馬 前，劉亞麗

（晉中學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 晉中030619）

一、引言

員工創(chuàng)新涉及個(gè)體萌生、采納并實(shí)施新穎的想法等多項(xiàng)活動(dòng)。[2]領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工個(gè)體創(chuàng)新的影響一直以來(lái)都是學(xué)者的關(guān)注點(diǎn)并已積累了一定的學(xué)術(shù)成果。領(lǐng)導(dǎo)者在工作場(chǎng)所中的特殊位置意味著其創(chuàng)新相關(guān)的態(tài)度以及行為將會(huì)影響下屬的創(chuàng)造性表現(xiàn)。基于此，本文選取了新型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格——?jiǎng)?chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)并討論其對(duì)員工個(gè)體創(chuàng)新的影響。此外，本文基于計(jì)劃行為理論分析了創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在作用機(jī)制?？紤]到來(lái)自重要他人或群體的期望將會(huì)影響個(gè)體的行為意愿，本文假定組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿將依次在創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為之間起到中介作用。

二、研究假設(shè)

已有大量研究證實(shí)計(jì)劃行為理論在分析個(gè)體創(chuàng)造性行為的產(chǎn)生時(shí)具有很好的解釋力。如丁賀等（2018）基于計(jì)劃行為理論提出基于優(yōu)勢(shì)的心理氛圍將依次通過個(gè)體創(chuàng)新效能感、創(chuàng)新意愿作用于其創(chuàng)新行為。[3]張若勇等（2018）也從計(jì)劃行為理論的視角證實(shí)員工創(chuàng)造力效能感對(duì)其主動(dòng)變革行為具有積極影響。[4]

計(jì)劃行為理論表明，情境變量將會(huì)通過作用于行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺到的行為控制影響個(gè)體的行為意愿，并最終決定個(gè)體的行為表現(xiàn)。[5-6]基于此，本文認(rèn)為，創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)使下屬接受到來(lái)自上級(jí)以及組織的創(chuàng)新支持。由此，員工了解到上級(jí)以及組織的創(chuàng)新期望，創(chuàng)新意愿提高，創(chuàng)新行為增多。

（一）創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為 領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格一直以來(lái)被看作是決定下屬創(chuàng)新表現(xiàn)的關(guān)鍵因素。如陳晨等（2015）研究證實(shí)變革型領(lǐng)導(dǎo)能夠積極影響員工的創(chuàng)新表現(xiàn)。[7]王宏蕾和孫健敏（2018）也基于自我概念理論驗(yàn)證了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬創(chuàng)新的積極作用。[8]曲如杰等（2012）強(qiáng)調(diào)，領(lǐng)導(dǎo)者個(gè)性特質(zhì)（如對(duì)創(chuàng)新的敏感性、創(chuàng)新認(rèn)知風(fēng)格等）、領(lǐng)導(dǎo)者行為（如創(chuàng)新支持行為、創(chuàng)新期望等）均被證明能夠誘發(fā)員工創(chuàng)新行為，應(yīng)當(dāng)整合出一種針對(duì)創(chuàng)新的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格——?jiǎng)?chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)，并探討其對(duì)員工創(chuàng)新的作用。[9]

Makri和Scandura（2010）指出，創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)鼓勵(lì)下屬探索、冒險(xiǎn)，并注重培養(yǎng)下屬的創(chuàng)新能力以及社交能力。[10]個(gè)體創(chuàng)新往往面臨著巨大的風(fēng)險(xiǎn)，這是由于：首先，創(chuàng)新結(jié)果具有極大的不確定性。Tes?luk等（1997）指出，個(gè)體的創(chuàng)新努力并不一定能夠帶來(lái)創(chuàng)新的成功。[11]一旦創(chuàng)新失敗，個(gè)體將很有可能面臨創(chuàng)新努力不被組織認(rèn)可的窘境。其次，個(gè)體進(jìn)行的創(chuàng)新將有可能改變慣有的工作方法、工作流程或工作模式，這也導(dǎo)致個(gè)體有可能因此而遭到同事甚至上級(jí)的抵制。Janssen（2003）在研究中發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的創(chuàng)新將可能會(huì)誘發(fā)其與同事間的沖突，個(gè)體對(duì)與同事關(guān)系的滿意度也因此而降低。[12]基于此，Dewett（2006）強(qiáng)調(diào)，個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿在其決定是否創(chuàng)新時(shí)起到關(guān)鍵性作用。[13]創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)鼓勵(lì)下屬冒險(xiǎn)探索，員工既能夠了解到來(lái)自組織、上級(jí)的期許，也能夠獲得來(lái)自組織及上級(jí)的財(cái)務(wù)、信息等各類支持，也因此愿意做出更多的創(chuàng)新努力。

