韧性领导力对员工行为的双刃剑效应研究

王 涛 占小军 徐小凤

(1.江西科技师范大学经济管理与法学院; 2.江西财经大学工商管理学院)

1 研究背景

当下,VUCA时代的巨大不确定性给组织领导者带来严峻挑战,因此,组织中领导者的坚持不懈、迎难而上成为组织持续发展的重要因素。韧性是不确定时代的关键领导力,伴随着韧性在社会和管理实践中作用的凸显,韧性领导力已引起学界和企业界的广泛关注[1]。所谓韧性领导力是指领导者拥有良好心态,能快速适应并采取有效策略克服逆境,助力组织从震荡中恢复并实现成长的过程[2, 3]。有研究表明,韧性领导力对员工工作绩效[3]、工作投入[4]、组织绩效[3]及企业对外直接投资[5]具有积极影响。

由于韧性领导力概念相对较新,现有相关研究相对少见,存在以下不足亟待填补:①有关韧性领导力作用机制的研究比较匮乏[6],并不能有效系统反映韧性领导力的影响效果。已有学者呼吁建立更多关于韧性领导力作用机制的概念模型,以检验韧性领导力的有效性[6]。②尽管面对逆境,韧性领导力发挥着积极作用,但在某些情境下,也是要付出代价的,很可能潜藏着“阴暗面”[7]。但现有研究大都聚焦韧性领导力的积极面,对其“阴暗面”缺乏探究。换言之:一方面,韧性使个体能够在面对逆境时维持常态;另一方面,高韧性个体通常过度自信,秉持着“坚持就是胜利”的信念,很大概率会耗费时间和资源,带来承诺升级、成本增加等负面影响[8]。这使得在关注韧性领导力积极面的同时,也不应忽视其阴暗面[7]。

领导与员工共同办公、朝夕相处,是员工日常工作中重点观察和学习的对象。具有韧性领导力的领导者带领组织渡过逆境的优秀表现,会得到员工认可从而引发员工学习和效仿,继而产生相应态度和行为。由此,本研究重点关注韧性领导力对员工行为的作用机制。具体而言:一方面,具有韧性领导力的领导者倾向于鼓励并认可员工主动变革行为,较容易激发起员工主动担责行为;另一方面,他们通常在工作中鼓励员工设立挑战性目标[5],而员工可能会因无法实现目标而焦虑,进而有可能实施亲组织非伦理行为。由此,本研究聚焦于韧性领导力对员工主动担责行为和亲组织非伦理行为的双刃剑效应。

主动担责行为是一种角色外行为,指员工主动优化组织流程、改善工作方式、促进组织变革,而自愿做出的有建设性的行为[9]。有研究发现,主动担责行为与员工工作绩效和创造力正相关[10],在复杂和不确定性环境下,有助于提升组织动态适应能力,成为组织和学界关注的焦点[11]。但需要指出的是,员工是否愿意主动担责很大程度上取决于领导风格。鉴于员工主动担责行为对组织发展具有重要作用[10],因此,有必要深入探究韧性领导力和主动担责行为之间的关系。自我决定理论认为,员工行为动机受外界环境影响,控制动机内化需得到环境(如领导行为等)滋养和刺激,以满足员工自主、关系和胜任3种基本心理需要[12]。主动担责行为本质是一种自主行为[13],具有韧性领导力的领导者易于得到员工信任和支持[2],容易增强下属自主动机进而主动担责。同时,具有韧性领导力的领导者面对逆境展现出的优良品质和作风,会激励员工向榜样看齐[14],在领导需要时刻主动担责,有利于建立与领导的良好关系及满足岗位胜任的需要[12]。

亲组织非伦理行为(UPB)是指员工为了维护组织及其成员利益,从事违背社会道德规范的行为,在组织中广泛存在[15]。尽管员工试图通过UPB来帮助组织,但UPB的最终结果可能会偏离其初衷,给组织或他人造成伤害[16],而领导是影响员工实施UPB的重要因素[17],探究韧性领导力与UPB之间的关系,给予组织提前预警,具有重要实践意义。根据自我决定理论,具有韧性领导力的领导者往往能带领大家直面并克服逆境[3],传达组织值得员工为之努力和奉献的信号,进而激发员工产生帮助组织的愿望[18];同时,他们给予员工较大工作自主权,使员工主动付出角色外的努力以证明自己能力,会增加从事UPB的可能性[19]。据此,本研究基于自我决定理论,探究韧性领导力与主动担责行为、UPB之间的双刃剑效应,以期有助于指导组织预防和控制韧性领导力的负面影响,最大限度发挥其积极作用,并响应学界对其展开深入系统研究的呼吁[6]。

