程中的開放性、易接近性、可用性和寬容性, 包容下屬的失誤, 并對下屬提供關懷(Carmeli et al., 2010; 朱金強等, 2018), 其使用最多的是Carmeli等(2010)開發(fā)的9題項量表, 國內學者方陽春和金惠紅(2014)在此基礎上開發(fā)中國情境下包容型領導量表。授權型領導強調下屬參與決策(Kim et al., 2018), 通過闡明工作意義、允許較大自主性、對員工能力表示信心、排除績效障礙等方式實現(xiàn)同員工共享權力的過程(Zhang & Bartol, 2010; 唐貴瑤等, 2012), 其測量使用較多的是Ahearne等(2005)開發(fā)的8題項量表, 該量表在中國情境下也有很好的適用性。

如果說上述領導風格更加強調領導者本身的特質、行為等, 那么領導?成員交換(leader –member exchange, LMX)有些特殊, LMX更加強調領導和下屬之間的社會交換關系(Cropanzano & Mitchell, 2005)。其核心內容是強調領導會差異化對待員工, 形成所謂的“圈內人”和“圈外人” (Graen & Uhl-Bien, 1995; 張銀普等, 2020)。LMX的測量主要有Liden和Maslyn (1998)的4維度量表(LMX-MDM)及Graen和Uhl-Bien (1995)單維度量表。本研究關注上述8種領導風格, 盡管無法覆蓋所有領導風格, 但能在一定程度上覆蓋常見的積極領導風格。

2.3 領導風格與員工創(chuàng)新績效的關系

自我決定理論(Self-determination Theory), 可以用來解釋領導風格與員工創(chuàng)新績效的關系。自我決定理論中最為重要的概念是內在動機, 內在動機(intrinsic motivation)是一種基于人們對提供新奇和挑戰(zhàn)的各種活動的自然興趣, 在對員工進行激勵時, 內在的激勵不是依賴于外部的報酬, 而是依靠人們對于自我意義和自我興趣的解釋(Deci & Ryan, 2010)。自我決定理論是一個非常宏大的理論, 其中的基本心理需求理論(Basic Psychological Needs Mini-theory)認為人們存在自主(autonomy)、勝任(competence)以及關系(relatedness)三種基本心理需求, 這些心理需求得到滿足時人們的內在動機會受到影響, 進而更加專注工作以及產(chǎn)生更高的創(chuàng)造力(Deci & Ryan, 2000), 此時員工也會產(chǎn)生更高水平的創(chuàng)新績效。其中, 自主反應個體對他行為和選擇的所有權, 人們感到自主時他們的行為產(chǎn)生于自我的感覺, 勝任反應了個體對所從事的活動感覺能夠勝任, 關系指個體和他人保持聯(lián)結(Deci & Ryan, 2000; Sheldon & Prentice, 2019; 趙燕梅等, 2016)。

我們研究的幾種積極領導風格, 滿足下屬關系心理需求。交易型領導強調權變獎勵和例外管理, 下屬在與領導互動過程中較好的滿足了關系心理需求。LMX強調與下屬構建較為良好的互動關系, 較好的滿足下屬關系心理需求。真實型領導保持較高的道德品質, 與下屬構建“真實的”關系, 有幫助下屬提升自信、充滿希望、正確認識工作意義等(Avolio & Gardner, 2005; Liu et al., 2018), 滿足下屬關系心理需求。服務型領導本身就具有較高道德水準, 服務型領導者為下屬提供支持自主的環(huán)境, 對員工賦能使他們成為自己想成為的樣子(Eva et al., 2019), 與下屬構建積極平等的關系。倫理型領導通過對下屬的行為塑造或者交易型領導行為(包含獎勵、溝通與懲罰)來促進下屬實現(xiàn)道德行為(Hoch et al., 2018)。倫理性領導注重對下屬傾聽、做出公平?jīng)Q策、關心員工利益以及重視道德準則(Brown et al., 2005), 滿足下屬的關系心理需求。

此外, 部分領導風格滿足自主的心理需求。變革型領導改變下屬的愿景、身份、需求、偏好和價值觀, 使員工認識到他們工作的意義和目的(Lowe et al., 1996)。變革型領導讓員工感受到工作任務的重要性, 給下屬提供機會, 對下屬進行授權(Dubinsky et al., 1995), 滿足員工的自主心理需求, 有利于激發(fā)下屬的內在動機。包容型領導與下屬互動時, 保持開放態(tài)度, 有利于員工產(chǎn)生新的想法; 包容型領導對下屬想法的接受, 有利于創(chuàng)新的促進; 創(chuàng)新要承擔風險, 包容型領導能為下屬提供安全的心理氛圍(Carmeli et al., 2010), 滿足下屬自主心理需求。授權型領導強調對下屬權力的分享, 讓下屬參與決策制定(Kim et al., 2018), 也滿足下屬的自主心理需求?？傊? 上述積極領導風格都一定程度上滿足員工基本心理需求, 有利于激發(fā)他們內在動機, 使得領導風格與創(chuàng)新績效正相關。綜上, 提出研究假設：

H1a～1h：變革型領導、交易型領導、真實型領導、倫理型領導、服務型領導、包容型領導、授權型領導以及領導?成員交換與員工創(chuàng)新績效正相關。

由前述可知, 這幾種領導風格與員工創(chuàng)新績效正相關。然而, 依據(jù)自我決定理論中的基本心理需求理論, 并不能預測哪種領導風格更能促進員工創(chuàng)新。幸運的是, 自我決定理論是一個宏大的理論, 其中包含有機整合理論(Organismic Integration Mini-Theory), 基于這個理論我們提出一個系統(tǒng)模型(見圖1), 來解釋哪種領導風格更能促進員工創(chuàng)新。

我們首先介紹有機整合理論。有機整合理論認為的動機是連續(xù)的, 任何被激勵的活動都可以被定位到一個完全控制和完全自主的連續(xù)體上(Deci & Ryan, 2000; Ryan & Deci, 1989; Sheldon & Prentice, 2019)。有機整合理論認為, 從外部動機到內在動機, 存在內化(internalization)過程, 即在這個過程中個體將社會的期許和要求, 轉化為個人承認的價值和自我調節(jié)。內化之后存在整合(integration), 即將調節(jié)轉化為自我的一部分, 使之反映自我的感覺(Ryan & Deci, 1989; Ryan & Deci, 2000)。按照自我決定程度的提升, 有機整合理論將動機類型分為無動機(amotivaton)、外部動機、內部動機。(1)無動機。在這個連續(xù)體上最左側是無動機, 在這種情況人們行動時沒有穩(wěn)定的意向和積極的預期, 也就是說盡管人們做了但不知道為何要這樣做, 此時個體對行為的調節(jié)是無意愿、無評價以及缺少勝任力和控制, 這種情況下人們不是自我決定的。(2)外在動機。這種情況下人們行動時有穩(wěn)定的意向, 但是感覺對這種意向沒有所有權, 即人們行為僅僅是由于外在獎勵和避免懲罰。這種情況下自我決定程度較低, 這時個體調節(jié)服從外部獎勵。依據(jù)內化程度, 動機被進一步劃分為：內攝動機(introjected motivation), 外部動機部分內化, 人們行動為了避免羞愧感或者負罪感, 此時個體調節(jié)為自我卷入、自我控制和內部獎懲; 認同動機(identified motivation), 人們行動為了獲得和維持自尊和自我價值的感受, 此時人們已經(jīng)意識到個體的重要性, 并且進行意識評價; 整合動機(integrated motivation), 人們成功的將他們的認同整合到一個共同的價值系統(tǒng)中, 人們感到勝任與自我滿足。(3)內在動機, 這個連續(xù)體最右側是內在動機, 此時人們行為意向的所有權是自己, 即人們是自我決定的, 也就是基于興趣在行動。人們此時調節(jié)是有趣的、內在滿足的(Deci & Ryan, 2000; Ryan & Deci, 1989; Sheldon & Prentice, 2019)。這種情況下自我決定程度較高。外在動機和內在動機可以進一步劃分為, 控制型動機和自主型動機(Ryan & Deci, 2000; 趙燕梅等, 2016)。控制型動機, 包含外在動機和內攝動機, 從外在動機和內攝動機的內涵可知, 這兩種動機都仍然是控制的。自主性動機, 包含認同動機、整合動機以及內在動機。認同動機和整合動機盡管都還不是內在動機, 但是一種很大程度上體現(xiàn)了自主, 而不是控制。

