創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對初創(chuàng)企業(yè)員工態(tài)度與創(chuàng)新績效的影響
——職場精神力的中介效應(yīng)與領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)作用

柯江林 丁 群

內(nèi)容提要：創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)是初創(chuàng)企業(yè)提升環(huán)境適應(yīng)性、獲取競爭優(yōu)勢并持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素。本研究旨在探究這種新型領(lǐng)導(dǎo)方式在初創(chuàng)企業(yè)中對員工態(tài)度與創(chuàng)新績效的影響效應(yīng)及機制。采用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，通過回歸分析與結(jié)構(gòu)方程模型驗證假設(shè)發(fā)現(xiàn)：(1)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入和創(chuàng)新績效具有顯著正向影響，對離職傾向有顯著負(fù)向影響。(2)職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入、離職傾向和創(chuàng)新績效的影響中起完全中介作用；(3)領(lǐng)導(dǎo)-成員交換在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工離職傾向、工作投入和創(chuàng)新績效的影響中起到正向調(diào)節(jié)作用，但未發(fā)現(xiàn)其在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與職場精神力關(guān)系中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。期望本文的研究結(jié)果對初創(chuàng)企業(yè)的人力資源管理產(chǎn)生實踐指導(dǎo)價值。

一、問題提出

作為社會新生力量的初創(chuàng)企業(yè)需要怎樣的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是學(xué)界關(guān)注的重要問題。近年來在“雙創(chuàng)”等政策的引導(dǎo)下中國創(chuàng)業(yè)實踐呈現(xiàn)出前所未有的活躍狀態(tài)。然而初創(chuàng)企業(yè)面臨資源短缺、組織結(jié)構(gòu)松散、產(chǎn)品生命周期短、技術(shù)更新速度快以及市場經(jīng)驗不足等問題[1-2]，這些因素增加了初創(chuàng)企業(yè)的生存難度，導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)失敗的案例屢見不鮮。企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)往往被視為組織代言人，承擔(dān)著明確目標(biāo)、識別機遇、整合資源以及制定戰(zhàn)略等職責(zé)[3-4]。高層領(lǐng)導(dǎo)的管理方式反映了初創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)業(yè)精神狀況[5]，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對創(chuàng)業(yè)員工行為起到重要的榜樣示范作用[6]，研究發(fā)現(xiàn)勇于承擔(dān)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險、樂于變革創(chuàng)新的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格有助于企業(yè)在創(chuàng)業(yè)過程中獲取競爭優(yōu)勢[7]。對于受多方因素尤其是人力資源制約的初創(chuàng)企業(yè)[8]，員工的高創(chuàng)新性、高工作投入性以及低離職傾向性是創(chuàng)業(yè)企業(yè)持續(xù)發(fā)展的重要保障。然而在現(xiàn)實中很多初創(chuàng)企業(yè)的員工離職率居高不下[8]，普通員工并未與領(lǐng)導(dǎo)為共創(chuàng)大業(yè)而迸發(fā)出足夠的主動性與創(chuàng)造性。因此，如何在創(chuàng)業(yè)環(huán)境中尋找能引領(lǐng)員工積極、忠誠地投入到創(chuàng)新活動的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是值得探討的研究問題。

近年來學(xué)界發(fā)現(xiàn)在商業(yè)環(huán)境飛速變幻的復(fù)雜形勢下，企業(yè)需要一種獨特的領(lǐng)導(dǎo)類型——創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)(entrepreneurial leadership)，它可以帶領(lǐng)企業(yè)迅速調(diào)整組織結(jié)構(gòu)和流程，緩解矛盾和緊張局勢[9]。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)是指通過創(chuàng)造愿景激勵下屬，贏得下屬承諾，并使下屬致力于發(fā)現(xiàn)和創(chuàng)造戰(zhàn)略價值的領(lǐng)導(dǎo)行為[10]。它是創(chuàng)業(yè)精神和領(lǐng)導(dǎo)力的結(jié)合，既能夠使企業(yè)發(fā)展具有長遠(yuǎn)規(guī)劃及戰(zhàn)略思路，又能夠?qū)ο聦倨鸬郊詈陀绊懙闹匾饔谩Ｅc變革型領(lǐng)導(dǎo)和魅力型領(lǐng)導(dǎo)相比，其對于下屬實現(xiàn)最優(yōu)績效的號召力是建立在企業(yè)對不確定性環(huán)境的適應(yīng)性之上的，同時更加強調(diào)通過可預(yù)計的實際行動來獲得成功，而不是單純依靠崇高的理想[11]。但當(dāng)前關(guān)于創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的研究還處于起步階段，主要停留在概念界定與測量等層面[12]；研究方法上也比較局限，主要為案例研究、建立概念模型；此外，主要集中于創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)在組織水平對組織績效和組織創(chuàng)造力的影響，缺乏對個體水平影響機制的深度探索[11，13]。郭衍宏等(2019)以工作激情、心理脫離為中介變量研究了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬創(chuàng)造力的影響機制[14]。苗等人(Miao et al.，2019)則用心理安全感為中介變量解釋了CEO創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對團隊以及下屬績效的影響過程[15]。人們以身體(生理)、心智(邏輯/理性思維)、情感(情緒、感覺)、精神四種形態(tài)存在于世[16]，目前在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬結(jié)果影響機制的研究中僅涉及心理脫離、心理安全感等情感類中介變量，尚未觸及更高層次的精神類變量。

