教練型領(lǐng)導(dǎo)-下屬認知匹配對下屬工作幸福感的影響

陳夢桑 向曉梅 吳偉炯

一、引言

員工如何看待領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，以及這種認知與領(lǐng)導(dǎo)者自我認知的匹配程度如何影響員工的態(tài)度、行為或心理體驗，一直是領(lǐng)導(dǎo)力研究領(lǐng)域的重要課題(Foti et al., 2017; Kuenzi et al., 2019; Wong and Giessner, 2018)。學(xué)者指出領(lǐng)導(dǎo)者和下屬對領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的看法不一定匹配(Aarons et al., 2017; Sehgal et al., 2021)。例如，即使其中一方感知到高水平某一領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(如授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo))，另一方的分歧可能會抵消領(lǐng)導(dǎo)的積極效應(yīng)(e.g., Wong and Giessner, 2018)。之前的研究大多僅關(guān)注一種視角，以領(lǐng)導(dǎo)為中心或者以追隨者為中心，然而單一視角可能會導(dǎo)致領(lǐng)導(dǎo)對員工結(jié)果的不一致(Aarons et al., 2017)。為了消除僅關(guān)注一種視角的局限，學(xué)者呼吁整合領(lǐng)導(dǎo)與追隨者視角來探討領(lǐng)導(dǎo)力問題(Inceoglu et al., 2018; Sehgal et al., 2021; 陳晨等, 2020;侯楠、彭堅, 2019; 黃佩儀、井潤田, 2018；趙陽、姜樹廣，2015)，但還沒有研究將之應(yīng)用于教練型領(lǐng)導(dǎo)的探討。從上下級協(xié)同視角來探討教練型領(lǐng)導(dǎo)有效性，這對于深化教練型領(lǐng)導(dǎo)理論和指導(dǎo)管理者有效施教具有重要意義。

作為新型積極領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，教練型領(lǐng)導(dǎo)頗受理論界和實踐界的關(guān)注(Lanka et al., 2020; Fontes and Dello Russo, 2020)。現(xiàn)有理論和實證研究中大多從特質(zhì)論或行為論聚焦于領(lǐng)導(dǎo)或員工的單一視角或單純的交互作用的影響(儲小平、鐘雨文，2015;羅文豪等, 2021)。受積極心理學(xué)和積極組織行為學(xué)發(fā)展的推動，學(xué)者普遍認為教練型領(lǐng)導(dǎo)對于員工與組織具有積極價值，教練型領(lǐng)導(dǎo)基于協(xié)助型管理思維，采取指導(dǎo)、支持、分享、參與等柔性化的管理方式，強調(diào)與下屬進行開放式溝通、及時反饋、資訊分享，幫助提高下屬的學(xué)習(xí)效率、啟發(fā)和鼓勵員工自己發(fā)現(xiàn)解決問題的方法(Hagen, 2012; Kim, 2014; 王雁飛等, 2016; Woo, 2017)。研究表明，教練型領(lǐng)導(dǎo)可以提升員工工作能力、改善工作績效(Tanskanen et al., 2019;趙靜杰等, 2018)，激發(fā)個體學(xué)習(xí)(Matsuo, 2018)、創(chuàng)新行為和創(chuàng)造力(Pajuoja and Viitala, 2020; 宋孜宇、高中華，2020；屠興勇等, 2016；朱永躍等，2020)，促進下屬主動擔(dān)責(zé)(占小軍等，2020) 和員工安全行為(姚敏等，2022)，增進下屬組織承諾(Zhao and Liu, 2020)，有利于下屬職業(yè)成功(高波等，2021；羅文豪等，2020) 等。然而，研究視角上忽視了在領(lǐng)導(dǎo)管理過程中，是領(lǐng)導(dǎo)與下屬雙方共同塑造了教練型領(lǐng)導(dǎo)所產(chǎn)生的影響(Lanka et al.,2020; 羅文豪等, 2021; 宋琪、陳揚，2021)。如果教練型領(lǐng)導(dǎo)認為自己是教練型風(fēng)格，他們是否真的發(fā)揮了教練領(lǐng)導(dǎo)力或者下屬是否也這么認為？本文從團隊領(lǐng)導(dǎo)和團隊成員的角度獲取雙方對教練型領(lǐng)導(dǎo)的評估，并考察領(lǐng)導(dǎo)者自我認知和追隨者對教練領(lǐng)導(dǎo)的認知匹配情況對員工工作幸福感的不同影響。

在新冠疫情下，企業(yè)遭受巨大沖擊，員工的身心健康經(jīng)受了前所未有的焦慮、折磨與挑戰(zhàn)(蔡地等, 2020)，探索如何提高工作領(lǐng)域的主觀幸福感頗有裨益。相對于現(xiàn)有教練型領(lǐng)導(dǎo)研究對工作績效結(jié)果方面廣泛探討，教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作幸福感之間關(guān)系的實證研究相對較少(Athanasopoulou and Dopson, 2018; Fontes and Dello Russo, 2020)，更缺乏從“領(lǐng)導(dǎo)-下屬”雙邊視角來探討教練型領(lǐng)導(dǎo)有效性。根據(jù)身份建構(gòu)理論(Identity Construction Theory)，教練型領(lǐng)導(dǎo)行為的有效性是由領(lǐng)導(dǎo)與下屬共同塑造的，領(lǐng)導(dǎo)需要自身對“教練”領(lǐng)導(dǎo)方式有所認知和理解；下屬并非僅僅是教練領(lǐng)導(dǎo)管理過程中的被動接受者，下屬對領(lǐng)導(dǎo)教練身份是否接受和認可會影響教練領(lǐng)導(dǎo)行為有效性的發(fā)揮(DeRue and Ashford, 2010; Lanka et al., 2020；羅文豪等, 2021)。領(lǐng)導(dǎo)行為的有效性是領(lǐng)導(dǎo)身份構(gòu)建的一種表現(xiàn)。從匹配視角來看，領(lǐng)導(dǎo)與成員對教練身份的內(nèi)在意義和互動模式?jīng)]有形成有效的認識，可能無法構(gòu)建教練身份促進下屬表現(xiàn)出的積極心理狀態(tài)(如心理資本)，教練型領(lǐng)導(dǎo)的供給與下屬感到的教練型領(lǐng)導(dǎo)力一致性時教練型身份得到有效構(gòu)建有利于教練領(lǐng)導(dǎo)激發(fā)員工一系列積極心理狀態(tài)和行為(Mcgonagle et al., 2020; Zuberbühler et al., 2021)。遵循這一思路，我們推論領(lǐng)導(dǎo)-下屬對教練行為的評價一致性通過影響下屬的心理資本的形成，進而影響下屬的工作幸福感。

