路文玲，戴萬亮，胡恩華，楊皎平

(1.南京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 南京 211106；2.渤海大學(xué) 管理學(xué)院， 遼寧 錦州 121013；3.青島科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山東 青島 266042)

0 引言

日益激烈的市場競爭和充滿不確定性的社會環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新水平提出了新的要求與挑戰(zhàn)，員工個體的知識與能力已無法滿足更加復(fù)雜的創(chuàng)新需求。近年來，團(tuán)隊作為一種新的工作形式，能夠整合不同團(tuán)隊成員的異質(zhì)性知識進(jìn)而提高創(chuàng)新水平[1]，受到更多企業(yè)管理者的青睞。為此，越來越多的企業(yè)通過組建團(tuán)隊提高企業(yè)創(chuàng)新水平。事實上，團(tuán)隊創(chuàng)新與個體創(chuàng)新存在很大差異，較高的個體創(chuàng)新水平未必帶來較高的團(tuán)隊創(chuàng)新水平，而是需要團(tuán)隊成員之間知識與情感的融合，通過相互協(xié)作，共同促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。因此，如何有效整合團(tuán)隊資源以促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新是學(xué)界與管理實踐者亟須解決的問題。受中國傳統(tǒng)等級文化的影響，領(lǐng)導(dǎo)者在團(tuán)隊中位高權(quán)重，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和行為會對團(tuán)隊?wèi)B(tài)度、團(tuán)隊行為產(chǎn)生重要影響[2]。近年來，學(xué)者也越來越關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊創(chuàng)新的關(guān)系，并取得了豐富的研究成果。例如，花常花等[3]從知識—權(quán)力轉(zhuǎn)化視角解析了悖論式領(lǐng)導(dǎo)對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響機(jī)制；衛(wèi)武等[4]基于資源保存理論，論證了領(lǐng)導(dǎo)通過幫助員工提高工作效率，實現(xiàn)非工作時間的心理解脫，避免資源損耗，進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。

通過以上分析可以看出，現(xiàn)有關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)行為與團(tuán)隊創(chuàng)新關(guān)系的研究，大多聚焦于知識與任務(wù)視角。隨著物質(zhì)生活水平提升與工作壓力加大，員工更加關(guān)注情感需求滿足與精神支持。領(lǐng)導(dǎo)幽默作為一種新興的領(lǐng)導(dǎo)行為，能夠加強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)信任[5]、激發(fā)積極情感[6]、滿足員工精神需求進(jìn)而影響員工創(chuàng)新行為[7]，因而備受學(xué)者關(guān)注。領(lǐng)導(dǎo)幽默作為一種互動方式，具備兩個特征：一是領(lǐng)導(dǎo)的有意性[8]，即領(lǐng)導(dǎo)幽默是領(lǐng)導(dǎo)有意發(fā)出娛樂下屬的行為，二是下屬能夠感知到領(lǐng)導(dǎo)幽默這種有意行為[9]。因此，只從員工評價領(lǐng)導(dǎo)幽默的單一視角探究領(lǐng)導(dǎo)幽默的作用效果，將導(dǎo)致不能全面深入地認(rèn)識領(lǐng)導(dǎo)幽默，使得關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)幽默的研究體系不夠完善。新近有研究從自評與他評的雙元評價視角剖析領(lǐng)導(dǎo)幽默，將二者視為一種因果關(guān)系，探究領(lǐng)導(dǎo)自評幽默對下屬感知的領(lǐng)導(dǎo)幽默的影響[10]。然而，由于領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員在經(jīng)歷、看待問題的視角等方面均存在一定差異性，導(dǎo)致二者的認(rèn)知有所不同，二者對領(lǐng)導(dǎo)幽默的認(rèn)知評價是相對獨立的關(guān)系而非彼此依賴的因果關(guān)系。因此，有必要從領(lǐng)導(dǎo)自評和團(tuán)隊他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的雙元視角探究領(lǐng)導(dǎo)幽默的作用效果。羅瑾璉等[11]認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)者對其自身情緒智力的評價只有與其下屬產(chǎn)生共鳴，才會產(chǎn)生相應(yīng)作用效果。根據(jù)資源保存理論，具有較多資源的個體能夠有效應(yīng)對資源損失，表現(xiàn)出積極行為。Copper等[9]將領(lǐng)導(dǎo)幽默視為一種重要的組織情感資源。那么，領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的一致性能否增加雙方情感能量，為團(tuán)隊獲取更多創(chuàng)新資源，促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新？領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的差異性匹配是否會對團(tuán)隊創(chuàng)新產(chǎn)生差異性影響？現(xiàn)有研究尚未給出明確答案。

此外，領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響機(jī)制尚不明確。以往研究大多基于情緒[12]以及社會信息加工[13]視角解釋領(lǐng)導(dǎo)幽默的作用機(jī)制。然而，這些理論更加強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)幽默單向傳遞的積極情感和信息，而忽視了領(lǐng)導(dǎo)幽默的互動性?；觾x式鏈理論認(rèn)為，在人際互動過程中，互動雙方通過關(guān)注共同焦點，逐漸知覺彼此的行為和意識，將有利于促進(jìn)參與者群體團(tuán)結(jié)。同時，在此過程中累積的情感能量也是團(tuán)隊互動的重要驅(qū)動力量，進(jìn)而在團(tuán)隊中形成積極的互動循環(huán)[14]。由此推斷，領(lǐng)導(dǎo)幽默作為一種互動方式，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默作出一致性評價時，雙方能夠感知到更多相似性，加強(qiáng)彼此情感能量，進(jìn)而形成較高的團(tuán)隊凝聚力。同時，資源保存理論認(rèn)為，資源豐富的個體有能力與動機(jī)獲取更多資源[15]。因此，團(tuán)隊凝聚力作為一種團(tuán)隊資源，能夠推動團(tuán)隊成員間互動，促進(jìn)團(tuán)隊成員間知識共享，進(jìn)而增加團(tuán)隊創(chuàng)新的資源儲備。鑒于此，本研究以團(tuán)隊凝聚力作為中介變量，探究團(tuán)隊凝聚力在自評領(lǐng)導(dǎo)幽默和他評領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新之間的中介作用，從而確定領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響機(jī)制。

