組織政治視角下員工創(chuàng)造力與領導排斥關系的實證研究
發(fā)布時間:2020-07-30 18:54
【摘要】:隨著全球化的加深,世界經(jīng)濟發(fā)生了一系列深刻的技術變革及體制改革。一方面,更加扁平化的團隊作業(yè)模式成為了組織的基本工作單位,團隊成員與領導之間的互動不斷增強,影響不斷增加。另一方面,創(chuàng)新逐漸成為企業(yè)的核心競爭力,作為創(chuàng)新的基石,員工創(chuàng)造力受到越來越廣泛的關注,學界及業(yè)界力圖不斷促進員工創(chuàng)造力。然而,鮮少有研究關注在創(chuàng)新過程中創(chuàng)造力的個人代價。鑒于了解創(chuàng)造力的黑暗面有助于我們全面認識創(chuàng)新過程,并從反面了解創(chuàng)造力的抑制因素,從而推進組織的創(chuàng)新實踐,本研究基于華中地區(qū)多個城市及不同性質的企業(yè)的實證數(shù)據(jù),探討了員工創(chuàng)造力與領導排斥之間的關系及其作用機制,不僅擴展了現(xiàn)有創(chuàng)造力的相關研究,還為組織的創(chuàng)新實踐提供了指導。以往的研究主要基于組織理性視角,探討創(chuàng)造力的前因變量,針對創(chuàng)造力的結果變量的研究相對較少,且主要采取人際內研究方法探討創(chuàng)造性主體自身的心理健康狀況或偏差行為,鮮少有研究采取人際間研究方法探討員工創(chuàng)造力如何引發(fā)領導反應。研究一基于組織政治視角,考察員工創(chuàng)造力如何引發(fā)領導的職場排斥,及領導的威脅感知這一認知機制的中介作用,與個體政治技能的調節(jié)作用及其調節(jié)的中介效應。通過對199對領導和員工的配對多時段數(shù)據(jù)的實證分析,研究結果表明:員工政治技能顯著負向調節(jié)員工創(chuàng)造力與領導威脅感知之間的關系;領導威脅感知顯著正向預測領導排斥;員工政治技能顯著的調節(jié)員工創(chuàng)造力通過領導威脅感知影響領導排斥的間接作用,員工的政治技能越高,該間接作用越顯著。研究一探討了個體的認知機制的中介作用,目前學者發(fā)現(xiàn)個體的認知機制及情緒機制在個體創(chuàng)造性過程中的作用效果具有不一致的結論。一方面,情緒機制影響認知機制,且對員工創(chuàng)造力具有更大的影響;另一方面,認知機制會影響情緒機制,且對員工創(chuàng)造力具有更大的影響。為了解決當前這一研究結論的不一致,研究二基于認知經(jīng)驗自我理論,探討領導的威脅感知這一認知機制和領導嫉妒這一情緒機制對于員工創(chuàng)造力與領導排斥之間關系的中介作用,并對這兩種不同中介機制之間的關系進行深入探討,及領導支配欲的調節(jié)作用及其調節(jié)的中介效應。通過對274對領導和員工的配對多時段數(shù)據(jù)的實證分析,研究結果表明:領導支配欲顯著正向調節(jié)員工創(chuàng)造力與領導威脅感知及員工創(chuàng)造力與領導下行嫉妒之間的關系;領導威脅感知和領導下行嫉妒與領導排斥之間顯著正相關;領導支配欲顯著調節(jié)員工創(chuàng)造力通過領導下行嫉妒影響領導排斥的間接效應,領導支配欲越高,該間接效應越顯著;領導的威脅感知顯著預測領導的下行嫉妒,并且,領導的威脅感知與領導的下行嫉妒連續(xù)中介于員工創(chuàng)造力和領導支配欲的交互項與領導排斥之間的關系。前兩章的研究結論證實了員工創(chuàng)造力會引發(fā)領導排斥,那么領導排斥又將如何進一步影響員工創(chuàng)造力呢?目前,針對職場排斥與員工創(chuàng)造力之間關系的研究較少,且研究結論存在不一致。一部分研究基于關系或認知機制發(fā)現(xiàn)職場排斥會負面影響員工創(chuàng)造力;另外一部分研究基于認知機制發(fā)現(xiàn)職場排斥在一定條件下會促進員工創(chuàng)造力。與此同時,鮮少有研究從情緒視角探索職場排斥與員工創(chuàng)造力之間的關系。基于此,研究三基于功能情感理論,考察了領導排斥對員工創(chuàng)造力的影響效果,并探討了員工羞恥感的中介機制及員工創(chuàng)新自我效能感的調節(jié)作用和調節(jié)的中介效應。通過對312對領導和員工的配對多時段數(shù)據(jù)的實證分析,研究結果表明:領導排斥積極預測個體的羞恥感;員工創(chuàng)新自我效能感顯著正向調節(jié)員工羞恥感與員工創(chuàng)造力之間的關系;員工創(chuàng)新自我效能感的調節(jié)的中介效應顯著,即當員工具有較高的創(chuàng)新自我效能感時,領導排斥為通過員工的羞恥感對員工創(chuàng)造力的作用效果會增強。最后,本論文對整個研究進行了總結與展望。首先,本論文簡單對三個子研究的研究結論進行了概述;隨后,本研究梳理了三個子研究中包括研究設計及研究方法等多個方面的局限性;最后,本研究綜合了創(chuàng)造力、職場排斥及組織政治相關研究及本文的研究發(fā)現(xiàn),提出了未來研究方向。
