真我型領導與員工創(chuàng)造力：中介性調節(jié)機制經典分享

點擊數： / 作者：小鷹 / 2018-01-17
創(chuàng)造力,調節(jié)機制
引言
 
在當今日益復雜的動態(tài)環(huán)境中，如何有效地激發(fā)員工創(chuàng)造力是企業(yè)廣泛關注的話題[1].在眾多影響員工創(chuàng)造力的因素中，積極領導行為一直被認為是提升員工創(chuàng)造力的重要力量[2].比如，變革型領導和魅力型領導會通過其自身魅力激發(fā)員工創(chuàng)造力[3]，服務型領導借助服務意識內化影響員工創(chuàng)造力[4]，民主型領導則著力于在倡導廣泛參的基礎上為員工創(chuàng)新營造輕松氛圍[5].此外，研究還證實，工作動機和諸如愉快、興奮以及驚奇等積極情緒在積極領導行為和員工創(chuàng)造力之間發(fā)揮著重要的中介作用[6].綜上所述，現有研究大多關注以領導有效性為內涵的積極領導行為對員工創(chuàng)造力的作用機理，但少有研究探討以領導者品質(諸如道德內化和自我意識等)為內涵的真我型領導通過何種機制影響員工創(chuàng)造力.最新的幾項研究也僅探討了心理資本[7]、希望和積極情感[8]在真我型領導和員工創(chuàng)造力之間的中介作用，現有文獻中有關調節(jié)變量的論述尚未涉及.本文擬借助自我決定理論，將工作激情和權力距離分別作為中介變量和調節(jié)變量來解釋真我型領導影響員工創(chuàng)造力的內在作用機理，其理由如下：首先，依據自我決定理論，工作激情是員工對自己工作的一種強烈的傾向性心理評價，是對工作動機的衍生與發(fā)展[9]；而且，工作激情包括認知和情感兩種成分，能夠有效地將員工的情感體驗與心理認知統(tǒng)一起來[10].情感表明員工對自己所從事的工作非常熱愛而且很享受，認知表明員工認為工作對自己的重要性，以至于工作已經內化為自我的一部分.因此，工作激情可能在真我型領導和員工創(chuàng)造力之間起中介作用.其次，按照自我決定理論，員工對工作的自然傾向并不會自動發(fā)生，需要社會環(huán)境的培育和支持才能有效運轉[11].此時，領導與下屬之間的權力距離作為情境變量，就可能在真我型領導和員工創(chuàng)造力之間起到調節(jié)作用.
 
根據上述分析，本文將在自我決定理論的基礎上，通過如圖1所示的研究模型，探討工作激情能否中介真我型領導與員工創(chuàng)造力之間的關系?權力距離會不會調節(jié)真我型領導與員工創(chuàng)造力之間的關系?如果調節(jié)作用存在的話，真我型領導與權力距離的交互作用又如何通過工作激情促進或抑制員工創(chuàng)造力的發(fā)揮?
 
1 文獻回顧與假設提出
 
1.1 真我型領導與員工創(chuàng)造力
 
真我型領導(authentic leadership)作為積極領導行為是對變革型領導和倫理型領導的整合與發(fā)展[13]，它將積極心理與組織發(fā)展情境高度連接，包括自我意識、道德內化、平衡加工和關系透明4個重要維度[14].員工創(chuàng)造力是指員工針對工作和組織能夠提出新穎而有用的想法[5].真我型領導通過如下幾個方面影響員工創(chuàng)造力：首先，在自我意識過程中，領導者通過自我反省的方式觀察和分析員工及自身的心理狀態(tài).他們了解并逐步接受員工的基本價值觀、情感、身份、動機或目標[15].在此過程中，領導者能很好地了解自我并接受本我，逐步確立自信心，領導者自信程度越高，且被下屬所感知，由此而顯現出的獨立性投射給下屬，員工被激發(fā)出巨大的創(chuàng)新活力[16].因此，通過率先垂范和真我的充分展示，真我型領導的自我意識能夠提升下屬的創(chuàng)造力[17].其次，真我型領導的自我意識作風和透明化關系處理方式有助于領導者贏得下屬的信任與尊重[18].領導與下屬之間相互信任、彼此尊重，員工心理安全感被大大提升，有助于他們自由地表達非傳統(tǒng)觀點，甚至無所顧忌地表達和權威人士相左的意見[19]，不同觀點碰撞成為激發(fā)創(chuàng)新觀點的關鍵環(huán)節(jié)之一.再次，就平衡信息加工以及關系透明化而言，即使員工建言可能挑戰(zhàn)領導者原有判斷，真我型領導不僅不會認為這會威脅自己的權威，反而會鼓勵員工積極建言獻策.真我型領導能借助平衡型信息加工能力謹慎評價每位員工的想法.總之，真我型領導會通過角色模式感染下屬，激發(fā)員工產生積極心理，從而產生創(chuàng)新[13]。
 
