□ 陳艷艷 趙永樂 孫 銳

內(nèi)容提要 本文以長三角448 家制造企業(yè)為調(diào)查對象，從組織情緒的角度分析家長式領(lǐng)導(dǎo)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并探析組織情緒能力的中介作用。 實證結(jié)果顯示：家長式領(lǐng)導(dǎo)風格的仁慈和德行領(lǐng)導(dǎo)通過組織情緒能力對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響， 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)通過影響組織情緒能力對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生消極影響。 基于此，管理者可以通過對員工施恩或以身作則，營造良好的組織情緒氛圍，消除創(chuàng)造力發(fā)揮的障礙，調(diào)動員工積極性去探索復(fù)雜的創(chuàng)新工作，進而增進企業(yè)創(chuàng)新績效。

一、問題的提出

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力。 黨的十九大報告明確提出，我國要加快建設(shè)創(chuàng)新型國家，著力構(gòu)建以企業(yè)為主體的技術(shù)創(chuàng)新體系。 面對新時代高質(zhì)量發(fā)展的要求和激烈的市場競爭， 技術(shù)創(chuàng)新在很大程度上決定了一個企業(yè)的生存和發(fā)展空間。如何有效推動創(chuàng)新、提升創(chuàng)新績效，是當前我國企業(yè)迫切需要解決的重大問題。 創(chuàng)新可以是突變式的全新重大突破，也可以是漸進式的微小改進。目前學(xué)術(shù)界圍繞突變或漸進創(chuàng)新開展了豐富的前因變量研究， 其中領(lǐng)導(dǎo)風格作為創(chuàng)新的前因變量受到學(xué)者們越來越多的關(guān)注。戰(zhàn)略領(lǐng)導(dǎo)理論認為，領(lǐng)導(dǎo)風格代表著更高層次的能力， 并隨著領(lǐng)導(dǎo)者的經(jīng)驗、個性以及價值觀的不同而表現(xiàn)出眾多形式，它能夠影響組織創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇（Finkelstein&Hambrick，1997）。 西方學(xué)界關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)風格對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究多聚焦于轉(zhuǎn)換型、 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)方式等領(lǐng)導(dǎo)理論層面。從中國的現(xiàn)實來看，我國企業(yè)管理者受傳統(tǒng)思想觀念影響較深， 多采取的是一種不同于西方的家長式行事風格，呈現(xiàn)出威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)與德行領(lǐng)導(dǎo)并存的一種“混合型特點”。 因此， 源于西方的領(lǐng)導(dǎo)理論不足以充分解釋中國企業(yè)組織的領(lǐng)導(dǎo)行為、 管理方式及其對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響。

同時，組織情緒能力是組織的重要資源，是為組織創(chuàng)新活動提供動力的能量源泉（Ashforth，1995），因為創(chuàng)新產(chǎn)生于復(fù)雜的認知過程，是一種情緒性勞動和情感體驗過程。 在國內(nèi)外關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)角色對員工創(chuàng)新行為影響的研究中， 少有學(xué)者將個體特質(zhì)的情緒狀態(tài)作為創(chuàng)新行為影響因素。 對于組織情緒能力與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系， 以及組織情緒能力在領(lǐng)導(dǎo)風格與創(chuàng)新行為之間究竟扮演什么角色的研究更是鮮見。

綜上所述， 家長式領(lǐng)導(dǎo)能否通過組織情緒能力影響企業(yè)創(chuàng)新績效， 是一個源起于中國實踐場景、亟待深化研究的命題。 基于此，本文旨在解決以下幾個問題：其一，家長式領(lǐng)導(dǎo)對企業(yè)創(chuàng)新績效是否產(chǎn)生影響，影響是正面還是負面的，以及仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)三維度分別對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生什么影響？其二，家長式領(lǐng)導(dǎo)是否對組織情緒能力產(chǎn)生影響， 以及能否通過組織情緒能力影響企業(yè)創(chuàng)新績效，如果能產(chǎn)生影響，將會以何種方式影響企業(yè)創(chuàng)新績效？

