创造灵感可以源于灵性因素吗？——员工创造力的灵性动力机制研究

邓志华，谢春芳，张 露

（贵州财经大学 工商管理学院，贵州 贵阳550025）

一、引言

在当前快速变革和竞争激烈的环境中，创新是企业获取竞争优势的有力武器，而员工创造力则是实现组织创新的先决条件和根本动力。通过创新驱动实现中国企业从高速度向高质量的转型发展，迫切期待中国企业提升其员工创造力。因此，如何激发员工创造力并实现中国企业的创新发展就成为重要的研究主题，也是我国政府、企业和学者共同关心的话题。

创造力是指产生新颖有用的创意或灵感的能力，它对于组织的生产、产品、服务、流程等具有重要价值[1]。激发创造灵感、生成新颖创意就成为个体创造力提升的关键。个体是身体、情感、理智和心灵（spirit）四个层面缺一不可的完整集合，灵性（spirituality）是赋予个体活力与生命的内在源泉和无形力量，是人类区别于其他生物的独特身份标识[2]。那么，创造灵感可以源于灵性因素吗？

通过文献梳理发现，以往研究尽管从内在动机[3]、情绪—情感[4]、心理资源[5]、认知结构[6]、学习行为[7]、信息共享[8]等视角探讨了员工创造力的动力机制，但是，并未针对创造灵感是否可以源于灵性因素这一问题进行深入探讨。因此，本研究基于灵性视角、聚焦于灵性因素能否、如何以及何时激发员工创造力这一主题，探索其中的动力机制和边界条件，可能会是员工创造力开发的一个新突破口。

具体而言就是，根据创造力成分理论指出的员工创造力依赖于领导激励的观点[9]，分析外在的灵性因素——灵性领导对员工创造力的影响。由于个体价值观是内在动机的集中体现，根据创造力成分理论指出的个体创造力依赖于内在动机的观点[1]，探讨内在的灵性因素——个体灵性价值观对其创造力的影响，以及在灵性领导和员工创造力之间的传导作用。创造力交互理论认为个体创造力依赖于人格特质[10]，而主动性人格突出的个体倾向于掌控环境和挑战现状，其创造性动机更强。因此，本研究将探讨员工主动性人格的调节作用。这不仅有助于澄清灵性因素与个体创造力的关系问题，还可以满足管理实践中对员工创造力的迫切需求，具有重要的理论意义和实践价值。

二、理论基础与研究假设

（一）灵性领导与员工创造力

灵性是源于又不限于信念和价值观系统的内在意识和知觉，是个体内在力量的根本源泉[11]。在整合灵性与领导行为研究的基础上，Fry提出了灵性领导理论（theory of spiritual leadership）。灵性领导是指内在地激励自己和下属而满足他们的召唤感和成员身份感的价值观、态度和行为的领导风格，包含愿景（vision）、希望或信念（hope/faith）、利他性关爱（altruistic love）三个维度[12]。创造力成分理论明确指出领导激励、工作团队支持和组织激励是创造力的关键驱动因素[9]。由此推测灵性领导对员工创造力具有促进作用。

根据内在动机理论，灵性领导通过内在地激发和满足员工基于召唤感和成员身份感的精神性需求[13]，以及在创造性活动的挑战性和对创造性任务感兴趣的激励下，可以激发员工的内在动机。创造力成分理论指出员工创造力取决于个体的内在动机、创造力相关能力和相关领域技能[1]。灵性领导借助关怀、友善、谦逊、真诚、不自利和不嫉妒等关爱行为，在工作上关心员工的成长和发展，为员工搭建良好的工作平台并积极改善组织环境[12]，通过专业培训提高员工的职业技能，鼓励员工创新工作方法并提高创新能力，因而能够最大限度地激发员工的创造热情；在生活中给予员工人文关怀甚至解决生活难题[13]，通过与员工谈心等双向沟通行为疏导员工心理，使员工保持良好的精神状态并全身心地投入工作之中。此类关爱行为无疑可以增强员工的工作动力，益于累积创造力相关能力和相关领域技能并最终提升员工创造力。实证研究也表明灵性领导显著提高了个体的内在工作动机[14]，而高水平的内在工作动机可以促进个体创造力。此外，创造活动具有挑战性和风险性，常使员工面临创造失败或收效低微的精神压力。当员工对创新活动信心动摇或自身能力不足时，灵性领导通过坚定信念和激发希望帮助员工树立信心，为其创造活动提供强大精神动力，有助于提高个体应对复杂性和模糊性任务的能力[15]，从而激发员工的创造活力并提升创造力。因此提出研究假设：

