王雁飛 林珊燕 鄭立勛 朱 瑜

(1. 華南理工大學工商管理學院； 2. 暨南大學管理學院)

1 研究背景

隨著外部環(huán)境愈加復雜，中國企業(yè)生存和發(fā)展面臨著變革創(chuàng)新和遵守倫理的雙重挑戰(zhàn)。劇變的環(huán)境要求企業(yè)不斷變革與創(chuàng)新，使創(chuàng)新成為中國企業(yè)生存與發(fā)展的頭號挑戰(zhàn)，而員工作為組織變革與創(chuàng)新的基礎和動力，如何促進他們的創(chuàng)新行為成為企業(yè)領導者與各級管理者面臨的重大問題[1]。除了變革與創(chuàng)新的要求以外，遵守商業(yè)倫理、合規(guī)經(jīng)營并踐行社會責任成為企業(yè)生存與發(fā)展的另一個挑戰(zhàn)[2]。近年來，商業(yè)領域頻發(fā)的丑聞(如安然事件和瑞幸財務造假事件)引發(fā)了社會大眾對企業(yè)的信任危機。作為企業(yè)無形資產(chǎn)的重要組成部分，如果企業(yè)經(jīng)營活動只追求利潤，而漠視企業(yè)倫理必然會被時代所淘汰[3]。鑒于此，如何在企業(yè)的創(chuàng)新管理過程中加強倫理方面的約束和調(diào)控也成為企業(yè)領導者與管理者必須考慮的重要問題[4]。由此，在創(chuàng)新和倫理已成為知識經(jīng)濟時代兩個重要關鍵詞的背景下，企業(yè)遵從倫理是否可以促進創(chuàng)新，或者說企業(yè)遵從倫理如何影響創(chuàng)新就成為理論界與實務界需要探討的重要議題。

作為企業(yè)倫理和價值觀的重要代言人，倫理型領導影響員工行為和企業(yè)績效的積極作用已得到不少證明[5]，但在倫理型領導如何影響員工創(chuàng)新行為的研究結(jié)論中仍存在分歧。一些研究發(fā)現(xiàn)，倫理型領導會促進員工的創(chuàng)新行為[6]，但也有研究發(fā)現(xiàn)倫理型領導不會影響甚至會抑制員工的創(chuàng)新行為[7]。存在以上差異的原因可能有以下方面：①某些積極領導行為兼具“積極效應”和“消極效應”[8]，對結(jié)果變量的積極和消極影響的路徑可能也會有所差異；②特定類型領導力發(fā)揮作用的條件也可能有所不同，即由于員工特質(zhì)和情境條件的不同，某種領導行為的有效性會有所差異[9]；③已往相關研究大多從認知視角來探討倫理型領導對員工創(chuàng)新行為的影響效應[3]，忽略了情感因素對兩者關系也發(fā)揮著重要作用。鑒于探討倫理領導與創(chuàng)新行為的關系對于商業(yè)實踐和學術研究均有著重要意義，因此，本研究采用綜合視角，特別是將認知與情感視角結(jié)合起來并澄清兩者關系及作用機制是有必要的。

基于現(xiàn)有研究，本研究將著重分析倫理型領導對員工創(chuàng)新行為的雙刃劍影響效應。根據(jù)社會信息加工理論(social information processing theory，SIP)[10]，領導作為組織中重要的信息來源會給員工提供各種信息線索[11]，并通過認知和情感路徑引發(fā)員工態(tài)度和行為的變化。據(jù)此，本研究試圖從認知和情感兩個方面揭示倫理型領導對員工創(chuàng)新行為的影響。在認知方面，倫理型領導會通過建立嚴格的獎罰制度，引導和規(guī)范員工的行為[12]，傳遞“在組織中需要嚴格遵守規(guī)范”的信息，進而降低員工感知的違反組織規(guī)范的可接受性。在中庸主義盛行的中國情境中，倫理型領導管理下的員工可能會傾向于“明哲保身”，不愿意打破現(xiàn)有框架，冒險實施創(chuàng)新行為。鑒于此，本研究選擇感知違反規(guī)范的可接受性來探討倫理型領導的消極作用。在情感方面，倫理型領導的角色效應以及與員工的互動交流能夠有效傳輸包含價值觀的信息[12]，有利于員工內(nèi)化和認同組織價值觀，提高員工的情感承諾[13]，進而激發(fā)實施創(chuàng)新行為的內(nèi)在動機[14]。由此，本研究選擇情感承諾來探討倫理型領導的積極作用。

