掌舵者力有余,撐船者齊創(chuàng)新？領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的促進機制*

王雅婷 陳志俊 李 銳 周明建

掌舵者力有余,撐船者齊創(chuàng)新？領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的促進機制*

王雅婷1陳志俊2李 銳3周明建4

(1浙江財經(jīng)大學工商管理學院, 杭州 310018) (2上海財經(jīng)大學商學院, 上海 200433) (3合肥工業(yè)大學管理學院, 合肥 230009) (4哈爾濱工業(yè)大學(深圳)經(jīng)濟管理學院, 深圳 518055)

以往研究更多關注資質過剩的消極面, 而且相對忽視了管理層的資質過剩現(xiàn)象。本文基于自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論, 探討了資質過剩的領導何時以及如何提升團隊創(chuàng)造力。通過對106個護理團隊數(shù)據(jù)的分析, 結果發(fā)現(xiàn): 領導感知到的團隊能力調節(jié)了領導資質過剩感通過領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入對團隊創(chuàng)造力的間接效應: 當團隊能力較高時, 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入對領導資質過剩感與團隊創(chuàng)造力的鏈式中介效應更強。本文通過對領導資質過?，F(xiàn)象的關注, 揭示了其對團隊創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響的邊界條件和過程, 為資質過剩研究開辟了新的研究視角和思路。

資質過剩感, 團隊創(chuàng)造力, 團隊能力, 領導鼓勵創(chuàng)新, 團隊創(chuàng)新過程投入

1 前言

隨著競爭加劇、技術進步和工作方式的改變, 不僅基層員工, 一些管理人員也開始認為自己面臨人?崗不匹配的挑戰(zhàn), 即從事一些低于自身能力或者自身職位期望的崗位或工作, 組織管理學術界將類似這樣的情形稱為資質過剩(Overqualification)。資質過剩是指個體的資質(如教育水平、工作技能和/或工作經(jīng)驗)超過工作要求或未能在工作中使用(Erdogan et al., 2011; Maynard et al., 2006)。目前的研究主要關注普通員工的資質過剩現(xiàn)象, 考察其對個體工作行為、工作態(tài)度、幸福感、工作績效的影響(楊偉文, 李超平, 2021; Erdogan & Bauer, 2021; Harari et al., 2017)。相比之下, 目前對領導資質過剩現(xiàn)象的研究還非常薄弱(劉智強等, 2023; Feldman, 1996; Ferguson et al., 2016)。作為團隊管理者, 資質過剩的領導不僅需要承擔更多的責任, 對團隊目標和團隊結果負責, 同時還需要依靠團隊來實現(xiàn)個人價值。由此可見, 相比于普通員工的資質過剩感, 領導資質過剩感的影響范圍可能更廣也更深遠。然而, 目前的研究卻無法為領導資質過剩感與團隊結果之間的關系提供直接的證據(jù)。

盡管以往研究傾向于從負面解讀資質過剩(Harari et al., 2017), 但是van Dijk等學者(2020)認為, 資質過剩的個體能夠為團隊帶來人力資本優(yōu)勢,為團隊成員提供豐富的學習資源, 并提高團隊成員對該團隊的認同。考慮到領導的角色地位, 他們的資質過剩可能會為團隊和組織帶來更多的優(yōu)勢資源。Ferguson等學者(2016)將資質過剩的領導當作是組織發(fā)展和變革的機會。此外, 當個體能力被低估時, 他們傾向于通過突出的績效來證明自己(Nurmohamed, 2020)。對于資質過剩的領導來說, 突破性的團隊成果(如團隊創(chuàng)造性成果)是他們展示過剩資質的重要途徑(劉智強等, 2023)。創(chuàng)造力是指一個人或者一群人在工作中產(chǎn)生的新穎而有用的想法(Zhang & Bartol, 2010)。領導作為團隊的管理者, 是團隊創(chuàng)造力的重要影響因素(Hughes et al., 2018; Shalley & Gilson, 2004)。然而, 以往的研究更多地關注領導力對團隊創(chuàng)造力的影響(Chen et al., 2021; Hu et al., 2018; Li et al., 2016), 對于領導特征與團隊創(chuàng)造力之間的關系還知之甚少(Huang et al., 2016)?；诖? 本研究旨在探究領導資質過剩感與團隊創(chuàng)造力之間的關系。

領導特征是領導行為的重要影響因素(Bono & Judge, 2004; Judge et al., 2002)。根據(jù)自我調節(jié)理論, 領導資質過剩代表著實際資質使用狀況與期望資質使用狀況之間的差距, 這會激活領導的自我調節(jié)過程。以往研究發(fā)現(xiàn), 資質過剩的個體會主動采取一些變革型的措施來縮小這種差距(劉智強等, 2023; Zhang et al., 2016; Zhang et al., 2021)。不同于普通員工, 領導的角色地位促使他們不僅要調節(jié)自己的行為, 也要調節(jié)團隊和下屬的行為(Huang et al., 2016), 但是現(xiàn)有研究卻極少關注對自身以外的調節(jié)。鑒于此, 本研究擬以自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論為基礎, 來系統(tǒng)探討資質過剩的領導何時以及如何通過調節(jié)團隊和下屬的行為來提升團隊創(chuàng)造力。

自我調節(jié)理論可以較好地解釋資質過剩的領導是否以及何時會調整對團隊創(chuàng)新的要求。該理論認為, 領導者對自己的評價越高, 他們?yōu)閳F隊設置的目標也就越高(Bandura & Wood, 1989; Wood & Bandura, 1989a)。資質過剩的領導者不僅擁有滿足當前工作需求的資質, 同時還擁有未得到充分發(fā)揮的知識和技能, 這些額外的資質可能會促使他們選擇通過引領團隊創(chuàng)新的方式來進行自我調節(jié)(劉智強等, 2023)。然而, 領導的自我調節(jié)過程往往會受到一些情境因素的影響(劉智強等, 2023; Huai et al., 2022; Tsui & Ashford, 1994)。一些研究發(fā)現(xiàn), 領導對團隊能力的感知會影響他們對待團隊的方式(Fan et al., 2020; Whiteley et al., 2012)。當領導對下屬和團隊持積極觀點時, 他們會對下屬和團隊的績效有更高的要求和期待(Whiteley et al., 2012)?；诖? 我們認為團隊能力會將資質過剩領導的調節(jié)重心轉移到團隊上來, 通過鼓勵團隊創(chuàng)新來展示自己過剩的資質。那么領導對創(chuàng)新的鼓勵如何最終提升團隊創(chuàng)造力？我們進一步引入基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論來回答此問題。該理論認為, 團隊在創(chuàng)新過程中的投入才是團隊創(chuàng)造力的質量保障, 是領導行為與團隊創(chuàng)造力之間的重要內在機制(Harvey et al., 2018)。整合以上兩種理論, 本文預期當團隊能力較高時, 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊在創(chuàng)新過程中的投入是領導資質過剩感與團隊創(chuàng)造力的重要內在機制。

