真實型領導對下屬主動行為影響研究

崔子龍，田喜洲

真實型領導對下屬主動行為影響研究

崔子龍，田喜洲

知識經濟時代組織需要更為有效的領導風格激發下屬的主動性以應對不確定的外界環境。文章通過對470個組織雇員有效調查數據實證探究真實型領導對下屬主動行為的影響機制，結合結構方程模型及層級回歸分析，結果顯示：真實型領導能夠顯著正向影響下屬主動行為；下屬心理資本在真實型領導與下屬主動行為關系間起部分中介作用；傳統性在心理資本與主動行為關系中起顯著負向調節作用。最后，討論了研究結論與啟示，并指出未來的研究方向。

真實型領導；主動行為；心理資本；傳統性

一、引 言

知識經濟時代需要組織以更為柔性的管理模式應對越來越多的不確定性。因此，組織中以遵守指令的傳統工作模式已逐漸不合時宜，這需要員工在動態環境中以積極主動的方式工作。近年來，隨著積極心理學的發展，組織行為的研究開始關注于個體的積極優勢和心理能力，關于工作場所中主動行為研究逐漸成為組織行為領域一個研究熱點[1]。

研究證實，領導可以有效激發下屬實施主動行為，例如變革型領導及授權型領導可以通過賦予下屬的自主性或擴展下屬角色促進其實施主動行為[2]。近年來關于領導力的研究中，真實型領導自信、正直、與下屬建立可信賴的真實關系并以領導者“自我意識”和“內化道德”為核心成分，對下屬的態度、行為及績效產生顯著的積極影響[3]。但以往的研究中，真實型領導作為一種新興的領導風格能否促進下屬實施主動行為在研究中并未得到有效證實，真實型領導對下屬的影響機制仍有待拓展，特別是對真實型領導作用效果的邊界條件和適用條件現階段仍關注較少。鑒于此，筆者借鑒資源保存理論，將心理資本作為真實型領導與下屬主動行為的中介變量，探討真實型領導對下屬主動行為的影響機制。此外，由于主動行為的實施具有一定的風險性，實施過程中往往會遭到領導或同事的錯誤歸因[4]。本文引入代表中國文化情景的傳統性作為調節變量，進一步考察真實型領導對下屬主動行為影響的情景因素。

通過構建真實型領導對下屬主動行為影響機制模型，如圖1所示，具體研究結構如下：首先，分析真實型領導對主動行為的影響；其次，分析心理資本在真實型領導與主動行為關系間的中介作用；再次，分析傳統性在心理資本與主動行為間的調節作用；最后，對本文的研究結論進行討論并給出相應的建議。

圖1 研究模型

二、理論基礎和研究假設

（一）真實型領導與主動行為

Avolio和Luthans等（2004）認為真實型領導者對自身思想和行為有深刻認識并通過培養下屬對其高度的信任促進下屬實施積極行為[5]。而在中國傳統文化中，領導者的真實誠信對下屬的行為有著不可忽視的影響，例如孔子在《論語》中提到，其身正，不令而行。領導具備真實可靠、開放積極的特征能消除下屬在實施主動行為的心理威脅。Parker和Bindl（2010）認為主動行為是個體在工作場所中主動設置目標并加以實施的自我調節行為，自主支持性的組織情景更有利于個體實施主動行為[6]。真實型領導被認為是所有積極領導方式的根源，Leroy等（2012）研究證實真實型領導能夠滿足下屬基本心理需要促進其自我決定從而提升其工作角色績效[7]。從更深層面來看，真實型領導處事客觀而公正，與下屬構建真實可靠關系，這有助于下屬理解權衡主動行為的額外風險。Yammarino等（2008）的研究中提出真實型領導可以促進不同層次下屬的積極組織行為[8]。此外，真實型領導清晰的自我意識也能夠鼓勵下屬形成客觀清晰認知，促進下屬主動設置內在工作目標加以實施。Griffin等（2010）的研究證實領導者清晰的意識能夠有效地促進下屬實施主動行為。Hsiung（2012）通過對臺灣房地產公司70個工作團隊研究，證實真實型領導可以促進下屬的主動建言[9]。基于以上分析，提出假設：

