技术经济

模型	χ²	df	Δχ²	χ²/df	RMSEA	CFI	TFI	SRMR
假设模型:GJ, CJEL,YJEL, PA, INV	671.49	261	—	2.57	0.06	0.96	0.95	0.04
四因素模型:GJ, CJEL+YJEL, PA, INV	752.84	265	81.35^**	2.84	0.07	0.95	0.94	0.04
三因素模型:GJ+CJEL+YJEL, PA, INV	1305.33	268	633.84^**	4.87	0.09	0.90	0.88	0.07
二因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA, INV	3235.77	270	2564.28^**	11.98	0.16	0.71	0.67	0.15
单因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA+INV	4113.31	271	3441.82^**	15.18	0.18	0.62	0.58	0.16

模型	χ²	df	Δχ²	χ²/df	RMSEA	CFI	TFI	SRMR
假设模型:GJ, CJEL,YJEL, PA, INV	671.49	261	—	2.57	0.06	0.96	0.95	0.04
四因素模型:GJ, CJEL+YJEL, PA, INV	752.84	265	81.35^**	2.84	0.07	0.95	0.94	0.04
三因素模型:GJ+CJEL+YJEL, PA, INV	1305.33	268	633.84^**	4.87	0.09	0.90	0.88	0.07
二因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA, INV	3235.77	270	2564.28^**	11.98	0.16	0.71	0.67	0.15
单因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA+INV	4113.31	271	3441.82^**	15.18	0.18	0.62	0.58	0.16

变量名	平均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8
1. 员工性别	1.50	0.50
2. 员工年龄	31.70	6.77	-0.08
3. 领导性别	1.72	0.45	0.07	0.18^**
4. 领导年龄	36.54	6.95	0.10^*	0.50^**	0.18^**
5. 工匠精神	4.08	0.45	-0.01	0.03	0.04	-0.06
6. 心理可得性	4.03	0.64	0.02	0.03	0.01	0.03	0.31^**
7. 促进型伦理领导	4.01	0.65	-0.05	-0.06	-0.03	-0.10^*	0.60^**	0.44^**
8. 抑制型伦理领导	4.03	0.66	-0.06	-0.07	0.02	-0.08	0.57^**	0.25^**	0.80^**
9. 创新行为	5.58	1.01	0.06	0.07	0.05	-0.05	0.41^**	0.56^**	0.32^**	0.29^**

变量名	平均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8
1. 员工性别	1.50	0.50
2. 员工年龄	31.70	6.77	-0.08
3. 领导性别	1.72	0.45	0.07	0.18^**
4. 领导年龄	36.54	6.95	0.10^*	0.50^**	0.18^**
5. 工匠精神	4.08	0.45	-0.01	0.03	0.04	-0.06
6. 心理可得性	4.03	0.64	0.02	0.03	0.01	0.03	0.31^**
7. 促进型伦理领导	4.01	0.65	-0.05	-0.06	-0.03	-0.10^*	0.60^**	0.44^**
8. 抑制型伦理领导	4.03	0.66	-0.06	-0.07	0.02	-0.08	0.57^**	0.25^**	0.80^**
9. 创新行为	5.58	1.01	0.06	0.07	0.05	-0.05	0.41^**	0.56^**	0.32^**	0.29^**

变量类型	心理可得性	创新行为
控制变量	员工性别	0.01	0.01	0.03	0.02	0.01	-0.01	0.08	0.08	0.07
员工年龄	0.02	-0.01	0.02	0.03	-0.04	-0.08	0.14^*	0.11^*	0.11^*
领导性别	0.01	-0.01	0.01	0.01	0.01	0.01	0.04	0.02	0.03
领导年龄	0.02	0.05	0.06	0.06	0.09	0.09	-0.13	-0.09	-0.12^**
自变量	工匠精神		0.32^**	0.07	0.08	0.27^**	0.27^**		0.41^**	0.25^**
心理可得性									0.48^**
调节变量	促进型伦理领导			0.41^**	0.43^**
抑制型伦理领导					0.09	0.10
交互项	工匠精神×促进型伦理领导				0.16^**
工匠精神×抑制型伦理领导						0.08
R²	0.01	0.10	0.20	0.23	0.12	0.13	0.02	0.18	0.39
ΔR²		0.09^**	0.10^**	0.03^**	0.01	0.01		0.16^**	0.21^**

变量类型	心理可得性	创新行为
控制变量	员工性别	0.01	0.01	0.03	0.02	0.01	-0.01	0.08	0.08	0.07
员工年龄	0.02	-0.01	0.02	0.03	-0.04	-0.08	0.14^*	0.11^*	0.11^*
领导性别	0.01	-0.01	0.01	0.01	0.01	0.01	0.04	0.02	0.03
领导年龄	0.02	0.05	0.06	0.06	0.09	0.09	-0.13	-0.09	-0.12^**
自变量	工匠精神		0.32^**	0.07	0.08	0.27^**	0.27^**		0.41^**	0.25^**
心理可得性									0.48^**
调节变量	促进型伦理领导			0.41^**	0.43^**
抑制型伦理领导					0.09	0.10
交互项	工匠精神×促进型伦理领导				0.16^**
工匠精神×抑制型伦理领导						0.08
R²	0.01	0.10	0.20	0.23	0.12	0.13	0.02	0.18	0.39
ΔR²		0.09^**	0.10^**	0.03^**	0.01	0.01		0.16^**	0.21^**

检验条件	工匠精神(X)→心理可得性(M)→创新行为(Y)
高促进型伦理领导(+1SD)	0.186	0.085	0.043	0.373
低促进型伦理领导(-1SD)	-0.006	0.095	-0.185	0.189
有调节的中介指数	0.147	0.067	0.024	0.294

检验条件	工匠精神(X)→心理可得性(M)→创新行为(Y)
高促进型伦理领导(+1SD)	0.186	0.085	0.043	0.373
低促进型伦理领导(-1SD)	-0.006	0.095	-0.185	0.189
有调节的中介指数	0.147	0.067	0.024	0.294

工匠精神对员工创新行为的影响——心理可得性与不同类型伦理型领导的作用

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张柏楠 ¹^,² , 徐世勇 ² , 杨春梦 ²

技术经济 | 技术经济管理 2025,44(6): 96-108

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技术经济 | 技术经济管理 2025, 44(6): 96-108

工匠精神对员工创新行为的影响——心理可得性与不同类型伦理型领导的作用

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张柏楠¹^,², 徐世勇², 杨春梦²

作者信息

¹ 中共青岛市委党校管理学教研部, 青岛 266071

² 中国人民大学劳动人事学院, 北京 100872

张柏楠(1983—),博士,中共青岛市委党校管理学教研部讲师,研究方向:人力资源管理与组织行为学;

杨春梦(1993—),中国人民大学劳动人事学院博士研究生,研究方向:人力资源管理与组织行为学。

通讯作者:

徐世勇(1971—),博士,中国人民大学劳动人事学院教授,博士研究生导师,研究方向:人力资源管理与组织行为学、人才素质测评。

The Mechanism of Craftsmanship on Employees’ Innovation Behavior: The Impact of Psychological Availability and Different Types of Ethical Leadership

Bainan Zhang¹^,², Shiyong Xu², Chunmeng Yang²

Affiliations

¹ Management Teaching and Research Department, Qingdao Party School of Communist Party of China, Qingdao 266071, China

² School of Labor and Human Resource, Renmin University of China, Beijing 100872, China

出版时间: 2025-06-25 doi: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24052401

