差異化變革型領導對員工創(chuàng)新行為的影響：資源轉化視角

梁 阜，李樹文，羅瑾璉

1 山東財經大學 工商管理學院，濟南 250014 2 同濟大學 經濟與管理學院，上海 201804

引言

變革型領導一直被企業(yè)和學術界認為是有效的領導風格[1]，其強調領導以愿景激勵、榜樣示范、智力激發(fā)、個性關懷等方式培養(yǎng)員工，以提升對員工的直接效應。早期的變革型領導主要聚焦于在整體層面對員工結果的影響，并未觸及領導理論層面的核心[2]。因此，已有領導理論研究無法為企業(yè)領導風格選擇提供全面的理論指導[3]。近年來，越來越多的學者開始關注多層面變革型領導理論研究，并從社會認同觀[4]、互惠觀[5]、網絡觀[6]等視角探討不同層面變革型領導的后效作用機制。WU et al.[4]在KARK et al.[7]的雙層變革型領導基礎上，提出差異化變革型領導概念，即領導者對不同團隊成員以不同領導風格調控自身的行為方式，如對高質量領導-成員交換的員工給予更多支持。按照中國式交往原則，領導在不同的工作場所會根據(jù)與員工不同的關系質量形成差序格局，進而表現(xiàn)出差異化的領導行為。因此，在中國情景下研究差異化變革型領導的作用機制具有重要的現(xiàn)實意義。

BARRICK et al.[8]將領導風格作為一種重要組織資源，認為其可以通過組織實踐和員工參與等方式實現(xiàn)資源轉化。而資源基礎觀認為企業(yè)發(fā)展的實質是一系列組織資源的整合、集成和發(fā)生作用的過程。因此，本研究基于資源轉化視角，運用資源守恒理論和領導-成員交換理論，聚焦于兩個問題，一是團隊一致性和個體差異性變革型領導對員工創(chuàng)新行為的資源轉化機制；二是在復雜變革環(huán)境下，差異化變革型領導對員工創(chuàng)新行為影響的邊界條件。本研究以科技企業(yè)為樣本，構建三維交互下有調節(jié)的中介模型，將環(huán)境、領導風格、創(chuàng)新行為置于同一理論框架下，以推動組織創(chuàng)新管理實踐的發(fā)展。

1 相關研究評述和研究假設

1.1 差異化變革型領導

變革型領導是20世紀80年代提出的新型領導理論，梁阜等[9]將其界定為領導者使員工意識到自己所承擔責任的價值所在，以激發(fā)其建立更高層次的需求和營造彼此信任的氛圍的意愿，促使其達到高于組織利益期望目標的結果。本研究沿用此定義。早期領導理論將變革型領導作為一個整體性概念，在變革型領導的層面建構方面表現(xiàn)出較大的隨意性，即在個體、團隊和配對間隨意建構變革型領導的作用點，使學術界無法全面辨析變革型領導與結果變量間的關系。王楨等[10]將變革型領導聚焦于個體層面的主觀感知，而TABASSI et al.[11]將變革型領導聚焦于團隊層面。KARK et al.[7]認為變革型領導不是單層面概念，而是在不同層面對個體結果變量或團隊結果變量具有不同的影響。KIRKMAN et al.[12]以實證方法證明變革型領導層面效應的差異化作用。至此，根據(jù)不同建構層面將變革型領導分為團隊一致性變革型領導和個體差異性變革型領導[5]。

團隊一致性變革型領導是基于平均領導理論范式提出的，指通過喚起團隊目標重要性、描述未來愿景、推動團隊成員共同實現(xiàn)目標的行為，強調領導者資源配置的同一性，即領導者將自身資源平均分配給團隊成員，以資源均衡性強調團隊目標和團隊認同的重要性，并形成成員資源認知、資源轉化的一致性[5]。主要表現(xiàn)為領導者為員工描述未來愿景、樹立榜樣和促進團隊合作等，其領導建構聚焦于團隊層面。個體差異性變革型領導是基于權變領導理論范式提出的，指通過授權員工以激發(fā)其潛能、改善其技能以及提升自我效能感[5]，強調領導者資源配置的情景性，即領導者將自身資源依據(jù)員工個體特征差異化進行分配，以資源差異性促進領導-成員交換關系質量的劃分[13]，主要表現(xiàn)為領導對員工個人和家庭情況的關懷以及解決工作難題的智力啟示，其領導建構聚焦于個體層面。