假設1：真實型領導對下屬主動行為有顯著正向影響。

（二）心理資本的中介作用

依據資源理論來看，個體會努力獲取和維持有價值的資源并將資源轉化為正面結果[10]，心理資本往往在工作資源與個體的態度、行為間起重要的中介作用，例如Luthans等（2008）的研究中證實了心理資本在支持性組織氛圍和員工績效關系間起中介作用[11]。從真實型領導、心理資本及主動行為的內在聯系來看有以下兩個方面。

一方面，真實型領導能夠提高下屬心理資本。Avolio等（2004）認為真實型領導通過獲取下屬的認同為下屬提供信心、希望、樂觀、工作意義感、積極情感等心理資源[12]。從更深入的層面來看，真實型領導清晰的自我意識，行為中體現的希望與自信能夠給下屬以認知和情感支援，賦予其自信與希望[13]；真實型領導還可以提升下屬的樂觀精神，這主要體現在真實型領導在處理外界信息時能夠做到平衡處理，信任感帶來的積極情緒能夠提升下屬的樂觀精神[12]；當然，真實型領導在面臨困境時所體現出來的道德勇氣及道德韌性容易感染下屬進而提升下屬面臨逆境時的韌性[14]。Rego等（2012）及韓翼等（2012）的研究均已證實，真實型領導與下屬心理資本具有密切的關系[15][16]。

另一方面，心理資本可以促進主動行為。主動行為作為工作場所個體主動設置目標并加以實施的自我調節行為。Baumeister等（2007）認為自我調節需要個體具備充足的資源才能成功，較低的資源水平將降低個體的行為的主動性并產生消極結果[17]。心理資本對自我調節的顯著作用已得到證實，特別是心理資本幫助個體應對壓力、倦怠并有效揭示角色外行為[18]。從更深層面來看，自信的個體具有強烈的自我動機信念而體現高度的主動性，研究證實角色寬度自我效能能較好地預測主動工作行為[19]；希望則為主動行為的實施提供主動性目標及實現路徑；研究證實個體的希望水平越高，個體越能夠采取積極主動的應對方式從而能夠獲取較高的業績（Curry等，1997）[20]；面對主動性的外界挑戰及高度風險，具有高度韌性的個體能夠抵御外界的挑戰與障礙將主動行為付諸于行動；此外，Schwarzer（2001）的研究證實具有樂觀精神的個體往往更愿意采用積極主動的應對方式，這是因為樂觀的個體更能識別抓住外界的有效機會[21]。心理資本在真實型領導與下屬積極結果間的中介作用也得到了部分驗證，例如Rego等（2012）的研究證實心理資本在真實型領導與下屬創造力之間呈中介作用[15]；Walumbwa等（2010）的研究也發現真實型領導可以通過提升下屬的心理資本使下屬實施更多的組織公民行為[22]。基于以上分析，本研究提出以下假設：

