变革型领导风格与新生代员工工作投入的关系研究——心理契约的中介作用

刘 静 谭艳华 佘彩云

（1.安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030；2.铜陵学院，安徽 铜陵 244000）

一、引言

人才是企业在日益激励的市场竞争中取胜的重要“武器”。随着积极心理学的兴起，越来越多的学者逐渐把研究重点集中在员工的工作投入等方面。工作投入的增加一方面有利于提高员工的工作效率和工作满意度，另一方面能够为组织创造更多的价值。员工的工作投入水平通常会与员工自身或者说企业的政策等相挂钩。但越来越多的学者看到了领导风格这一常被忽略的因素。当今社会，劳资关系与以往相比发生了翻天覆地的变化。组织与员工之间的关系不仅受到经济契约的束缚，还受到隐形的，主观的心理契约的影响。这种非正式的契约关系会影响到员工对待组织和工作的态度及其一系列行为。国内外对新生代员工的研究多集中在工作价值观和敬业度等方面，很少考虑到领导风格对新生代员工的影响，也很少将心理契约引入作为中介变量来进行研究。因此，本研究尝试把变革型领导风格、心理契约和工作投入放入一个模型进行研究，以便从领导风格和员工心理角度出发来寻找提高新生代员工工作投入水平的策略。

二、研究假设

（一）变革型领导风格与新生代员工的心理契约

员工自身所体会到的其在企业中的价值是通过方方面面体现出来的。在雇佣关系领域，学者Blau（1964）提出，员工通过与他人交流，与他人之间产生信任或者情感关系而体会自身在企业中的价值[1]。Shapiro J C and Kessler（2000）提出，主管和经理在企业的雇佣关系中起着至关重要的作用，通常管理人员代表了雇主的想法，他们会为雇主代为传递一些对雇员的想法和期望[2]。因此，领导的管理风格和管理方式在一定程度上会影响员工的心理契约状况，并且能够反映雇主和雇员之间的关系。

Conger and Kanungo（2000）提出变革型领导能够成功的向员工传递组织的使命且能够被员工所接受，这能够使员工感受到一种良好的心理契约状况[3]。倾向于变革型领导风格的领导对员工心理契约产生影响的方式是多种多样的，其中给员工布置一定的任务以提高其独立思考的能力就是一种有效的方法（Dvir等,2002）[4]。现阶段对变革型领导风格和员工心理契约状况之间关系的研究较少，且由于新生代员工的个性特征较强，心理状态变化和起伏较大，对变革型领导风格和新生代员工心理契约之间关系的研究就更少了。郑晓璐（2016）以新生代员工为研究对象，从变革型领导风格的维度入手来具体研究变革型领导风格与新生代员工心理契约的关系[5]。实证结果表明，变革型领导风格与新生代员工心理契约之间存在正相关性。基于此，本研究提出如下假设：

假设1（H1）：变革型领导风格对新生代员工的心理契约有显著的正向影响

假设1a(H1a)：变革型领导风格对人际型责任有显著的正向影响

假设1b(H1b)：变革型领导风格对发展型责任有显著的正向影响

假设1c(H1c)：变革型领导风格对规范型责任有显著的正向影响

（二）变革型领导风格与新生代员工的工作投入

传统的对变革型领导风格的研究，总是将其直接与工作绩效等相挂钩。王祯等（2015）革故鼎新，从正性情感角度来探讨变革型领导风格与工作投入的关系。这里的正性情感指的是，激情、乐观等积极的情绪[6]。

新生代员工在成为社会发展进步的主力军的同时，也在成为企业的重要支撑力量。企业要想取得发展进步，最直接有效的方法就是从新生代员工入手，要寻找各种行之有效的措施来提高他们的工作投入水平。Tims（2011）通过实证研究发现，变革型领导风格会对下属的工作投入产生积极的影响[7]。以新生代员工为研究对象来研究变革型领导风格与其工作投入关系的文献不是很多见。牧人（2014）从积极心理学视角来探索变革型领导风格与新生代员工工作投入的关系，以组织公平感为调节对象[8]。实证结果表明，变革型领导对新生代员工的工作投入有显著的正向影响。基于此，本研究提出以下假设：

假设2（H2）：变革型领导风格对新生代员工的工作投入有显著的正向影响

（三）新生代员工的心理契约与工作投入

Jason S.Stoner（2013）通过对高校教师这一群体进行研究后发现，高校教师的心理契约破裂现象比较严重，且心理契约破裂与工作投入是负相关的[9]。这反向论证了心理契约与员工工作投入的正相关关系。