此外，對于如何在增強倫理型領導積極影響的同時，降低其對創(chuàng)新行為可能的抑制作用也是本研究著重探討的議題。SIP理論指出，員工的信息加工過程不僅受領導行為的直接影響，還會受其他工作場所情境特征的影響[10]。本研究認為，團隊信任可以起到類似“催化劑”的積極作用，即當員工面臨是否冒險進行創(chuàng)新行為的兩難困境時，高水平的團隊信任可能會傳遞積極的環(huán)境信號，促進員工的創(chuàng)新行為。具體而言，當團隊信任水平高時，員工認為領導和同事是可信的，會以更加積極的傾向來解讀領導行為和態(tài)度傳達的信息[15]，提高員工的心理安全感，加深組織歸屬感和價值認同感[16]，進而降低員工對違反規(guī)范行為的風險感知和提高情感承諾，最終提升員工為組織冒險的意愿和動機，激發(fā)創(chuàng)新行為的主動性。

綜上所述，本研究基于SIP理論，從認知和情感視角提出了一個以感知違反規(guī)范可接受和情感承諾為中介變量，團隊信任為調(diào)節(jié)變量的理論模型，旨在探討中國情境下的倫理型領導如何影響員工的創(chuàng)新行為。本研究對于明辨?zhèn)惱硇皖I導和員工創(chuàng)新行為之間的關系，探索倫理型領導的雙刃劍影響效應的作用機制和邊界條件有較為重要的學術意義；同時，相關研究結(jié)果對于企業(yè)踐行倫理管理和提高創(chuàng)新水平，合理有效地發(fā)揮倫理型領導對員工創(chuàng)新行為的積極作用等方面也有較好的實踐價值。

2 理論基礎與研究假設

2.1 倫理型領導

倫理道德歷來都被視為構(gòu)成有效領導力的重要內(nèi)容。所謂倫理型領導是指領導者通過人際交往和個人行動展示合乎倫理的行為，并以互動溝通、強化機制和制定規(guī)范的方式來影響員工行為的領導力[12]。TREVIO等[17]認為，倫理型領導包涵“道德的個人”和“道德的管理者”兩個方面，主要通過道德管理和角色示范兩種方式在組織情境中影響員工的道德/不道德行為。具體而言：倫理型領導者不僅會通過設立獎懲制度以達到規(guī)范員工行為的目的[18]；同時，其自身誠實、正直的品質(zhì)和符合倫理道德規(guī)范的行為，也會通過角色效應和交流互動的方式影響其員工的價值觀和行為，并吸引員工去模仿他們的行為[19]。綜上可知，倫理型領導不僅會利用倫理獎罰機制等“硬手段”規(guī)范下屬的行為，還會通過建立角色模范和交流道德價值觀等“軟措施”影響下屬的行為。

2.2 社會信息加工理論

SIP理論認為，個體的活動會受到外界復雜的社會環(huán)境的影響[10]，并根據(jù)獲取的信息形成感知、態(tài)度和行為。領導作為組織中重要的信息來源會給員工提供各種信息線索[11]，員工通過對這些信息線索的加工處理和解密會得到行為與行為、行為與態(tài)度之間的內(nèi)在關聯(lián)，進一步理解工作場所的環(huán)境規(guī)范，形成組織會如何回應自己行為的預判[20]。同時，員工會依據(jù)預判不斷地調(diào)整自我行為，直到預估行為結(jié)果是積極安全的才會真正實施該行為。但由于不同員工對領導行為所傳遞的信息的加工過程不同，因此，會產(chǎn)生差異化的解讀，進而激發(fā)不同的認知和情感反應[10]，最終對員工行為形成差異化影響。由此，倫理型領導所傳遞的信息會使員工形成對工作場所行為規(guī)范的理解，進而調(diào)整自己的行為；同時，員工對領導所傳遞信息的差異化理解可能會產(chǎn)生差異化的認知和情感反應，從而影響員工的創(chuàng)新行為。此外，當面對復雜模糊的環(huán)境時，員工信息加工過程還受所處環(huán)境氛圍的影響[10]。團隊信任作為工作氛圍的重要組成部分，可能會影響員工對領導行為和態(tài)度的判斷。綜上所述，依據(jù)SIP理論，本研究試圖從認知和情感兩個方面揭示倫理型領導對員工創(chuàng)新行為的雙刃劍影響效應。即激發(fā)員工情感承諾的積極路徑和引發(fā)降低員工感知違反規(guī)范的可接受性的消極路徑，并探討團隊信任在雙路徑中的調(diào)節(jié)作用。