綜上所述，本研究將基于互動儀式鏈理論與資源保存理論，探究自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與他評領(lǐng)導(dǎo)幽默匹配對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響，以及團(tuán)隊凝聚力在二者之間的中介作用。理論意義上講，本研究從自評和他評相互匹配視角探究領(lǐng)導(dǎo)幽默對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響，能夠更加深入全面地理解領(lǐng)導(dǎo)幽默的作用效果。同時，將互動儀式鏈理論與資源保存理論納入領(lǐng)導(dǎo)幽默研究框架，豐富領(lǐng)導(dǎo)幽默相關(guān)研究理論基礎(chǔ)，拓展互動儀式鏈理論與資源保存理論的內(nèi)涵。從現(xiàn)實意義上看，本研究可以為團(tuán)隊領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)一步提高領(lǐng)導(dǎo)幽默的有效性、促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新提供一定參考。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 領(lǐng)導(dǎo)幽默及其匹配情況

領(lǐng)導(dǎo)幽默是指領(lǐng)導(dǎo)通過有意發(fā)出一些有趣的言語表達(dá)或肢體動作來娛樂下屬、活躍工作氛圍的一種行為方式[9]?，F(xiàn)有研究中，關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)幽默的測量，從調(diào)研對象來看，包括兩種方式：一是領(lǐng)導(dǎo)自評，由領(lǐng)導(dǎo)對自身幽默行為作出評價；另一種是下屬他評，由員工對其所感知到的領(lǐng)導(dǎo)幽默作出評價。針對領(lǐng)導(dǎo)所表達(dá)的幽默，領(lǐng)導(dǎo)自身和團(tuán)隊成員可能形成差異性評價。具體而言，領(lǐng)導(dǎo)可能認(rèn)為其能夠通過言語或肢體動作娛樂下屬，活躍團(tuán)隊氛圍，即認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)自身幽默水平較高。團(tuán)隊成員可能尚未感知到同等程度的領(lǐng)導(dǎo)幽默，認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)在與其交流過程中缺乏趣味性，感知到較低的領(lǐng)導(dǎo)幽默，反之亦然。根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊評價的領(lǐng)導(dǎo)幽默水平差異性，可形成4種不同的匹配方式，如圖1所示。本研究將分別探討領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的一致性匹配(高自評—高他評，低自評—低他評)和不一致性匹配(高自評—低他評，低自評—高他評)對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響。具體而言，本研究將主要探討如下問題：一是領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價一致時，團(tuán)隊創(chuàng)新水平是否隨著領(lǐng)導(dǎo)幽默水平提升而提升？二是當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價不一致時，與“高自評—低他評”的情境相比，是否“低自評—高他評”情境更有利于促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新？三是團(tuán)隊凝聚力能否在領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新之間扮演中介作用？

圖1 領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的匹配Fig.1 The match between leader-rated and team-rated leader

1.2 領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響

團(tuán)隊創(chuàng)新是指團(tuán)隊成員之間通過相互協(xié)作、知識共享形成與產(chǎn)品、技術(shù)、服務(wù)有關(guān)的創(chuàng)新想法，并將其付諸實踐進(jìn)行市場化的過程[16]。團(tuán)隊創(chuàng)新過程充滿復(fù)雜性和不確定性，不僅需要豐富的知識儲備[17]，還需要領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊給予必要的精神支持[18]。領(lǐng)導(dǎo)幽默能夠通過營造輕松的工作氛圍，激發(fā)下屬積極情感，進(jìn)而促進(jìn)下屬創(chuàng)新行為，這一研究結(jié)論已經(jīng)得到大量文獻(xiàn)的支持[7]。因此，本研究推斷，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默作出一致性評價時，團(tuán)隊創(chuàng)新水平會因領(lǐng)導(dǎo)幽默水平高低而有所差異，即相對于領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價均較低的情境，二者均較高時團(tuán)隊將表現(xiàn)出更高創(chuàng)新水平。

具體而言，首先，根據(jù)互動儀式鏈理論，人與人之間的互動可以加強(qiáng)彼此間情感聯(lián)結(jié)與情感能量。由此推斷，幽默作為一種互動方式，能夠加強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊之間的情感能量[14]。團(tuán)隊創(chuàng)新過程通常充滿復(fù)雜性，無論是對物質(zhì)資源還是情感資源均具有較高需求。領(lǐng)導(dǎo)通過表達(dá)其自身和團(tuán)隊成員均能普遍接受的幽默，賦予團(tuán)隊更多情感資源，及時彌補(bǔ)團(tuán)隊創(chuàng)新工作帶來的情感損耗[9]，進(jìn)而持續(xù)推動團(tuán)隊創(chuàng)新。其次，受中國傳統(tǒng)文化的影響，領(lǐng)導(dǎo)情緒決定了團(tuán)隊整體情緒氛圍，領(lǐng)導(dǎo)積極的情緒將有利于塑造輕松愉快的工作氛圍[19]。在“高自評—高他評”情境中，一方面，較高的領(lǐng)導(dǎo)幽默有利于活躍團(tuán)隊氛圍，激發(fā)團(tuán)隊積極情感基調(diào)，進(jìn)而有利于開拓創(chuàng)新思維[20]；另一方面，資源豐富的個體有能力獲取更多資源，進(jìn)而表現(xiàn)出更多積極行為[21]。“高自評—高他評”情境有利于激發(fā)雙方積極情緒[10]，積極的情緒狀態(tài)作為一種特質(zhì)資源，能夠提高團(tuán)隊成員的心理安全感，促使其積極進(jìn)行知識共享，進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。最后，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)自身和團(tuán)隊成員整體均對領(lǐng)導(dǎo)幽默水平作出較高評價時，團(tuán)隊成員能夠感知到領(lǐng)導(dǎo)的可接近性及其與領(lǐng)導(dǎo)的相似性，進(jìn)一步延伸和拓展領(lǐng)導(dǎo)幽默事件，促進(jìn)團(tuán)隊內(nèi)部的幽默循環(huán)[12]，活躍團(tuán)隊氛圍。積極活躍的團(tuán)隊氛圍使得雙方對當(dāng)前內(nèi)外部環(huán)境作出較為積極的判斷，形成樂觀的工作態(tài)度，從而有效應(yīng)對團(tuán)隊創(chuàng)新過程中的各種問題。相反，在“低自評—低他評”的情境中，雙方互動局限于工作內(nèi)容交流，工作氛圍比較壓抑，導(dǎo)致團(tuán)隊成員創(chuàng)新思路受到限制。同時，在“低自評—低他評”情境下，雙方均具有較高的權(quán)力距離意識。領(lǐng)導(dǎo)注重自身權(quán)力地位的維護(hù)，團(tuán)隊成員易對領(lǐng)導(dǎo)形成威權(quán)的刻板印象。這使得二者之間的心理距離較遠(yuǎn)，不利于團(tuán)隊信息流動，進(jìn)而阻礙團(tuán)隊創(chuàng)新工作的實施[22]。