H1：灵性领导对员工创造力具有显著的正向影响。

（二）灵性领导与员工灵性价值观

领导的过程是管理者的价值观向下属传递并使之内化的过程，而灵性领导具有培育和塑造下属灵性价值观的领导动机、价值体系和领导能力。Fry提出的灵性领导理论表明，激发个体的灵性是灵性领导发挥影响作用和实现领导效能的关键途径[12]，而灵性价值观是个体灵性在工作场所中的具体体现。例如，Miller 认为个体灵性在工作场所中主要通过灵性价值观、职业召唤感、道德标准和经济公正体现出来[16]，Kolodinsky 等认为个体灵性主要是通过灵性价值观和归属关系展现出来[17]。由此可见，基于自身优势和提高领导效能动机，灵性领导有必要通过培育和塑造下属的灵性价值观来实现领导过程。灵性领导是以灵性价值观为核心价值观的领导方式，因为其利他性关爱维度是以关怀、友善、耐心、自制、谦逊、真诚、宽恕、信任、不自利和不嫉妒等灵性价值观为基础的[12]。因此，灵性领导者对灵性价值观具有清晰而深刻的理解，这种灵性价值观可以通过相关程序和实践向下属传递并使之领会。因此提出研究假设：

H2：灵性领导对员工灵性价值观具有显著的正向影响。

（三）员工灵性价值观与其创造力

创造力成分理论认为内在动机对个体创造力具有决定性影响[1]。在工作场所中，灵性是个体最为深层、持久和强烈的内在动机，它主要体现为个人在工作中展现出来的灵性价值观和归属关系[17]。Reave 通过文献梳理和理论分析认为正直、诚实、谦逊、尊重他人、公正待人、关心他人、倾听、视工作为召唤、自我反省等灵性价值观对个体的动机水平、认知结构、满意感、留职率、创新行为和组织公民行为具有积极影响[18]。Pava指出灵性价值观包含个体与完整自我相联结、与他人相联结，接纳过去，可持续发展，合理而非理性地决策，谨慎行动，自我对话与自我反思等价值观[19]，这些对创造力非常重要。例如，以整体性思维与自我、他人相联结的价值取向出发，使个体能够从系统的视角看待问题并发现事物的内在联系，这往往会形成新视角并带来新观点；接纳过去的开放心态使个人能够承认错误并带来创造性突破；可持续发展的价值取向可以产生创造性方案来协调长期利益和短期利益的矛盾；合理而非理性的决策观可以确定合理而非单纯理性的多种方案并谨慎行动；自我对话与自我反省避免了不加批判地接纳现状从而能够激发创造性。因此提出研究假设：

H3：员工灵性价值观对其创造力具有显著的正向影响。

（四）灵性价值观的中介作用

推动员工的价值观与管理者的价值观相匹配是领导成功的关键，因此灵性领导有动力促使下属的价值观与自己的价值观相似。同时，灵性领导是以灵性价值观为核心价值理念的领导方式[12]，它无疑能够对下属灵性价值观的形成产生积极作用，而员工的灵性价值观对其创造力激发又至关重要。因此，灵性领导有动力也有能力通过塑造灵性价值观来激发员工的创造力，使之创造性地完成组织任务从而实现领导过程。此外，以往研究也为灵性价值观在灵性领导与员工创造力之间具有中介作用提供了有益启发。研究表明，领导—员工价值观匹配在高绩效工作系统与员工建言关系中具有中介作用[20]，而员工的灵性价值观正好契合了灵性领导的价值理念，二者具有高度的匹配性。因此，员工的灵性价值观很可能是灵性领导激活员工创造力的关键途径。因此提出研究假设：