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摘要

收起

以创新驱动发展,需要大力培育与发扬工匠精神。各行各业大力弘扬工匠精神,有利于建设创新型国家,也是建设质量强国和文化强国的需要。然而,当前关于工匠精神如何影响员工创新行为的路径机制与边界条件仍不明确。为探究这一研究主题,基于主动动机过程及前因模型,本文以454名来自不同企业的员工及70名其直属领导的匹配样本,采用三时间点问卷调查的方式,探讨工匠精神通过影响心理可得性进而促进员工创新行为的过程机制及其边界条件。研究发现:①工匠精神正向影响员工创新行为;②心理可得性在工匠精神与员工创新行为之间发挥中介作用;③促进型伦理领导正向调节了工匠精神通过心理可得性影响创新行为的过程,促进型伦理领导水平较高时,这一影响过程更加明显;④抑制型伦理领导无法显著影响工匠精神与心理可得性之间的关系。结论揭示了企业大力弘扬工匠精神对提高企业员工创新能力的重要作用,同时表明恰当的领导风格能够进一步强化工匠精神对员工工作绩效的积极影响。

关键词

工匠精神 / 促进型伦理领导 / 抑制型伦理领导 / 心理可得性 / 创新行为

Abstract

收起

Innovation-driven development needs to vigorously cultivate and carry forward the craftsmanship. Vigorously promoting the craftsmanship in all walks of life is conducive to building an innovative country, and it is also necessary to build a country with manufacturer of quality products and a country with a strong socialist culture. However, the path mechanism and boundary conditions of how craftsmanship affects employee’ innovation behavior are still unclear. Therefore, data from 454 paired survey questionnaires between employees and their supervisors collected at three time points was used to analyze this research question. Based on model of proactive motivation process and antecedents, the process and boundary conditions of craftsmanship in promoting employee innovation behavior through affecting psychological availability were discussed and analyzed. It reveals that craftsmanship positively affects employees’ innovation behavior. Psychological availability plays a mediating role between craftsmanship and employee innovation behavior. Promotive ethical leadership positively moderates the relationship between craftsmanship and psychological availability, when the level of promotive ethical leadership is higher, this moderating effect is more obvious, at the same time, promotive ethical leadership positively moderates the mediating effect of psychological availability between craftsmanship and employee innovation behavior. Prohibitive ethical leadership cannot play a significant boundary role in the relationship between craftsmanship and psychological availability. The conclusion reveals the important role of promoting craftsmanship in improving employees’ innovation ability, and shows that appropriate leadership style can further strengthen the positive impact of craftsmanship on employees’ work performance.

Key words

craftsmanship / promotive ethical leadership / prohibitive ethical leadership / psychological availability / innovative behavior

引用本文

张柏楠, 徐世勇, 杨春梦. 工匠精神对员工创新行为的影响——心理可得性与不同类型伦理型领导的作用. 技术经济, 2025 , 44 (6) : 96 -108 . DOI: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24052401

Bainan Zhang, Shiyong Xu, Chunmeng Yang. The Mechanism of Craftsmanship on Employees’ Innovation Behavior: The Impact of Psychological Availability and Different Types of Ethical Leadership[J]. Journal of Technology Economics, 2025 , 44 (6) : 96 -108 . DOI: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24052401

正文

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一、引言

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不论是传统制造业还是新兴产业,工业经济还是数字经济,工匠始终是产业发展的重要力量,始终是创新创业的重要精神源泉。2020年11月全国劳动模范和先进工作者表彰大会上强调,工匠精神是以爱国主义为核心的民族精神和以改革创新为核心的时代精神的生动体现,是鼓舞全党全国各族人民风雨无阻、勇敢前进的强大精神动力。以创新驱动发展,需要大力培育工匠精神,使工匠精神在各行各业的劳动者身上体现,扎根于国家经济运行的全过程,并渗透到不同产业、行业与企业的运行与发展过程,进而促进中国经济健康、可持续的发展^[1]。

当前已有研究发现,企业与组织层面的工匠精神对企业的创新绩效水平^[2]及组织韧性^[3]均具有显著的促进作用。在员工个体工作绩效方面,已有研究认为工匠精神能够激发员工主动变革与迎接挑战的意识,并在正式工作职责之外为组织发展做出额外的贡献,因而对员工的主动性行为产生积极影响^[4]。虽然有关研究认为工匠精神作为员工持有的一种关于工作的价值观,能够有效促进员工创新行为的产生。然而,工匠精神影响员工创新行为的路径机制及边界条件仍然不明确,缺乏相应的实证研究加以分析与探究^[5]。从测量方法来看,当前缺乏严谨的针对工匠精神结构维度的探索性分析的研究,能够面向广大企业员工运用的系统化测量工具的开发与运用相对较少。有研究在测量工匠精神的过程中,先通过相关文献归纳总结工匠精神的结构维度,然后借用与这些维度相近的现有变量的测量工具间接测量工匠精神^[6]。国内相关研究虽然基于相对严谨的测评方法开发了从员工感知的角度测量工匠精神的工具^[7],但是这些测量工具仅针对特定行业中一般操作岗位员工,且没有从概念内涵上与劳动者的具体行为表现区分开,这些量表是否适用于科技创新型企业的研发设计类员工及其他科技工作者值得商榷。所以,需要采用科学严谨且使用面更加广泛的测量工具,在多个不同性质的企业中对工匠精神进行测量并开展其后续效应的研究。

为了提升工匠精神测量工具的有效性及能够跨行业运用的适用性,同时响应党的二十大报告中所指出的高质量发展是全面建设社会主义国家的首要任务这一重要精神,在高质量发展背景下,本文剖析国内相关研究,深入分析了工匠精神的内涵特征,并开发了适用于不同行业劳动者与科技工作者以及企事业单位不同工作场景的工匠精神测量工具^[8]。基于该测量工具,研究探讨工匠精神影响各类科技型企业研发技术人员创新行为的路径机制与边界条件,对指导企业如何将工匠精神的宣传教育融入到企业发展过程中,具有较强的参考价值。本文还能进一步丰富工匠精神在企业管理及人力资源管理领域的研究,并为组织提升员工工匠精神水平及创新能力提供对策建议。

二、文献综述

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本文基于企业研发技术人员与上级领导交互的情景,探讨工匠精神对员工创新行为的影响过程,以及员工上级所表现出的不同类型的伦理型领导风格对工匠精神影响员工创新行为路径机制的调节作用。这一研究设计主要基于以下原因:现有研究已经就适用于国内各行各业劳动者个体层面工匠精神的构念与测量工具进行了研究与设计,同时也认为工匠精神对员工角色外积极工作行为如创新行为可以产生积极影响,然而这一影响过程的理论机制尚不明确,有待进一步的探索与发现^[5,8]。在当前党和国家多次强调在全社会大力弘扬与培育各行各业从业人员劳动精神与工匠精神的大背景下,研究探讨工匠精神作为一种工作价值观对员工创新行为的影响与过程机制,正是深入认识这一精神的理论与实践内涵的现实需要^[7]。