因此，本研究提出如下假設(shè)：

H1：領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默作出一致性評價時，相比于“低自評—低他評”的情境，“高自評—高他評”更有利于促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。

領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊成員在身份地位、看待問題的視角等方面均存在顯著差異，使得二者對于領(lǐng)導(dǎo)幽默的評價有所不同。領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價不一致的情況，包括“高自評—低他評”和“低自評—高他評”兩種組合方式。以往關(guān)于上下級不匹配的研究表明，下屬的特征或感知對其行為結(jié)果的影響更顯著[23]。因此，本研究推斷，相對于“高自評—低他評”情境，“低自評—高他評”情境更有利于促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。具體而言，一方面，在“低自評—高他評”情境中，團(tuán)隊成員能夠感知到領(lǐng)導(dǎo)通過幽默所給予的資源支持，出于對領(lǐng)導(dǎo)的感恩，將作出積極回饋。這能夠增強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)對幽默策略的認(rèn)可，改變其傳統(tǒng)的官本位思想，增強(qiáng)其幽默效能感，繼續(xù)創(chuàng)造并表現(xiàn)出團(tuán)隊成員能夠普遍接受并產(chǎn)生積極影響的幽默，活躍團(tuán)隊氛圍，促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。另一方面，根據(jù)互動儀式鏈理論，個體對互動內(nèi)容感知的加強(qiáng)能夠促使其對互動內(nèi)容作出積極反饋[14]。因此，團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默的較高評價能夠激發(fā)團(tuán)隊積極情緒，并對領(lǐng)導(dǎo)表達(dá)的“笑點”進(jìn)行討論，促使領(lǐng)導(dǎo)重新認(rèn)識自身表達(dá)的幽默，提高幽默感知，激發(fā)積極情緒，積極參與團(tuán)隊互動和創(chuàng)新[24]。反之，在“高自評—低他評”的情境中，領(lǐng)導(dǎo)情緒狀態(tài)較為積極，團(tuán)隊成員為了避免領(lǐng)導(dǎo)陷入“自娛自樂”的尷尬情境中，將被迫參與到領(lǐng)導(dǎo)幽默話題的互動中。根據(jù)資源保存理論，個體所擁有的資源是有限的[15]，被迫參與一些不感興趣的幽默話題將使團(tuán)隊成員面臨資源損耗的威脅，增加其壓力感知。同時，為了保存現(xiàn)有資源，團(tuán)隊成員將投入更少資源用于團(tuán)隊創(chuàng)新[25]，進(jìn)而對團(tuán)隊創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響[26]。同時，根據(jù)互動儀式鏈理論，互動過程并不是總能激發(fā)參與者的積極情感，也可產(chǎn)生消極情感，進(jìn)而導(dǎo)致團(tuán)隊團(tuán)結(jié)的破裂。當(dāng)只有領(lǐng)導(dǎo)單方面對其幽默作出較高評價而不能得到團(tuán)隊成員的認(rèn)可時，領(lǐng)導(dǎo)幽默將不能激發(fā)團(tuán)隊成員的積極情感，反而會降低團(tuán)隊成員參與互動的積極性，使得團(tuán)隊形似“一盤散沙”，進(jìn)而對團(tuán)隊創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響。

因此，本研究提出如下假設(shè)：

H2：領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默的評價不一致時，相比于“高自評—低他評”情境，“低自評—高他評”更有利于促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。

1.3 團(tuán)隊凝聚力的中介作用

在中國情境下，受“和為貴”“和氣生財”等傳統(tǒng)思想觀念影響，領(lǐng)導(dǎo)十分關(guān)注團(tuán)隊凝聚力的培養(yǎng)。所謂團(tuán)隊凝聚力是指團(tuán)隊成員因共同的團(tuán)隊目標(biāo)或情感需求而被聚集在一起的力量，具體表現(xiàn)為任務(wù)凝聚力和社會凝聚力[27]以及團(tuán)隊自豪感[28]等不同形式，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格以及團(tuán)隊成員認(rèn)知等均被視為影響團(tuán)隊凝聚力的重要因素[29]?；觾x式鏈理論認(rèn)為，在人際互動過程中，互動雙方通過符號表達(dá)共同的關(guān)注點和情緒，能夠增強(qiáng)彼此情感聯(lián)結(jié)，進(jìn)而有利于群體團(tuán)結(jié)[14]。領(lǐng)導(dǎo)幽默的本質(zhì)是領(lǐng)導(dǎo)通過語言或動作符號的表達(dá)實現(xiàn)與下屬互動的過程。由此，本研究推斷，領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的一致性能夠產(chǎn)生雙方共有的集體興奮，將所有參與者與集體聯(lián)系起來，從而加強(qiáng)團(tuán)隊凝聚力。具體而言，首先，領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性促使雙方感知到彼此認(rèn)知偏好的一致性，促進(jìn)團(tuán)隊信任，加強(qiáng)彼此情感聯(lián)結(jié)[30]。這將增強(qiáng)團(tuán)隊情感吸引力，強(qiáng)化團(tuán)隊成員歸屬感，進(jìn)而有利于團(tuán)隊情感凝聚力的形成。其次，領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性使得領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊間的溝通更加順暢[31]，這有利于團(tuán)隊成員對團(tuán)隊目標(biāo)產(chǎn)生更加清晰的認(rèn)知，加強(qiáng)團(tuán)隊成員對團(tuán)隊任務(wù)目標(biāo)的認(rèn)同感。團(tuán)隊成員將為了實現(xiàn)共同認(rèn)可的團(tuán)隊目標(biāo)而留在團(tuán)隊，促使團(tuán)隊任務(wù)凝聚力增強(qiáng)。最后，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員均對領(lǐng)導(dǎo)幽默形成積極認(rèn)知時，能夠弱化雙方威脅感知[32]，使得團(tuán)隊成員感知到其所在團(tuán)隊相對于其它團(tuán)隊的優(yōu)勢，加強(qiáng)團(tuán)隊自豪感，這也是團(tuán)隊凝聚力的重要表現(xiàn)形式。