由于生存環(huán)境通常較為惡劣，成功的初創(chuàng)企業(yè)需要員工將工作看成一種使命[17]，產(chǎn)生與企業(yè)同呼吸、共命運般的精神體驗，以對企業(yè)做出超乎尋常的投入與奉獻(xiàn)。員工這種積極態(tài)度和行為的動機本質(zhì)上源于深層次的精神滿足或心靈慰藉。近年來在西方出現(xiàn)了一股“精神化”運動潮流，越來越多的人期待著在工作場所體驗到這種精神力量[18-19]，美國西南航空公司、英特爾公司等著名公司正在利用禪修、靜默(meditation)練習(xí)等方式提升員工的職場精神力(workplace spirituality，又稱為職場靈性)以獲得組織競爭優(yōu)勢[20]。職場精神力是發(fā)生在團體背景下能夠支持有意義的工作，同時又靠有意義的工作培育起來的一種內(nèi)在的自我認(rèn)知[21]。柯江林等(2014)進(jìn)一步將其具體化，認(rèn)為職場精神力是員工在認(rèn)同了工作、團體以及組織的價值意義后，進(jìn)而超越自我并隨之產(chǎn)生一種互聯(lián)感的內(nèi)心體驗，包括工作意義感、團體感、與組織價值觀一致感三個維度[22]。職場精神力被認(rèn)為是一種有益于組織以及員工個人的精神性資源[23]，研究發(fā)現(xiàn)它對員工的自尊、工作績效等產(chǎn)生了一系列積極的作用[20]。對于職場精神力的影響因素，有學(xué)者認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者的一些正向的特質(zhì)和行為有助于營造精神性工作環(huán)境，從而使員工體驗到組織精神性，促使職場精神力的形成[20]。

初創(chuàng)企業(yè)員工的留職、投入以及創(chuàng)新對企業(yè)生存和發(fā)展至關(guān)重要。本文認(rèn)為可以從職場精神力的中介視角研究探索創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工離職傾向、工作投入以及創(chuàng)新績效影響的新機制。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過創(chuàng)造愿景讓下屬超越當(dāng)下的不確定性看到美好的未來并為之承諾，營造出一種積極的精神性工作環(huán)境，使下屬與工作、團體以及組織產(chǎn)生緊密的互連感，從而獲得精神性資源，由此而產(chǎn)生積極的效果。此外，由于領(lǐng)導(dǎo)與下屬關(guān)系質(zhì)量呈現(xiàn)差異化特征，許多研究表明領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格產(chǎn)生的效果受到領(lǐng)導(dǎo)-成員交換水平的調(diào)節(jié)作用。對于創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的影響效應(yīng)而言，高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換有助于員工從領(lǐng)導(dǎo)那里獲得更多的精神性資源以及其他資源。因此，本研究聚焦企業(yè)創(chuàng)業(yè)這一特殊發(fā)展階段，運用社會交換理論等，分析并檢驗創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬員工工作態(tài)度(工作投入、離職傾向)和創(chuàng)新績效的影響效應(yīng)以及職場精神力的中介作用和領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果將有助于更加全面地理解創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的作用效果并從精神層次了解創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)作用的新途徑，此外也可以更好地知曉其作用的邊界條件。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的直接影響

