创新活动需要好教练吗？教练型领导对员工创新行为的影响机制

2018-08-25史烽安迪蔡翔

中国人力资源开发 2018年5期

史烽安迪蔡翔

（桂林电子科技大学商学院, 桂林 541004）

1 引言

在技术进步不断加快和市场竞争日趋激烈的今天, 全球创新竞争已呈现白热化、多极化的特征, 创新日益成为企业生存发展的驱动力。组织竞争成败不仅需要硬资源的支持, 更需要充分开发利用软资源, 即员工的创新行为, 以更有效地为组织赢取竞争优势（Sacramento, Fay, & West,2013）。正因如此, 如何激发员工产生创新行为（Employee's Innovative Behavior）成为“创新密集”时代的首要研究热点,员工创新行为是指能够产生新想法并努力付诸于实施进而提高组织效率的角色外行为（Scott & Bruce, 1994）。

鉴于员工创新是建设创新驱动型组织的关键过程, 不少研究探究了员工创新行为的影响因素, 如个体因素、领导因素（张惠琴, 侯艳君, 2017）和工作特征（丁刚, 李珲, 2016）。其中, 领导者作为组织和员工的重要桥梁, 其领导行为可通过日常工作互动交流激发员工创新行为,已有研究表明领导者对员工潜在创新能力的开发效果通常优于企业定期的培训、开发项目（Sun, Pan, & Chow,2014）。例如, Zhang和Bartol（2010）发现授权型领导（Empowering Leadership）可通过心理授权（Psychological Empowerment）和内在动机（Intrinsic Motivation）促进员工创造力; 冯彩玲（2017）证实了差异化变革型领导（Differentiated Transformational Leadership）对跨层次员工创新行为有积极影响, 以及差异化变革型领导和组织创新氛围（Organizational Innovative Climate）对员工创新行为的交互作用。然而, 以上研究主要聚焦于授权员工和目标设置的领导方式及其对员工创新的影响, 而忽视一些与员工个性化职业发展的相关影响因素。由于不同的员工个体对企业环境的适应程度不同, 前瞻性企业开始意识到有必要推崇具有“因材施教”特征的教练型领导（Coaching Leadership）, 以帮助员工更好地适应竞争日趋激烈的多元化环境。

教练型领导作为一种诞生于动态化组织环境的新兴领导方式, 因其在引导员工、改善员工心智模式和实现组织双赢方面发挥独特优势, 已成为新经济管理情境下学业两界关注的焦点（王雁飞, 张静茹, 林星驰, 周良海, 朱瑜,2016）。尽管已有研究证实, 教练型领导有效预测员工自我效能感（Pousa & Mathieu, 2015）、角色内行为（Huang& Hsieh, 2015）和团队绩效（Buljacsamardzic & Woerkom,2015）等, 然而仍然缺乏教练型领导与员工创新行为的实证研究。此外, 在我国高权力距离的文化背景下, 员工与上级领导者多保持“上尊下卑”的角色关系, 领导的教练行为未必能得到员工认可, 员工甚至怀疑领导的教练行为是否真诚, 教练型领导在高权力距离文化背景的中国能否真正发挥领导效能值得商榷。由此, 为响应王雁飞等（2016）的研究展望, 本研究试图在中国情境下探究教练型领导对员工创新行为的影响, 尤其是挖掘两者关系的中介机制和边界条件。

