李正衛(wèi) 張穎 王飛絨

摘要：領導親社會性是否會影響團隊的創(chuàng)造性產(chǎn)出？文章構建了親社會領導經(jīng)由團隊外信息獲取與團隊內(nèi)知識共享影響團隊創(chuàng)造力的概念模型，利用65個團隊共390份問卷進行了實證分析。研究結果表明，親社會領導能夠有效促進團隊創(chuàng)造力的提升，團隊外部信息獲取和內(nèi)部知識共享在親社會領導和團隊創(chuàng)造力之間發(fā)揮了積極的中介作用。本研究對推動創(chuàng)造力和領導力的研究有一定的理論價值，對企業(yè)提升團隊創(chuàng)造力也有一定的實踐意義。

關鍵詞：親社會領導;信息獲取;知識共享;團隊創(chuàng)造力

一、 引言

近年來，高強度的“996”“007”工作制不斷引發(fā)爭議，一些企業(yè)家視其為員工拼搏進取的一種體現(xiàn)，許多員工則紛紛認為，這給他們帶來了沉重的工作壓力與健康問題，大家更希望在一個良好的工作壞境中實現(xiàn)自身價值。由此可見，領導們一味強調員工的付出可能會事與愿違，并最終會對團隊創(chuàng)造力產(chǎn)生負面影響，因此，為了提升團隊創(chuàng)造力，團隊領導者更需要具有利他的親社會性人格特質和價值追求。高親社會領導在工作中往往更關心和尊重員工，更有利于營造良好的工作氛圍，從而會對團隊創(chuàng)造力具有積極的促進作用。但是事實是否如此呢？根據(jù)我們的文獻所及，目前很少有這方面的研究。據(jù)此，本文將從理論和實證角度對此進行系統(tǒng)分析，以深入揭示親社會領導對團隊創(chuàng)造力的影響機理。

二、 模型構建與研究假設

本文從信息獲取與知識共享這兩個事關團隊創(chuàng)造力的重要因素出發(fā)，建立親社會領導影響團隊創(chuàng)造力的概念模型如圖1所示，下文將對圖中涉及的關系進行系統(tǒng)分析。

1. 親社會領導與團隊創(chuàng)造力。親社會領導具有利他之心，這種利他之心在工作中往往表現(xiàn)為，親社會領導能夠及時關心幫助團隊成員，能讓他們充分體會到領導對其的信任與支持，這種關懷與支持能夠縮短團隊成員與組織的心理距離，強化自身的內(nèi)部人身份認同感，表現(xiàn)出更多組織公民行為（Grant & Mayer，2009），能更愿意為團隊奉獻更多的時間、精力與熱情，增加團隊的創(chuàng)造性過程投入，進而促進團隊創(chuàng)造力水平的提升。此外，親社會領導更愿意站在團隊成員的角度思考問題，更容易發(fā)現(xiàn)團隊成員的需求并力所能及地給予幫助和指導，從而可以增加成員的福祉，并有利于提升他們的積極情緒。而積極的情緒具有提高工作記憶的功能（湯超穎、艾樹、龔增良，2011），高工作記憶的個體能夠包容更多的相關信息，增加不同信息之間互相關聯(lián)的概率，有助于使他們的思考更具創(chuàng)新性、發(fā)散性與批判性（張曉潔、劉新梅，2018）。能夠有效突破常規(guī)思維或既定框架的限制，將原本無關的若干要素聯(lián)系起來，催生新觀點和新想法的產(chǎn)生和完善，并最終實現(xiàn)團隊創(chuàng)造力的提升。因此，本文提出如下假設：

H1：親社會性領導能促進團隊創(chuàng)造力的提升。

2. 團隊外信息獲取的中介作用。團隊外信息獲取指團隊與團隊外、公司外的各類組織進行交互性活動，以獲得信息。親社會性領導有利他之心，愿為他人服務，這種價值追求在組織工作中往往更愿意考慮他人的利益，有服務他人、積極響應他人訴求并為之創(chuàng)造價值的動機（Hofstede，2001），具體地，對于親社會性的團隊領導來說，在當前市場環(huán)境動蕩性、不確定性、復雜性、模糊性不斷加劇的時代，為了更好地滿足各利益相關方的需求，以便為其提供更優(yōu)質和更令其滿意的產(chǎn)品或服務，他們會積極搜尋并鼓勵團隊成員搜尋團隊外的信息，不僅關注來自企業(yè)內(nèi)部不同團隊和部門的信息，而且也會積極關注和團隊業(yè)務相關的企業(yè)外部信息。

