邓文娟

（华中师范大学 经济与工商管理学院，武汉 430079）

0 引言

面对日益激烈的市场竞争和日新月异的科技发展，现代企业组织正处在更具复杂性、变化性以及不确定性的社会环境中，为提升核心竞争力和寻求创造新的市场机会，创新绩效对企业运营管理和长期发展至关重要。员工创新绩效构成了组织创新绩效的微观基础，更是组织创新的保障，培养具有创新能力的员工是保持竞争力的关键。在众多影响员工创新绩效的因素中，领导是组织中影响员工创新绩效的一个关键环境因素。主管作为管理活动中与员工直接接触的主要对象之一，其领导行为对员工的态度与行为能够产生更重要的影响。

通过梳理领导行为对员工创新绩效影响的相关研究发现：包容型、谦卑型、服务型以及授权型领导等比较成熟的领导风格对员工创新绩效具有正向影响[1—3]，但主管领导行为作用于员工创新的负面影响研究较少。目前企业中苛敛管理的现象普遍存在，尤其是在工作强度大、竞争压力大的商业服务业与金融业中，苛敛管理现象尤为突出。其本质是领导者将下属作为实现个人目标的工具，是领导者自身利己主义的表现。已有研究表明，主观层面领导苛敛行为会对组织与个人产生危害，如个体的离职意愿与抱怨行为、服务破坏行为、创造力等。

已有研究围绕主管苛敛行为对员工创新的作用效果进行了探索，但主要从情绪视角、资源视角及交换视角出发考察领导苛敛行为影响员工创新绩效的作用机制。鉴于此，本文从动机视角出发，基于自我决定理论实证研究领导苛敛行为对个体层面的员工创新的影响。当主管对员工实施苛敛行为时，会导致员工的基本心理需要（包括自主需要、胜任需要以及归属需要）得不到满足，降低其从事组织工作的内在动机，从而使得亟须内部动机激发的员工创新绩效受到抑制。由于个体差异在强调情境化研究中所起到的重要性，本文选择了与创新绩效联系密切的能力要素——创造力自我效能感，将其作为基本心理需要满足对员工创新绩效的影响路径的调节因素，来进一步探讨主管苛敛行为影响机制的权变条件。本文以员工工作产出为出发点，对主管苛敛行为降低员工的基本心理需要满足，进而削弱员工创新绩效的作用过程进行深入探究，并分析了创造力自我效能感在此过程中所发挥的调节作用。

1 理论分析与研究假设

1.1 主管苛敛行为与基本心理需要满足的关系

领导苛敛行为的本质是领导的利己主义，并将下属作为实现个人目标的工具。具体而言，该行为是指领导为实现个人私利目标，通过各种苛敛手段剥削下属，在管理中的表现为向下属施压、将下属的成果占为己有、真实的自私行为、操纵下属、打压下属共五个方面。已有研究大多探讨了其产生的消极影响，并关注到了其在创新行为方面的作用。

按照自我决定理论的主要思想，个体具有与生俱来的自主、胜任、归属三大基本心理需要[4]。其中，自主需要代表了个体在面对选择与从事工作任务时，可以自由地选择的一种渴望，强调了个体对自身行为的掌控感与自由感；胜任需要代表了个体有自信完成有挑战性的工作任务，并在实现后能够获取想要的结果（技能拓展、晋升等）的渴望，强调了个体对工作的胜任感；而归属需要代表了个体对与他人建立联系，相互关爱、尊重的渴望，强调了个体对从属团体的归属感。在基本心理需要得到满足的过程中，个体能够实现自我完善和成长发展。此外，按照自我决定理论的观点，个体所处的外部环境是三种基本需要满足能否得到满足的主要来源。组织领导是组织中的关键外部情境要素之一，被组织员工当作能否实现基本心理需要的核心要素，尤其是作为与员工互动较为频繁、直接的管理层，主管会通过工作任务安排与具体行为深刻影响员工[5]。基于自我决定理论，主管苛敛行为会对员工的三种基本心理需要满足具有显著的抑制作用[6]。据此，本文提出：

假设1：主管苛敛行为对基本心理需要满足有着显著的负向影响。

1.2 主管苛敛行为、基本心理需要满足与员工创新绩效的关系

员工创新绩效是指员工在工作中产生并用实际活动去推广、实施创新想法的过程[7]。鉴于员工创新绩效的重要性，学者们基于优势的人力资源管理实践、双元领导、挑战性工作任务、团队学习氛围以及心理资本等要素对员工创新绩效展开了诸多探讨[1，2,7]。

