精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響

張世軍 王華強(qiáng)

【摘要】基于認(rèn)知與情感視角， 探討精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響。 通過(guò)兩階段問(wèn)卷調(diào)查方法， 檢驗(yàn)精神型領(lǐng)導(dǎo)與下屬工作投入的關(guān)系以及兩者之間的中介機(jī)制， 結(jié)果表明：精神型領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響員工的工作投入; 內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感分別對(duì)精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入的關(guān)系起部分中介作用。 該研究結(jié)論對(duì)提高領(lǐng)導(dǎo)的有效性及促進(jìn)員工的工作投入有積極意義。

【關(guān)鍵詞】精神型領(lǐng)導(dǎo);工作投入;內(nèi)部人身份認(rèn)知;正性情感

【中圖分類號(hào)】C939? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2020）20-0096-7

一、引言

當(dāng)前， 全球經(jīng)濟(jì)持續(xù)動(dòng)蕩， 企業(yè)生存壓力不斷增大， 員工面臨工作超載、大量裁員等問(wèn)題， 這使得個(gè)體的職場(chǎng)環(huán)境充滿著壓力和不確定性。 為了幫助員工緩解工作壓力， 很多管理者嘗試從精神層面去激發(fā)員工的工作價(jià)值感和意義感以減輕員工內(nèi)心的焦慮。 同時(shí)， 越來(lái)越多的員工并非僅把職場(chǎng)當(dāng)作獲取物質(zhì)報(bào)酬的場(chǎng)所， 更多的人希望把工作視為有意義的、值得奉獻(xiàn)的事業(yè)追求， 因而更重視精神性需求的滿足。 職場(chǎng)精神性強(qiáng)調(diào)的是“靈魂層的動(dòng)力”， 它是一種超越自我的精神動(dòng)力， 反映了員工對(duì)“工作及組織對(duì)我意味著什么？”等價(jià)值命題的深度思考。 近年來(lái)， 職場(chǎng)精神性因其給個(gè)人和組織帶來(lái)的積極意義， 已成為組織行為學(xué)領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)之一[1] 。 已有研究表明， 職場(chǎng)的精神性不僅會(huì)提升員工的組織承諾、工作滿意度， 還能夠促使員工在工作中變得更具靈活性和創(chuàng)造性[2] 。 因此， 員工的精神性需求也越發(fā)引起管理者的重視[3] 。

相較于傳統(tǒng)領(lǐng)導(dǎo)理論中以利益互惠為假設(shè)的領(lǐng)導(dǎo)理論模型， 精神型領(lǐng)導(dǎo)（Spiritual Leadership）是一種以價(jià)值觀和精神性為中心的領(lǐng)導(dǎo)理論[4] 。 該理論將生命意義感、精神性滿足及領(lǐng)導(dǎo)力聯(lián)系在一起， 認(rèn)為有效的領(lǐng)導(dǎo)方式應(yīng)該是通過(guò)滿足下屬對(duì)生命意義感、精神性存在等方面的需求以達(dá)到管理的目的[5] 。 綜觀目前領(lǐng)導(dǎo)學(xué)領(lǐng)域的研究， 對(duì)精神型領(lǐng)導(dǎo)的有效性及職場(chǎng)影響效應(yīng)的研究仍然匱乏[6] ， 尤其是精神型領(lǐng)導(dǎo)如何影響員工的工作狀態(tài)， 仍然是一個(gè)有待研究的問(wèn)題。

近年來(lái)， 工作投入作為積極心理學(xué)的一個(gè)重要內(nèi)容， 因其對(duì)個(gè)人績(jī)效和職業(yè)成長(zhǎng)的積極作用而獲得了學(xué)者們?cè)絹?lái)越多的關(guān)注[7] 。 雖然學(xué)者們對(duì)工作投入的定義不盡相同， 但對(duì)其核心內(nèi)涵基本上觀點(diǎn)一致， 即認(rèn)為工作投入是個(gè)體在工作時(shí)的一種情感激活狀態(tài)， 具體特征表現(xiàn)為專注、活力和奉獻(xiàn)[8] 。 目前， 學(xué)者們對(duì)工作投入影響因素的研究主要?dú)w類為環(huán)境因素和個(gè)人因素兩個(gè)相對(duì)獨(dú)立的層面[9] 。 事實(shí)上， 由于領(lǐng)導(dǎo)在組織中的重要作用， 領(lǐng)導(dǎo)因素已成為影響員工工作投入的重要情境因素， 因此， 學(xué)者們尤其關(guān)注其對(duì)員工工作投入帶來(lái)的影響。 已有研究證實(shí)了辱虐管理[10] 、服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)[11] 、真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)[12] 等領(lǐng)導(dǎo)方式會(huì)顯著影響員工的工作投入。 然而意外的是， 隨著領(lǐng)導(dǎo)理論的發(fā)展和組織環(huán)境的巨大變化， 大多數(shù)學(xué)者對(duì)于組織中的精神型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工工作狀態(tài)的影響并沒(méi)有給予充分關(guān)注。 因此， 在當(dāng)前背景下， 十分有必要探討精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入的關(guān)系， 充分揭示其內(nèi)在影響機(jī)制。