在中介机制方面, 本研究顺应积极组织行为学思潮, 聚焦于员工心理资本（Psychological Capital）。心理资本能让员工在创新过程中维持良好的心理能力与心理状态（Luthans, 2002）。根据社会信息加工理论（Social Information Processing Theory）, 领导者及其特质、行为风格等都可视为员工获取不同线索的信息源（Salancik& Pfeffer, 1978）, 教练型领导也不例外。教练型领导针对不同员工的实际情况, 为其传递解决问题的关键信息,引导员工挖掘自身潜能、改善心智和应用所长（王雁飞等, 2016）, 塑造员工的心理资本; 同时心理资本能够为员工创新行为提供源源不断的内部能量, 激发员工产生创新行为。例如, 王雁飞, 梅洁和朱瑜（2017）证实了心理资本对员工创新行为的正向促进作用, 还进一步揭示了心理资本可在组织支持感的调节作用下通过心理安全感的中介作用间接正向影响员工创新行为。因此, 本研究拟依据社会信息加工理论, 通过社会信息源（教练型领导）—信息加工、处理（个体心理感知）—反应阶段（行为实施）这一作用路径探讨员工心理资本在教练型领导与员工创新行为之间的中介作用。其次, 中国有句俗语“巧妇难为无米之炊”, 在我国差序格局的社会关系中员工即使拥有高智商, 若缺乏一定情商即情绪智力（Emotional Intelligence）作为基础, 很难在不确定性和风险性的环境中产生对企业有益的创新成果。根据资源保存理论（Conservation of Resources Theory）, 个体特征会影响个体对资源的短缺反应和拥有量（Halbesleben, Neveu,Paustianunderdahl, & Westman, 2014）。情绪智力高的员工在保留自身已有资源的基础上, 在与领导互动交流的过程中倾向从外界（教练型领导者）获取更多资源, 为创新性活动奠定资源基础。基于此, 本研究预期员工情绪智力作为一种个体资源在教练型领导与员工创新行为之间起正向调节作用。通过对情绪智力调节作用的探讨, 本研究拟响应近来学者的号召，检验教练型领导效应的边界条件（王雁飞等, 2016; Ozduran & Tanova, 2017）。

基于以上分析, 本研究基于社会信息加工理论和资源保存理论, 试图从领导特征和个体特征交互作用视角出发,引入心理资本为中介变量、情绪智力为调节变量, 探究教练型领导对员工创新行为的影响及其内在“黑箱”机制和权变条件, 为以后企业创新管理提供一定的实践指导。

2 理论与假设

2.1 教练型领导

教练作为一种技术或培训方法引入企业管理领域始于上世纪90年代。教练技术最初用于提高企业管理层效能以满足客户和组织的动态需求（Ely et al., 2010）, 后来用于完善员工心智模式和帮助员工成长进步, 并逐步发展成为一种领导方式, 教练型领导由此应运而生（Turner &Mccarthy, 2015）。早期研究将教练型领导定义为一种提高员工学习、工作相关能力和绩效的管理实践（ Peterson &Hicks, 1996; Ellinger & Bostrom, 1999）。其后研究则更多关注教练型领导的内涵和构成要素, 如Kim（2014）认为教练型领导是一种组织中经常存在的实践, 包括一对一互动、反馈与信息分享、提高学习能力、开放沟通、鼓励合作及绩效提升等要素。在中国情境下, 具有代表性的是王雁飞等（2016）人的观点, 他们认为教练型领导是一种使用启发、诱导和鼓励的方式, 改善员工心智模式、挖掘员工潜能并实现组织与员工共同发展的领导方式。虽然学界迄今仍未对教练型领导的内涵达成一致, 但在构成要素方面存在一些共同之处, 如强调良好的互动沟通、进行启蒙引导和关注员工能力提升。据此, 本研究认为教练型领导是一种以领导者为主体、以员工为中心、以互动沟通和鼓励支持为手段、以改善员工心智模式为目标的一种“量体裁衣”式领导模式（Ladegard & Gjerde, 2014）, 结构要素主要包括授权、互动沟通、鼓励启发、支持和帮助员工发展四个方面（Kim, 2014; Anderson, 2013）

与授权型领导相比, 教练型领导更关注员工心智模式的改善, 主张从员工职业发展的角度施行授权, 帮助员工和组织实现长远目标。与包容型领导（Inclusive Leadership）相比, 教练型领导更强调针对不同差异化的员工采取鼓励与启发的方式, 为其提供实质性的资源支持以促进员工职业发展。与谦卑型领导（Humble Leadership）相比, 虽然两者都重视员工发展, 但教练型领导更强调领导者的指导和支持角色, 通过为员工提供及时反馈和资源支持, 实现员工和组织双赢。综上, 与组织行为学这些领导风格相比, 教练型领导有其独特内涵与意义。

现有关于教练型领导的研究主要集中在两方面, 一是从个体、团队和社会层面研究教练型领导的影响因素, 如Anderson（2013）发现人口统计变量对教练型领导没有显著影响, 职业自我效能感能有效预测教练型领导。二是从个体心理品质（Pousa & Mathieu, 2015）、工作态度（Moen& Federici, 2012）、行为绩效（Ozduran & Tanova, 2017）和团队绩效（Buljacsamardzic & Woerkom, 2015）等方面探究教练型领导与其结果变量之间的影响机制。整体看,教练型领导与创新行为之间的“黑箱机制”和边界条件缺乏系统研究, 有待深入拓展。