基本心理需要满足是个体的一种本能，与个体的情绪等相比而言，能够影响个体的内在动机[5]，并在促进个体成长与最大化个体绩效方面发挥着关键作用[2]。根据自我决定理论的核心思想，个体的基本心理需要满足能够赋予个体更多的内在驱动力，进而推动个体更好地达成相应的工作目标。由此，个体基本心理需要满足会正向作用于员工工作行为，并显著提升员工的创新绩效。

根据自我决定理论，领导风格等外部环境会影响员工心理需要满足，相关的负性领导风格研究指出基本心理需要满足起到了负向中介作用[8]。本文认为作为负性领导之一的主管苛敛行为会影响员工基本心理需要，进而对员工创新绩效产生影响。据此，本文提出：

假设2：基本心理需要满足在主管苛敛行为和员工创新绩效之间发挥中介作用。

1.3 创造力自我效能感的调节作用

鉴于从事创新活动具有较大的不确定性与风险性，员工创新活动风险水平或对创新活动所持有的信心，将会影响员工在工作中呈现高水平或者低水平的创新绩效。创造力自我效能感表现了个体对自身能够识别并有效解决工作中新问题的信念[9]。当员工具备较高的创造力自我效能感，对创新活动怀抱有较高水平的自信时，可展现出高水平的创新行为。

基于创造力成分理论，个体的创造力离不开领域相关的技能、创造力相关的过程和内在动机三个因素的共同作用，其中，创造力相关的过程包括认知风格、人格特质等[10]。作为一种认知风格，创造力自我效能感应该在基本心理需要与员工创新绩效之间发挥调节效应。本文认为，当员工具备较高的创造力自我效能感，对创新活动怀抱有较高水平的自信时，其会将创新想法予以积极实践[9]。此外，创造力自我效能感对创新行为的影响大于基本心理需要满足后的内在动机[11]。相关研究也表明，创造力自我效能感弱化了基本心理需要满足对其创新绩效的正向效果[12]。据此，本文提出：

假设3：创造力自我效能感在基本心理需要满足与员工创新绩效之间起调节作用。即当员工为高创造力自我效能感的个体时，基本心理需要满足与员工创新绩效的正向关系更弱，反之更强。

创造力自我效能感能够调节主管苛敛行为通过基本心理需要满足对员工创新绩效的中介效应，即当员工的创造力自我效能感较强时，即使主管苛敛行为削弱了员工个体的基本心理需要，员工也可能实施创新，进而削弱了基本心理需要在主管苛敛行为影响员工创新绩效所发挥的中介效应。据此，本文提出：

假设4：创造力自我效能感会调节主管苛敛行为通过削弱员工的基本心理需要满足进而降低员工创新绩效的中介作用，即当员工为高创造力自我效能感的个体时，员工的基本心理需满足所发挥的中介作用较弱，反之则较强。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文以湖北省内集成电路、生物医药、新材料、数字经济等领域的上市企业及拟上市企业为问卷调查对象，筛选的480 家样本企业均设置了人力资源部。在各家公司人力资源部的支持和配合下，各家公司结合本文的研究目标及内容随机抽取公司高管、全职员工，并在强调了本次调研的学术性与匿名性后，开展了线上与线下相结合的实地调研。

本文采取了多阶段、多来源的问卷调查法，将调研分为两个阶段，每个阶段之间间隔一个月。具体如下：第一阶段，即2022年10月，由每个公司的员工填答主管苛敛行为，并收集员工的人口统计学相关信息；第二阶段，由该公司主管直接管理的员工填答基本心理需要满足以及创造力自我效能感，而由每个公司的主管填答员工创新绩效与主管个体的性别、学历等个人信息。每家公司两名主管参与本次问卷调查，主管需填答所评价员工的具体个人信息，可通过员工的性别、工作时长等个体特征进行匹配，再结合公司提供的信息名单对每份问卷编码，以确保两次调查数据能够得到有效的匹配。最终，发放了1062 份主管问卷、2823份员工问卷，在对所获得的问卷数据进行初步的筛选（删掉填答重复、填答有明显规律性、两次数据不匹配的问卷）并剔除无效问卷后，整理得到796 份有效的主管-员工配对数据，其中，主管与员工的有效问卷分别为796份与2388份，由一名主管评价三位员工，主管、员工所填答的问卷有效率分别为74.95%、84.59%。

