楊克儉，周龍志，張 垚，朱 靚，羅正學(xué)

(1.中國人民解放軍聯(lián)勤保障部隊第960醫(yī)院衛(wèi)勤部，濟南 250001；2.中國人民解放軍63660部隊，馬蘭 841700；3.空軍軍醫(yī)大學(xué)軍事預(yù)防醫(yī)學(xué)系，西安 710032；4.空軍軍醫(yī)大學(xué)唐都醫(yī)院，西安 710038)

本研究旨在探討謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為的影響，以及創(chuàng)新角色認(rèn)同與創(chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為的關(guān)系中可能存在的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。

1 對象與方法

1.1 研究對象陜西省三所三級甲等醫(yī)院的臨床醫(yī)護(hù)人員。納入標(biāo)準(zhǔn)為醫(yī)院正式的工作人員，排除進(jìn)修、實習(xí)等外來人員。樣本量的確定采用管理研究和潛變量建模的主要指導(dǎo)原則[1]：①絕對樣本量不小于200；②樣本量與條目數(shù)之比大于10；③多水平分析中高層樣本量不低于50。

1.2 研究工具一般資料：包括年齡、性別、工作年限、職稱、教育程度、婚姻狀況、人員類別及所在科室。

謙卑型領(lǐng)導(dǎo)量表：采用Owens等人謙卑型領(lǐng)導(dǎo)量表[2]。量表3個維度共計9個題項，由下屬評價科室一級自己的直接領(lǐng)導(dǎo)。該量表的克朗巴赫α系數(shù)為0.95。

創(chuàng)新行為量表：采用Janssen創(chuàng)新行為量表[3]，中文版量表是劉智強等人使用的[4]。量表3個維度共計9個題項。該量表的克朗巴赫α系數(shù)為0.97。

創(chuàng)新角色認(rèn)同量表：采用Farmer等人的創(chuàng)新角色認(rèn)同量表，中文版量表是楊晶照等人使用的。量表共計3個題項。該量表的克朗巴赫α系數(shù)為0.89。

創(chuàng)新效能感量表：采用Tierney和Farmer開發(fā)的創(chuàng)新效能感量表，中文版量表是劉智強等人使用的[4]。量表共計4個題項。該量表的克朗巴赫α系數(shù)為0.93。

上述量表均采用李克特7點評分，1=“非常不同意”，7=“非常同意”。

1.3 統(tǒng)計分析方法采用SPSS 24.0進(jìn)行描述性統(tǒng)計。假設(shè)檢驗運用多水平隨機效應(yīng)模型在Mplus7.4軟件中完成。中介效應(yīng)分析采用路徑分析法，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析運用蒙特卡洛模擬法進(jìn)行參數(shù)及95%可信區(qū)間估計。

2 結(jié) 果

2.1 樣本一般資料共發(fā)放問卷1 200份，其中護(hù)士問卷800份，醫(yī)生問卷400份。共回收來自181個科室/病區(qū)的問卷1 104份，總回收率92.00%。其中護(hù)士回收755份，有效回收率94.38%；醫(yī)生回收349份，有效回收率87.25%。

2.2 團隊數(shù)據(jù)聚合檢驗本研究中謙卑型領(lǐng)導(dǎo)得分由團隊平均值代表，個體得分向上聚合到團隊層面，需要檢驗團隊評分的一致性。團隊評分一致性通過團隊聚合合理性檢驗完成。結(jié)果可見表1，謙卑型領(lǐng)導(dǎo)的F(180, 923)=3.07，P<0.01；Rwg均值=0.89，Rwg中位數(shù)=0.98；ICC(1)=0.25，ICC(2)=0.67。以上結(jié)果說明由團隊成員得分的平均值代表團隊得分是合理的。

表1 團隊數(shù)據(jù)聚合合理性

2.3 描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)見表2。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新角色認(rèn)同(r=0.27，P<0.01)、創(chuàng)新效能感(r=0.27，P<0.01)、創(chuàng)新行為(r=0.35，P<0.01)呈正相關(guān)；創(chuàng)新效能感(r=0.53，P<0.01)、創(chuàng)新行為(r=0.82，P<0.01)與創(chuàng)新行為呈正相關(guān)；創(chuàng)新角色認(rèn)同與創(chuàng)新效能感呈正相關(guān)(r=0.51，P<0.01)。

表2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)

2.4 假設(shè)檢驗假設(shè)檢驗結(jié)果見表3。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為具有正向影響(β=0.39，P<0.01)，此模型共計可以解釋創(chuàng)新行為來自個體及團隊層面4%的方差變異(模型1)。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新角色認(rèn)同具有正向影響(β=0.24，P<0.01)，此模型共計可以解釋創(chuàng)新角色認(rèn)同來自個體及團隊層面1%的方差變異(模型2)。此外，謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新效能感具有正向影響(β=0.32，P<0.01)，此模型共計可以解釋創(chuàng)新效能感來自個體及團隊層面2%的方差變異(模型3)；將謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新角色認(rèn)同同時加入創(chuàng)新效能感的回歸模型后，謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新效能感的影響不再有統(tǒng)計學(xué)意義(β=0.10，P>0.05)，創(chuàng)新角色認(rèn)同對創(chuàng)新效能感具有正向影響(β=1.37，P<0.01)，此模型共計可以解釋創(chuàng)新效能感來自個體及團隊層面28%的方差變異(模型4)。創(chuàng)新角色認(rèn)同(β=0.58，P<0.01)及創(chuàng)新效能感(β=1.37，P<0.01)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為具有正向影響。然而，在加入創(chuàng)新角色認(rèn)同及創(chuàng)新效能感后，謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新行為的影響不再有統(tǒng)計學(xué)意義(β=0.07，P>0.05)，提示創(chuàng)新角色認(rèn)同及創(chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系中存在完全中介效應(yīng)。此模型共計可以解釋創(chuàng)新行為來自個體及團隊層面73%的方差變異(模型5)。

