余維新，熊文明

(1.南京郵電大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 南京 210003；2.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093)

0 引言

數(shù)字經(jīng)濟時代，創(chuàng)新變得分散、開放且具有極大的延展性。高層管理者進行戰(zhàn)略決策、中基層員工專注于戰(zhàn)略執(zhí)行的傳統(tǒng)模式已顯示出弊端。賦能中基層員工啟動內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為，提高組織對市場的響應(yīng)能力，成為適應(yīng)復(fù)雜動態(tài)環(huán)境的重要方式[1-2]。內(nèi)創(chuàng)業(yè)是指現(xiàn)有組織中的個人或群體通過風(fēng)險創(chuàng)造和戰(zhàn)略更新等方式將資源重新配置，進而提高組織競爭地位和財務(wù)績效的活動。中層管理者作為戰(zhàn)略性角色和操作性角色的結(jié)合體，在與高層領(lǐng)導(dǎo)互動過程中能夠領(lǐng)悟組織發(fā)展方向，在與基層員工溝通交流過程中能夠收集創(chuàng)新想法、體會消費者偏好變化或正在發(fā)生的技術(shù)變革[3]，扮演“為領(lǐng)導(dǎo)探路、為員工搭臺”的角色，影響公司創(chuàng)業(yè)行為，其蘊含著巨大的內(nèi)創(chuàng)業(yè)能量。在此背景下，探究中層管理者為提升組織運營效率而從事內(nèi)創(chuàng)業(yè)活動具有重要意義[4]。

在內(nèi)創(chuàng)業(yè)過程中，中層管理者不僅需要自下而上的機會識別及傳遞，而且還需要自上而下的資源調(diào)度及任務(wù)執(zhí)行。同時，中層管理者由于受到企業(yè)權(quán)力結(jié)構(gòu)的限制，其內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為受高層領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的影響。然而，現(xiàn)有研究大多從組織氛圍[5]、組織邊界[6]、組織支持[7]、獎勵制度[8]等方面分析中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為，較少探討高層領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格如何影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為。中層管理者從高層領(lǐng)導(dǎo)那里接收他們關(guān)于上述前因變量的信息，也即高層領(lǐng)導(dǎo)行為方式是激活個體特質(zhì)、促使其產(chǎn)生工作投入和積極行為的直接外界線索[9]。在承上啟下的權(quán)力結(jié)構(gòu)中，忽視高層領(lǐng)導(dǎo)對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的作用，將影響公司激發(fā)內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的宏觀布局及長遠戰(zhàn)略構(gòu)思。因此，探討高層領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的影響，對公司內(nèi)部創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略實施非常關(guān)鍵。

在組織不確定性和個人復(fù)雜性漸增的情景中，相比官僚主義領(lǐng)導(dǎo)者塑造的工作氛圍，新生代中層管理者更愿意置身于輕松的工作環(huán)境并擁有更多自主裁量權(quán)。領(lǐng)導(dǎo)委派將責任分配給下屬并授予其一定權(quán)力來完成任務(wù)，是一種重要且有效的領(lǐng)導(dǎo)行為[10]。研究顯示，領(lǐng)導(dǎo)委派不僅能夠提高決策速度與質(zhì)量，而且還可以通過任務(wù)協(xié)調(diào)為下屬提供職業(yè)發(fā)展機會，增強下屬工作動力[11-12]。因此，本研究重點探討領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的影響因素、中間機制和邊界條件。