2.2 教练型领导与员工创新行为

目前, 学界通常采用活动阶段模型, 从过程角度定义创新行为。Scott和Bruce（1994）提出, 员工创新行为由问题确立及构想方案产生、寻求解决方案支持和执行构想三个阶段构成, 这是一个包含创意产生、创意提升和创意执行的非连续性复杂过程和非离散化的顺序进程, 个体可随时参与其创新过程。此外, 员工创新行为是一种不被组织正式奖励系统识别的角色外行为, 利于提高工作绩效和组织效能, 与员工的创新自我效能感、内在动机及领导者的支持和信任密切相关（顾远东, 彭纪生, 2011）。

社会信息加工理论指出, 具有社会属性的个体在行为实施前不仅受自身因素的影响, 还会因外部环境各种信息的刺激改变自己的感知、态度和行为。个体并非接受社会环境提供的所有信息, 而是根据自己的认知能力和目标需求选择性解读特定信息（Salancik & Pfeffer, 1978）。在工作情景中, 领导者是员工获取社会线索的主要信息源, 员工创新行为与其内部动机因素和外部激励氛围息息相关,领导行为是影响员工态度和行为的关键变量（Liu, Liao, &Loi, 2012）。教练型领导主要有四个特征: 首先, 教练型领导强调授权员工, 当员工获得领导者对他们信任与支持的信息时, 会更自信地在自己权力行使范围内做出积极明智的决策, 有效激发自身创造动机（Zhang & Zhou, 2014）;其次, 教练型领导与员工进行积极互动和开放沟通, 利于营造一个相互促进的双向沟通氛围（Ely et al., 2010）。在此互动过程, 领导者会根据员工的实际情况为其设置合理目标和个性化指导方案, 员工将领导者表现出的情感、特质和言行作为信息线索, 根据自身需求对信息进行选择性加工和处理, 改善自己心智模式并激发创新行为; 再者,教练型领导善于鼓励和启发员工, 通过案例分析和提问等方式引导员工认清问题本质, 并非直接告知解决问题的方法, 激发员工看待创新行为的积极情感（Moen & Federici,2012）; 最后, 教练型领导根据员工的职业发展提供有效的关键资源支持（Ely et al., 2010）, 降低员工在创新过程可能面临的挑战性与风险性, 促使员工敢于打破常规思维并尝试新的不确定想法, 提高解决问题的自我效能感。基于以上分析, 本研究提出以下假设:

H1: 教练型领导对员工创新行为有积极促进作用。

2.3 心理资本的中介作用

广泛的心理资本定义是指一种对个体态度、行为和发展产生影响的积极心理状态与心理能力, 具有习得性而非稳定不可变, 可通过正向培训、外在有效干预、他人指导等方式得以开发与利用的一种积极心理资源, 主要包括自我效能、乐观、希望和韧性四个维度（Luthans,Youssef, & Avolio, 2007）。仲理峰、王震、李梅和李超平（2013）研究证实, 心理资本作为一种积极的心理资源能促进个体产生积极行为, 如心理资本助于个体做出创新行为和组织公民行为（Organizational Citizenship Behavior）等利于组织发展的积极行为。高自我效能的员工拥有高志向和高抱负, 善于利用所有条件争取更多资源, 充满信心地积极面对挑战性工作; 对自己充满希望的员工不会对目标轻易放弃, 即便身处逆境往往也能权变决策适应动态性的环境变化, 想出更多创新想法进而解决问题（仲理峰,2007）; 持有乐观心态的员工倾向保持乐观向上的心态看待现实, 对行为结果有积极预期; 高韧性的员工在困难挫折前坚持不懈, 激发潜在动力完成创造性工作。相应的,Sweetman, Luthans, Avey和Luthans（2011）研究发现心理资本及其四个维度均与创造力正相关。

