鄧文娟

（華中師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，武漢 430079）

0 引言

面對(duì)日益激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和日新月異的科技發(fā)展，現(xiàn)代企業(yè)組織正處在更具復(fù)雜性、變化性以及不確定性的社會(huì)環(huán)境中，為提升核心競(jìng)爭(zhēng)力和尋求創(chuàng)造新的市場(chǎng)機(jī)會(huì)，創(chuàng)新績(jī)效對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)管理和長(zhǎng)期發(fā)展至關(guān)重要。員工創(chuàng)新績(jī)效構(gòu)成了組織創(chuàng)新績(jī)效的微觀基礎(chǔ)，更是組織創(chuàng)新的保障，培養(yǎng)具有創(chuàng)新能力的員工是保持競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵。在眾多影響員工創(chuàng)新績(jī)效的因素中，領(lǐng)導(dǎo)是組織中影響員工創(chuàng)新績(jī)效的一個(gè)關(guān)鍵環(huán)境因素。主管作為管理活動(dòng)中與員工直接接觸的主要對(duì)象之一，其領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工的態(tài)度與行為能夠產(chǎn)生更重要的影響。

通過梳理領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效影響的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)：包容型、謙卑型、服務(wù)型以及授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)等比較成熟的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響[1—3]，但主管領(lǐng)導(dǎo)行為作用于員工創(chuàng)新的負(fù)面影響研究較少。目前企業(yè)中苛斂管理的現(xiàn)象普遍存在，尤其是在工作強(qiáng)度大、競(jìng)爭(zhēng)壓力大的商業(yè)服務(wù)業(yè)與金融業(yè)中，苛斂管理現(xiàn)象尤為突出。其本質(zhì)是領(lǐng)導(dǎo)者將下屬作為實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo)的工具，是領(lǐng)導(dǎo)者自身利己主義的表現(xiàn)。已有研究表明，主觀層面領(lǐng)導(dǎo)苛斂行為會(huì)對(duì)組織與個(gè)人產(chǎn)生危害，如個(gè)體的離職意愿與抱怨行為、服務(wù)破壞行為、創(chuàng)造力等。

已有研究圍繞主管苛斂行為對(duì)員工創(chuàng)新的作用效果進(jìn)行了探索，但主要從情緒視角、資源視角及交換視角出發(fā)考察領(lǐng)導(dǎo)苛斂行為影響員工創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)制。鑒于此，本文從動(dòng)機(jī)視角出發(fā)，基于自我決定理論實(shí)證研究領(lǐng)導(dǎo)苛斂行為對(duì)個(gè)體層面的員工創(chuàng)新的影響。當(dāng)主管對(duì)員工實(shí)施苛斂行為時(shí)，會(huì)導(dǎo)致員工的基本心理需要（包括自主需要、勝任需要以及歸屬需要）得不到滿足，降低其從事組織工作的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，從而使得亟須內(nèi)部動(dòng)機(jī)激發(fā)的員工創(chuàng)新績(jī)效受到抑制。由于個(gè)體差異在強(qiáng)調(diào)情境化研究中所起到的重要性，本文選擇了與創(chuàng)新績(jī)效聯(lián)系密切的能力要素——?jiǎng)?chuàng)造力自我效能感，將其作為基本心理需要滿足對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的影響路徑的調(diào)節(jié)因素，來進(jìn)一步探討主管苛斂行為影響機(jī)制的權(quán)變條件。本文以員工工作產(chǎn)出為出發(fā)點(diǎn)，對(duì)主管苛斂行為降低員工的基本心理需要滿足，進(jìn)而削弱員工創(chuàng)新績(jī)效的作用過程進(jìn)行深入探究，并分析了創(chuàng)造力自我效能感在此過程中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 主管苛斂行為與基本心理需要滿足的關(guān)系