2.3 感知違反規(guī)范的可接受性的中介作用

組織規(guī)范是正式的規(guī)則(如組織行為準則)或非正式的描述性規(guī)范(如善待同事)在組織中的制度化體現(xiàn)[20]，也有學者將其定義為組內(nèi)成員共同承認的行事標準和規(guī)則[21]。從員工角度而言，他們對于組織規(guī)范的認知，主要來源于對直接上司行為的判斷。就倫理型領導與員工感知違反規(guī)范的可接受性之間的關系而言：一方面，領導者獨特的權力地位使他們成為員工形成組織規(guī)范期望的重要信息來源。領導者作為角色榜樣，其言行易于被員工所觀察和模仿，成為判斷其行為是否符合組織期望的參考標準，因此，倫理型領導積極踐行道德準則，獎罰分明的行為[12, 18]，能夠持續(xù)地向下屬傳遞違反組織規(guī)范不被組織所期望和接受的信息。已有研究表明，當領導展現(xiàn)帶有違反規(guī)范傾向的幽默行為或包容行為時，會給員工造成違背組織規(guī)范是可行的感知[20, 22]。由此，通過細察倫理型領導嚴格遵守組織規(guī)范的行為，員工會接收到“本組織強調(diào)組織規(guī)范”的信息，從而判斷其違規(guī)行為很可能會遭到反對。另一方面，倫理型領導會降低員工持續(xù)違規(guī)的傾向。當自己或其他員工的不守規(guī)范行為受到懲罰后，會形成一種心理認知，即一旦違反了組織規(guī)范，被領導發(fā)現(xiàn)后就會受到處罰，但只要遵守組織規(guī)范就不會受到懲罰，甚至可以得到領導的認可和獎勵。這種信息的傳遞大大提高了員工對遵守組織規(guī)范重要程度的感知，降低員工繼續(xù)違反組織規(guī)范的傾向。鑒于此，根據(jù)SIP理論，通過觀察倫理型領導的合規(guī)行為和懲罰違規(guī)員工的場景，員工會認為遵守規(guī)范是一種必須履行的義務，進而降低員工感知違反規(guī)范的可接受性。由此，提出以下假設：

假設1倫理型領導負向影響員工感知違反規(guī)范的可接受性。

員工創(chuàng)新行為是創(chuàng)造全新的、有利的知識，并將其應用于企業(yè)各層面的員工角色外行為[23]，往往需要打破組織慣例。本研究認為，在倫理型領導的規(guī)范管理下，員工感知違反規(guī)范的可接受性越低，越不利于產(chǎn)生創(chuàng)新行為。一方面，創(chuàng)新行為需要下屬違反組織規(guī)范。有研究指出，創(chuàng)新者為了減少既定規(guī)則的束縛，在一定條件下可能會實施違反規(guī)范的行為[4]，因此，員工為了實現(xiàn)創(chuàng)新可能會打破現(xiàn)有規(guī)則，甚至違反倫理規(guī)范。與此同時，隱瞞事實等不符合組織規(guī)范的行為可以幫助個體規(guī)避規(guī)則的限制，促進創(chuàng)新。另一方面，創(chuàng)新行為是一種高風險的角色外行為[23]。創(chuàng)新需要員工積極挑戰(zhàn)組織現(xiàn)狀，并強調(diào)能夠持續(xù)完善或執(zhí)行該創(chuàng)意，具備打破陳規(guī)、挑戰(zhàn)權威的高風險特征，因此，需要員工承擔較大的心理壓力[24]。由此，當員工心理安全感較低時會抑制其創(chuàng)新行為。

綜合上述觀點，雖然員工知曉創(chuàng)新行為可以給組織和自己帶來巨大的競爭優(yōu)勢，但因為創(chuàng)新固有的非規(guī)范性和高風險特征，會促使員工對采取創(chuàng)新行為的決定猶豫不決。根據(jù)SIP理論，當員工處于兩難狀態(tài)時，會格外重視權威或可信賴的信息源所傳遞的重要信息[10]。鑒于此，員工會著重分析解讀上級領導的行為，并獲取有關工作規(guī)范和行事法則的重要信息，以判斷最合適的工作方案[20]。而倫理型領導通過建立倫理獎罰機制，對違反組織規(guī)范的創(chuàng)新活動進行追責的行為，會使員工獲取“違背常規(guī)的行為在組織中將大概率不可接受”的信息，促使員工認為組織對帶有違反慣例、打破規(guī)則的創(chuàng)新行為容忍度較低，進而傾向于選擇“明哲保身”，從而不敢實施創(chuàng)新行為。由此，提出以下假設：

假設2員工感知違反規(guī)范的可接受性在倫理型領導與創(chuàng)新行為之間起中介作用。

2.4 情感承諾的中介作用

作為組織承諾的核心部分，情感承諾指的是個體對組織的情感依戀、投入和認同[25]，體現(xiàn)了個體對組織的依賴、責任感和對組織價值觀的認同程度[14]。由于創(chuàng)新行為是一種高風險的角色外行為并更容易受到情感動機的驅(qū)動，因此，相對于規(guī)范承諾和持續(xù)承諾，情感承諾對員工創(chuàng)新行為的影響作用更顯著。鑒于此，本研究選取情感承諾考察倫理型領導對員工創(chuàng)新行為的影響。

