研發(fā)團隊共享式領導對創(chuàng)造力的影響
——有調節(jié)的中介模型

趙 佳，羅瑾璉

（1.上海師范大學旅游學院，上海201418；2.同濟大學經濟與管理學院，上海200092）

團隊創(chuàng)造力的相關研究一直備受學術界的關注，如何更好的提升團隊創(chuàng)造力一直是學者們致力于研究和解決的熱點問題。領導方式對于團隊創(chuàng)新能力的激發(fā)和促進發(fā)揮著至關重要的作用[1]。在現(xiàn)有研究中，主要聚焦于擁有正式領導職務的單個領導者對于團隊創(chuàng)造力的影響。然而，近期的領導理論研究已發(fā)現(xiàn)，在團隊中采用傳統(tǒng)的單一垂直領導模式存在著較多的弊端，尤其在當今復雜、動態(tài)的團隊環(huán)境下，傳統(tǒng)的單一領導已經不能為團隊帶來保持其競爭優(yōu)勢所需的靈活性和創(chuàng)新性[2]，因而研究者開始關注由團隊成員共享領導職能的新型領導模式——共享式領導。正如管理大師明茨伯格所指出的，團隊成員應當根據(jù)自己的能力和環(huán)境條件的變化動態(tài)地共享領導角色，從而實現(xiàn)由傳統(tǒng)領導模式向共享式領導模式的轉變，為團隊帶來持續(xù)的競爭優(yōu)勢和活力。

與以往管理實踐中的傳統(tǒng)領導方式不同的是，共享式領導是一種動態(tài)的過程，在這一過程中，團隊成員是以一種集體領導的方式對領導職能進行共享，能夠充分發(fā)揮團隊成員的主觀能動性，從而更加高效和迅速的完成復雜的團隊任務；同時，共享式領導增進了團隊成員之間的情感聯(lián)系，提升了團隊活力，促進各種信息和資源的充分交互和共享，有利于實現(xiàn)各種知識的創(chuàng)造性集成和整合，進而增強團隊創(chuàng)造力，為團隊保持持續(xù)的競爭優(yōu)勢奠定良好的基礎。

因此，研究依托研發(fā)團隊為背景，系統(tǒng)分析和考察共享式領導對團隊創(chuàng)造力的影響機理以及兩者之間關系的邊界條件，打開共享式領導對團隊創(chuàng)造力影響的過程黑箱，不但充實了團隊領導的相關理論，而且為團隊創(chuàng)造力的研究提供了新的視角。

一、研究假設的提出

1.共享式領導與團隊創(chuàng)造力

團隊創(chuàng)造力是一種較為復雜的團隊互動過程，是團隊將各種知識和技能轉化為創(chuàng)造性產品或服務的一種綜合能力。在這一轉化過程中，領導模式扮演著非常重要的角色，會對團隊創(chuàng)造力的激發(fā)產生顯著的影響(Amabile，2004；Shalley，2004)[3，4]。Ensley、Hmielski &Pearce(2006)的研究提出，在研發(fā)團隊中，共享式領導能夠使團隊中的每個成員共享領導權力，承擔領導責任，是一種具有激勵性的領導模式，其能夠更好的挖掘團隊中每個成員的最大潛能，有力的激發(fā)創(chuàng)新性想法的產生和創(chuàng)意思維的碰撞，從而提升團隊創(chuàng)造力[5]。Pearce&Manz(2009)的研究發(fā)現(xiàn)，當團隊成員基于一致的知識結構、態(tài)度和信念時，有利于團隊成員對任務目標和團隊運作具有共同的認知，促進團隊成員之間的交流和互動，加強團隊成員交流信息和知識的效率，有效提升了團隊整體的創(chuàng)新能力[6]。因此，綜合共享式領導與團隊創(chuàng)造力之間的邏輯聯(lián)系，文章研究認為，研發(fā)團隊共享式領導會促進團隊創(chuàng)造力的提升。綜合上述分析，文章提出如下假設：

