授权型领导对数字化创造力的影响机制研究*

薛宪方 邱泽敏 郭 晗 梅胜军

（1.浙江理工大学经济管理学院，浙江杭州 310018；2.上海大学管理学院，上海 200444）

1 引言

1.1 问题提出

随着企业数字化变革的深入，数字化创造力逐渐成为企业获取核心竞争优势的重要影响因素（Shao，2019），企业需要采用新兴的数字化技术来促进员工的数字化创造力，进而来应对数字化背景下更加激烈的竞争和挑战。近年来，数字技术推进了技术迭代速率，也加剧了市场竞争，企业比以往任何时候都更需要创造力以维持长期发展。根据国际数据公司（IDC）的报告显示，全球企业对数字技术的费用支出预计2022 年将超过1.97 万亿美元。因此，探讨在数字转型背景下组织如何促进数字化创造力具有重要意义。

数字化创造力是指由数字技术驱动的各种形式的创造力，已有文献表明，数字化创造力不仅能够提升个人的工作绩效，同时也能够为企业带来创新潜能（Lee，2015）。然而，作为新兴的数字经济与组织创造力交叉的研究领域，尽管以往研究一再强调了数字化创造力对组织竞争优势的关键性作用（Hughes，2018），但却对数字化创造力在组织内如何发生、组织管理因素如何发挥影响，一直缺乏有效的理论解释。进一步回顾数字化创造力领域发现，对数字化创造力的前置影响因素的研究并不多见。因此，本研究基于创造力系统观理论，探讨数字化创造力的形成机理和边界条件，有助于打开数字化创造力的“过程黑箱”，弥补对以往数字创意理论机制研究的不足。

1.2 授权型领导和数字化创造力

数字化创造力是通过数字技术进行各种各样的创造性活动中所表现出来的一种能力（Lee，2015），目前有限的研究认为，共享型领导、团队多样性、知识共享（Lee，2015），以及协作型数字环境（Karakaya，2015）、社会比较（Michinov，2015）、与外部虚拟专业社群/论坛的联系（Tang，2014）等对数字化创造力有着显著作用。授权型领导是决定员工创造性工作的因素之一（吕慧，2020），被授权员工对自己的能力更加的自信并可以自主决定工作的方法和工作努力程度（Yao，2022），能够去探索和实现数字创意，从而提高自身的数字化创造力。领导者通过授权，可以鼓励员工探寻多样化的创新方法（Amabile，2005），而这些正是激发个体数字化创造力的重要资源（Hughes，2018）。因此，授权型领导有助于提高员工的数字化创造力。基于此，提出以下假设：

H1：授权型领导对数字化创造力有显著正向影响。

1.3 创造性自我效能感的中介作用

创造性自我效能感是个体对生产创造性结果能力方面的信仰或者信心（Tierney，2002），创造性工作需要一些能迫使员工在面临挑战时继续坚持创新的内在并且持续的动力，创造性自我效能感恰好能够提供这样的动力。另外，积极的外部环境能够提高内部水平（赵金国，2019），领导行为等外部情境因素通过影响个体的内在水平从而影响其创造力的产生（Karakaya，2015），因而授权型领导可以通过影响个体内在动机从而影响其数字化创造力。在当今数据化时代，更多的自主权以及领导的大力支持都能激发个体的自我效能感。作为主体因素的一个部分，创造性自我效能感直接影响个体进行活动的动力发挥，从而成为决定个体创造力行为的一种重要原因（Michinov，2015）。基于此，提出以下假设：

H2：创造性自我效能感在授权型领导与数字化创造力之间起中介作用。

1.4 虚拟性的调节作用

情境不同，领导力的影响也发生变化（Howell，1986）。虚拟性包括虚拟工具的依赖程度、工具提供的有效信息的信息量大小以及团队成员交流的同步性（王丽平，2017）。当虚拟性较高的情况下，管理者需要通过激励来驱动成员相互监督、加强合作并且共担责任（温利群，2016），故而强调员工自治、员工参与的授权型领导能够激励虚拟团队中的成员，进而促进其数字化创造力（顾琴轩，2017）。基于以上推论，本研究提出以下假设：

