包容型領導能增強員工工作重塑行為嗎
——職業承諾和使命感視角

戴 勇， 劉穎潔

(湖北工業大學經濟與管理學院， 湖北 武漢 430068)

新時代員工群體具有更加獨特的個性和價值觀。他們心理易波動，情緒變化大，抗壓能力差，因此職業倦怠、高離職率等問題頻頻出現。另一方面，隨著知識水平的提高，這類員工看待工作的態度和過去有很大不同，很多人已不再僅為了生計而工作，而是希望兼顧工作和個人興趣，充分利用自身擁有的技能和優勢，在工作中實現自我價值。他們中有些人會對工作進行自發調整，更主動地去設計工作甚至改變工作，即所謂“工作重塑”。這就自然引出另一個問題：領導者對員工的工作重塑行為應該持一種什么樣的態度——包容還是限制？而傾向于包容的領導對員工的重塑行為又有怎樣的影響？對包容型領導的研究最初出現于西方教育學領域，現已逐漸擴展到組織管理領域。國外有學者發現，包容型領導可以改善領導與下屬之間的社會交換關系[1]，提高員工心理安全感，促使員工產生積極的心理態度和行為，團隊績效也會隨之提高[2]。國內學者研究發現，包容型領導對員工主動行為、員工敬業度以及團隊凝聚力等都有顯著影響。

本研究基于自我決定理論和社會交換理論，探討包容型領導和工作重塑之間的關系，并引入職業承諾和職業使命感兩個變量深入分析其影響機理。一方面，拓寬現有研究中工作重塑前因變量的研究思路；另一方面，領導的包容行為是否能夠更好地激發員工工作主動性、如何引導并激發員工的工作重塑行為。這些問題的解決對企業來說具有重要意義和實踐價值。

1 理論基礎和研究假設

1.1 包容型領導與工作重塑

Carmeli[3]等研究指出，包容型領導是在和下屬互動中具有開放性、易接近性及可用性的一種關系型領導。朱瑜等[4]結合中國傳統文化將包容型領導定義為“包容下屬的個性化特征，關注下屬的差異化需求，同時強調公平參與、機會均等及合理共享的一種開放、兼容并包、更具人本關懷的領導模式”。本研究正是采用了這個定義。

工作重塑的特點在于員工是自發、主動地對工作做出改變，這個過程沒有組織或領導的參與。Wrzesniewski等[5]從員工個人角度將工作重塑定義為員工通過調整對工作的認知和在工作中采取的行為，使自己的興趣偏好與工作本身保持一致。本研究將工作重塑定義為員工通過引進新方法、改善工作細節等方式來改進工作，從而讓工作任務變得更符合自己的興趣及能力。

針對組織如何對員工工作重塑行為產生影響的問題，Berg等[6]提出領導可以建立一種激發工作重塑的環境氛圍，在最初進行工作設計時就給員工留一定的發揮空間，允許員工根據自身需要對工作進行適當調整。一般來說，包容型領導注重營造寬松的團隊氛圍，容易和員工建立起相互信任的關系，讓員工擁有較高的心理安全感，同時，為了回報領導在工作上的支持和幫助，員工更可能對工作投入更多時間和精力。因此，本研究提出

假設H1：包容型領導對工作重塑行為有顯著的正向影響。

1.2 職業承諾的中介作用

國外職業承諾的研究始于20世紀80年代，主要分為態度論和動機論。我國學者龍立榮等[7]整合歸納了不同觀點，提出職業承諾是“員工由于對職業的認同和情感依賴、對職業的投入和對社會規范的內化而導致的不愿變更職業的程度”,本研究采用了這一定義。

包容型領導往往能夠滿足員工的心理需要，在外部因素的作用下，內部動機不斷增強，激勵著員工采取更高的工作投入以實現目標。這種情況下，即使組織沒有進行量身定做的工作設計，員工也不會輕易變更職業，而會自發地進行工作重塑行為，從而獲得更多成就感和自豪感。基于以上論述，本研究將職業承諾作為包容型領導與工作重塑的橋梁，提出

假設H2：職業承諾在包容型領導與工作重塑的關系中起中介作用。

1.3 職業使命感的調節作用

國內學術界的相關研究大多將使命感看作是一種工作價值導向，是個體對從事某種特定職業以實現自我價值的強烈動力和渴望[8]。本研究將職業使命感定義為個體感知到自身領域重要性，產生對某種職業生命意義的感知和強烈追求，基于員工個體主動性，為了回應內心的使命感，員工可能會采取工作重塑行為。自我決定理論認為，內部動機的提升關鍵在于個體自主、勝任、關系三種心理需要的滿足。基于這一理論，具有較低使命感的員工由于自主需要得不到滿足，可能會更少地采取工作再設計行為。在這種情況下，若此時外部環境能夠滿足自身的勝任需要和關系需要，個體的內部動機則會增強。組織中包容型領導能很好地激發工作重塑的氛圍，鼓勵員工發揮自身才能，與員工建立起融洽的關系。受外部環境影響，低職業使命感的員工內部動機增強，更有可能采取工作重塑行為；當員工具有較高使命感時，包容型領導仍對工作重塑行為具有正向影響，但由于員工自身已具備足夠的熱愛和追求，不需過多外部激勵就會充滿熱情地投入工作，此時外部環境因素起到的是錦上添花的作用，與較低職業使命感時相比起到的作用更弱。因而，職業使命感作為一種內在動機驅動，負向調節了包容型領導與工作重塑間的關系。因此，本研究提出