假設1：共享式領導能夠正向促進團隊創(chuàng)造力。

2.交互記憶系統(tǒng)的中介作用

交互記憶系統(tǒng)是團隊成員之間相互依賴的合作性的知識和信息的分工系統(tǒng)(Akgun，Byrne&Keskin，2005)[7]。具體來說，交互記憶系統(tǒng)的專長維度和可信維度使得不同領域的專業(yè)知識由不同的團隊成員負責，這樣既會減輕單個成員的認知負擔，又會減輕成員之間的信息重復現(xiàn)象，使整個團隊能夠獲取遠多于單個成員所能單獨掌握的專業(yè)知識和技能，帶來1+1＞2的整體效果，同時，交互記憶系統(tǒng)還為團隊成員之間的相互協(xié)作創(chuàng)造了良好的條件，基于對其他成員相關專長的了解和信任，團隊成員不僅能夠對工作任務進行更加有效的分工，而且能夠快速、準確地尋求并獲得有關知識和技能的幫助，與具備不同專長領域的成員進行互動和相互影響，從而激發(fā)出更多的創(chuàng)新思想和創(chuàng)意的火花，提升團隊創(chuàng)造力。

在研發(fā)團隊中，共享式領導的運用，使不同的團隊成員根據(jù)自己的能力和環(huán)境條件的變化來共同分享領導角色，本身就體現(xiàn)了團隊成員間的相互信任、相互依賴以及相互協(xié)調[8]。因此，共享式領導對交互記憶系統(tǒng)具有內在的促進和強化的效應。Morelaud&Myaskovsky(2000)、Lewis(2004)的研究均顯示，在領導方式對于團隊創(chuàng)新的影響效應中，交互記憶系統(tǒng)可能起到中介作用[9，10]。Pearce&Manz(2011)以研發(fā)團隊為研究對象，得到交互記憶系統(tǒng)是鏈接團隊領導與團隊創(chuàng)造力的中介機制的結論[11]。因此，考慮到共享式領導、交互記憶系統(tǒng)與團隊創(chuàng)造力之間的邏輯聯(lián)系，研究認為，交互記憶系統(tǒng)是研發(fā)團隊共享式領導對團隊創(chuàng)造力產生作用的一個可能的解釋機制。綜合以上分析，提出假設如下：

假設2：在共享式領導對于團隊創(chuàng)造力的影響過程中，交互記憶系統(tǒng)具有中介作用。

3.集體效能感的中介作用

集體效能感(Collective efficacy)作為心理機制的重要組成部分[12，13]，在團隊領導與團隊創(chuàng)造力之間，發(fā)揮著橋梁作用(Zellars，2001；Walumbwa et al.，2005)[14]。共享式領導作為一種集體領導模式，擺脫了以往的集權化領導模式，更加注重領導職能在團隊成員之間進行充分的共享，更加強調激發(fā)團隊成員的主動性和交互影響力。根據(jù)社會身份理論，通過不斷提升團隊成員的自我身份認知，共享式領導能夠增強團隊成員完成任務和目標的信念，也即增強團隊成員的集體效能感(Pearce，Yoo&Alavi，2004)[15]。Tierney&Farmer(2002)的研究表明，團隊成員在參與創(chuàng)造性活動的過程中需要一種內在的、持續(xù)的動力來鼓舞，而集體效能感恰好提供了這樣一種強有力的共同信念，根據(jù)“皮格馬利翁效應”，集體效能感的激勵效應會持續(xù)強化團隊成員的創(chuàng)新思維和創(chuàng)新活動，因而，集體效能感會增強團隊創(chuàng)新和創(chuàng)造能力。尤其對于研發(fā)團隊而言，共享式領導所帶來的團隊成員相互協(xié)調、交互影響的互動過程以及團隊支持性感知都會對整個研發(fā)團隊的集體效能感產生決定性的影響，進而影響團隊創(chuàng)造力水平(Vandewaerde，2011)[16]。綜合以上分析，提出如下假設：

假設3：集體效能感在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間具有中介作用。

4.任務特征的調節(jié)作用——對中介機制的調節(jié)

