公仆型领导与员工创新绩效：一个有调节的中介模型

罗文卿，单益娇

(1.山东财经大学 工商管理学院，山东 济南 250014；2.齐鲁工业大学 财务处，山东 济南 250300)

一、引 言

2018年，习近平总书记在中国科学院第十九次院士大会、中国工程院院士第十四次院士大会上指出，创新驱动实质是人才驱动[1]。党的十九届五中全会也明确提出“坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位，深入实施科教兴国战略、人才强国战略、创新驱动发展战略，激发人才创新活力，完善科技创新体制机制”[2]。作为企业创新的基础动力，员工的创新能力与绩效日益受到社会各界的重视，以激发员工创新为导向的研究大量涌现，其中一个重要视角即是从员工创新的影响因素和情境因素出发，找出能够影响或激发员工创新的关键因素。

影响员工创新绩效的因素很多，根据孙明贵[3]的研究，领导风格被认为是其中一个关键因素。近年来，国内外出现了大量关于领导者行为风格对员工创新绩效影响的研究，余传鹏等[4]认为，在Burns提出交易型领导与变革型领导概念后，这一学术风向尤其明显。目前多数文献都将研究重点放在交易型、变革型、道德型等领导风格对员工创新绩效的影响上[5-7]，相比之下，对公仆型领导的研究数量远少于上述几种领导风格。

“公仆型领导”概念提出得较早，但针对该类领导的研究却主要集中在近十年内。Chen等[8]认为公仆型领导能够提升员工的幸福感；Rivkin和Schmidt[9]认为公仆型领导对员工的心理健康具有促进作用；孙健敏和王碧英[10]认为其能够促使员工绩效得以提升。尽管已有研究在公仆型领导对员工积极心理及创新行为的作用等方面进行了有益探索，但目前尚缺乏这一作用机制发生的具体路径研究。公仆型领导行为通过哪些因素间接作用于员工，致使其产生创新性行为，并最终产生创新绩效？这一问题尚未得到较好解答。因此，本文在前人基础上试图探究公仆型领导影响员工创新绩效的中介与调节变量。

二、文献综述、理论基础与研究假设

(一)文献综述

近年来，随着国家对于管理者服务意识的大力倡导，公仆型领导行为不仅出现于政府部门与事业单位，在企业中也越来越常见。Robert等[11]认为公仆型领导在关注组织目标的同时，更加关注下属的成功；Mitchell等[12]认为公仆型领导关注下属的道德发展，致力于激发其服务动机，促进共同利益；Emily等[13]认为公仆型领导是基于内在认知和行为表现的一种领导行为，它为改变工作场所的人际关系提供了可能性；Ehrhart[14]认为公仆型领导是一种以下属为中心的领导方式，这种方式以下属的利益为优先，并关注下属的成长发展；Gary[15]认为相对于支配下属，公仆型领导更注重对下属的授权与赋能，并具备积极鼓励下属参与决策的特征[16]等。以上观点在表述上各不相同，但公仆型领导强调以员工为中心，关注下属成长与发展等已成为共识。不同于传统的上司对下属的支配领导关系，公仆型领导与下属之间存在一种更为积极的关系。

孙明贵[3]认为，心理授权用于衡量下属在获得授权后的心理体验。如果将公仆型领导行为看作是领导对下属提供的交换物，那么，该类领导行为带来的最直接的后果就是使员工感受到更多来自领导的尊重、支持与授权。已有研究表明，当下属感受到获得尊重和支持时，他们将会更积极地承担工作责任，达成工作目标[17-18]，并在工作中表现出更高的自主性和创新性[18-19]。

员工创新绩效是员工创新行为的产物。根据高乔子和黄滨[20]的研究，个体行为是环境和认知的函数，公仆型领导通过影响个体心理授权水平来触达被解释变量(创新绩效)，这一机制体现出的是员工自身认知的影响；与此同时，员工创新绩效结果产出还受到环境因素的影响。作为影响个体创新行为和绩效的重要情境力量，团队绩效控制主要在个体自我成就目标与团队组织目标的一致性上发挥协调作用，即通过向个体传递组织期望来对个体的绩效产出起到一定的影响作用[21]。

(二)理论基础

本文针对公仆型领导与员工创新绩效的关系，以及前者对后者作用路径的分析皆以社会交换理论为基础。该理论是研究人际关系的重要视角，认为人际间的互动行为是一种过程，在这个过程中各方参与者与对方开展相关活动的同时交换有价值的资源。以霍曼斯为代表的广义交换理论认为人的一切社会行为都是交换行为；以布劳为代表的狭义交换理论则认为社会交换是当别人作出报答性反应就发生，当别人不再作出报答性反应就停止的行动[22]。

