公仆型領導與創新行為：有中介的調節模型

， ，

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049; 2.過程控制與效率工程教育部重點實驗室，陜西 西安 710049;3.西北工業大學 管理學院，陜西 西安 710072)

公仆型領導與創新行為：有中介的調節模型

盧俊婷1,2，張喆1,2，賈明3

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049; 2.過程控制與效率工程教育部重點實驗室，陜西 西安 710049;3.西北工業大學 管理學院，陜西 西安 710072)

本研究基于社會信息處理理論和情緒一致性記憶效應，探討公仆型領導如何影響員工創新行為。基于351份員工問卷和81份領導問卷，研究發現：(1)公仆型領導通過激發員工親社會角色期望來促進員工創新行為；(2)團隊積極情緒氛圍增強了公仆型領導與員工親社會角色期望之間的正向相關關系；(3)團隊積極情緒氛圍對公仆型領導與員工創新行為關系的調節作用，以員工親社會角色期望為中介。上述研究結果不僅為未來研究提供了新的視角，而且對企業管理實踐也具有潛在的指導意義和應用價值。

公仆型領導；創新行為；親社會角色期望；團隊積極情緒氛圍

1 引言

目前，各行各業均面臨著以技術迅速發展和產品生命周期縮短為特征的動態環境，為了生存與發展，組織或領導者需要促進員工產生更多的創新行為。鑒于領導方式是影響員工創新行為的關鍵因素之一，現有研究基于社會認同理論(social identity theory)，解釋并發現了公仆型領導可以激發員工的組織認同和領導認同來促進其創新行為[1,2]。但是，Liden等明確指出，未來的研究還需要基于不同的理論視角來揭示其他的內在影響機制[3]。另外，關于公仆型領導與創新行為之間關系的邊界條件的實證研究也比較缺乏[1]。為此，本文的研究目標主要包含以下兩點：

首先，基于社會信息處理理論(social information processing theory)，本研究試圖重新解讀公仆型領導如何影響員工創新行為。該理論認為，外部環境或事件通常被視為某種信息，個體作為信息處理器會接收、編碼、分析、提取甚至使用該信息，其態度和行為會隨之發生變化[4]。注重培養員工服務意識和能力的公仆型領導則會傳遞給下屬有關服務和能力的信息[5,6]，從而有助于提高下屬對服務意識和能力發展的重視程度。而Dierdorff等明確指出，親社會角色期望是個體對非工作要求中的親社會活動內容及其所需技能的重要性的認知水平[7]。所以，公仆型領導會促使員工產生較高的親社會角色期望。進一步地，親社會角色期望較高的員工會努力地改善人際交往的過程[7]，這有助于員工獲取更多有用的信息，最終為創新行為的產生提供基礎和保障。所以，基于社會信息處理理論，本文研究公仆型領導是否通過激發員工親社會角色期望來促進其創新行為。

其次，鑒于團隊情緒氛圍能夠影響個體的信息處理過程，本研究進一步考慮了團隊積極情緒氛圍是否影響員工對公仆型領導的認識和反應。情緒一致性記憶效應(emotion congruent memory，ECM)認為，當處在某種情緒狀態時，個體會有選擇地提取和使用與該情緒效價相一致的信息，換句話講，當信息被加工時的情緒與當下情緒相似時，該信息則更容易被喚醒[8,9]。公仆型領導通常能夠改善下屬的情緒狀態[5,6]，所以，在積極情緒氛圍的感染下，個體更傾向于喚醒、提取和使用與該情緒效價相一致的公仆型領導信息，最終可能會放大其對公仆型領導的積極反應。

2 理論基礎與假設提出

2.1 公仆型領導對員工創新行為的作用機制：員工親社會角色期望的中介作用

1970年，Greenleaf在其著作《The Servant As Leader》中首次提出了公仆型領導(servant leadership)的概念，并認為公仆型領導者具有優先考慮和滿足下屬的需求、強調服務而非領導或控制他人的特征[10]。隨后，研究者們逐漸認識到公仆型領導還注重培養或發展下屬的能力。例如，Spears指出公仆型領導者除了具備聆聽、移情、撫慰、說服、遠見、概念技能等特征外，還具有履行幫助他人成長的義務，即培養或發展員工的工作能力和專業技能[11]。Sousa和Van Dierendonck也明確表示，公仆型領導是以下屬的需求和發展為導向的，通常會為下屬建立有助于其自身發展的工作環境[12]。鑒于公仆型領導者對服務意識和能力的重視，我們認為公仆型領導可能會激發員工親社會角色期望，從而促進其創新行為。

