謙遜型領導與員工主動擔責：角色寬度自我效能與目標導向的作用

謝清倫，郗 濤

(1.武漢大學經濟與管理學院 武漢大學中國產學研合作問題研究中心，湖北 武漢 430072； 2.盛隆電氣集團有限公司，湖北 武漢 430074)

一、引言

隨著社會不斷發(fā)展，企業(yè)已然成為社會建設的主力軍，發(fā)揮舉足輕重的作用。如何進一步推動技術創(chuàng)新和社會發(fā)展，改變中國產業(yè)結構與國際地位，已經成為企業(yè)面臨的新問題和挑戰(zhàn)。然而這些問題的解決，不僅需要企業(yè)領導參與，還需要員工廣泛參與。如何有效激發(fā)員工積極承擔責任，日益成為管理實踐者廣泛關注的話題。因此，本文嘗試研究員工主動擔責的影響因素。

回顧主動擔責的文獻研究，起初學術界從個體特質視角探討員工性格對主動擔責的影響，如主動性格等[1]，探討什么樣的員工會站出來承擔責任；后來學者將主動擔責的影響因素研究從個體特質向情境因素進行轉變，重點關注領導因素的影響，如授權領導[2]等影響。然而，從領導視角探討員工主動擔責行為太過于關注“自上而下”的領導方式，較少關注“自下而上”的領導行為方式，如謙遜型領導[3]。謙虛領導力求最大化發(fā)揮員工的優(yōu)勢與才能，可能會鼓勵員工主動擔責。

為了打開謙遜領導對員工擔責影響機制“黑箱”，本文嘗試利用社會認知理論進行解釋。根據Parker的角色寬度自我效能感理論[4]，人的行為是由個體與環(huán)境互動作用的結果，個體角色寬度自我效能感——個體對擁有更廣泛和積極的一種工作能力的感覺，能有效解釋人與環(huán)境互動對個體行為的影響。為此，可以推斷作為情境因素謙遜領導對員工主動擔責影響可能會受到個體特征的影響，如個體目標導向。目標導向主要從績效導向和回避導向兩個方面進行衡量。相對低績效導向的員工，謙遜領導可能對高績效導向的員工角色寬度自我效能影響更大，進而影響員工主動擔責；相比高回避導向的員工，謙遜領導可能對低回避導向的員工角色寬度自我效能影響更大，進而影響員工主動擔責。因此，本文通過實證研究檢驗角色寬度自我效能和目標導向的作用。

二、相關研究評述與研究假設

(一)謙遜型領導與員工主動擔責

謙遜型領導一般具備三個典型特征——能夠客觀認識自我、欣賞他人的優(yōu)點和貢獻、對新的思想和反饋持開放態(tài)度[3]。我們認為謙遜型領導的這些管理作風和管理實踐能夠激勵員工主動參與到更廣泛的工作角色中，增強其角色外主動擔責行為的意愿和責任感，進而使其產生更多的主動擔責行為。

謙遜領導通過與下屬保持較好關系并肯定和贊賞下屬的優(yōu)點，可以使員工有動機和資源去幫助其他同事。在謙遜領導以往的研究中，學者發(fā)現(xiàn)謙遜領導能正向促進員工的工作滿意度和組織認同[5]，而這兩種態(tài)度也是組織公民行為的有效預測因素。其次，謙遜型領導對員工主動擔責的認可和反饋使得員工更加相信其自身能力，并愿意相信主動擔責可以為組織和自身帶來積極的結果。Owens等從行為視角，指出謙卑可以通過后天的行為塑造出來，可以將謙卑型領導行為分成坦誠自身的不足與過失、欣賞下屬優(yōu)點和謙虛學習三類[6]。謙卑型領導對員工的主動擔責行為產生積極影響：主動性行為具有一定的風險性，謙卑型領導能拉近領導者與下屬間的距離，對新事物、新觀點持開放性和包容性的態(tài)度[7]；由此，我們提出假設H1：謙遜型領導對員工主動擔責有積極的預測作用。

(二)角色寬度自我效能的中介作用

員工的角色寬度自我效能與其主動的工作表現(xiàn)、改進型建議的提出等積極行為顯著相關。根據社會認知理論，不同的領導風格(環(huán)境因素)可能會對員工自我角色概念產生不同的引導作用，造成員工對角色外行為(如主動擔責)的不同詮釋[8]，進而影響員工對該行為的態(tài)度與參與度，由此我們認為謙遜型領導可能通過影響員工的角色寬度自我效能，進而影響員工的主動擔責行為。

