自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為：工作繁榮和權(quán)力距離的作用

景保峰

摘要：基于資源保存理論，構(gòu)建一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型，探討自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響及其作用機(jī)制。以402 名組織員工為樣本，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的創(chuàng)新行為具有負(fù)向影響，工作繁榮在二者關(guān)系之間起中介作用；員工的權(quán)力距離調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的影響，對(duì)權(quán)力距離越低的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的負(fù)向影響越強(qiáng)；員工的權(quán)力距離在自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用通過(guò)工作繁榮的中介實(shí)現(xiàn)，對(duì)低水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由工作繁榮對(duì)創(chuàng)新行為的間接負(fù)向影響顯著，對(duì)高水平權(quán)力距離的員工，這一間接影響不顯著。

關(guān)鍵詞：自利型領(lǐng)導(dǎo)；創(chuàng)新行為；工作繁榮；權(quán)力距離；資源保存理論

中圖分類號(hào)：F272.92 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1672-626X（2023）04-0045-11

一、引言

員工創(chuàng)新行為對(duì)組織有效運(yùn)作和可持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要[1]，尤其在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代。領(lǐng)導(dǎo)者作為資源的控制與分配者，其領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工創(chuàng)新行為具有重要的影響[2]。領(lǐng)導(dǎo)者的行為表現(xiàn)通常是合乎道德且負(fù)責(zé)任的，但有時(shí)會(huì)以一種自利的方式行事，如安然公司（Enron）的Kenneth Lay和泰科公司（Tyco）的Dennis Kozwal?ski利用公司資源謀取個(gè)人私利[3]，該領(lǐng)導(dǎo)方式被稱為自利型領(lǐng)導(dǎo)，指的是領(lǐng)導(dǎo)者將自身福祉和利益置于下屬需求和組織目標(biāo)之上的行為表現(xiàn)[4]。以往的研究表明，自利型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)導(dǎo)致負(fù)面結(jié)果，如員工的離職意向[3]、報(bào)復(fù)欲[5]、反生產(chǎn)工作行為[6]和越軌行為[7]，也使得員工的情感承諾[3]、幫助行為[8]、團(tuán)隊(duì)親社會(huì)行為和建言行為[9]降低。有研究整合社會(huì)信息加工理論和社會(huì)學(xué)習(xí)理論，探索自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)產(chǎn)生新穎且有用想法的影響機(jī)制[10]，但關(guān)于自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為關(guān)系的研究較少，對(duì)二者之間內(nèi)在作用機(jī)制的理解不夠充分。

創(chuàng)新行為與資源得失息息相關(guān)。員工創(chuàng)新需要投入大量的人、財(cái)、物資源，一旦成功能夠獲得許多物質(zhì)和社會(huì)資源[2]。資源保存理論的基本原則是個(gè)人有動(dòng)機(jī)保護(hù)現(xiàn)有資源和獲取新資源[11]。自利型領(lǐng)導(dǎo)是工作場(chǎng)所的一種突出壓力源，其往往使員工所珍視的資源面臨直接或間接損失的威脅[12]。這一情境壓力源可能誘發(fā)員工保護(hù)資源的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而減少角色外行為如創(chuàng)新。

工作繁榮是由“活力”和“學(xué)習(xí)”體驗(yàn)構(gòu)成的一種心理狀態(tài)[13]。“活力”可以幫助個(gè)體從資源耗竭中恢復(fù)過(guò)來(lái)，“學(xué)習(xí)”有助于個(gè)體知識(shí)掌握和技能提高，因此工作繁榮被視為一種個(gè)人能量資源[14]。根據(jù)資源保存理論，情境壓力源會(huì)消耗個(gè)人資源，導(dǎo)致個(gè)人資源不足[15]。處在高水平工作繁榮狀態(tài)的員工會(huì)表現(xiàn)更多創(chuàng)新行為[16]。依據(jù)“情境壓力源→個(gè)人資源→個(gè)人行為”的路徑，工作繁榮可能在自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

權(quán)力距離是一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的文化價(jià)值觀取向，反映個(gè)體對(duì)權(quán)力分配不平等的接受程度[17]。不同水平權(quán)力距離的員工對(duì)消極領(lǐng)導(dǎo)的接受和反應(yīng)存在差異[18]。與較高權(quán)力距離的員工相比，較低權(quán)力距離的員工不愿接受權(quán)威和服從命令，更不能容忍組織內(nèi)權(quán)力和資源分配不公[19]。他們對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)及由此給自己帶來(lái)的資源損失威脅有較強(qiáng)的負(fù)面反應(yīng)，隨之其個(gè)人能量資源工作繁榮可能大幅度減少，進(jìn)而通過(guò)減少角色外行為如創(chuàng)新來(lái)保護(hù)剩余資源的動(dòng)機(jī)可能增強(qiáng)。因此，員工的權(quán)力距離可能調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)、工作繁榮與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。

綜上所述，本文以工作繁榮為中介變量，以權(quán)力距離為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建并檢驗(yàn)一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型，深入探究自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響及其作用機(jī)制。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為

