領導權力分享對個體創意倡導的雙刃劍效應研究

張鵬程，蔣美琴，李 菊，陳 菲

1 華中科技大學 管理學院，武漢 430074 2 深圳華為技術有限公司 人力資源管理部，深圳 518129

引言

在日益競爭激烈的商業環境中，任何的墨守成規都可能慘遭市場淘汰，唯有創新才是組織保持競爭力和持續繁榮的關鍵[1]。但是，當前無論企業還是學術界更關注于創新想法的產生，相對忽略了創新想法的推行。大量實踐表明，在產生創新想法后，對它的推行常常并非易事。

少數的實證研究也證實，創新想法的實施并非一帆風順，甚至創新越大，阻力越大[2-3]。創意倡導是指對新穎想法的積極推行，旨在獲得資金、人才、時間或政治庇護[4-5]，被認為是創新推行的關鍵，因為它會增進其他個體對新想法的熱情支持，促使創新轉化為對組織有積極作用的績效[6]。PERRY-SMITH et al.[4]認為個體可以通過創意倡導打動“守門人”，獲取經濟、人力和政治等資源，為創意實施創造有利條件。但迄今為止，理論和實踐對如何促進個體創意倡導的認識尚處于發展階段，學者呼吁展開這方面的探索[1]。

創意倡導的有效性與倡導者的影響力和合法性有緊密聯系[7]，而領導可以通過權力分享幫助個體提高在組織中的影響力和合法性。因此，領導權力分享行為被視為一種有效的管理方式，能激發個體的創意倡導行為。AXTELL et al.[8]的實證研究表明，參與決策與創意倡導呈顯著正相關關系。但最近的一些研究中也有學者認為當領導對下屬授權過多時，下屬會產生角色模糊[9]，甚至視之為領導的不作為，從而導致消極結果的出現[10]。針對上述觀點和結論上的不一致，本研究試圖從工作要求-資源模型的角度，探討領導權力分享對個體創意倡導的雙刃劍效應以及二者呈現的非線性關系。不僅如此，本研究還將分析個體創新效能感的調節作用，進一步厘清二者關系的邊界條件。

1 相關研究評述

創新在組織學領域逐漸被視為一個過程，而不是一個結果[4]，最常見的二階段過程觀認為創新包括創意的產生(即創造力)和創新執行[1]。JANSSEN[11]將創新視為想法產生、想法推進和想法實現3個過程；NG et al.[12]采用3階段觀將創新分為新想法產生、傳播和執行3個階段；PERRY-SMITH et al.[4]從理論上構建創新的4階段模型，包括創意產生、創意闡釋、創意倡導和創意推行，論述了創意倡導從創意產生到創新推行的關鍵作用。已有關于創新的研究主要聚焦在創造力，即創意產生，對于如何推行創新想法的關注不足[13]。創新是一種有爭議性的改變，它往往是對工作現狀的突破，充滿著不確定性；此外，創新還可能引致組織利益格局的改變，使組織在資源分配方面進行重組[14]，因而可能會受到組織中保守派或對立者的反對。因此，當創新想法的提出者面對組織的創新“守門人”(如領導、同事等)時，需要說服組織接受和推行他們的創新想法，創意倡導在這個過程中起關鍵作用[15]。在技術創新領域中，HOWELL et al.[15]將倡導行為定義為表達對創新的信心，使他人參與并激勵他人支持創新，在逆境中堅持。HOWELL et al.[6]研究發現倡導行為會提高個體對新想法的支持，從而促進創新轉化為對組織有積極作用的績效[10,14-15]。本研究根據HOWELL et al.[10,15]對倡導的定義和研究，將創意倡導表述為：對新穎的想法有信心并設法得到其他人的支持，旨在獲得推進這個想法的批準。創意倡導是創新推行的重要步驟，而目前對如何促進個體的創意倡導行為仍然知之甚少。顧遠東等[16]將創意推廣行為作為創新行為的一個維度，探討組織支持感對創意推廣行為的積極作用。學者們呼吁增強這方面的探索[1]。