綜上, 本研究以自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論為基礎, 構建領導資質過剩感影響團隊創(chuàng)造力的有中介的調節(jié)模型(如圖1)。本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面。第一, 本文通過驗證領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的促進作用, 擴展了資質過剩結果變量的研究領域。第二, 本研究對領導感知團隊能力的調節(jié)作用的考察, 為領導資質過剩感何時在團隊層面發(fā)揮優(yōu)勢提供了重要的著眼點, 進一步豐富了資質過剩積極影響機制的邊界條件。第三, 通過對領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入這一鏈式中介作用的探究, 打開了領導資質過剩感影響團隊創(chuàng)造力的“黑箱”, 拓展了對資質過剩積極影響機制的認識。第四, 本研究通過對領導資質過剩感影響團隊創(chuàng)造力的探究, 從領導特征的角度進一步豐富了團隊創(chuàng)造力的前因變量。

1.1 領導感知團隊能力在領導資質過剩感與領導鼓勵創(chuàng)新之間的調節(jié)作用

自我調節(jié)理論認為, 當目標與現(xiàn)實之間存在差距時, 個體會通過調節(jié)認知、情緒和行為來縮小這種差距(Carver & Scheier, 2001; Zimmerman, 2000)。領導資質過剩感是指領導者對其資質(如學歷、技能和工作經(jīng)驗)超過工作要求的自我感知和自我評價, 意味著當前資質使用狀況與期望資質使用狀況之間存在一定的差距(劉智強等, 2023)。領導者的自我評價越高, 他們越會主動縮小這種差距(Tsui & Ashford, 1994)。因此, 資質過剩的領導會主動展示自己過剩的資質(Zhang et al., 2016; Zhang et al., 2021)。不過, 作為領導者, 他們不僅需要調節(jié)自我, 也需要管理團隊和下屬, 因為引導下屬實現(xiàn)團隊和組織目標是領導的職責(Huang et al., 2016)。當領導對個人能力充滿信心時, 他們通常會為團隊設置更具挑戰(zhàn)性的目標(Huang et al., 2016; Wood & Bandura, 1989b)。然而, 對于資質過剩的領導者來說, 他們擁有的資質已經(jīng)超過了角色要求(Ferguson et al., 2016), 為團隊設置角色內的挑戰(zhàn)目標并不能有效展示他們過剩的資質。相反, 這些額外的資質讓他們相信自己能在團隊創(chuàng)新這類艱巨的任務中取得成功(劉智強等, 2023)。因此, 我們認為當領導感知到資質過剩時, 很可能在要求團隊完成本職工作的同時, 鼓勵團隊創(chuàng)新, 即采取行動使下屬注意到創(chuàng)造力的重要性, 并促使下屬在實現(xiàn)創(chuàng)新目標的過程中持續(xù)不斷的努力(Zhang & Bartol, 2010)。

圖1 理論模型

自我調節(jié)理論指出, 領導的自我調節(jié)過程會受到其他群體特征的影響(Tsui & Ashford, 1994)。除了自身能力外, 領導對團隊成員能力的判斷會影響他們對團隊的態(tài)度和要求(Fan et al., 2020; Tang et al., 2020; Whiteley et al., 2012)。當領導對團隊能力(即團隊技術能力和團隊合作能力)持積極態(tài)度時, 他們可能會在自我調節(jié)的過程中, 重點關注團隊對他們實現(xiàn)目標的作用, 對團隊提出更高的要求。換言之, 我們若要探索領導資質過剩感對領導鼓勵創(chuàng)新的影響, 則需進一步考慮領導對團隊能力的評價。團隊能力是團隊完成挑戰(zhàn)性任務的保障(Ma et al., 2017; Shin & Zhou, 2007)。對于資質過剩的領導來說, 管理崗位工作成果難以量化是導致他們資質過剩的主要原因(Feldman, 1996), 而較強的團隊能力意味著團隊能夠將他們創(chuàng)造性的想法轉化為創(chuàng)造性的成果, 幫助他們將過剩的資質轉化為可衡量的工作成果, 以此來縮小期望與現(xiàn)實的差距。此外, Hu等學者(2015)發(fā)現(xiàn), 當資質過剩的個體發(fā)現(xiàn)他們的同事能力不凡時, 他們會認為自己的工作是重要的、有價值的且有意義的。因此, 承擔具有挑戰(zhàn)性的任務能夠有效降低資質過剩領導在工作中的無聊感, 改善他們在工作中的相關體驗(Sánchez- Cardona et al., 2020)。

相反, 當資質過剩的領導對團隊能力持懷疑態(tài)度時, 他們會認為要求能力不足的團隊進行創(chuàng)新的可行性較低。具體來說, 團隊能力不足進一步拉開了資質過剩領導與團隊在能力上的差距, 增強了他們對自己與團隊不匹配的感知。對他們來說, 能力不足的團隊可能無法實現(xiàn)具有挑戰(zhàn)性的團隊目標, 無法為領導過剩的資質提供發(fā)揮的空間, 這從根本上降低了資質過剩領導對團隊創(chuàng)新的期望。另一方面, 當團隊能力較低時, 資質過剩的領導會認為對當前的團隊提出更高的要求是沒有意義的, 降低了他們與團隊一起工作的意義和興趣。這種心理距離的拉大不利于領導與團隊之間的溝通交流以及關系建設。當領導與團隊關系較為疏遠時, 他們不太可能鼓勵下屬去承擔一些具有挑戰(zhàn)性的任務(Erdogan & Liden, 2002; Liao et al., 2010)。基于此, 我們提出如下假設:

假設1: 領導資質過剩感與領導感知到的團隊能力正向交互影響領導鼓勵創(chuàng)新。當領導感知到的團隊能力較高時, 領導資質過剩感對領導鼓勵創(chuàng)新之間的正向影響越強; 反之越弱。

1.2 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入的中介作用

面對領導對創(chuàng)新的鼓勵和期望, 團隊會做出怎樣的反應？這些反應是否會進而提升團隊的創(chuàng)造力表現(xiàn)？由于該反應過程已然超出了自我調節(jié)理論涉及的范圍, 因此我們進一步引入和結合基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論來探討和回答上述問題。這一理論認為, 團隊在創(chuàng)新過程中的投入是團隊創(chuàng)造力質量的重要保障因素(Harvey et al., 2018), 也是將領導有關創(chuàng)造力的態(tài)度和行為(例如本研究所聚焦的領導鼓勵創(chuàng)新)轉化為團隊創(chuàng)造力結果的最重要的中間機制之一(Harvey et al., 2018)。

團隊創(chuàng)新過程投入(Team Creative Process Engagement)是指團隊成員在行為、認知和情感上嘗試新事物和新方法(Gilson & Shalley, 2004), 在這一過程中, 團隊成員需要識別問題、搜索和編碼信息、產(chǎn)生想法(Zhang & Bartol, 2010)。創(chuàng)造性行為具有一定的風險性(Shalley & Gilson, 2004), 領導對創(chuàng)新的態(tài)度是影響團隊投入創(chuàng)新性活動的重要因素(Chen et al., 2021; Hu et al., 2018; Hülsheger et al., 2009)。具體來說, 領導對創(chuàng)新的鼓勵和支持可以增強團隊成員投入創(chuàng)新活動時所需的心理資源, 幫助團隊克服由于打破常規(guī)而帶來的恐懼心理(Hu et al., 2018), 同時也可以為團隊成員之間的信息共享營造較為輕松的氛圍(Harvey et al., 2018; Hu et al., 2018)。另外, 領導對創(chuàng)新的鼓勵讓團隊認識到他們的工作需要創(chuàng)新, 統(tǒng)一了團隊成員在團隊創(chuàng)新方面的意識, 促使團隊更愿意投入到創(chuàng)新過程中來(Gilson & Shalley, 2004)。

團隊在創(chuàng)新過程中的投入會影響團隊創(chuàng)造性成果的質量(Harvey et al., 2018)。具體來說, 團隊在創(chuàng)新過程中的投入有助于問題識別(Mumford et al., 1991; Reiter-Palmon & Illies, 2004), 為團隊創(chuàng)造力的提升提供了方向。在團隊參與創(chuàng)新的過程中, 團隊成員之間分享的信息和想法有助于團隊信息和知識多樣性的形成, 這為團隊創(chuàng)造力的提升奠定了基礎(Han et al., 2014; Hu et al., 2018; Leung & Wang, 2015; Reiter-Palmon & Illies, 2004)。另外, 團隊對冗雜繁復信息的編碼, 有助于篩選整合出新穎且有用的信息, 而對于信息和知識的整合加工則有助于團隊產(chǎn)生創(chuàng)造性想法, 提升團隊創(chuàng)造力(Hoever et al., 2012)?；诖? 我們提出如下假設:

假設2: 領導鼓勵創(chuàng)新通過團隊創(chuàng)新過程投入正向影響團隊創(chuàng)造力。

結合假設1和假設2, 本研究構建了一個有中介的調節(jié)模型, 用來描繪領導資質過剩感影響團隊創(chuàng)造力的作用條件和影響過程。具體來說, 團隊能力是團隊迎接挑戰(zhàn)的基礎(Ma et al., 2017; Shin & Zhou, 2007)。在此情況下, 資質過剩的領導意識到鼓勵團隊創(chuàng)新是可行的, 是他們展示過剩資質的有效載體, 而領導對團隊創(chuàng)新的態(tài)度將促使團隊投入到創(chuàng)新過程中來, 并最終帶來團隊創(chuàng)造力的提升。相反, 較低的團隊能力讓資質過剩的領導意識到團隊沒有能力承載他們過高的創(chuàng)新要求, 完成角色內的任務才是團隊的工作重點, 因此不會鼓勵團隊創(chuàng)新, 團隊在創(chuàng)新過程中的投入也會相應減少, 導致團隊無法在創(chuàng)造力方面獲得提升。基于此, 我們提出如下假設:

假設3: 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入在領導資質過剩感與領導感知到的團隊能力對團隊創(chuàng)造力的正向交互影響中起連續(xù)中介作用。當領導感知到的團隊能力較高時, 領導資質過剩感通過領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入對團隊創(chuàng)造力的正向影響會增強; 反之越弱。

2 研究方法

2.1 研究樣本及程序

本研究采用多時間點?多來源的方式, 對來自山西5家公立醫(yī)院全體護理團隊的護士長和護士進行了線上問卷調查。雖然人們通常將創(chuàng)造力與科學家、藝術家、研發(fā)團隊等聯(lián)系在一起, 但實際上創(chuàng)造力并不獨屬于某個特定的行業(yè)或群體(Gong et al., 2009; Mumford et al., 1997), 在很多行業(yè)和工作中也同樣發(fā)揮著重要作用(Gong et al., 2009; Perry- Smith, 2006; Shalley et al., 2000; Somech, 2006; Somech & Drach-Zahavy, 2013)。研究發(fā)現(xiàn), 創(chuàng)造力能夠有效提高護理團隊的服務質量和效率, 改善醫(yī)患關系, 維護健康(Malik et al., 2016)。隨著醫(yī)療改革的深入, 從2021年開始, 國家衛(wèi)健委連續(xù)3年發(fā)布國家醫(yī)療質量安全改進目標和各專業(yè)質控工作改進目標, 要求各級各類醫(yī)療機構承擔年度目標改進工作的主體責任, 積極創(chuàng)新工作機制和方式方法。因此, 我們認為探究護理團隊的創(chuàng)造力是合理且必要的。

