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摘要：从自我领导角度探究影响员工创新行为是回答“如何有效激发员工创新行为”的新视角。本文以369名电子通讯制造企业的研发人员为对象，基于自我领导相关理论，探究自我领导通过组织自尊的中介作用对员工创新行为的影响机理。实证结果表明：自我领导以及组织自尊对员工创新行为都具有显著的正向影响，组织自尊在自我领导的“设想成功表现、自我对话、自我奖赏、自我惩罚”4个维度上对员工创新行为的影响中具有部分中介效应，在“自我目标设置”维度上则具有完全中介作用。
关键词：自我领导；组织自尊；员工创新行为；中介效应
中图分类号：F272.92文献标识码：A文章编号：10035192（2014）01000906doi：10.11847/fj.33.1.9
1引言
党中央、国务院2006年提出要建设创新型国家，这是事关我国现代化建设全局的重大战略决策。而企业是提高国家创新能力的重要载体，企业的自主创新能力已成为建设创新型国家的重要组成部分[1]。然而，企业本身无法完成创新，员工个人的创新思维和创新活动才是企业持续创新的源泉[2]。随着企业员工素质的不断提高，作为“被领导者”的员工也逐渐具有了“自我领导”的功能。自我领导是个体为了实现特定目标，通过自我激励等方式进行的自我影响过程[3]。自我领导程度高的员工在面对困难时更倾向于挑战主流的思想和观念，寻找创造性解决问题的方案[4]。
我们也注意到，国内很多企业普遍缺乏自我领导的创新精神，员工不愿或不敢承担创新失败的风险，这可能与“枪打出头鸟”、“出头的椽子先烂”等传统观念有关。中国作为文明古国曾取得过辉煌成就，也养成了自尊自爱的“面子”情结。而组织自尊是个体在组织中相信自己可以满足组织需求的程度。组织自尊也会影响员工承担风险的水平，具有高组织自尊的个体更愿意承担风险并进行更多的创新行为[5]。
尽管自我领导和组织自尊会对员工创新行为产生影响[6～8]，但迄今为止，自我领导如何影响员工创新行为的内在机制尚未完全打开，这方面的理论探讨和实证研究还十分缺乏。因此开展中国情境下的自我领导、组织自尊对创新行为的影响研究显得格外迫切。基于此，本文选取深具创新驱动特征的电子通讯制造企业的研发人员进行问卷调查，构建“自我领导组织自尊员工创新行为”的概念模型，深入分析影响员工创新行为的内在机理，以期为我国企业利用自我领导提高员工创新绩效进一步提供理论依据。
2理论分析和研究假设
2.1概念界定
2.1.1员工创新行为
研究者普遍认为个体创新行为是一种不同于常规的新思想、新意愿或新方法。West和Farr认为创新行为是个体在组织活动中产生、吸收和应用新思想新方法使工作更有效率的行为[9]。Lievens和Moenaert认为个体创新行为是个人尝试吸收或者应用能够给自己、团队或组织带来好处的新概念、新产品、新方法或新流程[10]。Scott和Bruce认为个体创新是从问题的确认开始，产生创新构想或解决方案，为自己的创新想法寻找支持，然后将创新想法“产品化”，整体上创新是一个多阶段的过程[11]。Kleysen和Street则认为个体创新行为是将有益的创新用于产生、引入以及应用于组织中任一层次的所有的个体行动[12]。黄致凯对Kleysen和Street的观点进行了检验，发现在中国情境下个人创新行为可归纳为产生创新构想和执行创新构想两个阶段[13]。顾远东和彭纪生也将员工创新行为界定为产生和执行创新构想中的各种行为表现[14]。本研究借鉴前人的研究成果，将员工创新行为界定为员工个体在工作中产生创意并努力付诸实践的行为。包括创意产生、创意促进和创意执行过程中的各种行为表现。
Manz基于社会学习及领导替代等理论提出了自我领导理论。他认为自我领导是个体通过自我指导与自我激励影响自身行为的过程，个体通过认知和行为策略以影响和引导自己的行为，涉及个体认知方式和行为方式[3，4]。Stewart等人把自我领导定义为一种环境干预，自我领导作用下的员工可能会更有效地增加理想的行为[15]。Leider把自我领导描述成“终极领导任务”，通过自我领导不断考虑自身的真正需要、价值和勇气[16]。Blanchard认为，工作场所中员工的自我领导相当于个体的授权行为，使自己较少地依赖他人领导，通过自己的努力做出更大的贡献[17]。自我领导理论被广泛应用于组织管理研究的各个领域，包括管理创新和创业管理等方面。本文借鉴已有研究成果，将自我领导界定为个体通过自我引导与自我激励从而影响自己行为的过程。
2.1.3组织自尊
Pierce等人最早提出组织自尊的概念，他们将组织自尊定义为组织中个体感知到的角色能够满足他们需要的程度[18]。组织自尊反映了员工对自己在组织中地位的判断和自我感知价值。Hui和Lee认为组织自尊是一种员工的态度，表现为其特定环境中特有的对组织的一种知觉[19]。严丹和黄培伦认为组织自尊是个体基于其组织角色感知到的自身重要性，认为自己对于组织是有价值和有意义，会为此而感到成就感，而这种成就感是个体做出与工作相关行为的内源性动机[20]。事实上，影响组织自尊的因素涉及到组织公平、领导风格以及自我效能感等；而组织自尊也会对员工态度、离职行为等产生影响[21]。本研究将组织自尊界定为个体面临组织特定环境时以个体感知为基础而形成的对自己和组织的有价值的评价程度。
2.2自我领导、组织自尊与员工创新行为的关系
2.2.1自我领导与员工创新行为
创新行为是一个复杂过程，个体在创新过程中难免会遇到挫折和障碍，而自我领导就是通过自我激励和调整以实现预期创新目标。员工创意的产生与实施需要他人的支持和帮助，而自我领导程度高的员工更能够影响他人以支持自己的新观点和解决方案[22]。Ferrel发现高自我领导者不能忍受程序化的工作环境，因为程序化的工作环境会影响其创造力的发挥[23]。高自我领导者在面对障碍和问题时更倾向于挑战权威思想以寻求创新性的解决办法[4]。高自我领导者比低自我领导者拥有更多的创新意识和创新潜能。当他们感知到来自工作场所的更多支持时，他们更有可能把创造力和创新潜能运用到工作中。DiLiello和Houghton研究发现，那些认为工作自主程度高、反馈多、技能多样化的高自我领导者表现出更多的创新行为[24]。一个高自我领导者必然是一个自我激励与积极思考者，更有可能认为自己具有较高的创造潜能，更容易在工作中实施创新行为。基于以上文献可以看出，高自我领导者更容易产生创新行为，因此提出如下假设： 假设1自我领导对员工个体创新行为具有正向影响，即员工的自我领导程度越高，产生的创新行为就越多。