團(tuán)隊凝聚力不僅是團(tuán)隊構(gòu)建的基礎(chǔ)條件，也是團(tuán)隊有效運行的重要保障。以往關(guān)于團(tuán)隊凝聚力與團(tuán)隊創(chuàng)新關(guān)系的研究表明，團(tuán)隊凝聚力能夠推動團(tuán)隊創(chuàng)新工作的有效實施。具體表現(xiàn)在以下幾個方面：首先，在任務(wù)凝聚力較高的團(tuán)隊中，團(tuán)隊成員更加認(rèn)可團(tuán)隊目標(biāo)，具有較高的主人翁意識，積極參與決策[33]，進(jìn)而不斷完善創(chuàng)新方案。其次，較高的團(tuán)隊情感凝聚力意味著團(tuán)隊成員之間彼此欣賞，相互吸引，情感聯(lián)結(jié)較為緊密。資源保存理論的資源增值螺旋模型指出，擁有較多資源的個體有能力和動機(jī)積極與其所處環(huán)境互動并進(jìn)行資源投資，以期獲得更多資源[26]。一方面，成員間情感聯(lián)結(jié)作為一種情感資源，使得團(tuán)隊成員彼此更加信任[34]，減少知識隱藏，促進(jìn)知識共享。另一方面，在情感凝聚力較高的團(tuán)隊中，團(tuán)隊成員間互幫互助，有利于構(gòu)建積極的團(tuán)隊氛圍，使得團(tuán)隊成員思維更加活躍[35]，從而有利于團(tuán)隊創(chuàng)新觀點的形成與推廣。最后，創(chuàng)新工作的復(fù)雜性和不確定性使得創(chuàng)新工作不僅需要豐富的知識儲備作為基礎(chǔ)，而且需要強(qiáng)大的心理信念作為支撐。資源保存理論認(rèn)為，具有較多資源的個體對抗資源損失的能力較強(qiáng)[15]。團(tuán)隊自豪感表現(xiàn)為團(tuán)隊成員對團(tuán)隊價值觀的認(rèn)可，能夠?qū)F(tuán)隊成員形成一定的心理支持。由此推斷，團(tuán)隊自豪感作為團(tuán)隊的一種心理資源，有助于增強(qiáng)團(tuán)隊士氣，形成較高的團(tuán)隊創(chuàng)新效能感，使得團(tuán)隊成員能夠有效應(yīng)對團(tuán)隊創(chuàng)新過程中的挫折，提高創(chuàng)新成功的可能性。

通過以上分析，本研究推斷，領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價的一致性通過影響團(tuán)隊凝聚力進(jìn)而影響團(tuán)隊創(chuàng)新。具體而言，根據(jù)互動儀式鏈理論，領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員對領(lǐng)導(dǎo)幽默的一致性評價能夠增加團(tuán)隊情感能量，提升彼此相似性感知，對團(tuán)隊目標(biāo)形成共同的積極認(rèn)知，增強(qiáng)團(tuán)隊自豪感。同時，依據(jù)資源保存理論，團(tuán)隊情感凝聚力、任務(wù)凝聚力以及團(tuán)隊自豪感作為一種團(tuán)隊資源，可以通過推進(jìn)團(tuán)隊協(xié)作促進(jìn)團(tuán)隊知識共享與融合，增強(qiáng)團(tuán)隊創(chuàng)新效能感進(jìn)而影響團(tuán)隊創(chuàng)新。

因此，本研究提出如下假設(shè)：

H3：團(tuán)隊凝聚力在領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用。

基于以上假設(shè)，本研究構(gòu)建概念模型以解釋領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價一致性影響團(tuán)隊創(chuàng)新的機(jī)制模型，如圖2所示。

圖2 概念模型Fig.2 The conceptual model

2 研究設(shè)計

2.1 研究樣本

本研究利用研究團(tuán)隊的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，對來自遼寧、天津、廣東、山東、上海等地的生產(chǎn)加工制造業(yè)、IT互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)以及電子通信等行業(yè)團(tuán)隊進(jìn)行問卷調(diào)查，數(shù)據(jù)收集時間為2020年11月至2021年3月。新冠疫情影響，本次問卷調(diào)查以線上調(diào)研為主、線下調(diào)研為輔。采用領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊成員配對方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，即由領(lǐng)導(dǎo)及其領(lǐng)導(dǎo)的所有團(tuán)隊成員分別對領(lǐng)導(dǎo)問卷和團(tuán)隊成員問卷進(jìn)行作答。其中，自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與團(tuán)隊創(chuàng)新以及與領(lǐng)導(dǎo)有關(guān)的人口統(tǒng)計學(xué)變量由領(lǐng)導(dǎo)作答，他評領(lǐng)導(dǎo)幽默、團(tuán)隊凝聚力以及與團(tuán)隊成員相關(guān)的人口統(tǒng)計學(xué)變量由團(tuán)隊成員作答。同時，通過詢問領(lǐng)導(dǎo)手機(jī)尾號和領(lǐng)導(dǎo)姓名全拼的方式對領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員問卷進(jìn)行匹配編碼，進(jìn)而提高問卷匹配準(zhǔn)確性。為了確保數(shù)據(jù)質(zhì)量，在問卷發(fā)放之前以及問卷導(dǎo)語部分都闡述了本次調(diào)研目的，并承諾本次調(diào)研數(shù)據(jù)只用于學(xué)術(shù)研究。此外，對每位參與調(diào)研的團(tuán)隊成員和領(lǐng)導(dǎo)給予相應(yīng)酬金，以提高數(shù)據(jù)質(zhì)量和調(diào)研對象參與積極性。

本次調(diào)研共發(fā)放領(lǐng)導(dǎo)問卷272份，團(tuán)隊成員問卷1 139份。共回收領(lǐng)導(dǎo)問卷241份，團(tuán)隊成員問卷1 011份，領(lǐng)導(dǎo)問卷回收率88.60%，團(tuán)隊成員問卷回收率88.76%。剔除領(lǐng)導(dǎo)所對應(yīng)團(tuán)隊成員人數(shù)小于3的樣本[36]、作答存在明顯邏輯錯誤的樣本以及Rwg未達(dá)到0.5的團(tuán)隊樣本，共得到領(lǐng)導(dǎo)有效問卷174份、團(tuán)隊成員有效問卷758份。領(lǐng)導(dǎo)樣本有效回收率72.20%，團(tuán)隊成員樣本有效回收率74.98%。