首先，謙遜型領導遵循“由下而上”的領導方式，這種類型的領導者能夠正確、客觀地看待自己，并重視員工的貢獻與價值，這種“低”姿態(tài)無形中促使員工產生“主人翁”身份感知，同時激活了員工的工作認知-動機狀態(tài)[9]。其次，謙遜型領導放下身段式的虛心求教及其表現(xiàn)出的對員工意見與想法的重視，能使員工在更大程度上感知到領導對其超出角色范圍進行主動擔責的期待，進而促進員工角色寬度自我效能及其后續(xù)主動擔責行為的產生。基于此，本文提出假設H2：員工的角色寬度自我效能對謙遜型領導與員工主動擔責行為起中介作用，即謙遜型領導能夠增強員工的角色寬度自我效能，進而促進其主動擔責行為的產生。

(三)員工目標導向的調節(jié)作用

研究表明目標導向影響著個體的成就動機和自我設定目標的困難程度及完成意愿，進而會對員工接受挑戰(zhàn)性任務和額外責任的偏好產生影響，這就意味著目標導向可能會對員工自身角色外行為的認知和選擇產生重要影響[10]。由此我們認為不同目標導向的員工面對謙遜型領導時會對其自身角色概念認知和角色目標選擇做出不同的解讀。

根據目標導向理論，我們預期高掌控-接近目標導向和低績效-回避目標導向的個體在謙遜型領導情境下會產生更高的角色寬度自我效能，進而做出更多主動性行為。領導與成員間建立以社會交換為基礎的關系型心理契約，形成相互責任[11]。如果員工被授予自主權、享有晉升的機會時，會表現(xiàn)出更高的積極性和投入，也會以更多組織公民行為回報組織。高質量領導-成員交換形成的關系型心理契約，明確各自角色。保持心理契約的關鍵是員工要堅信領導，并履行承諾。謙遜型領導恰恰為個體提供了實現(xiàn)其成長目標的機會。這使其產生更高的角色寬度效能感，進而產生更多的主動擔責行為。基于此，本文提出假設H3：員工的掌控-接近導向調節(jié)了謙遜型領導與員工主動擔責之間的間接關系，當員工具有較高的掌控-接近導向時，謙遜型領導能夠促進員工形成較強的角色寬度自我效能，進而促進員工主動擔責。H4：員工的績效-回避導向調節(jié)了謙遜型領導與員工主動擔責之間的間接關系，當員工具有較低的績效-回避導向時，謙遜型領導能夠促進員工形成較強的角色寬度自我效能，進而促進員工主動擔責。

三、研究方法

(一)程序與樣本

本研究數據收集由研究者深入企業(yè)進行，其過程歷時8個月，從2017年1月到2017年8月，調研對象為三家武漢的高科技企業(yè)，通過現(xiàn)場發(fā)放問卷現(xiàn)場回收的方式進行收集。為了避免同源數據造成的共同方法偏差問題，本研究采用領導與員工配對互評的方式進行數據收集。其中，謙遜型領導、目標導向、角色寬度自我效能由員工填寫，員工主動擔責由領導進行評價。本次調研，員工問卷實際發(fā)放350份，共回收有效問卷337份，有效回收率為96%；領導問卷實際發(fā)放70份，共回收有效問卷68份，有效回收率為97%。其中，員工中53%為男性，年齡最小21歲，最大49歲，平均年齡為30歲，平均工作年限為7.3年，員工大多數人具有本科以上學歷。

(二)測量量表

謙遜型領導。采用Owens等[3]編制的謙遜型領導的行為量表，包括9個題項、3個維度：正確、客觀認識自我的意愿，3個題項，如“領導會尋求反饋，即使是帶有批評性的反饋”；欣賞他人的能力與長處，3個提項，如“領導經常贊賞他人的優(yōu)點”；為下屬提供學習的示范，3個題項，如“領導表現(xiàn)出樂于學習他人”。問卷采用李克特-7點量表，該量表的Cronbach’s α系數為0.96。

目標導向。采用Baranik等[12]開發(fā)的8題項的問卷。其中績效接近導向，4題項，內容如“我喜歡展現(xiàn)我做的比我同事要好”；績效回避導向4題項，內容如“我非常喜歡逃避讓我表現(xiàn)不好的地方”。問卷采用李克特-7點量表，績效接近導向的Cronbach’s α系數為0.80，績效回避導向的Cronbach’s α系數為0.90。

角色寬度自我效能。采用Parker[4]的7個題項問卷對角色寬度自我效能進行測量。員工被告知對描述內容是否是自己工作責任的程度進行評價。采用李克特-7點量表，題項內容包括“我有信心為我所工作領域設計新的業(yè)務流程”，該量表的Cronbach’s α系數為0.93。