2.2.2组织自尊与员工创新行为
组织自尊反映了员工对于特定组织的一种认知取向，高组织自尊的员工与组织所期望的工作行为和工作结果有着积极的联系。Rank等人就认为低组织自尊的员工常常会怀疑自己的努力是否能够带来对组织有价值的新颖想法，还会怀疑自己实施新颖想法的能力[25]。Chen和Aryee的研究表明，高组织自尊的员工有着更加积极的自我认知能力，往往将自己看作是高胜任力员工，能创造性地完成组织的任务，与较低组织自尊的员工比较而言，他们更愿意承担风险以从事更多的创新行为并获取更大的组织利益。实证结果也表明组织自尊会显著影响员工创新行为[5]。组织自尊是成员所参与组织角色中相信自己可以最大程度满足组织需求的自信。高组织自尊的员工认为自己在组织中更重要、更有效率和更有价值[18]。由此可知，组织自尊对预测员工创新行为也具有重要价值。据此，本研究提出如下假设：
假设2组织自尊对员工个体创新行为具有正向影响，即员工的组织自尊水平越高，产生的创新行为就越多。
2.2.3组织自尊的中介作用
组织自尊在自我领导对个体创新行为的影响中起到中介作用的原因在于：自我领导通过个体自我概念的形成影响其工作态度和行为。组织自尊作为员工的自我领导概念在组织中的体现，它反映了员工对自己在组织中地位的判断和认知。对于员工个体创新行为的影响过程而言，它是个体对自我创新潜能的肯定和自信的表现，它能够为员工个体创新行为的发生过程提供另外一种思考的方向。具有高创造性自我领导的员工具有更高的组织自尊，能更加自信的审视、调整自身创意性思维方式，建立自身的创新自信，发挥自身的创新潜能，进而产生更多的创意和创新行为。Georgianna就认为自我领导是个体激发内在动力、提高行为活动效能的自我促进策略。组织自尊是个体基于其组织角色感知到的自身重要性，认为自己所做工作对于组织很有价值和意义，个体会为此而感到自豪感，而这种自豪感与自信心是个体做出创新行为的内在动机。因此，具有高组织自尊的员工更能感知到他们在组织内的价值，也更敢于冒险和创新。相反，低组织自尊的员工则认为自己在组织中可有可无、不重要且价值被低估。自我领导通过自我意识策略、认知策略和行为聚焦等具体策略来实现[26]。自我领导水平高的员工无疑提高了自己的组织自尊，提高了努力的内在动力，更好地激励自己表现出更多的创新行为。基于此，本文提出第3个假设：
假设3组织自尊在自我领导与员工个体创新行为中起到中介作用，即员工自我领导的水平越高，组织自尊的水平就越高，产生的创新行为就越多。
3研究方法
3.1样本
本研究采用问卷调查的实证研究方法，问卷调查分为两个阶段，第一阶段为预测试（用于修订问卷），第二阶段为正式调查，正式调查选择具有创新驱动特征的电子通讯和制造类企业研发人员为对象，样本则主要来自深圳、北京、成都、上海、西安、南京六个地区12家典型高科技企业。共发放480份问卷，实际回收425份问卷。当所有问卷回收之后，进行废卷处理，最后得到有效问卷369份，样本的有效率为86.8%。样本的统计特征如下：男性占64.5%，女性占35.5%；在年龄上，30岁及以下占30.6%，31～40岁占37.1%，41岁以上占32.3%；在学历上，大专及以下学历占23.0%，本科占35.8%，硕士及以上占41.2%；工作年限在2年及以下占24.4%，3～6年占30.9%，7年及以上占44.7%；国有或集体企业占41.6%，民营或私企占33.4%，合资或外资占25%；电子通讯类和机械制造类企业各占50%。
3.2量表设计
3.2.1自我领导量表
研究综合考虑Cox[27]、Anderson和Prussia[28]、Houghton和Neck[29]的量表，借鉴Neubert和Wu[30]设计的中国版本量表，同时结合本研究实际对该量表进行了修改，最终确定了设想成功表现、自我目标设置、自我对话、自我奖赏、自我惩罚5个维度共计19个条目的自我领导测量量表。利用正式调查的369份样本对量表进行克伦巴赫alpha（Cronbach α）信度系数检验，结果显示自我领导的信度系数为0.7913，其中上述5个维度的信度系数分别为0.7661、0.8432、0.7891、0.7843和0.7822，均在0.7以上，说明自我领导及其5个分量表都具有较好的测量信度。
3.2.2员工创新行为量表
Scott和Bruce[11]关于创新行为的量表包含6个测量条目，从发现问题、创意产生、到寻求创意支持、再到创新计划的落实等方面进行测量。刘云开发了5个测量条目对创新行为进行测量[6]。本文借鉴刘云关于员工创新行为的测量量表。同样对量表进行信度检验，结果显示员工创新行为量表的克伦巴赫alpha信度系数为0.7862。说明员工创新行为量表具有较好的测量信度。
3.2.3组织自尊量表
Pierce等开发了组织自尊的测量量表[18]。Chen等[31]对Pierce的量表在中国文化背景下的适用性进行了检验，结果表明该量表具有较好的信度和效度。其最终的条目包括“周围的人认为我很有影响力”、“周围的人认为我很真诚”等10个题项。本研究借鉴Pierce等[18]和Chen等[31]的量表，同样对量表进行克伦巴赫alpha信度检验，结果为0.7827，说明量表具有较好的测量信度。
为方便比较，以上量表均采用Likert 5点式，要求被试者从1（非常不同意）到5（非常同意）对测量题项做出客观评价。
4实证研究
4.1验证性因子分析
本研究量表的条目根据已有相关理论和文献，力求覆盖测量内容，问卷经过翻译学者、相关领域的专家和预试者就问卷的表述、内容和形式进行修正以保证题项的合理性并提高内容效度。同时，对员工创新行为、自我领导和组织自尊构建因素分析模型，并用结构方程模型进行分析和验证。适配度指标的理想数值范围是GFI、IFI、NNFI、CFI大于0.9，RMSEA小于0.08可接受，χ2/df的理想值在（1，3）之间[32]。结果表明，员工创新行为、自我领导与组织自尊的各项拟合指数均符合理想范围，其中卡方显著性概率均小于0.001，假设模型与观察数据相适配，说明量表具有较好的效度。 4.2描述性统计分析
