包容型领导能增强员工工作重塑行为吗——职业承诺和使命感视角

戴 勇， 刘颖洁

(湖北工业大学经济与管理学院， 湖北 武汉 430068)

新时代员工群体具有更加独特的个性和价值观。他们心理易波动，情绪变化大，抗压能力差，因此职业倦怠、高离职率等问题频频出现。另一方面，随着知识水平的提高，这类员工看待工作的态度和过去有很大不同，很多人已不再仅为了生计而工作，而是希望兼顾工作和个人兴趣，充分利用自身拥有的技能和优势，在工作中实现自我价值。他们中有些人会对工作进行自发调整，更主动地去设计工作甚至改变工作，即所谓“工作重塑”。这就自然引出另一个问题：领导者对员工的工作重塑行为应该持一种什么样的态度——包容还是限制？而倾向于包容的领导对员工的重塑行为又有怎样的影响？对包容型领导的研究最初出现于西方教育学领域，现已逐渐扩展到组织管理领域。国外有学者发现，包容型领导可以改善领导与下属之间的社会交换关系[1]，提高员工心理安全感，促使员工产生积极的心理态度和行为，团队绩效也会随之提高[2]。国内学者研究发现，包容型领导对员工主动行为、员工敬业度以及团队凝聚力等都有显著影响。

本研究基于自我决定理论和社会交换理论，探讨包容型领导和工作重塑之间的关系，并引入职业承诺和职业使命感两个变量深入分析其影响机理。一方面，拓宽现有研究中工作重塑前因变量的研究思路；另一方面，领导的包容行为是否能够更好地激发员工工作主动性、如何引导并激发员工的工作重塑行为。这些问题的解决对企业来说具有重要意义和实践价值。

1 理论基础和研究假设

1.1 包容型领导与工作重塑

Carmeli[3]等研究指出，包容型领导是在和下属互动中具有开放性、易接近性及可用性的一种关系型领导。朱瑜等[4]结合中国传统文化将包容型领导定义为“包容下属的个性化特征，关注下属的差异化需求，同时强调公平参与、机会均等及合理共享的一种开放、兼容并包、更具人本关怀的领导模式”。本研究正是采用了这个定义。

工作重塑的特点在于员工是自发、主动地对工作做出改变，这个过程没有组织或领导的参与。Wrzesniewski等[5]从员工个人角度将工作重塑定义为员工通过调整对工作的认知和在工作中采取的行为，使自己的兴趣偏好与工作本身保持一致。本研究将工作重塑定义为员工通过引进新方法、改善工作细节等方式来改进工作，从而让工作任务变得更符合自己的兴趣及能力。

针对组织如何对员工工作重塑行为产生影响的问题，Berg等[6]提出领导可以建立一种激发工作重塑的环境氛围，在最初进行工作设计时就给员工留一定的发挥空间，允许员工根据自身需要对工作进行适当调整。一般来说，包容型领导注重营造宽松的团队氛围，容易和员工建立起相互信任的关系，让员工拥有较高的心理安全感，同时，为了回报领导在工作上的支持和帮助，员工更可能对工作投入更多时间和精力。因此，本研究提出

假设H1：包容型领导对工作重塑行为有显著的正向影响。

1.2 职业承诺的中介作用

国外职业承诺的研究始于20世纪80年代，主要分为态度论和动机论。我国学者龙立荣等[7]整合归纳了不同观点，提出职业承诺是“员工由于对职业的认同和情感依赖、对职业的投入和对社会规范的内化而导致的不愿变更职业的程度”,本研究采用了这一定义。

包容型领导往往能够满足员工的心理需要，在外部因素的作用下，内部动机不断增强，激励着员工采取更高的工作投入以实现目标。这种情况下，即使组织没有进行量身定做的工作设计，员工也不会轻易变更职业，而会自发地进行工作重塑行为，从而获得更多成就感和自豪感。基于以上论述，本研究将职业承诺作为包容型领导与工作重塑的桥梁，提出