員工主動擔責。采用Morrison等人[13]的10題項問卷對員工主動擔責進行測量。由團隊領導對每位團隊成員進行評價。題項內容如“該員工經常嘗試改進流程來完成他的工作”，采用李克特-7點量表，此量表的Cronbach’s α系數為0.92。

控制變量。為了明晰謙遜型領導對下屬主動擔責行為的影響作用，本研究控制了一些反映下屬特征的人口統(tǒng)計學變量(包括下屬的性別、年齡、學歷、工作年限以及職位期限)。

(三)分析方法

本研究首先采用SPSS22.0對數據進行初步標準化處理，描述性統(tǒng)計分析；然后采用Mplus7.4對變量區(qū)分效度進行檢驗，之后在對整體模型進行路徑分析，并利用Bootstrap等技術檢驗謙遜型領導與員工主動擔責之間的間接效應以及有中介的調節(jié)效應。

四、數據分析與結果

(一)描述性統(tǒng)計

表1是所有研究變量的平均值、標準差以及相關系數。從表1可以看出，謙遜型領導與員工主動擔責之間呈正相關關系(Cor.=0.31, P<0.05)，接近導向與謙遜型領導(Cor.=0.35, P<0.01)、角色寬度自我效能(Cor.=0.51, P<0.01)、員工主動擔責(Cor.=0.50, P<0.01)均呈正相關。謙遜型領導與員工角色寬度自我效能之間呈正相關關系(Cor.=0.49, P<0.01)，員工角色寬度自我效能與員工主動擔責行為呈正相關關系(Cor.=0.56, P<0.00)。這些結果為謙遜型領導與員工主動擔責以及員工角色寬度自我效能的中介效應提供了初步的支持。

(二)區(qū)分效度檢驗

為檢驗研究變量之間的區(qū)分效度，本研究采用Mplus7.4對變量與觀測指標進行了驗證性因子分析檢驗。結果如表2所示，相較其他因子模型而言，五因子模型(謙遜型領導、角色寬度自我效能、主動擔責行為、回避導向、接近導向)的擬合優(yōu)度最高(χ2/df=2.25， RMSEA=0.061， CFI=0.970， TLI=0.963)。說明變量之間存在較高的區(qū)分效度，可進行進一步回歸分析。

(三)假設檢驗

采用Mplus7.4進行整體模型的路徑分析，檢驗本文所提出的研究假設。整體模型的路徑系數如圖1，具體的路徑系數如表3所示。

注：N=337；M為平均數；SD為標準差；*表示在p< 0.05上顯著；**表示在p< 0.01上顯著；對角線括號中的黑體數字為變量α系數。

表2 驗證性因子分析

注：HL表示謙遜型領導；RBSE表示下屬的角色幅度自我效能感；TC表示下屬的主動擔責行為；PAV表示績效抑制性導向；PAP表示下屬的績效接近性導向；+代表因子的合并；RMSEA代表近似誤差均方根；CFI代表比較擬合指數；TLI代表Tucker-Lewis指數；***代表p< 0.001。

圖1 路徑系數圖

假設1提出謙遜型領導對員工主動擔責有積極的預測作用。如表3的結果顯示，謙遜型領導對員工的主動擔責行為(B= 0.273，p< 0.001)和角色寬度自我效能(B= 0.151，p< 0.001)均有著顯著的正向效應，因此假設1得到了數據的支持。5000次bootstrap的結果顯示，員工角色寬度自我效能的中介效應估計值為0.053，95%置信區(qū)間為[0.022，0.095]，所以假設2得到了驗證，也即謙遜型領導增強員工角色寬度自我效能，進而促進員工主動擔責行為增加。謙遜型領導與接近導向的交互項對員工的角色寬度自我效能有著正向的顯著關系(B= 0.121，p< 0.001)，表明假設3得到了數據的支持。此外，謙遜型領導與回避導向的交互項對員工的角色寬度自我效能有著負向的顯著關系(B= -0.056，p< 0.05)，表明假設4得到了數據的支持。

表3 路徑分析結果

注：表中系數均為非標準化系數；括號中的數字為標準誤；Bootstrap樣本大小為5000；*表示p< 0.05；**表示p< 0.01；***表示p< 0.001。