近年來，國內外部分研究已經開始了差異化變革型領導理論的實證探討，但對員工個體層面和團隊層面的影響并未達成一致性結論。部分學者提出團隊一致性和個體差異性均有利于個體結果變量和組織結果變量[14]；但另一部分學者認為個體差異性并不利于員工創(chuàng)新，而團隊一致性更有利于員工創(chuàng)新[15]。黃海艷[16]針對公共組織的調研結果卻與以上研究結論截然相反，她認為適度的團隊一致性對個體結果變量或團隊結果變量具有積極作用，而適度的個體差異性和過度的團隊一致性均具有消極作用。孫永磊等[17]針對創(chuàng)新研發(fā)企業(yè)的實證調研發(fā)現(xiàn)，個體差異性比團隊一致性對組織創(chuàng)造力的驅動作用更強，且過度的團隊一致性會抑制員工心理授權，過度的個體差異性會促進員工心理授權。由此可見，目前關于差異化變革型領導的后效作用機制研究尚處于起步階段，并呈現(xiàn)出結論嚴重不一致現(xiàn)象。

1.2 差異化變革型領導與員工創(chuàng)新行為

根據(jù)已有研究，員工創(chuàng)新實質是指員工將創(chuàng)新智力資源“使能化”的過程，員工創(chuàng)新的資源實質是將其他形式的資源轉化為創(chuàng)新智力資源的過程。為此，本研究認為員工創(chuàng)新行為的實質就是創(chuàng)新智力資源的形成與轉化，這與本研究資源差異化視角一致。組織發(fā)展的實質是不同獨特資源間的整合、集成與發(fā)生作用的過程。BARRICK et al.[8]將變革型領導作為組織重要資源，認為領導者的榜樣示范和愿景激勵等賦能授權行為的實質是資源的傳遞和擴散，其在員工參與和組織實踐等鏈接作用下實現(xiàn)資源轉化，而員工創(chuàng)新的典型資源表征是創(chuàng)新智力資源。資源基礎理論將具有賦能授權特征的領導行為作為組織中具有潛在競爭優(yōu)勢的異質性冗余資源，且資源異質性決定了組織資源轉化的差異性。具體而言，團隊一致性變革型領導者會以愿景激勵形式將組織資源平均分配給員工，員工運用所得資源共同致力于以不同的途徑和方式實現(xiàn)組織愿景，進而轉化為創(chuàng)新智力資源[15]；領導者以身作則，發(fā)揮榜樣示范效應，將自身資源用于激勵員工完成更多創(chuàng)新性目標；領導者將自身資源用于促進團隊成員合作、培養(yǎng)團隊成員創(chuàng)新意識和團隊精神[5]。領導-成員資源交換的獨特性決定了員工最大化運用創(chuàng)新智力資源完成設定的目標和期望的績效[13]。個體差異性變革型領導者會將自身資源更多地用于員工發(fā)揮個人特長，啟示員工創(chuàng)新思維，習慣于以不同視角反復斟酌和思考工作問題；領導者會及時補給員工在工作中的資源消耗[3]，推動并激發(fā)員工將獲得的資源轉化為創(chuàng)新智力資源；領導者個性關懷提升員工心理安全感，減少其在創(chuàng)新活動中因壓力和恐懼等非生產性情緒導致資源流失，推進創(chuàng)新智力資源的轉化進程。

馮彩玲[15]研究發(fā)現(xiàn)，差異化變革型領導對員工創(chuàng)新行為具有顯著影響，但團隊層面與個體層面的差異化領導相互對立，團隊層面差異化領導更注重資源分配公平性，員工的公平感知更能激發(fā)其創(chuàng)新智力和思考積極性，而個體層面差異化領導更注重資源分配失衡性，獲得較少資源的員工會產生抵觸感和失落感，進而削弱創(chuàng)新意愿。但謝俊等[18]認為團隊一致性變革型領導與個體差異性變革型領導是協(xié)同關系，并不是此消彼長的對立關系，團隊層面的變革型領導通過結構授權提升團隊創(chuàng)造力，而個體層面的變革型領導通過心理授權提升個體創(chuàng)造力。本研究認為不同層面的變革型領導對組織及員工行為結果的側重點存在差異，一方面，團隊層面的變革型領導更強調團隊認同[14]、合作和資源共享[13]，發(fā)揮團隊成員間資源協(xié)同和增值效應，推進成員頭腦風暴和共同完成創(chuàng)新性目標。另一方面，個體層面的變革型領導強調根據(jù)成員個體的需求和特征進行資源支持，這更有利于團隊成員間的認同和認知[14]、領導-成員間的心理授權行為，以及對具備多重資源的員工啟示定向智力和強化創(chuàng)新思維[5]。基于此，本研究提出假設。

