1. 引言
党的二十大指出，要坚持创新是发展的第一动力，深入实施创新驱动发展战略，再次强调了创新的必要性和重要性。创新是国家和民族发展的灵魂，于企业而言，创新是企业在竞争日益激烈的市场环境中跳出红海，在蓝海中占据市场份额和发挥竞争优势的必要条件。企业的高创新水平离不开员工个人的创新投入，员工作为组织最基本的单元，其创新行为是员工个人层面乃至企业层面可持续发展的必备条件[1]。国外研究通常认为员工的创新行为为自发的、主动的创新行为，然而在中国某些高绩效压力、强集体主义文化等情境下，员工会基于通过绩效考核、满足领导期望等动机进行被动的、无奈的创新[2]，这也造成了虽然各行各业的企业员工均在“积极”创新，但企业有效创新水平仍不理想的局面。如2020年国内国外授权的专利总数分别为352.1万件和11.8万件，授权的发明专利总数分别为44.1万件和8.9万件，国外发明专利占总量的比重为75.6%，而国内仅为12.5%，与国外差距较为明显，说明国内目前普遍存在着企业员工进行被动创新的现象。因此，如何提高员工主动创新行为、抑制被动创新行为，成为亟待解决的问题。
研究表明，领导风格、领导方式会对员工的创造力产生影响[3]，其中也包括共享领导。与传统的强调至上而下、权利集中于一人的领导方式不同，共享领导不依赖于某一个特定的领导指挥和决策，而是领导职责广泛分布于团队成员间，当组织面临不同的外部环境和挑战时，具有相应技能和知识的成员便充当领导角色，带领团队做出有效决策、完成任务。这样的领导方式有利于团队适应当今越来越具有不确定性的组织环境和挑战性的工作任务。共享领导理论一经提出，国内外学者便对共享领导展开了大量研究，包括但不限于共享领导对团队和员工个体层面创造力的影响。团队创造力方面，Jibao Gu和Zhi Chen等(2018)以组织间团队为背景，发现共享领导通过知识共享与团队创造力显著正相关，且任务相互依赖性正向调节前段路径和后段路径；孙华和丁荣贵等(2018)的研究显示共享领导在团队构建期、成员磨合期和规范执行期分别形成跨边界领导行为、激励行为和关怀行为以及授权行为和变革领导行为[4]。Wei He和Po Hao等(2020)指出共享领导通过增强团队成员创造性自我效能感和个人创造力提高团队创造力，并且变革性的以人为本的领导力强化了共享领导对平均团队成员个体创造力的积极作用[5]；Lyndon Shiji和Pandey Ashish等(2020)通过两个时间点的问卷调查和半结构访谈，发现团队学习在共享领导与团队创造力的积极关系中起着完全中介作用[6]，再一次丰富了共享领导对团队创造力的作用机制研究。除此之外，创新氛围[7]、团队效能[8]、交互记忆系统和集体效能感[9]等都为共享领导正向影响团队创造力的作用机制。共享领导对团队创造力的显著正向影响在某些条件下会得到加强，如当团队面临的任务不确定性[7]、任务互依性和任务复杂性程度[9]较高时，但当团队文化倾向于高权力距离和低集体主义时，这种团队文化会通过共享领导负向影响团队创造力[10]。个体创造力方面，张红丽等(2015)的研究指出，共享领导力能显著提高团队成员的创新绩效，并部分地受到自我效能感的中介作用[11]；吴江华和顾琴轩等(2017)指出共享领导通过心理所有权对员工创造力产生显著的正向影响，而当任务重要性程度越高时，共享领导与心理所有权的正向关系会越强[12]；袁朋伟和董晓庆等(2018)、周星和程豹(2018)的研究同样支持上述结论，并在此基础上指出了知识共享的中介作用，以及团队凝聚力[13]和员工情绪劳动[14]的调节效用。此外，工作意义[15]、创造性自我效能感和成就动机的同步性和序列性[16]也被发现在共享领导对员工创造力的积极影响中发挥中介作用，且权力距离对共享领导与工作意义的正向关系有着负的调节效应。Sun (2021)考虑了共享领导、组织文化和环境不确定性的组合对员工创造力的影响，并通过网络密度、网络点度中心势和网络派系来衡量共享领导，结论显示高共享领导网络密度是员工创造力得到提升的必要条件，高网络派系、灵活的组织文化、较低的点度中心势和不确定性较低的团队外部环境组合都有助于提高员工创造力[17]。西方主流理论认为员工的创新行为多为主动创新行为，而这一理论并不能解释中国员工存在大量被动创新的现象，基于此，马璐和王丹阳(2016)探究了共享领导对员工主动创新的影响，结果表明，共享领导能提高员工的自我效能感和情感承诺，进而对员工主动性创新行为产生积极影响[18]。以上研究都支持共享领导对员工创造力能产生积极效应的结论，近年来，也有研究注意到共享领导对员工创造力的“双刃剑效应”，如Wang H和Peng Q (2022)通过构建角色压力和心理安全感的双中介模型指出，共享领导通过增加员工的角色压力对员工创造力有着抑制作用[19]。一方面，尽管已有研究显示，共享领导能显著提高团队和个体创造力[20]，但研究多集中在团队层面，而对个体层面的影响研究相对缺乏；另一方面，以往研究中共享领导对员工层面的影响多为积极正面的，而较少讨论共享领导对员工创造力的双面效应。因此，本文以员工主动性创新行为和被动性创新行为作为因变量，探究共享领导对员工创造力的影响。