自利型領(lǐng)導(dǎo)以擁有權(quán)力、控制有價(jià)值的資源為基礎(chǔ)來(lái)實(shí)現(xiàn)利己目標(biāo)[20]，表現(xiàn)在分配稀缺資源如工資、獎(jiǎng)金、晉升機(jī)會(huì)、辦公空間的方式上，領(lǐng)導(dǎo)者分配給自己的資源越多，留給其他人的就越少[21]，例如領(lǐng)導(dǎo)者將稀缺資源轉(zhuǎn)移給自己、竊取下屬的認(rèn)可以及逃避責(zé)任。不同于辱虐管理的敵對(duì)和攻擊性行為表現(xiàn)[18]，自利型領(lǐng)導(dǎo)只追求自身利益的滿足，對(duì)下屬的剝奪和傷害相對(duì)更隱秘[20]，主要表現(xiàn)為威脅下屬或團(tuán)隊(duì)的利益，給下屬帶來(lái)無(wú)形的壓力和不安全感。

在工作場(chǎng)所中，創(chuàng)新行為是指員工產(chǎn)生和實(shí)現(xiàn)新的對(duì)組織有用的想法或問(wèn)題解決方案[22]，是一種復(fù)雜的角色外行為，包括想法產(chǎn)生、想法推廣和想法實(shí)現(xiàn)三種不同的行為任務(wù)[1]。由于創(chuàng)新過(guò)程往往是不連續(xù)的，個(gè)人在任何時(shí)候都有可能參與這些行為的任何組合[22]。創(chuàng)新充滿不確定性和挑戰(zhàn)，伴有失敗的風(fēng)險(xiǎn)，需要員工付出大量的努力和投入充足的資源，但不能保證取得令人滿意的結(jié)果[2]。自利型領(lǐng)導(dǎo)容易抑制員工創(chuàng)新行為，首先，當(dāng)員工在工作中失去資源時(shí)，更容易感到如倦怠、抑郁癥等形式的壓力，隨之參與避免資源損失的行為[11]。自利型領(lǐng)導(dǎo)優(yōu)先考慮個(gè)人目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和個(gè)人利益獲取，忽視下屬的需求和利益，把他人的工作成果據(jù)為己有[21]，這勢(shì)必帶給員工面臨資源損失的壓力。為了緩解壓力，員工可能產(chǎn)生減少角色外行為如創(chuàng)新來(lái)保護(hù)剩余資源免受進(jìn)一步損失。其次，自利型領(lǐng)導(dǎo)漠不關(guān)心下屬的需求，將自己的利益置于員工的利益之上，利用組織資源為個(gè)人謀取私利[3]，致使員工即使擁有創(chuàng)新的意愿，也可能因?yàn)殡y以獲取創(chuàng)新所需的資源而固步自封。最后，員工不信任自利型領(lǐng)導(dǎo)者，擔(dān)心自己的創(chuàng)新成果被其占為己有[5]。這種擔(dān)心可能使得員工不愿投入資源從事創(chuàng)新活動(dòng)來(lái)取得創(chuàng)新成果。綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H1：自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的創(chuàng)新行為存在負(fù)向影響。

（二）工作繁榮的中介作用

工作繁榮是指員工在工作中體驗(yàn)到“活力”和“學(xué)習(xí)”的一種心理狀態(tài)?！盎盍Α敝腹ぷ骰钴S和有精力的狀態(tài)，“學(xué)習(xí)”指獲得、應(yīng)用知識(shí)和技能的狀態(tài)，分別反映個(gè)體成長(zhǎng)的情感和認(rèn)知基礎(chǔ)[13]。二者聯(lián)合發(fā)揮作用，共同構(gòu)成工作繁榮。如果員工正在學(xué)習(xí)但感到有壓力，工作繁榮不可能實(shí)現(xiàn)；相反，如果員工工作中有活力，但缺乏機(jī)會(huì)學(xué)習(xí)、未意識(shí)到知識(shí)或技能增多，繁榮也是有限的。工作繁榮是個(gè)人的一種暫時(shí)性內(nèi)在心理狀態(tài)，受個(gè)體所嵌入的環(huán)境因素影響，如組織內(nèi)信息共享、信任和尊重的氛圍、積極情感資源、關(guān)系資源[13]。

工作繁榮是一種不穩(wěn)定的個(gè)人能量資源，受個(gè)人所處情境的影響[15]，如領(lǐng)導(dǎo)行為。自利型領(lǐng)導(dǎo)可能負(fù)向影響員工工作繁榮，首先，資源保存理論認(rèn)為缺乏資源的個(gè)人容易遭受資源損失[12]。自利型領(lǐng)導(dǎo)優(yōu)先考慮自身利益的獲得和個(gè)人目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，往往以犧牲員工的利益為代價(jià)，致使下屬的資源受損[10]，其中可能包括個(gè)人能量資源的工作繁榮。其次，自利型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)帶給下屬被領(lǐng)導(dǎo)傷害感、不確定性感知和消極情緒[4]，損害團(tuán)隊(duì)心理安全感[23]。心理不安的員工在工作中無(wú)心思學(xué)習(xí)，工作繁榮體驗(yàn)下降[24]。最后，領(lǐng)導(dǎo)者支持員工、注重權(quán)力分享和賦予員工自主權(quán)的行為能夠促進(jìn)員工的工作繁榮水平[25]。相反地，自利型領(lǐng)導(dǎo)者操縱權(quán)力使自己受益，漠不關(guān)心下屬的需求和利益[20]，可能難以使下屬保持工作繁榮的心理狀態(tài)。