本次調研分為三輪, 第一輪請護士長填答了資質過剩感量表和一些人口統(tǒng)計學變量。在這一輪中, 我們共發(fā)放護士長問卷186份, 實際回收問卷152份, 問卷回收率為82%。兩個月之后, 我們開啟第二輪問卷調查, 在這一輪中, 我們請護士長填答了心理特權感和感知的團隊能力。本輪發(fā)放問卷152份, 實際回收128份, 問卷回收率為84%。在這一輪中, 我們還請護士填答了對領導鼓勵創(chuàng)新的感知和對領導辱虐管理的評價, 共調研了來自152個團隊的1419名護士, 實際回收問卷1245份, 問卷回收率為88%。兩個月之后, 我們再次對這1245名護士進行了調研, 主要測量團隊創(chuàng)新過程投入程度, 回收問卷987份, 問卷回收率為79%; 同時, 我們還邀請參與第二輪調研的128名護士長來評價團隊創(chuàng)造力, 回收問卷115份, 問卷回收率為90%。通過多輪和多來源數(shù)據(jù)的匹配, 本研究剔除了團隊人數(shù)小于3的團隊, 最終獲得有效護士長卷106份, 護士卷847份, 問卷回收率分別為57%和60%。在最終樣本中, 護士長的平均年齡為48歲, 從事護理行業(yè)的平均年限為28年, 93%的護士長擁有本科學歷。

2.2 研究工具

本研究使用的量表均來自于國內外學者開發(fā)的成熟量表。我們采用標準的翻譯?回譯程序, 對英文量表進行處理。本研究采用李克特7點量表, 1表示非常不同意(從不), 7表示非常同意(總是)。

領導資質過剩感(T1)1雖然已有研究對領導資質過剩感進行了定義(劉智強等, 2023; Ferguson et al., 2016), 但是現(xiàn)有文獻對領導資質過剩感的關注度不夠。因此, 在本研究開始之前, 我們開展了一個質性研究來驗證和明確領導資質過剩的內容。通過訪談15名認為自己資質過剩的領導, 我們發(fā)現(xiàn), 他們的資質過剩主要表現(xiàn)在工作能力過剩、技能過剩、教育過剩、發(fā)展空間不足、經(jīng)驗過剩等方面。由此可以看出, 領導資質過剩的內容并沒有超過現(xiàn)有資質過剩的內容, 可以用現(xiàn)有的量表來測量領導資質過剩。定性研究的具體分析結果可聯(lián)系本文作者獲得。。本研究采用Maynard等人(2006)開發(fā)的量表來測量護士長的資質過剩感。該量表共有9個題項, 例如: “我的工作所需的學歷水平低于我現(xiàn)在的學歷”。在本研究中, 該量表的內部一致性系數(shù)為0.92。

感知的團隊能力(T2)。本研究采用Richardson和Vandenberg (2005)開發(fā)的量表, 量表共有5個題項, 例如: “我相信我的下屬有很好的決策能力”2在測量感知的團隊能力時, 引導語為: “下面是對您團隊的描述, 請根據(jù)實際情況, 選擇合適的選項?！?。該量表的內部一致性系數(shù)為0.98。

領導鼓勵創(chuàng)新(T2)。本研究采用Scott和Bruce (1994)開發(fā)的量表, 該量表共有6個題項, 例如“我的護士長鼓勵下屬創(chuàng)新, 并強調創(chuàng)造力的重要性”。該量表的內部一致性系數(shù)為0.99。

團隊創(chuàng)新過程投入(T3)。為了測量護理團隊在創(chuàng)新過程中的投入, 本研究改編了Zhang和Bartol (2010)開發(fā)的員工創(chuàng)新過程投入量表。該量表共有11個題項, 例如: “我們團隊花很多時間, 試圖理解問題的本質”。該量表的內部一致性系數(shù)為0.99。

團隊創(chuàng)造力(T3)。本研究采用Shin和Zhou (2007)開發(fā)的量表, 該量表共有4個題項, 例如: “我們團隊的新想法、新點子對實際工作用途很大”。該量表的內部一致性系數(shù)為0.99。

控制變量。資質過剩作為個人感知, 很可能會被個人特質所干擾。研究發(fā)現(xiàn), 心理特權感高的個體通常對自己有著過高的評價(Naumann et al., 2002; Snow et al., 2001)。為了控制護士長心理特權感的影響, 本研究采用Campbell等學者(2004)開發(fā)的量表。該量表共有9個題項, 例如: “生活中, 我理應享有更多”, 該量表的內部一致性系數(shù)為0.96。以往研究發(fā)現(xiàn), 資質過剩感也會帶來消極影響, 比如, 反生產(chǎn)工作行為(楊偉文, 李超平, 2021; Erdogan & Bauer, 2021; Harari et al., 2017)。由于本研究關注的是領導的資質過?，F(xiàn)象, 因此我們控制了領導對下屬的辱虐行為。為了測量護士長的辱虐管理, 本研究采用由Mitchell和Ambrose (2007)改編的5條目量表(例如: “我的護士長會嘲笑我”), 該量表的內部一致性系數(shù)為0.99。結合創(chuàng)造力的相關文獻, 本研究還控制了團隊規(guī)模、團隊學歷水平、團隊平均年齡和領導工作年限(Huang et al., 2016; Liu et al., 2012)。

2.3 數(shù)據(jù)分析方法

本研究運用SPSS進行描述性統(tǒng)計、相關分析和信度檢驗; 運用R軟件進行數(shù)據(jù)聚合檢驗; 由于本研究中的106個護理團隊嵌套在5個醫(yī)院當中, 因此運用Mplus軟件進行跨層驗證性因子分析; 且為了解決團隊層面觀察值之間的不獨立性, 在運用Mplus軟件進行回歸分析時使用聚類穩(wěn)健的標準誤(Cluster-Robust Standard Errors) (Muthén & Muthén, 2017); 最后還采用Monte Carlo方法來推導間接效應及被中介的調節(jié)效應的置信區(qū)間(Selig & Preacher, 2008)。