積極追隨力能夠加強對領(lǐng)導(dǎo)的“角色認同”，諸如敬業(yè)精神、積極參與、人際技能和影響力等一系列積極行為直接決定領(lǐng)導(dǎo)意圖能否順利實現(xiàn)[13]，進一步關(guān)系到組織目標的達成[14]，可產(chǎn)生優(yōu)于制度化的管理效果。依據(jù)追隨理論，中層管理者在與高層領(lǐng)導(dǎo)互動過程中，通過對領(lǐng)導(dǎo)委派釋放的訊息進行加工、整合和評價[15]，當意識到自身充滿行為能量時，就會激發(fā)其內(nèi)在工作動機，促進內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的開展。因此，積極追隨力是領(lǐng)導(dǎo)委派通向中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的重要橋梁。另外，盡管現(xiàn)有研究大多證實領(lǐng)導(dǎo)委派對下屬積極行為具有正向促進作用，但也有學(xué)者指出領(lǐng)導(dǎo)委派在給予下屬自主權(quán)和靈活決策權(quán)的同時也讓其承擔了更多責任和風(fēng)險[16]。如果個體不具備多任務(wù)時間取向特質(zhì)，就會產(chǎn)生角色壓力，對領(lǐng)導(dǎo)委派形成非正面解讀，其作用則難以有效發(fā)揮。由此可見，積極追隨力在領(lǐng)導(dǎo)委派行為與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為關(guān)系中通過多任務(wù)時間取向發(fā)揮傳遞作用。

鑒于此，本研究將領(lǐng)導(dǎo)委派作為自變量、中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)作為因變量，結(jié)合積極追隨力、多任務(wù)時間取向?qū)Χ哧P(guān)系機制和邊界條件進行探索，構(gòu)建理論模型并進行實證檢驗，可豐富領(lǐng)導(dǎo)理論和內(nèi)創(chuàng)業(yè)理論，為組織管理提供實踐啟示。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為

自Bower(1970)提出中層管理者在組織變革中的重要作用以來，學(xué)界廣泛認識到中層管理者對公司創(chuàng)業(yè)的影響。一方面，中層管理者通過執(zhí)行戰(zhàn)略決策促進高層管理者與運營層管理者間的信息流動。他們認可來自高層管理人員的觀點，并傳遞給主要實施者，即運營管理人員及其直接下屬[17]。在這種背景下，中層管理者的創(chuàng)業(yè)行為主要受高層管理者自上而下的引導(dǎo)，并專注于在現(xiàn)有業(yè)務(wù)和能力基礎(chǔ)上進行創(chuàng)新[18]；另一方面，中層管理者抓住由基層管理者反饋的新業(yè)務(wù)機會，評估其對未來公司增長的潛力，通過將這些計劃“推銷”給高層管理者，獲得組織支持和戰(zhàn)略重塑，在自下而上的自主性戰(zhàn)略中發(fā)揮關(guān)鍵作用[19-20]。Floyd & Wooldridge(1999)進一步指出，中層管理者通過3個關(guān)鍵機制對公司內(nèi)部創(chuàng)業(yè)作出貢獻，即識別創(chuàng)業(yè)機會、發(fā)展創(chuàng)業(yè)計劃、更新組織能力。因此，本研究認為中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為本質(zhì)上關(guān)注創(chuàng)業(yè)機會和資源，即通過評估、精煉和引導(dǎo)創(chuàng)業(yè)機會，在高層與基層互動過程中獲取、整合和利用創(chuàng)業(yè)資源，最后將內(nèi)部創(chuàng)業(yè)方案付諸實施[17-21]。已有研究指出，組織支持是促進中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的重要前因條件[6]。

作為下屬參與決策、獲取支持的一種形式，領(lǐng)導(dǎo)委派是指領(lǐng)導(dǎo)者將重要任務(wù)分配給下屬并賦予其相應(yīng)權(quán)力的行為[10]。若受到高層領(lǐng)導(dǎo)委派，則意味著獲得高層領(lǐng)導(dǎo)認可和組織接納，反映擁有高質(zhì)量的上下級關(guān)系。中層管理者爭取為特定任務(wù)負責的機會將激勵其嘗試新工作方式，增強其追求成就感和實現(xiàn)自我價值的內(nèi)部動機，從而更容易出現(xiàn)冒險、創(chuàng)新和變革性內(nèi)部創(chuàng)業(yè)行為[22]。另外，高層領(lǐng)導(dǎo)委派有助于提高中層管理者群體地位感知，促使其建立積極的自我概念認知，增強其“我是公司重要組成部分”的信念，產(chǎn)生情感性組織承諾。履行規(guī)定的工作角色以及擁有自由裁量權(quán)，能夠鼓勵中層管理者積極探索促進自身和組織未來福祉的方法，如基于組織的戰(zhàn)略、資源和結(jié)構(gòu)，將來自基層的創(chuàng)新想法塑造成對組織有意義的創(chuàng)業(yè)機會，支持、保護、培養(yǎng)、引導(dǎo)基層管理者和員工的主動性，促使其將資源轉(zhuǎn)向?qū)揪哂懈髴?zhàn)略價值的內(nèi)創(chuàng)業(yè)活動。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為具有積極正向影響。