1.2 真我型領導與員工工作激情
 
依據社會心理學和創(chuàng)業(yè)學等相關文獻，本文將工作激情界定為員工對其工作的具有強烈傾向性的心理評價[20].工作激情既不同于內在動機也不同于積極情緒.首先，相比內、外在動機而言，內在動機是在短期內人與工作互動過程中自然而然地產生的[21]，并沒有內化在個體的社會身份之中[22].相反，工作激情不僅是內在激發(fā)的，而且會將活動自覺地內化進自己的身份之中.顯而易見，無論是工作激情還是內在動機都意味著個體在從事某項活動中是很享受的，但前者同時延伸了個體的自我概念.因此，一個人很可能受內在動機影響去從事某項活動，但這項活動可能并不是他所熱愛的.其次，工作激情區(qū)別于積極情緒.積極情緒是簡單或復雜的積極情感體驗，更多是情緒性身體狀態(tài)[23].而工作激情不僅包括情感體驗還強調心理認知，不僅是對工作本身的熱愛而且對其社會價值有理性的認知和判讀.
 
依據自我決定理論，真我型領導能夠激發(fā)員工工作激情.員工由無自我決定動機向自我決定動機發(fā)展是先天趨勢.但外部動機的內化并不必然發(fā)生，需要外部環(huán)境的滋養(yǎng)，即需要滿足關系、自主與勝任3大心理需要[24].首先，真我型領導能夠誘發(fā)員工感知到領導對他們的情感性支持[5]，這種支持能夠滿足員工的關系與自主需要.由于真我型領導能夠對自我進行道德性規(guī)范，在積極的道德示范過程中，真我型領導在員工中構建了有效的心理資本[25]，諸如自信、自尊、自我效能感等很容易讓員工知覺到領導者對下屬的同情、關懷和信任，進而在情感上提升領導與員工之間的關系，此時員工更容易將真我型領導的價值觀轉化為自我，員工工作自主性大大提升，更容易激發(fā)員工產生“士為知己者死”的工作沖動.其次，真我型領導能夠誘發(fā)員工感知到領導者對他們的工具性支持，他能夠滿足員工的勝任需要.真我領導倡導關系透明化以及平衡處理各種相關信息，他會以公平、令人尊重、富含大量信息和啟發(fā)性的方式給下屬建設性的評價和反饋.這些工具性的支持有利于促進員工更好地完成工作任務，不斷培育發(fā)展與工作績效相關的技能，煥發(fā)出積極開展工作的巨大熱情和動力.相反，真我型領導很少給下屬傳遞結果導向壓力下持續(xù)改善工作績效的信息，不會使員工為了維護與工作相關的特定聲譽而把更多的時間和精力投入工作中.正因為真我型領導能夠很好滿足員工上述3大心理需求，使得員工意識到自己之所以在工作中愿意投入更多的時間和精力不是因為結果導向性的工作壓力所致，而是工作本身的特征使然，員工會自覺地將工作看成是重要的事情，而且非常樂意把更多的時間和精力投入到自己的工作中.基于上述分析，本文提出如下假設：
 
H2 真我型領導與工作激情成正相關關系，即真我型領導有助于員工在工作中表現出更大的工作激情.
 
1.3 權力距離的調節(jié)作用
 
權力距離是個體對組織中權力分配不平等的接受程度[26].高權力距離導向的員工傾向于恪守與領導間的職位等級差距，會優(yōu)先顧忌上級的權威，一旦意識到自己對工作的極大熱情和投入會讓領導有更多猜忌，就會藏匿自己，不敢在日常工作中有“出頭”的表現，以免帶來不必要的麻煩.
 