H1差異化變革型領導對員工創(chuàng)新行為具有顯著影響。

H1a團隊一致性變革型領導對員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響。

H1b個體差異性變革型領導對員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響。

1.3 領導-成員交換的中介作用

根據(jù)資源守恒理論和領導-成員交換理論，領導-成員交換實質上是領導與員工間有形和無形工作資源的交換[19-20]，其中創(chuàng)新智力資源交換屬于無形工作資源交換，且不同層面的變革型領導會為員工帶來不同程度的創(chuàng)新智力資源。而資源基礎理論認為該創(chuàng)新智力資源可得差異性是由領導輸出資源異質性決定的[21]。領導-成員交換在差異化變革型領導與創(chuàng)新智力資源轉化進程中扮演資源互動樞紐的角色。團隊一致性變革型領導強調領導者平均分配組織資源，將組織資源注入領導與員工資源互動情景中，在資源互動情景中領導可以更充分了解團隊成員的資源需求和工作要求，并以自身為榜樣促使團隊成員合作并產生高績效期望，進而加快領導與員工間的資源交換[22]。同時，領導與員工交換后的資源會持續(xù)以同一標準輸出給員工，以激勵所有成員運用獲得的資源共同完成創(chuàng)新性目標、創(chuàng)新性解決問題和貢獻自身的智力資本[15]。且團隊一致性變革型領導具有資源共享型特征，推動員工在完成團隊目標方面可以各抒己見，表達自身的行為感知、態(tài)度和認知，進而有利于彌合領導與成員間的創(chuàng)新智力資源缺口[23]。

與團隊一致性變革型領導相對應，個體差異性變革型領導更強調領導者差異化分配組織資源，領導在資源互動情景中按照個體特征和情景因素劃分領導-成員關系質量，高質量關系的團隊成員可以獲得更多領導者配置的資源，進而推進創(chuàng)新智力資源轉化進程，而低質量關系的團隊成員獲得的資源較少。領導者更擅于通過激發(fā)智力鼓勵員工轉變思維方式，打破常規(guī)，將獲得的資源應用于新模式和新方法中，進而促使員工創(chuàng)新性完成工作目標[24]。同時，領導通過個性化關懷增進與員工的資源交換，使員工敢于建言和表達新想法[25]。但在這種情況下，所有團隊成員均可通過資源互動情景獲得資源補給，只是在量上具有差異。李圭泉等[13]和WANG et al.[26]認為領導-成員交換作為領導實際行為的結果，個體層面差異化領導更有利于形成高質量領導-成員交換關系，且個體層面差異化領導越強，越能促進領導與員工間的資源轉化。蔡亞華等[6]和ZHANG et al.[27]的研究表明，團隊一致性變革型領導在整個資源轉化進程中起積極作用，個體差異性變革型領導則起消極作用，領導依據(jù)團隊成員特征劃分資源更可能抑制個體間的知識分享，進而降低團隊創(chuàng)造力。但該研究聚焦于綜合企業(yè)中的團隊行為，并未突顯資源個體行為，尤其針對具有典型創(chuàng)新需求的科技企業(yè)的資源轉化。為此，本研究認為領導與員工資源交換在資源轉化過程中扮演資源互動樞紐和起鏈接作用的角色，資源均衡性輸出會平均地轉化為團隊成員的創(chuàng)新智力資源，而資源依據(jù)關系質量差異化輸出仍然會轉化為團隊成員的創(chuàng)新智力資源，但在量上具有差異。基于此，本研究提出假設。

H2領導-成員交換在差異化變革型領導與員工創(chuàng)新行為間起中介作用。

H2a領導-成員交換在團隊一致性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間起中介作用。

H2b領導-成員交換在個體差異性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間起中介作用。

1.4 環(huán)境特性的調節(jié)作用

環(huán)境因素一直被認為是影響組織管理行為的重要邊界條件[28]。資源依賴理論認為企業(yè)是一個開放系統(tǒng)，需要依賴于外部環(huán)境的權變因素[29]，主要表現(xiàn)為環(huán)境動態(tài)性和環(huán)境競爭性[30]。環(huán)境動態(tài)性指環(huán)境的不確定程度和環(huán)境變化的速度，是團隊內部環(huán)境的具體表征，體現(xiàn)為原料供應、產品需求、顧客需求、技術變化等方面；環(huán)境競爭性指外部環(huán)境中競爭領域和競爭對手數(shù)量的同質性程度，是團隊外部環(huán)境的具體表征[31]。

