朱 瑜 呂 陽 王雁飛 王麗璇

(1暨南大學管理學院, 廣州 510632) (2華南理工大學工商管理學院, 廣州 510640)

1 引言

隨著經(jīng)濟全球化、移動互聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)時代的到來, 組織生存環(huán)境的變化對組織中的領導行為提出了更高的要求。根據(jù)杰克·韋爾奇(Jack Welch)的觀點, 一位好的領導者首先應該是一位卓越的教練,因此新時代的領導者如何采用教練方法來激發(fā)下屬智力與創(chuàng)新潛能已經(jīng)成為組織變革成功的關鍵。教練型領導(coaching leadership)也由于在改善員工心智模式、激發(fā)員工創(chuàng)造潛能并實現(xiàn)員工與組織雙贏方面發(fā)揮著獨特作用(王雁飛, 張靜茹, 林星馳,周良海, 朱瑜, 2016), 受到了理論界與實務界越來越多的重視。盡管已有研究表明, 教練型領導可以有效促進員工的認知(Smither, London, Flautt, Vargas,& Kucine, 2003)、態(tài)度(Moen & Federici, 2012)和行為績效(?zduran & Tanova, 2017; Reid, 2016; Bozer,Sarros, & Santora, 2012), 但是教練型領導與下屬創(chuàng)新行為關系方面的研究還不多見, 這方面的研究有必要進一步拓展。

根據(jù) Erez和 Earley (1993)文化自我表征理論(culture self-representation theory)的觀點, 環(huán)境對個體的自我概念(self-concept)與行為的影響取決于個體的文化價值觀(Newman & Nollen, 1996), 自我概念又可以劃分為自我認知(self-conception)與自我評價(self-evaluation)。作為個體自我評價的重要內容, 創(chuàng)造力自我效能感(creative self-efficacy)是個體對自己能夠在特定任務或工作中有創(chuàng)新行為表現(xiàn)的主觀評價(Tierney & Farmer, 2002), 因此本研究納入創(chuàng)造力自我效能感并認為它可能在教練型領導影響個體創(chuàng)新行為的關系中起中介作用。另一方面, 鑒于目前國內許多學者呼吁組織管理研究應結合特定情境來開展(張志學, 施俊琦, 劉軍, 2016)。本研究又在文化自我表征理論框架的基礎上將具有中國本土情境特色的文化價值觀變量——個體傳統(tǒng)性(traditionality)納入本研究框架。個體傳統(tǒng)性是衡量特定傳統(tǒng)文化價值觀對個體影響程度的重要指標(Farh, Earley, & Lin, 1997), 一般來說, 傳統(tǒng)性越強的個體越傾向于接受或尊崇特定傳統(tǒng)文化強調的價值觀, 因此與低個體傳統(tǒng)性的下屬相比,領導行為對高個體傳統(tǒng)性下屬心理與行為的影響作用可能會更加顯著(Li, Yu, Yang, Qi, & Fu, 2014), 所以本研究認為個體傳統(tǒng)性越高, 教練型領導通過創(chuàng)造性自我效能感影響創(chuàng)新行為的效果可能會越強。

總體來說, 本研究首先基于文化自我表征模型,納入創(chuàng)造力自我效能感變量擬探討教練型領導影響創(chuàng)新行為關系中的中介機制; 其次, 納入個體傳統(tǒng)性變量擬探討教練型領導影響創(chuàng)新行為過程中的邊界條件; 最后, 與以往該領域相關研究不同,本研究采用了跨層次分析方法不僅可以提高研究結果的準確性, 也進一步增強了研究結論的外部效度。因此, 本研究結果一方面將有助于澄清教練型領導影響下屬創(chuàng)新行為的實質, 另一方面也可以有效指導組織變革與創(chuàng)新管理的實踐。