另外，社会交换理论认为，人在社会交换活动中形成特定的交换关系，这种交换关系是连续的，并且是对交换双方都有利的[23-24]。与经济交换相比，社会交换关系的双方具有更高的互信程度，更长期的互动关系，以及更强烈的感情互动[25]。当下属感受到来自领导者的支持，并对领导的行为感到满意时，他们会试图对领导者的支持予以正向的回报。如果将公仆型领导对下属的关注、支持、尊重与授权看作是交换的一方，作为回报，下属将为公仆型领导的目标达成做出积极的回应，这一结论得到已有研究的验证，如Liden等[26]认为公仆型领导使员工表现出更多的组织公民行为，Van Dierendonck等[27]认为其能增强员工的情感承诺、工作满意度等，在公仆型领导的诸多后效变量中，心理授权的作用尤其明显。根据Spreitzer[28]的定义，心理授权被认为是积极的、内在的引发创新的工作动机，它包含四个维度，分别是工作意义、自我效能、自主性和工作影响，并且指出获得心理授权的员工由于很少受到技术规则的限制，对自己的工作能力感到更自信，因而表现出更多的创新行为。公仆型领导作为组织领导，其关注下属成长目标的前提是关注组织、部门及个人绩效的实现，而下属由于感受到领导的格外关注，从而在内心产生明确的权力感，较高自主性和较宽松的决策环境，并进而表现为其个体工作绩效的提升。

上文提到，员工在感知到公仆型领导的情感互动后，借助心理授权的建构产出更高的创新绩效结果，这一过程还会受到以绩效控制为代表的环境因素的影响。低绩效控制水平表明个体在工作中拥有更为宽松的空间和更少的限制；高绩效控制水平则代表个体面临更清晰的任务目标和更明确的绩效准则。在这两种截然不同的环境中，公仆型领导所赋予下属员工的心理授权效应的强度也会发生变化，进而导致个体在创新绩效产出上的差异。

(三)研究假设

1.公仆型领导与员工创新绩效

根据对公仆型领导的定义，超越个人利益和服务下属是其核心特征[29]，这一观点得到众多研究的支撑。Luthans[30]指出公仆型领导在组织内创造机遇、帮助员工成长等方面的特征；Reinke和Daniel[31]强调了公仆型领导对员工个人成长、组织生存和社区责任的承诺；Chiniara和Bentein[32]强调公仆型领导的责任在于增加下属的自主权和责任感，鼓励他们自我思考。在此基础上，学者们进一步关注公仆型领导对员工创造力的影响[33-34]，林钰莹等[35]选取工作动机和领导—成员间的交换作为调节和中介变量，验证了中国背景下公仆型领导对下属创新绩效的正向影响。卢俊婷等[36]以社会信息处理理论和情绪一致性记忆效应为基础，验证了团队积极情绪氛围与员工亲社会角色期望对公仆型领导与员工创新行为关系的调节与中介作用。郭晟豪和胡倩倩[37]通过研究证实了公仆型领导对员工的服务创新水平有显著的正向影响，而且通过工作繁荣影响员工创新绩效。

基于以上结论，本文认为，提高自身的创新水平是员工自我成长的一个极为重要的方面，公仆型领导关心并愿意帮助员工实现自我成长，善于调动员工的工作热情，激发员工的工作潜能，会帮助员工设定发展目标、创造发展机会，从而更好地调动员工的积极性和创造力，由此本文提出假设：

H1：公仆型领导与员工创新绩效显著正相关。

2.心理授权对公仆型领导和员工创新绩效的中介作用

员工创新绩效的实现既需要外在力量的推动，又需要自身内在动机的牵引。在多种影响员工创新绩效的因素中，一个很重要的变量是员工的心理授权感。Block[38]认为，心理授权可以充分激发出员工的创新热情，使员工在工作中乐于承担责任，主动、大胆、富有创造性。Thomas和Velthouse[39]也认为，心理授权和个体弹性有关，能够促进创新行为。基于以上研究，本文认为心理授权感高的员工具有更高的内在工作动机，而内在工作动机是个体创新的重要驱动因素。公仆型领导普遍关心员工，积极对员工进行授权，鼓励员工进行自我决策，这些都会提高员工的心理授权水平，由此提出假设：

