真我型领导、核心自我评价对工作投入的影响*——基于初创企业新生代员工的实证研究

顾　萍　顾建平



真我型领导、核心自我评价对工作投入的影响*
——基于初创企业新生代员工的实证研究

顾萍顾建平

*本文是国家社科基金项目“企业家灵性资本视角下企业创业导向及其作用机制研究”(15BGL095)和国家自然科学基金青年基金项目“电子化人力资源管理实践双层面影响因素及其实施效能：基于匹配的视角”(71502085)的阶段性成果。

摘要本文基于组织行为理论来研究真我型领导、核心自我评价对新生代员工工作投入的影响。本研究使用问卷调查法，通过对10个城市45家企业的350名新生代员工的进行两个时点的调查来获得研究数据，并采用层级回归分析处理数据。研究结果部分验证了真我型领导对员工工作投入有显著的正向影响，同时，核心自我评价在真我型领导和工作投入之间起到正向调节作用。本研究结论对完善领导行为、工作投入内容研究和指导企业对新生代员工工作投入管理具有一定意义。

关键词真我型领导；核心自我评价；工作投入

一、引言

快乐并工作着，工作并快乐着——“乐工作，工作乐”是新生代员工的理想蓝图。Bassett认为新生代员工是成长伴随信息技术及互联网的一代。Jenn等把“Y代”定义为出生在1977年-1994年之间的个体，包括了目前最年轻的及正在找工作的大学生①。随着新生代员工逐渐成为劳动力市场的主力军，新生代员工的管理问题开始不断冲击着企业管理环境，引发人们对80后、90后员工管理问题的探讨②。真我型领导同时作为一种积极有效的领导行为，对新生代员工工作投入是否具有积极影响？目前这方面的研究还比较少，探讨初创企业的真我型领导对新生代员工工作投入影响的则更是缺乏。另外，关于核心自我评价感与工作投入之间的关系目前理论界的研究结论也不一致，有学者把它作为中介变量，如顾远东等把它作为组织创新氛围和员工工作投入之间的中介变量③；也有学者把它作为调节变量研究，如周浩和龙立荣把核心自我评价感作为真我型领导和员工创造力之间的调节变量④。核心自我评价感是员工自我概念的核心成分，个体的自我概念对个体的感知、思考方式及行为往往具有重要导向作用，所以不同的员工对同一情境的反应并不相同⑤。因此，新生代员工的自我概念可能会调节某一情境因素对员工行为的影响过程。

本文不仅探讨核心自我评价在初创企业的真我型领导和新生代员工工作投入之间是否起到调节作用，而且还从领导风格整体性的新视角来研究核心自我评价感对工作投入的影响，同时验证在我国情境下真我型领导与新生代员工工作投入的关系。本研究为初创企业的真我型领导和新生代员工工作投入关系的研究提供新的研究视角，以期丰富和发展领导学理论和员工创新理论，并为提升新生代员工工作投入水平提供参考性建议。

二、理论与假设

1．真我型领导与工作投入

真我型领导(Authentic Leadership，AL)是“一个基于积极的心理能力和高度发展的组织环境，给领导和员工带来更好的自我认知和更积极的自我调节行为，从而促进积极的自我发展的过程”⑥。通常被认为应该具备的特质包括：真实的自我表现，即真我型领导不依从他人的期望刻意伪装，完全按照自我意志行事；具有清晰的自我意识、谦逊、不断寻求改进并致力于为下属寻求福利；通过营造一种积极的道德和伦理氛围来与下级构建高水平的信任关系；在社会价值观框架内致力于组织的成功⑦。真我型领导可划分为四个维度：(1)关系透明，指个体在处理与他人的人际关系中能做到坦率真诚；(2)内化道德，指个体的行动与真实自我意志保持高度一致；(3)平衡处理，指个体在进行与自我相关的信息加工处理时能做到客观公正；(4)自我意识，指个体对自我价值、情感、动机等的直觉和感知⑧。