權力距離對真我型領導與工作激情之間關系的調節(jié)作用也可從自我決定理論得到解釋.根據信息處理和儲存的特征，顯著的刺激物會強烈地影響個體動機產生的認知部分，認知者與被認知者之間的互動能影響信息處理和儲存過程.因下屬對領導的獎懲權有著極大的依賴，下屬會努力地處理與領導有關的信息.對信息處理的心理卷入越大，越能將領導的信息進行編碼處理，比如領導者對員工的預期和行為風格等信息.下屬經常能跟領導者在日常工作中交流，這都有利于下屬判斷領導將來處理交往過程的信息[28].
 
權力距離作為內隱價值觀，它自然也成為員工衡量領導對待自己的行為預期的刺激物.權力距離感高的員工關注與領導的職權差異和層級控制，他們更愿意了解領導的工作意圖，并根據領導的價值標準設置自己的工作目標，進而確定工作的真實意義.真我型領導作為有效的領導方式，其成功之處在于他可以很好地控制上下級之間的距離.真我型領導知道什么時候需要分享情感經歷，與員工保持良好關系.他們更知道什么時候需要傳達威嚴，提醒員工注意自己的工作，注重組織的共同目標.因為權力距離感高的員工在上下級關系中常常表現為“上尊下卑”的角色關系與義務[29].員工的權力距離感越強，越會恪守自己“卑”的角色，遵從處于“上”位的領導者，并認為他們永遠都應該是高高在上的領導者，員工習慣了“無條件服從上級”[30].當真我型領導通過透明化關系處理方式與員工分享信息，開誠布公地接受和反饋信息，并借助自我意識作風激發(fā)員工自我表達時，權力距離感高的員工會認為領導有“禮賢下士”之風，在內心油然而生“知遇之恩”的強烈情感，這時員工更能體會到自身工作的價值所在，更愿意以飽滿的工作熱情和更大的工作投入回饋領導，進一步釋放自身的工作潛能，充分展示自我價值[31].相反，權力距離感低的員工無論是在重要決策上，還是在社會交往中，習慣以平等參與的方式與領導交流.真我型領導所展示的高道德標準和關系透明式的平衡加工特征，往往被員工視作理所當然，并不能讓下屬產生更多的積極情感體驗，權力距離感低可能不會強化真我型領導對工作激情的積極影響.因此，本文提出如下假設：
 
H3 權力距離正向調節(jié)真我型領導與工作激情之間的關系，即員工的權力距離感越強，真我型領導越能激發(fā)員工的工作激情，反之，兩者之間的正向關系保持不變或被弱化.
 
1.4 工作激情的中介作用
 
工作激情是員工對自己工作的強烈的傾向性心理評價，能有效銜接真我型領導與員工創(chuàng)造力之間的關系.首先，真我型領導與生俱來的真心、熱情以及仁慈等能夠讓員工意識到自己正在或即將從事的工作帶給自己的愉悅心情，并意識到工作對自己的價值所在，從而滿足員工自我成長和發(fā)展的需求.依據自我決定理論，人是積極的有機體，具有心理成長和自我發(fā)展的先天傾向[11].一旦領導支持能夠滿足員工對自主性、勝任以及關系3種基本需求，個體就會對未來充滿無限憧憬，進而導致正向的心理認知和積極的情感體驗，并煥發(fā)出革故鼎新的工作激情.其次，真我型領導所激發(fā)的工作激情能最大化員工創(chuàng)造力.一方面，工作激情能讓下屬感受到工作有很大的自主性[32].工作自主性能夠提升員工在創(chuàng)造性活動中的適應性和積極進取心，進而表現出更好的創(chuàng)造性工作績效[10].換言之，當員工在履行自己的工作職責時，如果享有很大的工作自主性，他們的創(chuàng)造力就會提升.另一方面，工作激情帶給員工積極的情感體驗.積極的情感體驗有助于員工在不同的想法之間建立聯(lián)系，運用更為廣泛的資源以及更為新穎的實驗設計，從而最大程度地激發(fā)員工的創(chuàng)造力[33].由此，本文提出如下假設：
 
H4 工作激情中介真我型領導和員工創(chuàng)造力之間的關系，即工作激情能夠將真我型領導影響傳導給員工，進而激發(fā)員工創(chuàng)造力.
 