領導權力分享在現今扁平化的團隊管理中越來越盛行。很多種領導行為都包含權力分享的要素[17]，如委派[18]、參與式領導[19]、啟發式領導[20]和領導授權行為[21]。這些研究從領導和個體的角度，肯定了領導權力分享的積極后果[22-23]。少數領導權力分享與創新關系的研究表明，參與決策與創意倡導顯著正相關[8]，蒿坡等[24]采用過程視角發現授權領導通過領導力共享促進團隊創造力。還有研究發現，在人們追求自己的想法，以及擁有允許他們參與和利用組織中的重要支持者的資源的資格或社會關系的情況下，他們會影響推行創造性想法這一過程，從而增加想法實施的可能性[2]。上述研究肯定了領導的權力分享產生的積極作用，然而也有學者提出權力分享并不總是有效。WONG et al.[5]認為，如果領導和下屬對授權的期望形成錯位，領導的權力分享就被視為一種領導的放任行為，從而產生消極結果。由此可見，已有研究似乎忽視了權力分享的另外一面，即分享的權力不僅給個體帶來工作資源，同時也提高了工作要求和負荷。權力分享讓下屬承擔了領導的部分角色要求，這種角色要求對下屬的能力可能會構成一種挑戰，從而成為個體的工作負荷。授權的相關研究表明，將工作負荷從領導轉移到團隊，往往帶來個體的工作倦怠[25]。另外，過度授權會導致個體的角色模糊[26]，導致個體心理上和行為上的退縮行為[27]。換言之，領導權力分享對創意倡導的影響不總是積極的。針對領導權力分享研究結論的不一致，本研究以工作要求-資源模型為理論基礎，探討領導權力分享對創意倡導的更復雜的影響。已有研究在探討領導的作用機制時，主要從領導的角度和個體的角度展開，PICCOLO et al.[28]將變革型領導與工作特征模型結合，將以工作為基礎的中介機制引入到領導理論。然而工作特征模型并不能有效解釋領導力的潛在的消極作用，本研究采取工作要求-資源模型為理論基礎，不僅從工作角度對領導理論的解釋機制進行補充，而且旨在揭示領導權力分享的雙刃劍效應。

工作要求-資源模型由DEMEROUTI et al.[29]于2001年提出，該模型最初關注的是倦怠[29]，后來引入組織研究中，用于考察離職率、組織承諾、工作績效等組織層面的結果變量[30]。根據工作要求-資源模型，工作特征基本上可歸納為工作資源和工作要求兩類。工作資源指工作中的物質、心理、社會或組織方面的資源，如工作控制和社會支持等，可以幫助減輕與工作要求相關的身心消耗，促進工作目標的達成，還能激勵個體的成長、學習和發展[31]。工作要求指工作中的物質、心理、社會或組織方面的要求，這些要求需要持續不斷的身體或心理上的努力或技能，并因此與一定的生理和心理消耗相關，如過多的工作量、角色負荷、角色沖突和時間壓力等[32]。工作要求-資源模型的雙路徑核心假設認為工作對個體存在增益路徑和損耗路徑，工作自主、工作參與、同事支持和上級指導等工作資源會給個體帶來正面影響[33]，即增益路徑；工作負荷、情感負荷、工作含糊不清和時間壓力等工作要求會帶來個體情感枯竭和不敬業等負面后果，即損耗路徑[29]。

領導權力分享賦予了個體新的工作特征。領導權力分享包含權力授予和決策參與兩種形式[34]。領導權力授予行為給個體一定程度的工作自主權，允許個體自主決策或調整自己的工作任務；決策參與鼓勵個體表達自己的意見，參與到團隊的決策中。領導權力分享使個體的工作范圍、工作內容和工作責任等方面發生變化。一方面，個體擁有了更大的工作自主權等資源；另一方面，領導權力分享會增加個體的工作責任和工作負荷，對個體有更多的要求。因此，本研究結合工作要求-資源模型，探討領導權力分享對下屬創意倡導的影響的兩面性，即增益效應和損耗效應。領導權力分享讓個體擁有權力帶來的控制感和支持等工作資源，形成增益效應；另一方面，領導權力分享會增加個體的工作負擔，使個體承擔更多的責任，形成損耗效應[28]。在這兩種性質相反的作用下，領導權力分享與員工創意倡導之間可能存在更加復雜的關系。不僅如此，相當多的企業是以工作團隊的方式進行創新，考察團隊層面的領導權力分享對個體創意倡導的影響有重要意義。