環(huán)境因素是領導行為研究中不可忽視的重要因素[21]。MILLER et al.[32]認為環(huán)境的動態(tài)變化會對組織資源的獲取、整合和應用產生不同程度的影響，而陳建勛[31]認為該變化同時體現(xiàn)為內部動態(tài)和外部競爭。具體而言，當組織處于高動態(tài)性和競爭性環(huán)境時，組織資源轉化過程可能會面臨著更大的資源威脅[33]，尤其體現(xiàn)為外部競爭領域同質性帶來的資源威脅，這促使組織加快內部的產品與技術革新，強化內部資源應用，以供給外部競爭環(huán)境的資源需求[34]，進而獲得組織內部動態(tài)與外部競爭環(huán)境對組織資源轉化過程的高能協(xié)同效應。領導和員工產生心理不安全感，促使其調用周邊一切資源推動團隊內部持續(xù)交流以及探索新市場和新技術[35]，以增加戰(zhàn)略確定性[36]和計劃精確性[37]，進而加快創(chuàng)新智力資源轉化。當組織處于低動態(tài)性和競爭性環(huán)境時，組織會形成一種“安于現(xiàn)狀”的情緒氛圍，組織外部競爭環(huán)境的資源需求降低，進而帶動組織內部產品迭代和技術變化緩慢[34]，形成內外部環(huán)境的低能協(xié)同效應[33]，阻礙資源轉化過程。領導與員工資源交換頻次減少，領導更趨于維護自身資源，降低資源輸出質量，阻礙資源轉化過程。同時，外部競爭性環(huán)境更能推進領導與員工間強化資源密度[38]、交換動態(tài)信息和激發(fā)創(chuàng)新動機，進而增加團隊創(chuàng)造力[39]。CONGER et al.[40]和WALLACE et al.[21]進一步強調高環(huán)境動態(tài)性感知更能推進領導與團隊成員間的組織協(xié)調性和決策一致性，加強彼此溝通和交流，以應對環(huán)境帶來的資源威脅和沖擊。為此，本研究認為處于高動態(tài)性和競爭性環(huán)境中的領導和員工，更易于表現(xiàn)出一致性的資源協(xié)調能力和多元化的資源輸送途徑，增加彼此間的資源循環(huán)活動，以應對外部資源威脅；當處于低動態(tài)性和競爭性環(huán)境時，領導和員工更傾向于資源維護的“舒適區(qū)”，各自具有不同的資源認知度，團隊內部資源流失嚴重，進而阻礙創(chuàng)新智力資源轉化。基于以上分析，本研究提出假設。

H3環(huán)境動態(tài)性與環(huán)境競爭性聯(lián)合正向調節(jié)差異化變革型領導與員工創(chuàng)新行為間以領導-成員交換為中介的間接關系。

