數字化背景下團隊領導授權賦能對員工創(chuàng)造力的跨層次影響機制

邢賽鵬 趙琛徽 湯一鵬 陳琴弦

(1.武漢工商學院管理學院;2. 湖北商務服務發(fā)展研究中心;3.中南財經政法大學工商管理學院;4.武昌首義學院經濟管理學院)

1 研究背景

當前,我國正處于國家高質量發(fā)展和企業(yè)數字化轉型的關鍵時期,國家相繼出臺相關政策推動企業(yè)數字化轉型。在數字化時代,一些簡單、重復和標準化的工作將由機器替代,員工將被要求從事復雜且具有創(chuàng)造性的工作[1]。然而,數字化轉型不但沒有減少企業(yè)對人力資本的依賴,反而要求員工更多地依賴自己的分析技能來解決日益復雜的業(yè)務問題[2],這便需要主動而充分地發(fā)揮員工創(chuàng)造性。另外,數字化還挑戰(zhàn)了組織傳統(tǒng)的權力結構,產生了開放式、生態(tài)式的基層自治組織,抑制了領導集權,促進了組織基層分權[3～5]。鑒于此,領導授權賦能作為一種新興的領導方式也越來越受到學術界和企業(yè)界的關注[6]。在數字化經濟迅速發(fā)展的時代,領導授權賦能行為通常認為是一種激發(fā)員工創(chuàng)造力的重要措施,但現有關于領導授權賦能行為對員工創(chuàng)造力研究的結果卻并不一致。例如:有研究發(fā)現,領導授權賦能行為通過提升員工對自主權的感知,從而積極影響員工的創(chuàng)造力[7];相反,另有一些研究則認為領導授權賦能行為通過減少內部摩擦阻礙了員工的創(chuàng)造力,對新穎和有用想法的交流產生負面影響[8]。于是這就產生一個矛盾的問題,即領導授權賦能一方面能通過賦予員工自主權提升創(chuàng)造力,但另一方面卻又阻礙了創(chuàng)造性想法的交流[9]。

領導授權賦能行為的有效性具有顯著情境依賴性,需要在特定邊界條件下才能得以實現[10]。在動態(tài)性、復雜性和競爭性的環(huán)境中,傳統(tǒng)的金字塔組織結構已不能適應環(huán)境的變化,逐步向扁平化組織方式轉變[11]。而且,隨著組織的扁平化和工作的復雜化,單個員工已經越來越難以獨立承擔或完成工作,越來越多的企業(yè)更加依賴團隊工作。由此,傳統(tǒng)的以命令、控制為主的領導方式已很難適應由于環(huán)境變化對企業(yè)高質量發(fā)展的要求,領導為員工提供支持性、激勵性和參與式的工作環(huán)境重要性日益凸顯[12],領導者的重心也轉向通過授權為員工賦能,支持工作團隊。當前,部門團隊和項目團隊仍然是企業(yè)普遍采用的團隊組建方式。有觀點認為,項目團隊主要是短期任務型或項目型的多功能團隊,由來源于不同部門不同專業(yè)領域的成員組成,有助于激發(fā)創(chuàng)造力[13]。但也有觀點指出,組織結構正式化水平高的團隊部門為領導授權賦能的實施提供必要的支持條件,從而促進員工的創(chuàng)新行為[14]。這兩種觀點存在分歧。此外,當下數字化技術也越來越對團隊的形成方式產生顯著影響,成為領導力提升的挑戰(zhàn)[15],但現有相關實證研究并沒有明確回答不同的團隊類型如何影響領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的關系。

I-P-O模型是被學者們普遍采用的研究領導風格對團隊有效性影響機制的理論框架[16]。基于該模型,ENSLEY等[17]從組織行為學視角重點引入了領導力這個影響團隊互動的關鍵要素,探究領導力在影響團隊互動中的作用機制。高中華等[18]則認為在I-P-O模型中,領導風格可視為關鍵性的情境性輸入要素,對轉化過程、行動過程以及人際過程這3種連接團隊輸入要素和輸出結果的互動過程產生重要影響。本研究認為,團隊互動有效性依賴于目標任務、信息共享和人際互動3個方面,即團隊成員在團隊領導的帶領下,維持良好的人際關系和溝通,共享任務信息和互相學習,協同完成團隊工作目標。數字化技術不僅給企業(yè)創(chuàng)新提供了豐富的數據,增強了企業(yè)信息實時共享,而且降低了企業(yè)搜尋成本,降低了出錯率,提高了組織溝通和運行效率,豐富了企業(yè)創(chuàng)新模式[19,20]。由此,數字化技術和信息實時共享對團隊互動有效性提出更高的要求。但需要指出的是,現有實證研究尚未沒有明確回答領導授權賦能行為是否通過團隊互動有效性對員工創(chuàng)造力產生積極影響。

