協同多來源領導力能助推團隊創新嗎：一個有中介的調節模型

于桂蘭，陳麗芳，付 博，孟 瑩

(1.吉林大學商學院,吉林長春 130012；2.廣州大學管理學院,廣東廣州 510006)

1 研究背景

為了滿足組織迅速變革和持續創新的需要，企業越來越依賴知識團隊來產生創意和解決方案［1］。諸多研究表明，領導力是影響團隊創新、創造力的重要因素［2-3］。以往學者獨立探究了正式領導力（以組織正式委任或指派的個體為領導來源）或非正式領導力（以團隊成員為領導來源）之于團隊創新的影響，甚少關注“多來源領導力”的協同作用［4］。事實上，正式領導力和非正式領導力各有其局限性：單個正式領導由于知識、時間等限制，難以有效執行所有領導職能［5］，持續帶領團隊創新；然而，“自由放任”地采取團隊共享領導的模式也同樣存在問題，多個非正式領導者可能會彼此“爭奪權力地盤”，產生關系沖突，影響團隊績效［6］。因此，“如何整合多來源的領導力以激發團隊創新績效”已經成為學術研究和組織實踐關注的焦點問題之一。鑒于此，本研究提出了如下兩個研究問題:

第一，正式領導與非正式領導（共享型領導）之間的關系是什么？何種正式領導力是激發共享型領導和團隊創新的“閥門”？一些學者認為，正式領導是共享型領導的預測因素，團隊內外部的正式領導者（如教練、謙卑型領導）促進了非正式領導的涌現［7-8］。而新近的研究認為，正式領導是共享型領導效能發揮的重要邊界條件，正式領導影響了“團隊過程”和“共同的團隊環境”，從而影響了團隊創造力［4,9］。本研究也認同這一觀點，“恰如其分”的正式領導可優化共享領導模式的應用效果，其“恰”表現在正式領導容許共享領導的存在，并實施有效的支持行為來提升共享領導的勝任力［10］。相比于謙卑型、交易型領導等正式領導［8,11］，本研究認為，服務型領導較好地契合了共享領導的助力條件：其一，服務型領導“員工發展為先”，更能包容共享領導模式所帶來的領導權威波動；其二，服務型領導為個體的成長創造空間，能夠激活共享領導的創新潛力［12］。從資源保存理論的視角看，服務型領導通過營造“服務導向”的文化基調來影響個體處理知識資源的決策［13］，有助于減少團隊反生產行為［14］；同時，服務型領導竭誠于助力員工成長，推動了團隊創新資源的增值［15］。因此，服務型領導在提升共享型領導有效性方面具有獨特魅力，其在共享型領導與團隊創新績效間可能存在的調節作用。

第二，二者如何聯動作用于團隊創新績效？共享型領導是動態、交互的團隊影響過程，團隊成員通過共享傳統的領導角色從而達成團隊目標［16］1。基于團隊創新績效的“輸入-知識過程-輸出”模型（IPO 模型），以往研究存在以下兩點不足［17］：第一，鮮有研究關注負面的知識行為［18-19］。《環球郵報》的調查發現，約76%的員工曾刻意向同事隱藏知識［20］，而知識隱藏顯著破壞了團隊創造力［21］。由此，應當組織中普遍存在的知識隱藏現象；第二，當前以知識團隊為調研對象的研究，多關注個體知識隱藏，缺乏團隊層面的研究［22］。因此，本研究定位于團隊知識隱藏的新視角，探究共享型領導對團隊創新績效的間接作用。

綜上，本研究構建了“共享型領導-團隊知識隱藏-團隊創新績效”的鏈條，實證檢驗服務型領導的有中介的調節作用。

2 理論基礎與研究假設

2.1 資源保存理論

資源保存理論（Conservation of Resources Theory,COR 理論）早期被用于解釋壓力及壓力的應對策略，后來學者們基于“工作需求-工作資源”的視角分析個體行為、績效的產生機制［23］，例如：從工作資源的視角出發，COR 理論可用于闡釋“工作資源輸入-資源變動-工作結果”的過程機制。因此，基于COR 理論，本研究將“正式與非正式領導力”看作一種“工作資源輸入”，試圖透析“團隊中不同來源的領導力”如何影響“資源流動”，故而影響團隊知識過程和團隊創新結果。