此外，個(gè)體創(chuàng)造性想法的產(chǎn)生與實(shí)施需要高水平的創(chuàng)新能力以及社交能力作保證。個(gè)體對(duì)于自身能力的判斷同樣會(huì)影響其創(chuàng)新決定。如鄧玉林和王杰（2018）發(fā)現(xiàn)，來(lái)自上級(jí)的發(fā)展性反饋將有助于提高員工個(gè)人的創(chuàng)新效能感，員工相信自己具有足夠的能力處理創(chuàng)新過程中可能面臨的各項(xiàng)問題，也因此產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為。[14]創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)重視對(duì)于員工創(chuàng)新、社交等各方面能力的培養(yǎng)，這將有利于激發(fā)員工的自信，使員工創(chuàng)新成為可能。由此得到：

假設(shè)1：創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與員工的創(chuàng)新行為積極相關(guān)。

（五）自我測(cè)評(píng)。每位組員根據(jù)自己對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)的所承擔(dān)的內(nèi)容、完成情況進(jìn)行自評(píng)，然后寫上書面總結(jié)上傳到網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)中。

（二）創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與組織創(chuàng)新支持感 已有學(xué)者指出，組織創(chuàng)新支持感這一概念的運(yùn)用將能夠更有效地解釋情境變量對(duì)于員工創(chuàng)新表現(xiàn)的影響[15]。Zhou 和George（2001）將組織創(chuàng)新支持感定義為個(gè)體對(duì)于組織是否鼓勵(lì)、尊重、獎(jiǎng)勵(lì)并且認(rèn)可創(chuàng)新的感知以及看法。[16]領(lǐng)導(dǎo)者作為組織的“代言人”，在工作過程中表現(xiàn)出的態(tài)度以及行為通常被員工視為組織觀點(diǎn)的表達(dá)。如沈蕾等（2018）指出，領(lǐng)導(dǎo)者認(rèn)真聽取下屬的意見，與下屬建立真誠(chéng)平等的關(guān)系，這些行為均能夠使下屬感受到組織對(duì)其工作的支持以及利益的關(guān)心。[17]由此，創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)者對(duì)冒險(xiǎn)、探索的鼓勵(lì)以及關(guān)注員工創(chuàng)新相關(guān)能力的培養(yǎng)，均能夠使員工感受到來(lái)自組織的創(chuàng)新期望與支持。由此得到：

假設(shè)2：創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與員工的組織創(chuàng)新支持感積極相關(guān)。

（三）組織創(chuàng)新支持感與創(chuàng)新意愿 主觀規(guī)范在個(gè)體的行為決策過程中扮演著非常重要的角色，它表明了個(gè)體感受到來(lái)自重要組織或他人對(duì)于采取某一特定行為的期望。而Schreurs等（2009）將期望定義為個(gè)體對(duì)于事物在未來(lái)應(yīng)達(dá)到的狀態(tài)的信念。[18]組織背景下，員工通過制度政策、領(lǐng)導(dǎo)者行為等線索了解組織以及上級(jí)的期望并試圖在意見表達(dá)、行為上與期望保持一致。孫銳等（2012）即在研究中指出，面對(duì)組織以及領(lǐng)導(dǎo)者的創(chuàng)新期望，員工將表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。[19]Carmeli 和Schaubroeck（2007）同樣發(fā)現(xiàn)了管理者創(chuàng)新期望在下屬創(chuàng)新性工作投入中的積極作用。[20]

具體到本文中，組織中管理者制定的各項(xiàng)針對(duì)創(chuàng)新的獎(jiǎng)勵(lì)計(jì)劃以及針對(duì)創(chuàng)新能力的培養(yǎng)計(jì)劃，均能夠使員工感受到組織對(duì)于創(chuàng)新的重視以及期望，員工對(duì)于創(chuàng)造性活動(dòng)可能帶來(lái)負(fù)面影響的感知將大大降低，創(chuàng)新意愿大大提升。由此，本文把組織創(chuàng)新支持感作為個(gè)體對(duì)采取創(chuàng)新將面臨的規(guī)范壓力的感知，并提出：

假設(shè)3：?jiǎn)T工的組織創(chuàng)新支持感與創(chuàng)新意愿積極相關(guān)。

（四）創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為 Choi（2004）將創(chuàng)新意愿定義為個(gè)體投入創(chuàng)新活動(dòng)動(dòng)機(jī)的強(qiáng)烈程度。[21]以往大量研究將自我效能感、內(nèi)在動(dòng)機(jī)、自我認(rèn)同等作為個(gè)體內(nèi)在的心理機(jī)制探究其在情境變量與創(chuàng)新結(jié)果關(guān)系中的作用。計(jì)劃行為理論強(qiáng)調(diào)，行為意愿是更接近個(gè)體實(shí)際行為的心理變量，也因此能夠更好地用于推斷個(gè)體行為。正因?yàn)槿绱?，本文選擇創(chuàng)新意愿這一變量用以解釋創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬創(chuàng)新的內(nèi)在作用機(jī)制。當(dāng)個(gè)體具有強(qiáng)烈的創(chuàng)新意愿時(shí)，他（她）將更愿意承擔(dān)伴隨創(chuàng)新而產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)，也將在創(chuàng)造性活動(dòng)中付出更多的努力。王娟茹和張渝（2018）圍繞綠色技術(shù)創(chuàng)新的研究顯示了創(chuàng)新意愿對(duì)創(chuàng)新行為的積極作用。[22]由此得到：