綜上所述，本研究的理論模型見圖1。

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

2 實證分析

2.1 樣本調查

本研究參考科技部對科技企業(yè)的定義和2013年國家統(tǒng)計局公布的《高技術產業(yè)統(tǒng)計分類目錄》，于2016年9月至2017年5月在濟南市、青島市、北京市、西安市等區(qū)域科技園區(qū)中的科技企業(yè)研發(fā)部門發(fā)放領導-員工配對問卷，涵蓋軟件研發(fā)、電子通信、生物醫(yī)藥、新材料制造等多個行業(yè)。本研究選擇25人以上的企業(yè)作為調研對象，因為這樣的企業(yè)具有相對健全的人力資源管理體系。研究對象為科技企業(yè)研發(fā)部門、人力資源部門主管及其員工，所有參與調研的員工被集中在一個事先安排的地方現(xiàn)場填寫問卷，對于未能到集中場所填寫問卷的員工，由其同事帶回相應問卷和郵寄信封，并叮囑其填寫完畢后親自郵回集團本部。本次問卷填寫完全匿名，團隊人員對現(xiàn)場作答問卷逐一檢查，若有漏答或連續(xù)作答5項同一答案情況，由其補填或者重新填答。為了避免同源方差，由研發(fā)部門和人力資源主管填寫其員工創(chuàng)新行為和環(huán)境特性問卷，員工填寫差異化變革型領導和領導-成員交換問卷。在近8個月時間里，對32家科技企業(yè)進行調研，共發(fā)放領導問卷64份，員工問卷334份，剔除該部門員工填答者不足3人及漏答、錯答的樣本，最終回收有效領導問卷58份、員工問卷304份，有效回收率為90.955%，平均每位主管評價5位員工。樣本的描述性統(tǒng)計結果表明，員工年齡小于25歲的占19.079%，25歲～34歲的占60.855%，35歲～44歲的占10.526%，45歲～60歲的占9.540%；員工中男性占59.539%，女性占40.461%；處于初創(chuàng)期企業(yè)占23.026%，發(fā)展期企業(yè)占44.737%，成熟期企業(yè)占29.605%，衰退期企業(yè)占2.632%；企業(yè)規(guī)模在25人～49人的占18.750%，50人～199人的占24.013%，200人～499人的占23.026%，500人～1 000人的占10.526%，1 000人以上的占23.685%；行業(yè)類型中，軟件研發(fā)行業(yè)的占30.521%，電子通信行業(yè)的占18.362%，生物醫(yī)藥行業(yè)的占24.069%，新材料制造行業(yè)的占12.407%，化工食品行業(yè)的占11.414%，其他行業(yè)占3.227%。

2.2 變量測量

(1)員工創(chuàng)新行為。采用SCOTT et al.[41]開發(fā)的單維量表，共6個題項，Cronbach′sα系數(shù)為0.873。

(2)差異性變革型領導。采用ZHANG et al.[27]、WANG et al.[26]和李超平等[42]驗證過的量表，包含6個維度。團隊一致性變革型領導包括闡明愿景、榜樣示范、促進團隊合作和高績效期望4個維度，用5個題項測量闡明愿景，α=0.869；用3個題項測量榜樣示范，α=0.893；用4個題項測量促進團隊合作，α=0.857；用3個題項測量高績效期望，α=0.802。共15個題項，整體Cronbach′sα系數(shù)為0.939。由于本研究將該變量建構在團隊層面，因此測量題項的參照點為團隊。本研究采用Rwg評價變量的組內一致性，用ICC(1)和ICC(2)評價變量的組間差異性，采用羅勝強等[43]提出的計算公式。結果表明闡明愿景、榜樣示范、促進團隊合作和高績效期望4個維度的Rwg值分別為0.939、0.880、0.912和0.889，均大于臨界值0.700；ICC(1)值分別為0.456、0.251、0.196和0.324，均大于臨界值0.050；ICC(2)值分別為0.815、0.638、0.561和0.716，均大于臨界值0.500。個體差異性變革型領導包括智力激發(fā)和個性化關懷2個維度，用4個題項測量智力激發(fā)，α=0.897；用6個題項測量個性化關懷，α=0.799。共10個題項，整體Cronbach′sα系數(shù)為0.863。該變量建構在個體層次，因此測量題項的參照點為個體。

(3)領導-成員交換。采用GRAEN et al.[44]開發(fā)的單維量表，共7個題項，Cronbach′sα系數(shù)為0.933。

(4)環(huán)境特性。采用JANSEN et al.[30]開發(fā)的二維量表，包括環(huán)境動態(tài)性和環(huán)境競爭性2個維度。用3個題項測量環(huán)境動態(tài)性，α=0.778；用3個題項測量環(huán)境競爭性，α=0.820。共6個題項，整體Cronbach′sα系數(shù)為0.820。

(5)為了盡量排除研究結果的其他解釋的可能性，采納馮彩鈴[15]和WU et al.[4]的建議，將員工性別、年齡、組織規(guī)模、組織發(fā)展時期設置為控制變量。具體題項見表1。各變量得分均為各維度的平均得分。本研究之所以沒有采取部分學者的建議，以變異系數(shù)衡量個體差異性變革型領導，是因為對比分析本研究數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，變異系數(shù)會大幅增加對各變量采用平均得分后的影響。