圖1 理論模型

注：模型上半部分改編自(Deci & Ryan, 2000; 趙燕梅等, 2016)。模型表明不同領導風格影響員工不同動機, 隨著自我決定程度上升, 領導風格與員工創(chuàng)新相關逐漸提升。

我們依據(jù)不同領導風格影響自主型還是控制型動機, 對其進行劃分。領導風格對員工不同動機產(chǎn)生影響, 進而對員工創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響。倫理型和交易型領導影響員工控制型動機。交易型領導的核心是權變獎勵和例外管理(Bass, 1999), 領導者獎勵、懲罰以及控制員工, 會影響員工的外在動機。Brown等(2005)指出, 倫理型領導類似交易型領導, 使用獎懲的方式對員工進行管理, 倫理型領導也強調對下屬的控制, 在下屬違反道德準則時進行處罰(Brown et al., 2005), 也會影響下屬的控制型動機。真實型、服務型、授權型、變革型、包容型領導以及領導?成員交換都沒有強調對下屬進行控制, 而是鼓勵下屬自主, 影響下屬自主型動機。例如, 變革型領導、授權型領導都強調對下屬授權(Bass, 1999; Kim et al., 2018), 包容型領導能對下屬的缺點進行包容, 秉持著開放性, 鼓勵下屬創(chuàng)新(Carmeli et al., 2010), 實際上也影響下屬自主型動機, 真實型領導鼓勵下屬提升自我意識和心理資本, 使行為變得真實(Hoch et al., 2018), 這也意味著真實型領導影響下屬自主型動機。LMX是特殊領導風格, 這種領導風格強調領導與下屬的關系, 以往研究表明, 隨著LMX關系的提升, 下屬感到更高水平的自主和心理授權(Aryee & Chen, 2006), 這種領導風格也不是強調控制, 而是在關系的基礎上鼓勵員工自主。Ryan和Deci (1989)研究表明, 從外部動機、內攝動機、認同動機到內在動機, 這些動機與結果變量相關逐漸遞增。Sheldon等(2017)研究表明, 從無動機、外部動機、內攝動機、認同動機到內在動機, 這些動機與主觀幸福感、滿意度等結果變量相關逐漸提高。從控制型動機到自主型動機, 員工自我決定程度上升, 本研究認為影響這些動機的領導風格與員工創(chuàng)新的相關也會提高。綜上, 提出假設：

H2：相較于真實型、服務型、授權型、變革型、包容型領導以及領導?成員交換, 交易型領導和倫理型領導與員工創(chuàng)新相關更低。

盡管都影響員工控制型動機, 倫理型領導和交易型領導也存在差異。交易型領導更多強調獎懲、例外管理和控制, 而倫理型領導強調了領導者道德模范的作用, 也表明領導者應該對通過獎懲的方式提升下屬的道德行為(Brown et al., 2005)。根據(jù)內攝動機定義, 內攝動機相較于外部動機更加內化, 盡管仍然是強調控制的, 員工行動一定程度上是為了避免羞愧(Sheldon & Prentice, 2019), 而倫理型領導更容易讓員工感受到羞愧。交易型領導更多直接影響員工的外在動機, 而倫理型領導一定程度上影響員工的內攝動機。這也表明相較于交易型領導, 在倫理型領導影響下, 員工動機內化程度更高, 自我決定程度更強, 也可能產(chǎn)生更高創(chuàng)新績效?；谏鲜? 提出假設：

H3：相較于交易型領導, 倫理型領導與員工創(chuàng)新相關更高。

盡管都是影響員工自主型動機, 真實型對于員工創(chuàng)新的影響可能高于服務型、授權型、變革型、包容型領導及LMX。理解真實型領導對員工創(chuàng)新的影響, 首先得理解自主與真實、控制與疏離(alienated)。實現(xiàn)自主意味著按照自己的意愿行事, 相反受到控制則意味著人們在壓力之下行事, 處于控制之下人們, 在行動之時沒有獲得個人認可的感覺, 他們的行為沒有表達自我, 因為自我已經(jīng)屈服與他人的控制, 這種狀態(tài)被稱為疏離。與控制及疏離相對, 自主意味著人們行動時按照自己意愿, 這種狀態(tài)下的個人狀態(tài)被稱為真實(Deci & Flaste, 1996)。真實型領導鼓勵下屬成為真實的自我(Avolio & Gardner, 2005), 從自我決定理論來看, 成為真實的自我意味著個體行為完全是自我決定的, 個體行為也是為了滿足內在動機。真實型領導被稱為其他積極領導風格的“根部構念” (Avolio & Gardner, 2005), 因為真實型領導能讓下屬更加接近自我, 因而動機也更加自我決定。相反, 服務型、授權型、變革型、包容型領導以及領導?成員交換影響下屬自主型動機, 但是對于下屬自我決定影響程度低于真實型領導, 上述領導風格對員工創(chuàng)新的影響低于真實型領導。綜上, 提出假設：

H4：相較于服務型、授權型領導、領導?成員交換、變革型領導以及包容型領導, 真實型領導與員工創(chuàng)新相關更高。

不同文化背景下, 領導風格與員工創(chuàng)新的關系可能存在差異。盡管自我決定理論認為所有人類都具有相同的三種基本心理需求, 但也承認來自不同文化背景的人可能對心理需求有著不同解釋(Deci & Ryan, 2000)。Hofstede (1984)提出的模型指出國家文化包含：個人/集體主義、權力的距離、不確定性規(guī)避以及男性化/女性化四個維度, 本研究主要關注個人主義的影響, 理由在于自我決定理論的研究中更多關注個人主義對個體動機內化的影響(Chirkov et al., 2003)。集體主義文化下的個體更加關注集體目標, 將自身視為集體的一部分; 個人則將自己視為獨立的主體, 更加關注個人目標的實現(xiàn)(Singelis, 1994)。在集體主義文化中, 下屬更容易認同領導, 并將領導的目標視為整個集體的目標(Chen, 2011), 當領導要求下屬表現(xiàn)對集體有利的創(chuàng)新時, 下屬會做出更多有利于集體的創(chuàng)新行為。相反, 個人主義較高的文化中, 領導對員工影響可能變弱, 因此在個人主義較高的文化中, 領導風格與員工創(chuàng)新可能相關性較低。根據(jù)自我決定理論, 不同文化背景下員工對領導所施加影響的內化程度不同, 在個人主義較高的文化中這種內化相對較低(Chirkov et al., 2003), 因而變量間相關性會變低。以往元分析也展現(xiàn)出這種趨勢(胥彥, 李超平, 2019)。綜上, 提出假設：