領(lǐng)導(dǎo)苛斂行為的本質(zhì)是領(lǐng)導(dǎo)的利己主義，并將下屬作為實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo)的工具。具體而言，該行為是指領(lǐng)導(dǎo)為實(shí)現(xiàn)個(gè)人私利目標(biāo)，通過各種苛斂手段剝削下屬，在管理中的表現(xiàn)為向下屬施壓、將下屬的成果占為己有、真實(shí)的自私行為、操縱下屬、打壓下屬共五個(gè)方面。已有研究大多探討了其產(chǎn)生的消極影響，并關(guān)注到了其在創(chuàng)新行為方面的作用。

按照自我決定理論的主要思想，個(gè)體具有與生俱來的自主、勝任、歸屬三大基本心理需要[4]。其中，自主需要代表了個(gè)體在面對(duì)選擇與從事工作任務(wù)時(shí)，可以自由地選擇的一種渴望，強(qiáng)調(diào)了個(gè)體對(duì)自身行為的掌控感與自由感；勝任需要代表了個(gè)體有自信完成有挑戰(zhàn)性的工作任務(wù)，并在實(shí)現(xiàn)后能夠獲取想要的結(jié)果（技能拓展、晉升等）的渴望，強(qiáng)調(diào)了個(gè)體對(duì)工作的勝任感；而歸屬需要代表了個(gè)體對(duì)與他人建立聯(lián)系，相互關(guān)愛、尊重的渴望，強(qiáng)調(diào)了個(gè)體對(duì)從屬團(tuán)體的歸屬感。在基本心理需要得到滿足的過程中，個(gè)體能夠?qū)崿F(xiàn)自我完善和成長(zhǎng)發(fā)展。此外，按照自我決定理論的觀點(diǎn)，個(gè)體所處的外部環(huán)境是三種基本需要滿足能否得到滿足的主要來源。組織領(lǐng)導(dǎo)是組織中的關(guān)鍵外部情境要素之一，被組織員工當(dāng)作能否實(shí)現(xiàn)基本心理需要的核心要素，尤其是作為與員工互動(dòng)較為頻繁、直接的管理層，主管會(huì)通過工作任務(wù)安排與具體行為深刻影響員工[5]?；谧晕覜Q定理論，主管苛斂行為會(huì)對(duì)員工的三種基本心理需要滿足具有顯著的抑制作用[6]。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：主管苛斂行為對(duì)基本心理需要滿足有著顯著的負(fù)向影響。

1.2 主管苛斂行為、基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系

員工創(chuàng)新績(jī)效是指員工在工作中產(chǎn)生并用實(shí)際活動(dòng)去推廣、實(shí)施創(chuàng)新想法的過程[7]。鑒于員工創(chuàng)新績(jī)效的重要性，學(xué)者們基于優(yōu)勢(shì)的人力資源管理實(shí)踐、雙元領(lǐng)導(dǎo)、挑戰(zhàn)性工作任務(wù)、團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)氛圍以及心理資本等要素對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效展開了諸多探討[1，2,7]。

基本心理需要滿足是個(gè)體的一種本能，與個(gè)體的情緒等相比而言，能夠影響個(gè)體的內(nèi)在動(dòng)機(jī)[5]，并在促進(jìn)個(gè)體成長(zhǎng)與最大化個(gè)體績(jī)效方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用[2]。根據(jù)自我決定理論的核心思想，個(gè)體的基本心理需要滿足能夠賦予個(gè)體更多的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，進(jìn)而推動(dòng)個(gè)體更好地達(dá)成相應(yīng)的工作目標(biāo)。由此，個(gè)體基本心理需要滿足會(huì)正向作用于員工工作行為，并顯著提升員工的創(chuàng)新績(jī)效。

根據(jù)自我決定理論，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等外部環(huán)境會(huì)影響員工心理需要滿足，相關(guān)的負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格研究指出基本心理需要滿足起到了負(fù)向中介作用[8]。本文認(rèn)為作為負(fù)性領(lǐng)導(dǎo)之一的主管苛斂行為會(huì)影響員工基本心理需要，進(jìn)而對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：基本心理需要滿足在主管苛斂行為和員工創(chuàng)新績(jī)效之間發(fā)揮中介作用。