本文整合身份建構(gòu)理論及匹配研究視角，通過對865份配對樣本開展多時點、多來源的數(shù)據(jù)收集，并采用跨層次多項式回歸和響應(yīng)面分析方法，旨在探討教練型領(lǐng)導(dǎo)匹配性對下屬工作幸福感的影響。本研究的貢獻體現(xiàn)在：其一，采取“領(lǐng)導(dǎo)-下屬”雙邊視角，能夠更加辯證全面地呈現(xiàn)教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬所產(chǎn)生的影響，為有效預(yù)測下屬的工作幸福感提供了新的思路。其二，深化對于教練型領(lǐng)導(dǎo)的理論認識。探討了心理資本在教練型領(lǐng)導(dǎo)匹配效應(yīng)對下屬工作幸福感的中介作用，深化理解教練型領(lǐng)導(dǎo)對工作幸福感的作用機制。其三，探討了團隊領(lǐng)導(dǎo)與成員交換關(guān)系將是一致性與心理資本關(guān)系的重要邊界條件。

二、理論基礎(chǔ)與假設(shè)提出

(一)理論基礎(chǔ)

身份建構(gòu)理論指出領(lǐng)導(dǎo)身份包含領(lǐng)導(dǎo)對自己所扮演的角色和追隨者認為這個個體所扮演的角色的認識，關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)身份是否被構(gòu)建所帶來的影響(DeRue and Ashford, 2010)。領(lǐng)導(dǎo)身份通過宣稱(Claiming) 和授予(Granting)共同構(gòu)建。其中，“宣稱”指宣示自己身份為領(lǐng)導(dǎo)者或追隨者?！笆谟琛敝笇㈩I(lǐng)導(dǎo)者或追隨者身份賦予他人。在宣稱-授予過程中領(lǐng)導(dǎo)身份得以強化或不強化(DeRue and Ashford, 2010; 黃佩儀、井潤田, 2018; 袁丹瑤等, 2019)。身份建構(gòu)理論在領(lǐng)導(dǎo)者和追隨者互動影響的過程中“扮演著元理論的作用”(羅文豪等，2021)，從“教練型領(lǐng)導(dǎo)身份”建構(gòu)角度出發(fā)，有助于理解教練領(lǐng)導(dǎo)力有效性。領(lǐng)導(dǎo)者與下屬對教練者身份的認知、接受與匹配是教練行為有效性發(fā)揮的關(guān)鍵，僅有領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)影響意愿，或僅有下屬對領(lǐng)導(dǎo)的知覺和解釋，都不足以真正展現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)效力(Lanka et al., 2020)?，F(xiàn)實中，由于領(lǐng)導(dǎo)和下屬對教練型領(lǐng)導(dǎo)行為的評價存在差異，兩個不同變量依據(jù)高低程度交互形成的匹配關(guān)系存在四種不同的組合，一致情境上“高-高”和“低-低”以及不一致情境上“高-低”和“低-高”。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)認知和適應(yīng)其領(lǐng)導(dǎo)身份，向內(nèi)內(nèi)化“教練型領(lǐng)導(dǎo)”作為其個人身份，有助于增強領(lǐng)導(dǎo)動機、引導(dǎo)和塑造其自身領(lǐng)導(dǎo)行為(Epitropaki et al., 2013)；下屬對領(lǐng)導(dǎo)教練相關(guān)行為認可和接受程度高，更能發(fā)揮教練型領(lǐng)導(dǎo)力，員工獲得價值實現(xiàn)、潛力挖掘等方面的心理感受及情感體驗。從匹配視角來看，兩者一致性會有利于教練型領(lǐng)導(dǎo)更多提供對下屬職業(yè)能力和心智潛能的引導(dǎo)和開發(fā)，下屬的需求和期望得到滿足，產(chǎn)生積極情感和行為(Pajuoja and Viitala, 2020; 羅文豪等, 2020)。當(dāng)兩者不匹配時，存在教練不足和教練過度都可能削弱教練型領(lǐng)導(dǎo)影響(Lanka et al., 2020)。同時考察領(lǐng)導(dǎo)和下屬兩方面的因素，將更好地逼近領(lǐng)導(dǎo)現(xiàn)象和實踐。

(二)假設(shè)提出

1.教練型領(lǐng)導(dǎo)-下屬感知的教練型領(lǐng)導(dǎo)力一致性對工作幸福感的影響

工作幸福感是指個體對自己工作產(chǎn)生積極評價以及積極情感，主要來自個體在完成工作目標(biāo)過程中的潛力挖掘、能力提升、價值實現(xiàn)等各方面帶來的滿足(Zheng et al., 2015)。工作目標(biāo)能否完成以及帶來何種情感體驗可能來自于員工與教練型領(lǐng)導(dǎo)兩者的一致性。具體而言，基于身份建構(gòu)理論，教練型領(lǐng)導(dǎo)認識到教練身份有助于增強領(lǐng)導(dǎo)動機，內(nèi)化其領(lǐng)導(dǎo)身份能塑造教練型領(lǐng)導(dǎo)行為，通過引導(dǎo)和鼓勵，協(xié)助對象達成目標(biāo)(Epitropaki et al., 2013)。下屬認同教練型領(lǐng)導(dǎo)行為時，對領(lǐng)導(dǎo)身份的接受可以正向強化教練型領(lǐng)導(dǎo)有效性，可以從教練型領(lǐng)導(dǎo)那里獲得更多的資源、信息和授權(quán)(Woo, 2017)，員工更容易在工作中投入努力(Carrell et al., 2021)，從而提升其幸福感體驗。其次，教練型領(lǐng)導(dǎo)關(guān)心下屬，關(guān)注員工成長和潛能發(fā)揮，對員工提供一對一的反饋和洞察。下屬在解讀領(lǐng)導(dǎo)傳遞的教練行為信號中會認為領(lǐng)導(dǎo)對他們是友善的，形成良好的情感支持，員工由此擁有更高的積極情感水平和更多愉悅，從而激發(fā)員工的工作幸福感(Zhao and Liu, 2020)。本研究認為教練型領(lǐng)導(dǎo)供給與下屬感知的教練型領(lǐng)導(dǎo)行為達成一致能夠有助于教練型領(lǐng)導(dǎo)有效性增強，有助于工作目標(biāo)的實現(xiàn)，個體的積極體驗持續(xù)加強，員工的幸福感也相應(yīng)提升(Mcgonagle et al., 2020)。領(lǐng)導(dǎo)供給的教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬接受的領(lǐng)導(dǎo)行為不契合時，教練型領(lǐng)導(dǎo)與被教練者之間的心理距離較遠(Hagen, 2012)，領(lǐng)導(dǎo)的教練身份將不能得到有效構(gòu)建，難以形成協(xié)調(diào)、反饋、支持性的關(guān)系，會使員工產(chǎn)生沮喪和失望感，不利于激發(fā)工作幸福感的形成。

