授權型領導對數字化創造力的影響機制研究*

薛憲方 邱澤敏 郭 晗 梅勝軍

（1.浙江理工大學經濟管理學院，浙江杭州 310018；2.上海大學管理學院，上海 200444）

1 引言

1.1 問題提出

隨著企業數字化變革的深入，數字化創造力逐漸成為企業獲取核心競爭優勢的重要影響因素（Shao，2019），企業需要采用新興的數字化技術來促進員工的數字化創造力，進而來應對數字化背景下更加激烈的競爭和挑戰。近年來，數字技術推進了技術迭代速率，也加劇了市場競爭，企業比以往任何時候都更需要創造力以維持長期發展。根據國際數據公司（IDC）的報告顯示，全球企業對數字技術的費用支出預計2022 年將超過1.97 萬億美元。因此，探討在數字轉型背景下組織如何促進數字化創造力具有重要意義。

數字化創造力是指由數字技術驅動的各種形式的創造力，已有文獻表明，數字化創造力不僅能夠提升個人的工作績效，同時也能夠為企業帶來創新潛能（Lee，2015）。然而，作為新興的數字經濟與組織創造力交叉的研究領域，盡管以往研究一再強調了數字化創造力對組織競爭優勢的關鍵性作用（Hughes，2018），但卻對數字化創造力在組織內如何發生、組織管理因素如何發揮影響，一直缺乏有效的理論解釋。進一步回顧數字化創造力領域發現，對數字化創造力的前置影響因素的研究并不多見。因此，本研究基于創造力系統觀理論，探討數字化創造力的形成機理和邊界條件，有助于打開數字化創造力的“過程黑箱”，彌補對以往數字創意理論機制研究的不足。

1.2 授權型領導和數字化創造力

數字化創造力是通過數字技術進行各種各樣的創造性活動中所表現出來的一種能力（Lee，2015），目前有限的研究認為，共享型領導、團隊多樣性、知識共享（Lee，2015），以及協作型數字環境（Karakaya，2015）、社會比較（Michinov，2015）、與外部虛擬專業社群/論壇的聯系（Tang，2014）等對數字化創造力有著顯著作用。授權型領導是決定員工創造性工作的因素之一（呂慧，2020），被授權員工對自己的能力更加的自信并可以自主決定工作的方法和工作努力程度（Yao，2022），能夠去探索和實現數字創意，從而提高自身的數字化創造力。領導者通過授權，可以鼓勵員工探尋多樣化的創新方法（Amabile，2005），而這些正是激發個體數字化創造力的重要資源（Hughes，2018）。因此，授權型領導有助于提高員工的數字化創造力。基于此，提出以下假設：

H1：授權型領導對數字化創造力有顯著正向影響。

1.3 創造性自我效能感的中介作用

創造性自我效能感是個體對生產創造性結果能力方面的信仰或者信心（Tierney，2002），創造性工作需要一些能迫使員工在面臨挑戰時繼續堅持創新的內在并且持續的動力，創造性自我效能感恰好能夠提供這樣的動力。另外，積極的外部環境能夠提高內部水平（趙金國，2019），領導行為等外部情境因素通過影響個體的內在水平從而影響其創造力的產生（Karakaya，2015），因而授權型領導可以通過影響個體內在動機從而影響其數字化創造力。在當今數據化時代，更多的自主權以及領導的大力支持都能激發個體的自我效能感。作為主體因素的一個部分，創造性自我效能感直接影響個體進行活動的動力發揮，從而成為決定個體創造力行為的一種重要原因（Michinov，2015）。基于此，提出以下假設：

H2：創造性自我效能感在授權型領導與數字化創造力之間起中介作用。

1.4 虛擬性的調節作用

情境不同，領導力的影響也發生變化（Howell，1986）。虛擬性包括虛擬工具的依賴程度、工具提供的有效信息的信息量大小以及團隊成員交流的同步性（王麗平，2017）。當虛擬性較高的情況下，管理者需要通過激勵來驅動成員相互監督、加強合作并且共擔責任（溫利群，2016），故而強調員工自治、員工參與的授權型領導能夠激勵虛擬團隊中的成員，進而促進其數字化創造力（顧琴軒，2017）。基于以上推論，本研究提出以下假設：