綜上所述,在數字化經濟迅速發(fā)展的時代,學界和業(yè)界大多認為領導授權賦能行為是一種激發(fā)員工創(chuàng)造力的有效措施,但是基于中國企業(yè)的高權力距離文化背景和普遍有限授權的工作情境,如何在傳統(tǒng)管理理念仍然盛行下,通過領導授權賦能有效的激發(fā)員工創(chuàng)造力仍然是企業(yè)發(fā)展過程中亟待解決的重要難題。由此,本研究擬基于經典的I-P-O模型,通過實證研究去探索數字化轉型背景下團隊領導授權賦能行為對員工創(chuàng)造力的內在機制和邊界條件。

2 理論基礎與研究假設

2.1 團隊互動有效性的跨層次中介作用

MARKS等[21]把團隊互動的行為界定為以目標為導向、團隊成員間相互依賴的一系列行動,并劃分為以下3個階段:①轉化過程,指制定和評價團隊的目標和計劃,包括任務分析、目標詳解和戰(zhàn)略制定;②行動過程,指為了確保團隊成員完成目標和任務,而給予指導、幫助的行為和做法;③人際過程,指團隊成員之間溝通交流等人際互動。ANDERSON等[22]認為,團隊互動是指團隊成員通過人際互動,信息共享和相互交換等一系列過程,將團隊的輸入轉化為輸出。

數字化通過提升組織信息成本和削減組織代理成本的綜合效應,促進了企業(yè)分權變革[23]。數字化技術的應用打破了傳統(tǒng)的組織邊界,使得領導者與員工之間信息交流的渠道、方式發(fā)生了變化,溝通效率得到了提升,促進了領導授權。在數字化背景下,團隊的互動行為和過程更離不開領導為下屬提供支持性的工作環(huán)境和氛圍。雖然領導與員工面對面建設性反饋相比于數字化技術具有情感內涵,能使員工感知更高的人際公平,但是對于消極反饋,數字化技術由于其客觀性反而更能使員工有較高的人際公平感知,并且當員工對數字化反饋擁有一定控制權時,也容易感知較高的程序公平,能夠避免消極結果的產生[24]。通過數字化戰(zhàn)略,企業(yè)的協同能力和應對不確定性風險的能力得到提升,運營流程得到優(yōu)化,企業(yè)信息實時共享得以增強[20]。綜上所述,團隊領導通過授權賦能行為,營造一種支持性和信息性(非控制性)的團隊工作環(huán)境和氛圍,激發(fā)和提升員工積極參與團隊互動的內在動機,維持良好的人際關系和溝通,共享任務信息和互相學習,協同完成團隊工作目標。由此,提出以下研究假設:

假設1領導授權賦能行為正向影響團隊互動有效性。

現有研究發(fā)現團隊互動是影響員工創(chuàng)造力的團隊層次因素[25]。依據動機性信息加工理論的觀點,團隊的信息加工包括個體和團隊兩個層面的信息加工,在個體層面上,團隊成員都各自搜尋信息和加工信息,而后每個成員的信息在團隊層面進行共享和整合[26]。

在數字化時代,企業(yè)能夠低成本和多維度收集海量用戶數據,并且能夠快速獲取和積累特定環(huán)境下的隱性知識,降低隱性知識的試錯成本,加速隱性知識的創(chuàng)造、傳播和共享[2]。領導與下屬之間,以及員工之間的人際互動,是日常工作的一個重要且必不可少的組成部分[27]。員工只有與領導或同事為實現工作目標進行有效互動,人際關系融洽,溝通順暢,信息共享,互相學習,才有可能會獲悉有意義的信息反饋,產生更多新穎的、有用的想法,最大限度的激發(fā)創(chuàng)造力。由此,提出以下研究假設:

假設2團隊互動有效性正向影響員工創(chuàng)造力。

數字技術是一種組織管理手段,有助于提升溝通協調能力,改善監(jiān)管效率[20,23]。在數字化時代,組織變得更加開放和靈活,數字化技術逐漸代替單一、重復勞動的崗位,促使工作內涵和本質發(fā)生了重大變化,個體也將擁有更高的自主性,更自由的工作時間與空間選擇,甚至更大的決策能力[28]。根據自我決定理論的觀點,當員工認為領導賦予自己一定的工作自主權,自己也有能力完成或執(zhí)行工作任務時,能體驗到自己對工作的掌控和能力發(fā)展的感覺,會增加內在動機,也會更專注于創(chuàng)造性工作[29]。根據動機性信息加工理論的觀點,認知動機對信息加工的影響體現在團隊互動模式上,即高水平認知動機的團隊采用信息驅動的信息加工方式,成員間進行充分的信息交流[30]。在團隊互動方面,團隊信息交換會促進員工創(chuàng)造力[31]。領導授權賦能行為能夠通過“授權”和“激勵”等一系列管理行為增強員工的工作動機,鼓勵員工積極參與團隊互動中去,從而激發(fā)出創(chuàng)造力?；谝陨戏治?并結合假設1和假設2,本研究進一步提出以下研究假設:

假設3團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間起跨層次中介作用。

2.2 團隊類型的調節(jié)作用

本研究發(fā)現,在科技型企業(yè)中,部門團隊和項目團隊仍然是普遍采用的團隊工作方式,且以相對獨立的小型團隊為主?；诖?本研究對部門團隊和項目團隊的定義做出以下界定:①部門團隊,指基于同一個部門建立起來,至少由3人及以上的成員組成,有明確的工作目標和領導者,成員之間的關系明確、固定和長期,能各司其職、相互協作、相互依存、共享信息、共擔責任、共享成果。②項目團隊,指為完成臨時項目或某一特定任務,由3人及以上的成員組成,有指定或自主確定的領導者,成員來自不同專業(yè)領域,能相互協作、共享信息、共擔責任、共享成果。

領導授權賦能行為的有效性具有顯著的情境依賴性,良好穩(wěn)定的組織結構性是領導授權賦能行為有效實施的必要支持條件。當團隊為部門團隊時,由于團隊成員隸屬于一個部門,在領導授權賦能的支持性工作環(huán)境下,團隊成員擁有一定的工作自主權,團隊成員之間人際關系融洽,溝通會比較順暢,會呈現良好的互動,積極相互協作,共同實現團隊目標。相對于部門團隊而言,由于項目團隊的成員來源于不同部門和不同的專業(yè)領域,成員相互間熟悉程度較低,一旦項目或任務完成,團隊便會解散,因此,團隊成員臨時性的工作觀念較強;而且,項目團隊領導更多關注的是短期任務完成,對成員的職業(yè)發(fā)展等關注相對較少。另外,相對于部門團隊而言,項目團隊成員主動性的工作動機也較低。換言之,如果團隊結構的正式化水平比較高,那么組織的各項規(guī)章制度、運行規(guī)則和工作流程等,都可以清晰地傳遞給員工,領導授權賦能在這種工作情境下能夠更加有效地對員工的創(chuàng)新行為產生積極影響。相對于項目團隊而言,部門團隊的組織機構和人員更加穩(wěn)定,領導授權賦能的一系列行為實施更利于激勵員工積極參與到團隊互動的過程中去。由此,提出以下研究假設:

假設4團隊類型調節(jié)領導授權賦能行為與團隊互動有效性之間的關系。即相對于項目團隊而言,當團隊類型為部門團隊時,領導授權賦能行為與團隊互動有效性之間的關系更強。

良好的團隊互動離不開團隊領導的有力支持。由于賦能不是傳統(tǒng)意義上簡單的員工授權,而是賦予員工獨立思考的能力以及充分挖掘員工的創(chuàng)新能力。鑒于此,領導授權賦能能夠通過“授權”和“賦能”過程,激發(fā)和提升員工的內在動機,積極參與團隊互動,進而激發(fā)了創(chuàng)造力。相對于部門團隊,項目團隊成員臨時性的工作觀念較強,團隊領導更多關注任務或項目的完成,而部門團隊的組織機構正式化水平比較高,人員更加穩(wěn)定,領導授權賦能行為更利于激勵員工維持良好的人際互動,共享任務信息,積極參與到團隊互動中去,協同完成團隊工作目標任務?；谝陨戏治?本研究進一步推提出以下研究假設:

假設5團隊類型調節(jié)團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的中介作用。即相對于項目團隊而言,當團隊類型為部門團隊時,團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的中介作用更強,反之則更弱。

綜上所述,本研究的整體研究模型見圖1。

圖1 研究模型

3 研究設計

3.1 研究樣本和數據收集

本研究課題組調研了20家科技型企業(yè),調研企業(yè)的取樣選擇主要基于以下3個方面的考慮:①具有較高的信息化水平,企業(yè)數字化轉型起步較早,人力資源數字化管理經驗比較豐富和成熟,比較符合本研究數字化情境的要求;②大都是科技創(chuàng)新型的領軍企業(yè),其研發(fā)團隊是我國科技創(chuàng)新的中堅力量;③所組建的研發(fā)團隊,普遍采用部門團隊和項目團隊的方式,且以獨立的小型團隊為主。研發(fā)團隊構成相對比較穩(wěn)定,人員流動率低,團隊成員之間的工作有較強的依賴性,能夠突顯團隊類型和團隊互動的重要性。

本研究采用實地調研,發(fā)放和收集紙質問卷的方式進行數據收集。在正式問卷調研前,課題組向被試現場講解了問卷發(fā)放流程和注意事項,并承諾對問卷調研結果保密,有關內容僅用于學術研究。調查問卷包含領導問卷和員工問卷,由團隊領導和團隊成員分別填寫相應的問卷來獲取數據,并在數據收集完成后按照編碼進行配對。團隊領導填寫領導問卷,評價團隊互動有效性,所領導團隊成員的員工創(chuàng)造力,以及填寫團隊類型、本人基本信息和團隊基本信息。團隊成員填寫員工問卷,評價所在團隊的領導授權賦能行為,填寫本人基本信息。共發(fā)放了100個研發(fā)團隊742名員工的問卷,剔除團隊成員少于3人,以及無效問卷等,最終確定了85個研發(fā)團隊和641名員工的有效配對問卷,平均每個團隊7.54人,問卷有效回收率為86.4%。

3.2 樣本描述

(1)團隊樣本主要如下:團隊領導性別方面,男性占87.1%(74 人)、女性占12.9%(11 人);團隊領導學歷方面,本科占40%(34人)、碩士占36.5%(31人)、博士占3.5%(3人);年齡方面,在25周歲及以上,且35周歲以內團隊領導人數為46人,占比54.1%;35周歲及以上,且45周歲以內的團隊領導人數為33人,占比38.8%。根據本研究調研對象的界定,把團隊分成部門團隊和項目團隊兩類,其中部門團隊54個,項目團隊31個。在團隊成立時間方面,成立3～5年之間的團隊相對較多,占比31.8%。在團隊規(guī)模方面,團隊人數主要集中在6～15人之間,占比72.9%。

(2)員工樣本主要包括:男性502人,女性139人。學歷方面,本科學歷的員工最多,為354人,占總體調查樣本的 55.2%;碩士學歷的員工為148人,占比為23.1%;本科及以上學歷者總人數為506人,累計占比為78.9%。年齡方面,25～35歲的員工有426人,占總體調查樣本的66.5%;35歲以內的員工,累計占比為81.6%。工作年限方面,工作時間在3～8年的員工為296人,占總體調查樣本的 46.2%;工作年限在8年以內的員工,累計占比為74.6%。在加入團隊年限方面,5年以內的員工,累計占比為89.1%。

3.3 變量測量工具

本研究選擇的測量量表均為國內外成熟量表。為了確保國外期刊中發(fā)表的量表內容符合中國語境的表達并提高測量的準確性,本研究采用以下兩個步驟對量表進行修正和完善:①步驟1,通過“翻譯-回譯”方式形成中文量表。即邀請一名教授和兩名副教授對原始量表進行雙向翻譯,以保證量表內容的準確性。②步驟2,量表試填。為了降低理解差異造成測量結果的誤差,特邀請部分企業(yè)相關人員對問卷進行試填寫,根據反饋意見對測量題項進行修改完善。本研究中,所有量表均采用Likert 7點計分,1～7表述從“完全不符合”到“完全符合”。