當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)評價的領(lǐng)導(dǎo)教練行為與員工感知一致且都處于較高水平時，表明員工支持和承認領(lǐng)導(dǎo)的教練型身份，期望領(lǐng)導(dǎo)可以充分發(fā)揮教練身份作用為下屬提供啟發(fā)式指導(dǎo)和協(xié)助支持。與此同時，高水平的教練型領(lǐng)導(dǎo)會更加重視通過啟發(fā)式指導(dǎo)和給予下屬自由及彈性(Lanka et al., 2020)。教練型領(lǐng)導(dǎo)身份更易于建立起來，實施的教練型領(lǐng)導(dǎo)行為更有效，有助于員工產(chǎn)生工作幸福感。當(dāng)一致性處于較低水平時，雖然領(lǐng)導(dǎo)與員工也處于一種平衡狀態(tài)，但并不意味教練身份建構(gòu)達到令人滿意的程度。領(lǐng)導(dǎo)本身還沒有投入教練角色，領(lǐng)導(dǎo)更多地還把自己定位于傳統(tǒng)的領(lǐng)導(dǎo)管理事務(wù)中，降低了對下屬的教練行為(Inceoglu et al., 2018)；同時，下屬也還沒有認識到領(lǐng)導(dǎo)作為教練身份的價值與意義。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)與下屬同時低水平時，雙方形成的是消極認知和應(yīng)對的關(guān)系。

H1：領(lǐng)導(dǎo)-下屬雙方的教練型領(lǐng)導(dǎo)感知越一致，員工工作幸福感越高。相較于“低教練型領(lǐng)導(dǎo)-低下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”，在“高教練型領(lǐng)導(dǎo)-高下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”一致的情況下，員工的工作幸福感更高。

領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間差異性對于員工工作幸福感的影響存在“領(lǐng)導(dǎo)高-下屬低”以及“領(lǐng)導(dǎo)低-下屬高”兩種組合。具體來說，在“高-低”情形下，雖然領(lǐng)導(dǎo)自認為展示了教練身份姿態(tài)然而沒有獲得下屬的接受，說明領(lǐng)導(dǎo)影響下屬的效力并沒到達，教練行為缺乏相關(guān)的技能和能力去實施(Carrell et al., 2021)。領(lǐng)導(dǎo)者提供的教練型領(lǐng)導(dǎo)供給超過了員工的期許，可能出現(xiàn)指導(dǎo)過度、溝通頻繁等現(xiàn)象。例如，提供過高的技能發(fā)展培訓(xùn)會讓員工感受壓力從而降低任務(wù)完成(Mcgonagle et al., 2020)。下屬對領(lǐng)導(dǎo)者提供的這些協(xié)助并無需求和興趣，會產(chǎn)生不愉快的情緒和壓力，促使工作幸福感降低。因此，教練型領(lǐng)導(dǎo)的高供給并不能發(fā)揮理想的效用。相較于“高-低”，在“低-高”情形下，雖然也屬于失衡范疇，但這是一種積極的失衡。在互動中，有可能只是領(lǐng)導(dǎo)個體沒有意識到自己擁有教練型特質(zhì)或者沒意識到自己正在展示教練型領(lǐng)導(dǎo)者姿態(tài)(Mcgonagle et al., 2020)，員工感知到的教練行為較高，對其領(lǐng)導(dǎo)力的認可較高，員工工作幸福感的獲得會高于“領(lǐng)導(dǎo)者高-下屬低”的情況。

H2：相較于“高教練型領(lǐng)導(dǎo)-低下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”，在“低教練型領(lǐng)導(dǎo)-高下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”教練型領(lǐng)導(dǎo)不一致的情況下，員工的工作幸福感更高。

2.員工心理資本的中介作用

心理資本是員工在成長和發(fā)展過程中表現(xiàn)出的積極心理狀態(tài)，包括自信、樂觀、希望、韌性等典型要素(Luthans et al., 2007)。自我效能感是指個體有信心做出必要的努力，以成功完成具有挑戰(zhàn)性的任務(wù)。希望是指員工對目標(biāo)堅持不懈，相信有許多解決問題的途徑。樂觀意味員工對未來充滿積極的預(yù)期。韌性是指員工在遇到困難或逆境時對自身問題的反應(yīng)和解決能力。這些心理資源具有潛在的互動認知和動機過程，Youssef and Luthans(2012) 指出，以上心理要素可以整合為一個整體構(gòu)念——心理資本，反映資源的基本協(xié)同能力，更能有效預(yù)測員工態(tài)度和行為結(jié)果。心理資本水平高的個體表現(xiàn)為在接受挑戰(zhàn)性任務(wù)時更有信心，對成功有堅定的信念，遇到困難時有努力工作的動力，以及從挫折和失敗中復(fù)原和超越的能力，對員工的工作績效、態(tài)度和創(chuàng)新行為產(chǎn)生積極的影響(Lupsa et al., 2020)。員工具備較高的積極心理資源和心理優(yōu)勢是其幸福感的基礎(chǔ)和前提，心理資本與工作幸福感存在密切聯(lián)系。擁有豐富心理資本的員工有較高的自我認同，更加善于自我激勵，相信自己在組織中得到成長并對未來充滿信心，能體會到更多積極情緒，有助于員工應(yīng)對工作要求、角色沖突等壓力性事件，有利于保持和提高幸福感。目前實證研究表明員工心理資本是幸福感的重要前因變量，心理資本與員工幸福感之間的關(guān)系已得到廣泛的理論研究和實證檢驗(Fontes and Dello Russo, 2020; Youssef-Morgan and Luthans, 2015; Zuberbühler et al.,2021)。

