领导委派如何影响中层管理者内创业行为
——积极追随力与多任务时间取向的调节作用

余维新，熊文明

(1.南京邮电大学 管理学院，江苏 南京 210003；2.南京大学 商学院，江苏 南京 210093)

0 引言

数字经济时代，创新变得分散、开放且具有极大的延展性。高层管理者进行战略决策、中基层员工专注于战略执行的传统模式已显示出弊端。赋能中基层员工启动内创业行为，提高组织对市场的响应能力，成为适应复杂动态环境的重要方式[1-2]。内创业是指现有组织中的个人或群体通过风险创造和战略更新等方式将资源重新配置，进而提高组织竞争地位和财务绩效的活动。中层管理者作为战略性角色和操作性角色的结合体，在与高层领导互动过程中能够领悟组织发展方向，在与基层员工沟通交流过程中能够收集创新想法、体会消费者偏好变化或正在发生的技术变革[3]，扮演“为领导探路、为员工搭台”的角色，影响公司创业行为，其蕴含着巨大的内创业能量。在此背景下，探究中层管理者为提升组织运营效率而从事内创业活动具有重要意义[4]。

在内创业过程中，中层管理者不仅需要自下而上的机会识别及传递，而且还需要自上而下的资源调度及任务执行。同时，中层管理者由于受到企业权力结构的限制，其内创业行为受高层领导风格的影响。然而，现有研究大多从组织氛围[5]、组织边界[6]、组织支持[7]、奖励制度[8]等方面分析中层管理者内创业行为，较少探讨高层领导风格如何影响中层管理者内创业行为。中层管理者从高层领导那里接收他们关于上述前因变量的信息，也即高层领导行为方式是激活个体特质、促使其产生工作投入和积极行为的直接外界线索[9]。在承上启下的权力结构中，忽视高层领导对中层管理者内创业行为的作用，将影响公司激发内创业行为的宏观布局及长远战略构思。因此，探讨高层领导风格对中层管理者内创业行为的影响，对公司内部创业战略实施非常关键。

在组织不确定性和个人复杂性渐增的情景中，相比官僚主义领导者塑造的工作氛围，新生代中层管理者更愿意置身于轻松的工作环境并拥有更多自主裁量权。领导委派将责任分配给下属并授予其一定权力来完成任务，是一种重要且有效的领导行为[10]。研究显示，领导委派不仅能够提高决策速度与质量，而且还可以通过任务协调为下属提供职业发展机会，增强下属工作动力[11-12]。因此，本研究重点探讨领导委派对中层管理者内创业行为的影响因素、中间机制和边界条件。

积极追随力能够加强对领导的“角色认同”，诸如敬业精神、积极参与、人际技能和影响力等一系列积极行为直接决定领导意图能否顺利实现[13]，进一步关系到组织目标的达成[14]，可产生优于制度化的管理效果。依据追随理论，中层管理者在与高层领导互动过程中，通过对领导委派释放的讯息进行加工、整合和评价[15]，当意识到自身充满行为能量时，就会激发其内在工作动机，促进内创业行为的开展。因此，积极追随力是领导委派通向中层管理者内创业行为的重要桥梁。另外，尽管现有研究大多证实领导委派对下属积极行为具有正向促进作用，但也有学者指出领导委派在给予下属自主权和灵活决策权的同时也让其承担了更多责任和风险[16]。如果个体不具备多任务时间取向特质，就会产生角色压力，对领导委派形成非正面解读，其作用则难以有效发挥。由此可见，积极追随力在领导委派行为与中层管理者内创业行为关系中通过多任务时间取向发挥传递作用。

鉴于此，本研究将领导委派作为自变量、中层管理者内创业作为因变量，结合积极追随力、多任务时间取向对二者关系机制和边界条件进行探索，构建理论模型并进行实证检验，可丰富领导理论和内创业理论，为组织管理提供实践启示。