为检验研究假设，分析各变量之间的关系，本文首先运用Pearson相关系数分析法进行研究，对假设进行初步检验。结果显示：各变量的均值介于2.979～3.672之间，标准差介于0.484～0.916之间。自我领导及设想成功表现、自我目标设置、自我对话和自我奖赏等4个维度与员工创新行为之间的相关系数均达到了p<0.01的显著水平，且相关系数介于0.378～0.876，而自我惩罚维度与员工创新行为之间的相关系数为0.216，达到p<0.05的显著水平，即假设1通过了初步检验；组织自尊与员工创新行为之间相关系数为0.798，达到p<0.01的显著水平，即假设2通过了初步检验；自我领导及其5个维度与组织自尊之间的相关系数介于0.272～0.874，且均达到p<0.01的显著水平。这为下文继续探讨主要变量之间的关系提供了依据。
4.3回归分析
本研究中，组织自尊是作为自我领导与员工创新行为的中介变量。最常用检验中介效应的是Baron和Kenny提出的方法[33]。本研究亦采用此方法，其步骤是：首先分析自我领导对组织自尊的影响（方程1），接着分析组织自尊对员工创新行为的影响（方程2），然后分析自我领导对员工创新行为的影响（方程3），最后同时分析自我领导和组织自尊对员工创新行为的影响（方程4）。具体回归结果见表1。
从表1可以看出，方程1以自我领导的5个维度为自变量，以组织自尊为因变量的回归方程均达到了显著性的水平（p<0.01），解释的方差变异为31.4%，说明自我领导的5个维度均会对组织自尊产生显著正向影响。方程2以组织自尊为自变量，以员工创新行为为因变量的回归方程也达到了显著水平（β=0.438，p<0.01），解释的方差变异为25.9%，假设2得到了验证。方程3以自我领导的5个维度为自变量，以员工创新行为为因变量的回归方程均达到显著水平（p<0.05） ，总体解释的方差变量为27.3%，也就是说自我领导对员工创新行为总体上有显著的正向影响，假设1得到验证。方程4同时以自我领导的5个维度和组织自尊为自变量进入回归方程后，发现“设想成功表现”的β值由原来的0.375（p<0.01）降至0.218（p<0.01）。说明中介变量只是起到了部分中介作用，也就是说自我领导的“设想成功表现”维度对员工创新行为的影响只有一部分是通过组织自尊实现的。同理，“自我对话、自我奖赏、自我惩罚”对员工创新行为的影响也部分地受到组织自尊的中介。而“自我目标设置”与员工创新行为之间的因果关系变得不再显著（β=0.122，p>0.05），但是中介变量组织自尊对结果变量员工创新行为的影响作用仍然存在（β=0.367，p<0.01），说明组织自尊在自我领导的“自我目标设置”维度对员工创新行为的预测中起着完全中介作用。回归方程4解释的变异量由27.3%上升到31.7%，增加了4.4%。可见，同时以自我领导和组织自尊为自变量比只有自我领导的情况下更好地预测员工创新行为，可以认为组织自尊在自我领导的5个维度对员工创新行为预测中起着中介作用，从而验证了假设3，即组织自尊在自我领导对员工创新行为的预测作用中起到中介作用。
5结论与讨论
5.1研究结论
本文在文献述评和逻辑推演的基础上引入组织自尊这一中介变量，构建了自我领导对员工创新行为影响的机制模型，以369名电子通信制造类企业的研发人员为样本，通过相关和回归分析检验了研究假设。本文得出的主要研究结论有3个：
结论1发现自我领导及其5个维度都对员工创新行为具有显著的正向影响。高自我领导的员工有更好的自我激励和影响、说服他人的能力，更能发挥主观创造性解决新问题，更具有冒险和创新精神。
结论2发现组织自尊对员工创新行为也具有显著的正向影响。组织自尊水平越高，越有利于个人创新行为的出现。组织自尊高意味着个体对自己完成任务的信心越高，更喜欢承担具有挑战性的工作，敢于提出新想法、新思路，在遇到困难时能突破传统找到解决问题的新方法。
结论3发现组织自尊在自我领导对员工创新行为影响中具有中介作用，进一步揭示了自我领导影响员工创新行为的内在机制。表现为自我领导的“设想成功表现”等4个维度对员工创新行为的影响受组织自尊的部分中介，而“自我目标设置”维度则受组织自尊的完全中介。
5.2理论启示
结合上述研究结论，本研究的理论意义主要在于：（1）研究从自我领导理论新视角出发，以组织自尊为中介，揭示了自我领导、组织自尊对员工创新行为影响的内在机理。自我领导是个体对组织情境感知与思维方式的重新构建，通过一系列创新行为把问题处理得更有效的过程，而这会增强个体对成功达成组织特定目标所需能力的感知和信心，即增强了个体的组织自尊，进而激发了员工更多的创新行为。这一结论拓展了研究影响员工创新行为“黑箱”的机制，丰富了对影响员工创新行为的认识，并为更好地理解自我领导对员工创新行为所带来的积极效应提供了实证支持。（2）中国作为文明古国，具有强烈的自尊感，同时，“中庸”等儒家文化影响至深。通过借鉴已有量表，通过验证性因子分析，进一步探索适应中国情境下信效度良好的自我领导、组织自尊和员工创新行为测量工具。研究聚焦于中国情境下员工创新行为的影响研究，对我国企业在构建创新型国家进程中如何通过自我领导、组织自尊对员工创新行为产生影响提供理论依据，也是中国情境下的一种拓展。
5.3实践启示
通过本文的研究，我们可以对企业人力资源管理实践提出如下建议：（1）对于企业而言，员工的创新行为是企业创新的源泉，是企业创新的实践者和完成者，员工的自我领导和组织自尊对其创新行为均有显著影响。因此，企业在“选人、育人、用人和留人”等方面要更加重视创新型人才，做好“以人为本”，激发员工的创造力。（2）对于企业的管理者而言，要在员工自我领导和组织自尊的建立和成长过程中转变角色，成为员工创新潜能的激发者和引导者，努力引领、激励和调节员工进行自我领导和组织自尊的建立和完善，更大程度地促使员工产生创新行为。（3）对于员工个体而言，在对自我和组织情境认知的基础上，形成良好的自我感知和价值判断，自我设置目标、自我评估、自我奖励与惩罚，建立良好的组织自尊，进行内源性激励以提高自己的创新能力。 5.4研究局限与未来研究方向
本研究也存在一些不足之处。比如采用横截面研究设计，这对揭示变量间的因果关系略显不够，未来研究应采用纵向设计来弥补。另外，虽然问卷设计经过了预测试和严格的统计检验，但由于数据获取的方式是员工自陈式问卷法，这种测量方法有可能存在同源误差的影响。今后可以考虑采用员工自评与主管评价相结合来获取数据，以便对研究结论进行对比。事实上，影响自我领导与员工创新行为之间的因素不仅仅只有组织自尊，心理授权和创新氛围也会对其产生中介效应；同时，领导风格、创业导向和领导成员交换都会对上述关系产生影响，今后可以将更多的影响因素和中介变量纳入研究，以进一步丰富员工自我领导对创新行为的影响机理。
参考文献：
[1]刘延东.在技术创新工程实施视频会议上的讲话[N].科技日报，20090911（1）.
