真我型領導、核心自我評價對工作投入的影響*——基于初創企業新生代員工的實證研究

顧　萍　顧建平

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真我型領導、核心自我評價對工作投入的影響*
——基于初創企業新生代員工的實證研究

顧萍顧建平

*本文是國家社科基金項目“企業家靈性資本視角下企業創業導向及其作用機制研究”(15BGL095)和國家自然科學基金青年基金項目“電子化人力資源管理實踐雙層面影響因素及其實施效能：基于匹配的視角”(71502085)的階段性成果。

摘要本文基于組織行為理論來研究真我型領導、核心自我評價對新生代員工工作投入的影響。本研究使用問卷調查法，通過對10個城市45家企業的350名新生代員工的進行兩個時點的調查來獲得研究數據，并采用層級回歸分析處理數據。研究結果部分驗證了真我型領導對員工工作投入有顯著的正向影響，同時，核心自我評價在真我型領導和工作投入之間起到正向調節作用。本研究結論對完善領導行為、工作投入內容研究和指導企業對新生代員工工作投入管理具有一定意義。

關鍵詞真我型領導；核心自我評價；工作投入

一、引言

快樂并工作著，工作并快樂著——“樂工作，工作樂”是新生代員工的理想藍圖。Bassett認為新生代員工是成長伴隨信息技術及互聯網的一代。Jenn等把“Y代”定義為出生在1977年-1994年之間的個體，包括了目前最年輕的及正在找工作的大學生①。隨著新生代員工逐漸成為勞動力市場的主力軍，新生代員工的管理問題開始不斷沖擊著企業管理環境，引發人們對80后、90后員工管理問題的探討②。真我型領導同時作為一種積極有效的領導行為，對新生代員工工作投入是否具有積極影響？目前這方面的研究還比較少，探討初創企業的真我型領導對新生代員工工作投入影響的則更是缺乏。另外，關于核心自我評價感與工作投入之間的關系目前理論界的研究結論也不一致，有學者把它作為中介變量，如顧遠東等把它作為組織創新氛圍和員工工作投入之間的中介變量③；也有學者把它作為調節變量研究，如周浩和龍立榮把核心自我評價感作為真我型領導和員工創造力之間的調節變量④。核心自我評價感是員工自我概念的核心成分，個體的自我概念對個體的感知、思考方式及行為往往具有重要導向作用，所以不同的員工對同一情境的反應并不相同⑤。因此，新生代員工的自我概念可能會調節某一情境因素對員工行為的影響過程。

本文不僅探討核心自我評價在初創企業的真我型領導和新生代員工工作投入之間是否起到調節作用，而且還從領導風格整體性的新視角來研究核心自我評價感對工作投入的影響，同時驗證在我國情境下真我型領導與新生代員工工作投入的關系。本研究為初創企業的真我型領導和新生代員工工作投入關系的研究提供新的研究視角，以期豐富和發展領導學理論和員工創新理論，并為提升新生代員工工作投入水平提供參考性建議。

二、理論與假設

1．真我型領導與工作投入

真我型領導(Authentic Leadership，AL)是“一個基于積極的心理能力和高度發展的組織環境，給領導和員工帶來更好的自我認知和更積極的自我調節行為，從而促進積極的自我發展的過程”⑥。通常被認為應該具備的特質包括：真實的自我表現，即真我型領導不依從他人的期望刻意偽裝，完全按照自我意志行事；具有清晰的自我意識、謙遜、不斷尋求改進并致力于為下屬尋求福利；通過營造一種積極的道德和倫理氛圍來與下級構建高水平的信任關系；在社會價值觀框架內致力于組織的成功⑦。真我型領導可劃分為四個維度：(1)關系透明，指個體在處理與他人的人際關系中能做到坦率真誠；(2)內化道德，指個體的行動與真實自我意志保持高度一致；(3)平衡處理，指個體在進行與自我相關的信息加工處理時能做到客觀公正；(4)自我意識，指個體對自我價值、情感、動機等的直覺和感知⑧。

