韌性領導力對員工行為的雙刃劍效應研究

王 濤 占小軍 徐小鳳

(1.江西科技師范大學經濟管理與法學院; 2.江西財經大學工商管理學院)

1 研究背景

當下,VUCA時代的巨大不確定性給組織領導者帶來嚴峻挑戰,因此,組織中領導者的堅持不懈、迎難而上成為組織持續發展的重要因素。韌性是不確定時代的關鍵領導力,伴隨著韌性在社會和管理實踐中作用的凸顯,韌性領導力已引起學界和企業界的廣泛關注[1]。所謂韌性領導力是指領導者擁有良好心態,能快速適應并采取有效策略克服逆境,助力組織從震蕩中恢復并實現成長的過程[2, 3]。有研究表明,韌性領導力對員工工作績效[3]、工作投入[4]、組織績效[3]及企業對外直接投資[5]具有積極影響。

由于韌性領導力概念相對較新,現有相關研究相對少見,存在以下不足亟待填補:①有關韌性領導力作用機制的研究比較匱乏[6],并不能有效系統反映韌性領導力的影響效果。已有學者呼吁建立更多關于韌性領導力作用機制的概念模型,以檢驗韌性領導力的有效性[6]。②盡管面對逆境,韌性領導力發揮著積極作用,但在某些情境下,也是要付出代價的,很可能潛藏著“陰暗面”[7]。但現有研究大都聚焦韌性領導力的積極面,對其“陰暗面”缺乏探究。換言之:一方面,韌性使個體能夠在面對逆境時維持常態;另一方面,高韌性個體通常過度自信,秉持著“堅持就是勝利”的信念,很大概率會耗費時間和資源,帶來承諾升級、成本增加等負面影響[8]。這使得在關注韌性領導力積極面的同時,也不應忽視其陰暗面[7]。

領導與員工共同辦公、朝夕相處,是員工日常工作中重點觀察和學習的對象。具有韌性領導力的領導者帶領組織渡過逆境的優秀表現,會得到員工認可從而引發員工學習和效仿,繼而產生相應態度和行為。由此,本研究重點關注韌性領導力對員工行為的作用機制。具體而言:一方面,具有韌性領導力的領導者傾向于鼓勵并認可員工主動變革行為,較容易激發起員工主動擔責行為;另一方面,他們通常在工作中鼓勵員工設立挑戰性目標[5],而員工可能會因無法實現目標而焦慮,進而有可能實施親組織非倫理行為。由此,本研究聚焦于韌性領導力對員工主動擔責行為和親組織非倫理行為的雙刃劍效應。

主動擔責行為是一種角色外行為,指員工主動優化組織流程、改善工作方式、促進組織變革,而自愿做出的有建設性的行為[9]。有研究發現,主動擔責行為與員工工作績效和創造力正相關[10],在復雜和不確定性環境下,有助于提升組織動態適應能力,成為組織和學界關注的焦點[11]。但需要指出的是,員工是否愿意主動擔責很大程度上取決于領導風格。鑒于員工主動擔責行為對組織發展具有重要作用[10],因此,有必要深入探究韌性領導力和主動擔責行為之間的關系。自我決定理論認為,員工行為動機受外界環境影響,控制動機內化需得到環境(如領導行為等)滋養和刺激,以滿足員工自主、關系和勝任3種基本心理需要[12]。主動擔責行為本質是一種自主行為[13],具有韌性領導力的領導者易于得到員工信任和支持[2],容易增強下屬自主動機進而主動擔責。同時,具有韌性領導力的領導者面對逆境展現出的優良品質和作風,會激勵員工向榜樣看齊[14],在領導需要時刻主動擔責,有利于建立與領導的良好關系及滿足崗位勝任的需要[12]。

親組織非倫理行為(UPB)是指員工為了維護組織及其成員利益,從事違背社會道德規范的行為,在組織中廣泛存在[15]。盡管員工試圖通過UPB來幫助組織,但UPB的最終結果可能會偏離其初衷,給組織或他人造成傷害[16],而領導是影響員工實施UPB的重要因素[17],探究韌性領導力與UPB之間的關系,給予組織提前預警,具有重要實踐意義。根據自我決定理論,具有韌性領導力的領導者往往能帶領大家直面并克服逆境[3],傳達組織值得員工為之努力和奉獻的信號,進而激發員工產生幫助組織的愿望[18];同時,他們給予員工較大工作自主權,使員工主動付出角色外的努力以證明自己能力,會增加從事UPB的可能性[19]。據此,本研究基于自我決定理論,探究韌性領導力與主動擔責行為、UPB之間的雙刃劍效應,以期有助于指導組織預防和控制韌性領導力的負面影響,最大限度發揮其積極作用,并響應學界對其展開深入系統研究的呼吁[6]。