首先，公仆型領導強調培養和發展下屬的自身能力，這在一定程度上有助于提高下屬對能力的重視程度。正如Chiniara和Bentein明確表示，通過為下屬提供學習機會，鼓勵下屬自主解決某些與工作相關的問題，公仆型領導者可以促使員工努力習得工作中所需的技能、知識和能力[13]。Van Dierendonck和Patterson也認為，除了強調服務下屬，公仆型領導者還注重激發下屬在人際關系維護、團隊管理、自我激勵、服務他人等不同領域的最大潛能[6]。由于領導者通常被視為最具影響力的社會信息來源，所以，員工可以通過觀察上述公仆型領導行為來獲取以下信息——領導者注重發展下屬各方面的能力并對其寄予厚望。這在一定程度上會促使員工更加重視在解決人際沖突、服務他人或管理團隊等方面上所需要的技能，進而促使其產生較高的親社會角色期望。

其次，公仆型領導還強調服務他人的重要性，并注重培養下屬的服務意識[5,10,11]，這會促使下屬認識到服務意識和行為在其團隊中的重要性，進而激發其產生較高的親社會角色期望。另外，公仆型領導者還能夠改善下屬的情緒狀態。具體地講，公仆型領導者關心下屬的情緒變化，并能夠為下屬提供必要的情感支持和幫助[3]。正如Rivkin等的研究認為，公仆型領導能夠增強下屬的幸福感[14]。Tang等的研究也表明，公仆型領導能夠減少下屬的情緒耗竭、改善下屬的情緒狀態[15]。而在積極情緒狀態下，員工不僅會渴望自己能夠產生更多有益于他人的事情，而且會擴展自己對外部信息的認知范圍[16]。所以，公仆型領導不僅能夠提高下屬的服務意識和行為，而且能夠改善下屬接收、編碼和分析領導行為信息的過程，最終有助于促使其產生較高的親社會角色期望。

進一步地，對親社會角色期望較高的員工而言，獲取服務技能、指導技能、解決沖突技能等是非常重要的[7]，即渴望能力的獲取。而Grant和Berry曾明確指出，個體對能力獲取的渴望會促使其進行認知處理，即選擇性地注意、編碼和保留某些符合其內心渴望的信息，從而有助于員工對問題、信息或線索進行更加深入的剖析，最終促使其能夠產生某些新穎的、與眾不同的或有突破性的想法和行為[16]。同時，較高的親社會角色期望會促使員工與他人之間進行積極的正式或非正式互動[7]，這有助于改善員工對有效信息的獲取、處理和共享，促使員工認識到信息或知識要素之間的內在聯系，最終激發員工產生某些新穎的想法或行為。

當然，除了關注想法或行為的新穎性，個體在產生創新行為時還需要關注想法或行為的實用性。而基于Dierdorff等所提出的相關概念，親社會角色期望較高的員工會認為建立和維護人際關系、指導他人、幫助他人等親社會活動是非常重要的[7]，即強調行為的有用性。因此，較高的親社會角色期望會促使員工積極獲取和加工有用的外部信息，并且促使其產生有益于他人的想法或行為。正如De Dreu和Nauta研究表明，當個體期望自己能夠幫助他人或期望自身行為有益于他人時，該個體則會更加關注他人的需求和利益，努力地獲取有益于他人的信息或線索，并進一步考慮何種想法或行為對他人是有用的[17]。所以，基于社會信息處理理論分析，較高的親社會角色期望可能會促使員工產生某些既具新穎性又具實用性的想法或行為，即親社會角色期望可能會提高個體的創新行為。綜上所述，我們提出以下假設：