[2]Pieterse A N， Knippenberg D V， Schippers M， et al.. Transformational and transactional leadership and innovative behavior： the moderating role of psychological empowerment[J]. Journal of Organizational Behavior， 2010， 31（4）： 609623.
[3]Manz C C. Selfleadership： toward an expanded theory of selfinfluence processes in organizations[J]. Academy of Management Review， 1986， 11（3）： 585600.
[4]Manz C C， Neck C P. Mastering selfleadership： empowering yourself for personal excellence[M]. London： Prentice Hall， 2004.
[5]Chen Z X， Aryee S. Delegation and employee work outcomes： an examination of the cultural context of mediation processes in China[J]. Academy of Management Journal， 2007， 50（1）： 226238.
[6]刘云.自我领导与员工创新行为的关系研究——心理授权的中介效应[J].科学学研究，2011，29（10）：15841593.
[7]曹威麟，谭敏，梁樑.自我领导与个体创新行为——一般自我效能感的中介作用[J].科学学研究，2012，30（7）：11101118.
[8]张红琪，鲁若愚，蒋洋.服务企业员工自我领导对创新行为的影响研究——以自我效能为中介变量[J].研究与发展管理， 2012，24（2）：94103.
[9]West M A， Farr J L. Innovation at work： psychological perspectives[J]. Social Behaviour， 1989， 4（1）： 1530.
[10]Lievens A， Moenaert R K. New service teams as informationprocessing systems： reducing innovative uncertainty[J]. Journal of Service Research， 2000， 3（1）： 4665.
[11]Scott S G， Bruce R A. Determinants of innovative behavior： a path model of individual in the workplace[J]. Academy of Management Journal， 1994， 37（3）： 580607.
[12]Kleysen R F， Street C T. Toward a multidimensional measure of individual innovative behavior[J]. Journal of Intellectual Capital， 2001， 2（3）： 284296.
[13]黄致凯.组织创新气候知觉、个人创新行为、自我效能知觉与问题解决型态关系之研究[D].台湾：国立中山大学，2004.
[14]顾远东，彭纪生.组织创新氛围对员工创新行为的影响：创新自我效能感的中介作用[J].南开管理评论，2010，13（1）：3041.
[15]Stewart G L， Carson K P， Cardy R L. The joint effects of conscientiousness and selfleadership training on employee selfdirected behavior in a service setting[J]. Personnel Psychology， 1996， 49（1）： 143164.
[16]Leider R J. The leader in midlife[J]. Business Strategy Series， 2008， 9（3）： 115118.
[17]Blanchard K. Points of power can help self leadership[J]. Manage， 1995， 46（3）： 12. [18]Pierce J L， Gardner D G， Cummings L L， et al.. Organizationbased selfesteem： construct definition measurement and validation[J]. Academy of Management Journal， 1989， 32（3）： 622648.
[19]Hui C， Lee C. Moderating effects of organizationbased selfesteem on the relationship between perception of organizational uncertainty： employee response relationships[J]. Journal of Management， 2000， 26（2）： 215232.
[20]严丹，黄培伦.辱虐管理对员工建言行为影响：组织自尊和个性控制点的作用[J].商业经济与管理，2011，（12）：2837.
[21]李兴娜，凌文辁.组织自尊问题研究[J].中国人力资源管理，2011，（8）：58.
[22]Phelan S， Young A M. Understanding creativity in the workplace： an examination of individual styles and training in relation to creative confidence and creative selfleadership[J]. Journal of Creative Behavior， 2003， 37（4）： 266281.
[23]Ferrel T A. Creativity in the workplace： the impact of the work environment[D]. Manhattan： Kansas State University， 1996.
[24]DiLiello T C， Houghton J D. Maximizing organizational leadership capacity for the future： toward a model of selfleadership， innovation and creativity[J]. Journal of Managerial Psychology， 2006， 21（4）： 319337.
[25]Rank J， Nelson N E， Allen T D， et al.. Leadership predictors of innovation and task performance： subordinates selfesteem and selfpresentation as moderators[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology， 2009， 82（3）： 465489.
[26]Georgianna S. Selfleadership： a crosscultural perspective[J]. Journal of Managerial Psychology， 2007， 22（6）： 569589.
[27]Cox J F. The effects of superleadership training on leader behavior， subordinate selfleadership behavior， and subordinate citizenship[D]. Washington D.C.： University of Maryland at College Park， 1993.
[28]Anderson J S， Prussia G E. The selfleadership questionnaire：preliminary assessment of construct validity[J]. Journal of Leadership & Organizational Studies， 1997， 4（2）： 119143.
[29]Houghton J D， Neck C P. The revised selfleadership questionnaire testing a hierarchical factor structure for selfleadership[J]. Journal of Managerial Psychology， 2002， 17（8）： 672691.
[30]Neubert M， Wu J C C. An investigation of the generalizability of the Houghton and Neck revised leadership questionnaire to a Chinese context[J]. Journal of Managerial Psychology， 2006， 21（4）： 360373.
[31]Chen Z X， Aryee S， Lee C. Test of a mediation model of perceived organizational support[J]. Journal of Vocational Behavior， 2005， 66（3）： 457470.
