變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工工作投入的關(guān)系研究
——心理契約的中介作用

劉 靜 譚艷華 佘彩云

（1.安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030；2.銅陵學(xué)院，安徽 銅陵 244000）

一、引言

人才是企業(yè)在日益激勵的市場競爭中取勝的重要“武器”。隨著積極心理學(xué)的興起，越來越多的學(xué)者逐漸把研究重點集中在員工的工作投入等方面。工作投入的增加一方面有利于提高員工的工作效率和工作滿意度，另一方面能夠為組織創(chuàng)造更多的價值。員工的工作投入水平通常會與員工自身或者說企業(yè)的政策等相掛鉤。但越來越多的學(xué)者看到了領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格這一常被忽略的因素。當(dāng)今社會，勞資關(guān)系與以往相比發(fā)生了翻天覆地的變化。組織與員工之間的關(guān)系不僅受到經(jīng)濟(jì)契約的束縛，還受到隱形的，主觀的心理契約的影響。這種非正式的契約關(guān)系會影響到員工對待組織和工作的態(tài)度及其一系列行為。國內(nèi)外對新生代員工的研究多集中在工作價值觀和敬業(yè)度等方面，很少考慮到領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對新生代員工的影響，也很少將心理契約引入作為中介變量來進(jìn)行研究。因此，本研究嘗試把變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、心理契約和工作投入放入一個模型進(jìn)行研究，以便從領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工心理角度出發(fā)來尋找提高新生代員工工作投入水平的策略。

二、研究假設(shè)

（一）變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工的心理契約

員工自身所體會到的其在企業(yè)中的價值是通過方方面面體現(xiàn)出來的。在雇傭關(guān)系領(lǐng)域，學(xué)者Blau（1964）提出，員工通過與他人交流，與他人之間產(chǎn)生信任或者情感關(guān)系而體會自身在企業(yè)中的價值[1]。Shapiro J C and Kessler（2000）提出，主管和經(jīng)理在企業(yè)的雇傭關(guān)系中起著至關(guān)重要的作用，通常管理人員代表了雇主的想法，他們會為雇主代為傳遞一些對雇員的想法和期望[2]。因此，領(lǐng)導(dǎo)的管理風(fēng)格和管理方式在一定程度上會影響員工的心理契約狀況，并且能夠反映雇主和雇員之間的關(guān)系。

Conger and Kanungo（2000）提出變革型領(lǐng)導(dǎo)能夠成功的向員工傳遞組織的使命且能夠被員工所接受，這能夠使員工感受到一種良好的心理契約狀況[3]。傾向于變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的領(lǐng)導(dǎo)對員工心理契約產(chǎn)生影響的方式是多種多樣的，其中給員工布置一定的任務(wù)以提高其獨立思考的能力就是一種有效的方法（Dvir等,2002）[4]?，F(xiàn)階段對變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工心理契約狀況之間關(guān)系的研究較少，且由于新生代員工的個性特征較強，心理狀態(tài)變化和起伏較大，對變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工心理契約之間關(guān)系的研究就更少了。鄭曉璐（2016）以新生代員工為研究對象，從變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的維度入手來具體研究變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工心理契約的關(guān)系[5]。實證結(jié)果表明，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工心理契約之間存在正相關(guān)性?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1（H1）：變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對新生代員工的心理契約有顯著的正向影響

假設(shè)1a(H1a)：變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對人際型責(zé)任有顯著的正向影響

假設(shè)1b(H1b)：變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對發(fā)展型責(zé)任有顯著的正向影響

假設(shè)1c(H1c)：變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對規(guī)范型責(zé)任有顯著的正向影響

（二）變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工的工作投入

傳統(tǒng)的對變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的研究，總是將其直接與工作績效等相掛鉤。王禎等（2015）革故鼎新，從正性情感角度來探討變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與工作投入的關(guān)系。這里的正性情感指的是，激情、樂觀等積極的情緒[6]。