基于精神型領(lǐng)導(dǎo)的因果模型[5] ， 精神型領(lǐng)導(dǎo)者通過(guò)愿景和信念的激勵(lì)， 使下屬產(chǎn)生成員身份感和使命感而獲得精神性滿足， 并最終產(chǎn)生對(duì)組織有益的工作結(jié)果。 因此， 可以推斷， 精神型領(lǐng)導(dǎo)與下屬的積極工作狀態(tài)之間存在較強(qiáng)的因果關(guān)聯(lián)。 研究表明， 個(gè)體的認(rèn)知和情感是預(yù)測(cè)工作投入的重要變量[13] ， 而領(lǐng)導(dǎo)可以通過(guò)影響下屬的認(rèn)知和情感來(lái)影響下屬的工作行為、工作狀態(tài)等職場(chǎng)結(jié)果[14] 。 因此， 本研究基于認(rèn)知與情感的整合視角， 以內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感為影響中介， 探討精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響機(jī)制。 本研究中精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入的關(guān)系模型如圖所示：

二、研究假設(shè)

1. 精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入。 精神型領(lǐng)導(dǎo)的概念由Fry等[15] 提出， 它植根于一個(gè)內(nèi)在的動(dòng)機(jī)模型， 該模型包含“愿景”“希望/信仰”和“利他之愛(ài)”三個(gè)維度， 以描繪一種有效的領(lǐng)導(dǎo)方式。 該領(lǐng)導(dǎo)方式是一種以領(lǐng)導(dǎo)者自身的價(jià)值觀、態(tài)度和行為來(lái)影響下屬的積極領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。

精神型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)促進(jìn)員工工作投入。 首先， 員工對(duì)組織愿景的認(rèn)同會(huì)促進(jìn)其工作投入。 基于目標(biāo)導(dǎo)向行為理論（Theory of Goal-Oriented Behaviour）， 清晰且明確的目標(biāo)會(huì)激發(fā)個(gè)體強(qiáng)烈的行為動(dòng)機(jī)和積極的心態(tài)[16] 。 精神型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)給下屬樹(shù)立十分明確且充滿激情的目標(biāo)， 員工受目標(biāo)的驅(qū)動(dòng)會(huì)熱情、專注地投入工作[17] 。 其次， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)自己和組織的未來(lái)充滿希望和信心， 且會(huì)鼓勵(lì)下屬遇到困難要振作精神， 這種鼓舞和信心的傳遞給予下屬工作動(dòng)力和心靈力量。 因此， 精神型領(lǐng)導(dǎo)的信念或希望會(huì)激發(fā)下屬的工作熱情和工作投入。 最后， 精神型領(lǐng)導(dǎo)的利他之愛(ài)會(huì)促進(jìn)員工的工作投入。 精神型領(lǐng)導(dǎo)常常對(duì)下屬進(jìn)行關(guān)懷， 上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)的這種精神關(guān)懷不但會(huì)提升上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量， 而且會(huì)讓員工感覺(jué)到個(gè)人的價(jià)值及受到尊重[5] 。 因此， 精神型領(lǐng)導(dǎo)的利他之愛(ài)會(huì)激發(fā)下屬對(duì)工作的奉獻(xiàn)精神和責(zé)任感[17] ， 進(jìn)而會(huì)促進(jìn)員工的工作投入。 研究表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)激發(fā)員工的工作熱情， 對(duì)員工的工作行為和態(tài)度產(chǎn)生積極影響[18-20] 。 也有研究表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)能夠顯著預(yù)測(cè)員工的角色外績(jī)效[20] 。 基于以上闡述， 本文提出以下假設(shè)：

H1：精神型領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工的工作投入。

2. 內(nèi)部人身份認(rèn)知的中介作用。 內(nèi)部人身份作為個(gè)體在組織中的一種可靠情感和心理狀態(tài)， 表明個(gè)體在組織中受到的支持程度以及在組織中具有的威望或影響力。 已有研究結(jié)論表明， 在組織中獲得的上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)支持及上下級(jí)之間的互動(dòng)質(zhì)量與個(gè)體的內(nèi)部人身份認(rèn)知密切相關(guān)[21，22] 。 也有研究表明， 上級(jí)主管對(duì)下屬的認(rèn)可和信任會(huì)促進(jìn)下屬內(nèi)部人身份認(rèn)知的增加[21] 。 因此， 作為一種能使組織成員認(rèn)同組織使命和內(nèi)部成員身份的領(lǐng)導(dǎo)方式[5，17] ， 精神型領(lǐng)導(dǎo)常常以自身的態(tài)度、行為及價(jià)值觀對(duì)下屬產(chǎn)生影響， 由此可以推斷， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的內(nèi)部人身份認(rèn)知會(huì)產(chǎn)生積極、正向的影響。

首先， 學(xué)者的研究表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)根據(jù)組織愿景來(lái)規(guī)劃目標(biāo)并清晰地描述給下屬， 使員工明白在組織中工作的意義和價(jià)值， 而且會(huì)號(hào)召下屬共同承擔(dān)實(shí)現(xiàn)組織愿景的責(zé)任與使命[6] 。 因此， 接受使命召喚的下屬會(huì)認(rèn)識(shí)到在組織中工作的意義， 因而對(duì)組織愿景的認(rèn)同會(huì)促使員工形成更高水平的內(nèi)部人身份認(rèn)知[17] 。