H5：樣本來自于個人主義較高的國家時, 領導風格與員工創(chuàng)新績效的相關較低。

本研究基于自我決定理論提出假設1～5, 作為一個元分析, 研究設計、測量方式等因素也值得關注。研究設計方面, 績效評價方式和使用橫截面數(shù)據(jù)可能對結果產(chǎn)生影響。共同方法偏差(commmon method biases)在問卷調查的研究中十分常見, 當預測變量和結果變量來自于同一評價者時, 往往會導致嚴重的共同方法偏差, 使得變量間的相關系數(shù)變高(Podsakoff et al., 2003)。由他人評價結果變量以及從多個時間點收集數(shù)據(jù)都能一定程度上降低共同方法偏差的影響。以往諸多元分析也表明, 績效評價方式為他評時或者從多個時間點收集數(shù)據(jù), 變量間相關系數(shù)會降低(Lee, Legood, et al., 2020; Lee, Lyubovnikova, et al., 2020; Lee et al., 2018; 胥彥, 李超平, 2019)。綜上, 提出假設：

H6：績效評價方式為他評時, 領導風格與員工創(chuàng)新績效的相關較低。

H7：研究從多個時間點收集數(shù)據(jù)時, 領導風格與員工創(chuàng)新績效的相關較低。

此外, 前文中, 我們回顧本研究中領導風格和創(chuàng)新績效使用的不同的測量方式。不同的測量方式是否會對研究結果產(chǎn)生影響值得關注。對于領導風格測量方式, 我們以LMX為例, 以往有元分析表明測量方式起到顯著調節(jié)作用(Gerstner & Day, 1997), 也有元分析表明測量方式?jīng)]有起到顯著調節(jié)作用(Dulebohn et al., 2012)。對于創(chuàng)新績效測量方式是否會產(chǎn)生顯著調節(jié)作用, 以往研究中沒有直接的證據(jù)。因此我們沒有提出具體假設, 而是提出研究問題：

Q1：領導風格測量方式是否調節(jié)領導風格與員工創(chuàng)新績效的關系？

Q2：創(chuàng)新測量方式是否調節(jié)領導風格與員工創(chuàng)新績效的關系？

最后, 我們關注不同語言發(fā)表的文獻是否會產(chǎn)生顯著差異。本研究包含中文研究229篇、英文研究203篇。不同的語言發(fā)表會可能會受到文化因素的影響, 但是以往領導風格的元分析中很少關注這一因素的影響。在本研究, 我們探索發(fā)表語言對變量間關系的潛在影響, 提出研究問題：

Q3：文章發(fā)表語言是否調節(jié)領導風格與員工創(chuàng)新績效的關系？

3 數(shù)據(jù)與研究方法

本研究關注不同領導風格對員工創(chuàng)新影響的差異, 為了對假設進行驗證, 我們使用元分析進行研究。相較于單個實證研究, 元分析具有較高的統(tǒng)計效力。

3.1 文獻收集與編碼

文獻收集是元分析的基礎工作, 本研究嚴格按照國內外頂尖期刊上的元分析的文獻收集流程進行文獻收集。關鍵詞的確定, 參考以往發(fā)表發(fā)表的多篇元分析論文(Hoch et al., 2018; Lee, Legood, et al., 2020; Lee et al., 2018; Young et al., 2021; 黃秋風, 唐寧玉, 2016; 胥彥, 李超平, 2019; 張銀普等, 2020), 從數(shù)據(jù)庫“Web of Science”、“EBSCO”、“PsycINFO”、“Google Scholar”、“中國知網(wǎng)”、“萬方”以及“百度學術”進行檢索, 檢索如下關鍵詞：(1)領導風格(整體)：“領導風格”、“領導”、“領導力”、“領導行為”、“l(fā)eadership”、“l(fā)eader”; (2)變革型領導：“變革型領導”、“魅力型領導”、“transformational leadership”、“charismatic leadership”、“charisma”; (3)交易型領導：“交易型領導”、“權變獎勵型領導”、“transactional leadership”、“contingent reward”; (4)領導?成員交換：“領導?成員交換”、“領導?下屬交換”、“領導?部署交換”、“主管?下屬交換”、“l(fā)eader-member exchange”、“LMX”; (5)真實型領導：“真實型領導”、“真誠型領導”、“authentic leadership”、“authentic leader”、“ authenticity”、 “authentic behavior”; (6)倫理型領導：“倫理型領導”、“領導倫理”、“道德型領導”、“道德行為”、“倫理行為”、“ethical leadership”、“ethical leader”、“ethical behavior”、“ethical manager”、“moral manager”; (7)服務型領導：“服務型領導”、“服務行為”、“servant leadership”、“servant leader”、“servant behavior”; (8)包容型領導：“包容型領導”、“領導包容”、“inclusive leader”、“inclusive leadership”、“l(fā)eader inclusiveness”; (9)授權型領導：“授權型領導”、“授權”、“授權行為”、“empowering leadership”、“empowering leader”、“empowering behavior”; (10)員工創(chuàng)新關鍵詞：“創(chuàng)新行為”、“創(chuàng)新”、“創(chuàng)造力”、“創(chuàng)新績效”、“innovation”、“innovative behavior”、“creativity”、“creative performance”。將領導關鍵詞與創(chuàng)新關鍵詞同時進行檢索。此外, 文章還手動檢索以往相關元分析的參考文獻。元分析文獻收集時間截止2020年8月。

在盡可能收集所有與主題相關的文獻后, 對如下文獻進行排除：(1)重復下載的文獻; (2)非實證類文獻, 主要是文獻綜述、純理論研究的的文獻; (2)效應值缺失的文獻, 本研究中只關注相關系數(shù)作為效應值的文獻, 不包含心理學中常見的d值; (3)同一樣本多次出現(xiàn)的文獻, 如果一篇文獻同時作為期刊論文和畢業(yè)出現(xiàn), 優(yōu)先選擇期刊文獻。最后納入分析的文獻數(shù)量為432篇, 其中中文文獻229篇, 英文文獻203篇。我們提供一個PRISMA流程圖幫助讀者更好的理解文獻收集過程(見圖2)。

圖2 PRISMA流程圖

文獻編碼前, 由在頂尖期刊上發(fā)表過元分析論文的老師對編碼者進行元分析基礎知識培訓。每一篇文獻的編碼都由兩位研究生獨立完成, 對不一致的地方進行討論并得出一致性結論。對文章的作者、期刊、發(fā)表年份、效應值、均值、信度、國家、組織類型、測量方式及研究設計等基本信息進行編碼, 并將結果保存到Excel中。

元分析開始前, 首先通過信度對效應值進行修正, 避免因為信度衰減導致的偏差(Hunter & Schmidt, 1990)。極少數(shù)研究未報告信度, 用加權平均信度來代替, 客觀績效的信度按1來計算(Geyskens et al., 1998; 張銀普等, 2020)。研究關注領導與創(chuàng)新的整體相關系數(shù), 極少數(shù)研究只報告構念之間的分維度相關系數(shù), 使用計算加權平均相關的方式將分維度相關系數(shù)合并為整體相關系數(shù)(Hunter & Schmidt, 2004)。