根据自我决定理论,具备韧性领导力的领导者不惧逆境、勇往直前,善于激发员工工作激情[2]。工作激情是一种与工作动机相关的情感,代表着活力、坚持、不惧挑战[20]。VALLERAND等[20]将工作激情分为和谐型激情与强迫型激情两种类型。自我决定理论认为,和谐型激情高的员工为满足其3种基本心理需要[12],倾向于从事角色外行为,积极主动担责;强迫型激情高的员工一般对工作充满执念,为了获得工作带来的附加东西,会尽一切办法实现工作目标[21],较可能实施UPB。具体而言,一方面,韧性领导力通过和谐型激情对主动担责行为产生间接影响;另一方面,韧性领导力通过强迫型激情对UPB产生间接影响,两者作用效果孰强孰弱,取决于组织外部环境的不确定性。

依据自我决定理论,个体动机和行为受到环境因素的影响。当环境不确定性程度高时,意味着组织面临风险,员工会对其工作和前途产生担忧[22],此时需要领导出面稳定军心。具有韧性领导力的领导者乐观且自信[5],容易营造积极情感氛围[23],会促发员工和谐型激情;而当环境不确定性程度低时,组织较为安定,员工一般例行公事[23],然而,具有韧性领导力的领导者的高标准高要求反而会给员工增添负担和压力。员工为了获得认可和奖励,会想尽办法实现目标[21],产生强迫型激情。当环境不确定性高时,将削弱和谐型激情员工的自主动机,减少主动担责行为;同时,增强强迫型激情员工的受控动机,进而提升UPB。

综上所述,本研究借鉴自我决定理论,构建韧性领导力对员工主动担责行为和UPB的双刃剑效应模型,通过纵向追踪研究,对模型进行诠释和验证,揭示韧性领导力对员工产生的不同情绪和反应,有助于全方位、客观、辩证地认识韧性领导力,推动韧性领导力实证研究开展,以期给VUCA时代下的组织管理提供一定启示。

2 理论分析和研究假设

2.1 韧性领导力与主动担责行为:和谐型激情的中介作用

和谐型激情员工自主参与工作,往往充满活力,会体验到积极情绪和取得积极结果[20]。根据自我决定理论,员工的行为与态度会受到领导行为的影响[24]。本研究推断,韧性领导力有助于激发员工和谐型激情。

首先,依据自我决定理论,员工工作激情受到组织中拥有激情的领导者影响[24]。具有韧性领导力的领导者面对逆境坚持不懈、勇往直前、饱含激情[2],会对员工产生潜移默化的影响。员工将对照韧性领导力来塑造自身工作态度和行为,产生自主内化的工作动机,促进和谐型激情发生[24]。其次,具有韧性领导力的领导者善于平衡各种关系和事物,创造资源和条件支持员工[3],有利于员工建立信心完成工作任务,激发员工不断提升自我,焕发出工作动力与热情,满足其胜任需要。再次,具有韧性领导力的领导者具有同理心[2],会主动关心下属,员工被领导真诚所感动,将推动员工与领导之间良好关系的建立,关系需求得到满足,员工将以积极心态和饱满激情参与工作回报领导。最后,具有韧性领导力的领导者鼓励员工创新,尝试不同方案解决问题[3],给予员工工作自主权,满足员工自主心理需求。参照自我决定理论,个体心理需求的满足,会产生内化动机,增加工作兴趣,有利于引发员工和谐型激情[12]。