團隊成員通過與團隊外、公司外的各類組織進行了正式或非正式的交互活動，為獲取與自身領域相關的異質性信息和知識提供了可能，這些異質性的、片段的信息經(jīng)過重新排列組合便是新的創(chuàng)造產(chǎn)出，有助于提升團隊創(chuàng)造力。此外，團隊成員與外部積極進行交互活動，有助于獲取各類豐富的信息，有助于擴展團隊成員思考和解決問題的方式（王艷子、白麗莎、李倩，2017），進而有助于他們將不同領域的觀點進行創(chuàng)造性的整合，提升團隊創(chuàng)造力水平?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H2：團隊外信息獲取在親社會領導與團隊創(chuàng)造力之間發(fā)揮中介作用。

3. 團隊內(nèi)知識共享的中介作用。團隊內(nèi)知識共享被定義為團隊成員彼此共享與任務相關的想法、信息和建議（徐建中、曲小瑜，2014）。正如上文所說，親社會領導往往更關注團隊成員的利益，根據(jù)動機性信息加工理論，員工會效仿領導的親社會行為，更能夠換位思考，常常為團隊其他成員著想，從而會營造一個相互友善的氛圍，進而改變著團隊和成員之間的雇傭關系，影響著團隊與成員之間的心理契約，成員之間更容易形成融洽關系，當團隊成員之間形成長期且穩(wěn)定的關系時，他們更愿意進行開放式的信息溝通和知識共享（倪旭東、項小霞、姚春序，2016）。此外，親社會領導擁有造福團隊成員的追求，這種洋溢著人性之美的價值追求會增強成員對領導的強烈認同，增加對領導的信任，領導作為團隊的代理人，成員對其的這種信任將會轉化為對團隊的信任，這種基于價值觀的認同會使個體對團隊表現(xiàn)出忠誠的行為，不計較個人利益，更愿意傾情投入到團隊的目標追求中，有利于分享知識。

知識共享被認為是一個關鍵的團隊過程，通過有效的溝通，在各個團隊成員的知識基礎上，團隊促進信息交流才能創(chuàng)造新的知識和見解，若沒有共享知識過程，團隊中可用的認知資源仍未得到充分利用。團隊創(chuàng)造過程中的一個重要機制是分享設想，如果團隊中共享的是獨特的信息而非共有的信息，將有助于創(chuàng)造力（郭韌、周飛、林春培，2018）。在團隊運作過程中，任何形式的創(chuàng)意或創(chuàng)新都需要處理知識，而如果團隊成員愿意共享知識，那么團隊產(chǎn)生創(chuàng)意的過程中便能有效地處理同質的信息，避免團隊對重復性的信息做出判斷的時間浪費，而留下異質性且有效的信息，將有助于團隊成員重新進行組合，進而產(chǎn)生新的創(chuàng)意。基于此，本文提出如下假設：

H3：團隊內(nèi)知識共享在親社會領導與團隊創(chuàng)造力之間發(fā)揮中介作用。

三、 研究方法

1. 樣本選取與數(shù)據(jù)收集。本研究的數(shù)據(jù)收集采用問卷調查的方法，主要在江浙地區(qū)的5家科技型企業(yè)內(nèi)取樣，調查對象是研發(fā)部門、運營部門的員工，以及他們所在團隊的直接領導，創(chuàng)造力對于他們的工作非常重要。為避免共同方法偏差，我們?yōu)轭I導和員工設計了單獨的兩份問卷，并采用配對調查來收集兩個來源的數(shù)據(jù)。其中直接領導者的調查問卷包含對自身親社會性的自我評價，并收集與團隊相關的信息;員工的調查問卷包含對團隊外信息獲取、團隊內(nèi)知識共享以及團隊創(chuàng)造力的評價。在公司人力資源部門的幫助下，我們對所有問卷進行了編碼，每個團隊隨機抽取7名～9名員工進行問卷調查，并將領導者問卷與員工問卷進行了匹配。所有調查問卷均由研究團隊工作人員分發(fā)和收集。我們采用現(xiàn)場發(fā)放和回收的方式，共對73個團隊進行了問卷調查，發(fā)放了621份員工問卷和73份領導問卷，最終我們回收到領導問卷70份，團隊成員問卷442份。對回收問卷進行篩選后，得到可用于進一步實證分析的樣本團隊數(shù)量為65個，共390份有效問卷。