此外，自我決定理論還強調環(huán)境與個體之間的互動，該理論認為環(huán)境能夠促進，也可以遲滯個體積極行為的形成和發(fā)展，關鍵取決于環(huán)境與個體的有效互動[11].權力距離作為重要的情境因素衡量的是員工對組織權力分配不平等的接受程度，它與真我型領導相互作用而對員工行為產生潛移默化的影響.
 
事實上，就上級的領導風格而言，員工是否選擇積極的反饋行為依賴于他們如何把領導過去和現在的行為事件作為刺激線索予以解讀.員工一方面需要回顧對領導過去的內隱印象[28]，另一方面又要根據領導現在的行為表現來判斷自己的行為效能.真我型領導能清晰定位自己的內在價值觀，保證其言行一致程度.即使在不能履行授權承諾時，他也會公開向下屬道歉，說明食言的真實理由.這兩種行為都可被下屬視為領導真實正直的重要信息[33].但這種對領導行為的解讀受特定文化的影響，從傳統(tǒng)文化視角來看，中國人骨子里有“威權”傾向[35]，希望自己的領導不言自威同時又不失時機地對下屬予以關懷體貼，因此，中國企業(yè)中，真我型領導的良好特征需要員工在權力分配不平等的環(huán)境下方能有切實體驗感.當這樣的環(huán)境信息被個體所感知并接受，權力距離導向就成了員工的內隱價值觀，它影響著員工面對領導時的行為意向.即權力距離感高的員工會把真我型領導的行為表現解讀為對自己的工作能力和價值的認可，作為有效回饋，下屬才會更愿意為企業(yè)貢獻自己更多的聰明才智.相反，權力距離感低的員工則會忽略領導的“好”，理所當然地按照正常的工作節(jié)奏和狀態(tài)開展工作，并不會對員工創(chuàng)造力有明顯的促進作用.當然，如前所述，真我型領導和權力距離的交互作用也會對員工工作激情產生重要影響，而工作激情與員工創(chuàng)造力有明顯的正相關關系，綜上所述，本文提出如下有關中介性調節(jié)作用的假設：
 
H5 員工工作激情中介真我型領導與權力距離交互效應與員工創(chuàng)造力之間的關系.
 
2 研究方法
 
2.1 研究取樣
 
數據源自兩家大型民營企業(yè)集團旗下8個子公司中與創(chuàng)新有關的員工及其領導.數據收集得到了兩家集團公司人力資源部的大力支持與配合.調研之前，研究者先和子公司人力資源部門一同隨機挑選了調研對象，平均每家子公司抽取120名～150名員工，共鎖定了980名目標員工及其部門負責人106名，這些員工在公司均從事與產品研發(fā)、設計以及流程優(yōu)化等相關工作，絕大部分具有本科以上學歷.研究者對這些員工和主管逐一進行了配對和編號.針對上述抽樣可能帶來的系統(tǒng)誤差用t檢驗法對固定性系統(tǒng)誤差，利用貝塞爾公式和別捷爾斯公式對隨機性系統(tǒng)誤差分別進行檢驗，結果證實在α=0.05上，兩種系統(tǒng)誤差均在可控范圍之內.
 
為盡量減少同源偏差，先后進行了3次問卷調研，每次間隔3個月：1)第1次的調研(T1)對象是員工，調研的內容包括員工的個人背景信息、對真我型領導和權力距離的評價.本次共發(fā)出980份員工問卷，回收了815份有效問卷，回收率為83.2％；2)3個月后實施第2次調研(T2)，由員工對自己的工作激情進行評價；剔除已經離職或崗位發(fā)生變動的員工，對有效填寫了第1次調研的762名員工再次發(fā)放了問卷，共回收683份有效問卷，回收率為89.6％；3)6個月后的第3次調研由主管評價員工創(chuàng)造力(T3).剔除17名已經離職或崗位發(fā)生了變化的負責人后，共發(fā)放問卷617份，回收了532份有效問卷，回收率為86.2％.為確保問卷的回收率和有效性，問卷由人力資源部安排專人和研究人員共同現場發(fā)放，現場回收.
 