目前最完善且應(yīng)用最廣的創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)框架是古普塔等(Gupta et al.，2004)于2004年提出的理論框架，包括變革設(shè)定和任務(wù)設(shè)定兩個角色以及緩沖不確定性、構(gòu)建挑戰(zhàn)、厘清路徑、建立承諾和明確約束五個維度[10]。創(chuàng)業(yè)過程存在大量的挑戰(zhàn)，跟隨領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)業(yè)的員工需要領(lǐng)導(dǎo)的支持。“建立承諾”作為任務(wù)設(shè)定角色中的重要維度，體現(xiàn)了其注重團隊建設(shè)，善于通過構(gòu)建信任氛圍來提高員工組織承諾的特質(zhì)。而當(dāng)前大量研究表明組織承諾與員工的離職傾向有明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)實現(xiàn)其任務(wù)角色、充分調(diào)動員工并幫助其建立承諾的過程中，員工“退縮行為”會大大降低[24]。此外，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過緩沖不確定、構(gòu)建挑戰(zhàn)和厘清路徑為員工指明了愿景，讓員工對企業(yè)發(fā)展更有信心，從而增強了組織認(rèn)同和降低了離職傾向。工作要求-資源模型可以用來解釋創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入的關(guān)系，由于創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)為員工提供了信心、心理安全以及幫助界定任務(wù)等個人資源或工作資源，從而有助于員工進(jìn)行工作投入和產(chǎn)生工作激情[14]。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過明確約束讓下屬知道哪些事情可以做、哪些事情不可以做，因而下屬的創(chuàng)造力更容易發(fā)揮[11]。領(lǐng)導(dǎo)者“構(gòu)建挑戰(zhàn)”的行為也有助于下屬敢于向未知問題發(fā)起挑戰(zhàn)，促進(jìn)了創(chuàng)新問題的提出以及創(chuàng)意的產(chǎn)生與實施。愛爾蘭等(Ireland et al.，2003)曾在其提出的戰(zhàn)略創(chuàng)業(yè)模型中指出，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)可以通過影響戰(zhàn)略性的管理資源的能力來發(fā)揮員工創(chuàng)造力以發(fā)展企業(yè)創(chuàng)新能力[25]。而根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論，員工會將創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)視為敢于變革和挑戰(zhàn)的榜樣，會更加重視對自身創(chuàng)新能力的提升，從而產(chǎn)生更高的創(chuàng)新績效。郭衍宏等(2019)也證明了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬創(chuàng)造力的積極影響[14]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工離職傾向有負(fù)向影響。

H2：創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入有正向影響。

H3：創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新績效有正向影響。

(二)職場精神力的中介作用

職場精神力代表了個體在職場的最高需求和富有超越性的自我認(rèn)知，它超越了馬斯洛需求層次理論中的五個需求層次。這種對于事業(yè)的高度認(rèn)同與樂于奉獻(xiàn)的精神動力正是一名優(yōu)秀的初創(chuàng)企業(yè)員工所必須具備的。馬奎斯等(Marques et al.，2005)指出組織及領(lǐng)導(dǎo)等營造的精神性工作環(huán)境(或文化、氣氛)會使員工感知并體驗到組織精神性(如愛、體貼、尊重、團隊、真誠、社會責(zé)任、謙虛等)，從而促使個體職場精神力的形成[26]。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過“構(gòu)建挑戰(zhàn)”和承擔(dān)不確定性的風(fēng)險，讓員工看到企業(yè)發(fā)展希望的同時感受了領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)任擔(dān)當(dāng)，并且通過“建立承諾”形成了自信、尊重和團結(jié)的組織氛圍，從而讓員工在價值觀上與組織產(chǎn)生一致感。另外，領(lǐng)導(dǎo)者的“建立承諾”有助于激發(fā)企業(yè)員工在應(yīng)對不確定前景的過程中產(chǎn)生團體感。領(lǐng)導(dǎo)者在“闡明約束”中鼓勵員工積極思考，在“建立承諾”中鼓舞員工持續(xù)改進(jìn)工作，且在整個情景扮演和任務(wù)扮演過程中給予員工樂觀、自信和能力發(fā)揮空間，促使員工產(chǎn)生工作的勝任感、自主感以及聯(lián)系感，從而體驗到工作的意義。由此可見，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)有助于員工職場精神力的產(chǎn)生。因為職場精神力反映了個體在職場中的精神性需求得到滿足后所產(chǎn)生的一種精神性資源[23]，這種精神性資源已經(jīng)被證明對員工的工作投入、創(chuàng)新績效有提升作用，對離職傾向有抑制效果[20]。進(jìn)一步地，本文認(rèn)為社會交換理論可以解釋職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工離職傾向、工作投入和創(chuàng)新績效關(guān)系中的中介作用。職場精神力這種精神性資源對個體自身的幸福與職業(yè)發(fā)展等有積極影響[20]，由社會交換理論可知，當(dāng)員工從創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)獲得職場精神力這種于己有益的精神性資源時，會通過留在組織、積極投入工作并產(chǎn)生高創(chuàng)新績效等方式積極回饋領(lǐng)導(dǎo)及其代表的組織[27]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H4：職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工離職傾向的影響中起中介作用。