假設1公仆型領導可以通過激發員工親社會角色期望來促進其創新行為。

2.2 公仆型領導對員工創新行為的作用機制：團隊積極情緒氛圍——有中介的調節作用

團隊情緒氛圍是指所有團隊成員對團隊中的情緒及情緒交換的共享感知，它直接取決于每位團隊成員的情緒狀態[18，19]。反過來，在積極的團隊情緒氛圍中，團隊成員之間會產生積極的情緒交換(即積極情緒“感染”)，從而促使個體更容易產生或保持積極的情緒狀態。基于情緒一致性記憶效應分析，員工對公仆型領導行為信息的編碼和記憶與當時該個體所體驗到的情緒狀態有關，由于相關信息記憶網絡與個體的情緒狀態會產生某種聯結，當員工再次感知到相似的情緒時，相關的公仆型領導行為信息則更容易被喚醒[8，9]。簡而言之，相似的情緒狀態會促使員工不斷加強記憶、提取和使用公仆型領導者所傳遞的有關服務意識和能力的信息。那么，團隊積極情緒氛圍是否能夠促使員工感知到相似的情緒狀態，從而強化員工對公仆型領導行為信息的編碼和記憶過程呢？

一方面，公仆型領導者強調對下屬提供情感支持，強調人際關系中的慈愛與寬容[6]，這在一定程度上有助于改善員工的情緒狀態[5，6]。所以，在接收、編碼、分析和記憶公仆型領導者所傳遞的有關服務意識和能力的信息時，員工有可能感受到樂觀、積極、熱情等積極情緒。換句話講，員工對公仆型領導行為信息的記憶與當時積極的情緒狀態會產生某種聯結。

另一方面，較強的積極情緒氛圍能夠促使團隊成員之間進行積極的情緒“感染”，這有助于員工再次感受到樂觀、積極、熱情等積極情緒[18，19]。基于情緒一致性記憶效應分析，當信息被加工時的情緒與當下情緒相似時，信息記憶與情緒狀態之間的聯結會被激活，某些相關信息則會被喚醒[8，9]。所以，在積極情緒氛圍下，公仆型領導者所傳遞的有關服務意識和能力的信息更容易被喚醒，員工則更傾向于不斷地加強記憶、提取和使用該信息，從而強化了公仆型領導對員工親社會角色期望的影響。相反，在較弱的團隊積極情緒氛圍中，個體會被“感染”而產生一定的消極情緒。由于此時的情緒狀態與公仆型領導行為信息被加工時的情緒完全不同，所以信息記憶與情緒狀態之間的聯結不易被激活，某些相關信息則更容易被遺忘。進一步地，員工則會傾向于減少記憶、提取和使用公仆型領導者所傳遞的有關服務意識和能力的信息，即縮短了其對公仆型領導行為信息的加工過程，從而弱化了公仆型領導對員工親社會角色期望的影響。綜上所述，我們提出以下假設：

假設2團隊積極情緒氛圍可以調節公仆型領導與員工親社會角色期望之間的正向相關關系。具體地講，團隊積極情緒氛圍越強，公仆型領導與員工親社會角色期望之間的正向相關關系越強。

基于假設1和2的理論分析，我們進一步思考，團隊積極情緒氛圍對公仆型領導與員工創新行為關系的調節作用，以員工的親社會角色期望為中介。具體地講，在較強的團隊積極情緒氛圍中，由于員工此時的情緒狀態與公仆型領導行為信息被加工時的情緒相似，公仆型領導者所傳遞的有關服務意識和能力的信息則容易被不斷地喚醒、提取和使用，從而加強了員工對領導者期望的認識，提高其對服務他人和能力發展的重視程度(即更高水平的親社會角色期望)，最終促使其產生某些新穎的、有益于他人的想法和行為。所以，團隊積極情緒氛圍對公仆型領導與員工創新行為關系的調節作用，以員工的親社會角色期望為中介。綜上所述，我們提出以下假設：

假設3團隊積極情緒氛圍對公仆型領導與員工創新行為關系的調節作用，以員工親社會角色期望為中介。

本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究模型

3 研究方法

3.1 被試者

被試者來自分別位于25個地區的25家分公司(同屬于一家大型食品企業)，問卷調查對象主要包括400名員工及其90名團隊領導者，其中每位領導者對應有3～5名直屬下屬。2016年1月份，我們利用該企業的內部網絡系統進行本次問卷調查。員工問卷包含公仆型領導、員工親社會角色期望、團隊積極情緒氛圍；領導者問卷包含員工創新行為。本次調研收集到380份員工問卷(回收率為95%)，以及83份領導者問卷(回收率為92%)。剔除未答題項數超過1/3的問卷以及無法配對的問卷，最終獲得351份員工問卷和81份領導問卷，共涉及81個團隊。