在中國情境中，員工將領導視為組織行為準則和價值觀的重要代表，員工通過與領導價值觀保持一致來實現(xiàn)與組織價值觀一致，進而形成組織情感承諾。首先，倫理型領導作為組織道德的模范，能夠在與員工的互動交往中，傳遞倫理道德的信息，從而引導和激發(fā)員工實施符合倫理道德的行為，提高員工對組織價值觀的認同感和接受程度。有研究表明，對組織價值觀的認同可以有效提高員工的組織情感承諾[26]。其次，倫理型領導表現(xiàn)出的公平、誠信和尊重他人等特質(zhì)，能夠向員工傳遞積極的信息，進而使員工對組織和個人發(fā)展持樂觀態(tài)度并愿意在組織中投入更多的時間和精力，產(chǎn)生更多的情感聯(lián)結(jié)，有效提升員工的情感承諾[13]。最后，倫理型領導關心員工的職業(yè)發(fā)展，重視與肯定員工的重要性和組織貢獻，可以有效地滿足員工歸屬感、自尊和情感等需求，從而提高員工對組織的情感承諾。綜上所述，基于SIP理論，倫理型領導的誠實正直的品質(zhì)以及關愛員工，符合倫理道德的模范行為，能夠在與員工的互動交流中，傳遞和反饋積極信息，滿足員工的內(nèi)在需求，促進員工對領導和組織的價值觀的理解和認同，最終提高員工的情感承諾。由此，提出以下假設：

假設3倫理型領導正向影響員工的情感承諾。

一般而言，高情感承諾員工通常會更加積極地實施創(chuàng)新活動[27]。具體原因如下：①情感承諾可以成為員工創(chuàng)新活動的持續(xù)內(nèi)在動力[23]。有研究表明，受內(nèi)在動機影響的員工更關注工作的創(chuàng)造性和挑戰(zhàn)性，希望以更加創(chuàng)新性的方式來解決問題[28]。而高情感承諾員工重視工作樂趣、組織認同和個人價值實現(xiàn)，這些都屬于創(chuàng)新內(nèi)部動機[14]，因此，情感承諾能夠提高員工創(chuàng)新的內(nèi)在動機。MEYER等[14]在工作動機理論框架中也指出，對組織有情感承諾的個體有更強的內(nèi)在動機來實施創(chuàng)新行為，幫助組織提高創(chuàng)新績效，因此，在倫理型領導的影響下，高情感承諾的員工擁有更強的創(chuàng)新內(nèi)部動機。②情感承諾能夠促進員工的角色外行為[29]。高情感承諾員工往往具備高水平的組織認同感[26]，認為自己應當為組織發(fā)展承擔必要的責任，從而更加積極投入創(chuàng)新活動中。同時，還有研究也表明情感道德因素能夠較好地預測創(chuàng)新行為[30]。由此，高情感承諾水平的員工更愿意實施屬于角色外行為的員工創(chuàng)新行為。③作為員工與組織間的情感紐帶，情感承諾往往是提高員工忠誠度和抗風險能力的重要來源。由此，高情感承諾水平的員工往往擁有更高的心理安全感[31]，能夠克服創(chuàng)新行為所面臨的風險和困難。此外，對組織的情感依附也能促使高情感承諾水平的員工不計較個人利益，主動承擔責任，提出改進意見，即使需要面臨創(chuàng)新失敗的風險，對組織有情感承諾的員工也更敢于采取創(chuàng)新行為。

綜上所述，基于SIP理論，倫理型領導的個體模范作用和傳遞價值觀的社交互動，能夠幫助員工內(nèi)化和認同組織價值觀，有效提升員工的情感承諾水平，進而提高創(chuàng)新行為的內(nèi)在動機，克服創(chuàng)新行為潛在的風險與心理不安感，促使員工進行角色外的創(chuàng)新行為。由此，提出以下假設：

假設4情感承諾在倫理型領導與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

2.5 團隊信任的調(diào)節(jié)作用

如前所述，倫理型領導可能會通過不同的路徑對創(chuàng)新行為產(chǎn)生積極和消極的影響。但在工作場所的關系互動中，團隊成員作為員工的重要互動對象和利益相關者，員工行為不僅受到上級領導的影響，還會受到團隊成員互動狀況的影響[32]。團隊信任體現(xiàn)了團隊成員間對互動關系的正面預期，是對團隊信任環(huán)境的評估[33]。而這個評估過程需要個體不斷收集和解讀有效信息，作為判斷團隊成員是否可信賴的依據(jù)，這與社會信息處理的過程相似[10]。鑒于此，本研究認為，作為人際互動情境因素，團隊信任可能會影響員工對倫理型領導行為和態(tài)度的判斷。