H5：職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入的影響中起中介作用。

H6：職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新績效的影響中起中介作用。

(三)領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)作用

領(lǐng)導(dǎo)-成員交換反映了領(lǐng)導(dǎo)者與下屬間的關(guān)系質(zhì)量。與領(lǐng)導(dǎo)建立高質(zhì)量交換關(guān)系的下屬被視為“圈內(nèi)成員”，雙方具有高水平的互信、尊重和支持等；反之，下屬則被視為“圈外成員”，雙方關(guān)系往往僅局限在正式工作關(guān)系范圍內(nèi)。目前學(xué)界已從包括角色扮演理論、社會交換理論等在內(nèi)的多種視角對這一概念進(jìn)行了解釋[28]。初創(chuàng)企業(yè)往往規(guī)模較小、結(jié)構(gòu)扁平，領(lǐng)導(dǎo)與下屬更容易建立起高質(zhì)量的交換關(guān)系，領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的作用更加凸顯。研究表明領(lǐng)導(dǎo)者會幫助與其建立高質(zhì)量交換關(guān)系的下屬消除阻礙其創(chuàng)新的負(fù)面因素，為其安排更富有挑戰(zhàn)性的工作任務(wù)[29]，與此同時下屬也會擁有更高程度的自由，獲得更大的自主決策權(quán)和更多的組織支持[29-30]，從而產(chǎn)生更加強烈的從事挑戰(zhàn)性工作任務(wù)的愿望。由此可見，在高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換關(guān)系中，領(lǐng)導(dǎo)者會給下屬提供更多的資源和機會等有形或無形的支持，這些會為員工創(chuàng)造一個具有舒適感和安全感的工作環(huán)境[31]。領(lǐng)導(dǎo)與下屬的社會交換內(nèi)容不僅涉及精神性資源，也包括情感類資源，所以領(lǐng)導(dǎo)-成員交換可以同時調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入、離職傾向以及創(chuàng)新績效的關(guān)系以及創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與職場精神力的關(guān)系。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H7:領(lǐng)導(dǎo)-成員交換正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)領(lǐng)導(dǎo)與員工離職傾向(H7a)、工作投入(H7b)、創(chuàng)新績效(H7c)的關(guān)系。

H8:領(lǐng)導(dǎo)-成員交換調(diào)節(jié)了職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與員工離職(H8a)、工作投入(H8b)以及創(chuàng)新績效關(guān)系(H8c)的中介效應(yīng)。

根據(jù)假設(shè)H1—假設(shè)H8形成了圖1所示的研究假設(shè)模型。

圖1 本研究的假設(shè)模型

三、研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

課題組采用工作現(xiàn)場發(fā)放紙質(zhì)問卷和使用問卷星發(fā)放電子問卷兩種方式，向在初創(chuàng)企業(yè)工作的調(diào)查者發(fā)放問卷266份，回收問卷245份，其中有效問卷231份，問卷有效回收率為86.8%。被調(diào)查者的主要特征分布情況如下：男性120人，占樣本總數(shù)51.9%，女性111人，占樣本總數(shù)的48.1%；73.6%樣本為30歲以下的年輕人，30～39歲的青年人占15.6%，而40歲及以上的中年人比例為10.8%；94.8%的被調(diào)查者學(xué)歷在大專及以上，學(xué)歷為本科的樣本最多，占樣本總數(shù)的61.0%；26.4%的樣本為管理人員，73.6%的樣本為普通員工。被調(diào)查者所在的初創(chuàng)企業(yè)分布于互聯(lián)網(wǎng)、教育、影視等多個行業(yè)，成立時間均在5年以下，符合初創(chuàng)企業(yè)特征[2]。

(二)測量工具

除控制變量之外，其他變量均采用李克特(Likert)式六點量表，信度值均在0.80以上(具體見表2括號中的信度值)，探索性因子分析和驗證性因子分析結(jié)果顯示量表結(jié)構(gòu)效度良好。