(1)領導授權賦能行為該變量的測量采用王輝等[32]編制開發(fā)的量表,由團隊成員填寫,共24個題項,如“我的主管充分授權,讓我全面負責我所承擔的工作”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα系數值為 0.953。

(2)團隊互動有效性該變量的測量借鑒MATHIEU等[33]編制開發(fā)的量表,由團隊領導填寫,共9個題項,如“我的團隊成員共享任務相關信息”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα系數值為 0.893。

(3)員工創(chuàng)造力該變量的測量采用 FARMER 等[34]編制開發(fā)的量表,由團隊領導填寫,共4個題項,如“該員工會尋求運用新方法或通過新途徑來解決問題”等。本研究中,該量表的Cronbach’sα系數值為 0.865。

(4)團隊類型該變量采用虛擬變量來測量。根據團隊組建方式的不同,本研究把團隊類型分成部門團隊和項目團隊兩類。在量表中,部門團隊用1表示,項目團隊用0表示,都由團隊領導填寫。

(5)控制變量參照以往研究的普遍做法并結合本研究情境,本研究將團隊領導的性別、年齡和文化程度,以及團隊成立時間和團隊規(guī)模作為團隊層次的控制變量;同時,本研究還將員工的性別、年齡和文化程度,以及員工工作年限和加入團隊的時間作為個體層次的控制變量。

4 數據分析與結果

4.1 共同方法偏差檢驗

雖然在數據采集過程中采用了多來源的方法以減少共同方法偏差的影響,但由于采用的是截面數據,可能還會存在共同方法偏差問題。鑒于此,本研究還采用 Harman單因素檢驗法來進行共同方法偏差檢驗。有關結果顯示,主成份分析提取方法下的第一個因子解釋的總方差占33.34%,小于40%。由此,本研究的共同方法偏差在可接受范圍之內。

4.2 聚合檢驗

本研究模型是跨層次研究理論模型。由于領導授權賦能行為是團隊層次的變量,數據來源于團隊成員,因此需要將個體層面的數據向團隊層次進行聚合。鑒于此,本研究領導授權賦能行為Rwg的取值范圍為0.9～1之間,均值為0.986,中位數為0.990,超過0.7的標準;ICC(1)和ICC(2)分別為 0.221 和 0.68,均達到ICC(1)大于0.12及ICC(2)大于0.50的聚合判斷標準。由此,將員工評價的領導授權賦能行為聚合為團隊層次水平的變量是合理的。

4.3 區(qū)別效度與聚合效度

為了確保研究變量具有良好的區(qū)分效度,本研究對領導授權賦能行為、團隊互動有效性和員工創(chuàng)造力進行驗證性因子分析?？紤]到領導授權賦能行為和團隊互動有效性是二階測量模型,測量題項也較多,根據已有研究(如文獻[35])的做法,本研究對領導授權賦能行為、團隊互動有效性這兩個變量分別進行打包處理,有關驗證性因子分析結果見表1。由表1可知,三因子模型的擬合指標最優(yōu),說明領導授權賦能行為、團隊互動有效性和員工創(chuàng)造力具有明顯的區(qū)別效度。

本研究通過計算組合效度(CR)和平均方差抽取量(AVE)的數值來檢驗聚合效度。領導授權賦能行為的CR=0.914,AVE=0.642;團隊互動有效性的CR=0.837,AVE=0.637;員工創(chuàng)造力的CR=0.865,AVE=0.615。以上CR值均大于0.7的可接受門檻,AVE值均大于0.5的標準。由此,本研究中,領導授權賦能行為、團隊互動有效性和員工創(chuàng)造力這個3個變量的聚合效度在可接受的范圍。

4.4 相關分析

本研究中,各變量的均值、標準差、信度和相關系數見表2。由表2可知,領導授權賦能行為與團隊互動有效性(r=0.318,p<0.01)存在顯著正向相關。以上分析結果為后續(xù)研究假設提供初步支持。

表2 變量均值、標準差、信度和相關系數(N行為=85,N員工=64)

