领导授权如何激发员工创造力
——基于积极情绪的调节作用

王永伟,韩雪亮,田启涛

(河南财经政法大学 工商管理学院,河南 郑州 464300)

引言

在数字技术的驱动下,一些领先企业的创新能力优势明显,这得益于个体价值创造的发挥。激活个体价值创造不仅能提升组织创造力,还能帮助企业获取竞争优势,因此,如何最大效度激活员工创造力是理论和实践共同关注的焦点,基于此,学者们对员工创造力的前因展开了丰富的研究。

员工创造力是员工对企业所提供的产品、服务等提出的具有新颖和实用想法的能力(Zhou et al,2001)。文献研究发现员工创造力的前因主要是个体、领导和组织层面。其中,领导不仅是组织环境的塑造者(王永伟 等,2012),而且是激发员工创造力的关键情境,能够满足员工在组织中的工作需求。目前学者们探讨服务型领导(田红彬 等,2019)、真实型领导(王小予 等,2022)等对员工创造力的影响。随着领导风格研究的深入,自下而上的领导授权对员工创造力的影响普遍受到关注。一方面,在实务界,海尔通过“人单合一”模式以激活员工创造力,彰显了企业授权创造价值的典范。另一方面,在学术界,授权型领导对员工创造力的影响也得到探讨,如员工不仅会基于建言动机、人际信任以回应领导的授权行为(朱永跃 等,2019;魏华飞 等,2020), 而且会从领导授权中获取自我效能感和学习动机(Zhang et al,2014;龚文 等,2020),进而表现个人创造力。因此,领导通过有效授权以激发员工创造力引起实务界和学术界的广泛关注。

领导授权对员工创造力的研究虽然得到广泛的关注,但是以往研究存在两点局限。首先,以往领导授权影响员工创造力的路径主要是从个体层面展开的,很少基于团队视角进一步挖掘内在的中介机制。尤其在团队工作日益普遍的情况下,有必要开展领导授权对员工创造力的研究(朱永跃 等,2019;王永伟 等,2022)。此外,个体-环境匹配理论认为外部环境及个体与环境匹配会影响个体行为,如团队创新氛围能促进员工创造力(孙圣兰 等,2016),尤其是员工创造力作为提出一种新颖和实用的想法,这种想法势必与企业原有的惯例发生冲突。因此,员工感知到的环境支持对自身创造力的发挥起着重要的导向作用。其次,以上文献主要通过中介机制识别领导授权与员工创造力间的关系,缺乏成熟的理论分析框架。从仅有的部分理论分析来看,相关文献基于自我决定和社会认知理论探讨领导行为对员工创造力的影响(魏华飞 等,2020),但这些理论仅仅解释了影响员工创造力的潜在机制,并没有解释如何激发员工产生创新思维的内在过程(Liu et al,2020)。因此,有必要从理论视角构建领导授权影响员工创造力的机制和情境,这有利于扩展相关理论在员工创造力领域的应用。

具体而言,本文引用社会交换理论作为模型构建的理论基础。社会交换理论是指当交换关系的一方为另一方提供收益时,交换关系的另一方基于互惠原则会为交换关系发出者反馈好处以维护和强化这种交换关系(Cropamzano et al, 2017)。这就为授权型领导对员工创造力的影响提供了理论可能。领导授权让员工参与自我管理和决策,是领导对员工的肯定,为此,员工倾向于表现创造力以反馈领导的授权。其次,领导对员工授权体现的是对员工的信任,这种信任又会促进员工对领导的信任,这种相互信任是形成心理安全感的重要因素之一(卿涛 等,2012),进而为激发员工创造力提供团队氛围支持。因此,本文将探讨团队心理安全感知在二者关系间起到的中介效应。最后,积极情绪的社会功能可以强化人际关系进而促进创造力(汤超颖 等,2011),是影响员工创造力的重要情境。积极情绪是否能强化人际关系基础上的团队心理安全感?因此,本文引入积极情绪作为边界条件,探讨其在团队心理安全感与员工创造力关系间起到的调节作用。