1.2 積極追隨力的中介作用

追隨力是個體在與領(lǐng)導(dǎo)者互動過程中體現(xiàn)的個性特質(zhì)、心理狀態(tài)和行為結(jié)果，是成就領(lǐng)導(dǎo)力的關(guān)鍵組成部分。Kelley (2008)指出，追隨力包括消極和積極兩種類型。其中，積極追隨力來源于有效追隨者,是行動過程中展現(xiàn)的有利于領(lǐng)導(dǎo)力發(fā)揮和工作績效提升的能量，他們具有獨立批判性思維，尊重、擁護領(lǐng)導(dǎo)，主動表達意見、解決問題，敢于承擔責任，推動組織變革等，是組織發(fā)展不可或缺的動力[23-24]。

積極追隨力是追隨者自愿為感知到的共同目標而行動的行為過程，他們不是被動地等待任務(wù)分派，而是靈活選擇工作方式應(yīng)對各種挑戰(zhàn)。研究證實，領(lǐng)導(dǎo)委派在個人如何從本質(zhì)上形成更被動或更主動的追隨關(guān)系結(jié)構(gòu)中發(fā)揮著重要作用。如Pearce& Manz[25]認為，具有授權(quán)和自主氛圍的組織以及允許協(xié)作的領(lǐng)導(dǎo)者將為追隨者提供積極、主動參與決策的機會。授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)并不專注于展示其權(quán)威或鐵腕統(tǒng)治，而是與下屬共享權(quán)力、知識和信息，提供自主權(quán)，鼓勵追隨者，從而影響下屬追隨模式的建構(gòu)；Carsten等[26]指出，與官僚主義領(lǐng)導(dǎo)者不同，傾向于委派的領(lǐng)導(dǎo)可能會模糊領(lǐng)導(dǎo)者與追隨者間的界限，并鼓勵建立更具參與性和從事更積極行為的追隨者；Amabile等研究發(fā)現(xiàn)，當組織強調(diào)監(jiān)督和限制、信息鏈依賴層層傳遞時，員工能動性就會降低，并呈現(xiàn)出消極的追隨力。在由委派行為營造的自由組織文化中，中層管理者更易建立高信任感和協(xié)同感。因而，領(lǐng)導(dǎo)委派有助于增進員工積極追隨意愿。當中層管理者感知到自身具備積極追隨力時，便會與高層領(lǐng)導(dǎo)共享愿景目標，理解高層領(lǐng)導(dǎo)在不同情境中的工作意圖,提高決策、指令內(nèi)涵與要求的準確性，從而開展能動性和創(chuàng)造性工作對其進行回應(yīng)。如主動向高層領(lǐng)導(dǎo)提供戰(zhàn)略反饋或告知正在發(fā)生的變化以促使領(lǐng)導(dǎo)者權(quán)衡不同觀點，或參與新市場開發(fā)、與新客戶展開互動、調(diào)動資源支持特定員工從事創(chuàng)業(yè)活動等。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：積極追隨力在領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為間起中介作用。