基于员工有效样本情况，在性别方面，男性与女性人数较为均衡，而男性人数达到了1244 人，占比52.09%；在年龄方面，样本全部集中在35岁以下，其中，26～30岁的年轻人最多，有1513人，这占到被调查人数的63.36%；在学历方面，研究对象多为大专与本科学历，其中大专的员工人数达到1213人，占比50.80%，本科学历的人数达到1011人，占比42.34%，这可能与调查对象为拟上市企业及上市企业有关；在样本的工作年限方面，大多数人在目前公司的工作年限为3 年以内，其中，工作在1 年以下的人数有923人，占比为38.65%；1～3年的有1330人，占比为55.7%，这与本文的研究对象多为年轻人有关。

2.2 测量量表

本文采用国内外众多学者多次使用并得到验证的量表，信度与效度均达到理想水平。本文采取严格的翻译—回译程序，且多名相关专业的教授、博士研究生进行了互译及适当性地修改。除了控制变量，本文的核心量表均采用了Likert 5点评分法，1 至5表示从“非常不同意”到“非常同意”。本文涉及变量具体说明如下：

（1）主管苛敛行为（EB）：采用五维度量表，包含15 个条目，单个维度编制了3个题项。示例的条目有“他/她将员工视为达成个人目标的方式”“为了达成自身目标，他/她会给我压力”等。该量表的Cronbach’s α系数为0.973。

（2）员工创新绩效（EIP）。员工创新绩效是指员工在工作中产生并用实际活动去推广、实施创新想法的过程。本文采用Scott和Bruce（1994）[1]编制测量员工创新行为的量表，包含6 个条目，由直接主管来评价员工。示例的题目如“他/她会主动探索新的技术、流程、工具或产品”“整体而言，他/她是一个具有创新精神的人”等。该量表的Cronbach’s α系数为0.931。

（3）基本心理需要满足（NS）。基本心理需要满足是指个体与生俱来的基本心理需要，包括个体的自主、胜任与归属需要。采用La Guardia 等（2000）[6]的三个维度量表，分别测量个体的三种基本心理需要满足，每个基本心理需要满足包括3个测量题项，共计9个条目。具体的测量条目有“在工作中，我感到自己能干、有效率”“在工作中，我感觉到自己被爱和关心”等。该量表的Cronbach’s α系数为0.912。

（4）创造力自我效能感（CSE）。创造力效能感是指个体对自身能够识别并有效解决工作中的新问题的信念。本文采用Tierney和Farmer（2002）[9]开发的单维度4条目量表。典型题项如“对于想出解决问题的新方法，我很拿手”“我对自己运用创意解决问题的能力有信心”等。该量表在本文中的Cronbach’s α系数为0.904。

（5）控制变量。本文将员工的性别、年龄、学历以及工作时长作为控制变量，以提高研究结果的准确性。

3 实证检验

3.1 变量区分检验

本文采取了题项打包策略，将基本心理需要满足与主管苛敛行为按照其维度分别打包为3个题项与5个题项，而将员工创新绩效按照标准因子载荷法打包为3 个题项[13]。如表1所示，相比其他模型，四因子基准模型的各项指标呈现最佳的效果（χ2/df==3.568，RMSEA=0.033，GFI=0.951，CFI=0.980，TLI=0.979），表明变量均具有较高区分效度[14]。

表1 测量模型拟合指数比较

3.2 共同方法偏差检验

为检验共同方法偏差问题，本文采用如下方法：一是在数据的事前收集上，本文在数据收集方面采取了采用多时间点、多来源的方式，分两个时间点收集到了主管-员工的匹配数据，并向填答者强调了数据的隐私性。二是采用Harman 单因子分析法，结果显示第一个因子的解释变异量为35.436%，未超过40%的临界值。三是通过验证性因子分析结果可知（见表1），相比上述四个模型，加入共同方法因子后的五因子模型各项指标拟合效果更 好（χ2/df =3.459，RMSEA=0.031，GFI=0.956，CFI=0.984，TLI=0.981）。综上所述，本文不存在严重的同源误差问题。