團(tuán)隊成員樣本顯示，在性別方面，男性占比66.40%，女性占比33.60%；在年齡方面，21～30歲占比42.30%，31～40歲占比50.80%，41～50歲占比6.20%，51歲以上占比0.70%；在受教育程度方面，大專學(xué)歷占比9.90%，本科學(xué)歷占比59.00%，碩士及以上占比31.10%；在工作年限方面，工作時間在1年及以下的占比8.80%，1～2年的占比26.10%，3～5年的占比44.70%，6～10年的占比19.00%，10年以上的占比1.40%；在與領(lǐng)導(dǎo)共事時間方面，共事時間1年及以下的占比34.60%，1～2年的占比35.80%，3～5年的占比23.20%，6～10年的占比6.20%，10年以上的占比0.20%；在所屬行業(yè)方面，教育行業(yè)占比1.20%，IT互聯(lián)網(wǎng)或電子通信行業(yè)占比27.60%，服務(wù)業(yè)占比4.10%，生產(chǎn)加工制造業(yè)占比65.00%，貿(mào)易批發(fā)零售業(yè)占比1.50%，其它行業(yè)占比0.60%；在所屬部門方面，營銷客服策劃部門占比2.00%，網(wǎng)絡(luò)技術(shù)部門占比25.60%，生產(chǎn)制造部門占比72.40%。

領(lǐng)導(dǎo)樣本顯示，在性別方面，男性占比70.70%，女性占比29.30%；在年齡方面，21～30歲占比17.20%，31～40歲占比48.30%，41～50歲占比25.90%，51歲以上占比8.60%；在受教育程度方面，大專學(xué)歷占比5.70%，本科學(xué)歷占比40.80%，碩士及以上占比53.50%；在工作年限方面，工作時間1～2年的占比7.50%，3～5年的占比21.30%，6～10年的占比53.40%，10年以上的占比17.80%；在擔(dān)任主管時長方面，任職時間1年及以下的占比20.70%，1～2年的占比28.70%，3～5年的占比28.20%，6～10年的占比17.80%，10年以上的占比4.60%；在所屬行業(yè)方面，教育行業(yè)占比1.70%，IT互聯(lián)網(wǎng)或電子通信行業(yè)占比27.60%，服務(wù)業(yè)占比5.20%，生產(chǎn)加工制造業(yè)占比63.20%，貿(mào)易批發(fā)零售業(yè)占比1.70%，其它行業(yè)占比0.60%；在所屬部門方面，營銷客服策劃部門占比2.90%，網(wǎng)絡(luò)技術(shù)部門占比27.00%，生產(chǎn)制造部門占比70.10%。

2.2 測量工具

本研究所用量表均為國外成熟量表，經(jīng)過嚴(yán)格的“翻譯—回譯”流程，并邀請管理學(xué)研究人員和管理實踐者結(jié)合中國文化情境對原始量表進(jìn)行改編，確定本研究最終量表。為進(jìn)一步檢驗本研究所用量表在中國情境下的有效性，在正式調(diào)研之前，對88個團(tuán)隊進(jìn)行小樣本測試，發(fā)現(xiàn)本研究所用量表信效度良好。本研究所用量表均采用likert 7點計分法。

自評領(lǐng)導(dǎo)幽默。借鑒Avolio等[37]開發(fā)的5題項量表，例如“當(dāng)員工有壓力的時候，我會用幽默來幫助他們緩解壓力”。量表信度為0.810。

他評領(lǐng)導(dǎo)幽默。采用Avolio等[37]開發(fā)的5題項量表，例如“當(dāng)工作中出現(xiàn)矛盾的時候，我的直屬領(lǐng)導(dǎo)會用一個有趣的故事化解沖突”。量表信度為0.861。

團(tuán)隊凝聚力。采用Henry等[38]開發(fā)的12題項量表，其中包括6個正向題目和6個反向題目。根據(jù)Dalal & Carter[39]的建議，反向題目會降低量表的心理測量學(xué)特征，故將6道反向題目刪除，保留6道正向題目，例如“團(tuán)隊內(nèi)部氣氛和諧，成員之間彼此信賴”。量表信度為0.853。

團(tuán)隊創(chuàng)新。采用Burpitt & Bigoness[40]開發(fā)的9題項量表，例如“團(tuán)隊從組織外部獲取關(guān)于新市場、新產(chǎn)品和新技術(shù)的信息”。量表信度為0.922。

控制變量。參考以往關(guān)于團(tuán)隊創(chuàng)新的研究，本研究將領(lǐng)導(dǎo)性別、領(lǐng)導(dǎo)擔(dān)任主管時長、領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊年齡匹配、領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊成員平均工作年限匹配、團(tuán)隊成員與領(lǐng)導(dǎo)共事時間、團(tuán)隊規(guī)模等作為控制變量納入研究模型，使研究結(jié)果更加準(zhǔn)確。

2.3 研究方法

首先，利用SPSS26.0進(jìn)行數(shù)據(jù)聚合檢驗、共同方法偏差檢驗以及描述性統(tǒng)計分析，并利用AMOS21.0進(jìn)行驗證性因子分析以檢驗變量區(qū)分效度。

其次，本研究利用Edwards & Parry[41]提出的多項式回歸與響應(yīng)面分析，對假設(shè)H1和H2進(jìn)行檢驗。以往用于匹配研究的差異分?jǐn)?shù)法和剖面相似性指數(shù)法存在可靠性低、分析結(jié)果不準(zhǔn)確等問題，而多項式回歸能夠更加準(zhǔn)確地分析兩個因素對因變量的協(xié)同影響，以及兩個影響因素不同強(qiáng)度組合對因變量的影響差異。同時，三維響應(yīng)面圖可以更加直觀地展現(xiàn)研究結(jié)果。根據(jù)Edwards & Parry[41]提出的模型公式，結(jié)合本文研究問題，構(gòu)建如下模型公式：

Z=b0+b1ControlVariables+b2X+b3Y+b4X2+b5XY+b6Y2+e

其中，Z表示團(tuán)隊創(chuàng)新，X表示自評領(lǐng)導(dǎo)幽默，Y表示他評領(lǐng)導(dǎo)幽默，X2表示自評領(lǐng)導(dǎo)幽默的平方項，XY表示自評與他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的交互項，Y2表示他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的平方項。b0表示截距，b1為控制變量的系數(shù)，b2為X的系數(shù)，b3為Y的系數(shù)，b4為X2的系數(shù)，b5為XY的系數(shù)，b6為Y2的系數(shù)，e為誤差項。