3 研究結果

3.1 驗證性因子分析

為了檢驗主要變量之間的區(qū)分性, 同時考慮到領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入是由員工評價的, 因此本研究進行了跨層驗證性因子分析。此分析中涉及的主要變量有4個團隊層面的變量(領導資質過剩感、心理特權感、領導感知到的團隊能力、團隊創(chuàng)造力)和3個個體層面變量(領導鼓勵創(chuàng)新、辱虐管理、團隊創(chuàng)新過程投入)。由于本研究的測量題項較多, 如果直接將所有題項納入驗證性因子分析可能會導致結果無法擬合, 且本研究更關注各構念之間的區(qū)分性而非相關性, 因此對題項進行打包是合適的處理方式。根據(jù)Little等學者(2002)的建議, 本研究將多維度變量和測量題項較多的單維度變量進行了打包處理。對于多維度變量, 本研究根據(jù)概念的維度進行打包, 即將團隊創(chuàng)新過程投入打成3個包; 對于測量題項數(shù)目大于5的單維度變量, 本研究采用平衡法(Item-to-Construct Balance)進行打包處理, 按照題目因子載荷大小進行排序后, 根據(jù)小組數(shù)將題目輪流由高到低、再反過來依次排序, 最終將資質過剩感、心理特權感和領導鼓勵創(chuàng)新分別打成3個包。如表1所示, 七因子模型對數(shù)據(jù)的擬合效果最好(χ2/= 1.89, CFI = 0.98, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMRwithin= 0.01, SRMRbetween= 0.07), 且優(yōu)于其他競爭模型, 說明本研究中所涉及的變量具有較好的區(qū)分度。

3.2 數(shù)據(jù)聚合檢驗

在本研究中, 由于領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入是由護士評價并聚合到團隊層面的, 因此有必要進行數(shù)據(jù)聚合檢驗。wg, ICC (1)和ICC (2)是常用來衡量數(shù)據(jù)聚合效果的指標(LeBreton & Senter, 2008)。結果顯示, 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入的wg的中位數(shù)分別為0.93和0.97, 說明這兩個變量均具有較高的組內一致性(LeBreton & Senter, 2008)。領導鼓勵創(chuàng)新和團隊參與創(chuàng)新的ICC (1)分別為0.11 ((105, 741) = 1.97,< 0.001)和0.05 ((105, 741) = 1.44,= 0.004), 均在預期范圍內(LeBreton & Senter, 2008); 而這兩個變量的ICC(2)值略低, 分別為0.49和0.31。然而, 學者們認為略低的ICC (2)值并不代表無法聚合, 當概念被認定為團隊層面概念, 且有較高的wg值和顯著的組間差異時, 聚合也是可行的(Chen & Bliese, 2002; Kozlowski & Hattrup, 1992)。最近的研究也發(fā)現(xiàn), 當wg和ICC (1)的值符合預期, 且檢驗顯著時, ICC (2)高于0.25也是可以接受的(如Chiu et al., 2016; Dietz et al., 2015; Dong et al., 2015; Yu et al., 2023), 而我們的研究滿足這些條件。因此, 我們認為領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入可以聚合到團隊層面。

表1 驗證性因子分析結果

注: 六因子模型1: 將領導資質過剩感與心理特權感合并為一個因子; 六因子模型2: 將領導感知到的團隊能力與團隊創(chuàng)造力合并為一個因子; 六因子模型3: 將領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)新過程投入合并為一個因子; 五因子模型1: 將領導資質過剩感與心理特權感合并為一個因子, 領導感知到的團隊能力與團隊創(chuàng)造力合并為一個因子; 五因子模型2: 將領導感知到的團隊能力和團隊創(chuàng)造力合并為一個因子, 領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)新過程投入合并為一個因子; 五因子模型3: 將領導資質過剩感與心理特權感合并為一個因子, 領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)新過程投入合并為一個因子; 四因子模型: 將領導感知到的團隊能力和團隊創(chuàng)造力合并為一個因子, 領導資質過剩感與心理特權感合并為一個因子, 領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)新過程投入合并為一個因子。

3.3 共同方法偏差檢驗

本研究采用多時段?多來源的調研方式來避免共同方法偏差。在進行數(shù)據(jù)分析之前, 我們采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果顯示, 第一個因子解釋的變異量為26.00%, 小于40%的臨界值。除此以外, 本研究還運用了控制未測量的潛在方法因子法(ULMC)來檢驗共同方法偏差。將方法因子納入模型后, 模型的擬合指標分別為: χ2/= 1.40, CFI = 0.99, TLI = 0.99, RMSEA = 0.02, SRMRwithin= 0.07, SRMRbetween= 0.08。相比控制前的模型, 加入方法因子后模型的CFI、TLI、RMSEA的改善程度均小于0.02, 說明模型的擬合度未得到明顯改善。綜上, 本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.4 描述性統(tǒng)計和相關分析

表2中列出了各個變量的描述性統(tǒng)計結果以及各個變量之間的相關性。領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)新過程投入正相關(= 0.56,< 0.001); 團隊創(chuàng)新過程投入與團隊創(chuàng)造力正相關(= 0.30,= 0.002), 這些相關結果與我們的假設相符。

表2 變量的均值、標準差和相關系數(shù)

注:= 106。**< 0.01;*< 0.05。團隊教育水平: 1 = 初中及以下, 2 = 高中或中專, 3 = 大專, 4 = 本科, 5 = 碩士, 6 = 博士。領導鼓勵創(chuàng)新、團隊創(chuàng)新過程投入、辱虐管理均是聚合到團隊層面進行的相關分析。

表3 回歸分析結果

注:= 106。***< 0.001;**< 0.01;*< 0.05。

3.5 假設檢驗

為了進一步檢驗本研究所提出的假設, 我們進行了回歸分析。對于領導感知團隊能力的調節(jié)作用, 表3模型1的結果顯示, 領導資質過剩感與領導感知到的團隊能力的交互項正向影響領導鼓勵創(chuàng)新(= 0.09,< 0.001)。根據(jù)斜率圖2, 當領導感知到的團隊能力較高時, 領導資質過剩感對領導鼓勵創(chuàng)新的正向影響更強(= 0.29,< 0.001), 而當領導感知到的團隊能力較低時, 領導資質過剩感對領導鼓勵創(chuàng)新的正向影響較弱(= 0.10,= 0.002)。因此, 假設1得到了支持。