创新过程的风险性和复杂性要求个体具备坚定的心智、自我效能和韧性等积极心理要素。依据社会信息加工理论模型可知, 员工会选择性解读领导者传递的信息, 利用获得的信息构建和解释事件（Salancik & Pfeffer, 1978）。在组织环境中, 教练型领导通过态度、情感和行为向员工传递鼓励、信任与支持的信号, 为其提供情感、认知与道德援助, 激发员工自主性和能动性, 启迪员工开发心智, 提高自我效能。研究发现, 创新自我效能感在包容型领导与团队绩效二者之间具有中介作用（方阳春, 2014）。自我效能越高的员工, 越可能承担风险并敢于尝试挑战性任务,从而产生创新行为（Gong, Huang, & Farh, 2009）。不仅如此, 当员工面临困境和失败时, 教练型领导及时和下属进行互动交流, 对下属的想法给予反馈并提供改进绩效的建议, 不仅提高员工韧性和自信, 还帮助员工创造性解决问题。此外, 教练型领导关注员工职业发展, 不仅在技能方面为下属提供关键技术指导和资源支持, 更鼓励他们对未来发展充满希望。再者, 教练型领导根据员工个体化差异为其设计个性化的激励启发方式, 传递乐观主义信号, 心态乐观的员工倾向将困难挫折积极归因, 并对新问题产生创新性的积极情感。综合以上分析, 根据社会信息加工理论得知, 心理资本的习得性源于个体对外部环境信息的感知、加工和处理。教练型领导作为直接激发员工内在动机信念的近端因素, 有效提升心理资本并促进员工产生持久性的创新行为。

虽Pousa和Mathieu（2015）研究发现, 教练型领导对员工的自我效能和行为绩效有显著正向影响, 但没有文献直接考察教练型领导如何通过理资本的中介作用间接影响员工创新行为。此外, Pitichat, Reichard, Kea-Edwards,Middleton和Norman（2017）指出未来文献应多研究积极领导行为与心理资本的关系, 如教练型领导。综上, 本研究提出如下假设:

H2: 教练型领导对心理资本有积极促进作用。

H3: 心理资本与员工创新行为正相关。

H4: 心理资本在教练型领导与员工创新行为之间具有中介作用。

2.4 情绪智力的调节作用

Salvey和Mayer最先提出情绪智力的概念, 认为其能够评估并调整自己和他人情绪, 同时自身行为思想能够被情感引导, 主要包括自我情绪感知（Self-emotion Perception）、他人情绪评价（Emotion Evaluation of Others）、情绪控制（Emotional Control）和情绪利用（Emotion Utilization）（Mayer & Salovey, 1997）。在如今竞争激烈的组织环境中, 存在许多与情绪智力密切相关的理性及非理性行为, 员工情绪与其创新行为是一种交互作用过程, 即创新行为的产生过程既被情感体验过程塑造, 同时又能构成复杂情感认知体验。在组织情景中, 个体情绪智力的作用通常优于其专业技能和认知能力, 情绪智力与创造力正向预测员工的工作承诺与组织绩效（Vasudevan, 2013）,由此可以看出, 情绪智力利于员工创新行为的产生。现阶段关于情绪智力的研究多聚焦于教育和心理领域, 缺乏其在组织管理领域的探讨。Jafri, Dem和Choden（2016）研究表明, 最近情绪智力在企业选拔员工和培训员工方面已作为重要的参考因素被广泛应用。同时, Ashraf和Khan（2014）研究发现情绪智力可作为调节行为表现和外界刺激的个体差异变量。

根据资源保存理论的增值螺旋（Gain Spiral）效应,个体拥有的资源越多, 扩大资源增量的动机和能力越强（曹霞, 瞿皎姣, 2014）。Hobfoll（1989）指出, 每个个体特征都属于自己独特的价值资源, 情绪智力属于个体特质的一部分, 由此推知情绪智力是一种个体资源。教练型领导的本质为一个社会互动、沟通交流的情感过程, 引导个体发现外在可能, 开发内在潜能, 通过“提问”方式向员工传递相应引导启发性信息资源, 创造共享情感体验, 营造创新性的环境氛围, 开发员工心智模式（Hagen & Aguilar,2012）。员工情绪智力越高, 发现、识别和获取教练型领导提供条件性资源的能力越强, 越能充分利用现有资源促进创新行为的产生。教练型领导表现出来的共同互动、开放沟通和信息分享与反馈等领导行为传递了对员工的支持与帮助（Kim, 2014）。高情绪智力的员工具备准确感知和评估情绪线索的信息获取优势, 敏锐感知领导者对自身改善心智模式的引导和资源支持, 并将该资源视为工作的内在动力, 增强对组织的情感信赖, 积极展示自身价值表现出更多组织期望的创新行为。反之, 对于情绪智力较低的员工来说, 把控自己及识别他人的情绪较弱, 难以感知教练型领导的鼓励引导意图, 同时会因自身情绪表达能力不强、不能及时识别他人情绪、不易得到同事及领导的认可等原因难以提高自我效能感, 削弱内在工作动机并放大消极影响。综上, 本研究提出假设如下:

H5: 情绪智力正向调节教练型领导对员工创新行为的影响，即员工的情绪智力越高，教练型领导对员工创新行为的促进作用越显著。

从资源保存理论可以看出, 个体为适应多元动态化的竞争环境, 增加资源存量、培育增值螺旋已成为提高个体核心竞争力的主流趋势（曹霞, 瞿皎姣, 2014）。本研究认为,虽然教练型领导能根据员工的具体情况采取个性化的互动沟通和资源支持, 但由于员工的情绪智力不同, 对领导者传递的信息感知不同, 在心理资本方面也会存在差异, 进而间接影响创新行为。具体来说, 情绪智力高的员工感知到教练型领导的鼓励和启发后, 倾向利用机会创造盈余资源, 产生更强的自我效能并保持乐观心态, 激发创新行为的产生。换言之, 在工作过程中, 员工心理资本作为一种有价值性的个体心理资源, 情绪智力高的员工会努力保护和争取更多的心理资源, 降低出现丧失螺旋（Loss Spiral）的可能以弥补资源损耗, 促进心理资本对员工创新行为的积极影响; 同时, 高情绪智力的员工根据所处组织环境的变化设定合理目标, 借鉴以往工作经验保持积极乐观的信念, 充满希望地展现自我价值, 推动创新行为的产生与创新项目的实施。由此提出假设如下:

H6: 情绪智力正向调节教练型领导与心理资本之间的关系，即员工的情绪智力越高，教练型领导对心理资本的正向作用越强。

综合前文理论推导与假设, 本研究提出一个被调节的中介模型, 如图1所示。在此模型中, 教练型领导对员工创新行为有积极影响, 心理资本在教练型领导与员工创新行为之间具有中介作用, 情绪智力在以上关系中均具有调节效应。其中, 此调节效应由情绪智力对主效应（教练型领导－员工创新行为）及对第一个阶段中介作用（教练型领导－心理资本）的调节作用共同产生。由此, 本研究提出假设如下:

H7: 情绪智力正向调节心理资本在教练型领导与员工创新行为之间的中介作用。

图1 理论框架

3 研究方法

3.1 研究对象与数据收集

本研究采用问卷星软件进行数据收集, 被试来自全国21个省市的企业员工。首先, 在问卷收集前, 提前与各企业领导及人力资源管理部门联系并获得相应支持; 其次,通过各部门负责人的号召在其工作群或非正式组织群发送问卷链接, 请员工认真配合填写问卷。每个变量问卷填写前均设置指导语, 以提高问卷有效性。本研究收集调查问卷300份, 初步筛选剔除无效问卷后得有效问卷256份,问卷有效率为85.33%。其中, 男性124人（48.44%）, 女性132人（51.56%）, 平均年龄为32.41岁（SD = 4.92）,平均任职年限为3.46（SD = 4.51）, 本科及以上学历185人（72.27%）, 基层管理人员及以上63人（24.61%）, 一般员工193人（75.39%）。

3.2 测量工具

本研究采用“翻译-回译”程序将英文量表翻译成中文,并对量表内容作了适当调整, 以提供测量的信效度。

教练型领导: 采用 Anderson（2013）开发的单维度量表, 使用Likert 5点量表进行测量, 共12个题项, 例题如“我的上司倾向于向我提问, 而不是直接给出解决方法”。本研究中该量表的Cronbach'α 系数为0.80。

表1 验证性因素分析结果

表2 研究变量的描述性统计与相关系数

心理资本: 采用Luthans, Norman, Avolio和Avey（2008）编制的四维度（自我效能、希望、乐观和韧性）量表, 使用Likert 6级量表, 共24个题项, 如“与管理层开会时,在陈述自己工作范围之内的事情方面我很自信”。本研究中量表总体的Cronbach'α 系数为0.90。

情绪智力: 采用Law, Wong和Song（2004）编制的情绪智力量表, 包括四个维度: 自我情绪感知、他人情绪评价、情绪控制和情绪利用。该量表共16个题项, 用Likert 5点量表进行测量。例题如“我能控制自己的情绪并且理性的面对困难”。在本研究中, 该量表总体的Cronbach'α系数为0.87。