1.3 多任務(wù)時間取向的調(diào)節(jié)作用

由于情景與人格特征的交互作用，導(dǎo)致不同個體面對同樣情景時會表現(xiàn)出差異化行為。高層領(lǐng)導(dǎo)委派一方面給予中層管理者自由裁量權(quán)，另一方面需要他們承擔更多任務(wù)，在這種環(huán)境下，其效能發(fā)揮對下屬個人特質(zhì)依賴度較高。Hall&Hall(1983)提出“單任務(wù)時間取向—多任務(wù)時間取向”用于描述個體的時間人格。其中，單任務(wù)時間取向指某個人在同一時間內(nèi)只從事一項活動，且不喜歡中斷正在進行活動的特質(zhì)。多任務(wù)時間取向指個體中斷一項未完成任務(wù)并切換至其它任務(wù)的非時序性偏好，或是在同一時段內(nèi)從事多項活動的個體傾向[27-28]。中層管理者的工作特點是經(jīng)常被上、下級和同事打斷，而且需要當場解決問題，因而更高程度的多任務(wù)時間取向?qū)τ诔晒?zhí)行各種工作角色尤為關(guān)鍵。雖然假設(shè)領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為存在正向影響，然而正如個體差異可能影響其對領(lǐng)導(dǎo)委派的感知，個體時間人格也會影響其對領(lǐng)導(dǎo)委派的響應(yīng)能力。Wong & Giessner[29]發(fā)現(xiàn)，下屬對領(lǐng)導(dǎo)者委派存在預(yù)期，對于多任務(wù)時間取向程度較低的中層管理者而言，領(lǐng)導(dǎo)委派增加了自身角色沖突，制造了緊張的心理情緒，此時委派行為并不能促使中層管理者產(chǎn)生積極的工作態(tài)度和行為。相反，對于多任務(wù)時間取向程度較高的中層管理者而言，他們能夠準確感知、管理和組織自身時間，更能處理工作中的多重任務(wù)要求，更習(xí)慣于不同任務(wù)的快速切換，情緒壓力和角色沖突也就更少[30]。因此，高層領(lǐng)導(dǎo)委派有助于增強其對自身工作能力的信任，更愿意在創(chuàng)造性工作中投入更多精力，內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為也會更加積極[31]。

多任務(wù)時間取向個體一般更加外向、有激情、具備親和力，更重視與其他人的溝通與交流[32]，對環(huán)境線索的感知更加強烈。因而，高層領(lǐng)導(dǎo)賦予中層管理者自主性和工作權(quán)責可以激發(fā)其內(nèi)部動機，促使其展現(xiàn)出積極追隨力，注重自身知識與能力積累，增強學(xué)習(xí)及成長能力，主動識別、精煉創(chuàng)業(yè)機會，整合和利用資源，以為自己、團隊和組織帶來更高績效。換言之，當中層管理者的多任務(wù)時間取向程度較高時，領(lǐng)導(dǎo)委派通過積極追隨力影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系較強；相反，當中層管理者的多任務(wù)時間取向程度較低時，若接受不確定性及工作任務(wù)變化需要耗費較多精力來抵消負面情緒，此時中層管理者對高層領(lǐng)導(dǎo)賦予的權(quán)力和自主性感知力不強，其反而更加關(guān)注工作行為中的“義務(wù)”和“安全”部分[33]，減弱與領(lǐng)導(dǎo)互動中積極追隨力的形成，抑制內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為。據(jù)此，本文提出以下假設(shè):

H3：多任務(wù)時間取向正向調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系。也即，對于多任務(wù)時間取向程度較高的中層管理者而言，該直接效應(yīng)更強，反之則更弱。

H4：多任務(wù)時間取向調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為經(jīng)由積極追隨力的間接關(guān)系，表現(xiàn)為被調(diào)節(jié)的中介作用模式。即與程度較低的多任務(wù)時間取向中層管理者相比，這一間接關(guān)系在程度較高的多任務(wù)時間取向中層管理者中更強。