利用層級回歸法將控制變量、兩個匹配變量(X，Y)以及平方項(X2，Y2)和交互項(XY)分別納入模型進(jìn)行回歸分析。為了使得響應(yīng)面中匹配曲線和不匹配曲線的交點與響應(yīng)面底面的中心點相對應(yīng)，在進(jìn)行分析之前，本研究將自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與他評領(lǐng)導(dǎo)幽默進(jìn)行量表中心化，并在此基礎(chǔ)上計算二者平方項和交互項。具體包含以下兩個步驟：一是將領(lǐng)導(dǎo)性別、擔(dān)任主管時長、領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊成員年齡匹配、團(tuán)隊規(guī)模等控制變量納入模型(M1)；二是將自評領(lǐng)導(dǎo)幽默和他評領(lǐng)導(dǎo)幽默、自評領(lǐng)導(dǎo)幽默的平方項、他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的平方項以及自評與他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的交互項納入模型(M2)。若M2的R2有顯著變化，則表明可以利用回歸系數(shù)進(jìn)行下一步的響應(yīng)面分析。在響應(yīng)面分析過程中，一致性線(X=Y)的斜率(b3+b4)用于檢驗H1，若斜率為正則表明領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默的評價均較高時，團(tuán)隊創(chuàng)新水平更高。不一致性線(X=-Y)的斜率(b3-b4)用于檢驗H2，若斜率為負(fù)，則表明低他評—高自評情境更有利于團(tuán)隊創(chuàng)新。

最后，利用Edwards & Cable[42]提出的組塊變量分析方法對H3進(jìn)行檢驗。具體而言，利用X、Y、X2、XY和Y2的原始值分別乘以對應(yīng)的回歸系數(shù)，并求和作為組塊變量，利用SPSS中的宏程序process，通過重復(fù)抽樣5 000次估計中介效應(yīng)的偏差校正95%的置信區(qū)間，以確定團(tuán)隊凝聚力的中介效應(yīng)是否顯著。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)聚合檢驗

由于他評領(lǐng)導(dǎo)幽默與團(tuán)隊凝聚力兩個變量均為團(tuán)隊層面的變量，而數(shù)據(jù)來源于團(tuán)隊成員，因此，需要進(jìn)行數(shù)據(jù)聚合檢驗，判斷兩個變量能否從個體層面聚合到團(tuán)隊層面。經(jīng)計算，他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的Rwg為0.790，團(tuán)隊凝聚力的Rwg為0.809，二者均滿足Rwg>0.7的經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)。并且，他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的ICC(1)為0.639，ICC(2)為0.876；團(tuán)隊凝聚力的 ICC(1)為0.634，ICC(2)為0.874，也均滿足ICC(1)>0.05和ICC(2)>0.5的經(jīng)驗標(biāo)準(zhǔn)。以上結(jié)果表明，同一團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默和團(tuán)隊凝聚力的評價具有一定相似性，同時，團(tuán)隊間又具有顯著差異性，進(jìn)而說明自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與團(tuán)隊凝聚力可以由個體層面聚合到團(tuán)隊層面。

3.2 共同方法偏差檢驗

雖然本研究為了避免共同方法偏差，采用領(lǐng)導(dǎo)—員工配對方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，但仍可能存在共同方法偏差。因此，本研究利用Harman單因素分析法對共同方法偏差進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)的第一個因子解釋方差占所有因子解釋方差的27.530%，未達(dá)到總變異解釋量60.835%的一半，說明不存在明顯的共同方法偏差。

3.3 驗證性因子分析

為了進(jìn)一步檢驗變量間區(qū)分效度，本研究利用AMOS21.0進(jìn)行驗證性因子分析。結(jié)果表明，本研究提出的四因子模型具有良好的模型適配度(χ2=285.541，df=270，χ2/df=1.057，RMSEA=0.018，CFI =0.995，TLI=0.994)，且優(yōu)于其它模型。因此，領(lǐng)導(dǎo)自評領(lǐng)導(dǎo)幽默、團(tuán)隊他評領(lǐng)導(dǎo)幽默、團(tuán)隊凝聚力和團(tuán)隊創(chuàng)新4個變量間具有良好的區(qū)別效度，可以進(jìn)行后續(xù)分析。

3.4 描述性統(tǒng)計

本研究核心變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與團(tuán)隊創(chuàng)新不存在顯著相關(guān)關(guān)系(γ=0.136，n.s.)，與團(tuán)隊凝聚力顯著正相關(guān)(γ=0.181，p<0.05)；他評領(lǐng)導(dǎo)幽默與團(tuán)隊創(chuàng)新(γ=0.335，p<0.001)和凝聚力(γ=0.347，p<0.001)均顯著正相關(guān)；團(tuán)隊凝聚力與團(tuán)隊創(chuàng)新顯著正相關(guān)(γ=0.282，p<0.001)。這為本研究的假設(shè)驗證提供了初步證據(jù)。

表1 驗證性因素分析結(jié)果Tab.1 Confirmatory factor analysis

表2 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果Tab.2 Descriptive statistics of variables

3.5 假設(shè)檢驗

根據(jù)前文所述研究方法，對本文提出的假設(shè)進(jìn)行檢驗。首先，統(tǒng)計研究樣本中不同匹配情況所占比例，以確定能否進(jìn)行多項式回歸與響應(yīng)面分析。根據(jù)Fleenor等[43]的建議，將領(lǐng)導(dǎo)自評幽默和團(tuán)隊他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)，以自評(他評)領(lǐng)導(dǎo)幽默高于或低于他評(自評)領(lǐng)導(dǎo)幽默半個標(biāo)準(zhǔn)差作為高低領(lǐng)導(dǎo)幽默水平的劃分依據(jù)。統(tǒng)計結(jié)果表明，領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性樣本比例為37.40%，自評領(lǐng)導(dǎo)幽默高于他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的樣本比例為31.00%，自評領(lǐng)導(dǎo)幽默低于他評領(lǐng)導(dǎo)幽默的樣本比例為31.60%。由此可見，各種匹配的樣本比例均大于Shanock等[44]提出的10.00%臨界值。

表3 多項式回歸結(jié)果與響應(yīng)面分析結(jié)果Tab.3 Polynomial regression and response surface analysis results of variables