工作投入的概念最先由Lodahl和Kejner提出，指“发自内心、自主投入工作的程度，可以体现个体的工作态度”。Kanungo则将工作投入定义为个体对当前工作能否满足自身需求而产生的一种认知或信念状态。Kahn从个体及工作互相结合的程度视角提出工作投入即个人与工作的融合程度，融合程度越高说明工作投入状态越好，员工会将所有的精力都投入到自己的工作中。他们把工作投入分成生理、认知与情绪三个维度。⑨Maslach将工作投入看成是工作倦怠的另一个极端，包含精力、卷入、效能三个维度。本文采取Schaufeli提出的概念，从快乐和激发两个层面将工作投入定义为一种积极的、心理满足的、与工作相关的状态。这种工作状态是持久的，它包括活力、奉献和专注三个维度⑩。

根据社会学习理论和角色榜样理论，真我型领导的自信和才能会对下属产生积极的示范作用，通过榜样作用感染和影响下属，引导员工展现出积极的态度和行为，主动学习工作必需的知识和技能，了解组织的政治和文化，建立与组织其他员工之间的人际关系，促进员工的组织社会化内容学习，而且真我型领导本身是一个的互动的过程，领导者对下属展现出来的信任和信心反过来会增强员工对领导的信任水平，形成一种真诚、和谐的工作氛围，促进员工信心的提高，采取积极的工作行为；真我型领导具有令员工心悦诚服的行为特质，能够清晰表述未来愿景，得到员工的认可和支持；为员工提供知识、情感等方面的支持，帮助员工挖掘潜在的才能，将员工安排到合适的岗位上去，为员工的公平发展和人际关系培养提供了必要的资源，有利于促进员工更积极地投入到工作中去。综合上述逻辑推理和国内外研究结果，本文提出如下的假设：

H1：真我型领导与员工工作投入正相关；

H1-1：关系透明与员工工作投入正相关；

H1-2：内化道德与员工工作投入正相关；

H1-3：平衡处理与员工工作投入正相关；

H1-4：自我意识与员工工作投入正相关。

2.核心自我评价对真我型领导和工作投入关系的调节作用

Judge等提出核心自我评价是基于自尊、控制点、自我效能和情绪稳定性的基础上提出的高阶的人格构念，指个体对自身的能力和价值的基本评价。我国学者杜卫等及杜建政等先后基于中国文化背景下验证了核心自我评价这一单因素结构的人格构念的存在。很多学者开始研究它与心理健康、工作满意度、工作绩效等变量的关系。Kittinger等研究发现核心自我评价得分越高的人，组织认同度也越高；且它还能由于工作满意度的中介作用进而提高员工的情感承诺。近年来，对核心自我评价的研究也逐渐增加。赵燕通过研究核心自我评价与工作绩效二者之间的关系，发现它与工作绩效之间呈显著正相关。吴琛调研分析显示核心自我评价得分越高的学生，社交活动中焦虑和抑郁程度越低，通常表现出更积极的情绪。

核心自我评价概念的出现，说明了除了组织的具体情境会作用于员工的行为，员工的个性特点也会对他们的工作态度和工作行为产生影响。尤其是新生代员工个性独立、张扬，自尊心强等特点都会影响他们的价值观，进而会影响到他们的工作表现。中国情境下新生代员工的工作行为更是外部环境因素与个体自身因素交互作用的表现。鉴于此，本文将探究核心自我评价是否会对真我型领导与工作投入之间产生调节作用，因此，本文提出如下假设：

H2：核心自我评价在真我型领导与员工工作投入之间具有调节效应；

H2-1：核心自我评价在关系透明与员工工作投入之间具有调节效应；

H2-2：核心自我评价在内化道德与员工工作投入之间具有调节效应；

H2-3：核心自我评价在平衡处理与员工工作投入之间具有调节效应；

H2-4：核心自我评价在自我意识与员工工作投入之间具有调节效应。

根据上述假设，图1清晰地呈现整体的模型构建，包括两个部分：第一个部分是真我型领导及其四个维度对新生代员工工作投入影响作用；第二个部分是核心自我评价在真我型领导及其各维度与新生代员工工作投入之间的调节作用。

图1　本文理论模型

三、研究设计

1.研究工具

本研究中所使用的测量量表是基于研究目的的基础上，采用国外成熟的量表，同时考虑到我国的研究情境，对其中的用词进行了一定的修订。

(1)真我型领导。真我型领导问卷采用Walumbwa等人(2008)开发的量表，共16个题目，包含关系透明(5个题项)、内化道德(4个题项)、平衡处理(3个题项)和自我意识(4个题项)4个维度，此量表已被国内学者普遍使用(韩翼和杨百寅(2011),李先江(2011),郭玮等人(2012),张蕾等人(2012),王勇和陈万明(2013)，具有较好的信度。