员工创新行为: 采用黄志凯（2004）根据中国文化开发的量表, 从创意产生和创意执行两个方面进行测量, 使用Likert 5点量表, 共12个题项, 每个维度均为6个题,例题如“我针对问题提出构想或解决方式”。本研究中该量表总体的 Cronbach'α 系数为 0.87。

控制变量: 参考以往研究, 个体因素是员工创新行为的重要影响因素之一（Jafri et al., 2016）。因此, 本研究选取性别、学历、年龄、工作年限等变量为控制变量。

3.3 数据分析技术

本研究使用SPSS23.0对收集数据进行描述性统计、回归分析及相关性分析, 用AMOS24.0软件进行验证性因素分析。根据Baron和Kenny（1986）的三步骤法和重抽样自助法（采用PROCESS程序）验证中介效应; 采用层次回归法和Aiken和West（1994）的建议程序, 绘制调节效应交互图, 对调节效应进行检验; 根据Edwards和Lambert（2007）的建议, 用Bootstrap反复抽样2000次,检验被调节的中介效应是否存在。

4 研究结果

4.1 区分效度检验与共同方法偏差检验

为检验所有变量的区分效度, 本研究对教练型领导、心理资本、情绪智力和员工创新行为四个变量进行验证性因素分析。结果如表1所示, 与其他三个竞争模型相比,四因子模型的拟合指数优于其他嵌套模型的拟合结果。

因调查问卷所有变量数据通过员工自我报告方式获得, 易出现同源偏差问题。为此, 本研究利用Harman单因素检验法（Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）,将问卷所有题项一起做因子分析, 在特征值大于1并未做旋转时得到第一个主成分载荷量为25.48%, 低于最高标准40%。表明本研究的同源误差在可接受范围内, 不会对分析结果产生较大影响。

4.2 描述性统计与相关分析结果

各变量均值、标准差及相关系数矩阵见表2。教练型领导与员工创新行为显著正相关（r= 0.57,р＜ 0.01）, 与心理资本显著正相关（r= 0.58,р＜ 0.01）。同时, 心理资本与员工创新行为显著正相关（r= 0.74,р＜ 0.01）, 情绪智力与员工创新行为显著正相关（r= 0.65,р＜ 0.01）, 与心理资本显著正相关（r= 0.72,р＜ 0.01）。上述结果与理论预期相符, 为后续假设检验提供初步支持。

4.3 假设检验结果

第一, 检验主效应。如表3所示, 在控制性别、年龄、学历和任职年限后, 模型1显示, 教练型领导对员工创新行为有正向作用（b= 0.51,р＜ 0.001）, H1得到支持。

第二, 检验中介效应。根据Baron和Kenny（1986）的检验步骤: 第一步, 检验自变量（教练型领导）对因变量（员工创新行为）是否存在显著影响, H1已验证成立。第二步, 检验自变量（教练型领导）对中介变量（心理资本）是否存在显著影响。模型7显示, 教练型领导与心理资本正相关（b= 0.55,р＜ 0.001）, H2得到支持。第三步,检验自变量（教练型领导）和中介变量（心理资本）对因变量（员工创新行为）的影响。模型2发现心理资本显著正向影响员工创新行为（b= 0.69,р＜ 0.001）, H3 得到支持。将教练型领导、心理资本和员工创新行为同时加入回归方程后, 模型3发现教练型领导对员工创新行为的影响减弱（b= 0.19,р＜ 0.01）, 而心理资本对员工创新行为的影响仍然非常显著（b= 0.58,р＜ 0.001）。此外, 使用重抽样自助法得知心理资本部分中介了教练型领导与员工创新行为之间的关系（间接效应 = 0.37, CI95% = 0.28, 0.48, 抽样数 =2000）, H4得到支持。

图2 情绪智力在教练型领导与员工创新行为之间的调节作用

第三, 调节效应检验。首先, 如表3所示在控制员工特征变量之后, 以员工创新行为作为因变量, 加入教练型领导和情绪智力的交互项乘积, 模型5显示, 情绪智力在教练型领导与员工创新行为之间有调节作用（b= 0.13,р＜ 0.05）。根据Aiken和West（1994）的研究, 绘制调节效应关系图如图2所示, 对于高情绪智力的员工, 教练型领导对员工创新行为的影响更强, 反之低情绪智力积极作用效果较弱。由此, H5得到支持。同理检验H6, 模型9显示教练型领导和情绪智力的交互项对员工心理资本有显著正向影响（b= 0.18,р＜ 0.05）, 结合图3情绪智力在教练型领导和员工心理资本之间的调节效应图, H6得到支持。