员工的心理感受是影响其工作投入水平的一个重要因素。新生代员工的工作投入水平不仅受其认为的组织责任的影响，还受到组织认为新生代员工在工作中应该履行的相关责任的影响 （郭养红，2014）[10]。因此，本研究将心理契约作为影响新生代员工工作投入的一个个体因素。若新生代员工的心理契约状况得到满足，则对组织的满意度会得以提升，会以更加积极的姿态投入到工作中去。谷力群等（2017）在对新生代员工的心理契约与工作投入的关系进行研究时，不仅采取了问卷调查的方法，还采取了访谈法[11]。研究结果发现，心理契约的五个维度都对新生代员工的工作投入有显著的正向影响。基于此，本研究提出如下假设：

假设3（H3）：新生代员工的心理契约对其工作投入有显著的正向影响

假设3a（H3a）：人际型责任对新生代员工的工作投入有显著的正向影响

假设3b（H3b）：发展型责任对新生代员工的工作投入有显著的正向影响

假设3c（H3c）：规范型责任对新生代员工的工作投入有显著的正向影响

（四）心理契约的中介作用

心理契约是员工内心的一种期望，能否得到满足会对员工在工作中的表现有重要的影响。陈更新（2014）把变革型领导风格、心理契约和工作投入放入一个模型，来研究三者之间的关系[12]。其中心理契约作为自变量、工作投入作为因变量、变革型领导风格作为中介变量。倾向于变革型领导风格的领导重视新生代员工的需求，能够调动新生代员工更高层次的需求，并在工作上给予相关支持。郝瑞芝（2014）对变革型领导风格与新生代员工工作投入的关系进行研究，并创新性的引入一个中介变量——心理授权[13]。通过实证分析，验证了心理授权的中介作用。心理契约与心理授权类似，都属于积极心理学范畴。此外，从现有的研究中可以发现，变革型领导风格与心理契约、心理契约与工作投入、变革型领导风格与工作投入都存在相关关系。人的心理状态是复杂多变的，要想对心理状态进行深入的研究，具体而细致的分类工作是必不可少的。基于此，本研究提出以下假设：

假设4（H4）：心理契约在变革型领导风格和新生代员工工作投入之间起中介作用

假设4a（H4a）：人际型责任在变革型领导风格和新生代员工工作投入之间起中介作用

假设4b（H4b）：发展型责任在变革型领导风格和新生代员工工作投入之间起中介作用

假设4c（H4c）：规范型责任在变革型领导风格和新生代员工工作投入之间起中介作用。

基于以上研究假设，提出研究模型，如图1所示。

三、变量测量

（一）变革型领导风格测量

李超平和时勘（2005），根据中国情境开发了TLQ量表，该量表被证明具有很好的信度和效度。本研究使用该量表，此量表包括26个题项，采用Likert5点量表计分方法。对变革型领导风格量表进行信效度分析后，Cronbach’s a系数和KMO值均大于0.9，说明其信度和效度都较好，适合做因子分析。对变革型领导风格量表进行因子分析后可以提取4个因子，四个因子解释了原有信息的63.555%。但根据原问卷各维度题项的设计，删除编码为A13和A25的题项。此外，原问卷共26个题项，由于题项A9、A10和A26与所有因子的系数都很小，均小于0.5，因此，将其删除。由于第一次进行因子分析时，将一些不符合条件的题项予以删除，为了确保量表的效度，需要再进行一次因子分析。由分析结果可知，变革型领导风格的21个题项被分为4类，分别为德行垂范、个性化关怀、愿景激励和领导魅力。与第一次因子分析相比总体解释变异量提高了，4个因子累计解释了原有信息的65.024%。

图1 研究模型

（二）心理契约测量

心理契约采用李原和郭德俊在2006年编制的《员工心理契约量表》，分别从人际型责任、发展型责任和规范型责任三个角度来对员工心理契约进行测量。该量表共18个题项，人际型责任包括6个题项，规范型责任包括5个题项，发展型责任包括7个题项，采用Likert五点计分方法，同意程度从1到5逐渐增加。对心理契约量表进行信效度分析后，Cronbach’s a系数和KMO值均大于0.8，说明其信度和效度都较好，适合做因子分析。对心理契约量表进行因子分析，采用主成分抽取因子。由表可知，因子分析共提取3个因子，三个因子解释了原有信息的62.596%，但是根据原问卷各维度题项的设计，删除编码为B15、B4和B7的题项。此外，原问卷共18个题项，由于题项B2和B16与所有因子的系数都很小，均小于0.5，因此，将其删除。 由于第一次进行因子分析时，将一些不符合条件的题项予以删除，为了确保量表的效度，需要再进行一次因子分析。由分析结果可知，心理契约13个题项被分为3类，分别为人际型责任、发展型责任和规范型责任。与第一次因子分析相比总体解释变异量提高了，三个因子累计解释了原有信息的70.030%。