不同工作激情会导致不同结果[25],和谐型激情与积极工作态度和行为变量密切相关[20]。和谐型激情高的员工,倾向于主动发现组织存在的问题并积极发起和施行变革[26],即主动担责行为[9]。根据自我决定理论,和谐型激情员工将工作内化成自我身份的一部分[12],倾向于做出角色外行为,通常会以主动担责的行为表现来满足其对工作成就感的心理需要。首先,自我决定理论认为,和谐型激情员工发自内心喜欢和热爱工作,会更愉快地从事相关活动,享受工作或活动给其带来的乐趣,在内在动机驱动下,产生强烈使命感和责任感,愿意付出努力,提出建设性意见和方案,主动变革以改进自身工作效率和绩效,更可能实施主动担责行为[27]。其次,和谐型激情让员工感受到工作自主性[20],自主性能够激发员工积极进取心,主动担责为组织发展贡献自己的一份力量[26]。最后,基于自我决定理论,和谐型激情高的员工为了满足关系、自主、胜任的基本需要,倾向于将精力投入到工作中,积极参与各种活动、热爱工作、帮助他人[25],提出有利于组织发展的想法和建议,参与创新和变革,拥有更多时间和精力从事角色外行为,实施主动担责行为,获得心理上的满足和快乐[26]。由此,提出以下假设:

假设1和谐型激情在韧性领导力与员工主动担责之间起到中介作用。

2.2 韧性领导力与亲组织非伦理行为:强迫型激情的中介作用

强迫型激情员工源于个人或外界压力(如获得奖励、晋升或他人认同)参与工作,非自愿参与其中[20],倾向于体验到负面情绪,产生功能失调的结果[28]。本研究推断,韧性领导力会引发员工强迫型激情。

领导会对下属寄予厚望,同时这种期望会影响下属态度与行为。具有韧性领导力的领导者通常在工作中鼓励员工设立高绩效工作目标[5],希望员工能够大胆创新、突破自我。领导自身在应对工作中的挫折和困难时,展现了较高水平的抗压性和应对能力[2],期望员工与其一样,面对逆境从容应对,时常关心鼓励员工,其“以身作则”“坚持不懈”“勇往直前”的优异表现[2],会给员工起到良好示范作用,容易增加员工心理压力。此外,当员工感知到来自领导的期望、关怀、鼓励和信任,会担心如若不全情投入工作,有愧于领导而感到焦虑[14]。员工为了回报领导会表现出更多契合领导期望的行为,而非遵从自己的内心。依据自我决定理论,当个体感觉到自身行为受控于内在压力或工作之外的附加结果(如领导认可和期望),而不得不去参与某项工作时,强迫型激情随即产生[20]。

紧接着,从强迫型激情受控内化的过程,依据自我决定理论,探讨强迫型激情对UPB的影响。强迫型激情员工之所以热爱并内化工作,与其从事工作获得的压力感有关[20],很可能引发消极情绪[28]。当员工对工作缺乏理想激情时,由于自我威胁程度高,他们更有可能参与UPB[16]。同时,面对工作压力引发的焦虑,个体大脑会将其认知资源转移到防御机制上,导致个体只关注自身需求,相对不注重伦理和道德原则,可能会实施不道德行为[29]。自我决定理论认为,个体天生具有胜任需求[12],只要一有机会,个体就想通过实施不道德行为来应对感知到的工作威胁(如UPB)。此外,强迫型激情员工的行为一般是非自主性的,受控于个人和外在压力,而他们对工作又非常执着,身陷其中无法自拔[21],为了获得工作之外的附加东西,具有高水平强迫激情的员工很可能实施UPB,这一结果在KONG[30]的研究中得到证实。由此,提出以下假设:

假设2强迫型激情在韧性领导力与员工亲组织非伦理行为之间起到中介作用。

2.3 环境不确定性的调节作用

根据自我决定理论,激情不是静止不变的,会受到环境的广泛影响[25],而不确定性是外部环境最突出的特征[31]。环境不确定性是指个体感知到无法准确预测外部环境的能力[31],影响着领导和员工面临复杂、动荡、不可预测环境时的态度和行为[22]。

