真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力：中介性調(diào)節(jié)機(jī)制①

秦偉平， 趙曙明， 周路路， 李 晉

(1. 南京財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院， 南京 210023； 2. 南京大學(xué)商學(xué)院， 南京 210093；3. 東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 南京 211189； 4. 南京師范大學(xué)商學(xué)院， 南京 210046)

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真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力：中介性調(diào)節(jié)機(jī)制①

秦偉平1， 趙曙明2， 周路路3， 李 晉4

(1. 南京財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院， 南京 210023； 2. 南京大學(xué)商學(xué)院， 南京 210093；3. 東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 南京 211189； 4. 南京師范大學(xué)商學(xué)院， 南京 210046)

有關(guān)領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)造力關(guān)系的研究更多關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)效能的作用，很少探討真我型領(lǐng)導(dǎo)通過何種機(jī)制對創(chuàng)造力產(chǎn)生影響.從自我決定理論視角構(gòu)建真我型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的內(nèi)在作用機(jī)制模型，并以兩家民營企業(yè)集團(tuán)中的532名員工及其89名主管為對象，借助中介性調(diào)節(jié)作用模型及相關(guān)技術(shù)，驗(yàn)證工作激情和權(quán)力距離在真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力關(guān)系中的中介和調(diào)節(jié)作用.研究結(jié)果表明：1)真我型領(lǐng)導(dǎo)對工作激情和員工創(chuàng)造力均有顯著的正向影響；2)工作激情能完全中介真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力間關(guān)系；3)員工的權(quán)力距離感越高，真我型領(lǐng)導(dǎo)對工作激情的正向作用越強(qiáng)，對員工創(chuàng)造力的促進(jìn)作用也更顯著.

真我型領(lǐng)導(dǎo)； 工作激情； 員工創(chuàng)造力； 權(quán)力距離

0 引 言

在當(dāng)今日益復(fù)雜的動態(tài)環(huán)境中，如何有效地激發(fā)員工創(chuàng)造力是企業(yè)廣泛關(guān)注的話題[1].在眾多影響員工創(chuàng)造力的因素中，積極領(lǐng)導(dǎo)行為一直被認(rèn)為是提升員工創(chuàng)造力的重要力量[2].比如，變革型領(lǐng)導(dǎo)和魅力型領(lǐng)導(dǎo)會通過其自身魅力激發(fā)員工創(chuàng)造力[3]，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)借助服務(wù)意識內(nèi)化影響員工創(chuàng)造力[4]，民主型領(lǐng)導(dǎo)則著力于在倡導(dǎo)廣泛參的基礎(chǔ)上為員工創(chuàng)新營造輕松氛圍[5].此外，研究還證實(shí)，工作動機(jī)和諸如愉快、興奮以及驚奇等積極情緒在積極領(lǐng)導(dǎo)行為和員工創(chuàng)造力之間發(fā)揮著重要的中介作用[6].綜上所述，現(xiàn)有研究大多關(guān)注以領(lǐng)導(dǎo)有效性為內(nèi)涵的積極領(lǐng)導(dǎo)行為對員工創(chuàng)造力的作用機(jī)理，但少有研究探討以領(lǐng)導(dǎo)者品質(zhì)(諸如道德內(nèi)化和自我意識等)為內(nèi)涵的真我型領(lǐng)導(dǎo)通過何種機(jī)制影響員工創(chuàng)造力.最新的幾項(xiàng)研究也僅探討了心理資本[7]、希望和積極情感[8]在真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間的中介作用，現(xiàn)有文獻(xiàn)中有關(guān)調(diào)節(jié)變量的論述尚未涉及.本文擬借助自我決定理論，將工作激情和權(quán)力距離分別作為中介變量和調(diào)節(jié)變量來解釋真我型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的內(nèi)在作用機(jī)理，其理由如下：首先，依據(jù)自我決定理論，工作激情是員工對自己工作的一種強(qiáng)烈的傾向性心理評價，是對工作動機(jī)的延生與發(fā)展[9]；而且，工作激情包括認(rèn)知和情感兩種成分，能夠有效地將員工的情感體驗(yàn)與心理認(rèn)知統(tǒng)一起來[10].情感表明員工對自己所從事的工作非常熱愛而且很享受，認(rèn)知表明員工認(rèn)為工作對自己的重要性，以至于工作已經(jīng)內(nèi)化為自我的一部分.因此，工作激情可能在真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間起中介作用.其次，按照自我決定理論，員工對工作的自然傾向并不會自動發(fā)生，需要社會環(huán)境的培育和支持才能有效運(yùn)轉(zhuǎn)[11].此時，領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間的權(quán)力距離作為情境變量，就可能在真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間起到調(diào)節(jié)作用.

根據(jù)上述分析，本文將在自我決定理論的基礎(chǔ)上，通過如圖1所示的研究模型，探討工作激情能否中介真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系？權(quán)力距離會不會調(diào)節(jié)真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系？如果調(diào)節(jié)作用存在的話，真我型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互作用又如何通過工作激情促進(jìn)或抑制員工創(chuàng)造力的發(fā)揮？

1 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

1.1 真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力

真我型領(lǐng)導(dǎo)(authentic leadership)作為積極領(lǐng)導(dǎo)行為是對變革型領(lǐng)導(dǎo)和倫理型領(lǐng)導(dǎo)的整合與發(fā)展[13]，它將積極心理與組織發(fā)展情境高度連接，包括自我意識、道德內(nèi)化、平衡加工和關(guān)系透明4個重要維度[14].員工創(chuàng)造力是指員工針對工作和組織能夠提出新穎而有用的想法[5].真我型領(lǐng)導(dǎo)通過如下幾個方面影響員工創(chuàng)造力：首先，在自我意識過程中，領(lǐng)導(dǎo)者通過自我反省的方式觀察和分析員工及自身的心理狀態(tài).他們了解并逐步接受員工的基本價值觀、情感、身份、動機(jī)或目標(biāo)[15].在此過程中，領(lǐng)導(dǎo)者能很好地了解自我并接受本我，逐步確立自信心，領(lǐng)導(dǎo)者自信程度越高，且被下屬所感知，由此而顯現(xiàn)出的獨(dú)立性投射給下屬，員工被激發(fā)出巨大的創(chuàng)新活力[16].因此，通過率先垂范和真我的充分展示，真我型領(lǐng)導(dǎo)的自我意識能夠提升下屬的創(chuàng)造力[17].其次，真我型領(lǐng)導(dǎo)的自我意識作風(fēng)和透明化關(guān)系處理方式有助于領(lǐng)導(dǎo)者贏得下屬的信任與尊重[18].領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間相互信任、彼此尊重，員工心理安全感被大大提升，有助于他們自由地表達(dá)非傳統(tǒng)觀點(diǎn)，甚至無所顧忌地表達(dá)和權(quán)威人士相左的意見[19]，不同觀點(diǎn)碰撞成為激發(fā)創(chuàng)新觀點(diǎn)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)之一.再次，就平衡信息加工以及關(guān)系透明化而言，即使員工建言可能挑戰(zhàn)領(lǐng)導(dǎo)者原有判斷，真我型領(lǐng)導(dǎo)不僅不會認(rèn)為這會威脅自己的權(quán)威，反而會鼓勵員工積極建言獻(xiàn)策.真我型領(lǐng)導(dǎo)能借助平衡型信息加工能力謹(jǐn)慎評價每位員工的想法.總之，真我型領(lǐng)導(dǎo)會通過角色模式感染下屬，激發(fā)員工產(chǎn)生積極心理，從而產(chǎn)生創(chuàng)新[13].基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