4.5 假設檢驗

(1)團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力間的跨層次中介作用本研究使用 Mplus 7.4 軟件進行路徑分析。具體而言,本研究選擇團隊層次的領導性別、學歷、年齡、團隊成立時間和團隊規(guī)模,以及個體層次的員工性別、學歷、年齡、工作年限和加入團隊時間作為控制變量,并把領導授權賦能行為(自變量)、團隊互動有效性(中介變量)、員工創(chuàng)造力(因變量)和團隊類型(團隊層面的調節(jié)變量)同時納入研究模型進行檢驗。有關全模型的路徑分析結果見表3。由表3可知,領導授權賦能行為對團隊互動有效性有顯著正向影響(β=0.383,p<0.001),因此,假設1得到支持;團隊互動有效性對員工創(chuàng)造力有顯著的正向影響(β= 0.221,p<0.05),因此,假設2得到支持。

表3 “領導授權賦能行為—團隊互動有效性—員工創(chuàng)造力”的路徑分析結果(N行為=85,N員工=64)

由于研究數據具有嵌套性,因此,本研究借鑒文獻[36]的做法,運用R 4.0統(tǒng)計軟件進行Bootstrapping程序20 000次計算中介效應。對于中介效應的檢驗而言:如果中介效應值的置信區(qū)間(95%)包括 0,則說明中介效應不顯著;如果置信區(qū)間(95%)不包括 0,則說明中介效應顯著。有關檢驗結果表明,團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的中介效應值為0.085,95%置信區(qū)間為[0.020,0.158],該區(qū)間不包括零,說明團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力間的中介效應是顯著的。由此,假設3得到支持。

(2)團隊類型在領導授權賦能行為與團隊互動有效性之間的調節(jié)作用本研究使用Mplus 7.4軟件通過路徑分析對團隊類型的調節(jié)作用進行檢驗,有關全模型的路徑分析結果見表3。由表3可知:領導授權賦能行為與團隊類型中心化后的交乘項對團隊互動有效性的回歸系數達到顯著性水平(β=0.259,p<0.001)。由此,假設4得到支持。

為了更加直觀地表現團隊類型的調節(jié)作用,本研究分別對不同類型的團隊下描繪領導授權賦能行為與團隊互動有效性的關系(見圖2)。由圖2可知,相比于項目團隊而言,部門團隊對領導授權賦能行為與團隊互動有效性之間關系的影響更強。

圖2 團隊類型在領導授權賦能行為和團隊互動有效性之間的調節(jié)作用示意圖

(3)團隊類型調節(jié)團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的中介作用由于現有Mplus程序不允許在多層次被調節(jié)的中介時做Bootstrapping,因此,本研究根據文獻[37]的建議,使用R 4.0軟件進行參數Bootstrapping估計(20 000次)。具體檢驗結果如下:在部門團隊類型下,領導授權賦能行為通過團隊互動有效性影響員工創(chuàng)造力的中介效應顯著,中介效應值為 0.149,95%置信區(qū)間為[0.036,0.279],區(qū)間內不包含零;在項目團隊類型下,領導授權賦能行為通過團隊互動有效性影響員工創(chuàng)造力的中介效應顯著,中介效應值為0.094,95%置信區(qū)間為[0.022,0.175],區(qū)間內不包含零;在不同團隊類型情況下,兩者中介效應差異值也顯著,差異值為0.055,95%置信區(qū)間為[0.011,0.115],置信區(qū)間也沒有包括零。

從以上數據可分析得出,領導授權賦能行為通過團隊互動有效性對員工創(chuàng)造力的中介效應分別在部門團隊和項目團隊的情境條件下均顯著,在兩種團隊類型的差異條件下也為顯著,因此,被調節(jié)的中介作用顯著。由此,假設5得到支持。具體數據匯總見表4。

表4 被調節(jié)的中介作用檢驗結果

5 研究結論、理論貢獻和管理啟示

本研究主要得出以下結論:①團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間具有跨層次中介作用。②團隊類型在領導授權賦能行為與團隊互動有效性之間具有調節(jié)作用,即相對于項目團隊而言,當團隊類型為部門團隊時,領導授權賦能行為與團隊互動有效性之間的關系更強;反之則更弱。③團隊類型調節(jié)團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的中介作用,即相對于項目團隊而言,當團隊類型為部門團隊時,團隊互動有效性在領導授權賦能行為與員工創(chuàng)造力之間的中介作用更強;反之則更弱。

