鞏振興 張 瑩 李新敏 張?zhí)鹛?

(1 聊城大學商學院，聊城 252000) (2 北京科技大學東凌經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

1 引言

創(chuàng)造力是新穎且實用的創(chuàng)意、產(chǎn)品、方法或思想（Sue-Chan & Hempel, 2016），是企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的源泉（Gong & Zhang, 2017），提高創(chuàng)造力成為當今企業(yè)管理的內(nèi)在需求。以往研究主要以創(chuàng)造力的成分理論和交互理論為研究視角（Zhou, 2003），從個體自身、領導和同事、工作情境因素三個方面探討諸如大五人格（Raja &Johns, 2010）、情感（Gong & Zhang, 2017）、領導和同事支持（Liu, Chen, & Yao, 2011）、時間壓力（Ohly & Fritz, 2009）、反饋（Zhou, 2003）、工作目標（Unsworth & Clegg, 2010）對個體創(chuàng)造力的影響。目標導向能夠影響個體的目標選擇并為之堅持，比其他個人特征對創(chuàng)造力有更強的解釋力（Payne, Youngcourt, & Beaubien, 2007）。研究發(fā)現(xiàn)領導、員工的學習目標導向均能積極影響員工創(chuàng)造力（Whitaker & Levy, 2012）。然而目標導向指導下的領導反饋是組織常用的激勵員工提高創(chuàng)造力的策略，反饋過程是領導和員工互動的過程（Gong & Zhang, 2017），領導、員工目標導向?qū)T工創(chuàng)造力的影響并非隔離開的，因此就有必要探討領導和員工目標的契合度如何影響創(chuàng)造力。但以往關于領導-員工契合對創(chuàng)造力的影響形成了基于吸引-選擇-磨損理論（attraction- selectionattrition）的契合導致創(chuàng)造力低的和基于人際交往理論（interpersonal interaction theory）的契合導致創(chuàng)造力高兩種對立的結(jié)論（Glomb & Welsh, 2005），使管理者不清楚如何才能提高創(chuàng)造力。

存在不一致結(jié)論的原因在于：第一，以往關于上下級契合影響創(chuàng)造力的研究，大多集中在淺層契合也即人口統(tǒng)計學變量（年齡、性別、種族、工齡）的一致性研究上（Glomb & Welsh,2005），然而關于深層契合（目標導向、人格、價值觀等）的研究卻鮮有涉獵。然而領導通常會雇傭目標導向跟其一致的員工，這種一致能夠降低員工壓力，使其獲得更高的滿足感和創(chuàng)新（Sue-Chan & Hempel, 2016）。中國社會尤其講究人際關系和諧一致，深層一致性、特別是目標導向的一致性，對于改善環(huán)境、提高創(chuàng)造力而言尤為必要。領導者對深層一致的員工（即“圈內(nèi)人”）更為信任和關照（Zhang, Gong, Zhang, & Zhao,2017）。這種圈內(nèi)人和圈外人的區(qū)分會進一步導致反饋過程的區(qū)別和創(chuàng)造力的差異。

第二，以往領導反饋與創(chuàng)造力關系的研究中，簡單采用二分法把反饋按照效價、作用方式和對象區(qū)分、對比反饋的某一維度影響，不能反映反饋全貌，導致研究者發(fā)現(xiàn)有38%的反饋不利于創(chuàng)造力的提升（Kluger & DeNisi, 1996）。反饋行為與反饋內(nèi)容、反饋來源等交織在一起，共同影響反饋的效果，需要挖掘影響反饋有效性的多因素集合而成的概念（張劍, 鞏振興, 張瑩, 2017）。Steelman，Levy 和Snell（2004）指出領導反饋環(huán)境是日常工作環(huán)境中領導與員工之間的反饋情境。反饋環(huán)境包含了反饋源的可信性、反饋質(zhì)量、可利用性、準確性等維度，能超越反饋得到與創(chuàng)造力一致的結(jié)論（張劍等, 2017）。