其次，以團(tuán)隊創(chuàng)新作為因變量進(jìn)行層級回歸，結(jié)果如表3所示。由M1到M2，R2有所提升(△R2=0.158，p<0.001)，因此，有必要進(jìn)行多項式回歸與響應(yīng)面分析。由表3可知，一致性線的斜率顯著為正(β=0.600，p<0.001)，表明在一致性匹配時，領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默的評價越高，團(tuán)隊創(chuàng)新水平也越高，因此，H1得到支持。不一致性線的斜率顯著為負(fù)(β=-0.500，p<0.05)，表明在不一致性匹配情形下，相對于“高自評—低他評”情境，在“低自評—高他評”情境中，團(tuán)隊創(chuàng)新水平更高，因此，H2得到驗證。為了使得研究結(jié)果更加直觀，本研究利用Excel繪制三維響應(yīng)面圖，如圖3所示。在圖3中，底面坐標(biāo)X代表自評領(lǐng)導(dǎo)幽默，Y代表他評領(lǐng)導(dǎo)幽默，Z代表團(tuán)隊創(chuàng)新水平。一致性線(X=Y)由底面前角(-3，-3)延伸至后角(3，3)，不一致性線(X=-Y)由左角(-3，3)延伸至右角(3，-3)。由圖3可以看出，后角處的團(tuán)隊創(chuàng)新水平高于前角，表明團(tuán)隊創(chuàng)新水平隨著雙方評價的領(lǐng)導(dǎo)幽默水平提升而提升，再次驗證了H1。同時，左角處的團(tuán)隊創(chuàng)新水平高于右角處團(tuán)隊創(chuàng)新水平，表明在“低自評—高他評”情境下團(tuán)隊創(chuàng)新水平高于“高自評—低他評”時的團(tuán)隊創(chuàng)新水平，再次驗證了H2。此外，圖3還表明，在“低自評—高他評”“高自評—高他評”“高他評—低自評”和“低自評—低他評”情境中，團(tuán)隊創(chuàng)新水平依次降低。

最后，檢驗團(tuán)隊凝聚力的中介作用。利用Edwards & Cable[42]提出的組塊變量方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，將自評領(lǐng)導(dǎo)幽默、他評領(lǐng)導(dǎo)幽默、二者交互項以及平方項分別乘以各自的回歸系數(shù)并求和形成一個組塊變量，借助SPSS26.0的process插件，采用bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。該方法能夠更好地估計領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊評價領(lǐng)導(dǎo)幽默的匹配對團(tuán)隊創(chuàng)新的直接影響和間接影響，檢驗結(jié)果如表4所示。領(lǐng)導(dǎo)幽默評價一致性對團(tuán)隊凝聚力有顯著正向影響(β=0.674)，95%置信區(qū)間為[0.399，0.948]；團(tuán)隊凝聚力對團(tuán)隊創(chuàng)新有顯著正向影響(β=0.213)，95%置信區(qū)間為[0.020，0.406]；領(lǐng)導(dǎo)幽默的一致性對團(tuán)隊創(chuàng)新有顯著直接影響(β=0.857)，95%置信區(qū)間為[0.489，1.226]；領(lǐng)導(dǎo)幽默評價一致性能夠通過團(tuán)隊凝聚力對團(tuán)隊創(chuàng)新產(chǎn)生影響(β=0.143)，95%置信區(qū)間為[0.013，0.317]。因此，H3得到驗證。

圖3 領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響Fig.3 The impact of leader-team congruence in leader humor on team innovation

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.4 Mediation effect test results

4 研究結(jié)論與未來展望

4.1 研究結(jié)論

隨著員工精神需求的不斷提升，越來越多的管理學(xué)研究者和企業(yè)實踐者開始關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)幽默對創(chuàng)新的促進(jìn)作用。然而，現(xiàn)有大多數(shù)研究較為關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)幽默對個體層面的影響，而忽視了其對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響。同時，現(xiàn)有研究尚未關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價差異性及其不同匹配組合對團(tuán)隊創(chuàng)新的差異性影響。本研究基于互動儀式鏈理論和資源保存理論，對174個團(tuán)隊的領(lǐng)導(dǎo)—團(tuán)隊成員配對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多項式回歸與響應(yīng)面分析，探究自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與他評領(lǐng)導(dǎo)幽默匹配對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響作用。結(jié)果表明：第一，在一致性匹配時，相對于“低自評—低他評”情境，在“高自評—高他評”情境中，團(tuán)隊創(chuàng)新水平更高。這是因為領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊均對領(lǐng)導(dǎo)幽默作出較高評價時，雙方能夠感知到更多相似性，促進(jìn)團(tuán)隊互動，進(jìn)而更有利于團(tuán)隊創(chuàng)新活動的開展。該研究結(jié)論和以往關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)幽默與創(chuàng)新關(guān)系的研究結(jié)論相吻合。第二，在不一致性匹配時，相對于“高自評—低他評”情境，在“低自評—高他評”情境下團(tuán)隊創(chuàng)新水平更高。究其原因，在“高自評—低他評”情境下，團(tuán)隊成員會對領(lǐng)導(dǎo)的一些無趣表達(dá)產(chǎn)生反感，增加情感耗竭，進(jìn)而不利于團(tuán)隊創(chuàng)新。第三，團(tuán)隊凝聚力在領(lǐng)導(dǎo)幽默評價一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用。領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性評價不僅可以直接作用于團(tuán)隊創(chuàng)新，還可通過加強(qiáng)雙方情感聯(lián)結(jié)、增強(qiáng)團(tuán)隊凝聚力和提高團(tuán)隊成員歸屬感影響團(tuán)隊創(chuàng)新。

4.2 理論貢獻(xiàn)

首先，本研究從新的理論視角剖析了領(lǐng)導(dǎo)幽默的作用效果。一方面，基于互動儀式鏈理論解釋了領(lǐng)導(dǎo)幽默通過加強(qiáng)互動雙方情感聯(lián)結(jié)進(jìn)而影響團(tuán)隊創(chuàng)新的過程。以往關(guān)于互動儀式鏈理論的探究大多集中于新聞傳媒和教育學(xué)等領(lǐng)域，本文將該理論引入組織行為研究中，拓展了該理論應(yīng)用范圍。另一方面，Cooper等[9]認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)幽默是一種組織資源?；谫Y源保存理論，本研究論證了領(lǐng)導(dǎo)幽默如何幫助下屬拓展資源促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。上述兩個理論的納入，豐富了領(lǐng)導(dǎo)幽默相關(guān)研究的理論基礎(chǔ)，拓寬了其研究視角。