[32]侯杰泰，温忠麟，成子娟.结构方程模型及其应用[M].北京：教育科学出版社，2004.
[33]Baron R M， Kenny D A. The moderatormediator variable distinction in social psychological research： conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51（6）： 11731182.
关键词：自我领导；组织自尊；员工创新行为；中介效应
中图分类号：F272.92文献标识码：A文章编号：10035192（2014）01000906doi：10.11847/fj.33.1.9
1引言
党中央、国务院2006年提出要建设创新型国家，这是事关我国现代化建设全局的重大战略决策。而企业是提高国家创新能力的重要载体，企业的自主创新能力已成为建设创新型国家的重要组成部分[1]。然而，企业本身无法完成创新，员工个人的创新思维和创新活动才是企业持续创新的源泉[2]。随着企业员工素质的不断提高，作为“被领导者”的员工也逐渐具有了“自我领导”的功能。自我领导是个体为了实现特定目标，通过自我激励等方式进行的自我影响过程[3]。自我领导程度高的员工在面对困难时更倾向于挑战主流的思想和观念，寻找创造性解决问题的方案[4]。
我们也注意到，国内很多企业普遍缺乏自我领导的创新精神，员工不愿或不敢承担创新失败的风险，这可能与“枪打出头鸟”、“出头的椽子先烂”等传统观念有关。中国作为文明古国曾取得过辉煌成就，也养成了自尊自爱的“面子”情结。而组织自尊是个体在组织中相信自己可以满足组织需求的程度。组织自尊也会影响员工承担风险的水平，具有高组织自尊的个体更愿意承担风险并进行更多的创新行为[5]。
尽管自我领导和组织自尊会对员工创新行为产生影响[6～8]，但迄今为止，自我领导如何影响员工创新行为的内在机制尚未完全打开，这方面的理论探讨和实证研究还十分缺乏。因此开展中国情境下的自我领导、组织自尊对创新行为的影响研究显得格外迫切。基于此，本文选取深具创新驱动特征的电子通讯制造企业的研发人员进行问卷调查，构建“自我领导组织自尊员工创新行为”的概念模型，深入分析影响员工创新行为的内在机理，以期为我国企业利用自我领导提高员工创新绩效进一步提供理论依据。
2理论分析和研究假设
2.1概念界定
2.1.1员工创新行为
研究者普遍认为个体创新行为是一种不同于常规的新思想、新意愿或新方法。West和Farr认为创新行为是个体在组织活动中产生、吸收和应用新思想新方法使工作更有效率的行为[9]。Lievens和Moenaert认为个体创新行为是个人尝试吸收或者应用能够给自己、团队或组织带来好处的新概念、新产品、新方法或新流程[10]。Scott和Bruce认为个体创新是从问题的确认开始，产生创新构想或解决方案，为自己的创新想法寻找支持，然后将创新想法“产品化”，整体上创新是一个多阶段的过程[11]。Kleysen和Street则认为个体创新行为是将有益的创新用于产生、引入以及应用于组织中任一层次的所有的个体行动[12]。黄致凯对Kleysen和Street的观点进行了检验，发现在中国情境下个人创新行为可归纳为产生创新构想和执行创新构想两个阶段[13]。顾远东和彭纪生也将员工创新行为界定为产生和执行创新构想中的各种行为表现[14]。本研究借鉴前人的研究成果，将员工创新行为界定为员工个体在工作中产生创意并努力付诸实践的行为。包括创意产生、创意促进和创意执行过程中的各种行为表现。
Manz基于社会学习及领导替代等理论提出了自我领导理论。他认为自我领导是个体通过自我指导与自我激励影响自身行为的过程，个体通过认知和行为策略以影响和引导自己的行为，涉及个体认知方式和行为方式[3，4]。Stewart等人把自我领导定义为一种环境干预，自我领导作用下的员工可能会更有效地增加理想的行为[15]。Leider把自我领导描述成“终极领导任务”，通过自我领导不断考虑自身的真正需要、价值和勇气[16]。Blanchard认为，工作场所中员工的自我领导相当于个体的授权行为，使自己较少地依赖他人领导，通过自己的努力做出更大的贡献[17]。自我领导理论被广泛应用于组织管理研究的各个领域，包括管理创新和创业管理等方面。本文借鉴已有研究成果，将自我领导界定为个体通过自我引导与自我激励从而影响自己行为的过程。
2.1.3组织自尊
Pierce等人最早提出组织自尊的概念，他们将组织自尊定义为组织中个体感知到的角色能够满足他们需要的程度[18]。组织自尊反映了员工对自己在组织中地位的判断和自我感知价值。Hui和Lee认为组织自尊是一种员工的态度，表现为其特定环境中特有的对组织的一种知觉[19]。严丹和黄培伦认为组织自尊是个体基于其组织角色感知到的自身重要性，认为自己对于组织是有价值和有意义，会为此而感到成就感，而这种成就感是个体做出与工作相关行为的内源性动机[20]。事实上，影响组织自尊的因素涉及到组织公平、领导风格以及自我效能感等；而组织自尊也会对员工态度、离职行为等产生影响[21]。本研究将组织自尊界定为个体面临组织特定环境时以个体感知为基础而形成的对自己和组织的有价值的评价程度。
2.2自我领导、组织自尊与员工创新行为的关系
2.2.1自我领导与员工创新行为
创新行为是一个复杂过程，个体在创新过程中难免会遇到挫折和障碍，而自我领导就是通过自我激励和调整以实现预期创新目标。员工创意的产生与实施需要他人的支持和帮助，而自我领导程度高的员工更能够影响他人以支持自己的新观点和解决方案[22]。Ferrel发现高自我领导者不能忍受程序化的工作环境，因为程序化的工作环境会影响其创造力的发挥[23]。高自我领导者在面对障碍和问题时更倾向于挑战权威思想以寻求创新性的解决办法[4]。高自我领导者比低自我领导者拥有更多的创新意识和创新潜能。当他们感知到来自工作场所的更多支持时，他们更有可能把创造力和创新潜能运用到工作中。DiLiello和Houghton研究发现，那些认为工作自主程度高、反馈多、技能多样化的高自我领导者表现出更多的创新行为[24]。一个高自我领导者必然是一个自我激励与积极思考者，更有可能认为自己具有较高的创造潜能，更容易在工作中实施创新行为。基于以上文献可以看出，高自我领导者更容易产生创新行为，因此提出如下假设： 假设1自我领导对员工个体创新行为具有正向影响，即员工的自我领导程度越高，产生的创新行为就越多。
