領導授權如何激發員工創造力
——基于積極情緒的調節作用

王永偉,韓雪亮,田啟濤

(河南財經政法大學 工商管理學院,河南 鄭州 464300)

引言

在數字技術的驅動下,一些領先企業的創新能力優勢明顯,這得益于個體價值創造的發揮。激活個體價值創造不僅能提升組織創造力,還能幫助企業獲取競爭優勢,因此,如何最大效度激活員工創造力是理論和實踐共同關注的焦點,基于此,學者們對員工創造力的前因展開了豐富的研究。

員工創造力是員工對企業所提供的產品、服務等提出的具有新穎和實用想法的能力(Zhou et al,2001)。文獻研究發現員工創造力的前因主要是個體、領導和組織層面。其中,領導不僅是組織環境的塑造者(王永偉 等,2012),而且是激發員工創造力的關鍵情境,能夠滿足員工在組織中的工作需求。目前學者們探討服務型領導(田紅彬 等,2019)、真實型領導(王小予 等,2022)等對員工創造力的影響。隨著領導風格研究的深入,自下而上的領導授權對員工創造力的影響普遍受到關注。一方面,在實務界,海爾通過“人單合一”模式以激活員工創造力,彰顯了企業授權創造價值的典范。另一方面,在學術界,授權型領導對員工創造力的影響也得到探討,如員工不僅會基于建言動機、人際信任以回應領導的授權行為(朱永躍 等,2019;魏華飛 等,2020), 而且會從領導授權中獲取自我效能感和學習動機(Zhang et al,2014;龔文 等,2020),進而表現個人創造力。因此,領導通過有效授權以激發員工創造力引起實務界和學術界的廣泛關注。

領導授權對員工創造力的研究雖然得到廣泛的關注,但是以往研究存在兩點局限。首先,以往領導授權影響員工創造力的路徑主要是從個體層面展開的,很少基于團隊視角進一步挖掘內在的中介機制。尤其在團隊工作日益普遍的情況下,有必要開展領導授權對員工創造力的研究(朱永躍 等,2019;王永偉 等,2022)。此外,個體-環境匹配理論認為外部環境及個體與環境匹配會影響個體行為,如團隊創新氛圍能促進員工創造力(孫圣蘭 等,2016),尤其是員工創造力作為提出一種新穎和實用的想法,這種想法勢必與企業原有的慣例發生沖突。因此,員工感知到的環境支持對自身創造力的發揮起著重要的導向作用。其次,以上文獻主要通過中介機制識別領導授權與員工創造力間的關系,缺乏成熟的理論分析框架。從僅有的部分理論分析來看,相關文獻基于自我決定和社會認知理論探討領導行為對員工創造力的影響(魏華飛 等,2020),但這些理論僅僅解釋了影響員工創造力的潛在機制,并沒有解釋如何激發員工產生創新思維的內在過程(Liu et al,2020)。因此,有必要從理論視角構建領導授權影響員工創造力的機制和情境,這有利于擴展相關理論在員工創造力領域的應用。

具體而言,本文引用社會交換理論作為模型構建的理論基礎。社會交換理論是指當交換關系的一方為另一方提供收益時,交換關系的另一方基于互惠原則會為交換關系發出者反饋好處以維護和強化這種交換關系(Cropamzano et al, 2017)。這就為授權型領導對員工創造力的影響提供了理論可能。領導授權讓員工參與自我管理和決策,是領導對員工的肯定,為此,員工傾向于表現創造力以反饋領導的授權。其次,領導對員工授權體現的是對員工的信任,這種信任又會促進員工對領導的信任,這種相互信任是形成心理安全感的重要因素之一(卿濤 等,2012),進而為激發員工創造力提供團隊氛圍支持。因此,本文將探討團隊心理安全感知在二者關系間起到的中介效應。最后,積極情緒的社會功能可以強化人際關系進而促進創造力(湯超穎 等,2011),是影響員工創造力的重要情境。積極情緒是否能強化人際關系基礎上的團隊心理安全感?因此,本文引入積極情緒作為邊界條件,探討其在團隊心理安全感與員工創造力關系間起到的調節作用。