第三，關于學習目標導向一致性通過反饋環(huán)境影響創(chuàng)造力的路徑，以往的研究獨立考察了組織、工作、領導或員工個體的因素（張劍等, 2017）如何影響領導反饋環(huán)境的形成，發(fā)現(xiàn)了單方目標導向的作用，卻忽視了反饋過程中互動雙方目標契合的作用，不符合管理實踐中上下級目標導向交互產(chǎn)生作用的現(xiàn)實。特別是對于創(chuàng)造力的產(chǎn)生而言，在反饋環(huán)境中面臨著很多不確定性，給上下級關系穩(wěn)定帶來諸多不利影響（Anderson,Poto?nik, & Zhou, 2014）。上下級具有共同一致的目標導向?qū)τ谏舷录夑P系和反饋環(huán)境有著直接影響。目標導向一致有助于雙方達成共識、減少合作阻力、增強關系承諾水平，進而促進創(chuàng)造力的提升，而這并非歸因于一方就能實現(xiàn)（Mulder &Ellinger, 2013）。

根據(jù)角色理論，個體通過社會化的調(diào)節(jié)過程，反復、持續(xù)地驗證他人對于某個角色的期待（Son & Kim, 2016），在與其所處的環(huán)境互動作用過程中產(chǎn)生角色，創(chuàng)造出自我角色內(nèi)容（Mukarram,Saeed, Hammoudeh, & Raziq, 2018）。領導和員工的目標導向并不直接影響組織結(jié)果，而被對方所建構(gòu)的目標導向會產(chǎn)生影響。建構(gòu)對方目標導向的過程也就是在社會互動中明確自我角色的過程（Son & Kim, 2016）。在創(chuàng)造力的產(chǎn)生過程中，領導和員工學習目標導向是塑造員工創(chuàng)新角色的關鍵，二者的契合也是和諧上下級關系、塑造支持性反饋環(huán)境的前提。因此，本研究基于角色理論視角，探討了領導-員工學習目標導向?qū)︻I導反饋環(huán)境的交互作用、繼而影響員工創(chuàng)造力的機制，最終為提高員工創(chuàng)造力提供理論和實證依據(jù)。

1.1 領導學習目標導向與員工創(chuàng)造力

具有學習目標導向的個體關注個人能力發(fā)展，樂于接受挑戰(zhàn)性的目標，并努力通過工作以提高自身技能（Vandewalle, 1997）。領導的學習目標導向被認為是領導者的特質(zhì)之一，但追隨者如何看待這個特質(zhì)也是一個重要的問題（Dweck,1986）。研究發(fā)現(xiàn)，領導者的性格特征不會直接影響組織和群體的結(jié)果（Vandewalle, 1997），而是說這些特質(zhì)是如何被員工（追隨者）感知的，從而影響結(jié)果（Son & Kim, 2016）。學習目標導向的領導在遇到困難和障礙時，傾向于通過學習來提高能力尋找解決策略，他們對所從事的工作有很強的內(nèi)部動機和主動性，專注于提高完成創(chuàng)新任務的能力，傾向于完成非明確要求的工作任務和創(chuàng)新性的工作（Vandewalle, 1997）。同時，他們敢于冒險、具有較高的自我效能感、對自身能力充滿信心、喜歡從事具有挑戰(zhàn)性和復雜性的工作、并投入大量熱情到創(chuàng)新性工作中（Whitaker & Levy,2012）。學習目標導向的領導喜歡挑戰(zhàn)自我、不懼怕困難，向員工展示了從事創(chuàng)新性活動的個體特征，為員工樹立了角色榜樣（Hirst, van Knippenberg,& Zhou, 2009）。同時，學習目標導向的領導會努力營造組織學習文化，強調(diào)組織中信息的獲取、分配和分享，通過激發(fā)組織中個體獲取、傳遞知識激活實現(xiàn)員工創(chuàng)新的動力，通過改變組織成員的行為實現(xiàn)組織中新知識和見解的自然流動（Park, Schmidt, Scheu, & DeShon, 2007）。因此，領導學習目標導向會影響員工的創(chuàng)造力?；诖颂岢黾僭O1：領導學習目標導向正向影響員工創(chuàng)造力。

