教练型领导如何影响员工创新？跨层次被调节的中介效应*

朱 瑜 吕 阳 王雁飞 王丽璇

(1暨南大学管理学院, 广州 510632) (2华南理工大学工商管理学院, 广州 510640)

1 引言

随着经济全球化、移动互联网和大数据时代的到来, 组织生存环境的变化对组织中的领导行为提出了更高的要求。根据杰克·韦尔奇(Jack Welch)的观点, 一位好的领导者首先应该是一位卓越的教练,因此新时代的领导者如何采用教练方法来激发下属智力与创新潜能已经成为组织变革成功的关键。教练型领导(coaching leadership)也由于在改善员工心智模式、激发员工创造潜能并实现员工与组织双赢方面发挥着独特作用(王雁飞, 张静茹, 林星驰,周良海, 朱瑜, 2016), 受到了理论界与实务界越来越多的重视。尽管已有研究表明, 教练型领导可以有效促进员工的认知(Smither, London, Flautt, Vargas,& Kucine, 2003)、态度(Moen & Federici, 2012)和行为绩效(Özduran & Tanova, 2017; Reid, 2016; Bozer,Sarros, & Santora, 2012), 但是教练型领导与下属创新行为关系方面的研究还不多见, 这方面的研究有必要进一步拓展。

根据 Erez和 Earley (1993)文化自我表征理论(culture self-representation theory)的观点, 环境对个体的自我概念(self-concept)与行为的影响取决于个体的文化价值观(Newman & Nollen, 1996), 自我概念又可以划分为自我认知(self-conception)与自我评价(self-evaluation)。作为个体自我评价的重要内容, 创造力自我效能感(creative self-efficacy)是个体对自己能够在特定任务或工作中有创新行为表现的主观评价(Tierney & Farmer, 2002), 因此本研究纳入创造力自我效能感并认为它可能在教练型领导影响个体创新行为的关系中起中介作用。另一方面, 鉴于目前国内许多学者呼吁组织管理研究应结合特定情境来开展(张志学, 施俊琦, 刘军, 2016)。本研究又在文化自我表征理论框架的基础上将具有中国本土情境特色的文化价值观变量——个体传统性(traditionality)纳入本研究框架。个体传统性是衡量特定传统文化价值观对个体影响程度的重要指标(Farh, Earley, & Lin, 1997), 一般来说, 传统性越强的个体越倾向于接受或尊崇特定传统文化强调的价值观, 因此与低个体传统性的下属相比,领导行为对高个体传统性下属心理与行为的影响作用可能会更加显著(Li, Yu, Yang, Qi, & Fu, 2014), 所以本研究认为个体传统性越高, 教练型领导通过创造性自我效能感影响创新行为的效果可能会越强。

总体来说, 本研究首先基于文化自我表征模型,纳入创造力自我效能感变量拟探讨教练型领导影响创新行为关系中的中介机制; 其次, 纳入个体传统性变量拟探讨教练型领导影响创新行为过程中的边界条件; 最后, 与以往该领域相关研究不同,本研究采用了跨层次分析方法不仅可以提高研究结果的准确性, 也进一步增强了研究结论的外部效度。因此, 本研究结果一方面将有助于澄清教练型领导影响下属创新行为的实质, 另一方面也可以有效指导组织变革与创新管理的实践。