其次， 精神型領(lǐng)導(dǎo)常常表現(xiàn)出對(duì)實(shí)現(xiàn)組織愿景的信心及對(duì)組織未來(lái)的希望， 因此在帶領(lǐng)下屬實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)的過(guò)程中， 領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織目標(biāo)堅(jiān)定不移的信念和對(duì)未來(lái)的希望， 可以大大地激發(fā)下屬的士氣和斗志， 使其愿意和領(lǐng)導(dǎo)一起為實(shí)現(xiàn)組織愿景而積極付出。 因此， 領(lǐng)導(dǎo)和員工會(huì)為實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)一起奮斗， 在此工作氛圍中， 員工會(huì)感知到自己是組織不可分割的一部分。

最后， 精神型領(lǐng)導(dǎo)給予下屬的利他之愛(ài)也會(huì)強(qiáng)化下屬的內(nèi)部人身份認(rèn)知。 一方面， 組織成員常常會(huì)得到精神型領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)懷、親近、扶助等， 這些關(guān)懷和幫助會(huì)使下屬產(chǎn)生對(duì)組織和領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同感和歸宿感[22] ， 這意味著領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的利他之愛(ài)會(huì)強(qiáng)化下屬的內(nèi)部人身份認(rèn)知。 另一方面， 精神型領(lǐng)導(dǎo)給下屬的關(guān)懷、幫助等利他行為必然會(huì)提高上下級(jí)互動(dòng)質(zhì)量。 事實(shí)上， 精神型領(lǐng)導(dǎo)與下屬的高質(zhì)量互動(dòng)關(guān)系， 意味著領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織成員價(jià)值和能力的認(rèn)可， 或是上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬工作表現(xiàn)的高度滿意， 因此， 員工會(huì)對(duì)組織和領(lǐng)導(dǎo)產(chǎn)生積極的認(rèn)知， 認(rèn)為自己與組織利益密切相關(guān)， 從而產(chǎn)生內(nèi)部人身份認(rèn)知。

內(nèi)部人身份認(rèn)知一旦產(chǎn)生， 員工就會(huì)把這種積極的情感和狀態(tài)轉(zhuǎn)化成一種角色認(rèn)知， 即員工在工作中會(huì)產(chǎn)生一種“主人翁”意識(shí)[17] ， 從而把“主人翁”精神轉(zhuǎn)化成工作中的責(zé)任和擔(dān)當(dāng)。 員工在工作中形成的熱情、責(zé)任和投入， 可以從自我一致性理論得到解釋， 該理論認(rèn)為個(gè)體總是習(xí)慣于把自己的內(nèi)在認(rèn)知和外部行為在工作、學(xué)習(xí)和生活等方面保持一致， 這種認(rèn)知與行為內(nèi)外部保持一致的做法使得個(gè)體達(dá)成了和諧統(tǒng)一[23] 。 因此可以推斷， 如果個(gè)體產(chǎn)生了內(nèi)部人身份認(rèn)知， 那么這種認(rèn)知將使員工以“主人翁”的姿態(tài)投入工作中， 以實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)作為投入工作的宗旨， 而積極主動(dòng)且熱情專注的投入工作正是員工扮演“主人翁”角色的具體表現(xiàn)。 屠興勇等[24] 指出， 如果員工的內(nèi)部人身份認(rèn)知較強(qiáng)， 就會(huì)對(duì)組織產(chǎn)生強(qiáng)烈的歸屬感， 從而更樂(lè)意在工作中積極投入， 為組織主動(dòng)付出。

基于以上論述， 本文提出如下假設(shè)：

H2：精神型領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響員工的內(nèi)部人身份認(rèn)知。

H3：內(nèi)部人身份認(rèn)知在精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工的工作投入之間起中介作用。

3. 正性情感的中介作用。 學(xué)者通常把情感劃分為兩個(gè)主要維度， 包括正性情感（Positive Affect）和消極情感（Negative Affect）[25] ， 而每一個(gè)維度都包括許多具體的感覺(jué)， 如正性情感包括愉快、高興、幸福等積極情緒或情感。 近年來(lái)， 相關(guān)學(xué)者的研究表現(xiàn)出了對(duì)工作場(chǎng)所“情感”的濃厚興趣， 尤其是情感在領(lǐng)導(dǎo)過(guò)程中產(chǎn)生的作用。 已有研究結(jié)論表明， 職場(chǎng)中不同的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)激發(fā)員工產(chǎn)生不同的情感體驗(yàn)， 從而導(dǎo)致產(chǎn)生不同的工作結(jié)果[26] 。