1.2 領導學習目標導向與領導反饋環(huán)境

根據(jù)信號理論，信號接收者使用來自其他個體（信號發(fā)送者）的線索或信號來對這些個體的意圖、行為和特征做出結(jié)論（Connelly, Certo,Ireland, & Reutzel, 2011）。領導反饋環(huán)境作為反饋環(huán)境的一種，它包括反饋源的可信性和可利用性、反饋質(zhì)量和方式、積極和消極反饋的準確性、對反饋尋求的支持（Steelman et al., 2004）。從信號理論的角度來看，員工對領導者的學習目標導向的感知是員工在評估領導者提供反饋的質(zhì)量和來源可信度時的關鍵線索。目標導向的不同影響了對反饋目的的解釋（Connelly, et al., 2011）。有學習目標傾向的人傾向于將反饋視為有用的、關于如何糾正錯誤的診斷信息，并能夠提供完成任務掌握所需的信息（Son & Kim, 2016）。領導者追求學習目標來控制自己的表現(xiàn)，這會給員工提供關鍵的目標導向線索。員工能知道領導者會對自己的工作更有了解，領導會通過提高他們的知識和技能以獲取員工更好的表現(xiàn)，而反饋環(huán)境正是提供相關信息的關鍵（Anseel, Beatty, Shen,Lievens, & Sackett, 2015）。高質(zhì)量的反饋被認為是員工的有用資源，學習目標導向的領導善于提高自己的能力、挑戰(zhàn)自我，從這些人那里得到的反饋被認為是可以提高員工技能和能力的相關信息。這是因為反饋來自那些重視學習資源的人（Son & Kim, 2016）?；诖颂岢黾僭O2：領導學習目標導向正向影響領導反饋環(huán)境。

1.3 領導反饋環(huán)境在領導學習目標導向?qū)T工創(chuàng)造力影響的中介作用

具有學習取向的領導會通過提升自身能力、挑戰(zhàn)自我，提高在組織活動中反饋的可信性、提高反饋質(zhì)量并支持員工為了提高能力、提高績效的反饋尋求，所以學習目標導向的領導可能正向影響領導反饋環(huán)境（Son & Kim, 2016）。從領導反饋環(huán)境的七個維度來看，當員工很好地從一個具有廣泛專業(yè)知識的領導者那里獲得反饋，并認為這是對績效的一種信息和準確的評估，這反過來又有助于員工對反饋有積極的回應并接受。實證研究表明，領導者可信性對員工個體接受反饋的程度有很大的影響，從而提高他們的創(chuàng)造力（Gong, Li, Qi, & Zhang, 2017）。當員工認為他們的領導者是可信和可靠的，他們就更有可能接受來自這些領導人的反饋，這反過來又能讓他們產(chǎn)生更多的創(chuàng)造性想法。本研究提出假設3：領導反饋環(huán)境在領導學習目標導向?qū)T工創(chuàng)造力影響中起中介作用。

1.4 員工目標導向在領導學習目標導向?qū)︻I導反饋環(huán)境影響的調(diào)節(jié)作用

學習目標導向的領導能夠?qū)T工工作過程提供有用的反饋意見（Bozer, Sarros, & Santora, 2014），更愿意塑造學習和提高的環(huán)境（Testa & Ehrhart,2005）。學習取向的員工將會視學習目標導向的領導為可信的，且反饋都有可能提高能力。高質(zhì)量的反饋具有一致性和準確性，給予學習目標導向的員工以過程反饋，會被其視為是高質(zhì)量的（Deshon & Gillespie, 2005）。學習目標導向的員工將反饋視為幫助能力提高的工具，并認同反饋是能夠幫助其個人發(fā)展的，而且反饋方式很有效，進而采用更多的反饋尋求行為（宋文豪, 顧琴軒, 于洪彥, 2014）。領導-員工交換中的一致性理論指出了組織中員工知覺同領導一致的過程（Ashkanasy& O’Connor, 1997）。Kacmar，Witt，Zivnuska 和Gully（2003）研究證明，員工在高質(zhì)量的領導-員工交換關系中在獲得與領導更多的交流的同時，會正向影響領導對員工的積極評價，而交流較少時，領導對員工的積極評價就較少，在低質(zhì)量領導-員工交換關系和低交流頻率時，員工獲得的積極評價最少。

基于以上觀點，提出假設4：員工學習目標導向?qū)︻I導學習目標導向和領導反饋環(huán)境之間的關系具有調(diào)節(jié)作用，相對于學習目標導向低的員工，當員工學習目標導向高時，領導學習目標導向?qū)Ψ答伃h(huán)境的積極影響大。