工作繁榮可能促進(jìn)員工表現(xiàn)創(chuàng)新行為，當(dāng)員工在工作中通過(guò)學(xué)習(xí)獲得新知識(shí)和獲得新技能時(shí)，可能有足夠的信心主動(dòng)行動(dòng)嘗試新事物，并產(chǎn)生和實(shí)施創(chuàng)造性想法[16]；當(dāng)員工在工作中擁有活力體驗(yàn)時(shí)，就會(huì)有更多的精力和動(dòng)機(jī)參與創(chuàng)造性工作、探索和實(shí)施新的想法和工作流程[25]；同時(shí)，活力體驗(yàn)內(nèi)含的積極情緒，既促進(jìn)員工的擴(kuò)展性認(rèn)知思維和創(chuàng)造性問(wèn)題解決能力，又有助于其建構(gòu)創(chuàng)新所需的智力資源、社會(huì)資源和心理資源如樂(lè)觀和韌性[16]。

資源保存理論中的資源損失螺旋論指出，最初的資源損失會(huì)導(dǎo)致資源的進(jìn)一步損失，隨著個(gè)人失去資源，資源投資變得更加困難，資源損失的勢(shì)頭和數(shù)量不斷增強(qiáng)[11]。因此，在自利型領(lǐng)導(dǎo)下，員工面臨資源損失的威脅，隨之其個(gè)人能量資源工作繁榮可能損失，進(jìn)而傾向于采取防御性策略如減少創(chuàng)新來(lái)保護(hù)剩余資源，防止資源進(jìn)一步流失而陷入資源損失螺旋。綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H2：工作繁榮在自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

（三）權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用

權(quán)力距離作為文化價(jià)值觀的重要維度之一，最初在國(guó)家和社會(huì)層面被定義，指的是一個(gè)社會(huì)對(duì)機(jī)構(gòu)和組織內(nèi)權(quán)力分配不均的接受程度[19]。在個(gè)人層面，權(quán)力距離是指組織中個(gè)體接受權(quán)力不平等分配的程度[17]。

由于社會(huì)化過(guò)程的不同，同一社會(huì)中個(gè)體對(duì)權(quán)力分配不均的容忍度不盡相同，個(gè)體之間的權(quán)力距離有很大差異。

自利型領(lǐng)導(dǎo)特別注重個(gè)人利益，傾向于做出利己的決策，尤其在資源分配和績(jī)效考核方面[4]，這可能損害組織分配制度的公平性。高水平權(quán)力距離的員工對(duì)權(quán)威更順從，承認(rèn)上下級(jí)之間權(quán)力和地位的差異，傾向于接受領(lǐng)導(dǎo)者獨(dú)立做出的任何決策[19]。因此，高水平權(quán)力距離的員工可能更能容忍自利型領(lǐng)導(dǎo)及其給自己帶來(lái)的資源損失，進(jìn)而通過(guò)回避角色外行為如創(chuàng)新來(lái)保護(hù)剩余資源的動(dòng)機(jī)不太強(qiáng)烈。相反地，低水平權(quán)力距離的員工不能容忍領(lǐng)導(dǎo)者的權(quán)威和管束，不愿接受組織內(nèi)權(quán)力和資源分配不公[19]。因此，低水平權(quán)力距離的員工可能對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)及其造成的資源損失更敏感，進(jìn)而通過(guò)減少創(chuàng)新行為來(lái)防止資源進(jìn)一步損失。

綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H3：?jiǎn)T工的權(quán)力距離調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的影響，即員工的權(quán)力距離越低，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的負(fù)向影響越強(qiáng)。

不同水平權(quán)力距離的員工對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)的反應(yīng)存在差異[6]，進(jìn)而體驗(yàn)到不同程度的工作繁榮。權(quán)力距離較高的員工更愿意接受權(quán)力差異，將領(lǐng)導(dǎo)者視為權(quán)威人物，甚至認(rèn)為其有權(quán)賺取更多。當(dāng)感知到自利型領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，由于更能夠容忍自利型領(lǐng)導(dǎo)，他們的個(gè)人能量資源工作繁榮損失的可能性較小。相反地，權(quán)力距離較低的員工可能認(rèn)為自利型領(lǐng)導(dǎo)是不可接受的，在感知到自利型領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，其個(gè)人能量資源工作繁榮的損失可能較多。由此可見(jiàn)，對(duì)于不同水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮的影響效應(yīng)存在強(qiáng)弱程度的差異。綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H4：?jiǎn)T工的權(quán)力距離調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮的影響，即員工的權(quán)力距離越低，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮的負(fù)向影響越強(qiáng)。

綜合H2～H4，根據(jù)資源保存理論，對(duì)于權(quán)力距離較高的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)不太可能使其個(gè)人能量資源工作繁榮損失，進(jìn)而覺(jué)得沒(méi)必要通過(guò)抑制創(chuàng)新行為來(lái)保護(hù)剩余資源。相比之下，對(duì)于權(quán)力距離較低的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)使其個(gè)人能量資源工作繁榮的損失加劇，進(jìn)而通過(guò)回避創(chuàng)新行為來(lái)防止資源進(jìn)一步流失而陷入資源損失螺旋。因此，本研究提出有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究假設(shè)如下：H5：?jiǎn)T工的權(quán)力距離對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用通過(guò)工作繁榮的中介作用實(shí)現(xiàn)，即員工的權(quán)力距離越低，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮的影響越大，相應(yīng)地對(duì)其創(chuàng)新行為的影響也越強(qiáng)。