根據(jù)身份建構(gòu)理論和匹配理論，教練型領(lǐng)導(dǎo)和受教者對于教練領(lǐng)導(dǎo)身份的有效建構(gòu)通過激發(fā)心理資本對個體工作幸福感產(chǎn)生影響。具體地，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)在增強下屬工作相關(guān)技能和知識的學(xué)習(xí)和發(fā)揮其所長方面產(chǎn)生促進作用，同時下屬認可教練型領(lǐng)導(dǎo)對他們的正面關(guān)注和發(fā)展指導(dǎo)，兩者匹配會增強下屬對目標(biāo)實現(xiàn)的信念和對未來工作的信心，有助于提高員工成功的信心和自我成就感(Bozer and Jones, 2018)。這是員工心理資本的重要組成部分(Pousa and Mathieu, 2015)。進一步地，教練領(lǐng)導(dǎo)本質(zhì)不僅包含工作任務(wù)內(nèi)容或工作技能方法上的指導(dǎo)，還會通過教練技術(shù)來促進其內(nèi)在情感和心智模式更加成熟(Pajuoja and Viitala, 2020; 羅文豪等, 2020)，有助于受教者產(chǎn)生樂觀積極的工作態(tài)度，從而提升員工的心理資本(Foti et al., 2017)。此外，教練領(lǐng)導(dǎo)身份的構(gòu)建過程中，下屬與領(lǐng)導(dǎo)是處于同等地位的(DeRue and Ashford, 2010)，教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬建立積極交流，相互信任和公平的特征使員工會產(chǎn)生大量積極的認知和情感資源，教練行為的供給與接受匹配有利于下屬反思認知和行為(Fontes and Dello Russo, 2020)，增強下屬的復(fù)原力和韌性，從容面對工作中的困難。因此，教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力匹配是下屬形成心理資本的重要渠道，會促使員工對工作、工作環(huán)境和職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生更好的情緒體驗和更高的工作滿意度，這些充沛的心理資源有利于提升員工的工作幸福感。

H3:心理資本在教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力匹配與員工工作幸福感的關(guān)系中起到中介作用。

3.團隊領(lǐng)導(dǎo)-成員交換關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

身份建構(gòu)理論指出教練型領(lǐng)導(dǎo)身份建構(gòu)具有情境依賴性，與領(lǐng)導(dǎo)與下屬的互動關(guān)系有關(guān)(袁丹瑤等, 2019)。團隊領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系是指領(lǐng)導(dǎo)與不同成員交換關(guān)系總體質(zhì)量。本文預(yù)測當(dāng)團隊的領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系較低的時候，教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知教練型領(lǐng)導(dǎo)力一致性對心理資本的影響會較大。主要有兩個原因：一是相對于LMX低的團隊，在LMX水平高的團隊中，團隊成員已經(jīng)擁有資源或可以獲得的資源并無二致，團隊內(nèi)氛圍較為公正、和諧，團隊的員工對教練行為關(guān)系增進的感知不強烈。當(dāng)團隊LMX較低時，教練行為可能會彌補關(guān)系不公感(Tanskanen et al., 2019)。此時，由于團隊成員缺乏必要的技能與支持、自身動機不足，對來自教練型領(lǐng)導(dǎo)的支持感知也更敏銳，領(lǐng)導(dǎo)的教練行為將對其心理資本帶來較大的提升(Fontes and Dello Russo, 2020)。二是從教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工互動中信息交流的角度，LMX水平高的團隊中的強關(guān)系存在一定信息冗余問題，處于弱關(guān)系(LMX低) 的團隊中反而能由于教練型身份的構(gòu)建獲得新信息和有價值的資源和反饋(Lam et al., 2017)。

H4:團隊領(lǐng)導(dǎo)-成員交換關(guān)系質(zhì)量調(diào)節(jié)教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知的教練型領(lǐng)導(dǎo)力一致性與心理資本的關(guān)系。當(dāng)團隊的領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系質(zhì)量低的時候，一致性對心理資本的影響會較大。

綜上所述，本研究理論模型見圖1。

圖1 理論模型

三、研究方法

(一)研究程序與樣本

研究問卷調(diào)查對象為浙江上虞經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)的企業(yè)員工，來自裝備制造、化工染料、新材料和醫(yī)藥生產(chǎn)等行業(yè)。本文調(diào)研樣本中的企業(yè)部門大多是承擔(dān)高新技術(shù)開發(fā)或服務(wù)性工作，與部門主管聯(lián)系緊密，需要部門主管實施教練實踐活動，采取指導(dǎo)、啟發(fā)、參與等柔性化的管理方式。本文通過在更多樣化的行業(yè)中取樣，有助于增加研究結(jié)論的外部效度。在政府部門的協(xié)助下通過與企業(yè)總經(jīng)理以及人力資源部門負責(zé)人取得聯(lián)系，由研究成員根據(jù)名單對問卷進行編號，最后進行現(xiàn)場發(fā)放與回收。為避免同源偏差，進行了T1和T2兩個時間點的調(diào)查。在T1時間點向部門主管發(fā)放領(lǐng)導(dǎo)者問卷，請其評價自己的領(lǐng)導(dǎo)行為，共發(fā)出200份領(lǐng)導(dǎo)問卷，收回185份問卷，剔除無效問卷(答案缺失或規(guī)律作答)，共收回有效問卷177份，有效回收率為88.5%。間隔一個月后，在T2時間點通過向各部門領(lǐng)導(dǎo)發(fā)放員工問卷，讓員工評價所感知的上級的教練型領(lǐng)導(dǎo)、自己的心理資本和工作幸福感等，共發(fā)出1100份員工問卷，收回971份完整的員工問卷，剔除34份員工無法與部門領(lǐng)導(dǎo)匹配的數(shù)據(jù)以及72份無效問卷，得到有效員工問卷865份，問卷有效率為78.6%。對回收的1042份有效數(shù)據(jù)進行整理，獲得了177個有效的工作部門樣本，平均每位部門領(lǐng)導(dǎo)有5位團隊成員，人數(shù)最多的工作團隊有18人，人數(shù)最少的有3人。