基于上述分析，本研究探討團隊層面的領導權力分享與個體創意倡導之間的非線性關系及其邊界條件。

2 理論基礎和研究假設

2.1 領導權力分享與個體創意倡導的關系

根據工作要求-資源模型，一方面，領導權力分享對個體的創意倡導產生積極效應，即通過工作資源對個體賦能，形成增益效應，讓個體更好地實現創意倡導。①權力賦予和決策參與使個體擁有更多的資源調配能力，從而增加個人在組織中的影響力，并強化個體的工作動機[35]，促進個體的創意倡導行為。ZHANG et al.[22]在已有研究的基礎上驗證領導權力分享通過影響個體的心理授權感知促進個體增加創新過程投入。而且，決策參與會增加個體的工作自主權，自主性作為心理授權的一個維度被認為會促進個體的創新行為[36]。②領導權力分享可以幫助個體樹立在組織中的合法地位，換言之，領導權力分享使個體的創意倡導行為有了正式身份，不再師出無名，它能降低個體在創意倡導過程中遇到的阻力和抵制。③領導權力分享還表明了領導對個體的充分信任，個體為了回報領導的信任，也會努力增加類似創意倡導的主動擔責行為。張好雨等[37]從領導成員交換的視角證實領導權力分享對個體績效的積極作用。

另一方面，領導權力分享將對個體創意倡導行為產生消極效應，即額外的工作負荷和要求將對個體產生損耗效應。①由于權力分享行為包含部分權力職責的委托，個體可能要投入額外的精力和時間完成領導職責范圍內的工作。個體投入到有難度的工作中會增加個體的認知沖突和轉換成本，從而給個體造成壓力[38]。已有研究也驗證了自主權的負面效應，自主權會增加下屬的工作緊張感和個人壓力[39]。②隨著領導權力分享的增加，下屬在工作中有更多的自主權，但隨之也會增加不確定性的感知，甚至會產生角色模糊[40]。過度授權會導致個體的角色模糊[26]，而角色模糊會導致個體心理上和行為上的退縮行為[27]，不利于個體實施類似創意倡導的主動行為。這些研究雖然沒有直接證明領導權力分享與個體創意倡導的關系，但足以說明領導權力分享帶來的工作要求的提高并不利于個體的創意倡導。

整合工作要求-資源模型的觀點，領導權力分享對個體存在增益和損耗兩種不同效應，共同決定個體的創意倡導。當領導權力分享程度處于低水平時，無論是增益還是損耗效應都沒有充分發揮，此時領導權力分享對創意倡導的影響很??；隨著領導權力分享增加到中等水平，權力分享帶來的工作資源，通過增益效應提高個體的創意倡導，而適當水平的領導權力分享對個體的負荷并不大，此時增益效應超過損耗效應，個體的創意倡導表現最好；當領導權力分享過多甚至過度授權時，個體承擔較多的領導角色職責，同時自主性導致的角色沖突和角色模糊更加嚴重[40]，領導權力分享增加了個體的工作要求。此時，權力分享帶來的工作資源的增加并不能削減個體應對高工作要求帶來的負面效應，工作資源對工作要求導致的壓力的緩沖作用有限，從而導致個體的創意倡導表現不高。MARTIN et al.[41]通過實證發現過度授權會因為失控和增加角色模糊而降低個體績效，CHUA et al.[42]也認為工作上無拘無束的自由會適得其反。一些實證研究也發現了領導領域的“too much of a good thing”現象[43]，即一般認為好的領導力在一定程度之后也會帶來負面的結果。LEE et al.[44]的研究表明授權領導與任務績效之間存在倒U形關系。因此，本研究提出假設。