過(guò)去領(lǐng)導(dǎo)學(xué)領(lǐng)域的研究結(jié)論表明， 領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為一種重要的組織情景因素， 會(huì)影響下屬的積極或消極情感。 尤其是積極的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格， 會(huì)強(qiáng)化下屬的正性情感[26] 。 本文認(rèn)為， 精神型領(lǐng)導(dǎo)作為一種積極的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格， 會(huì)激發(fā)員工的正性情感。 首先， 精神型領(lǐng)導(dǎo)描述的令人向往的組織愿景有助于提升員工的工作意義感， 從而激發(fā)員工的正性情感。 其次， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織未來(lái)發(fā)展的信心和希望， 不僅會(huì)向下屬傳遞樂(lè)觀精神， 還會(huì)賦予員工心靈力量， 從而產(chǎn)生積極情感。 最后， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的無(wú)私關(guān)愛(ài)和充分的精神關(guān)懷將激發(fā)員工的正性情感。 王明輝等[27] 認(rèn)為， 精神型領(lǐng)導(dǎo)激勵(lì)和影響員工往往是從精神層面進(jìn)行的， 他們通常會(huì)為下屬設(shè)置可以共同理解和接受的組織愿景， 下屬也因此會(huì)感受到來(lái)自組織愿景的感召， 會(huì)從內(nèi)心深處產(chǎn)生一種超越性的積極體驗(yàn)。 實(shí)證研究的結(jié)論也表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的幸福感[28] 、生活滿意度[29] 與組織承諾[30] 等積極情感的提高有積極作用。

正性情感會(huì)促進(jìn)員工的工作投入。 Bakker等[31] 從工作資源—要求模型的視角對(duì)影響個(gè)體工作投入的因素進(jìn)行了總結(jié)， 認(rèn)為可利用的個(gè)體資源和工作資源對(duì)工作投入具有正向影響。 其中， 個(gè)體資源包含一些個(gè)體特征變量如樂(lè)觀、自我效能等， 而工作資源具體包括工作反饋、領(lǐng)導(dǎo)督導(dǎo)、工作自主性、團(tuán)隊(duì)氛圍、社會(huì)支持等。 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的精神性滿足可以增強(qiáng)員工的歸屬感、工作意義感， 進(jìn)而促進(jìn)下屬正性情感的產(chǎn)生[20] 。 同時(shí)， 正性情感擴(kuò)展與建設(shè)理論為正性情感和工作投入之間的關(guān)系提供了很好的解釋， 該理論認(rèn)為正性情感能夠建設(shè)個(gè)體的資源， 如心理資源、人際資源、智力資源和身體資源[32] ， 而個(gè)體的正性情感建設(shè)形成的多種資源恰恰是員工工作投入所需要的資源。 因此， 上述解釋表明個(gè)體的正性情感可以促進(jìn)工作投入。

基于以上論述， 本文提出如下假設(shè)：

H4：精神型領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工的正性情感。

H5：正性情感在精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工的工作投入之間起中介作用。

三、研究方法

1. 調(diào)查過(guò)程與調(diào)查對(duì)象。 本研究主要采用現(xiàn)場(chǎng)問(wèn)卷調(diào)查的方法采集數(shù)據(jù)。 在調(diào)查之前， 課題組成員與相關(guān)企業(yè)主管取得聯(lián)系， 說(shuō)明了調(diào)研的方式、時(shí)間及要求之后， 現(xiàn)場(chǎng)引導(dǎo)被試者完成問(wèn)卷調(diào)查。 為避免出現(xiàn)較明顯的同源誤差問(wèn)題， 選擇兩個(gè)不同時(shí)間點(diǎn)分開(kāi)發(fā)放問(wèn)卷， 兩次問(wèn)卷發(fā)放相隔2個(gè)月左右， 具體時(shí)間為2018年6月4日和2018年8月11日， 所有變量均由員工評(píng)價(jià)。 第一階段， 采集被調(diào)查者的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量、控制變量（年齡、性別、工齡、教育程度及與上級(jí)共事時(shí)間）、自變量（精神型領(lǐng)導(dǎo)）及中介變量（內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感）。 第二階段， 采集因變量（工作投入）。

采集的樣本主要來(lái)自武漢、天津、荊州的3家企業(yè)， 涉及金融服務(wù)業(yè)、制造業(yè)及物流業(yè)。 兩階段共發(fā)放問(wèn)卷1006份， 剔除無(wú)效問(wèn)卷及第一階段和第二階段不能匹配的問(wèn)卷， 最終獲得302套兩階段有效問(wèn)卷， 有效回收率為60.0%。 樣本的結(jié)構(gòu)性描述具體如表1所示。

2. 測(cè)量工具。 本研究采用精神型領(lǐng)導(dǎo)量表、內(nèi)部人身份認(rèn)知量表、正性情感量表及工作投入量表進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查， 這些量表得到了大量中國(guó)學(xué)者的反復(fù)使用和檢驗(yàn)， 具有較好的信效度和適應(yīng)性。 為了進(jìn)一步確定上述量表內(nèi)容的準(zhǔn)確性及英文版量表和中文版量表內(nèi)容的一致性， 本文根據(jù)Brislin[33] 的翻譯和回譯流程， 通過(guò)對(duì)英文量表的翻譯和審核， 以實(shí)現(xiàn)題項(xiàng)內(nèi)容的準(zhǔn)確性和中英文量表的一致性。

（1）精神型領(lǐng)導(dǎo)。 采用Fry等[15] 編制的量表來(lái)測(cè)量下屬對(duì)上級(jí)管理者的精神型領(lǐng)導(dǎo)感知， 包括17個(gè)題項(xiàng)， 問(wèn)卷中的測(cè)量題項(xiàng)采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法， 舉例題項(xiàng)如“對(duì)組織愿景的理解和承諾”。 在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach α系數(shù)為0.812。