二、文獻回顧與研究框架

（一）概念界定

1.家長式領(lǐng)導(dǎo)風格

本文對家長式領(lǐng)導(dǎo)風格作出以下界定：與父權(quán)作風相類似，擁有強大、清晰的權(quán)威，且具有樹立典范、體諒及照顧下屬的領(lǐng)導(dǎo)成份，反映為“仁慈領(lǐng)導(dǎo)、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)”的三維度特征。其中，仁慈領(lǐng)導(dǎo)具體反映為對下屬的維護及照顧，具有“寬容體諒、個別照顧”兩行為維度特征，下屬相應(yīng)會對領(lǐng)導(dǎo)者者恩情有所感念，犧牲小我，全身投入工作，以作出滿足領(lǐng)導(dǎo)預(yù)期的行為；威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)反映為整飭自身形象并發(fā)生教誨行為，具有“隱匿、專權(quán)、嚴峻、威服、教誨”五行為維度特征，下屬則表現(xiàn)出敬畏、順從、羞愧與服從的行為，不唱反調(diào)、公開附和、無條件接受領(lǐng)導(dǎo)安排、與領(lǐng)導(dǎo)不發(fā)生公開沖突；德行領(lǐng)導(dǎo)反映為以身作則、公私分明，具有“正直盡責、無私典范、不占便宜”三行為維度特征，下屬受此影響會產(chǎn)生對組織及領(lǐng)導(dǎo)者的認同感，且對領(lǐng)導(dǎo)者的行為予以效仿（周麗芳等，2000）。

2.組織情緒能力

情緒是人類的一種基本心理過程， 是人對客觀事物的感知與態(tài)度，是心理活動產(chǎn)生組織力量，使得人的決策與行為受到影響。 組織情緒是組織內(nèi)的情緒反應(yīng)，通常涵蓋認知、感覺、價值觀、信念等隱性資源，而創(chuàng)新作為一種情緒勞動，其水平及效率受組織情緒的影響，是強化企業(yè)競爭力、提升員工工作積極性的關(guān)鍵因素（George，2007）。 組織情緒能力已然成為組織研究的新興主題， 受到學(xué)界的廣泛關(guān)注。

對于組織情緒能力，Huy（2008）有以下定義：組織對員工情感監(jiān)測、感知、運用、認知及調(diào)整，并運用內(nèi)部的制度、 管理及規(guī)則對員工情感予以喚醒的能力。 假如管理人員可以對雇員的滿意度及情緒進行及時、精準的評價，進而運用合理方案對員工情緒問題進行處理， 能夠?qū)T工的消極情緒進行疏導(dǎo)， 對各類不同的情緒訴求予以協(xié)調(diào)并實現(xiàn)同化，可以使得組織運作更為有效，組織創(chuàng)造力提升。此外，組織內(nèi)部具有良好情緒氛圍能夠增進員工間的合作與互動， 并實現(xiàn)更為全面的知識共享，推動個體和組織創(chuàng)新的良性發(fā)展。

3.創(chuàng)新績效

本文以組織層面的創(chuàng)新績效作為研究對象，認為企業(yè)的創(chuàng)新績效是個體在組織層面成功運用自身的原創(chuàng)思維（Oldham & Cummings，1996；Gumusluoglu & Ilsev，2009），具體涵蓋創(chuàng)新的產(chǎn)出結(jié)果、效率及其對企業(yè)的貢獻（高建等，2004）。 由于國內(nèi)制造企業(yè)缺乏專利保護意識的現(xiàn)象廣泛存在，利用專利數(shù)評估企業(yè)的創(chuàng)新績效有所不足，因此，本文選取新技術(shù)、新產(chǎn)品、新市場、新服務(wù)等作為主要衡量指標。

（二）研究框架的構(gòu)建

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展與成長的必然路徑。 創(chuàng)新能夠有效填補企業(yè)自身存在的不足（Leung，2003）。某種意義上， 企業(yè)的發(fā)展成長就是一個持續(xù)創(chuàng)新的過程。在創(chuàng)新產(chǎn)出的眾多影響因素中，領(lǐng)導(dǎo)風格具有決定性作用（王飛絨和陳文兵，2012，呂沖沖等，2018）。根據(jù)高階理論，戰(zhàn)略領(lǐng)導(dǎo)者的特征能夠由企業(yè)整體組織績效予以直接體現(xiàn)（Hambrick，2007），他們以自身特征為參照，從個性化視角對面臨的組織情境予以判斷及詮釋， 進而對企業(yè)戰(zhàn)略進行決策， 并由此對組織內(nèi)其他個體甚至是企業(yè)整體績效及行為施加影響（Hambrick & Mason，1984）。 Wickham（2001）構(gòu)建的創(chuàng)業(yè)過程模型，從創(chuàng)業(yè)行為方面對創(chuàng)業(yè)者的核心地位進行了肯定，并闡明其承擔的組建隊伍、創(chuàng)業(yè)機會識別、領(lǐng)導(dǎo)團隊、資源管理等職責。 本文以高階理論為基礎(chǔ)，對企業(yè)創(chuàng)新績效與領(lǐng)導(dǎo)風格之間的關(guān)系進行探討。