根據自我決定理論,具備韌性領導力的領導者不懼逆境、勇往直前,善于激發員工工作激情[2]。工作激情是一種與工作動機相關的情感,代表著活力、堅持、不懼挑戰[20]。VALLERAND等[20]將工作激情分為和諧型激情與強迫型激情兩種類型。自我決定理論認為,和諧型激情高的員工為滿足其3種基本心理需要[12],傾向于從事角色外行為,積極主動擔責;強迫型激情高的員工一般對工作充滿執念,為了獲得工作帶來的附加東西,會盡一切辦法實現工作目標[21],較可能實施UPB。具體而言,一方面,韌性領導力通過和諧型激情對主動擔責行為產生間接影響;另一方面,韌性領導力通過強迫型激情對UPB產生間接影響,兩者作用效果孰強孰弱,取決于組織外部環境的不確定性。

依據自我決定理論,個體動機和行為受到環境因素的影響。當環境不確定性程度高時,意味著組織面臨風險,員工會對其工作和前途產生擔憂[22],此時需要領導出面穩定軍心。具有韌性領導力的領導者樂觀且自信[5],容易營造積極情感氛圍[23],會促發員工和諧型激情;而當環境不確定性程度低時,組織較為安定,員工一般例行公事[23],然而,具有韌性領導力的領導者的高標準高要求反而會給員工增添負擔和壓力。員工為了獲得認可和獎勵,會想盡辦法實現目標[21],產生強迫型激情。當環境不確定性高時,將削弱和諧型激情員工的自主動機,減少主動擔責行為;同時,增強強迫型激情員工的受控動機,進而提升UPB。

綜上所述,本研究借鑒自我決定理論,構建韌性領導力對員工主動擔責行為和UPB的雙刃劍效應模型,通過縱向追蹤研究,對模型進行詮釋和驗證,揭示韌性領導力對員工產生的不同情緒和反應,有助于全方位、客觀、辯證地認識韌性領導力,推動韌性領導力實證研究開展,以期給VUCA時代下的組織管理提供一定啟示。

2 理論分析和研究假設

2.1 韌性領導力與主動擔責行為:和諧型激情的中介作用

和諧型激情員工自主參與工作,往往充滿活力,會體驗到積極情緒和取得積極結果[20]。根據自我決定理論,員工的行為與態度會受到領導行為的影響[24]。本研究推斷,韌性領導力有助于激發員工和諧型激情。

首先,依據自我決定理論,員工工作激情受到組織中擁有激情的領導者影響[24]。具有韌性領導力的領導者面對逆境堅持不懈、勇往直前、飽含激情[2],會對員工產生潛移默化的影響。員工將對照韌性領導力來塑造自身工作態度和行為,產生自主內化的工作動機,促進和諧型激情發生[24]。其次,具有韌性領導力的領導者善于平衡各種關系和事物,創造資源和條件支持員工[3],有利于員工建立信心完成工作任務,激發員工不斷提升自我,煥發出工作動力與熱情,滿足其勝任需要。再次,具有韌性領導力的領導者具有同理心[2],會主動關心下屬,員工被領導真誠所感動,將推動員工與領導之間良好關系的建立,關系需求得到滿足,員工將以積極心態和飽滿激情參與工作回報領導。最后,具有韌性領導力的領導者鼓勵員工創新,嘗試不同方案解決問題[3],給予員工工作自主權,滿足員工自主心理需求。參照自我決定理論,個體心理需求的滿足,會產生內化動機,增加工作興趣,有利于引發員工和諧型激情[12]。