3.2 變量選擇與測量

量表均采用1=“完全不符合”，5=“完全符合”的Likert式5分等級量表。具體測量方法分別如下：(1)公仆型領導，根據Liden等所開發的量表，共包含7個維度，每個維度包含4個題項(α=0.93)[20]。其平均Rwg= 0.88>0.70，ICC(1)=0.25>0.05，ICC(2)=0.80>0.50，結果說明了各組員工對公仆型領導的評價可以被匯聚到團隊層面。(2)團隊積極情緒氛圍，采用Watson等所編制的10題項量表(α=0.84)[21]。其平均Rwg=0.89>0.70，ICC(1)=0.22>0.05，ICC(2)=0.63>0.50, 結果說明了各組員工對團隊情緒氛圍的評價可以被匯聚到團隊層面。(3)員工親社會角色期望，采用Dierdorff等所編制的8題項量表(α=0.87)[7]。(4)員工創新行為，為了簡化量表形式，我們選用Baer和Oldham研究中所使用的來自Zhou和George量表的4個題項(α=0.82)[22，23]。

3.3 變量的描述性統計分析

描述性統計分析顯示，公仆型領導分別與員工親社會角色期望(r=0.27,p<0.01)、員工創新行為(r=0.18,p<0.01)呈顯著正相關關系。同時，員工親社會角色期望分別與團隊積極情緒氛圍(r=0.20,p<0.01)、員工創新行為(r=0.36,p<0.01)呈顯著正相關關系。上述結果表明我們有必要進一步驗證各關鍵變量之間的關系。

3.4 假設驗證

考慮到公仆型領導和團隊積極情緒氛圍均為團隊層面變量，而員工親社會角色期望和員工創新行為均為個體層面變量，本研究主要利用HLM 6.02軟件，通過跨層次分析來檢驗我們的理論假設。

3.4.1 虛無模型(NullModel)

由于我們假設個體層面的員工創新行為可以由個體層面和團隊層面的變量來測量，所以，員工創新行為應該在個體層面與團隊層面上均存在變異。首先，我們采用方差分析(ANOVA)，將員工創新行為分成組內方差與組間方差。通過HLM估計的零模型得到分析結果：員工創新行為的ICC(1)=0.35，這表示員工創新行為的方差有35%是來自組間方差，而65%是來自組內方差。由于員工創新行為具有顯著的組間方差，所以本研究有必要做進一步假設檢驗。

表1 HLM檢驗結果——員工親社會角色期望的中介效應

注：N=81;n=351;**p<0.01;*p<0.05;n.s.>0.05。下同。

3.4.2 員工親社會角色期望——中介效應

根據Kenny等所提出的驗證中介作用的四步驟[24]，我們檢驗了親社會角色期望的中介作用(見表1)。第一步，檢驗公仆型領導與員工創新行為之間的關系，結果顯示兩者之間顯著正相關(模型4，β=0.28,p<0.05 )。第二步，驗證公仆型領導與員工親社會角色期望之間具有顯著相關關系，結果顯示兩者之間顯著正相關(模型2，β=0.32,p<0.01)。第三步，驗證員工親社會角色期望與創新行為之間具有顯著正相關關系(模型5，β=0.39,p<0.01)。第四步，同時將公仆型領導和員工親社會角色期望放入檢驗模型，檢驗公仆型領導與員工創新行為之間的關系，結果發現，員工親社會角色期望對員工創新行為的作用效果增強了(模型6，β=0.40>0.39,p<0.01)，而公仆型領導對員工創新行為的影響變為不顯著(模型6，β=0.15,n.s.)。上述分析結果說明員工親社會角色期望在公仆型領導與員工創新行為之間起到完全中介作用。

3.4.3 團隊積極情緒氛圍——調節效應

檢驗結果如表2所示，公仆型領導與團隊積極情緒氛圍之間的交互項對員工親社會角色期望產生顯著的正向影響(模型8,β=0.52,p<0.01)。這表明團隊積極情緒氛圍水平越高，公仆型領導與員工親社會角色期望之間的關系越強，支持了假設2。為了進一步說明假設2中團隊積極情緒氛圍的調節作用，根據Cohen等推薦的程序[25]，分別以高于和低于均值一個標準差為基準，我們描繪了團隊積極情緒氛圍的調節作用(見圖2)。