假設(shè)4：?jiǎn)T工的創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為積極相關(guān)。

基于上述假設(shè)，本文認(rèn)為創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)將依次經(jīng)過員工的組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿作用于員工的創(chuàng)新行為。研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

三、研究方法

（一）研究樣本及問卷發(fā)放 本研究在山西省某煤炭型國(guó)企對(duì)226名員工展開問卷調(diào)查。問卷調(diào)查分三次進(jìn)行，平均間隔為1 個(gè)月。第一次調(diào)查中員工回答了創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)問卷，第二次調(diào)查中員工回答了個(gè)體組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿問卷，第三次調(diào)查中員工回答了個(gè)體創(chuàng)新行為問卷。調(diào)查采用匿名方式。研究者在具體展開調(diào)查前對(duì)參與員工進(jìn)行編號(hào)以確保不同時(shí)間點(diǎn)收集的數(shù)據(jù)可以完全匹配。

三次調(diào)查結(jié)束后經(jīng)過匹配形成有效問卷204份，有效回收率為90.27%。在被調(diào)查的204 名員工中，男性占68.63%，平均年齡為41.46 歲，有85.78%的員工在本企業(yè)工作時(shí)間達(dá)到十年及以上，有75.49%的員工在現(xiàn)崗位工作時(shí)間達(dá)到十年及以上。

（二）測(cè)量量表 本研究所使用的問卷均采用5點(diǎn)式計(jì)分法。

創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)：選取Makri和Scandura（2010）開發(fā)的創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)量表，共包含3 道測(cè)量條目。[10]研究中該量表的Cronbach α為0.845。

組織創(chuàng)新支持感：選取Zhou和George（2001）開發(fā)的4 條目量表。[16]研究中該量表的Cronbach α為0.914。

創(chuàng)新意愿：選取Choi（2004）的創(chuàng)新意愿量表，共包含2 道測(cè)量題目。[21]研究中該量表的Cronbach α為0.794。

創(chuàng)新行為：選取Scott 和Bruce（1994）的創(chuàng)新行為量表，共包含6 道測(cè)量題目。[2]研究中該量表的Cronbach α為0.787。

四、研究結(jié)果

（一）驗(yàn)證性因素分析 本研究首先運(yùn)用Amos17.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果如表1 所示。包括創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)、組織創(chuàng)新支持感、創(chuàng)新意愿以及創(chuàng)新行為四個(gè)變量在內(nèi)的四因子模型與數(shù)據(jù)的擬合狀況 良 好(χ2=150.312， df=84， p＜0.001; CFI=0.951;TLI=0.938;IFI=0.952;RMSEA=0.062）。整合變量所得到的三因子模型、兩因子模型以及單因子模型擬合均較差。各變量間具有很好的區(qū)分效度。

表1 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

（二）描述性統(tǒng)計(jì) 本研究進(jìn)一步做描述性統(tǒng)計(jì)分析。結(jié)果如表2 所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與下屬創(chuàng)新行為積極相關(guān)（r=0.247，p＜0.01），創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知到的組織創(chuàng)新支持積極相關(guān)（r=0.379，p＜0.01），下屬的組織創(chuàng)新支持感與其創(chuàng)新意愿積極相關(guān)（r=0.296，p＜0.01），創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為積極相關(guān)（r=0.308，p＜0.01）。由此，假設(shè)1、2、3、4得到初步驗(yàn)證。

表2 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)

（三）假設(shè)檢驗(yàn) 本研究選用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表3 所示。假設(shè)的完全中介模型與數(shù)據(jù)的擬合狀況良好(χ2=160.371， df=87， p＜0.001; CFI=0.946; TLI=0.934; IFI=0.946; RM?SEA=0.064）。在完全中介模型的基礎(chǔ)上，本研究增添從創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)到員工創(chuàng)新行為的直接路徑（部分中介模型1）。數(shù)據(jù)表明，相比假設(shè)模型，部分中介模型1 能夠更優(yōu)地?cái)M合數(shù)據(jù)（△χ2=6.705， △df=1，p＜0.01），故舍棄完全中介模型。在部分中介模型1的基礎(chǔ)上，本研究增添從創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)到員工創(chuàng)新意愿的直接路徑（部分中介模型2），結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該模型與數(shù)據(jù)的擬合度并未顯著提高（△χ2=1.729，△df=1，n.s.）。最后，本研究在部分中介模型1 的基礎(chǔ)上同時(shí)增添從創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)到員工創(chuàng)新意愿的直接路徑以及從組織創(chuàng)新支持感到員工創(chuàng)新行為的直接路徑（部分中介模型3），擬合度同樣并未顯著提高（△χ2=3.354，△df=2，n.s.）。由此，本研究選擇與數(shù)據(jù)擬合良好同時(shí)也較為精簡(jiǎn)的部分中介模型1。修正后的模型及路徑系數(shù)如圖2所示。