本文的創新在于:一方面,探討領導授權對員工創造力的影響機制和情境,即團隊心理安全感的中介作用以及積極情緒在心理安全感與員工創造力關系間的調節作用,回應了學者提出的需“進一步挖掘個體特征與情境因素在心理安全感知影響知識分享和員工創造力的促進作用”的觀點(曹科巖,2015),豐富了員工創造力的機制和情境;另一方面,基于社會交換理論探討領導授權對員工創造力的影響,彌補了當前學術界大多是從理論基礎上研究授權型領導的形成和發展的不足(魏華飛 等,2020),深入研究了授權型領導所帶來的行為后果,豐富了社會交換理論在領導授權和員工創造力領域的發展。

一、理論基礎和研究假設

(一)領導授權和員工創造力

領導授權是指將權力下放給員工,鼓勵下屬進行自我管理和自我決策(Lee et al,2011)。員工創造力是員工對企業所提供的產品、服務等提出的具有新穎和實用想法的能力(Zhou et al,2001)。領導授權有利于激發員工創造力。

本文通過文獻研究認為,領導與下屬間關系的交換過程影響員工創造力。根據社會交換理論,當下屬得到領導支持時,他們會感知到自己與領導建立了一種和諧的社會交換關系,并認為自身有義務去回報領導的肯定。領導授權是領導給予員工授權感知和決策自由,是對員工的支持,當員工感知領導關注自身的切身利益時,進而感知自身與領導建立一種高質量的社會交換,促使其感到有義務表現良好的工作行為,比如創造力等。此外,擁有高質量領導-成員交換關系的員工往往能獲取與工作相關的資源(蘇偉琳 等,2019),相關研究也證實了員工在得到充足資源的情況下會提高創造力(Shalley et al,2004)。而領導授權鼓勵員工自我發展,滿足其資源需求,有利于提高員工創造力。因此提出假設H1。

H1:領導授權正向影響員工創造力。

(二)領導授權與團隊心理安全感

團隊心理安全感是指團隊成員間相互信任和關心的一種共同持有的信念,是個體被卷入人際風險而不會因風險結果導致自己承擔懲罰的一種心理體驗(Edmondson,1999)。領導授權對團隊心理安全感知的影響主要從兩個方面展開。

一方面,從員工與團隊的互動層面來說,授權型領導不僅減少了團隊中印象管理的成本,還降低了員工的沖突回避傾向,可以有效地減少員工在工作場所的顧慮(Wayne et al,1990;1995),這有利于員工強化心理安全感知。另一方面,從人際關系的視角來說,基于社會交換理論,領導對員工進行授權是對員工勝任力的認可,而員工對認可等社會情感投入進行回報的義務感有利于加強人際關系(Eisnberger et al,2001),人際關系的加強有利于提高個體的心理安全感知。此外,領導授權給員工容易讓員工感到工作公平、自主和安全,并主動進行知識分享,進而營造更深層次的團隊安全氛圍(劉培琪 等,2018)。換言之,當個體所處的環境出現參與決策權的機會時,員工會感到領導對自身的認可,進而主動培養與領導以及團隊成員的關系,承擔幫助同事、阻止有損內部團結和組織發展等責任行為,容易構建和諧的人際關系,增強員工的心理安全感知。因此,提出假設H2。

H2:領導授權正向影響團隊心理安全感知。

(三)團隊心理安全感知和員工創造力

團隊心理安全感知對員工創造力的影響體現在:一方面,從人際關系視角來說,團隊心理安全感知是個體被卷入人際風險卻不會因自己承擔風險結果而受到懲罰的一種信念,這代表團隊成員的心理安全感知越高,則團隊的工作氛圍就越好,和諧的組織氛圍又會激發人際活力,而人際活力會顯著增強團隊成員的創造力(Kark et al,2009)。換言之,團隊心理安全感知帶來良好的人際關系有利于員工主動進行知識分享,為提高員工創造力提供人際互動上的支持。另一方面,從個體情緒視角來說,由于員工創造力是一個試錯的過程,需要員工在實現自身創造力的價值和行動中要敢于接受創新帶來的各種失敗和風險(吳金南 等,2016)。而團隊心理安全感知能使員工敢于承擔人際風險和表現工作行為,體現在員工不會有工作焦慮和不安等負面情緒,進而沒有人際顧慮地在組織中公開表達個體觀點,做出有利于組織發展的行為。換言之,團隊心理安全感知有利于員工排除不安和危機感等負面工作情緒,在沒有人際顧慮的感知下積極表現工作行為,進而激發員工創造力。因此,提出假設H3。