H2：心理授权在公仆型领导和员工创新绩效之间起中介作用。

3.团队绩效控制在公仆型领导与心理授权间的调节作用

绩效控制是组织应对不确定情境时采取的主动策略，目的是使外部环境对组织目标的干扰最小化，同时通过向员工传递组织期望，引导员工聚焦组织目标[21]。低绩效控制意味着团队和组织为员工提供较为宽松的自我空间，在这种情境下，公仆型领导行为程度的增加，会使员工对授权的心理感知更为强烈；而高绩效控制则意味着更为明晰的任务和更加明确的奖惩规则，在这种情境下，公仆型领导行为较弱时，员工会感知到更为强烈的控制，因而削弱其心理授权的感知度。虽然理论分析表明，在低绩效控制与高绩效控制的环境下，公仆型领导对员工心理授权均会产生正向影响[21]，但是在两种不同情境下，公仆型领导对个体感知的心理授权强度的影响存在差异，即高绩效控制水平将会更大程度地削弱低水平公仆型领导条件下个体的心理授权感知水平。基于以上分析提出假设：

H3：团队绩效控制在公仆型领导与员工心理授权之间起调节作用。

综合以上论述与假设，本文认为，公仆型领导作为一种乐于为员工创新提供支持、服务的领导类别，往往能够在团队中创建出一种良好的氛围，当员工充分感知到领导对创新的鼓励，从心底感觉到自身在创新中的自主权的时候，员工的创新绩效就更容易产生。同时，团队绩效控制是引导员工进行创新的重要调控手段和情境力量。因此，本文设计了一个尚需验证的有调节的中介模型，如图1所示。

图1 理论模型

三、数据收集、变量测量与研究设计

(一)数据收集

本文的数据收集工作在2021年7月至9月进行。笔者在山东省济南、青岛、烟台、潍坊、临沂等地市选取了不同类别多个企业的员工作为调查对象，通过“问卷星”平台、电子邮件和社交软件向受访者发放电子版问卷，结合现场发放纸质问卷形式，共计发放问卷450份，为确保数据质量，将填写问卷时间特别短、选项带有明显规律性或漏答过多的问卷予以剔除，最终回收有效问卷378份，有效回收率为84%。对样本数据作描述性统计分析，所得结果见表1：

表1 样本数据统计描述

(二)变量测量

在相关变量的定义及测量上，本文参考国内外较为权威且已通过情境验证的测量量表作为研究工具，各变量的数据收集皆采用5点Likert量表，要求员工以自我评价方式填写问卷。

1.被解释变量

本文的被解释变量为员工创新绩效，以Y表示，该变量的测量采用Janssen[40]等开发的9条目量表，用以衡量员工个体创新绩效的高低，典型题项如“为工作中的难题找到原创性的解决方案”。经检验，该量表的信度系数为α=0.88。

2.解释变量

本文的解释变量为公仆型领导，以X表示，该变量的测量参考Ehrhart[14]的公仆型领导量表。该量表由14道题项构成。考虑到本文主要探讨公仆型领导对员工的服务、支持对员工创新绩效的影响，不涉及社区责任部分，故本文在使用该量表时，删除了与社区责任相关的3道题项，变为11道题项，典型题项如“我的主管让我感受到一起工作而不是为他工作”。经检验，该量表的信度系数为α=0.89。

3.中介变量

本文的中介变量为心理授权，以Me表示，该变量的测量采用Spreitzer[28]的心理授权量表。该量表由12个题项构成，用以衡量员工心理授权的主观感知程度，典型题项如“我可以自己决定如何开展工作”。经检验，该量表四个维度工作意义、自我效能、自主性和工作影响的信度系数分别为α1=0.91，α2=0.89，α3=0.89，α4=0.90；量表的总信度系数为α=0.86。

4.调节变量

本文的调节变量为团队绩效控制，以Mo表示，该变量的测量采用Oldham和Hackman[41]发展团队工作正规化量表，用以反映个体在团队工作过程中对团队规则及规范干预个体自主工作行为的主观感知程度，共计5个题项，典型题目如“组织内有大量文字性的规则和规定”。经检验，该量表的信度系数为α=0.90。

5.控制变量

以往研究表明，员工样本的一些人口统计学变量可能会对其创新绩效有一定的影响，因此，本文将个体特征中的性别、年龄、受教育程度作为控制变量，以C表示，其中性别为虚拟变量：1=男性，0=女性。年龄是分类变量：1=24岁以下，2=24～29岁，3=30～34岁，4=35～40岁，5=40岁以上。教育水平是分类变量：1=大专及以下，2=本科，3=研究生及以上。