H1領導權力分享與個體創意倡導之間呈倒U形關系，即當領導權力分享處于中等水平時，個體創意倡導程度最高；領導權力分享過少或過多時，個體創意倡導處于較低程度。

2.2 創新效能感的調節作用

工作要求-資源模型認為不同的個體感知到的工作資源和工作要求會有所不同。根據工作要求-資源模型可以推論，對于具備不同能力(如自我效能感)的個體而言，領導權力分享給個體帶來的資源或者要求的感知也存在差異性。自我效能感是個人對自己具備完成某一任務的能力的判斷[45]，一般與特定領域、特定任務和特定問題相聯系(如創新自我效能感[46])。因此，本研究進一步探討創新效能感在領導權力分享的資源和要求的雙重影響路徑中的調節作用。

創新效能感是指相信自己對產生創造性結果的信心[47]。相關研究發現，人們害怕并且傾向于避免他們認為超過自己的應對能力范圍的威脅性情況，而他們在判斷自己能夠處理且不處理的結果很嚴重的情況時，將參與活動并且自信地行動[48]。在H1中本研究提出領導權力分享會賦予個體新的工作特征，根據工作要求-資源模型，工作帶來的資源和要求會通過增益路徑和損耗路徑影響個體行為。對于創新效能感不同的個體，他們對工作帶來的資源和要求的感知和反應也存在差異，從而使領導權力分享有不同的結果。

創新效能感低的個體對自己成功推行創意的信心不足。一方面，他們會感知到領導權力分享帶來工作資源，即工作自主性、決策參與權以及創意倡導的正式身份和合法地位等的激勵作用；另一方面，領導權力分享帶來的工作壓力和角色模糊等工作要求卻會損耗創新效能感低的個體過多的資源。隨著領導權力分享的增加，面對高要求的工作，個體不確定性感知增加，甚至會產生角色模糊[40]。低創新效能感的個體可能要投入額外的精力和時間完成領導職責范圍內的工作。持續的高工作要求可能耗盡個體的身心資源，并因此導致焦慮、倦怠以及健康受損等問題[31]。低創新效能感的個體，不認為自己有能力成功推行創新，將資源投入到創意倡導過程對他們來說風險太大，他們更愿意將資源投入到對他們來說風險小或者回報率高的角色行為中[49]，如做好本職工作或其他風險較小的工作，凸顯了損耗效應。因此，本研究推論，對于創新效能感低的個體，領導權力分享與創意倡導之間呈倒U形關系。在領導權力分享較少時，領導權力分享帶來的增益效應和損耗效應發揮的作用較小，領導權力分享對個體創意倡導的影響?。划旑I導權力分享從極少增加到適當程度的過程中，工作要求帶來的損耗路徑發揮作用小，工作資源帶來的增益效應要大于損耗效應，領導權力分享會提高個體的創意倡導行為；當領導權力分享繼續增加時，低創新效能感個體感知到的工作要求帶來的損耗效應大大增加，進而超過工作資源的增益效應，從而減少創意倡導行為。

對高創新效能感的個體而言，他們相信自己成功推行創意的能力，并對自己的創意充滿信心，這種信念促使他們投入資源(時間和精力)，倡導自己的創意。一方面，他們對領導權力分享帶來的工作資源的增益效應反應更強；另一方面，對于領導權力分享可能的損耗路徑，他們感知到領導權力分享帶來的工作要求的損耗效應較小，更可能在創意倡導方面付諸更多的努力、發起行為、克服阻礙[50]。因此，對于高創新效能感的個體，領導權力分享帶來的損耗效應很小，遠低于增益效應，因而領導權力分享與個體創意倡導呈正向關系。因此，本研究提出假設。

H2a創新效能感對領導權力分享與個體創意倡導之間的倒U形關系有調節作用。

H2b與低創新效能感的個體相比，領導權力分享對高創新效能感的個體的積極作用更加明顯。即對于低創新效能感的個體，領導權力分享與個體創意倡導之間呈倒U形關系；對于高創新效能感的個體，領導權力分享與個體創意倡導之間呈正向的線性關系。