H3：虚拟性在授权型领导与数字化创造力之间起正向调节作用。

创新过程中充满不确定性，高度的不确定性会使个体避免产生创新的想法（梁敏，2022）。高虚拟团队中授权领导力较强的团队领导，能有效利用信息技术获取整合资源，建立线上沟通和信息管理系统，降低不确定性，减少虚拟性产生的信任缺乏（余璇，2022）。而当外部环境能够满足个体的能力需要，给予充分的授权，为其带来成就感时，个体的内在动机水平即会得到提升（赵金国，2019），即创造性自我效能感也会得到促进，弥补了高虚拟团队中的不确定性，进而促进团队有效性（Hoch，2017），营造积极的合作氛围进而促进数字化创造力的产生。因此，当虚拟性处于较高的水平时，授权型领导通过创造性自我效能感影响数字化创造力的中介作用会增强。基于以上推论，本研究提出以下假设：

H4：虚拟性正向调节创造性自我效能感在授权型领导和数字化创造力之间的影响。

综上所述，本文构建理论研究模型，如图1 所示。

图2 交互效应图

2 研究1：实验研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究样本

研究1 的参与者为某高校的具备工作经验的在校生，共招募142 人参加实验，每3～4 人为一个团队，剔除无效样本后，两种情景（高虚拟性/低虚拟性）条件下各68人（高授权/ 低授权）。参与者中男性占47.7%，女性占52.3%。

2.1.2 实验设计与程序

采用2×2 的两因素被试间设计，我们操纵了授权型领导和虚拟性，产生了四种情境，参与者被随机分配到四个实验情境中。对虚拟性的操作采用线上/面对面线下的操纵方法，情境的内容由研究者结合已有研究中的操纵材料（Gilad，2007）和测量量表进行编制。对授权型领导的操纵采用高/低授权型领导情境的阅读材料。

2.1.3 测量工具

（1）实验操作条件：虚拟工具依赖度的操纵采用线上/面对面线下的方法。授权型领导的操纵采用情景构建法。

（2）创造性自我效能感创造性自我效能感采用Tierney（2002）的创造性自我效能感测量量表，此量表为单一维度，共包括4个题项。经检验，其内部一致性系数α 为0.833。

（3）授权型领导：授权型领导采用 Ahearne（2005）的包含4 个维度共10 个题项的领导授权量表。经检验，其内部一致性系数α 为0.845。

（4）虚拟工具依赖度：虚拟工具依赖度采用王丽平（2017）开发的团队虚拟性量表。经检验，其内部一致性系数α 为0.729。以上量表均采用Likert 7 点量表进行评价。

（5）数字化创造力测验：本研究的创造性任务为问题解决型任务，数字化创造力水平是由被试团队得出的创意方案来进行表征。实验任务改编自托兰斯创造性思维测验。该创造力的测量采用同感评估技术，本实验中的因变量是数字化创造力，而创造力指标的获得通过Amabile（2005）提出的同感评估技术来评定的。

2.2 研究结果

2.2.1 领导风格材料预测试

授权型领导的操纵参考Gilad（2007）等的操作设计，并使用Ahearne（2005）开发的授权型领导量表对其进行操纵性检验。同时，为保证该情景材料在中国情境下的有效性，通过问卷星平台邀请了210 名在职员工进行了预测试，被试被随机分配到两种情景中。结果表明高授权型领导组的被试（Mean=5.56）比低授权型领导组的被试（Mean=2.83）在授权型领导测量指标上具有更高的分数（t=10.791，p<0.001），从而说明在中国情境下该情景材料能够有效地操纵授权型领导行为。

2.2.2 操作条件检验

本研究通过情境操作控制了授权型领导和虚拟性，经检验，高低虚拟性条件下的被试对虚拟性的感知程度存在显著差异（t=32.788，p<0.001），高低授权型领导条件下的被试在授权型领导风格的得分存在显著差异（t=18.342，p<0.001），因此，本研究的情景操作是成功的。

2.2.3 描述性统计分析

各实验条件下因变量的描述性统计分析结果如表2 所示。实验中涉及的各变量的均值、标准差和变量之间的相关系数如表1 所示。根据检验数据结果，发现授权型领导与数字化创造力显著正相关（r=0.644，p<0.01）。相关检验结果表明各变量之间存在显著的相关关系，为后续假设检验提供了初步支持。