2.2.2组织自尊与员工创新行为
组织自尊反映了员工对于特定组织的一种认知取向，高组织自尊的员工与组织所期望的工作行为和工作结果有着积极的联系。Rank等人就认为低组织自尊的员工常常会怀疑自己的努力是否能够带来对组织有价值的新颖想法，还会怀疑自己实施新颖想法的能力[25]。Chen和Aryee的研究表明，高组织自尊的员工有着更加积极的自我认知能力，往往将自己看作是高胜任力员工，能创造性地完成组织的任务，与较低组织自尊的员工比较而言，他们更愿意承担风险以从事更多的创新行为并获取更大的组织利益。实证结果也表明组织自尊会显著影响员工创新行为[5]。组织自尊是成员所参与组织角色中相信自己可以最大程度满足组织需求的自信。高组织自尊的员工认为自己在组织中更重要、更有效率和更有价值[18]。由此可知，组织自尊对预测员工创新行为也具有重要价值。据此，本研究提出如下假设：
假设2组织自尊对员工个体创新行为具有正向影响，即员工的组织自尊水平越高，产生的创新行为就越多。
2.2.3组织自尊的中介作用
组织自尊在自我领导对个体创新行为的影响中起到中介作用的原因在于：自我领导通过个体自我概念的形成影响其工作态度和行为。组织自尊作为员工的自我领导概念在组织中的体现，它反映了员工对自己在组织中地位的判断和认知。对于员工个体创新行为的影响过程而言，它是个体对自我创新潜能的肯定和自信的表现，它能够为员工个体创新行为的发生过程提供另外一种思考的方向。具有高创造性自我领导的员工具有更高的组织自尊，能更加自信的审视、调整自身创意性思维方式，建立自身的创新自信，发挥自身的创新潜能，进而产生更多的创意和创新行为。Georgianna就认为自我领导是个体激发内在动力、提高行为活动效能的自我促进策略。组织自尊是个体基于其组织角色感知到的自身重要性，认为自己所做工作对于组织很有价值和意义，个体会为此而感到自豪感，而这种自豪感与自信心是个体做出创新行为的内在动机。因此，具有高组织自尊的员工更能感知到他们在组织内的价值，也更敢于冒险和创新。相反，低组织自尊的员工则认为自己在组织中可有可无、不重要且价值被低估。自我领导通过自我意识策略、认知策略和行为聚焦等具体策略来实现[26]。自我领导水平高的员工无疑提高了自己的组织自尊，提高了努力的内在动力，更好地激励自己表现出更多的创新行为。基于此，本文提出第3个假设：
假设3组织自尊在自我领导与员工个体创新行为中起到中介作用，即员工自我领导的水平越高，组织自尊的水平就越高，产生的创新行为就越多。
3研究方法
3.1样本
本研究采用问卷调查的实证研究方法，问卷调查分为两个阶段，第一阶段为预测试（用于修订问卷），第二阶段为正式调查，正式调查选择具有创新驱动特征的电子通讯和制造类企业研发人员为对象，样本则主要来自深圳、北京、成都、上海、西安、南京六个地区12家典型高科技企业。共发放480份问卷，实际回收425份问卷。当所有问卷回收之后，进行废卷处理，最后得到有效问卷369份，样本的有效率为86.8%。样本的统计特征如下：男性占64.5%，女性占35.5%；在年龄上，30岁及以下占30.6%，31～40岁占37.1%，41岁以上占32.3%；在学历上，大专及以下学历占23.0%，本科占35.8%，硕士及以上占41.2%；工作年限在2年及以下占24.4%，3～6年占30.9%，7年及以上占44.7%；国有或集体企业占41.6%，民营或私企占33.4%，合资或外资占25%；电子通讯类和机械制造类企业各占50%。
3.2量表设计
3.2.1自我领导量表
研究综合考虑Cox[27]、Anderson和Prussia[28]、Houghton和Neck[29]的量表，借鉴Neubert和Wu[30]设计的中国版本量表，同时结合本研究实际对该量表进行了修改，最终确定了设想成功表现、自我目标设置、自我对话、自我奖赏、自我惩罚5个维度共计19个条目的自我领导测量量表。利用正式调查的369份样本对量表进行克伦巴赫alpha（Cronbach α）信度系数检验，结果显示自我领导的信度系数为0.7913，其中上述5个维度的信度系数分别为0.7661、0.8432、0.7891、0.7843和0.7822，均在0.7以上，说明自我领导及其5个分量表都具有较好的测量信度。
3.2.2员工创新行为量表
Scott和Bruce[11]关于创新行为的量表包含6个测量条目，从发现问题、创意产生、到寻求创意支持、再到创新计划的落实等方面进行测量。刘云开发了5个测量条目对创新行为进行测量[6]。本文借鉴刘云关于员工创新行为的测量量表。同样对量表进行信度检验，结果显示员工创新行为量表的克伦巴赫alpha信度系数为0.7862。说明员工创新行为量表具有较好的测量信度。
3.2.3组织自尊量表
Pierce等开发了组织自尊的测量量表[18]。Chen等[31]对Pierce的量表在中国文化背景下的适用性进行了检验，结果表明该量表具有较好的信度和效度。其最终的条目包括“周围的人认为我很有影响力”、“周围的人认为我很真诚”等10个题项。本研究借鉴Pierce等[18]和Chen等[31]的量表，同样对量表进行克伦巴赫alpha信度检验，结果为0.7827，说明量表具有较好的测量信度。
为方便比较，以上量表均采用Likert 5点式，要求被试者从1（非常不同意）到5（非常同意）对测量题项做出客观评价。
4实证研究
4.1验证性因子分析
本研究量表的条目根据已有相关理论和文献，力求覆盖测量内容，问卷经过翻译学者、相关领域的专家和预试者就问卷的表述、内容和形式进行修正以保证题项的合理性并提高内容效度。同时，对员工创新行为、自我领导和组织自尊构建因素分析模型，并用结构方程模型进行分析和验证。适配度指标的理想数值范围是GFI、IFI、NNFI、CFI大于0.9，RMSEA小于0.08可接受，χ2/df的理想值在（1，3）之间[32]。结果表明，员工创新行为、自我领导与组织自尊的各项拟合指数均符合理想范围，其中卡方显著性概率均小于0.001，假设模型与观察数据相适配，说明量表具有较好的效度。 4.2描述性统计分析