已有研究多将自我效能感、情绪承诺和知识共享等作为中介变量分析共享领导对员工创造力的积极影响，然而，共享领导要求员工积极创新、高效高质地完成工作任务，当员工能力不足以满足领导期望时，员工便会出现焦虑的情绪。焦虑是个体在面对危险环境和潜在的威胁时表现出的一种忧虑、紧张的主观感受[21]，本质上与刺激相关，由个人的信念、感觉和想法引发[22]。工作焦虑是状态焦虑的一种，处于工作焦虑情绪中的员工倾向于回避那些不确定性、和充满风险的行为和环境，从而更可能从事被动性创新行为，而已有文献尚未分析其在共享领导对员工创造力影响过程中的中介效应。另外，以往研究也并未关注到员工人格在共享领导对员工创造力的影响过程中如何发挥作用。主动性人格是一种稳定倾向，具有主动性人格的员工会采取主动性行为来影响外部环境，并会主动识别创新机会[23]，因此，本研究将主动性人格作为调节变量探究主动性人格对共享领导和员工创造力关系的调节效用。
综上，本文通过构建以自我效能感和工作焦虑为中介的双中介模型探讨共享领导对员工主动性创新行为、被动性创新行为的影响和自我效能感对共享领导与员工主动性创新行为的中介作用、工作焦虑对共享领导与员工被动性创新行为的中介作用以及员工主动性人格的调节作用，以期丰富共享领导对个体层面的影响研究，并为如何促进员工主动性创新行为提供实践意义。
2. 理论分析与研究假设
(一) 共享领导与员工创新行为(主动性/被动性)
共享领导的出现源于Follett (1924)提出的情境定律，当共享领导程度高时，具有特定情境下最必要的知识和技能的个人领导团队，此时团队并非简单地服从个人的意见[24]。随着共享领导研究的兴起和不断发展，与之相关的理论也逐渐完善和深入，目前普遍认同和具有影响力的定义由Pearce和Conger (2003)提出——共享领导是一种领导风格，其领导责任在团队成员之间分配，而不是集中在某个特定的领导者身上，因此团队成员相互指导以实现团队目标[25]。本研究沿用此定义，即认为共享领导是一个团队成员相互影响、相互领导的动态过程。
由社会交换理论可知，互惠规范是人际关系的一个基本规范，个体在与团队成员的互动过程中会基于对方的付出而做出相应的反馈，人际关系在这个付出–反馈–付出的循环中也会得到巩固和加强[26]。一方面，共享领导强调团队成员相互学习和帮助，在协作完成任务时，团队成员彼此引导帮助对方理解工作任务、适应组织环境，从而更高效地完成团队任务。在此过程中，员工会基于团队成员对自己的善意和帮助更有动机进行主动性创新行为，如改进工作流程、构思新的工作方法等，来帮助团队成员更有效地完成工作任务。另一方面，共享领导是一种领导权利广泛分布于团队成员间的领导方式，当组织面临不同的外部环境或完成不同的工作任务时，知识、能力与环境或任务最匹配的团队成员便充当领导角色，这一过程充分为团队成员提供了发展的机会和展现自己才能的平台，且团队成员也能切实感受到领导对自己的信任，这些都能让团队成员产生强烈的回报感，从而表现出符合团队期许的工作态度和主动性创新行为。自我决定理论强调了两个最基本的人类需求：自主性和能力[27]，当这两个需要被充分满足时，个体成员会更有动机参与工作[12]，从而进行主动性创新行为。首先，共享领导鼓励员工充当领导角色，充分授权“领导”员工进行决策，使得员工可以按照自己的想法和经验自主地安排工作时间和工作资源，带领团队按照自己预期的方向完成工作任务，这极大地满足了员工的自主性需要，从而促使员工进行主动性创新行为。其次，被授权充当领导角色的员工是所具有的知识和能力与当前组织环境和工作任务特点最为匹配的员工，此情况下，员工能够充分运用自己所学的知识、展现自己的能力，使其能力被团队肯定和认可，员工的能力需要得到满足，员工更有动机进行主动性创新行为。