綜上所述，本文繪制研究框架模型，以此闡釋變量間的邏輯關(guān)系，如圖1所示。

圖1 研究假設(shè)模型

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為常見于具有一定規(guī)模的企業(yè)，為彰顯樣本的有效性和典型性，本研究選擇樣本的標準為員工人數(shù)大于500人，以規(guī)避企業(yè)規(guī)模對研究結(jié)果的不良影響?；谶@一標準，本研究選擇無錫、揚州、鎮(zhèn)江、南京和杭州20家企業(yè)為調(diào)研對象，行業(yè)多分布在生物醫(yī)藥、智能制造和電子信息等領(lǐng)域。為保證調(diào)研的高效性，首先通過電話或登門拜訪的方式與企業(yè)人力資源部門主管進行溝通，表明調(diào)研意圖；其次，與人力資源部商討，確定調(diào)研參與者部門和姓名等信息；最后，于2019年8～11月進行現(xiàn)場調(diào)研。由于每個被試者需要填寫問卷中所有題項，本研究采用兩種方式減少共同方法偏差：一是測試前告知被試者本次調(diào)研的學(xué)術(shù)目的，無對錯好壞之分，并對數(shù)據(jù)嚴格保密，從心理上進行分離；二是分兩個時間點(間隔兩個星期)收集數(shù)據(jù)。第一次填寫領(lǐng)導(dǎo)委派、積極追隨力、自身基本信息等控制變量問卷，第二次填寫多任務(wù)時間取向和內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為問卷。因工作原因無法現(xiàn)場填寫問卷的中層管理人員，委托企業(yè)人力資源部發(fā)放填寫并通過郵寄方式寄回。本次調(diào)研共發(fā)放問卷253份，現(xiàn)場收回183份，占91%；郵寄收回18份，占9%；共回收有效問卷201份，有效問卷回收率為 79.5%。經(jīng)分析，兩種方式取得的數(shù)據(jù)沒有顯著差異，可以進行合并分析。最終，樣本統(tǒng)計結(jié)果顯示：男性占56.8%，女性占43.2%；年齡21～29歲占6.2%，30～35歲占57.5%，35歲以上占36.3%；工作年限2～5年占16.1%，6～10年占68.6%，10年以上占15.3%；本科以下學(xué)歷占10.8%，本科占63.3%，碩士及以上占25.9%。

2.2 變量測量

為保證測量工具的可信度,本文采用以往國內(nèi)外研究中較為成熟的量表，并在此基礎(chǔ)上進行適當調(diào)整，如表1所示。除控制變量外，所涉及量表均采用Likert5點量表，“1”表示“完全不同意”，“5”表示“完全同意”。

(1)領(lǐng)導(dǎo)委派(DI)：為獲得一個高度可靠的測量方法，結(jié)合Yulk等[12]開發(fā)的量表，評估中層管理者從上級領(lǐng)導(dǎo)那里感知到的領(lǐng)導(dǎo)委派程度。典型題項如“我的上司讓我作決定之前不要求我征求他/她的意見或得到他/她的批準”、“我的上司讓我負責主持部門的重要工作”、 “我的上司將原本由他/她負責的任務(wù)委托給我”。最終，Cronbach'sα系數(shù)為0.86。

(2)積極追隨力(AF)：借鑒曹元坤、許晟[34]的量表，共8個題項。典型題項如“我具有與領(lǐng)導(dǎo)共謀組織發(fā)展的責任感”、“我有準確認知領(lǐng)導(dǎo)意圖的工作悟性”、“我會主動克服工作執(zhí)行中的困難”、“我會與同事經(jīng)常保持友好互動”、“我有時通過實踐創(chuàng)新幫助領(lǐng)導(dǎo)改進工作”。最終，Cronbach's α系數(shù)為 0.87。

(3)多任務(wù)時間取向(PT)：采用Lindquist等[28]開發(fā)的5題項量表。典型題項如“我通常同時做兩件及以上的事情”、“我喜歡同時兼顧多個活動”。最終，Cronbach's α系數(shù)為0.93。