新生代員工在成為社會發(fā)展進(jìn)步的主力軍的同時，也在成為企業(yè)的重要支撐力量。企業(yè)要想取得發(fā)展進(jìn)步，最直接有效的方法就是從新生代員工入手，要尋找各種行之有效的措施來提高他們的工作投入水平。Tims（2011）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會對下屬的工作投入產(chǎn)生積極的影響[7]。以新生代員工為研究對象來研究變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與其工作投入關(guān)系的文獻(xiàn)不是很多見。牧人（2014）從積極心理學(xué)視角來探索變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工工作投入的關(guān)系，以組織公平感為調(diào)節(jié)對象[8]。實證結(jié)果表明，變革型領(lǐng)導(dǎo)對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)2（H2）：變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響

（三）新生代員工的心理契約與工作投入

Jason S.Stoner（2013）通過對高校教師這一群體進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，高校教師的心理契約破裂現(xiàn)象比較嚴(yán)重，且心理契約破裂與工作投入是負(fù)相關(guān)的[9]。這反向論證了心理契約與員工工作投入的正相關(guān)關(guān)系。

員工的心理感受是影響其工作投入水平的一個重要因素。新生代員工的工作投入水平不僅受其認(rèn)為的組織責(zé)任的影響，還受到組織認(rèn)為新生代員工在工作中應(yīng)該履行的相關(guān)責(zé)任的影響 （郭養(yǎng)紅，2014）[10]。因此，本研究將心理契約作為影響新生代員工工作投入的一個個體因素。若新生代員工的心理契約狀況得到滿足，則對組織的滿意度會得以提升，會以更加積極的姿態(tài)投入到工作中去。谷力群等（2017）在對新生代員工的心理契約與工作投入的關(guān)系進(jìn)行研究時，不僅采取了問卷調(diào)查的方法，還采取了訪談法[11]。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，心理契約的五個維度都對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)3（H3）：新生代員工的心理契約對其工作投入有顯著的正向影響

假設(shè)3a（H3a）：人際型責(zé)任對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響

假設(shè)3b（H3b）：發(fā)展型責(zé)任對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響

假設(shè)3c（H3c）：規(guī)范型責(zé)任對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響

（四）心理契約的中介作用

心理契約是員工內(nèi)心的一種期望，能否得到滿足會對員工在工作中的表現(xiàn)有重要的影響。陳更新（2014）把變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、心理契約和工作投入放入一個模型，來研究三者之間的關(guān)系[12]。其中心理契約作為自變量、工作投入作為因變量、變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為中介變量。傾向于變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的領(lǐng)導(dǎo)重視新生代員工的需求，能夠調(diào)動新生代員工更高層次的需求，并在工作上給予相關(guān)支持。郝瑞芝（2014）對變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與新生代員工工作投入的關(guān)系進(jìn)行研究，并創(chuàng)新性的引入一個中介變量——心理授權(quán)[13]。通過實證分析，驗證了心理授權(quán)的中介作用。心理契約與心理授權(quán)類似，都屬于積極心理學(xué)范疇。此外，從現(xiàn)有的研究中可以發(fā)現(xiàn)，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與心理契約、心理契約與工作投入、變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與工作投入都存在相關(guān)關(guān)系。人的心理狀態(tài)是復(fù)雜多變的，要想對心理狀態(tài)進(jìn)行深入的研究，具體而細(xì)致的分類工作是必不可少的?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)4（H4）：心理契約在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工工作投入之間起中介作用

假設(shè)4a（H4a）：人際型責(zé)任在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工工作投入之間起中介作用

假設(shè)4b（H4b）：發(fā)展型責(zé)任在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工工作投入之間起中介作用

假設(shè)4c（H4c）：規(guī)范型責(zé)任在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工工作投入之間起中介作用。

基于以上研究假設(shè)，提出研究模型，如圖1所示。

三、變量測量

（一）變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格測量

李超平和時勘（2005），根據(jù)中國情境開發(fā)了TLQ量表，該量表被證明具有很好的信度和效度。本研究使用該量表，此量表包括26個題項，采用Likert5點量表計分方法。對變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格量表進(jìn)行信效度分析后，Cronbach’s a系數(shù)和KMO值均大于0.9，說明其信度和效度都較好，適合做因子分析。對變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格量表進(jìn)行因子分析后可以提取4個因子，四個因子解釋了原有信息的63.555%。但根據(jù)原問卷各維度題項的設(shè)計，刪除編碼為A13和A25的題項。此外，原問卷共26個題項，由于題項A9、A10和A26與所有因子的系數(shù)都很小，均小于0.5，因此，將其刪除。由于第一次進(jìn)行因子分析時，將一些不符合條件的題項予以刪除，為了確保量表的效度，需要再進(jìn)行一次因子分析。由分析結(jié)果可知，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的21個題項被分為4類，分別為德行垂范、個性化關(guān)懷、愿景激勵和領(lǐng)導(dǎo)魅力。與第一次因子分析相比總體解釋變異量提高了，4個因子累計解釋了原有信息的65.024%。