該理論的核心觀點是：個體有保護、維持和獲取其認為有價值資源的基本動機，且在處理資源的過程中主要遵循資源損失首要性原則和資源投資原則［24］。此外，COR 理論的文獻也表明，組織文化是影響資源處理決策的邊界條件［13］，服務型領導所營造的“服務導向文化”基調可能會影響員工處理知識資源的決策，從而影響創新績效。因此，該理論能清晰解釋采用“多來源領導力”的團隊中，團隊知識隱藏行為和團隊創新結果的誘因。

2.2 共享型領導與團隊創新績效

共享型領導是一個動態交互的團隊影響過程，團隊成員間彼此領導以實現團隊目標或組織目標［16］1。其具有如下3 個關鍵特征，使其區別于正式領導：（1）領導力方向：相較于自上而下的正式領導，共享型領導是包含橫向和縱向影響的非正式領導力［6］；（2）領導力層面：共享型領導是隸屬于團隊層次；（3）領導力實質：共享型領導以團隊成員為領導來源，強調了領導力在團隊中分布的狀態［7］。相比于正式領導力（如授權型領導），此種領導模式更適配于知識團隊，如變革管理團隊、虛擬團隊等［25-26］。

共享型領導會影響團隊認知、情感以及行為過程，上述過程有助于團隊成員積累創新所需的關鍵性資源，進而影響團隊績效或團隊創造力［19,27-28］。具體而言：首先，共享型領導是一個持續、交互的團隊過程［16］1，團隊成員在“頭腦風暴”中更易“碰撞”出新想法（能源性資源）；其次，“涌現”出的共享型領導通常擁有專有知識和技能，其在創新過程中可提升自我效能感（自身性資源）［27］；再次，共享型領導通過授權使團隊成員獲得了自主權和決策權等條件性資源［25］；最后，共享型領導營造了一種“共享即關懷”的氛圍，有助于消解了團隊創新過程中的沖突［29-30］。根據COR 理論的“資源增值螺旋”,持續獲得有價值資源的個體，不僅更有可能增加創新投入,而且更有可能從創新投入中獲得資源增量，繼而提升團隊創新績效［24］。基于此，本研究提出：

H1：共享型領導正向影響團隊創新績效。

2.3 共享型領導與團隊知識隱藏

共享型領導正向預測知識分享，然而，相關研究不能忽略組織中普遍存在的知識隱藏現象［10,19］。知識隱藏是個體在面對同事的知識請求時所做出的故意保留或隱藏知識的行為［20］。值得注意的是：第一，團隊知識隱藏源于個體知識隱藏，但團隊知識隱藏不是個體知識隱藏的簡單疊加。當團隊內多數成員都知識隱藏時，該破壞力具有放大效應。第二，知識隱藏與知識分享不是“對稱”構念。從意圖上看，知識隱藏具有明顯的自利性動機，是個體主觀的、有意隱藏知識的行為［31］，而知識分享缺乏既可能源于個體的自利性動機，又可能源于個體客觀上知識欠缺［20］。因此，本研究關注的是“有意”的知識隱藏行為。正如Drucker 所述，知識工作高度依賴于知識資本支配者的自愿貢獻，團隊中只有減少了有意的知識隱藏行為，才能真正促進團隊知識轉移和團隊創新。

基于COR 理論，團隊成員是否知識隱藏取決于其對“資源投入-產出”的理性權衡［24］，倘若團隊成員的知識資源投入無法產生預期的收益（如獎金、地位或自我效能感），反而造成額外的損耗（如時間、精力以及知識本身），那么其就傾向于保存知識資源，選擇知識隱藏。而如上文所述，在采用共享型領導模式的團隊中，團隊成員能獲得充足的關鍵性資源，諸如自主性（條件性資源）、自我效能感（自身性資源）和知識（能源性資源）等［19,27-28］。依據資源投資原則，擁有持續資源補給的團隊成員更可能通過投資來培植增值螺旋，而非努力避免知識資源的喪失［13,24］。基于此，本研究提出：