創(chuàng)新作為情緒勞動之一， 其具體執(zhí)行受到眾多因素的影響，譬如：工作環(huán)境、領(lǐng)導(dǎo)風格、個人能力等，情緒也涵蓋在內(nèi)。 組織是眾多個體構(gòu)成的，組織內(nèi)的不同個體均會受他人及自身情緒的作用。組織具有的情緒能力越強，相應(yīng)的情緒調(diào)控能力就會越強， 由此就能夠使得員工產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為，并對組織內(nèi)部知識共享產(chǎn)生積極影響，而組織公民行為與知識共享能夠顯著影響個體創(chuàng)新與組織創(chuàng)新（劉朝等，2014）。 一定意義上，可以認為領(lǐng)導(dǎo)行為與組織情緒能力是具有關(guān)聯(lián)的統(tǒng)一整體，兩者能夠發(fā)生交互并影響個體的角色認同，而對自己的創(chuàng)造性角色認同的員工， 會積極地尋求解決問題的新方法，其也具有更高的創(chuàng)新水平（童金根等，2017）?；诖?，本文對企業(yè)組織情緒能力在創(chuàng)新績效與領(lǐng)導(dǎo)風格之間具有的中介作用進行探究，從而構(gòu)建“領(lǐng)導(dǎo)風格特征—組織情緒能力—組織創(chuàng)新績效”研究模型，如圖1 所示。

圖1 概念模型

三、研究假設(shè)

（一）家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與創(chuàng)新績效

樊景立和鄭伯塤等（2000）率先提出了與西方領(lǐng)導(dǎo)理論存在差異的家長式領(lǐng)導(dǎo)理論， 認為家長式領(lǐng)導(dǎo)風格具有雙重作風，不僅有包容、關(guān)愛、公正與廉潔的道德體系，還含有嚴明的紀律與權(quán)威，并進一步將家長式領(lǐng)導(dǎo)風格從兩維度 （施恩、立威）拓展為廣受認同的三維度（德行、仁慈、威權(quán)）。Farh & Cheng（2000）的研究顯示，對仁慈領(lǐng)導(dǎo)，下屬一般反映為知恩圖報；對德行領(lǐng)導(dǎo)，下屬一般反映為尊重效法；對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)，下屬一般反映為順從敬畏。 也就是說，領(lǐng)導(dǎo)風格的不同，一般下屬會出現(xiàn)差異化反映， 這也是分析家長式領(lǐng)導(dǎo)風格有效性的基礎(chǔ)。

仁慈領(lǐng)導(dǎo)關(guān)懷體恤下屬， 能夠提供其所需的資源并構(gòu)建雙方的密切聯(lián)系（黃培倫等，2014）。領(lǐng)導(dǎo)的施恩能夠使得下屬有更高的工作積極性，為決策提供積極意見與智慧 （林春培和莊伯超，2014），最終實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新績效的整體性提升。 德行領(lǐng)導(dǎo)則反映為以身作則、公私分明、個人修養(yǎng)及操守極佳，給予下屬更多的公平與公正感，使下屬更愿意對領(lǐng)導(dǎo)者的價值觀追隨、順從與認可，并更積極地尋找問題解決方案。反之，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)則對等級觀念較為注重， 借助自身具有的權(quán)力對下屬進行貶低與打壓， 下屬內(nèi)心感知的程序公平感及組織認同感被削弱， 進而導(dǎo)致下屬的工作積極性受影響， 使得企業(yè)及員工的創(chuàng)新能力受到直接影響（劉冰等，2017；劉小禹等，2018）。 所以，本文給出下述假設(shè)：