2 理論基礎與研究

2.1 教練型領導與創(chuàng)新行為

不同于“權威型”和“專制型”等自上而下的領導風格, 教練型領導是一種強調領導者通過鼓勵、指導、授權等方式來幫助員工發(fā)現(xiàn)自身內在需求和樹立工作目標, 在互動過程中為員工提供所需的資源與支持, 重視員工心智模式改善與潛能激發(fā), 最終實現(xiàn)領導者和員工之間相互促進以及共同發(fā)展的領導行為(王雁飛等, 2016), 教練型領導行為對員工心理狀態(tài)與行為績效的積極影響作用在諸多組織管理領域的研究中已經(jīng)得到了較好證明。創(chuàng)新行為是指個體能夠在工作過程中形成具有新穎性和創(chuàng)造性的想法或解決對策并努力將這些想法付諸實現(xiàn)的行為(Scott & Bruce 1994)。已有研究表明, 共享型領導(Hoch, 2013)、包容型領導(Carmeli, Reiter-Palmon,& Ziv, 2010)和變革型領導(Eisenbei? & Boerner, 2013)等均可以有效預測創(chuàng)新行為。由于創(chuàng)新的關鍵在于員工心智模式的改善與突破(楊國安, 2010), 而教練型領導恰恰強調鼓勵和引導員工自主解決問題而不是直接將解決方法傳授給員工(Pousa & Mathieu,2015), 有助于改善員工的心智模式并激發(fā)其創(chuàng)新潛能。同時, 教練型領導會積極營造開放互動、雙向溝通的氛圍并給予員工創(chuàng)新過程中所需的資源與支持(Ely et al., 2010), 有助于降低員工實施創(chuàng)新行為的風險性和不確定性進而有利于促進員工的創(chuàng)新行為?；谝陨戏治? 本研究提出以下假設：

假設1：教練型領導對員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響。

2.2 創(chuàng)造力自我效能感的中介作用

創(chuàng)造力自我效能感是指個體對自己能夠完成創(chuàng)新任務的自信程度, 它可以為個體提供從事創(chuàng)新活動所需的內在動力(Zhang & Zhou, 2014)。一般來說,高創(chuàng)造力自我效能感個體對自身創(chuàng)新思維和創(chuàng)新能力更加自信, 相信自己可以克服創(chuàng)新過程遇到的困難, 可以創(chuàng)造性完成任務并取得創(chuàng)新成果(Komarraju& Nadler, 2013; Malik, Butt, & Choi, 2015; Wang,Tsai, & Tsai, 2014), 也敢于將創(chuàng)新想法與觀點付諸于實踐。反之, 低創(chuàng)造力自我效能感的個體比較保守, 對自己實現(xiàn)目標以及取得成果的創(chuàng)新能力信心不足, 即使有新想法或創(chuàng)意也不愿意主動嘗試或實施(Fast, Burris, & Bartel, 2014; Gong, Huang, & Farh,2009)。因此, 創(chuàng)造力自我效能感可能會顯著正向影響創(chuàng)新行為。

基于文化自我表征理論, 環(huán)境信息會通過個體的自我概念對行為產(chǎn)生重要影響, 領導作為組織環(huán)境中的關鍵因素會對員工的創(chuàng)造力自我效能感產(chǎn)生重要影響(Mathisen, 2011; 王永躍, 葉佳佳,2015)。具體來說, 教練型領導會通過啟發(fā)幫助員工樹立工作目標, 有利于員工更加清晰地認識和評估任務目標, 減少個體完成任務過程中的未知和不確定性性, 進而增強員工創(chuàng)造性完成任務目標的信心(Theeboom, Beersma, & van Vianen, 2014); 其次,教練型領導為員工提供相應的資源和支持, 使員工創(chuàng)造性解決問題的信心更強(Tierney & Farmer, 2011);此外, 教練型領導可以為員工提供強大的心智資源與精神支持(Pousa & Mathieu, 2015), 有助于改善員工的心智模式并激發(fā)員工潛能, 使員工在面對不確定結果時更加自信, 進而增強員工的創(chuàng)造力自我效能感; 第三, 教練型領導可以通過鼓勵并提供資源等方式來為下屬營造支持性的工作環(huán)境(Crane &Patrick, 2012), 積極改善下屬的自我認知(自我評價)并提升其完成創(chuàng)新和挑戰(zhàn)性任務的信心, 最終會促進下屬的創(chuàng)新行為?；谝陨戏治? 本研究提出以下假設：