H2a：共享型領導負向影響團隊知識隱藏。

2.4 團隊知識隱藏的中介作用

以往研究證實，知識隱藏阻礙了團隊創造力［21］。本研究從知識尋求雙方的角度闡釋團隊知識隱藏對團隊創新績效的影響機理。（1）對知識隱藏者（Perpetrator）而言，知識隱藏阻礙了個體的創意生成和創新實施，不利于團隊創新。一方面，知識隱藏者不易在互動中迸發出新的想法；另一方面，由于實施創新包含了說服他人并整合觀點的過程，一旦個體選擇知識隱藏，便失去了獲得最佳創新方案和創新支持的機會［32-33］。（2）對知識請求者（Target）而言，他會將知識隱藏視作拒絕行為，為保護和維持自身資源，會隨之產生兩種動機：退出社會聯系以避免再一次被拒絕，或者未來也知識隱藏來報復對方［34］。換言之，團隊知識隱藏不但破壞了成員間的友愛關系,而且增加了未來團隊知識隱藏的可能性，長此以往，團隊成員“各自為政”，對團隊創新績效的破壞力顯而易見。基于此，本研究提出：

H2b：團隊知識隱藏負向影響團隊創新績效。

基于團隊創新績效的“IPO 模型”，團隊知識互動是領導力與團隊創新結果間的重要過程變量［17］。基于COR 理論，共享型領導使得團隊成員始終保持著“資源的增值螺旋”，團隊成員更不容易知識隱藏，這有助于提升了團隊創新績效［24］。基于此，本研究提出：

H2c：團隊知識隱藏在共享型領導與團隊創新績效之間起正向中介作用。

2.5 服務型領導的調節作用

2.5.1 服務型領導在共享型領導與團隊知識隱藏間的調節作用

正式領導與非正式領導并非駁斥的關系，正式領導可提升共享領導模式的應用效能［10］，例如服務型領導。服務型領導以“服務他人”為宗旨,并把員工的需要、興趣和發展置于優先的位置［35］。相比于其他正式領導，服務型領導更能激發共享型領導的“活力”，原因有二：第一，服務型領導以員工長遠發展為要旨，更少注重領導權力穩定性，有利于共享領導模式的“破土萌芽”；第二，以往研究證實，服務型領導在減少個體反生產行為［14］，激發創新潛力等方面效果顯著［36］。由此，服務型領導可能是共享型領導與團隊知識隱藏之間、共享型領導與團隊創新結果之間的重要權變條件。

基于COR 理論，服務型領導營造了團隊內部的“服務導向文化”，這會影響個體認知資源的價值和后續的知識決策［13］。當服務型領導的水平較高時，團隊成員更少地基于“投入-產出”的理性權衡做出知識隱藏決策，此時，共享型領導與團隊知識隱藏之間的負向關系被加強。相關實證研究也表明，服務型領導創造了共享型領導應用的高支持環境［14］。基于此，本研究提出：

H3a：服務型領導在共享型領導與團隊知識隱藏的關系間起負向調節作用，即當團隊服務型領導水平較高時，共享型領導與團隊知識隱藏間的負向關系被加強。

2.5.2 服務型領導在共享型領導與團隊創新績效間的有中介的調節作用

服務型領導增強了共享型領導在創新方面的效能，原因如下：首先，服務型領導會予以團隊成員“個性化”的創新指導與支持，這加速了其關鍵性資源的積累［15］；其次，服務型領導通過高水平授權，激發了共享型領導的責任感和目標承諾，提高了創新成功的幾率［37］；最后，面對高風險的創新活動，服務型領導的情緒撫慰技能尤為重要［15］。服務型領導能快速識別和撫慰情緒低落的團隊成員，并及時提供幫助，使其以高漲的熱情投入創新活動。因此，服務型領導水平越高，共享型領導越能提升團隊創新績效。由此提出：

H3b：服務型領導在共享型領導與團隊創新績效間起正向調節作用，即當團隊服務型領導水平較高時，共享型領導與團隊創新績效間的正向關系被加強。

基于COR 理論，服務型領導不僅能直接鞏固了團隊創新的基礎，而且能通過營造“服務導向文化”來影響個體的知識資源認知，從而激發了團隊創新。因此，結合H2c、H3a和H3b，本研究提出有中介的調節效應模型：