團隊信任會調(diào)節(jié)倫理型領導與員工感知違反規(guī)范的可接受性、員工創(chuàng)新行為之間的關系。高水平的團隊信任意味著團隊成員對團隊中他人行為所傳遞的信息有著較為正面的解讀，促使員工傾向于關注倫理型領導管理方式的積極面，減少對消極面的感知[15]。相反，當團隊信任水平低時，員工會傾向于將他人的行為和意圖解讀為一種消極的信息，認為自己所處的工作環(huán)境不甚友好，從而增強員工對工作環(huán)境中威脅和敵意的感知，降低其心理安全感，使其擔憂自己突破現(xiàn)狀和違反規(guī)范的行為可能不被團隊成員包容和支持，占據(jù)有限的心理資源，從而抑制員工創(chuàng)新行為[24]。由此，提出以下假設：

假設5團隊信任在倫理型領導通過員工感知違反規(guī)范的可接受性對員工創(chuàng)新行為的間接影響中起調(diào)節(jié)作用。當團隊信任水平越高時，該間接效應的負向影響越弱。

團隊信任會調(diào)節(jié)倫理型領導與情感承諾、創(chuàng)新行為之間的關系。有研究認為，信任一般不直接影響行為，更多的是引起態(tài)度和情感的變化[34]。情感承諾作為一種積極的態(tài)度和情感感受，依賴于員工的工作體驗和團隊印象而形成，亦會受到團隊信任水平的影響。首先，由于在中國組織中“關系”和“圈子”會對員工工作關系產(chǎn)生重大影響，而信任是建立和諧關系和保持安全感的基礎。由此，較高的團隊信任感知使得員工愿意投入更多精力，并且能夠擁有足夠的心理資源去應對創(chuàng)新行為的潛在風險。另外，現(xiàn)有研究還表明，當個體感知到團隊信任水平較高的時候更愿意維系團隊關系，在情感上更加依賴團隊，形成凝聚力，達成對創(chuàng)新目標的共同承諾[35]。由此，高水平的團隊信任水平能夠促進倫理型領導通過情感承諾對員工創(chuàng)新行為的正向作用。相反，根據(jù)SIP理論，當團隊信任水平較低時，員工會容易帶著負面情緒去理解和判斷對倫理型領導的意圖和行為，因此，很難發(fā)自內(nèi)心地認同領導的價值觀，會減少情感投入，進而降低員工創(chuàng)新行為的積極性和主動性。與此同時，較低的團隊信任可能會導致員工會投入大量的心理資源和時間精力用來應對環(huán)境的不穩(wěn)定性，猜測彼此行為和態(tài)度傳遞的信息以維護自身合法的利益，這會引發(fā)人際沖突，降低內(nèi)部凝聚力[16]，從而使員工不愿意增加情感投入和主動實施創(chuàng)新行為。由此，提出以下假設：

假設6團隊信任在倫理型領導通過情感承諾對員工創(chuàng)新行為的間接影響中起調(diào)節(jié)作用。當團隊信任水平越高時，該間接效應的正向影響越強。

本研究的理論模型見圖1。

圖1 研究模型

3 研究方法

3.1 研究對象及程序

本研究的調(diào)研對象為華南地區(qū)中小企業(yè)的領導及其員工，涉及制造業(yè)、服務業(yè)和金融業(yè)等行業(yè)，被調(diào)研企業(yè)均十分重視創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中的作用。為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量及減少同源偏差效應的影響，本研究采用3個時點，每次間隔1個月來發(fā)放和收集問卷。在調(diào)查正式開始之前，課題組成員向被調(diào)研企業(yè)的領導說明研究目的和操作過程，并保證問卷僅用于學術研究且嚴格保密。在征得有關企業(yè)領導同意后，課題組回收參與調(diào)研的領導和員工的郵箱信息，按照領導-下屬的配對關系整理成調(diào)研信息表，在每個階段發(fā)送相應的問卷，并記錄發(fā)放和回收問卷的時間。具體3次問卷調(diào)研發(fā)放和回收情況如下：①第一次調(diào)研，由領導者填寫自身的倫理型領導水平并以對團隊信任進行評價，同時收集領導者的性別、年齡和學歷等人口統(tǒng)計學特征變量，共發(fā)放101份問卷，回收98份問卷；②第二次調(diào)研，由下屬填寫感知違反規(guī)范的可接受性和情感承諾問卷，同時，收集下屬的性別、年齡和學歷等人口統(tǒng)計學特征變量，共發(fā)放365份問卷，回收354份問卷；③第三次調(diào)研，由領導對所屬員工的創(chuàng)新行為進行評價，發(fā)放354份問卷，回收348份問卷。課題組在對嚴重作答缺失和不認真的無效問卷，以及問卷發(fā)放過程中未收到回復問卷導致配對失敗的組別進行剔除后，最終獲得84位領導與339位下屬的配對問卷，問卷有效回收率92.9%。在管理者樣本中：性別方面，男性占49.2%、女性占50.8%；年齡方面，25～35歲占5.4%、36～45歲占37.9%、46～60歲占56.7%；教育程度方面，大專占12.4%、本科占51.9%、碩士及其以上占35.7%；在職位層級方面，基層管理者占53.3%、中層管理者占42.7%、高層管理者占4%。在員工樣本中：性別方面，男性占60.4%、女性占39.6%；年齡方面，25歲以下占2.1%、25～35歲占19.9%、36～45歲占45.5%、46～60歲占32.5%；教育程度方面，高中占 4.9%、大專占25.9%、本科占53.7%、碩士及其以上占15.5%；職位層級方面，基層員工占72.3%、基層管理者占24.9%、中層以上管理者占2.8%。此外，本研究將被試所在團隊部門的職能按照運營、職能、生產(chǎn)、營銷、技術開發(fā)和其他部門進行劃分，分別占14.2%、30%、15.5%、22.1%、13.9%和4.3%。