3.2 合并效應值

完成文獻收集和編碼等基礎工作后, 本研究開始合并效應值。合并效應值方面, 我們基于傳統(tǒng)的Hunter-Schimidt方法的元分析, 計算加權平均相關系數(shù)在修正抽樣誤差和測量誤差后, 計算“真實”相關系數(shù)ρ。由于本研究使用Hunter- Schmidt方法進行元分析, 這種元分析默認使用隨機效應模型。操作層面, 本研究使用R語言的psychmeta和metafor包來實現(xiàn)基礎的元分析工作(Dahlke & Wiernik, 2019; Viechtbauer, 2010)。合并效應值后, 主效應及發(fā)表偏倚檢驗結果見表1。

發(fā)表偏倚(Publication Bias), 指的是被發(fā)表的研究文獻不能系統(tǒng)全面地代表該領域已經(jīng)完成的研究總體, 是元分析中應該考慮的基礎問題(Borenstein et al., 2011)。使用Rothenthal法計算發(fā)表偏倚, 設置95%置信區(qū)間來計算(Fail-safe)失敗安全數(shù), 按照Rothstein等(2005)的標準, 當失敗安全數(shù)小于5+ 10則存在嚴重的發(fā)表偏倚, 按此標準本研究均不存在嚴重發(fā)表偏倚, 例如變革型領導中, 5+ 10 = 570 < 255715。

從表1可知, 本研究中所有領導風格與員工創(chuàng)新績效的研究中, 95%水平置信區(qū)間均不包含0, 且經(jīng)過信度修正后效應值ρ均大于0, 研究結論支持H1。具體而言, 交易型領導(ρ = 0.273)、倫理型領導(ρ = 0.300)、變革型領導(ρ = 0.364)、服務型領導(ρ = 0.400)、領導?成員交換(ρ = 0.401)、授權型領導(ρ = 0.402)、包容型領導(ρ = 0.454)及真實型領導(ρ = 0.475)與員工創(chuàng)新績效均正相關, 相關遞增。

對于H2, 我們發(fā)現(xiàn)交易型領導(ρ = 0.273)和倫理型領導(ρ = 0.300)與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)低于真實型(ρ = 0.475)、服務型(ρ = 0.400)、授權型(ρ = 0.402)、變革型(ρ = 0.364)、包容型領導(ρ = 0.454)以及LMX (ρ = 0.401)與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)。95% CI完全不重合表示統(tǒng)計上存在顯著差異, 我們發(fā)現(xiàn)部分領導風格下95%水平置信區(qū)間完全不重合, 例如真實型領導和交易型領導; 部分領導風格下95%水平置信區(qū)間高度重合, 例如倫理型領導和服務型領導, H2得到部分支持。

對于H3, 我們發(fā)現(xiàn)交易型領導(ρ = 0.273)與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)低于倫理型領導(ρ = 0.300)與員工創(chuàng)新的相關系數(shù), 盡管相關系數(shù)上存在差異, 但二者95% CI高度重疊, 統(tǒng)計上二者差異不顯著, H3沒有得到支持。

表1 主效應與發(fā)表偏倚檢驗

注：= 效應值個數(shù);= 樣本量;= 樣本加權平均效應值; ρ = 修正后的真實效應值; 95% CI = 95%置信區(qū)間; 80%CR = 80%信任區(qū)間。部分研究包含多個效應值, 使得效應值個數(shù)之和大于總文獻數(shù)。部分效應值在0.001水平下有差異, 因而我們保留三位小數(shù)。

對于H4, 我們發(fā)現(xiàn)服務型、授權型領導、LMX、變革型領導以及包容型領導與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)低于真實型領導與員工創(chuàng)新的相關系數(shù), 我們同時觀察到真實型領導與部分領導風格95% CI重合(例如包容型領導), 與部分領導風格95% CI完全不重合(例如變革型領導), H4得到部分支持。

此外, 我們還發(fā)現(xiàn)一個有趣的結論, 服務型領導(ρ = 0.400, 95% CI = [0.303;0.496])、授權型領導(ρ = 0.402, 95% CI = [0.350;0.455])及LMX (ρ = 0.401, 95% CI = [0.372;0.428])與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)非常接近, 95%置信區(qū)間高度“重疊”, 從統(tǒng)計上來說這三種領導風格與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)沒有顯著差異。在討論部分, 我們對此進行分析。

3.3 調節(jié)效應分析

我們研究關注多個潛在調節(jié)變量, 提出對應的調節(jié)變量假設和研究問題。分析之前, 對之前編碼的結果進行再編碼。國家文化中的個人主義按照Hofstede (1984)調查數(shù)據(jù)進行編碼, 參考以往研究中的編碼方式, 高于中位數(shù)的編碼為高個人主義組別, 低于其中位數(shù)的則低個人主義組別(Rockstuhl et al., 2012)。發(fā)表語言, 我們將研究分成中文發(fā)表和英文發(fā)表兩個亞組?？冃гu價方式分為自評和他評。數(shù)據(jù)收集時間點, 分為單個時間點和多個時間點。領導測量方式和創(chuàng)新測量方式, 按照具體測量方式進行劃分。按照上述標準進行劃分后, 使用虛擬變量進行編碼, 基于隨機效應模型, 運用亞組分析(subgroup analyses)對調節(jié)效應進行檢驗, 結果見表2～7, 其中M體現(xiàn)組間差異,M顯著則調節(jié)作用顯著。

通過亞組分析, 我們發(fā)現(xiàn)一些結論(見表2～ 7)。第一, 僅在領導風格為LMX時, 在高個人主義和低個人主義組別展現(xiàn)顯著差異(M= 6.89,< 0.010), 在個人主義低組別下相關更高, 其余領導風格下個體主義調節(jié)效應不顯著。第二, 在領導風格為變革型(M= 30.32,< 0.001)、交易型(M= 3.93,< 0.050)、以及LMX (M= 23.09,< 0.001)時, 發(fā)表語言起到顯著調節(jié)作用, 使用中文發(fā)表的文獻相關系數(shù)更高一些。第三, 績效評價方式顯著調節(jié)除了真實型和倫理型領導外的其他領導風格與員工創(chuàng)新間的關系, 變量間相關在使用自評方式評價績效時更高。第四, 在領導風格為變革型(M= 6.60,< 0.050)、真實型(M= 3.60,< 0.050)、包容型(M= 4.45,< 0.050)以及LMX (M= 20.43,< 0.001)時, 數(shù)據(jù)收集時間點起到顯著調節(jié)作用, 變量間相關在數(shù)據(jù)從單一時間點收集時更高。第五, 在領導風格為變革型(M= 6.60,< 0.050), 領導風格測量方式起到顯著調節(jié)作用。第六, 在領導風格為變革型(M= 19.49,< 0.001)、交易型(M= 6.89,< 0.010)、授權型(M= 3.91,< 0.050)以及LMX (M= 8.54,< 0.010)時, 創(chuàng)新測量方式起到顯著調節(jié)作用, 變量間相關在創(chuàng)新測量方式為創(chuàng)新行為時更高。