1.3 創(chuàng)造力自我效能感的調(diào)節(jié)作用

鑒于從事創(chuàng)新活動(dòng)具有較大的不確定性與風(fēng)險(xiǎn)性，員工創(chuàng)新活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)水平或?qū)?chuàng)新活動(dòng)所持有的信心，將會(huì)影響員工在工作中呈現(xiàn)高水平或者低水平的創(chuàng)新績(jī)效。創(chuàng)造力自我效能感表現(xiàn)了個(gè)體對(duì)自身能夠識(shí)別并有效解決工作中新問題的信念[9]。當(dāng)員工具備較高的創(chuàng)造力自我效能感，對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)懷抱有較高水平的自信時(shí)，可展現(xiàn)出高水平的創(chuàng)新行為。

基于創(chuàng)造力成分理論，個(gè)體的創(chuàng)造力離不開領(lǐng)域相關(guān)的技能、創(chuàng)造力相關(guān)的過程和內(nèi)在動(dòng)機(jī)三個(gè)因素的共同作用，其中，創(chuàng)造力相關(guān)的過程包括認(rèn)知風(fēng)格、人格特質(zhì)等[10]。作為一種認(rèn)知風(fēng)格，創(chuàng)造力自我效能感應(yīng)該在基本心理需要與員工創(chuàng)新績(jī)效之間發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文認(rèn)為，當(dāng)員工具備較高的創(chuàng)造力自我效能感，對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)懷抱有較高水平的自信時(shí)，其會(huì)將創(chuàng)新想法予以積極實(shí)踐[9]。此外，創(chuàng)造力自我效能感對(duì)創(chuàng)新行為的影響大于基本心理需要滿足后的內(nèi)在動(dòng)機(jī)[11]。相關(guān)研究也表明，創(chuàng)造力自我效能感弱化了基本心理需要滿足對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效的正向效果[12]。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：創(chuàng)造力自我效能感在基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效之間起調(diào)節(jié)作用。即當(dāng)員工為高創(chuàng)造力自我效能感的個(gè)體時(shí)，基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效的正向關(guān)系更弱，反之更強(qiáng)。

創(chuàng)造力自我效能感能夠調(diào)節(jié)主管苛斂行為通過基本心理需要滿足對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的中介效應(yīng)，即當(dāng)員工的創(chuàng)造力自我效能感較強(qiáng)時(shí)，即使主管苛斂行為削弱了員工個(gè)體的基本心理需要，員工也可能實(shí)施創(chuàng)新，進(jìn)而削弱了基本心理需要在主管苛斂行為影響員工創(chuàng)新績(jī)效所發(fā)揮的中介效應(yīng)。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)4：創(chuàng)造力自我效能感會(huì)調(diào)節(jié)主管苛斂行為通過削弱員工的基本心理需要滿足進(jìn)而降低員工創(chuàng)新績(jī)效的中介作用，即當(dāng)員工為高創(chuàng)造力自我效能感的個(gè)體時(shí)，員工的基本心理需滿足所發(fā)揮的中介作用較弱，反之則較強(qiáng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以湖北省內(nèi)集成電路、生物醫(yī)藥、新材料、數(shù)字經(jīng)濟(jì)等領(lǐng)域的上市企業(yè)及擬上市企業(yè)為問卷調(diào)查對(duì)象，篩選的480 家樣本企業(yè)均設(shè)置了人力資源部。在各家公司人力資源部的支持和配合下，各家公司結(jié)合本文的研究目標(biāo)及內(nèi)容隨機(jī)抽取公司高管、全職員工，并在強(qiáng)調(diào)了本次調(diào)研的學(xué)術(shù)性與匿名性后，開展了線上與線下相結(jié)合的實(shí)地調(diào)研。