根據表3的回歸系數，本研究給出了謙遜型領導與員工接近導向的交互作用圖。

圖2 謙遜型領導與績效導向交互作用

圖2所示，相比與低績效導向員工，謙遜領導對高績效導向員工的角色寬度自我效能感影響更大，即高績效導向員工的角色寬度自我效能感受到謙遜領導影響更大。

圖3 謙遜型領導與回避導向交互作用圖

圖3所示，相比高回避導向的員工，謙遜領導對低回避導向員工的角色寬度自我效能感影響更大，即低回避導向員工的角色寬度自我效能感受到謙遜領導影響更大。

為了進一步檢驗假設3與假設4中被調節(jié)的中介效應，本研究采用Mplus7.4在高于和低于均值一個標準差的情境下進行了有中介的調節(jié)模型檢驗。結果如表4所示，當接近導向高于均值一個標準差，間接效應顯著(Ind=0.089, p<0.001)時，95%置信區(qū)間為[0.046，0.142]。同時，高于均值一個標準差和低于均值一個標準差之間的間接效應差異顯著，95%置信區(qū)間為[0.025，0.137]，說明當員工具有較高接近導向時，謙遜型領導能導致較高的角色寬度自我效能，增加主動擔責。類似地，當回避導向低于均值一個標準差時，間接效應顯著(Ind=0.078, p<0.001)，95%置信區(qū)間為[0.038，0.133]。同時，高于均值一個標準差和低于均值一個標準差之間的間接效應差異顯著，95%置信區(qū)間為[-0.113，-0.007]。說明當員工具有較低水平回避導向時，謙遜型領導對員工角色寬度自我效能的正向作用較強，對員工主動擔責的促進作用也較大。基于以上結果，假設3和4得到了充分驗證。

表4 被調節(jié)的中介效應分析

注：高接近導向和低接近導向的值為0.834(中心化后正一個標準差)和-0.834(中心化后負一個標準差)；高回避導向和低回避導向的值為1.238(中心化后正一個標準差)和-1.238(中心化后負一個標準差)；調節(jié)關系發(fā)生在第一階段(Edwards & Lambert，2007)。

五、結論與對策建議

(一)研究結論

首先，謙遜領導對員工主動擔責具有積極的促進作用，領導放低姿態(tài)，主動向員工學習，承認自身不足并認可員工優(yōu)勢，不會帶來負面影響，反而會激發(fā)員工主動承擔責任。其次，員工角色寬度自我效能在其中起完全中介作用，即謙遜型領導能增強員工角色寬度自我效能，進而促進員工主動擔責，以往大多數研究主要基于社會信息加工理論解釋員工主動擔責產生的原因，很少基于社會認知理論中角色自我概念解釋主動擔責產生的原因。謙遜型領導可以通過觸發(fā)角色寬度改變自我效能，進而影響主動擔責，進一步印證了角色自我概念在員工主動擔責中的重要性。最后，員工目標導向調節(jié)謙遜型領導與員工主動擔責之間的間接關系，當員工具有較高績效導向或較低回避導向時，謙遜型領導能刺激員工產生較高的角色寬度自我效能，進而更加刺激其主動擔責；相反，當員工具有較低績效導向或較高回避導向時，謙遜型領導對員工角色寬度自我效能的促進作用會隨之減弱，進而弱化其主動擔責。

(二)對策建議

根據本文研究結論，建議從以下三個方面來增加員工主動擔責：

首先，謙遜領導在塑造員工主動擔責方面發(fā)揮積極影響。因此，作為團隊領導，在面對日益復雜的環(huán)境時，應盡量保持謙遜的姿態(tài)，以充分發(fā)揮員工的才能與價值，激發(fā)員工主動擔責。具體而言，團隊領導應當正確、客觀地認識自我，勇于承認自身的局限與不足；應該重視下屬的優(yōu)勢，肯定其貢獻與價值，鼓勵下屬發(fā)揮自我優(yōu)勢與價值；在虛心學習他人優(yōu)點方面做出榜樣，鼓勵團隊學習；同時將自身看作群體中普通的一員，從群體視角出發(fā)，統(tǒng)籌規(guī)劃所有優(yōu)勢與劣勢來思考問題。

其次，員工主動擔責不會自然發(fā)生，需要外部環(huán)境刺激，增加員工角色寬度自我效能，才會促進員工主動擔責。因此，領導者應重視對于員工角色寬度自我效能的塑造。具體而言，根據社會認知理論，團隊領導在與下屬互動的過程中應該激發(fā)員工自我效能，尤其角色寬度自我效能，讓員工能夠獨自承擔責任。例如，讓下屬參與決策，經常詢問下屬的意見等，使下屬在互動過程中增加角色寬度自我效能，激勵下屬主動擔責。

最后，員工的目標導向影響著員工的主動擔責，不同目標導向的員工對謙虛領導反應存在差異。員工的目標導向可以影響領導行為與員工的主動擔責之間的關系，當員工具有較高績效導向或較低回避導向時，受謙遜型領導影響后更愿意主動擔責。原因在于不同類型目標導向的員工對事物的關注點存在差異，績效導向員工關注績效和晉升，而回避導向則逃避責任和問題。因此，領導應該關注績效導向的員工，建立一種能夠讓績效導向員工發(fā)揮的平臺和制度，激發(fā)績效導向員工的主動擔責。