3 研究設計

3.1 樣本和數據收集

本研究的調查對象是中國一家大型IT教育科技企業，它的業務包括大學IT教育、軟件開發、人力資源服務和IT創業孵化等。選取此家教育科技企業為樣本的原因在于，一方面，教育科技企業面臨競爭激烈的外部市場，如果沒有業務創新、市場創新和商業模式創新，幾乎就沒有生存的空間，且該企業正面臨戰略調整和業務改革，對創新非常重視。另一方面，教育科技企業雖不屬于創新行為高度密集行業，且早期的創造力和創新研究大多以研發部門或科學工作者為對象[51]，但創造力不僅限于研發的范圍，還能夠且應當存在于組織內的各個部門、各個工作類型中。研究不同工作類型中對創造力有影響的領導行為特征，有利于幫助管理者在日益需要創新但傳統上卻并不視創新為規范的領域內促進創新[52]。

本研究在發展較快和較有代表性的武漢和廣東分公司展開調研，邀請銷售、管理、技術、市場等不同職能的業務團隊參與。調研人員首先與公司的總經理和人力資源經理進行溝通，說明研究的性質和要求，并得到支持。然后，人力資源部提供完整的人員名單，雙方一起確認適合參加調查的團隊和人員。最后，調研人員在調研現場說明問卷填寫要求，發放并回收調查問卷。問卷調查從2015年1月開始，2015年3月結束。雖然從問卷數據獲取到研究論文完成具有一定的時滯性，但是不影響領導權力分享與個體創意倡導之間關系的結論。在第1階段，要求員工填寫對領導權力分享和創新效能感的評價；大約2個月后，領導對每個員工的創意倡導行為進行評價。所有問卷量表都按照BRISLIN[53]的研究方法進行翻譯和回譯的程序，確保量表質量。76個團隊的372名員工參加調查，對于沒有參加第2次調查和問卷填寫不完整的，研究人員進行剔除，最后獲得62個團隊的291名員工的有效數據，員工問卷有效回收率為78.226%，團隊問卷有效回收率為81.579%。

3.2 測量工具

(1)領導權力分享。本研究采用CHEN et al.[34]關于權力分享的量表，該量表從權力授予和參與決策等方面進行測量，共7個題項，題項表述為“我的上司不會干涉我的崗位職責范圍內的工作任務”“我的上司對我完全授權，讓我對工作負責”“我的上司賦予我工作的權威和自主決策”“當工作中有問題時，我的上司傾聽我的想法和建議”“我的上司經常給我表達想法的機會”“我的上司在做出有關我和我的工作的決策時，詢問我的觀點”“我的上司在決策時，尊重和重視我的建議”。采用Likert6點評分法，1為非常不同意，6為非常同意。本研究中該量表的內部一致性系數為0.939。

(2)創新效能感。本研究采用TIERNEY et al.[47]關于創新效能感的測量，共3個題項，題項表述為“我認為自己擅長產生一些有創意的想法”“我認為自己有能力創造性地解決問題”“我有能力在別人觀點上提出新的想法”。采用Likert5點評分法，1為非常不同意，5為非常同意。本研究中該量表的內部一致性系數為0.880。

(3)創意倡導。近年來組織行為學領域逐漸將創新行為視為一個過程，而不是一個結果[4]。對創新行為的測量，除了影響較大的GEORGE et al.[54]開發的包含13個題項的單維度量表，學者也嘗試開發創新行為的多階段量表。JANSSEN[11]分別用3個題項測量想法產生、想法推進和想法實現；NG et al.[12]分別用3個題項測量新想法產生、新想法宣傳和新想法實現。本研究中的創意倡導概念雖在理論構建上較成熟，但還沒有發展直接的量表。考慮到本研究的創意倡導與想法推進的表述相近，故采用JANSSEN[11]對想法推進的3個題項進行測量，并參考GEORGE et al.[54]的研究中對測量題項的表述，最終測量題項為“該個體設法倡導創造性的想法，得到別人的支持”“該個體設法獲得上級對創新性想法的允許”“該個體設法讓組織重要成員接受創新性的想法”。采用Likert 6點評分法，1為非常不同意，6為非常同意。本研究中該量表的內部一致性系數為0.865。