表2 HLM檢驗結果——團隊積極情緒氛圍的有中介的調節效應

圖2 團隊積極情緒氛圍對公仆型領導與員工親社會角色期望關系的調節效應

3.4.4 團隊積極情緒氛圍——有中介的調節效應

借鑒Muller等所提出的操作步驟[26]，我們進一步對假設3進行驗證。第一步，將公仆型領導與團隊積極情緒氛圍的交互項對員工創新行為的影響進行跨層分析，結果表明交互項的系數顯著(模型7,β=0.46,p<0.05)。第二步，將公仆型領導與團隊積極情緒氛圍的交互項對員工親社會角色期望的影響進行跨層分析，驗證交互項的系數顯著，假設2得到支持說明該條件滿足。第三步，在第一步的基礎上，將員工親社會角色期望放入個體層面模型，然后針對公仆型領導與團隊積極情緒氛圍的交互項是否通過員工親社會角色期望對員工創新行為產生影響進行跨層分析，結果表明員工親社會角色期望的系數顯著(模型9,β=0.39,p<0.01)，交互項系數不再顯著(β=0.24,n.s.)。上述分析結果支持了假設3(見圖3)。

圖3 團隊積極情緒氛圍對公仆型領導與員工創新行為關系的有中介的調節效應

4 分析與討論

4.1 理論意義

首先，本研究基于新的理論視角——社會信息處理理論——解釋了公仆型領導如何提高員工的創新行為。公仆型領導強調培養下屬的服務意識和自身能力，傳遞了領導者對下屬期望的相關信息，而在接收、編碼、分析、提取和使用上述領導行為信息的過程中，員工對服務意識和能力的重視程度會被提高，即產生較高的親社會角色期望。進一步地，親社會角色期望作為一個關注他人的心理過程，會促使員工努力產生有益于他人的想法或行為，從而促使其有選擇性地獲取和處理有效的信息。所以，本研究將社會信息處理理論所強調的獲取、編碼、提取以及使用信息等關鍵環節融入到員工創新行為的形成過程中，解釋了員工親社會角色期望如何在公仆型領導與員工創新行為之間發揮重要的中介作用。雖然，近期越來越多的學者開始關注公仆型領導對員工創新行為的內在影響機制，但是，更多的是基于社會認同理論來解釋其內在影響機制[1,2]。所以，基于全新的理論視角，本研究在一定程度上拓展了世人對公仆型領導與員工創新行為之間關系的認識和理解。

其次，在將員工親社會角色期望作為中介變量的基礎上，我們還基于情緒一致性記憶效應，考慮了團隊積極情緒氛圍是否影響員工對外部信息的加工過程，進一步揭示了影響公仆型領導與員工親社會角色期望之間關系的外部情境條件。雖然，劉小禹等研究認為，團隊積極情緒氛圍可能作為領導抵消或領導替代因素之一，對變革型領導和交易型領導的有效性產生不同影響[27]。但是，基于情緒一致性記憶效應分析，團隊積極情緒氛圍還可能會延長和深化個體對積極領導行為信息的加工過程。通過結合情緒一致性記憶效應與社會信息處理理論，本研究認識到，由于公仆型領導理論的特征，員工對那些有關服務意識和能力的信息進行編碼和記憶時，其信息記憶網絡會與個體積極情緒狀態產生某種聯結。而團隊積極情緒氛圍會導致員工再次感知到相似的積極情緒，從而會激活上述信息記憶與情緒狀態之間的聯結，進而強化員工對公仆型領導行為信息的記憶、提取和使用。不同于以往的研究，本研究考慮了團隊積極情緒氛圍對員工加工、提取和使用外部信息過程的影響，重新審視了團隊積極情緒氛圍對領導方式有效性的影響過程。另外，針對團隊情緒氛圍是否以及如何影響公仆型領導的有效性等一系列問題，目前研究仍未涉及，因此，本研究在一定程度上也是對其外部情境條件研究的一個補充。