环境不确定性较高,预示着外界环境风险较大,一个小失误可能会带来大危害[23],员工会产生担忧和焦虑,对工作变得不自信和压力大[23],需要领导注入能量,给予“定心丸”。韧性领导力在VUCA情境下应势而生,其本质是帮助组织成功应对各种变化和挑战。面对不确定性,具有韧性领导力的领导者勇于担当、谨慎决策、渲染积极情绪,有助于给集体注入正能量[2],增强员工信心和心理安全感,容易营造积极奋发的情感氛围,共同努力应对不确定性带来的挑战[23]。员工深受鼓舞,视领导为榜样[3],更有热情展开工作,更有自信应对各种难题。同时,具有韧性领导力的领导者还勇于创新、随机应变,并能在必要时刻寻求资源支持员工[3],帮助员工更好地应对不确定性,让员工无后顾之忧,将更多精力投入到工作中,并享受与不确定性或与困难“奋战”的过程及乐趣。根据自我决定理论,员工有与生俱来的胜任需要,与工作“共荣辱”,全情投入工作,在不确定性的环境中,达成挑战性目标,展现自身价值,容易增加和谐型工作激情。

相反,当环境不确定性程度较低时,员工处理着常规性工作和事务[23],有信心完成目标,不希望领导给其增加压力和挑战。而具有韧性领导力的领导者注重过程,会为组织和员工做长远打算[2],倾向于在工作中给员工设立挑战性工作目标[5],期待员工能够突破自我,实现高绩效,以便更从容地应对将来可能遇到的不确定性。根据自我决定理论,个体具有关系的需求[12],强迫型激情员工的特点是对工作充满执念,为了获得工作带来的附加品(如奖励和荣誉等),会给自己施加较多压力,想尽办法实现目标[21],在领导面前建立良好形象,取得领导信任,进而诱发强迫型激情。鉴于此,在高不确定环境下,韧性领导力更易引起员工和谐型激情;在低不确定环境下,韧性领导力更易引起员工强迫型激情。由此,提出以下假设:

假设3a当环境不确定性高时,韧性领导力与和谐型激情正相关。

假设3b当环境不确定性低时,韧性领导力与强迫型激情正相关。

根据前文假设推导,并结合EDWARDS等[32]提出的有调节的中介模型,进一步提出假设和谐型激情、强迫型激情分别在韧性领导力与主动担责行为、韧性领导力与UPB之间的中介作用受到环境不确定性的调节。依据自我决定理论,当环境不确定程度高时,预示着企业存在一定风险,具有韧性领导力的领导者此时带头冲锋、勇于担责的表现,容易提升士气,激发员工工作热情。员工会将领导视为榜样,内化工作动机,产生和谐型激情。紧接着,和谐型激情员工为满足其自主、关系和胜任的心理需要[12],倾向于实施主动担责行为。另外,当环境不确定程度较低时,员工有足够信心完成工作任务,倾向于将领导的高要求和高目标视为压力,但为维系与领导的关系,也会想尽办法达成目标,进而诱发强迫型激情[21];强迫型激情员工为获取工作本身之外的利益,倾向于实施UPB[30]。由此,提出以下假设。

假设4a环境不确定性调节韧性领导力通过和谐型激情对员工主动担责行为的间接作用;环境不确定性越高,这一间接作用越强,反之则越弱。

假设4b环境不确定性调节韧性领导力通过强迫型激情对员工亲组织非伦理行为的间接作用;环境不确定性越低,这一间接作用越强,反之则越弱。

综上,本研究的理论模型见图1。

图1 研究模型

3 研究设计

3.1 研究对象与数据收集

本研究通过在线平台,向来自江西、浙江、江苏、上海、广东等省市的企业员工发放问卷,为了提升问卷回收率和真实性,课题组成员在正式调研前向调研对象说明本次调查是完全匿名,回收数据将全部保密,并诚邀参与调查的员工加入调研群。为避免共同方法偏差,本研究课题组从2022年8月至2022年10月,分3个阶段收集数据,每次间隔两周。问卷链接在组建的调研微信群中发放,要求被试在填答每轮问卷最后一题需以“全名首字母英文缩写加上手机号码后4位数字”作为昵称,且3次问卷填写昵称需保持一致,完成3次问卷并经后台匹配成功的被试将得到5元感谢红包。具体如下:①阶段1(T1),共发放570 份问卷,剔除无效问卷29份,得到有效问卷521份,问卷有效回收率 91.4%,收集了韧性领导力、环境不确定性和由性别、年龄、学历、工作经验、职业、单位性质、行业等组成的人口统计学信息;②阶段2(T2),追踪收集和谐型激情与强迫型激情的数据,得到有效问卷502份,问卷有效回收率96.4%;③阶段3(T3),追踪收集主动担责行为和亲组织非伦理行为的数据,最终回收并匹配490份有效问卷,问卷有效回收率为97.6%。