基于以上分析，本研究提出如圖1所示的有中介的調(diào)節(jié)模型。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本

本研究樣本來(lái)源于山西、內(nèi)蒙古等地區(qū)，主要覆蓋金融、電力、煤炭、制造等行業(yè)，以國(guó)有企業(yè)員工為主，分布在人力、市場(chǎng)、運(yùn)營(yíng)、行政等部門(mén)。為了提高填答數(shù)據(jù)質(zhì)量，問(wèn)卷不顯示變量名稱，指導(dǎo)語(yǔ)中告知被試匿名填答、收集的數(shù)據(jù)嚴(yán)格保密并僅用于學(xué)術(shù)研究。本研究共發(fā)放問(wèn)卷500份，回收421份問(wèn)卷，其中有效問(wèn)卷402份，回收有效率為80.4%。樣本中，男性占51.5%，女性占48.5%；學(xué)歷為高中或中專及以下的占7.2%，大專的占12.2%，本科的占64.2%，研究生及以上的占16.4%；年齡為25歲及以下的占10.7%，26～35歲的占64.9%，36～45歲的占18.2%，46歲及以上的占6.2%；在本部門(mén)的工作時(shí)間為2年以下的占20.2%，2～5年的占35.6%，5～8年的占21.1%，8年以上的占23.1%。

（二）變量測(cè)量

本研究使用成熟的變量英文量表，經(jīng)過(guò)科研團(tuán)隊(duì)的翻譯與回譯，形成中文版量表。量表采用李克特五點(diǎn)計(jì)分法，從1=“完全不同意”至5=“完全同意”。

自利型領(lǐng)導(dǎo)采用Camps等（2012）[4]的量表，共4個(gè)項(xiàng)目，如“我的直接領(lǐng)導(dǎo)是自私、自大的”“我的直接領(lǐng)導(dǎo)為了提升自己的地位常常偽造事實(shí)”“我的直接領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常借公行私”。

工作繁榮采用Porath等（2012）[26]的二維度量表，其中學(xué)習(xí)維度包括“在工作中，我學(xué)到越來(lái)越多的東西”

“在工作中，我感到自己不斷提高”等4個(gè)項(xiàng)目，活力維度包括“在工作中，我感覺(jué)自己充滿活力”“在工作中，我期盼新的一天到來(lái)”等4個(gè)項(xiàng)目。這些項(xiàng)目在中國(guó)組織情境下是合適的，足以測(cè)量工作繁榮[27]。

權(quán)力距離采用Clugston等（2000）[17]的量表，共6個(gè)項(xiàng)目，如“領(lǐng)導(dǎo)就該獨(dú)立決定大多數(shù)工作事務(wù)，無(wú)需征求下屬意見(jiàn)”“領(lǐng)導(dǎo)就該使用權(quán)威和權(quán)力對(duì)待下屬”。

創(chuàng)新行為采用Scott和Bruce（1994）[22]的量表，共6個(gè)項(xiàng)目，如“我常常尋求新的工作流程、技術(shù)、方法或工具”“我會(huì)爭(zhēng)取所需資源以落實(shí)自己的新想法”。

關(guān)于控制變量，既有研究發(fā)現(xiàn)，男性比女性員工表現(xiàn)出更多創(chuàng)新行為，學(xué)歷越高的員工創(chuàng)新行為越多[1]，員工的年齡與工作繁榮水平顯著正相關(guān)[14]，年長(zhǎng)的員工在工作中往往缺乏創(chuàng)新，在組織中工作時(shí)間較長(zhǎng)的員工因擁有更多工作領(lǐng)域?qū)I(yè)知識(shí)而表現(xiàn)出較多的創(chuàng)新行為[16]。因此，本研究選取性別（1=男，2=女）、學(xué)歷（1=高中或中專及以下，2=大專，3=本科，4=研究生及以上）、年齡（1=25歲及以下，2=26～35歲，3=36～45歲，4=46歲及以上）、工作年限（1=2年以下，2=2～5年，3=5～8年，4=8年以上）為控制變量。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果本研究調(diào)查數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析使用Spss25和Mplus7軟件。

（一）信度和效度檢驗(yàn)

本研究各變量量表的Cronbachs α值為0.848～0.932，組合信度為0.762～0.934，均高于臨界值0.7，說(shuō)明各量表的信度較高。各變量所有測(cè)量項(xiàng)目的因子載荷為0.545～0.929，符合大于0.5且小于0.95的標(biāo)準(zhǔn)[28]，平均方差提取量為0.502～0.779（如表1所示），大于臨界值0.5[28]，說(shuō)明各量表的聚合效度良好。