本文采取了多階段、多來源的問卷調(diào)查法，將調(diào)研分為兩個(gè)階段，每個(gè)階段之間間隔一個(gè)月。具體如下：第一階段，即2022年10月，由每個(gè)公司的員工填答主管苛斂行為，并收集員工的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)相關(guān)信息；第二階段，由該公司主管直接管理的員工填答基本心理需要滿足以及創(chuàng)造力自我效能感，而由每個(gè)公司的主管填答員工創(chuàng)新績(jī)效與主管個(gè)體的性別、學(xué)歷等個(gè)人信息。每家公司兩名主管參與本次問卷調(diào)查，主管需填答所評(píng)價(jià)員工的具體個(gè)人信息，可通過員工的性別、工作時(shí)長(zhǎng)等個(gè)體特征進(jìn)行匹配，再結(jié)合公司提供的信息名單對(duì)每份問卷編碼，以確保兩次調(diào)查數(shù)據(jù)能夠得到有效的匹配。最終，發(fā)放了1062 份主管問卷、2823份員工問卷，在對(duì)所獲得的問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行初步的篩選（刪掉填答重復(fù)、填答有明顯規(guī)律性、兩次數(shù)據(jù)不匹配的問卷）并剔除無效問卷后，整理得到796 份有效的主管-員工配對(duì)數(shù)據(jù)，其中，主管與員工的有效問卷分別為796份與2388份，由一名主管評(píng)價(jià)三位員工，主管、員工所填答的問卷有效率分別為74.95%、84.59%。

基于員工有效樣本情況，在性別方面，男性與女性人數(shù)較為均衡，而男性人數(shù)達(dá)到了1244 人，占比52.09%；在年齡方面，樣本全部集中在35歲以下，其中，26～30歲的年輕人最多，有1513人，這占到被調(diào)查人數(shù)的63.36%；在學(xué)歷方面，研究對(duì)象多為大專與本科學(xué)歷，其中大專的員工人數(shù)達(dá)到1213人，占比50.80%，本科學(xué)歷的人數(shù)達(dá)到1011人，占比42.34%，這可能與調(diào)查對(duì)象為擬上市企業(yè)及上市企業(yè)有關(guān)；在樣本的工作年限方面，大多數(shù)人在目前公司的工作年限為3 年以內(nèi)，其中，工作在1 年以下的人數(shù)有923人，占比為38.65%；1～3年的有1330人，占比為55.7%，這與本文的研究對(duì)象多為年輕人有關(guān)。

2.2 測(cè)量量表

本文采用國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者多次使用并得到驗(yàn)證的量表，信度與效度均達(dá)到理想水平。本文采取嚴(yán)格的翻譯—回譯程序，且多名相關(guān)專業(yè)的教授、博士研究生進(jìn)行了互譯及適當(dāng)性地修改。除了控制變量，本文的核心量表均采用了Likert 5點(diǎn)評(píng)分法，1 至5表示從“非常不同意”到“非常同意”。本文涉及變量具體說明如下：

（1）主管苛斂行為（EB）：采用五維度量表，包含15 個(gè)條目，單個(gè)維度編制了3個(gè)題項(xiàng)。示例的條目有“他/她將員工視為達(dá)成個(gè)人目標(biāo)的方式”“為了達(dá)成自身目標(biāo)，他/她會(huì)給我壓力”等。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.973。

（2）員工創(chuàng)新績(jī)效（EIP）。員工創(chuàng)新績(jī)效是指員工在工作中產(chǎn)生并用實(shí)際活動(dòng)去推廣、實(shí)施創(chuàng)新想法的過程。本文采用Scott和Bruce（1994）[1]編制測(cè)量員工創(chuàng)新行為的量表，包含6 個(gè)條目，由直接主管來評(píng)價(jià)員工。示例的題目如“他/她會(huì)主動(dòng)探索新的技術(shù)、流程、工具或產(chǎn)品”“整體而言，他/她是一個(gè)具有創(chuàng)新精神的人”等。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.931。

（3）基本心理需要滿足（NS）。基本心理需要滿足是指?jìng)€(gè)體與生俱來的基本心理需要，包括個(gè)體的自主、勝任與歸屬需要。采用La Guardia 等（2000）[6]的三個(gè)維度量表，分別測(cè)量個(gè)體的三種基本心理需要滿足，每個(gè)基本心理需要滿足包括3個(gè)測(cè)量題項(xiàng)，共計(jì)9個(gè)條目。具體的測(cè)量條目有“在工作中，我感到自己能干、有效率”“在工作中，我感覺到自己被愛和關(guān)心”等。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.912。