被动性创新行为是员工应付性、权宜性的创新行为，是指在组织环境与员工认知不一致的压力下，员工采取的非自愿创新行动。员工进行被动性创新行为的主要压力来源是领导、同事和组织规章制度等[28]。共享领导作为员工被动性创新行为的压力源主要有两方面原因，一方面，共享领导要求团队成员高质高效、创新地执行任务，并达到卓越水平[11]，共享领导的这种绩效期望会给团队成员带来负面压力，使其没有兴趣和精力进行主动性创新行为，转而为了满足领导期望从事被动性创新行为。另一方面，共享领导强调领导角色在团队成员间的转换，当领导权力被过多地分散时，团队成员会因为过度地承担领导角色职责而产生角色模糊感、角色冲突感和角色超载感。角色模糊和角色冲突给员工带来的不确定感和压力使得与创新活动相比，员工将更多的精力和资源用于搜索与角色相关的信息和平衡相互冲突的角色要求上，而由于角色超载，时间、能力和工作之间存在着强烈的不匹配，也使得员工难以积极投身于主动创新活动，进而进行被动性创新行为[29]。综上，本文提出如下假设：
H1：共享领导正向影响员工主动性创新行为。
H2：共享领导正向影响员工被动性创新行为。
(二) 自我效能感在共享领导与员工主动性创新行为路径中的中介作用
根据社会认知理论，自我效能感是个体对自己有能力调动满足给定情境需求所需的动机、认知资源和行动过程的信念[30]，被广泛地认为会影响绩效的各个方面，如创造力[31]，当个体对自己有能力完成某项工作任务的信心程度很高时，其自我效能感较高。自我效能感是一种促进创新的人格特质，自我效能感较高的个体更倾向于承担需要创新思维的更困难的工作任务[32]，并在接受挑战时保持专注[33]。因此，高自我效能感的员工更有可能会表现出有助于实现团队设定目标的行为，并渴望为团队投入更多的创新活动，进行主动性创新行为。
自我效能感不仅受到个体因素的影响，还会受到领导风格和领导方式的影响[11]，如道德型领导能显著提升员工的自我效能感[34]。共享领导强调团队成员相互学习、相互协作，鼓励员工创新，创造良好的创新氛围，这些都会提高员工的积极性和自信心，增强员工的自我效能感。首先，共享领导团队中团队成员相互合作的特点有助于成员间的知识共享和技能分享，从而增强员工解决创新过程中遇到的挑战和困难的自信心；其次，团队在共享领导的过程中能营造出开放、包容和和谐的团队氛围，且共享领导强调权责共享，团队成员可以充分发挥自己的聪明才智而不用担心因为创新失败承担过多的风险，团队成员进行创新的积极性和自信程度得到极大地提升；最后，共享领导强调团队成员之间相互学习，这有利于团队成员快速有效地学习新技能和新知识，从而增强团队成员完成工作任务、进行主动创新的信念。
总的来看，共享领导强调团队成员相互学习、创造良好创新分为的特点能够提高员工的自我效能感，从而促进员工投入主动创新活动。基于以上分析，提出以下假设：
H3：共享领导正向影响员工的自我效能感。
H4：自我效能感正向预测员工主动性创新行为。
H5：自我效能感在共享领导与员工主动性创新行为的关系中起中介作用。
(三) 工作焦虑在共享领导与员工被动性创新行为路径中的中介作用
焦虑是指个体在面临危险情况或潜在威胁时表现出的主观的焦虑和压力感[21]，本质上与刺激相关，由个人的信念、感觉和想法引发[22]。工作焦虑是状态焦虑的一种，被定义为对不确定性、模糊的恐惧、不安全感以及对特定工作某些组成部分担忧的消极情绪反应[35]，与工作场所或联想到工作场所有关并发生在工作场所[36]。首先，主动创新需要员工投入充足的时间和精力，但个体的能量是有限的，当员工处于工作焦虑的消极情绪中时，员工需要耗费额外的时间和资源来处理和消化自己的负面情绪，缓解工作焦虑[37]，这会降低员工的工作效率和进行主动性创新行为的积极性，而增强员工进行被动性创新行为的动机。其次，焦虑的一个重要表现是它会导致员工对引发焦虑的刺激采取回避行为，因此，工作焦虑会导致员工通过请病假、旷工或提前退休等方式来逃避工作场所[36]，回避那些使员工感到不确定性、恐惧和充满风险的行为和环境。主动创新是一个试错的过程，员工尝试新方法和新流程都存在不确定性和风险，且表现出原创力的行为还有可能招致团队成员的不满和嫉妒，这些都会促使员工采取回避行为。相反，利用规则漏洞、凭借过去经验进行被动性创新行为的不确定性和风险都较主动性创新行为低，因此，当员工表现出工作焦虑时，更有可能进行被动性创新行为。最后，消极情绪会削弱员工的创造力，从而抑制员工从事主动创新活动的内在动机，而为了满足领导期望或绩效要求采取被动性创新行为。