自利型領(lǐng)導(dǎo)、工作繁榮、權(quán)力距離、創(chuàng)新行為之間區(qū)分效度的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。驗(yàn)證性因子分析四因子模型與調(diào)研數(shù)據(jù)的擬合指標(biāo)符合標(biāo)準(zhǔn)[29]，并且顯著優(yōu)于三因子模型a（Δχ2=311.073，Δdf=3，P<0.001）、三因子模型b（Δχ2=281.478，Δdf=3，P<0.001）、二因子模型a（Δχ2=1052.682，Δdf=5，P<0.001）、二因子模型b（Δχ2=1132.519，Δdf=5，P<0.001）、一因子模型（Δχ2=2148.625，Δdf=6，P<0.001），說(shuō)明四個(gè)變量之間的區(qū)分效度良好。

（二）共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究通過(guò)保證量表測(cè)量項(xiàng)目準(zhǔn)確、告知被試匿名填答和調(diào)查數(shù)據(jù)保密等措施來(lái)控制共同方法偏差，采用兩種方法檢驗(yàn)共同方法偏差問(wèn)題：一是Harman單因素檢驗(yàn)法。未旋轉(zhuǎn)主成分分析顯示：特征根大于1的因子累積解釋了總方差的70.796%，其中第一個(gè)因子解釋了29.005%，遠(yuǎn)小于臨界值40%[30]。二是控制未測(cè)量潛在方法因子影響法。如表2所示，四因子加上共同方法因子模型的擬合指標(biāo)良好。與四因子模型相比，含有共同方法因子模型的χ2值無(wú)顯著變化，Δχ2（Δdf）對(duì)應(yīng)的P值為0.028>0.0005（250≤樣本容量<500時(shí)，顯著性水平取0.0005）[29]；CFI、TLI、SRMR沒(méi)有明顯改善，ΔCFI=0.002，ΔTLI=0.001，ΔSRMR=0.002。兩種方法的檢驗(yàn)結(jié)果表明共同方法偏差問(wèn)題不嚴(yán)重。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析

自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工的工作繁榮（r=-0.203，P<0.01）、創(chuàng)新行為（r=-0.117，P<0.05）顯著負(fù)相關(guān)，工作繁榮與員工的創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)（r=0.525，P<0.01），如表3所示。這些結(jié)果為后續(xù)假設(shè)檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。

（四）假設(shè)檢驗(yàn)

本文的研究假設(shè)使用偏差校正的百分位Bootstrap法、抽樣5000次來(lái)檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

1. 主效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在控制員工的性別、學(xué)歷、年齡和工作年限下，模型3顯示自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的創(chuàng)新行為存在負(fù)向影響（β=-0.093，P<0.05），H1得到支持。模型1顯示自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮具有負(fù)向影響（β=-0.145，P<0.001）。

模型4顯示工作繁榮對(duì)創(chuàng)新行為的正向影響顯著（β=0.523，P<0.001），自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響則不顯著（β=-0.017，P>0.05），表明員工工作繁榮完全中介自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的影響。進(jìn)一步，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的直接影響效應(yīng)為-0.017，占總效應(yīng)的18.28%，95%置信區(qū)間[-0.082，0.049]包含0，說(shuō)明直接效應(yīng)不顯著；自利型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)工作繁榮對(duì)員工創(chuàng)新行為的間接影響效應(yīng)為-0.076，占總效應(yīng)的81.72%，95%置信區(qū)間[-0.128，-0.033]不包含0，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著。因此，H2得到支持。

2. 有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

依據(jù)葉寶娟和溫忠麟（2013）[31]的依次檢驗(yàn)方法，驗(yàn)證有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先，模型5顯示自利型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新行為的影響顯著（β=0.107，P<0.01），表明權(quán)力距離顯著調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為的關(guān)系，H3得到支持。對(duì)高水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的影響不顯著（β=-0.060，P>0.05）；對(duì)低水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新行為的負(fù)向影響顯著（β=-0.222，P<0.001）；高低組差異顯著（β=0.162，P<0.01），如圖2所示。

其次，模型2顯示自利型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互項(xiàng)對(duì)工作繁榮的影響顯著（β=0.142，P<0.001），表明權(quán)力距離顯著調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)與工作繁榮的關(guān)系，H4得到支持。對(duì)高水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮的影響不顯著（β=-0.082，P>0.05）；對(duì)低水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮的負(fù)向影響顯著（β=-0.298，P<0.001）；高低組差異顯著（β=0.216，P<0.001），如圖3所示。

最后，模型6顯示工作繁榮對(duì)創(chuàng)新行為的影響顯著（β=0.508，P<0.001），自利型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新行為的影響則不顯著（β=0.035，P>0.05），說(shuō)明權(quán)力距離在自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)作用完全通過(guò)工作繁榮的中介實(shí)現(xiàn)。進(jìn)一步，權(quán)力距離通過(guò)工作繁榮對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)為0.072，占總調(diào)節(jié)效應(yīng)的67.29%，95%置信區(qū)間[0.026，0.125]不包括0，說(shuō)明間接的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著；權(quán)力距離直接對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)為0.035，占總調(diào)節(jié)效應(yīng)的32.71%，95%置信區(qū)間[-0.038，0.105]包含0，說(shuō)明直接的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。因此，H5得到支持。