假設2a：教練型領導顯著正向影響創(chuàng)造力自我效能感;

假設2b：創(chuàng)造力自我效能感顯著正向影響創(chuàng)新行為;

假設2c：創(chuàng)造力自我效能感在教練型領導行為與下屬創(chuàng)新行為的關系中起著中介作用。

2.3 個體傳統(tǒng)性的調節(jié)作用

傳統(tǒng)性是衡量個體對傳統(tǒng)價值觀認可程度的重要指標之一。中國人的傳統(tǒng)價值觀一般包括遵從權威、孝親敬祖、安分守成、宿命自保和男性優(yōu)越這五個方面(楊國樞, 余安邦, 葉明華, 1989)。文獻研究表明, 個體傳統(tǒng)性不僅可以影響組織公平和員工行為之間的關系(Spreitzer, Perttula, & Xin, 2005),還可以調節(jié)領導風格和員工感知、行為以及績效之間的關系(Liu, Kwan, Fu, & Mao, 2013; 周浩, 龍立榮, 2012)。根據(jù)文化自我表征理論的觀點并結合以往研究成果, 本研究認為, 中國人的個體傳統(tǒng)性可能會調節(jié)教練型領導和員工的創(chuàng)造力自我效能感的關系。由于高傳統(tǒng)性個體往往具有較強的等級觀念,尊崇權威且樂于服從上級命令(Chen & Aryee, 2007;Farh, Hackett, & Liang, 2007; Liu et al., 2013), 工作中循規(guī)蹈矩, 嚴重依賴外部激勵(Liu et al., 2013;Shin & Zhou, 2003), 因此會更關注外界對自身的期望并表現(xiàn)出相應遵從行為(Farh et al., 1997, 2007;Jiang & Cheng, 2008; 王宇清, 龍立榮, 周浩, 2012)。因此, 高個體傳統(tǒng)性員工可能對教練型領導的期望更加敏感, 積極理解領導期望并調整角色, 對教練型領導的激發(fā)和誘導采取積極接受和吸納心態(tài), 不僅有利于其心智模式的改變, 也有利于提升自信心。因此, 相對于低傳統(tǒng)性的個體, 教練型領導對下屬思維、能力和信心激發(fā)的效果在高個體傳統(tǒng)性條件下更為有效。基于以上分析, 本研究提出以下假設：

假設3a：個體傳統(tǒng)性調節(jié)了教練型領導與創(chuàng)造力自我效能感的關系, 具體來說, 教練型領導行為對下屬創(chuàng)造力自我效能感的正向促進作用會隨著個體傳統(tǒng)性水平的提高而增強。

結合假設 2c和 3a, 教練型領導行為與下屬創(chuàng)新行為關系的模型可以進一步理解為表現(xiàn)為被調節(jié)的中介作用。具體而言, 創(chuàng)造力自我效能感中介了教練型領導對員工創(chuàng)新行為的影響, 但是中介效果會被個體傳統(tǒng)性調節(jié)。當員工的個體傳統(tǒng)性水平較高時, 教練型領導行為對創(chuàng)造力自我效能感的促進作用會更強, 創(chuàng)造力自我效能感的提升增加了員工對自身創(chuàng)造力和工作能力的信心, 使得員工敢于嘗試更多地的創(chuàng)新行為, 創(chuàng)造力自我效能感最終傳導了教練型領導對下屬創(chuàng)新行為的效應。反之, 低傳統(tǒng)性個體對來自教練型領導的激發(fā)和期望不太敏感, 從而削弱了教練型領導對其自我效能感的激發(fā)作用, 更低的創(chuàng)造力自我效能感可能使個體更趨于保守, 最終削弱了下屬的創(chuàng)新行為?；谝陨戏治? 本研究提出以下假設：

