汪 華 黃 玉

（銅仁職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，貴州 銅仁 554300）

一、引言

創(chuàng)新是一個(gè)國家各行各業(yè)得以持續(xù)增強(qiáng)做大的助推器，提高各個(gè)類別員工的創(chuàng)新行為能力是現(xiàn)階段很多研究項(xiàng)目瞄準(zhǔn)的熱點(diǎn)問題。因此，研究真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)與員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制和后續(xù)對(duì)策建議無論從研究層面還是運(yùn)用層面都是大有裨益的。

真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與其他形式的積極領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（如轉(zhuǎn)換型領(lǐng)導(dǎo)、倫理型領(lǐng)導(dǎo)、服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)）具有相似性和重疊，在文獻(xiàn)中亦有爭論。這種重疊是可以理解的，因?yàn)閺睦碚撋现v真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)可以被轉(zhuǎn)化為所有積極類型的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格[1]。鑒于領(lǐng)導(dǎo)在塑造組織和工作環(huán)境等各個(gè)方面的權(quán)威性，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于引導(dǎo)員工創(chuàng)造性行為方面的作用是極其重要的，因此我們主要揭示真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)在基于調(diào)節(jié)變量上與知識(shí)型員工創(chuàng)造性行為之間的關(guān)系。

而在調(diào)節(jié)作用的選擇上，上司承諾可是衡量員工與上司之間親密程度的變量，體現(xiàn)在員工個(gè)人對(duì)上司的全力奉獻(xiàn)、額外努力、心理依附、價(jià)值觀念的認(rèn)可和內(nèi)化。Milic， Grubic-Nesic， Kuzmanovic and Delic[2]認(rèn)為真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)能力在實(shí)際企業(yè)運(yùn)營過程中對(duì)員工的情感承諾維度起到了積極的作用，而劉明霞等[3]則通過上司承諾的中介作用分析了真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)和下屬職員分享知識(shí)行為時(shí)發(fā)揮作用關(guān)系。將上司承諾當(dāng)作自變量或者調(diào)節(jié)變量的研究成果并不多見，現(xiàn)有成果也結(jié)論不一。因而，本文將上司承諾引入當(dāng)作調(diào)節(jié)變量來觀察其在自因變量之間的產(chǎn)生具體效果。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.理論基礎(chǔ)

自從Homans[4]等相關(guān)學(xué)者經(jīng)過初步研究之后，社會(huì)交換理論已經(jīng)是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域主要理論研究視角之一，對(duì)于今天各種視角的社會(huì)交換理論仍然具有明顯的解釋力。依據(jù)社會(huì)交換理論，員工和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系本質(zhì)就是交換的過程。因?yàn)轭I(lǐng)導(dǎo)可以給下屬員工提供激勵(lì)，對(duì)員工的吸引力也相對(duì)較高。領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬員工投入大量時(shí)間和精力并關(guān)心和尊重下屬員工，提升了其在員工和組織中的形象和地位。員工就會(huì)回報(bào)領(lǐng)導(dǎo)，相應(yīng)地加強(qiáng)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的敬仰和欽佩，用更加積極的工作參與度回饋領(lǐng)導(dǎo)和組織。

當(dāng)然，員工內(nèi)在動(dòng)機(jī)對(duì)于創(chuàng)新賦能方面也有一些作用。內(nèi)在動(dòng)機(jī)不僅有助于激發(fā)員工個(gè)體創(chuàng)造力、提高學(xué)習(xí)和工作效率，還能增強(qiáng)個(gè)體的工作成就感、自我效能感和工作滿意度，內(nèi)在動(dòng)機(jī)會(huì)引發(fā)加強(qiáng)理念學(xué)習(xí)、提升創(chuàng)造能力、提高認(rèn)知靈活性和幸福感[5]。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)和組織更多激發(fā)員工內(nèi)在動(dòng)機(jī)時(shí)，如給予員工更多的上級(jí)支持、心理賦權(quán)、組織支持等鼓勵(lì)，員工將給予更高的個(gè)人創(chuàng)造力。