借鑒夏瑩等（2021）[32]的做法，本研究檢驗(yàn)了權(quán)力距離在高與低水平下的不同作用。對(duì)高水平權(quán)力距離的員工，自利型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)工作繁榮對(duì)創(chuàng)新行為的間接影響不顯著（β=-0.042，95%置信區(qū)間[-0.092，0.008]包含0）；對(duì)低水平權(quán)力距離的員工，這一間接影響顯著（β=-0.151，95%置信區(qū)間[-0.227，-0.088]不包含0）；高低組之間的間接影響差異顯著（β=0.110，95%置信區(qū)間[0.039，0.189]不包含0）

五、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

本研究構(gòu)建了一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了自利型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制，結(jié)論如下：第一，自利型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)抑制員工的創(chuàng)新行為。在消極領(lǐng)導(dǎo)方式自利型領(lǐng)導(dǎo)下，員工不僅難以補(bǔ)充創(chuàng)新所需的資源，而且面臨資源損失的威脅，致使通過(guò)回避創(chuàng)新行為來(lái)避免資源的進(jìn)一步損失。

第二，工作繁榮在自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。自利型領(lǐng)導(dǎo)引發(fā)下屬個(gè)人能量資源工作繁榮流失，進(jìn)而下屬會(huì)以減少創(chuàng)新行為作為應(yīng)對(duì)策略，避免資源進(jìn)一步消耗而陷入資源損失螺旋。

第三，員工的權(quán)力距離調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮、創(chuàng)新行為的影響。對(duì)低水平權(quán)力距離的員工而言，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮、創(chuàng)新行為的負(fù)向影響顯著；對(duì)高水平權(quán)力距離的員工而言，這些影響效應(yīng)不顯著。

第四，權(quán)力距離在自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)作用通過(guò)工作繁榮的中介作用實(shí)現(xiàn)。對(duì)低水平權(quán)力距離的員工而言，自利型領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由工作繁榮的中介對(duì)創(chuàng)新行為的負(fù)向影響顯著；對(duì)高水平權(quán)力距離的員工，這一間接影響效應(yīng)不顯著。

（二）理論貢獻(xiàn)

第一，基于資源保存理論，豐富了阻礙員工創(chuàng)新行為的消極領(lǐng)導(dǎo)因素。以往的研究主要運(yùn)用社會(huì)交換理論[5～6]、社會(huì)認(rèn)知理論[10]、社會(huì)認(rèn)同理論[7]探討自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工和團(tuán)隊(duì)?wèi)B(tài)度、行為的影響，運(yùn)用資源保存理論探討領(lǐng)導(dǎo)者自利行為的調(diào)節(jié)作用[23]。本文則基于資源保存理論，研究自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響，不僅豐富了自利型領(lǐng)導(dǎo)的消極影響面、抑制員工創(chuàng)新行為的領(lǐng)導(dǎo)因素，而且拓展了資源保存理論在自利型領(lǐng)導(dǎo)研究領(lǐng)域的應(yīng)用。

第二，揭示了自利型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在中介過(guò)程機(jī)制。以往有研究證實(shí)團(tuán)隊(duì)心理安全和團(tuán)隊(duì)知識(shí)隱藏中介自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響[10]。與此不同的是，本文依據(jù)資源保存理論的“情境壓力源→個(gè)人資源→個(gè)人行為”的路徑，發(fā)現(xiàn)遠(yuǎn)端的自利型領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由近端的個(gè)人資源工作繁榮影響員工創(chuàng)新行為，揭示了自利型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在中介過(guò)程機(jī)制，打開(kāi)了二者之間關(guān)系的“黑箱”。

第三，從個(gè)人價(jià)值觀切入，豐富自利型領(lǐng)導(dǎo)影響員工工作繁榮、創(chuàng)新行為的邊界條件。以往的研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)的任務(wù)互依性水平越低，自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)產(chǎn)生新穎且有用想法的間接負(fù)向影響越強(qiáng)[10]。本研究則從個(gè)人價(jià)值觀切入，探討員工權(quán)力距離在自利型領(lǐng)導(dǎo)與工作繁榮、創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)作用，從而豐富了自利型領(lǐng)導(dǎo)影響員工工作繁榮、創(chuàng)新行為的邊界條件。

第四，整合領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、個(gè)人價(jià)值觀、個(gè)人資源三方面因素，構(gòu)建有中介的調(diào)節(jié)模型，較全面地預(yù)測(cè)員工創(chuàng)新行為。以往研究構(gòu)建第一階段被調(diào)節(jié)的中介模型，發(fā)現(xiàn)員工的權(quán)力距離調(diào)節(jié)自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)反生產(chǎn)工作行為的間接影響[6]。與以往研究不同的是，本文整合領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、個(gè)人價(jià)值觀、個(gè)人資源三方面因素，構(gòu)建一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型，發(fā)現(xiàn)員工的權(quán)力距離在自利型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用通過(guò)個(gè)人資源工作繁榮的中介實(shí)現(xiàn)，不僅揭示了自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為關(guān)系之間的邊界條件發(fā)揮作用的中介機(jī)制，而且比較全面地考察了工作場(chǎng)所員工創(chuàng)新行為發(fā)生與否的機(jī)制。