H3：虛擬性在授權型領導與數字化創造力之間起正向調節作用。

創新過程中充滿不確定性，高度的不確定性會使個體避免產生創新的想法（梁敏，2022）。高虛擬團隊中授權領導力較強的團隊領導，能有效利用信息技術獲取整合資源，建立線上溝通和信息管理系統，降低不確定性，減少虛擬性產生的信任缺乏（余璇，2022）。而當外部環境能夠滿足個體的能力需要，給予充分的授權，為其帶來成就感時，個體的內在動機水平即會得到提升（趙金國，2019），即創造性自我效能感也會得到促進，彌補了高虛擬團隊中的不確定性，進而促進團隊有效性（Hoch，2017），營造積極的合作氛圍進而促進數字化創造力的產生。因此，當虛擬性處于較高的水平時，授權型領導通過創造性自我效能感影響數字化創造力的中介作用會增強。基于以上推論，本研究提出以下假設：

H4：虛擬性正向調節創造性自我效能感在授權型領導和數字化創造力之間的影響。

綜上所述，本文構建理論研究模型，如圖1 所示。

圖2 交互效應圖

2 研究1：實驗研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究樣本

研究1 的參與者為某高校的具備工作經驗的在校生，共招募142 人參加實驗，每3～4 人為一個團隊，剔除無效樣本后，兩種情景（高虛擬性/低虛擬性）條件下各68人（高授權/ 低授權）。參與者中男性占47.7%，女性占52.3%。

2.1.2 實驗設計與程序

采用2×2 的兩因素被試間設計，我們操縱了授權型領導和虛擬性，產生了四種情境，參與者被隨機分配到四個實驗情境中。對虛擬性的操作采用線上/面對面線下的操縱方法，情境的內容由研究者結合已有研究中的操縱材料（Gilad，2007）和測量量表進行編制。對授權型領導的操縱采用高/低授權型領導情境的閱讀材料。

2.1.3 測量工具

（1）實驗操作條件：虛擬工具依賴度的操縱采用線上/面對面線下的方法。授權型領導的操縱采用情景構建法。

（2）創造性自我效能感創造性自我效能感采用Tierney（2002）的創造性自我效能感測量量表，此量表為單一維度，共包括4個題項。經檢驗，其內部一致性系數α 為0.833。

（3）授權型領導：授權型領導采用 Ahearne（2005）的包含4 個維度共10 個題項的領導授權量表。經檢驗，其內部一致性系數α 為0.845。

（4）虛擬工具依賴度：虛擬工具依賴度采用王麗平（2017）開發的團隊虛擬性量表。經檢驗，其內部一致性系數α 為0.729。以上量表均采用Likert 7 點量表進行評價。

（5）數字化創造力測驗：本研究的創造性任務為問題解決型任務，數字化創造力水平是由被試團隊得出的創意方案來進行表征。實驗任務改編自托蘭斯創造性思維測驗。該創造力的測量采用同感評估技術，本實驗中的因變量是數字化創造力，而創造力指標的獲得通過Amabile（2005）提出的同感評估技術來評定的。

2.2 研究結果

2.2.1 領導風格材料預測試

授權型領導的操縱參考Gilad（2007）等的操作設計，并使用Ahearne（2005）開發的授權型領導量表對其進行操縱性檢驗。同時，為保證該情景材料在中國情境下的有效性，通過問卷星平臺邀請了210 名在職員工進行了預測試，被試被隨機分配到兩種情景中。結果表明高授權型領導組的被試（Mean=5.56）比低授權型領導組的被試（Mean=2.83）在授權型領導測量指標上具有更高的分數（t=10.791，p<0.001），從而說明在中國情境下該情景材料能夠有效地操縱授權型領導行為。

2.2.2 操作條件檢驗

本研究通過情境操作控制了授權型領導和虛擬性，經檢驗，高低虛擬性條件下的被試對虛擬性的感知程度存在顯著差異（t=32.788，p<0.001），高低授權型領導條件下的被試在授權型領導風格的得分存在顯著差異（t=18.342，p<0.001），因此，本研究的情景操作是成功的。

2.2.3 描述性統計分析

各實驗條件下因變量的描述性統計分析結果如表2 所示。實驗中涉及的各變量的均值、標準差和變量之間的相關系數如表1 所示。根據檢驗數據結果，發現授權型領導與數字化創造力顯著正相關（r=0.644，p<0.01）。相關檢驗結果表明各變量之間存在顯著的相關關系，為后續假設檢驗提供了初步支持。

表1 各實驗處理中因變量的平均數與標準差

表2 相關性分析

2.2.4 研究假設檢驗

為了檢驗授權型領導、虛擬性及其交互作用對數字化創造力的影響，本研究以數字化創造力作為因變量，進行2×2 兩因素方差分析。Levene’s 檢驗結果顯示，F（3，132）=3.59，p<0.01，說明方差具有同質性，適合進行方差分析。