假设H2：职业承诺在包容型领导与工作重塑的关系中起中介作用。

1.3 职业使命感的调节作用

国内学术界的相关研究大多将使命感看作是一种工作价值导向，是个体对从事某种特定职业以实现自我价值的强烈动力和渴望[8]。本研究将职业使命感定义为个体感知到自身领域重要性，产生对某种职业生命意义的感知和强烈追求，基于员工个体主动性，为了回应内心的使命感，员工可能会采取工作重塑行为。自我决定理论认为，内部动机的提升关键在于个体自主、胜任、关系三种心理需要的满足。基于这一理论，具有较低使命感的员工由于自主需要得不到满足，可能会更少地采取工作再设计行为。在这种情况下，若此时外部环境能够满足自身的胜任需要和关系需要，个体的内部动机则会增强。组织中包容型领导能很好地激发工作重塑的氛围，鼓励员工发挥自身才能，与员工建立起融洽的关系。受外部环境影响，低职业使命感的员工内部动机增强，更有可能采取工作重塑行为；当员工具有较高使命感时，包容型领导仍对工作重塑行为具有正向影响，但由于员工自身已具备足够的热爱和追求，不需过多外部激励就会充满热情地投入工作，此时外部环境因素起到的是锦上添花的作用，与较低职业使命感时相比起到的作用更弱。因而，职业使命感作为一种内在动机驱动，负向调节了包容型领导与工作重塑间的关系。因此，本研究提出

假设H3：职业使命感在包容型领导和工作重塑的关系中起负向调节作用。

根据以上假设，本研究提出了如图1所示的理论模型。

图 1 理论模型

2 研究设计

2.1 研究样本

本研究利用问卷星设计问卷，通过网络媒体进行问卷发放。为保证调研的准确性，在调研正式开始前发放了50份预调查问卷，根据被试者的反馈进行问卷的调整和修订，最终确定了32个题项。被试样本分别来自湖北、河南、广东、安徽等多个地区的企业员工。最终共发放问卷320份，回收有效问卷267份，问卷的有效率达到83.4%。样本分布情况：性别结构方面，男性占48.7%，女性占51.3%；受教育程度方面，专科及以下占18.4%，大学本科占61%，硕士及以上占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

为保证研究测量工具的信效度，本次问卷均选取国内外较为权威的量表。其中，包容型领导、职业承诺、职业使命感等3个维度的量表均采用Liket-7计分法。工作重塑这一维度量表采用Liket-5计分法。

包容型领导这一变量的测量主要参考Carmeli[3]编制的量表，包括开放性、有效性及可接近性等3个维度，共9个题项，如“我的领导乐于倾听新观点”“领导鼓励我就新任务与他沟通”等。职业承诺变量的测量采用的是Blau[9]编制的单维度结构量表，共7个题项，如“我非常愿意在现在这个职业领域发展自己”“我对当初选择这个职业感到很庆幸”等。职业使命感这一变量的测量选取由Dobrow和Tosti-Kharas[10]开发、裴宇晶和赵曙明[11]翻译修订的职业呼唤量表，共12个题项，如“从事现在的职业会让我有巨大的满足感”“投身目前的职业会让我的生命更有意义”等。工作重塑量表主要参考Leana C[12]等开发的量表，共4个题项，如“我会引进新方法来改进工作”“我会对一些没有效率的工作细节进行调整改善”等。

3 数据分析与假设检验

3.1 描述性统计分析与信度分析

采用SPSS软件对量表进行描述性统计分析和信度分析，主要以Cronbach' alpha系数作为信度指标。

由表1可知，包容型领导与工作重塑呈显著正相关(R=0.643，p<0.01)，包容型领导对职业承诺有显著的正向影响(R=0.495，p<0.01)，职业承诺与工作重塑呈显著正相关(R=0.515，p<0.01)。包容型领导量表、职业承诺量表、职业使命感量表、工作重塑量表的Cronbach' alpha系数分别为0.957、0.941、0.960、0.902，均高于可接受水平0.7，因此问卷量表均具有较好的信度。

表1 描述性统计分析

3.2 效度分析

本研究采用Amos软件对量表进行验证性因子分析。由表2可知，四因子模型的拟合优度优于其他因子模型(X2=668.304，X2/df=1.459，CFI=0.962，TLI=0.959，RMSEA=0.051)，说明各变量间区分效度较好。

表2 验证性因子分析结果

3.3 共同方法偏差检验

采用Harman单因素法对包容型领导、职业承诺、职业使命感、工作重塑等4个变量的题项进行因子分析，得到未经旋转的第一个因子方差解释为37.426%，小于40%，表明变量间无显著共同方法偏差问题。

3.4 假设检验

3.4.1主效应检验主效应检验如表3所示。由模型1可知，将人口统计学变量性别、年龄、受教育程度作为控制变量，包容型领导对工作重塑的影响显著(β=0.747，F=55.939，p<0.01)，假设H1得到支持；由模型2可知，包容型领导对职业承诺的影响显著(β=0.857，F=117.769，p<0.01)；由模型3可知，职业承诺对工作重塑的影响显著(β=0.721，F=48.378，p<0.01)。