工作投入的概念最先由Lodahl和Kejner提出，指“發自內心、自主投入工作的程度，可以體現個體的工作態度”。Kanungo則將工作投入定義為個體對當前工作能否滿足自身需求而產生的一種認知或信念狀態。Kahn從個體及工作互相結合的程度視角提出工作投入即個人與工作的融合程度，融合程度越高說明工作投入狀態越好，員工會將所有的精力都投入到自己的工作中。他們把工作投入分成生理、認知與情緒三個維度。⑨Maslach將工作投入看成是工作倦怠的另一個極端，包含精力、卷入、效能三個維度。本文采取Schaufeli提出的概念，從快樂和激發兩個層面將工作投入定義為一種積極的、心理滿足的、與工作相關的狀態。這種工作狀態是持久的，它包括活力、奉獻和專注三個維度⑩。

根據社會學習理論和角色榜樣理論，真我型領導的自信和才能會對下屬產生積極的示范作用，通過榜樣作用感染和影響下屬，引導員工展現出積極的態度和行為，主動學習工作必需的知識和技能，了解組織的政治和文化，建立與組織其他員工之間的人際關系，促進員工的組織社會化內容學習，而且真我型領導本身是一個的互動的過程，領導者對下屬展現出來的信任和信心反過來會增強員工對領導的信任水平，形成一種真誠、和諧的工作氛圍，促進員工信心的提高，采取積極的工作行為；真我型領導具有令員工心悅誠服的行為特質，能夠清晰表述未來愿景，得到員工的認可和支持；為員工提供知識、情感等方面的支持，幫助員工挖掘潛在的才能，將員工安排到合適的崗位上去，為員工的公平發展和人際關系培養提供了必要的資源，有利于促進員工更積極地投入到工作中去。綜合上述邏輯推理和國內外研究結果，本文提出如下的假設：

H1：真我型領導與員工工作投入正相關；

H1-1：關系透明與員工工作投入正相關；

H1-2：內化道德與員工工作投入正相關；

H1-3：平衡處理與員工工作投入正相關；

H1-4：自我意識與員工工作投入正相關。

2.核心自我評價對真我型領導和工作投入關系的調節作用

Judge等提出核心自我評價是基于自尊、控制點、自我效能和情緒穩定性的基礎上提出的高階的人格構念，指個體對自身的能力和價值的基本評價。我國學者杜衛等及杜建政等先后基于中國文化背景下驗證了核心自我評價這一單因素結構的人格構念的存在。很多學者開始研究它與心理健康、工作滿意度、工作績效等變量的關系。Kittinger等研究發現核心自我評價得分越高的人，組織認同度也越高；且它還能由于工作滿意度的中介作用進而提高員工的情感承諾。近年來，對核心自我評價的研究也逐漸增加。趙燕通過研究核心自我評價與工作績效二者之間的關系，發現它與工作績效之間呈顯著正相關。吳琛調研分析顯示核心自我評價得分越高的學生，社交活動中焦慮和抑郁程度越低，通常表現出更積極的情緒。

核心自我評價概念的出現，說明了除了組織的具體情境會作用于員工的行為，員工的個性特點也會對他們的工作態度和工作行為產生影響。尤其是新生代員工個性獨立、張揚，自尊心強等特點都會影響他們的價值觀，進而會影響到他們的工作表現。中國情境下新生代員工的工作行為更是外部環境因素與個體自身因素交互作用的表現。鑒于此，本文將探究核心自我評價是否會對真我型領導與工作投入之間產生調節作用，因此，本文提出如下假設：

H2：核心自我評價在真我型領導與員工工作投入之間具有調節效應；

H2-1：核心自我評價在關系透明與員工工作投入之間具有調節效應；

H2-2：核心自我評價在內化道德與員工工作投入之間具有調節效應；

H2-3：核心自我評價在平衡處理與員工工作投入之間具有調節效應；

H2-4：核心自我評價在自我意識與員工工作投入之間具有調節效應。

根據上述假設，圖1清晰地呈現整體的模型構建，包括兩個部分：第一個部分是真我型領導及其四個維度對新生代員工工作投入影響作用；第二個部分是核心自我評價在真我型領導及其各維度與新生代員工工作投入之間的調節作用。

圖1　本文理論模型

三、研究設計

1.研究工具

本研究中所使用的測量量表是基于研究目的的基礎上，采用國外成熟的量表，同時考慮到我國的研究情境，對其中的用詞進行了一定的修訂。

(1)真我型領導。真我型領導問卷采用Walumbwa等人(2008)開發的量表，共16個題目，包含關系透明(5個題項)、內化道德(4個題項)、平衡處理(3個題項)和自我意識(4個題項)4個維度，此量表已被國內學者普遍使用(韓翼和楊百寅(2011),李先江(2011),郭瑋等人(2012),張蕾等人(2012),王勇和陳萬明(2013)，具有較好的信度。