1 理论基础与研究假设

1.1 领导委派与中层管理者内创业行为

自Bower(1970)提出中层管理者在组织变革中的重要作用以来，学界广泛认识到中层管理者对公司创业的影响。一方面，中层管理者通过执行战略决策促进高层管理者与运营层管理者间的信息流动。他们认可来自高层管理人员的观点，并传递给主要实施者，即运营管理人员及其直接下属[17]。在这种背景下，中层管理者的创业行为主要受高层管理者自上而下的引导，并专注于在现有业务和能力基础上进行创新[18]；另一方面，中层管理者抓住由基层管理者反馈的新业务机会，评估其对未来公司增长的潜力，通过将这些计划“推销”给高层管理者，获得组织支持和战略重塑，在自下而上的自主性战略中发挥关键作用[19-20]。Floyd & Wooldridge(1999)进一步指出，中层管理者通过3个关键机制对公司内部创业作出贡献，即识别创业机会、发展创业计划、更新组织能力。因此，本研究认为中层管理者内创业行为本质上关注创业机会和资源，即通过评估、精炼和引导创业机会，在高层与基层互动过程中获取、整合和利用创业资源，最后将内部创业方案付诸实施[17-21]。已有研究指出，组织支持是促进中层管理者内创业行为的重要前因条件[6]。

作为下属参与决策、获取支持的一种形式，领导委派是指领导者将重要任务分配给下属并赋予其相应权力的行为[10]。若受到高层领导委派，则意味着获得高层领导认可和组织接纳，反映拥有高质量的上下级关系。中层管理者争取为特定任务负责的机会将激励其尝试新工作方式，增强其追求成就感和实现自我价值的内部动机，从而更容易出现冒险、创新和变革性内部创业行为[22]。另外，高层领导委派有助于提高中层管理者群体地位感知，促使其建立积极的自我概念认知，增强其“我是公司重要组成部分”的信念，产生情感性组织承诺。履行规定的工作角色以及拥有自由裁量权，能够鼓励中层管理者积极探索促进自身和组织未来福祉的方法，如基于组织的战略、资源和结构，将来自基层的创新想法塑造成对组织有意义的创业机会，支持、保护、培养、引导基层管理者和员工的主动性，促使其将资源转向对公司具有更大战略价值的内创业活动。据此，本文提出如下假设：

H1：领导委派对中层管理者内创业行为具有积极正向影响。

1.2 积极追随力的中介作用

追随力是个体在与领导者互动过程中体现的个性特质、心理状态和行为结果，是成就领导力的关键组成部分。Kelley (2008)指出，追随力包括消极和积极两种类型。其中，积极追随力来源于有效追随者,是行动过程中展现的有利于领导力发挥和工作绩效提升的能量，他们具有独立批判性思维，尊重、拥护领导，主动表达意见、解决问题，敢于承担责任，推动组织变革等，是组织发展不可或缺的动力[23-24]。

积极追随力是追随者自愿为感知到的共同目标而行动的行为过程，他们不是被动地等待任务分派，而是灵活选择工作方式应对各种挑战。研究证实，领导委派在个人如何从本质上形成更被动或更主动的追随关系结构中发挥着重要作用。如Pearce& Manz[25]认为，具有授权和自主氛围的组织以及允许协作的领导者将为追随者提供积极、主动参与决策的机会。授权领导并不专注于展示其权威或铁腕统治，而是与下属共享权力、知识和信息，提供自主权，鼓励追随者，从而影响下属追随模式的建构；Carsten等[26]指出，与官僚主义领导者不同，倾向于委派的领导可能会模糊领导者与追随者间的界限，并鼓励建立更具参与性和从事更积极行为的追随者；Amabile等研究发现，当组织强调监督和限制、信息链依赖层层传递时，员工能动性就会降低，并呈现出消极的追随力。在由委派行为营造的自由组织文化中，中层管理者更易建立高信任感和协同感。因而，领导委派有助于增进员工积极追随意愿。当中层管理者感知到自身具备积极追随力时，便会与高层领导共享愿景目标，理解高层领导在不同情境中的工作意图,提高决策、指令内涵与要求的准确性，从而开展能动性和创造性工作对其进行回应。如主动向高层领导提供战略反馈或告知正在发生的变化以促使领导者权衡不同观点，或参与新市场开发、与新客户展开互动、调动资源支持特定员工从事创业活动等。据此，本文提出如下假设：