研究表明，工作压力源是实现个人目标的障碍[38]，使个体产生焦虑的情绪[39]。一方面，共享领导要求员工投入努力和时间表现出超水平绩效，进行创新活动，在这种高要求下，员工可能会觉得工作超出了他们的能力[40]，从而引发员工对无法实现团队目标的恐惧，导致焦虑[35]。另一方面，研究显示，承载着很高的责任和工作量的领导职位相比其他职位，更容易产生焦虑的消极情绪[36]。共享领导强调领导角色在团队成员间的转换，充当领导角色的员工被自然地赋予带领团队直面挑战、高质高效地完成工作任务的职责，这可能会使得员工负担过重，尤其是当员工的能力还不足以匹配领导角色时，焦虑情绪便产生了。另外，领导权力的过度分散造成的角色冲突和角色模糊也会使员工产生不确定感，从而导致焦虑的负面情绪。
因此，共享领导强调绩效期望、使员工承担领导角色等特点会通过增加员工的工作焦虑促使其从事被动性创新行为。基于上述理论分析，本文提出如下假设：
H6：共享领导正向预测工作焦虑。
H7：工作焦虑正向预测员工被动性创新行为。
H8：工作焦虑在共享领导与员工被动性创新行为的关系中起中介作用。
(四) 主动性人格的调节作用
Bateman和Grant将具有典型主动性人格的人定义为相对不受情境力量约束并影响环境变化的人[41]，主动性有三个关键属性：自我启动、面向变化和关注未来[42]。与被动的员工相比，主动性人格的员工更可能积极地塑造和改变环境，以实现他们的目标[43]，他们会主动地搜寻信息而不是被动地等待信息和机会[44]，因此，主动性人格的员工更会有积极的认知和行为，如改进工作流程、更新技能并寻求更好地理解公司制度的方法等[45]。已有研究表明，具有主动性人格的人在工作生活中应该有更强的自我决定和自我效能感[46] [47]。一方面，Seibert和Crant指出，具有主动性人格的员工更有可能发现并寻求自我提升的机会[48]，共享领导强调团队成员知识共享、相互学习，因此他们更能在这个过程中获得进一步的知识和未来晋升所需要的技能；另一方面，共享领导下放领导权力，给予员工完成工作的自主性，积极主动的人会发现工作中存在的机会并致力于主动采取行动，直到有意义的变化产生，他们改变组织的使命，发现并解决问题，积极承担起对团队和团队成员产生影响的领导责任[41]，这些都会极大地增加员工的自我效能感。基于此，提出假设9：
H9：主动性人格正向调节共享领导对自我效能感的正向影响。
相比非主动性人格的员工，具有主动性人格的员工更不易因共享领导产生工作焦虑。首先，主动性的员工会选择并创造提高工作绩效的组织环境，使其符合他们的职业需求和价值观[49]，因此，主动性人格的员工更不易因共享领导要求高绩效而产生工作焦虑。其次，在面对共享领导要求承担领导角色、高水平完成任务的情景时，相比于被动的员工，主动性人格的员工会更积极地寻找有助于完成复杂工作的有关信息，获取领导或其他同事的支持，并在面临障碍时坚持不懈[50]，直到完成工作任务，这种稳定倾向也会使员工对工作焦虑更不敏感。最后，更积极主动的员工倾向于改变环境而非适应环境，他们在塑造和选择合适的工作环境时更加有效，在工作中会有更强的自我决定意识，因此，他们对工作会更满意[48]，而不易感到焦虑。
H10：主动性人格负向调节共享领导对工作焦虑的正向影响。
基于上述理论分析和研究假设，提出的理论框架如图1所示。
Figure 1. A theoretical framework for shared leadership and employee proactive-reactive innovative behaviour
图1. 共享领导与员工主动–被动性创新行为理论框架
3. 研究方法
(一) 数据收集
本文采用问卷调查的方式收集数据，调研对象为上市公司员工。考虑到本文问卷题目较多，填写者可能不会认真答题，故设置了一道干扰题以筛选有效问卷。本文共回收问卷219份，其中有效问卷183份，有效回收率83.56%。研究对象性别分布上，男性占35.52%，女性占64.48%；年龄分布上，25岁及以下的占66.12%，26~35岁的占9.84%，36~45岁的占9.84%，46~55岁的占7.10%，56岁及以上的占7.10%；学历分布上，本科及以下的占72.13%，硕士研究生占25.68%，博士占2.19%。本文量表的信效度计算以及描述性统计和相关性分析通过SPSS25.0完成，中介效应和调节效应分析通过R4.2.1完成。
(二) 变量测量
本研究的主要变量包括共享领导、自我效能感、工作焦虑、员工主动性创新行为、员工被动性创新行为和主动性人格。