其次，本研究響應(yīng)了Kim等[31]提出的探究領(lǐng)導(dǎo)與下屬感知的領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性影響的呼吁，利用多項式回歸與響應(yīng)面分析方法，從領(lǐng)導(dǎo)自評與團(tuán)隊他評領(lǐng)導(dǎo)幽默雙邊視角探究二者匹配對團(tuán)隊創(chuàng)新的影響。一方面，領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊評價的領(lǐng)導(dǎo)幽默一致時，雙方對領(lǐng)導(dǎo)幽默的評價越高，團(tuán)隊創(chuàng)新水平越高，這再次印證了領(lǐng)導(dǎo)幽默對創(chuàng)新的積極促進(jìn)作用。另一方面，領(lǐng)導(dǎo)自評領(lǐng)導(dǎo)幽默與團(tuán)隊他評領(lǐng)導(dǎo)幽默存在差異性時，團(tuán)隊創(chuàng)新水平具有非對稱性，即相對于“高自評—低他評”情境，在“低自評—高他評”情境中，團(tuán)隊創(chuàng)新水平更高。這與以往上下級匹配的研究中，關(guān)于下屬因素起主導(dǎo)作用的研究結(jié)論相一致。此外，需要指出的是，本研究發(fā)現(xiàn)“低自評—高他評”情境下的團(tuán)隊創(chuàng)新水平優(yōu)于“低自評—低他評”情境，這打破了以往上下級匹配研究中“越一致越好”的研究結(jié)論。

最后，基于互動儀式鏈理論和資源保存理論，從團(tuán)隊情感聯(lián)結(jié)視角出發(fā)，本文將團(tuán)隊凝聚力納入研究模型，探究團(tuán)隊凝聚力在領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新關(guān)系中的中介作用。為打開領(lǐng)導(dǎo)幽默的一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新關(guān)系之間的“黑箱”提供了更多理論基礎(chǔ)和實證證據(jù)，同時，也為團(tuán)隊凝聚力前因變量的探討提供了更多文獻(xiàn)支撐。

4.3 管理啟示

首先，領(lǐng)導(dǎo)需認(rèn)識到并非領(lǐng)導(dǎo)幽默水平越高越有利于團(tuán)隊創(chuàng)新，需要結(jié)合團(tuán)隊成員的幽默認(rèn)知偏好，表達(dá)團(tuán)隊成員能夠普遍接受的幽默，進(jìn)而提高領(lǐng)導(dǎo)幽默的有效性。具體而言，一方面，團(tuán)隊領(lǐng)導(dǎo)可通過組織團(tuán)建活動深入了解團(tuán)隊成員性格特征與幽默偏好，表達(dá)團(tuán)隊成員能夠普遍接受的幽默，激發(fā)團(tuán)隊成員積極情感進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊創(chuàng)新。另一方面，員工幽默偏好不是一成不變的，而是動態(tài)變化的。為此，領(lǐng)導(dǎo)需結(jié)合具體工作情境表達(dá)與時俱進(jìn)的幽默，提高團(tuán)隊成員對領(lǐng)導(dǎo)幽默的認(rèn)可度，加強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)幽默的有效性。

其次，領(lǐng)導(dǎo)需適當(dāng)結(jié)合個人偏好，力爭表達(dá)雙方均能夠產(chǎn)生積極評價的領(lǐng)導(dǎo)幽默。一味要求領(lǐng)導(dǎo)表達(dá)團(tuán)隊成員接受程度較高的幽默，將給領(lǐng)導(dǎo)帶來額外心理負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致領(lǐng)導(dǎo)資源耗竭，進(jìn)而產(chǎn)生消極影響。此外，為了使得領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員均能夠?qū)︻I(lǐng)導(dǎo)幽默產(chǎn)生相對一致的認(rèn)知，組織在進(jìn)行領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員分配時，有必要對領(lǐng)導(dǎo)和團(tuán)隊成員進(jìn)行認(rèn)知偏好測評，將認(rèn)知偏好相似性作為領(lǐng)導(dǎo)成員分配的標(biāo)準(zhǔn)之一。

最后，領(lǐng)導(dǎo)者需認(rèn)識到團(tuán)隊凝聚力在領(lǐng)導(dǎo)幽默一致性與團(tuán)隊創(chuàng)新之間發(fā)揮傳導(dǎo)作用。因此，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)加強(qiáng)團(tuán)隊吸引力，提高團(tuán)隊成員歸屬感，進(jìn)而提升團(tuán)隊凝聚力。具體而言，一方面，團(tuán)隊領(lǐng)導(dǎo)可以組織一些素質(zhì)拓展活動，加強(qiáng)團(tuán)隊成員彼此了解，緩解團(tuán)隊構(gòu)成異質(zhì)性帶來的認(rèn)知沖突，加強(qiáng)團(tuán)隊成員間情感聯(lián)結(jié)。另一方面，團(tuán)隊成員在滿足基本物質(zhì)需求的基礎(chǔ)上更加注重精神需求的滿足。領(lǐng)導(dǎo)者可通過營造積極的團(tuán)隊氛圍，增強(qiáng)團(tuán)隊成員積極工作體驗感知。同時，還可適當(dāng)授權(quán)，給予團(tuán)隊成員充分的自主空間，以滿足其自我實現(xiàn)需求，提高團(tuán)隊吸引力。

4.4 研究不足與未來展望

雖然采用多項式回歸與響應(yīng)面分析方法有效規(guī)避了傳統(tǒng)差異分?jǐn)?shù)法所帶來的可靠性低、研究結(jié)果不準(zhǔn)確等問題，但本研究依舊存在以下不足：首先，采用領(lǐng)導(dǎo)—員工配對方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，有效降低了同源偏差，但研究數(shù)據(jù)來源于同一時點，這在一定程度上限制了因果推斷的有效性。未來研究可采用“多時點—多來源”數(shù)據(jù)，進(jìn)一步提高研究結(jié)果準(zhǔn)確性。其次，在控制變量選擇上具有一定局限性。團(tuán)隊成立時間、企業(yè)性質(zhì)、發(fā)展階段等變量均是影響團(tuán)隊創(chuàng)新的重要因素，未來可將上述變量納入研究模型。再次，受樣本量所限，沒有對不同類型團(tuán)隊進(jìn)行分類探討。在不同類型團(tuán)隊中，領(lǐng)導(dǎo)表達(dá)幽默的方式以及領(lǐng)導(dǎo)幽默的有效性可能存在一定差異性。未來研究可對不同類型團(tuán)隊進(jìn)行分類討論，使得研究結(jié)論更具有針對性。最后，只考慮了團(tuán)隊凝聚力的單一作用機(jī)制，而且，缺乏邊界條件的探索。未來研究可基于不同理論視角挖掘不同中介機(jī)制，并結(jié)合中國文化特征探索領(lǐng)導(dǎo)與團(tuán)隊對領(lǐng)導(dǎo)幽默評價匹配影響團(tuán)隊創(chuàng)新的邊界條件，使得研究模型更加系統(tǒng)和完整。