任務特征作為最重要的團隊情境變量之一，在團隊的行為意圖以及行為績效的形成過程中扮演著重要的角色，能夠對其形成過程產生顯著的促進或阻礙的作用。當任務特征作為情境變量顯示出不同的差異時，會顯著的影響團隊領導行為向特定的行為意圖或行為績效的轉化。一般認為，團隊的任務之間是否具有相互依賴性，以及各個任務所顯示出的復雜程度，也即任務互依性和任務復雜性，是團隊任務的兩個特征維度。具體而言，任務互依性指的是團隊的工作任務之間的相互關聯(lián)和依賴的表現(xiàn)程度。任務復雜性指的是實現(xiàn)團隊目標所需的團隊工作任務結構的復雜程度，通常以多目標、多路徑、多沖突為主要特征。

在團隊中，當任務互依性程度增加時，會要求團隊成員之間進行更加充分的團隊橫向溝通和高水平的團隊協(xié)作，這會加強團隊學習和團隊知識的整合；當任務復雜性程度增加時，僅靠單個團隊成員的知識和技能將不能勝任團隊任務的完成，而是需要團隊成員運用其知識、技術以及能力合作協(xié)同才能完成任務。因此，當任務互依性程度較高，任務復雜性程度較高時，共享式領導的運用，會顯著的激發(fā)和促進交互記憶系統(tǒng)的形成；同時，在這種較高互依性、較高復雜性的任務情境下，為了更好的完成團隊任務目標，共享式領導會進一步強化團隊成員完成任務的共同信念，并激發(fā)團隊成員的工作主動性，從而促進集體效能感的形成。基于此，研究提出如下假設：

假設4a：任務互依性在共享式領導和交互記憶系統(tǒng)之間具有正向調節(jié)效應；

假設4b：任務復雜性在共享式領導和交互記憶系統(tǒng)之間具有正向調節(jié)效應。

假設5a：任務互依性在共享式領導和集體效能感之間具有正向調節(jié)效應；

假設5b：任務復雜性在共享式領導和集體效能感之間具有正向調節(jié)效應。

根據(jù)前述假設及其推導過程，進一步研究認為，任務互依性、任務復雜性對于假設2和假設3中交互記憶系統(tǒng)、集體效能感的中介作用還應具有調節(jié)效應。具體而言，根據(jù)情境理論的預測[17]，當任務互依性程度較高，任務復雜性程度較高時，為了更好的完成具有高度合作需求和以多目標、多路徑、多沖突為特征的團隊任務，共享式領導會加強整合各種資源，積極運用知識與信息的合作分工系統(tǒng)來提高工作勝任力；同時，在這種較高互依性、較高復雜性的任務情境下，為了更好的實現(xiàn)團隊任務目標，共享式領導會增強團隊成員完成任務的共同信念，激發(fā)團隊成員的工作主動性，增進團隊成員對于任務目標和團隊運作的共同認知，促進團隊成員之間的溝通和交互，提高知識吸收和利用的效率，從而更加有效的激發(fā)團隊創(chuàng)造力，也即當任務特征呈現(xiàn)出高互依性、高復雜性時，會強化共享式領導通過集體效能感的傳導機制從而進一步影響團隊創(chuàng)造力的間接效應。基于此，研究進一步提出如下假設：

假設6a：任務互依性對于交互記憶系統(tǒng)在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用具有正向調節(jié)效應，當任務互依性程度越高時，交互記憶系統(tǒng)在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用越強；

假設6b：任務復雜性對于交互記憶系統(tǒng)在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用具有正向調節(jié)效應，當任務復雜性程度越高時，交互記憶系統(tǒng)在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用越強。

假設7a：任務互依性對于集體效能感在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用具有正向調節(jié)效應，當任務互依性程度越高時，集體效能感在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用越強；

假設7b：任務復雜性對于集體效能感在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用具有正向調節(jié)效應，當任務復雜性程度越高時，集體效能感在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間的中介作用越強。