在調(diào)查過程中，按照“企業(yè)N-部門n”對部門進行編號，在回收和錄入數(shù)據(jù)時“11”表示企業(yè)1的第1個部門。判定上下級匹配的依據(jù)是：(1) 不同成員擁有一個共同的部門領(lǐng)導(dǎo)；(2) 不同成員屬于同一個部門編號。在員工樣本中，女性占66.4%。平均年齡32.9歲，平均的企業(yè)任職年限為4.9年；在主管樣本中，男性占80.2%，學(xué)歷本科及以上占86.4%，平均企業(yè)任職年限為8.9年。

(二)變量測量

教練型領(lǐng)導(dǎo)。領(lǐng)導(dǎo)自評的教練型領(lǐng)導(dǎo)采用Anderson(2013) 開發(fā)的量表，12個題項，如“我認真給下屬提供工作方面的反饋信息”“我傾向于引導(dǎo)下屬自己解決問題”“我會積極創(chuàng)造培訓(xùn)/學(xué)習(xí)機會提高下屬的工作 ”，采用李克特5點評分，從“1很不同意”到“5很同意”。本研究中該量表Cronbach’s α系數(shù)為0.71。

員工感知的教練型領(lǐng)導(dǎo)行為。采取Heslin et al.(2006) 開發(fā)的量表，10個題項，包含指導(dǎo)、促進和鼓舞三維度，如“上級對我怎樣提高績效提供有用的建議”、“上級鼓勵我探索和嘗試新方案”、“上級鼓勵我接受新挑戰(zhàn)”，采用李克特5點評分，從“1很不同意”到“5很同意”。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.87。

心理資本。采用柯江林等(2009) 開發(fā)的心理資本量表中的事務(wù)型心理資本量表(自信勇敢、樂觀希望、奮發(fā)進取、堅韌頑強)，20題，如“對于不確定的結(jié)果，我總是往好的方向想”“相信自己勝任本職工作”，采用李克特5點評分，從“1很不同意”到“5很同意”。本研究中量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.82。

團隊領(lǐng)導(dǎo)-成員交換關(guān)系。采用Wang et al.(2005) 開發(fā)的量表，一個維度共7個題項，如“一般來說，我很清楚我的主管對我的工作表現(xiàn)是否滿意”，采用李克特5點評分，從“1很不同意”到“5很同意”。本研究中該量表Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。個體在領(lǐng)導(dǎo)-成員交換上的評分具有較好的一致性，rwg(j)中位數(shù)為0.95、ICC(1) =0.32，ICC(2)=0.70，達到聚合要求。

工作幸福感。采用Zheng et al.(2015) 工作幸福感量表，原量表包含生活幸福感、工作幸福感和心理幸福感三個維度，本研究采用工作幸福感的6個題目，如“總體來說，我對我從事的工作感到非常滿意”、“我的工作非常有趣”、“對工作獲得成就感感到滿意”，采用李克特5點評分，從“1很不同意”到“5很同意”。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.85。

控制變量。遵循已有的相關(guān)研究，領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間人口特征的相似性可能存在潛在影響，因此本研究控制了領(lǐng)導(dǎo)與下屬的性別相似性、教育水平相似性和員工與領(lǐng)導(dǎo)共事時長。其中，性別相似性和教育水平相似性用虛擬變量衡量(“0”代表不同性別/不同教育水平，“1”代表相同性別/相同教育水平)，共事時長是用數(shù)值上的絕對距離衡量(年份)。

(三)數(shù)據(jù)分析策略

本文采用基于二次多項式回歸(Polynomial Regression) 的響應(yīng)面法進行分析(柏帥蛟等, 2018; Cao and Hamori,2020; Edwards,2002)，同時考慮兩個自變量及其匹配關(guān)系對結(jié)果變量的影響。Edwards(2002) 提出采用多項式回歸(polynomial regression)刻畫兩個預(yù)測變量間協(xié)同影響某個結(jié)果變量。基本模型如下：

Z=b0+b1(X1)+b2(X2)+b3(X12)+b4(X1×X2)+b5(X22)+e

(1)

b0為截距項，b1至b5為各項的回歸系數(shù)，e為誤差項，Z為因變量(如心理資本或工作幸福感)。考慮到本研究中數(shù)據(jù)的嵌套性，依據(jù)彭堅等(2016) 和Nestler et al.(2019) 的做法，本文運用跨層次多項式回歸和響應(yīng)面分析的方法進行處理，構(gòu)建模型如下：

(2)

層2：β0j=γ00+γ01X2+γ02X22+μ0j

(3)

β1j=γ10+γ11X2+μ1j

β2j=γ20

其中，X1為領(lǐng)導(dǎo)自評的教練型行為，X2為員工感知的教練行為，參數(shù)γ01、γ02、γ10、γ11、γ20分別等同于公式1的b1、b2、b3、b4、b5。該方程為簡化形式，沒有加入控制變量。本文對X1、X2進行了中心化處理，以消除可能的多重共線性的影響,并計算出3個二次項。根據(jù)回歸分析結(jié)果計算響應(yīng)面沿一致線和不一致線的斜率和曲率。

首先需要檢驗三個二次項是否聯(lián)合對下屬工作幸福感有顯著影響。檢驗不一致性線的曲率是否顯著為負，若顯著為負，表明領(lǐng)導(dǎo)與下屬越一致，下屬的工作幸福感越高。為驗證假設(shè)1，需要檢驗一致性線(X1=X2) 的斜率(b1+b2) 是否顯著為正，表明一致性對員工工作幸福感的促進作用更強。通過不一致線的斜率和曲率檢驗假設(shè)2。若在不一致線(X1=-X2) 對應(yīng)的截面上，斜率(b1-b2) 顯著為負則支持假設(shè)2的驗證。檢驗假設(shè)3時，參考Edwards and Cable(2009) 的建議，將多項式回歸的五個變項的原始值分別乘以回歸系數(shù)并進行加權(quán)線性組合，使用塊變量法分析驗證心理資本的間接作用，采用塊變量法不會改變方程中其他變量的評估系數(shù)和總的解釋率。為了檢驗假設(shè)4，本研究對五項式及其與調(diào)節(jié)變量的乘積進行回歸(Edwards, 2002; Cao et al., 2020)，公式如下：

Z=(a0+a1W)X1+(b0+b1W)X2+(c0+c1W)X12+(d0+d1W)X1X2+(e0+e1W)X22

(4)

由上式可以看出，X1和X2組成的五項均受調(diào)節(jié)變量W大小的影響。該函數(shù)在X1=X2=X一致性界面的曲線為：

Z=[(a0+b0)+(a1+b1)W]X+[(c0+d0+e0)+(c1+d1+e1)W]X2

(5)