1) 共享领导：采用刘博逸[51]提出的量表，分为绩效期望、团队学习、相互协作和权责共享四个维度，包含“我们团队的成员能自觉学习新的知识和技能”等20个题项，由团队成员填写。该量表在本文中的Cronbach’s Alpha为0.935，KMO值为0.928。
2) 自我效能感：采用Schwarzer [52]开发的量表，包括“如果我努力去做的话，我总是能够解决难题的”等10个题项，由团队成员填写。该量表在本文中的Cronbach’s Alpha为0.916，KMO值为0.903。
3) 工作焦虑：采用Parker D F和DeCotiis T A [53]开发的量表，包括“我曾因工作而感到焦虑不安或紧张”等5个题项。该量表在本文中的Cronbach’s Alpha为0.790，KMO值为0.788。
4) 员工主动性创新行为：采用Tierney等人[54]开发的量表，包括“我时常会产生一些新奇、实用的想法”等6个题项。该量表在本文中的Cronbach’s Alpha为0.891，KMO值为0.864。
5) 员工被动性创新行为：采用赵斌和刘开会[2]等人开发的量表，包括“创新时，为了完成创新指标而敷衍塞责”等6个题项。该量表在本文中的Cronbach’s Alpha为0.948，KMO值为0.921。
6) 主动性人格：采用Seibert和Crant [48]缩减的量表，包括“我总是在不断探寻新的途径以改善自己的生活”等10个题项。该量表在本文中的Cronbach’s Alpha为0.863，KMO值为0.877。
4. 研究结果
(一) 描述性统计与相关分析
本文各变量的均值、标准差以及各变量之间的相关性系数和显著性水平如表1所示。由表可知，共享领导与员工主动性创新行为(r = 0.559, p < 0.01)和员工被动性创新行为(r = 0.191, p < 0.01)显著正相关，且与自我效能感(r = 0.573, p < 0.01)和工作焦虑(r = 0.171, p < 0.05)都显著正相关；自我效能感与员工主动性创新行为显著正相关(r = 0.703, p < 0.01)，工作焦虑与员工被动性创新行为显著正相关(r = 0.544, p < 0.01)，主动性人格与员工主动性创新行为(r = 0.661, p < 0.01)、被动性创新行为(r = 0.277, p < 0.01)、自我效能感(r = 0.694, p < 0.01)和工作焦虑(r = 0.168, p < 0.05)都显著正相关，初步支持了本文的假设。
Table 1. Descriptive statistics and correlation analysis
表1. 描述性统计及相关分析
|
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
1) 性别 |
1.64 |
0.48 |
1.000 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2) 年龄 |
1.79 |
1.284 |
−0.031 |
1.000 |
|
|
|
|
|
|
|
3) 学历 |
1.3 |
0.505 |
−0.033 |
0.258*** |
1.000 |
|
|
|
|
|
|
4) 共享领导 |
74.432 |
11.394 |
−0.039 |
−0.189** |
−0.089 |
1.000 |
|
|
|
|
|
5) 主动性人格 |
36.038 |
6.044 |
−0.060 |
−0.085 |
−0.031 |
0.652*** |
1.000 |
|
|
|
|
6) 主动性创新行为 |
21.262 |
4.211 |
0.071 |
−0.011 |
−0.104 |
0.559*** |
0.661*** |
1.000 |
|
|
|
7) 被动性创新行为 |
17.618 |
6.149 |
0.084 |
0.156** |
−0.115 |
0.191*** |
0.277*** |
0.293*** |
1.000 |
|
|
8) 自我效能感 |
34.612 |
6.79 |
−0.012 |
0.048 |
−0.039 |
0.573*** |
0.694*** |
0.703*** |
0.480*** |
1.000 |
|
9) 工作焦虑 |
16.426 |
3.758 |
0.124 |
0.062 |
−0.108 |
0.171** |
0.168** |
0.249*** |
0.544*** |
0.326*** |
1.000 |