表2 個人主義亞組分析結果

注：M表示組間異質性。***< 0.001;**< 0.010;*< 0.050。部分亞組效應量個數(shù)小于2沒有進行亞組分析, 下同。

表3 發(fā)表語言亞組分析結果

表4 績效評價方式亞組分析結果

3.4 敏感性分析

為了評估領導風格與員工創(chuàng)新關系的穩(wěn)健性, 我們使用一次移除一個效應值(leave-one-out)的方法來進行敏感性分析。這種方法每次移除一個效應值, 對剩下的效應值進行元分析, 以檢驗潛在極端值的影響。以變革型領導為例, 對114個效應值進行了114次元分析, 每次移除一個效應值, 這樣新的元分析包含113個效應值。對于我們研究的八種領導風格, 我們報告多次元分析后ρ值最大和最小的情況, 這樣可以觀察到潛在極端值對結果的影響(結果見表8)。通過敏感性分析我們發(fā)現(xiàn), 因為本研究樣本量較大, 在移除對樣本影響最大的研究后, 結果變動不大。例如, 變革型領導ρ最低為0.360最高為0.366。敏感性分析表明本研究結果是穩(wěn)健的。

表5 數(shù)據(jù)收集時間點亞組分析結果

表6 領導測量方式亞組分析結果

表7 創(chuàng)新測量方式亞組分析結果

表8 敏感性分析結果

3.5 相對權重分析

為了對比不同領導風格對員工創(chuàng)新績效的解釋力度, 我們進行相對權重分析。進行相對權重分析, 首先需要構建變量之間的相關矩陣, 基于本研究元分析的結果, 并參考部分其他元分析的結果, 構建元分析相關矩陣, 見表9。與以往元分析一致(Lee, Lyubovnikova, et al., 2020; Lee et al., 2018), 我們以變革型領導為基準, 將其他領導風格與變革型領導進行對比。我們按照Tonidandel和LeBreton (2011)介紹的相對權重分析方法, 比較變革型領導風格與其他領導風格對員工創(chuàng)新解釋力度的相對大小, 結果見表10。

表9 元分析相關矩陣

注：未標注來源的相關系數(shù)表示來自本研究。a(Borgmann et al., 2016);b(Hoch et al., 2018);c(Lee et al., 2018).

表10 相對權重分析結果

由表9可知, 除了包容型領導和變革型領導數(shù)據(jù)缺失, 其他領導風格和變革型領導相關均較高(ρ在0.520到0.750之間)。由表10可知, 結果表明, 真實型領導、服務型領導、授權型領導以及LMX相較于變革型領導, 能解釋更高員工創(chuàng)新績效(變革型領導分別為29.37%、42.89%、41.82%以及41.84%); 交易型領導、倫理型領導相較于變革型領導解釋的員工創(chuàng)新績效更低(變革型領導分別為71.50%、65.57%)。這一結論符合我們基于自我決定理論提出的理論模型(見圖1)。

4 討論

員工創(chuàng)新對組織的生存與發(fā)展有著至關重要的作用, 管理者本身的領導風格時刻影響著員工創(chuàng)新。管理者存在多種類型的領導風格, 在如此多的領導風格中, 哪種領導風格與員工創(chuàng)新相關更高值得關注。遺憾的是, 以往研究大多僅關注一到兩種領導風格, 尚未有研究從理論上系揭示哪種領導風格與員工創(chuàng)新相關更高, 對此我們基于自我決定理論提出一個理論模型, 并使用用元分析方法驗證該模型。單一實證研究受制于抽樣等因素的影響結論可能存在差異(Hunter & Schmidt, 2004), 例如同一種領導風格與員工創(chuàng)新的關系, 在不同類型的組織或者將問卷發(fā)放給不同職級的員工, 得出結論都可能不同。元分析在修正一系列統(tǒng)計偏誤后, 特別是來自抽樣的偏誤, 基于大樣本, 能克服單一實證研究難以重復的問題, 得出的結論具有一定普遍性?；诖? 本研究以元分析為基礎技術進行一系列分析, 考察一系列領導風格對員工創(chuàng)新的影響。

4.1 領導風格、動機與員工創(chuàng)新

員工創(chuàng)新主要包含兩個過程, 一個是創(chuàng)造力的產(chǎn)生, 另外一個過程是將創(chuàng)造力轉換為具體的行動, 也就是創(chuàng)新的實施過程(Oldham & Cummings, 1996), 也有研究將創(chuàng)新的實施劃分為創(chuàng)新的促進和執(zhí)行(Janssen, 2000)。動機不僅會影響創(chuàng)造力的產(chǎn)生, 同樣會影響創(chuàng)新的實施過程。自我決定理論最為核心的概念是內在動機, 當個體自我決定程度越高, 越能產(chǎn)生內在動機, 而內在動機一方面能促進創(chuàng)造力的產(chǎn)生, 另一方面內在動機也能維持創(chuàng)新活動的不斷實施。自我決定理論預測, 隨著動機內化程度越高, 也就是圖1中自我決定程度越來越高, 員工動機越來越接近內在動機, 此時個體會展現(xiàn)更高水平的創(chuàng)新。我們的模型表明, 不同領導風格影響不同的動機, 這些領導風格與員工創(chuàng)新的相關也會出現(xiàn)差異。我們的模型清晰地揭示什么樣的領導風格與員工創(chuàng)新相關更高, 即更能激發(fā)員工內在動機的領導風格與員工創(chuàng)新相關更高。

在文中假設1部分, 我們從自我決定理論中基本心理需求理論出發(fā), 我們研究的八種積極領導風格與員工創(chuàng)新的相關, 這些領導風格都能一定程度上滿足下屬的心理需求, 進而與員工創(chuàng)新相關。然而, 基本心理需求理論并不能說明哪種領導風格與員工創(chuàng)新相關更高。對此, 我們基于自我決定理論中有機整合理論, 提出一個研究模型, 提出研究假設2～4, 來進一步揭示哪種領導風格與員工創(chuàng)新相關更高。

首先, 是控制型動機和自主型動機, 依據(jù)這兩種動機類型, 我們將領導風格進行劃分, 我們的研究發(fā)現(xiàn), 影響控制型動機的領導風格與員工創(chuàng)新的相關低于影響自主型的領導風格與員工創(chuàng)新的相關。

其次, 相較于交易型領導, 倫理型領導與員工創(chuàng)新相關更高。交易型領導更為接近傳統(tǒng)的領導者, 這種領導風格通過獎懲和行為糾正來對員工進行管理(Bass, 1999), 顯然這種領導風格是控制型的, 影響員工外在動機, 并且損害員工內在動機。倫理型領導也是強調控制, 這種領導風格是為了應對企業(yè)面對越來越嚴峻的道德危機和倫理困境而提出(Brown et al., 2005), 這種領導風格同樣強調獎懲, 但是這種領導風格對于倫理的強調有利于員工動機的內化, 員工容易因為倫理道德而產(chǎn)生羞愧感, 這種領導風格不再完全影響外在動機, 而影響部分內攝動機。同時, 由于外在動機和內攝動機在模型上高度接近, 盡管二者相關大小關系符合預測, 從統(tǒng)計上來看兩種領導風格與員工創(chuàng)新差異不顯著。

最后, 在影響員工自主動機的多種領導風格中, 真實型領導與員工創(chuàng)新相關最高。服務型、授權型領導、LMX、變革型領導以及包容型領導低于真實型領導, 我們在模型中指出服務型、授權型領導、LMX、變革型領導以及包容型領導影響認同動機和整合動機, 而真實型領導影響內在動機。整合動機表示認同動機進一步內化, 這兩種動機都還不是內在動機(Deci & Ryan, 2000)。以往研究也表明, 整合動機和認同動機與概念上較為接近, 但是實際研究中二者較難區(qū)分, 體現(xiàn)在它們與結果變量相關較為接近且多種領導風格95% CI相互重疊, 而內在動機與認同動機或者整合動機則區(qū)分較為明顯(Ryan & Deci, 1989; Sheldon et al., 2017)。盡管都影響自主型動機, 這些領導風格與員工創(chuàng)新展現(xiàn)出一定差異。