在X1=-X2=X′非一致性面上的截面曲線：

Z=[(a0-b0)+(a1-b1)W]X′+[(c0-d0+e0)+(c1-d1+e1)W]X′2

(6)

調(diào)節(jié)變量W的均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差帶入方程(Edwards, 2002)，比較在高和低調(diào)節(jié)變量水平下響應(yīng)面斜率和曲率是否存在顯著差異。

四、數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

(一)研究變量的描述性統(tǒng)計

表1 總結(jié)了本研究中主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及變量間相關(guān)系數(shù)。員工感知的教練型領(lǐng)導(dǎo)力與心理資本(r=0.45, p<0.01) 和工作幸福感(r=0.39, p<0.01) 顯著正相關(guān)，心理資本與員工幸福感顯著正相關(guān)(r=0.50, p<0.01)。

表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)

(二)驗證性因子分析

對變量進行驗證性因子分析，由表2可知，假設(shè)五因子模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合情況在統(tǒng)計上顯著優(yōu)于其他擬合模型(χ2/df=2.9, RMSEA=0.05, CFI=0.96, TLI=0.96, SRMR=0.04)，因此本研究所主張的五個主要構(gòu)念具有良好的區(qū)分效度。由于數(shù)據(jù)本質(zhì)上具有嵌套結(jié)構(gòu)，在以上數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上做了多水平的驗證性因子分析，結(jié)果表明五因子模型對數(shù)據(jù)擬合較好(χ2= 361.13, df=196, RMSEA=0.03, CFI=0.97, TLI=0.96, within SRMR=0.04, between SRMR=0.08)，這說明五個因子在個體和群體兩個層面具有一致的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

表2 驗證性因子分析結(jié)果

(三)共同方法變異檢驗

本研究分了兩個時點和兩個數(shù)據(jù)源收集數(shù)據(jù)，且通過增加測試者對測量目的的了解、設(shè)置反向題目、調(diào)整問卷題項順序以降低共同方法偏差。但由于員工自評方式測量的變量占較大部分，這仍然可能導(dǎo)致本研究的數(shù)據(jù)中存在同源偏差問題。因此采用兩種方法進行檢驗。第一，通過探索性因子分析進行Harman單因素檢驗，本研究得出未旋轉(zhuǎn)情況下第一個因子解釋所能解釋的方差為31.91%，小于40%的臨界值，說明數(shù)據(jù)同源方差問題在可控范圍內(nèi)，不會影響研究結(jié)論的有效性；第二，通過對非可測潛在方法因子(Unmeasured latent method factor) 進行控制的方法(Podsakoff et al., 2003)，考察可能存在的共同方法偏差對因子模型的影響，從表2可見，控制同源偏差因子后，六因子模型擬合良好(χ2/df=2.81，RMSEA=0.05, CFI=0.97, TLI=0.96，SRMR=0.03)，與五因素因子模型相比，擬合指標(biāo)的變化幅度均小于0.02，表明控制后的模型并沒有明顯改善，這說明本文涉及的變量的同源偏差問題并不明顯(溫忠麟等, 2018)。

(四)檢驗結(jié)果

在檢驗之前，本文對領(lǐng)導(dǎo)與下屬的配對樣本中領(lǐng)導(dǎo)報告的教練型領(lǐng)導(dǎo)行為與員工評價的領(lǐng)導(dǎo)力水平的情況比例進行了分析，將兩個預(yù)測變量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理后分析不一致占總樣本的比例，當(dāng)一個變量高于(或低于)另一變量半個標(biāo)準(zhǔn)差時，視為不一致(Shanock et al., 2010)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)-下屬一致的樣本為136對，占樣本總數(shù)的15.72%；“領(lǐng)導(dǎo)高-下屬低”不一致的樣本比例為33.87%，“領(lǐng)導(dǎo)低-下屬高”不一致的樣本比例為50.41%，均超過了閾值10%(Shanock et al., 2010)。因此本文的樣本數(shù)據(jù)符合進行多項式回歸與響應(yīng)面分析。本研究根據(jù)多項式回歸分析結(jié)果的數(shù)據(jù)繪制三維響應(yīng)面(見圖2)。

假設(shè)1在一致的情況下，預(yù)測與“低教練型領(lǐng)導(dǎo)-低下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”相比，在“高-高”情形下，員工工作幸福感更高。響應(yīng)面沿一致性線(X1= X2) 的斜率顯著為正(b1+ b2= 0.55，p<0.001)，說明員工工作幸福感沿一致性線逐漸增強，領(lǐng)導(dǎo)與下屬對教練型領(lǐng)導(dǎo)的評價的“高-高”一致比“低-低”一致時員工有更高的工作幸福感。假設(shè)1得到驗證。假設(shè)2預(yù)測教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力不一致的情況下，與“高教練型領(lǐng)導(dǎo)-低下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”相比，在“低教練型領(lǐng)導(dǎo)-高下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力”情形下，員工工作幸福感更高。對于差異性匹配組合的檢驗，不一致線的斜率(b1- b2) 顯著為負(s=-0.27, p<0.001)，說明在不一致的情況下，“領(lǐng)導(dǎo)高-下屬低”時下屬的工作幸福感要低于“領(lǐng)導(dǎo)低-下屬高”，假設(shè)2得到驗證。

表3 多項式回歸結(jié)果與響應(yīng)面分析

圖2 教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工評價的一致性對員工工作幸福感的影響

表4 心理資本的中介作用分析

為了檢驗假設(shè)3，采用了塊變量(block variable) 的方法(Edwards and Cable, 2009) 驗證員工心理資本在教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知的教練領(lǐng)導(dǎo)力一致性與下屬工作滿意度的關(guān)系中起到中介作用。X1、X2、X12、X1X2、X22原始值與對應(yīng)系數(shù)的乘積之和構(gòu)造一個塊變量，然后計算塊變量對心理資本的回歸系數(shù)(前半段路徑系數(shù))以及心理資本對工作幸福感的回歸系數(shù)(后半段路徑系數(shù))，并將兩個系數(shù)相乘從而得到間接效應(yīng)的系數(shù)，最后計算間接效應(yīng)所處95%的置信區(qū)間以檢驗其顯著性。結(jié)果表4表明，塊變量對心理資本有顯著的正向作用(r=1.01, p<0.001)，心理資本顯著影響幸福感(r=0.56, p<0.001)。塊變量通過心理資本影響幸福感的間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)值為0.56(p<0.001)，運用R軟件進行蒙特卡洛計算間接效應(yīng)所處的置信區(qū)間，在重復(fù)抽樣20000次后得到95%偏差校正置信區(qū)間為 [0.50, 0.65]，置信區(qū)間不含0，領(lǐng)導(dǎo)與下屬的教練型領(lǐng)導(dǎo)力評價組合經(jīng)由心理資本對員工工作下幸福感的間接效應(yīng)顯著，假設(shè)3得到驗證。

