以下为《论文写作指南》的无排版文字预览，完整格式请下载

下载前请仔细阅读文字预览以及下方图片预览。图片预览是什么样的，下载的文档就是什么样的。

题目：真实型领导、领导-成员交换与员工创造力：上下级共事时间的调节作用

摘要：从上下级共事时间出发，探讨了真实型领导与员工创造力之间的内在机理，并结合领导-成员交换构建了模型，揭示了真实型领导对员工创造力影响的边界条件。以275名企业员工为研究对象，实证结果表明: 领导-成员交换部分中介了真实型领导与员工创造力之间的正相关关系; 上下级共事时间对真实型领导与领导成员交换的关系中起正向调节作用；当上下级共事时间较高时, 真实型领导与领导-成员交换之间的正向关系较强。

关键词：真实型领导 领导-成员交换 员工创造力 上下级共事时间

绪论

我们正处在发展日新月异的信息化时代，企业与企业之间的竞争十分激烈。一夜之间一个百年的企业就可以悄然消失，企业也在为生存苦苦挣扎，要在这个适者生存的时代好好地存活只有一条道路，那就是不断提高的企业的创造力，这其中暗示我们需要招聘到具有创造力的员工。所以，我们一直在寻找提高员工创造力的方法。以往的研究是关于真实性领导对员工建言行为具有正向的促进作用，因此我不禁联想到真实型领导会不会对员工的创造力也具有正向的促进作用。于是我进行了这次研究，对真实型领导与员工创造力的内在机理进行探讨。

二、文献综述

真实型领导

真实型领导是一种基于自我认知和价值观的信心领导，目前正逐渐受到国内企业领

导者的关注和员工的推崇。本研究对于这一概念采用Walumbwa等学者的定义，真实型领导是领导者通过提升员工积极的心理资本和提升积极的组织氛围，从而提升员工的工作积极性及工作绩效的一种领导方式，包括自我意识、内化道德观、信息平衡处理以及关系透明4个维度。其中，自我意识是指领导者能够对自己有清晰的认识，同时有能力感受到外部环境对自己的影响，并能准确判断出他人如何看待自己;内化道德观是指领导者会以自己的内在道德标准工作，不会受他人影响，不会因为组织压力改变自己的想法;信息平衡处理表明领导者会客观分析一系列的信息，进行整合判断，同时也会接受各种观点，无论是支持还是反对观点，最后进行综合决策;关系透明指领导者与员工关系真实坦率，沟通的内容坦诚不做假，能在互动中表达自己的真实想法。

领导-成员交换

领导-成员交换由社会交换理论发展而来, 表征着领导与下属之间的交换关系质量。由于领导的时间、精力有限, 在对待不同的员工时所投入资源的数量和质量不同, 因此在与员工交往过程的中形成了高低不等的交换关系质量 (Graen&Uhl-bien, 1995) 。在低质量的交换关系中, 领导与下属之间仅局限于劳动合同所规定的经济交换;在高质量的交换关系中, 领导与下属相互尊重、相互信任, 超越经济交换实现情感交换。处于高LMX关系中的领导向员工提供社会支持、反馈信息以及决策自由等资源, 作为回报, 员工会表现出对领导更高的承诺以及工作绩效的交换, 二者的利益也能够得到满足

员工创造力

员工创造力指的是员工在工作中对产品、服务、流程等产生的新颖且有用的想法 (Amabile, 1988) 。根据社会交换理论中的互惠原则, 在社会交往的过程中, 当一方向另一方提供帮助、支持时, 对方就有义务和责任进行回报, 通过资源在双方实现同等价值

上下级共事时间

在问卷填答时要求被试回答与直接领导上下级关系持续的时间, 按照1年以下至10年以上分为5级, 1为1年以下, 2为1-2年, 3为3-5年, 4为6-10年, 5为10年以上

三、研究假设与理论模型

H1:真实型领导对员工创造力具有正相关关系

H2:真实型领导对领导-成员交换具有正相关关系

H 3:领导-成员交换对员工创造力具有正相关关系

H4:领导-成员交换在真实型领导与员工创造力之间起中介作用

H5:上下级共事时间对真实型领导与领导成员交换的关系中起正向调节作用

四、研究方法

（一）测量量表选取

真实型领导变量来自Walumbwa(2008)编制的真实型领导四维度量表，共16道题项，采用Likert 5点计分, 1表示非常不符合, 5表示非常符合。其中例题项 为：“我的直属领导在得出结论之前会听取不同意见”。

领导-成员交换变量来自被广泛使用和认可的Graen和Uhl-Bien (1995) 的LMX-7量表, 共计7个题项, 采用Likert 5点计分, 1表示非常不符合, 5表示非常符合。其中例题项为“我的领导十分了解我在工作方面的问题和需求”。