2 理论基础与研究

2.1 教练型领导与创新行为

不同于“权威型”和“专制型”等自上而下的领导风格, 教练型领导是一种强调领导者通过鼓励、指导、授权等方式来帮助员工发现自身内在需求和树立工作目标, 在互动过程中为员工提供所需的资源与支持, 重视员工心智模式改善与潜能激发, 最终实现领导者和员工之间相互促进以及共同发展的领导行为(王雁飞等, 2016), 教练型领导行为对员工心理状态与行为绩效的积极影响作用在诸多组织管理领域的研究中已经得到了较好证明。创新行为是指个体能够在工作过程中形成具有新颖性和创造性的想法或解决对策并努力将这些想法付诸实现的行为(Scott & Bruce 1994)。已有研究表明, 共享型领导(Hoch, 2013)、包容型领导(Carmeli, Reiter-Palmon,& Ziv, 2010)和变革型领导(Eisenbeiß & Boerner, 2013)等均可以有效预测创新行为。由于创新的关键在于员工心智模式的改善与突破(杨国安, 2010), 而教练型领导恰恰强调鼓励和引导员工自主解决问题而不是直接将解决方法传授给员工(Pousa & Mathieu,2015), 有助于改善员工的心智模式并激发其创新潜能。同时, 教练型领导会积极营造开放互动、双向沟通的氛围并给予员工创新过程中所需的资源与支持(Ely et al., 2010), 有助于降低员工实施创新行为的风险性和不确定性进而有利于促进员工的创新行为。基于以上分析, 本研究提出以下假设：

假设1：教练型领导对员工创新行为具有显著正向影响。

2.2 创造力自我效能感的中介作用

创造力自我效能感是指个体对自己能够完成创新任务的自信程度, 它可以为个体提供从事创新活动所需的内在动力(Zhang & Zhou, 2014)。一般来说,高创造力自我效能感个体对自身创新思维和创新能力更加自信, 相信自己可以克服创新过程遇到的困难, 可以创造性完成任务并取得创新成果(Komarraju& Nadler, 2013; Malik, Butt, & Choi, 2015; Wang,Tsai, & Tsai, 2014), 也敢于将创新想法与观点付诸于实践。反之, 低创造力自我效能感的个体比较保守, 对自己实现目标以及取得成果的创新能力信心不足, 即使有新想法或创意也不愿意主动尝试或实施(Fast, Burris, & Bartel, 2014; Gong, Huang, & Farh,2009)。因此, 创造力自我效能感可能会显著正向影响创新行为。

基于文化自我表征理论, 环境信息会通过个体的自我概念对行为产生重要影响, 领导作为组织环境中的关键因素会对员工的创造力自我效能感产生重要影响(Mathisen, 2011; 王永跃, 叶佳佳,2015)。具体来说, 教练型领导会通过启发帮助员工树立工作目标, 有利于员工更加清晰地认识和评估任务目标, 减少个体完成任务过程中的未知和不确定性性, 进而增强员工创造性完成任务目标的信心(Theeboom, Beersma, & van Vianen, 2014); 其次,教练型领导为员工提供相应的资源和支持, 使员工创造性解决问题的信心更强(Tierney & Farmer, 2011);此外, 教练型领导可以为员工提供强大的心智资源与精神支持(Pousa & Mathieu, 2015), 有助于改善员工的心智模式并激发员工潜能, 使员工在面对不确定结果时更加自信, 进而增强员工的创造力自我效能感; 第三, 教练型领导可以通过鼓励并提供资源等方式来为下属营造支持性的工作环境(Crane &Patrick, 2012), 积极改善下属的自我认知(自我评价)并提升其完成创新和挑战性任务的信心, 最终会促进下属的创新行为。基于以上分析, 本研究提出以下假设：

假设2a：教练型领导显著正向影响创造力自我效能感;

假设2b：创造力自我效能感显著正向影响创新行为;