H4：灵性价值观在灵性领导与员工创造力之间具有中介作用。

（五）主动性人格的调节作用

创造力交互理论指出，个体创造力受到个体层面的人格因素、内在动机和认知因素等因素的影响[10]。主动性人格（proactive personality）是个体超前、率先采取积极行动去影响、掌控所处环境的个性倾向，具有主动性人格的人相对不会受到环境的约束，而是喜欢挑战现状[21]。灵性领导者通过谋划组织愿景的行动对组织发展进行事先控制。通过激发希望以引领未来，通过坚定信念以阻抑消极心态，从而激发员工对美好生活的追求，也是一种超前的环境塑造方式；以真诚、关怀、宽恕、信任和友善为基础的利他性关爱也是一种积极的主动行为。研究也表明主动性人格与利他性行为显著相关[22]。可见，灵性领导者的这些行为特征与主动性人格突出个体具备的前瞻性、支配性和主动性等倾向十分吻合，具有主动性人格的人能更好地领会和接受灵性领导者的行为方式。相反，主动性人格水平较低的个体，难以清晰感知灵性领导者实施的谋划愿景、信念导向和关爱他人等积极行为对组织和环境的引导作用，可能会削弱灵性领导者的领导效能。因此提出研究假设：

H5：主动性人格调节了灵性领导对员工创造力的正向影响，员工主动性人格越突出，灵性领导对其创造力的正向影响越强，反之越弱。

（六）有调节的中介作用

主动性人格水平较高的个体通常具有自主学习、自我完善、与他人联结和可持续发展等价值追求，更可能主动地借助知识交流、信息分享和反馈行为来提升自我[23]，因而更容易掌握领域相关技能和创造力相关技能，从而促进创造力提升。此外，他们更容易主动调整自己的价值观念和认知结构来适应管理者的价值观念，这有助于他们通过灵性领导者来获取目标导向、信念坚定、充满希望等有利于创造力提升的价值观。因此，针对主动性人格水平较高的个体，灵性领导者容易通过培育和塑造他们的灵性价值观来提升他们的创造力，亦即灵性价值观所起的中介效应可能更强。因此提出研究假设：

H6：主动性人格调节了灵性价值观在灵性领导与员工创造力之间的中介效应，员工主动性人格越突出，灵性价值观在灵性领导与员工创造力之间的中介效应越强，反之越弱。

三、研究方法

（一）程序与样本

为了尽量降低和避免同源误差的不利影响，本研究从部门（团队）管理者及其下属两个渠道收集主管—员工的配套数据，因此调查问卷由主管部分问卷和下属部分问卷构成。主管部分问卷由员工创造力、公司信息和个人信息组成。下属部分问卷由灵性领导、灵性价值观、主动性人格和个人信息组成。

正式的问卷调查在2019年1月至2019年4月期间完成。为了尽可能收集更多的有效样本，采取了线下调查为主、线上调查为辅的方式开展问卷调研。线下调查方式是利用为企业提供培训或咨询的机会向调查对象当场发放纸质问卷并回收。具体做法是，在企业人力资源管理部等相关部门的支持下，在讲座、座谈、开会的适当时机向部门（团队）管理者发放带有配套编号的主管问卷。为提高问卷填答的质量，在问卷填写现场和问卷填写说明中均强调问卷调查的完全匿名性，说明纯粹是用于学术研究，并在填写完毕后当场收回、当众密封。之后，由部门（团队）管理者将带有配套编号的下属问卷带回各自的部门（团队），组织自己的下属员工填写，由部门（团队）管理者回收并交给公司人力资源管理等相关部门。线上调查方式是向具有良好关系的从事企业管理的熟人和朋友提供电子问卷，按照本研究提供的问卷填写说明和回收流程开展调查并回收。

研究样本来自重庆、南京、贵阳等城市的9家企业，涉及银行、保险、房地产、生产制造、教育培训等行业。共向89位部门（团队）管理者和461位员工发放问卷，分别收回70份和386份，回收率为78.65%和83.73%。根据事先设计好的问卷编号对领导部分问卷和员工部分问卷进行配对，剔除无效问卷以后最后获得了63位部门（团队）管理者与其336位直属下属的有效配套数据，平均每位部门（团队）管理者的直属下属为5.333个。采用SPSS22.0统计分析软件对调查样本的基本概况进行分析，整理于表1之内。