不同工作激情會導致不同結果[25],和諧型激情與積極工作態度和行為變量密切相關[20]。和諧型激情高的員工,傾向于主動發現組織存在的問題并積極發起和施行變革[26],即主動擔責行為[9]。根據自我決定理論,和諧型激情員工將工作內化成自我身份的一部分[12],傾向于做出角色外行為,通常會以主動擔責的行為表現來滿足其對工作成就感的心理需要。首先,自我決定理論認為,和諧型激情員工發自內心喜歡和熱愛工作,會更愉快地從事相關活動,享受工作或活動給其帶來的樂趣,在內在動機驅動下,產生強烈使命感和責任感,愿意付出努力,提出建設性意見和方案,主動變革以改進自身工作效率和績效,更可能實施主動擔責行為[27]。其次,和諧型激情讓員工感受到工作自主性[20],自主性能夠激發員工積極進取心,主動擔責為組織發展貢獻自己的一份力量[26]。最后,基于自我決定理論,和諧型激情高的員工為了滿足關系、自主、勝任的基本需要,傾向于將精力投入到工作中,積極參與各種活動、熱愛工作、幫助他人[25],提出有利于組織發展的想法和建議,參與創新和變革,擁有更多時間和精力從事角色外行為,實施主動擔責行為,獲得心理上的滿足和快樂[26]。由此,提出以下假設:

假設1和諧型激情在韌性領導力與員工主動擔責之間起到中介作用。

2.2 韌性領導力與親組織非倫理行為:強迫型激情的中介作用

強迫型激情員工源于個人或外界壓力(如獲得獎勵、晉升或他人認同)參與工作,非自愿參與其中[20],傾向于體驗到負面情緒,產生功能失調的結果[28]。本研究推斷,韌性領導力會引發員工強迫型激情。

領導會對下屬寄予厚望,同時這種期望會影響下屬態度與行為。具有韌性領導力的領導者通常在工作中鼓勵員工設立高績效工作目標[5],希望員工能夠大膽創新、突破自我。領導自身在應對工作中的挫折和困難時,展現了較高水平的抗壓性和應對能力[2],期望員工與其一樣,面對逆境從容應對,時常關心鼓勵員工,其“以身作則”“堅持不懈”“勇往直前”的優異表現[2],會給員工起到良好示范作用,容易增加員工心理壓力。此外,當員工感知到來自領導的期望、關懷、鼓勵和信任,會擔心如若不全情投入工作,有愧于領導而感到焦慮[14]。員工為了回報領導會表現出更多契合領導期望的行為,而非遵從自己的內心。依據自我決定理論,當個體感覺到自身行為受控于內在壓力或工作之外的附加結果(如領導認可和期望),而不得不去參與某項工作時,強迫型激情隨即產生[20]。

緊接著,從強迫型激情受控內化的過程,依據自我決定理論,探討強迫型激情對UPB的影響。強迫型激情員工之所以熱愛并內化工作,與其從事工作獲得的壓力感有關[20],很可能引發消極情緒[28]。當員工對工作缺乏理想激情時,由于自我威脅程度高,他們更有可能參與UPB[16]。同時,面對工作壓力引發的焦慮,個體大腦會將其認知資源轉移到防御機制上,導致個體只關注自身需求,相對不注重倫理和道德原則,可能會實施不道德行為[29]。自我決定理論認為,個體天生具有勝任需求[12],只要一有機會,個體就想通過實施不道德行為來應對感知到的工作威脅(如UPB)。此外,強迫型激情員工的行為一般是非自主性的,受控于個人和外在壓力,而他們對工作又非常執著,身陷其中無法自拔[21],為了獲得工作之外的附加東西,具有高水平強迫激情的員工很可能實施UPB,這一結果在KONG[30]的研究中得到證實。由此,提出以下假設:

假設2強迫型激情在韌性領導力與員工親組織非倫理行為之間起到中介作用。

2.3 環境不確定性的調節作用

根據自我決定理論,激情不是靜止不變的,會受到環境的廣泛影響[25],而不確定性是外部環境最突出的特征[31]。環境不確定性是指個體感知到無法準確預測外部環境的能力[31],影響著領導和員工面臨復雜、動蕩、不可預測環境時的態度和行為[22]。