第四, 被调节的中介效应检验。本次检验根据Edwards和Lambert（2007）的建议, 用Bootstrap反复抽样2000次, 检验不同条件下情绪智力的间接效应。结果如表4所示, 当心理资本为中介变量时, 高低情绪智力组间的间接效应表现出显著差异。对于低情绪智力员工来说,教练型领导通过心理资本的中介作用对员工创新行为形成的影响显著（b= 0.12,SE= 0.05）, 95%的置信区间为[0.02,0.23]; 对于高情绪智力的员工而言, 教练型领导通过心理资本对员工创新行为的间接效应更强（b= 0.21,SE= 0.04）,95%的置信区间为[0.12, 0.31]。这说明员工的情绪智力越高, 心理资本在教练型领导和员工创新行为之间的中介作用越强, 由此H7得到支持。

表4 被调节的中介效应结果

图3 情绪智力在教练型领导与心理资本之间的调节作用

5 讨论

教练型领导作为组织行为学领域一种能够改善员工心智的新兴领导风格, 其与员工创新行为的关系研究在近年来已备受社会各界关注, 但学界对其二者之间中介机制和权变条件的探讨还不充分（朱瑜, 吕阳, 王雁飞, 王丽璇, 2018）。主要表现为: 现有研究多聚焦教练型领导的主效应, 缺乏对其完整作用机理的探讨, 如教练型领导是否可通过中介机制间接影响结果变量及其边界条件（王雁飞等, 2016）。由此, 本研究试图从社会信息加工理论和资源保存理论视角出发, 构建一个被调节的中介模型, 探讨心理资本和情绪智力在教练型领导与员工创新行为之间的效应机理, 以期对后续理论研究与企业实践管理做出一定贡献。

5.1 理论意义

第一, 本研究在一定程度上丰富了学界对教练型领导和员工创新行为的认识。员工创新作为企业微观层面上的竞争基石, 备受学业两界的关注与探索, 虽已有研究以创新理论（罗瑾琏, 赵莉, 钟竞, 2016）和社会交换理论（石冠峰, 毛舒婷, 王坤, 2017）为理论支撑, 探究不同领导风格（如双元领导和幽默型领导）对员工创新行为影响, 但仍缺乏中国情境下教练型领导与员工创新行为的实证研究。本研究基于中国情境从领导特征和个体特征交互作用视角, 以社会信息加工理论和资源保存理论为基础, 完善并证实了教练型领导对员工创新行为的促进作用, 不仅丰富了社会信息加工理论和资源保存理论在领导有效性研究中的应用, 为后续相关研究提供一个新理论视角, 还拓展了教练型领导的解释机制和情景适应范围。

第二, 本研究首次证实心理资本在教练型领导与员工创新行为之间的中介作用, 教练型领导对其结果变量的间接作用机制一直是近来学者的研究热点, 但至今尚未有研究通过心理资本的中介作用探究教练型领导与员工创新行为的关系。根据社会信息加工理论, 教练型领导向员工传达“为下属的个人发展提供帮助并积极创造培训或学习的机会来提高下属的工作水平和技能”的信念（Anderson,2013）, 被员工视为一种重要的社会信息线索, 并根据此线索决定如何获取更多应对创新风险所需的心理资源, 即心理资本。当员工的心理资本被教练型领导有效开发时,会以乐观心态调动内在积极的心理资源激发自身产生创新行为。本研究从积极心理学和积极组织行为学视角出发, 既证实了“领导行为—员工心理资源—员工积极工作行为”的作用路径, 又揭开了教练型领导与员工创新行为的内在“黑箱”机制, 为其形成过程提供一个新思路和理论基础。