本文的创新在于:一方面,探讨领导授权对员工创造力的影响机制和情境,即团队心理安全感的中介作用以及积极情绪在心理安全感与员工创造力关系间的调节作用,回应了学者提出的需“进一步挖掘个体特征与情境因素在心理安全感知影响知识分享和员工创造力的促进作用”的观点(曹科岩,2015),丰富了员工创造力的机制和情境;另一方面,基于社会交换理论探讨领导授权对员工创造力的影响,弥补了当前学术界大多是从理论基础上研究授权型领导的形成和发展的不足(魏华飞 等,2020),深入研究了授权型领导所带来的行为后果,丰富了社会交换理论在领导授权和员工创造力领域的发展。

一、理论基础和研究假设

(一)领导授权和员工创造力

领导授权是指将权力下放给员工,鼓励下属进行自我管理和自我决策(Lee et al,2011)。员工创造力是员工对企业所提供的产品、服务等提出的具有新颖和实用想法的能力(Zhou et al,2001)。领导授权有利于激发员工创造力。

本文通过文献研究认为,领导与下属间关系的交换过程影响员工创造力。根据社会交换理论,当下属得到领导支持时,他们会感知到自己与领导建立了一种和谐的社会交换关系,并认为自身有义务去回报领导的肯定。领导授权是领导给予员工授权感知和决策自由,是对员工的支持,当员工感知领导关注自身的切身利益时,进而感知自身与领导建立一种高质量的社会交换,促使其感到有义务表现良好的工作行为,比如创造力等。此外,拥有高质量领导-成员交换关系的员工往往能获取与工作相关的资源(苏伟琳 等,2019),相关研究也证实了员工在得到充足资源的情况下会提高创造力(Shalley et al,2004)。而领导授权鼓励员工自我发展,满足其资源需求,有利于提高员工创造力。因此提出假设H1。

H1:领导授权正向影响员工创造力。

(二)领导授权与团队心理安全感

团队心理安全感是指团队成员间相互信任和关心的一种共同持有的信念,是个体被卷入人际风险而不会因风险结果导致自己承担惩罚的一种心理体验(Edmondson,1999)。领导授权对团队心理安全感知的影响主要从两个方面展开。

一方面,从员工与团队的互动层面来说,授权型领导不仅减少了团队中印象管理的成本,还降低了员工的冲突回避倾向,可以有效地减少员工在工作场所的顾虑(Wayne et al,1990;1995),这有利于员工强化心理安全感知。另一方面,从人际关系的视角来说,基于社会交换理论,领导对员工进行授权是对员工胜任力的认可,而员工对认可等社会情感投入进行回报的义务感有利于加强人际关系(Eisnberger et al,2001),人际关系的加强有利于提高个体的心理安全感知。此外,领导授权给员工容易让员工感到工作公平、自主和安全,并主动进行知识分享,进而营造更深层次的团队安全氛围(刘培琪 等,2018)。换言之,当个体所处的环境出现参与决策权的机会时,员工会感到领导对自身的认可,进而主动培养与领导以及团队成员的关系,承担帮助同事、阻止有损内部团结和组织发展等责任行为,容易构建和谐的人际关系,增强员工的心理安全感知。因此,提出假设H2。

H2:领导授权正向影响团队心理安全感知。

(三)团队心理安全感知和员工创造力

团队心理安全感知对员工创造力的影响体现在:一方面,从人际关系视角来说,团队心理安全感知是个体被卷入人际风险却不会因自己承担风险结果而受到惩罚的一种信念,这代表团队成员的心理安全感知越高,则团队的工作氛围就越好,和谐的组织氛围又会激发人际活力,而人际活力会显著增强团队成员的创造力(Kark et al,2009)。换言之,团队心理安全感知带来良好的人际关系有利于员工主动进行知识分享,为提高员工创造力提供人际互动上的支持。另一方面,从个体情绪视角来说,由于员工创造力是一个试错的过程,需要员工在实现自身创造力的价值和行动中要敢于接受创新带来的各种失败和风险(吴金南 等,2016)。而团队心理安全感知能使员工敢于承担人际风险和表现工作行为,体现在员工不会有工作焦虑和不安等负面情绪,进而没有人际顾虑地在组织中公开表达个体观点,做出有利于组织发展的行为。换言之,团队心理安全感知有利于员工排除不安和危机感等负面工作情绪,在没有人际顾虑的感知下积极表现工作行为,进而激发员工创造力。因此,提出假设H3。