H3c：服務型領導在共享型領導通過團隊知識隱藏影響團隊創新績效的路徑中，發揮調節作用，即團隊服務型領導水平越高，團隊知識隱藏的中介效應更強。

本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 數據收集

本研究采用“領導-成員”配對的方式收集知識團隊的問卷數據，考慮到“共享領導與團隊創新”的研究主題，本研究一方面設置了明確的團隊選擇標準，另一方面設置了“團隊創新程度”的問卷題項以進行交叉驗證。團隊選擇的主要標準如下：（1）工作內容涉及技術、流程等方面創新；（2）工作基于項目開展，并有明確的截止日期和產出目標；（3）團隊內有正式領導，并展現出共享領導的基本模式之一，即團隊成員在同一時間和地點共同工作并相互領導、團隊成員依據任務情境連任或輪任共享型領導、以及基于技能或偏好，團隊成員通常承擔某一方面的領導職能［4,8］。此外，本研究還兼顧了行業代表性，被調研團隊涵蓋了信息技術、金融、軟件開發、科學研究、教育和房地產等涉及創新的行業。

本研究采取多來源（領導和成員）和多時點的數據收集方式，以降低同源偏差的影響。調研程序如下：首先，以團隊為單位，設計3 套獨立問卷，分別為時點1 成員問卷（共享型領導、服務型領導和人口統計學變量）、時點2 成員問卷（團隊知識隱藏）以及時點2 領導問卷（團隊創新績效、團隊規模和團隊所需創新程度），并為每個團隊賦予專屬編碼；其次，在時點1 向105 個團隊發放問卷（包括團隊成員問卷516 份）；最后，在一個月后，再次向這105 個團隊發放時點2 問卷（包括領導問卷105 份和成員問卷516 份）。在剔除團隊填答率不足80%、填答不完整和無法配對的問卷后，回收了來自于88 個團隊的506 份數據（88 份團隊領導問卷和418 份團隊成員問卷），領導和成員的樣本回收率分別為83.8 %和81.0%。

團隊樣本特征為：團隊規模基本在Hackman等［38］建議的最合適規模范圍附近（6 人左右），團隊規模在6～7 人的居多（占43.3%），4～5人的次之（占36.8%），8 人以上的占19.9%；近八成團隊要求的創新度居于中高水平（78.5%），高度創新的占11.5%；團隊成員特征為：男性占46.4%，年齡集中在創造力比較旺盛的18～27 歲（占78.9%），28 歲以上的占21.1%，近八成的被試受教育程度為本科和碩士（占79.9%），博士占11.5%；在工作年限方面，3 年以內的占58.4%，4～5 年的次之（29.4%），6 年以上的占12.2%。

3.2 變量測量

本研究的測量工具均來源于國外的成熟量表。為保證量表題項的準確性，本研究對量表進行翻譯及回譯，量表題項采用Likert 5 點計分。

（1）共享型領導采用Muethel 等［39］開發的量表,共7 個題項,如“所有成員主動采取行動以改進團隊流程”。量表的Cronbach’s α 系數為0.923。

（2）團隊知識隱藏采用Serknko 等［40］的3 題項量表，如“我們團隊的成員經常會故意遺漏相關的知識/信息。”量表的Cronbach’s α 系數為0.862。

（3）團隊創新績效采用Lovelace 等［41］開發的4 題項量表，如：“本團隊產生創意或點子的數量較多。”量表的Cronbach’s α 系數為0.823。

（4）服務型領導采用Liden 等［15］開發的包括“我的上級會以我的職業發展為先”在內的7 題項量表。量表的Cronbach’s α 系數為0.897。

（5）控制變量。根據以往研究，選取團隊規模、團隊所需創新程度以及團隊成員的異質性因素(即性別、年齡、受教育程度和工作年限)作為控制變量，因為上述變量可能會影響團隊知識互動和團隊有效性［22,33,42］。

4 結果分析

4.1 驗證性因子分析

為驗證各量表（包括共享型領導、團隊知識隱藏、團隊創新績效和服務型領導）的區分效度，本研究運用Mplus8.0 進行驗證性因子分析（CFA）。表1的分析結果顯示，與其他合并模型相比，四因子模型擬合指標最為理想（χ2/df=2.165，CFI=0.958，TLI=0.952，RMSEA=0.053），表明了各研究量表的區分效度良好。

表1 驗證性因子分析結果

表1（續）

4.2 數據聚合分析

除正式領導評估的團隊創新績效外，本研究剩余目標變量的測量均在個體層面進行，因而需對數據進行聚合檢驗。由表2 所示，共享型領導、團隊知識隱藏和服務型領導的Rwg、ICC（1）、ICC（2）值符合Schneider 等［43］和Glick［44］建議的標準，即Rwg＞0.7，ICC(1)＞0.12，ICC(2)＞0.5。因此，可將樣本數據聚合到團隊層面。