表3 多水平隨機效應(yīng)模型分析結(jié)果

基于上述結(jié)果，為了進(jìn)一步估計創(chuàng)新角色認(rèn)同及創(chuàng)新效能感的中介效應(yīng)值及95%可信區(qū)間，運用蒙特卡洛模擬法進(jìn)行20 000次迭代抽樣得到中介效應(yīng)值的95%可信區(qū)間，結(jié)果可見表4，創(chuàng)新角色認(rèn)同在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介作用95%可信區(qū)間為[0.05, 0.27]，不包含零。創(chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介作用95%可信區(qū)間為[-0.09, 0.38]，包含零。創(chuàng)新角色認(rèn)同在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新效能感關(guān)系中的中介作用95%可信區(qū)間為[0.14, 0.53]，不包含零。創(chuàng)新效能感在創(chuàng)新角色認(rèn)同與創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介作用95%可信區(qū)間為[0.99, 2.45]，不包含零。創(chuàng)新角色認(rèn)同及創(chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?5%可信區(qū)間為[0.20, 0.73]，不包含零。綜上，創(chuàng)新角色認(rèn)同及創(chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為關(guān)系中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

表4 中介效應(yīng)分析結(jié)果

3 討 論

3.1 謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為有正向影響謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為的影響，結(jié)果與企業(yè)研究領(lǐng)域的相關(guān)實證結(jié)果一致。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新嘗試的容錯性更好，對下屬創(chuàng)新活動和成果的認(rèn)可度更高，對下屬創(chuàng)新構(gòu)想的開放性更大，因此謙卑型領(lǐng)導(dǎo)能夠促進(jìn)和提升醫(yī)務(wù)人員的創(chuàng)新行為。

3.2 創(chuàng)新角色認(rèn)同及創(chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為間起鏈?zhǔn)街薪樽饔每紤]到醫(yī)護(hù)樣本數(shù)量的非均衡性，進(jìn)一步在醫(yī)護(hù)群體中分別對上述鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ瓦M(jìn)行檢驗，結(jié)果未表現(xiàn)出有統(tǒng)計學(xué)意義的變異，也進(jìn)一步表明本研究結(jié)論的可靠性。除鏈?zhǔn)街薪樽饔弥?，?chuàng)新效能感在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與創(chuàng)新行為間的中介作用不再有統(tǒng)計學(xué)意義，這說明創(chuàng)新角色認(rèn)同完全中介謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對創(chuàng)新效能感的影響；而創(chuàng)新效能在創(chuàng)新角色認(rèn)同與創(chuàng)新行為關(guān)系間起部分中介作用，也就是說，創(chuàng)新角色認(rèn)同還有可能存在別的心理機制對醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。領(lǐng)導(dǎo)對下屬的模范和垂滴效應(yīng)已獲得學(xué)界的認(rèn)同，下屬的自我概念能夠通過觀察學(xué)習(xí)的方式受到領(lǐng)導(dǎo)行為的潛在影響[6]。

3.3 理論與實際貢獻(xiàn)本研究首次在醫(yī)務(wù)人員中探討謙卑型領(lǐng)導(dǎo)與醫(yī)務(wù)人員創(chuàng)新行為的影響。尤其是選取兩個與創(chuàng)新行為密切相關(guān)的自我認(rèn)知概念，通過理論與實證研究對二者的鏈?zhǔn)街薪闄C制進(jìn)行深入剖析，是對當(dāng)前理論研究中不足的重要完善。

管理者應(yīng)該著重培養(yǎng)和提煉自身的謙卑行為，學(xué)習(xí)欣賞下屬的獨特優(yōu)勢，培養(yǎng)主動尋求和支持下屬創(chuàng)新思想、建議和反饋的領(lǐng)導(dǎo)機制，注重與下屬的共同成長，同時還要對錯誤與失敗有很好的接納度，通過這些行為逐漸培育和提升一線醫(yī)務(wù)人員的創(chuàng)新行為。此外，醫(yī)務(wù)人員應(yīng)當(dāng)認(rèn)識到自我認(rèn)知對于行為的指導(dǎo)作用，在認(rèn)知水平上建立自己的角色和評價體系，蓄力塑造個體的創(chuàng)新角色認(rèn)同與創(chuàng)新效能感，從而遂行更多的創(chuàng)新嘗試，取得更大的創(chuàng)新成果。