圖2 領導感知到的團隊能力對領導資質過剩感與領導鼓勵創(chuàng)新關系的調節(jié)效應圖

假設2提出了團隊創(chuàng)新過程投入對領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)造力之間關系的中介作用。本研究采用Monte Carlo方法來檢驗此中介效應(Selig & Preacher, 2008), 結果表明, 團隊創(chuàng)新過程投入對領導鼓勵創(chuàng)新與團隊創(chuàng)造力之間關系的中介作用顯著(= 0.25, 95% CI [0.08, 0.45])。因此, 假設2得到了驗證。

假設3提出了領導資質過剩感與領導感知到的團隊能力的交互項對團隊創(chuàng)造力的通過領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入的正向影響。通過Monte Carlo方法抽樣20000次(Selig & Preacher, 2008), 分析結果如表4所示, 當領導感知到的團隊能力較高時, 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入對領導資質過剩感與團隊創(chuàng)造力之間關系的連續(xù)中介作用更強(= 0.08, 95% CI [0.02, 0.15]), 當領導感知到的團隊能力較低時, 領導鼓勵創(chuàng)新和團隊創(chuàng)新過程投入的連續(xù)中介作用較弱(= 0.03, 95% CI [0.00, 0.05]), 這兩種效應的差異也顯著(= 0.05, 95% CI [0.00, 0.10])。因此, 假設3得到了驗證。

3.6 穩(wěn)健性檢驗

本研究是一個多時段、多來源的團隊層面調研, 因此在數(shù)據(jù)收集過程中存在一定程度的樣本流失。通過上下級數(shù)據(jù)匹配和對無效問卷的剔除, 最終員工卷的有效回收率為60%。為了提升數(shù)據(jù)的透明度、可靠性及穩(wěn)健性, 本研究分別剔除員工卷中有效回收率低于60%和70%的團隊, 數(shù)據(jù)分析結果顯示, 本研究提出的假設依然成立。另外, 上述數(shù)據(jù)分析部分展示的是包含了控制變量的分析結果, 我們也檢驗了不包含控制變量的模型, 結果與加入控制變量時的結果無實質性差異, 模型的穩(wěn)健性得到了進一步支持。

4 討論

4.1 研究結論

以往研究主要關注員工資質過剩的現(xiàn)象, 對于領導資質過剩的影響機制我們知之甚少。本研究以自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論為基礎, 探討領導資質過剩感影響團隊創(chuàng)造力的邊界條件和內在機制。通過一項多時點、多來源的問卷調查研究發(fā)現(xiàn): 資質過剩的領導并不是被動的接受者, 當他們感知到團隊擁有較強的能力時, 會通過主動調節(jié)對團隊創(chuàng)新的要求來展示自己過剩的資質, 而領導對團隊創(chuàng)新的鼓勵則提升了團隊在創(chuàng)新過程中的投入, 并最終提升了團隊創(chuàng)造力。

4.2 理論意義

本研究主要有以下幾點理論意義。第一, 通過探究領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的影響, 本研究從團隊層面為資質過剩的影響機制貢獻了新的知識、進一步豐富了資質過剩影響的研究成果。以往研究集中于討論員工的資質過剩感及其影響機制。雖然個別學者在研究中提到了領導的資質過?，F(xiàn)象(劉智強等, 2023; Feldman, 1996; Ferguson et al., 2016), 但并沒有引起學術界的足夠重視。從本文的研究結果來看, 領導群體確實存在資質過剩的現(xiàn)象(均值為3.28; 標準差為1.07), 且會對團隊創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響?；诖? 本研究首次揭示了資質過剩在團隊層面的影響結果, 為未來資質過剩的研究提供了新的視角和方向。

第二, 通過探究領導感知到的團隊能力的調節(jié)作用, 本研究揭示了領導資質過剩何時會在團隊層面發(fā)揮積極作用, 進一步豐富了資質過剩積極影響機制的邊界條件。早期對資質過剩溢出效應的探究主要集中于消極影響結果, 比如, 反生產(chǎn)工作行為(Erdogan & Bauer, 2021; Harari et al., 2017)。近期, 學者們呼吁要關注資質過剩對他人和組織的積極溢出結果(Deng et al., 2018; Erdogan & Bauer, 2021; van Dijk et al., 2020; Zhang et al., 2016)。然而, 一系列研究發(fā)現(xiàn), 這些積極溢出效應的發(fā)揮存在邊界條件(Deng et al., 2018; van Dijk et al., 2020), 只有當周圍環(huán)境達到他們的預期時, 資質過剩個體才會發(fā)揮他們真正的價值(Erdogan & Bauer, 2009; Hu et al., 2015; Luksyte & Spitzmueller, 2016)。在本研究中, 我們發(fā)現(xiàn)資質過剩領導對團隊能力的判斷和感知決定了他們是否要對團隊提出創(chuàng)新要求, 只有當資質過剩的領導認為團隊的能力配得上他們的能力時, 才會鼓勵團隊創(chuàng)新, 促使團隊投入到創(chuàng)新過程中來。這一結論從某種程度上呼應了Ferguson等學者(2016)的觀點, 即管理者的資質過剩能夠為組織發(fā)展帶來機會, 為資質過剩何時在團隊層面發(fā)揮積極影響提供了啟示。