3.3 基于控制变量分组的均值检验

根据控制变量的分组情况，本文利用t检验分析性别对主管苛敛行为、基本心理需要满足、创造力自我效能感及员工创新绩效的差异性。同时，利用方差分析（全称为单因素方差分析）去验证年龄、学历、工作时长对主管苛敛行为、基本心理需要满足、创造力自我效能感及员工创新绩效的差异性，由此得到了基于控制变量分组的均值检验，如表2 所示。可以看出，主管苛敛行为在年龄和学历方面存在差异，P 值均小于0.01；基本心理需要满足在年龄、学历方面存在显著差异，P 值均小于0.01；创造力自我效能感在年龄和学历方面存在显著差异，P 值分别小于0.01 和0.05；员工创新绩效在年龄、学历和工作时长方面存在显著差异，P 值均小于0.001。因此，在后续的假设检验中，需要对年龄、学历和工作时长变量进行控制。

表2 基于控制变量分组的均值检验结果（N=2388）

3.4 描述性统计结果和相关性分析

各变量平均值、标准差与相关系数见表3。由表3 可知，主管苛敛行为与员工创新绩效、基本心理需要满足显著负相关；基本心理需要满足与员工创新绩效显著正相关。该结果为研究假设提供了初步支持。

表3 描述性统计结果和相关性分析

3.5 假设检验

3.5.1 主效应与中介效应检验

本文运用了层级回归分析法来验证研究假设，检验结果见表4。模型（2）中，控制个人特征的变量后，主管苛敛行为负向影响基本心理需要满足（β=-0.236，P＜0.001），从而，假设1的直接效应得到了验证。

表4 分层回归检验结果

此外，如表4的模型（4）所示，主管苛敛行为对员工创新绩效起负向影响（β=-0.350，P＜0.001），而且在模型（5）中，将主管苛敛行为与基本心理需要满足被纳入，主管苛敛行为对员工创新绩效的影响系数下降且显著（β=-0.266，P＜0.001），而基本心理需要满足对员工创新绩效的影响依然存在（β=0.359，P＜0.001），这说明基本心理需要满足在主管苛敛行为与员工创新绩效之间发挥了部分中介效应。另外，本文通过SPSS宏Process，采用Bootstrap法重复抽样5000 次，基本心理需要满足的中介效应值为-0.085，95%偏差校正置信区间为[-0.135，-0.081]。由此，假设2得到验证[15]。

3.5.2 调节效应检验

由表4 中模型（7）结果可知，基本心理需要满足与创造力自我效能感的交互项对员工创新绩效的回归系数为负且显著（β=-0.094，P＜0.01），说明创造力自我效能感负向调节基本心理需要满足与员工创新绩效间的关系。因而，假设3得到支持。

创造力自我效能感调节作用的检验结果见下页图1，创造力自我效能感较高情形的简单斜率绝对值较小，直观地呈现了创造力自我效能感对基本心理需要满足与员工创新绩效间关系的负向调节作用，与假设3的结果一致。

图1 创造力自我效能感对基本心理需要满足影响员工创新绩效的调节作用

3.5.3 有调节的中介效应检验

本文运用Bootstrap法重复抽样5000次检验有调节的中介效应。如下页表5所示，低创造力自我效能感水平下，主管苛敛行为通过基本心理需要满足影响员工创新绩效的间接效应为-0.087，相应的95%矫正偏差置信区间为[-0.104，-0.071]，不包含0，说明在统计上显著；在高创造力自我效能感水平下，主管苛敛行为通过基本心理需要满足影响员工创新绩效的间接效应为-0.058，相应的95%矫正偏差置信区间为[-0.074，-0.043]，不包含0，说明在统计上显著；而相比创造力自我效能感分别处于较高与较低的水平，间接效应值的差异效应为0.019，相应的95%矫正偏差置信区间为[0.009，0.028]，不包含0，说明高创造力自我效能感水平下间接效应估计值的绝对值较弱。因此，假设4得到了支持。

表5 中介效应检验结果

4 结论

本文深入分析了领导苛敛行为在员工个体层面的创新绩效作用效果，基于自我决定理论，从个体的需要与动机出发，实证了基本心理需要满足在主管苛敛行为影响员工创新绩效的过程中所起到的中介作用，以及创造力自我效能感在此过程中的调节作用。通过实证检验，本文得到以下结论：第一，主管苛敛行为对基本心理需要满足存在负向影响；第二，基本心理需要满足在主管苛敛行为影响员工创新绩效的过程中起中介作用；第三，创造力自我效能感会负向调节基本心理需要满足与员工创新绩效的关系以及基本心理需要满足的中介作用。