(2)核心自我评价。Judge等(2003)提出12个题项组成的核心自我评价量表，包括6个正面描述和6个负面描述。杜建政等(2012)基于中国文化背景对Judge等编制的量表进行翻译和修订，对量表是否在中国文化背景下合理进行实证研究，结果发现“只要我努力，一般就会成功”和“我能决定自己生活中将要发生的事情”这两个题项与西方研究不太一致，故删除，最终形成10个题项的量表。本文采用这一量表(其中，有6个题项采用反向计分)。

(3)工作投入。Schaufeli等(2002)将工作投入定义为一种积极的、与工作相关的心理状态，它包括活力、奉献、专注三个维度。目前，Schaufeli的定义及维度划分得到众多学者的一致认可，故我们也采用他的量表，共包括17个题项。

(4)控制变量。在参考以往研究的基础上，本研究选取员工的性别、教育程度和职位作为控制变量。其中，对性别进行虚拟变量处理，女性为“0”(146人，占41.7%)、男性为“1”(204人，占58.3%)；教育程度分为五个等级：大专以下(28人，占8.0%)、大专(含高职)(83人，占23.7%)、大学本科(188人，占53.7%)、硕士研究生(45人，占12.9%)、博士研究生(6人，占1.7%)；职位分为七个类别：生产技术(63人，占18.0%)、研发设计(44人，占12.6%)、管理(99人，占28.3%)、销售(28人，占8.0%)、售后服务(4人，占1.1%)、文员文秘(49人，占14.0%)、其他(63人，占18.0%)。

2.样本选择与数据采集

本研究的调研对象主要是新创企业的新生代员工，主要是出生于1980年以后，1995年之前的逐步走上社会，进入职场，并成为企业主力军的从业群体，即“80后、90后”。他们大多个性张扬、思想开放、追求平等、崇尚自由独立，具有多元化价值取向，注重自我价值实现等。采用问卷调查的方法，通过现场发放、邮寄和电子邮件等方式，对上海、南京、杭州、苏州、无锡、宁波、常州、镇江、温州、南通10个城市的150家企业进行调研。调研分两次进行，并且两次调研之间间隔3-6周时间。被试者为匿名，但要求提供“出生日”，以匹配前后两次的问卷数据。2015年6月进行第一次调研，调研的变量为真我型领导、核心自我评价和人口统计学变量。2015年8月进行第二次调研，调研变量为工作投入。第一次调研发放问卷500份，有效回收435份，回收率87%；第二轮发放问卷500份，有效回收388份，回收率77.6%。经逐一核对匹配，最终共有363人前后两次问卷匹配成功，删除无效问卷之后，符合本研究的有效问卷350份。

四、实证分析

1.同源误差及变量区分效度检验

为了防止存在同源误差(Common Method Variance，CMV)的可能性，本研究在问卷设计、调查程序等环节上对同源方差进行了控制。首先，在问卷设计上采用匿名作答方式，在设计问卷提示语时，尽量采用中性说法，不揭露真正的研究目的、用意以及所调查的变量，藉此降低框定(frame)受访者作答的可能性，以尽可能达到良好的心理区隔(psychological separation)；其次，为了避免在同样的测量环境下而产生的同源方差问题，在调查的程序上采用两个时点调查方法，即第一次调查自变量、调节变量和人口统计学变量，第二次调查因变量。另外，采用哈曼单因素检测法，对同源方差的严重程度进行检验，发现第一个主成分占了总方差的37.367%，并没有占到多数，所以同源方差并不严重，基本不影响结论的可靠性。

本研究采用LISREL8.70软件进行验证性因子分析，并采用STEIGER的研究，采用χ2/df、RMSEA、CFI和NNFI等四个拟合指标判断模型的拟合效果。结果显示，三因子模型拟合优度指标更接近于1，拟合效果最好(见表1)，这说明本研究的三个变量之间具备良好的区分效度。