(4)中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為(MMI)：由于中層管理者所處組織結(jié)構(gòu)位置比較特殊，借鑒Ren & Guo[20]以及Gawke等[35]的研究，以區(qū)別于高層領(lǐng)導(dǎo)者和基層員工的內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為，共形成8個題項。典型題項如“打破傳統(tǒng)，將工作設(shè)想高效轉(zhuǎn)化為組織實踐”、“鼓勵下屬主動踐行自己的想法”、“為下屬想法積極匹配所需資源”。最終，Cronbach's α系數(shù)為0.89。

(5)控制變量：將員工性別、年齡、受教育程度、工作年限等人口特征設(shè)為控制變量。

3 實證結(jié)果分析

3.1 結(jié)構(gòu)效度與共同方法偏差檢驗

本文采用AMOS21.0對關(guān)鍵變量領(lǐng)導(dǎo)委派、中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為、積極追隨力、多任務(wù)時間取向進行驗證性因子分析。檢驗各變量的區(qū)分效度發(fā)現(xiàn)，基準模型擬合效果良好 (χ2/df=1.62，RMSEA=0.056，SRMR=0.071，CFI=0.96，NFI=0.92，TLI=0.97)，達到可接受標準，且顯著優(yōu)于其它模型，表明四因子模型具有良好區(qū)分效度，結(jié)果見表2。

另外，根據(jù)Podsakoff &Organ的建議，采用Harman單因子檢驗法對可能存在的共同方法偏差問題進行檢驗。未旋轉(zhuǎn)4個變量的探索性因子分析結(jié)果顯示，第一個未旋轉(zhuǎn)因子的方差解釋率為20.33%，未占到絕大多數(shù)，說明共同方法偏差問題不嚴重。

3.2 各變量相關(guān)性分析

如表3所示，領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為顯著正相關(guān)(r=0.407，p<0.01)，與積極追隨力顯著正相關(guān)(r=0.428，p<0.01)；積極追隨力與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為(r=0.369，p<0.01)、多任務(wù)時間取向與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為均呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.371，p<0.01)，為上述研究假設(shè)提供了初步支持。

表1 各變量題項與因子載荷

表2 驗證性因子分析結(jié)果

表3 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

3.3 假設(shè)檢驗

3.3.1 中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

如表4所示，領(lǐng)導(dǎo)委派正向影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為(β=0.382，p<0.01)，H1得到驗證；領(lǐng)導(dǎo)委派與多任務(wù)時間取向的交互項顯著影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為(β=0.112，p<0.05)，表明多任務(wù)時間取向程度越高，領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的正向影響越顯著，H3得到驗證。按照 Baron & Kenny提供的中介變量檢驗方法：首先，自變量必須顯著影響中介變量；其次，自變量必須顯著影響因變量；最后，同時引入自變量和中介變量，如果因變量變得不顯著，而中介變量依然顯著，則表明是完全中介；如果因變量依然顯著但顯著性降低，表明是部分中介。模型2結(jié)果顯示，領(lǐng)導(dǎo)委派與積極追隨力顯著正相關(guān)(β=0.419，p<0.01)；模型6結(jié)果顯示，在引入積極追隨力后，積極追隨力對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為具有顯著正向影響(β=0.282，p<0.01)，領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為正相關(guān)，但是領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的相關(guān)系數(shù)由模型3中的0.372降至模型6中的0.314，而回歸方程解釋量R2由0.235增至0.294，R2增加0.059，統(tǒng)計上達到顯著性。整合模型2、模型3和模型6結(jié)果發(fā)現(xiàn)，積極追隨力部分中介領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為間的關(guān)系，因此H2得到驗證。由圖2中的結(jié)構(gòu)方程模型圖可見各變量間的路徑系數(shù)。

表4 層級回歸結(jié)果

圖2 積極追隨力在領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的中介作用模型

采用Bootstrapping方法檢驗中介作用的穩(wěn)健性，將Process的抽樣次數(shù)設(shè)定為5 000次，檢驗結(jié)果的間接效應(yīng)值為0.15，95%置信區(qū)間為[0.06，0.18]，0不在區(qū)間內(nèi)，表明積極追隨力的中介效應(yīng)顯著。