注：*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.01。
(二) 假设检验
本文中介效应分析方法参照温忠麟和叶宝娟[55]提出的中介效应检验的流程，先将共享领导和员工主动性创新行为、员工被动性创新行为分别纳入模型，再将自我效能感和工作焦虑依次纳入模型进行检验，得到的自我效能感和工作焦虑的中介效应检验结果如表2所示。由表2可知，在模型(3)中，共享领导在0.01的水平上显著正向影响员工主动性创新行为(r = 0.214, p < 0.01)，主效应显著，按中介效应而非遮掩效应论，假设1成立；模型(1)中，共享领导对自我效能感有着显著的正向影响(r = 0.359, p < 0.01)，模型(4)中，控制了中介变量自我效能感的影响后，共享领导对员工主动性创新行为的直接效应显著(r = 0.088, p < 0.01)，且自我效能感对员工主动性创新行为的正向影响也显著(r = 0.349, p < 0.01)，因此，自我效能感在共享领导对员工主动性创新行为的正向影响中起到了部分中介作用，间接效应量为0.359*0.349/0.214 = 58.55%，假设3、4和5均成立，即共享领导可以通过提高员工的自我效能感促进其主动性创新行为。在模型(5)中，共享领导在0.01的水平上显著正向影响员工被动性创新行为(r = 0.123, p < 0.01)，主效应显著，按中介效应而非遮掩效应论，假设2成立；在模型(2)中，共享领导对工作焦虑有着显著的正向影响(r = 0.063, p < 0.05)，模型(6)中，控制了中介变量工作焦虑的影响后，共享领导对员工被动性创新行为的直接效应显著(r = 0.071, p < 0.05)，且工作焦虑对员工被动性创新行为的正向影响也显著(r = 0.812, p < 0.01)，因此，工作焦虑在共享领导对员工被动性创新行为的正向关系中起到了部分中介作用，间接效应量为0.063*0.812/0.123 = 41.59%，假设6、7和8均成立，即共享领导会通过增加员工的工作焦虑促使其进行被动性创新行为。从控制变量来看，由模型(1)的结果可知，年龄对自我效能感有着显著的正向影响(r = 0.898, p < 0.01)，因此年龄越大，阅历越丰富，员工对自己解决问题的能力越自信，自我效能感越高；由模型(5)的结果可知，学历显著负向影响员工被动性创新行为(r = −1.872, p < 0.05)，因此学历越高的人越不会进行被动性创新行为，可能是由于学历高的人应对压力的能力强，不会受压力驱使从事被动性创新行为。
Table 2. Regression analysis
表2. 回归分析
|
(1) 自我效能感 |
(2) 工作焦虑 |
(3) 主动性
创新行为 |
(4) 主动性
创新行为 |
(5) 被动性
创新行为 |
(6) 被动性
创新行为 |
(Intercept) |
34.612*** |
16.426*** |
21.262*** |
21.262*** |
17.617*** |
17.617*** |
性别 |
0.223 |
1.031 |
0.830 |
0.752 |
1.222 |
0.385 |
年龄 |
0.898*** |
0.390 |
0.400 |
0.086 |
1.157*** |
0.841*** |
学历 |
−0.395 |
−0.903 |
−0.679 |
−0.541 |
−1.872** |
−1.139 |
共享领导 |
0.359*** |
0.063** |
0.214*** |
0.088*** |
0.123*** |
0.071** |
自我效能感 |
|
|
|
0.349*** |
|
|
工作焦虑 |
|
|
|
|
|
0.812*** |
R2 |
0.354 |
0.070 |
0.337 |
0.542 |
0.107 |
0.336 |
Adj.R2 |
0.340 |
0.050 |
0.322 |
0.529 |
0.087 |
0.317 |
N |
183 |
183 |
183 |
183 |
183 |
183 |
注：*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.01。