员工创造力变量来自George和Zhou (2001) 编制的员工创造力量表, 共9个题项, 采用Likert 5点计分, 1表示非常不符合, 5表示非常符合。其中例题项为：“我是一个经常产生创新想法的人”。

上下级共事时间:在问卷填答时要求被试回答与直接领导上下级关系持续的时间, 按照1年以下至10年以上分为5级, 1为1年以下, 2为1-2年, 3为3-5年, 4为6-10年, 5为10年以上。

（二）问卷设计

本研究采用应用最广的问卷调查的方式来开展，问卷由真实型领导量表、领导-成员交换量表、员工创造力量表和上下级共事时间量表四部分组成，这些量表皆采取李克特五点计分量表，每一题目陈述下有“非常不符合”到“非常符合”5种，分别记为数字1-5，总分代表了被试者对所有题目回答的加总，能反应出个体在量表上不同的状态。各量表详情见附录A。

（三）数据收集

在上一阶段选取完毕成熟的量表之后，经过整理最终形成了本研究的调查问卷。本研究为方便取样，并且避免陌生人对问卷胡乱填写甚至置之不理等情况的发生，通过校友、朋友、亲属等熟人关系进行问卷的发放。问卷调查主要是采取网络问卷这一种形式。本次调查经过一个星期，实际收回275份问卷，其中有效问卷275份，有效回收率达到100%经整理所有的有效数据，此次问卷调查范围主要涉及XX地区，实证调查数据的可靠性与真实型为下一步的实证分析奠定了良好的基础。

五、实证分析

（一）描述性统计

样本基本特征分布情况表（n=275）

特征变量

属性

样本数量

所占比例



性别

男

103

37.5%





女

172

62.5%



年龄

20以下

32

11.6%





20~29

179

65.1%





30~39

28

10.2%





40~49

23

8.4%





50以上

13

4.7%



工作年限

5年以下

191

69.5%





5年以上，未满10年

29

10.5%





10年以上，不满15年

20

7.3%





20年以上

35

12.7%



学历

高中或中专

32

11.6%





大专

54

19.6%





本科

170

61.8%





硕士

7

2.5%





博士

4

1.5%





其他

8

2.9%





（二）共同方法偏差检验

同源方差(Common Method Variance)是指在研究过程中，由于采用了共同的测量方法而非测量变量本身所产生的系统偏差。Podsakoff等(2003 )认为同源方差主要来自于被调查者、测量环境下的语境提示(问卷本身)和使用的特定用词以及问卷设计等三个方面。他们还指出通过从不同的来源测量(交叉测量)、对测量过程进行时间(如自变量与因变量测量之间存在时间间隔)、距离、心理或者方法上的隔离、匿名填写问卷、平衡问卷题项的顺序以及改进量表的题项等途径都能在一定程度上减少同源方差。

在本研究中，由于实际条件的限制，同源方差无法完全消除，因此，需要进行同源方差检验，避免数据中存在严重的同源方差，从而导致研究结论的失真。本文某某Harman's单因素检验方法，首先对研究中的所有测量题项(20 )进行探索式因子分析，其中最大的因子累计解释了所有变量47.13%的变异，超过临界建议值40%。

造成共同方法偏差超过了临界值40%的原因是多方面的。首先是同一数据来源或评分者,涉及到一致性动机、虚假相关、社会称许性、默认、积极或消极的情感、短暂的情绪状态等因素。其次是项目特征所造成的偏差,涉及到项目社会称许性、项目复杂性或模糊性、量表格式、消极用语或反向编码项目。此次问卷采用了很多反向问题，在问卷过长的情况下受调查的对象很可能没有看清楚题目。第三是项目语境导致的偏差,涉及到项目启动效应项目嵌套、语境诱发情绪、量表长度、混合不同构念的项目。此次的问卷大部分都采用国外学者的信效度较高的量表，但是翻译上可能不太符合人们日常的阅读习惯。第四是测量环境导致的偏差,涉及到测量的时间、地点、使用同样的测量媒介等。尤其是此次测量的问卷过长，多达一个多小时，填写问卷的对象可能十分不耐烦。以上都是造成共同方法偏差大于临界值的重要原因。