5.研究模型

綜合以上分析，結合研究假設的提出，繪制出文章的研究模型，如圖1所示。

圖1 研究模型

二、研究方法

1.樣本來源及特征統(tǒng)計

本研究的數(shù)據(jù)樣本來源于江蘇省、安徽省、廣東省以及上海市的32家高新技術企業(yè)，累計發(fā)放問卷539份。在行業(yè)選擇方面涵蓋了包括信息通信、生物醫(yī)藥、機械制造、石油化工、金融等在內的不同行業(yè)的研發(fā)團隊，保證取樣的代表性。通過問卷調研，有效回收了394份問卷，有效樣本團隊56個。在樣本中，男性成員占70.1%，女性成員占29.9%，這也符合研發(fā)團隊男性較多女性較少的實際情況；從年齡結構來看，研發(fā)團隊成員主要集中在25～35歲，該年齡段的比例高達69.8%，年齡結構總體呈現(xiàn)年輕化態(tài)勢；從學歷結構來看，主要以大專及本科和碩士學歷為主，分別達到65.8%和21.3%，學歷結構總體呈現(xiàn)高學歷狀態(tài)；從團隊規(guī)模來看，主要集中在5～10人，占樣本總數(shù)的69.2%，其中，團隊規(guī)模最少為3人，最多為12人，平均規(guī)模為6人；從團隊存續(xù)時間來看，主要集中在3年以上，占樣本總數(shù)的48.7%，其次為1～3年，占樣本總數(shù)的26.9%，從上述分析可以看出，被調研團隊的總體規(guī)模較小，這也符合研發(fā)團隊的規(guī)模特征，并且團隊存續(xù)整體時間在3年及以上，具有較高的團隊特征穩(wěn)定性，這也有助于提高本研究的實證檢驗的準確性。

2.變量測量

（1）共享式領導的測量

對于運用社會網絡分析法(Social Network Analysis，SNA)進行共享式領導的測量方面，比較有代表性的研究有Mehra等(2006)[18]以及Carson等(2007)[19]的研究。其中，Mehra等(2006)的研究通過逐個繪制共享式領導的社會網絡類型圖的方式對共享式領導進行考察，具有一定的可操作性，但是該種方法對于大規(guī)模的實證研究來說并不適用；Carson等(2007)的研究基于社會網絡分析模型，運用共享式領導的分布密度這一指標來測量共享式領導，不但能夠對共享式領導的整體分布狀態(tài)進行較為準確的測量，同時也可以較好的應用于較大規(guī)模的實證數(shù)據(jù)研究之中。因此，在本研究中，基于社會網絡分析視角(SNA)的共享式領導測量指標的構建，在結合Mehra等(2006)的研究基礎上，主要參考和借鑒Carson等(2007)的研究中的測量方法，具體而言，根據(jù)共享式領導的分布密度的計算公式，即：

其中，Xij為第j個團隊成員對第i個團隊成員的共享式領導程度的評分（i=[1，N]，j=[1，N]，N為團隊成員總數(shù)）Ti為第i個團隊成員與其他所有成員之間可能發(fā)生的領導途徑的數(shù)目，計算出相應的指標數(shù)值，由此用于衡量團隊的共享式領導水平。

根據(jù)這一指標，還可以繪制出每個團隊共享式領導在團隊內部分布的示意圖，直觀的反映出團隊內部共享式領導的分布形式[19]。具體操作方法如下：將每一個團隊成員對其他所有團隊成員的領導程度的評分進行分類，當評分大于等于4時賦值為1，當小于等于3時賦值為0，然后由一條帶箭頭的直線來表示某一個團隊成員感受到另一個團隊成員的領導，如果團隊成員A感受到團隊成員B對他的領導，則箭頭將從B指向A，如果團隊成員A和B彼此都感受到對方對于其的領導，則表示為一條雙箭頭的直線。根據(jù)此方法繪制的團隊內部共享式領導分布示意圖如圖2所示：

圖2 團隊共享式領導分布示意圖

（2）交互記憶系統(tǒng)的測量

本研究采用交互記憶系統(tǒng)的三維度模型，包括專長、可信和協(xié)調三個維度，在借鑒Lewis(2004)成熟量表的基礎上[10]，形成本研究的交互記憶系統(tǒng)量表，共9個題項。