H3:团队心理安全感知正向影响员工创造力。

研究表明,领导对下属的信任程度能促进领导授权(韦慧民 等,2011),当员工得到领导的关怀时,他们也会更加信任领导(Chughtai et al,2015)。换言之,领导给予员工授权体现的是对员工的信任,这种信任又会促进员工对领导的信任,授权型领导与员工间的相互信任不仅是“社会交换关系的基础”(Shore et al,2006),也是形成心理安全感的重要因素之一(卿涛 等,2012)。此外,领导授权可以提高员工的团队认同,增强团队心理安全感知,而心理安全感能促进员工的学习能力(陈国权 等,2017),进而有利于激发员工创造力。因此,提出假设H4。

H4:团队心理安全感知在领导授权与员工创造力关系间起到中介作用。

(四)积极情绪的调节作用

最早的积极情绪是指个体正在从事某件事情进展顺利,想要微笑时的心理感受(Russell et al,1980)。研究表明情绪调节策略的差异对认知和行为会产生不同的影响(Gross et al,1998)。因此,本文采用“积极情绪的社会功能可以强化人际关系进而作用于创造力”的建议(汤超颖 等,2011),进一步探讨积极情绪在团队心理安全感与员工创造力关系间起到的调节作用。

在个体与团队关系层面,积极情绪能构建恢复心理和生理的个体内资源和人际关系等个体外资源,这些资源有利于员工主动参与组织活动,提高个体对组织环境的适应性(郭小艳 等,2007)。在员工适应组织环境的基础上,积极情绪能促进个体人际关系问题的解决(Isen et al,1987)。在个体与组织互动层面,积极情绪具有营造积极组织氛围的社会性特征(芭芭拉·弗雷 等,2012),有利于团队成员畅谈个人观点,强化团队合作,进而提高创新合作能力(许慧,2015)。换言之,积极情绪有利于员工构建人际关系、分享观点、加强团队合作等,形成相互依赖的团队氛围,为团队心理安全感知的获取提供必要的人际和团队支持。因此,高水平积极情绪的员工更有利于激发团队心理安全感知,有利于员工消除人际顾虑,敢于试错,实现创造力;相反,低水平积极情绪下的员工,其人际关系和团队互动要差一些,此时通过团队心理安全感知预示员工创造力的效果要弱。因此,提出假设H5。

H5:高水平积极情绪的员工的团队心理安全感知对员工创造力的影响效果较强;低水平积极情绪的员工的团队心理安全感知对员工创造力的影响效果较弱。

此外,相关研究通过元分析法发现积极情绪对信任具有促进作用(袁博 等,2018)。如前所述,相互信任不仅是社会交换关系的基础(Shore et al,2006),也是形成团队心理安全感知的重要因素(卿涛 等,2012)。因此,高水平积极情绪下的员工能强化信任基础下的交换关系和心理安全感,会对领导授权有更多的感激,基于互惠规范,他们更可能通过认可等社会情感的投入进行反馈,加强人际关系(Eisnberger et al,2001)。相反,在低水平积极情绪下,员工在人际互动中会比较放松,对领导授权心存感激的效果较弱,员工对授权型领导的关怀不一定按照互惠规则进行回报。因此,提出假设H6。

H6:积极情绪调节领导授权通过团队心理安全感知对员工创造力的间接效应,即领导授权通过团队心理安全感知对员工创造力的影响在高水平积极情绪下要比低水平积极情绪下的情况要强。

二、研究设计

(一)样本来源与调研程序

为确保研究程序和样本的严谨性,本文采用多时段进行数据收集,主要分为两个阶段:第一阶段收集自变量和控制变量;第二阶段收集中介变量、调节变量和因变量。原因在于领导授权能够增强员工的创新意愿,但其中的影响路径需要传导时间,因此中介变量和因变量的测量具有滞后性。