綜上所述，本研究的總體研究模型見圖1。

圖 1 總體研究模型

2 研究方法

2.1 樣本

以山西省、江蘇省、廣東省、山東省4 個省10 家企業(yè)的市場部、財務部、銷售部、研發(fā)部、技術部、人力資源部等348 名員工作為調(diào)研對象，采取當場發(fā)放、現(xiàn)場回收的方式完成問卷調(diào)查。最終回收有效員工問卷305 份，對應的領導評價問卷24 份，是參與調(diào)研人員比例的87.6%。其中，男、女樣本分別為172 例、133 例，在整個樣本總量中的占比分別為56.4%、43.6%；年齡小于等于35 歲的樣本共有153 例，占50.2%；工齡5 年以下的166 例，占54.4%；教育程度在本科及以上的樣本214 例，占70.2%，被試樣本的教育水平較高。

2.2 變量測量

本研究共涉及4 個變量，分別是領導的學習目標導向、領導反饋環(huán)境、員工的學習目標導向和創(chuàng)造力，由員工評價主管的學習目標導向和領導反饋環(huán)境，主管評價員工的學習目標導向和創(chuàng)造力，4 個變量均采用李克特5 點量表來測量，1 代表完全不同意，5 代表完全同意。

領導學習目標導向的測量應用了Vandewalle（1997）編制的量表，共4 個條目，分別是“我的領導經(jīng)常閱讀與他工作相關的材料來提高能力”，“我的領導喜歡選擇有挑戰(zhàn)性的工作任務，從中他能學到很多”，“我的領導經(jīng)常尋找機會提高技能，增加知識”，“我的領導認為工作能力的不斷進步對于抗風險很重要”。該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.91。

員工學習目標導向的測量與領導學習目標導向類似，仍借鑒了Vandewalle（1997）所編制的量表，不同之處是員工學習目標導向共6 個條目，比領導學習目標導向多的兩個條目是“我經(jīng)常向表現(xiàn)好的同事學習、詢問經(jīng)驗”和“我更喜歡在要求高水平能力和天賦的工作情境中工作”。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.93。

領導反饋環(huán)境的測量應用了Steelman 等（2004）編制的量表，涉及反饋源的可信度、反饋質(zhì)量、反饋方式、積極反饋準確性、消極反饋準確性、反饋的可利用性和反饋尋求的支持7 個維度，共32 個條目。該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.89。

創(chuàng)造力問卷采用Zhou 和George（2001）編制的創(chuàng)造力量表，該量表只有一個維度，包含13 個題目，采用前人所用的主觀評價的方式，要求主管根據(jù)員工的創(chuàng)造力打分。

同時，本研究還將員工的性別、年齡、工齡和教育水平等人口統(tǒng)計學變量歸為控制變量在統(tǒng)計中予以控制。

3 研究結(jié)果

3.1 初始分析

經(jīng)過初始分析得出，各問卷指標擬合良好，平均變異萃取量AVE 值介于0.62～0.68 之間，組合信度在0.90～0.93 之間，均滿足AVE＞0.5 與組合信度CR＞0.5 的要求。從整體上講，各測量量表的聚斂性都非常好。為了控制共同方法偏差，本研究從領導與員工兩個來源收集數(shù)據(jù)通過進行Harman的單因素探索性因子分析，將特征值超過1 的因子提煉，第一主成分對28.23% 的變異量做出了闡釋，低于建議值40%。變量的方差膨脹因子（VIF）值都處在2.25～4.12 的范圍內(nèi)，比臨界值10 小，這就意味著不存在共同方法偏差問題。區(qū)分效度檢驗結(jié)果表明，四因子模型擬合最為理想，即主要研究構(gòu)念均具有較好的區(qū)分效度。

3.2 描述性統(tǒng)計

相關變量的均值、標準差和相關系數(shù)的分析結(jié)果如表1 所示。感知到領導學習目標導向和個體學習目導向（r=0.64, p＜0.01）、領導反饋環(huán)境（r=0.71, p＜0.01）、創(chuàng)造力（r=0.84, p＜0.01）呈顯著正相關關系。領導反饋環(huán)境和創(chuàng)造力呈顯著正相關關系（r=0.65, p＜0.01）。個體學習目標導向與領導反饋環(huán)境呈顯著正相關關系（r=0.50, p＜0.01）。

表 1 變量的均值、標準差和相關系數(shù)