假設3b：個體傳統(tǒng)性調節(jié)了教練型領導通過創(chuàng)造力自我效能感影響創(chuàng)新行為的間接作用, 具體來說, 隨著個體傳統(tǒng)性水平的提高, 教練型領導通過創(chuàng)造力自我效能感影響創(chuàng)新行為的中介作用就越強。

綜上所述, 本研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 方法與樣本

本研究采用問卷調查法來收集數(shù)據(jù), 調查對象為來自華南地區(qū)的企業(yè)領導者(管理者)及其直接下屬。首先通過以下方式獲得領導者(管理者)被試：(1)從高校商學院校友錄中隨機抽取已經(jīng)畢業(yè)的MBA或 EMBA學員; (2)高校商學院在職 MBA、EMBA或研究生課程班學員; (3)利用培訓或咨詢的機會獲得的領導者(管理者)被試。以上領導者(管理者)被試在調查之前均被完整告知此次調查的目的,向他們保證研究結果僅用于科學研究并完全保密,同時也會告知他們要隨機提供下屬聯(lián)系方式并對下屬的創(chuàng)新行為進行評價, 在征得對方同意的情況下開展調查。為了減少同源偏差變異, 本研究采用配對追蹤和多來源方法來收集數(shù)據(jù), 在三個時間點收集核心變量的數(shù)據(jù)和資料。第一次調查的變量為教練型領導, 由領導者(管理者)自評; 三個月以后進行第二次調查, 調查對象為領導者(管理者)的直接下屬, 調查的變量為個體傳統(tǒng)性與創(chuàng)造力自我效能感; 三個月后進行第三次調查, 由領導者(管理者)評價其直接下屬的創(chuàng)新行為。本次調查共涉及79位管理者和 323位員工, 最終得到領導問卷 71份, 員工問卷 301份, 經(jīng)過篩選與配對, 最終得到了完全配對的有效問卷為247份, 領導與員工問卷的配對比例為1:4.26。

就領導的人口統(tǒng)計學變量來看, 按照性別劃分,男性占72.1%, 女性占27.9%; 按照年齡劃分, 35歲以下占 40.9%, 35~45歲占 37.2%, 45歲以上占21.9%, 平均年齡為37.86歲; 按照受教育程度劃分,本科及以上占86.6%; 按工作年限劃分, 5年以下占13.4%, 5~10年占29.9%, 10年以上占56.7%; 職位層級以中層管理者為主, 占 42.9%, 基層和高層管理者分別占30.4%和26.7%。

就下屬的人口統(tǒng)計學變量來看, 按照性別劃分,男性占41.9%, 女性占58.1%; 按照年齡劃分, 25歲以下占18%, 25~35歲占56.5, 35~45歲占20.6%, 45歲以上占4.9%, 平均年齡為30.41歲; 按照受教育程度劃分, 本科及以上占 58.8%; 按工作年限劃分,4年及以下占45.9%, 5~10年占23.0%, 10年以上占31.1%。

3.2 測量工具

為了確保測量工具的可信度, 本研究主要選用過往文獻中的成熟量表同時嚴格遵循翻譯和回譯(translation and back-translation)標準流程(Brislin,1980)。所涉及量表均采用Likert五點評分法, 評分范圍從1(完全不同意)至5(完全同意)。

教練型領導：采用 Anderson (2013)的單維度12題項量表。典型題項如：“我傾向于引導下屬自己解決問題, 而不是直接給出解決方法”和“我會積極創(chuàng)造培訓/學習的機會來提高下屬的工作技能”。該量表的內部一致性信度(α系數(shù))為0.71。

個體傳統(tǒng)性：采用Farh等人(1997)的單維度5題項量表。典型題項如：“要避免發(fā)生錯誤, 最好的辦法是聽從資深人士的話”和“領導等于是大家長,一切事情都應聽從他的決定”。該量表的內部一致性信度(α系數(shù))為0.70。