圖1 理論假設(shè)模型

Fig．1 Theory and hypothesis of the model

H1 真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力成正相關(guān)關(guān)系，即真我型領(lǐng)導(dǎo)能激發(fā)員工創(chuàng)造力.

1.2 真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作激情

依據(jù)社會心理學(xué)和創(chuàng)業(yè)學(xué)等相關(guān)文獻(xiàn)，本文將工作激情界定為員工對其工作的具有強(qiáng)烈傾向性的心理評價[20].工作激情既不同于內(nèi)在動機(jī)也不同于積極情緒.首先，相比內(nèi)、外在動機(jī)而言，內(nèi)在動機(jī)是在短期內(nèi)人與工作互動過程中自然而然地產(chǎn)生的[21]，并沒有內(nèi)化在個體的社會身份之中[22].相反，工作激情不僅是內(nèi)在激發(fā)的，而且會將活動自覺地內(nèi)化進(jìn)自己的身份之中.顯而易見，無論是工作激情還是內(nèi)在動機(jī)都意味著個體在從事某項(xiàng)活動中是很享受的，但前者同時延伸了個體的自我概念.因此，一個人很可能受內(nèi)在動機(jī)影響去從事某項(xiàng)活動，但這項(xiàng)活動可能并不是他所熱愛的.其次，工作激情區(qū)別于積極情緒.積極情緒是簡單或復(fù)雜的的積極情感體驗(yàn),更多是情緒性身體狀態(tài)[23].而工作激情不僅包括情感體驗(yàn)還強(qiáng)調(diào)心理認(rèn)知，不僅是對工作本身的熱愛而且對其社會價值有理性的認(rèn)知和判讀.

依據(jù)自我決定理論，真我型領(lǐng)導(dǎo)能夠激發(fā)員工工作激情.員工由無自我決定動機(jī)向自我決定動機(jī)發(fā)展是先天趨勢.但外部動機(jī)的內(nèi)化并不必然發(fā)生，需要外部環(huán)境的滋養(yǎng)，即需要滿足關(guān)系、自主與勝任3大心理需要[24].首先，真我型領(lǐng)導(dǎo)能夠誘發(fā)員工感知到領(lǐng)導(dǎo)對他們的情感性支持[5]，這種支持能夠滿足員工的關(guān)系與自主需要.由于真我型領(lǐng)導(dǎo)能夠?qū)ψ晕疫M(jìn)行道德性規(guī)范，在積極的道德示范過程中，真我型領(lǐng)導(dǎo)在員工中構(gòu)建了有效的心理資本[25]，諸如自信、自尊、自我效能感等很容易讓員工知覺到領(lǐng)導(dǎo)者對下屬的同情、關(guān)懷和信任，進(jìn)而在情感上提升領(lǐng)導(dǎo)與員工之間的關(guān)系，此時員工更容易將真我型領(lǐng)導(dǎo)的價值觀轉(zhuǎn)化為自我，員工工作自主性大大提升，更容易激發(fā)員工產(chǎn)生“士為知己者死”的工作沖動.其次，真我型領(lǐng)導(dǎo)能夠誘發(fā)員工感知到領(lǐng)導(dǎo)者對他們的工具性支持，他能夠滿足員工的勝任需要.真我領(lǐng)導(dǎo)倡導(dǎo)關(guān)系透明化以及平衡處理各種相關(guān)信息，他會以公平、令人尊重、富含大量信息和啟發(fā)性的方式給下屬建設(shè)性的評價和反饋.這些工具性的支持有利于促進(jìn)員工更好地完成工作任務(wù)，不斷培育發(fā)展與工作績效相關(guān)的技能，煥發(fā)出積極開展工作的巨大熱情和動力.相反，真我型領(lǐng)導(dǎo)很少給下屬傳遞結(jié)果導(dǎo)向壓力下持續(xù)改善工作績效的信息，不會使員工為了維護(hù)與工作相關(guān)的特定聲譽(yù)而把更多的時間和精力投入工作中.正因?yàn)檎嫖倚皖I(lǐng)導(dǎo)能夠很好滿足員工上述3大心理需求，使得員工意識到自己之所以在工作中愿意投入更多的時間和精力不是因?yàn)榻Y(jié)果導(dǎo)向性的工作壓力所致，而是工作本身的特征使然，員工會自覺地將工作看成是重要的事情，而且非常樂意把更多的時間和精力投入到自己的工作中.基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H2 真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情成正相關(guān)關(guān)系，即真我型領(lǐng)導(dǎo)有助于員工在工作中表現(xiàn)出更大的工作激情.

1.3 權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用

權(quán)力距離是個體對組織中權(quán)力分配不平等的接受程度[26].高權(quán)力距離導(dǎo)向的員工傾向于恪守與領(lǐng)導(dǎo)間的職位等級差距，會優(yōu)先顧忌上級的權(quán)威，一旦意識到自己對工作的極大熱情和投入會讓領(lǐng)導(dǎo)有更多猜忌，就會藏匿自己，不敢在日常工作中有“出頭”的表現(xiàn)，以免帶來不必要的麻煩.