以上变量名称及定义如表2所示。

表2 变量名称及定义

(三)研究设计

本文使用统计软件AMOS22.0对于问卷收集的数据进行验证性因子分析，借此验证各变量的区分效度与收敛效度；使用SPSS22.0软件检验问卷调研的同源方法偏差问题及各变量间的相关性系数；随后对于上述各变量进行线性回归方程分析，从而对于文中三个假设(H1、H2、H3)对应的主效应、中介作用、有调节的中介作用分别加以验证，从而实现对于本文理论模型的验证，探索公仆型领导对于员工创新绩效的具体作用路径。

四、实证分析

(一)验证性因子分析

由于本文所采用的问卷中所有测量题目均由员工填写，可能存在共同方法偏差，因此运用SPSS22.0软件，采用目前较常用的Harman单因子检验方法进行检验。在未经旋转下，第一主成分方差解释力为21.05%，远低于50%的判断标准，说明本文研究数据不存在严重的共同方法偏差。

为了检验模型中公仆型领导、心理授权、绩效控制和创新绩效四个变量之间的效度，本文使用AMOS22.0统计软件对关键变量进行验证性因子分析，在四因子模型、三因子模型与单因子模型之间进行对比。检验结果显示(如表3)，一因子模型的拟合效果很差，卡方值(χ2)为2 052.12，自由度值(df)为127，比较拟合指数CFI为0.88、TLI为0.86，近似误差均方根(RMSEA)为0.20；而四因子模型(公仆型领导、心理授权、绩效控制、创新绩效)的拟合效果最好，卡方值(χ2)为632.4，自由度值(df)为121，比较拟合指数CFI为0.96、TLI为0.96，近似误差均方根(RMSEA)为0.094，这表明本文中的四个构念具有较好的区分效度。此外，分析结果显示，四因子模型中所有题项的因子载荷系数都是显著的，且都大于0.5，因此测量具有良好的收敛效度。

表3 验证性因子分析结果

(二)描述性统计及相关分析

使用SPSS22.0统计软件对解释变量、调节变量、中介变量及被解释变量进行相关分析，数据经统计处理后，各变量间的相关系数及Mean(均值)、SD(标准差)如表4所示。

表4 研究变量的均值、标准差和相关系数矩阵

数据说明，公仆型领导与员工创新绩效相关系数r=0.48，显著性值p<0.01、心理授权相关系数r=0.58，显著性值p<0.01，均显著正向关。心理授权与员工创新绩效也存在显著正相关关系，相关系数r=0.51，显著性值p<0.01，因此假设H1得到了验证，且以上各变量间的相关性也与理论预期一致，这为后文继续验证中介效应及有调节的中介理论模型提供了初步支持。

(三)中介效应检验

为检验心理授权在公仆型领导影响员工创新绩效之间的中介作用，本文使用温忠麟和叶宝娟[42]提出的中介效应的检验法，在已经验证了公仆型领导对员工创新绩效存在显著的促进作用的基础上，此处进一步验证公仆型领导对心理授权影响的显著性和心理授权对员工创新绩效影响的显著性，进而建立以公仆型领导和心理授权为自变量，以员工创新绩效为因变量的回归方程，判断其中公仆型领导的系数是否仍然显著。

由于公仆型领导对员工创新绩效的正向作用在前文已经得到验证，因此，本文跳过中介效应三步检验法的第一步，直接验证第二和第三步。检验结果如表5所示：

表5 心理授权的中介效应检验

回归结果显示，公仆型领导对心理授权存在显著的正向影响，系数为0.342(p<0. 001)，心理授权对员工创新绩效存在显著影响，系数为0.298(p<0. 001)；当心理授权与公仆型领导同时进入以员工创新绩效为因变量的回归方程时，公仆型领导对员工创新绩效的影响仍然显著，但此时，该影响的系数下降为0.086(p<0.001)，这说明心理授权在公仆型领导影响员工创新绩效的过程中起到部分中介作用。同时，模型M5的ΔR2为0.314，显著高于ΔR2M2的0.187，说明同时包含公仆型领导和心理授权的回归方程具有更高的解释效力，这也证实了心理授权的中介作用的存在，故而假设H2得到了验证。

(四)有调节的中介效应检验

根据Muller等[43]的观点，检验有调节的中介模型需要对以下三个回归方程的参数进行检验：

Y=β10+β11X+β12MO+β13X×MO+ε1

(1)

Me=β20+β21X+β22MO+β23X×MO+ ε2

(2)

Y=β30+β31X+β32MO+β33X×MO+β34Me+β35Me×MO+ ε3

(3)