【學位授予單位】:華中科技大學
【學位級別】:博士
【學位授予年份】:2018
【分類號】:F272.92
【圖文】:
自變量:創(chuàng)造力 -.03 .07 -.16, .10 -.13 .07 -.27, .01威脅感知 .24** .08 .09, .39調節(jié)變量: .政治技能 .05 .07 -.09, .19交互項:創(chuàng)造力×政治技能 -.15** .05 -.25, -.06控制變量:性別 -.03 .15 -.33, .28 -.28 .17 -.60, .05年齡 .00 .02 -.03, .03 .01 .02 -.03, .04教育 -.09 .11 -.30, .13 .19 .11 -.03, .41工作年限 -.01 .02 -.06, .04 -.03 .03 -.08, .02常量 2.36*** .61 1.16, 3.56 1.75* .69 .38, 3.12R2.06 .09F 1.66 3.25注:*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
員工性別 .25(.18) -.10, .61 -.05(.08) -.21, .11 -.21(.17) -.54, .1員工年齡 -.01(.01) -.03, .01 -.01(.00) -.01, .00 -.01(.01) -.03, .0工受教育程度 .04(.14) -.24, .31 -.01(.06) -.13, .11 .37**(.13) .11, .6領導性別 -.06(.17) -.40, .28 -.02(.08) -.17, .13 .13(.16) -.18, .4領導年齡 .01(.01) -.00, .03 .00(.00) -.01, .01 .01(.01) -.01, .0導受教育程度 .77***(.13) .51, 1.02 .16*(.06) .04, .28 -.28*(.13) -.54, -.自變量創(chuàng)造力 .52***(.10) .32, .72 .03(.05) -.06, .12 .03(.10) -.17, .2造力×支配欲 .35***(.10) .15, .55 .10*(.05) .01, .19 .02(.10) -.17, .2威脅感知 .87***(.03) .82, .92 .20(.13) -.04, .4嫉妒 .31*(.13) .05, .5R2.27 .86 .32F 12.25(8, 265) 174.89(9, 264) 12.18(10, 263):N = 274。*p < 0.05,**p < 0.01,***p < 0.001。
圖 4-3 領導支配欲對員工創(chuàng)造力與領導威脅感知之間關系的調節(jié)作用3)嫉妒與威脅感知的中介作用檢驗針對多重中介模型的比較,不僅要比較效應的大小,還要對其差異進行顯著檢驗。在多個中介的檢驗中,以往主要采取的是結構方程模型(Cheung, 2007MacKinnon, 2000)。隨后,學者提出使用 Bootstrapping 方法進行多個并列中介變的檢驗,一方面該方法可以檢驗所有的中介變量共同發(fā)揮作用的大小,另一方面以觀察在控制其它中介機制之后,單個特定中介的作用大小,還可以比較不同中機制的作用效果大小及其差異是否顯著(Preacher & Hayes, 2008)。因此,本章根據(jù) Zhao 等提出的中介分析程序,采用 Preacher 和 Hayes(2008推薦的 Bootstraaping 方法來檢驗兩個連續(xù)的中介變量的模型,具體采取 PROCE操作工具,選擇模型 6,對嫉妒與威脅感知兩個中介變量的中介效應進行比較。在制領導和員工的基本人口統(tǒng)計學特征(性別,年齡,受教育程度)之后,嫉妒與
本文編號:2775941
【學位授予單位】:華中科技大學
【學位級別】:博士
【學位授予年份】:2018
