謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)：角色寬度自我效能與目標(biāo)導(dǎo)向的作用

謝清倫，郗 濤

(1.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 武漢大學(xué)中國(guó)產(chǎn)學(xué)研合作問(wèn)題研究中心，湖北 武漢 430072； 2.盛隆電氣集團(tuán)有限公司，湖北 武漢 430074)

一、引言

隨著社會(huì)不斷發(fā)展，企業(yè)已然成為社會(huì)建設(shè)的主力軍，發(fā)揮舉足輕重的作用。如何進(jìn)一步推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和社會(huì)發(fā)展，改變中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與國(guó)際地位，已經(jīng)成為企業(yè)面臨的新問(wèn)題和挑戰(zhàn)。然而這些問(wèn)題的解決，不僅需要企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)參與，還需要員工廣泛參與。如何有效激發(fā)員工積極承擔(dān)責(zé)任，日益成為管理實(shí)踐者廣泛關(guān)注的話(huà)題。因此，本文嘗試研究員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響因素。

回顧主動(dòng)擔(dān)責(zé)的文獻(xiàn)研究，起初學(xué)術(shù)界從個(gè)體特質(zhì)視角探討員工性格對(duì)主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響，如主動(dòng)性格等[1]，探討什么樣的員工會(huì)站出來(lái)承擔(dān)責(zé)任；后來(lái)學(xué)者將主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響因素研究從個(gè)體特質(zhì)向情境因素進(jìn)行轉(zhuǎn)變，重點(diǎn)關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)因素的影響，如授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)[2]等影響。然而，從領(lǐng)導(dǎo)視角探討員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為太過(guò)于關(guān)注“自上而下”的領(lǐng)導(dǎo)方式，較少關(guān)注“自下而上”的領(lǐng)導(dǎo)行為方式，如謙遜型領(lǐng)導(dǎo)[3]。謙虛領(lǐng)導(dǎo)力求最大化發(fā)揮員工的優(yōu)勢(shì)與才能，可能會(huì)鼓勵(lì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

為了打開(kāi)謙遜領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工擔(dān)責(zé)影響機(jī)制“黑箱”，本文嘗試?yán)蒙鐣?huì)認(rèn)知理論進(jìn)行解釋。根據(jù)Parker的角色寬度自我效能感理論[4]，人的行為是由個(gè)體與環(huán)境互動(dòng)作用的結(jié)果，個(gè)體角色寬度自我效能感——個(gè)體對(duì)擁有更廣泛和積極的一種工作能力的感覺(jué)，能有效解釋人與環(huán)境互動(dòng)對(duì)個(gè)體行為的影響。為此，可以推斷作為情境因素謙遜領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)影響可能會(huì)受到個(gè)體特征的影響，如個(gè)體目標(biāo)導(dǎo)向。目標(biāo)導(dǎo)向主要從績(jī)效導(dǎo)向和回避導(dǎo)向兩個(gè)方面進(jìn)行衡量。相對(duì)低績(jī)效導(dǎo)向的員工，謙遜領(lǐng)導(dǎo)可能對(duì)高績(jī)效導(dǎo)向的員工角色寬度自我效能影響更大，進(jìn)而影響員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)；相比高回避導(dǎo)向的員工，謙遜領(lǐng)導(dǎo)可能對(duì)低回避導(dǎo)向的員工角色寬度自我效能影響更大，進(jìn)而影響員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。因此，本文通過(guò)實(shí)證研究檢驗(yàn)角色寬度自我效能和目標(biāo)導(dǎo)向的作用。

二、相關(guān)研究評(píng)述與研究假設(shè)

(一)謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)

謙遜型領(lǐng)導(dǎo)一般具備三個(gè)典型特征——能夠客觀認(rèn)識(shí)自我、欣賞他人的優(yōu)點(diǎn)和貢獻(xiàn)、對(duì)新的思想和反饋持開(kāi)放態(tài)度[3]。我們認(rèn)為謙遜型領(lǐng)導(dǎo)的這些管理作風(fēng)和管理實(shí)踐能夠激勵(lì)員工主動(dòng)參與到更廣泛的工作角色中，增強(qiáng)其角色外主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為的意愿和責(zé)任感，進(jìn)而使其產(chǎn)生更多的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。