H3:團隊心理安全感知正向影響員工創造力。

研究表明,領導對下屬的信任程度能促進領導授權(韋慧民 等,2011),當員工得到領導的關懷時,他們也會更加信任領導(Chughtai et al,2015)。換言之,領導給予員工授權體現的是對員工的信任,這種信任又會促進員工對領導的信任,授權型領導與員工間的相互信任不僅是“社會交換關系的基礎”(Shore et al,2006),也是形成心理安全感的重要因素之一(卿濤 等,2012)。此外,領導授權可以提高員工的團隊認同,增強團隊心理安全感知,而心理安全感能促進員工的學習能力(陳國權 等,2017),進而有利于激發員工創造力。因此,提出假設H4。

H4:團隊心理安全感知在領導授權與員工創造力關系間起到中介作用。

(四)積極情緒的調節作用

最早的積極情緒是指個體正在從事某件事情進展順利,想要微笑時的心理感受(Russell et al,1980)。研究表明情緒調節策略的差異對認知和行為會產生不同的影響(Gross et al,1998)。因此,本文采用“積極情緒的社會功能可以強化人際關系進而作用于創造力”的建議(湯超穎 等,2011),進一步探討積極情緒在團隊心理安全感與員工創造力關系間起到的調節作用。

在個體與團隊關系層面,積極情緒能構建恢復心理和生理的個體內資源和人際關系等個體外資源,這些資源有利于員工主動參與組織活動,提高個體對組織環境的適應性(郭小艷 等,2007)。在員工適應組織環境的基礎上,積極情緒能促進個體人際關系問題的解決(Isen et al,1987)。在個體與組織互動層面,積極情緒具有營造積極組織氛圍的社會性特征(芭芭拉·弗雷 等,2012),有利于團隊成員暢談個人觀點,強化團隊合作,進而提高創新合作能力(許慧,2015)。換言之,積極情緒有利于員工構建人際關系、分享觀點、加強團隊合作等,形成相互依賴的團隊氛圍,為團隊心理安全感知的獲取提供必要的人際和團隊支持。因此,高水平積極情緒的員工更有利于激發團隊心理安全感知,有利于員工消除人際顧慮,敢于試錯,實現創造力;相反,低水平積極情緒下的員工,其人際關系和團隊互動要差一些,此時通過團隊心理安全感知預示員工創造力的效果要弱。因此,提出假設H5。

H5:高水平積極情緒的員工的團隊心理安全感知對員工創造力的影響效果較強;低水平積極情緒的員工的團隊心理安全感知對員工創造力的影響效果較弱。

此外,相關研究通過元分析法發現積極情緒對信任具有促進作用(袁博 等,2018)。如前所述,相互信任不僅是社會交換關系的基礎(Shore et al,2006),也是形成團隊心理安全感知的重要因素(卿濤 等,2012)。因此,高水平積極情緒下的員工能強化信任基礎下的交換關系和心理安全感,會對領導授權有更多的感激,基于互惠規范,他們更可能通過認可等社會情感的投入進行反饋,加強人際關系(Eisnberger et al,2001)。相反,在低水平積極情緒下,員工在人際互動中會比較放松,對領導授權心存感激的效果較弱,員工對授權型領導的關懷不一定按照互惠規則進行回報。因此,提出假設H6。

H6:積極情緒調節領導授權通過團隊心理安全感知對員工創造力的間接效應,即領導授權通過團隊心理安全感知對員工創造力的影響在高水平積極情緒下要比低水平積極情緒下的情況要強。

二、研究設計

(一)樣本來源與調研程序

為確保研究程序和樣本的嚴謹性,本文采用多時段進行數據收集,主要分為兩個階段:第一階段收集自變量和控制變量;第二階段收集中介變量、調節變量和因變量。原因在于領導授權能夠增強員工的創新意愿,但其中的影響路徑需要傳導時間,因此中介變量和因變量的測量具有滯后性。