（三）管理啟示

第一，警惕自利型領(lǐng)導(dǎo)帶來(lái)的消極影響。創(chuàng)新活動(dòng)充滿著不確定性，需要充足的資源。自利型領(lǐng)導(dǎo)為了獲取私利，往往以犧牲他人利益為代價(jià)，對(duì)員工創(chuàng)新來(lái)講無(wú)疑是“雪上加霜”。領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該關(guān)心員工的需求，給予員工資源支持，鼓勵(lì)員工創(chuàng)新，而非表現(xiàn)損人利己行為。組織應(yīng)該優(yōu)化管理獎(jiǎng)懲制度，實(shí)施領(lǐng)導(dǎo)培訓(xùn)項(xiàng)目，約束不顧下屬利益和需求的自利行為，引導(dǎo)其合理用權(quán)、負(fù)責(zé)任地行事。

第二，激發(fā)員工的工作繁榮心理狀態(tài)。工作繁榮是個(gè)人的一種能量資源，及時(shí)補(bǔ)足有助于員工創(chuàng)新。

為了提升員工的工作繁榮水平，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該避免有損下屬和組織利益的利己行為，實(shí)施公平公正的管理制度，營(yíng)造支持性工作氛圍，關(guān)注員工在工作上的需求并給予支持。

第三，分類施策管理不同水平權(quán)力距離的員工。低水平權(quán)力距離的員工對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)的消極反應(yīng)強(qiáng)烈，其工作繁榮、創(chuàng)新行為顯著降低。因此，管理者應(yīng)避免自利型領(lǐng)導(dǎo)，給予他們資源支持。對(duì)遭受不公正對(duì)待利益受損的員工，實(shí)施心理健康援助計(jì)劃一對(duì)一地幫扶。相對(duì)地，高水平權(quán)力距離的員工對(duì)自利型領(lǐng)導(dǎo)的反應(yīng)不明顯，其工作繁榮、創(chuàng)新行為沒(méi)有顯著降低。因此，可制定激發(fā)他們工作繁榮和創(chuàng)新的管理舉措。

（四）不足與展望

第一，本文在同一時(shí)點(diǎn)由員工報(bào)告收集數(shù)據(jù)，盡管經(jīng)檢驗(yàn)共同方法偏差問(wèn)題不嚴(yán)重，但未來(lái)還需要采取上下級(jí)配對(duì)、縱向跟蹤實(shí)地調(diào)查設(shè)計(jì)和實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行研究，以便提高研究結(jié)果的可靠性。

第二，本文在個(gè)人單一層次探討工作繁榮的中介作用。未來(lái)有必要構(gòu)建和檢驗(yàn)跨層次中介作用模型，例如研究個(gè)人層次的團(tuán)隊(duì)包容感、團(tuán)隊(duì)層次的團(tuán)隊(duì)包容氛圍在自利型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用。

第三，本文發(fā)現(xiàn)自利型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高水平權(quán)力距離員工創(chuàng)新行為的負(fù)向影響不顯著。今后需要探討可能緩解二者之間消極關(guān)系的邊界條件，如主動(dòng)性人格、學(xué)習(xí)目標(biāo)取向、個(gè)人與組織匹配、組織自豪等。

第四，本文單一由下屬評(píng)價(jià)自利型領(lǐng)導(dǎo)水平，忽視了領(lǐng)導(dǎo)者的自我評(píng)價(jià)。根據(jù)自評(píng)—他評(píng)一致性理論[33]，今后需要探討自利型領(lǐng)導(dǎo)的領(lǐng)導(dǎo)者自評(píng)與下屬他評(píng)匹配對(duì)下屬創(chuàng)新行為的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1] JANSSEN O. Job Demands，Perceptions of Effort-reward Fairness and Innovative Work Behaviour[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology，2000，73（3）：287-302.

[2] TIAN J，PENG Y，ZHOU X. The Effects of Abusive Supervision and Motivational Preference on EmployeesInnovative Behavior [J]. Sustainability，2020，12（20）：1-15.

[3] DECOSTER S，STOUTEN J，TRIPP T M. FollowersReactions to Self-serving Leaders：The Influence of the Organizations Bud?get Policy[J]. American Journal of Business，2014，29（3/4）：202-222.

[4] CAMPS J，DECOSTER S，STOUTEN J. My Share is Fair，so I dont Care：The Moderating Role of Distributive Justice in the Per?ception of LeadersSelf-serving Behavior[J]. Journal of Personnel Psychology，2012，11（1）：49-59.

[5] DECOSTER S，STOUTEN J，TRIPP T M. When Employees Retaliate Against Self-serving Leaders：The Influence of the Ethical Climate[J]. Journal of Business Ethics，2021，168（1）：195-213.

[6] MAO J，ZHANG Y，CHEN L，et al. Consequences of Supervisor Self-interested Behavior：A Moderated Mediation[J]. Journal of Managerial Psychology，2019，34（3）：126-138.

[7] LIU L，WAN Z，LIN Y，et al. The Influence of Self-serving Leadership on Deviant Behaviors in the Workplace：A Moderated Medi? ation Model[J]. Frontiers in Psychology，2022，13：825154.

[8] GAO Y Y，HUANG D Y，JIANG J X，et al. Influence of Self-serving Leadership on Employees' Helping Behavior [J]. Social Behav?ior and Personality：an International Journal，2022，50（1）：1-11.

[9] LIU H，CHIANG J T，F(xiàn)EHR R，et al. How do Leaders React When Treated Unfairly？ Leader Narcissism and Self-interested Behav?ior in Response to Unfair Treatment[J]. Journal of Applied Psychology，2017，102（11）：1590-1599.