假設H3：職業使命感在包容型領導和工作重塑的關系中起負向調節作用。

根據以上假設，本研究提出了如圖1所示的理論模型。

圖 1 理論模型

2 研究設計

2.1 研究樣本

本研究利用問卷星設計問卷，通過網絡媒體進行問卷發放。為保證調研的準確性，在調研正式開始前發放了50份預調查問卷，根據被試者的反饋進行問卷的調整和修訂，最終確定了32個題項。被試樣本分別來自湖北、河南、廣東、安徽等多個地區的企業員工。最終共發放問卷320份，回收有效問卷267份，問卷的有效率達到83.4%。樣本分布情況：性別結構方面，男性占48.7%，女性占51.3%；受教育程度方面，專科及以下占18.4%，大學本科占61%，碩士及以上占20.6%；工作年限方面，3年以下占27.1%，3～10年占37.3%，10年以上占35.6%。

2.2 研究工具

為保證研究測量工具的信效度，本次問卷均選取國內外較為權威的量表。其中，包容型領導、職業承諾、職業使命感等3個維度的量表均采用Liket-7計分法。工作重塑這一維度量表采用Liket-5計分法。

包容型領導這一變量的測量主要參考Carmeli[3]編制的量表，包括開放性、有效性及可接近性等3個維度，共9個題項，如“我的領導樂于傾聽新觀點”“領導鼓勵我就新任務與他溝通”等。職業承諾變量的測量采用的是Blau[9]編制的單維度結構量表，共7個題項，如“我非常愿意在現在這個職業領域發展自己”“我對當初選擇這個職業感到很慶幸”等。職業使命感這一變量的測量選取由Dobrow和Tosti-Kharas[10]開發、裴宇晶和趙曙明[11]翻譯修訂的職業呼喚量表，共12個題項，如“從事現在的職業會讓我有巨大的滿足感”“投身目前的職業會讓我的生命更有意義”等。工作重塑量表主要參考Leana C[12]等開發的量表，共4個題項，如“我會引進新方法來改進工作”“我會對一些沒有效率的工作細節進行調整改善”等。

3 數據分析與假設檢驗

3.1 描述性統計分析與信度分析

采用SPSS軟件對量表進行描述性統計分析和信度分析，主要以Cronbach' alpha系數作為信度指標。

由表1可知，包容型領導與工作重塑呈顯著正相關(R=0.643，p<0.01)，包容型領導對職業承諾有顯著的正向影響(R=0.495，p<0.01)，職業承諾與工作重塑呈顯著正相關(R=0.515，p<0.01)。包容型領導量表、職業承諾量表、職業使命感量表、工作重塑量表的Cronbach' alpha系數分別為0.957、0.941、0.960、0.902，均高于可接受水平0.7，因此問卷量表均具有較好的信度。

表1 描述性統計分析

3.2 效度分析

本研究采用Amos軟件對量表進行驗證性因子分析。由表2可知，四因子模型的擬合優度優于其他因子模型(X2=668.304，X2/df=1.459，CFI=0.962，TLI=0.959，RMSEA=0.051)，說明各變量間區分效度較好。

表2 驗證性因子分析結果

3.3 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素法對包容型領導、職業承諾、職業使命感、工作重塑等4個變量的題項進行因子分析，得到未經旋轉的第一個因子方差解釋為37.426%，小于40%，表明變量間無顯著共同方法偏差問題。

3.4 假設檢驗

3.4.1主效應檢驗主效應檢驗如表3所示。由模型1可知，將人口統計學變量性別、年齡、受教育程度作為控制變量，包容型領導對工作重塑的影響顯著(β=0.747，F=55.939，p<0.01)，假設H1得到支持；由模型2可知，包容型領導對職業承諾的影響顯著(β=0.857，F=117.769，p<0.01)；由模型3可知，職業承諾對工作重塑的影響顯著(β=0.721，F=48.378，p<0.01)。