H1：對企業(yè)創(chuàng)新績效，仁慈領(lǐng)導(dǎo)具有正向影響；

H2：對企業(yè)創(chuàng)新績效，德行領(lǐng)導(dǎo)具有正向影響；

H3：對企業(yè)創(chuàng)新績效，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)具有負向影響。

（二）組織情緒能力與創(chuàng)新績效

作為組織能力的來源之一， 組織情緒會極大地影響組織行為與結(jié)果（Amabile 等，2005；Hareli& Rafaeli，2008；趙晨，2017）。 依據(jù)“情緒——概念——行為”框架可知，情緒會與個體對一般事務(wù)及個體的體驗、經(jīng)歷、感知密切相關(guān)，進而對組織行為的形成機制產(chǎn)生間接影響作用。Huy（2008）提出，作為組織創(chuàng)新的關(guān)鍵驅(qū)動因素，組織情緒能力會極大地影響到組織創(chuàng)新績效。實質(zhì)上，較強的組織情緒能力可以提供員工開展交流與溝通所需的氛圍。 員工在此類氛圍下能夠?qū)ο嗷ラg的工作技巧及情感進行自由分享，如此可對新產(chǎn)品、工序及服務(wù)的開發(fā)產(chǎn)生積極影響， 進而推動組織創(chuàng)新績效水平的提升。周飛等（2015）認為，必須使得情緒主體間的互動良性化方可使得組織情緒潛能得到有效激發(fā)，進而實現(xiàn)組織創(chuàng)新效益的優(yōu)化，否則會削弱員工的積極性，影響企業(yè)的創(chuàng)新績效。 因此，若是組織具有較高的情緒能力， 則能夠更有力地對組織情緒資源進行引導(dǎo)、調(diào)節(jié)和應(yīng)用，相應(yīng)地能夠?qū)崿F(xiàn)更多創(chuàng)新性資源及生產(chǎn)性資源的轉(zhuǎn)化。 所以，本文給出以下假設(shè)：

H4：組織創(chuàng)新績效與組織情緒能力之間具有正向關(guān)系。

（三）家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與組織情緒能力

家長式領(lǐng)導(dǎo)需利用組織情緒能力間接地對組織創(chuàng)新績效施加影響。為確保自身的權(quán)威，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)刻意拉開自身與員工間的距離， 不會與下屬進行充分交流，導(dǎo)致下屬缺乏足夠的安全感，因而對自我創(chuàng)新及團隊交流缺乏積極態(tài)度。 仁慈領(lǐng)導(dǎo)能夠給予員工以寬容與支持， 提供下屬提升所需的平臺，創(chuàng)造下屬所需的自由氛圍，使得員工充分認識到領(lǐng)導(dǎo)對自身的重視與需求， 對推動團隊知識的交流與整合具有積極影響。 德行領(lǐng)導(dǎo)則依靠自身具有的個人魅力（譬如：以身作則、公私分明）對下屬予以感染， 使得員工能夠充分認同團隊的價值觀，進而實現(xiàn)團隊協(xié)作能力的提升。

所以，本文給出下述假設(shè)：

H5：對組織情緒能力，仁慈領(lǐng)導(dǎo)具有正向影響；

H6：對組織情緒能力，德行領(lǐng)導(dǎo)具有正向影響；

H7：對組織情緒能力，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)具有負向影響。

（四）組織情緒能力的中介作用

個體層次情緒問題的相關(guān)研究表明， 情緒動態(tài)性在領(lǐng)導(dǎo)風格對組織行為影響過程中起到中介性質(zhì)的變量作用（劉朝等，2014）。組織情緒能力是情緒動態(tài)性在組織整體上的表現(xiàn)， 在領(lǐng)導(dǎo)風格促進組織整體行為過程中， 同樣起到明顯的中介作用。此外，個體或組織所擁有的有利資源和條件相對穩(wěn)定，其能效較為守恒且能夠?qū)崿F(xiàn)轉(zhuǎn)化。從具體層面來分析，高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)，即仁慈和德行領(lǐng)導(dǎo)，能夠促進組織內(nèi)部增加績效水平的期望和動力，有效地激勵員工為提高績效而付出努力， 進而在組織內(nèi)部凝聚成一股奮發(fā)向上的情緒， 讓員工彼此之間實現(xiàn)相互鼓勵和支持， 使得創(chuàng)新效率得到有效提升；而低質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)，即威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)，它將阻礙組織內(nèi)部產(chǎn)生有利的情緒氛圍， 使員工難以獲得多方面的資源支持， 進而導(dǎo)致員工的工作積極性和情緒都不健康（仲理峰等，2013）。 從上述分析可知， 家長式領(lǐng)導(dǎo)風格中的三個維度對組織行為會產(chǎn)生不同影響，并分別產(chǎn)生不同的集體情緒，進而對組織整體的行為結(jié)果產(chǎn)生不同性質(zhì)的影響。