（2）內(nèi)部人身份認(rèn)知。 本研究采用Stamper和Masterson[34] 的內(nèi)部人身份認(rèn)知量表， 一共包括六個(gè)題項(xiàng)， 如“我的組織使我感覺(jué)到我是屬于這個(gè)組織的”等， 此量表的Cronbach α系數(shù)為0.847。

（3）正性情感。 本研究選取了Watson等[35] 情感問(wèn)卷（PANAS）的一部分， 即正性情感部分， 由10個(gè)積極情緒詞匯構(gòu)成， 主要評(píng)判過(guò)去一個(gè)月內(nèi)員工在工作中情緒出現(xiàn)的頻率。 考慮到被試打分易出現(xiàn)趨中的情況， 該變量采用4級(jí)反應(yīng)量表， 其中“1-根本沒(méi)有”“2-較弱”“3-較強(qiáng)烈”“4-強(qiáng)烈”。 本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.803。 舉例詞匯如“自豪的”“備受鼓舞的”。

（4）工作投入。 本研究采用Schaufeli等[36] 在過(guò)去量表的基礎(chǔ)上開(kāi)發(fā)的簡(jiǎn)化量表， 共有9個(gè)題項(xiàng)， 舉例題項(xiàng)如“在工作中我充滿活力”等。 問(wèn)卷中的測(cè)量題項(xiàng)采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分法， 本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.906。

以往學(xué)者通常把年齡、性別、工作年齡、教育程度及與上級(jí)共事時(shí)間設(shè)置為控制變量[6，11] ， 為了更好地探討各變量之間的關(guān)系， 本文也對(duì)上述變量予以控制。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

1. 變量的同源方法偏差分析。 本研究中所有變量的測(cè)量均由同一對(duì)象來(lái)完成， 盡管采用了匿名、分階段采集數(shù)據(jù)等方法， 但仍有可能產(chǎn)生同源偏差問(wèn)題， 所以本研究采用Harman的單因素方法檢驗(yàn)同源方法偏差[37] 。 首先， 構(gòu)建一個(gè)包括本模型所有變量題項(xiàng)的因子; 其次， 對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析， 發(fā)現(xiàn)未旋轉(zhuǎn)的最大因子解釋方差變異比例為15.9%， 不足所有因子解釋方差變異比例63.2%的一半， 因此， 單一因子沒(méi)有解釋大部分變異量， 這也就表明， 采集的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的同源誤差。

2. 變量的驗(yàn)證性因子分析。 本文采用AMOS 19.0軟件對(duì)所涉及的四個(gè)變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析， 通過(guò)對(duì)采集的302套數(shù)據(jù)的分析， 最終獲得的驗(yàn)證性分析結(jié)果如表2所示， 觀測(cè)χ2/df、RMSEA值、CFI值等指標(biāo)發(fā)現(xiàn)， 在構(gòu)建的四個(gè)驗(yàn)證模型中， 上述指標(biāo)最為理想的是四因子模型（χ2/df=2.321， RMSEA=0.064， CFI=0.911）。 因此， 可以得出結(jié)論：四因子模型擬合結(jié)果最佳， 即精神型領(lǐng)導(dǎo)、內(nèi)部人身份認(rèn)知、正性情感與工作投入之間的區(qū)分效度良好。

3. 相關(guān)性分析。 各個(gè)變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)如表3所示。 結(jié)果表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入（r=0.39， p<0.01）、內(nèi)部人身份認(rèn)知（r=0.32， p<0.01）及正性情感（r=0.35， p<0.01）顯著正相關(guān)， 內(nèi)部人身份認(rèn)知（r=0.46， p<0.01）及正性情感（r=0.58， p<0.01）分別與工作投入顯著正相關(guān)。 上述變量的相關(guān)性結(jié)論為后面的假設(shè)驗(yàn)證提供了初步條件。

4. 假設(shè)檢驗(yàn)。 主效應(yīng)檢驗(yàn)。

（1）采用SPSS 19.0對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。 在控制性別、年齡、教育程度、工齡及與上級(jí)共事時(shí)間等變量后， 檢驗(yàn)精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬工作投入的影響（見(jiàn)表4）。 結(jié)果表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)與下屬工作投入（M6：β=0.407， p<0.001）有顯著正向相關(guān)關(guān)系， H1得到支持。