(4)控制變量。借鑒已有關于組織行為的研究[18]，本研究選取個體性別、年齡、教育程度和工作任期作為個體層面的控制變量，選取團隊規模作為團隊層面的控制變量。性別、年齡和教育程度為分類變量，工作任期為以年計的連續變量。①性別，男性取值為0，女性取值為1。②年齡，25歲及以下取值為1，26歲～30歲取值為2，31歲～35歲取值為3，35歲～40歲取值為4，40歲以上取值為5。③受教育程度，高中及以下取值為1，大專取值為2，本科取值為3，研究生及以上取值為4。工作任期是以年計的連續變量，團隊規模指每個團隊的成員數。

3.3 分析策略

由于本研究數據具有團隊嵌套性，且領導權力分享屬于團隊層面的變量，創意倡導和創新效能感屬于個體層面的變量，數據具有多層屬性。因此根據羅勝強等[55]的建議，本研究采用多層線性模型檢驗假設。首先，本研究通過ICC和Rwg分析[56]檢驗個體評價的權力分享聚合到團隊層面的合理性。結果顯示，領導權力分享的ICC(1)=0.201，ICC(2)=0.542，F=2.184，p<0.001，表明領導權力分享在團隊間具有顯著的差異性[56]；Rwg均值為0.953，中位數為0.980，98.387%的團隊的Rwg值大于0.840，表明對權力分享的感知在團隊內具有很強的一致性[57]；ICC值和Rwg值為個體評價的領導權力分享聚合到團隊層面提供了充分支持。然后，對結果變量創意倡導進行零模型分析，結果表明創意倡導的變異量有35.209%來自團隊層面，因此采用多層線性模型方法比普通最小二乘法更適合分析本研究數據。本研究采用HLM 7.0進行假設檢驗分析。

4 結果

4.1 描述性分析和驗證性因子分析

表1給出所有變量的描述性統計結果，包括均值、標準差和可靠性系數。由表1可知，領導權力分享與創意倡導顯著正相關，r=0.245，p<0.010。人口統計學變量中，年齡與創意倡導顯著正相關，r=0.177，p<0.010，工作任期與創意倡導顯著正相關，r=0.213，p<0.010，教育程度與創意倡導顯著負相關，r=-0.221，p<0.010。

表1 變量的描述性統計結果和相關系數矩陣Table 1 Results for Descriptive Statistics and Correlation Coefficient Matrix of Variables

注：樣本量為291；**為p<0.010，*為p<0.050，下同；括號內數據為變量的內部一致性系數值。

表2 驗證性因子分析結果Table 2 Analysis Results for the Confirmatory Factor

注：個體層面樣本量為291，團隊層面樣本量為62；3因子模型為包括團隊層面的權力分享、個體層面的創新效能感、個體層面的創意倡導；2因子模型包括團隊層面的權力分享、個體層面的創新效能感與創意倡導的組合；單因子模型包括團隊層面的權力分享、個體層面的創新效能感和創意倡導三者的組合。

領導權力分享、創新效能感、創意倡導的因子載荷量介于0.500～0.950，且均大于0.700，表明模型的基本適配度較好[59]。計算變量的組合信度和平均抽取量，領導權力分享的組合信度和平均變異抽取量為0.939和0.808，創新效能感的組合信度和平均變異抽取量為0.880和0.710，創意倡導的組合信度和平均變異抽取量為0.865和0.685，3個變量的組合信度值均大于0.600，平均變異抽取量均大于0.500，表明模型的內在質量較好[59]。綜合以上分析結果表明，本研究選用的3個主要變量及其測量適合后續分析。