3.2 變量測量

為保證測量工具的質(zhì)量，本研究選用在國際重要期刊上已得到驗證的成熟量表，并按照標準的“翻譯-回譯”程序?qū)⒘勘矸g為中文。所有量表均采用Likert 5點計分，1～5表示從“完全不符合”到“完全符合”。

(1)倫理型領導該變量的測量采用BROWN等[36]開發(fā)的量表，共10個題項，如“我會遵守倫理道德規(guī)范”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.84。

(2)情感承諾該變量的測量采用MEYER等[37]開發(fā)的量表，共6個題項，如“我感覺自己屬于這個地方”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.89。

(3)員工感知違反規(guī)范的可接受性該變量的測量采用YAM等[20]開發(fā)的量表，共5個題項，如“在組織中，自私的行為是不被接受的”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.90。

(4)員工創(chuàng)新行為該變量的測量使用SCOTT等[38]開發(fā)的量表，共6個題項，如“該員工會提出有創(chuàng)造性的想法”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.92。

(5)團隊信任該變量的測量采用SIMONS等[39]開發(fā)的量表，共5個題項，如“團隊成員之間可以完全互相信任”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα系數(shù)值為0.85。

(6)控制變量參考過往的研究設計，本研究在團隊層控制了領導的性別、年齡、教育程度和工作年限以及職位層級，并在個體層控制了下屬的性別、年齡、教育程度、職位層級及其與領導的共事時間。

4 數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

4.1 數(shù)據(jù)分析策略

本研究構(gòu)建的理論模型中，倫理型領導、團隊信任為團隊層面變量，感知違反規(guī)范的可接受性、情感承諾和員工創(chuàng)新行為為個體層面變量，因此，本研究主要使用Mplus 7.4軟件工具建立跨層次的結(jié)構(gòu)方程模型(multilevel structural equation model, MSEM)對提出的假設進行驗證。具體數(shù)據(jù)分析流程如下：首先，進行Harman單因素檢驗法和共線性分析，并利用驗證性因子分析來檢驗模型的區(qū)分效度；其次，利用SPSS 26.0軟件進行描述性統(tǒng)計分析、相關分析和信度分析；接下來，利用Mplus 7.4軟件通過跨層次結(jié)構(gòu)方程模型分析對變量之間的關系進行檢驗；最后，利用蒙特卡洛技術重復抽樣20 000次，進一步檢驗中介效應和被調(diào)節(jié)的中介效應。

4.2 區(qū)分效度檢驗

首先，本研究進行共同方法偏差的檢驗，通過Harman單因素檢驗法的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)前的首個因子的方差解釋百分比為22.34%，小于40%；其次，通過共線性分析可知，所有變量的方差膨脹因子(VIF)均小于2，容忍度(Tolerance)大于0.5，說明不存在嚴重的多重共線性問題；最后，進行驗證性因素分析(見表1)。由表1可知，五因子模型的擬合結(jié)果較好(χ2=1 079.081，df=454，χ2/df=2.377，RMSEA=0.044，CFI=0.915，TLI=0.907，SRMR=0.047)，且同其他因素模型比較而言，五因子模型的擬合效果顯著優(yōu)于其他嵌套模型，其匹配指數(shù)優(yōu)于擬合標準。

表1 驗證性因素分析(N=339)

4.3 數(shù)據(jù)聚合檢驗

由于本研究利用跨層次結(jié)構(gòu)方程模型對假設進行數(shù)據(jù)分析，而情感承諾、員工感知違反規(guī)范的可接受性以及員工創(chuàng)新行為屬于個體層變量，因此，在聚合之前需對其組內(nèi)一致性和組間差異性進行檢驗，即計算Rwg、ICC1、ICC2這3項聚合指標。當Rwg大于0.7、ICC1大于0.12且ICC2大于0.7時，變量數(shù)據(jù)可以聚合。計算結(jié)果得出，情感承諾的組內(nèi)一致性Rwg平均值為0.93，組內(nèi)相關性系數(shù)ICC1為0.42，ICC2為0.84；員工感知違反規(guī)范的可接受性的組內(nèi)一致性Rwg平均值為0.91，組內(nèi)相關性系數(shù)ICC1為0.56，ICC2為0.75；員工創(chuàng)新行為的組內(nèi)一致性Rwg平均值為0.92，組內(nèi)相關性系數(shù)ICC1為0.40，ICC2為0.73。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，情感承諾、員工感知違反規(guī)范的可接受性和員工創(chuàng)新行為的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，組內(nèi)一致性達標，組間差異顯著，說明適合進行跨層次研究。