假设2c：创造力自我效能感在教练型领导行为与下属创新行为的关系中起着中介作用。

2.3 个体传统性的调节作用

传统性是衡量个体对传统价值观认可程度的重要指标之一。中国人的传统价值观一般包括遵从权威、孝亲敬祖、安分守成、宿命自保和男性优越这五个方面(杨国枢, 余安邦, 叶明华, 1989)。文献研究表明, 个体传统性不仅可以影响组织公平和员工行为之间的关系(Spreitzer, Perttula, & Xin, 2005),还可以调节领导风格和员工感知、行为以及绩效之间的关系(Liu, Kwan, Fu, & Mao, 2013; 周浩, 龙立荣, 2012)。根据文化自我表征理论的观点并结合以往研究成果, 本研究认为, 中国人的个体传统性可能会调节教练型领导和员工的创造力自我效能感的关系。由于高传统性个体往往具有较强的等级观念,尊崇权威且乐于服从上级命令(Chen & Aryee, 2007;Farh, Hackett, & Liang, 2007; Liu et al., 2013), 工作中循规蹈矩, 严重依赖外部激励(Liu et al., 2013;Shin & Zhou, 2003), 因此会更关注外界对自身的期望并表现出相应遵从行为(Farh et al., 1997, 2007;Jiang & Cheng, 2008; 王宇清, 龙立荣, 周浩, 2012)。因此, 高个体传统性员工可能对教练型领导的期望更加敏感, 积极理解领导期望并调整角色, 对教练型领导的激发和诱导采取积极接受和吸纳心态, 不仅有利于其心智模式的改变, 也有利于提升自信心。因此, 相对于低传统性的个体, 教练型领导对下属思维、能力和信心激发的效果在高个体传统性条件下更为有效。基于以上分析, 本研究提出以下假设：

假设3a：个体传统性调节了教练型领导与创造力自我效能感的关系, 具体来说, 教练型领导行为对下属创造力自我效能感的正向促进作用会随着个体传统性水平的提高而增强。

结合假设 2c和 3a, 教练型领导行为与下属创新行为关系的模型可以进一步理解为表现为被调节的中介作用。具体而言, 创造力自我效能感中介了教练型领导对员工创新行为的影响, 但是中介效果会被个体传统性调节。当员工的个体传统性水平较高时, 教练型领导行为对创造力自我效能感的促进作用会更强, 创造力自我效能感的提升增加了员工对自身创造力和工作能力的信心, 使得员工敢于尝试更多地的创新行为, 创造力自我效能感最终传导了教练型领导对下属创新行为的效应。反之, 低传统性个体对来自教练型领导的激发和期望不太敏感, 从而削弱了教练型领导对其自我效能感的激发作用, 更低的创造力自我效能感可能使个体更趋于保守, 最终削弱了下属的创新行为。基于以上分析, 本研究提出以下假设：

假设3b：个体传统性调节了教练型领导通过创造力自我效能感影响创新行为的间接作用, 具体来说, 随着个体传统性水平的提高, 教练型领导通过创造力自我效能感影响创新行为的中介作用就越强。

综上所述, 本研究的理论模型如图1所示。

图1 理论模型

3 研究设计

3.1 方法与样本

本研究采用问卷调查法来收集数据, 调查对象为来自华南地区的企业领导者(管理者)及其直接下属。首先通过以下方式获得领导者(管理者)被试：(1)从高校商学院校友录中随机抽取已经毕业的MBA或 EMBA学员; (2)高校商学院在职 MBA、EMBA或研究生课程班学员; (3)利用培训或咨询的机会获得的领导者(管理者)被试。以上领导者(管理者)被试在调查之前均被完整告知此次调查的目的,向他们保证研究结果仅用于科学研究并完全保密,同时也会告知他们要随机提供下属联系方式并对下属的创新行为进行评价, 在征得对方同意的情况下开展调查。为了减少同源偏差变异, 本研究采用配对追踪和多来源方法来收集数据, 在三个时间点收集核心变量的数据和资料。第一次调查的变量为教练型领导, 由领导者(管理者)自评; 三个月以后进行第二次调查, 调查对象为领导者(管理者)的直接下属, 调查的变量为个体传统性与创造力自我效能感; 三个月后进行第三次调查, 由领导者(管理者)评价其直接下属的创新行为。本次调查共涉及79位管理者和 323位员工, 最终得到领导问卷 71份, 员工问卷 301份, 经过筛选与配对, 最终得到了完全配对的有效问卷为247份, 领导与员工问卷的配对比例为1:4.26。