4.2 假設檢驗

本研究使用HLM 7.0構建跨層次的層級回歸檢驗模型，檢驗結果見表3。根據廖卉等[60]的建議，對個體層面變量進行總體均值中心化處理。零模型(即在HLM中僅用控制變量對結果變量進行回歸檢驗)可以將結果變量的變異分配到個體層面和團隊層面，當個體層面和團隊層面都存在一定變異量時，說明使用HLM檢驗假設是合理的。對創意倡導構建零模型，結果表明創意倡導的變異量有35.209%存在于團隊層面，σ2=0.714，τ00=0.388，ICC=0.352， 因此可以采用HLM檢驗本研究的跨層模型。本研究構建模型1，檢驗控制變量對創意倡導的影響；在模型1的基礎上，引入領導權力分享和領導權力分享平方項，構建模型2，檢驗領導權力分享與創意倡導之間的主效應；在模型2的基礎上，引入創新效能感、創新效能感與領導權力分享的交互項、創新效能感與領導權力分享平方項的交互項，構建模型3，檢驗創新效能感在領導權力分享與創意倡導之間的調節作用。

表3 多層線性模型分析結果Table 3 Analysis Results for Hierarchical Linear Model

注：***為p<0.001。

由表3的模型2可知，領導權力分享與領導權力分享平方項同時進入回歸方程，結果表明領導權力分享與創意倡導之間呈正向關系，但不顯著，β= 0.262，p>0.050； 而領導權力分享平方項與創意倡導之間呈顯著的負向關系，β=-0.842，p<0.010。領導權力分享與創意倡導之間呈倒U形關系，H1得到驗證。

由表3的模型3可知，創新效能感與領導權力分享的交互項對創意倡導的回歸系數為0.592，p<0.010；領導權力分享平方項與創新效能感的交互項對創意倡導的回歸系數為0.638，p<0.050。H2a得到驗證。

為了更好地理解創新效能感在領導權力分享與創意倡導之間關系中的調節作用，本研究以均值加減1個標準差為標準，將創新效能感劃分為高、低兩組，在高創新效能感和低創新效能感兩種情況下，分別計算領導權力分享和領導權力分享平方項對創意倡導的回歸系數，比較領導權力分享與創意倡導之間的線性和非線性關系的顯著性。根據AIKEN et al.[61]的建議，本研究運用HLM 7.0分析領導權力分享與創意倡導之間的關系。結果表明，在高創新效能感的情況下，領導權力分享平方與創意倡導之間關系不顯著，r=0.062,p=0.733；在不考慮非線性關系時，領導權力分享與創意倡導之間關系顯著為正，r=0.380,p<0.050。因此，在高創新效能感的情況下，領導權力分享與創意倡導的關系為正向的線性關系。在低創新效能感的情況下，領導權力分享平方項與創意倡導之間的關系顯著，r=-0.892,p<0.001，表明領導權力分享與創意倡導之間存在倒U形關系。

為了有一個更直觀的認識，進一步繪制調節效應圖，見圖1。由圖1可知，對于低創新效能感的個體，當領導權力分享行為處于中等水平時，個體的創意倡導行為達到最高值；對于高創新效能感的個體，領導權力分享的增加會提高個體的創意倡導行為；比較而言，高創新效能感的個體比低創新效能感的個體有更多的創意倡導行為。綜上所述，H2b得到驗證。

5 結論

本研究基于工作要求-資源模型的視角，對領導權力分享的雙面性展開討論，探討領導權力分享與個體創意倡導之間的非線性關系以及創新效能感在其中的調節作用，以62個團隊的291名員工為樣本，運用HLM 7.0對數據進行跨層次的層級回歸檢驗。研究結果表明，領導權力分享與個體創意倡導之間存在倒U形關系，即當領導權力分享水平較低時，領導權力分享增加會帶來更高水平的個體創意倡導行為；當領導權力分享水平高達一定程度之后，領導權力分享增加會導致個體創意倡導行為減少。創新效能感在領導權力分享與個體創意倡導行為的關系中起調節作用，即當創新效能感較低時，領導權力分享與個體創意倡導之間呈倒U形關系；當創新效能感較高時，領導權力分享與個體創意倡導為正向的線性關系。