假設(shè)4提出團隊領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系對一致性與心理資本之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。對五項式及其與調(diào)節(jié)變量的乘積進行回歸，并按照調(diào)節(jié)變量的均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差帶入方程(Edwards, 2002)以計算高低不同水平下響應(yīng)面斜率和曲率，比較在高和低調(diào)節(jié)變量水平下響應(yīng)面斜率和曲率是否存在顯著差異。結(jié)果如表5所示，在LMX高的團隊中，曲率檢驗顯示沿不一致性線的曲面不顯著，沿著一致性線的曲面也不顯著，表明教練型領(lǐng)導(dǎo)力與員工的感知一致性對下屬心理資本的影響不顯著。而在低團隊LMX情況下，這種趨勢變得顯著。在團隊LMX水平低的情形下，斜率沿著一致性線的對角線顯著(0.45)，雖然在LMX高的分組中，斜率也顯著，但系數(shù)比LMX低的分組小，表明一致對心理資本的影響在LMX低的組中更明顯。假設(shè)4得到驗證。

表5 團隊領(lǐng)導(dǎo)-成員交換關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

五、討論

本文基于身份建構(gòu)理論，探討教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知教練型領(lǐng)導(dǎo)力的協(xié)同效應(yīng)對員工工作幸福感的影響路徑和邊界條件。研究表明，領(lǐng)導(dǎo)與下屬的教練領(lǐng)導(dǎo)力評價在“高-高”一致時，員工工作幸福感更高，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)-下屬對教練行為的評價存在不一致時，領(lǐng)導(dǎo)低-下屬高的情形下對工作幸福感的正向影響更強。第二，下屬的心理資本在一致性與工作幸福感的關(guān)系間起中介作用。第三，領(lǐng)導(dǎo)成員關(guān)系質(zhì)量調(diào)節(jié)了一致性對心理資本的效應(yīng)。

(一)理論貢獻

第一，本文從二元匹配視角探討了教練型領(lǐng)導(dǎo)下屬的不同匹配情況對員工工作幸福感的差異化影響，擴展了工作幸福感的前因研究。關(guān)于員工幸福感前因的研究大多分析個體因素(如自我效能)或者環(huán)境因素(如高績效工作系統(tǒng)、工作自主性)單獨對工作幸福感的影響(曹曼等, 2019；劉長在等, 2020)?，F(xiàn)有的關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)對工作幸福感的研究將領(lǐng)導(dǎo)建立在一個相對靜止的概念化結(jié)構(gòu)中(Inceoglu et al., 2018)。單獨從教練型領(lǐng)導(dǎo)供給來看，可能導(dǎo)致單調(diào)性作用的簡單假定和“多多益善”的論斷，而研究表明即使是積極領(lǐng)導(dǎo)行為也可能存在“過猶不及”影響，例如道德型領(lǐng)導(dǎo)(Cerne et al., 2014)、授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)(Sehgal et al., 2021)。本文響應(yīng)了現(xiàn)有學(xué)者強調(diào)領(lǐng)導(dǎo)力有效性的研究需采取“領(lǐng)導(dǎo)-下屬”雙邊視角以更好地勾畫出領(lǐng)導(dǎo)力作用過程全貌的呼吁(Lanka et al., 2020; 羅文豪等, 2020; 宋琪、陳揚, 2021)。根據(jù)身份建構(gòu)理論，本文采用二次多項式回歸與響應(yīng)面分析相結(jié)合的方法，細化不同匹配組合形態(tài)的作用。本文印證了身份建構(gòu)理論，即領(lǐng)導(dǎo)過程是以領(lǐng)導(dǎo)者與下屬的相互影響為基礎(chǔ)，而不單單是領(lǐng)導(dǎo)者對下屬自上而下的影響過程，這為未來領(lǐng)導(dǎo)力研究提供了啟示。

第二，本文探析心理資本在傳導(dǎo)教練型領(lǐng)導(dǎo)匹配性對下屬工作幸福感影響的中介作用。盡管現(xiàn)有文獻已經(jīng)從理論和實證上探討了教練型領(lǐng)導(dǎo)的影響效果，以往研究主要從員工對自我的認知(如自我效能感、內(nèi)部身份感知)(趙靜杰等, 2018)、員工在工作中的控制感(如心理授權(quán))(Kalkavan and Katrinli, 2014)、崗位特征變量(如任務(wù)難度、明晰程度)(王雁飛等, 2016) 以及組織支持感(Carrell et al., 2021) 等方面考察教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬工作績效影響結(jié)果的中介機制，對下屬內(nèi)在心理和精神狀態(tài)影響對教練型領(lǐng)導(dǎo)與工作幸福感之間作用關(guān)系探討不足。學(xué)者也呼吁研究者在未來研究中應(yīng)該更多關(guān)注教練型領(lǐng)導(dǎo)影響過程中的中介機制(Fontes and Dello Russo, 2020)。本研究以員工心理資本為切入點，考察領(lǐng)導(dǎo)-下屬協(xié)同效應(yīng)對心理資本這一高階構(gòu)念在其影響過程中發(fā)揮的中介機制。結(jié)果表明教練型領(lǐng)導(dǎo)有效性有賴于下屬對教練型領(lǐng)導(dǎo)身份的接受與領(lǐng)導(dǎo)對教練行為的提供，兩者一致性會有助于員工形成潛在心理能量及積極向上心態(tài)；當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)不能提供滿足個人的需要的教練行為，或者超過了個人所接受的水平，不利于激發(fā)下屬心理資本，進而可能削弱對工作幸福感的積極影響。本文豐富了心理資本的影響因素研究，深化了教練型領(lǐng)導(dǎo)對工作幸福感作用機制的理解。