（三）工作投入测量

工作投入采用Schaufeli在2006年编制的简易版UWES量表，包括活力、奉献和专注三个维度。该量表共9个题项，活力、奉献和专注各包含3个题项。量表采用Likert五点计分方法，同意程度从1到5逐渐增加。对工作投入量表进行信效度分析后，Cronbach’s a系数和KMO值均大于0.9，说明其信度和效度都较好，适合做因子分析。对工作投入量表进行因子分析，采用主成分抽取因子，由表可知，因子分析共提取3个因子，分别是奉献、专注和活力，这三个维度与预期结果一致且累计解释量为80.322%。

四、数据分析和结果

（一）样本概况

本研究的调查对象为安徽省境内八零和九零后在企业中工作的新生代员工。从2017年11月到2018年2月，线上和现场总共发放了320份问卷，但由于发放纸质版问卷受时间、地点的限制较多，因此线上发放的问卷占大多数。截至2018年2月，共回收290份问卷，其中有效问卷为269份。

接受本次调查的女性员工占59.9%，高于男性员工；在年龄分布方面，主要集中在19-28岁的员工；参加调查的新生代员工的受教育程度集中在本科，其次是专科。在工作年限方面，5年以下，5—10年和10—20年的员工所占的比例的差别不大，说明在工作年限方面，被调查对象分布比较均匀。

（二）相关性分析

表1 变革型领导风格与心理契约及其维度的相关系数表（N=269）

表2 变革型领导风格与工作投入的相关系数表（N=269）

表3 心理契约及其各维度与工作投入的相关系数表（N=269）

由表1，表2和表3可知，变革型领导风格与心理契约及其维度正相关，与工作投入也存在正相关关系；心理契约及其人际型责任和发展型责任与工作投入正相关，规范型责任和工作投入之间不存在相关性。

（三）回归分析

1.变革型领导风格对心理契约及其各维度的回归分析

表4 变革型领导风格对心理契约及其各维度的回归分析

由表4可知，心理契约及其各个维度在模型1和模型2中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，说明变量之间不存在多重共线性。变革型领导风格对人际型责任的回归系数为0.551，且在0.001的水平上显著，说明变革型领导风格对人际型责任有显著的正向影响，子假设H1a成立。变革型领导风格对发展型责任的回归系数为0.487，且在0.001的水平上显著，说明变革型领导风格对发展型责任有显著的正向影响，子假设H1b成立。变革型领导风格对人际型责任的回归系数为0.149，且在0.05的水平上显著，说明变革型领导风格对发展型责任有显著的正向影响，子假设H1c成立。变革型领导风格对心理契约的回归系数为0.666，且在0.001的水平上显著，说明变革型领导风格对心理契约有显著的正向影响，假设H1成立。

2.变革型领导风格对工作投入的回归分析

表5 变革型领导风格对工作投入的回归分析表

由表5可知，模型1和模型2中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，说明变量之间不存在多重共线性。模型1中的调整 R方为 0.011，模型2中的调整R方增加到0.535且F值由不显著变得显著，说明回归模型2更有效。变革型领导风格对工作投入的回归系数为 0.744，且在 0.001的水平上显著，说明变革型领导风格对工作投入有显著的正向影响，假设H2成立。

3.心理契约及其各维度对工作投入的回归分析

表6 心理契约及其各维度对工作投入的回归分析

由表6可知，模型1和模型2中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，说明变量之间不存在多重共线性。人际型责任对工作投入的回归系数为0.496，且在0.001的水平上显著，说明人际型责任对工作投入有显著的正向影响，假设H3a成立。发展型责任对工作投入的回归系数为0.529，且在0.001的水平上显著，说明心理契约对工作投入有显著的正向影响，假设H3b成立。由模型2可知，加入心理契约后，都变得不显著了。规范型责任对工作投入的回归系数不显著，假设H3c不成立。心理契约对工作投入的回归系数为0.624，且在0.001的水平上显著，说明心理契约对工作投入有显著的正向影响，又因为心理契约的规范性责任维度对工作投入的回归系数不显著，假设H3c不成立，因此假设H3部分成立。