(2)核心自我評價。Judge等(2003)提出12個題項組成的核心自我評價量表，包括6個正面描述和6個負面描述。杜建政等(2012)基于中國文化背景對Judge等編制的量表進行翻譯和修訂，對量表是否在中國文化背景下合理進行實證研究，結果發現“只要我努力，一般就會成功”和“我能決定自己生活中將要發生的事情”這兩個題項與西方研究不太一致，故刪除，最終形成10個題項的量表。本文采用這一量表(其中，有6個題項采用反向計分)。

(3)工作投入。Schaufeli等(2002)將工作投入定義為一種積極的、與工作相關的心理狀態，它包括活力、奉獻、專注三個維度。目前，Schaufeli的定義及維度劃分得到眾多學者的一致認可，故我們也采用他的量表，共包括17個題項。

(4)控制變量。在參考以往研究的基礎上，本研究選取員工的性別、教育程度和職位作為控制變量。其中，對性別進行虛擬變量處理，女性為“0”(146人，占41.7%)、男性為“1”(204人，占58.3%)；教育程度分為五個等級：大專以下(28人，占8.0%)、大專(含高職)(83人，占23.7%)、大學本科(188人，占53.7%)、碩士研究生(45人，占12.9%)、博士研究生(6人，占1.7%)；職位分為七個類別：生產技術(63人，占18.0%)、研發設計(44人，占12.6%)、管理(99人，占28.3%)、銷售(28人，占8.0%)、售后服務(4人，占1.1%)、文員文秘(49人，占14.0%)、其他(63人，占18.0%)。

2.樣本選擇與數據采集

本研究的調研對象主要是新創企業的新生代員工，主要是出生于1980年以后，1995年之前的逐步走上社會，進入職場，并成為企業主力軍的從業群體，即“80后、90后”。他們大多個性張揚、思想開放、追求平等、崇尚自由獨立，具有多元化價值取向，注重自我價值實現等。采用問卷調查的方法，通過現場發放、郵寄和電子郵件等方式，對上海、南京、杭州、蘇州、無錫、寧波、常州、鎮江、溫州、南通10個城市的150家企業進行調研。調研分兩次進行，并且兩次調研之間間隔3-6周時間。被試者為匿名，但要求提供“出生日”，以匹配前后兩次的問卷數據。2015年6月進行第一次調研，調研的變量為真我型領導、核心自我評價和人口統計學變量。2015年8月進行第二次調研，調研變量為工作投入。第一次調研發放問卷500份，有效回收435份，回收率87%；第二輪發放問卷500份，有效回收388份，回收率77.6%。經逐一核對匹配，最終共有363人前后兩次問卷匹配成功，刪除無效問卷之后，符合本研究的有效問卷350份。

四、實證分析

1.同源誤差及變量區分效度檢驗

為了防止存在同源誤差(Common Method Variance，CMV)的可能性，本研究在問卷設計、調查程序等環節上對同源方差進行了控制。首先，在問卷設計上采用匿名作答方式，在設計問卷提示語時，盡量采用中性說法，不揭露真正的研究目的、用意以及所調查的變量，藉此降低框定(frame)受訪者作答的可能性，以盡可能達到良好的心理區隔(psychological separation)；其次，為了避免在同樣的測量環境下而產生的同源方差問題，在調查的程序上采用兩個時點調查方法，即第一次調查自變量、調節變量和人口統計學變量，第二次調查因變量。另外，采用哈曼單因素檢測法，對同源方差的嚴重程度進行檢驗，發現第一個主成分占了總方差的37.367%，并沒有占到多數，所以同源方差并不嚴重，基本不影響結論的可靠性。

本研究采用LISREL8.70軟件進行驗證性因子分析，并采用STEIGER的研究，采用χ2/df、RMSEA、CFI和NNFI等四個擬合指標判斷模型的擬合效果。結果顯示，三因子模型擬合優度指標更接近于1，擬合效果最好(見表1)，這說明本研究的三個變量之間具備良好的區分效度。