（2）中介效應(yīng)檢驗(yàn)。 首先， 采用Baron和Kenny[38] 提出的中介檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感的中介作用。 首先， 檢驗(yàn)自變量與中介變量之間的關(guān)系， 結(jié)果表明精神型領(lǐng)導(dǎo)與內(nèi)部人身份認(rèn)知顯著正相關(guān)（M2：β=0.331， p<0.001）， 精神型領(lǐng)導(dǎo)與正性情感顯著正相關(guān)（M4：β=0.359， p<0.001）， H2和H4得到支持。 其次， 當(dāng)把精神型領(lǐng)導(dǎo)和內(nèi)部人身份認(rèn)知同時(shí)加入回歸模型后（見(jiàn)表4M7）， 內(nèi)部人身份認(rèn)知與工作投入顯著正相關(guān)（β=0.422， p<0.001）， 但發(fā)現(xiàn)精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響減弱（β=0.181， p<0.01）， 這個(gè)結(jié)果意味著內(nèi)部人身份認(rèn)知在精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入之間起部分中介作用。 H3得到部分支持。 同樣， 當(dāng)把精神型領(lǐng)導(dǎo)和正性情感同時(shí)加入回歸模型后（見(jiàn)表4M8）， 正性情感與工作投入顯著正相關(guān)（β=0.553， p<0.001）， 這意味著精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響減弱（β=0.201， p<0.05）， 表明正性情感在精神型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入之間起部分中介作用， H5得到部分支持。 此外， 通過(guò)Bootstrap方法（5000次隨機(jī)抽樣）獲得的結(jié)果還顯示， 精神型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)內(nèi)部人身份認(rèn)知對(duì)員工工作投入的間接效應(yīng)顯著（β=0.142， p<0.001）， 且95%CI=[0.04， 0.15]， CI不包含零; 而精神型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)正性情感對(duì)員工工作投入的間接效應(yīng)顯著（β=0.185， p<0.001）， 且95%CI=[0.07， 0.21]， CI不包含零。 這進(jìn)一步驗(yàn)證了H3和H5。

五、小結(jié)

1. 結(jié)論。 本研究專注于“精神型領(lǐng)導(dǎo)如何影響員工工作投入”這一主題， 從認(rèn)知和情感視角， 探討了內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感的中介作用， 通過(guò)對(duì)302套數(shù)據(jù)的實(shí)證分析， 得到了以下結(jié)論。

首先， 證實(shí)了精神型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工的工作投入具有促進(jìn)作用。 多元回歸分析結(jié)果表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)顯著影響員工的工作投入， 這也意味著精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的精神性需要的滿足會(huì)給員工帶來(lái)卓越的精神體驗(yàn)， 進(jìn)而促進(jìn)員工的工作投入。 這一研究結(jié)論與領(lǐng)導(dǎo)學(xué)領(lǐng)域許多學(xué)者的觀點(diǎn)一致， 他們通過(guò)研究認(rèn)為， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的態(tài)度、行為等方面會(huì)產(chǎn)生積極的影響[18-20] ， 如精神型領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工的組織承諾[30] 、角色外行為[20] 等。

其次， 揭示了精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響路徑。 實(shí)證分析的結(jié)果揭示了精神型領(lǐng)導(dǎo)影響員工的工作投入部分通過(guò)內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感兩條路徑， 這也表明， 領(lǐng)導(dǎo)作為不可忽略的組織情景因素， 其行為方式和領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格深刻影響著下屬的工作狀態(tài)， 而下屬的認(rèn)知和情感在影響過(guò)程中起著重要的傳導(dǎo)作用[14] 。 鄧志華[6] 的研究表明， 精神型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)心理因素對(duì)員工的工作投入產(chǎn)生影響， 這表明了精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入影響路徑的多樣化。 本結(jié)論豐富了兩者關(guān)系的研究視角， 為精神型領(lǐng)導(dǎo)激發(fā)員工工作投入提供了新的途徑。

2. 理論與實(shí)踐意義。 本研究的理論貢獻(xiàn)主要在于以下兩個(gè)方面：

其一， 本文發(fā)現(xiàn)了組織情景中精神型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工工作投入的影響， 進(jìn)一步豐富了現(xiàn)有研究中工作投入的影響因素研究。 過(guò)去的研究雖然探討了不同的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)工作投入的影響[10-12] ， 但隨著組織環(huán)境的巨大變化， 理論界對(duì)精神型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與工作投入關(guān)系的研究還不夠充分。 因此， 本文聚焦于精神型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入關(guān)系的探討， 對(duì)工作投入前因變量的研究具有一定的貢獻(xiàn)。

其二， 本文發(fā)現(xiàn)了內(nèi)部人身份認(rèn)知和正性情感在精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入之間起部分中介作用， 這一結(jié)論為領(lǐng)導(dǎo)影響員工工作投入提供了新的解釋視角。 在現(xiàn)有文獻(xiàn)中， 精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工職場(chǎng)結(jié)果（如工作績(jī)效、工作滿意度等）的積極作用已有驗(yàn)證[19，27，29] ， 但缺乏對(duì)兩者中介機(jī)制的探索。 本研究結(jié)論進(jìn)一步揭示了精神型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入關(guān)系的“黑箱”。

本研究的實(shí)踐意義在于：

首先， 職場(chǎng)精神性已成為個(gè)體職場(chǎng)表現(xiàn)的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力， 組織應(yīng)重視職場(chǎng)精神性的積極作用。 一方面， 組織在選拔和培訓(xùn)管理者時(shí)， 需要更加注重管理者的精神型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格; 另一方面， 可以開(kāi)設(shè)冥想課程， 提高員工精神需求的滿足度。 其次， 激發(fā)員工產(chǎn)生超越性的精神體驗(yàn)和工作投入度。 管理者可以通過(guò)幫助下屬與同事建立聯(lián)系， 提高員工對(duì)工作意義的感知， 促進(jìn)員工精神需求與工作意義的良性互動(dòng)， 豐富員工的積極情感體驗(yàn)， 增強(qiáng)其身份認(rèn)同感， 最終實(shí)現(xiàn)自我與組織的整合。 最后， 隨著組織結(jié)構(gòu)的扁平化和信息時(shí)代的到來(lái)， 建議管理者由“以領(lǐng)導(dǎo)為中心”的領(lǐng)導(dǎo)方式改變?yōu)椤耙詥T工為中心”的領(lǐng)導(dǎo)方式， 以提高領(lǐng)導(dǎo)效能。