就领导的人口统计学变量来看, 按照性别划分,男性占72.1%, 女性占27.9%; 按照年龄划分, 35岁以下占 40.9%, 35~45岁占 37.2%, 45岁以上占21.9%, 平均年龄为37.86岁; 按照受教育程度划分,本科及以上占86.6%; 按工作年限划分, 5年以下占13.4%, 5~10年占29.9%, 10年以上占56.7%; 职位层级以中层管理者为主, 占 42.9%, 基层和高层管理者分别占30.4%和26.7%。

就下属的人口统计学变量来看, 按照性别划分,男性占41.9%, 女性占58.1%; 按照年龄划分, 25岁以下占18%, 25~35岁占56.5, 35~45岁占20.6%, 45岁以上占4.9%, 平均年龄为30.41岁; 按照受教育程度划分, 本科及以上占 58.8%; 按工作年限划分,4年及以下占45.9%, 5~10年占23.0%, 10年以上占31.1%。

3.2 测量工具

为了确保测量工具的可信度, 本研究主要选用过往文献中的成熟量表同时严格遵循翻译和回译(translation and back-translation)标准流程(Brislin,1980)。所涉及量表均采用Likert五点评分法, 评分范围从1(完全不同意)至5(完全同意)。

教练型领导：采用 Anderson (2013)的单维度12题项量表。典型题项如：“我倾向于引导下属自己解决问题, 而不是直接给出解决方法”和“我会积极创造培训/学习的机会来提高下属的工作技能”。该量表的内部一致性信度(α系数)为0.71。

个体传统性：采用Farh等人(1997)的单维度5题项量表。典型题项如：“要避免发生错误, 最好的办法是听从资深人士的话”和“领导等于是大家长,一切事情都应听从他的决定”。该量表的内部一致性信度(α系数)为0.70。

自我效能感：采用Tierney和Farmer (2002)的单维度 3题项量表。典型题项如：“我自信能创造性地解决问题”和“我觉得自己擅长想出新颖的想法”。该量表的内部一致性信度(α系数)为0.71。

创新行为：采用Scott和Bruce (1994)的单维度6题项量表。典型题项如：“该员工会探寻新的技术、流程、工具或产品方面的创意”和“该员工会制定完备的计划和日程来实施新创意”。该量表的内部一致性信度(α系数)为0.77。

3.3 变量区分效度检验

Harman单因素检验结果表明, 未经旋转的第一个因素只解释了全部变异量的 17.28%, 且进一步的验证性因素分析表明(表 1), 基准模型的各项拟合指标优于其它模型(单因素模型、两因素模型和三因素模型), 说明本研究核心变量具有良好的区分效度, 同源方法变异误差也得到了较好控制。

表1 验证性因素分析结果

3.4 数据分析策略

本研究理论模型中包含个体层面与团队层面变量, 其中团队层面变量为教练型领导行为, 由于该变量是领导自评, 因此无需数据聚合; 个体层面的变量包括：个体传统性、创造力自我效能感与创新行为。在数据统计分析之前, 需要计算相关指标来考察创新行为的组间差异。分析结果表明, 创新行为的ICC1和ICC2分别为0.26与0.60, 组内一致性Rwg为0.93。因此可以采用跨层次分析方法对数据进行统计分析。本研究数据统计分析的软件为SPSS 22.0和Mplus 7.40。

4 数据分析与结果

4.1 描述性统计分析

表2显示了本研究所涉及变量的描述性统计结果(包括均值、标准差、相关系数和内部一致性系数)。

表2 变量描述性统计及相关系数(N = 247)

图2 MSEM路径分析图

4.2 假设检验

研究者采用跨层次结构方程模型和蒙特卡洛(Monte Carol)置信区间估计方法来检验本研究提出的假设(Preacher, Zyphur, & Zhang, 2010)。在图2中, 路径a表示教练型领导对创造力自我效能感的影响, 路径b表示创造力自我效能感对创新行为的影响, 路径c表示教练型领导对创新行为的直接效应, 路径 d表示个体传统性对路径 a的调节效应,路径 e1~e5表示控制变量的影响作用。另外, a×b表示中介效应的大小, a×b+c表示教练型领导对创新行为的总效应。