表1　驗證性因子分析結果

注：JI表示工作投入；AL表示真我型領導；CSE表示核心自我評價；+代表兩個因子合成一個變量。

真我型領導采用國內學者普遍使用的Walumbwa等人(2008)開發的量表，由關系透明、內化道德、平衡處理和自我意識的四維度概念。采用AMOS6.0軟件對真我型領導進行驗證性因子分析，結果顯示，CMIN/DF=1.377，RMSEA=0.043(小于0.100)，NFI、IFI、CFI和GFI分別為0.865、0.942、0.939和0.889，說明真我型領導4個維度具有較好的結構效度。同時，為檢驗真我型領導量表的信度，本文運用SPSS16.0進行信度分析，結果顯示Cronbach’s Alpha為0.856，說明真我型領導量表具有良好的信度。綜合驗證性因子分析(CFA)結果和探索性因子分析(EFA)的因子載荷，說明真我型領導量表的效度達到統計學要求。

2.描述性統計與相關分析

本文對各變量的均值、標準差以及變量之間的相關性進行測量，分析結果如表2所示，真我型領導與工作投入正相關(r=0.735,p<0.01)，假設1得到初步證實。

表2　相關矩陣與描述性統計

注：N=350,**表示P值<0.01,*表示P值<0.05(雙側檢驗)。

本研究將分析真我型領導各維度與核心自我評價、工作投入的最大值、最小值、均值等指標，并側重對工作投入的整體狀態研究，同時為了簡化運算分析過程，對工作投入的相關分析采用其三個維度的均值進行處理。同時，采用Person相關分析考察真我型領導的各維度與工作投入是否存在相關關系以及在多大程度上存在相關關系。如表3所示，自變量(真我型領導)的四個維度與因變量(工作投入)都在0.01顯著性水平上正相關，相對應的Person相關系數分別為0.655、0.597、0.573和0.545，說明真我型領導的四個維度與新生代員工工作投入都存在顯著的正相關。

表3　真我型領導、核心自我評價

注：*表示P值<0.05，**表示P值<0.01。

2．回歸分析與調節效應檢驗

Person相關分析只能說明兩個變量之間存在某種關系以及該種關系的密切程度，但不能解釋兩個變量之間的因果關系，即Person相關分析無法驗證某個變量對另一個變量具有預測作用。因此，本文采用多元回歸分析驗證兩個變量的因果關系，即檢測真我型領導與新時代員工工作投入的因果關系以及核心自我評價在其中是否具有調節作用。

本研究采用SPSS16.0進行逐步回歸分析，在回歸模型中逐步加入控制變量(職業)和自變量(真我型領導)的4個維度(關系透明、內化道德、平衡處理和自我意識)，探索其對因變量(工作投入)影響，通過具體分析，發現回歸方程調整后的可決系數為0.463，可解釋模型總變異量的46.3%，同時從分析數據中發現F值為34.683并通過顯著性檢驗，說明整體回歸模型是有效的。此外，真我型領導的關系透明、內化道德、平衡處理、自我意識4個維度、職業以及常量進入回歸方程后，各自回歸系數t檢驗的顯著性系數分別為0.000、0.000、0.413、0.005、0.837和0.038，表明真我型領導的平衡處理和控制變量的職業沒有通過t值檢驗，其他維度和常量皆通過顯著性檢驗(如表4所示，)。其中，關系透明對員工工作投入的回歸系數為0.455，內化道德對員工工作投入的回歸系數為0.384，自我意識對員工工作投入的回歸系數為0.331。由回歸分析說明真我型領導中的關系透明、內化道德和自我意識這三個維度能有效地預測員工工作投入，即關系透明、內化道德、自我意識與員工工作投入有因果關系。由此可知，假設H1-1、H1-2、H1-4得到驗證，假設H1得到部分成立。上述回歸方程可表示為：工作投入=0.455*關系透明+0.384*內化道德+0.331*自我意識-0.397*。

表4　真我型領導行為對員工工作投入的回歸分析(t值檢驗)

Baron和Kenny(1986)認為調節變量能夠影響因變量和自變量的強弱和方向，當自變量和調節變量均為連續變量時，可以運用層級回歸方法檢驗調節效應。本研究將自變量和調節變量帶入回歸模型之前，對自變量和調節變量進行中心化處理，減弱變量間的多重共線性，然后再將中心化后的自變量和調節變量進行相乘并帶入回歸方程。通過獨立樣本T檢驗和單因素方差分析證實性別、受教育程度這些控制變量在員工工作投入上沒有顯著性差異，只有職位通過顯著性檢驗，因此只將控制變量中的職位狀況引入回歸方程。具體分析步驟如下：