4.4 描述性統(tǒng)計與相關分析

本研究中，變量的均值、標準差和自變量、因變量及控制變量之間的相關系數(shù)見表2。由表2可知：情感承諾與創(chuàng)新行為顯著正相關(r=0.30，p<0.01)；感知違反規(guī)范的可接受性與創(chuàng)新行為顯著正相關(r=0.23，p<0.01)；團隊信任與倫理型領導顯著正相關(r=0.37，p<0.01)。

表2 變量的描述統(tǒng)計與相關分析

4.5 假設檢驗

本研究中，MSEM分析結(jié)果見圖2。由圖2可知，倫理型領導負向影響感知違反規(guī)范的可接受性(γ=-0.32，p<0.05)，而員工感知違反規(guī)范的可接受性則顯著正向影響員工創(chuàng)新行為(γ=0.42，p<0.01)。

圖2 MSEM分析結(jié)果

本研究進一步采用蒙特卡洛模擬方法檢驗研究模型的中介效應，若路徑效應的模擬結(jié)果在95%水平的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，則表示該影響路徑存在。中介效應和被調(diào)節(jié)的中介效應檢驗結(jié)果見表3。由表3可知，在倫理型領導影響員工創(chuàng)新行為的關系中，員工感知違反規(guī)范發(fā)揮的中介效應值為-0.13，95%水平的置信區(qū)間為[0.032, 0.166]，不包括0。由此，假設1和假設2得到支持。

表3 中介效應和被調(diào)節(jié)的中介效應檢驗結(jié)果

由圖2還可知，倫理型領導顯著正向影響情感承諾(γ=0.47，p<0.01)，而情感承諾顯著正向影響員工創(chuàng)新行為(γ=0.49，p<0.01)。由此，本研究進一步采用蒙特卡洛模擬方法檢驗研究模型的中介效應，若路徑效應的模擬結(jié)果在95%水平的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，則表示該影響路徑存在。由表3可知，在倫理型領導影響員工創(chuàng)新行為過程中，情感承諾的中介效應值為0.23，95%水平的置信區(qū)間為[0.052，0.146]，不包括0。由此，假設3和假設4得到支持。

團隊信任的跨層次調(diào)節(jié)倫理型領導和員工感知違反規(guī)范的可接受性的關系見圖3。由圖2和圖3可知，團隊信任在倫理型領導與員工感知違反規(guī)范的可接受性的關系中起著顯著的調(diào)節(jié)作用(γ=0.27，p<0.05)。與低水平團隊信任相比，高水平團隊信任下的倫理型領導與員工感知違反規(guī)范的可接受性的負向關系更弱。團隊信任的跨層次調(diào)節(jié)倫理型領導和情感承諾的關系見圖4。由圖2和圖4可知，團隊信任對倫理型領導與情感承諾的關系起到了顯著的調(diào)節(jié)作用(γ=0.23，p<0.01)。與高水平團隊信任相比，低水平團隊信任下的倫理型領導與員工感知違反規(guī)范的可接受性的正向關系更強。

圖3 團隊信任的跨層次調(diào)節(jié)倫理型領導和員工感知違反規(guī)范的可接受性的關系

圖4 團隊信任的跨層次調(diào)節(jié)倫理型領導和情感承諾的關系

本研究進一步采用蒙特卡洛模擬方法來檢驗本研究有調(diào)節(jié)的中介效應模型。由表3可知：在中介變量為感知違反規(guī)范的可接受性的條件下，當團隊信任水平較低時，95%水平的置信區(qū)間為[-0.065, -0.023]，中介效應顯著(γ=-0.04，SE=0.05)；當團隊信任水平較高時，95%水平的置信區(qū)間為[-0.043, 0.215]，中介效應不顯著(γ=-0.23，SE=0.05)。同時，在團隊信任的高低水平下，員工感知違反規(guī)范的可接受性的被調(diào)節(jié)中介作用差異顯著(γ=0.18，SE=0.06，CI=[0.024, 0.213])。由此，假設5得到支持。