2.假設(shè)提出

為推進(jìn)企業(yè)業(yè)務(wù)的增長而進(jìn)行快速創(chuàng)新是迫使組織機(jī)構(gòu)和研發(fā)人員考慮和采用更多非常規(guī)做法的主要因素之一。在基于領(lǐng)導(dǎo)類型、企業(yè)倫理、積極的組織行為學(xué)等為主題的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)的交叉研究中，真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)理論已經(jīng)出現(xiàn)[1]。Ilies等[6]提出了一個(gè)四分法的真實(shí)領(lǐng)導(dǎo)力模型，包括自我認(rèn)知、公正處理、誠信實(shí)踐和真誠的關(guān)系取向。還有一些學(xué)者認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)者通過四個(gè)不同屬性的影響來推動(dòng)交流：自我意識(shí)、平衡處理、理念內(nèi)化和關(guān)系明晰[1]。

根據(jù)社會(huì)交換理論，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者公正地處理涉及自己的工作事宜時(shí)自然就會(huì)提高員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的尊重和信任水平。這樣就形成了一種可靠的、可信的領(lǐng)導(dǎo)-成員關(guān)系。Ilies等[6]強(qiáng)調(diào)，成員以積極的行為（即創(chuàng)造力）的形式來回報(bào)與領(lǐng)導(dǎo)的這種寶貴關(guān)系。他們通過在領(lǐng)導(dǎo)和追隨者之間共享信任和支持的幫助下發(fā)展一種關(guān)系來實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)。因此，我們提出假設(shè)。

H1：真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為正相關(guān)。

員工對(duì)上司的愿景或價(jià)值觀的接受使他們?cè)敢飧冻龈嗟呐Γ?基本前提是上司營造一種相互信任、樂于助人、尊重和心理支持的氛圍，從而提高員工的效率和效能，進(jìn)而增加對(duì)上司領(lǐng)導(dǎo)的信任度。在關(guān)于組織承諾和對(duì)上司的承諾之間的比較方面，發(fā)現(xiàn)員工對(duì)上司的承諾比對(duì)組織的承諾更多[7]。

此外，上司的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格以及采用特定領(lǐng)導(dǎo)方式的國家文化也對(duì)上司承諾方面起著重要作用。例如，在關(guān)系和權(quán)力距離較高的亞洲文化氛圍下，追隨者不僅忍受對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的承諾，而且愿意更多地認(rèn)同領(lǐng)導(dǎo)者的真實(shí)特質(zhì)，其潛在原因有二。其一，真實(shí)領(lǐng)導(dǎo)者在組織中具有結(jié)構(gòu)性地位[8]；其二，他們對(duì)其追隨者表示尊重，在維持開放、和諧的關(guān)系過程中加強(qiáng)問責(zé)制度建設(shè)[6]。因此，我們提出假設(shè)。

H2：上司承諾與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為正相關(guān)。

社會(huì)交換理論主要明示了各類型領(lǐng)導(dǎo)者可以通過建立一定的信任關(guān)系來影響大批追隨者。到目前為止，現(xiàn)有的文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)追隨者認(rèn)同領(lǐng)導(dǎo)者，但是由于對(duì)真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)如何產(chǎn)生忠誠的追隨者以及在多大程度上產(chǎn)生忠誠的追隨者的洞察力有限，早先的前提不能一概而論。一個(gè)真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)者通過將這種道德和倫理價(jià)值觀相結(jié)合并在管理過程中吸引員工，從而使員工產(chǎn)生對(duì)上司的人生依賴感和心理忠誠度[9]。這在成員中形成了一種滿足感，加強(qiáng)了與上司的聯(lián)系[10]，并推動(dòng)了以富有成效的行為作出應(yīng)對(duì)因此，我們提出假設(shè)。