第一步，將控制變量職位狀況進入回歸方程，建立模型1；

第二步，將關系透明、內化道德、平衡處理和自我意識進入回歸方程，建立模型2；

第三步，將調節變量核心自我評價進入回歸方程，建立模型3；

第四步，將自變量中的關系透明、內化道德、平衡處理和自我意識與調節變量核心自我評價的乘積項進入回歸方程，建立模型4。

如果模型4中自變量與調節變量的乘積項的回歸系數顯著，則可以說明核心自我評價具有調節作用。層次回歸的具體分析如表5所示：

由表5可知，在模型1反映了控制變量(職位)對工作投入的影響，但其回歸系數未通過顯著性檢驗。模型2中的關系透明、內化道德、平衡處理和自我意識共解釋工作投入總變異量的46.5%(F=33.986)，其中關系透明對工作投入的解釋力最高(β=0.454，P<0.01)，內化道德

表5　層級回歸分析

注：*表示P值<0.05，**表示P<0.01。

對工作投入的解釋力次之(β=0.345，P<0.01)，自我意識對工作投入的解釋力最低(β=0.274，P<0.05)。在模型3中加入調節變量核心自我評價，對工作投入的解釋力增加了7.9%(F=38.013，△R=0.079)。在模型4中加入自變量和調節變量的乘積項以后，模型對員工工作投入入的解釋力增加了4.4%(F=28.4638，△R=0.044)，其中關系透明與核心自我評價的乘積項系數為0.368，并在0.01的水平上通過顯著性顯著，說明員工核心自我評價在關系透明和員工工作投入之間具有調節作用，即相對于那些核心自我評價較低的員工，領導的關系透明對核心自我評價較高的員工工作投入更具有積極影響，本文假設H2-1得到驗證；模型4中的內化道德和核心自我評價的交互項系數為0.235，并在0.05的水平上通過顯著性檢驗，說明核心自我評價在內化道德和員工工作投入之間具有調節作用，即相對于核心自我評價較低的員工，上級領導的內化道德更能提高核心自我評價較高的員工工作投入，本文假設H2-2得到驗證；模型4中平衡處理與核心自我評價的交互項系數以及自我意識與核心自我評價的交互項系數均未通過顯著性檢驗，因此，不能證明員工核心自我評價在平衡處理與工作投入以及自我意識與工作投入之間具有調節作用，即本文假設H2-3和假設H2-4沒有得到驗證。

五、結論與啟示

1．研究討論

本文在梳理國內外相關文獻基礎上，構建了理論假設模型，探討了真我型領導對新生代員工工作投入的影響，并檢驗員工核心自我評價在真我型領導與新生代員工工作投入之間的調節作用。通過相關分析初步驗證了真我型領導各維度與員工工作投入正相關，但在回歸分析中，平衡處理對員工工作投入的回歸系數雖為正值但未通過顯著性檢驗，即本文假設H1-1、H1-2和H1-4得到支持，假設H1-3未得到支持。同時，通過層級回歸分析核心自我評價對真我型領導四個維度與員工工作投入的調節作用，結果本文假設H2-1和H2-1成立，假設H2-3和H2-4皆不成立。因此，假設H1、H2都得到部分支持。

本文假設H1-3不成立的原因，筆者解釋為雖然平衡處理也屬于真我型領導行為，但該維度主要解釋領導在工作中處理時做到客觀公正的品格和能力，但忽視了與員工之間互動與交流，新生代員工具有較強的個性特征，重視上級領導與自己的互動，上級的肯定與激勵、工作上的幫助與指導等行為會為對新生代員工工作投入具有重要影響。本文假設H2-3、H2-4皆沒有通過顯著性檢驗?？梢岳斫鉃槠胶馓幚砗妥晕乙庾R作為解釋上級領導自身高工作素質、高處事能力，以及對自我價值、情感、動機等的直覺和感知的維度，包括上級領導的工作內容幫助、職業生涯指導行為，作為關懷的接收方，新生代員工自然會產生工作投入，但這些領導行為對工作投入的影響，受核心自我評價的影響并不顯著。