權(quán)力距離對真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用也可從自我決定理論得到解釋.根據(jù)信息處理和儲存的特征，顯著的刺激物會強(qiáng)烈地影響個體動機(jī)產(chǎn)生的認(rèn)知部分，認(rèn)知者與被認(rèn)知者之間的互動能影響信息處理和儲存過程.因下屬對領(lǐng)導(dǎo)的獎懲權(quán)有著極大的依賴，下屬會努力地處理與領(lǐng)導(dǎo)有關(guān)的信息.對信息處理的心理卷入越大，越能將領(lǐng)導(dǎo)的信息進(jìn)行編碼處理，比如領(lǐng)導(dǎo)者對員工的預(yù)期和行為風(fēng)格等信息.下屬經(jīng)常能跟領(lǐng)導(dǎo)者在日常工作中交流，這都有利于下屬判斷領(lǐng)導(dǎo)將來處理交往過程的信息[28].

權(quán)力距離作為內(nèi)隱價值觀，它自然也成為員工衡量領(lǐng)導(dǎo)對待自己的行為預(yù)期的刺激物.權(quán)力距離感高的員工關(guān)注與領(lǐng)導(dǎo)的職權(quán)差異和層級控制，他們更愿意了解領(lǐng)導(dǎo)的工作意圖，并根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)的價值標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置自己的工作目標(biāo)，進(jìn)而確定工作的真實(shí)意義.真我型領(lǐng)導(dǎo)作為有效的領(lǐng)導(dǎo)方式，其成功之處在于他可以很好地控制上下級之間的距離.真我型領(lǐng)導(dǎo)知道什么時候需要分享情感經(jīng)歷，與員工保持良好關(guān)系.他們更知道什么時候需要傳達(dá)威嚴(yán)，提醒員工注意自己的工作，注重組織的共同目標(biāo).因?yàn)闄?quán)力距離感高的員工在上下級關(guān)系中常常表現(xiàn)為“上尊下卑”的角色關(guān)系與義務(wù)[29].員工的權(quán)力距離感越強(qiáng)，越會恪守自己“卑”的角色，遵從處于“上”位的領(lǐng)導(dǎo)者，并認(rèn)為他們永遠(yuǎn)都應(yīng)該是高高在上的領(lǐng)導(dǎo)者，員工習(xí)慣了“無條件服從上級”[30].當(dāng)真我型領(lǐng)導(dǎo)通過透明化關(guān)系處理方式與員工分享信息，開誠布公地接受和反饋信息，并借助自我意識作風(fēng)激發(fā)員工自我表達(dá)時，權(quán)力距離感高的員工會認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)有“禮賢下士”之風(fēng)，在內(nèi)心油然而生“知遇之恩”的強(qiáng)烈情感，這時員工更能體會到自身工作的價值所在，更愿意以飽滿的工作熱情和更大的工作投入回饋領(lǐng)導(dǎo)，進(jìn)一步釋放自身的工作潛能，充分展示自我價值[31].相反，權(quán)力距離感低的員工無論是在重要決策上，還是在社會交往中，習(xí)慣以平等參與的方式與領(lǐng)導(dǎo)交流.真我型領(lǐng)導(dǎo)所展示的高道德標(biāo)準(zhǔn)和關(guān)系透明式的平衡加工特征，往往被員工視作理所當(dāng)然，并不能讓下屬產(chǎn)生更多的積極情感體驗(yàn)，權(quán)力距離感低可能不會強(qiáng)化真我型領(lǐng)導(dǎo)對工作激情的積極影響.因此，本文提出如下假設(shè)：

H3 權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情之間的關(guān)系，即員工的權(quán)力距離感越強(qiáng)，真我型領(lǐng)導(dǎo)越能激發(fā)員工的工作激情，反之，兩者之間的正向關(guān)系保持不變或被弱化.

1.4 工作激情的中介作用

工作激情是員工對自己工作的強(qiáng)烈的傾向性心理評價，能有效銜接真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系.首先，真我型領(lǐng)導(dǎo)與生俱來的真心、熱情以及仁慈等能夠讓員工意識到自己正在或即將從事的工作帶給自己的愉悅心情，并意識到工作對自己的價值所在，從而滿足員工自我成長和發(fā)展的需求.依據(jù)自我決定理論，人是積極的有機(jī)體，具有心理成長和自我發(fā)展的先天傾向[11].一旦領(lǐng)導(dǎo)支持能夠滿足員工對自主性、勝任以及關(guān)系3種基本需求，個體就會對未來充滿無限憧憬，進(jìn)而導(dǎo)致正向的心理認(rèn)知和積極的情感體驗(yàn)，并煥發(fā)出革故鼎新的工作激情.其次，真我型領(lǐng)導(dǎo)所激發(fā)的工作激情能最大化員工創(chuàng)造力.一方面，工作激情能讓下屬感受到工作有很大的自主性[32].工作自主性能夠提升員工在創(chuàng)造性活動中的適應(yīng)性和積極進(jìn)取心，進(jìn)而表現(xiàn)出更好的創(chuàng)造性工作績效[10].換言之，當(dāng)員工在履行自己的工作職責(zé)時，如果享有很大的工作自主性，他們的創(chuàng)造力就會提升.另一方面，工作激情帶給員工積極的情感體驗(yàn).積極的情感體驗(yàn)有助于員工在不同的想法之間建立聯(lián)系，運(yùn)用更為廣泛的資源以及更為新穎的實(shí)驗(yàn)設(shè)計，從而最大程度地激發(fā)員工的創(chuàng)造力[33].由此，本文提出如下假設(shè)：

H4 工作激情中介真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系，即工作激情能夠?qū)⒄嫖倚皖I(lǐng)導(dǎo)影響傳導(dǎo)給員工，進(jìn)而激發(fā)員工創(chuàng)造力.

此外，自我決定理論還強(qiáng)調(diào)環(huán)境與個體之間的互動，該理論認(rèn)為環(huán)境能夠促進(jìn)，也可以遲滯個體積極行為的形成和發(fā)展，關(guān)鍵取決于環(huán)境與個體的有效互動[11].權(quán)力距離作為重要的情境因素衡量的是員工對組織權(quán)力分配不平等的接受程度，它與真我型領(lǐng)導(dǎo)相互作用而對員工行為產(chǎn)生潛移默化的影響.