自我效能感：采用Tierney和Farmer (2002)的單維度 3題項量表。典型題項如：“我自信能創(chuàng)造性地解決問題”和“我覺得自己擅長想出新穎的想法”。該量表的內部一致性信度(α系數(shù))為0.71。

創(chuàng)新行為：采用Scott和Bruce (1994)的單維度6題項量表。典型題項如：“該員工會探尋新的技術、流程、工具或產(chǎn)品方面的創(chuàng)意”和“該員工會制定完備的計劃和日程來實施新創(chuàng)意”。該量表的內部一致性信度(α系數(shù))為0.77。

3.3 變量區(qū)分效度檢驗

Harman單因素檢驗結果表明, 未經(jīng)旋轉的第一個因素只解釋了全部變異量的 17.28%, 且進一步的驗證性因素分析表明(表 1), 基準模型的各項擬合指標優(yōu)于其它模型(單因素模型、兩因素模型和三因素模型), 說明本研究核心變量具有良好的區(qū)分效度, 同源方法變異誤差也得到了較好控制。

表1 驗證性因素分析結果

3.4 數(shù)據(jù)分析策略

本研究理論模型中包含個體層面與團隊層面變量, 其中團隊層面變量為教練型領導行為, 由于該變量是領導自評, 因此無需數(shù)據(jù)聚合; 個體層面的變量包括：個體傳統(tǒng)性、創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析之前, 需要計算相關指標來考察創(chuàng)新行為的組間差異。分析結果表明, 創(chuàng)新行為的ICC1和ICC2分別為0.26與0.60, 組內一致性Rwg為0.93。因此可以采用跨層次分析方法對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。本研究數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析的軟件為SPSS 22.0和Mplus 7.40。

4 數(shù)據(jù)分析與結果

4.1 描述性統(tǒng)計分析

表2顯示了本研究所涉及變量的描述性統(tǒng)計結果(包括均值、標準差、相關系數(shù)和內部一致性系數(shù))。

表2 變量描述性統(tǒng)計及相關系數(shù)(N = 247)

圖2 MSEM路徑分析圖

4.2 假設檢驗

研究者采用跨層次結構方程模型和蒙特卡洛(Monte Carol)置信區(qū)間估計方法來檢驗本研究提出的假設(Preacher, Zyphur, & Zhang, 2010)。在圖2中, 路徑a表示教練型領導對創(chuàng)造力自我效能感的影響, 路徑b表示創(chuàng)造力自我效能感對創(chuàng)新行為的影響, 路徑c表示教練型領導對創(chuàng)新行為的直接效應, 路徑 d表示個體傳統(tǒng)性對路徑 a的調節(jié)效應,路徑 e1~e5表示控制變量的影響作用。另外, a×b表示中介效應的大小, a×b+c表示教練型領導對創(chuàng)新行為的總效應。

從表3中可以看到, 教練型領導行為分別對創(chuàng)新行為(γ= 0.23,p< 0.05)和創(chuàng)造力自我效能感(γ=0.27,p< 0.05)具有顯著的正向影響作用, 由此假設1和假設2a得到驗證; 其次, 創(chuàng)造力自我效能感亦顯著正向影響創(chuàng)新行為(γ= 0.37,p< 0.01), 教練型領導對創(chuàng)新行為的直接效應不顯著(γ= 0.13,p>0.05), 說明創(chuàng)造力自我效能感在教練型領導和創(chuàng)新行為之間起完全中介作用(γ= 0.10,p< 0.05), 假設2b和假設2c得到驗證, 蒙特卡洛模擬方法檢驗結果表明, 中介作用的95%無偏置信區(qū)間不包含零(LLCI = 0.02, ULCI = 0.25), 因此假設2c得到進一步驗證。此外, 員工的個體傳統(tǒng)性顯著正向調節(jié)教練型領導和創(chuàng)造力自我效能感的關系(γ= 0.45,p<0.01), 因此假設3a得到驗證。