在具体数据采集上,本研究将科创企业中技术研发岗位的员工作为调研对象,因为其所在岗位和所从事工作内容具有较好的创新情景,能够对本研究中的问卷调查题项有较为深刻的认知和理解。第一阶段集中于2019年7月～2019年8月,笔者采取现场方式收集信息,具体而言,将装有调查问卷的信封分发给员工,填写完成后密封收回,确保问卷填写的隐私性。在第一阶段完成2周后开展第二阶段调研,将先前员工填写的问卷重新发放给个人继续填写并收回。其中,在问卷发放前期对每一套信封进行编号,保证问卷第一次发放和第二次发放都能实现员工的一一匹配。

此次数据主要来自北京、郑州、广州(佛山)等地,两次合计收集到313份问卷,剔除漏选、多选以及无法完成第二阶段填写的问卷后,最终获得有效问卷243份,有效率77.6%。其中54.1%为男性,45.9%为女性;年龄在25岁以下占比6.2%,26岁～35岁之间占比51.9%,36岁～45岁之间占比26.7%,46岁以上占比15.2%;就行业性质而言,制造业占27.3%,服务业占32.1%,其他行业为40.7%。

(二)研究工具

本研究运用成熟量表作为测量工具,并采用李克特五级量表对各变量进行测量(“1”表示完全不同意,“5”表示完全同意)。

领导授权。参照Ahearne(2005)开发的量表,共12个题目,例如“即使我犯了错误, 领导仍然相信我的能力可以提升”。

团队心理安全感。参照Edmondson(1999)开发的量表,共7个题目,其中第1、3、5为反向问题,比如“这个团队中,寻求其他成员的帮助很困难”,在数据分析中按照“得分越高,受影响程度越严重”的逻辑将得分进行转化。

员工创造力。参照Zhou等(2001)开发的员工创造力量表,共13个题目,代表性题目“提出新的和可行的想法,改进工作绩效”等。

员工积极情绪。参照Watson等(1988)编制的PANAS情绪量表,并结合汤超颖等(2011)的研究,选择5个题目作为测量工具,如开心、热情、自豪等。

控制变量。本文参照以往研究对性别、年龄和所属行业进行控制以减少其对员工创造力的影响。具体而言,男性比女性更能接受新技术和知识,更容易表现创造力(Chau et al,1998);在年龄方面,不同年龄的员工由于经历不同会产生不同的知识体系,进而发展出差异性的创造力水平(Backes-Gellner et al, 2013);与制造业相比,服务业的员工基于顾客多样化需求更可能表现创造力(杨勇 等,2020)。其中性别、行业采取哑变量处理:“0”和“1”分别代表男和女;在所属行业方面,“0”“1”和“2”分别代表制造业、服务业和其他行业。

三、数据分析和结果

(一)信度检验和同源方差分析

本文用Cronbach’s alpha系数检验领导授权、团队心理安全感知、积极情绪和员工创造力量表内部的一致性和稳定性。统计检验的结果显示领导授权、团队心理安全感知、积极情绪和员工创造力的Cronbach’s alpha系数分别为0.883、0.832、0.922和0.929,均大于0.80,说明本研究的问卷具有较好的信度。

由于本研究关键变量都是由员工填写,在数据检验上采用EFA检验以排除数据同源造成共同方法偏差,结果显示第一个因子占所有解释变量的30.141%,远低于40%的参考标准,表明本研究不存在严重的同源误差。

(二)验证性因子分析

本研究对领导授权、团队心理安全感知等变量做CFA以检验各变量间的区分效度。从表1中数据结果可以看出,四因子模型的拟合效果明显优于其他因子模型(χ2/df=1.74<3,RMSEA=0.06,CFI=0.91,TLI=0.90,RMR=0.04),说明各变量间区分效度较好。