圖1 創新效能感對領導權力分享與創意倡導之間關系的調節作用Figure 1 Moderating Effect of CreativeSelf-efficacy on the Relationship between Leader′s Power Sharing and Idea Championing

5.1 理論意義

(1)本研究探討個體創意倡導的影響因素，這是對創造力研究的拓展。如前所述，創新是一個多階段過程，創意倡導在將創造力轉變為創新結果的過程中扮演著重要角色。但是目前對如何促進創意倡導知之甚少，本研究從團隊層面的領導權力分享角度展開探討，獲得對創新更完整的理解，這是對已有研究的有益補充。

(2)本研究將工作要求-資源模型引入領導理論，討論領導權力分享與個體創意倡導之間的非線性關系。領導權力分享對創意倡導存在雙刃劍效應，一方面通過提供工作資源促進員工創意倡導行為，另一方面過度的領導權力分享會給員工帶來角色負荷和角色沖突等工作要求，減少個體創意倡導行為。因此，本研究結果深化了對領導權力分享的作用機制的理解。

(3)本研究進一步探討創新效能感在領導權力分享與個體創意倡導關系之間的調節效應。根據工作要求-資源模型，工作特征會給員工帶來工作資源和工作要求，而個人對工作資源和工作要求的感知常常與個人特質或能力等相關。個體并非環境刺激的簡單反應者，個體特征可能影響其對工作特征做出的反應。因此，本研究從員工創新效能感的角度探討其在領導權力分享與創意倡導關系中的調節效應，是對領導權力分享的作用邊界的有益探索。

5.2 管理啟示

(1)要重新認識領導權力分享的作用。創意倡導行為在實現創造力到創新的轉變過程中起重要作用，不斷地激發員工的創意倡導行為從而提高組織創新，是所有組織和團隊領導的共同目標。本研究發現領導權力分享與員工創意倡導之間呈倒U形關系，表明適當的權力分享會促進員工創意倡導行為。因此，從管理實踐的角度講，要把握好授權的度，過多或過少的權力分享都不能帶來期望的激勵效果。并且領導在權力分享時要關注權力分享帶來的損耗效應，可以通過員工培訓、主管指導、明晰下屬角色和責任等途徑減少下屬的工作負荷和角色模糊，從而盡可能地降低權力分享的負面效應。

(2)管理者應根據下屬的不同特點有針對性地進行權力分享。本研究發現對于高創新效能感的員工，領導增加權力分享會帶來更多的創意倡導行為，即領導權力分享的損耗效應較少。結合領導力的權變理論，為了激勵員工投入更多的精力和時間到創新推行過程，管理者的權力分享程度需因人而異。如果下屬有較高的創新效能感，可以通過權力分享的方式來激勵員工參與創意倡導過程；如果下屬的創新效能感不高，領導權力分享要適度。從人力資源管理實踐來說，企業可以通過招聘創新效能感高的員工來加強權力分享行為對創意倡導的正面效應，或者在員工管理過程中通過榜樣作用和鼓勵等方式增加員工的創新效能感。

5.3 研究的局限與展望

①本研究僅從領導力方面探討領導權力分享對創意倡導的影響，而沒有在同一研究下比較創意倡導與創造力的區別，未來研究可以更加系統地探討二者前置因素的差異。②本研究雖然應用工作資源-要求模型，但是沒有對相應的中介機制進行檢驗，是否還有其他作用機制在發揮作用，未來研究可以有更多的探討。③本研究雖然采取兩時間段的研究設計，但是并沒有完全證實領導權力分享與個體創意倡導的因果性。本研究假設有理論基礎，未來需要采取實驗法等進行完善。④本研究結論基于一家IT教育科技企業樣本所得，其外部效度有待進一步檢驗。未來研究可以從不同行業和企業、跨文化等多樣化的環境收集更多的經驗證據，或者比較差異。并且，教育科技企業與創造力密集的研發部門和科學工作者相比，創新性要求相對較低。未來研究可以同時在此兩種不同創造性需求的企業中展開，探討和比較兩種組織中與員工創新相關的個人和情景因素的差別。