3. 研究局限以及未來(lái)研究方向。 本文雖然取得了一些有意義的結(jié)論， 但由于各種主客觀原因， 也存在一些不足。 首先存在局限的是測(cè)評(píng)對(duì)象。 本文所有變量的測(cè)評(píng)均由員工完成， 雖然采用縱貫設(shè)計(jì)多時(shí)點(diǎn)評(píng)價(jià)的方式采集數(shù)據(jù)， 可以在一定程度上避免同源誤差的影響， 但不能完全避免同源誤差， 因此， 未來(lái)的研究可以采用主管和員工配對(duì)的數(shù)據(jù)來(lái)驗(yàn)證各變量之間的關(guān)系。 其次， 本文在研究方法上也有一定的局限性。 雖然本文采用實(shí)證研究的方法驗(yàn)證變量間的相關(guān)關(guān)系， 但是該方法并不能詳細(xì)分析精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工心理機(jī)制的影響， 以后的研究可以嘗試采用追蹤研究法或案例研究法來(lái)構(gòu)建和驗(yàn)證相關(guān)理論。

未來(lái)的研究可以從以下兩個(gè)方面來(lái)探討：①加強(qiáng)精神型領(lǐng)導(dǎo)的結(jié)果變量研究。 未來(lái)可以進(jìn)一步檢驗(yàn)精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工組織內(nèi)行為（如幫助行為）的影響， 也可以檢驗(yàn)對(duì)員工跨組織行為（如慈善行為）的影響。 除了個(gè)體層面的研究， 也可以對(duì)團(tuán)隊(duì)層面如團(tuán)隊(duì)效能進(jìn)行研究。 ②加強(qiáng)精神型領(lǐng)導(dǎo)有效性的情景化研究。 精神型領(lǐng)導(dǎo)是否能產(chǎn)生積極的影響， 受各種情景條件的影響， 因此， 可以嘗試探討員工的個(gè)體特征差異對(duì)精神型領(lǐng)導(dǎo)影響效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[ 1 ]? ?柯江林，王娟，范麗群.職場(chǎng)精神力的研究進(jìn)展與展望[ J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2015（2）：149 ～ 157.

[ 2 ]? ?Pawar B. S.. Workplace spirituality and employee well-being： An empirical examination[ J].Employee Relations，2016（6）：975 ～ 994.

[ 3 ]? ?Corey Fox， Brian D. Webster，W. M. Camron Casper. Spirituality， psychological capital and employee performance： An empirical examination

[ J].Journal of Managemerial Issues，2018（2）：194 ～ 213.

[ 4 ]? ?Avolio B. J.， Walumbwa F. O.， Weber T. J.. Leadership： Current theories， research， and future directions[ J].Annual Review of Psychology，2009（1）：421 ～ 449.

[ 5 ]? ?Fry L. W.. Toward a theory of spiritual leaderships[ J].Leadership Quarterly，2003（6）：693 ～ 727.

[ 6 ]? ?鄧志華.精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作投入的影響[ J].經(jīng)濟(jì)管理，2016（4）：181 ～ 189.

[ 7 ]? ?Shimazu A.， Schaufeli W. B.， Kamiyama L.， Kawakami N.. Workaholism vs. work engagement： The two different predictorn of future?well-being and performance[ J].International Journal of Behavioral Medicine，2015（1）：18 ～ 23.

[ 8 ]? ?Warr P.， Inceoglu I.. Job engagement， job satisfaction， and contrasting associations with person-job fit[ J].Journal of Occupational Health?Psychology，2012（2）：129 ～ 138.

[ 9 ]? ?Luyckx K.， Duriez B.， Klimstra T. A.， Witte H. D.. Identity statuses in young adult employees： Prospective relations with work engagement?and burnout[ J].Journal of Vocational Behavior，2010（3）：339 ～ 349.

[10]? ?Barnes C. M.， Lucianetti L.， Bhave D. P.， Christian M. S.. "You wouldn't like me when I'm sleepy"： Leaders' sleep， daily abusive supervision，

and work unit engagement[ J].Academy of Management Journal，2015（5）：1419 ～ 1437.

[11]? ?Bang Na Hyung， Bang Yong Tae. The effects of servant leadership on subordinates' trust in leader and job engagement： A suggestion for?context-specific leadership[ J].Journal of Service Research and Studies，2017（4）：83 ～ 107.

[12]? ?Feng W.， Yi L.， Yi Z.， Liu S.. The interactive effect of authentic leadership and leader competency on followers' job performance： The?mediating role of work engagement[ J].Journal of Business Ethics，2016（3）：1 ～ 11.

[13]? ?Kahn W. A.. Psychological conditions of personal engagement and disengagement at work[ J].The Academy of Management Journal， 1990（4）：692 ～ 724.

[14]? ?王雁飛，黃佳信，朱瑜. 基于認(rèn)知—情感整合視角的包容型領(lǐng)導(dǎo)與建言行為關(guān)系研究[ J].管理學(xué)報(bào)，2018（9）：1311 ～ 1318.