2.2 變量測量
 
為確保研究的信效度，本文所涉及的構念均采用或適當修訂現有文獻已使用過的量表.
 
1)真我型領導.采用Neider和Schriesheim[36]開發(fā)的量表，共16個題項，例如“團隊領導鼓勵團隊成員說出自己的真實想法”.該量表在本文中的信度系數為0.94.通過二階驗證性因子分析發(fā)現，真我型領導的二階四維模型擬合指數(χ[2](100)=332.75，Df=100；RMSEA=0.07，CFI=0.96，TLI=0.95，GLI=0.92)均符合多維高階構念的要求.
 
2)工作激情.采用Vallerand等[22]編制的量表，本文將原量表中的活動改為工作中的某種形式，包括7個條目，例如“工作中發(fā)現的新事情，讓我更加親睞我的工作”等.該量表在本文中的信度系數為0.93.
 
3)員工創(chuàng)造力.采用Farmer等[33]開發(fā)的量表，包括4個項目，例如“該員工尋求解決問題的新思路或新辦法”等，該量表在本文中的信度系數為0.86.
 
4)權力距離.采用Dorfman和Howell[37]開發(fā)的量表，該量表共有6個題項，例如“我認為領導在做大多數決策時，不需要征詢下屬意見”等.量表的信度系數為0.92.
 
上述測量均采用likert-7點進行自我或他評，其中1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”.
 
5)控制變量.以往的研究表明，員工的背景變量會影響員工創(chuàng)造力.因此，本文將性別、教育程度、年齡和職位級別作為控制變量處理.
 
3 數據分析和結果
 
3.1 變量的結構效度檢驗
 
變量的結構效度應當包括聚斂效度和區(qū)分效度.首先，本文采用探索性因子分析方法獲取各量表條目的因子載荷，并利用因子載荷計算得到“真我型領導”、“工作激情”、“權力距離”和“員工創(chuàng)造力”的AVE值分別為0.56，0.60，0.58和0.65，均大于0.50，說明量表有很好的聚斂效度.其次，本文采用AMOS 7.0對關鍵變量進行驗證性因子分析，在四因子模型、三因子模型以及單因子模型之間進行對比.結果顯示，四因子模型擬合得比較好(χ[2](485)=1510.72，p＜0.001；RMSEA=0.06，CFI=0.92，TLI=0.92)，而且這一模型要顯著地優(yōu)于三因子模型和單因子模型的擬合優(yōu)度(詳見表1)，表明測量具有較好的區(qū)分效度.
 
a在零模型中，所有測量項目之間沒有關系；b工作激情和權力距離合并為1個潛在因子；c權力距離和員工創(chuàng)造力合并為1個潛在因子；d工作激情和員工創(chuàng)造力合并為一個潛在因子；e工作激情、權力距離和員工創(chuàng)造力合并為1個潛在因子；f將所有項目歸屬于同一個潛在因子.
 
3.2 變量的描述性統(tǒng)計分析
 
表2顯示，真我型領導與工作激情(r=0.48，p＜0.01)、員工創(chuàng)造力(r=0.33，p＜0.05)及權力距離(r=0.85，p＜0.01)呈現出顯著的正相關關系.同時，工作激情與員工創(chuàng)造力(r=0.44，p＜0.01)呈現顯著的正相關關系.此外，性別(r=0.04)、教育程度(r=0.04)、年齡(r=-0.07)和職位級別(r=0.02)與真我型領導均沒有顯著的相關關系，這表明真我型領導在不同教育程度、年齡、和職位級別之間差異不大.
 
3.3 假設驗證
 
本文主要采用層級回歸(hierarchical regression)驗證相關假設.
 
1)主效應.假設1提出真我型領導對員工創(chuàng)造力有顯著正向影響.為驗證此假設，本文將員工創(chuàng)造力設為因變量，其次加入控制變量(性別、教育程度、年齡和職位級別)，最后將自變量(真我型領導)放入回歸方程.表3中的模型6顯示，真我型領導對員工創(chuàng)造力(β=0.32，p＜0.01)具有顯著的正向影響.假設1被驗證.由模型2可看出，真我型領導對工作激情有顯著的正向影響(β=0.48，p＜0.01)，因此，假設2得到了數據支持.
 