有效样本中:性别方面,男性占54.1%、女性占45.9%;年龄方面,26岁以下占9.8%、26岁～30岁占13.5%、31岁～40岁占41.4%、41岁～50岁占27.8%、51岁以上占7.5%;学历方面,大专及以下占48.8%、本科占28.6%、硕士及以上占22.6 %;工作年限方面,1年以下占9.4%、1年～3年占17.1%、3年～5年占10.8%、5年～10年占23.7%、10年以上占39.0%;职业方面,公司职员占49.0%、专业人士(如教师、医生、律师等)占15.3%、政府工作人员占9.6%、IT和金融从业者占8.4%,其余占17.7%;企业性质方面,国有企业占74.3%、政府机关及事业单位占13.3%、三资企业占9.8%、民营企业占2.6%;行业方面,制造业占20.4%、教育行业占17.3%、汽车及零配件行业占14.1%、IT和金融行业占12.6%、航空航天行业占6.3%、批发零售行业占4.5%,其余行业(房地产、进出口贸易、生物制药、餐饮、法律等)占24.8%。

3.2 变量测量

问卷全部变量除控制变量外,皆采用Likert 5点计分法进行测量,1～5依次表示“非常不同意～非常同意”,由员工填写。除韧性领导力变量的测量量表外,其余4个变量的英文测量量表,严格遵循“翻译-回译”程序,在保证不改变原题项语义的情境下翻译成中文。

(1) 韧性领导力该变量的测量采用占小军等[1]开发的韧性领导力量表,共8个题项,如“面对问题思维清晰,能够做出合理判断”等。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.907。

(2) 环境不确定性该变量的测量采用DE HOOGH等[33]开发的环境不确定性量表,共3个题项,如“工作环境富于变化”等。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.841。

(3) 工作激情该变量的测量采用VALLERAND等[20]编制的二元工作激情量表,包括两个维度,共14个题项。其中:和谐型激情子量表,共7个题项,如“工作让我有了丰富多彩的体验”等;强迫型激情子量表,共7个题项,如“我不能没有工作”等。本研究中,和谐型激情与强迫型激情两个子量表的Cronbach’sα值分别为0.910和0.909。

(4) 主动担责行为该变量的测量借鉴FULLER等[13]的做法,选取MORRISON等[9]开发的主动担责行为量表中的6个因子载荷最高的题项用于测量主动担责行为,如“经常试图为工作单位或部门带来改进的程序”。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.907。

(5) 亲组织非伦理行为该变量的测量采用UMPHRESS等[15]开发的UPB量表,借鉴姚柱等[34]的做法,剔除一个不符合中国情境的题项,选取剩余5个题项,如“如果对组织有益,我会歪曲事实以维护组织形象”等。本研究中,该量表的Cronbach’sα值为0.916。

(6) 控制变量研究发现性别、年龄、教育程度、工作年限与主动担责行为[9]、亲组织非伦理行为[17]密切相关,故将性别、年龄、教育程度、工作年限等纳入控制变量。

4 数据分析

4.1 共同方法偏差检验

首先,采用MPLUS 8.3软件进行验证性因子分析,以检验韧性领导力、环境不确定性、和谐型激情、强迫型激情、主动担责行为和UPB之间的区分效度。结果表明,本研究的假设模型(六因子模型)的拟合效果(χ2/df= 2.088,CFI=0.941,TLI=0.936,RMSEA=0.047),明显优于任何备选的五因子模型和单因子模型(χ2/df= 10.646,CFI=0.462,TLI=0.430,RMSEA=0.140),表明假设模型6个变量相互独立,区分效度较好。