3.3 直接效應和中介效應分析

表2 直觀展現(xiàn)了中介效應分析的結(jié)果。從表2可以看出，感知到領導學習目標導向到領導反饋環(huán)境的直接效應是顯著的正向影響（b=0.39, p＜0.001），假設2 得到支持。另外，領導反饋環(huán)境與創(chuàng)造力之間也存在顯著的正向關系（b=0.20, p＜0.001）。最后，感知到領導學習目標導向與創(chuàng)造力的總效應和排除了中介變量后的直接效應，兩者也存在顯著的正向關系（b=0.85，p＜0.001），因此假設1 也成立。在此條件下，因變量創(chuàng)造力在中介效應回歸分析模型擬合指標的R2為0.71，p＜0.01，其擬合程度高，說明中介效應顯著。

表 2 中介效應的回歸分析結(jié)果

表3 是通過SPSS PROCESS 數(shù)據(jù)分析軟件中的置信區(qū)間對中介效應進行bootstrapping 分析結(jié)果。根據(jù)Preacher 和Hayes（2008）的建議對加入中介變量后的間接效應進行bootstrap5000 次檢驗，以95%的置信區(qū)間是否包含0 為標準。根據(jù)結(jié)果可以看出，表3 的研究結(jié)果表明?，領導學習目標導向通過領導反饋環(huán)境影響創(chuàng)造力的中介效應為0.11，置信區(qū)為[0.01, 0.22]。置信區(qū)間不包含零，因此中介效應顯著，假設3 得到了完全支持。

表 3 中介效應的bootstrapping 分析結(jié)果

3.4 調(diào)節(jié)效應分析

研究還檢驗了個體學習目標導向調(diào)節(jié)感知到領導學習目標導向?qū)︻I導反饋環(huán)境，進而激發(fā)創(chuàng)造力的過程中起的中介調(diào)節(jié)作用。首先，本研究驗證個體學習目標導向的調(diào)節(jié)作用，領導學習目標導向和個體學習目標導向的交互項對領導反饋環(huán)境影響存在正向關系（b=0.09，p＜0.01）。從表4的左半部分的結(jié)果可以看出，當員工個體學習目標導向低于平均數(shù)一個標準差時，領導學習目標導向通過領導反饋環(huán)境影響創(chuàng)造力的間接效應為0.05，置信區(qū)間為[-0.02, 0.14]。當員工個體學習目標導向高于平均數(shù)一個標準差時時，領導學習目標導向通過領導反饋環(huán)境影響創(chuàng)造力的間接效應為0.09，置信區(qū)間為[0.01, 0.19]。由于調(diào)節(jié)變量高值的置信區(qū)間不包含零，其結(jié)果表明員工個體學習目標導向這個調(diào)節(jié)變量取高值時，對領導學習目標導向的感知通過領導反饋環(huán)境對結(jié)果變量創(chuàng)造力的間接效應是顯著的。

表 4 有調(diào)節(jié)的中介效應分析

表4 的右半部分可以直接看出，個體學習目標導向?qū)巧I導學習目標導向影響創(chuàng)造力的間接關系存在調(diào)節(jié)作用的判定指標為0.02，置信區(qū)間為[0.00, 0.06]。由于置信區(qū)間不包含零，因此有調(diào)節(jié)的中介效應是顯著的。假設4 得到了證實。

根據(jù)對West 與Aiken 給出的建議，繪制出基于不同的員工學習目標導向調(diào)節(jié)領導學習目標導向和領導反饋環(huán)境之間的關系圖。如圖2 所示，員工學習目標導向?qū)︻I導學習目標導向和領導反饋環(huán)境之間的關系起調(diào)節(jié)作用，相對于學習目標導向低的員工，當員工學習目標導向高時，領導學習目標導向?qū)Ψ答伃h(huán)境的積極影響大。

圖 2 調(diào)節(jié)效應圖

4 討論

本研究基于角色理論視角構(gòu)建了領導-員工學習目標導向契合對員工創(chuàng)造力影響的有調(diào)節(jié)的中介模型，探討了領導反饋環(huán)境在其中的中介作用。研究結(jié)果表明，領導學習目標導向通過影響領導反饋環(huán)境進而影響員工創(chuàng)造力，員工學習目標導向在領導學習目標導向影響領導反饋環(huán)境中起調(diào)節(jié)作用。