表1 验证性因子分析结果

(三)变量相关性

本研究各变量均值、标准差和相关系数如表2所示。结果发现:(1)领导授权与员工创造力呈现正相关关系(r=0.243,p<0.01);(2)领导授权与团队心理安全感知呈现正相关关系(r= 0.351,p<0.01);(3)领导授权与积极情绪呈现正相关关系(r= 0.213,p<0.01);(4)团队心理安全感知与员工创造力呈现正相关关系(r=0.439,p<0.01);(5)团队心理安全感知与积极情绪呈现正相关关系(r= 0.498,p<0.01);(6)积极情绪与员工创造力呈现正相关关系(r=0.596,p<0.01)。

表2 各变量均值、标准差和相关系数结果

(四)多层线性回归分析

本研究的领导授权、团队心理安全感知、积极情绪和员工创造力涉及领导、团队和员工的多层嵌套,但是由于心理安全感知是指个体被卷入人际风险而不会因风险结果导致自己承担惩罚的一种心理体验(Edmondson,1999),是指员工感知到的团队心理安全感知,代表条目“这个团队中,寻求其他成员的帮助很困难”也再次验证了此量表是员工感知到的安全体验。因此,本研究的数据没有做跨层方面的研究。

1.主效应检验

本文采取层级回归的方法来验证假设,如表3所示。首先,以员工创造力为因变量,第一步依次放入各控制变量,第二步放入自变量领导授权,回归结果显示领导授权显著正向影响员工创造力(模型2:β=0.272,p<0.05),因此假设H1得到数据验证;其次,以中介变量团队心理安全感知为结果变量,第一步依次放入各控制变量,第二步放入自变量领导授权,回归结果显示领导授权显著正向影响团队心理安全感知(模型4:β=0.588,p<0.001),因此假设H2得到数据验证;最后,以员工创造力为结果变量,第一步依次放入各控制变量,第二步放入中介变量团队心理安全感知,回归结果显示团队心理安全感知显著正向影响员工创造力(模型3:β=0.406,p<0.001),因此假设H3得到验证。

表3 主效应检验结果

2.中介效应检验

本文采取层级回归的方法检验团队心理安全感知的中介效应。以因变量员工创造力为基础,依次将各控制变量、自变量领导授权、中介变量团队心理安全感知以及领导授权和团队心理安全感知一同放入回归方程。如果自变量领导授权对因变量员工创造力的影响效应逐渐变小且显著则是部分中介效应,如果自变量领导授权对因变量员工创造力的影响效应逐渐变小且不显著则是完全中介效应。具体结果如表3所示。当将领导授权和团队心理安全感知一同放入分析中,发现领导授权对员工创造力的影响系数变小且不显著(表3模型2和模型3对比:β=0.272,p<0.05;β=0.033,p>0.05),说明团队心理安全感知在领导授权与员工创造力关系间起完全中介效应,假设H4得到验证。本文运用SPSS分析软件中PROCESS插件建立间接效应95%的Boostrap置信区间进一步检验团队心理安全感知的中介效应。基于5000次的Boostrap抽样检验结果显示,领导授权通过团队心理安全感知对员工创造力的间接影响效应为0.1830,其间接影响效应在95%的置信区间为[0.106,0.282],不包括0,再次验证团队心理安全感知在领导授权与员工创造力的关系中起到中介作用,假设H4得到验证。

同样,本文运用层次回归方式来检验假设5,以员工创造力为结果变量,依次引入各控制变量、中介变量团队心理安全感知、调节变量积极情绪、积极情绪和团队心理安全感知标准化后的交互项。结果如表4模型8显示,积极情绪与团队心理安全感知的交互项对员工创造力具有显著正向影响(β=0.082,p<0.05),因此假设H5得到验证。

表4 积极情绪的调节效应

为检验假设H6有调节的中介效应,本文通过SPSS中PROCESS插件进一步检验不同积极情绪水平下领导授权通过团队心理安全感知对员工创造力的间接影响,5000次 Bootstrap 抽样的检验结果如表5所示。在较高水平的积极情绪情况下,领导授权对员工创造力的间接效应在95%的置信区间为[0.0698,0.2192],不包括0。研究结果表明在较高水平的积极情绪情况下,领导授权对员工创造力的被调节的中介作用影响显著,因此,假设H6得到验证。