為了更直觀的反映個體傳統(tǒng)性的調節(jié)效應, 研究者繪制了個體傳統(tǒng)性在高于和低于均值一個標準差的水平下對教練型領導和創(chuàng)造力自我效能感關系的調節(jié)作用圖。從圖3可以看到, 對于個體傳統(tǒng)性水平較高的員工, 教練型領導對其創(chuàng)造力自我效能感的正向影響效果更顯著(β= 0.44,p< 0.001);反之, 對于個體傳統(tǒng)性水平較低的員工, 教練型領導亦正向影響創(chuàng)造力自我效能感, 但結果并不顯著(β= 0.03,p> 0.05), 假設3a得到進一步驗證。

表4顯示了本研究被調節(jié)的中介效應蒙特卡洛檢驗的結果。從表4可知, 在個體傳統(tǒng)性較高的條件下, 教練型領導通過創(chuàng)造力自我效能感影響創(chuàng)新行為的間接效應為0.18 (95% LLCI = 0.06, ULCI =0.32), 在個體傳統(tǒng)性較低的條件下, 教練型領導通過創(chuàng)造力自我效能感影響創(chuàng)新行為的間接效應為0.03 (95% LLCI = ?0.06, ULCI = 0.15), 組間差異值為0.15 (95% LLCI = 0.05, ULCI = 0.26), 達到顯著性水平。由此可見, 教練型領導對員工創(chuàng)新行為的間接效應受到個體傳統(tǒng)性的調節(jié), 存在被調節(jié)的中介效應, 假設3b得到驗證。

表4 被調節(jié)的中介效應

5 討論

員工的創(chuàng)新行為是企業(yè)競爭力的微觀基礎與重要來源, 因此如何有效激發(fā)員工的創(chuàng)新行為事關企業(yè)的生存與發(fā)展。本研究基于文化自我表征理論構建了一個跨層次結構方程模型來探討中國文化情境下教練型領導與文化價值觀(個體傳統(tǒng)性)的協(xié)同效應如何通過創(chuàng)造力自我效能感影響下屬創(chuàng)新行為, 數(shù)據(jù)分析結果支持了本研究提出的假設。

5.1 理論貢獻

首先, 本研究豐富了領導風格激發(fā)員工創(chuàng)新行為內在機理的研究。對于領導風格與創(chuàng)新行為之間的關系, 以往研究大多采用社會認知理論(Dhar,2016; 馬璐, 王丹陽, 2016)或社會交換理論(Jaiswal& Dhar, 2015; 徐振亭, 羅瑾璉, 2016)視角, 而本研究則采用文化自我表征理論視角來探討教練型領導與個體文化價值觀(個體傳統(tǒng)性)的互動如何通過創(chuàng)造力自我效能感來影響個體的創(chuàng)新行為, 這不僅有助于更好地理解中國情境下員工創(chuàng)新行為的內在激發(fā)與外在調節(jié)機制, 也為解釋領導行為如何影響個體行為提供了嶄新的理論視角。

其次, 本研究也豐富了關于創(chuàng)造力自我效能感的文獻。與以往研究單純從認知視角切入來探討創(chuàng)造力自我效能感在領導行為與創(chuàng)新行為關系中的作用不同, 本研究基于文化自我表征理論探討了文化價值觀變量與領導行為的協(xié)同對個體創(chuàng)造力自我效能感的影響作用。研究結果一方面支持了Knippenberg, van Knippenberg, De Cremer和Hogg(2004)提出的“領導行為→個體自我概念→員工行為”的概念模型, 另一方面也深化了個體創(chuàng)造力自我效能感驅動機制的研究。

最后, 本研究基于文化自我表征理論并立足于中國文化情境, 假設并驗證了個體傳統(tǒng)性在教練型領導影響創(chuàng)造力自我效能感過程中的正向調節(jié)作用。該研究結果一方面有助于理解員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生的邊界條件, 澄清教練型領導這一西方構念在中國情境下影響創(chuàng)新行為的邊界條件, 在理論上澄清了教練型領導在什么情境下可以更好地激發(fā)員工的創(chuàng)新行為, 在實踐上有助于為我國企業(yè)員工的創(chuàng)新行為管理提供指導。另一方面, 研究結果也進一步證實了文化自我表征理論的觀點, 即文化價值觀與管理措施的互動會影響個體的自我概念及后續(xù)行為。該研究結果不僅有助于深刻理解管理情境中員工創(chuàng)新行為驅動來源及過程的實質, 豐富自我表征理論的相關研究, 在提升企業(yè)員工創(chuàng)新行為管理實踐成效方面也具有重要的理論指導價值。