第三，本文探討了教練型領(lǐng)導(dǎo)發(fā)揮作用的邊界條件。不同于屠興勇等(2016) 發(fā)現(xiàn)LMX在領(lǐng)導(dǎo)教練行為和員工創(chuàng)新行為之間起正向調(diào)節(jié)作用，本文表明相對于領(lǐng)導(dǎo)和成員的交換關(guān)系質(zhì)量處于高水平的團隊，教練型領(lǐng)導(dǎo)身份的建構(gòu)對領(lǐng)導(dǎo)-成員關(guān)系低水平的團隊中員工的促進效應(yīng)更顯著。當(dāng)團隊員工與領(lǐng)導(dǎo)已經(jīng)具有高水平LMX時，無論教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工協(xié)同效應(yīng)水平的高低，員工可能維持穩(wěn)定的心理資本，領(lǐng)導(dǎo)傳統(tǒng)的領(lǐng)導(dǎo)身份具有影響力，教練型領(lǐng)導(dǎo)身份的思維和方式并不迫切，一致性與心理資本間的促進作用不明顯。低LMX水平的團隊中員工為了克服不確定感會特別關(guān)注從領(lǐng)導(dǎo)處尋求信息、支持和關(guān)注等(Lam et al., 2017)，領(lǐng)導(dǎo)反饋與指導(dǎo)的激發(fā)作用對于信息匱乏的員工更強烈，教練型行為與員工感知期望的協(xié)同一致可能對其更具有激勵和意義。因此，本文拓展了教練型領(lǐng)導(dǎo)影響工作幸福感的情境條件研究。

(二)實踐啟示

本研究結(jié)果能夠啟發(fā)企業(yè)如何更有效地為員工謀幸福。第一，要重視教練型領(lǐng)導(dǎo)在提升員工工作幸福感方面的價值。在人力資源管理實踐上，可以在領(lǐng)導(dǎo)招聘、培訓(xùn)、考核、配置等方面將教練型領(lǐng)導(dǎo)的行為特征作為考察因素之一。例如，在進行選拔人才時，通過情境模擬或者性格測試等方式考量個體的教練型思維和潛力；在組織培訓(xùn)時，通過開展教練技巧和管理方式培訓(xùn)以改善領(lǐng)導(dǎo)的教導(dǎo)方式，提升團隊領(lǐng)導(dǎo)的溝通協(xié)調(diào)能力；在績效考核時，通過員工評價的方式考察領(lǐng)導(dǎo)是否關(guān)注下屬心智潛能發(fā)展、提供反饋支持的特征，把領(lǐng)導(dǎo)培養(yǎng)下屬作為考核領(lǐng)導(dǎo)工作績效的指標(biāo)。通過提升領(lǐng)導(dǎo)者的教練能力和方式，領(lǐng)導(dǎo)者調(diào)整領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格更趨向于教練領(lǐng)導(dǎo)，以提升員工幸福感的獲得。

第二，教練型領(lǐng)導(dǎo)效力的發(fā)揮要考慮領(lǐng)導(dǎo)與成員雙方的協(xié)同。新時代員工更加關(guān)注平等和自由的人際關(guān)系與發(fā)展氛圍，期待上級領(lǐng)導(dǎo)給予更多的引導(dǎo)與反饋，傳統(tǒng)“自上而下”的指令、控制式領(lǐng)導(dǎo)方式難以適應(yīng)員工對尊重和發(fā)展的需求(Epitropaki et al., 2017; Bozer and Jones,2018)。本文研究結(jié)果進一步提示企業(yè)要重視員工對教練型領(lǐng)導(dǎo)力的主觀感受和體驗。領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)當(dāng)重視員工的接受并為員工提供得當(dāng)和適度的教練支持。因此，實踐中領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該根據(jù)員工的需求來調(diào)整自己的引導(dǎo)行為，以最大化發(fā)揮教練型領(lǐng)導(dǎo)的積極作用(Fontes and Dello Russo, 2020)。

第三，注重員工心理資本的培養(yǎng)塑造。受教者心理資本對教練型領(lǐng)導(dǎo)是否能取得成效起著關(guān)鍵作用。員工心理資本和工作幸福感的獲得不能局限于物質(zhì)經(jīng)濟手段，從匹配的視角更要注重個體與環(huán)境的協(xié)同。領(lǐng)導(dǎo)通過采取有效的新型領(lǐng)導(dǎo)方式，下屬將領(lǐng)導(dǎo)的教練行為視為組織對其的重視關(guān)系和重視(Inceoglu et al., 2018)，有助于強化員工心理資本進而影響員工幸福感。管理者可以以員工心理資本為抓手，采用不同的管理策略針對心理資本的不同維度進行提升。例如，通過科學(xué)地設(shè)置企業(yè)團建、拓展培訓(xùn)項目等增強員工的自我效能；鼓勵員工接受更具挑戰(zhàn)性的任務(wù)，引導(dǎo)員工樂觀面對挫折，增強其心理韌性。

(三)不足與展望

首先，本研究樣本主要來自制造業(yè),未來可以考察更多行業(yè)以提升研究的外部效度。第二，本研究雖然考慮了領(lǐng)導(dǎo)與下屬的因素，但還不足以表征雙方復(fù)雜的身份建構(gòu)過程，一些學(xué)者指出身份建構(gòu)具有動態(tài)性，隨者領(lǐng)導(dǎo)與成員反復(fù)互動積累而改變，未來可以把時間維度納入身份構(gòu)建過程的研究(Ratcharak et al., 2018)。此外，本研究僅探討身份建構(gòu)后領(lǐng)導(dǎo)身份影響下屬的效力，對于“身份建構(gòu)影響領(lǐng)導(dǎo)者本身或同事等不同對象的結(jié)果以及作用機制是什么”的探討將會有更多重要的發(fā)現(xiàn)。第三，心理資本部分中介了教練型領(lǐng)導(dǎo)-員工協(xié)同效應(yīng)與工作幸福感的傳導(dǎo)機制，未來需要進一步加強其他可能的機制研究。教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬一致性的影響和作用的邊界條件也有待繼續(xù)深入研究，例如探討教練型領(lǐng)導(dǎo)與被教練者之間的人口統(tǒng)計學(xué)指標(biāo)相似性或差異性的影響，將可能為相關(guān)研究帶來更多解釋和思路。第四，未來研究可以關(guān)注上下級的教練型領(lǐng)導(dǎo)感知差異的來源，進一步探索如何有效地促進領(lǐng)導(dǎo)與下屬教練身份感知的一致性(Bednall and Zhang,2020)。