此外,本研究虽分3个阶段收集数据,但也不能完全排除共同方法偏差,因此,使用以下方法检验可能存在的共同方法偏差。具体如下:①进行Harman单因子检验。利用SPSS 26.0,将假设模型6个变量的所有测量题项进行Harman单因子分析。结果显示,抽取的6个因子的总解释量为67.311%,其中,第一个因子方差解释量为31.055%,未超过总解释方差的50%,说明不存在严重的共同方法偏差。②在假设模型基础上加入共同方法因子,七因子模型拟合指标并没有特别优于假设模型,再次表明本研究的确不存在严重的共同方法偏差问题。

4.2 描述性统计与相关分析

描述性统计和相关分析结果见表1。韧性领导力与主动担责行为显著正相关(r=0.475,p<0.01)、韧性领导力与和谐型激情显著正相关(r=0.518,p<0.01)、和谐型激情与主动担责行为显著正相关(r=0.545,p<0.01)。韧性领导力与UPB显著正相关(r=0.491,p<0.01)、韧性领导力与强迫型激情显著正相关(r=0.426,p<0.01)、强迫型激情与UPB显著正相关(r=0.442,p<0.01)。描述统计与相关分析结果初步验证了后续假设。

表1 描述性统计和相关分析结果(N=490)

4.3 假设检验

4.3.1中介效应检验

首先,本研究通过SPSS 26.0软件,采用逐步回归法检验中介效应,结果见表2。首先,检验假设1。具体操作如下:第一步,以和谐型激情为因变量,放入性别、年龄、教育程度、工作年限等控制变量和韧性领导力进行回归分析。表2中,由模型1可知,韧性领导力与和谐型激情显著正相关(β=0.493,p<0.001)。第二步,以主动担责行为为因变量,放入控制变量、和谐型激情进行回归分析。表2中,由模型2可知,和谐型激情与主动担责行为显著正相关(β=0.507,p<0.001)。第三步,以主动担责行为为因变量,控制和谐型激情再次进行回归分析。表2中,由模型3可知,韧性领导力与主动担责行为显著正相关(β=0.229,p<0.001)。由此,假设1得到支持。同理检验假设2,第一步,以强迫型激情为因变量,放入控制变量和韧性领导力进行回归分析。表2中,由模型4可知,韧性领导力与强迫型激情显著正相关(β=0.450,p<0.001)。第二步,以UPB为因变量,放入控制变量、强迫型激情进行回归分析。表2中,由模型5可知,强迫型激情与UPB显著正相关(β=0.433,p<0.001)。第三步以UPB为因变量,控制强迫型激情再次进行回归分析。表2中,由模型6可知,韧性领导力与UPB显著正相关(β=0.330,p<0.001)。由此,假设2得到支持。

表2 中介效应检验(N=490)

此外,本研究还采用PROCESS插件,通过10 000次抽样,再次检验中介效应。结果表明韧性领导力通过和谐型激情到主动担责行为的间接效应值为0.252,95% CI为[0.185,0.323],不含0;韧性领导力通过强迫型激情到UPB的间接效应值为0.211,95% CI为[0.145,0.284],不含0。由此,假设1、假设2再次得到支持。

4.3.2调节效应检验

首先,通过分层回归检验环境不确定性的调节作用,有关结果见表3。具体步骤如下:第一步,为避免共线性问题,将韧性领导力、环境不确定性进行中心化处理,再将韧性领导力和环境不确定性相乘;第二步,分别以和谐型激情与强迫型激情为因变量,依次放入控制变量、韧性领导力和环境不确定性、韧性领导力和环境不确定性的交乘项进行分层回归。表3中:由模型2可知,韧性领导力和环境不确定性的交乘项显著正向影响和谐型激情(β=0.239,p<0.001);由模型4可知,韧性领导力和环境不确定性的交乘项显著负向影响强迫型激情(β=-0.257,p<0.001)。由此,假设3a和假设3b得到初步支持。

表3 调节效应检验(N=490)