从表3中可以看到, 教练型领导行为分别对创新行为(γ= 0.23,p< 0.05)和创造力自我效能感(γ=0.27,p< 0.05)具有显著的正向影响作用, 由此假设1和假设2a得到验证; 其次, 创造力自我效能感亦显著正向影响创新行为(γ= 0.37,p< 0.01), 教练型领导对创新行为的直接效应不显著(γ= 0.13,p>0.05), 说明创造力自我效能感在教练型领导和创新行为之间起完全中介作用(γ= 0.10,p< 0.05), 假设2b和假设2c得到验证, 蒙特卡洛模拟方法检验结果表明, 中介作用的95%无偏置信区间不包含零(LLCI = 0.02, ULCI = 0.25), 因此假设2c得到进一步验证。此外, 员工的个体传统性显著正向调节教练型领导和创造力自我效能感的关系(γ= 0.45,p<0.01), 因此假设3a得到验证。

为了更直观的反映个体传统性的调节效应, 研究者绘制了个体传统性在高于和低于均值一个标准差的水平下对教练型领导和创造力自我效能感关系的调节作用图。从图3可以看到, 对于个体传统性水平较高的员工, 教练型领导对其创造力自我效能感的正向影响效果更显著(β= 0.44,p< 0.001);反之, 对于个体传统性水平较低的员工, 教练型领导亦正向影响创造力自我效能感, 但结果并不显著(β= 0.03,p> 0.05), 假设3a得到进一步验证。

表4显示了本研究被调节的中介效应蒙特卡洛检验的结果。从表4可知, 在个体传统性较高的条件下, 教练型领导通过创造力自我效能感影响创新行为的间接效应为0.18 (95% LLCI = 0.06, ULCI =0.32), 在个体传统性较低的条件下, 教练型领导通过创造力自我效能感影响创新行为的间接效应为0.03 (95% LLCI = −0.06, ULCI = 0.15), 组间差异值为0.15 (95% LLCI = 0.05, ULCI = 0.26), 达到显著性水平。由此可见, 教练型领导对员工创新行为的间接效应受到个体传统性的调节, 存在被调节的中介效应, 假设3b得到验证。

表4 被调节的中介效应

5 讨论

员工的创新行为是企业竞争力的微观基础与重要来源, 因此如何有效激发员工的创新行为事关企业的生存与发展。本研究基于文化自我表征理论构建了一个跨层次结构方程模型来探讨中国文化情境下教练型领导与文化价值观(个体传统性)的协同效应如何通过创造力自我效能感影响下属创新行为, 数据分析结果支持了本研究提出的假设。

5.1 理论贡献

首先, 本研究丰富了领导风格激发员工创新行为内在机理的研究。对于领导风格与创新行为之间的关系, 以往研究大多采用社会认知理论(Dhar,2016; 马璐, 王丹阳, 2016)或社会交换理论(Jaiswal& Dhar, 2015; 徐振亭, 罗瑾琏, 2016)视角, 而本研究则采用文化自我表征理论视角来探讨教练型领导与个体文化价值观(个体传统性)的互动如何通过创造力自我效能感来影响个体的创新行为, 这不仅有助于更好地理解中国情境下员工创新行为的内在激发与外在调节机制, 也为解释领导行为如何影响个体行为提供了崭新的理论视角。

其次, 本研究也丰富了关于创造力自我效能感的文献。与以往研究单纯从认知视角切入来探讨创造力自我效能感在领导行为与创新行为关系中的作用不同, 本研究基于文化自我表征理论探讨了文化价值观变量与领导行为的协同对个体创造力自我效能感的影响作用。研究结果一方面支持了Knippenberg, van Knippenberg, De Cremer和Hogg(2004)提出的“领导行为→个体自我概念→员工行为”的概念模型, 另一方面也深化了个体创造力自我效能感驱动机制的研究。