謙遜領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)與下屬保持較好關(guān)系并肯定和贊賞下屬的優(yōu)點(diǎn)，可以使員工有動(dòng)機(jī)和資源去幫助其他同事。在謙遜領(lǐng)導(dǎo)以往的研究中，學(xué)者發(fā)現(xiàn)謙遜領(lǐng)導(dǎo)能正向促進(jìn)員工的工作滿(mǎn)意度和組織認(rèn)同[5]，而這兩種態(tài)度也是組織公民行為的有效預(yù)測(cè)因素。其次，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的認(rèn)可和反饋使得員工更加相信其自身能力，并愿意相信主動(dòng)擔(dān)責(zé)可以為組織和自身帶來(lái)積極的結(jié)果。Owens等從行為視角，指出謙卑可以通過(guò)后天的行為塑造出來(lái)，可以將謙卑型領(lǐng)導(dǎo)行為分成坦誠(chéng)自身的不足與過(guò)失、欣賞下屬優(yōu)點(diǎn)和謙虛學(xué)習(xí)三類(lèi)[6]。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為產(chǎn)生積極影響：主動(dòng)性行為具有一定的風(fēng)險(xiǎn)性，謙卑型領(lǐng)導(dǎo)能拉近領(lǐng)導(dǎo)者與下屬間的距離，對(duì)新事物、新觀點(diǎn)持開(kāi)放性和包容性的態(tài)度[7]；由此，我們提出假設(shè)H1：謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)有積極的預(yù)測(cè)作用。

(二)角色寬度自我效能的中介作用

員工的角色寬度自我效能與其主動(dòng)的工作表現(xiàn)、改進(jìn)型建議的提出等積極行為顯著相關(guān)。根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，不同的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(環(huán)境因素)可能會(huì)對(duì)員工自我角色概念產(chǎn)生不同的引導(dǎo)作用，造成員工對(duì)角色外行為(如主動(dòng)擔(dān)責(zé))的不同詮釋[8]，進(jìn)而影響員工對(duì)該行為的態(tài)度與參與度，由此我們認(rèn)為謙遜型領(lǐng)導(dǎo)可能通過(guò)影響員工的角色寬度自我效能，進(jìn)而影響員工的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。

首先，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)遵循“由下而上”的領(lǐng)導(dǎo)方式，這種類(lèi)型的領(lǐng)導(dǎo)者能夠正確、客觀地看待自己，并重視員工的貢獻(xiàn)與價(jià)值，這種“低”姿態(tài)無(wú)形中促使員工產(chǎn)生“主人翁”身份感知，同時(shí)激活了員工的工作認(rèn)知-動(dòng)機(jī)狀態(tài)[9]。其次，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)放下身段式的虛心求教及其表現(xiàn)出的對(duì)員工意見(jiàn)與想法的重視，能使員工在更大程度上感知到領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其超出角色范圍進(jìn)行主動(dòng)擔(dān)責(zé)的期待，進(jìn)而促進(jìn)員工角色寬度自我效能及其后續(xù)主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為的產(chǎn)生?；诖?，本文提出假設(shè)H2：?jiǎn)T工的角色寬度自我效能對(duì)謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為起中介作用，即謙遜型領(lǐng)導(dǎo)能夠增強(qiáng)員工的角色寬度自我效能，進(jìn)而促進(jìn)其主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為的產(chǎn)生。

(三)員工目標(biāo)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用

研究表明目標(biāo)導(dǎo)向影響著個(gè)體的成就動(dòng)機(jī)和自我設(shè)定目標(biāo)的困難程度及完成意愿，進(jìn)而會(huì)對(duì)員工接受挑戰(zhàn)性任務(wù)和額外責(zé)任的偏好產(chǎn)生影響，這就意味著目標(biāo)導(dǎo)向可能會(huì)對(duì)員工自身角色外行為的認(rèn)知和選擇產(chǎn)生重要影響[10]。由此我們認(rèn)為不同目標(biāo)導(dǎo)向的員工面對(duì)謙遜型領(lǐng)導(dǎo)時(shí)會(huì)對(duì)其自身角色概念認(rèn)知和角色目標(biāo)選擇做出不同的解讀。