表1 调查样本概况

从表1可知，在此次的调研对象中，部门领导和员工以男性居多，分别占61.25%和52.68%，大约四分之三（76.63%）的部门（团队）管理者的年龄在31岁到50岁之间。员工年龄集中在40岁以下，占73.78%。部门（团队）管理者及其下属的教育程度以大学文化为主，分别占比59.63%和51.28%。部门（团队）管理者的公司工龄在3年以上的占84.74%，而员工在3年以上的占48.74%。

（二）测量工具

调研所用量表均使用此前研究使用过的成熟可靠量表，它们均已被证明具有良好的信效度。通过翻译—回译（translation-back translation）增强量表的准确性，并邀请经验丰富的研究人员进行了完善以增强问卷的可理解性，然后再用于正式调查，问卷采用Likert-7点方式进行评价（1=完全不同意，7=完全同意）。

灵性领导采用Fry 等开发的量表[24]，共13个题项，典型题目如“该领导对组织愿景充满信心”等，其Cronbach α为0.901。

灵性价值观采用Adawiyah和Pramuka在其研究中使用的灵性价值观量表[25]，根据文化适切性使用了其中的6个题项。基于小范围的预调查和研究表明，6题项量表的信效度较好，其Cronbach α=0.862。典型题目如“在工作中我经常依靠洞察力做出决定”等，正式调查中Cronbach α=0.834。

员工创造力采用Farmer 等使用的量表[26]，典型题目如“该员工首先尝试新主意或新方法”等，共4个项目，其Cronbach α=0.864。

主动性人格采用Parker和Collins在其研究中使用的量表[21]，包含6个题项。典型题目如“如果事情可能会如何发展，我会努力去影响它”等，其Cronbach α=0.807。

控制变量，以往研究显示年龄和教育水平对个体创造力具有一定影响[7]，因此将人口统计特征如性别、年龄、教育程度和公司工龄，作为控制变量。

四、数据分析

（一）信效度检验

采用SPSS22.0对信度系数进行计算，结果都在0.8以上，高于学者建议的参考值0.70。采用LISREL8.72对区分效度进行检验，拟合值如表2所示。

表2 各模型的验证性因子分析结果

数据显示四因素模型的拟合程度良好，χ2/df=2.594，AGFI=0.902，RMSEA=0.073，NNFI=0.931，CFI=0.927，SRMR=0.040，且优于其他备选的三因素、二因素和单因素模型，表明变量之间具有良好的区分效度，即四个变量确实不同。

（二）同源误差分析

虽然事先采取了领导—员工配套的多源收集方式，但测量方式均为自我报告，因此需对同源误差问题进行检验。将同源误差因子纳入四因素模型之中构建一个五因素模型，五因素模型拟合指数分别是：χ2/df=2.552，AGFI=0.902，RMSEA=0.051，NNFI=0.945，CFI=0.937，SRMR=0.030，相较于四因素模型，其拟合程度并未显著改善，CFI只提高了0.01，RMSEA只降低了0.022，SRMR只降低了0.01，表明本研究的同源误差问题并不严重。此外，Harman单因子方法检验结果表明，未旋转的第一个因子解释了25.62%的变异，远小于40%的判别值。因此，本研究不存在严重的同源误差问题。

（三）相关分析

运用SPSS22.0 计算相关性系数，如表3所示。数据表明灵性领导与员工灵性价值观（r=0.490，p＜0.01）、员工创造力（r=0.481，p＜0.01）、主动性人格（r=0.394，p＜0.01）均呈显著正相关关系。员工灵性价值观与员工创造力（r=0.343，p＜0.01）、主动性人格（r=0.388，p＜0.01）显著正相关，这为后续的假设检验奠定了基础。