事實(shí)上，就上級的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格而言，員工是否選擇積極的反饋行為依賴于他們?nèi)绾伟杨I(lǐng)導(dǎo)過去和現(xiàn)在的行為事件作為刺激線索予以解讀.員工一方面需要回顧對領(lǐng)導(dǎo)過去的內(nèi)隱印象[28]，另一方面又要根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)現(xiàn)在的行為表現(xiàn)來判斷自己的行為效能.真我型領(lǐng)導(dǎo)能清晰定位自己的內(nèi)在價值觀，保證其言行一致程度.即使在不能履行授權(quán)承諾時，他也會公開向下屬道歉，說明食言的真實(shí)理由.這兩種行為都可被下屬視為領(lǐng)導(dǎo)真實(shí)正直的重要信息[33].但這種對領(lǐng)導(dǎo)行為的解讀受特定文化的影響，從傳統(tǒng)文化視角來看，中國人骨子里有“威權(quán)”傾向[35]，希望自己的領(lǐng)導(dǎo)不言自威同時又不失時機(jī)地對下屬予以關(guān)懷體貼，因此，中國企業(yè)中，真我型領(lǐng)導(dǎo)的良好特征需要員工在權(quán)力分配不平等的環(huán)境下方能有切實(shí)體驗(yàn)感.當(dāng)這樣的環(huán)境信息被個體所感知并接受，權(quán)力距離導(dǎo)向就成了員工的內(nèi)隱價值觀，它影響著員工面對領(lǐng)導(dǎo)時的行為意向.即權(quán)力距離感高的員工會把真我型領(lǐng)導(dǎo)的行為表現(xiàn)解讀為對自己的工作能力和價值的認(rèn)可，作為有效回饋，下屬才會更愿意為企業(yè)貢獻(xiàn)自己更多的聰明才智.相反，權(quán)力距離感低的員工則會忽略領(lǐng)導(dǎo)的“好”，理所當(dāng)然地按照正常的工作節(jié)奏和狀態(tài)開展工作，并不會對員工創(chuàng)造力有明顯的促進(jìn)作用.當(dāng)然，如前所述，真我型領(lǐng)導(dǎo)和權(quán)力距離的交互作用也會對員工工作激情產(chǎn)生重要影響，而工作激情與員工創(chuàng)造力有明顯的正相關(guān)關(guān)系，綜上所述，本文提出如下有關(guān)中介性調(diào)節(jié)作用的假設(shè)：

H5 員工工作激情中介真我型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離交互效應(yīng)與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系.

2 研究方法

2.1 研究取樣

數(shù)據(jù)源自兩家大型民營企業(yè)集團(tuán)旗下8個子公司中與創(chuàng)新有關(guān)的員工及其領(lǐng)導(dǎo).數(shù)據(jù)收集得到了兩家集團(tuán)公司人力資源部的大力支持與配合.調(diào)研之前，研究者先和子公司人力資源部門一同隨機(jī)挑選了調(diào)研對象，平均每家子公司抽取120名～150名員工，共鎖定了980名目標(biāo)員工及其部門負(fù)責(zé)人106名，這些員工在公司均從事與產(chǎn)品研發(fā)、設(shè)計以及流程優(yōu)化等相關(guān)工作，絕大部分具有本科以上學(xué)歷.研究者對這些員工和主管逐一進(jìn)行了配對和編號.針對上述抽樣可能帶來的系統(tǒng)誤差用t檢驗(yàn)法對固定性系統(tǒng)誤差，利用貝塞爾公式和別捷爾斯公式對隨機(jī)性系統(tǒng)誤差分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果證實(shí)在α=0.05上，兩種系統(tǒng)誤差均在可控范圍之內(nèi).

為盡量減少同源偏差，先后進(jìn)行了3次問卷調(diào)研，每次間隔3個月：1)第1次的調(diào)研(T1)對象是員工，調(diào)研的內(nèi)容包括員工的個人背景信息、對真我型領(lǐng)導(dǎo)和權(quán)力距離的評價.本次共發(fā)出980份員工問卷，回收了815份有效問卷，回收率為83.2%；2)3個月后實(shí)施第2次調(diào)研(T2)，由員工對自己的工作激情進(jìn)行評價；剔除已經(jīng)離職或崗位發(fā)生變動的員工，對有效填寫了第1次調(diào)研的762名員工再次發(fā)放了問卷，共回收683份有效問卷，回收率為89.6%；3)6個月后的第3次調(diào)研由主管評價員工創(chuàng)造力 (T3).剔除17名已經(jīng)離職或崗位發(fā)生了變化的負(fù)責(zé)人后，共發(fā)放問卷617份，回收了532份有效問卷，回收率為86.2%.為確保問卷的回收率和有效性，問卷由人力資源部安排專人和研究人員共同現(xiàn)場發(fā)放，現(xiàn)場回收.

2.2 變量測量

為確保研究的信效度，本文所涉及的構(gòu)念均采用或適當(dāng)修訂現(xiàn)有文獻(xiàn)已使用過的量表.

1)真我型領(lǐng)導(dǎo).采用Neider和Schriesheim[36]開發(fā)的量表，共16個題項(xiàng)，例如“團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)鼓勵團(tuán)隊(duì)成員說出自己的真實(shí)想法”.該量表在本文中的信度系數(shù)為0.94.通過二階驗(yàn)證性因子分析發(fā)現(xiàn)，真我型領(lǐng)導(dǎo)的二階四維模型擬合指數(shù)(χ2(100)=332.75,Df=100;RMSEA=0.07,CFI=0.96,TLI=0.95，GLI=0.92)均符合多維高階構(gòu)念的要求.

2)工作激情.采用Vallerand等[22]編制的量表，本文將原量表中的活動改為工作中的某種形式，包括7個條目，例如“工作中發(fā)現(xiàn)的新事情，讓我更加親睞我的工作”等. 該量表在本文中的信度系數(shù)為0.93.

3)員工創(chuàng)造力.采用Farmer等[33]開發(fā)的量表, 包括4個項(xiàng)目, 例如“該員工尋求解決問題的新思路或新辦法”等，該量表在本文中的信度系數(shù)為0.86.

4)權(quán)力距離.采用Dorfman和Howell[37]開發(fā)的量表，該量表共有6個題項(xiàng)，例如 “我認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)在做大多數(shù)決策時，不需要征詢下屬意見”等.量表的信度系數(shù)為0.92.

上述測量均采用likert-7點(diǎn)進(jìn)行自我或他評，其中1 表示“非常不同意”, 7 表示“非常同意”.

5)控制變量.以往的研究表明，員工的背景變量會影響員工創(chuàng)造力.因此，本文將性別、教育程度、年齡和職位級別作為控制變量處理.