H3：上司承諾調(diào)節(jié)了真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

1.研究樣本

研究樣本主要是面向工作時(shí)長超過6個(gè)月以上的知識(shí)型員工，這些員工均具備專科以上學(xué)歷，主要從事教育、企業(yè)等多個(gè)群體。同時(shí)使用問卷星收集數(shù)據(jù)，最終收集到問卷256份，排除一些不符合要求的問卷后進(jìn)而統(tǒng)計(jì)得到217份的有效問卷，其回收比率占84.8%。其中：女性占160，比率達(dá)到73.7%；年齡在18歲～40歲之間的在研究中占比達(dá)到94.4%；從學(xué)歷上看，專科比較多，占比 65.4%，碩士及以上占比10.1%；工作時(shí)間為3年以下的，占比高達(dá)53.5%，工作累計(jì)年限到10年及以上的達(dá)到16.1%，結(jié)合崗位類別和企業(yè)性質(zhì)的占比分析，可以得出問卷信息是基本可靠的。

2.變量測(cè)量

本項(xiàng)研究的問卷主要包括樣本對(duì)象基礎(chǔ)信息類和主題量表等兩部分。第一部分涵蓋性別、企業(yè)性質(zhì)等題項(xiàng)。第二部分主體量表，包含真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的16個(gè)題項(xiàng)、知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的6個(gè)題項(xiàng)以及上司承諾的9個(gè)題項(xiàng)。問卷來源于成熟的量表，共分為四個(gè)方面。

其一為基礎(chǔ)信息類，包含各樣本對(duì)象的性別等主要個(gè)人信息。其二為關(guān)于真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)領(lǐng)域的測(cè)量，本文采用 Walumbwa[11]量表，共16個(gè)題項(xiàng)。其三為知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的測(cè)量，主要參考的是Scott[12]量表，共6題。其四為上司承諾量表，主要參考的是Becker[7]量表，共9題。

研究選擇使用李克特5級(jí)量表，分?jǐn)?shù)1代表“非常不符合”，分?jǐn)?shù)增加，滿意的程度也相應(yīng)增加，分?jǐn)?shù)5代表“非常符合”。

3.信效度檢驗(yàn)

信度體現(xiàn)的是問卷數(shù)據(jù)的可靠程度，本文采用Cronbachα的這個(gè)因子來檢測(cè)量表的信度。從問卷信度分析數(shù)據(jù)得知，真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)、知識(shí)型員工創(chuàng)新行為、上司承諾等指標(biāo)的研究數(shù)據(jù)的Cronbachα的值為分別為0.951、0.932、0.928，均在0.9以上，綜合說明數(shù)據(jù)信度質(zhì)量高，具有極高的重復(fù)性，可用于進(jìn)一步分析。

基于問卷星的SPSSAU功能， 通過驗(yàn)證KMO和Bartlett值得出各量表的因子分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)：真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)、知識(shí)型員工創(chuàng)新行為、上司承諾的KMO值分別為0.958、0.899和0.904，KMO值大于0.8，研究數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)效度非常好。

四、研究結(jié)果

為了能進(jìn)一步理清真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)、上司承諾、知識(shí)型員工創(chuàng)新行為之間的因果關(guān)系，鑒于分析需要將性別、工作職位和單位性質(zhì)當(dāng)作控制變量，而將真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)、上司承諾視為解釋變量，知識(shí)型員工創(chuàng)新行為就是因變量。進(jìn)而，分別就前文假設(shè)進(jìn)行回歸分析。

從表1中可以看出，從回歸系數(shù)（B值）看，相比三個(gè)控制變量而言，真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的回歸系數(shù)是最高的，可比性強(qiáng)。真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)這一解釋變量的p值均小于0.01并具有顯著性，回歸方程均通過顯著性檢驗(yàn)。所有變量的VIF值均低于1.5也就顯示這些變量其間不具有多重共線性問題，假設(shè)H1通過驗(yàn)證。