表2 數據聚合檢驗

4.3 描述性統計與相關分析

如表3 所示，共享型領導與團隊創新績效顯著正相關（r=0.509,P＜0.01），共享型領導與團隊知識隱藏顯著負相關（r=-0.518,P＜0.01），團隊知識隱藏與團隊創新績效顯著負相關（r=-0.413,P＜0.01），由此可初步驗證H1、H2a和H2b成立。

表3 相關系數矩陣

4.4 假設檢驗

本研究運用Mplus8.0 構建路徑分析模型以進行假設檢驗，為減少共線性帶來的問題，對自變量與調節變量進行了中心化處理。檢驗結果見表4。

4.4.1 團隊知識隱藏的中介效應檢驗

主效應檢驗：由表4 中的模型3 可知，在考慮相關控制變量后，共享型領導對團隊創新績效的回歸系數顯著（β=0.425,P＜0.001），H1得到驗證。

中介效應檢驗：表4 中的模型1 和4 分別顯示，共享型領導對團隊知識隱藏有顯著負向影響（β=-0.501,P＜0.001），團隊知識隱藏對團隊創新績效有顯著負向影響（β=-0.342,P＜0.001）,H2a和H2b得到支持。模型5 為中介效應模型，當控制了團隊知識隱藏后，共享型領導對團隊創新績效間的正向影響減弱（β=0.336,P＜0.001），同時，團隊知識隱藏對團隊創新績效仍有顯著的負向影響（β=-0.180,P＜0.001），說明團隊知識隱藏在共享型領導與團隊創新績效間起部分中介作用，H2c初步得到驗證。

表4 層級回歸的檢驗結果

由于Bootstrap 法是公認的檢驗中介效應的有效方法，本研究使用該方法進行檢驗。結果表明，共享型領導通過團隊知識隱藏影響團隊創新績效間的間接效應為0.093，95%的置信區間為［0.047,0.146］，不包含0。因此，H2c得到驗證。

4.4.2 服務型領導的有中介的調節效應檢驗

服務型領導的調節作用：（1）服務型領導在共享型領導與團隊知識隱藏間的調節作用。如表4 的模型2 所示，共享型領導與服務型領導的交互項顯著影響團隊知識隱藏（β=-0.173,P＜0.001）。結合圖2，當服務型領導水平高時，共享型領導對團隊知識隱藏的負向作用被增強。因此，H3a得到驗證；（2）服務型領導在共享型領導與團隊創新績效間的調節作用。由模型6，共享型領導與服務型領導的交互項顯著影響團隊創新績效（β=0.109,P＜0.01）。結合圖3，服務型領導水平越高，共享型領導與團隊創新績效的關系越強。由此，H3b得到支持。

圖2 服務型領導在共享型領導與團隊知識隱藏間的調節效應

圖3 服務型領導在共享型領導與團隊創新績效間的調節效應

有中介的調節效應檢驗。本研究構建了有中介的調節效應模型（模型7）。在加入團隊知識隱藏的作用后，共享型領導與服務型領導的交互項對團隊創新績效的影響大小明顯降低，H3c 初步得到驗證。進一步地，運用Bootstrap 法檢驗調節變量在高水平（+1SD）和低水平（-1SD）時有中介的調節效應的顯著性。表5 的結果顯示，當服務型領導水平高時，共享型領導通過團隊知識隱藏對團隊創新績效產生的間接效應顯著（效應值=0.116，95%的置信區間為［0.051,0.189］）。當團隊中服務型領導水平較低時，間接效應減弱（效應值=0.081，95%的置信區間為［0.035,0.143］）。同時，在兩個水平下的間接效應差異顯著（95%的置信區間不包含0）。因此，H3c得到驗證。

表5 有中介的調節效應的檢驗結果

5 結論與討論

5.1 研究結論

本研究的主要結論如下：（1）共享型領導正向影響團隊創新績效。與相關研究一致，共享型領導有助于激發知識團隊的創新與創造力［45-46］。（2）團隊知識隱藏在共享型領導與團隊創新績效之間起到部分中介作用。（3）共享型領導在團隊知識過程和團隊創新方面的有效性會受服務型領導的影響，服務型領導在共享型領導通過團隊知識隱藏影響團隊創新績效的路徑中，發揮調節作用。這表明團隊正式與非正式領導的協同作用更有助于提高團隊有效性［4,14］。