（3）集體效能感的測量

借鑒Walumbwa(2005)量表[14]，共5個題項。

（4）任務特征的測量

對于任務互依性，采用Campion(2003)的量表；對于任務復雜性，采用Ganzach(2002)的量表。

（5）團隊創(chuàng)造力的測量

借鑒羅瑾璉等(2012)量表[20]，共7個題項。

三、數(shù)據(jù)分析與結果

1.共同方法偏差檢驗

為了檢驗共同方法偏差，通常采用Harman單因素檢驗來進行[21]。分析結果顯示：在未旋轉時出現(xiàn)了多個因子，并且得到的第一個因子所解釋的變異量僅為19.3%，說明共同方法偏差問題在本研究中可能造成的影響較小，可以忽略不計。

2.團隊層次數(shù)據(jù)聚合檢驗

研究采用組內一致性系數(shù)rwg作為團隊層次數(shù)據(jù)聚合的檢驗指標。一般可以采用0.7作為rwg的判定臨界值。團隊層次數(shù)據(jù)聚合檢驗結果如下：交互記憶系統(tǒng)、集體效能感、任務互依性、任務復雜性、團隊創(chuàng)造力的rwg檢驗結果分別為0.82，0.90，0.88，0.83，0.89，各研究變量的rwg值都大于0.70的判定臨界值，達到數(shù)據(jù)聚合的標準。

3.信度與效度檢驗

信度和效度的檢驗結果如下所示：交互記憶系統(tǒng)、集體效能感、任務互依性、任務復雜性、團隊創(chuàng)造力的Cronbach'sα值分別為0.86，0.82，0.85，0.84，0.88，各變量的Cronbach'sα值均大于0.7，顯示出良好的信度水平；交互記憶系統(tǒng)、集體效能感、任務互依性、任務復雜性、團隊創(chuàng)造力的累計方差貢獻率分別為81.16，75.29，79.83，78.41，80.05，各變量的Cronbach'sα值均超過50%，顯示出良好的效度水平，因而適于進行后續(xù)的數(shù)據(jù)分析和驗證。

4.假設檢驗

（1）共享式領導對團隊創(chuàng)造力的直接作用驗證

采用多元回歸模型進行驗證，數(shù)據(jù)結果顯示，共享式領導對團隊創(chuàng)造力的回歸系數(shù)為0.52，顯著性水平為0.01，因此，假設1得到驗證。

（2）交互記憶系統(tǒng)、集體效能感的中介作用驗證

第一步，由于共享式領導對團隊創(chuàng)造力的回歸系統(tǒng)為0.52，顯著性水平為0.01，因此對于中介效應檢驗的第一個條件得到驗證。第二步，分別將交互記憶系統(tǒng)和集體效能感作為因變量進行回歸，回歸結果顯示：共享式領導與交互記憶系統(tǒng)的回歸系數(shù)為0.32，顯著性水平為0.01，共享式領導與集體效能感的回歸系數(shù)為0.37，顯著性水平為0.01，因此，共享式領導與交互記憶系統(tǒng)、集體效能感都具有顯著的正相關關系，因而中介效應檢驗的第二個條件得到驗證。

表2 共享式領導對交互記憶系統(tǒng)、集體效能感的回歸分析

對于中介效應檢驗的第三個條件，從表3的驗證結果可知：引入中介變量交互記憶系統(tǒng)后，共享式領導對團隊創(chuàng)造力的回歸系數(shù)由0.54減少到0.48，具有0.01的顯著性水平，表明交互記憶系統(tǒng)在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間起到部分中介作用，假設2得到驗證；引入中介變量集體效能感后，共享式領導對團隊創(chuàng)造力的回歸系數(shù)由0.54減少到0.41，具有0.01的顯著性水平，表明集體效能感在共享式領導和團隊創(chuàng)造力之間起到部分中介作用，假設3得到驗證。