方差分析的結果表明，授權型領導對數字化創造力的主效應顯著，高授權型領導條件下數字化創造力顯著多于低授權型領導條件下的情況（M高授權=6.25，M低授權=4.10，F（1，132）=3.44，p<0.001，η2=0.136）。虛擬性對員工數字化創造力的主效應亦顯著，高虛擬性條件下數字化創造力顯著多于低虛擬性條件下的情況（M高虛擬=6.02，M低虛擬=4.01，F（1，132）=1.74，p<0.001，η2=0.164）。另外，授權領導與虛擬性的交互效應也達到了顯著性水平（F（1，132）=3.15，p<0.001，η2=0.130）。進一步做簡單效應分析發現，在低虛擬性的情況下，授權領導高低對數字化創造力的影響未達到顯著性水平。在高虛擬性的情況下，授權領導高低對數字化創造力的影響顯著，高授權領導時員工數字化創造力顯著多于低授權領導時的情形。

結果顯示授權型領導與虛擬性的交互項對數字化創造力具有顯著正向影響（β=0.197，p<0.001），即虛擬性在授權型領導對數字化創造力的影響中起正向調節作用。進一步檢驗虛擬性的調節效應，結果顯示，在授權型領導與數字化創造力的關系中，虛擬性的調節效應顯著（Bootstrap 95%CI=［0.0902，0.2964］），說明虛擬性程度越高，授權型領導對數字化創造力的正向影響就越強。基于以上分析，繪制了虛擬性在授權型領導對數字化創造力關系中的交互效應圖，見圖1。

表3 的結果顯示虛擬性調節創造性自我效能感在授權型領導和數字化創造力之間的中介作用（β=0.155，p<0.01），進一步檢驗其調節效應，結果顯示調節中介效應顯著，效應大小為0.115（Bootstrap 95%CI=［0.0173，0.2176］），支持假設4 成立。

表3 條件過程模型檢驗結果

研究1 采用情境模擬實驗的方法證實了授權型領導對數字化創造力的影響，以及虛擬性的調節效應。通過這種方法雖然能夠保證因果關系，但存在著一定的局限性，需要通過研究2 的數據來補足，故而通過研究2 的問卷調查方法采集異源數據，進一步驗證相關假設以便核實研究1 中的分析結論，以期能夠提升整個研究的外部效度。

3 研究2：問卷調查

3.1 研究樣本

研究2 的調查對象來自各行各業（均為企業的全職人員并且目前有一名直接上司），采用兩階段調研的方式，調研時間自2021 年3 月至6 月，總共發放問卷390份，最終回收有效問卷329 份，有效回收率為84.35%。就樣本組成而言：在性別方面，男性占51.06%；在年齡方面，調查對象整體較為年輕，20～30 歲之間者占比達到了63.22%，31～40 歲之間者占比達到了32.22%；在學歷方面，大學本科最多，占77.51%，其次為碩士，占13.98%。

3.2 研究工具

本研究所用量表均采用國內外研究中被廣泛認可的成熟量表，并在此基礎上對部分題項進行了修正以適應中國情境。授權型領導、創造性自我效能感和虛擬性的測量量表與研究1 所使用的相同，而數字化創造力量表則基于Amabile（2005）的創造力成分理論，包含3 個維度（數字化驅動能力、數字化領域能力與數字化創造能力），共15 個項目。

3.3 研究結果

3.3.1 驗證性因子分析

通過構建四因子模型進行驗證性因子分析，結果顯示χ2/df=1.708（<2），RMSEA=0.046（<0.8），CFI=0.922，IFI=0.923，TLI=0.914，CFI、IFI 和TLI 均大于0.9，表明測量模型的結構效度良好。表4 結果顯示，五因子模型的擬合數據顯著優于四因子模型、三因子模型、二因子模型和單因子模型，表明區分效度良好。

表4 驗證性因子分析結果

3.3.2 共同方法偏差檢驗

首先采用Harman 單因子檢驗法對共同方法偏差進行判斷（周浩，2011），未旋轉時得到的第一個因子為30.876%（小于40%），初步判斷數據的共同方法偏差不明顯。