圖1 研究模型

（二）心理契約測量

心理契約采用李原和郭德俊在2006年編制的《員工心理契約量表》，分別從人際型責(zé)任、發(fā)展型責(zé)任和規(guī)范型責(zé)任三個角度來對員工心理契約進(jìn)行測量。該量表共18個題項，人際型責(zé)任包括6個題項，規(guī)范型責(zé)任包括5個題項，發(fā)展型責(zé)任包括7個題項，采用Likert五點計分方法，同意程度從1到5逐漸增加。對心理契約量表進(jìn)行信效度分析后，Cronbach’s a系數(shù)和KMO值均大于0.8，說明其信度和效度都較好，適合做因子分析。對心理契約量表進(jìn)行因子分析，采用主成分抽取因子。由表可知，因子分析共提取3個因子，三個因子解釋了原有信息的62.596%，但是根據(jù)原問卷各維度題項的設(shè)計，刪除編碼為B15、B4和B7的題項。此外，原問卷共18個題項，由于題項B2和B16與所有因子的系數(shù)都很小，均小于0.5，因此，將其刪除。 由于第一次進(jìn)行因子分析時，將一些不符合條件的題項予以刪除，為了確保量表的效度，需要再進(jìn)行一次因子分析。由分析結(jié)果可知，心理契約13個題項被分為3類，分別為人際型責(zé)任、發(fā)展型責(zé)任和規(guī)范型責(zé)任。與第一次因子分析相比總體解釋變異量提高了，三個因子累計解釋了原有信息的70.030%。

（三）工作投入測量

工作投入采用Schaufeli在2006年編制的簡易版UWES量表，包括活力、奉獻(xiàn)和專注三個維度。該量表共9個題項，活力、奉獻(xiàn)和專注各包含3個題項。量表采用Likert五點計分方法，同意程度從1到5逐漸增加。對工作投入量表進(jìn)行信效度分析后，Cronbach’s a系數(shù)和KMO值均大于0.9，說明其信度和效度都較好，適合做因子分析。對工作投入量表進(jìn)行因子分析，采用主成分抽取因子，由表可知，因子分析共提取3個因子，分別是奉獻(xiàn)、專注和活力，這三個維度與預(yù)期結(jié)果一致且累計解釋量為80.322%。

四、數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

（一）樣本概況

本研究的調(diào)查對象為安徽省境內(nèi)八零和九零后在企業(yè)中工作的新生代員工。從2017年11月到2018年2月，線上和現(xiàn)場總共發(fā)放了320份問卷，但由于發(fā)放紙質(zhì)版問卷受時間、地點的限制較多，因此線上發(fā)放的問卷占大多數(shù)。截至2018年2月，共回收290份問卷，其中有效問卷為269份。

接受本次調(diào)查的女性員工占59.9%，高于男性員工；在年齡分布方面，主要集中在19-28歲的員工；參加調(diào)查的新生代員工的受教育程度集中在本科，其次是?？?。在工作年限方面，5年以下，5—10年和10—20年的員工所占的比例的差別不大，說明在工作年限方面，被調(diào)查對象分布比較均勻。

（二）相關(guān)性分析

表1 變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與心理契約及其維度的相關(guān)系數(shù)表（N=269）

表2 變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與工作投入的相關(guān)系數(shù)表（N=269）

表3 心理契約及其各維度與工作投入的相關(guān)系數(shù)表（N=269）

由表1，表2和表3可知，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與心理契約及其維度正相關(guān)，與工作投入也存在正相關(guān)關(guān)系；心理契約及其人際型責(zé)任和發(fā)展型責(zé)任與工作投入正相關(guān)，規(guī)范型責(zé)任和工作投入之間不存在相關(guān)性。