為清晰展示多任務(wù)時間取向在領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，根據(jù) Dawson[36]提供的方法繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。以高于和低于均值一個標準差為基準，描繪不同多任務(wù)時間取向程度下中層管理者在感受到領(lǐng)導(dǎo)委派時內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的差異。如圖3所示，與處于較低程度的多任務(wù)時間取向的中層管理者相比，較高程度的多任務(wù)時間取向內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為回歸線更加陡峭。在較高程度多任務(wù)時間取向中層管理者中，高層領(lǐng)導(dǎo)委派傾向較強時中層管理者的內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為遠高于其委派傾向較弱時中層管理者的內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為；而在較低程度多任務(wù)時間取向中層管理者中，上級領(lǐng)導(dǎo)委派傾向強弱對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的影響較小。以上分析發(fā)現(xiàn)，多任務(wù)時間取向增強了領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為間的關(guān)系，H3再次得到驗證。

3.3.2 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)溫忠麟等[37]的四步法檢驗被調(diào)節(jié)的中介模型，結(jié)果如表5所示。從中可見：從M1積極追隨力對領(lǐng)導(dǎo)委派和多任務(wù)時間取向的回歸結(jié)果可見，自變量領(lǐng)導(dǎo)委派系數(shù)顯著(β=0.409，p<0.01)，說明領(lǐng)導(dǎo)委派對積極追隨力具有正向影響；其次，從M2中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為對領(lǐng)導(dǎo)委派和多任務(wù)時間取向的回歸結(jié)果可見，自變量領(lǐng)導(dǎo)委派系數(shù)顯著(β=0.357，p<0.01)，說明領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為具有正向影響；再次，從M3中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為對領(lǐng)導(dǎo)委派、多任務(wù)時間取向和積極追隨力的回歸結(jié)果可見，中介變量積極追隨力的系數(shù)顯著(β=0.301，p<0.01)，說明積極追隨力對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為具有正向影響。由此可見，積極追隨力的中介效應(yīng)顯著；最后，從M4中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為對領(lǐng)導(dǎo)委派、多任務(wù)時間取向和積極追隨力的回歸結(jié)果可見，多任務(wù)時間取向與積極追隨力乘積系數(shù)顯著(β=0.183，p<0.01)。由此可見，當因變量是中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為時，整個模型存在被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，H4得到支持，表明多任務(wù)時間取向是積極追隨力中介領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。

圖3 多任務(wù)時間取向?qū)︻I(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的調(diào)節(jié)作用

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

本研究探討領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的影響、積極追隨力的中介作用以及多任務(wù)時間取向的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者具有顯著促進作用，領(lǐng)導(dǎo)委派分享信息、為下屬提供技能發(fā)展機會和授予下屬權(quán)力的特質(zhì)，有助于提高中層管理者群體地位感知，鼓勵其追求成就感和實現(xiàn)自我價值，促使其展開冒險、創(chuàng)新和變革性內(nèi)部創(chuàng)業(yè)行為。同時，領(lǐng)導(dǎo)委派還可以通過積極追隨力的間接作用而影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為，積極追隨力在二者間起部分中介作用，且該中介作用受中層管理者多任務(wù)時間取向的調(diào)節(jié)，即多任務(wù)時間取向程度越高，領(lǐng)導(dǎo)委派與中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的正相關(guān)關(guān)系越顯著。進一步，當中層管理者的積極追隨力處于相同水平時，多任務(wù)時間取向程度高的中層管理者比程度低的中層管理者更能展示內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為。

表5 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.2 理論貢獻

綜上所述，本文理論貢獻如下：

(1)本研究驗證領(lǐng)導(dǎo)委派是中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的重要前因變量，回應(yīng)了Kuratko等[21]關(guān)于管理支持正向影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的研究結(jié)論。即當高層領(lǐng)導(dǎo)給予中層管理者工作自主權(quán)，為其創(chuàng)新性想法和創(chuàng)業(yè)行為提供條件時，冒險和變革性的內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為就會增強。