3.3.3 描述性統計分析

各變量之間的相關關系如表5 所示，結果發現授權型領導與數字化創造力顯著正相關（r=0.583，p<0.01）；授權型領導與創造性自我效能感顯著正相關（r=0.528，p<0.01）；創造性自我效能感與數字化創造力顯著正相關（r=0.527，p<0.01）。相關檢驗結果表明各變量之間存在顯著的相關關系，為后續假設檢驗提供了初步支持。

表5 相關性分析（N=329）

3.3.4 主效應和中介效應檢驗

運用SPSS 進行回歸檢驗，結果見表6。其結果顯示，授權型領導對創造性自我效能感存在顯著正向影響（β=0.492，p<0.01），授權型領導對數字化創造力存在顯著正向影響（β=0.514，p<0.001），創造性自我效能感對數字化創造力存在顯著正向影響（β=0.510，p<0.001）。

表6 效應和條件過程模型檢驗結果

根據模型5 結果顯示，授權型領導與中介變量創造性自我效能感同時進入回歸模型后，授權型領導對數字化創造力的影響仍然顯著（β=0.403，p<0.001），回歸系數由模型2 的0.492 降至0.403，表明創造性自我效能感在反授權型領導與數字化創造力的關系中發揮了部分中介作用。即創造性自我效能感對數字化創造力具有積極的影響，創造性自我效能感越強，數字化創造力則越強。

進一步檢驗創造性自我效能感的中介效應，結果顯示在授權型領導與數字化創造力的關系中，創造性自我效能感的中介效應顯著，效應大小為0.112（Bootstrap 95% CI=［0.0651，0.1633］），進一步支持假設H2 成立。

3.3.5 調節效應及條件過程模型檢驗

為檢驗虛擬性的調節效應，建立授權型領導與虛擬性的交互項。結果顯示模型7 和模型8 中，授權型領導與虛擬性的交互項對數字化創造力具有顯著正向影響（β=0.107，p<0.001），即虛擬性在授權型領導對數字化創造力的影響中起正向調節作用。進一步檢驗發現在授權型領導與數字化創造力的關系中，虛擬性的調節效應顯著，效應大小為0.185（Bootstrap 95%CI=［0.0450，0.2839］），說明虛擬性程度越高，授權型領導對數字化創造力的正向影響就越強。

接下來對整個模型進行條件過程分析，當虛擬性水平高時，創造性自我效能感的間接效應顯著，其效應值為0.079（Bootstrap 95% CI=［0.0291，0.1463］），當虛擬性水平低時，創造性自我效能感的間接效應不顯著，其效應值為-0.076（Bootstrap 95%CI=［-0.1530，0.0031］），根據模型9 的結果顯示，虛擬性調節創造性自我效能感在授權型領導和數字化創造力之間的中介作用（β=0.178，p<0.05），進一步檢驗其調節效應，結果顯示其調節中介效應顯著，效應大小 為0.155（Bootstrap 95% CI=［0.0781，0.2422］），支持假設H4 成立。基于以上分析，繪制了虛擬性的調節效應圖，見圖3.1。

圖3 調節效應圖

4 討論

4.1 研究結果與貢獻

首先，本研究揭示了授權型領導在創造性自我效能感的中介作用下正向促進對個體的數字化創造力。因此，管理者應重視授權型領導的存在和價值并對其進行管理，從實際上起到提升個體數字化創造力的作用。其次，揭示了創造性自我效能感的中介效應。基于此，企業應該考慮各種各樣的方式來增強個體的創造性自我效能感，使得個體更加愿意使用新興的數字技術，并且能夠創造性地解決工作中遇到的挑戰和阻礙，進而漸漸地提升其數字化創造力。最后，揭示了虛擬性在授權型領導與數字化創造力關系中的調節效應。因此，在當今數字化發展背景下，管理者應充分認識虛擬性情境變量對領導力和員工創造力的影響，從而更好地激發其創新自我效能感，提升其數字化創造力。

4.2 局限與展望

本研究還存在一些不足之處，值得今后研究的進一步探討。首先，在研究1 中實驗情境的理解方面，被試對授權型領導情景會形成他們自己的詮釋和理解，其心中所理解的內涵與強度是否會因個人價值觀或經歷的不同而存在個體間的差異，仍有待于今后研究通過質性訪談等方式來予以澄清。

其次，本研究的測量方式可能沒有辦法完全準確地測量員工的數字化創造力。尤其是對不同數字化轉型程度的企業而言，它在轉型前后可能會有完全不同的狀態。而未來的研究可以在更長的時間內，通過長期跟蹤的調研的方式追蹤一家企業在轉型前后的狀態，并且盡量選用面板數據，以更好地考察數字化創造力的影響機制。