H2：积极追随力在领导委派与中层管理者内创业行为间起中介作用。

1.3 多任务时间取向的调节作用

由于情景与人格特征的交互作用，导致不同个体面对同样情景时会表现出差异化行为。高层领导委派一方面给予中层管理者自由裁量权，另一方面需要他们承担更多任务，在这种环境下，其效能发挥对下属个人特质依赖度较高。Hall&Hall(1983)提出“单任务时间取向—多任务时间取向”用于描述个体的时间人格。其中，单任务时间取向指某个人在同一时间内只从事一项活动，且不喜欢中断正在进行活动的特质。多任务时间取向指个体中断一项未完成任务并切换至其它任务的非时序性偏好，或是在同一时段内从事多项活动的个体倾向[27-28]。中层管理者的工作特点是经常被上、下级和同事打断，而且需要当场解决问题，因而更高程度的多任务时间取向对于成功执行各种工作角色尤为关键。虽然假设领导委派对中层管理者内创业行为存在正向影响，然而正如个体差异可能影响其对领导委派的感知，个体时间人格也会影响其对领导委派的响应能力。Wong & Giessner[29]发现，下属对领导者委派存在预期，对于多任务时间取向程度较低的中层管理者而言，领导委派增加了自身角色冲突，制造了紧张的心理情绪，此时委派行为并不能促使中层管理者产生积极的工作态度和行为。相反，对于多任务时间取向程度较高的中层管理者而言，他们能够准确感知、管理和组织自身时间，更能处理工作中的多重任务要求，更习惯于不同任务的快速切换，情绪压力和角色冲突也就更少[30]。因此，高层领导委派有助于增强其对自身工作能力的信任，更愿意在创造性工作中投入更多精力，内创业行为也会更加积极[31]。

多任务时间取向个体一般更加外向、有激情、具备亲和力，更重视与其他人的沟通与交流[32]，对环境线索的感知更加强烈。因而，高层领导赋予中层管理者自主性和工作权责可以激发其内部动机，促使其展现出积极追随力，注重自身知识与能力积累，增强学习及成长能力，主动识别、精炼创业机会，整合和利用资源，以为自己、团队和组织带来更高绩效。换言之，当中层管理者的多任务时间取向程度较高时，领导委派通过积极追随力影响中层管理者内创业行为的关系较强；相反，当中层管理者的多任务时间取向程度较低时，若接受不确定性及工作任务变化需要耗费较多精力来抵消负面情绪，此时中层管理者对高层领导赋予的权力和自主性感知力不强，其反而更加关注工作行为中的“义务”和“安全”部分[33]，减弱与领导互动中积极追随力的形成，抑制内创业行为。据此，本文提出以下假设:

H3：多任务时间取向正向调节领导委派与中层管理者内创业行为的关系。也即，对于多任务时间取向程度较高的中层管理者而言，该直接效应更强，反之则更弱。

H4：多任务时间取向调节领导委派与中层管理者内创业行为经由积极追随力的间接关系，表现为被调节的中介作用模式。即与程度较低的多任务时间取向中层管理者相比，这一间接关系在程度较高的多任务时间取向中层管理者中更强。