根據(jù)目標(biāo)導(dǎo)向理論，我們預(yù)期高掌控-接近目標(biāo)導(dǎo)向和低績(jī)效-回避目標(biāo)導(dǎo)向的個(gè)體在謙遜型領(lǐng)導(dǎo)情境下會(huì)產(chǎn)生更高的角色寬度自我效能，進(jìn)而做出更多主動(dòng)性行為。領(lǐng)導(dǎo)與成員間建立以社會(huì)交換為基礎(chǔ)的關(guān)系型心理契約，形成相互責(zé)任[11]。如果員工被授予自主權(quán)、享有晉升的機(jī)會(huì)時(shí)，會(huì)表現(xiàn)出更高的積極性和投入，也會(huì)以更多組織公民行為回報(bào)組織。高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)-成員交換形成的關(guān)系型心理契約，明確各自角色。保持心理契約的關(guān)鍵是員工要堅(jiān)信領(lǐng)導(dǎo)，并履行承諾。謙遜型領(lǐng)導(dǎo)恰恰為個(gè)體提供了實(shí)現(xiàn)其成長(zhǎng)目標(biāo)的機(jī)會(huì)。這使其產(chǎn)生更高的角色寬度效能感，進(jìn)而產(chǎn)生更多的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為?；诖?，本文提出假設(shè)H3：?jiǎn)T工的掌控-接近導(dǎo)向調(diào)節(jié)了謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的間接關(guān)系，當(dāng)員工具有較高的掌控-接近導(dǎo)向時(shí)，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)能夠促進(jìn)員工形成較強(qiáng)的角色寬度自我效能，進(jìn)而促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。H4：?jiǎn)T工的績(jī)效-回避導(dǎo)向調(diào)節(jié)了謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的間接關(guān)系，當(dāng)員工具有較低的績(jī)效-回避導(dǎo)向時(shí)，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)能夠促進(jìn)員工形成較強(qiáng)的角色寬度自我效能，進(jìn)而促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

三、研究方法

(一)程序與樣本

本研究數(shù)據(jù)收集由研究者深入企業(yè)進(jìn)行，其過(guò)程歷時(shí)8個(gè)月，從2017年1月到2017年8月，調(diào)研對(duì)象為三家武漢的高科技企業(yè)，通過(guò)現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問(wèn)卷現(xiàn)場(chǎng)回收的方式進(jìn)行收集。為了避免同源數(shù)據(jù)造成的共同方法偏差問(wèn)題，本研究采用領(lǐng)導(dǎo)與員工配對(duì)互評(píng)的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。其中，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)、目標(biāo)導(dǎo)向、角色寬度自我效能由員工填寫(xiě)，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)由領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行評(píng)價(jià)。本次調(diào)研，員工問(wèn)卷實(shí)際發(fā)放350份，共回收有效問(wèn)卷337份，有效回收率為96%；領(lǐng)導(dǎo)問(wèn)卷實(shí)際發(fā)放70份，共回收有效問(wèn)卷68份，有效回收率為97%。其中，員工中53%為男性，年齡最小21歲，最大49歲，平均年齡為30歲，平均工作年限為7.3年，員工大多數(shù)人具有本科以上學(xué)歷。

(二)測(cè)量量表

謙遜型領(lǐng)導(dǎo)。采用Owens等[3]編制的謙遜型領(lǐng)導(dǎo)的行為量表，包括9個(gè)題項(xiàng)、3個(gè)維度：正確、客觀認(rèn)識(shí)自我的意愿，3個(gè)題項(xiàng)，如“領(lǐng)導(dǎo)會(huì)尋求反饋，即使是帶有批評(píng)性的反饋”；欣賞他人的能力與長(zhǎng)處，3個(gè)提項(xiàng)，如“領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常贊賞他人的優(yōu)點(diǎn)”；為下屬提供學(xué)習(xí)的示范，3個(gè)題項(xiàng)，如“領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出樂(lè)于學(xué)習(xí)他人”。問(wèn)卷采用李克特-7點(diǎn)量表，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.96。

目標(biāo)導(dǎo)向。采用Baranik等[12]開(kāi)發(fā)的8題項(xiàng)的問(wèn)卷。其中績(jī)效接近導(dǎo)向，4題項(xiàng)，內(nèi)容如“我喜歡展現(xiàn)我做的比我同事要好”；績(jī)效回避導(dǎo)向4題項(xiàng)，內(nèi)容如“我非常喜歡逃避讓我表現(xiàn)不好的地方”。問(wèn)卷采用李克特-7點(diǎn)量表，績(jī)效接近導(dǎo)向的Cronbach’s α系數(shù)為0.80，績(jī)效回避導(dǎo)向的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