如上文所述，公式中X代表公仆型领导，MO代表团队绩效控制，Me代表心理授权，Y代表员工的创新绩效。如果模型满足以下两个条件，则说明有调节的中介效应存在：(1)方程1中，β11显著，且β13不显著；(2)方程2和方程3中，β23或β35显著，或两者均显著。

使用SPSS22.0统计软件对各个变量进行上文所列三个线性回归方程的计算，结果如表6所示：

表6 公仆型领导对员工创新绩效的有调节的中介效应检验

根据计算结果，在方程(1)中，公仆型领导对员工创新绩效存在显著正向影响(β=0.48，p<0.01)，而公仆型领导与绩效控制交互项对创新绩效影响不显著。在方程(2)和方程(3)中，公仆型领导与绩效控制的交互项对心理授权存在显著正向影响(β=0.24，p<0.05)；同时，心理授权对创新绩效的主效应显著(β=0.17，p<0.01)。回归结果表明，公仆型领导、绩效控制、心理授权和员工创新绩效这四个变量构成了一个有调节的中介效应模型，而且绩效控制作为调节变量，在公仆型领导与心理授权之间起着调节作用，假设H3得到验证。

为了更清楚地解释绩效控制在公仆型领导与心理授权之间的调节效应，本文按照绩效控制的均值加减一个标准差，将绩效控制水平分为高、低两个组别，考察在不同绩效控制水平调节下，公仆型领导对心理授权的影响效应，该调节效应如图2所示。

图2 绩效控制水平对心理授权的调节作用

结果表明，当绩效控制水平高时，公仆型领导对心理授权的正向影响作用不显著(斜率b=0.43，截距t=4.79，p>0.05)；当绩效控制水平低时，公仆型领导对心理授权的正向影响作用显著(斜率b=0.15，截距t=1.96，p<0.05)，这与前文关于团队绩效控制调节公仆型领导对员工心理授权作用的论述相吻合，说明低水平绩效控制更有利于公仆型领导对于员工心理授权感知的作用，因此假设H3进一步得到了验证。

五、结论与启示

(一)研究结论

本文通过问卷调查和数据分析，对公仆型领导和员工创新绩效之间的关系进行了分析和验证，并引入了心理授权和团队绩效控制作为中介变量和调节变量，在此基础上构建了一个有调节的中介模型。分析证明，公仆型领导对员工创新绩效存在显著正向影响，这不仅与以往国际上的研究结论一致[33-34]，也与之前学者在中国情境下的研究相一致[35-36]。

随后本文进一步证实了心理授权在公仆型领导与员工创新绩效之间的中介机制。公仆型领导程度越高，员工的心理授权感知越强烈，其创新绩效越容易被激发。此外，公仆型领导对员工心理授权的影响还受到团队绩效控制的调节作用。

(二)管理启示

从管理实践的角度，上述结论对领导行为有如下启示：

1.鼓励公仆型领导行为

公仆型领导通过心理授权对员工的创新绩效起到促进作用，这意味着提高实践中领导的公仆型领导行为，将有助于员工创新。这一结论为在实践中鼓励管理者实施公仆型领导行为提供了依据。同时，由于本文的样本包含了多个类型的企业，因此，结论进一步提高了公仆型领导行为能够促进个体创新绩效这一结论在不同行业内的普适性，为公仆型领导行为的推广提供了有力支持。

2.心理授权往往通过领导—下属交换产生

本文通过实证分析验证了心理授权在公仆型领导与员工创新绩效之间的中介作用。作为一种非经济型契约心理，心理授权对于员工承诺、工作投入、工作繁荣、工作满意度等多种后效变量都有重要的积极影响。一般来讲，心理授权感知不会轻易产生，其往往是领导—下属交换行为的结果。公仆型领导、包容型领导、服务型领导等重视服务员工，乐于为员工提供资源支持，倾向于与员工建立亲密关系的领导风格有助于促使员工产生工作的自主性感知，作为交换，他们即倾向于在参与决策、绩效创新等领域提供更大产出，这对企业发展是十分有利的。

3.重视团队绩效控制的作用

团队绩效控制会影响公仆型领导提高员工心理授权的水平，从而进一步影响员工创新绩效。对有调节的中介效应模型的验证表明，团队绩效控制作为情境变量，在公仆型领导通过心理授权的中介作用影响个体创新绩效这一过程中起到调节作用。当公仆型领导的强度较低时，低绩效控制环境更有利于员工获得相对高水平的心理授权，从而激发创新绩效的产生；当公仆型领导强度较大时，配合较低的绩效控制水平会带来更高的个体心理授权，进而产生更高的创新绩效。