表3 交互記憶系統(tǒng)、集體效能感的中介作用分析

（3）任務特征的調節(jié)作用——有調節(jié)的中介效應分析

首先，對任務互依性、任務復雜性在共享式領導和交互記憶系統(tǒng)、共享式領導和集體效能感之間的調節(jié)作用進行驗證。在進行調節(jié)作用驗證前，為減少回歸方程中變量間的多重共線性問題，首先對所有變量進行中心化處理[23]。為了進行調節(jié)效應的檢驗，分別建立以共享式領導為自變量、以任務互依性、任務復雜性為調節(jié)變量、以交互記憶系統(tǒng)為因變量的回歸方程I（對應回歸模型M6、M7、M8）和以共享式領導為自變量、以任務互依性、任務復雜性為調節(jié)變量、以集體效能感為因變量的回歸方程II（對應回歸模型M9、M10、M11）。在進行多元回歸分析前，需檢驗多重共線性問題和自相關問題。檢驗結果表明，VIF值接近于1，在0到10的臨界值范圍內，表明變量間的多重共線性問題并不嚴重；D-W值接近于臨界2，表明存在自相關的可能性也不大，因此，適合進行多元回歸分析。通過表4的數(shù)據(jù)結果顯示，在回歸方程I中，共享式領導和任務互依性的乘積項的回歸系數(shù)為0.15，顯著性水平為0.05，由此說明，共享式領導對于交互記憶系統(tǒng)的影響作用中，任務互依性具有正向的調節(jié)效應；共享式領導和任務復雜性的乘積項的回歸系數(shù)為0.18，顯著性水平為0.05，由此表明，共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的影響作用中，任務復雜性具有正向的調節(jié)效應。因此，假設4a和4b得到驗證。在回歸方程II中，共享式領導和任務互依性的乘積項的回歸系數(shù)為0.11，顯著性水平為0.05，由此表明，共享式領導對于集體效能感的影響作用中，任務互依性具有正向的調節(jié)作用；共享式領導和任務復雜性的乘積項的回歸系數(shù)為0.13，顯著性水平為0.05，由此表明，共享式領導對于集體效能感的影響作用中，任務復雜性具有正向的調節(jié)作用。因此，假設5a和5b得到驗證。

表4 任務互依性、任務復雜性的調節(jié)作用分析

其次，對于有調節(jié)的中介效應的檢驗，采用bootstrapping技術[24]，分析在任務互依性、任務復雜性的不同程度下，交互記憶系統(tǒng)、集體效能感在共享式領導與團隊創(chuàng)造力之間所起的有調節(jié)的中介效應。

由表5可知，當任務互依性程度較低時，共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的正向影響較低（r=0.15，p＜0.05），而當任務互依性程度較高時，共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的正向影響較高（r=0.27，p＜0.01），同時，這兩個影響系數(shù)之間存在著顯著的差異（Δr=0.12，p＜0.01），因此，任務互依性會增強共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的影響，進一步支持了假設4a；當任務復雜性程度較低時，共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的正向影響較低（r=0.18，p＜0.05），而當任務復雜性程度較高時，共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的正向影響較高（r=0.32，p＜0.01），同時，這兩個影響系數(shù)之間存在著顯著的差異（Δr=0.14，p＜0.01），因此，任務復雜性會增強共享式領導對交互記憶系統(tǒng)的影響，進一步支持了假設4b。由表8可以進一步看出，共享式領導對團隊創(chuàng)造力的間接影響（通過交互記憶系統(tǒng)的中介作用）在任務互依性程度較低時較低（r=0.03，p＜0.05），而在任務互依性程度較高時則較高（r=0.09，p＜0.01），由此驗證了假設6a；共享式領導對團隊創(chuàng)造力的間接影響（通過交互記憶系統(tǒng)的中介作用）在任務復雜性程度較低時較低（r=0.06，p＜0.05），而在任務復雜性程度較高時則較高（r=0.13，p＜0.01），由此驗證了假設6b。