環境不確定性較高,預示著外界環境風險較大,一個小失誤可能會帶來大危害[23],員工會產生擔憂和焦慮,對工作變得不自信和壓力大[23],需要領導注入能量,給予“定心丸”。韌性領導力在VUCA情境下應勢而生,其本質是幫助組織成功應對各種變化和挑戰。面對不確定性,具有韌性領導力的領導者勇于擔當、謹慎決策、渲染積極情緒,有助于給集體注入正能量[2],增強員工信心和心理安全感,容易營造積極奮發的情感氛圍,共同努力應對不確定性帶來的挑戰[23]。員工深受鼓舞,視領導為榜樣[3],更有熱情展開工作,更有自信應對各種難題。同時,具有韌性領導力的領導者還勇于創新、隨機應變,并能在必要時刻尋求資源支持員工[3],幫助員工更好地應對不確定性,讓員工無后顧之憂,將更多精力投入到工作中,并享受與不確定性或與困難“奮戰”的過程及樂趣。根據自我決定理論,員工有與生俱來的勝任需要,與工作“共榮辱”,全情投入工作,在不確定性的環境中,達成挑戰性目標,展現自身價值,容易增加和諧型工作激情。

相反,當環境不確定性程度較低時,員工處理著常規性工作和事務[23],有信心完成目標,不希望領導給其增加壓力和挑戰。而具有韌性領導力的領導者注重過程,會為組織和員工做長遠打算[2],傾向于在工作中給員工設立挑戰性工作目標[5],期待員工能夠突破自我,實現高績效,以便更從容地應對將來可能遇到的不確定性。根據自我決定理論,個體具有關系的需求[12],強迫型激情員工的特點是對工作充滿執念,為了獲得工作帶來的附加品(如獎勵和榮譽等),會給自己施加較多壓力,想盡辦法實現目標[21],在領導面前建立良好形象,取得領導信任,進而誘發強迫型激情。鑒于此,在高不確定環境下,韌性領導力更易引起員工和諧型激情;在低不確定環境下,韌性領導力更易引起員工強迫型激情。由此,提出以下假設:

假設3a當環境不確定性高時,韌性領導力與和諧型激情正相關。

假設3b當環境不確定性低時,韌性領導力與強迫型激情正相關。

根據前文假設推導,并結合EDWARDS等[32]提出的有調節的中介模型,進一步提出假設和諧型激情、強迫型激情分別在韌性領導力與主動擔責行為、韌性領導力與UPB之間的中介作用受到環境不確定性的調節。依據自我決定理論,當環境不確定程度高時,預示著企業存在一定風險,具有韌性領導力的領導者此時帶頭沖鋒、勇于擔責的表現,容易提升士氣,激發員工工作熱情。員工會將領導視為榜樣,內化工作動機,產生和諧型激情。緊接著,和諧型激情員工為滿足其自主、關系和勝任的心理需要[12],傾向于實施主動擔責行為。另外,當環境不確定程度較低時,員工有足夠信心完成工作任務,傾向于將領導的高要求和高目標視為壓力,但為維系與領導的關系,也會想盡辦法達成目標,進而誘發強迫型激情[21];強迫型激情員工為獲取工作本身之外的利益,傾向于實施UPB[30]。由此,提出以下假設。

假設4a環境不確定性調節韌性領導力通過和諧型激情對員工主動擔責行為的間接作用;環境不確定性越高,這一間接作用越強,反之則越弱。

假設4b環境不確定性調節韌性領導力通過強迫型激情對員工親組織非倫理行為的間接作用;環境不確定性越低,這一間接作用越強,反之則越弱。

綜上,本研究的理論模型見圖1。

圖1 研究模型

3 研究設計

3.1 研究對象與數據收集

本研究通過在線平臺,向來自江西、浙江、江蘇、上海、廣東等省市的企業員工發放問卷,為了提升問卷回收率和真實性,課題組成員在正式調研前向調研對象說明本次調查是完全匿名,回收數據將全部保密,并誠邀參與調查的員工加入調研群。為避免共同方法偏差,本研究課題組從2022年8月至2022年10月,分3個階段收集數據,每次間隔兩周。問卷鏈接在組建的調研微信群中發放,要求被試在填答每輪問卷最后一題需以“全名首字母英文縮寫加上手機號碼后4位數字”作為昵稱,且3次問卷填寫昵稱需保持一致,完成3次問卷并經后臺匹配成功的被試將得到5元感謝紅包。具體如下:①階段1(T1),共發放570 份問卷,剔除無效問卷29份,得到有效問卷521份,問卷有效回收率 91.4%,收集了韌性領導力、環境不確定性和由性別、年齡、學歷、工作經驗、職業、單位性質、行業等組成的人口統計學信息;②階段2(T2),追蹤收集和諧型激情與強迫型激情的數據,得到有效問卷502份,問卷有效回收率96.4%;③階段3(T3),追蹤收集主動擔責行為和親組織非倫理行為的數據,最終回收并匹配490份有效問卷,問卷有效回收率為97.6%。