4.2 實踐意義

由于本研究分析發現，個體會通過接收、編碼、分析、提取和使用外部信息來產生或改善其角色期望和行為表現，所以，管理者一方面應該真正做到“超越個人利益”去幫助或服務他人，同時，應該明確告知下屬有關服務意識和能力的重要性，以促使下屬能夠快速獲取相關信息。另一方面，管理者應該更加明確地表明自己對下屬所寄予的厚望，或者應該更加明確地傳遞給下屬這樣的信息——管理者非常重視其服務意識和能力，以促使下屬能夠正確解讀管理者所傳遞的相關信息。當然，管理者還可以通過優先為下屬提供學習和發展的機會，以提高下屬對信息或線索的接收、識別和分析能力。

此外，隨著社會競爭和生活壓力的不斷增大，越來越多的人正處于一種焦慮或抑郁狀態，這不僅會促使團隊成員之間的消極情緒得到快速“感染”，而且還有可能給員工身心健康或社會安定帶來嚴重威脅。所以，管理者應該關心下屬的情緒狀態，及時向下屬提供情緒支持或撫慰，以確保員工處于積極的情緒狀態。同時，管理者還可以將公仆型領導理念融入到尊重員工、關愛員工、服務員工、考慮和滿足員工訴求等方面當中，并注重引導團隊成員之間進行積極情緒共享，避免或降低消極情緒的“感染”，最終改善團隊情緒氛圍。上述措施不僅能夠有效改善個體對公仆型領導行為信息的加工過程，而且能夠消除那些對企業或社會的不利因素。

4.3 研究局限性與未來展望

雖然，本研究對公仆型領導與員工創新行為之間關系的研究做出了一定貢獻，但是，由于某些客觀條件的限制，本研究仍存在以下不足：(1)研究中所采用的關鍵變量測量工具大部分來源于西方學者的研究成果。即便本研究經過數據分析發現各個關鍵變量信度已達到了可接受水平，但更嚴謹且準確的做法應該是采用那些基于中國傳統文化背景而編制的量表或基于中國傳統文化背景已對上述西方測量量表進行了必要修正。(2)本研究結果可能具有較低的外部效度。雖然，本研究數據來自25個地區的25家分公司，但是，由于這25家分公司同屬于一家企業，在一定程度上可能會降低研究結果的外部效度。未來的研究可以針對不同的行業，進一步驗證我們的研究結果。另外，未來的研究還應基于社會信息處理理論視角，深入探討公仆型領導的作用機制。

[1] 莊子勻,陳敬良.服務型領導對員工創新行為和團隊創新能力的影響:個體與團隊的多層次實證研究[J].預測,2015,34(5):15-21.

[2] Yoshida D T, Sendjaya S, Hirst G, et al.. Does servant leadership foster creativity and innovation? A multi-level mediation study of identification and prototypicality[J]. Journal of Business Research, 2014, 67(7): 1395-1404.

[3] Liden R C, Wayne S J, Liao C, et al.. Servant leadership and serving culture: influence on individual and unit performance[J]. Academy of Management Journal, 2014, 57(5): 1434-1452.

[4] Salancik G R, Pfeffer J. A social information processing approach to job attitudes and task design[J]. Administrative Science Quarterly, 1978, 23(2): 224-253.

[5] Van Dierendonck D. Servant leadership: a review and synthesis[J]. Journal of Management, 2011, 37(4): 1228-1261.

[6] Van Dierendonck D, Patterson K. Compassionate love as a cornerstone of servant leadership: an integration of previous theorizing and research[J]. Journal of Business Ethics, 2015, 128(1): 119-131.

[7] Dierdorff E C, Rubin R S, Bachrach D G. Role expectations as antecedents of citizenship and the moderating effects of work context[J]. Journal of Management, 2012, 38(2): 573-598.

[8] Schwarz N, Clore G L. Mood, misattribution, and judgments of well-being: informative and directive functions of affective states[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1983, 45(3): 513-523.

[9] Isen A M, Johnson M M, Mertz E, et al.. The influence of positive affect on the unusualness of word associations[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1985, 48(6): 1413-1426.

[10] Greenleaf R K. The servant as leader[M]. Newton Centre, MA: The Robert K. Greenleaf Center, 1970.

[11] Spears L C. Reflections on leadership: how Robert K. Greenleaf’s theory of servant-leadership influenced today’s top management thinkers[M]. New York: John Wiley, 1995.

[12] Sousa M, Van Dierendonck D. Servant leadership and the effect of the interaction between humility, action, and hierarchical power on follower engagement[J]. Journal of Business Ethics, 2017, 141(1): 13-25.