此外,本研究分别选取高环境不确定性(+1 SD)和低环境不确定性(-1 SD)绘制简单斜率图,以进一步明确环境不确定性对和谐型激情、强迫型激情的作用方向和大小,结果分别见图2和图3。由图2可知:当环境不确定性较高时,韧性领导力与和谐型激情显著正相关(β=0.508,p<0.001);当环境不确定性较低时,两者显著正相关(β=0.164,p<0.001);高低环境不确定性水平下的差异也显著(β=0.336,p<0.001)。由此,假设3a再次得到支持。同理,由图3可知:当环境不确定性低时,韧性领导力与强迫型激情显著正相关(β=0.630,p<0.001);当环境不确定性高时,两者显著正相关(β=0.196,p<0.001);高低水平下的差异也显著(β=0.413,p<0.001)。由此,假设3b再次得到支持。

图2 环境不确定性对和谐型激情的调节作用

图3 环境不确定性对强迫型激情的调节作用

4.3.3有调节的中介效应检验

依据EDWARDS等[32]的建议检验有调节的中介效应。首先,验证假设4a,通过PROCESS 3.4 插件,抽样10 000次,进行BOOTSTRAP检验,分析环境不确定性高和环境不确定性低两种水平下,和谐型激情在韧性领导力与主动担责行为之间的中介作用(见表4)。由表4可知:当环境不确定性较高时,韧性领导力通过和谐型激情影响主动担责行为的间接效应值为0.361,95% CI为[0.273,0.453],不包含0,显著为正;当环境不确定性较低时,该间接效应值为0.115,95% CI为[0.053,0.183],不包含0,显著为正;在环境不确定性高低不同水平下的间接效应差值为 0.238,95% CI为[0.177,0.304],不含0,间接效应差异显著,支持假设4a。

类似地,计算环境不确定性高和低两种不同水平下,强迫型激情在韧性领导力与UPB之间的中介作用。由表4可知,当环境不确定性较低时,韧性领导力通过强迫型激情影响UPB的间接效应值为0.356,95% CI为[0.253,0.468],不包含0,显著为正;当环境不确定性较高时,该间接效应值为0.114,95% CI为[0.053,0.182],不包含0,显著为正;差值为 0.235,95% CI为[0.165,0.312],不包含0,间接效应差异显著。由此,假设4b得到支持。

表4 有调节的中介效应检验(N=490)

5 结论与讨论

本研究主要得出以下结论:①韧性领导力会引发员工的和谐型激情与强迫型激情,进而提升员工主动担责行为和UPB。②环境不确定性正向调节了韧性领导力与和谐型激情之间的关系,即环境不确定性程度越高,韧性领导力与和谐型激情的关系越强;负向调节了韧性领导力与强迫型激情之间的关系,即环境不确定性越低,韧性领导力与强迫型激情关系越强。③环境不确定性会增强韧性领导力通过和谐型激情对员工主动担责行为的积极影响;减弱韧性领导力通过强迫型激情对UPB的正向影响,即环境不确定性越低,韧性领导力通过强迫型激情对UPB的间接作用越强。

本研究的理论贡献在于:①验证了韧性领导力对员工主动担责行为和亲组织伦理行为的双刃剑效应。以往研究更多关注韧性领导力的积极面,较少关注韧性领导力的消极面。本研究结果表明,韧性领导力既能引起员工主动担责行为,同时也能引发UPB,首次验证了韧性领导力的双刃剑效应,有助于更全面、辩证看待韧性领导力,而不是一味推崇韧性。②丰富了领导风格与主动担责行为之间的研究,扩展了UPB的前因。鉴于员工主动担责行为对组织的重要作用,当前领导风格与员工主动担责行为的研究取得一定进展,但是缺乏韧性领导力与主动担责行为的研究。本研究整合现有研究和文献,验证了韧性领导力对主动担责行为的正向预测作用,扩展了主动担责行为的前因,为组织或领导者有效激发员工主动担责行为提供理论基础。此外,当前少有研究探讨强迫型激情与UPB之间的关系,本研究则发现韧性领导力将通过强迫型激情对员工UPB产生正向影响,这支持了KONG[30]的研究结论,丰富了UPB的前因,扩展了领导行为与UPB之间的关系。③研究基于自我决定理论,揭示了二元激情在韧性领导力与员工主动担责行为与UPB之间的中介机制。当前关于如何在工作场所培养激情的研究较少,更多关注工作激情的后果,忽视了激情的前因[25]。本研究在自我决定理论基础上,构建韧性领导力通过二元激情对员工主动担责行为和UPB作用机制的概念模型,结果发现韧性领导力与二元激情正相关,和谐型激情在韧性领导力与主动担责行为、强迫型激情在韧性领导力与UPB中间起到中介作用,开扩了激情研究的中介机制新思路,丰富了工作激情前因研究,响应了HO等[25]对激情预测因素研究的呼吁。④验证了环境不确定性的调节作用。现有工作激情边界条件的选取局限于个体因素,然而环境因素比个体差异对工作激情影响更大。本研究创新性地从外界环境出发,验证了环境不确定性的调节作用,拓宽了影响工作激情的边界条件,丰富了二元激情的理论研究。