在具體數據采集上,本研究將科創企業中技術研發崗位的員工作為調研對象,因為其所在崗位和所從事工作內容具有較好的創新情景,能夠對本研究中的問卷調查題項有較為深刻的認知和理解。第一階段集中于2019年7月～2019年8月,筆者采取現場方式收集信息,具體而言,將裝有調查問卷的信封分發給員工,填寫完成后密封收回,確保問卷填寫的隱私性。在第一階段完成2周后開展第二階段調研,將先前員工填寫的問卷重新發放給個人繼續填寫并收回。其中,在問卷發放前期對每一套信封進行編號,保證問卷第一次發放和第二次發放都能實現員工的一一匹配。

此次數據主要來自北京、鄭州、廣州(佛山)等地,兩次合計收集到313份問卷,剔除漏選、多選以及無法完成第二階段填寫的問卷后,最終獲得有效問卷243份,有效率77.6%。其中54.1%為男性,45.9%為女性;年齡在25歲以下占比6.2%,26歲～35歲之間占比51.9%,36歲～45歲之間占比26.7%,46歲以上占比15.2%;就行業性質而言,制造業占27.3%,服務業占32.1%,其他行業為40.7%。

(二)研究工具

本研究運用成熟量表作為測量工具,并采用李克特五級量表對各變量進行測量(“1”表示完全不同意,“5”表示完全同意)。

領導授權。參照Ahearne(2005)開發的量表,共12個題目,例如“即使我犯了錯誤, 領導仍然相信我的能力可以提升”。

團隊心理安全感。參照Edmondson(1999)開發的量表,共7個題目,其中第1、3、5為反向問題,比如“這個團隊中,尋求其他成員的幫助很困難”,在數據分析中按照“得分越高,受影響程度越嚴重”的邏輯將得分進行轉化。

員工創造力。參照Zhou等(2001)開發的員工創造力量表,共13個題目,代表性題目“提出新的和可行的想法,改進工作績效”等。

員工積極情緒。參照Watson等(1988)編制的PANAS情緒量表,并結合湯超穎等(2011)的研究,選擇5個題目作為測量工具,如開心、熱情、自豪等。

控制變量。本文參照以往研究對性別、年齡和所屬行業進行控制以減少其對員工創造力的影響。具體而言,男性比女性更能接受新技術和知識,更容易表現創造力(Chau et al,1998);在年齡方面,不同年齡的員工由于經歷不同會產生不同的知識體系,進而發展出差異性的創造力水平(Backes-Gellner et al, 2013);與制造業相比,服務業的員工基于顧客多樣化需求更可能表現創造力(楊勇 等,2020)。其中性別、行業采取啞變量處理:“0”和“1”分別代表男和女;在所屬行業方面,“0”“1”和“2”分別代表制造業、服務業和其他行業。

三、數據分析和結果

(一)信度檢驗和同源方差分析

本文用Cronbach’s alpha系數檢驗領導授權、團隊心理安全感知、積極情緒和員工創造力量表內部的一致性和穩定性。統計檢驗的結果顯示領導授權、團隊心理安全感知、積極情緒和員工創造力的Cronbach’s alpha系數分別為0.883、0.832、0.922和0.929,均大于0.80,說明本研究的問卷具有較好的信度。

由于本研究關鍵變量都是由員工填寫,在數據檢驗上采用EFA檢驗以排除數據同源造成共同方法偏差,結果顯示第一個因子占所有解釋變量的30.141%,遠低于40%的參考標準,表明本研究不存在嚴重的同源誤差。

(二)驗證性因子分析

本研究對領導授權、團隊心理安全感知等變量做CFA以檢驗各變量間的區分效度。從表1中數據結果可以看出,四因子模型的擬合效果明顯優于其他因子模型(χ2/df=1.74<3,RMSEA=0.06,CFI=0.91,TLI=0.90,RMR=0.04),說明各變量間區分效度較好。