在进行调节效应分析之前，本文对所有连续变量进行了标准化处理，主动性人格对共享领导和自我效能感的关系以及共享领导和工作焦虑关系的调节效应检验结果如表3所示。由表3可知，模型(7)中共享领导与主动性人格的交互项不显著(r = −0.000, p > 0.1)，因此主动性人格对共享领导与自我效能感之间的正向关系不存在调节作用，假设9不成立，可能是由于主动性人格的员工本身自我效能感就较高，因此主动性人格不会对共享领导与自我效能感的关系产生影响。模型(8)中共享领导与主动性人格的交互项显著(r = −0.010, p < 0.01)，因此主动型人格对共享领导与工作焦虑的正向关系起到了负的调节作用，即员工的主动性人格水平越高，共享领导对工作焦虑的正向影响越弱。为了更清晰地呈现主动性人格对共享领导与工作焦虑关系的调节作用，本文分别按高水平(M + 1SD)和低水平(M − 1SD)对主动性人格进行取值，考量其不同水平下共享领导对工作焦虑的影响，结果如图2和表4所示，JN法简单斜率图如图3所示。通过简单斜率分析可以发现，当主动性人格水平低时，共享领导显著正向影响工作焦虑(β = 0.075, p < 0.01)，当主动型人格水平高时，共享领导对工作焦虑影响不显著(β = −0.04, p > 0.1)，即随着主动性人格水平的增加，共享领导与工作焦虑的正向关系越弱，假设10成立。由图3可以进一步发现，当主动性人格水平在17到31左右范围内时，共享领导对工作焦虑有显著正向影响，当主动性人格水平在47到50左右范围内时，共享领导对工作焦虑有显著负向影响，而当主动性人格水平在31到47左右范围内时，共享领导与工作焦虑没有显著关系，由此可以判断主动性人格发挥调节作用的条件范围。
Table 3. Analysis of moderating effects
表3. 调节效应分析
|
自我效能感 |
工作焦虑 |
(7) |
(8) |
(Intercept) |
34.628*** |
16.851*** |
性别 |
0.472 |
0.996 |
年龄 |
0.806*** |
0.526** |
学历 |
−0.522 |
−0.768 |
共享领导 |
0.141*** |
0.017 |
主动性人格 |
0.620*** |
0.063 |
共享领导*主动性人格 |
−0.000 |
−0.010*** |
R2 |
0.528 |
0.146 |
Adj.R2 |
0.512 |
0.117 |
N |
183 |
183 |
注：*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.01。
Figure 2. The moderating role of proactive personality between shared leadership and job anxiety
图2. 主动性人格在共享领导与工作焦虑间的调节作用
Figure 3. Moderating effect JN chart
图3. 调节效应JN图
Table 4. Simple slope analysis
表4. 简单斜率分析
主动性人格 |
Effect |
S.E. |
t |
p |
[95% CI] |
29.994 (−SD) |
0.075 |
0.032 |
2.324 |
0.021*** |
[0.011, 0.138] |
42.082 (+SD) |
−0.040 |
0.038 |
−1.071 |
0.286 |
[−0.114, 0.034] |
5. 结论与展望
(一) 研究结论
本文从员工主动–被动性创新行为的视角出发，进行了共享领导对员工主动–被动性创新行为影响的双路径研究，分别分析了自我效能感在共享领导与员工主动性创新行为关系的中介作用和工作焦虑在共享领导与员工被动性创新行为关系的中介作用，并探究了员工主动性人格的调节作用。得到的研究结果如下：1) 共享领导显著正向影响员工主动性创新行为。共享领导强调团队成员相互学习和协作且使领导职责广泛分布团队成员之间，满足了员工的自主性需要和能力需要，使其更有动力从事主动性创新行为。2) 共享领导显著正向影响员工被动性创新行为。共享领导强调绩效期望和高效创新的特点可能会给员工带来压力，分散员工注意力，且领导权力过多分散时可能会给员工带来角色模糊感和角色冲突感，从而促使其从事被动性创新行为。3) 共享领导显著正向影响自我效能感，自我效能感显著正向影响员工主动性创新行为，因此自我效能感在共享领导与员工主动性创新行为的积极关系中起到了部分中介作用。4) 共享领导显著正向影响工作焦虑，工作焦虑显著正向影响员工被动性创新行为，因此工作焦虑在共享领导与员工被动性创新行为的正向关系中起到了部分中介作用。5) 主动性人格对共享领导与自我效能感的积极关系不存在调节作用，对共享领导与工作焦虑的正向关系起到了负向的调节作用，即员工主动性人格水平越高，共享领导对工作焦虑的正向影响越弱。