有效樣本中:性別方面,男性占54.1%、女性占45.9%;年齡方面,26歲以下占9.8%、26歲～30歲占13.5%、31歲～40歲占41.4%、41歲～50歲占27.8%、51歲以上占7.5%;學歷方面,大專及以下占48.8%、本科占28.6%、碩士及以上占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%;職業方面,公司職員占49.0%、專業人士(如教師、醫生、律師等)占15.3%、政府工作人員占9.6%、IT和金融從業者占8.4%,其余占17.7%;企業性質方面,國有企業占74.3%、政府機關及事業單位占13.3%、三資企業占9.8%、民營企業占2.6%;行業方面,制造業占20.4%、教育行業占17.3%、汽車及零配件行業占14.1%、IT和金融行業占12.6%、航空航天行業占6.3%、批發零售行業占4.5%,其余行業(房地產、進出口貿易、生物制藥、餐飲、法律等)占24.8%。

3.2 變量測量

問卷全部變量除控制變量外,皆采用Likert 5點計分法進行測量,1～5依次表示“非常不同意～非常同意”,由員工填寫。除韌性領導力變量的測量量表外,其余4個變量的英文測量量表,嚴格遵循“翻譯-回譯”程序,在保證不改變原題項語義的情境下翻譯成中文。

(1) 韌性領導力該變量的測量采用占小軍等[1]開發的韌性領導力量表,共8個題項,如“面對問題思維清晰,能夠做出合理判斷”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.907。

(2) 環境不確定性該變量的測量采用DE HOOGH等[33]開發的環境不確定性量表,共3個題項,如“工作環境富于變化”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.841。

(3) 工作激情該變量的測量采用VALLERAND等[20]編制的二元工作激情量表,包括兩個維度,共14個題項。其中:和諧型激情子量表,共7個題項,如“工作讓我有了豐富多彩的體驗”等;強迫型激情子量表,共7個題項,如“我不能沒有工作”等。本研究中,和諧型激情與強迫型激情兩個子量表的Cronbach’sα值分別為0.910和0.909。

(4) 主動擔責行為該變量的測量借鑒FULLER等[13]的做法,選取MORRISON等[9]開發的主動擔責行為量表中的6個因子載荷最高的題項用于測量主動擔責行為,如“經常試圖為工作單位或部門帶來改進的程序”。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.907。

(5) 親組織非倫理行為該變量的測量采用UMPHRESS等[15]開發的UPB量表,借鑒姚柱等[34]的做法,剔除一個不符合中國情境的題項,選取剩余5個題項,如“如果對組織有益,我會歪曲事實以維護組織形象”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα值為0.916。

(6) 控制變量研究發現性別、年齡、教育程度、工作年限與主動擔責行為[9]、親組織非倫理行為[17]密切相關,故將性別、年齡、教育程度、工作年限等納入控制變量。

4 數據分析

4.1 共同方法偏差檢驗

首先,采用MPLUS 8.3軟件進行驗證性因子分析,以檢驗韌性領導力、環境不確定性、和諧型激情、強迫型激情、主動擔責行為和UPB之間的區分效度。結果表明,本研究的假設模型(六因子模型)的擬合效果(χ2/df= 2.088,CFI=0.941,TLI=0.936,RMSEA=0.047),明顯優于任何備選的五因子模型和單因子模型(χ2/df= 10.646,CFI=0.462,TLI=0.430,RMSEA=0.140),表明假設模型6個變量相互獨立,區分效度較好。