3 數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

3.1 變量的結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)

變量的結(jié)構(gòu)效度應(yīng)當(dāng)包括聚斂效度和區(qū)分效度.首先，本文采用探索性因子分析方法獲取各量表?xiàng)l目的因子載荷，并利用因子載荷計算得到“真我型領(lǐng)導(dǎo)”、“工作激情”、“權(quán)力距離”和“員工創(chuàng)造力”的AVE值分別為0.56，0.60，0.58和0.65，均大于0.50， 說明量表有很好的聚斂效度.其次，本文采用AMOS 7.0對關(guān)鍵變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，在四因子模型、三因子模型以及單因子模型之間進(jìn)行對比.結(jié)果顯示，四因子模型擬合得比較好(χ2(485)=1 510.72,p<0.001;RMSEA=0.06,CFI=0.92,TLI=0.92)，而且這一模型要顯著地優(yōu)于三因子模型和單因子模型的擬合優(yōu)度(詳見表1)，表明測量具有較好的區(qū)分效度.

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注：n= 532;

a在零模型中，所有測量項(xiàng)目之間沒有關(guān)系；b 工作激情和權(quán)力距離合并為1個潛在因子；c 權(quán)力距離和員工創(chuàng)造力合并為1個潛在因子；d工作激情和員工創(chuàng)造力合并為一個潛在因子；e 工作激情、權(quán)力距離和員工創(chuàng)造力合并為1個潛在因子；f 將所有項(xiàng)目歸屬于同一個潛在因子.

3.2 變量的描述性統(tǒng)計分析

表2顯示，真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情(r=0.48,p<0.01)、員工創(chuàng)造力(r=0.33,p<0.05)及權(quán)力距離(r=0.85,p<0.01)呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系.同時，工作激情與員工創(chuàng)造力(r=0.44,p<0.01)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系.此外，性別(r=0.04)、教育程度(r=0.04)、年齡(r=-0.07)和職位級別(r=0.02)與真我型領(lǐng)導(dǎo)均沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，這表明真我型領(lǐng)導(dǎo)在不同教育程度、年齡、和職位級別之間差異不大.

表2 各主要變量的描述性及相關(guān)性分析

注：n= 532;**p<0.01，*p<0.05； a (1)男；(0)女.

3.3 假設(shè)驗(yàn)證

本文主要采用層級回歸(hierarchical regression)驗(yàn)證相關(guān)假設(shè).

1)主效應(yīng).假設(shè)1提出真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力有顯著正向影響.為驗(yàn)證此假設(shè)，本文將員工創(chuàng)造力設(shè)為因變量，其次加入控制變量 (性別、教育程度、年齡和職位級別)，最后將自變量 (真我型領(lǐng)導(dǎo)) 放入回歸方程.表3中的模型6顯示，真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力(β=0.32，p<0.01)具有顯著的正向影響.假設(shè)1被驗(yàn)證.由模型2可看出，真我型領(lǐng)導(dǎo)對工作激情有顯著的正向影響(β=0.48，p<0.01)，因此，假設(shè)2得到了數(shù)據(jù)支持.

2)中介效應(yīng).依據(jù)Baron和Kenny[38]的建議，運(yùn)用層級回歸的方法驗(yàn)證工作激情在真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力間的中介作用.表3中模型6顯示，真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力(β=0.32，p<0.01)具有顯著的正向影響.同時，工作激情對員工創(chuàng)造力(β=0.43，p<0.01)也具有顯著的正向影響(如模型7所示)，加入了中介變量工作激情后，真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力(β=0.17)的影響變?yōu)椴伙@著，而工作激情顯著影響員工創(chuàng)造力(β=0.33，p<0.01)(如模型8所示).由此，員工工作激情在真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間起中介作用，假設(shè)4得到支持.

此外，本文運(yùn)用Sobel方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性[39].結(jié)果表明，工作激情在真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間(Z=7.2,p<0.001)起著顯著的促進(jìn)作用.假設(shè)4得到數(shù)據(jù)的進(jìn)一步支持.

3)調(diào)節(jié)效應(yīng).假設(shè)3提出權(quán)力距離會強(qiáng)化真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情之間的正向關(guān)系.為驗(yàn)證這一假設(shè)，本文將員工工作激情作為因變量，其次逐步引入控制變量、自變量(真我型領(lǐng)導(dǎo))和調(diào)節(jié)變量(權(quán)力距離)，最后加入自變量和調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng).為了消除共線性，在構(gòu)造自變量和調(diào)節(jié)變量的乘積項(xiàng)時，本文將自變量和調(diào)節(jié)變量分別進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化.表3中的模型4顯示，真我型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離之間的交互作用會對工作激情產(chǎn)生顯著的正向影響(β=0.09,p<0.05).這表明，員工的權(quán)力距離感越高，真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情之間的正向關(guān)系就越強(qiáng)，支持了假設(shè)3.

4)中介性調(diào)節(jié)效應(yīng).針對假設(shè)5提出的中介性調(diào)節(jié)作用假設(shè)，本文借助表3中的模型9和10進(jìn)行驗(yàn)證.模型9顯示，真我型領(lǐng)導(dǎo)和權(quán)力距離的乘積項(xiàng)與員工創(chuàng)造力存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(β=0.15,p<0.01)，將中介變量工作激情和交互項(xiàng)加入上述模型后，真我型領(lǐng)導(dǎo)和權(quán)力距離的交互項(xiàng)對員工創(chuàng)造力的影響消失(β=0.08,ns)，但工作激情對員工創(chuàng)造力依舊存在正相關(guān)關(guān)系(β=0.31,p<0.01).假設(shè)5被初步驗(yàn)證.為進(jìn)一步綜合檢驗(yàn)中介性調(diào)節(jié)作用，本文根據(jù)Edwards和Lambert[40]的建議，利用刀切法(bootstrapping method)，分析了真我型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互作用對員工創(chuàng)造力的影響是如何被工作激情所中介的.表4顯示，在權(quán)力距離高和低時，工作激情所產(chǎn)生的間接效應(yīng)有差異(Δβ=0.07)，此差異在95%的置信區(qū)間內(nèi)不包括0，說明此差異顯著.此外，表4顯示，權(quán)力距離對真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情的調(diào)節(jié)作用(Δβ=0.14,p<0.05)，以及對真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力的總調(diào)節(jié)效應(yīng)(Δβ=0.17，p<0.05)都得到了數(shù)據(jù)的支持，因此，真我型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互作用會顯著影響員工工作激情，而工作激情反過來又促進(jìn)了員工創(chuàng)造力的發(fā)揮.假設(shè)3和假設(shè)5得到進(jìn)一步支持.此外，本文分別以高于均值1個標(biāo)準(zhǔn)差和低于均值1個標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn)繪制圖2和圖3，進(jìn)一步說明了不同權(quán)力距離感的員工在受到真我型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格影響時，工作激情和員工創(chuàng)造力的差異.