关于主动性行为的主动动机过程及前因模型框架可以解释员工工作价值观对其正式角色外工作绩效的影响^[9],而创新行为作为一种典型的主动性行为可以纳入该理论框架进行分析^[10]。该模型认为,员工个体所持有的有关自身日常生活与工作的价值观,可以被视为员工的一种个体差异性因素,能够通过激发员工的工作动机状态来进一步影响员工的角色外绩效,而“有能力做”(can do)是最主要的一种动机状态。心理可得性反映了个体从事某项工作的信心与自我感知的准备程度^[11],本文认为心理可得性能够发挥“有能力做”这一动机状态的功能并可能在工匠精神与创新行为之间发挥中介效应。具备工匠精神这一工作价值观的员工会能体会到工作的重要意义,感受到成长与进步及内心充实与自信,对完成工作目标具有较强的胜任力与积极情感^[5]。而心理可得性则反映出员工从事某项工作的信心与自我感知的胜任能力,并能够正向影响员工的创新行为^[12]。因此,工匠精神在理论上存在通过提升员工心理可得性影响创新行为的可能。

现有研究还表明,员工感知的领导风格能够与工匠精神交互影响员工实现高水平工作绩效的能力^[4]。伦理型领导是激发员工创新能力与水平的一种有效的领导风格,这种领导风格能够增进员工对领导的信任与心理安全,增强员工敢于实践与探索的热情^[13]。伦理型领导包含“道德的人”和“道德的管理者”两种理论特征^[14],“道德的人”强调伦理型领导能够表现出对他人的关心,以及平易近人、愿意倾听下属心声的品格;“道德的管理者”强调领导者在工作中将遵守道德规范、职业伦理及正确的价值观传达给下属,并通过使用包括正向奖励与负向惩罚等多种奖惩方法来规范、管控下属的行为,确保员工的言行符合组织运营的规范准则与伦理标准。基于这两种特征,相关研究表明,伦理型领导能够增强员工对自身工作能力与自我效能感的评价^[15],通过鼓励员工广泛参与工作决策过程提高员工的工作自主性及对工作过程的掌控能力^[16],是一种能够有效促进员工创新绩效的领导风格^[17]。作为一种通过榜样示范、伦理准则与价值管理对员工行为产生影响的领导方式,伦理型领导能够基于广泛的道德意识来维护组织和群体的最大利益,关心爱护下属,作为角色榜样, 维护决策过程的公平与公开,并能够以恰当的奖惩机制引导下属的工作行为^[18]。当前,大部分关于伦理型领导的研究都将“道德的人”以及“道德的管理者”两个伦理型领导的理论特征归为同一性质,这些研究假定无论伦理型领导表现出对员工的关爱与鼓励,还是对员工违规行为的管控与惩罚,其发挥的效能是一致其没有差别的。虽然个别研究^[13]发现,当领导过多地向下属运用监控、惩罚等伦理型领导风格时,会使员工感到紧张和焦虑。然而该研究并没有区分伦理型领导风格可能包含的不同表现形式,只是认为其在特定场景下会存在过犹不及效应。

为了更加准确地探究伦理型领导风格内在的复杂性,根据 “道德的管理者”的核心内涵,伦理型领导的前沿研究^[19]提出,从员工实际的情绪反应及与领导交换质量水平来看,侧重于在工作中鼓励与支持员工做出对组织与他人有益事情的伦理型领导风格,与更加侧重于对员工可能做出的违反伦理准则的有害行为进行管控、训诫以及批评的伦理型领导风格相比,更容易获得员工的信任及与员工的高质量交换关系^[19]。因此,本文将伦理型领导区分为抑制型伦理领导和促进型伦理领导。促进型伦理领导注重通过支持、宣扬和鼓励“符合企业管理规范的行为”来培养下属的道德与工作伦理^[14],如表扬在工作中做出积极贡献与正确工作结果的下属,展现出对他们的支持。这种领导风格更加关注价值规范的弘扬并注意激励员工在工作中多做好事。而抑制型伦理领导风格在日常工作中更加偏重于预防各种对组织及他人的不道德行为,如警告员工从事违反工作规范与伦理原则的后果,密切监控员工的工作行为与思想,以及对做出各种对组织及他人有害行为的员工进行惩罚等。虽然以预防为重点的伦理型领导不应被视为对下属有意造成伤害,但下属会对这些预防性行为做出负面判断^[20]。这可能让下属产生厌恶及对不确定性的焦虑等负面情感体验^[19],这种伦理型领导风格有可能无法有效进一步提升具备工匠精神的员工在工作中的积极情感。与之相反,当伦理型领导风格更加侧重于鼓励员工在工作中提出合理化建议并提出关于如何改善工作方法的意见建议时,员工更容易产生积极的情感体验^[21]。这表明工匠精神更有可能在侧重于鼓励积极工作行为的伦理型领导风格影响促进员工产生更高水平的积极工作体验。

鉴于两种伦理领导风格的差异性影响,本文将分别探讨工匠精神在不同伦理风格边界作用下是否对后续的心理可得性产生不同影响,力图探究具体哪种类型的伦理型领导风格能够与员工所具备的工匠精神更加匹配,从而进一步激发员工创新的活力与动力,这也是本文的一个创新性研究设计。这不仅能够从领导力方面丰富与拓展关于工匠精神发挥作用的边界条件的种类,同时也是促进型与抑制型伦理领导这一伦理型领导前沿研究话题在中国场景下为数不多的一次应用。当前,这两类伦理型领导风格还没有作为边界条件纳入组织行为学领域的研究,本文创造性地将其作为工匠精神发挥作用可能面临的边界条件加以检验,能够加深对这两类伦理型领导作用机制的认识。

三、理论分析与研究假设

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(一)工匠精神与创新行为

目前,关于工匠精神的内涵定义仍然没有统一的界定,现有研究对其内涵定义的界定包括职业精神、工作伦理与态度、组织文化及工作价值观等不同视角^[7]。为进一步发展部分学者应从价值观视角下分析研究工匠精神的研究建议^[1,3],本文将工匠精神定义为一种工作价值观并开展研究。工匠精神可以被理解为员工在本职工作中所持有的专门针对工作的价值观,它反映了员工对工作过程理想状态的信念与判断,并反映出为实现业绩目标而努力奋斗的工作动机,以及指导员工做出行为选择与价值判断的内在准则。它能够超越行业和工作内容所限定的具体情境,且适用于各行各业的劳动者,可以有效影响员工的工作态度与工作行为表现^[5]。基于此理论内涵,国内相关研究开发了高质量发展背景下适用于中国各行各业劳动者的工匠精神测量工具,包含个人成长、责任担当、精益求精、珍视声誉和笃定执着5个侧重不同方面的具体精神内容^[8]。员工创新行为是一个过程,包含创新型思路与构想的产生,寻求对创新构想的支持并推动其完善,以及最终形成创新性产品或服务进而实现创新构想的最终转化等多个步骤^[22]。由于创新行为在大部分情况下是员工自主决定的角色外工作行为^[23],工匠精神作为能够体现员工个人工作精神与价值追求的工作价值观,能够促进与提升员工在工作中孜孜不倦、敢于创新的能力与水平,具体分析论述如下:

第一,当员工在工作中将不断成长与进步作为一种内在的价值倾向时,他们不怕挫折与困难,反而更加善于从失败中汲取经验,在日常工作中能够抓住各种机会拓展自身的知识储备与技能水平,因此对创新行为有积极的影响^[9]。工匠精神中所展现的笃定执着与精益求精能够使员工在工作中具备坚持不懈、持之以恒、面对困难挑战努力克服的积极工作态度^[24],而内心坚韧并拥有持续的力量去克服困难迎接挑战是员工展现创造能力的重要因素^[25]。

第二,根据个体创新能力影响因素的特征来看,针对工作目标的长期努力与锲而不舍及持续地集中精力与能量专注于具体的工作任务是员工创新能力提升的必然要求^[26],这些特征与笃定执着品质要求的坚守正确的工作理念并长期专注于工作任务的要求是一致的。