（四）心理契约及其各维度的中介作用分析

由于规范型责任与工作投入不相关，因此，在进行中介作用检验时，只选取心理契约及其两个维度，即人际型责任和发展型责任。

1.人际型责任的中介作用分析

由表7可以看出，模型1、模型2和模型3中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，说明变量之间不存在多重共线性。比较模型1、模型2至模型3，调整R方在逐渐增大。比较模型2和模型3可知，在加入中介变量人际型责任后，人际型责任在0.05的水平上显著，变革型领导风格的回归系数由0.744降为0.673，且均在0.001的水平上显著，说明人际型责任在变革型领导风格和工作投入之间起部分中介作用，假设H4a得到验证。

表7 人际型责任的中介作用检验

2.发展型责任的中介作用分析

表8 发展型责任的中介作用分析

由表8可以看出，模型1、模型2和模型3中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，说明变量之间不存在多重共性。比较模型1、模型2至模型3，调整R方在逐渐增大。在模型1中，控制变量年龄、学历和工作年限对工作投入是有影响的，在加入自变量和中介变量后影响不再显著。比较模型2和模型3可知，在加入中介变量发展型责任后，发展型责任在0.001的水平上显著，变革型领导风格的回归系数由0.744降为0.633，且均在0.001的水平上显著，说明发展型责任在变革型领导风格和工作投入之间起部分中介作用，假设H4b得到验证。

3.心理契约的中介作用分析

表9 心理契约的中介作用分析

由表9可以看出，模型1、模型2和模型3中的最小容差均大于0.1且最大VIF均小于10，说明变量之间不存在多重共性。比较模型1、模型2至模型3，调整R方在逐渐增大。比较模型2和模型3可知，在加入中介变量心理契约后，心理契约在0.001的水平上显著，变革型领导风格的回归系数由0.744降为0.592，且均在0.001的水平上显著，说明心理契约在变革型领导风格和工作投入之间起部分中介作用，又因为心理契约的规范型维度与工作投入不相关，因此在进行中介作用检验时，不加入这个维度，所以假设H4部分成立。

五、研究结论及讨论

（一）变革型领导风格对新生代员工的心理契约有显著的正向影响

由实证分析结果可知，上级的领导风格越接近于变革型领导，新生代员工的心理契约状况越能得到满足。并且，变革型领导风格对人际型责任、发展型责任和规范型责任都有显著的正向影响。企业中管理者的一举一动都可能会对下属的心理或者行为产生深刻的影响。企业应该从变革型领导风格的各个维度出发来对管理者的领导能力进行培训，领导者要注重品德、以身作则，要把共同愿景作为团队合作的基础，要以人为本，加强与新生代员工的沟通，与此同时，要提高自身的人格魅力。

（二）变革型领导风格对新生代员工的工作投入有显著的正向影响

员工积极的工作行为除了受到信心、希望等积极心理状态的影响，还会受到领导行为的影响。领导行为或者说领导风格在一定程度上能够对员工的工作投入程度做出预测。新生代员工充满朝气，充满冲劲，但在遇到挫折的时候也需要得到鼓励，得到支持。变革型领导行为能够为员工创造一种支持性的环境，偏向于变革型领导风格的管理者能够不断的鼓励员工，为他们提供坚强的后盾。因此，新生代员工在受到变革型领导的激励与支持时，能够更加积极的投入到工作中去。

（三）新生代员工的心理契约对其工作投入有显著的正向影响

员工对企业在某些方面的期望能否得到满足在一定程度上会对其工作投入水平产生影响。由实证分析结果可知，新生代员工的心理契约对其自身的工作投入有显著的正向影响，并且心理契约的人际型责任和发展型责任都对工作投入有显著的正向影响。然而研究结果发现规范型责任对新生代员工的工作投入水平没有显著的正向影响。因此，要以心理契约相关因素为出发点，科学的制定人力资源管理策略来提高员工的工作投入水平，进而促进企业的发展。首先，应该明确心理契约的内容。企业应该在做出承诺之前，做好充分的准备工作，比如说和员工进行深入的交流以了解员工对企业的期望比较集中在哪些方面，从而能够使员工的心理契约状况得到更好的满足。其次，要构建和谐的人际氛围。新生代员工对工作的追求，除了薪酬福利等工作必要因素，他们更看重良好的工作环境。因此，企业应该看到新生代员工的需求，创造宽松、自由的工作环境，减少不必要的内耗。

（四)心理契约在变革型领导风格和新生代员工的工作投入之间起中介作用

心理契约在变革型领导风格和新生代员工的工作投入之间起部分中介作用，心理契约的人际型责任和发展型责任维度在变革型领导风格和工作投入之间也起部分中介作用。规范型责任在变革型领导风格和员工的工作投入之间不起中介作用。因此，企业要着重从人际型责任和发展型责任出发，促使新生代员工的心理契约状况得到满足。而规范型责任要考虑，但可以不作为提高新生代员工工作投入水平的必要手段。