此外,本研究雖分3個階段收集數據,但也不能完全排除共同方法偏差,因此,使用以下方法檢驗可能存在的共同方法偏差。具體如下:①進行Harman單因子檢驗。利用SPSS 26.0,將假設模型6個變量的所有測量題項進行Harman單因子分析。結果顯示,抽取的6個因子的總解釋量為67.311%,其中,第一個因子方差解釋量為31.055%,未超過總解釋方差的50%,說明不存在嚴重的共同方法偏差。②在假設模型基礎上加入共同方法因子,七因子模型擬合指標并沒有特別優于假設模型,再次表明本研究的確不存在嚴重的共同方法偏差問題。

4.2 描述性統計與相關分析

描述性統計和相關分析結果見表1。韌性領導力與主動擔責行為顯著正相關(r=0.475,p<0.01)、韌性領導力與和諧型激情顯著正相關(r=0.518,p<0.01)、和諧型激情與主動擔責行為顯著正相關(r=0.545,p<0.01)。韌性領導力與UPB顯著正相關(r=0.491,p<0.01)、韌性領導力與強迫型激情顯著正相關(r=0.426,p<0.01)、強迫型激情與UPB顯著正相關(r=0.442,p<0.01)。描述統計與相關分析結果初步驗證了后續假設。

表1 描述性統計和相關分析結果(N=490)

4.3 假設檢驗

4.3.1中介效應檢驗

首先,本研究通過SPSS 26.0軟件,采用逐步回歸法檢驗中介效應,結果見表2。首先,檢驗假設1。具體操作如下:第一步,以和諧型激情為因變量,放入性別、年齡、教育程度、工作年限等控制變量和韌性領導力進行回歸分析。表2中,由模型1可知,韌性領導力與和諧型激情顯著正相關(β=0.493,p<0.001)。第二步,以主動擔責行為為因變量,放入控制變量、和諧型激情進行回歸分析。表2中,由模型2可知,和諧型激情與主動擔責行為顯著正相關(β=0.507,p<0.001)。第三步,以主動擔責行為為因變量,控制和諧型激情再次進行回歸分析。表2中,由模型3可知,韌性領導力與主動擔責行為顯著正相關(β=0.229,p<0.001)。由此,假設1得到支持。同理檢驗假設2,第一步,以強迫型激情為因變量,放入控制變量和韌性領導力進行回歸分析。表2中,由模型4可知,韌性領導力與強迫型激情顯著正相關(β=0.450,p<0.001)。第二步,以UPB為因變量,放入控制變量、強迫型激情進行回歸分析。表2中,由模型5可知,強迫型激情與UPB顯著正相關(β=0.433,p<0.001)。第三步以UPB為因變量,控制強迫型激情再次進行回歸分析。表2中,由模型6可知,韌性領導力與UPB顯著正相關(β=0.330,p<0.001)。由此,假設2得到支持。

表2 中介效應檢驗(N=490)

此外,本研究還采用PROCESS插件,通過10 000次抽樣,再次檢驗中介效應。結果表明韌性領導力通過和諧型激情到主動擔責行為的間接效應值為0.252,95% CI為[0.185,0.323],不含0;韌性領導力通過強迫型激情到UPB的間接效應值為0.211,95% CI為[0.145,0.284],不含0。由此,假設1、假設2再次得到支持。

4.3.2調節效應檢驗

首先,通過分層回歸檢驗環境不確定性的調節作用,有關結果見表3。具體步驟如下:第一步,為避免共線性問題,將韌性領導力、環境不確定性進行中心化處理,再將韌性領導力和環境不確定性相乘;第二步,分別以和諧型激情與強迫型激情為因變量,依次放入控制變量、韌性領導力和環境不確定性、韌性領導力和環境不確定性的交乘項進行分層回歸。表3中:由模型2可知,韌性領導力和環境不確定性的交乘項顯著正向影響和諧型激情(β=0.239,p<0.001);由模型4可知,韌性領導力和環境不確定性的交乘項顯著負向影響強迫型激情(β=-0.257,p<0.001)。由此,假設3a和假設3b得到初步支持。

表3 調節效應檢驗(N=490)

此外,本研究分別選取高環境不確定性(+1 SD)和低環境不確定性(-1 SD)繪制簡單斜率圖,以進一步明確環境不確定性對和諧型激情、強迫型激情的作用方向和大小,結果分別見圖2和圖3。由圖2可知:當環境不確定性較高時,韌性領導力與和諧型激情顯著正相關(β=0.508,p<0.001);當環境不確定性較低時,兩者顯著正相關(β=0.164,p<0.001);高低環境不確定性水平下的差異也顯著(β=0.336,p<0.001)。由此,假設3a再次得到支持。同理,由圖3可知:當環境不確定性低時,韌性領導力與強迫型激情顯著正相關(β=0.630,p<0.001);當環境不確定性高時,兩者顯著正相關(β=0.196,p<0.001);高低水平下的差異也顯著(β=0.413,p<0.001)。由此,假設3b再次得到支持。