第三,敢于放弃错误与不实用的方法并能够巧妙规避工作中难以解决的困难与缺陷,从而加快工作流程以实现工作目标的完成也是能够提升创新水平的能力与特征,员工还需要在工作中保持锚定工作职责的自律与独立精神,将工作视为一种本分与责任,避免针对工作成绩的沾沾自喜与满足^[27]。这些特征要求既与工匠精神中精益求精品质所提出的善于思考解决问题的方法并及时规避缺陷错误的要求相一致,也与工匠精神中责任担当品质所提出的将工作视为本分与责任并严谨对待工作任务的要求相吻合。

第四,从珍惜名誉的角度来看,相关研究表明,拥有创造性突出业绩表现的员工会更加在乎与珍惜自身的声誉,并会在工作中主动维护自身的良好声誉^[28]。一旦员工对自身的声誉产生积极认识,他们会更加重视创新性工作对提升自我形象与价值理念的积极影响,因而对在工作中加强创新更加积极。由于工匠精神中的珍惜声誉品质强调员工重视与珍惜高质量完成工作对自身形象与声誉的积极影响并将此内化为自身声誉与价值的具体体现^[8],因此珍惜声誉会对创新行为产生积极影响。基于上述分析,工匠精神的各个方面均能体现出创新行为产生所具备的员工个人品质特征与理念,对工作中的创新行为具有积极影响,因此提出以下假设:

工匠精神正向影响员工创新行为(H1)。

(二)心理可得性的中介作用

主动动机过程及前因模型描述了以变革为导向的主动性行为的影响因素,以及这些影响因素激发主动性行为的路径机制^[9]。该模型将影响因素分为两类,第一类是个体差异因素,包含人格特征、价值观念及思维方式等个体因素;第二类是情景因素,包含领导风格、人际关系及工作设计等因素。这两类因素能够分别或者交互影响个体的主动动机过程,进而影响个体的主动性行为。主动动机过程是该模型的核心路径机制,包含三个方面:“有能力做”(can do)的动机是对自我能力的评价,如自我效能感,控制感;“有理由做”(reason to)的动机是关于个人为什么选择主动性工作目标的理由和原因,如内部动机、外部动机等;“有激情做”(energized to)的动机是个体在面对工作任务时能够激发热情与积极情绪。该模型认为,依据主动性行为的具体特征类型,这三种动机状态既可以分别对主动性行为产生影响,也可以共同产生影响。近期有研究发现,员工自我实施的主动性工作活力管理能够同时提升这三个方面的动机状态,进而促进工作中的创造力^[29]。还有研究指出,该模型包含的三种动机状态都能够对员工在工作中表现的主动职业行为产生积极影响^[30]。

心理可得性是员工对自身工作状态的一种主观判断,它可以被定义为员工在工作过程中对自身身体、情绪及心理资源的主观感受。从本质上讲,它评价的是员工在从事与工作相关行为过程中,对其自身完成工作的信心与准备程度^[11]。拥有较高心理可得性的员工在工作中更加勤奋与投入,他们更有动力为了组织的发展与整体利益努力完成工作目标^[31],并使员工拥有更多的情绪与认知资源来有效避免工作中的干扰与其他事物造成的情绪损耗^[32]。心理可得性的这些特征,符合主动动机过程及前因模型中“有能力做”这一首要动机状态的基本特征,也就是对完成积极与能动工作任务的信心,较高的掌控与准备程度,以及在有效应对和处理各种对工作产生干扰、风险与损耗的同时,仍然能够胜任工作的能力。在该理论框架下,心理可能性作为一种动机状态,能够受到包括员工价值观在内的个体特征因素的影响,并对后续包括创新行为在内的积极工作行为产生促进作用^[9]。工匠精神是员工持有的一种与工作相关的价值观^[5],是个体特征因素的重要组成部分。因此,工匠精神在理论上能够通过促进心理可得性进而促进员工创新行为的产生,具体原因如下:

首先,工匠精神所强调的责任担当与精益求精反映出员工在工作中需要具备严守工作要求、工作标准及完成工作任务的责任心与可靠性,同时也需要员工在完成工作的过程中细心考虑工作细节,精心谋划安排工作的流程进度以实现高标准要求^[8]。具备这些品质特征的员工更有可能体会到胜任工作任务的积极情绪能量与自信^[33],这对员工在开展工作时所需要的“有能力做”这一动机状态有促进作用^[34],因而可以提升员工的心理可得性。

其次,相关研究指出,当员工拥有一种稳定的、以实现工作目标为中心的长期主义倾向时,他们不再惧怕短期内可能遭遇的失败与挫折,坚定追求长期目标并为之奋斗,而不顾及短期利益的得失^[10]。由于工匠精神所要求的笃定执着强调员工在工作中不急于追求短期成效,以及甘愿坐冷板凳^[4],且能够坚定追求工作的长远目标并坚守内心的标准与工作追求^[8]。这些优良品质正是可以提升员工工作自信心与准备程度的一种基于长期目标导向的员工个体差异因素^[10]。

再次,工匠精神所强调的珍惜荣誉,要求员工在工作中重视工作质量与业绩的完成,并主动维护与提升基于优良业绩的自我声誉与积极公众形象^[8]。而员工在工作中倾向于通过主动自我监控与调整,在努力取得良好工作业绩的过程中保持良好的自我形象与声誉,他们更有可能体会到自身所拥有的竞争优势与工作成就感,以及掌控工作发展进程与个人进步的积极感受^[35]。因此珍惜荣誉这一品质对员工的心理获得感有促进作用。

最后,工匠精神所要求的个人成长强调员工在工作中不断提升工作能力、完善工作本领与业务成长^[8]。当员工善于在工作中不断提升自我技能水平并总结工作中的经验教训时,他们更有能力在应对各种困难与挑战的过程中不断提升与完善自我^[9],在工作中具有这些倾向与品质的员工会更加积极主动地完成工作目标,他们拥有更高水平的工作韧劲及主动迎接挑战的心理与情绪资源^[10]。因此,工匠精神所强调的个人成长能够促进员工的心理可得性。总之,基于上述有关分析论证,本文认为工匠精神对员工的心理可得性有显著的促进作用。

心理可得性使员工拥有身体、情绪及认知上的资源,提升了工作的能量水平。他们在面对创新型工作要求时具有更加良好的身体条件和思考与分析问题的敏锐性与独特性,更加善于在工作中与他人沟通交流,敢于表达创新性观点并付诸实践,这些优秀表现都有利于提升员工实施创新行为^[12]。心理可得性会带给员工面临创新性任务挑战的自信与心理能量,使员工体会到胜任工作任务的信心并能够踏实投入到实现创新性工作目标的过程中^[32]。从资源保存的角度来看,较高水平的心理可得性会使员工产生保护与提升自身所拥有的,如自我效能感、自信与乐观等有价值资源的动机。他们把在工作中有效实施创新行为视为一种保护其所拥有的这些有价值资源的高收益投资活动,因而会在实际工作中表现出更多的创新行为^[36]。结合工匠精神与心理可得性之间的正向关系假设,本文认为工匠精神能够通过促进员工的心理可得性来进一步驱动其自身在工作中展现出更高水平的创新行为,故提出以下假设:

心理可得性在工匠精神影响员工创新行为的过程中发挥中介作用(H2)。

(三)促进型与抑制型伦理领导的调节作用

根据主动动机过程及前因模型,领导风格在员工工作价值观影响其动机状态的过程中能够发挥重要的边界作用^[9]。基于促进型与抑制型伦理领导所表现的不同理论特征及对员工工作心理状态可能产生的不同影响^[19],当员工的上级领导表现出较高水平的促进型伦理领导风格时,工匠精神可能对心理可得性的促进效果更加明显,可从三个方面对其进行论证。

第一,促进型伦理型领导强化了工匠精神的价值意义。促进型伦理型领导会鼓励与支持员工表现出的各种对组织有益且符合组织伦理规范的积极行为,工匠精神中所提倡的精益求精、责任担当与笃定执着都是聚焦于高质量完成工作目标并对组织发展有益的优良品质。在促进型伦理领导的积极鼓舞与支持下,员工也会更加体会到在工作中坚守岗位职责、持之以恒追求长远目标及高标准高质量完成工作任务对组织有重大的意义价值,同时会得到领导的认可与鼓励^[13],因而会更加体会到工作带给自身的积极意义及在此过程中的心理能量。

第二,促进型领导为工匠精神提升心理可得性提供了额外资源。促进型领导能够给予员工关怀、尊重、及对员工心声的倾听,愿意与员工在工作中展开双向沟通^[14],并能够对符合组织伦理规范且对组织有贡献的突出业绩给予支持与鼓励,这些都是有助于工匠精神更好发挥作用的宝贵资源。一方面,拥有珍惜荣誉这一品质的员工会更有动力在工作中取得优秀业绩表现,因为他们意识到上级领导会大力支持与鼓励在工作中做出积极表现的员工,因此他们更有信心去维护与提升通过努力工作而获得的良好声誉,这能进一步提升其工作胜任感。另一方面,促进型伦理领导会给予员工更高的工作自主性,员工更容易获得领导给予的各种资源来提升技能水平,同时会获得更多的机会与领导及他人交流学习^[17],这能够进一步提升员工对完成工作的信心及对工作流程的掌控感。

第三,促进型伦理领导为工匠精神提升心理可得性营造良好工作氛围。一方面,促进型伦理领导在工作中倾向于将符合组织伦理规范的价值理念与目标追求向员工传达,并鼓励员工做出对组织有贡献的工作业绩,这更容易营造一种鼓励下属相互交流表达与工作相关观点、意见与建议的良好氛围^[18]。员工在这种氛围中更容易发挥工匠精神强调的个人成长与精益求精的品质,通过学习交流不断提升工作技能,改进工作方法与避免工作中可能的缺陷与错误。另一方面,促进型伦理领导更容易在工作中营造鼓励员工为实现组织价值追求与整体目标努力奋斗的良好工作氛围,这可以进一步激发工匠精神所强调的责任担当品质,拥有该品质的员工会更有可能将努力工作实现组织整体目标视为自身的责任担当与本分^[37],这也有利于提升员工在工作中的积极心理与情绪能量。因此,促进型伦理领导能够为工匠精神激发员工的工作热情与积极工作心理状态创造良好的人际关系氛围。综上所述,工匠精神在这种领导风格的边界作用下能够更加有效地促进心理可得性的产生,故提出以下假设:

促进型伦理领导正向调节工匠精神与心理可得性之间的关系,当员工的上级领导具有较高水平促进型伦理领导风格时,工匠精神与心理可得性之间的正向关联更强(H3)。

与之相反,抑制型伦理领导可能无法在工匠精神与心理可得性之间发挥有效的边界作用。

第一,从抑制型领导发挥作用的效果来看,工匠精神是员工在工作中展现的一种优良品质^[5],并符合大部分企业所要求的职业道德规范要求^[1]。其所激发的员工在工作中的工作态度与行为表现,如责任担当、精益求精及笃定执着等品质,在一般意义上是值得企业管理者称赞与支持的。而抑制型伦理领导是基于底线思维的一种领导风格,虽然这种风格体现出了领导维护组织伦理规范与价值要求的意图,但它更加侧重于对员工行为的管控与监督,并对可能出现的违反组织规范的有害行为进行处理,无法对员工的积极行为表现给予额外的鼓励与支持,并且容易引起员工的紧张与反感^[13]。因此,工匠精神所强调的各种品质很难在这种领导风格下得到明显的提升与增强,而员工在工作中的心理状态也因缺乏适宜的工作氛围与外部资源无法得到进一步的优化。

第二,从员工对抑制型领导的反应与心理感受来看,抑制型伦理领导更多地展现出对员工行为举止的监督及有害行为的预防。虽然这能够体现出领导对工作标准与企业伦理规范的坚守,但是它也会使员工对自身与领导之间的关系产生一种不确定性与不安全感。员工会认为过多的抑制型伦理领导风格是对自身工作能力与态度的怀疑与不信任^[19]。因此,具有工匠精神的员工在这种伦理型领导风格的影响下,很难与领导实现高质量的交流,他们会认为从领导那里获得与工作相关的资源、信息与支持会相对困难。这种不信任感与被怀疑感也会使员工认为很难从领导那里获得足够的积极情绪资源。综上所述,工匠精神在促进型伦理领导营造的这种缺乏信任并充满紧张的氛围中无法获得外界的“放大器”影响,其对心理可得性的影响也无法获得进一步提升。因此提出以下假设:

抑制型伦理领导无法正向调节工匠精神与心理可得性之间的关系,当员工的上级领导具有较高水平抑制型伦理领导风格时,工匠精神对心理可得性的影响无法显著提升(H4)。

假设H2与假设H3为提出被调节的中介关系假设提供了理论假设基础。具体来说,促进型伦理领导调节了工匠精神通过心理可得性进一步影响员工创新行为的中介关系。也可以说,作为工匠精神对创新行为间接影响机制的边界条件,促进型伦理领导调节了心理可得性在这一间接作用机制中的中介作用,故提出以下假设:

促进型伦理领导正向调节心理可得性在工匠精神与员工创新行为之间的中介作用,即员工感知到较高促进型伦理领导风格时,心理可得性在工匠精神与员工创新行为之间的中介作用更强(H5)。

以上提出的假设检验如图1所示。

四、研究设计

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(一)研究样本与数据收集

根据相关研究关于样本选择的建议^[3-4],本文样本来自北京、上海、江苏、浙江及广西的五家分属不同行业的科技创新型生产制造类企业,具体调查对象为这些企业中的研发技术人员及生产运营人员。这些岗位的工作人员在日常工作中需要面对大量涉及创新与变革的工作任务以应对企业充满不确定性的内外部环境与市场要求。此外,这些企业目前均已经从企业层面宣传教育员工在工作中弘扬工匠精神,且企业员工能够领会到弘扬工匠精神对促进绩效目标的实现具有促进作用。最后,这些岗位的员工在工作中需要保持与上级领导较为频繁的互动以便更好地完成工作。因而他们经常接受到来自上级领导关于工作规范、业绩标准及工作流程方面的指导与监督,较为适合作为工匠精神与伦理型领导交互作用研究的样本。在数据收集过程中,研究者先向各企业或部门负责人征得同意,并说明调查内容与目的,同时得到相关企业人力资源部门的配合。在获得调查企业员工名单后,根据事前设计好的无法暗示调查对象个人信息的编号进行问卷分发,所有参与调查的员工均为自愿参加。