角色寬度自我效能。采用Parker[4]的7個(gè)題項(xiàng)問(wèn)卷對(duì)角色寬度自我效能進(jìn)行測(cè)量。員工被告知對(duì)描述內(nèi)容是否是自己工作責(zé)任的程度進(jìn)行評(píng)價(jià)。采用李克特-7點(diǎn)量表，題項(xiàng)內(nèi)容包括“我有信心為我所工作領(lǐng)域設(shè)計(jì)新的業(yè)務(wù)流程”，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.93。

員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。采用Morrison等人[13]的10題項(xiàng)問(wèn)卷對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)進(jìn)行測(cè)量。由團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)每位團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行評(píng)價(jià)。題項(xiàng)內(nèi)容如“該員工經(jīng)常嘗試改進(jìn)流程來(lái)完成他的工作”，采用李克特-7點(diǎn)量表，此量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.92。

控制變量。為了明晰謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為的影響作用，本研究控制了一些反映下屬特征的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量(包括下屬的性別、年齡、學(xué)歷、工作年限以及職位期限)。

(三)分析方法

本研究首先采用SPSS22.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步標(biāo)準(zhǔn)化處理，描述性統(tǒng)計(jì)分析；然后采用Mplus7.4對(duì)變量區(qū)分效度進(jìn)行檢驗(yàn)，之后在對(duì)整體模型進(jìn)行路徑分析，并利用Bootstrap等技術(shù)檢驗(yàn)謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的間接效應(yīng)以及有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1是所有研究變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)。從表1可以看出，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間呈正相關(guān)關(guān)系(Cor.=0.31, P<0.05)，接近導(dǎo)向與謙遜型領(lǐng)導(dǎo)(Cor.=0.35, P<0.01)、角色寬度自我效能(Cor.=0.51, P<0.01)、員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)(Cor.=0.50, P<0.01)均呈正相關(guān)。謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工角色寬度自我效能之間呈正相關(guān)關(guān)系(Cor.=0.49, P<0.01)，員工角色寬度自我效能與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為呈正相關(guān)關(guān)系(Cor.=0.56, P<0.00)。這些結(jié)果為謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)以及員工角色寬度自我效能的中介效應(yīng)提供了初步的支持。

(二)區(qū)分效度檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)研究變量之間的區(qū)分效度，本研究采用Mplus7.4對(duì)變量與觀測(cè)指標(biāo)進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示，相較其他因子模型而言，五因子模型(謙遜型領(lǐng)導(dǎo)、角色寬度自我效能、主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為、回避導(dǎo)向、接近導(dǎo)向)的擬合優(yōu)度最高(χ2/df=2.25， RMSEA=0.061， CFI=0.970， TLI=0.963)。說(shuō)明變量之間存在較高的區(qū)分效度，可進(jìn)行進(jìn)一步回歸分析。

(三)假設(shè)檢驗(yàn)

采用Mplus7.4進(jìn)行整體模型的路徑分析，檢驗(yàn)本文所提出的研究假設(shè)。整體模型的路徑系數(shù)如圖1，具體的路徑系數(shù)如表3所示。

注：N=337；M為平均數(shù)；SD為標(biāo)準(zhǔn)差；*表示在p< 0.05上顯著；**表示在p< 0.01上顯著；對(duì)角線(xiàn)括號(hào)中的黑體數(shù)字為變量α系數(shù)。

表2 驗(yàn)證性因子分析

注：HL表示謙遜型領(lǐng)導(dǎo)；RBSE表示下屬的角色幅度自我效能感；TC表示下屬的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為；PAV表示績(jī)效抑制性導(dǎo)向；PAP表示下屬的績(jī)效接近性導(dǎo)向；+代表因子的合并；RMSEA代表近似誤差均方根；CFI代表比較擬合指數(shù)；TLI代表Tucker-Lewis指數(shù)；***代表p< 0.001。