综上所述，本文绘制研究框架模型，以此阐释变量间的逻辑关系，如图1所示。

图1 研究假设模型

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

中层管理者内创业行为常见于具有一定规模的企业，为彰显样本的有效性和典型性，本研究选择样本的标准为员工人数大于500人，以规避企业规模对研究结果的不良影响。基于这一标准，本研究选择无锡、扬州、镇江、南京和杭州20家企业为调研对象，行业多分布在生物医药、智能制造和电子信息等领域。为保证调研的高效性，首先通过电话或登门拜访的方式与企业人力资源部门主管进行沟通，表明调研意图；其次，与人力资源部商讨，确定调研参与者部门和姓名等信息；最后，于2019年8～11月进行现场调研。由于每个被试者需要填写问卷中所有题项，本研究采用两种方式减少共同方法偏差：一是测试前告知被试者本次调研的学术目的，无对错好坏之分，并对数据严格保密，从心理上进行分离；二是分两个时间点(间隔两个星期)收集数据。第一次填写领导委派、积极追随力、自身基本信息等控制变量问卷，第二次填写多任务时间取向和内创业行为问卷。因工作原因无法现场填写问卷的中层管理人员，委托企业人力资源部发放填写并通过邮寄方式寄回。本次调研共发放问卷253份，现场收回183份，占91%；邮寄收回18份，占9%；共回收有效问卷201份，有效问卷回收率为 79.5%。经分析，两种方式取得的数据没有显著差异，可以进行合并分析。最终，样本统计结果显示：男性占56.8%，女性占43.2%；年龄21～29岁占6.2%，30～35岁占57.5%，35岁以上占36.3%；工作年限2～5年占16.1%，6～10年占68.6%，10年以上占15.3%；本科以下学历占10.8%，本科占63.3%，硕士及以上占25.9%。

2.2 变量测量

为保证测量工具的可信度,本文采用以往国内外研究中较为成熟的量表，并在此基础上进行适当调整，如表1所示。除控制变量外，所涉及量表均采用Likert5点量表，“1”表示“完全不同意”，“5”表示“完全同意”。

(1)领导委派(DI)：为获得一个高度可靠的测量方法，结合Yulk等[12]开发的量表，评估中层管理者从上级领导那里感知到的领导委派程度。典型题项如“我的上司让我作决定之前不要求我征求他/她的意见或得到他/她的批准”、“我的上司让我负责主持部门的重要工作”、 “我的上司将原本由他/她负责的任务委托给我”。最终，Cronbach'sα系数为0.86。

(2)积极追随力(AF)：借鉴曹元坤、许晟[34]的量表，共8个题项。典型题项如“我具有与领导共谋组织发展的责任感”、“我有准确认知领导意图的工作悟性”、“我会主动克服工作执行中的困难”、“我会与同事经常保持友好互动”、“我有时通过实践创新帮助领导改进工作”。最终，Cronbach's α系数为 0.87。

(3)多任务时间取向(PT)：采用Lindquist等[28]开发的5题项量表。典型题项如“我通常同时做两件及以上的事情”、“我喜欢同时兼顾多个活动”。最终，Cronbach's α系数为0.93。

(4)中层管理者内创业行为(MMI)：由于中层管理者所处组织结构位置比较特殊，借鉴Ren & Guo[20]以及Gawke等[35]的研究，以区别于高层领导者和基层员工的内创业行为，共形成8个题项。典型题项如“打破传统，将工作设想高效转化为组织实践”、“鼓励下属主动践行自己的想法”、“为下属想法积极匹配所需资源”。最终，Cronbach's α系数为0.89。

(5)控制变量：将员工性别、年龄、受教育程度、工作年限等人口特征设为控制变量。

3 实证结果分析

3.1 结构效度与共同方法偏差检验

本文采用AMOS21.0对关键变量领导委派、中层管理者内创业行为、积极追随力、多任务时间取向进行验证性因子分析。检验各变量的区分效度发现，基准模型拟合效果良好 (χ2/df=1.62，RMSEA=0.056，SRMR=0.071，CFI=0.96，NFI=0.92，TLI=0.97)，达到可接受标准，且显著优于其它模型，表明四因子模型具有良好区分效度，结果见表2。

另外，根据Podsakoff &Organ的建议，采用Harman单因子检验法对可能存在的共同方法偏差问题进行检验。未旋转4个变量的探索性因子分析结果显示，第一个未旋转因子的方差解释率为20.33%，未占到绝大多数，说明共同方法偏差问题不严重。

3.2 各变量相关性分析

如表3所示，领导委派与中层管理者内创业行为显著正相关(r=0.407，p<0.01)，与积极追随力显著正相关(r=0.428，p<0.01)；积极追随力与中层管理者内创业行为(r=0.369，p<0.01)、多任务时间取向与中层管理者内创业行为均呈显著正相关关系(r=0.371，p<0.01)，为上述研究假设提供了初步支持。