假設2：真實型領導對心理資本有顯著正向影響。

假設3：心理資本在真實型領導與主動行為之間起中介作用。

（三）傳統性的調節作用

傳統性代表著員工對儒家五倫思想（如君臣、父子、夫妻、長幼等)的等級角色關系的認可程度，在以傳統性為代表的中國文化浸潤下，個體會努力約束自己的行為以符合社會的期望[23]。在組織管理研究領域中，Fath等（2007）認為傳統性主要體現為個體對領導命令以及角色義務的遵從，即高傳統性的個體更遵從于領導權威，并注重自身的角色定位不會輕易越矩的舉動[24]。由于主動行為的實施往往超越職位或角色邊界，這將遭到領導或同事的反對而無法有效實施。因此，高傳統性個體不愿意嘗試主動設定工作目標去控制甚至改變外界環境。從資源保存理論來看，高傳統性個體守成自保、害怕失誤等特點，即使個體具備較為豐富的心理資源，但那些威脅同事的利益甚至引起同事的不快的主動行為將降低其整體資源水平，進而將弱化心理資源與主動行為之間的關系。周浩和龍立榮（2012）的研究發現：變革型領導雖然可以對下屬進行授權，進而激發下屬向領導和同事主動建言，但高傳統性的個體即使組織心理所有權高，也較少主動建言[25]?；谝陨系姆治隹梢酝茢?，傳統性將調解心理資本與主動行為之間的關系進而間接影響真實型領導對下屬主動行為之間的關系，即傳統性越高，心理資本與主動行為正相關關系減弱，傳統性越低，心理資本與主動行為正相關關系增強。由此，提出以下假設：

假設4：傳統性在心理資本與主動工作行為關系間起負向調節作用。傳統性越高，心理資本對主動行為正相關關系減弱；傳統性越低，心理資本對主動行為正相關關系將增強。

三、研究設計

（一）樣本收集

通過對黑龍江、浙江、四川、湖北、云南、湖南等省份分屬71家企業進行問卷調研。共發放問卷630份，回收問卷580份，篩選到450份有效問卷，有效回收率為77.5%。調查樣本中男性占51.6%，女性占59.4%。在被訪問者的學歷中，高中/中專以下占10.9%，大專學歷占25%，本科學歷最多，占54.3%，碩士研究生及以上學歷占9.1%。在被訪問者的職位中，普通員工最多，占65.4%，基層管理者占26.5%，中層管理者占8.1%。而對于被訪問者所在的部門，來自生產、人事、財務、研發、行政、營銷等職能部門的員工分別占28.5%、11.3%、12.8%、9%、10.8%、15.7%。被訪問者來自的組織性質中，國有企業員工占25.4%、民營企業占42.9%、合資企業占12.5%、事業單位占15.1%。

（二）測量量表

對于本研究中的相關量表，均通過對國外已有的成熟量表進行篩選。其中，真實型領導測量量表選自Walumbwa等（2008）編制的真實型領導測量問卷，包含自我意識、關系透明、內在道德觀及平衡信息處理4個維度，共16個題項，題項包括“他/她敢于承認自己的錯誤”、“他/她有自知之明”、“他/她在做決策前會聽取下屬的意見”等[26]。主動行為的測量采用Bindl和Parker（2012）編制的主動行為測量問卷，包含目標設定、計劃制定、行為實施及結果反饋4個維度，共12個題項，題項包括“工作中我會設想如何更好完成本職工作”、“工作中在為領導或同事提出建議前我會先調整好自己的情緒”、“工作中我會嘗試更高效的工作方法”、“我會從改變工作方法中不斷汲取教訓”等[27]。心理資本的測量采用Luthans等（2007）開發的心理資本測量問卷，包含自信、韌性、樂觀和希望4個維度，共24個題項[28]；傳統性的測量采用Farh等（2007）編制的中國人傳統性簡版測量量表，共5個題項，典型題項包括：“要避免發生錯誤，最好的辦法是聽從長者的話”、“即使工作不順心，也要安分于自己的職業”等[24]。

筆者選取了性別、教育程度、職位等級和工作年限等變量作為控制變量。

四、實證檢驗與研究結果

（一）信效度檢驗

真實型領導、主動行為、心理資本及傳統性的內部一致性系數 Cronbach'α值均超過0.7，分別為0.873、0.865、0.843及0.868。采用AMOS17.0對各量表進行驗證性因子分析考察各量表的結構效度，各變量擬合值分析結果如表1所示，各項指標均達到可接受程度，各量表具有較好的結構效度。

表1 各量表擬合指數

（二）同源方差檢驗

對于研究中存在的語境相同、數據獲取方式一致可能導致的共同方法偏差，本研究利用SPSS18.0采用Harman單因素檢驗法檢驗同源效應[29]。對所有題項進行因子分析，共提取到未經過旋轉特征值大于1的因子共11個，共解釋65.99%的變異量，其中第一主成分解釋了32.63%的變異量，未占到總解釋方差的一半，可以認為不存在嚴重的同源方差問題。