（4）創(chuàng)造力自我效能感（CSE）。創(chuàng)造力效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身能夠識(shí)別并有效解決工作中的新問題的信念。本文采用Tierney和Farmer（2002）[9]開發(fā)的單維度4條目量表。典型題項(xiàng)如“對(duì)于想出解決問題的新方法，我很拿手”“我對(duì)自己運(yùn)用創(chuàng)意解決問題的能力有信心”等。該量表在本文中的Cronbach’s α系數(shù)為0.904。

（5）控制變量。本文將員工的性別、年齡、學(xué)歷以及工作時(shí)長(zhǎng)作為控制變量，以提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 變量區(qū)分檢驗(yàn)

本文采取了題項(xiàng)打包策略，將基本心理需要滿足與主管苛斂行為按照其維度分別打包為3個(gè)題項(xiàng)與5個(gè)題項(xiàng)，而將員工創(chuàng)新績(jī)效按照標(biāo)準(zhǔn)因子載荷法打包為3 個(gè)題項(xiàng)[13]。如表1所示，相比其他模型，四因子基準(zhǔn)模型的各項(xiàng)指標(biāo)呈現(xiàn)最佳的效果（χ2/df==3.568，RMSEA=0.033，GFI=0.951，CFI=0.980，TLI=0.979），表明變量均具有較高區(qū)分效度[14]。

表1 測(cè)量模型擬合指數(shù)比較

3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)共同方法偏差問題，本文采用如下方法：一是在數(shù)據(jù)的事前收集上，本文在數(shù)據(jù)收集方面采取了采用多時(shí)間點(diǎn)、多來源的方式，分兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)收集到了主管-員工的匹配數(shù)據(jù)，并向填答者強(qiáng)調(diào)了數(shù)據(jù)的隱私性。二是采用Harman 單因子分析法，結(jié)果顯示第一個(gè)因子的解釋變異量為35.436%，未超過40%的臨界值。三是通過驗(yàn)證性因子分析結(jié)果可知（見表1），相比上述四個(gè)模型，加入共同方法因子后的五因子模型各項(xiàng)指標(biāo)擬合效果更 好（χ2/df =3.459，RMSEA=0.031，GFI=0.956，CFI=0.984，TLI=0.981）。綜上所述，本文不存在嚴(yán)重的同源誤差問題。

3.3 基于控制變量分組的均值檢驗(yàn)

根據(jù)控制變量的分組情況，本文利用t檢驗(yàn)分析性別對(duì)主管苛斂行為、基本心理需要滿足、創(chuàng)造力自我效能感及員工創(chuàng)新績(jī)效的差異性。同時(shí)，利用方差分析（全稱為單因素方差分析）去驗(yàn)證年齡、學(xué)歷、工作時(shí)長(zhǎng)對(duì)主管苛斂行為、基本心理需要滿足、創(chuàng)造力自我效能感及員工創(chuàng)新績(jī)效的差異性，由此得到了基于控制變量分組的均值檢驗(yàn)，如表2 所示?？梢钥闯?，主管苛斂行為在年齡和學(xué)歷方面存在差異，P 值均小于0.01；基本心理需要滿足在年齡、學(xué)歷方面存在顯著差異，P 值均小于0.01；創(chuàng)造力自我效能感在年齡和學(xué)歷方面存在顯著差異，P 值分別小于0.01 和0.05；員工創(chuàng)新績(jī)效在年齡、學(xué)歷和工作時(shí)長(zhǎng)方面存在顯著差異，P 值均小于0.001。因此，在后續(xù)的假設(shè)檢驗(yàn)中，需要對(duì)年齡、學(xué)歷和工作時(shí)長(zhǎng)變量進(jìn)行控制。

表2 基于控制變量分組的均值檢驗(yàn)結(jié)果（N=2388）

3.4 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)性分析

各變量平均值、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)見表3。由表3 可知，主管苛斂行為與員工創(chuàng)新績(jī)效、基本心理需要滿足顯著負(fù)相關(guān)；基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效顯著正相關(guān)。該結(jié)果為研究假設(shè)提供了初步支持。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)性分析