表1　验证性因子分析结果

注：JI表示工作投入；AL表示真我型领导；CSE表示核心自我评价；+代表两个因子合成一个变量。

真我型领导采用国内学者普遍使用的Walumbwa等人(2008)开发的量表，由关系透明、内化道德、平衡处理和自我意识的四维度概念。采用AMOS6.0软件对真我型领导进行验证性因子分析，结果显示，CMIN/DF=1.377，RMSEA=0.043(小于0.100)，NFI、IFI、CFI和GFI分别为0.865、0.942、0.939和0.889，说明真我型领导4个维度具有较好的结构效度。同时，为检验真我型领导量表的信度，本文运用SPSS16.0进行信度分析，结果显示Cronbach’s Alpha为0.856，说明真我型领导量表具有良好的信度。综合验证性因子分析(CFA)结果和探索性因子分析(EFA)的因子载荷，说明真我型领导量表的效度达到统计学要求。

2.描述性统计与相关分析

本文对各变量的均值、标准差以及变量之间的相关性进行测量，分析结果如表2所示，真我型领导与工作投入正相关(r=0.735,p<0.01)，假设1得到初步证实。

表2　相关矩阵与描述性统计

注：N=350,**表示P值<0.01,*表示P值<0.05(双侧检验)。

本研究将分析真我型领导各维度与核心自我评价、工作投入的最大值、最小值、均值等指标，并侧重对工作投入的整体状态研究，同时为了简化运算分析过程，对工作投入的相关分析采用其三个维度的均值进行处理。同时，采用Person相关分析考察真我型领导的各维度与工作投入是否存在相关关系以及在多大程度上存在相关关系。如表3所示，自变量(真我型领导)的四个维度与因变量(工作投入)都在0.01显著性水平上正相关，相对应的Person相关系数分别为0.655、0.597、0.573和0.545，说明真我型领导的四个维度与新生代员工工作投入都存在显著的正相关。

表3　真我型领导、核心自我评价

注：*表示P值<0.05，**表示P值<0.01。

2．回归分析与调节效应检验

Person相关分析只能说明两个变量之间存在某种关系以及该种关系的密切程度，但不能解释两个变量之间的因果关系，即Person相关分析无法验证某个变量对另一个变量具有预测作用。因此，本文采用多元回归分析验证两个变量的因果关系，即检测真我型领导与新时代员工工作投入的因果关系以及核心自我评价在其中是否具有调节作用。

本研究采用SPSS16.0进行逐步回归分析，在回归模型中逐步加入控制变量(职业)和自变量(真我型领导)的4个维度(关系透明、内化道德、平衡处理和自我意识)，探索其对因变量(工作投入)影响，通过具体分析，发现回归方程调整后的可决系数为0.463，可解释模型总变异量的46.3%，同时从分析数据中发现F值为34.683并通过显著性检验，说明整体回归模型是有效的。此外，真我型领导的关系透明、内化道德、平衡处理、自我意识4个维度、职业以及常量进入回归方程后，各自回归系数t检验的显著性系数分别为0.000、0.000、0.413、0.005、0.837和0.038，表明真我型领导的平衡处理和控制变量的职业没有通过t值检验，其他维度和常量皆通过显著性检验(如表4所示，)。其中，关系透明对员工工作投入的回归系数为0.455，内化道德对员工工作投入的回归系数为0.384，自我意识对员工工作投入的回归系数为0.331。由回归分析说明真我型领导中的关系透明、内化道德和自我意识这三个维度能有效地预测员工工作投入，即关系透明、内化道德、自我意识与员工工作投入有因果关系。由此可知，假设H1-1、H1-2、H1-4得到验证，假设H1得到部分成立。上述回归方程可表示为：工作投入=0.455*关系透明+0.384*内化道德+0.331*自我意识-0.397*。

表4　真我型领导行为对员工工作投入的回归分析(t值检验)

Baron和Kenny(1986)认为调节变量能够影响因变量和自变量的强弱和方向，当自变量和调节变量均为连续变量时，可以运用层级回归方法检验调节效应。本研究将自变量和调节变量带入回归模型之前，对自变量和调节变量进行中心化处理，减弱变量间的多重共线性，然后再将中心化后的自变量和调节变量进行相乘并带入回归方程。通过独立样本T检验和单因素方差分析证实性别、受教育程度这些控制变量在员工工作投入上没有显著性差异，只有职位通过显著性检验，因此只将控制变量中的职位状况引入回归方程。具体分析步骤如下：