本文涉及理论概念的测评数据在三个时间点由员工及其上级领导评价完成,各时间点间隔1个月。工匠精神、两种不同类型伦理型领导及员工的人口统计信息在时间点1由员工自评,心理可得性由员工在时间点2自评完成,员工创新行为及领导基本信息由员工上级领导在时间点3评价。在初始数据调查阶段一共发放了586份问卷,三轮数据收集完成时一共收集有效的员工与领导配对问卷454份,问卷回收有效率为77.47%。其中,共有70位上级领导为员工的创新行为做出评分。在有效员工问卷中,男性占比50%,平均年龄为31.70岁(SD=6.76岁,SD为标准差),且40岁及以下年龄段员工占比为87.7%。71.4%的上级领导为男性,平均年龄36.54岁(SD=6.95岁)。

(二)测量工具

本文中工匠精神与员工创新行为均为在中国情景下开发与编制的量表,其他量表为国外权威文献已经证明具有良好信效度的成熟量表。创新行为采用Likert七点量表,1=“非常不同意”,7=“非常同意”;其他变量均采用Likert五点量表进行测量,1=“非常不符合”,5=“非常符合”。

1.工匠精神

采用赵晨等^[8]开发的20题项五维度量表,包含个人成长、责任担当、精益求精、珍视声誉和笃定执着五个维度,每个维度均包含4个题项。量表中包含测量导语“请评判下列描述在多大程度上是您在工作中认为是重要的”,该量表包含“在工作中不断提升自己的业务专长”及“将自己的工作视为一种责任和担当”等题项。在本文中该量表总体的Cronbach’s α系数为0.924。

2.促进型与抑制型伦理领导

采用Bush等^[19]开发的量表,两种类型伦理领导均包含6个测量题项。促进型伦理领导包含“我的直接领导会鼓励员工在工作中遵循职业道德与操守”等题项,抑制型伦理领导包含“我的直接领导严密监控员工,防止其工作中存在道德伦理丧失”等题项。在本文中这两种伦理型领导的Cronbach’s α系数分别为0.948和0.914。

3. 心理可得性

采用May等^[11]开发的5题项量表,量表中包含“我相信自己有能力处理工作中出现的问题”等题项。在本文中该量表总的Cronbach’s α系数为0.936。

4. 创新行为

采用张振刚等^[23]修订编写的适合中国企业实际情况的8题项量表,包含“该员工经常尝试采用新的方法解决工作中出现的问题”等题项。在本文中该量表Cronbach’s α系数为0.922。

5. 控制变量

参考工匠精神相关研究^[4],本文控制员工及上级领导的性别与年龄。

(三)分析策略

应用SPSS22.0统计软件检验假设模型中各变量之间的相关系数,并采用MPLUS7.4统计软件检验模型中的各变量的区分效度。由于假设模型中涉及的两种不同类型的伦理型领导在通过员工主观感知进行测评时,更容易受到不同员工个体差异因素的影响,因此更适合从个体层面进行研究^[19]。而假设模型中涉及的其他变量也需要从员工个体层面进行分析验证,因此本文仅从员工个体层面搜集样本数据。采用SPSS22.0统计软件检验中介效应和调节效应,并采用SPSS软件中的宏PROCESS插件对中介效应及有调节的中介假设进行检验。

五、研究结果

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(一)验证性因子分析与共同方差检验

对假设模型中涉及的工匠精神、促进型与抑制型伦理领导、心理可得性及创新行为进行验证性因子分析以检验各变量区分效度,结果见表1。由于工匠精神包含5个子维度,每个维度均为4个题项,故采用打包法^[38]将其分成5个包,从而降维成5个测量指标以便更好地进行验证性因子分析。分析显示,5因子模型(假设模型)区分度较好,χ²(261)=671.49,χ²/df=2.57,RMSEA=0.06,CFI=0.96,TFI=0.95,SRMR=0.04,明显优于其他假设模型,这表明5个因子之间拥有良好的区分效度。采用Harman单因素方法来检验是否存在共同方法偏差。对4个研究变量的全部题目进行未经旋转的探索性因素分析,特征根大于1的有4个因子,第一个公共因子的解释率为34.67%(<40%),说明不存在明显的共同方法偏差。

(二)描述性统计和相关分析结果

表2给出主要变量的描述性统计结果和变量之间的相关系数。工匠精神与心理可得性及创新行为均显著正相关,相关系数分别为r=0.31(P<0.01)和r=0.41(P<0.01);心理可得性与创新行为之间的相关系数为r=0.56(P<0.01),而促进型伦理领导与心理可得性之间的相关系数为r=0.44(P<0.01)。这些变量间相关分析结果初步验证了本文的理论假设。

(三)假设检验

采用层次回归的方法分别对直接效应、中介效应及调节效应的相关假设进行检验,分析结果见表3。由表3中的模型8分析结果显示,工匠精神对创新行为有显著的正向影响(β=0.41,P<0.01),假设H1成立。模型2显示,工匠精神与心理可得性之间存在显著关联(β=0.32,P<0.01)。此外,模型9显示,当工匠精神影响创新行为的过程中进一步加入心理可得性时,二者之间的关联仍然显著(β=0.25,P<0.01),且心理可得性与创新行为之间也显著关联(β=0.48,P<0.01),这初步显示出心理可得性在工匠精神与创新行为之间可能发挥中介作用。为进一步验证该中介效应,根据SPSS软件的宏PROCESS插件分析得出,心理可得性发挥的中介效应为0.15,标准误差为0.03,95%置信区间为[0.091,0.224],置信区间不包含0,因此,中介效应显著存在,假设H2得到验证。

根据表3中的模型4分析结果显示,工匠精神与促进型伦理领导的交互作用与心理可得性显著关联(β=0.16,P<0.01),这初步表明促进型伦理领导在工匠精神影响心理可得性的关系中发挥正向的调节作用。为进一步验证该调节效应,采用简单斜率分析,检验了在调节变量分别在高于和低于一个标准差时,工匠精神对创新行为的影响效果及显著性(图2)。分析显示,在较高促进型伦理领导水平下,工匠精神对创新行为有显著影响(β=0.20,B_simple=0.25,P<0.01,95%CI=[0.079,0.412],B_simple代表简单斜率);与之对比,在较低促进型伦理领导水平下,工匠精神与心理可得性之间的关联不显著(B_simple=-0.01,P>0.05,95%CI=[-0.167,0.151])。这说明促进型伦理领导在工匠精神与心理可得性之间关系中发挥了显著调节作用,由此,假设H3得到支持。然而,当调节变量设定为抑制型伦理领导时,工匠精神与其的交互作用不显著(β=0.08,P>0.05,B=0.11,95%CI=[-0.006,0.238])。此外,简单斜率分析显示,在较高抑制型伦理领导水平下,工匠精神对创新行为的影响显著(B_simple=0.43,P<0.01,95%CI=[0.258,0.585]);而在较低抑制型伦理领导水平下,工匠精神与心理可得性之间的关系仍然显著(B_simple=0.31,P<0.01,95%CI=[0.143,0.482])。这一结果显示,无论抑制型伦理领导在高水平还是低水平,工匠精神对心理可得性的正向影响都是显著的,且这种显著影响不会随着抑制性伦理领导水平的提升发生显著改善。

为检验假设H5提出的有调节的中介效应假设,对有调节的中介假设模型进行Bootstrapping抽样估计分析,重复抽样次数为10000次,分析结果如表4所示。在较高促进型伦理领导水平下,中介效应为0.186,95%CI=[0.043,0.373];在较低促进型伦理领导水平下,中介效应为-0.006,95%CI=[-0.185,0.189],不显著。此外,有调节的中介系数为0.147,95%CI=[0.024,0.294],置信区间不包含0。这些分析结果表明,仅在较高促进型伦理领导水平下,心理可得性能够显著中介工匠精神与创新行为之间的关系,而在较低水平促进型伦理领导水平下,不存在显著的中介效应。因此假设H5得到支持。