表1 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的回歸分析結(jié)果

對(duì)上司的承諾一定程度上可能會(huì)對(duì)知識(shí)型員工的創(chuàng)新行為有正向的促進(jìn)作用，但都需要通過回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)。從表2可以得知，上司承諾的回歸系數(shù)高達(dá)0.527，VIF值只有1.078而遠(yuǎn)低于10，這也就明示了這些變量不具有多重共線性問題，上司承諾在p值小于0.01水平上呈現(xiàn)顯著性（Sig.=0.000），通過顯著性檢驗(yàn)，前文提到的假設(shè)H2通過驗(yàn)證。

表2 上司承諾對(duì)知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的回歸分析結(jié)果

為了檢驗(yàn)上司承諾對(duì)于真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為這一自因變量其間調(diào)節(jié)效果，在此進(jìn)行調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)分析。

根據(jù)逐層回歸分析法，首先做控制變量對(duì)知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的回歸，第二步則加上真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)，第三步就把調(diào)節(jié)變量上司承諾添加到分析模型中，最后將真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與上司承諾的乘積項(xiàng)也放入自變量中進(jìn)行回歸分析。在加入乘積項(xiàng)（真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)×上司承諾）后，顯著性（Sig.值）均小于0.05而通過顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為-0.192，說明上司承諾在真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為之間具有調(diào)節(jié)作用，產(chǎn)生反向影響。此處，上司承諾的調(diào)節(jié)作用非常明顯，尤其是在上司承諾當(dāng)作調(diào)節(jié)變量之后，其回歸系數(shù)為負(fù)值，但真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)和上司承諾之于知識(shí)型員工的回歸系數(shù)卻是大大增大，可見，上司承諾對(duì)于真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)和知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的反向影響效果還是存在的。因此，上司承諾對(duì)真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)作用顯著且呈現(xiàn)負(fù)向調(diào)節(jié)作用，前文假設(shè)H3通過驗(yàn)證。

表3 上司承諾對(duì)真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的調(diào)節(jié)作用分析

五、研究討論與結(jié)論

作為本文的調(diào)節(jié)變量，上司承諾對(duì)于真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)和知識(shí)型員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用。作為真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)者，應(yīng)充分考慮上司承諾的作用。上司承諾，此變量主要體現(xiàn)對(duì)心理依附的認(rèn)同和內(nèi)化。

知識(shí)型員工經(jīng)過一段時(shí)間的合作，對(duì)上司、上司的行為和做法逐漸產(chǎn)生“代入感”，心理依附增強(qiáng)，而且有些員工對(duì)上司的價(jià)值觀逐漸予以接受和吸收，在一定時(shí)期內(nèi)確實(shí)可以提升員工的創(chuàng)新行為能力。作為調(diào)節(jié)變量代入之后，上司承諾會(huì)呈現(xiàn)對(duì)上司的盲從或者信賴情緒逐漸走低，而真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)者也會(huì)發(fā)現(xiàn)這些追隨者并不一定對(duì)企業(yè)改革創(chuàng)新帶來積極正向作用，因?yàn)檫@些員工的創(chuàng)新能力也并不都是突出的，長此以往，會(huì)在一定程度上損害企業(yè)健康發(fā)展的肌體。因此，作為真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)者，合理發(fā)揮上司承諾效能，努力激發(fā)員工的創(chuàng)新能力。

本文將上司承諾預(yù)設(shè)為調(diào)節(jié)變量，同時(shí)也考慮了一些控制變量，但限于篇幅，沒有對(duì)其他可能影響知識(shí)型員工創(chuàng)新行為的要素以及員工績效進(jìn)行論述，下一步將以此為基礎(chǔ)加以拓展和創(chuàng)新，豐富真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于員工創(chuàng)新或員工績效的研究成果。