表1 各实验处理中因变量的平均数与标准差

表2 相关性分析

2.2.4 研究假设检验

为了检验授权型领导、虚拟性及其交互作用对数字化创造力的影响，本研究以数字化创造力作为因变量，进行2×2 两因素方差分析。Levene’s 检验结果显示，F（3，132）=3.59，p<0.01，说明方差具有同质性，适合进行方差分析。

方差分析的结果表明，授权型领导对数字化创造力的主效应显著，高授权型领导条件下数字化创造力显著多于低授权型领导条件下的情况（M高授权=6.25，M低授权=4.10，F（1，132）=3.44，p<0.001，η2=0.136）。虚拟性对员工数字化创造力的主效应亦显著，高虚拟性条件下数字化创造力显著多于低虚拟性条件下的情况（M高虚拟=6.02，M低虚拟=4.01，F（1，132）=1.74，p<0.001，η2=0.164）。另外，授权领导与虚拟性的交互效应也达到了显著性水平（F（1，132）=3.15，p<0.001，η2=0.130）。进一步做简单效应分析发现，在低虚拟性的情况下，授权领导高低对数字化创造力的影响未达到显著性水平。在高虚拟性的情况下，授权领导高低对数字化创造力的影响显著，高授权领导时员工数字化创造力显著多于低授权领导时的情形。

结果显示授权型领导与虚拟性的交互项对数字化创造力具有显著正向影响（β=0.197，p<0.001），即虚拟性在授权型领导对数字化创造力的影响中起正向调节作用。进一步检验虚拟性的调节效应，结果显示，在授权型领导与数字化创造力的关系中，虚拟性的调节效应显著（Bootstrap 95%CI=［0.0902，0.2964］），说明虚拟性程度越高，授权型领导对数字化创造力的正向影响就越强。基于以上分析，绘制了虚拟性在授权型领导对数字化创造力关系中的交互效应图，见图1。

表3 的结果显示虚拟性调节创造性自我效能感在授权型领导和数字化创造力之间的中介作用（β=0.155，p<0.01），进一步检验其调节效应，结果显示调节中介效应显著，效应大小为0.115（Bootstrap 95%CI=［0.0173，0.2176］），支持假设4 成立。

表3 条件过程模型检验结果

研究1 采用情境模拟实验的方法证实了授权型领导对数字化创造力的影响，以及虚拟性的调节效应。通过这种方法虽然能够保证因果关系，但存在着一定的局限性，需要通过研究2 的数据来补足，故而通过研究2 的问卷调查方法采集异源数据，进一步验证相关假设以便核实研究1 中的分析结论，以期能够提升整个研究的外部效度。

3 研究2：问卷调查

3.1 研究样本

研究2 的调查对象来自各行各业（均为企业的全职人员并且目前有一名直接上司），采用两阶段调研的方式，调研时间自2021 年3 月至6 月，总共发放问卷390份，最终回收有效问卷329 份，有效回收率为84.35%。就样本组成而言：在性别方面，男性占51.06%；在年龄方面，调查对象整体较为年轻，20～30 岁之间者占比达到了63.22%，31～40 岁之间者占比达到了32.22%；在学历方面，大学本科最多，占77.51%，其次为硕士，占13.98%。

3.2 研究工具

本研究所用量表均采用国内外研究中被广泛认可的成熟量表，并在此基础上对部分题项进行了修正以适应中国情境。授权型领导、创造性自我效能感和虚拟性的测量量表与研究1 所使用的相同，而数字化创造力量表则基于Amabile（2005）的创造力成分理论，包含3 个维度（数字化驱动能力、数字化领域能力与数字化创造能力），共15 个项目。

3.3 研究结果

3.3.1 验证性因子分析

通过构建四因子模型进行验证性因子分析，结果显示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，表明测量模型的结构效度良好。表4 结果显示，五因子模型的拟合数据显著优于四因子模型、三因子模型、二因子模型和单因子模型，表明区分效度良好。

表4 验证性因子分析结果

3.3.2 共同方法偏差检验

首先采用Harman 单因子检验法对共同方法偏差进行判断（周浩，2011），未旋转时得到的第一个因子为30.876%（小于40%），初步判断数据的共同方法偏差不明显。

3.3.3 描述性统计分析

各变量之间的相关关系如表5 所示，结果发现授权型领导与数字化创造力显著正相关（r=0.583，p<0.01）；授权型领导与创造性自我效能感显著正相关（r=0.528，p<0.01）；创造性自我效能感与数字化创造力显著正相关（r=0.527，p<0.01）。相关检验结果表明各变量之间存在显著的相关关系，为后续假设检验提供了初步支持。