圖1 路徑系數(shù)圖

假設(shè)1提出謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)有積極的預(yù)測(cè)作用。如表3的結(jié)果顯示，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為(B= 0.273，p< 0.001)和角色寬度自我效能(B= 0.151，p< 0.001)均有著顯著的正向效應(yīng)，因此假設(shè)1得到了數(shù)據(jù)的支持。5000次bootstrap的結(jié)果顯示，員工角色寬度自我效能的中介效應(yīng)估計(jì)值為0.053，95%置信區(qū)間為[0.022，0.095]，所以假設(shè)2得到了驗(yàn)證，也即謙遜型領(lǐng)導(dǎo)增強(qiáng)員工角色寬度自我效能，進(jìn)而促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為增加。謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與接近導(dǎo)向的交互項(xiàng)對(duì)員工的角色寬度自我效能有著正向的顯著關(guān)系(B= 0.121，p< 0.001)，表明假設(shè)3得到了數(shù)據(jù)的支持。此外，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與回避導(dǎo)向的交互項(xiàng)對(duì)員工的角色寬度自我效能有著負(fù)向的顯著關(guān)系(B= -0.056，p< 0.05)，表明假設(shè)4得到了數(shù)據(jù)的支持。

表3 路徑分析結(jié)果

注：表中系數(shù)均為非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)；括號(hào)中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤；Bootstrap樣本大小為5000；*表示p< 0.05；**表示p< 0.01；***表示p< 0.001。

根據(jù)表3的回歸系數(shù)，本研究給出了謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工接近導(dǎo)向的交互作用圖。

圖2 謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與績(jī)效導(dǎo)向交互作用

圖2所示，相比與低績(jī)效導(dǎo)向員工，謙遜領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高績(jī)效導(dǎo)向員工的角色寬度自我效能感影響更大，即高績(jī)效導(dǎo)向員工的角色寬度自我效能感受到謙遜領(lǐng)導(dǎo)影響更大。

圖3 謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與回避導(dǎo)向交互作用圖

圖3所示，相比高回避導(dǎo)向的員工，謙遜領(lǐng)導(dǎo)對(duì)低回避導(dǎo)向員工的角色寬度自我效能感影響更大，即低回避導(dǎo)向員工的角色寬度自我效能感受到謙遜領(lǐng)導(dǎo)影響更大。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)3與假設(shè)4中被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，本研究采用Mplus7.4在高于和低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的情境下進(jìn)行了有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示，當(dāng)接近導(dǎo)向高于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，間接效應(yīng)顯著(Ind=0.089, p<0.001)時(shí)，95%置信區(qū)間為[0.046，0.142]。同時(shí)，高于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差和低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之間的間接效應(yīng)差異顯著，95%置信區(qū)間為[0.025，0.137]，說(shuō)明當(dāng)員工具有較高接近導(dǎo)向時(shí)，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)能導(dǎo)致較高的角色寬度自我效能，增加主動(dòng)擔(dān)責(zé)。類(lèi)似地，當(dāng)回避導(dǎo)向低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，間接效應(yīng)顯著(Ind=0.078, p<0.001)，95%置信區(qū)間為[0.038，0.133]。同時(shí)，高于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差和低于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之間的間接效應(yīng)差異顯著，95%置信區(qū)間為[-0.113，-0.007]。說(shuō)明當(dāng)員工具有較低水平回避導(dǎo)向時(shí)，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工角色寬度自我效能的正向作用較強(qiáng)，對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的促進(jìn)作用也較大。基于以上結(jié)果，假設(shè)3和4得到了充分驗(yàn)證。

表4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

注：高接近導(dǎo)向和低接近導(dǎo)向的值為0.834(中心化后正一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)和-0.834(中心化后負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)；高回避導(dǎo)向和低回避導(dǎo)向的值為1.238(中心化后正一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)和-1.238(中心化后負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)；調(diào)節(jié)關(guān)系發(fā)生在第一階段(Edwards & Lambert，2007)。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