[15]? ?Fry L. W.， Vitucci S.， Cedillo M.. Spiritual leadership and army transformation： Theory， measurement and establishing a baseline[ J].Leadership?Quarterly，2005（5）：835 ～ 862.

[16]? ?Ajzen I.. The theory of planned behavior[ J].Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991（2）：179 ～ 211.

[17]? ?王華強(qiáng)，丁志慧，劉文興.精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)知識(shí)共享的影響：內(nèi)部人身份感知的中介作用[ J].珞珈管理評(píng)論，2018（3）：115 ～ 129.

[18]? ?Fry L.W.， Kriger M.，Wo Y.. Towards a theory of being-centered leadership： Multiple levels of being as context for effective leadership [J].?Human Relations，2009（11）：1667 ～ 1696.

[19]? ?Fry L. W.， Hannah S. T.， Noel M.， Walumbwa F. O.. Impact of spiritual leadership on unit performance[ J].Leadership Quarterly，2011（2）：259 ～ 270.

[20]? ?Chen C.， Yang C.， Li C.. Spiritual leadership， follower mediators， and organizational outcomes： Evidence from three industries across two?major Chinese societies[ J].Journal of Applied Social Psychology，2012（4）：890 ～ 938.

[21]? ?尹俊，王輝，黃鳴鵬.授權(quán)賦能領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工內(nèi)部人身份感知的影響：基于組織的自尊的調(diào)節(jié)作用[ J].心理學(xué)報(bào)，2012（10）：1371 ～ 1382.

[22]? ?汪林，儲(chǔ)小平，倪婧.領(lǐng)導(dǎo)—部屬交換、內(nèi)部人身份認(rèn)知與組織公民行為——基于本土家族企業(yè)視角的經(jīng)驗(yàn)研究[ J].管理世界，2009（1）：?97 ～ 107.

[23]? ?Dipboye R. L.. Critical review of kormans self-consistency theory of work motivation and occupational choice[ J].Organizational Behavior &?Human Performance，1977（1）：108 ～ 126.

[24]? ?屠興勇，張琪，王澤英等.信任氛圍、內(nèi)部人身份認(rèn)知與員工角色內(nèi)績(jī)效：中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)[ J].心理學(xué)報(bào)，2017（1）：83 ～ 93.

[25]? ?Warr P. B.， Barter J.， Brownbridge G.. On the independence of positive and negative affect[ J].Personal Social Psychol，1983（3）：644 ～ 651.

[26]? ?王楨，陳樂(lè)妮，李旭培.變革型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入：基于情感視角的調(diào)節(jié)中介模型[ J].管理評(píng)論，2015（9）：120 ～ 129.

[27]? ?王明輝，李婕，王崢崢，李宗波.精神型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工情感承諾的影響：主觀支持感的調(diào)節(jié)效應(yīng)[ J].心理與行為研究，2015（3）：375 ～ 379.

[28]? ?Fry L. W.， Mathcrly L. L.. Spiritual leadership and organizational peformance： An exploratory study[R].Atlanta Georgia： Academy of?Management，2006.

[29]? ?Louis W. Fry， John W.， Slocum J. R.. Maximizing the triple bottom line through spiritual leadership[ J].Organizational Dynamics，2008（1）：86 ～ 96.

[30]? ?Mansor N.， Ismail A. H.， Alwi Anwar. Relationship between spiritual leadership and organizational commitment in Malaysians' oil and gas?industry[ J].Asian Social Science，2013（7）：179 ～ 191.

[31]? ?Bakker A. B.， Demerouti E.. The job demands-resources model： State of the art[ J].Managerial Psychol，2007（3）：309 ～ 328.

[32]? ?Fredrickson B. L.， Cohn M. A.， Coffey K. A.， et al.. Open hearts build lives： Positive emotions， induced through loving-kindness meditation，?build consequential personal resources[ J].Journal of Personality and Social Psychology，2008（5）：1045 ～ 1062.

[33]? ?Brislin R. W.. Expanding the role of the interpreter to include multiple facets of intercultural communication[ J].International Journal of?Intercultural Relations，1980（4）：137 ～ 148.

[34]? ?Stamper C. L.， Masterson S. S.. Insider or outsider？How employee perceptions of insider status affect their work behavior[ J].Journal of?Organizational Behavior，2002（8）：875 ～ 894.

[35]? ?Watson D.， Clark L.A.，Tellegen A.. Development and validation of brief measures of positive and negative affect： The PANAS scales[ J].Journal of Personality and Social Psychology，1988（6）：1063 ～ 1070.

[36] Schaufeli W. B.， Bakker A. B.， Salanova M.. The measurement of work engagement with a short questionnaire： A cross-national study[ J].Educational & Psychological Measurement，2006（4）：701 ～ 716.

[37]? ?Podsakoff P. M.， Mackenzie S. B.， Podsakoff N. P.， Lee J. Y.. The mismeasure of man（agement） and its implications for leadership research[ J].Leadership Quarterly，2003（6）：615 ～ 656.

[38]? ?Baron R. M.， Kenny D. A.. The moderator-mediator variable distinction in social? psychological research： Conceptual， strategic， and?statistical considerations[ J].Journal of Personality and Social Psychology，1986（6）：1173 ～ 1182.