六、研究结论与讨论

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(一)研究结论与意义

本文以主动性行为的主动动机过程及前因模型为理论框架与研究视角,分析了工匠精神对员工创新行为的影响,以及心理可得性在这一过程中的中介作用,同时探析了促进型与抑制型伦理领导对这一过程的边界效应,研究揭示了以下理论意义:

第一,本文采用了适用性更广的工匠精神测量工具。与以往研究^[7]相比,本文采用的关于工匠精神的测量工具行业及岗位适用面更广,且能够较好反映赵晨等^[8]研究中所提的工匠精神的理论内涵。本文分析证实了工匠精神能够显著影响员工创新行为,丰富了工匠精神与员工角色外工作行为关系的研究。同时也表明,不应把创新行为视为工匠精神内涵的一个组成部分,而应将工匠精神视为能够促进员工创新行为的工作价值观^[5]。

第二,本文发现了工匠精神激发员工创新行为的一条重要的路径机制。工匠精神影响员工工作行为尤其是角色外主动性工作行为的路径机制仍然不明晰^[6]。由于工作动机状态能够影响员工的创新行为^[22],基于主动动机过程及前因模型的理论框架,本文发现工匠精神能够促进员工的心理可得性,而心理可得性的提升意味着员工对自身工作能力与信心,以及心理与情绪能量的积极感知。心理可得性能够满足“有能力做”这一激发员工积极工作行为的最主要的动机状态的特征^[9],进而能够促进作为一种主动工作行为的创新行为。这一研究发现再一次证明工匠精神具有激发员工工作能动性的特征,同时也从工作主动性的角度发现了工匠精神影响员工创新行为的路径机制。这深化了工匠精神与员工角色外工作行为关系的研究,为进一步认识工匠精神提升员工创新行为的路径机制与作用机理提供了有益的参考。

第三,本文在主动动机过程及前因模型框架下发现促进型伦理领导在工匠精神发挥积极作用的过程中发挥了积极的边界作用。研究发现,促进型伦理领导作为一种侧重于鼓励、支持员工在工作中有效表现出对组织及他人有利的积极行为的领导风格,能够从强化意义、营造氛围及提供资源三个方面进一步提升工匠精神通过提升员工心理可得性进而促进创新行为的过程。这一结果表明,促进型伦理领导能够发挥工匠精神“放大器”的作用,从而进一步强化员工个体层面工匠精神这种价值观对组织产生的积极效能。与之相对应,本文发现当员工面临更加倾向于预防与管控员工在工作中“做坏事”的抑制型伦理领导风格时,无论其在高水平还是低水平,员工的工匠精神都能够发挥相对稳定的积极效能。这能够说明一旦员工具备一定水平的工匠精神,它能够成为员工意识中的一种相对牢固的工作价值观,即使领导不侧重于支持与鼓励员工在工作中有益的工作行为与态度,工匠精神仍然可以激发员工的积极心理状态与工作行为。由于促进型与抑制型伦理领导的研究目前仍处于起步阶段,本文发现对深化伦理型领导如何影响员工工匠精神具有一定的启发作用。同时,在以往相关研究的基础上^[4],这一研究发现也进一步丰富了以往关于工匠精神在领导风格作为边界条件作用下发挥积极效应的研究。

(二)管理启示

首先,研究结果表明,员工所具备的较高水平的工匠精神可以被视为创新行为发生源动力。因此,企业管理者应先大力培育员工的工匠精神,因为这是有效激发员工在工作中展现出更高水平创新行为的一个有效手段。企业应结合自身实际情况构建崇尚工匠精神的企业文化,并在日常工作的各个方面向员工强调践行工匠精神的重要意义与价值。企业的高层管理者要特别做到以身作则,率先展现出工匠精神所强调的各个方面品质,从而有效发挥工匠精神在企业中自上而下的示范作用^[39]。企业还应充分利用好劳模先进员工的带动与示范作用,并配合有效的奖励激励制度,营造广大员工学习先进与争当先进的积极氛围,从而使工匠精神能够最大限度地鼓舞广大员工的斗志。

其次,企业在通过若干人力资源管理手段提升与培育员工工匠精神的过程中,还应持续开展针对员工工作技能与知识的培训与教育,不断增强员工素质与能力的提升,从而增强员工工作的胜任力与自信心。同时,企业要在日常管理中多方位关心关怀员工,对他们在工作与生活中遇到的问题要及时解决,员工因此在发扬工匠精神并为实现企业目标而努力工作的过程中更容易获得良好的心理与认知上的各种资源^[31],这也有助于他们在工作中表现出更多有利于组织的积极工作行为。

最后,企业应通过适当的领导力培训,有效组织中层与基层各部门领导将企业文化、商业伦理及企业的价值目标融入到日常员工管理过程中,强化员工发扬工匠精神对企业整体及其个人的积极意义与价值,并引导各部门领导在工作中对员工的工作成绩与良好表现及时鼓励支持并帮助员工不断成长。与此同时,员工工匠精神的培育也需要奖励与惩处机制的有效配合^[4]。企业也需要构建合理与健全的对员工各种违规行为的管控与惩处机制,对员工在工作中可能表现出的偷工减料、“躺平”敷衍、急功近利等不符合企业伦理规范与工匠精神要求的行为进行管控。这在一定程度上可以反向强化工匠精神对员工工作态度与行为的积极影响。这也说明,企业在针对各级领导的领导力培育过程中,应重视伦理型领导在发挥作用的过程中包含的多样性特征,企业既要强化各级领导能够有效且及时地支持与鼓励员工在工作中的突出表现与合理意见建议,同时也要教育各级领导必须准确判断实际的工作场景与需要,必要时也要学会“唱红脸”。各级领导对那些做出各种违规行为及对企业及他人利益造成损失的有害行为的员工要及时纠正、严肃批评,该出手时就要及时出手。这种抑制型伦理领导风格如果用的正确,也会和促进型伦理领导风格一样,同样有助于营造风清气正的工作氛围。因此,各级领导应该在实际运用这两种领导风格时做好平衡,能够根据员工的实际行为表现灵活运用不同的领导方式,从而更加有效发挥伦理型领导的效果。

(三)研究局限与展望

首先,本文虽然论述了心理可得性在主动性行为相关理论框架下能够发挥“有能力做”这一动机状态的功能,进而扮演了工匠精神促进员工创新行为的路径机制。然而,本文没有论证与检验能够直接发挥这种动机状态的变量,如自我效能感及工作胜任感等变量是否仍然能够有效产生中介作用。此外,本文也没有论证是否还存在其他理论机制或框架,能够有效阐释工匠精神促进员工创新行为的路径机制。这些研究不足为未来研究提供了有价值的研究方向。

其次,伦理型领导在现实中会同时具备促进型与抑制型两种风格,并根据工作需要在不同的场景中酌情使用^[15]。然而,本文在研究设计与假设提出的过程中单独分别检验这两种伦理型领导风格的调节作用,这种研究设计是否能够准确解释这两种领导风格的作用还需要在后续研究中进一步论证与检验。后续研究可尝试在检验一种伦理型领导风格的调节作用时,同时控制另一种伦理型领导风格,力图更加准确地探析两种不同类型伦理型领导风格的相互作用及可能产生的影响。此外,在后期研究中,还应从组织氛围、人力资源管理系统、职场人际关系及员工人格特征等多个方面探讨工匠精神发挥积极作用的边界条件。