表1 各变量题项与因子载荷

表2 验证性因子分析结果

表3 描述性统计分析结果

3.3 假设检验

3.3.1 中介效应与调节效应检验

如表4所示，领导委派正向影响中层管理者内创业行为(β=0.382，p<0.01)，H1得到验证；领导委派与多任务时间取向的交互项显著影响中层管理者内创业行为(β=0.112，p<0.05)，表明多任务时间取向程度越高，领导委派对中层管理者内创业行为的正向影响越显著，H3得到验证。按照 Baron & Kenny提供的中介变量检验方法：首先，自变量必须显著影响中介变量；其次，自变量必须显著影响因变量；最后，同时引入自变量和中介变量，如果因变量变得不显著，而中介变量依然显著，则表明是完全中介；如果因变量依然显著但显著性降低，表明是部分中介。模型2结果显示，领导委派与积极追随力显著正相关(β=0.419，p<0.01)；模型6结果显示，在引入积极追随力后，积极追随力对中层管理者内创业行为具有显著正向影响(β=0.282，p<0.01)，领导委派与中层管理者内创业行为正相关，但是领导委派与中层管理者内创业行为的相关系数由模型3中的0.372降至模型6中的0.314，而回归方程解释量R2由0.235增至0.294，R2增加0.059，统计上达到显著性。整合模型2、模型3和模型6结果发现，积极追随力部分中介领导委派与中层管理者内创业行为间的关系，因此H2得到验证。由图2中的结构方程模型图可见各变量间的路径系数。

表4 层级回归结果

图2 积极追随力在领导委派与中层管理者内创业行为的中介作用模型

采用Bootstrapping方法检验中介作用的稳健性，将Process的抽样次数设定为5 000次，检验结果的间接效应值为0.15，95%置信区间为[0.06，0.18]，0不在区间内，表明积极追随力的中介效应显著。

为清晰展示多任务时间取向在领导委派与中层管理者内创业行为关系中的调节作用，根据 Dawson[36]提供的方法绘制调节效应图。以高于和低于均值一个标准差为基准，描绘不同多任务时间取向程度下中层管理者在感受到领导委派时内创业行为的差异。如图3所示，与处于较低程度的多任务时间取向的中层管理者相比，较高程度的多任务时间取向内创业行为回归线更加陡峭。在较高程度多任务时间取向中层管理者中，高层领导委派倾向较强时中层管理者的内创业行为远高于其委派倾向较弱时中层管理者的内创业行为；而在较低程度多任务时间取向中层管理者中，上级领导委派倾向强弱对中层管理者内创业行为的影响较小。以上分析发现，多任务时间取向增强了领导委派与中层管理者内创业行为间的关系，H3再次得到验证。

3.3.2 被调节的中介效应检验

根据温忠麟等[37]的四步法检验被调节的中介模型，结果如表5所示。从中可见：从M1积极追随力对领导委派和多任务时间取向的回归结果可见，自变量领导委派系数显著(β=0.409，p<0.01)，说明领导委派对积极追随力具有正向影响；其次，从M2中层管理者内创业行为对领导委派和多任务时间取向的回归结果可见，自变量领导委派系数显著(β=0.357，p<0.01)，说明领导委派对中层管理者内创业行为具有正向影响；再次，从M3中层管理者内创业行为对领导委派、多任务时间取向和积极追随力的回归结果可见，中介变量积极追随力的系数显著(β=0.301，p<0.01)，说明积极追随力对中层管理者内创业行为具有正向影响。由此可见，积极追随力的中介效应显著；最后，从M4中层管理者内创业行为对领导委派、多任务时间取向和积极追随力的回归结果可见，多任务时间取向与积极追随力乘积系数显著(β=0.183，p<0.01)。由此可见，当因变量是中层管理者内创业行为时，整个模型存在被调节的中介效应，H4得到支持，表明多任务时间取向是积极追随力中介领导委派与中层管理者内创业行为关系的调节变量。