第三, 通過整合自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論, 本研究打開了領導資質過剩感影響團隊創(chuàng)造力的“黑箱”, 拓展了對資質過剩積極影響機制的認識。以往研究主要關注資質過剩的消極影響機制, 從人?環(huán)境匹配理論、公平理論、相對剝奪理論等視角出發(fā)將資質過剩解讀為一種去動機因素(Erdogan & Bauer, 2021)。最近的一些研究發(fā)現(xiàn), 資質過剩的個體具有人力資本優(yōu)勢, 會通過自我調節(jié)來發(fā)揮資質過剩的積極作用(Zhang et al., 2021; Zhang et al., 2016)。與此一致, 本文也發(fā)現(xiàn), 資質過剩的領導不是一個被動的接受現(xiàn)狀者, 他們會主動營造一個有利于發(fā)揮個人資質的環(huán)境。需要注意的是, 以往資質過剩的研究對象是普通員工, 他們的角色地位使得他們只能改變自己的認知和行為, 很難直接通過改變他人來達到自己的目的。不同于普通員工應對資質過剩時的自我調節(jié), 本研究發(fā)現(xiàn), 領導與團隊和下屬之間的正式關系將資質過剩對團隊創(chuàng)造力的影響直接化、正式化, 促使他們主動調整對團隊創(chuàng)新的要求, 并通過帶領團隊產(chǎn)出創(chuàng)造性成果來展示過剩的資質。這打破了以往資質過剩研究對自我認知、情緒等自我因素作為解釋機制的依賴, 為資質過剩的中介機制提供了新思路。

第四, 本研究對于領導資質過剩與團隊創(chuàng)造力關系的探究, 為團隊創(chuàng)造力的研究做出了貢獻。領導作為團隊的管理者, 是團隊創(chuàng)造力的重要影響因素(Hughes et al., 2018; Shalley & Gilson, 2004)。然而, 以往研究更多地關注領導力和領導?成員關系對團隊創(chuàng)造力的影響(Chen et al., 2021; Hu et al., 2018; Li et al., 2016; Tu et al., 2019), 卻忽略了對這段關系原始來源的追溯。事實上, 領導的個人特征會影響領導行為(Bono & Judge, 2004; Judge et al., 2002)。雖然有研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新自我效能高的領導會鼓勵下屬創(chuàng)新(Huang et al., 2016), 但是該類研究強調的是領導在特定領域的能力會影響他們對下屬在該領域的要求和期望。本研究通過探討領導資質過剩感與團隊創(chuàng)造力之間的關系, 發(fā)現(xiàn)領導者力有余時, 會要求并引導團隊齊創(chuàng)新, 拓寬了對領導特征影響領導對下屬和團隊創(chuàng)新要求的認識。不同于領導的一般性格特質(如自信、自戀), 資質過剩給領導帶來的個人資質與工作要求之間的差距感, 會激活他們的自我調節(jié)機制, 促使他們通過團隊創(chuàng)造性成果來展示過剩的資質, 促進了團隊創(chuàng)造力的前因研究。

另外, 以往研究通常從團隊過程或者團隊狀態(tài)的視角來解釋領導行為對團隊創(chuàng)造力的影響(Chen et al., 2021; Hu et al., 2018; Tu et al., 2019), 但是這些視角能否直接用于解釋領導特征與團隊創(chuàng)造力之間的關系還尚不明晰。一方面, 領導特征可能無法直接作用于團隊過程或團隊狀態(tài), 需要通過顯性的領導行為來傳導這一效應; 另一方面, 雖然領導特征能夠直接影響領導行為, 領導行為也能影響團隊結果, 但是基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論認為, 團隊在創(chuàng)新過程中的投入是團隊創(chuàng)造性結果質量的保證, 領導行為則是團隊創(chuàng)新投入的引發(fā)因素(Harvey et al., 2018)。在本研究中, 我們通過理論整合, 充分利用自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論的獨特優(yōu)勢, 梳理他們的邏輯一致性, 并針對這兩個理論各自的局限性, 提出一個整合性的理論模型: 運用自我調節(jié)理論解釋領導資質過剩感與領導鼓勵創(chuàng)新之間的關系, 以基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論來揭示領導鼓勵創(chuàng)新?團隊創(chuàng)新過程投入?團隊創(chuàng)造力之間的關系, 為領導特征與團隊創(chuàng)造力之間的關系提供了重要的理論視角。

4.3 實踐意義

本研究的結論對組織管理實踐具有重要啟示。第一, 組織應該關注并重視領導資質過?，F(xiàn)象及其帶來的影響。本研究發(fā)現(xiàn), 組織中的管理層存在資質過剩的現(xiàn)象。不同于普通員工的資質過剩, 領導作為企業(yè)的中堅力量, 他們資質過剩的輻射范圍更廣。從我們的研究結果來看, 資質過剩的領導會鼓勵團隊創(chuàng)新, 通過提高團隊在創(chuàng)新過程中的投入來有效提升團隊創(chuàng)造力。由此看來, 資質過剩的領導很可能是組織應對未來不確定性和渡過瓶頸期的重要推動者和儲備力量。企業(yè)應該重視資質過剩領導的潛在價值, 提高對這類人才的吸引力。

第二, 組織應該重視對資質過剩領導的管理。雖然資質過剩的領導能夠為組織變革帶來生機和希望, 但是這種積極效應的發(fā)揮需要一定的條件。本研究發(fā)現(xiàn), 能力突出的團隊為領導過剩的資質提供了用武之地, 且這兩者的組合更是為團隊和組織變革帶來了機會。因此, 企業(yè)要正確看待資質過剩領導的潛在價值, 明確自身是否擁有讓其發(fā)揮過剩資質的空間和實力, 不盲目引進此類人才。對于現(xiàn)有的資質過剩領導, 企業(yè)應及時調整對他們的工作安排, 為他們選拔得力干將, 配備綜合實力強勁的團隊, 這樣不僅能留住資質過剩的領導, 同時也能使組織從中獲益。

4.4 研究不足及未來研究方向

盡管本研究提出了一系列有價值的研究結論, 對于資質過剩領域有一定的理論貢獻和實踐啟示, 但本研究仍存在一定的局限性。未來研究可以在此基礎上進一步深化和拓展:

第一, 從整體研究來看, 本文在以往研究的基礎上, 對領導的資質過?，F(xiàn)象進行了探討。然而, 本研究關注的是領導者的整體資質過剩情況, 并未就領導在特定領域的資質過剩情況展開討論。事實上, 領導資質過?，F(xiàn)象本身是值得深入探討的, 因為領導的角色地位可能會使他們在領導能力、管理知識和技能、專業(yè)能力等方面資質過剩, 且這種特定的資質過剩感可能會給領導自身、下屬和團隊帶來不一樣的影響。對此, 未來研究可以通過定性研究的方式探究領導在特定領域的資質過剩情況, 開發(fā)新的變量和測量方式, 深入探討具體的影響結果和影響機制。