(二) 理论贡献
本文的理论贡献有如下三点。
第一，目前关于共享领导对团队层面创造力的影响研究比较丰富，大量研究都显示共享领导有利于提升团队创造力，而对个体层面创造力的研究相对缺乏，且多集中在对个体创造力的积极影响，较少关注到共享领导对员工创新行为的双面效应，即使考虑到共享领导对员工创造力的双面效应也是基于共享领导对员工主动性创新行为的双面影响，而尚未关注到共享领导对员工被动性创新行为的影响。基于此，构建了共享领导对员工创造力影响的双路径理论框架，研究了共享领导对员工主动性创新行为和被动性创新行为的影响，丰富了中国情境下共享领导对员工个体创造力的理论研究。
第二，国内外的研究表明自我效能感、心理所有权、知识共享、工作意义和情感承诺等均在共享领导对员工创造力的影响过程中起到了中介作用，但尚未有研究关注到工作焦虑在共享领导与员工创造力关系中的作用。基于此，引入了工作焦虑这一情绪变量，考察了其在共享领导对员工被动性创新行为影响过程中的中介作用，为共享领导如何促使员工从事被动性创新行为提供了理论支撑，丰富了共享领导与员工被动性创新行为的相关研究。
第三，以往研究多将任务复杂性、任务重要性等作为调节变量，探究共享领导对创造力的边界条件，而未关注到员工人格的调节作用，员工人格作为员工的重要组成部分，自然会对共享领导与员工创造力的关系产生影响。基于此，本文将主动性人格作为调节变量，探究了主动性人格对共享领导与自我效能感关系以及共享领导与工作焦虑关系的调节作用，丰富了共享领导作用的边界条件。
(三) 管理启示
本研究通过研究共享领导与员工主动性和被动性创新行为的影响，为领导者也提供了管理启示。本研究可能的管理启示如下。
第一，研究发现共享领导能显著提升员工主动性创新行为，因此领导者在管理过程中应注重共享领导的重要性，积极采用共享领导的领导风格。具体来说，领导者应鼓励团队成员相互学习、相互帮助和相互协作，鼓励有能力和经验的团队成员承担领导角色，完善沟通渠道，促进知识交流和知识共享，培养和提高员工解决问题的技巧，从而增加员工的自我效能感，使得员工更有信心和动力投入主动性的创新行为，如改善工作流程、开发新的工作方法等，如此有助于团队工作效率的提高和工作任务的解决。
第二，以员工被动性创新行为为被解释变量的分析表明，共享领导会通过增加员工的工作焦虑诱导员工从事被动性的创新行为。因此，领导者在执行共享领导的领导风格时，也需要关注员工的工作情绪，避免设定过高的工作目标，如要求超高的创新水平等，在下放领导权力的同时也要避免角色超载和角色模糊，实现张弛有度。具体地，工作设计和绩效评估应基于员工的实际工作能力，并应分配合理的任务。由此，员工才可以按时完成工作，避免在非上班时间继续工作，减少员工压力。另外，团队可以为员工创造和提供更多参加培训的机会，例如，在设定优先事项、时间管理技能和工作技能方面进行培训，或为员工提供更多接受心理辅导及谘询的机会，以帮助他们更有效地工作，从而使其避免感受到高工作量和时间压力，减少员工感到压力和工作焦虑的可能性，使员工更少地从事被动性创新行为，有助于团队绩效的提高和团队创新氛围的建立。
第三，通过对员工主动性人格的调节效应分析发现员工主动性人格有助于削弱共享领导对工作焦虑的正向影响。因此，为了避免工作焦虑的负面影响，领导者在招聘员工时应仔细选择并在后续的工作中进行培训。具体地，在招聘时，应使用16种人格因素问卷来评估主动性人格特征，尽量选择主动性人格的员工加入团队从而减少团队的焦虑氛围，此外，团队可以通过为员工设定现实的目标来消除员工对无法实现组织目标的担忧或恐惧。后续团队也可以通过培训并加强对主动性行为的回报尽可能地使被动性人格的员工向主动性人格转变，从而减少共享领导带来的工作焦虑。
(四) 研究不足与展望
首先，本文仅在一个时间点进行了问卷的发放和收集，采用的是截面数据探究共享领导对员工创造力的影响，因此在论证因果关系方面尚缺乏足够的说服力，未来研究可在多时间点进行纵向的跟踪调查，提高结果的因果关系说服力和可信度。其次，本文进行的是中国情境下共享领导对员工主动–被动性创新行为的影响研究，但是工作焦虑、自我效能感和主动性人格的变量测量均采用的是国外较为成熟的量表，虽然信效度都很高，但研究中国情境下的问题采用本土的量表还是更具说服力，因此未来的研究可进行本土化的量表开发。