（三）回歸分析

1.變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對心理契約及其各維度的回歸分析

表4 變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對心理契約及其各維度的回歸分析

由表4可知，心理契約及其各個維度在模型1和模型2中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，說明變量之間不存在多重共線性。變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對人際型責(zé)任的回歸系數(shù)為0.551，且在0.001的水平上顯著，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對人際型責(zé)任有顯著的正向影響，子假設(shè)H1a成立。變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對發(fā)展型責(zé)任的回歸系數(shù)為0.487，且在0.001的水平上顯著，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對發(fā)展型責(zé)任有顯著的正向影響，子假設(shè)H1b成立。變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對人際型責(zé)任的回歸系數(shù)為0.149，且在0.05的水平上顯著，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對發(fā)展型責(zé)任有顯著的正向影響，子假設(shè)H1c成立。變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對心理契約的回歸系數(shù)為0.666，且在0.001的水平上顯著，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對心理契約有顯著的正向影響，假設(shè)H1成立。

2.變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對工作投入的回歸分析

表5 變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對工作投入的回歸分析表

由表5可知，模型1和模型2中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，說明變量之間不存在多重共線性。模型1中的調(diào)整 R方為 0.011，模型2中的調(diào)整R方增加到0.535且F值由不顯著變得顯著，說明回歸模型2更有效。變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對工作投入的回歸系數(shù)為 0.744，且在 0.001的水平上顯著，說明變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對工作投入有顯著的正向影響，假設(shè)H2成立。

3.心理契約及其各維度對工作投入的回歸分析

表6 心理契約及其各維度對工作投入的回歸分析

由表6可知，模型1和模型2中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，說明變量之間不存在多重共線性。人際型責(zé)任對工作投入的回歸系數(shù)為0.496，且在0.001的水平上顯著，說明人際型責(zé)任對工作投入有顯著的正向影響，假設(shè)H3a成立。發(fā)展型責(zé)任對工作投入的回歸系數(shù)為0.529，且在0.001的水平上顯著，說明心理契約對工作投入有顯著的正向影響，假設(shè)H3b成立。由模型2可知，加入心理契約后，都變得不顯著了。規(guī)范型責(zé)任對工作投入的回歸系數(shù)不顯著，假設(shè)H3c不成立。心理契約對工作投入的回歸系數(shù)為0.624，且在0.001的水平上顯著，說明心理契約對工作投入有顯著的正向影響，又因為心理契約的規(guī)范性責(zé)任維度對工作投入的回歸系數(shù)不顯著，假設(shè)H3c不成立，因此假設(shè)H3部分成立。

（四）心理契約及其各維度的中介作用分析

由于規(guī)范型責(zé)任與工作投入不相關(guān)，因此，在進(jìn)行中介作用檢驗時，只選取心理契約及其兩個維度，即人際型責(zé)任和發(fā)展型責(zé)任。

1.人際型責(zé)任的中介作用分析

由表7可以看出，模型1、模型2和模型3中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，說明變量之間不存在多重共線性。比較模型1、模型2至模型3，調(diào)整R方在逐漸增大。比較模型2和模型3可知，在加入中介變量人際型責(zé)任后，人際型責(zé)任在0.05的水平上顯著，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的回歸系數(shù)由0.744降為0.673，且均在0.001的水平上顯著，說明人際型責(zé)任在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和工作投入之間起部分中介作用，假設(shè)H4a得到驗證。

表7 人際型責(zé)任的中介作用檢驗

2.發(fā)展型責(zé)任的中介作用分析

表8 發(fā)展型責(zé)任的中介作用分析

由表8可以看出，模型1、模型2和模型3中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，說明變量之間不存在多重共性。比較模型1、模型2至模型3，調(diào)整R方在逐漸增大。在模型1中，控制變量年齡、學(xué)歷和工作年限對工作投入是有影響的，在加入自變量和中介變量后影響不再顯著。比較模型2和模型3可知，在加入中介變量發(fā)展型責(zé)任后，發(fā)展型責(zé)任在0.001的水平上顯著，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的回歸系數(shù)由0.744降為0.633，且均在0.001的水平上顯著，說明發(fā)展型責(zé)任在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和工作投入之間起部分中介作用，假設(shè)H4b得到驗證。