为检验研究假设，分析各变量之间的关系，本文首先运用Pearson相关系数分析法进行研究，对假设进行初步检验。结果显示：各变量的均值介于2.979～3.672之间，标准差介于0.484～0.916之间。自我领导及设想成功表现、自我目标设置、自我对话和自我奖赏等4个维度与员工创新行为之间的相关系数均达到了p<0.01的显著水平，且相关系数介于0.378～0.876，而自我惩罚维度与员工创新行为之间的相关系数为0.216，达到p<0.05的显著水平，即假设1通过了初步检验；组织自尊与员工创新行为之间相关系数为0.798，达到p<0.01的显著水平，即假设2通过了初步检验；自我领导及其5个维度与组织自尊之间的相关系数介于0.272～0.874，且均达到p<0.01的显著水平。这为下文继续探讨主要变量之间的关系提供了依据。
4.3回归分析
本研究中，组织自尊是作为自我领导与员工创新行为的中介变量。最常用检验中介效应的是Baron和Kenny提出的方法[33]。本研究亦采用此方法，其步骤是：首先分析自我领导对组织自尊的影响（方程1），接着分析组织自尊对员工创新行为的影响（方程2），然后分析自我领导对员工创新行为的影响（方程3），最后同时分析自我领导和组织自尊对员工创新行为的影响（方程4）。具体回归结果见表1。
从表1可以看出，方程1以自我领导的5个维度为自变量，以组织自尊为因变量的回归方程均达到了显著性的水平（p<0.01），解释的方差变异为31.4%，说明自我领导的5个维度均会对组织自尊产生显著正向影响。方程2以组织自尊为自变量，以员工创新行为为因变量的回归方程也达到了显著水平（β=0.438，p<0.01），解释的方差变异为25.9%，假设2得到了验证。方程3以自我领导的5个维度为自变量，以员工创新行为为因变量的回归方程均达到显著水平（p<0.05） ，总体解释的方差变量为27.3%，也就是说自我领导对员工创新行为总体上有显著的正向影响，假设1得到验证。方程4同时以自我领导的5个维度和组织自尊为自变量进入回归方程后，发现“设想成功表现”的β值由原来的0.375（p<0.01）降至0.218（p<0.01）。说明中介变量只是起到了部分中介作用，也就是说自我领导的“设想成功表现”维度对员工创新行为的影响只有一部分是通过组织自尊实现的。同理，“自我对话、自我奖赏、自我惩罚”对员工创新行为的影响也部分地受到组织自尊的中介。而“自我目标设置”与员工创新行为之间的因果关系变得不再显著（β=0.122，p>0.05），但是中介变量组织自尊对结果变量员工创新行为的影响作用仍然存在（β=0.367，p<0.01），说明组织自尊在自我领导的“自我目标设置”维度对员工创新行为的预测中起着完全中介作用。回归方程4解释的变异量由27.3%上升到31.7%，增加了4.4%。可见，同时以自我领导和组织自尊为自变量比只有自我领导的情况下更好地预测员工创新行为，可以认为组织自尊在自我领导的5个维度对员工创新行为预测中起着中介作用，从而验证了假设3，即组织自尊在自我领导对员工创新行为的预测作用中起到中介作用。
5结论与讨论
5.1研究结论
本文在文献述评和逻辑推演的基础上引入组织自尊这一中介变量，构建了自我领导对员工创新行为影响的机制模型，以369名电子通信制造类企业的研发人员为样本，通过相关和回归分析检验了研究假设。本文得出的主要研究结论有3个：
结论1发现自我领导及其5个维度都对员工创新行为具有显著的正向影响。高自我领导的员工有更好的自我激励和影响、说服他人的能力，更能发挥主观创造性解决新问题，更具有冒险和创新精神。
结论2发现组织自尊对员工创新行为也具有显著的正向影响。组织自尊水平越高，越有利于个人创新行为的出现。组织自尊高意味着个体对自己完成任务的信心越高，更喜欢承担具有挑战性的工作，敢于提出新想法、新思路，在遇到困难时能突破传统找到解决问题的新方法。
结论3发现组织自尊在自我领导对员工创新行为影响中具有中介作用，进一步揭示了自我领导影响员工创新行为的内在机制。表现为自我领导的“设想成功表现”等4个维度对员工创新行为的影响受组织自尊的部分中介，而“自我目标设置”维度则受组织自尊的完全中介。
5.2理论启示
结合上述研究结论，本研究的理论意义主要在于：（1）研究从自我领导理论新视角出发，以组织自尊为中介，揭示了自我领导、组织自尊对员工创新行为影响的内在机理。自我领导是个体对组织情境感知与思维方式的重新构建，通过一系列创新行为把问题处理得更有效的过程，而这会增强个体对成功达成组织特定目标所需能力的感知和信心，即增强了个体的组织自尊，进而激发了员工更多的创新行为。这一结论拓展了研究影响员工创新行为“黑箱”的机制，丰富了对影响员工创新行为的认识，并为更好地理解自我领导对员工创新行为所带来的积极效应提供了实证支持。（2）中国作为文明古国，具有强烈的自尊感，同时，“中庸”等儒家文化影响至深。通过借鉴已有量表，通过验证性因子分析，进一步探索适应中国情境下信效度良好的自我领导、组织自尊和员工创新行为测量工具。研究聚焦于中国情境下员工创新行为的影响研究，对我国企业在构建创新型国家进程中如何通过自我领导、组织自尊对员工创新行为产生影响提供理论依据，也是中国情境下的一种拓展。
5.3实践启示
通过本文的研究，我们可以对企业人力资源管理实践提出如下建议：（1）对于企业而言，员工的创新行为是企业创新的源泉，是企业创新的实践者和完成者，员工的自我领导和组织自尊对其创新行为均有显著影响。因此，企业在“选人、育人、用人和留人”等方面要更加重视创新型人才，做好“以人为本”，激发员工的创造力。（2）对于企业的管理者而言，要在员工自我领导和组织自尊的建立和成长过程中转变角色，成为员工创新潜能的激发者和引导者，努力引领、激励和调节员工进行自我领导和组织自尊的建立和完善，更大程度地促使员工产生创新行为。（3）对于员工个体而言，在对自我和组织情境认知的基础上，形成良好的自我感知和价值判断，自我设置目标、自我评估、自我奖励与惩罚，建立良好的组织自尊，进行内源性激励以提高自己的创新能力。 5.4研究局限与未来研究方向
本研究也存在一些不足之处。比如采用横截面研究设计，这对揭示变量间的因果关系略显不够，未来研究应采用纵向设计来弥补。另外，虽然问卷设计经过了预测试和严格的统计检验，但由于数据获取的方式是员工自陈式问卷法，这种测量方法有可能存在同源误差的影响。今后可以考虑采用员工自评与主管评价相结合来获取数据，以便对研究结论进行对比。事实上，影响自我领导与员工创新行为之间的因素不仅仅只有组织自尊，心理授权和创新氛围也会对其产生中介效应；同时，领导风格、创业导向和领导成员交换都会对上述关系产生影响，今后可以将更多的影响因素和中介变量纳入研究，以进一步丰富员工自我领导对创新行为的影响机理。
参考文献：
[1]刘延东.在技术创新工程实施视频会议上的讲话[N].科技日报，20090911（1）.