【分類號】:F272.92
【圖文】:
自變量:創(chuàng)造力 -.03 .07 -.16, .10 -.13 .07 -.27, .01威脅感知 .24** .08 .09, .39調節(jié)變量: .政治技能 .05 .07 -.09, .19交互項:創(chuàng)造力×政治技能 -.15** .05 -.25, -.06控制變量:性別 -.03 .15 -.33, .28 -.28 .17 -.60, .05年齡 .00 .02 -.03, .03 .01 .02 -.03, .04教育 -.09 .11 -.30, .13 .19 .11 -.03, .41工作年限 -.01 .02 -.06, .04 -.03 .03 -.08, .02常量 2.36*** .61 1.16, 3.56 1.75* .69 .38, 3.12R2.06 .09F 1.66 3.25注:*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001
員工性別 .25(.18) -.10, .61 -.05(.08) -.21, .11 -.21(.17) -.54, .1員工年齡 -.01(.01) -.03, .01 -.01(.00) -.01, .00 -.01(.01) -.03, .0工受教育程度 .04(.14) -.24, .31 -.01(.06) -.13, .11 .37**(.13) .11, .6領導性別 -.06(.17) -.40, .28 -.02(.08) -.17, .13 .13(.16) -.18, .4領導年齡 .01(.01) -.00, .03 .00(.00) -.01, .01 .01(.01) -.01, .0導受教育程度 .77***(.13) .51, 1.02 .16*(.06) .04, .28 -.28*(.13) -.54, -.自變量創(chuàng)造力 .52***(.10) .32, .72 .03(.05) -.06, .12 .03(.10) -.17, .2造力×支配欲 .35***(.10) .15, .55 .10*(.05) .01, .19 .02(.10) -.17, .2威脅感知 .87***(.03) .82, .92 .20(.13) -.04, .4嫉妒 .31*(.13) .05, .5R2.27 .86 .32F 12.25(8, 265) 174.89(9, 264) 12.18(10, 263):N = 274。*p < 0.05,**p < 0.01,***p < 0.001。
圖 4-3 領導支配欲對員工創(chuàng)造力與領導威脅感知之間關系的調節(jié)作用3)嫉妒與威脅感知的中介作用檢驗針對多重中介模型的比較,不僅要比較效應的大小,還要對其差異進行顯著檢驗。在多個中介的檢驗中,以往主要采取的是結構方程模型(Cheung, 2007MacKinnon, 2000)。隨后,學者提出使用 Bootstrapping 方法進行多個并列中介變的檢驗,一方面該方法可以檢驗所有的中介變量共同發(fā)揮作用的大小,另一方面以觀察在控制其它中介機制之后,單個特定中介的作用大小,還可以比較不同中機制的作用效果大小及其差異是否顯著(Preacher & Hayes, 2008)。因此,本章根據(jù) Zhao 等提出的中介分析程序,采用 Preacher 和 Hayes(2008推薦的 Bootstraaping 方法來檢驗兩個連續(xù)的中介變量的模型,具體采取 PROCE操作工具,選擇模型 6,對嫉妒與威脅感知兩個中介變量的中介效應進行比較。在制領導和員工的基本人口統(tǒng)計學特征(性別,年齡,受教育程度)之后,嫉妒與
【參考文獻】
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1 劉軍;王未;吳隆增;許浚;李錦X;;拒絕職場邊緣化:模型與檢驗[J];南開管理評論;2012年01期
2 吳艷;溫忠麟;;結構方程建模中的題目打包策略[J];心理科學進展;2011年12期
3 李銳;;職場排斥對員工職外績效的影響:組織認同和工作投入的中介效應[J];管理科學;2010年03期
4 吳隆增;劉軍;許浚;;職場排斥與員工組織公民行為:組織認同與集體主義傾向的作用[J];南開管理評論;2010年03期
本文編號:2775941
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