因此本文作出以下假設(shè)：

H8：組織情緒能力在家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與組織創(chuàng)新績效之間起中介作用。

四、實證分析

（一）變量選擇

本文采用問卷調(diào)查法， 其中家長式領(lǐng)導(dǎo)風格的測量采用Farh et al.（2006） 針對中國情境所開發(fā)的家長式領(lǐng)導(dǎo)風格量表。 該量表沿用鄭伯塤等（2000）開發(fā)的家長式領(lǐng)導(dǎo)三元模型量表，包括仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)與威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)三個維度，包含32個題項，其中仁慈領(lǐng)導(dǎo)11 項（個別照顧6 項、體諒寬容5 項）、德行領(lǐng)導(dǎo)9 項（正直5 項、無私典范4項）、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)12 項（威服3 項、專權(quán)2 項、隱匿2項、嚴峻3 項和教誨2 項）。 組織情緒能力的測量則基于Byrne et al.（2009）所開發(fā)的組織情緒能力量表，包含21 個題項，其中鼓勵3 項、自由表達4項、環(huán)境氛圍3 項、情感體驗5 項、合作交流3 項、身份認同3 項； 組織創(chuàng)新量表借鑒錢錫紅等（2010）的研究，包含7 個題項，其中管理創(chuàng)新4項， 技術(shù)創(chuàng)新3 項。 各量表均采用Likert 五級測量， 分別以1 到5 的分值表達主觀符合程度。 此外，控制變量包括性別、最高學(xué)歷、工作年限、企業(yè)性質(zhì)。

（二）問卷調(diào)查與數(shù)據(jù)來源

本文的調(diào)查對象為制造企業(yè)從事技術(shù)和研發(fā)創(chuàng)新的員工， 調(diào)查企業(yè)選取的具體標準為：（1）企業(yè)創(chuàng)建時間在5年以上；（2）位于長三角地區(qū)；（3）不限定行業(yè)。

調(diào)查過程分為兩個階段：第一個階段進行小樣本預(yù)測試，共有效回收問卷118 份。參照已有研究中問卷修正的常用做法，本研究采用“修正后的項總相關(guān)系數(shù)（CITC）”這一指標來凈化預(yù)測試問卷的測量項目，并利用內(nèi)部一致性系數(shù)（α 系數(shù)）來檢驗測量問卷的信度， 針對小樣本預(yù)測試的結(jié)果及相關(guān)反饋信息， 對問卷進行修正并最終得到正式的調(diào)查問卷。 第二階段進行大樣本數(shù)據(jù)收集和分析，為方便采樣，采用抽樣方法從492 家企業(yè)獲得492 份樣本數(shù)據(jù)，經(jīng)仔細篩查，剔除無效問卷44 份， 最終保留448 家企業(yè)的448 份有效問卷。對于樣本數(shù)據(jù)中存在的缺失值， 本研究采用序列均值替代。有效樣本中:民營企業(yè)占97.8%；男性占45.5%；工作年資5年以下的占59.2%；年齡以35歲以下為主(占78.3%)；學(xué)歷以本科及以下為主(占81.5%)。

（三）因子分析與信效度檢驗

本文采用Harman’s 單因子檢驗法來進行同源方法偏差的檢驗， 將所有變量的題項進行未旋轉(zhuǎn)因子分析來考察共同方法偏差問題。結(jié)果表明，第一個主成分的方差解釋變異為19.42%，小于總變異解釋67.11%的一半，可以判定共同方法偏差現(xiàn)象未對本研究造成嚴重影響。