表3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

注：n=532;***p< 0.001，**p< 0.01，*p< 0.05.

表4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

注：n=532;**p<0.01，*p<0.05；PMX代表真我型領(lǐng)導(dǎo)對工作激情的影響，PYM代表工作激情對員工創(chuàng)造力的影響，PYX代表 真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響.高權(quán)力距離代表均值加1個標(biāo)準(zhǔn)差，低權(quán)力距離代表均值減1個標(biāo)準(zhǔn)差.

圖2 權(quán)力距離對真我型領(lǐng)導(dǎo)和工作激情的調(diào)節(jié)作用

Fig.2 power distance moderate the relation between authentic leadership and work passion

圖3 權(quán)力距離對真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力的調(diào)節(jié)作用

4 結(jié)束語

本文利用總效應(yīng)調(diào)節(jié)作用模型從自我決定理論視角分析了真我型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的內(nèi)在作用機(jī)制.基于532名員工及其89名主管的配對數(shù)據(jù)，得到以下研究結(jié)論：首先，與此前國內(nèi)相關(guān)研究結(jié)論相同[13]，真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力和工作激情呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即真我型領(lǐng)導(dǎo)不僅能夠顯著影響員工創(chuàng)造力而且能夠有效激發(fā)員工工作激情.其次，權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)真我型領(lǐng)導(dǎo)與工作激情之間以及真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系.當(dāng)員工對組織中權(quán)力分配不平等的接受程度越強(qiáng)時，員工能夠感受到真我型領(lǐng)導(dǎo)的真誠與慈愛，更容易迸發(fā)出強(qiáng)烈的工作激情和創(chuàng)造力.第三，工作激情不僅能夠完全中介真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系，而且真我型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互作用也會通過工作激情間接影響員工創(chuàng)造力.

綜上所述，本文主要具有以下理論貢獻(xiàn)：首先，從自我決定理論視角進(jìn)一步完善了真我型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的中介作用機(jī)制.Walumbwa等[41]研究認(rèn)為，有關(guān)真我型領(lǐng)導(dǎo)的研究更應(yīng)關(guān)注其影響員工工作行為和績效的中介作用機(jī)制.為數(shù)不多的幾項(xiàng)研究分別從心理資本[7]、積極情感與希望[8]等與工作動機(jī)和情緒相關(guān)的幾個方面對真我型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的中介作用機(jī)制做了初步探討.本文進(jìn)一步證實(shí)，真我型領(lǐng)導(dǎo)通過工作激情間接影響員工創(chuàng)造力，且工作激情顯著區(qū)別于工作動機(jī)和情緒等現(xiàn)有中介變量.研究進(jìn)一步揭開了真我型領(lǐng)導(dǎo)影響結(jié)果變量的過程“黑箱”，對于深入理解真我型領(lǐng)導(dǎo)的作用過程具有重要意義.其次，本文初步明確了真我型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造力的邊界條件.結(jié)果顯示，權(quán)力距離會顯著增強(qiáng)真我型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作激情之間的正向關(guān)系，并對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生進(jìn)一步的促進(jìn)作用.這表明權(quán)力距離感高的員工更能領(lǐng)悟真我型領(lǐng)導(dǎo)，更容易用一顆感恩的心來回饋這份正直和寬容.這一結(jié)論是對真我型領(lǐng)導(dǎo)研究的重要拓展——它首次將調(diào)節(jié)變量和中介變量同時放入到真我型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)造力相互關(guān)系之中，不僅讓人們了解真我領(lǐng)導(dǎo)到員工創(chuàng)造力的過程機(jī)制，而且讓人們認(rèn)清這種過程機(jī)制存在的邊界條件，進(jìn)一步打開了真我型領(lǐng)導(dǎo)到員工創(chuàng)造力之間“黑箱”中的“黑箱”.

本文對管理實(shí)踐的指導(dǎo)意義體現(xiàn)在：首先，面對外部環(huán)境日益動態(tài)化以及競爭壓力持續(xù)強(qiáng)化，創(chuàng)新已經(jīng)成為企業(yè)贏得未來競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵，為此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)努力營造領(lǐng)導(dǎo)真實(shí)性產(chǎn)生的氛圍，即通過道德內(nèi)化、自我意識、關(guān)系透明和平衡加工讓員工感受到領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新支持的真情實(shí)意，從而產(chǎn)生濃烈的創(chuàng)新意愿.其次，企業(yè)和管理者要滿足員工對于關(guān)系、自主以及勝任的基本心理需求，在人員配備過程中既要考慮能崗匹配，也要照顧到員工興趣所在，最大程度地激發(fā)員工對產(chǎn)品和管理創(chuàng)新的強(qiáng)烈意愿.最后，因?yàn)榈蜋?quán)力距離感的員工并不能真切體會真我型領(lǐng)導(dǎo)的真實(shí)用意.因此，從中國傳統(tǒng)文化的視角看，領(lǐng)導(dǎo)要對下屬產(chǎn)生積極的影響，既要有“親民”之舉，同時也必須保持應(yīng)有的“威嚴(yán)”之勢，只有恩威并用方可有效激發(fā)下屬的工作熱情和更大創(chuàng)造力，這一點(diǎn)與謝家琳等[43]的觀點(diǎn)不謀而合.

本文通過縱向設(shè)計方式，采用多時間點(diǎn)、多方來源的數(shù)據(jù)，更深入而精確地刻畫變量之間的關(guān)系，拓展了研究的深度和廣度.但研究目前仍有需改進(jìn)的地方，比如，本文采用的測量工具均來自西方文獻(xiàn).盡管各個變量的信效度都達(dá)到了可接受的水平，但如能開發(fā)適合我國組織情境的量表，則會使變量的測量和研究的結(jié)果更加準(zhǔn)確；其次，本文探討了權(quán)力距離對真我領(lǐng)導(dǎo)作用過程的權(quán)變影響.事實(shí)上，真我型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力作用過程可能存在多種邊界條件，除了個體層面的考量之外，團(tuán)隊(duì)和組織層面的因素也值得關(guān)注.再有，本文的研究樣本來源于兩家企業(yè)集團(tuán)，盡管這樣做有助于控制行業(yè)和地域的因素，從而提升研究的內(nèi)部效度，但也不可避免地削弱了研究的外部效度.后續(xù)的研究應(yīng)該對更廣泛的行業(yè)和地區(qū)進(jìn)行調(diào)查，以進(jìn)一步驗(yàn)證本文的結(jié)論.