創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)采用古普塔等(2004)[10]的量表，包括五個維度，共26個題項。經(jīng)量表可靠性分析后，刪除2個題項；職場精神力采用柯江林等(2014)[22]的本土職場精神力量表，包含三個維度，共27個題項；領(lǐng)導(dǎo)-成員交換采用格瑞恩和尤爾-拜恩(Graen & Uhl-Bien，1995)[32]的量表，共7個題項；工作投入采用蕭費利等(Schaufeli et al.，2006)[33]縮減后的UWES 量表UWES—9進(jìn)行測量，共9個題項；離職傾向采用莫布利等(Mobley et al.，1978)[34]的員工離職傾向量表，包含4個測量題項；創(chuàng)新績效采用詹森和范伊佩倫(Janssen & Van Yperen，2004)[35]的量表，共9 個題項；對被調(diào)查者的性別、年齡、學(xué)歷和職位進(jìn)行控制。其中，男性=1，女性=2；20歲以下=1，21～30歲=2，31～40歲=3，41～50歲=4，51歲及以上=5；初中及以下=1，高中或中專=2，大專=3，本科=4，碩士=5，博士=6；管理人員=1，普通員工=2。

(三)同源誤差檢驗

為降低同源誤差，課題組采用匿名調(diào)查方式，并在問卷指導(dǎo)語部分說明答案無對錯之分，數(shù)據(jù)嚴(yán)格保密，使被試盡可能根據(jù)實際情況填答，不受前后題目的影響。此外，運用軟件SPSS21.0進(jìn)行Harman單因素檢驗，以檢驗變量間的同源誤差程度。結(jié)果顯示13個因子共解釋了總變異量的78.7%，其中因子一只能解釋主觀變量13.4%的方差，遠(yuǎn)低于40%的臨界值。沒有出現(xiàn)單一因子解釋大部分變異量的情況，所以本文的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的同源誤差。

四、研究結(jié)果

(一)模型整體結(jié)構(gòu)效度分析

為檢驗?zāi)Ｐ驼w的結(jié)構(gòu)效度，運用軟件AMOS22.0對模型進(jìn)行驗證性因素分析，建立了由單因素至六因素的6個模型。具體模型設(shè)定及檢驗結(jié)果詳見表1。檢驗結(jié)果表明六因素模型擬合的各指標(biāo)明顯優(yōu)于其余被選模型，近似誤差均方根RMSEA小于0.08，卡方比自由度為2.443，遠(yuǎn)小于5，其余各擬合指標(biāo)值均大于0.8。與六因素相比，2(df)分別為1139.227(59)，961.604(54)，906.427(52)，319.908(49)，257.033(45)，且顯著性水平均為P<0.05。因此，六因素模型變量的結(jié)構(gòu)良好，區(qū)分效度得到驗證。

表1 模型的結(jié)構(gòu)效度分析

注：單因素模型：創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)(EL)、職場精神力(WS)、領(lǐng)導(dǎo)-成員交換(LM)、離職傾向(TI)、工作投入(JE)、創(chuàng)新績效(IP)合為一因子；兩因素模型：IP為因子一，其余構(gòu)念合為因子二；三因素模型：EL、WS、LM、TI合為因子一，JE、IP各為一因子；四因素模型：EL、WS、LM合為因子一，TE、JE、IP各為一因子；五因素模型：EL、WS合為因子一，LM、TI、JE、IP各為一因子；六因素模型：六個構(gòu)念各為一因子。

(二)描述性統(tǒng)計結(jié)果

各變量的均值及相關(guān)性結(jié)果見表2?？傮w來看，在被調(diào)查樣本中職場精神力偏高和離職傾向偏低。在相關(guān)性方面，除離職傾向與各個變量在P<0.01的水平下顯著負(fù)相關(guān)外，其余全部變量兩兩間均在P<0.01的水平下顯著正相關(guān)。其中相關(guān)性系數(shù)較高的變量有：職場精神力與工作投入，相關(guān)系數(shù)為0.890；職場精神力與領(lǐng)導(dǎo)-成員交換，相關(guān)系數(shù)為0.832；創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與職場精神力，相關(guān)系數(shù)為0.824。變量間相關(guān)性均在P<0.01水平下顯著相關(guān)，初步支持了研究假設(shè)H1、H2、H3，并為中介效應(yīng)的檢驗奠定了基礎(chǔ)。

表2 變量間的相關(guān)性分析

注：N=231;**p<0.01；*p<0.05；斜線括號中的數(shù)字為各量表的信度值。

(三)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的直接作用

運用軟件SPSS21.0通過分層回歸方法驗證創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的直接作用。以性別、年齡、學(xué)歷和職位為控制變量，以創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)為自變量，分別將工作投入、離職傾向和創(chuàng)新績效作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，回歸結(jié)果見表3。各模型的方差膨脹因子(VIF)均遠(yuǎn)小于臨界值10，模型不存在嚴(yán)重的共線性問題，分析結(jié)果可以接受。在控制四個變量后，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對工作投入和創(chuàng)新績效均存在顯著正向影響，回歸系數(shù)分別為0.731、和0.621；創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向存在顯著負(fù)向影響，回歸系數(shù)為-0.626。數(shù)據(jù)分析結(jié)果與假設(shè)相符，假設(shè)H1—假設(shè)H3得到驗證。