[10] PENG J，WANG Z，CHEN X. Does Self-serving Leadership Hinder Team Creativity？ A Moderated Dual-path Model[J]. Journal of Business Ethics，2019，159（2）：419-433.

[11] HALBESLEBEN J R B，NEVEU J P，PAUSTIAN-UNDERDAHL S C，et al. Getting to the“COR”：Understanding the Role of Re?sources in Conservation of Resources Theory[J].Journal of Management，2014，40（5）：1334-1364.

[12] HOBFOLL S E，HALBESLEBEN J，NEVEU J，et al. Conservation of Resources in the Organizational Context：The Reality of Re?sources and Their Consequences[J]. Annual Review of Organizational Psychology and Organizational Behavior，2018，5（1）：103-128.

[13] SPREITZER G，SUTCLIFFE K，DUTTON J，et al. A Socially Embedded Model of Thriving at Work[J]. Organization Science，2005，16（5）：537-549.

[14] YAN A，TANG L，HAO Y. Can Corporate Social Responsibility Promote EmployeesTaking Charge？ The Mediating Role of Thriving at Work and the Moderating Role of Task Significance[J].Frontiers in Psychology，2021（11）：1-13.

[15] TEN BRUMMELHUIS L L，BAKKER A B. A Resource Perspective on the Work-home Interface：The Work-home Resources Model[J]. American Psychologist，2012，67（7）：545-556.

[16] CARMELI A，SPREITZER G M. Trust，Connectivity，and Thriving：Implications for Innovative Behaviors at Work[J]. The Journal of Creative Behavior，2009，43（3）：169-191.

[17] CLUGSTON M，HOWELL J P，DORFMAN P W. Does Cultural Socialization Predict Multiple Bases and Foci of Commitment？[J]. Journal of Management，2000，26（1）：5-30.

[18] WANG W，MAO J，WU W，et al. Abusive Supervision and Workplace Deviance：The Mediating Role of Interactional Justice and the Moderating Role of Power Distance[J]. Asia Pacific Journal of Human Resources，2012，50（1）：43-60.

[19] FARH J L，HACKETT R D，LIANG J. Individual-level Cultural Values as Moderators of Perceived Organizational Support-em?ployee Outcome Relationships in China：Comparing the Effects of Power Distance and Traditionality[J]. The Academy of Manage?ment Journal，2007，50（3）：715-729.

[20] WILLIAMS M J. Serving the Self from the Seat of Power：Goals and Threats Predict LeadersSelf-interested Behavior[J]. Journal of Management，2014，40（5）：1365-1395.

[21] RUS D，VAN KNIPPENBERG D，WISSE B. Leader Power and Self-serving Behavior：The Moderating Role of Accountability[J]. The Leadership Quarterly，2012，23（1）：13-26.

[22] SCOTT S G，BRUCE R A. Determinants of Innovative Behavior：A Path Model of Individual Innovation in the Workplace[J]. Acad?emy of Management Journal，1994，37（3）：580-607.

[23] MAO J，CHIANG J T，CHEN L，et al. Feeling Safe？ A Conservation of Resources Perspective Examining the Interactive Effect of Leader Competence and Leader Self-serving Behaviour on Team Performance[J]. Journal of Occupational and Organizational Psy?chology，2019，92（1）：52-73.

[24] ZENG H，ZHAO L，ZHAO Y. Inclusive Leadership and Taking-charge Behavior：Roles of Psychological Safety and Thriving at Work[J]. Frontiers in Psychology，2020（11）：1-11.

[25] KLEINE A，RUDOLPH C W，ZACHER H. Thriving at Work：A Meta-analysis [J]. Journal of Organizational Behavior，2019，40（9-10）：973-999.

[26] PORATH C，SPREITZER G，GIBSON C，et al. Thriving at Work：Toward its Measurement，Construct Validation，and Theoretical Refinement[J]. Journal of Organizational Behavior，2012，33（2）：250-275.

[27] JIANG Z，JIANG Y，NIELSEN I. Thriving and Career Outcomes：The Roles of Achievement Orientation and Resilience[J]. Human Resource Management Journal，2021，31（1）：143-164.

[28] BAGOZZI R P，YI Y. On the Evaluation of Structural Equation Models[J]. Journal of the Academy of Marketing Science，1988，16（1）：74-94.

[29] 溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)：擬合指數(shù)與卡方準(zhǔn)則[J].心理學(xué)報(bào)，2004，36（2）：186-194.

[30] 鄧穩(wěn)根，黎小瑜，陳勃，等.國(guó)內(nèi)心理學(xué)文獻(xiàn)中共同方法偏差檢驗(yàn)的現(xiàn)狀[J].江西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2018，42（5）：447-453.

[31] 葉寶娟，溫忠麟.有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)方法：甄別和整合[J].心理學(xué)報(bào)，2013，45（9）：1050-1060.

[32] 夏瑩，吳婧睿，杜亞娜.威權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工幫助行為的影響：一個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型[J].管理科學(xué)，2021，34（3）：42-52.

[33] LEE A，CARPENTER N C. Seeing Eye to Eye：A Meta-analysis of Self-other Agreement of Leadership[J]. The Leadership Quar?terly，2018，29（2）：253-275.

（責(zé)任編輯：盧君）