圖2 環境不確定性對和諧型激情的調節作用

圖3 環境不確定性對強迫型激情的調節作用

4.3.3有調節的中介效應檢驗

依據EDWARDS等[32]的建議檢驗有調節的中介效應。首先,驗證假設4a,通過PROCESS 3.4 插件,抽樣10 000次,進行BOOTSTRAP檢驗,分析環境不確定性高和環境不確定性低兩種水平下,和諧型激情在韌性領導力與主動擔責行為之間的中介作用(見表4)。由表4可知:當環境不確定性較高時,韌性領導力通過和諧型激情影響主動擔責行為的間接效應值為0.361,95% CI為[0.273,0.453],不包含0,顯著為正;當環境不確定性較低時,該間接效應值為0.115,95% CI為[0.053,0.183],不包含0,顯著為正;在環境不確定性高低不同水平下的間接效應差值為 0.238,95% CI為[0.177,0.304],不含0,間接效應差異顯著,支持假設4a。

類似地,計算環境不確定性高和低兩種不同水平下,強迫型激情在韌性領導力與UPB之間的中介作用。由表4可知,當環境不確定性較低時,韌性領導力通過強迫型激情影響UPB的間接效應值為0.356,95% CI為[0.253,0.468],不包含0,顯著為正;當環境不確定性較高時,該間接效應值為0.114,95% CI為[0.053,0.182],不包含0,顯著為正;差值為 0.235,95% CI為[0.165,0.312],不包含0,間接效應差異顯著。由此,假設4b得到支持。

表4 有調節的中介效應檢驗(N=490)

5 結論與討論

本研究主要得出以下結論:①韌性領導力會引發員工的和諧型激情與強迫型激情,進而提升員工主動擔責行為和UPB。②環境不確定性正向調節了韌性領導力與和諧型激情之間的關系,即環境不確定性程度越高,韌性領導力與和諧型激情的關系越強;負向調節了韌性領導力與強迫型激情之間的關系,即環境不確定性越低,韌性領導力與強迫型激情關系越強。③環境不確定性會增強韌性領導力通過和諧型激情對員工主動擔責行為的積極影響;減弱韌性領導力通過強迫型激情對UPB的正向影響,即環境不確定性越低,韌性領導力通過強迫型激情對UPB的間接作用越強。

本研究的理論貢獻在于:①驗證了韌性領導力對員工主動擔責行為和親組織倫理行為的雙刃劍效應。以往研究更多關注韌性領導力的積極面,較少關注韌性領導力的消極面。本研究結果表明,韌性領導力既能引起員工主動擔責行為,同時也能引發UPB,首次驗證了韌性領導力的雙刃劍效應,有助于更全面、辯證看待韌性領導力,而不是一味推崇韌性。②豐富了領導風格與主動擔責行為之間的研究,擴展了UPB的前因。鑒于員工主動擔責行為對組織的重要作用,當前領導風格與員工主動擔責行為的研究取得一定進展,但是缺乏韌性領導力與主動擔責行為的研究。本研究整合現有研究和文獻,驗證了韌性領導力對主動擔責行為的正向預測作用,擴展了主動擔責行為的前因,為組織或領導者有效激發員工主動擔責行為提供理論基礎。此外,當前少有研究探討強迫型激情與UPB之間的關系,本研究則發現韌性領導力將通過強迫型激情對員工UPB產生正向影響,這支持了KONG[30]的研究結論,豐富了UPB的前因,擴展了領導行為與UPB之間的關系。③研究基于自我決定理論,揭示了二元激情在韌性領導力與員工主動擔責行為與UPB之間的中介機制。當前關于如何在工作場所培養激情的研究較少,更多關注工作激情的后果,忽視了激情的前因[25]。本研究在自我決定理論基礎上,構建韌性領導力通過二元激情對員工主動擔責行為和UPB作用機制的概念模型,結果發現韌性領導力與二元激情正相關,和諧型激情在韌性領導力與主動擔責行為、強迫型激情在韌性領導力與UPB中間起到中介作用,開擴了激情研究的中介機制新思路,豐富了工作激情前因研究,響應了HO等[25]對激情預測因素研究的呼吁。④驗證了環境不確定性的調節作用?，F有工作激情邊界條件的選取局限于個體因素,然而環境因素比個體差異對工作激情影響更大。本研究創新性地從外界環境出發,驗證了環境不確定性的調節作用,拓寬了影響工作激情的邊界條件,豐富了二元激情的理論研究。