表3 变量的平均数、标准差与相关系数（N=336）

（四）假设检验

1.主效应和中介效应检验。构建结构方程模型1（M1）检验灵性领导对员工灵性价值观和员工创造力的直接影响，数据汇总于表4之内。结果显示，灵性领导对员工灵性价值观（β=0.478，p＜0.01）和员工创造力（β=0.462，p＜0.01）具有显著的正向影响，模型拟合度是χ2/df=3.04，AGFI =0.91，RMSEA=0.07，NNFI=0.86，CFI=0.91，SRMR=0.03，H1和H2得到验证。如前所述，自变量与中介变量、结果变量以及中介变量与结果变量均显著相关，满足中介效应检验的条件。因此，构建结构方程模型2（M2）对中介作用进行检验，数据如表4所示。

表4 主效应与中介效应分析结果

由表4可知，纳入中介变量灵性价值观之后，灵性价值观对员工创造力的正向影响显著，β=0.312，p＜0.01，H3得到验证。灵性领导对员工创造力的正向影响显著，β=0.201，p＜0.01，但是影响效应有所减小，小于模型1中的β=0.462，p ＜0.01，模型拟合度是χ2/df=3.01，AGFI=0.91，RMSEA=0.08，NNFI=0.89，CFI=0.82，SRMR=0.05，这表明灵性价值观具有部分中介作用。进一步的Sobel检验也表明，灵性价值观的中介效应显著（z=3.25，p＜0.01），H4得到验证。

2.调节作用检验。构建回归模型3（M3）、模型4（M4）和模型5（M5）并通过逐步回归方法进行数据分析。第一步放入员工的性别、年龄、学历、司龄等控制变量，第二步放入灵性领导和主动性人格，第三步放入灵性领导和主动性人格的乘积项。如表5所示。结果显示，灵性领导与主动性人格的乘积项对员工创造力具有显著正向影响（β=0.165，p＜0.01），这表明主动性人格在灵性领导影响员工创造力的过程中具有显著的调节作用，H5得到验证。

表5 主动性人格调节效应分析

在主动性人格均值基础上分别加减一个标准差，进一步考察灵性领导对主动性人格水平不同的员工的创造力的影响差异。结果发现，灵性领导与主动性人格水平较低的员工的创造力以及与主动性人格水平较高的员工的创造力都显著正相关，分别为（β=0.302，p＜00.01）和（β=0.560，p＜0.01）。但是，前者的相关系数要小于后者，如图1所示。

图1 主动性人格的调节效应

如图1所示，相较于较低水平的主动性人格，主动性人格水平较高时，随着主动性人格得分的逐渐走高，灵性领导对员工创造力的正向影响也逐渐增强，故H5得到验证。

3.调节—中介效应检验。参照Edwards和Lambert[27]提出的调节—中介效应的检验步骤对H6进行检验，结果汇总于表6。

表6 调节—中介效应分析

从表6可知，灵性领导→员工灵性价值观→员工创造力之间的间接效应在主动性人格水平较低和主动性人格水平较高时均显著，分别为β=0.040，p＜0.01和β=0.174，p＜0.01，组间差异为0.134，且达到了显著性水平（p＜0.01）。这表明主动性人格水平较高时的间接效应要显著高于主动性人格水平较低的时候。因此，H6得到验证。

五、结论与启示

（一）结论

本研究发现：第一，灵性领导风格对员工的灵性价值观和创造力具有显著正向影响。第二，员工灵性价值观对其创造力具有显著正向影响，并在灵性领导和员工创造力之间具有部分中介作用。第三，员工主动性人格调节了灵性领导对员工创造力的正向影响，主动性人格突出时，该影响也随之增强，反之减弱。第四，员工主动性人格调节了灵性价值观在灵性领导和员工创造力之间的中介效应，主动性人格越突出，该中介作用就越强，反之减弱。