本文運用SPSS 22.0 進行量表的信度和聚合效度檢驗，并利用AMOS 22.0 檢驗各個測量指標的區(qū)別效度。 經(jīng)檢驗，家長式領(lǐng)導(dǎo)的Cronbach’s α系數(shù)為0.732，其中，仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo) 的Cronbach’s α 系 數(shù) 分 別 為0.948、0.709、0.928， 表明家長式領(lǐng)導(dǎo)變量以及各個維度的設(shè)置都較可信。 仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的9 項測量指標的標準化因子載荷系數(shù)均大于0.65 的推薦值標準，并且仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的平均方差提取值（AVE） 分別為0.580、0.702 與0.630，均大于0.5 的推薦值，表明測量家長式領(lǐng)導(dǎo)風格的變量具有良好的聚合效度。 驗證因子分析顯示， 家長式領(lǐng)導(dǎo)風格指標的絕對擬合指數(shù)2/df=2.537〈3，規(guī)范擬合指數(shù)NFI=0.926，比較擬合指數(shù)CFI=0.954， 良性擬合指標GFI=0.910、IFI=0.954，非標準擬合指標TLI=0.949，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.045〈0.08，說明家長式領(lǐng)導(dǎo)風格量表擬合效果比較理想。

組 織 情 緒 能 力 的Cronbach’s α 系 數(shù) 為0.956，高于0.80 的推薦值標準，表明組織情緒能力量表用于測量對應(yīng)的潛變量是合理且可靠的。組織情緒能力的6 項測量指標的標準化載荷系數(shù)均大于0.65 的推薦值標準，并且組織情緒能力的平均方差提取值（AVE）為0.594，大于0.5 的推薦值，表明測量組織情緒能力的變量具有良好的聚合效度。 驗證性因子分析顯示，組織情緒能力指標的絕對擬合指數(shù)2/df=2.907〈3， 規(guī)范擬合指數(shù)NFI=0.941，比較擬合指數(shù)CFI=0.927，良性擬合指標GFI=0.923、IFI=0.970， 非標準擬合指標TLI=0.932，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.054〈0.08， 說明組織情緒能力量表擬合效果比較理想。

組織創(chuàng)新績效的Cronbach’s α 系數(shù)為0.944，高于0.80 的推薦值標準，表明組織創(chuàng)新績效量表用于測量對應(yīng)的潛變量是合理且可靠的。 組織創(chuàng)新績效的2 項測量指標的標準化載荷系數(shù)均大于0.65 的推薦值標準， 并且組織創(chuàng)新績效的平均方差提取值（AVE）為0.654，大于0.5 的推薦值，表明測量組織創(chuàng)新績效的變量具有良好的聚合效度。驗證性因子分析顯示，組織創(chuàng)新績效指標的絕對擬合指數(shù)2/df=3.142〈5， 規(guī)范擬合指數(shù)NFI=0.916，比較擬合指數(shù)CFI=0.954，良性擬合指標GFI=0.912、IFI=0.903，非標準擬合指標TLI=0.922，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.072〈0.08， 說明組織創(chuàng)新績效量表擬合效果比較理想。

（四）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

利用SPSS 22.0 統(tǒng)計軟件對各個變量做描述性統(tǒng)計分析并計算變量之間的Pearson 相關(guān)系數(shù)，考察變量之間聯(lián)系的緊密程度。 描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析結(jié)果如表1 所示。

（五）直接效應(yīng)分析

相關(guān)性分析結(jié)果顯示，家長式領(lǐng)導(dǎo)風格、組織情緒能力與組織創(chuàng)新績效3 個變量間的大部分假設(shè)都得到了初步驗證。為進一步驗證相關(guān)關(guān)系，本文運用AMOS 22.0 軟件對變量間假設(shè)關(guān)系進行路徑分析，模型的絕對擬合指數(shù)2/df=1.87〈3，近似誤差均方根RMSEA=0.052〈0.08，其他相關(guān)擬合指數(shù)均大于0.9，模型適配指標良好，路徑關(guān)系如圖2 所示。