表5 相关性分析（N=329）

3.3.4 主效应和中介效应检验

运用SPSS 进行回归检验，结果见表6。其结果显示，授权型领导对创造性自我效能感存在显著正向影响（β=0.492，p<0.01），授权型领导对数字化创造力存在显著正向影响（β=0.514，p<0.001），创造性自我效能感对数字化创造力存在显著正向影响（β=0.510，p<0.001）。

表6 效应和条件过程模型检验结果

根据模型5 结果显示，授权型领导与中介变量创造性自我效能感同时进入回归模型后，授权型领导对数字化创造力的影响仍然显著（β=0.403，p<0.001），回归系数由模型2 的0.492 降至0.403，表明创造性自我效能感在反授权型领导与数字化创造力的关系中发挥了部分中介作用。即创造性自我效能感对数字化创造力具有积极的影响，创造性自我效能感越强，数字化创造力则越强。

进一步检验创造性自我效能感的中介效应，结果显示在授权型领导与数字化创造力的关系中，创造性自我效能感的中介效应显著，效应大小为0.112（Bootstrap 95% CI=［0.0651，0.1633］），进一步支持假设H2 成立。

3.3.5 调节效应及条件过程模型检验

为检验虚拟性的调节效应，建立授权型领导与虚拟性的交互项。结果显示模型7 和模型8 中，授权型领导与虚拟性的交互项对数字化创造力具有显著正向影响（β=0.107，p<0.001），即虚拟性在授权型领导对数字化创造力的影响中起正向调节作用。进一步检验发现在授权型领导与数字化创造力的关系中，虚拟性的调节效应显著，效应大小为0.185（Bootstrap 95%CI=［0.0450，0.2839］），说明虚拟性程度越高，授权型领导对数字化创造力的正向影响就越强。

接下来对整个模型进行条件过程分析，当虚拟性水平高时，创造性自我效能感的间接效应显著，其效应值为0.079（Bootstrap 95% CI=［0.0291，0.1463］），当虚拟性水平低时，创造性自我效能感的间接效应不显著，其效应值为-0.076（Bootstrap 95%CI=［-0.1530，0.0031］），根据模型9 的结果显示，虚拟性调节创造性自我效能感在授权型领导和数字化创造力之间的中介作用（β=0.178，p<0.05），进一步检验其调节效应，结果显示其调节中介效应显著，效应大小 为0.155（Bootstrap 95% CI=［0.0781，0.2422］），支持假设H4 成立。基于以上分析，绘制了虚拟性的调节效应图，见图3.1。

图3 调节效应图

4 讨论

4.1 研究结果与贡献

首先，本研究揭示了授权型领导在创造性自我效能感的中介作用下正向促进对个体的数字化创造力。因此，管理者应重视授权型领导的存在和价值并对其进行管理，从实际上起到提升个体数字化创造力的作用。其次，揭示了创造性自我效能感的中介效应。基于此，企业应该考虑各种各样的方式来增强个体的创造性自我效能感，使得个体更加愿意使用新兴的数字技术，并且能够创造性地解决工作中遇到的挑战和阻碍，进而渐渐地提升其数字化创造力。最后，揭示了虚拟性在授权型领导与数字化创造力关系中的调节效应。因此，在当今数字化发展背景下，管理者应充分认识虚拟性情境变量对领导力和员工创造力的影响，从而更好地激发其创新自我效能感，提升其数字化创造力。

4.2 局限与展望

本研究还存在一些不足之处，值得今后研究的进一步探讨。首先，在研究1 中实验情境的理解方面，被试对授权型领导情景会形成他们自己的诠释和理解，其心中所理解的内涵与强度是否会因个人价值观或经历的不同而存在个体间的差异，仍有待于今后研究通过质性访谈等方式来予以澄清。

其次，本研究的测量方式可能没有办法完全准确地测量员工的数字化创造力。尤其是对不同数字化转型程度的企业而言，它在转型前后可能会有完全不同的状态。而未来的研究可以在更长的时间内，通过长期跟踪的调研的方式追踪一家企业在转型前后的状态，并且尽量选用面板数据，以更好地考察数字化创造力的影响机制。