第一步，将控制变量职位状况进入回归方程，建立模型1；

第二步，将关系透明、内化道德、平衡处理和自我意识进入回归方程，建立模型2；

第三步，将调节变量核心自我评价进入回归方程，建立模型3；

第四步，将自变量中的关系透明、内化道德、平衡处理和自我意识与调节变量核心自我评价的乘积项进入回归方程，建立模型4。

如果模型4中自变量与调节变量的乘积项的回归系数显著，则可以说明核心自我评价具有调节作用。层次回归的具体分析如表5所示：

由表5可知，在模型1反映了控制变量(职位)对工作投入的影响，但其回归系数未通过显著性检验。模型2中的关系透明、内化道德、平衡处理和自我意识共解释工作投入总变异量的46.5%(F=33.986)，其中关系透明对工作投入的解释力最高(β=0.454，P<0.01)，内化道德

表5　层级回归分析

注：*表示P值<0.05，**表示P<0.01。

对工作投入的解释力次之(β=0.345，P<0.01)，自我意识对工作投入的解释力最低(β=0.274，P<0.05)。在模型3中加入调节变量核心自我评价，对工作投入的解释力增加了7.9%(F=38.013，△R=0.079)。在模型4中加入自变量和调节变量的乘积项以后，模型对员工工作投入入的解释力增加了4.4%(F=28.4638，△R=0.044)，其中关系透明与核心自我评价的乘积项系数为0.368，并在0.01的水平上通过显著性显著，说明员工核心自我评价在关系透明和员工工作投入之间具有调节作用，即相对于那些核心自我评价较低的员工，领导的关系透明对核心自我评价较高的员工工作投入更具有积极影响，本文假设H2-1得到验证；模型4中的内化道德和核心自我评价的交互项系数为0.235，并在0.05的水平上通过显著性检验，说明核心自我评价在内化道德和员工工作投入之间具有调节作用，即相对于核心自我评价较低的员工，上级领导的内化道德更能提高核心自我评价较高的员工工作投入，本文假设H2-2得到验证；模型4中平衡处理与核心自我评价的交互项系数以及自我意识与核心自我评价的交互项系数均未通过显著性检验，因此，不能证明员工核心自我评价在平衡处理与工作投入以及自我意识与工作投入之间具有调节作用，即本文假设H2-3和假设H2-4没有得到验证。

五、结论与启示

1．研究讨论

本文在梳理国内外相关文献基础上，构建了理论假设模型，探讨了真我型领导对新生代员工工作投入的影响，并检验员工核心自我评价在真我型领导与新生代员工工作投入之间的调节作用。通过相关分析初步验证了真我型领导各维度与员工工作投入正相关，但在回归分析中，平衡处理对员工工作投入的回归系数虽为正值但未通过显著性检验，即本文假设H1-1、H1-2和H1-4得到支持，假设H1-3未得到支持。同时，通过层级回归分析核心自我评价对真我型领导四个维度与员工工作投入的调节作用，结果本文假设H2-1和H2-1成立，假设H2-3和H2-4皆不成立。因此，假设H1、H2都得到部分支持。

本文假设H1-3不成立的原因，笔者解释为虽然平衡处理也属于真我型领导行为，但该维度主要解释领导在工作中处理时做到客观公正的品格和能力，但忽视了与员工之间互动与交流，新生代员工具有较强的个性特征，重视上级领导与自己的互动，上级的肯定与激励、工作上的帮助与指导等行为会为对新生代员工工作投入具有重要影响。本文假设H2-3、H2-4皆没有通过显著性检验。可以理解为平衡处理和自我意识作为解释上级领导自身高工作素质、高处事能力，以及对自我价值、情感、动机等的直觉和感知的维度，包括上级领导的工作内容帮助、职业生涯指导行为，作为关怀的接收方，新生代员工自然会产生工作投入，但这些领导行为对工作投入的影响，受核心自我评价的影响并不显著。