（二）理论意义

本研究的理论意义体现在以下几个方面。首先，基于灵性视角探讨了灵性领导和灵性价值观等灵性因素对员工创造力产生影响的动力机制，拓展了员工创造力提升的研究思路。以往研究尽管从情绪—情感[4]、认知结构[6]、学习行为[7]和知识共享[8]等视角探讨了员工创造力的激发过程，但并未针对创造灵感是否可以源于灵性因素这一问题进行深入探讨。区别于以往视角的解释机制，本研究基于灵性视角探讨灵性因素对员工创造力的驱动作用及其动力机制，阐明并验证管理者灵性领导行为、员工灵性价值观、灵性领导行为与员工主动性人格的交互等灵性因素可以直接或间接地提升员工创造力。这在理论上有助于深入理解灵性视角下的员工创造力激活机制，在实践上为基于灵性因素开发员工创造力提供了理论借鉴，同时也与以往有关灵性领导能够提高员工的生产水平或创新能力的研究结论相呼应[28]，回应了Afsar 等人加强灵性与创造力关系研究的呼吁[14]。因此，灵性领导和灵性价值观等灵性因素是赋予个体创造活力的积极力量，它可以有效激发创造灵感并提升创造力，是激活员工创造力所需的新视角和新型动力资源[2]，在创造力开发中具有不容忽视和不可回避的重要地位和作用。

其次，本研究探索到了灵性价值观这一“钥匙”来理解灵性视角下领导行为对个体创造力的传导机制。以往研究尽管表明员工价值观对其创新绩效具有重要影响[29]，但只是笼统地探讨个体价值观或者单独探讨价值观体系的驱动，并不能有效解析员工创造力的前因，因为不同的价值观对个体绩效的影响也具有差异[30]。本研究通过探讨员工的价值观类型与管理者领导方式及其价值观的一致性来探究员工创造力的前因，分析并验证了灵性价值观对员工创造力的直接效应，以及在灵性领导与员工创造力之间的间接效应，从而表明灵性价值观是一种能够激发员工创造力的重要价值观，也是与灵性领导相契合、能够传导灵性领导积极作用的价值观类型[31-32]，揭示了灵性领导影响下属创造力的“黑箱”过程，因而进一步丰富了员工创造力的动力机制研究。

最后，灵性领导和灵性价值观等个体层面的灵性因素对员工创造力的影响具有权变性和情景依赖性，主动性人格水平的高低会影响灵性因素与个体创造力的作用过程，即对主动性人格突出的员工，其影响效应更为明显，这意味着主动性人格突出的员工往往具有更高水平的创造潜能。这不仅表明主动性人格是员工个体创造力的一个重要解释变量，使有关主动性人格权变作用的研究得到了进一步完善，而且还印证了创造力投资理论和创造力交互理论的观点——个体的创造力依赖于个体的人格特质倾向，对人格—创造力研究框架也是进一步的有益补充和拓展。

（三）管理启示

本研究对管理实践具有一定启示意义。首先，在管理实践中，部门（团队）领导可以通过转变管理风格并实施灵性领导方式来激发员工的灵性价值观和创造力。例如，可以通过构思愿景和描绘未来、激发希望和坚定信念、利他性关怀员工等方式，为员工的创造活动提高充分的支持。其次，务必重视灵性价值观的桥梁作用。在企业人员招聘中，管理者需要吸收并保留那些具有灵性价值观的个体，在员工培训中也需要有计划地培育和塑造员工的灵性价值观，这可以为创造力的提升奠定有利的基础，从而促进员工创造力和领导效能的提升。最后，部门（团队）管理者要充分认识到主动性人格的重要作用，对创意设计、技术研发、产品开发或市场拓展等创造力要求较高的部门（团队）而言，可以将超前谋划、变革意识、勇于开拓、积极行动、主动作为等素质纳入到人员培训和绩效考核中，加强员工主动性人格的培育和塑造，从而增强员工创造能力。

（四）研究局限与展望

本研究仍然存在一些不足，需要进一步探讨。首先，本研究的调研对象主要集中在少数城市和行业，这样会造成研究结果的外部效度受到影响。以后的调查应当增加样本范围和行业来源，进一步提高研究结果的外部效度。其次，本研究调查问卷中的量表均来自国外研究。虽然这些量表在国内研究中多次使用并被证明具有良好信效度，但是对灵性领导、灵性价值观等变量理解上可能存在文化差异性。未来研究尽可能开发并使用本土化的测量量表，从而更准确地揭示灵性视角下的员工创造力动力机制。最后，基于灵性视角的员工创造力的动力机制也可能存在其他中介途径和边界条件。在后续研究中，可以探索学术界和实务界都比较关注的灵性资本（spiritual capital）等灵性因素对员工创造力的驱动作用以及其中的边界条件。