2)中介效應.依據Baron和Kenny[38]的建議，運用層級回歸的方法驗證工作激情在真我型領導與員工創(chuàng)造力間的中介作用.表3中模型6顯示，真我型領導對員工創(chuàng)造力(β=0.32，p＜0.01)具有顯著的正向影響.同時，工作激情對員工創(chuàng)造力(β=0.43，p＜0.01)也具有顯著的正向影響(如模型7所示)，加入了中介變量工作激情后，真我型領導對員工創(chuàng)造力(β=0.17)的影響變?yōu)椴伙@著，而工作激情顯著影響員工創(chuàng)造力(β=0.33，p＜0.01)(如模型8所示).由此，員工工作激情在真我型領導與員工創(chuàng)造力之間起中介作用，假設4得到支持.
 
此外，本文運用Sobel方法檢驗中介效應的顯著性[39].結果表明，工作激情在真我型領導與員工創(chuàng)造力之間(Z=7.2，p＜0.001)起著顯著的促進作用.假設4得到數據的進一步支持.
 
3)調節(jié)效應.假設3提出權力距離會強化真我型領導與工作激情之間的正向關系.為驗證這一假設，本文將員工工作激情作為因變量，其次逐步引入控制變量、自變量(真我型領導)和調節(jié)變量(權力距離)，最后加入自變量和調節(jié)變量的乘積項.為了消除共線性，在構造自變量和調節(jié)變量的乘積項時，本文將自變量和調節(jié)變量分別進行了標準化.表3中的模型4顯示，真我型領導與權力距離之間的交互作用會對工作激情產生顯著的正向影響(β=0.09，p＜0.05).這表明，員工的權力距離感越高，真我型領導與工作激情之間的正向關系就越強，支持了假設3.
 
4)中介性調節(jié)效應.針對假設5提出的中介性調節(jié)作用假設，本文借助表3中的模型9和10進行驗證.模型9顯示，真我型領導和權力距離的乘積項與員工創(chuàng)造力存在顯著的正相關關系(β=0.15，p＜0.01)，將中介變量工作激情和交互項加入上述模型后，真我型領導和權力距離的交互項對員工創(chuàng)造力的影響消失(β=0.08，ns)，但工作激情對員工創(chuàng)造力依舊存在正相關關系(β=0.31，p＜0.01).假設5被初步驗證.為進一步綜合檢驗中介性調節(jié)作用，本文根據Edwards和Lambert[40]的建議，利用刀切法(bootstrapping method)，分析了真我型領導與權力距離的交互作用對員工創(chuàng)造力的影響是如何被工作激情所中介的.表4顯示，在權力距離高和低時，工作激情所產生的間接效應有差異(Δβ=0.07)，此差異在95％的置信區(qū)間內不包括0，說明此差異顯著.此外，表4顯示，權力距離對真我型領導與工作激情的調節(jié)作用(Δβ=0.14，p＜0.05)，以及對真我型領導與員工創(chuàng)造力的總調節(jié)效應(Δβ=0.17，p＜0.05)都得到了數據的支持，因此，真我型領導與權力距離的交互作用會顯著影響員工工作激情，而工作激情反過來又促進了員工創(chuàng)造力的發(fā)揮.假設3和假設5得到進一步支持.此外，本文分別以高于均值1個標準差和低于均值1個標準差為基準繪制圖2和圖3，進一步說明了不同權力距離感的員工在受到真我型領導風格影響時，工作激情和員工創(chuàng)造力的差異.
 
4 結束語
 
本文利用總效應調節(jié)作用模型從自我決定理論視角分析了真我型領導影響員工創(chuàng)造力的內在作用機制.基于532名員工及其89名主管的配對數據，得到以下研究結論：首先，與此前國內相關研究結論相同[13]，真我型領導與員工創(chuàng)造力和工作激情呈顯著的正相關關系，即真我型領導不僅能夠顯著影響員工創(chuàng)造力而且能夠有效激發(fā)員工工作激情.其次，權力距離正向調節(jié)真我型領導與工作激情之間以及真我型領導與員工創(chuàng)造力之間的關系.當員工對組織中權力分配不平等的接受程度越強時，員工能夠感受到真我型領導的真誠與慈愛，更容易迸發(fā)出強烈的工作激情和創(chuàng)造力.第三，工作激情不僅能夠完全中介真我型領導與員工創(chuàng)造力之間的關系，而且真我型領導與權力距離的交互作用也會通過工作激情間接影響員工創(chuàng)造力.
 