3.心理契約的中介作用分析

表9 心理契約的中介作用分析

由表9可以看出，模型1、模型2和模型3中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，說明變量之間不存在多重共性。比較模型1、模型2至模型3，調(diào)整R方在逐漸增大。比較模型2和模型3可知，在加入中介變量心理契約后，心理契約在0.001的水平上顯著，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的回歸系數(shù)由0.744降為0.592，且均在0.001的水平上顯著，說明心理契約在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和工作投入之間起部分中介作用，又因為心理契約的規(guī)范型維度與工作投入不相關(guān)，因此在進(jìn)行中介作用檢驗時，不加入這個維度，所以假設(shè)H4部分成立。

五、研究結(jié)論及討論

（一）變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對新生代員工的心理契約有顯著的正向影響

由實證分析結(jié)果可知，上級的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格越接近于變革型領(lǐng)導(dǎo)，新生代員工的心理契約狀況越能得到滿足。并且，變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對人際型責(zé)任、發(fā)展型責(zé)任和規(guī)范型責(zé)任都有顯著的正向影響。企業(yè)中管理者的一舉一動都可能會對下屬的心理或者行為產(chǎn)生深刻的影響。企業(yè)應(yīng)該從變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的各個維度出發(fā)來對管理者的領(lǐng)導(dǎo)能力進(jìn)行培訓(xùn)，領(lǐng)導(dǎo)者要注重品德、以身作則，要把共同愿景作為團(tuán)隊合作的基礎(chǔ)，要以人為本，加強與新生代員工的溝通，與此同時，要提高自身的人格魅力。

（二）變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對新生代員工的工作投入有顯著的正向影響

員工積極的工作行為除了受到信心、希望等積極心理狀態(tài)的影響，還會受到領(lǐng)導(dǎo)行為的影響。領(lǐng)導(dǎo)行為或者說領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格在一定程度上能夠?qū)T工的工作投入程度做出預(yù)測。新生代員工充滿朝氣，充滿沖勁，但在遇到挫折的時候也需要得到鼓勵，得到支持。變革型領(lǐng)導(dǎo)行為能夠為員工創(chuàng)造一種支持性的環(huán)境，偏向于變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的管理者能夠不斷的鼓勵員工，為他們提供堅強的后盾。因此，新生代員工在受到變革型領(lǐng)導(dǎo)的激勵與支持時，能夠更加積極的投入到工作中去。

（三）新生代員工的心理契約對其工作投入有顯著的正向影響

員工對企業(yè)在某些方面的期望能否得到滿足在一定程度上會對其工作投入水平產(chǎn)生影響。由實證分析結(jié)果可知，新生代員工的心理契約對其自身的工作投入有顯著的正向影響，并且心理契約的人際型責(zé)任和發(fā)展型責(zé)任都對工作投入有顯著的正向影響。然而研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)規(guī)范型責(zé)任對新生代員工的工作投入水平?jīng)]有顯著的正向影響。因此，要以心理契約相關(guān)因素為出發(fā)點，科學(xué)的制定人力資源管理策略來提高員工的工作投入水平，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展。首先，應(yīng)該明確心理契約的內(nèi)容。企業(yè)應(yīng)該在做出承諾之前，做好充分的準(zhǔn)備工作，比如說和員工進(jìn)行深入的交流以了解員工對企業(yè)的期望比較集中在哪些方面，從而能夠使員工的心理契約狀況得到更好的滿足。其次，要構(gòu)建和諧的人際氛圍。新生代員工對工作的追求，除了薪酬福利等工作必要因素，他們更看重良好的工作環(huán)境。因此，企業(yè)應(yīng)該看到新生代員工的需求，創(chuàng)造寬松、自由的工作環(huán)境，減少不必要的內(nèi)耗。

（四)心理契約在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工的工作投入之間起中介作用

心理契約在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和新生代員工的工作投入之間起部分中介作用，心理契約的人際型責(zé)任和發(fā)展型責(zé)任維度在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和工作投入之間也起部分中介作用。規(guī)范型責(zé)任在變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工的工作投入之間不起中介作用。因此，企業(yè)要著重從人際型責(zé)任和發(fā)展型責(zé)任出發(fā)，促使新生代員工的心理契約狀況得到滿足。而規(guī)范型責(zé)任要考慮，但可以不作為提高新生代員工工作投入水平的必要手段。