解释的总方差



成份

初始特征值

提取平方和载入





合计

方差的 %

累积 %

合计

方差的 %

累积 %



1

9.426

47.130

47.130

9.426

47.130

47.130



2

2.423

12.116

59.246









3

1.118

5.588

64.833









4

1.011

5.057

69.891









5

.699

3.497

73.387









6

.605

3.026

76.414









7

.532

2.660

79.074









8

.530

2.650

81.724









9

.474

2.368

84.091









10

.429

2.145

86.237









11

.388

1.941

88.178









12

.361

1.803

89.980









13

.323

1.617

91.597









14

.305

1.525

93.122









15

.292

1.459

94.582









16

.269

1.343

95.925









17

.220

1.100

97.025









18

.217

1.084

98.110









19

.200

1.002

99.111









20

.178

.889

100.000









提取方法：主成份分析。





（三）信度与效度

在对调查数据进行系统、全面的统计分析之前，首先应该进行信度检验。

信度分析考察的是测量结果的一致性、稳定性以及可靠性。在实证研究中，学

者们通常采用Cronbach's a系数来检验测量结果的信度，一般来说，Cronbach's

a系数愈高，对应的量表信度也就越好，即测量结果愈一致、稳定和可靠。本

文某某SPSS 17.0对真实型领导、领导-成员交换和员工创造力三个研究量表进

行信度检验，具体结果如下表所示。

信度系数表

各量表信度分析结果表

量表

题项数目

Cronbach’s α系数



真实型领导

4

0.834



领导-成员交换

7

0.915



员工创造力

9

0.931



上下级共事时间

1







由上表可知，三个变量的Cronbach's a系数分别为0.834, 0.915, 0.931，均大于临界建议值0.7，即本研究采用的量表具有较好的内部一致性，可信度较高。

效度分析考察的是量表能够准确测出所想要考察构念的程度，即测量结果与所要考察的构念越吻合，效度越高，反之则效度越低。效度一般包括内容效度、效标效度和结构效度，由于本文所选取的量表均来自于国外成熟的量表，并在中国情境下得到了一些学者的检验，因此只需进行验证性因子分析，在进行因子分析之前，首先应该考察原有变量之间是否存在一定的线性关系，是否适合进行因子分析。其中，主要的衡量指标有KMO统计量和巴特利特球度检验的卡方某某及其对应的概率，具体检验结果如下表所示

KMO系数及球形检验结果表

变量

KMO检验

Bartlett的球形度检验

累计解释方差





KMO值

近似卡方某某

df

Sig.





真实型领导

0.804

433.033

6

0.000

62.270



领导-成员交换

0.921

1194.042

21

0.000

66.904



员工创造力

0.927

1533.007

28

0.000

67.426





由上表可知，各个变量的KMO统计量的值分别为0.804, 0.921, 0.927,根据Kaiser给出的常用KMO度量标准:0.9以上表示非常适合;0.8表示适合，由此可知，所选取的各个原有变量适合进行因子分析。同时，各个变量的Bartlett的球形度检验统计量的观测值分别为433.033, 1194.042, 1533.007，相应的概率P值均接近于0，均有三颗星，即相关系数矩阵与单位阵有显著差异，各个原有变量适合作因子分析。因此，本文所选取的三个量表均具有良好的结构效度。

（四）相关分析

相关系数表

变量的均值、标准差和相关系数



变量

1

2

3

4

5

6

7

8



1性别

1

















2年龄

-0.12

1















3工作年限

-0.08

.778**

1













4文化程度

0.07

-.167**

-.209**

1











5真实型领导

-0.05

0.03

0.00

-0.02

1









6领导成员交换

-0.10

0.06

.125*

-0.07

.664**

1







7员工创造力

-.135*

0.03

0.03

0.06

.601**

.535**

1





8上下级共事时间

-0.01

.511**

.591**

-.180**

.149*

.208**

0.12

1



均值

1.63

2.29

1.63

2.71

3.57

3.42

3.55

2.05



标准差

0.49

0.95

1.07

0.96

0.75

0.84

0.80

1.15





（五）假设验证

回归系数表

M

Y





模型1

模型2

模型3

模型4

模型5

模型6

模型7



性别

-.094

-.065

-.064

-.137

-.110

-.095

--.086



年龄

-.112

-.154

-.164

.005

-.032

.004

.065



工作年限

.196

.235

.210

.028

.063

.007

-.078



文化程度

-.037

-.026

-.024

.073

.083

.090

.093



X



Beta_xm.665

B_x .647



Beta_xy.051

C.440





W





B_w.059











Inter(XW)





Beta_xw.064











M











B.238

Beta_my.538



R2

.030

.470

.477

.024

.380

.410

.035



? R2

.016

.460

.463

.024

.357

.030

.281



F

2.083

47.707

34.767

1.632

32.989

31.047

23.562



主效应检验

(1)假设H1预测了真实型领导正向影响员工创造力，如表中模型5所示，回归结果表明在控制了性别、年龄、工作年限和文化程度之后，真实型领导对员工创造力的回归系数为0.051（p=0.000

以上为《论文写作指南》的无排版文字预览，完整格式请下载

下载前请仔细阅读上面文字预览以及下方图片预览。图片预览是什么样的，下载的文档就是什么样的。