表3 主效应、中介效应和调节效应的检验

3.4.2中介效应检验Baron等[13]认为中介效应存在应该满足以下几个条件:1)自变量对因变量存在显著影响；2)自变量对中介变量存在显著影响；3)中介变量对因变量存在显著影响；4)将自变量与中介变量同时代入回归方程解释因变量，中介变量的效应显著而自变量的效应消失(完全中介效应)或者减弱(部分中介效应)。由主效应检验结果可知，本研究中介效应存在的前3个条件成立。将包容型领导与职业承诺2个变量同时代入回归方程，由模型4可知，中介变量职业承诺效应显著(β=0.310，p<0.01)，而自变量包容型领导效应减弱(β值从0.747下降为0.482，p<0.01)。因此可知，职业承诺在包容型领导和工作重塑之间起到部分中介作用，假设H2成立。

3.4.3调节效应检验为检验职业使命感在包容型领导对工作重塑之间的调节作用，运用SPSS分层回归的方法，将工作重塑作为结果变量，分层进入控制变量、自变量和调节变量和交互变量,其中交互变量为标准化的自变量和标准化的调节变量的乘积。由模型5可知：包容型领导对工作重塑(β=0.790，p<0.01)具有显著的正向影响，职业使命感对工作重塑(β=1.018，p<0.01)有显著的正向影响；包容型领导和职业使命感的交互项对工作重塑(β=-0.976，p<0.01)具有显著的负向影响。图2显示，对较低职业使命感的员工，包容型领导对工作重塑具有显著的正向作用(β=1.766，p<0.01),对较高职业使命感的员工，包容型领导对工作重塑具有不太显著的负向作用(β=-0.186,p值不显著)。这表明职业使命感在包容型领导和工作重塑的关系中起负向调节作用。假设H3成立。

图 2 职业使命感调节效应

4 研究结论及建议

4.1 研究结论

1)包容型领导对员工工作重塑行为具有显著的正向影响。领导包容程度越高，员工更愿意采取工作重塑行为。

2)职业承诺在包容型领导与工作重塑的关系中起部分中介作用，包容型领导能够增强员工对职业的认可度，进而加大工作投入，采取工作重塑行为。

3)职业使命感负向调节包容型领导与工作重塑间的关系。相对于高职业使命感的员工，低职业使命感的员工受包容型领导影响而采取工作再设计行为的程度更为显著。

4.2 建议

首先，领导可以建立一种激发工作重塑的氛围，在给员工设计工作时留下一定的空间，包容员工的主动性行为，让员工有机会和条件进行工作重塑。同时领导应关注员工需求，为员工的成长与发展提供更多资源和平台上的帮助、情感上的鼓励与支持，让员工具有更高的心理安全度，从而敢于试错，更加乐于采取工作重塑行为。

其次，领导应更加关注员工心理健康，及时沟通。当出现人境不适配问题时，鼓励员工进行工作再设计行为，创新工作方式，丰富工作内容，让员工在工作中充分发挥自己的技能与优势，从而提高员工工作积极性。

再次，领导还可根据员工不同的工作类型采取有针对性的引导。若员工具有较大的腾挪工作空间时，领导可适当放权，引导员工进行任务重塑；若员工所从事的是较为机械程序化的工作，领导可以通过安排一些新的工作内容(如开展技能培训、跨部门沟通配合等)提高员工的工作热情，引导员工进行认知重塑。同时，企业还可充分利用节假日，开展团建活动，促进团队之间的沟通交流，推动企业内部形成和谐融洽的人际关系，进而实现关系重塑。

最后，企业在招募甄选人才时，可通过问卷、访问等方式对员工进行职业使命感的测量。对于较低使命感的员工，可给予更多的帮助和支持，努力从外部环境上提升其内在动机，让员工对职业产生更高认同度和忠诚度，从而自发地争取工作再设计行为；对于职业使命感较高的员工，领导应更加关注其内心的需求，在满足了基本的需要之后，这类员工更加注重自我实现需要。企业可采用物质激励与精神鼓励相结合的方式，引导高职业使命感员工更好地进行工作重塑。

4.3 不足与展望

1)采用横截面数据研究，实证结果的准确性有待考察。关于包容型领导、职业承诺、工作重塑的关系今后可采用纵向数据研究进行更深层次的探讨。

2)包容型领导量表、职业承诺量表、工作重塑量表均是基于西方文化背景下开发，虽有效性得到验证，但可能和中国本土文化环境存在一定的偏差。未来可开展跨文化研究，开发出适合中国情境的量表。

3)现有研究多强调包容型领导的正向影响，但包容型领导可能也存在一定的负面影响，如超过一个阈值，则可能导致员工的越轨、违规行为，甚至让员工认为领导不够权威而不听从上级指示。有关包容型领导的消极影响，以及包容度正向影响的临界点未来仍需进一步探讨。