[13] Chiniara M, Bentein K. Linking servant leadership to individual performance: differentiating the mediating role of autonomy, competence and relatedness need satisfaction[J]. The Leadership Quarterly, 2016, 27(1): 124-141.

[14] Rivkin W, Diestel S, Schmidt K H. The positive relationship between servant leadership and employees’ psychological health: a multi-method approach[J]. German Journal of Human Resource Management, 2014, 28(2): 52-72.

[15] Tang G, Kwan H K, Zhang D, et al.. Work-family effects of servant leadership: the roles of emotional exhaustion and personal learning[J]. Journal of Business Ethics, 2016, 137(2): 285-297.

[16] Grant A M, Berry J W. The necessity of others is the mother of invention: intrinsic and prosocial motivations, perspective taking, and creativity[J]. Academy of Management Journal, 2011, 54(1): 73-96.

[17] De Dreu C K, Nauta A. Self-interest and other-orientation in organizational behavior: implications for job performance, prosocial behavior, and personal initiative[J]. Journal of Applied Psychology, 2009, 94(4): 913-926.

[18] Liu X Y, H?rtel C E. Workgroup emotional exchanges and team performance in China[J]. Asia Pacific Journal of Human Resources, 2013, 51(4): 471- 490.

[19] 門一,樊耘,馬貴梅.認知-情感要素對員工即興行為影響機制的研究:一個跨層分析[J].預測,2016,35(2):17-22.

[20] Liden R C, Wayne S J, Zhao H, et al.. Servant leadership: development of a multidimensional measure and multi-level assessment[J]. The Leadership Quarterly, 2008, 19(2): 161-177.

[21] Watson D, Clark L A, Tellegen A. Development and validation of brief measures of positive and negative affect: the PANAS scales[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1988, 54(6): 1063-1070.

[22] Baer M, Oldham G R. The curvilinear relation between experienced creative time pressure and creativity: moderating effects of openness to experience and support for creativity[J]. Journal of Applied Psychology, 2006, 91(4): 963-970.

[23] Zhou J, George J M. When job dissatisfaction leads to creativity: encouraging the expression of voice[J]. Academy of Management Journal, 2001, 44(4): 682- 696.

[24] Kenny D A, Kashy D A, Bolger N. Data analysis in social psychology[A]. In Gilbert D, Fiske S, Lindzey G, eds. The Handbook of Social Psychology[C]. New York, NY US: McGrawHill, 1998. 233-265.

[25] Cohen J, Cohen P, West S G, et al.. Applied multiple correlation/regression analysis for the behavioral sciences[M]. 3rd ed. Mahwah, NJ: Erlbaum, 2003.

[26] Muller D, Judd C M, Yzerbyt V Y. When moderation is mediated and mediation is moderated[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2005, 89(6): 852- 863.

[27] 劉小禹,孫健敏,周禹.變革/交易型領導對團隊創新績效的權變影響機制——團隊情緒氛圍的調節作用[J].管理學報,2011,8(6):857- 864.

ServantLeadershipandEmployeeCreativity:AMediatedModerationModel

LU Jun-ting1,2, ZHANG Zhe1,2, JIA Ming3

(1.SchoolofManagement,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710049,China; 2.KeyLaboftheMinistryofEducationforProcessControl&EfficiencyEngineering,Xi’an710049,China; 3.SchoolofManagement,NorthwesternPolytechnicalUniversity,Xi’an710072,China)

Based on social information processing theory and the effect of emotion congruent memory, we try to examine how servant leadership affects employee creativity. We collect data from 351 employees and 81 supervisors in 25 sub-corporations of a food producer in China. The results of hierarchical analysis show that (1)servant leadership affects employee creativity through stimulating employees’ prosocial role expectations, (2)positive emotion climate in team amplifies the influence of servant leadership on employees’ prosocial role expectations, and (3)employees’ prosocial role expectations mediate the moderating influences of positive emotion climate on the servant leadership-creativity relationship. Implications of our research for practice and theory and directions for future research are discussed.

servant leadership; employee creativity; prosocial role expectations; positive emotion climate

2016-12-10

國家自然科學基金資助項目(71672139)；陜西省留學人員科技活動擇優資助項目(18920004)

F272.92

A

1003-5192(2017)06- 0009- 07

10.11847/fj.36.6.9