表3 創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)直接效應(yīng)的檢驗結(jié)果

注：N=231；***P<0.001;**P<0.01；*P<0.05。

(四)中介效應(yīng)檢驗

運用軟件AMOS22.0，采用麥金農(nóng)(MacKinnon，2008)[36]提出的Bootstrap置信區(qū)間法檢驗職場精神力的中介效應(yīng)。良好的模型擬合程度是結(jié)構(gòu)方程模型分析的必要條件，因此應(yīng)首先檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合程度。本研究模型的適配度指標(biāo)如下：χ2/df=2.446，RMSEA=0.079，SRMR=0.0357，GFI=0.888，AGFI=0.837，IFI=0.969，TLI=0.961，CFI=0.969。χ2/df值遠(yuǎn)小于5，RMSEA值和SRMR值均小于0.08，GFI、AGFI、IFI、TLI值均在0.8以上，CFI值大于0.9，表明模型擬合程度較好，可以進(jìn)一步進(jìn)行路徑系數(shù)分析和假設(shè)檢驗。

表4 Bootstrap置信區(qū)間估計結(jié)果

運用軟件AMOS22.0中Bootstrap功能進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，Bootstrap 樣本數(shù)選擇設(shè)置為2 000，置信區(qū)間設(shè)置為95%，采用極大似然法進(jìn)行計算分析，“Bias-Corrected”和“Percentile”兩種Bootstrap 置信區(qū)間估計方法得到的結(jié)果如表4所示。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向、工作投入與創(chuàng)新績效的總體作用的 Bias-Corrected 和 Percentile 95%置信區(qū)間均不包括 0，因此整體中介效應(yīng)存在，可以進(jìn)行下一步分析。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向、工作投入與創(chuàng)新績效的間接作用的Bias-Corrected 和 Percentile 95%置信區(qū)間均不包括 0，且創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向、工作投入與創(chuàng)新績效的直接作用的Bias-Corrected 和 Percentile 95%置信區(qū)間均包括0，因此創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向、工作投入與創(chuàng)新績效的直接作用不顯著，間接作用顯著，屬于完全中介效應(yīng)，假設(shè)H4—假設(shè)H6得到驗證。職場精神力的中介效應(yīng)如圖2所示。

圖2 職場精神力的中介效應(yīng)

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

運用軟件SPSS21.0通過分層回歸法檢驗領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先將創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和領(lǐng)導(dǎo)-成員交換進(jìn)行中心化處理，并生成“創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)×領(lǐng)導(dǎo)-成員交換”的交互變量。接下來進(jìn)行層次回歸分析，第一步將性別、年齡、學(xué)歷和職位4個控制變量作為自變量，第二步在自變量中加入創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)和領(lǐng)導(dǎo)-成員交換，第三步在自變量中再加入“創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)×領(lǐng)導(dǎo)-成員交換”的交互變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表5。各模型的方差膨脹因子(VIF)均遠(yuǎn)小于臨界值10，說明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題，分析結(jié)果可以接受。當(dāng)工作投入和創(chuàng)新績效作為因變量時，交互項的回歸系數(shù)在P<0.001水平上顯著，當(dāng)離職傾向作為因變量時，交互項的回歸系數(shù)在P<0.01水平上顯著。因此，領(lǐng)導(dǎo)-成員交換在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對工作投入、離職傾向和創(chuàng)新績效的影響中起調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H7—假設(shè)H9得到驗證。根據(jù)研究結(jié)果，本文繪制了領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見圖3—圖5)。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

表5(續(xù))

注：N=231;***P<0.001；**P<0.01;*P<0.05。

由圖3可知，無論領(lǐng)導(dǎo)-成員交換質(zhì)量的高低，隨著創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的加強，員工離職傾向均出現(xiàn)了下降趨勢，這說明創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對離職傾向的抑制作用具有良好的廣泛性而不局限于特殊關(guān)系。同時圖3也反映了在高的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換背景下，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工離職的抑制效果更加顯著。圖4和圖5反映了類似結(jié)果，一方面創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工工作投入和創(chuàng)新績效正向作用的方向無關(guān)于關(guān)系質(zhì)量，另一方面正向作用的強度卻受到關(guān)系質(zhì)量的影響?？傊{(diào)節(jié)檢驗結(jié)果表明，盡管創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)具有普適效果，但是也可以通過加強對員工的關(guān)系質(zhì)量來進(jìn)一步放大這種效果，尤其是對于組織核心員工，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)給予特殊關(guān)懷。