2.启示与不足

本文的研究成果对管理实践具有一定的启示。一方面，企业应该注重真我领导行为的培养。真诚真我领导行为是与领导个人特质相联系的，个人历史和关键性的激发事件，如成长环境、工作经历等是真诚领导行为发展的重要因素。管理者自身应该不断开发自身道德能力、自我认知能力和平衡信息处理能力，树立自信和乐观的心态，与员工建立真诚透明的关系；另一方面，企业要关注员工核心自我评价的管理。初创企业应该加强对员工的心理资本开发，通过成功的体验鼓励员工建立自我效能，通过共同目标设置开发个体希望，甚至通过心理辅导等方式帮助员工提升核心自我评价。

本研究的局限性及未来研究方向主要体现在：第一，同源偏差和共同方法偏差问题。本研究采用两阶段问卷调研的方式，对同一被试者进行调研，虽然大大降低了同源偏差和共同方法偏差问题，不会对研究结果的解释带来严重的威胁，但依然存在一定的影响。在未来的研究中，可以采用配对样本等方法来减少同源方差的影响。第二，取样的局限性。本研究选取的企业都是通过大学EMBA中心、MBA中心的介绍，并未实现真正意义上的随机取样，由此也可能带来研究结论具有一定的局限性。因此，在未来的研究中要尽可能的实现样本选取的随机性。第三，本研究虽然发现了核心自我评价对工作投入的影响，以及在真我型领导和工作投入之间起到调节作用，但是并没有对核心自我评价的前因变量进行探讨，因此在未来的研究中应该进一步研究影响员工核心自我评价水平的因素，以及这些因素之间的差异性作用。

①Sluss D. M., Thompson B. S. Socializing the newcomer: The mediating role of leader-member exchange. Organizational Behavior and Human Decision Process, 2012, 119: 114-125.

②李燕萍、涂乙东：《组织公民行为的价值取向研究》，《管理世界》2012年第5期。

③顾远东，彭纪生：《组织创新氛围对员工创新行为的影响：创新自我效能感的中介作用》，《南开管理评论》2010年第1期。

④周浩、龙立荣：《工作不安全感、创造力自我效能对员工创造力的影响》，《心理学报》2011年第8期。

⑤Leary M R, Baumeister R F. The nature and function of self-esteem: Sociometer theory， M Zanna. Advances in Experimental Social Psychology， San Diego: Academic Press, 2000: 1-62.

⑥Avolio B. J., Gardner W L, Walumbwa F O, Luthans F, & May D R. Unlocking the mask：a look at the process by which authentic leaders’ impact follower attitudes and behaviors.TheLeadershipQuarterly, 2004, 15: 801-823.

⑦Walumbwa F O, Luthans F, Avey J B, & Oke A. Authentically leading groups: The mediating role of collective psychological capital and trust.JournalofOrganizationalBehavior, 2011, 32, 4-24.

⑧Woolley L. Authentic leadership and follower development: psychological capital, positive work climate, and gender.JournalofLeadership&OrganizationalStudies, 2010, 30(11): 236-251.

⑨Gerhard et al. Socioanalytic Theory and Work Behavior: Roles of Work Values and Political Skill in Job Performance and Promotability Assessment.JournalofVocationalBehavior，2011，(78): 136-148.

⑩Walumbwa F O, Avolio B J, Gardner W L, et al. Authentic leadership: development and validation of a theory-based measure.JournalofManagement, 2008, 34(1): 226-234.

〔责任编辑：清菡〕

注：

Effects of Authentic Leadership and Core Self-evaluation on Job Involvement：

An Empirical Study Based on the New Generation Employees

GuPing&GuJianping

Abstract:This article verifies the influence of authentic leadership on the new generation employees’ job involvement and the moderation effect of core self-evaluation, which based on the organizational behavior theory. This study used questionnaires and the research data is gathered through a longitudinal survey to 350 new generation employees in 45 companies from 10 cities at two times. The empirical results from hierarchical multiple-regression partially verified that there is a significantly positively correlation between authentic leadership and job involvement, and also found that core self-evaluation moderate the effect of authentic leadership on job involvement. Research also proposed the theoretical contributions and management implications.

Key words:authentic leadership；core self-evaluation；job involvement

作者简介顾萍，河海大学商学院博士生南京 211100；顾建平，南京师范大学商学院教授、博士南京 210093

DOI:10.15937/j.cnki.issn 1001-8263.2015.12.005

中图分类号F272.93

文献标识码A

文章编号1001-8263(2015)12-0034-07