表1 變量的信度和效度檢驗結果Table 1 Test Results for Reliability and Validity of Variables

續(xù)表1

潛變量測量題項因子載荷CR值AVEAVE平方根個體差異性變革型領導我的領導在與員工溝通過程中會考慮員工的個人實際情況0.650我的領導愿意幫助員工解決生活和家庭方面的難題0.733我的領導能經常與員工溝通交流,以了解員工的工作、生活和家庭情況0.724我的領導耐心教導員工,為員工答疑解惑0.792我的領導關心員工的工作、生活、成長,真誠地為員工的發(fā)展提建議0.768我的領導注重創(chuàng)造條件,讓員工發(fā)揮自己特長0.539我的領導建議用新的方法解決問題0.807我的領導引導員工從不同的角度看問題0.816我的領導處理問題時反復斟酌0.775我的領導從不同的角度考慮問題0.7620.9230.5490.741領導-成員交換我知道領導對員工工作的相關評價0.773我的領導了解員工的需求以及員工工作中的問題0.854領導了解員工的工作實力和潛力0.829不管領導職權有多大,當員工工作上有需要時,領導都會竭力幫助0.870當員工工作上遇到困難時,領導會犧牲自己的利益幫助員工0.824我對我的領導有信心,所以我會支持他的決定0.878我與領導之間在工作關系很好0.9170.9480.7230.850環(huán)境動態(tài)性企業(yè)所面臨的市場環(huán)境經常劇烈變化0.818客戶會不斷對產品和服務提出新要求0.767客戶對產品或服務的數(shù)量、質量和交貨要求經常變化0.9270.8770.7050.840環(huán)境競爭性企業(yè)所在的市場競爭非常激烈0.886相對而言,企業(yè)面臨的競爭對手比較強大0.775企業(yè)處于一個高度競爭的市場中0.9140.8950.7400.860

注：所有因子載荷在0.010水平上顯著。

2.3 描述性統(tǒng)計分析

表2給出各變量均值、標準差和相關系數(shù)。由表2可知，團隊一致性變革型領導與領導-成員交換顯著正相關，r=0.624,p<0.010；與員工創(chuàng)新行為顯著正相關，r=0.582,p<0.010。個體差異性變革型領導與領導-成員交換顯著正相關，r=0.625,p<0.010；與員工創(chuàng)新行為顯著正相關，r=0.561,p<0.010。領導-成員交換與員工創(chuàng)新行為顯著正相關，r=0.780,p<0.010；環(huán)境動態(tài)性與團隊一致性變革型領導顯著正相關，r=0.215,p<0.010；環(huán)境競爭性與團隊一致性變革型領導不具有顯著相關性，r=0.122,p>0.050；環(huán)境動態(tài)性與個體差異性變革型領導顯著正相關，r=0.137,p<0.050；環(huán)境競爭性與個體差異性變革型領導顯著正相關，r=0.141,p<0.050；環(huán)境動態(tài)性與領導-成員交換顯著正相關，r=0.185,p<0.010；環(huán)境競爭性與領導-成員交換顯著正相關，r

表2 變量的描述性統(tǒng)計和相關系數(shù)Table 2 Descriptive Statistics and Correlation Coefficients of Variables

注：控制變量未在表中列出；*為p<0.050，**為p<0.010，下同。

=0.230,p<0.010；環(huán)境動態(tài)性與員工創(chuàng)新行為顯著正相關，r=0.371,p<0.010；環(huán)境競爭性與員工創(chuàng)新行為顯著正相關，r=0.214,p<0.010。這為進一步檢驗假設奠定了基礎。

2.4 信度和效度分析

2.5 研究結果

本研究借鑒蔡亞華等[6]和WANG et al.[14]的研究，運用Liserl 8.7軟件求得變量間的路徑系數(shù)，檢驗主效應和中介效應。關于有調節(jié)的中介效應檢驗，本研究主要采用HAYES[45]提出的Bootstrapping檢驗法。

2.5.1 主效應和中介效應檢驗

為了進一步明晰領導-成員交換在團隊一致性變革型領導和個體差異性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間的中介關系，借鑒HAYES[45]提出的中介模型(模型4)Bootstrapping檢驗法，檢驗中介作用的穩(wěn)健性，設定樣本量為5 000，置信區(qū)間置信度為95%，采用偏差矯正的非參數(shù)百分位法取樣。表3給出領導-成員交換中介作用穩(wěn)健性檢驗結果。①以團隊一致性變革型領導作為自變量，檢驗結果表明，團隊一致性變革型領導通過領導-成員交換影響員工創(chuàng)新行為的間接效應為-0.005，95%置信區(qū)間為[-0.191,0.111]，包含0點；直接效應的95%置信區(qū)間為[0.021,0.192]，不包含0點。表明領導-成員交換不起中介作用。②自變量為個體差異性變革型領導的檢驗結果表明，個體差異性變革型領導通過領導-成員交換影響員工創(chuàng)新行為的間接效應為0.442，95%置信區(qū)間為[0.354,0.543]，不包含0點；直接效應的95%置信區(qū)間為[0.031,0.212]，不包含0點。表明領導-成員交換起部分中介作用。H2a未得到驗證，H2b得到驗證。