如圖2 所示，創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與個(gè)體的組織創(chuàng)新支持感積極相關(guān)（r=0.474，p＜0.001），個(gè)體感知到的組織創(chuàng)新支持與其創(chuàng)新意愿積極相關(guān)（r=0.270， p＜0.001），個(gè)體創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新行為積極相關(guān)（r=0.309，p＜0.001），創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)依次通過組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿作用于下屬創(chuàng)新行為。此外，研究還發(fā)現(xiàn)了創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于個(gè)體創(chuàng)新行為的直接正向影響（r=0.151，p＜0.05）。假設(shè)1、2、3、4均得到證實(shí)。創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為的作用路徑及效應(yīng)分解如表4所示。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)

圖2 修正模型

表4 創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響路徑及效應(yīng)分解

五、討論

以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，本文在個(gè)體層面研討了創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬創(chuàng)新行為的作用機(jī)制。本文的結(jié)論對(duì)于理論研究以及管理實(shí)踐均有一定的啟發(fā)意義。

（一）理論意義 首先，本文探究了創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明，創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)一方面直接作用于個(gè)體創(chuàng)新行為，另一方面依次通過組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿間接作用于個(gè)體創(chuàng)新行為。當(dāng)前圍繞領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的研究鮮少有涉及創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)，本文對(duì)于創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)注，不但豐富了領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格研究，也為員工創(chuàng)新研究提供了新思路。其次，本文證實(shí)了組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿在創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)和下屬創(chuàng)新行為之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。本研究從?jì)劃行為理論的視角出發(fā)，將組織創(chuàng)新支持感作為員工對(duì)創(chuàng)新決策時(shí)承受組織規(guī)范壓力的感知。結(jié)果表明，正如人群關(guān)系學(xué)說(shuō)強(qiáng)調(diào)的，個(gè)體所處群體的規(guī)范、期望對(duì)其行為產(chǎn)生影響。創(chuàng)新意愿也再次被證實(shí)能夠有效地解釋員工創(chuàng)新相關(guān)的行為。

（二）實(shí)踐意義 本文的研究結(jié)果表明，企業(yè)對(duì)于創(chuàng)新的倡導(dǎo)應(yīng)當(dāng)落實(shí)到具體的人力資源管理實(shí)踐當(dāng)中，通過具體的各個(gè)環(huán)節(jié)的設(shè)計(jì)向員工傳遞信號(hào)，讓員工了解何種行為受到鼓勵(lì)，指引員工向其期望的方向發(fā)展。領(lǐng)導(dǎo)者也應(yīng)當(dāng)對(duì)員工的創(chuàng)新努力及創(chuàng)新相關(guān)的結(jié)果給予充分的認(rèn)可，并制定相應(yīng)的獎(jiǎng)勵(lì)計(jì)劃。此外，應(yīng)當(dāng)為員工提供更多創(chuàng)新相關(guān)的培訓(xùn)，并且將針對(duì)創(chuàng)新能力的考核作為對(duì)員工績(jī)效考評(píng)的一部分，督促員工在工作中表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。

（三）研究局限及未來(lái)發(fā)展方向 首先，本研究采用橫截面設(shè)計(jì)，未來(lái)研究應(yīng)選用縱向設(shè)計(jì)以再次驗(yàn)證本文結(jié)果。其次，本研究的數(shù)據(jù)均由員工自評(píng)獲得。未來(lái)研究應(yīng)進(jìn)一步豐富數(shù)據(jù)來(lái)源如將員工自評(píng)與領(lǐng)導(dǎo)、同事評(píng)價(jià)相結(jié)合以提高結(jié)果的可信度。最后，本文從計(jì)劃行為理論的角度發(fā)現(xiàn)了組織創(chuàng)新支持感以及創(chuàng)新意愿的部分中介作用，這也反映了創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于下屬創(chuàng)新的影響機(jī)制將是非常復(fù)雜的，未來(lái)研究可進(jìn)一步探索員工創(chuàng)新態(tài)度等在創(chuàng)新型領(lǐng)導(dǎo)與員工個(gè)人創(chuàng)新表現(xiàn)之間的作用。