第三, 本研究首次发现情绪智力不仅正向调节教练型领导与员工创新行为的关系, 还能显著调节心理资本在教练型领导与员工创新行为之间的中介作用。目前以情绪智力作为调节变量的研究相对较少, 以往将情绪智力视为调节变量的研究多聚焦于高校科研绩效和教育满意度方面。例如, 王仙雅、林盛和陈立芸（2013）研究发现情绪智力及其与学术氛围的交互作用均能正向调节科研压力和科研绩效之间的关系; 叶宝娟和郑清（2017）最近发现情绪智力可强化职业认同对农村小学校长满意度的影响。然而, 情绪智力作为调节变量的研究在领导风格与员工关系这一领域相对缺乏。为弥补这一空缺领域, 本研究考察情绪智力在教练型领导和员工创新行为之间的调节效应, 不仅回应了Ashraf和Khan（2014）把情绪智力作为调节因子研究的呼吁, 同时证实情绪智力作为一种个体资源能直接正向调节教练型领导与员工创新行为之间的关系, 进一步丰富情绪智力作为调节变量的作用机制和因果链, 为教练型领导与员工创新行为之间的边界效应条件增添了新的解释。

5.2 实践意义

为适应技术不断变化和全球化竞争日趋激烈的信息化时代, 建设创新驱动型组织一直是企业实践管理的重要议题。本研究通过揭示教练型领导与心理资本和情绪智力的关系, 为企业如何提高员工创新行为提供新的实践启发。第一, 教练型领导的选拔与培训。企业不仅需要在管理层的招聘选拔环节（如人才测评）和绩效考评环节（如采用行为导向型考核中的关键事件法、行为观察法）选取具有教练型领导特征的人员, 还需根据企业自身需求定期组织与领导力开发相关的培训。例如, 教导领导者应针对员工的不同需求和职业发展进行心智模式的启发和改善, 激发员工产生创新行为, 为企业管理人员调动提供储备人才。第二, 组织鼓励领导者在日常工作中多关注心理资本高的员工。例如领导者通过观察、倾听与积极互动等方式, 识别员工工作技能现状与组织要求的差距, 基于每个员工的现况提供个性化指导和帮助, 潜移默化增加员工的积极心理能量和心理资源, 表现出更多创新行为。第三, 情绪智力是提升员工创新行为的一个重要因素, 企业可把与情绪智力相关的测试（如无领导小组讨论、情绪智力量表）作为甄选应聘人员的参考条件之一, 为后续领导者与员工匹配提供参考信息。此外, 情绪智力可通过后天培训获得,企业可根据自身发展需求及员工实际情况在培训体系中定期开展与情绪智力相关的培训（如角色扮演法和管理游戏法）, 并将其纳为员工职业生涯规划, 优化企业培训投入产出比。

5.3 不足与展望

本研究虽对学业两界理解教练型领导与员工创新行为的关系做出一定贡献, 但仍存在不足之处待于未来学者深入推进。第一, 本研究仅揭示了心理资本在教练型领导和员工创新行为之间的中介作用, 后续学者可从其他理论视角拓展相关中介机制的研究。根据相似相吸理论（Similarity Attraction Paradigm）, 领导者和员工的相似度越高, 越倾向于积极互动, 增加彼此之间的信任和安全感, 当员工感知领导者对自己的鼓励支持和引导时, 会激发自身提高工作绩效以回馈领导者。未来学者可对上述观点进行实证检验。第二, 本研究对情绪智力调节作用的适应范围挖掘不够充分, 仅揭示了情绪智力在教练型领导（积极领导力）和员工创新行为之间的权变作用, 但领导力视角还包括双元领导和责任型领导等积极领导力或威严型领导和破坏型领导等消极领导力, 由此未来研究可进一步挖掘以上领导风格与情绪智力的交互作用对员工创新行为的影响。此外,员工情绪智力高低的发挥是否与其领导者情绪智力高低有关？由此, 建议未来研究可根据领导-下属情绪智力的匹配程度, 对比分析二者交互作用对不同层面（个体、团队和组织）员工创新行为的影响。第三, 变量测量方面。本研究问卷采取员工自评法, 结果可能会因社会赞许效应造成同源偏差, 彭坚和王霄（2016）研究发现, 在评定工作角色方面上下级未必能达成共识, 评价过程出现的差异可能会影响员工的工作行为。因此, 未来可采用领导者和员工配对调查法收集数据, 提高结果准确性。此外, 本研究问卷数据收集采用横截面设计, 不能充分厘清变量间的因果关系。未来研究在控制调查时间的基础上, 可直接采用跨度性的追踪数据或案例研究进一步拓展本研究的深度与广度, 增加研究结果说服力。