2. 變量與測量工具。

（1）親社會領導（PS）。對于親社會領導，本文采用Grant等人（2009）共同開發(fā)的親社會動機評估量表對此進行度量，包括“通過開展有可能使他人受益的任務，我變得精力充沛”“對我來說，有機會利用自己的能力造福他人是很重要的”“我更喜歡從事能夠讓我對他人產(chǎn)生積極影響的任務”“當我正在完成一項有助于他人的任務時，我會盡力而為”“當我正在完成一項有助于他人的任務時，我會盡力而為”共計5個題項。

（2）團隊外信息獲?。∣I）。對于團隊外信息獲取的測量，本文以Srivastava等人（2006）與Lee（2001）的研究為基礎，采用包括“我們團隊成員常常參加業(yè)內(nèi)的論壇、會議、新品發(fā)布會等活動”“我們團隊成員常常參加行業(yè)分享會，彼此分享各自的理念、知識和經(jīng)驗”“我們團隊成員常常與公司其他部門或團隊的人暢聊關于新產(chǎn)品、新服務或新客戶的內(nèi)容”“我們團隊成員常常與來自不同業(yè)務板塊、組織、行業(yè)、地區(qū)的人士談話”共計4個題項。

（3）團隊內(nèi)知識共享（IK）。對于團隊內(nèi)知識共享的測量，本文采用Srivastava等人（2006）的問卷，包括“我們團隊成員經(jīng)常彼此分享他們的特殊技能和專業(yè)知識”“如果我掌握了完成團隊任務的一些關鍵知識，我不太可能告訴其他成員”“我們團隊成員之間幾乎沒有信息交換、知識或技能的分享”“如果我有一些好的想法，我會主動地與其他成員分享”共計4個題項。

（4）團隊創(chuàng)造力（TC）。對于團隊創(chuàng)造力的測量，本文采用Rego等人（2007）的問卷，包括“我們團隊成員經(jīng)常能提出實現(xiàn)目標的新方法”“我們團隊成員經(jīng)常能提出提高績效的新的并且實際的想法”“我們團隊成員經(jīng)常能提出提高質量的新方法”“我們團隊成員經(jīng)常會向其他人宣傳和提倡新創(chuàng)意”等共計8個題項。

（5）控制變量。本研究選取團隊成員的性別（GEN）、年齡（AGE）作為控制變量。此外，員工在相應領域的知識經(jīng)驗是創(chuàng)造力產(chǎn)生的前提，因此本研究對與之相關的的教育程度（EDU）與工作年限（WS）進行控制。其中，性別為類別變量（男=1，女=0）;教育程度也為類別變量（高中及以下=1，大專=2，本科=3，碩士=4，博士及以上=5）;工作年限指員工進入該公司工作的時間。

四、 數(shù)據(jù)分析和結果

1. 初步分析。

（1）聚合效應檢驗。團隊外信息獲取、團隊內(nèi)知識共享、團隊創(chuàng)造力由多個團隊成員評價，因而在變量操作上需要將團隊成員的數(shù)據(jù)匯聚到一起，成為團隊層次的變量。在聚合過程中，本文采用Rwg、ICC（1）和ICC（2）檢驗各變量數(shù)據(jù)的可整合性，其中Rwg被用于衡量團隊內(nèi)部不同個體對測量有相同的反應程度，一般大于0.7表示聚合的一致程度較高;ICC（1）被用于檢驗聚合個體變量到團隊層次前，不同組織存在的差異程度，一般大于0.12表示合格;ICC（2）被用于測量個體層次變量聚合為團隊層次變量時，此變量的團隊層次變量平均數(shù)的信度是否達到要求，一般大于0.7表示較好。本研究各項指標的聚合分析結果如表1所示，Rwg平均值、ICC（1）和ICC（2）均符合團隊層次分析數(shù)據(jù)聚合要求，說明將個體層面數(shù)據(jù)聚合到團隊層面是合適且合理的。