图3 多任务时间取向对领导委派与中层管理者内创业行为的调节作用

4 结语

4.1 研究结论

本研究探讨领导委派对中层管理者内创业行为的影响、积极追随力的中介作用以及多任务时间取向的调节作用。结果表明：领导委派对中层管理者具有显著促进作用，领导委派分享信息、为下属提供技能发展机会和授予下属权力的特质，有助于提高中层管理者群体地位感知，鼓励其追求成就感和实现自我价值，促使其展开冒险、创新和变革性内部创业行为。同时，领导委派还可以通过积极追随力的间接作用而影响中层管理者内创业行为，积极追随力在二者间起部分中介作用，且该中介作用受中层管理者多任务时间取向的调节，即多任务时间取向程度越高，领导委派与中层管理者内创业行为的正相关关系越显著。进一步，当中层管理者的积极追随力处于相同水平时，多任务时间取向程度高的中层管理者比程度低的中层管理者更能展示内创业行为。

表5 被调节的中介效应检验结果

4.2 理论贡献

综上所述，本文理论贡献如下：

(1)本研究验证领导委派是中层管理者内创业行为的重要前因变量，回应了Kuratko等[21]关于管理支持正向影响中层管理者内创业行为的研究结论。即当高层领导给予中层管理者工作自主权，为其创新性想法和创业行为提供条件时，冒险和变革性的内创业行为就会增强。

(2)本研究深化了领导行为影响中层管理者内创业行为作用机制。聚焦于驱动态度和行为的核心要素——积极追随力，构建“领导委派—积极追随力—中层管理者内创业行为”整合模型，延伸了Huy等[38]关于中层管理者对高层领导的认知与判断决定其创新和变革态度的阐述，拓展了积极追随力研究范围和视角。

(3)本研究探索领导委派影响中层管理者内创业行为的边界条件。领导委派是一个复杂、多方面的过程,包括将新的重要任务分配给下属,让下属决策以前由高层自己负责的事项,并增加自由裁量权，允许下属采取行动前可以不经过事先批准，其效能发挥对情境的依赖度较高。如Yukl等[12]指出委派的发生需要下属具备较强的工作能力。本研究从个体层面出发，基于多元复杂任务情景表现的“多任务时间取向”，探究在不同程度多任务时间取向的中层管理者中，领导委派与内创业行为的变化规律。

4.3 管理启示

本文结论对管理实践具有以下启示：

(1)高层领导者应将工作多委派给中层管理者完成。较之于西方，中国文化背景中权力距离普遍较高。领导者，尤其是高层领导者掌握着关键决策权、资源分配权和人事评价权，下属则处于被动执行地位。本研究发现，高层领导者委派有助于激发中层管理者内创业行为。高层管理者应改善领导方式，建立长效沟通机制，适当下放权力，促进高层领导者与中层管理者间的良性互动，激发中层管理者内创业动力和热情，从而提升组织整体绩效。

(2)提高中层管理者的积极追随力，加强领导委派对中层管理者内创业行为的积极影响。具备积极追随力的中层管理者会释放更多责任感支持领导工作，并能够选择灵活的工作方式应对各种组织挑战，其风险承担能力、独立思考能力和影响同事的能力都较强。所以，高层领导者应通过领导委派提高中层管理者的积极追随力，使他们感受到自身价值，从而投身到内创业行动中。

(3)管理者应重视对中层管理者时间、人格的考察和培训。一方面，选拔和晋升中层管理者时应注重对多任务时间取向特质的考察；另一方面，可通过轮岗等方式提高其处理多任务的工作能力，充分发挥个人特质对组织成长的促进作用。

4.4 不足与展望

本文仍然存在以下不足：①所选样本集中在长三角地区，未来可扩大研究区域和行业，以增强研究结论的普适性；②研究问卷均由中层管理者填写，虽然同源方差分析结果并不严重，但未来可采取中层管理者和高层管理者共同填写的方式，以降低对研究结论的单一影响；③从积极追随力和多任务时间取向特征探讨领导行为对中层管理者内创业行为的作用关系，偏重个体心理要素，未涉及高、中层互动中建立的认知匹配或价值观匹配等，未来应构建综合模型对此问题进行深入探究。