(2)本研究深化了領(lǐng)導(dǎo)行為影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為作用機制。聚焦于驅(qū)動態(tài)度和行為的核心要素——積極追隨力，構(gòu)建“領(lǐng)導(dǎo)委派—積極追隨力—中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為”整合模型，延伸了Huy等[38]關(guān)于中層管理者對高層領(lǐng)導(dǎo)的認知與判斷決定其創(chuàng)新和變革態(tài)度的闡述，拓展了積極追隨力研究范圍和視角。

(3)本研究探索領(lǐng)導(dǎo)委派影響中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的邊界條件。領(lǐng)導(dǎo)委派是一個復(fù)雜、多方面的過程,包括將新的重要任務(wù)分配給下屬,讓下屬決策以前由高層自己負責的事項,并增加自由裁量權(quán)，允許下屬采取行動前可以不經(jīng)過事先批準，其效能發(fā)揮對情境的依賴度較高。如Yukl等[12]指出委派的發(fā)生需要下屬具備較強的工作能力。本研究從個體層面出發(fā)，基于多元復(fù)雜任務(wù)情景表現(xiàn)的“多任務(wù)時間取向”，探究在不同程度多任務(wù)時間取向的中層管理者中，領(lǐng)導(dǎo)委派與內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的變化規(guī)律。

4.3 管理啟示

本文結(jié)論對管理實踐具有以下啟示：

(1)高層領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)將工作多委派給中層管理者完成。較之于西方，中國文化背景中權(quán)力距離普遍較高。領(lǐng)導(dǎo)者，尤其是高層領(lǐng)導(dǎo)者掌握著關(guān)鍵決策權(quán)、資源分配權(quán)和人事評價權(quán)，下屬則處于被動執(zhí)行地位。本研究發(fā)現(xiàn)，高層領(lǐng)導(dǎo)者委派有助于激發(fā)中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為。高層管理者應(yīng)改善領(lǐng)導(dǎo)方式，建立長效溝通機制，適當下放權(quán)力，促進高層領(lǐng)導(dǎo)者與中層管理者間的良性互動，激發(fā)中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)動力和熱情，從而提升組織整體績效。

(2)提高中層管理者的積極追隨力，加強領(lǐng)導(dǎo)委派對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的積極影響。具備積極追隨力的中層管理者會釋放更多責任感支持領(lǐng)導(dǎo)工作，并能夠選擇靈活的工作方式應(yīng)對各種組織挑戰(zhàn)，其風(fēng)險承擔能力、獨立思考能力和影響同事的能力都較強。所以，高層領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)通過領(lǐng)導(dǎo)委派提高中層管理者的積極追隨力，使他們感受到自身價值，從而投身到內(nèi)創(chuàng)業(yè)行動中。

(3)管理者應(yīng)重視對中層管理者時間、人格的考察和培訓(xùn)。一方面，選拔和晉升中層管理者時應(yīng)注重對多任務(wù)時間取向特質(zhì)的考察；另一方面，可通過輪崗等方式提高其處理多任務(wù)的工作能力，充分發(fā)揮個人特質(zhì)對組織成長的促進作用。

4.4 不足與展望

本文仍然存在以下不足：①所選樣本集中在長三角地區(qū)，未來可擴大研究區(qū)域和行業(yè)，以增強研究結(jié)論的普適性；②研究問卷均由中層管理者填寫，雖然同源方差分析結(jié)果并不嚴重，但未來可采取中層管理者和高層管理者共同填寫的方式，以降低對研究結(jié)論的單一影響；③從積極追隨力和多任務(wù)時間取向特征探討領(lǐng)導(dǎo)行為對中層管理者內(nèi)創(chuàng)業(yè)行為的作用關(guān)系，偏重個體心理要素，未涉及高、中層互動中建立的認知匹配或價值觀匹配等，未來應(yīng)構(gòu)建綜合模型對此問題進行深入探究。