2.啟示與不足

本文的研究成果對管理實踐具有一定的啟示。一方面，企業應該注重真我領導行為的培養。真誠真我領導行為是與領導個人特質相聯系的，個人歷史和關鍵性的激發事件，如成長環境、工作經歷等是真誠領導行為發展的重要因素。管理者自身應該不斷開發自身道德能力、自我認知能力和平衡信息處理能力，樹立自信和樂觀的心態，與員工建立真誠透明的關系；另一方面，企業要關注員工核心自我評價的管理。初創企業應該加強對員工的心理資本開發，通過成功的體驗鼓勵員工建立自我效能，通過共同目標設置開發個體希望，甚至通過心理輔導等方式幫助員工提升核心自我評價。

本研究的局限性及未來研究方向主要體現在：第一，同源偏差和共同方法偏差問題。本研究采用兩階段問卷調研的方式，對同一被試者進行調研，雖然大大降低了同源偏差和共同方法偏差問題，不會對研究結果的解釋帶來嚴重的威脅，但依然存在一定的影響。在未來的研究中，可以采用配對樣本等方法來減少同源方差的影響。第二，取樣的局限性。本研究選取的企業都是通過大學EMBA中心、MBA中心的介紹，并未實現真正意義上的隨機取樣，由此也可能帶來研究結論具有一定的局限性。因此，在未來的研究中要盡可能的實現樣本選取的隨機性。第三，本研究雖然發現了核心自我評價對工作投入的影響，以及在真我型領導和工作投入之間起到調節作用，但是并沒有對核心自我評價的前因變量進行探討，因此在未來的研究中應該進一步研究影響員工核心自我評價水平的因素，以及這些因素之間的差異性作用。

①Sluss D. M., Thompson B. S. Socializing the newcomer: The mediating role of leader-member exchange. Organizational Behavior and Human Decision Process, 2012, 119: 114-125.

②李燕萍、涂乙東：《組織公民行為的價值取向研究》，《管理世界》2012年第5期。

③顧遠東，彭紀生：《組織創新氛圍對員工創新行為的影響：創新自我效能感的中介作用》，《南開管理評論》2010年第1期。

④周浩、龍立榮：《工作不安全感、創造力自我效能對員工創造力的影響》，《心理學報》2011年第8期。

⑤Leary M R, Baumeister R F. The nature and function of self-esteem: Sociometer theory， M Zanna. Advances in Experimental Social Psychology， San Diego: Academic Press, 2000: 1-62.

⑥Avolio B. J., Gardner W L, Walumbwa F O, Luthans F, & May D R. Unlocking the mask：a look at the process by which authentic leaders’ impact follower attitudes and behaviors.TheLeadershipQuarterly, 2004, 15: 801-823.

⑦Walumbwa F O, Luthans F, Avey J B, & Oke A. Authentically leading groups: The mediating role of collective psychological capital and trust.JournalofOrganizationalBehavior, 2011, 32, 4-24.

⑧Woolley L. Authentic leadership and follower development: psychological capital, positive work climate, and gender.JournalofLeadership&OrganizationalStudies, 2010, 30(11): 236-251.

⑨Gerhard et al. Socioanalytic Theory and Work Behavior: Roles of Work Values and Political Skill in Job Performance and Promotability Assessment.JournalofVocationalBehavior，2011，(78): 136-148.

⑩Walumbwa F O, Avolio B J, Gardner W L, et al. Authentic leadership: development and validation of a theory-based measure.JournalofManagement, 2008, 34(1): 226-234.

〔責任編輯：清菡〕

注：

Effects of Authentic Leadership and Core Self-evaluation on Job Involvement：

An Empirical Study Based on the New Generation Employees

GuPing&GuJianping

Abstract:This article verifies the influence of authentic leadership on the new generation employees’ job involvement and the moderation effect of core self-evaluation, which based on the organizational behavior theory. This study used questionnaires and the research data is gathered through a longitudinal survey to 350 new generation employees in 45 companies from 10 cities at two times. The empirical results from hierarchical multiple-regression partially verified that there is a significantly positively correlation between authentic leadership and job involvement, and also found that core self-evaluation moderate the effect of authentic leadership on job involvement. Research also proposed the theoretical contributions and management implications.

Key words:authentic leadership；core self-evaluation；job involvement

作者簡介顧萍，河海大學商學院博士生南京 211100；顧建平，南京師范大學商學院教授、博士南京 210093

DOI:10.15937/j.cnki.issn 1001-8263.2015.12.005

中圖分類號F272.93

文獻標識碼A

文章編號1001-8263(2015)12-0034-07