因變量自變量效應類別效應值標準誤95%置信區(qū)間下限上限員工創(chuàng)新行為團隊一致性變革型領導完整效應0.1010.0480 0.220間接效應-0.0050.044-0.1910.111直接效應0.1060.0430.0210.192個體差異性變革型領導完整效應0.5640.050 0.4490.643間接效應0.4420.0480.3540.543直接效應0.1220.0460.0310.212

2.5.2 交互效應檢驗

根據(jù)中介效應檢驗結果，借鑒溫忠麟等[46]的研究，若中介效應不成立，則不存在有調節(jié)的中介效應。因此不檢驗環(huán)境特性在團隊一致性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間以領導-成員交換為中介的間接關系中的調節(jié)效應。表4給出個體差異性變革型領導與環(huán)境動態(tài)性、環(huán)境競爭性三維交互效應檢驗結果，以均值加減1單位標準差為標準，將環(huán)境動態(tài)性和環(huán)境競爭性劃分為高、低兩組，形成高-高、高-低、低-高、低-低4種組合。檢驗結果表明，這4種組合對領導-成員交換的中介作用均具有顯著效應，即置信區(qū)間均不包含0。具體而言，低環(huán)境動態(tài)性-低環(huán)境競爭性組合對領導-成員交換的中介的條件間接效應為0.546，95%置信區(qū)間為[0.442,0.652]，不包含0，表示三維交互效應顯著。同理，其他3種環(huán)境組合的交互效應均顯著。H3得到驗證。

為進一步考察環(huán)境動態(tài)性和環(huán)境競爭性對員工創(chuàng)新行為的綜合影響，以環(huán)境動態(tài)性和環(huán)境競爭性為自變量、以領導-成員交換為因變量進行雙因素方差分析。分析結果表明，環(huán)境動態(tài)性與環(huán)境競爭性的交互效應顯著，F(xiàn)=6.107，p<0.050，R2=0.114。根據(jù)李愛梅等[47]的建議，按照27%的標準劃分高、低環(huán)境動態(tài)性和高、低環(huán)境競爭性，以環(huán)境動態(tài)性(高、低兩組)和環(huán)境競爭性(高、低兩組)為自變量，以領導-成員交換為因變量，進一步分析其簡單效應，結果見表5。通過均值比較可知，高環(huán)境動態(tài)性-高環(huán)境競爭性>低環(huán)境動態(tài)性-高環(huán)境競爭性>低環(huán)境動態(tài)性-低環(huán)境競爭性>高環(huán)境動態(tài)性-低環(huán)境競爭性，即高環(huán)境動態(tài)性-高環(huán)境競爭性組合更能促進領導-成員交換，進而促進員工創(chuàng)新行為。

表4 三維交互效應Bootstrapping檢驗結果Table 4 Results for Three-way Interactive Moderating Effect Bootstrapping Test

表5 環(huán)境動態(tài)性與環(huán)境競爭性交互效應分析結果Table 5 Interactive Effect Analysis Results for Environmental Dynamic and Environmental Competitiveness

該結論與前述檢驗結果一致。

為使研究結論更加明晰，本研究以調節(jié)變量加減1個標準差為分組標準，繪制不同水平的環(huán)境特性下個體差異性變革型領導對領導-成員交換的影響示意圖，見圖3。由圖3可知，在高環(huán)境動態(tài)性-高環(huán)境競爭性組合條件下，相同的差異性領導會帶來更高水平的領導-成員交換。