[1]顧琴軒， 王莉紅. 研發(fā)團(tuán)隊(duì)社會資本對創(chuàng)新績效作用路徑——心理安全和學(xué)習(xí)行為整合視角[J]. 管理科學(xué)學(xué)報, 2015, 18(5): 68-78. Gu Qinxuan, Wang Lihong. Influence process of social capital on innovative performance in R&D teams: Integration of the team’s psychological safety and learning behaviors[J]. Journal of Management Sciences in China, 2015, 18(5): 68-78. (in Chinese)

[2]Herrmann D, Felfe J. Effects of leadership style, creativity technique and personal initiative on employee creativity[J]. British Journal of Management, 2014, 25(1): 209-227.

[3]張鵬程, 劉文興, 廖建橋. 魅力型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響機(jī)制: 僅有心理安全足夠嗎[J]. 管理世界， 2011, (10): 94-107. Zhang Pengcheng, Liu Wenxing, Liao Jianqiao. Influence of charismatic leadership on employee creativity: The role of psychological safety[J]. Management Word, 2011, (10): 94-107. (in Chinese)

[4]趙紅丹, 彭正龍. 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊(duì)績效: 基于社會交換視角的解釋[J]. 系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐, 2013, 33(10): 2524-2532. Zhao Hongdan, Peng Zhenglong. Servant leadership and team performance: Study on the perspective of social exchange[J]. Systems Engineering-Theory & Practice, 2013, 33(10): 2524-2532. (in Chinese)

[5]Zhang X M, Bartol K M. Linking empowering leadership and employee creativity: The influence of psychological empowerment, intrinsic motivation,andcreative process engagement[J]. Academy of Management Journal, 2010, 53(1): 107-128.

[6]Shalley C E, Gilson L L. What leaders need to know: A review of social and contextual factors that can foster or hinder creativity[J]. The Leadership Quarterly, 2004, 15(1): 33-53.

[7]Zubair A, Kamal A. Authentic leadership and creativity: Mediating role of work-related flow and psychological capital[J]. Journal of Behavioral Sciences, 2015, 25(1): 150-171.

[8]Rego A, Sousa F, Marques S, et al. Hope and positive affect mediating the authentic leadership and creativity relationship[J]. Journal of Business Research, 2014, 67(2): 200-210.

[9]Philippe F L, Vallerand R J, Houlfort N, et al. Passion for an activity and quality of interpersonal relationships: The mediating role of emotions[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2010, 98(6): 917-932.

[10]Mageau G, Vallerand R J. The moderating effect of passion on the relation between activity engagement and positive affect[J]. Motivation and Emotion, 2007, 31(4): 312-321.

[11]Ryan R M, Deci E L. Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being[J]. American Psychologist, 2000, 55(1): 68-78.

[12]劉 軍, 富萍萍, 吳維庫. 企業(yè)環(huán)境、領(lǐng)導(dǎo)行為、領(lǐng)導(dǎo)績效互動影響分析[J]. 管理科學(xué)學(xué)報, 2005, 8(5): 61-68. Liu Jun, Fu Pingping, Wu Weiku. Empirical study on interaction among firm environment, leadership behaviors, and leadership effectiveness[J]. Journal of Management Sciences in China, 2005, 8(5): 61-68. (in Chinese)

[13]韓 翼, 楊百寅. 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)、 心理資本與員工創(chuàng)新行為: 領(lǐng)導(dǎo)成員交換的調(diào)節(jié)作用[J].管理世界, 2011, (12): 78-86. Han Yi, Yang Baiyin. Authentic leadership、psychological capital and employee innovative behaviors: The mediating role of LMX[J]. Management World, 2011, (12): 78-86. (in Chinese)

[14]Avolio B J, Luthans F, Walumbwa F O. Authentic leadership: Theory-building for veritable sustained performance[J]. The Gallup Leadership Institute, 2004: 2-15.

[15]Leroy H, Anseel F, Gardner W L, et al. Authentic leadership, authentic followership, basic need satisfaction, and work role performance[J]. Journal of Management, 2015, 41(6): 1677-1697.

[16]Wang H, Sui Y, Luthans F, et al. Impact of authentic leadership on performance: Role of followers’positive psychological capital and relational processes[J]. Journal of Organizational Behavior, 2014, 35(1): 5-21.

[17]Iies R, Morgeson F P, Nahrgang J D. Authentic leadership and eudaemonic well-being: Understanding leader-follower outcomes[J]. The Leadership Quarterly, 2005, 16(3): 373-394.

[18]Walumbwa F O, Avolio B J, Gardner W L. Authentic leadership: Development and validation of a theory based measure[J]. Journal of Management, 2008, 34(1): 89-126.

[19]趙 晨, 陳國權(quán), 高中華. 領(lǐng)導(dǎo)個人學(xué)習(xí)對組織學(xué)習(xí)成效的影響: 基于情境型雙元平衡的視角[J]. 管理科學(xué)學(xué)報, 2014, 17(10): 38-49. Zhao Chen, Chen Guoquan，Gao Zhonghua. The effect of team leader learning on organizational learning: A view based on contextual ambidexterity[J]. Journal of Management Sciences in China, 2014, 17(10): 38-49. (in Chinese)

[20]Liu D, Chen X P, Yao X. From autonomy to creativity: A multilevel investigation of the mediating role of harmonious passion[J]. Journal of Applied Psychology, 2011, 96(2): 294-309.

[21]Vallerand R J, Miquelon P. Passion for sport in athletes. In Jowett & Lavallee (Eds.),Social psychology in sport (pp. 249-263)[M].Champaign, IL: Human Kinetics, 2007.

[22]Vallerand R J, Blanchard C, Mageau G A, et al. Les passions de i’a^me: On obsessive and harmonious passion[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2003, 85(4): 756-767.