此外, 我們還發(fā)現(xiàn)一個有趣的結論, 對此也進行討論。服務型領導(ρ = 0.400)、授權型領導(ρ = 0.402)以及LMX (ρ = 0.401)與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)非常接近。一方面, 從模型可知(見圖1), 這三種領導風格都是影響員工自主型動機, 更具體而言他們都影響認同動機或者整合動機, 可能使得它們展現(xiàn)出類似結論。另一方面, 服務型領導和授權型領導都對員工進行授權, 較好滿足員工自主心理需求, 而LMX是一種特殊的關系型領導風格, 較好的滿足員工關系心理需求。自我決定理論研究表明(Deci & Ryan, 2014), 關系對自主起到支持作用, 這兩種心理需求不是簡單的疊加關系, 未來可以結合自我決定理論, 對這三種領導風格為什么展現(xiàn)出類似結論進行進一步研究。

4.2 真實型領導

我們研究的領導風格中, 真實領導與員工創(chuàng)新績效的相關最高(ρ = 0.475), 對促進員工創(chuàng)新有較為重要的作用, 有必要單獨進行討論。真實型領導被視為其他積極領導風格的根部構念(conceptual roots), 強調領導者要做真實的自己, 與員工構建真誠平等的關系(Avolio & Gardner, 2005)。真實型領導首先具有較高的道德水準; 其次, 真實型領導能正確認識自己, 明白自身的優(yōu)勢、知識、信念等, 并據(jù)此真誠地與他人交往; 再次, 真實型領導強調傾聽, 讓下屬能表達自我; 此外, 真實型領導會向下屬坦誠的表達自己、分享信息, 真實型領導具有積極的心理資本; 最后, 處在外界的壓力與控制中時, 真實型領導也能在行動時是真正的表達自我(Hoch et al., 2018)。從自我決定理論來看, 真實型領導的行為是自我決定的, 動機是內在動機, 真實型領導有利于真正激發(fā)下屬內在動機, 從而使得員工發(fā)自內心做出對組織有益的創(chuàng)新行為。盡管真實型領導來自西方, 但是真實這個概念源遠流長, 早在兩千多年前我國的莊子早就強調真實的重要性, 東方和西方情境下真實型領導都能較為有效的促進員工創(chuàng)新。我們在調節(jié)效應檢驗部分發(fā)現(xiàn), 個人主義較高和較低的情況下, 真實型領導與員工創(chuàng)新相關均較高(ρ分別為0.491和0.443)?？傊? 從本研究來看, 真實型領導處于模型最右邊, 此時該領導風格能影響員工內在動機, 激發(fā)員工產(chǎn)生最高的創(chuàng)新。

4.3 研究對自我決定理論的促進

有機整合理論認為, 從外在動機到內在動機是一個連續(xù)體, 隨著自我決定程度的提升, 動機發(fā)生轉變, 動機影響的結果也會發(fā)生轉變(Deci & Ryan, 2000; Sheldon et al., 2017)。本研究首次從元分析角度, 表明不同領導風格影響不同動機, 進而展現(xiàn)出不同的創(chuàng)新。本研究使用元分析方法, 為有機整合理論提供證據(jù)。但是仍然要指出的是, 本研究的證據(jù)是間接的, 因為本研究沒有直接關注動機和創(chuàng)新的相關, 我們也注意到實際研究中很少會對多種類型動機進行直接測量, 未來鼓勵更多實證研究對不同類型的動機進行直接測量, 從而為自我決定理論提供更為直接的證據(jù)。

4.4 對領導力理論發(fā)展的思考

數(shù)十年來, 學者們提出多種多樣的領導風格, 這些領導風格有著不同的時空背景。使用具體的領導風格應該是權變的, 要基于戰(zhàn)略和環(huán)境做出改變。例如, 為了促進員工創(chuàng)新, 使用真實型領導可能更為合適, 相反, 為了促進組織變革, 使用變革型領導可能更為合適。此外, 現(xiàn)在研究中出現(xiàn)較多領導風格, 我們先不考慮這些領導風格是否有“新瓶裝舊酒”現(xiàn)象, 在研究這種領導風格與員工創(chuàng)新的關系時, 可以考慮將這種“新的”領導風格納入本研究的模型, 考慮這種領導風格對什么類型的動機產(chǎn)生影響, 進而可以估計這種領導風格與員工創(chuàng)新的關系, 在準確考慮這種領導風格影響員工的動機后, 這種領導風格與員工創(chuàng)新的相關系數(shù)有較高可能落入本研究估計的一系列置信區(qū)間中。

4.5 調節(jié)效應討論

4.5.1 個人主義的調節(jié)作用

研究發(fā)現(xiàn), 個人主義起到部分調節(jié)作用(見表2)。以往的研究表明, 領導風格對員工的作用在不同文化背景下可能是權變的, 以服務型領導為例, 有研究表明文化背景顯著調節(jié)服務型領導與員工敬業(yè)度的關系(胥彥, 李超平, 2019); 這種影響也可能是不顯著的, 如有研究表明個人主義沒有顯著調節(jié)服務型領導與員工創(chuàng)造力(Lee, Lyubovnikova, et al., 2020)。本研究表明, 個人主義僅顯著調節(jié)LMX與員工創(chuàng)新績效的關系, 在其他領導風格時是不顯著的(見表2), 從相關系數(shù)來看, 大多數(shù)領導風格與員工創(chuàng)新的相關都是在個人主義較高的文化相對較低。造成這種現(xiàn)象的原因可能在于, LMX是一種強調關系的領導風格, 這種領導風格較好的滿足員工關系心理需求, 在個人主義較高的國家, 相對來說不太強調人與人之間“關系”而更強調個體; 相反, 在個體主義較低的國家, LMX較好的滿足員工關系心理需求, 從而產(chǎn)生更強的激勵效果。此外, 結果對中國情境下的研究有一定啟示, 由于中國情境下個人主義相對較低, 未來在中國情境下進行相關研究時, 基于個體主義低組別下的效應值“ρ”, 可以得到更為精準的參考。

4.5.2 績效評價方式和數(shù)據(jù)收集時間點的調節(jié)作用

在進行亞組分析后(見表4～5), 我們觀察到在部分領導風格和員工創(chuàng)新績效的關系中, 績效評價方式和數(shù)據(jù)收集時間點起到調節(jié)作用。總體而言, 在使用自評方式對績效進行評價以及數(shù)據(jù)從單一時間點進行收集時, 領導風格與員工創(chuàng)新相關系數(shù)更高。使用自評績效以及在單一時間點收集數(shù)據(jù)可以視作同源數(shù)據(jù)。在以往的諸多元分析中, 我們都注意到使用同源數(shù)據(jù)都會使樣本間相關系數(shù)變大(Lee, Lyubovnikova, et al., 2020; Lee et al., 2018; 胥彥, 李超平, 2019)。在使用問卷調查的研究中, 使用同源數(shù)據(jù)很容易使得研究在投稿時被拒絕, 理由在于使用同源數(shù)據(jù)無法進行因果推斷。未來的研究中應該謹慎的使用同源數(shù)據(jù), 從不同來源、多個時間點進行數(shù)據(jù)收集。