表1 驗證性因子分析結果

(三)變量相關性

本研究各變量均值、標準差和相關系數如表2所示。結果發現:(1)領導授權與員工創造力呈現正相關關系(r=0.243,p<0.01);(2)領導授權與團隊心理安全感知呈現正相關關系(r= 0.351,p<0.01);(3)領導授權與積極情緒呈現正相關關系(r= 0.213,p<0.01);(4)團隊心理安全感知與員工創造力呈現正相關關系(r=0.439,p<0.01);(5)團隊心理安全感知與積極情緒呈現正相關關系(r= 0.498,p<0.01);(6)積極情緒與員工創造力呈現正相關關系(r=0.596,p<0.01)。

表2 各變量均值、標準差和相關系數結果

(四)多層線性回歸分析

本研究的領導授權、團隊心理安全感知、積極情緒和員工創造力涉及領導、團隊和員工的多層嵌套,但是由于心理安全感知是指個體被卷入人際風險而不會因風險結果導致自己承擔懲罰的一種心理體驗(Edmondson,1999),是指員工感知到的團隊心理安全感知,代表條目“這個團隊中,尋求其他成員的幫助很困難”也再次驗證了此量表是員工感知到的安全體驗。因此,本研究的數據沒有做跨層方面的研究。

1.主效應檢驗

本文采取層級回歸的方法來驗證假設,如表3所示。首先,以員工創造力為因變量,第一步依次放入各控制變量,第二步放入自變量領導授權,回歸結果顯示領導授權顯著正向影響員工創造力(模型2:β=0.272,p<0.05),因此假設H1得到數據驗證;其次,以中介變量團隊心理安全感知為結果變量,第一步依次放入各控制變量,第二步放入自變量領導授權,回歸結果顯示領導授權顯著正向影響團隊心理安全感知(模型4:β=0.588,p<0.001),因此假設H2得到數據驗證;最后,以員工創造力為結果變量,第一步依次放入各控制變量,第二步放入中介變量團隊心理安全感知,回歸結果顯示團隊心理安全感知顯著正向影響員工創造力(模型3:β=0.406,p<0.001),因此假設H3得到驗證。

表3 主效應檢驗結果

2.中介效應檢驗

本文采取層級回歸的方法檢驗團隊心理安全感知的中介效應。以因變量員工創造力為基礎,依次將各控制變量、自變量領導授權、中介變量團隊心理安全感知以及領導授權和團隊心理安全感知一同放入回歸方程。如果自變量領導授權對因變量員工創造力的影響效應逐漸變小且顯著則是部分中介效應,如果自變量領導授權對因變量員工創造力的影響效應逐漸變小且不顯著則是完全中介效應。具體結果如表3所示。當將領導授權和團隊心理安全感知一同放入分析中,發現領導授權對員工創造力的影響系數變小且不顯著(表3模型2和模型3對比:β=0.272,p<0.05;β=0.033,p>0.05),說明團隊心理安全感知在領導授權與員工創造力關系間起完全中介效應,假設H4得到驗證。本文運用SPSS分析軟件中PROCESS插件建立間接效應95%的Boostrap置信區間進一步檢驗團隊心理安全感知的中介效應?；?000次的Boostrap抽樣檢驗結果顯示,領導授權通過團隊心理安全感知對員工創造力的間接影響效應為0.1830,其間接影響效應在95%的置信區間為[0.106,0.282],不包括0,再次驗證團隊心理安全感知在領導授權與員工創造力的關系中起到中介作用,假設H4得到驗證。

同樣,本文運用層次回歸方式來檢驗假設5,以員工創造力為結果變量,依次引入各控制變量、中介變量團隊心理安全感知、調節變量積極情緒、積極情緒和團隊心理安全感知標準化后的交互項。結果如表4模型8顯示,積極情緒與團隊心理安全感知的交互項對員工創造力具有顯著正向影響(β=0.082,p<0.05),因此假設H5得到驗證。

表4 積極情緒的調節效應

為檢驗假設H6有調節的中介效應,本文通過SPSS中PROCESS插件進一步檢驗不同積極情緒水平下領導授權通過團隊心理安全感知對員工創造力的間接影響,5000次 Bootstrap 抽樣的檢驗結果如表5所示。在較高水平的積極情緒情況下,領導授權對員工創造力的間接效應在95%的置信區間為[0.0698,0.2192],不包括0。研究結果表明在較高水平的積極情緒情況下,領導授權對員工創造力的被調節的中介作用影響顯著,因此,假設H6得到驗證。