[2]Pieterse A N， Knippenberg D V， Schippers M， et al.. Transformational and transactional leadership and innovative behavior： the moderating role of psychological empowerment[J]. Journal of Organizational Behavior， 2010， 31（4）： 609623.
[3]Manz C C. Selfleadership： toward an expanded theory of selfinfluence processes in organizations[J]. Academy of Management Review， 1986， 11（3）： 585600.
[4]Manz C C， Neck C P. Mastering selfleadership： empowering yourself for personal excellence[M]. London： Prentice Hall， 2004.
[5]Chen Z X， Aryee S. Delegation and employee work outcomes： an examination of the cultural context of mediation processes in China[J]. Academy of Management Journal， 2007， 50（1）： 226238.
[6]刘云.自我领导与员工创新行为的关系研究——心理授权的中介效应[J].科学学研究，2011，29（10）：15841593.
[7]曹威麟，谭敏，梁樑.自我领导与个体创新行为——一般自我效能感的中介作用[J].科学学研究，2012，30（7）：11101118.
[8]张红琪，鲁若愚，蒋洋.服务企业员工自我领导对创新行为的影响研究——以自我效能为中介变量[J].研究与发展管理， 2012，24（2）：94103.
[9]West M A， Farr J L. Innovation at work： psychological perspectives[J]. Social Behaviour， 1989， 4（1）： 1530.
[10]Lievens A， Moenaert R K. New service teams as informationprocessing systems： reducing innovative uncertainty[J]. Journal of Service Research， 2000， 3（1）： 4665.
[11]Scott S G， Bruce R A. Determinants of innovative behavior： a path model of individual in the workplace[J]. Academy of Management Journal， 1994， 37（3）： 580607.
[12]Kleysen R F， Street C T. Toward a multidimensional measure of individual innovative behavior[J]. Journal of Intellectual Capital， 2001， 2（3）： 284296.
[13]黄致凯.组织创新气候知觉、个人创新行为、自我效能知觉与问题解决型态关系之研究[D].台湾：国立中山大学，2004.
[14]顾远东，彭纪生.组织创新氛围对员工创新行为的影响：创新自我效能感的中介作用[J].南开管理评论，2010，13（1）：3041.
[15]Stewart G L， Carson K P， Cardy R L. The joint effects of conscientiousness and selfleadership training on employee selfdirected behavior in a service setting[J]. Personnel Psychology， 1996， 49（1）： 143164.
[16]Leider R J. The leader in midlife[J]. Business Strategy Series， 2008， 9（3）： 115118.
[17]Blanchard K. Points of power can help self leadership[J]. Manage， 1995， 46（3）： 12. [18]Pierce J L， Gardner D G， Cummings L L， et al.. Organizationbased selfesteem： construct definition measurement and validation[J]. Academy of Management Journal， 1989， 32（3）： 622648.
[19]Hui C， Lee C. Moderating effects of organizationbased selfesteem on the relationship between perception of organizational uncertainty： employee response relationships[J]. Journal of Management， 2000， 26（2）： 215232.
[20]严丹，黄培伦.辱虐管理对员工建言行为影响：组织自尊和个性控制点的作用[J].商业经济与管理，2011，（12）：2837.
[21]李兴娜，凌文辁.组织自尊问题研究[J].中国人力资源管理，2011，（8）：58.
[22]Phelan S， Young A M. Understanding creativity in the workplace： an examination of individual styles and training in relation to creative confidence and creative selfleadership[J]. Journal of Creative Behavior， 2003， 37（4）： 266281.
[23]Ferrel T A. Creativity in the workplace： the impact of the work environment[D]. Manhattan： Kansas State University， 1996.
[24]DiLiello T C， Houghton J D. Maximizing organizational leadership capacity for the future： toward a model of selfleadership， innovation and creativity[J]. Journal of Managerial Psychology， 2006， 21（4）： 319337.
[25]Rank J， Nelson N E， Allen T D， et al.. Leadership predictors of innovation and task performance： subordinates selfesteem and selfpresentation as moderators[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology， 2009， 82（3）： 465489.
[26]Georgianna S. Selfleadership： a crosscultural perspective[J]. Journal of Managerial Psychology， 2007， 22（6）： 569589.
[27]Cox J F. The effects of superleadership training on leader behavior， subordinate selfleadership behavior， and subordinate citizenship[D]. Washington D.C.： University of Maryland at College Park， 1993.
[28]Anderson J S， Prussia G E. The selfleadership questionnaire：preliminary assessment of construct validity[J]. Journal of Leadership & Organizational Studies， 1997， 4（2）： 119143.
[29]Houghton J D， Neck C P. The revised selfleadership questionnaire testing a hierarchical factor structure for selfleadership[J]. Journal of Managerial Psychology， 2002， 17（8）： 672691.
[30]Neubert M， Wu J C C. An investigation of the generalizability of the Houghton and Neck revised leadership questionnaire to a Chinese context[J]. Journal of Managerial Psychology， 2006， 21（4）： 360373.
[31]Chen Z X， Aryee S， Lee C. Test of a mediation model of perceived organizational support[J]. Journal of Vocational Behavior， 2005， 66（3）： 457470.
[32]侯杰泰，温忠麟，成子娟.结构方程模型及其应用[M].北京：教育科学出版社，2004.
[33]Baron R M， Kenny D A. The moderatormediator variable distinction in social psychological research： conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51（6）： 11731182.