由表6可知，當任務互依性程度較低時，共享式領導對集體效能感的正向影響較低（r=0.29，p＜0.05），而當任務互依性程度較高時，共享式領導對集體效能感的正向影響較高（r=0.41，p＜0.01），同時，這兩個影響系數(shù)之間存在著顯著的差異（Δr=0.17，p＜0.01），因此，任務互依性會增強共享式領導對集體效能感的影響，進一步支持了假設5a；當任務復雜性程度較低時，共享式領導對集體效能感的正向影響較低（r=0.33，p＜0.05），而當任務復雜性程度較高時，共享式領導對集體效能感的正向影響較高（r=0.51，p＜0.01），同時，這兩個影響系數(shù)之間存在著顯著的差異（Δr=0.18，p＜0.01）。因此，任務復雜性會增強共享式領導對集體效能感的影響，進一步地支持了假設5b。由表9可以進一步看出，共享式領導通過集體效能感的中介作用對團隊創(chuàng)造力產生的間接影響，在任務互依性程度較低時較低（r=0.04，p＜0.05），而在任務互依性程度較高時則較高（r=0.06，p＜0.01），由此驗證了假設7a；共享式領導通過集體效能感的中介作用對團隊創(chuàng)造力產生的間接影響，在任務復雜性程度較低時較低（r=0.06，p＜0.05），而在任務復雜性程度較高時則較高（r=0.17，p＜0.01），由此驗證了假設7b。

表5 有調節(jié)的中介效應分析（交互記憶系統(tǒng)為中介變量）

表6 有調節(jié)的中介效應分析（集體效能感為中介變量）

四、結論與啟示

1.研究結論

該研究以研發(fā)團隊為對象，運用基于社會網絡分析視角（SNA）的共享式領導測量指標對共享式領導進行測量，并通過實證數(shù)據(jù)分析得出以下主要結論：共享式領導能夠顯著的正向提升團隊創(chuàng)造力；交互記憶系統(tǒng)、集體效能感在共享式領導對團隊創(chuàng)造力的影響過程中起到部分中介作用；任務互依性、任務復雜性對交互記憶系統(tǒng)、集體效能感所起到的部分中介作用具有進一步的正向調節(jié)效應，即當任務互依性程度越高、任務復雜性程度越高時，交互記憶系統(tǒng)、集體效能感的部分中介作用越強。

2.管理啟示

研究的相關結論對團隊管理實踐具有較好的啟示：第一，創(chuàng)造良好的團隊氛圍，充分發(fā)揮共享式領導在團隊中的作用，使團隊成員能夠提出更多富有創(chuàng)造性的想法。第二，構建專長異質性團隊，增強團隊成員間的互動與協(xié)調，推動團隊中研發(fā)信息資源的共享以及知識整合平臺的建設，提升研發(fā)實力，增強團隊創(chuàng)造力。第三，重視團隊文化建設和團隊氛圍的營造，促進集體效能感的形成，增強團隊軟實力，更好的激發(fā)研發(fā)團隊創(chuàng)造力。第四，實現(xiàn)團隊任務特征與共享式領導的適配，充分發(fā)揮共享式領導的效用，不但能夠提高知識與權力的配置效率，提升團隊的任務適應能力和綜合競爭力，而且更有利于創(chuàng)造性思維的激發(fā)和創(chuàng)新性想法的整合。

五、研究貢獻及展望

目前，學術界關于共享式領導的研究仍處于起步階段，相關研究還比較匱乏，研究依托研發(fā)團隊為背景，采用基于社會網絡分析(SNA)的測量技術對共享式領導進行測量，運用多層次回歸、bootstrapping分析等技術手段，系統(tǒng)揭示出共享式領導對團隊創(chuàng)造力影響的過程黑箱和邊界條件，不僅豐富了團隊領導的相關理論，而且也為團隊創(chuàng)造力的研究提供了新的研究視角和可供借鑒的研究框架。但是，由于文章依然是探索性的研究，研究者所能借鑒和參考的直接研究比較缺乏，因而研究仍存在一些不足之處，需要在后續(xù)研究中進行完善。一方面，研究采用的是靜態(tài)視角的研究方法，未能關注動態(tài)視角下的演化過程和規(guī)律。另一方面，研究是基于團隊層次的研究，未能關注個體層次變量的跨層次影響。因此，在后續(xù)的相關研究中，可以考慮采用動態(tài)視角的研究方式，運用追蹤研究或者系統(tǒng)仿真模擬方法，對縱向數(shù)據(jù)進行收集和整合，考察共享式領導與團隊創(chuàng)造力之間的因果聯(lián)系，探尋兩者的作用過程的動態(tài)演化機理。同時，可以結合跨層次視角，將個體層次變量納入到研究模型中去，使模型更加全面和準確，使研究成果在現(xiàn)有基礎上得到進一步的突破。