最后, 本研究基于文化自我表征理论并立足于中国文化情境, 假设并验证了个体传统性在教练型领导影响创造力自我效能感过程中的正向调节作用。该研究结果一方面有助于理解员工创新行为产生的边界条件, 澄清教练型领导这一西方构念在中国情境下影响创新行为的边界条件, 在理论上澄清了教练型领导在什么情境下可以更好地激发员工的创新行为, 在实践上有助于为我国企业员工的创新行为管理提供指导。另一方面, 研究结果也进一步证实了文化自我表征理论的观点, 即文化价值观与管理措施的互动会影响个体的自我概念及后续行为。该研究结果不仅有助于深刻理解管理情境中员工创新行为驱动来源及过程的实质, 丰富自我表征理论的相关研究, 在提升企业员工创新行为管理实践成效方面也具有重要的理论指导价值。

5.2 实践贡献

本研究结果表明, 教练型领导作为一种有利于改善员工态度和改进个体行为的重要领导风格, 有助于激发员工的创新行为。因此, 对于领导者和管理者, 企业可以通过定期开展培训的方法, 使领导者在管理实践中更多的从员工的工作需求和切实利益出发, 通过授权、开放性沟通, 信息和资源分享, 提供发展机会, 给予和接收员工反馈以及持续考核等方法来改善员工的心智模式, 开发员工潜能,促进员工的创新行为; 此外, 在绩效管理方面可以加强指导下属方面考核的力度。

本研究还发现创造力自我效能感在教练型领导与创新行为关系中的中介作用, 因此领导者(管理者)可以通过培养和提升下属创造力自我效能感来激发下属的创新行为。例如, 管理者可以通过言语引导、设置榜样以及强化等方法来提升员工的创造力自我效能感; 此外, 组织也可以通过倡导高绩效文化, 通过创设各种支持性的工作条件和环境,着力提高员工的绩效水平来提高员工的创造力自我效能感水平和创新活动的参与度。

此外, 本研究还发现个体传统性在教练型领导与创造力自我效能感之间起着调节作用。相对于高个体传统性的员工, 低个体传统性员工的积极行为较少依赖于领导者的影响。因此, 企业管理者应加强对低个体传统性员工的关注, 沟通与互动过程中多采用参与、授权、信任及资源共享等方式, 避免威权, 进而提升他(她)们对教练型领导行为的感知度和认可度, 从而提升教练型领导的有效性。另外,对于传统性水平较低的个体, 特别是新生代员工,通过各种活动有效提升其传统性水平也非常重要。

5.3 局限性与未来研究方向

尽管本研究探讨了教练型领导影响员工创新行为的中介机制和边界条件, 也取得了一定的研究成果, 但还是存在着一些局限性, 主要有以下方面：第一, 尽管研究者采用了配对追踪和多来源方法来收集数据, 但仍然不是严格意义上的纵向研究,同时数据主要来自被试的主观报告, 导致本研究可能还是会存在一定的同源方法变异, 这可能会影响本研究结果的准确性和外部效度。未来研究可以采用纵向研究设计和情景实验相结合的方法, 同时扩大数据的评价来源或采用客观数据可以在一定程度上提高本研究结论的精确程度和外部效度; 第二,本研究样本主要来自于华南地区, 研究结果是否适用于其它地区还需要进一步检验, 未来研究可以采用扩大样本来源或聚焦某一特定行业领域的样本进行研究来提高研究结果的外部效度; 第三, 本研究基于文化价值观视角探讨了教练型领导与创新行为的关系中的中介机制与边界条件, 但是这个过程中还会有哪些中介机制需要进一步研究, 另外本研究探讨了个体传统性在这个过程中的调节作用,但是其它具有中国特色的情境因素(例如, 差序氛围、中庸思维和上下级关系)是否会影响教练型领导激发下属创新行为的过程也需要进一步研究。

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