3 結論

3.1 研究結果

本研究通過對科技企業(yè)多源問卷調研，從資源轉化視角出發(fā)，驗證了差異化變革型領導與員工創(chuàng)新行為間的內在關系，主要結論如下。

(1)差異化變革型領導對員工創(chuàng)新行為具有正向影響。這一結論與謝俊等[18]和李圭泉等[13]的研究結論一致。領導者將自身資源以均衡方式或者差異方式分配給員工，推動員工的創(chuàng)新智力資源轉化。雖然個體差異性變革型領導對圈內人分配資源較多，對圈外人分配資源較少，但員工本質上均獲得了資源，只是在量上有所差異。這一結論不僅表明資源公平性有利于啟發(fā)員工創(chuàng)新思維，而且中國圈子文化同樣有利于培養(yǎng)員工的創(chuàng)新意識，這符合中國圈子文化情景下的組織管理實踐。

圖3 環(huán)境特性在個體差異性變革型領導對領導-成員交換影響中的調節(jié)作用Figure 3 Moderating Effect of Environmental Characteristics on Individual Differentiated Transformational Leadership on Leader-member Exchange

(2)領導-成員交換在個體差異性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間起中介作用，但在團隊一致性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間不起中介作用。這一結論與WANG et al.[26]的研究結論一致。在中國文化情景下，領導-成員交換始終代表著圈子成員劃分，領導者更傾向于將自身資源按照關系質量進行差異化配置，高質量領導-成員交換關系的員工(圈內人)可以從領導與員工資源互動過程中獲得更多資源，而低質量領導-成員交換關系的員工(圈外人)獲得較少資源。但均衡分配資源的領導者并不需要經過關系質量劃分，直接進行資源等額劃分即可。該結論拓展了關于本土化領導風格的研究視角，揭示了中國本土圈子劃分的合理性和必要性。

(3)環(huán)境動態(tài)性與環(huán)境競爭性交互項正向調節(jié)個體差異性變革型領導與員工創(chuàng)新行為間以領導-成員交換為中介的間接關系，且高環(huán)境動態(tài)性-高環(huán)境競爭性組合更能促進領導資源優(yōu)化配置。該結論彌補了已有研究僅考慮片面環(huán)境因素的不足，將JANSEN et al.[30]提出的復雜環(huán)境量化標準引入實證研究，全面揭示復雜環(huán)境下領導風格對創(chuàng)新智力資源轉化過程的邊界條件。

3.2 管理啟示

本研究結果對科技企業(yè)研發(fā)人員管理實踐具有以下啟示。

(1)均衡配置或適度不均衡配置組織資源均能在一定程度上促進員工創(chuàng)新，但作用路徑有差異。一方面，若組織表現(xiàn)一致性領導風格，領導對員工一視同仁，則可以適當降低對部分員工的工作需求和工作表現(xiàn)的關注，而更多關注或者將資源應用于團隊整體。另一方面，若組織表現(xiàn)差異性領導風格，領導則要增強與員工間的資源互動，如關注工作表現(xiàn)、表揚工作行為等是典型的互動活動。同時，組織管理實踐發(fā)展表明，由于中國獨特圈子文化情景而造成的資源相對不均衡流動有利于員工創(chuàng)新，領導根據(jù)團隊成員特征和資源環(huán)境等不同情景選擇不同的領導風格更益于員工創(chuàng)新產出。

(2)目前環(huán)境不確定已然成為組織發(fā)展常態(tài)，而駕馭環(huán)境不確定性的關鍵且唯一路徑就是員工創(chuàng)新和激活個體活力。本研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境因素可以強化領導與員工間的資源轉化，且高度內部動態(tài)性環(huán)境與高度外部競爭性環(huán)境組合更能推動領導與員工資源的轉化過程。同時，若組織管理資源有限，不能同時兼顧內外部環(huán)境，那么低環(huán)境動態(tài)性-高環(huán)境競爭性組合更能推動資源的優(yōu)化配置，而高環(huán)境動態(tài)性-低環(huán)境競爭性組合不利于領導與員工間的資源轉化，即將組織資源優(yōu)先用于激活外部競爭性環(huán)境。

3.3 局限和展望

本研究存在兩方面局限，①采用橫截面數(shù)據(jù)，雖然本研究采用多種方法表明同源方差對研究結果不具重要影響，但ZWINGMANN et al.[48]研究發(fā)現(xiàn)，采用橫截面數(shù)據(jù)與采用縱貫數(shù)據(jù)的研究結論存在差異，因此建議后續(xù)研究采用多時點采樣設計。②研究數(shù)據(jù)僅來源于科技企業(yè)，未涉及其他行業(yè)，關于其結論普適性尚待驗證，建議后續(xù)研究強化樣本代表性。