第二, 本研究從自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論出發(fā), 探究了領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的積極影響。根據(jù)以往研究, 資質過剩是一把雙刃劍, 既會對績效產(chǎn)生積極影響, 也會產(chǎn)生消極影響(楊偉文, 李超平, 2021; Erdogan & Bauer, 2021; Lee et al., 2021)。且本文的數(shù)據(jù)分析結果顯示, 領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的直接影響并不顯著。由此可見, 領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的影響機制很可能是一個雙路徑模型。不過在本研究中, 我們只關注了領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的積極影響機制, 未來研究可以探索領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的雙重影響機制。

第三, 本文在研究樣本上有一定的局限性。本文將護理團隊作為調研對象, 關注護理團隊中領導資質過剩感對團隊創(chuàng)造力的影響。在人們的刻板印象中, 護理團隊的工作更加常規(guī)化和流程化, 不太需要創(chuàng)造力。事實上, 在護理學界, 學者們一直在尋求提高創(chuàng)造力的辦法(Holleman et al., 2009; Malik et al., 2016), 而且在組織行為學領域, 不少學者也在關注護理團隊的創(chuàng)造力情況(Somech, 2006; Somech & Drach-Zahavy, 2013)。雖然本研究采用多時段?多來源的方式進行了問卷調查, 且調研結果驗證了所提出的假設, 但是本研究的發(fā)現(xiàn)在其他行業(yè)和其他文化背景下的適用性值得進一步討論。未來研究可以通過調研來自不同文化和不同行業(yè)的樣本, 來檢驗本研究的理論模型。

第四, 本研究在調研方式上有一定的局限性。在本研究中, 團隊創(chuàng)造力是由領導評價的, 這種測量方式可能存在一定的主觀性。未來研究可以通過一些能夠體現(xiàn)團隊創(chuàng)造力的客觀指標來檢驗我們的理論模型。另外, 本研究雖然通過問卷調研的方式驗證了理論模型的外部有效性, 但是其內部有效性需要未來研究通過實驗的方式進一步驗證。

5 結論

結合自我調節(jié)理論和基于過程的團隊創(chuàng)新整合理論, 本研究探討了領導資質過剩感對領導鼓勵創(chuàng)新、團隊創(chuàng)新過程投入和團隊創(chuàng)造力的影響。通過一個多時間段?多來源的問卷調研, 本研究發(fā)現(xiàn): 當團隊能力較高時, 資質過剩的領導會加強對團隊創(chuàng)新的鼓勵, 進而提高團隊在創(chuàng)新過程中的投入, 并最終提升團隊創(chuàng)造力。本研究首次關注了領導資質過剩感對團隊結果的影響, 且揭示了領導資質過剩感在團隊層面的積極影響機制, 因此具有重要的理論意義和實踐價值。

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Positive effects of leader perceived overqualification on team creativity

WANG Yating1, CHEN Zhijun2, LI Rui3, ZHOU Mingjian4

(1College of Business Administration, Zhejiang University of Finance and Economics, Hangzhou 310018, China)(2College of Business, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China)(3School of Management, Hefei University of Technology, Hefei 230009, China)(4School of Economics and Management, Harbin Institute of Technology, Shenzhen, Shenzhen 518055, China)

With the spread of higher education and the global economic downturn, the overqualification phenomenon is increasingly becoming common and popular. Prior research has mainly focused on the negative effects of perceived overqualification. However, some scholars are currently urging a deeper exploration of the positive implications of perceived overqualification. Although most studies have focused on employee perceived overqualification and its impact on work attitudes, behaviours and personal well-being, information is limited on the phenomenon of leader perceived overqualification and its effects. For organisations, understanding the effects of leader perceived overqualification on teams is crucial for effective talent management. Therefore, our study draws on self-regulation theory and the process-based theory of team creative synthesis to propose and test a mediated moderation model that explores when and why leader perceived overqualification influences team creativity.

To test the proposed hypotheses, we conducted a multi-wave and multi-source field study. We collected data from five hospitals in North China, and the final sample consists of 106 head nurses and their 847 nurses. At time 1, head nurses were asked to report theirdemographics and perceived overqualification. At time 2 (two months later), head nurses were asked to report their perceptions of team capability and psychological entitlement. Additionally, nurses were asked to evaluate leader encouragement of creativity and abusive supervision. At time 3 (two months later), nurses rated their team creative process engagement. Lastly, head nurses were asked to assess team creativity.

Results provided support for our theoretical model and revealed the following findings. (1) The interaction between leader perceived overqualification and leader perceived capability significantly predicted leader encouragement of creativity, such that the positive relationship between leader perceived overqualification and leader encouragement of creativity was stronger when team capability was higher rather than lower. (2) Team creative process engagement mediated the relationship between leader encouragement of creativity and team creativity. (3) Leader encouragement of creativity and team creative process engagement mediated the interactive effect of leader perceived overqualification and team capability on team creativity, such that the indirect effect was stronger when team capability was higher.

The preceding results provide several important theoretical contributions. Firstly, this research enriches the outcomes of perceived overqualification by investigating the positive impact of leader perceived overqualification on team creativity. Secondly, this research identifies leader perceived team capability as an important boundary condition for the positive effects of leader perceived overqualification. Thirdly, by exploring the chain mediating roles of leader encouragement of creativity and team creative process engagement, this study opens the ‘black box’ of the effect of leader perceived overqualification on team creativity and expands the understanding of the positive implications of perceived overqualification. Lastly, by examining the relationship between leader perceived overqualification and team creativity, this study enriches the antecedents of team creativity from the leader characteristic perspective.

perceived overqualification, team creativity, team capability, leader encouragement of creativity, creative process engagement

B849: C93

2023-01-04

* 國家自然科學基金(72271150, 72171053)資助。

周明建, E-mail: mngzmj@163.com