(一)研究結(jié)論

首先，謙遜領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)具有積極的促進(jìn)作用，領(lǐng)導(dǎo)放低姿態(tài)，主動(dòng)向員工學(xué)習(xí)，承認(rèn)自身不足并認(rèn)可員工優(yōu)勢(shì)，不會(huì)帶來(lái)負(fù)面影響，反而會(huì)激發(fā)員工主動(dòng)承擔(dān)責(zé)任。其次，員工角色寬度自我效能在其中起完全中介作用，即謙遜型領(lǐng)導(dǎo)能增強(qiáng)員工角色寬度自我效能，進(jìn)而促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)，以往大多數(shù)研究主要基于社會(huì)信息加工理論解釋員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)產(chǎn)生的原因，很少基于社會(huì)認(rèn)知理論中角色自我概念解釋主動(dòng)擔(dān)責(zé)產(chǎn)生的原因。謙遜型領(lǐng)導(dǎo)可以通過(guò)觸發(fā)角色寬度改變自我效能，進(jìn)而影響主動(dòng)擔(dān)責(zé)，進(jìn)一步印證了角色自我概念在員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)中的重要性。最后，員工目標(biāo)導(dǎo)向調(diào)節(jié)謙遜型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的間接關(guān)系，當(dāng)員工具有較高績(jī)效導(dǎo)向或較低回避導(dǎo)向時(shí)，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)能刺激員工產(chǎn)生較高的角色寬度自我效能，進(jìn)而更加刺激其主動(dòng)擔(dān)責(zé)；相反，當(dāng)員工具有較低績(jī)效導(dǎo)向或較高回避導(dǎo)向時(shí)，謙遜型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工角色寬度自我效能的促進(jìn)作用會(huì)隨之減弱，進(jìn)而弱化其主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

(二)對(duì)策建議

根據(jù)本文研究結(jié)論，建議從以下三個(gè)方面來(lái)增加員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)：

首先，謙遜領(lǐng)導(dǎo)在塑造員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)方面發(fā)揮積極影響。因此，作為團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)，在面對(duì)日益復(fù)雜的環(huán)境時(shí)，應(yīng)盡量保持謙遜的姿態(tài)，以充分發(fā)揮員工的才能與價(jià)值，激發(fā)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。具體而言，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)當(dāng)正確、客觀地認(rèn)識(shí)自我，勇于承認(rèn)自身的局限與不足；應(yīng)該重視下屬的優(yōu)勢(shì)，肯定其貢獻(xiàn)與價(jià)值，鼓勵(lì)下屬發(fā)揮自我優(yōu)勢(shì)與價(jià)值；在虛心學(xué)習(xí)他人優(yōu)點(diǎn)方面做出榜樣，鼓勵(lì)團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)；同時(shí)將自身看作群體中普通的一員，從群體視角出發(fā)，統(tǒng)籌規(guī)劃所有優(yōu)勢(shì)與劣勢(shì)來(lái)思考問(wèn)題。

其次，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不會(huì)自然發(fā)生，需要外部環(huán)境刺激，增加員工角色寬度自我效能，才會(huì)促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。因此，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)重視對(duì)于員工角色寬度自我效能的塑造。具體而言，根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)在與下屬互動(dòng)的過(guò)程中應(yīng)該激發(fā)員工自我效能，尤其角色寬度自我效能，讓員工能夠獨(dú)自承擔(dān)責(zé)任。例如，讓下屬參與決策，經(jīng)常詢(xún)問(wèn)下屬的意見(jiàn)等，使下屬在互動(dòng)過(guò)程中增加角色寬度自我效能，激勵(lì)下屬主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

最后，員工的目標(biāo)導(dǎo)向影響著員工的主動(dòng)擔(dān)責(zé)，不同目標(biāo)導(dǎo)向的員工對(duì)謙虛領(lǐng)導(dǎo)反應(yīng)存在差異。員工的目標(biāo)導(dǎo)向可以影響領(lǐng)導(dǎo)行為與員工的主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的關(guān)系，當(dāng)員工具有較高績(jī)效導(dǎo)向或較低回避導(dǎo)向時(shí)，受謙遜型領(lǐng)導(dǎo)影響后更愿意主動(dòng)擔(dān)責(zé)。原因在于不同類(lèi)型目標(biāo)導(dǎo)向的員工對(duì)事物的關(guān)注點(diǎn)存在差異，績(jī)效導(dǎo)向員工關(guān)注績(jī)效和晉升，而回避導(dǎo)向則逃避責(zé)任和問(wèn)題。因此，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該關(guān)注績(jī)效導(dǎo)向的員工，建立一種能夠讓績(jī)效導(dǎo)向員工發(fā)揮的平臺(tái)和制度，激發(fā)績(jī)效導(dǎo)向員工的主動(dòng)擔(dān)責(zé)。