（三）變量相關性分析

如表2所示，對各變量進行相關性分析后得出以下結果：真實型領導與心理資本 （r=0.57，p＜ 0.01）、真實型領導與主動行為（r=0.56，p＜0.01）、心理資本與主動行為（r=0.64，p＜0.01）、傳統性與主動行為(r=-0.23，p＜0.01)之間呈顯著相關。

表2 描述性統計與相關分析

（四）中介效應檢驗

依據溫忠麟（2004）提出的中介效應檢驗步驟并通過AMOS17.0對構建的理論模型進行分析[30]。第一步，檢驗真實型領導對主動行為的直接效應，如圖2所示，真實型領導對主動行為影響的標準化路徑為0.69（p＜0.001），從模型的擬合指標來看：χ2/df=1.438，GFI=0.938，AGFI=0.926，NFI=0.926，CFI=0.976，IFI=0.971，TLI=0.973，RMSEA=0.031，表明模型擬合情況較好，數據結果支持假設1，也說明真實型領導與主動行為之間存在著中介因素。第二步，檢驗真實型領導對心理資本的作用，通過結構方程模型分析真實型領導對心理資本的標準化路徑系數為0.67（p＜0.001），其中 χ2/df= 1.674，GFI=0.900，AGFI=0.885，NFI=0.899，CFI= 0.957，IFI=0.957，TLI=0.953，RMSEA=0.038，模型擬合情況良好，數據結果支持假設2。第三步，檢驗心理資本中介效應模型，在心理資本的中介效應模型中，如圖3所示，心理資本對主動行為的標準化路徑系數為0.56（p＜0.001），整個模型的擬合指標，χ2/df=1.490，GFI=0.877，AGFI=0.863，NFI=0.866，IFI=0.952，TLI=0.948，CFI=0.951，最后，檢驗中介效應模型中真實型領導對主動行為的標準化路徑系數為0.29（p＜0.001），因此可以說明心理資本在真實型領導與主動行為間呈部分中介作用，部分中介效應的比重為0.66×0.56/0.69=0.536，說明中介效應占總效應的百分比約為54%，數據結果驗證了假設1、假設2及假設3。

圖2 真實型領導對主動行為影響模型分析結果

圖3 部分中介結構模型圖

（五）調節效應檢驗

依據溫忠麟和葉寶娟（2006，2014）提出的有調節中介模型檢驗步驟[31][32]，對變量進行中心化處理后進行逐步回歸。如表3所示：步驟1中，主動行為對真實型領導、傳統性、真實型領導與傳統性乘積項回歸分析結果中，真實型領導的標準化回歸系數為0.47（p＜0.001）；而真實型領導與傳統性乘積項的系數并不顯著，說明傳統性并未直接調節真實型領導與下屬主動行為之間直接效應。步驟2中，心理資本對真實型領導、傳統性、真實型領導與傳統性乘積項的回歸分析中，真實型領導的標準化回歸系數為0.53（p＜0.001）。步驟3中，主動行為對真實型領導、心理資本、傳統性、真實型領導傳統性乘積項、心理資本與傳統性乘積項與主動行為的回歸分析中，心理資本的標準化回歸系數為0.35（p＜0.001），而心理資本與傳統性的乘積項系數為-0.049（p＜0.001）。分析結果支持傳統性在心理資本與主動行為之間起到的負向調節作用，假設4得到驗證。