表3 主效應、中介效應和調節效應的檢驗

3.4.2中介效應檢驗Baron等[13]認為中介效應存在應該滿足以下幾個條件:1)自變量對因變量存在顯著影響；2)自變量對中介變量存在顯著影響；3)中介變量對因變量存在顯著影響；4)將自變量與中介變量同時代入回歸方程解釋因變量，中介變量的效應顯著而自變量的效應消失(完全中介效應)或者減弱(部分中介效應)。由主效應檢驗結果可知，本研究中介效應存在的前3個條件成立。將包容型領導與職業承諾2個變量同時代入回歸方程，由模型4可知，中介變量職業承諾效應顯著(β=0.310，p<0.01)，而自變量包容型領導效應減弱(β值從0.747下降為0.482，p<0.01)。因此可知，職業承諾在包容型領導和工作重塑之間起到部分中介作用，假設H2成立。

3.4.3調節效應檢驗為檢驗職業使命感在包容型領導對工作重塑之間的調節作用，運用SPSS分層回歸的方法，將工作重塑作為結果變量，分層進入控制變量、自變量和調節變量和交互變量,其中交互變量為標準化的自變量和標準化的調節變量的乘積。由模型5可知：包容型領導對工作重塑(β=0.790，p<0.01)具有顯著的正向影響，職業使命感對工作重塑(β=1.018，p<0.01)有顯著的正向影響；包容型領導和職業使命感的交互項對工作重塑(β=-0.976，p<0.01)具有顯著的負向影響。圖2顯示，對較低職業使命感的員工，包容型領導對工作重塑具有顯著的正向作用(β=1.766，p<0.01),對較高職業使命感的員工，包容型領導對工作重塑具有不太顯著的負向作用(β=-0.186,p值不顯著)。這表明職業使命感在包容型領導和工作重塑的關系中起負向調節作用。假設H3成立。

圖 2 職業使命感調節效應

4 研究結論及建議

4.1 研究結論

1)包容型領導對員工工作重塑行為具有顯著的正向影響。領導包容程度越高，員工更愿意采取工作重塑行為。

2)職業承諾在包容型領導與工作重塑的關系中起部分中介作用，包容型領導能夠增強員工對職業的認可度，進而加大工作投入，采取工作重塑行為。

3)職業使命感負向調節包容型領導與工作重塑間的關系。相對于高職業使命感的員工，低職業使命感的員工受包容型領導影響而采取工作再設計行為的程度更為顯著。

4.2 建議

首先，領導可以建立一種激發工作重塑的氛圍，在給員工設計工作時留下一定的空間，包容員工的主動性行為，讓員工有機會和條件進行工作重塑。同時領導應關注員工需求，為員工的成長與發展提供更多資源和平臺上的幫助、情感上的鼓勵與支持，讓員工具有更高的心理安全度，從而敢于試錯，更加樂于采取工作重塑行為。

其次，領導應更加關注員工心理健康，及時溝通。當出現人境不適配問題時，鼓勵員工進行工作再設計行為，創新工作方式，豐富工作內容，讓員工在工作中充分發揮自己的技能與優勢，從而提高員工工作積極性。

再次，領導還可根據員工不同的工作類型采取有針對性的引導。若員工具有較大的騰挪工作空間時，領導可適當放權，引導員工進行任務重塑；若員工所從事的是較為機械程序化的工作，領導可以通過安排一些新的工作內容(如開展技能培訓、跨部門溝通配合等)提高員工的工作熱情，引導員工進行認知重塑。同時，企業還可充分利用節假日，開展團建活動，促進團隊之間的溝通交流，推動企業內部形成和諧融洽的人際關系，進而實現關系重塑。

最后，企業在招募甄選人才時，可通過問卷、訪問等方式對員工進行職業使命感的測量。對于較低使命感的員工，可給予更多的幫助和支持，努力從外部環境上提升其內在動機，讓員工對職業產生更高認同度和忠誠度，從而自發地爭取工作再設計行為；對于職業使命感較高的員工，領導應更加關注其內心的需求，在滿足了基本的需要之后，這類員工更加注重自我實現需要。企業可采用物質激勵與精神鼓勵相結合的方式，引導高職業使命感員工更好地進行工作重塑。

4.3 不足與展望

1)采用橫截面數據研究，實證結果的準確性有待考察。關于包容型領導、職業承諾、工作重塑的關系今后可采用縱向數據研究進行更深層次的探討。

2)包容型領導量表、職業承諾量表、工作重塑量表均是基于西方文化背景下開發，雖有效性得到驗證，但可能和中國本土文化環境存在一定的偏差。未來可開展跨文化研究，開發出適合中國情境的量表。

3)現有研究多強調包容型領導的正向影響，但包容型領導可能也存在一定的負面影響，如超過一個閾值，則可能導致員工的越軌、違規行為，甚至讓員工認為領導不夠權威而不聽從上級指示。有關包容型領導的消極影響，以及包容度正向影響的臨界點未來仍需進一步探討。