此外，本文進(jìn)一步檢驗了有調(diào)節(jié)的中介模型，但是未發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)-成員交換在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與職場精神力關(guān)系間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)(限于篇幅結(jié)果不再列表報告)，因此假設(shè)H8a-c不成立。

圖3 領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)效果(離職傾向)

圖4 領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)效果(工作投入)

圖5 領(lǐng)導(dǎo)-成員交換的調(diào)節(jié)效果(創(chuàng)新績效)

五、討論

(一)結(jié)果討論

根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，本研究的假設(shè)部分得到驗證，具體分析如下。

假設(shè)H1—H3得到驗證，說明創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬員工的工作投入、創(chuàng)新績效具有顯著正向影響，對離職傾向有顯著負(fù)向影響。該結(jié)果與黃勝蘭(2015)[1]、顧萍和顧建平(2015)[6]的研究類似，說明了初創(chuàng)企業(yè)中領(lǐng)導(dǎo)的重要性，并在一定程度上印證了古普塔等(2004)[10]對于創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的定義與作用。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對于員工態(tài)度行為的積極影響可從兩個角度分析：一是其通過創(chuàng)建愿景使下屬產(chǎn)生高水平的組織承諾進(jìn)而影響行為結(jié)果；二是通過社會學(xué)習(xí)，員工會受到創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的積極熏陶，使其能夠超越短期利得，克服不確定性，提高工作投入和增強創(chuàng)新熱情。與以往的初創(chuàng)企業(yè)研究結(jié)果相比，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬工作投入的促進(jìn)作用高于真實型領(lǐng)導(dǎo)[6]與企業(yè)社會責(zé)任[8]，對下屬離職傾向的抑制作用高于企業(yè)社會責(zé)任與組織支持感[8]，對下屬創(chuàng)新績效的影響高于組織社會資本[2]與組織創(chuàng)新氛圍[37]。這表明創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)在中國背景下對于初創(chuàng)企業(yè)具有非常強的適用性。

假設(shè)H4—假設(shè)H6被支持，職場精神力在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與下屬員工的工作投入、離職傾向和創(chuàng)新績效關(guān)系間起到完全中介作用。創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)通過帶領(lǐng)大家明確發(fā)展路徑，接受挑戰(zhàn)，提高組織承諾等方式，營造了一種企業(yè)與員工“同呼吸、共命運”的精神氛圍，使下屬體驗到組織的愛、尊重、價值等，從而提升個體的職場精神力水平。當(dāng)員工體驗到工作的意義、擁有歸屬感和認(rèn)同組織價值觀時，勢必會增強自身對于工作的投入和減少離職的想法。為適應(yīng)變化與風(fēng)險，與成熟企業(yè)相比，初創(chuàng)企業(yè)更需要創(chuàng)新，高水平的職場精神力也會幫助員工增強創(chuàng)新責(zé)任和提升創(chuàng)新績效。無論是相關(guān)系數(shù)還是結(jié)構(gòu)方程模型系數(shù)均反映了初創(chuàng)企業(yè)員工的職場精神力對工作投入、創(chuàng)新績效、離職傾向有非常強的影響力，在工作投入方面高于核心自我評價的作用[6]。以往的職場精神力研究主要在西方國家的成熟企業(yè)開展[20]，本文研究結(jié)果證明了職場精神力在初創(chuàng)企業(yè)的跨組織有效性。因為創(chuàng)業(yè)環(huán)境的惡劣和艱難，企業(yè)更需要員工超越自我和犧牲短期利益而具有高的職場精神力，而創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)恰恰可以喚醒下屬的這種內(nèi)在精神追求。