本研究的管理啟示主要在于:①韌性被公認為是積極的行為特質,但在某些情況下,韌性可能存在“不利因素”,且韌性的形成是要付出一定代價的,韌性領導力存在著“黑暗面”[7]。組織應該意識到韌性領導力的矛盾本質,最大限度發揮韌性領導力的積極作用,提升員工主動擔責行為,避免UPB,降低韌性領導力的消極影響。②組織應該重視培養員工工作激情,鼓勵員工主動變革。在日益競爭的外界環境下,培養激情是人才發展的動力源泉[25]。組織可建立員工關懷計劃,關注員工身心健康,增強員工心理輔導和道德規范指導,給予員工更多支持和自主權,鼓勵員工創新、自我實現和參與決策,為組織發展主動變革。同時,還可開展豐富多彩的文化活動,支持員工勞逸結合,定期休息外出旅游,幫助員工釋放壓力、緩解負面情緒,建立自信積極、健康快樂、團結友愛、互幫互助的文化氛圍,增加員工幸福感、自豪感和歸屬感,提升和諧型激情。此外,在日常工作中,具有韌性領導力的領導者應注意適當調整員工目標和降低期望值,減輕員工工作壓力,減少非必要工作時間,以免引起員工無畏的強迫型激情,預防UPB發生。③管理者應重視組織內部可能存在的UPB,在工作中加強員工道德規范意識培養,需提供必要教育和培訓,引導員工注重職業道德規范,可將職業道德作為績效考核的附加點,讓員工養成良好的道德信念和責任感[19]。同時,建立有效監管或舉報機制,以更好地遏制UPB的發生。④組織應及時關注外部環境變化,做好信息收集和分析工作,提前做好計劃和應急預案,具有危機意識,建立危機管理機制;加強人才培養,鼓勵管理者和員工敢于迎接新挑戰,不斷創新和變革,主動采取行動,增強抵御環境不確定性的能力。

6 研究局限與展望

本研究也存在以下不足:①雖然采取多來源、多階段問卷調查,但是都由員工自填,且自變量和調節變量在同一階段測量,不能完全避免同源誤差問題。未來研究應盡可能收集領導與員工配對數據進行分析,以提升研究效度。此外,我國文化將逆境視為成長的良機,韌性領導力作為一種應對不確定情境的領導行為,同樣在我國企業家身上展現得淋漓盡致,未來研究可結合案例法進行深入探究,以更好地指導管理實踐。②雖然驗證了和諧型激情與強迫型激情的中介作用和環境不確定性的調節作用,但是忽略了組織層面和行為要素的影響。未來研究可添加情境性的、策略性的、可變的調節變量(如組織支持等),以豐富相關作用機制研究。③雖然驗證了韌性領導力對員工主動擔責行為和UPB的雙刃劍效應,但是過多聚焦于個體特質層面,未來研究還可從其他視角切入(如韌性領導力對團隊的雙刃劍影響等)。例如,MENEGHEL等[35]的研究發現,集體積極情緒如共同的樂觀、充滿激情或輕松心態,有助于團隊溝通合作,增強團隊韌性,提高團隊績效。④韌性領導力能在困難時刻鼓舞團隊,有助于給集體注入正能量,增強團隊成員心理安全感,加強團隊成員之間的互幫互助,共同努力完成目標提升績效。但需要指出的是,韌性領導力對團隊的結果也可能存在消極影響(如韌性領導力往往能成功應對逆境或挑戰),長此以往,團隊成員會對韌性領導力形成依賴,進而抑制團隊創造性能力的培養。由此,未來研究可開展韌性領導力對團隊層面的研究,以更好地揭開韌性領導力的“雙色面紗”。