表5 团队心理安全感知在不同积极情绪水平下的中介效应

四、结论和启示

(一)研究结论

本研究基于社会交换理论,探讨领导授权对员工创造力的影响机制和情境,提出的五个研究假设均得到支持。研究结论如下:

第一,本研究证实了领导授权显著正向影响员工创造力。基于社会交换理论,领导授权是对员工的认可,有利于员工和领导建立和谐的社会交换关系,也能让员工认为自身有义务去回报领导的关怀,进而会激发员工创造力。本文基于社会交换理论深入解释领导授权激发员工产生创新想法的潜在过程。研究结论在呼应了领导授权正向影响员工创造力的同时(Liu et al,2020;魏华飞 等,2020),也深入挖掘了二者关系的理论基础,是对以往研究更多从理论基础探讨授权型领导的形成过程而很少从理论框架深入研究授权型领导所带来行为后果的补充。

第二,本研究发现团队心理安全感知在领导授权与员工创造力的关系间起完全中介作用。尽管有研究表明领导授权能提高员工创造力(朱永跃 等,2019;龚文 等,2020),但是以往研究更多是从个人层面探讨员工创造力的中介机制,鲜有从团队层面扩展员工创造力提升的路径机制。假设推导和研究结果显示,领导授权不仅能提升员工创造力,也能建立一种相互信任的领导-成员关系,这种信任不仅是“交换关系的基础”(Shore et al,2006),也是形成团队心理安全感知的重要因素之一(卿涛 等,2012),而高水平的团队心理安全感知又能传递领导授权对员工创造力的间接影响,该研究结论丰富了领导授权影响员工创造力的路径机制。

第三,研究进一步表明,积极情绪正向调节团队心理安全感知对员工创造力的促进作用,同时还能显著增强领导授权通过团队心理安全感知对员工创造力的间接影响。该研究结论从社会交换理论的视角增强了领导授权产生影响作用的过程和认识,不仅支持了积极情绪的社会功能能够强化人际关系进而促进创造力的研究(汤超颖 等,2011),也回应了“可挖掘个体特征在团队心理安全感知影响员工创造力中可产生强化作用”的主张(曹科岩,2015)。在丰富了团队心理安全感知影响员工创造力路径机制的同时,也从个体层面拓展了激发员工创造力的边界条件,丰富了领导行为和创造力理论。

(二)管理启示

本研究结论对组织如何有效提升员工创造力具有一定的启示。

第一,注重领导授权效用,不断激发员工创新热情。具体而言,企业可通过授权赋予员工更多的权力和责任,营造良好的创新氛围,并且还可以通过授权等方式与员工建立一种高质量的社会交换关系,为员工创造力的提升提供资源支持。

第二,改善团队成员关系,增强团队心理安全感。一方面,企业管理者要营造宽容和自由的组织环境氛围,增进与员工的关系,降低员工对组织的不适应性和距离感,继而提升员工的归属感和凝聚力;另一方面,领导者可通过团建活动建立和谐的人际关系,培育团队安全的人际信念,消除员工对人际风险的顾虑,鼓励和支持员工言论发表和探索试错,提高员工的创新行为。

第三,注重员工情绪管理,发挥情绪积极效用。企业可通过调动员工的积极情绪进而激发员工创新兴趣。一方面,企业管理者要优化组织环境,改进对员工创新的激励方式,为员工积极情绪的调动提供环境支持和正向激励,提高员工的认同感和归属感,进而激发员工创造力;另一方面,团队领导者应以身作则,树立自信乐观、积极向上的工作态度,提升团队成员的积极性,将积极情绪导入实现个人创造力的全过程。

(三)研究局限与未来研究方向

本文从领导授权视角出发,对提升员工创造力具有一定的实践意义,但也存在以下局限:一方面,本研究采取两阶段方法收集数据,在一定程度上减少了共同方法偏差的影响,但测量题项均由员工完成,未来可以从管理层和员工层面建立配对样本;另一方面,后续研究可通过日志调研进行纵向追踪,深入解析影响员工创造力的变化趋势。