假設(shè)H7a-c得到驗證，領(lǐng)導(dǎo)-成員交換作為一個描述領(lǐng)導(dǎo)與其他成員間關(guān)系質(zhì)量的變量，在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工離職傾向、工作投入和創(chuàng)新績效的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。高質(zhì)量的人際交換有利于上級喚起下屬更高層次的社會需求，使下屬感到應(yīng)該把集體利益放在個體的短期利益之上[32]，從而使下屬產(chǎn)生一種“回報”組織的義務(wù)感。領(lǐng)導(dǎo)-成員交換水平越高，領(lǐng)導(dǎo)與員工間關(guān)系越密切和諧時，員工越能夠獲得更多有關(guān)組織和工作的信息、支持和資源等，從而越能夠產(chǎn)生對組織更強烈的歸屬感、忠誠度以及報答組織的責(zé)任感。良好的關(guān)系會加強創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對于員工工作投入、離職傾向和創(chuàng)新績效的影響。而領(lǐng)導(dǎo)-成員交換水平較低時，領(lǐng)導(dǎo)與下屬關(guān)系局限于正式雇傭關(guān)系，即便是具有戰(zhàn)略指引和創(chuàng)新精神的領(lǐng)導(dǎo)，其起到的積極效果也會被削弱。但未發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)-成員交換在創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)與職場精神力關(guān)系之間起到調(diào)節(jié)作用。原因可能與職場精神力是一種高層次的自我超越心理體驗有關(guān)系，精神性高的個體更加關(guān)心的是組織整體關(guān)系(如團隊層次的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換)，而不是領(lǐng)導(dǎo)與自身的私人關(guān)系(如個體層次的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換)。

(二)理論貢獻(xiàn)

本文研究推進(jìn)了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)以及職場精神力等相關(guān)理論。首先，在中國背景下驗證了古普塔等(2004)[10]所開發(fā)的創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)量表的跨文化有效性，并驗證了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對于員工創(chuàng)新績效、工作投入以及離職傾向的影響模型，研究結(jié)果支持了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)具有積極作用的觀點。其次，以職場精神力為中介，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新績效、工作投入以及離職傾向主要是通過職場精神力發(fā)生作用，說明了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)可以從工作意義感、團體感以及與組織價值觀一致感等角度，促使員工超越自我和獲得精神需求的滿足。該研究結(jié)果為創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬結(jié)果的影響機制提供了一個全新的解釋視角，從情感類變量拓展到了更高層次的精神類變量，豐富了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)的多層次影響過程機理。另一方面也為進(jìn)一步理解職場精神力的形成原因提供了新啟示。最后，從領(lǐng)導(dǎo)-成員交換角度分析了創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)新績效、工作投入與離職傾向的調(diào)節(jié)因素，證明了領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的差異化影響效應(yīng)。

(三)管理啟示

初創(chuàng)企業(yè)是一類非常重要但是會面臨諸多風(fēng)險與困難的企業(yè)，領(lǐng)導(dǎo)者往往對于初創(chuàng)企業(yè)的成敗起到至關(guān)重要的作用。本研究結(jié)果對初創(chuàng)企業(yè)及其領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格具有如下管理啟示：首先，初創(chuàng)企業(yè)應(yīng)該重視員工職場精神力的提升。具體可以通過舉辦與職場精神力相關(guān)的培訓(xùn)、素質(zhì)拓展等活動以及構(gòu)建具有包容性的、友愛的組織氛圍或組織文化來提升員工職場精神力。另外，應(yīng)盡可能選拔對工作領(lǐng)域有所熱愛、擅長團隊合作、與企業(yè)價值觀一致的員工。其次，初創(chuàng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該重視與員工關(guān)系的質(zhì)量尤其是應(yīng)該對核心員工給予特殊情感關(guān)懷。初創(chuàng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者除了應(yīng)該正確處理與員工的正式工作關(guān)系之外，還應(yīng)通過非正式的私人活動與員工構(gòu)建友誼，以進(jìn)一步增強員工對組織的忠誠度、工作投入和創(chuàng)新熱情。最后，創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該具備出色的環(huán)境洞察力、良好的團隊建設(shè)能力以及變革能力等，初創(chuàng)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該學(xué)習(xí)在復(fù)雜多變的不確定性環(huán)境被證明行之有效的創(chuàng)業(yè)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。

(四)研究局限與展望

本文研究雖然基于理論提出假設(shè)模型并盡可能保證調(diào)查數(shù)據(jù)可靠，但依然存在以下局限：(1)樣本代表性。由于本研究取樣有較多限制，導(dǎo)致樣本量不是很大，后續(xù)研究可以提高樣本代表性。(2)共同方法偏差。課題組通過多種渠道發(fā)放問卷獲得數(shù)據(jù)并告知被試問卷匿名和結(jié)果僅供學(xué)術(shù)研究之用，但各個變量的量表均由同一人填寫，可能會引起共同方法偏差，今后可以對問卷填寫方式進(jìn)行改進(jìn)(如實行他評)或?qū)嵭凶粉櫿{(diào)查。(3)研究方法較為單一。本文研究采用問卷調(diào)查法獲得并分析數(shù)據(jù)得出結(jié)論，在今后的研究中可以進(jìn)一步采用案例研究、訪談研究等方法，使研究結(jié)果更具有說服力。