本研究的管理启示主要在于:①韧性被公认为是积极的行为特质,但在某些情况下,韧性可能存在“不利因素”,且韧性的形成是要付出一定代价的,韧性领导力存在着“黑暗面”[7]。组织应该意识到韧性领导力的矛盾本质,最大限度发挥韧性领导力的积极作用,提升员工主动担责行为,避免UPB,降低韧性领导力的消极影响。②组织应该重视培养员工工作激情,鼓励员工主动变革。在日益竞争的外界环境下,培养激情是人才发展的动力源泉[25]。组织可建立员工关怀计划,关注员工身心健康,增强员工心理辅导和道德规范指导,给予员工更多支持和自主权,鼓励员工创新、自我实现和参与决策,为组织发展主动变革。同时,还可开展丰富多彩的文化活动,支持员工劳逸结合,定期休息外出旅游,帮助员工释放压力、缓解负面情绪,建立自信积极、健康快乐、团结友爱、互帮互助的文化氛围,增加员工幸福感、自豪感和归属感,提升和谐型激情。此外,在日常工作中,具有韧性领导力的领导者应注意适当调整员工目标和降低期望值,减轻员工工作压力,减少非必要工作时间,以免引起员工无畏的强迫型激情,预防UPB发生。③管理者应重视组织内部可能存在的UPB,在工作中加强员工道德规范意识培养,需提供必要教育和培训,引导员工注重职业道德规范,可将职业道德作为绩效考核的附加点,让员工养成良好的道德信念和责任感[19]。同时,建立有效监管或举报机制,以更好地遏制UPB的发生。④组织应及时关注外部环境变化,做好信息收集和分析工作,提前做好计划和应急预案,具有危机意识,建立危机管理机制;加强人才培养,鼓励管理者和员工敢于迎接新挑战,不断创新和变革,主动采取行动,增强抵御环境不确定性的能力。

6 研究局限与展望

本研究也存在以下不足:①虽然采取多来源、多阶段问卷调查,但是都由员工自填,且自变量和调节变量在同一阶段测量,不能完全避免同源误差问题。未来研究应尽可能收集领导与员工配对数据进行分析,以提升研究效度。此外,我国文化将逆境视为成长的良机,韧性领导力作为一种应对不确定情境的领导行为,同样在我国企业家身上展现得淋漓尽致,未来研究可结合案例法进行深入探究,以更好地指导管理实践。②虽然验证了和谐型激情与强迫型激情的中介作用和环境不确定性的调节作用,但是忽略了组织层面和行为要素的影响。未来研究可添加情境性的、策略性的、可变的调节变量(如组织支持等),以丰富相关作用机制研究。③虽然验证了韧性领导力对员工主动担责行为和UPB的双刃剑效应,但是过多聚焦于个体特质层面,未来研究还可从其他视角切入(如韧性领导力对团队的双刃剑影响等)。例如,MENEGHEL等[35]的研究发现,集体积极情绪如共同的乐观、充满激情或轻松心态,有助于团队沟通合作,增强团队韧性,提高团队绩效。④韧性领导力能在困难时刻鼓舞团队,有助于给集体注入正能量,增强团队成员心理安全感,加强团队成员之间的互帮互助,共同努力完成目标提升绩效。但需要指出的是,韧性领导力对团队的结果也可能存在消极影响(如韧性领导力往往能成功应对逆境或挑战),长此以往,团队成员会对韧性领导力形成依赖,进而抑制团队创造性能力的培养。由此,未来研究可开展韧性领导力对团队层面的研究,以更好地揭开韧性领导力的“双色面纱”。