五、研究結論與展望

（一）研究結論

基于真實型領導對下屬主動行為影響的實證檢驗結果，得到以下結論：首先，證實了真實型領導作為一種積極的領導風格對下屬主動行為具有顯著正向的影響，印證了領導者的思想、行為對下屬所產生的“上行下效”的心理效應。特別是對于中國文化情景中領導的自信真實、言行一致將對下屬產生強烈的傳遞效應和帶動效應。Grant等（2011）的研究也認為那些對自我評價較為現實并善于傾聽、嚴于律己的領導更善于領導主動型員工，因為他們更容易接受來自員工的“自下而上”的行為方式[33]。其次，證實了心理資本在真實型領導與下屬主動行為之間起到中介橋梁作用。從資源理論來看，一方面，真實型領導能夠賦予下屬在實施主動目標調節過程中的心理資本，說明真實型領導可以賦予下屬信心、希望、樂觀，并提升下屬在應對困境時的韌性；另一方面，個體會將心理資本投入工作中的主動性以獲取更豐富的資源（工作績效、愉悅體驗等），說明心理資本個體的心理資本水平越高，自我調節將越為成功。這一結論證實了心理資源與能量對個體態度及行為的積極作用，符合近年來針對工作場所中個體的能量及能量恢復積極效果的研究趨勢[34][35]。最后，證實了傳統性能夠調節真實型領導對下屬主動行為影響的中介過程，即個體的傳統性越高，心理資本與主動行為的關系將減弱，而個體的傳統性越低，心理資本對主動行為的正向影響間將增強。充分說明在以重視人際和諧及遵從權威為特征的中國文化傳統中，個體往往依據其社會角色義務行事，高傳統性的個體即使具備較高的心理資本也不會貿然實施破人際和諧的主動行為。

表3 傳統性調節作用回歸分析結果

（二）管理意義

本研究通過發現真實型領導對下屬主動行為的積極影響，提示著在充滿不確定性和動態性的知識經濟時代，組織可以通過塑造管理人員的真實型領導風格來激發下屬實施主動行為。由此，組織可以通過建立真實型領導選拔與測評機制及強化真實型領導誠信決策能力以開發真實型領導風格。另外，對于心理資本的中介效應，提示給管理者賦予下屬工作中積極的心理狀態是下屬實施主動行為的關鍵所在，組織內的人力資源管理實踐應該適時推出以心理資本、積極情緒、工作意義感、自我管理能力等為主要內容的員工能量管理計劃，以激發員工的積極狀態。最后，對于傳統性的調節效應，意味著傳統性不同的員工對領導行為的感知是不同的，因此在企業管理實踐中，需要將文化價值觀因素考慮在內，充分認識到不同員工的特殊性，采用多樣化的管理措施，減少傳統性帶來的消極影響。

（三）不足與展望

本研究的不足體現在以下幾個方面：一是樣本來源不夠廣泛，樣本數量有限，不能完全消除同源偏差。特別是對于題項完全由員工填寫，這將不可避免地出現社會贊許性偏差；二是研究僅采用了橫截面的研究方式，研究中可能忽略了其他影響模型社會文化等因素，這與實踐中存在一定的差異，并可能對結論的純粹性產生影響。對于未來的研究可以對以下兩個方面進行關注：一是真實型領導與下屬主動行為的動態研究，通過縱向研究能更清晰地了解真實型領導對下屬影響的內在機制。二是主動行為的負面影響研究，雖然真實型領導會激發下屬的主動行為，但主動行為可能對領導和同事形成威脅，也可能造成實施主體的實施壓力，因此對于主動行為的后效還需要深入探究。

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[責任編輯：邵川桂]

崔子龍，吉林大學博士后，重慶工商大學管理學院講師，重慶 400067；田喜洲，重慶工商大學管理學院教授，重慶 400067

C933；F272.92

A

1004-4434(2015)08-0031-06

國家自然科學基金面上項目“中國情景下勞動者工作價值取向：結構內容、影響因素及轉變機理”（71372213）；教育部人文社會科學西部和邊疆地區青年基金項目“誠信領導對下屬主動行為影響機理研究”（13XJC630002）；重慶市教育科學十二五規劃重點項目“高校青年教師體面勞動對工作敬業度影響研究”（2014-GX-037）