3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

3.5.1 主效應(yīng)與中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文運(yùn)用了層級(jí)回歸分析法來驗(yàn)證研究假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。模型（2）中，控制個(gè)人特征的變量后，主管苛斂行為負(fù)向影響基本心理需要滿足（β=-0.236，P＜0.001），從而，假設(shè)1的直接效應(yīng)得到了驗(yàn)證。

表4 分層回歸檢驗(yàn)結(jié)果

此外，如表4的模型（4）所示，主管苛斂行為對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效起負(fù)向影響（β=-0.350，P＜0.001），而且在模型（5）中，將主管苛斂行為與基本心理需要滿足被納入，主管苛斂行為對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的影響系數(shù)下降且顯著（β=-0.266，P＜0.001），而基本心理需要滿足對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的影響依然存在（β=0.359，P＜0.001），這說明基本心理需要滿足在主管苛斂行為與員工創(chuàng)新績(jī)效之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。另外，本文通過SPSS宏P(guān)rocess，采用Bootstrap法重復(fù)抽樣5000 次，基本心理需要滿足的中介效應(yīng)值為-0.085，95%偏差校正置信區(qū)間為[-0.135，-0.081]。由此，假設(shè)2得到驗(yàn)證[15]。

3.5.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

由表4 中模型（7）結(jié)果可知，基本心理需要滿足與創(chuàng)造力自我效能感的交互項(xiàng)對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的回歸系數(shù)為負(fù)且顯著（β=-0.094，P＜0.01），說明創(chuàng)造力自我效能感負(fù)向調(diào)節(jié)基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效間的關(guān)系。因而，假設(shè)3得到支持。

創(chuàng)造力自我效能感調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)結(jié)果見下頁圖1，創(chuàng)造力自我效能感較高情形的簡(jiǎn)單斜率絕對(duì)值較小，直觀地呈現(xiàn)了創(chuàng)造力自我效能感對(duì)基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效間關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，與假設(shè)3的結(jié)果一致。

圖1 創(chuàng)造力自我效能感對(duì)基本心理需要滿足影響員工創(chuàng)新績(jī)效的調(diào)節(jié)作用

3.5.3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Bootstrap法重復(fù)抽樣5000次檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。如下頁表5所示，低創(chuàng)造力自我效能感水平下，主管苛斂行為通過基本心理需要滿足影響員工創(chuàng)新績(jī)效的間接效應(yīng)為-0.087，相應(yīng)的95%矯正偏差置信區(qū)間為[-0.104，-0.071]，不包含0，說明在統(tǒng)計(jì)上顯著；在高創(chuàng)造力自我效能感水平下，主管苛斂行為通過基本心理需要滿足影響員工創(chuàng)新績(jī)效的間接效應(yīng)為-0.058，相應(yīng)的95%矯正偏差置信區(qū)間為[-0.074，-0.043]，不包含0，說明在統(tǒng)計(jì)上顯著；而相比創(chuàng)造力自我效能感分別處于較高與較低的水平，間接效應(yīng)值的差異效應(yīng)為0.019，相應(yīng)的95%矯正偏差置信區(qū)間為[0.009，0.028]，不包含0，說明高創(chuàng)造力自我效能感水平下間接效應(yīng)估計(jì)值的絕對(duì)值較弱。因此，假設(shè)4得到了支持。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論

本文深入分析了領(lǐng)導(dǎo)苛斂行為在員工個(gè)體層面的創(chuàng)新績(jī)效作用效果，基于自我決定理論，從個(gè)體的需要與動(dòng)機(jī)出發(fā)，實(shí)證了基本心理需要滿足在主管苛斂行為影響員工創(chuàng)新績(jī)效的過程中所起到的中介作用，以及創(chuàng)造力自我效能感在此過程中的調(diào)節(jié)作用。通過實(shí)證檢驗(yàn)，本文得到以下結(jié)論：第一，主管苛斂行為對(duì)基本心理需要滿足存在負(fù)向影響；第二，基本心理需要滿足在主管苛斂行為影響員工創(chuàng)新績(jī)效的過程中起中介作用；第三，創(chuàng)造力自我效能感會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)基本心理需要滿足與員工創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系以及基本心理需要滿足的中介作用。