綜上所述，本文主要具有以下理論貢獻：首先，從自我決定理論視角進一步完善了真我型領導影響員工創(chuàng)造力的中介作用機制.Walumbwa等[41]研究認為，有關真我型領導的研究更應關注其影響員工工作行為和績效的中介作用機制.為數不多的幾項研究分別從心理資本[7]、積極情感與希望[8]等與工作動機和情緒相關的幾個方面對真我型領導影響員工創(chuàng)造力的中介作用機制做了初步探討.本文進一步證實，真我型領導通過工作激情間接影響員工創(chuàng)造力，且工作激情顯著區(qū)別于工作動機和情緒等現有中介變量.研究進一步揭開了真我型領導影響結果變量的過程“黑箱”，對于深入理解真我型領導的作用過程具有重要意義.其次，本文初步明確了真我型領導影響員工創(chuàng)造力的邊界條件.結果顯示，權力距離會顯著增強真我型領導與員工工作激情之間的正向關系，并對員工創(chuàng)造力產生進一步的促進作用.這表明權力距離感高的員工更能領悟真我型領導，更容易用一顆感恩的心來回饋這份正直和寬容.這一結論是對真我型領導研究的重要拓展——它首次將調節(jié)變量和中介變量同時放入到真我型領導和員工創(chuàng)造力相互關系之中，不僅讓人們了解真我領導到員工創(chuàng)造力的過程機制，而且讓人們認清這種過程機制存在的邊界條件，進一步打開了真我型領導到員工創(chuàng)造力之間“黑箱”中的“黑箱”.
 
本文對管理實踐的指導意義體現在：首先，面對外部環(huán)境日益動態(tài)化以及競爭壓力持續(xù)強化，創(chuàng)新已經成為企業(yè)贏得未來競爭優(yōu)勢的關鍵，為此，企業(yè)應當努力營造領導真實性產生的氛圍，即通過道德內化、自我意識、關系透明和平衡加工讓員工感受到領導對創(chuàng)新支持的真情實意，從而產生濃烈的創(chuàng)新意愿.其次，企業(yè)和管理者要滿足員工對于關系、自主以及勝任的基本心理需求，在人員配備過程中既要考慮能崗匹配，也要照顧到員工興趣所在，最大程度地激發(fā)員工對產品和管理創(chuàng)新的強烈意愿.最后，因為低權力距離感的員工并不能真切體會真我型領導的真實用意.因此，從中國傳統(tǒng)文化的視角看，領導要對下屬產生積極的影響，既要有“親民”之舉，同時也必須保持應有的“威嚴”之勢，只有恩威并用方可有效激發(fā)下屬的工作熱情和更大創(chuàng)造力，這一點與謝家琳等[43]的觀點不謀而合.
 
本文通過縱向設計方式，采用多時間點、多方來源的數據，更深入而精確地刻畫變量之間的關系，拓展了研究的深度和廣度.但研究目前仍有需改進的地方，比如，本文采用的測量工具均來自西方文獻.盡管各個變量的信效度都達到了可接受的水平，但如能開發(fā)適合我國組織情境的量表，則會使變量的測量和研究的結果更加準確；其次，本文探討了權力距離對真我領導作用過程的權變影響.事實上，真我型領導對員工創(chuàng)造力作用過程可能存在多種邊界條件，除了個體層面的考量之外，團隊和組織層面的因素也值得關注.再有，本文的研究樣本來源于兩家企業(yè)集團，盡管這樣做有助于控制行業(yè)和地域的因素，從而提升研究的內部效度，但也不可避免地削弱了研究的外部效度.后續(xù)的研究應該對更廣泛的行業(yè)和地區(qū)進行調查，以進一步驗證本文的結論.
 
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