[23]肖慧琳, 李衛(wèi)鋒. 高管決策的情緒調(diào)節(jié)機(jī)制: 準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)現(xiàn)場的研究[J]. 管理科學(xué)學(xué)報, 2014, 17(10): 60-69. Xiao Huilin, Li Weifeng. Mechanism of emotion regulation on TMT decision-making process: Based on quasi-experimental field study[J]. Journal of Management Sciences in China, 2014, 17(10): 60-69. (in Chinese)

[24]段錦云, 黃彩云. 變革型領(lǐng)導(dǎo)對員工建言的影響機(jī)制再探: 自我決定的視角[J]. 南開管理評論, 2014, 17(4): 98-109. Duan Jinyun, Huang Caiyun. The mechanism of individual-focused transformational leadership on employee voice behavior: A self-determination perspective[J]. Nankai Business Review, 2014, 17(4): 98-109. (in Chinese)

[25]Avolio B J, Gardner W L, Walumbwa F O, et al. Unlocking the mask: A look at the process by which authentic leaders impact follower attitudes and behaviors[J]. The Leadership Quarterly, 2004, 15(6): 801-823.

[26]Kirkman B L, Lowe K B, Gibson C B. A quarter century of Culture’s Consequences: A review of empirical research incorporating Hofstede’s cultural values framework[J]. Journal of International Business Studies, 2006, 37 (3): 285-320.

[27]Detert J R, Edmondson A C. Implicit voice theories: Taken-for-granted rules of self-censorship at work[J]. Academy of Management Journal, 2011, 54(3): 461-88.

[28]Greenbaum R L, Mawritz M B, Piccolo R F. When leaders fail to “walk the talk”: Supervisor undermining and perceptions of leader hypocrisy[J]. Journal of Management, 2015, 41(3): 929-956.

[29]張笑峰, 尚玉釩, 李圭泉, 等. 中國企業(yè)一把手”領(lǐng)袖化”過程: 領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威形成機(jī)制的探討[J]. 南開管理評論，2015, 18(2): 4-12. Zhang Xiaofeng, Shang Yufan, Li Guiquan, et al. Entrepreneurial authority formationmechanism in China: A grounded theory study based on Liu Chuanzhi’s data[J]. Nankai Business Review, 2015, 18(2): 4-12. (in Chinese)

[30]Liu W, Zhu R H, Yang Y K. I warn youbecause I like you: Voice behavior, employee identifications, and transformational leadership[J]. Leadership Quarterly, 2010, 21(1): 189-202.

[31]Simoms T. Behavioral integrity: The perceived alignment between managers’words and deeds as a research focus[J]. Organization Science, 2002, 13(1): 18-35.

[32]Shalley C E, Zhou J, Oldham G R. The effects of personal and contextual characteristics on creativity: Where should we go from here?[J]. Journal of Management, 2004, 30(6): 933-958.

[33]Farmer S M, Tierney P, Kung-McIntyre K. Employee creativity in Taiwan: An application of role identity theory[J]. Academy of Management Journal, 2003, 46(5): 618-630.

[34]Leroy H, Palanski M E, Simons T. Authentic leadership and behavioral integrity as drivers of follower commitment and performance[J]. Journal of Business Ethics, 2012, 107(3): 255-64.

[35]郭菊娥, 白云濤, 席酉民,等. 權(quán)威類型、決策程序?qū)Ω吖軟Q策過程影響研究[J]. 管理科學(xué)學(xué)報， 2008, 11(6): 1-10. Guo Jue, Bai Yuntao, Xi Youmin, et al. Effects of authority type and decision procedure on TMT decision-making process: A laboratory experiment[J]. Journal of Management Sciences in China, 2008, 11(6): 1-10. ( in Chinese)

[36]Neider L L, Schriesheim C A. The authentic leadership inventory (ALI): Development and empirical tests[J]. The Leadership Quarterly, 2011, 22(6): 1146-1164.

[37]Dorfman P W, Howell J P. Dimensions of national culture and effective leadership patterns: Hofstede revisited[J]. Advances in International Comparative Management, 1988, (3): 127-150.

[38]Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173-1182.

[39]Sobel M E. Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation models[J]. Sociological Methodology, 1982, 13: 290-312.

[40]Edwards J R, Lambert L S. Methods for integrating moderating and mediation: A general analytical framework using moderated path analysis[J]. Psychological Methods, 2007, 12(1): 1-22.

[41]Walumbwa F O, Wang P, Wang H, et al. Psychological processes linking authentic leadership to follower behaviors[J]. The Leadership Quarterly, 2010, 21(5): 901-914.

[42]Giallonardo L M, Wong C A, Iwasiw C L. Authentic leadership of preceptors: Predictor of new graduate nurses’work engagement and job satisfaction[J]. Journal of Nursing Management, 2010, 18(8): 993-1003.

[43]Xie J L, Schaubroeck J, Lam S K. Theories of job stress and the role of traditional values: A longitudinal study in China[J]. Journal of Applied Psychology, 2008, 93(4): 831-848.

Mediated moderating impact of authentic leadership on employee creativity

QINWei-ping1,ZHAOShu-ming2,ZHOULu-lu3,LIJin4

1. School of Business Administration, Nanjing University of Finance and Economics, Nanjing 210023, China;2. School of Business, Nanjing University, Nanjing 210093, China;3. School of Economics and Management, Southeast University, Nanjing 211189, China 4. School of Business, Nanjing Normal University, Nanjing 210046, China;

Leadership effectiveness is viewed as a means of improving employee creativity, while less researches explain the mechanism between authentic leadership and employee creativity. From a Self-determination theory perspective, the paper develops a model explaining how authentic leadership affects employee creativity. Sampling 532 employees and 89 of their supervisors from two large-sized private enterprise groups, the paper tests the mediation and moderation of work passion and power distance in the relationship between authentic leadership and employee creativity by a mediated moderation model. The findings show that: 1) authentic leadership has significantly positive effects on both work passion and employee creativity; 2) work passion offers a total mediating effect between authentic leadership and employee creativity; 3) the higher the perception of power distance felt by employees, the stronger the positive effect of authentic leadership on work passion, and the more significant the subsequent fostering effect on employee creativity.

authentic leadership; work passion; employee creativity; power distance

2013-09-23;

2015-10-22．

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71332002； 71402024； 71502085)； 教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金資助項(xiàng)目(16YJA630042)； 中國博士后科學(xué)基金資助項(xiàng)目(2014M551567)； 江蘇高校哲學(xué)社會科學(xué)研究一般資助項(xiàng)目(2014SJB122).

秦偉平(1976—)， 男， 山西襄垣人， 博士， 副教授， 碩士生導(dǎo)師. Email: qwptongji@126.com

F272; C936

A

1007-9807(2016)12-0083-12