表5 團隊心理安全感知在不同積極情緒水平下的中介效應

四、結論和啟示

(一)研究結論

本研究基于社會交換理論,探討領導授權對員工創造力的影響機制和情境,提出的五個研究假設均得到支持。研究結論如下:

第一,本研究證實了領導授權顯著正向影響員工創造力?；谏鐣粨Q理論,領導授權是對員工的認可,有利于員工和領導建立和諧的社會交換關系,也能讓員工認為自身有義務去回報領導的關懷,進而會激發員工創造力。本文基于社會交換理論深入解釋領導授權激發員工產生創新想法的潛在過程。研究結論在呼應了領導授權正向影響員工創造力的同時(Liu et al,2020;魏華飛 等,2020),也深入挖掘了二者關系的理論基礎,是對以往研究更多從理論基礎探討授權型領導的形成過程而很少從理論框架深入研究授權型領導所帶來行為后果的補充。

第二,本研究發現團隊心理安全感知在領導授權與員工創造力的關系間起完全中介作用。盡管有研究表明領導授權能提高員工創造力(朱永躍 等,2019;龔文 等,2020),但是以往研究更多是從個人層面探討員工創造力的中介機制,鮮有從團隊層面擴展員工創造力提升的路徑機制。假設推導和研究結果顯示,領導授權不僅能提升員工創造力,也能建立一種相互信任的領導-成員關系,這種信任不僅是“交換關系的基礎”(Shore et al,2006),也是形成團隊心理安全感知的重要因素之一(卿濤 等,2012),而高水平的團隊心理安全感知又能傳遞領導授權對員工創造力的間接影響,該研究結論豐富了領導授權影響員工創造力的路徑機制。

第三,研究進一步表明,積極情緒正向調節團隊心理安全感知對員工創造力的促進作用,同時還能顯著增強領導授權通過團隊心理安全感知對員工創造力的間接影響。該研究結論從社會交換理論的視角增強了領導授權產生影響作用的過程和認識,不僅支持了積極情緒的社會功能能夠強化人際關系進而促進創造力的研究(湯超穎 等,2011),也回應了“可挖掘個體特征在團隊心理安全感知影響員工創造力中可產生強化作用”的主張(曹科巖,2015)。在豐富了團隊心理安全感知影響員工創造力路徑機制的同時,也從個體層面拓展了激發員工創造力的邊界條件,豐富了領導行為和創造力理論。

(二)管理啟示

本研究結論對組織如何有效提升員工創造力具有一定的啟示。

第一,注重領導授權效用,不斷激發員工創新熱情。具體而言,企業可通過授權賦予員工更多的權力和責任,營造良好的創新氛圍,并且還可以通過授權等方式與員工建立一種高質量的社會交換關系,為員工創造力的提升提供資源支持。

第二,改善團隊成員關系,增強團隊心理安全感。一方面,企業管理者要營造寬容和自由的組織環境氛圍,增進與員工的關系,降低員工對組織的不適應性和距離感,繼而提升員工的歸屬感和凝聚力;另一方面,領導者可通過團建活動建立和諧的人際關系,培育團隊安全的人際信念,消除員工對人際風險的顧慮,鼓勵和支持員工言論發表和探索試錯,提高員工的創新行為。

第三,注重員工情緒管理,發揮情緒積極效用。企業可通過調動員工的積極情緒進而激發員工創新興趣。一方面,企業管理者要優化組織環境,改進對員工創新的激勵方式,為員工積極情緒的調動提供環境支持和正向激勵,提高員工的認同感和歸屬感,進而激發員工創造力;另一方面,團隊領導者應以身作則,樹立自信樂觀、積極向上的工作態度,提升團隊成員的積極性,將積極情緒導入實現個人創造力的全過程。

(三)研究局限與未來研究方向

本文從領導授權視角出發,對提升員工創造力具有一定的實踐意義,但也存在以下局限:一方面,本研究采取兩階段方法收集數據,在一定程度上減少了共同方法偏差的影響,但測量題項均由員工完成,未來可以從管理層和員工層面建立配對樣本;另一方面,后續研究可通過日志調研進行縱向追蹤,深入解析影響員工創造力的變化趨勢。