在中介變量為情感承諾的條件下，當團隊信任水平較低時，95%水平的置信區(qū)間為[-0.038, 0.051]，中介效應不顯著(γ=0.32，SE=0.07)；當團隊信任水平較高時，95%水平的置信區(qū)間為[0.027, 0.206]，中介效應顯著(γ=0.14，SE=0.05)。此外，在團隊信任的高低水平下，情感承諾的被調(diào)節(jié)中介作用的差異顯著(γ=0.18，SE=0.08，CI=[0.015, 0.231])。由此，假設6得到支持。

5 結(jié)論與討論

本研究主要得到以下研究結(jié)論：①倫理型領導的踐行倫理規(guī)范獎懲機制等“硬手段”會降低員工感知的違反規(guī)范可接受性，最終抑制員工的創(chuàng)新行為；②倫理型領導建立角色模范和交流道德價值觀等“軟措施”會激發(fā)員工的情感承諾，從而促進員工的創(chuàng)新行為；③團隊信任調(diào)節(jié)了上述兩條中介路徑。

本研究的理論貢獻主要在于：①整合了倫理型領導的積極效應和消極效應，較為全面地建構(gòu)倫理型領導的效應模型。不僅回應了學術界提出的有必要關注倫理型領導等積極領導力的“陰暗面”建議[8]，也證實了雙刃劍影響效應的存在，有助于理論界以更加辯證的視角看待倫理型領導在工作場所中發(fā)揮的作用。②基于SIP理論，結(jié)合認知和情感視角，探討了倫理型領導對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生雙刃劍影響效應的內(nèi)在作用機制。這不僅響應了相關學者提出的進一步揭示倫理型領導與創(chuàng)新行為中介機制的呼吁[7]，也擴展了倫理型領導產(chǎn)生雙刃劍影響效應的理論視角。③豐富了倫理型領導作用邊界條件的理解。以往研究指出某種領導行為的有效性會受到所在工作情境的影響[9]。與該觀點一致，本研究也發(fā)現(xiàn)團隊信任是影響倫理型領導效能發(fā)揮的重要邊界條件，這為增強倫理型領導積極影響，緩解其負面影響的相關研究提供了有益參考。

本研究的實踐啟示主要在于：①根據(jù)研究結(jié)果，當倫理型領導過分強調(diào)遵守規(guī)章制度時，可能會降低員工實施創(chuàng)新行為的意愿。有學者指出，倫理型領導的展現(xiàn)存在一個改善員工積極結(jié)果的最佳平衡點[40]。鑒于此，管理者在實施倫理領導行為時，要注意關注實施獎懲機制的效果，避免由于過度地管制員工的行為反而抑制了其創(chuàng)新意愿或工作自治。此外，企業(yè)還可以采取培訓和宣傳項目的方式，幫助倫理型領導更好地傳達“對創(chuàng)新持開放態(tài)度，認可和欣賞員工的創(chuàng)新想法和行為”的信息[18]，從而有效避免過度道德管理可能對員工主動性和創(chuàng)造性產(chǎn)生的潛在抑制作用。②倫理型領導的“軟措施”能夠通過提高員工情感承諾促進員工的創(chuàng)新行為。鑒于此，領導者在日常工作中，應該注重對“軟措施”的重視程度，積極踐行優(yōu)良的道德品質(zhì)，發(fā)揮自身道德模范作用，為員工樹立利他、負有責任感和敢于擔當?shù)牡浞?，進而提高員工的組織情感承諾[13]，激發(fā)其實施創(chuàng)新行為的內(nèi)在動機[14]。③企業(yè)要注重營造積極的團隊信任氛圍(如為員工搭建互動溝通的平臺)，使員工在交流與合作中提升對彼此的信任。此外，領導者還應關注管理過程的公開與公正，通過實行管理透明化、秉公執(zhí)法等方式提升員工的認知信任和情感信任。

本研究也存在以下局限性：①研究樣本主要來自我國華南地區(qū)相關行業(yè)的部分企業(yè)，取樣范圍和數(shù)量有限。未來研究中，可進一步擴大調(diào)查范圍和樣本量(如以科技型企業(yè)的研發(fā)人員為調(diào)研對象等)，以得到更準確的結(jié)論。②僅采用領導-員工配對的橫截面研究設計，難以更有效地識別和厘清倫理型領導與員工創(chuàng)新行為關系間的動態(tài)演化關系。未來研究中，可采取多時點的數(shù)據(jù)追蹤設計或?qū)嶒灧ǎ韵到y(tǒng)探討倫理型領導與員工創(chuàng)新行為的因果關系，進一步提高研究結(jié)論的普適性和客觀性。③雖然揭示了團隊信任的跨層次調(diào)節(jié)作用，但是仍可能存在其他邊界條件。未來研究中，可考慮員工成就動機、傳統(tǒng)性等個體特征或中庸主義和差序氛圍等具有典型中國文化特點的情境因素的影響，從而進一步完善倫理型領導發(fā)揮作用的邊界條件研究。