最后,本文样本均来自不同的高科技企业员工,但根据相关研究的建议^[4],为充分论证工匠精神对员工工作绩效的积极影响,应从不同行业的多种岗位采集样本。在后续开展的工匠精神研究中,可重点研究高校及科研院所研发团队人员,以及服务业从业人员的工匠精神对其工作绩效的影响,从而通过不同行业及职业员工的样本数据来进一步夯实工匠精神相关研究。

基金

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国家自然科学基金青年项目“因势而动,借力打力:员工悖论思维促进挑战性压力源应对的机制及干预研究”(72101005)

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2025年第44卷第6期

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doi: 10.12404/j.issn.1002-980X.J24052401

接收时间：2024-05-24
首发时间：2025-09-09
出版时间：2025-06-25

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出版历史

收稿日期：2024-05-24

基金

国家自然科学基金青年项目“因势而动,借力打力:员工悖论思维促进挑战性压力源应对的机制及干预研究”(72101005)

作者信息

¹ 中共青岛市委党校管理学教研部, 青岛 266071

² 中国人民大学劳动人事学院, 北京 100872

通讯作者:

徐世勇(1971—),博士,中国人民大学劳动人事学院教授,博士研究生导师,研究方向:人力资源管理与组织行为学、人才素质测评。

参考文献

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2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

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TxT

模型	χ²	df	Δχ²	χ²/df	RMSEA	CFI	TFI	SRMR
假设模型:GJ, CJEL,YJEL, PA, INV	671.49	261	—	2.57	0.06	0.96	0.95	0.04
四因素模型:GJ, CJEL+YJEL, PA, INV	752.84	265	81.35^**	2.84	0.07	0.95	0.94	0.04
三因素模型:GJ+CJEL+YJEL, PA, INV	1305.33	268	633.84^**	4.87	0.09	0.90	0.88	0.07
二因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA, INV	3235.77	270	2564.28^**	11.98	0.16	0.71	0.67	0.15
单因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA+INV	4113.31	271	3441.82^**	15.18	0.18	0.62	0.58	0.16

模型

χ²

Δχ²

χ²/df

RMSEA

CFI

TFI

SRMR

假设模型:GJ, CJEL,YJEL, PA, INV

671.49

261

—

2.57

0.06

0.96

0.95

0.04

四因素模型:GJ, CJEL+YJEL, PA, INV

752.84

265

81.35^**

2.84

0.07

0.95

0.94

0.04

三因素模型:GJ+CJEL+YJEL, PA, INV

1305.33

268

633.84^**

4.87

0.09

0.90

0.88

0.07

二因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA, INV

3235.77

270

2564.28^**

11.98

0.16

0.71

0.67

0.15

单因素模型:GJ+CJEL+YJEL+PA+INV

4113.31

271

3441.82^**

15.18

0.18

0.62

0.58

0.16

变量名	平均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8
1. 员工性别	1.50	0.50
2. 员工年龄	31.70	6.77	-0.08
3. 领导性别	1.72	0.45	0.07	0.18^**
4. 领导年龄	36.54	6.95	0.10^*	0.50^**	0.18^**
5. 工匠精神	4.08	0.45	-0.01	0.03	0.04	-0.06
6. 心理可得性	4.03	0.64	0.02	0.03	0.01	0.03	0.31^**
7. 促进型伦理领导	4.01	0.65	-0.05	-0.06	-0.03	-0.10^*	0.60^**	0.44^**
8. 抑制型伦理领导	4.03	0.66	-0.06	-0.07	0.02	-0.08	0.57^**	0.25^**	0.80^**
9. 创新行为	5.58	1.01	0.06	0.07	0.05	-0.05	0.41^**	0.56^**	0.32^**	0.29^**

变量名

平均值

标准差

1. 员工性别

1.50

0.50

2. 员工年龄

31.70

6.77

-0.08

3. 领导性别

1.72

0.45

0.07

0.18^**

4. 领导年龄

36.54

6.95

0.10^*

0.50^**

0.18^**

5. 工匠精神

4.08

0.45

-0.01

0.03

0.04

-0.06

6. 心理可得性

4.03

0.64

0.02

0.03

0.01

0.03

0.31^**

7. 促进型伦理领导

4.01

0.65

-0.05

-0.06

-0.03

-0.10^*

0.60^**

0.44^**

8. 抑制型伦理领导

4.03

0.66

-0.06

-0.07

0.02

-0.08

0.57^**

0.25^**

0.80^**

9. 创新行为

5.58

1.01

0.06

0.07

0.05

-0.05

0.41^**

0.56^**

0.32^**

0.29^**

变量类型	心理可得性	创新行为
控制变量	员工性别	0.01	0.01	0.03	0.02	0.01	-0.01	0.08	0.08	0.07
员工年龄	0.02	-0.01	0.02	0.03	-0.04	-0.08	0.14^*	0.11^*	0.11^*
领导性别	0.01	-0.01	0.01	0.01	0.01	0.01	0.04	0.02	0.03
领导年龄	0.02	0.05	0.06	0.06	0.09	0.09	-0.13	-0.09	-0.12^**
自变量	工匠精神		0.32^**	0.07	0.08	0.27^**	0.27^**		0.41^**	0.25^**
心理可得性									0.48^**
调节变量	促进型伦理领导			0.41^**	0.43^**
抑制型伦理领导					0.09	0.10
交互项	工匠精神×促进型伦理领导				0.16^**
工匠精神×抑制型伦理领导						0.08
R²	0.01	0.10	0.20	0.23	0.12	0.13	0.02	0.18	0.39
ΔR²		0.09^**	0.10^**	0.03^**	0.01	0.01		0.16^**	0.21^**

变量类型

心理可得性

创新行为

模型1

模型2

模型3

模型4

模型5

模型6

模型7

模型8

模型9

控制变量

员工性别

0.01

0.03

0.02

0.01

-0.01

0.08

0.07

员工年龄

0.02

-0.01

0.02

0.03

-0.04

-0.08

0.14^*

0.11^*

领导性别

0.01

-0.01

0.01

0.04

0.02

0.03

领导年龄

0.02

0.05

0.06

0.09

-0.13

-0.09

-0.12^**

自变量

工匠精神

0.32^**

0.07

0.08

0.27^**

0.41^**

0.25^**

心理可得性

0.48^**

调节变量

促进型伦理领导

0.41^**

0.43^**

抑制型伦理领导

0.09

0.10

交互项

工匠精神×促进型伦理领导

0.16^**

工匠精神×抑制型伦理领导

0.08

R²

0.01

0.10

0.20

0.23

0.12

0.13

0.02

0.18

0.39

ΔR²

0.09^**

0.10^**

0.03^**

0.01

0.16^**

0.21^**

检验条件	工匠精神(X)→心理可得性(M)→创新行为(Y)
高促进型伦理领导(+1SD)	0.186	0.085	0.043	0.373
低促进型伦理领导(-1SD)	-0.006	0.095	-0.185	0.189
有调节的中介指数	0.147	0.067	0.024	0.294

检验条件

工匠精神(X)→心理可得性(M)→创新行为(Y)

间接效应

标准差

LLCI

ULCI

高促进型伦理领导(+1SD)

0.186

0.085

0.043

0.373

低促进型伦理领导(-1SD)

-0.006

0.095

-0.185

0.189

有调节的中介指数

0.147

0.067

0.024

0.294