4.5.3 領導風格測量方式的調節(jié)作用

在領導風格為變革型領導時, 使用MLQ問卷與使用其他問卷產(chǎn)生顯著差異(見表6)?？赡茉蚴荕LQ問卷與其他方式測量變革型領導時包含維度不同。例如, 在Podsakoff等(1990)開發(fā)的是不包含領導者魅力這一維度, 更加聚集于變革型領導的行為; 而MLQ問卷中則包含這一維度(Bass, 1999)。考慮到變革型領導測量方式出現(xiàn)顯著調節(jié)作用, 一方面, 我們在未來推廣不同變革型領導問卷測出的的結論時應保持謹慎; 另外一方面, 基于 MLQ問卷的廣泛適用性, 實際研究中我們仍然建議使用MLQ問卷。

4.5.4 創(chuàng)新測量方式的調節(jié)作用

將創(chuàng)新績效劃分為創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為時, 我們發(fā)現(xiàn)在一些領導風格下, 創(chuàng)新測量方式出現(xiàn)顯著的差異(見表7)。首先, 本研究主要關注創(chuàng)新績效整體, 但員工創(chuàng)新是一個復雜的過程。一方面, 創(chuàng)新需要創(chuàng)造力的產(chǎn)生, 基于自我決定理論內在動機促進創(chuàng)造力產(chǎn)生(Deci et al., 2017; Deci & Ryan, 2000)。另一方面, 創(chuàng)新行為除了包含創(chuàng)造力以外, 還包含創(chuàng)新的執(zhí)行, 即把創(chuàng)新的觀點變成行為(Rosing et al., 2011; Scott & Bruce, 1994)?；谧晕覜Q定理論(Deci et al., 2017; Deci & Ryan, 2000), 內在動機能促進創(chuàng)新的產(chǎn)生和執(zhí)行, 但是外在動機同樣能促進創(chuàng)新的執(zhí)行, 即在外在動機影響下人們仍然可以執(zhí)行創(chuàng)新?；谏鲜? 我們可以理解為什么交易型領導與創(chuàng)造力的相關系數(shù)低于其與創(chuàng)新行為的相關系數(shù)(見表2), 因為交易型領導影響員工外在動機, 此時其與創(chuàng)造力相關相對較低, 但是創(chuàng)新行為中包含創(chuàng)新執(zhí)行部分, 這部分可能受到外在動機影響, 因此交易型領導與創(chuàng)造力的相關系數(shù)低于其與創(chuàng)新行為的相關系數(shù)。倫理型和交易型領導同樣影響員工控制類動機, 同樣的邏輯可以解釋為什么倫理型領導與創(chuàng)造力相關系數(shù)低于其與創(chuàng)新行為相關系數(shù)。

其次, 在本研究關注的8中領導風格中, 相較于領導風格與創(chuàng)造力, 領導風格與創(chuàng)新行為的相關系數(shù)高一些, 以往元分析中也發(fā)現(xiàn)類似結論(Lee, Legood, et al., 2020)。創(chuàng)新行為相較于創(chuàng)造力多了創(chuàng)新執(zhí)行環(huán)節(jié), 可能是由于積極的領導風格與創(chuàng)新執(zhí)行環(huán)節(jié)相關更高導致這一現(xiàn)象產(chǎn)生, 然而從理論上解釋這一現(xiàn)象并不容易。事實上, 近年來研究將創(chuàng)新產(chǎn)生和執(zhí)行視為探索和利用兩個相互矛盾的復雜過程(Rosing et al., 2011)。未來研究可以關注領導風格對創(chuàng)新不同過程的影響。

最后, 盡管我們從調節(jié)變量的角度對創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為進行劃分。但是對于組織而言, 無論員工創(chuàng)新還是創(chuàng)造力都是有意義。從元分析的角度來說, 基于我們的理論模型, 從自我決定理論的角度出發(fā), 將二者都視為創(chuàng)新績效能在一定程度上讓問題更聚焦, 得出更具一般性的結論, 這也是元分析的目的。但是我們同樣承認, 盡管創(chuàng)新行為和創(chuàng)造力都可以視為創(chuàng)新績效, 考慮到創(chuàng)新過程的復雜性, 在單個實證研究中仍然有必要對二者進行區(qū)分。

4.5.5 發(fā)表語言的調節(jié)作用

我們注意到, 在領導風格與員工創(chuàng)新的關系中, 發(fā)表語言起到顯著調節(jié)作用, 中文發(fā)表的文獻相關系數(shù)相對更高一些(見表3)。產(chǎn)生這種現(xiàn)象可能有兩個原因, 第一, 使用中文發(fā)表的文獻數(shù)據(jù)一般來源與個人主義較低的國家(即中國), 在這種情況下領導風格與員工結果相關更高一些(胥彥, 李超平, 2019)。我們以變革型領導為例, 使用本研究編碼, 我們計算發(fā)表語言與個人主義編碼為虛擬變量后的相關系數(shù), 發(fā)現(xiàn)二者相關達到0.524。第二, 使用中文發(fā)表的文獻可能使用更多同源數(shù)據(jù), 盡管現(xiàn)在越來越多的中文期刊會直接拒絕使用同源數(shù)據(jù)的研究, 但是在早期發(fā)表的中文文獻中使用同源數(shù)據(jù)較為普遍, 同源數(shù)據(jù)會使相關變高(Podsakoff et al., 2003)。使用本研究編碼, 我們計算發(fā)表語言與同源數(shù)據(jù)的相關(數(shù)據(jù)在同一時間點由同一人對多個變量進行評價視為同源數(shù)據(jù)), 發(fā)表二者相關達到0.446。綜上, 文化因素和研究設計可能與中文文獻相關系數(shù)較高有一定關系。

4.6 研究意義

4.6.1 理論意義

本研究基于自我決定理論, 提出一個理論模型, 解釋不同動領導風格對員工創(chuàng)新的不同影響, 并依據(jù)元分析結果較為穩(wěn)健地檢驗本模型。因此, 本研究理論意義主要集中于這個模型。首先, 本研究促進領導風格與員工創(chuàng)新相關理論的發(fā)展; 其次, 本研究促進了自我決定理論的發(fā)展, 拓展了自我決定理論的適用范圍, 本研究也為有機整合理論提供證據(jù)。

4.6.2 實踐意義

第一, 領導者促進員工創(chuàng)新大有可為。創(chuàng)新對組織生存發(fā)展有著至關重要的作用, 領導者應該認識到創(chuàng)新的重要作用以及領導風格對員工創(chuàng)新的關鍵影響, 當領導者表現(xiàn)出積極的領導風格時, 都能一定程度上促進員工創(chuàng)新。

第二, 管理者可以選擇合適的領導風格促進員工創(chuàng)新。無論是實踐中, 還是學術研究中, 都有較多種的領導風格, 本研究結果對于管理者啟示在于, 當管理者要實現(xiàn)較高水平的員工創(chuàng)新時, 使用真實型領導風格較為合適。然而, 我們同樣注意到實踐中并非所有崗位都需要員工創(chuàng)新, 因此管理者應結合組織戰(zhàn)略目標合理選擇領導風格。