表1 研究變量與相關(guān)性統(tǒng)計

圖2 路徑系數(shù)圖

根據(jù)路徑分析結(jié)果， 仁慈領(lǐng)導(dǎo)與組織創(chuàng)新績效呈顯著正向關(guān)系（β=0.27，p〈0.05），德行領(lǐng)導(dǎo)與組織創(chuàng)新績效呈顯著正向關(guān)系（β=0.30，p〈0.05），威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與組織創(chuàng)新績效呈顯著性的負向關(guān)系（β=-0.1，p〈0.05）， 由此假設(shè)H1、H2、H3 得到驗證； 組織情緒能力與組織創(chuàng)新績效呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系（β=0.32，p〈0.0,1），由此假設(shè)H4 得到驗證。仁慈領(lǐng)導(dǎo)與組織情緒能力呈顯著正向關(guān)系 （β=0.45，p〈0.01），德行領(lǐng)導(dǎo)與組織情緒能力呈顯著正向關(guān)系（β=0.41，p〈0.01），威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與組織情緒能力呈顯著性負向關(guān)系（β=-0.19，p〈0.05），因此假設(shè)H5、H6、H7 得到驗證。

（六）中介效應(yīng)分析

本文采用逐步回歸分析檢驗方法對組織情緒能力在家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與組織創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)進行檢驗。 結(jié)果見表2。

表2 中的模型2 表明，在考慮控制變量以后，仁慈領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新績效正向影響顯著 （β=0.515，p〈0.001）；模型1 表明，仁慈領(lǐng)導(dǎo)對組織情緒能力正向影響顯著（β=0.551，p〈0.001）；模型3 表明，引入中介變量組織情緒能力以后，組織情緒能力對創(chuàng)新績效的影響顯著（β=0.427，p〈0.001），同時仁慈領(lǐng)導(dǎo)風格對創(chuàng)新績效的影響明顯減?。é?0.280，p〈0.001）， 這表明組織情緒能力在仁慈領(lǐng)導(dǎo)風格與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。 模型5表明，在考慮控制變量以后，德行領(lǐng)導(dǎo)風格對創(chuàng)新績效正向影響顯著（β=0.270，p〈0.001）；模型4 表明， 德行領(lǐng)導(dǎo)對組織情緒能力正向影響顯著（β=0.514，p〈0.001）；模型6 表明引入中介變量組織情緒能力以后， 組織情緒能力對創(chuàng)新績效的影響顯著（β=0.346，p〈0.001），同時德行領(lǐng)導(dǎo)風格對創(chuàng)新績效的影響明顯減?。é?0.215，p〈0.001），這表明組織情緒能力在德行領(lǐng)導(dǎo)風格與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。模型8 表明，在考慮控制變量以后， 威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)風格對創(chuàng)新績效負向影響顯著（β=-0.292，p〈0.001）；模型7 表明，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對組織情緒能力負向影響顯著 （β=-0.439，p〈0.001）；模型8 表明，引入中介變量組織情緒能力以后，組織情緒能力對創(chuàng)新績效的影響顯著 （β=0.396，p〈0.001）， 同時威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)風格對創(chuàng)新績效的影響的絕對值明顯減小（β=-0.118，p〈0.001），這表明組織情緒能力在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)風格與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。 由此，假設(shè)H8 得到驗證。

五、結(jié)論

本文通過448 家制造企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)驗證了家長式領(lǐng)導(dǎo)風格、組織情緒能力、組織創(chuàng)新績效之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：家長式領(lǐng)導(dǎo)風格的仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)會對企業(yè)的創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)則對組織創(chuàng)新績效產(chǎn)生負向影響； 仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)對組織情緒能力產(chǎn)生正向影響，并借助組織情緒能力對組織創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對組織情緒能力產(chǎn)生負向影響，并借助組織情緒能力對組織創(chuàng)新績效產(chǎn)生負向影響。

表2 組織情緒能力的中介效應(yīng)分析

上述結(jié)論為企業(yè)管理實踐提供了重要參考。情緒問題不但阻礙企業(yè)和諧健康發(fā)展， 還導(dǎo)致從事創(chuàng)新工作的員工工作效率低下， 最終影響企業(yè)的創(chuàng)新績效。因此，企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)多關(guān)注企業(yè)內(nèi)的情緒狀態(tài)， 采用有利于與員工進行情感交流的領(lǐng)導(dǎo)方式。 具體來說，在上下級互動時，給予研發(fā)人員關(guān)懷、體諒與照顧，展示公私分明、以身作則的品行，減少個人專權(quán)、行政層級距離感，讓研發(fā)人員感知到輕松愉悅的情緒氛圍， 從而有效地調(diào)動其積極性，去探索和認知復(fù)雜的工作，進而提高企業(yè)整體的創(chuàng)新績效。