5.2 實踐貢獻

本研究結果表明, 教練型領導作為一種有利于改善員工態(tài)度和改進個體行為的重要領導風格, 有助于激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。因此, 對于領導者和管理者, 企業(yè)可以通過定期開展培訓的方法, 使領導者在管理實踐中更多的從員工的工作需求和切實利益出發(fā), 通過授權、開放性溝通, 信息和資源分享, 提供發(fā)展機會, 給予和接收員工反饋以及持續(xù)考核等方法來改善員工的心智模式, 開發(fā)員工潛能,促進員工的創(chuàng)新行為; 此外, 在績效管理方面可以加強指導下屬方面考核的力度。

本研究還發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造力自我效能感在教練型領導與創(chuàng)新行為關系中的中介作用, 因此領導者(管理者)可以通過培養(yǎng)和提升下屬創(chuàng)造力自我效能感來激發(fā)下屬的創(chuàng)新行為。例如, 管理者可以通過言語引導、設置榜樣以及強化等方法來提升員工的創(chuàng)造力自我效能感; 此外, 組織也可以通過倡導高績效文化, 通過創(chuàng)設各種支持性的工作條件和環(huán)境,著力提高員工的績效水平來提高員工的創(chuàng)造力自我效能感水平和創(chuàng)新活動的參與度。

此外, 本研究還發(fā)現(xiàn)個體傳統(tǒng)性在教練型領導與創(chuàng)造力自我效能感之間起著調節(jié)作用。相對于高個體傳統(tǒng)性的員工, 低個體傳統(tǒng)性員工的積極行為較少依賴于領導者的影響。因此, 企業(yè)管理者應加強對低個體傳統(tǒng)性員工的關注, 溝通與互動過程中多采用參與、授權、信任及資源共享等方式, 避免威權, 進而提升他(她)們對教練型領導行為的感知度和認可度, 從而提升教練型領導的有效性。另外,對于傳統(tǒng)性水平較低的個體, 特別是新生代員工,通過各種活動有效提升其傳統(tǒng)性水平也非常重要。

5.3 局限性與未來研究方向

盡管本研究探討了教練型領導影響員工創(chuàng)新行為的中介機制和邊界條件, 也取得了一定的研究成果, 但還是存在著一些局限性, 主要有以下方面：第一, 盡管研究者采用了配對追蹤和多來源方法來收集數(shù)據(jù), 但仍然不是嚴格意義上的縱向研究,同時數(shù)據(jù)主要來自被試的主觀報告, 導致本研究可能還是會存在一定的同源方法變異, 這可能會影響本研究結果的準確性和外部效度。未來研究可以采用縱向研究設計和情景實驗相結合的方法, 同時擴大數(shù)據(jù)的評價來源或采用客觀數(shù)據(jù)可以在一定程度上提高本研究結論的精確程度和外部效度; 第二,本研究樣本主要來自于華南地區(qū), 研究結果是否適用于其它地區(qū)還需要進一步檢驗, 未來研究可以采用擴大樣本來源或聚焦某一特定行業(yè)領域的樣本進行研究來提高研究結果的外部效度; 第三, 本研究基于文化價值觀視角探討了教練型領導與創(chuàng)新行為的關系中的中介機制與邊界條件, 但是這個過程中還會有哪些中介機制需要進一步研究, 另外本研究探討了個體傳統(tǒng)性在這個過程中的調節(jié)作用,但是其它具有中國特色的情境因素(例如, 差序氛圍、中庸思維和上下級關系)是否會影響教練型領導激發(fā)下屬創(chuàng)新行為的過程也需要進一步研究。

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