第三, 在促進員工創(chuàng)新時, 管理者應該考慮的或許不是激勵員工, 而是創(chuàng)造條件讓員工不斷自我激勵。真實型領導并不是傳統(tǒng)意義上直接“激勵”員工, 例如向員工提供獎勵和進行懲罰(交易型領導), 對員工進行授權(授權型領導、變革型領導), 真實型領導本身就是真實的個體, 并且鼓勵員工變成真實個體, 變得真實本身就意味著員工的行為由內在動機維持, 真實型領導事實上構建了一種支持自主與自我決定的環(huán)境讓下屬不斷自我激勵。

4.7 研究局限與展望

本研究也存在一些局限, 值得未來進一步進行研究：(1)從文獻來源來看, 本研究收集中文和英文文獻盡管覆蓋范圍已經(jīng)較為全面, 但未來研究仍然可以嘗試收集其他語言發(fā)表的文獻。(2)從領導風格來看, 本研究研究8種常見的領導風格, 盡管覆蓋了多數(shù)常見的積極領導風格, 未來可以考慮將更多的領導風格納入我們提出的模型。特別的, 本研究只關注研究積極領導風格, 缺乏對消極領導風格的關注。在各種類型的組織中, 消極領導風格廣泛存在, 我們鼓勵未來對更多消極的領導風格進行研究。(3)動機在本研究提出理論模型時起到較為重要的作用, 然而在編碼過程中較少發(fā)現(xiàn)有研究使用動機作為中介, 未來可以等單個實證研究積累到一定程度, 使用元分析結構方程來研究動機的中介作用。

4.8 未來研究建議

元分析很重要的目的是對未來研究做出展望, 在閱讀大量文獻的基礎上, 結合本研究的結果, 關于領導風格與員工創(chuàng)新的研究, 以下研究方向可參考：(1)本研究中, 真實型領導與員工創(chuàng)新的相關較高, 對真實型領導與員工創(chuàng)新的文獻回顧后, 研究發(fā)現(xiàn)國內外研究中對二者機制的研究是不夠充分的, 未來研究建議進一步揭示二者的作用機制。更具體而言, 我們很少發(fā)現(xiàn)研究關注內在動機中介真實型領導與員工創(chuàng)新的關系, 我們鼓勵未來研究關注這一中介過程。(2)本研究表明, 交易型領導與員工創(chuàng)新相關相對較低, 以往研究表明交易型領導與員工工作績效之間同時存在正向和負向兩種作用機制(Young et al., 2021), 未來可以研究交易型領導這種“雙刃劍”效應對創(chuàng)新績效是否存在。(3)倫理型領導、服務型領導以及真實型領導都強調領導者道德品質, 然而這三種領導風格對員工創(chuàng)新解釋是存在差異的。事實上, 如果把結果變量由本研究的創(chuàng)新績效變?yōu)閭惱硇袨闀r, 是否能得出類似本研究的結論也值得關注。(4)中國情境下量表的開發(fā), 相較于直接提出新的領導風格, 對現(xiàn)有的領導風格開發(fā)中國情境下的量表可能是更直接有效的, 然而開發(fā)量表耗時耗力, 真實型領導在東方和西方都能找到文化根源(西方的柏拉圖和東方的莊子), 兩種真實的概念有很多相似之處, 也存在一定差異, 未來研究值得基于傳統(tǒng)文化進一步明確中國情境下真實型領導的概念和開發(fā)具體問卷。(5)本研究中, 更多關注于領導風格與員工創(chuàng)新之間的相關關系。近年來, 管理學研究中越來越關注因果關系的識別。為了更加清楚的識別領導風格與員工創(chuàng)新的因果關系, 未來研究中有三種研究設計值得關注：第一, 進行實驗研究, 理論上來說實驗研究解釋因果最有力, 但是實驗研究在組織情境下適用有限。第二, 進行追蹤研究, 追蹤研究相較于同一時間點或者幾個時間點測量來說能更好的解釋因果關系。第三, 使用工具變量進行研究, 工具變量在經(jīng)濟學研究中被廣泛運用來解決內生性問題, 近年來組織行為學和人力資源管理的研究中逐漸開始使用工具變量, 在問卷中設計合理的工具變量能增加因果識別的效力 (Sajons, 2020), 這方面的研究國內外才剛剛起步, 未來研究值得關注。

5 結論

本研究以元分析為基礎研究方法, 進行一系列分析, 得出如下結論：(1)總體而言, 交易型領導、倫理型領導、變革型領導、服務型領導、LMX、授權型領導、包容型領導以及真實型領導與員工創(chuàng)新績效之間均存在顯著正相關, 且相關遞增。在研究所涉及的領導風格中, 交易型領導與員工創(chuàng)新績效相關最低(ρ = 0.273), 而真實型領導與員工創(chuàng)新績效相關最高(ρ = 0.475); (2)國家文化中個人主義的調節(jié)作用, 僅在領導風格為LMX時成立, 低個人主義組別中變量間相關較高; (3)績效評價方式和數(shù)據(jù)收集時間點調節(jié)多數(shù)領導風格與員工創(chuàng)新績效的關系, 二者相關在使用自評方式測量績效以及數(shù)據(jù)從同一個時間點收集時更高; (4)領導風格測量方式的調節(jié)作用, 僅在領導風格為變革型領導時成立, 使用MLQ問卷相關更高; (5)創(chuàng)新績效測量方式在領導風格為變革型、交易型、授權型以及LMX時起到顯著調節(jié)作用, 領導風格與創(chuàng)新績效相關在使用創(chuàng)新行為作為測量方式時更高; (6)發(fā)表語言顯著調節(jié)變革型領導、交易型領導以及LMX與創(chuàng)新績效的關系, 二者相關在中文發(fā)表的文獻中更高。研究結論對領導力理論發(fā)展做出貢獻, 研究結論促進自我決定理論發(fā)展, 更為重要的是為管理者使用合適的領導風格提供重要參考。

(注：納入元分析文獻較多, 此處未列出, 感興趣讀者請訪問https://osf.io/45ejf/)

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A meta-analysis of the relationship between leadership styles and employee creative performance: A self-determination perspective

LIN Xinqi, LUAN Yuxiang, ZHAO Kai, ZHAO Guolong

(School of Labor and Human Resources, Renming University of China, Beijing 100872, China)

Leadership plays an important role in employee creative performance. Which kind of leadership style has a higher correlation with employee creative performance？ There are some inconsistent conclusions in previous studies. To answer this question, based on self-determination theory, we propose a theoretical framework, to explain the differences of correlations between different leadership and employee creative performance. We use meta-analysis to summarize evidence from 432 independent empirical studies (229 Chinese studies and 203 English studies, the total number of samples is 161599), testing our hypotheses. The results show that: (1) transactional leadership, ethical leadership, transformational leadership, servant leadership, leader-member exchange, empowering leadership, inclusive leadership, and authentic leadership have significant positive correlations with employee creative performance, and their correlations are increasing; (2) individualism, methods of performance appraisal, the time point of data collection, measurement of leadership, measurement of employee creative performance and publication language partially moderate the relationship between leadership styles and employee creative performance. The results support our theoretical framework, promoting the development of self-determination theory. More importantly, our findings provide important practical implications for managers to promote employee creative performance through using a suitable leadership style.

leadership, self-determination theory, employee creative performance, meta-analysis

2021-05-27

*國家自然科學基金項目(71802015)資助。

趙鍇, E-mail: zhaok1@ruc.edu.cn

B849: C93