（2）信度與效度檢驗。信度檢驗發(fā)現(xiàn)，研究中涉及的四個多題項關鍵變量，即親社會領導、團隊外信息獲取、團隊內(nèi)知識共享、團隊創(chuàng)造力的Cronbach's α值最低為0.813，均在0.7以上，見表2，說明測量題項具有較好的內(nèi)部一致性。從表2也可以看出，四個變量測量題項的標準化因子載荷系數(shù)λ均高于0.6，所有變量的組合信度（CR）均大于0.8，平均方差提取量（AVE）均大于0.5，說明各測量構念均具有較高的收斂效度。此外，由表3可見，對角線上各變量AVE值平方根均大于所在位置同行或同列呈現(xiàn)的變量間相關系數(shù)，因此，這四個測量的變量具有較好的區(qū)分效度。

（3）描述性統(tǒng)計分析。本研究各變量的均值、標準差與相關系數(shù)如表3所示。由表3可知，親社會領導與團隊創(chuàng)造力呈現(xiàn)出顯著的正向關系（r=0.796，p<0.01），這為下面的研究假設提供了初步支持。

2. 假設檢驗。本文采用Preacher和Hayes提出的使用Bootstrap方法，對有多個并列的中介效應進行檢驗。相較于備受質疑的Baron和Kenny的逐步法，該方法能夠檢驗所有并列的中介作用的總效應，并可以觀測剔除其他中介路徑后，單個中介路徑的作用大小。本文采用偏差校正的非參數(shù)百分位法的取樣方法，設定5 000樣本量，采用95%置信區(qū)間，若置信區(qū)間不含零，則說明相應的效果顯著。在以上過程中，將性別、年齡、學歷、工作年限作為控制變量，分析結果如表4所示。

首先，從表4中M1（PS→TC）的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，在剔除本研究中團隊外信息獲取和團隊內(nèi)知識共享這兩個變量的中介作用之后，親社會領導對團隊創(chuàng)造力的直接效應系數(shù)為0.224，標準誤差為0.105，95%置信區(qū)間為（0.013，0.435），表明親社會領導對團隊創(chuàng)造力的直接效應顯著，由此認為，親社會領導對團隊創(chuàng)造力有正向影響，假設H1成立。

其次，M2（PS→OI）的檢驗結果顯示，親社會性領導對團隊外信息獲取的直接效應系數(shù)0.814，標準誤差為0.117，95%置信區(qū)間為（0.581，1.048），表明親社會性領導與團隊外信息獲取顯著正相關。類似的，從M3（OI→TC）的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，團隊外信息獲取與團隊創(chuàng)造力顯著正相關，效應系數(shù)為0.285。M4（PS→OI→TC）的檢驗結果顯示，團隊外信息獲取在親社會領導與團隊創(chuàng)造力之間獨立的中介作用的效應系數(shù)為0.232，標準誤差為0.111，95%置信區(qū)間為（0.037，0.483），表明團隊外信息獲取在親社會領導與團隊創(chuàng)造力之間的中介效應顯著，因此，假設H2成立。

此外，M5（PS→IK）的檢驗結果顯示，親社會性領導對團隊內(nèi)知識共享的直接效應系數(shù)0.740，標準誤差為0.159，95%置信區(qū)間為（0.422，1.058），表明親社會性領導與團隊內(nèi)知識共享顯著正相關。類似的，從M6（IK→TC）的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，團隊內(nèi)知識共享與團隊創(chuàng)造力顯著正相關，效應系數(shù)為0.425。M7（PS→IK→TC）的檢驗結果顯示，團隊內(nèi)知識共享在親社會領導與團隊創(chuàng)造力之間獨立的中介作用的效應系數(shù)為0.315，標準誤差為0.145，95%置信區(qū)間為（0.070，0.654），表明團隊內(nèi)知識共享在親社會領導與團隊創(chuàng)造力之間的中介效應顯著，因此，假設H3成立。

再者，M8（PS→OI+IK→TC）的檢驗結果顯示，團隊外信息獲取與團隊內(nèi)知識共享共同發(fā)揮的中介作用的效應系數(shù)為0.547，標準誤差為0.152，95%置信區(qū)間為（0.212，0.819），表明團隊外信息獲取與團隊內(nèi)知識共享共同發(fā)揮了顯著的中介作用。進一步，從M9的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，親社會領導對團隊創(chuàng)造力的總效應顯著，95%置信區(qū)間為（0.529，1.013），效應系數(shù)為0.771，標準誤差為0.121。結合M1、M4和M7的結果，我們可以發(fā)現(xiàn)，親社會領導對團隊創(chuàng)造力的總效應中，直接作用的貢獻率（效果量）為29.05%，團隊外信息獲取的中介作用貢獻率為30.09%，團隊內(nèi)知識共享的中介作用貢獻率為40.86%。