本研究的理論貢獻主要在于:①豐富和拓展了領導授權賦能對員工創(chuàng)造力的中介機制研究?，F有領導授權賦能行為對員工創(chuàng)造力的研究大多基于單一層次視角,較少納入多層次模型去分析。本研究則借鑒I-P-O理論框架構建跨層次模型,不僅彌補了從單一層面研究的缺陷,而且實證研究結果也揭示團隊的有效互動離不開領導為下屬提供支持性的工作環(huán)境和氛圍,而且領導授權賦能行為能夠通過團隊互動有效性對員工創(chuàng)造力產生積極作用。②拓展了團隊類型作為情境性邊界條件在領導授權賦能對員工創(chuàng)造力影響機制的研究。前文指出,領導授權賦能行為的有效性具有顯著的情境依賴性,需要在特定邊界條件下才能得以實現。以往研究中,學者們大多把團隊類型作為控制變量,本研究則把團隊類型作為情境性邊界條件。有關實證研究結果揭示,相對于項目團隊而言,當團隊類型為部門團隊時,調節(jié)作用和有調節(jié)的中介作用都更強,這也表明部門團隊的工作情境下更有利于領導授權賦能對員工創(chuàng)造力產生積極作用?？傊?領導授權賦能行為在較高正式化水平的團隊組織結構下更加有效,從而驗證了領導授權賦能行為的有效性具有顯著的情境依賴性,這也為今后深入探討團隊類型作為邊界條件如何影響領導方式與創(chuàng)造力之間關系提供了研究思路。

本研究的管理啟示主要在于:①領導充分授權賦能,鼓勵員工參與決策,激發(fā)員工創(chuàng)造力。即企業(yè)領導者要適應數字化轉型的時代要求,在團隊中營造支持性的創(chuàng)新氛圍。具體而言,在領導職權范圍內,應充分為員工授權,明確界定授權的范圍,不過多干涉員工職權范圍的工作,鼓勵員工充分發(fā)表意見,積極建言獻策,善于采納有創(chuàng)意的觀點和想法,并且讓員工在自己的工作領域,能夠自主決策。②重視數字化轉型,打造學習型團隊。即企業(yè)領導者應高度重視人力資源數字化轉型,充分借助信息化手段建立團隊的信息共享機制,促進團隊溝通交流和人際互動,營造利于創(chuàng)新的人際關系氛圍,打造學習型團隊,激發(fā)和提升員工創(chuàng)造力。③適應數字化轉型的需要,組建有利于創(chuàng)新的團隊。由于部門團隊的人員相對比較穩(wěn)定,人際互動良好,信息共享較通暢,與項目團隊相比而言,在授權賦能的領導風格下更利于員工創(chuàng)造力的提升。但同時一個值得深入考慮的問題是,由于不同類型的團隊都有其各自不同的適用情境和條件,在選擇團隊類型時,企業(yè)領導者還要重點考慮人力資源數字化程度和領導方式等情境因素。

6 研究局限和未來研究展望

本研究也存在以下局限性:①調研對象為國內數字化轉型中科技型企業(yè)的研發(fā)團隊,并未特別考慮企業(yè)數字化程度、企業(yè)的性質以及所屬行業(yè)等因素。未來研究中,可以在不同性質、不同行業(yè),更廣泛地域的企業(yè),以及未實施數字化轉型的企業(yè)進行調查,做出差異化比較研究。②雖然采用多來源的數據收集方法,但是出于時間和研究條件的限制,有關研究數據屬于橫截面數據,這可能使有關研究結論無法完全有效揭示核心變量間的因果關系。未來研究中,可盡可能采用有時間跨度的縱向跟蹤調查以進一步驗證本研究結論。③中介變量的測量工具使用的是基于西方情境開發(fā)的量表,由于不同文化情境對人際互動等影響存在較大差異[38],未來研究可以基于中國文化情境開發(fā)有關量表。④僅把團隊類型作為情境性邊界條件。未來研究中,可進一步考慮將數字化成熟度、環(huán)境不確定性等變量作為邊界條件,研究其對中介機制的影響。另外,在企業(yè)數字化轉型的背景下,由于數字化監(jiān)控和信息過載等因素,領導授權賦能行為對員工創(chuàng)造力也可能存在負面影響,這也值得進一步深入研究。