5.2 理論貢獻

（1）應對 “好創意”在執行過程中常遭遇夭折的現狀，本研究直接定位于團隊創新績效，通過實證研究驗證了共享型領導對團隊創新績效的顯著預測作用，從而補充了共享型領導與團隊創新的研究［4,47］。

（2）雖然以往研究在理解共享型領導如何激發團隊創新績效方面已取得較大進展，但是對負面知識過程的探討尚存空白。相關研究多聚焦于知識分享的過程路徑，卻忽略了知識分享具有意圖模糊性［18,19］。知識工作者的自愿貢獻是團隊知識轉移和知識創新的核心，明確區分知識支配者的意圖性甚為必要。因此，本研究引入知識隱藏，拓展了共享型領導的過程研究視角。此外，本研究還關注到團隊知識隱藏的放大效應，通過將知識隱藏的研究視角從個體層面轉向了團隊層面，豐富了知識隱藏的相關研究。

（3）將正式領導作為共享型領導效能發揮的邊界條件，并識別出服務型領導這一正式領導力的獨特作用。整合不同的領導來源，能更好地滿足團隊的多元需求，學者們公認應發揮正式領導與非正式領導力的協同效應，卻鮮有研究對此做出探討［8］，尤其是服務型領導在提升共享型領導團隊有效性方面的關鍵作用。因此，本研究通過引入服務型領導，構建了一個有中介的調節模型，這不僅回應了相關研究對正式和非正式領導的共同作用探討不足的問題，更有助于深入理解共享領導影響團隊創新績效的內在機制［4,8］。

（4）基于工作資源的視角，豐富和深化了資源保存理論的內涵。本研究從資源變動的過程出發，系統地探析了共享型領導影響團隊知識過程和創新結果的內在機理；以及服務型領導在上述過程中的關鍵作用［13,24］。這不但可加深對COR 理論的詮釋和理解，也拓展了后續研究的視角。

5.3 管理啟示

管理者應在團隊中培育共享型領導來激發團隊成員的廣泛內部參與，提升團隊創新績效。實現方式如下：(1)創設基于任務情境的“非固定式”共享型領導，即根據任務特點，有意識地讓團隊成員輪任共享型領導；同時，為調動團隊成員積極性，也可通過設計正式的連任規則，讓表現出色的團隊成員連任共享型領導；(2)創設基于技能或職能的“固定式”共享型領導。對于多樣性團隊，可由具有特殊技能的“專家”擔任共享型領導；而在職能劃分明晰的組織中，可基于職能實現共享型領導，例如為實現學院發展目標，由負責行政、教學、對外交流的教師組成團隊，相互領導［4］。

鑒于組織的知識分享實踐（如獎勵、構建知識平臺等）收效欠佳，組織應重視知識隱藏現象［20］，團隊知識隱藏對團隊創新績效具有顯著的破壞力。因此，管理者可應用共享型領導模式來減少團隊的知識隱藏，進而提升團隊創新績效。

服務型領導與共享型領導的協同應用是組織領導模式變革的有效實踐，反映了“人與組織共同發展”的深遠意旨。(1)組織可通過培訓或引入團隊外部的服務型領導以支持共享領導模式的應用［7］。功能完善的服務型領導可以制定“個性化”的能力開發方案，提升個體的共享領導勝任力，實現“人的發展”；(2)發揮正式與非正式領導力的協同優勢，為提升團隊效能提供了保障［4］，從而實現“組織發展”。

5.4 研究局限與未來研究展望

由于條件限制本研究采用聚合方法測量共享型領導，未來研究可用社會網絡分析法測量，從而更為清晰地刻畫出團隊領導力分布的結構［46］。

本研究采用橫截面數據，在驗證因果關系方面存在限制。未來研究可采取具有時間跨度的縱向研究方法深入探討共享型領導與團隊創新績效的影響機制。

本研究僅通過理論推演，說明相比于其他正式領導，服務型領導在提升共享型領導效能方面具有獨特作用。未來研究可納入多種正式領導，從效應對比的角度出發，實證驗證何種正式領導與共享型領導更具有協同效應。