五、 結論與討論

本文以科技型企業(yè)的研發(fā)團隊與運營團隊為研究對象，構建了中介效應模型探索親社會領導對團隊創(chuàng)造力的影響機理。經(jīng)過實證分析，我們發(fā)現(xiàn)，親社會領導對團隊的創(chuàng)造力具有重要的促進作用，一方面親社會性領導會對團隊的外部信息獲取產(chǎn)生積極影響，并進而促進團隊創(chuàng)造力提升，另一方面，親社會性領導也會促進團隊內(nèi)知識共享，并繼而對團隊創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響。下面我們將討論本研究的理論和實踐意義，最后對本研究進行總結和對未來研究進行展望。

1. 理論和實踐意義。在理論意義方面，首先，本文拓寬了團隊創(chuàng)造力的研究視角。全球化以及市場競爭加劇，促使組織不斷尋求新穎、有用的創(chuàng)意以提高創(chuàng)新水平。近年來，許多研究關注到了領導行為和風格對團隊創(chuàng)造力的影響，分析了不同的領導行為和風格與團隊創(chuàng)造力之間的關系，然而從現(xiàn)有文獻來看，鮮有學者從領導親社會性角度分析領導行為對于團隊創(chuàng)造力的影響，本文從領導親社會性視角分析團隊創(chuàng)造力，拓展了團隊創(chuàng)造力的研究視角，豐富了團隊創(chuàng)造力的研究成果。其次，豐富了領導力的相關研究成果。親社會性的研究大多從員工親社會動機出發(fā)，鮮有學者從領導親社會性角度分析領導行為對于團隊創(chuàng)造力的影響，本文將親社會性從一般研究的員工層面跨到領導層面研究，補充和完善了親社會動機的相關理論，同時也有效拓展了領導力的研究成果。

在實踐意義方面，首先，本研究發(fā)現(xiàn)親社會領導有助于團隊創(chuàng)造力的提升，這提示團隊領導者，要積極培養(yǎng)和提升利他的親社會之心，塑造良好的團隊氛圍，引導團隊達成一致的目標，以促進團隊創(chuàng)造力的提升。在創(chuàng)新驅動發(fā)展的今天，作為團隊的核心靈魂人物，領導者必須踐行以人為本的經(jīng)營理念，重視人文關懷，帶領團隊表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)造力，驅動企業(yè)的發(fā)展。其次，本研究還發(fā)現(xiàn)了團隊外信息獲取與團隊內(nèi)知識共享對團隊創(chuàng)造力的重要作用，這提示著團隊領導者，要努力提升團隊外信息獲取水平與團隊內(nèi)知識共享程度，促進團隊的創(chuàng)造性過程投入，從而刺激團隊的創(chuàng)造性產(chǎn)出。因此，作為領導者，在工作中可以通過積極促進團隊與外部展開交互活動、強化團隊成員間的互動聯(lián)系等途徑切實加強員工與外部、內(nèi)部的信息交換過程。

2. 總結和展望。本研究利用領導力和創(chuàng)造學等相關理論分析了親社會領導對團隊創(chuàng)造力的影響機理，研究發(fā)現(xiàn)，親社會領導對團隊創(chuàng)造力具有重要積極影響，團隊外部信息獲取和內(nèi)部知識共享在親社會領導和團隊創(chuàng)造力之間發(fā)揮了積極的中介作用。雖然，本研究對推動創(chuàng)造力和領導力的研究有一定的理論價值，對企業(yè)提升團隊創(chuàng)造力也有一定的實踐意義，但也存在不足之處，首先，本研究獲得的數(shù)據(jù)均為截面數(shù)據(jù)，無法反映親社會領導對團隊創(chuàng)造力影響的動態(tài)發(fā)生過程，未來研究可采用縱向案例研究等方法對此深入分析。其次，管理學本質上是一門有關情境的科學，在何種情境下，親社會領導對團隊創(chuàng)造力的提升更具影響力，本文并未展開分析，未來可以對此進行深入挖掘。

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