本研究假設均得到支持。第一，領導學習目標導向?qū)T工創(chuàng)造力有正向影響。與以往研究一致，本研究結(jié)果支持了領導作為工作中主要的反饋源在提高員工創(chuàng)造力方面的重要作用，特別是員工對領導學習目標導向的感知在其中的作用（Lam, Huang, & Snape, 2007）。一方面，由于具有學習目標傾向的領導傾向于不斷地追求學習目標，以更新他們的知識和技能，他們在工作中提供的反饋信息會被認為是有益的，從而有助于提高創(chuàng)造力（Vandewalle, 1997）。另一方面，領導的學習目標傾向會營造較好的學習氛圍，會增加個體對嘗試創(chuàng)新的動機，減少對創(chuàng)新后果的不確定性，進而有助于創(chuàng)造力的提升（Son & Kim, 2016）。

第二，領導反饋環(huán)境在領導學習目標導向?qū)T工創(chuàng)造力影響中起中介作用。正是由于學習目標導向的領導傾向于大膽嘗試、不斷學習，才能夠提供有效的反饋，反過來就會使員工認為反饋是有用的、高質(zhì)量的，對反饋信息來源的感知決定了員工對反饋來源提供的反饋的價值，并評估來源可信度，因此員工感知的領導反饋環(huán)境就更具有支持性（Gong & Zhang, 2017）。當員工認為領導是可信和可靠的，他們就更有可能接受來自領導的反饋，又能讓他們產(chǎn)生更多的創(chuàng)造性想法（Zhang et al., 2017）。此外員工在支持性領導反饋環(huán)境中得到有用的、準確的反饋信息，有助于員工對反饋有積極地回應并接受反饋。有研究表明，對反饋的接受與員工的創(chuàng)造力呈正相關關系（Whitaker & Levy, 2012）。

第三，員工學習目標導向在領導學習目標導向影響領導反饋環(huán)境中起調(diào)節(jié)作用。正如Vandewalle（1997）提出的，學習目標傾向的反饋雙方（領導和員工）傾向于不斷地追求學習目標，以更新他們的知識和技能。雙方的反饋過程（給予反饋、尋求反饋）會被彼此認為是有益的、高質(zhì)量的、準確的，也即感知到的領導反饋環(huán)境具有支持性（Lam et al., 2007），會有助于提高工作表現(xiàn)。和以往關于創(chuàng)造力形成機制類似，員工在反饋環(huán)境中存在很多不確定性，容易導致上下級關系不穩(wěn)定（Anderson et al., 2014）。上下級共同一致的目標導向?qū)τ陔p方達成共識、減少合作阻力、增強關系承諾水平、優(yōu)化反饋環(huán)境具有直接影響（Mulder & Ellinger, 2013）。因此，當員工學習目標導向高時，領導學習目標導向?qū)Ψ答伃h(huán)境的積極影響大。

本研究的理論意義在于，發(fā)現(xiàn)了領導-員工學習目標導向的契合在提高員工創(chuàng)造力中的重要作用，突破以往只關注單方面學習目標導向特別是領導學習目標導向，而忽視領導-員工契合在其中的作用，充分挖掘了在中國情境下深層一致性對于改善環(huán)境、提高創(chuàng)造力的必要性。研究結(jié)果和以往關于領導者以對員工深層一致的判斷區(qū)分“圈內(nèi)人”和“圈外人”對行為結(jié)果的影響一致（Zhang et al., 2017）。另外，本研究超越以往只關注反饋行為、忽視反饋發(fā)生作用復雜性的不足，關注領導反饋環(huán)境在其中的中介作用，較好地解釋了領導-員工學習目標導向契合影響員工創(chuàng)造力的中介機制。

本研究的實踐意義在于研究結(jié)果為提高員工創(chuàng)造力的方法提供了新的視角，對領導者和組織的持續(xù)發(fā)展而言具有重要意義。領導者和組織應該更多給予員工高質(zhì)量的反饋，改善反饋環(huán)境，同時也要密切了解員工的學習目標導向，消除上級-下級隔閡以此來提高領導-員工的默契和信任，從而提高組織整體創(chuàng)造力（Dahling, O’Malley,& Chau, 2015）。具體而言，工作環(huán)境應以提高領導-員工學習目標契合為目的并加以塑造。招聘、引進學習目標導向的員工對于提高個體創(chuàng)造力尤為重要。當員工們感知到組織正在追求持續(xù)學習和創(chuàng)新，他們也會受到鼓舞，進而增加個體創(chuàng)造力。領導者也會積極主動不斷學習來提高自身能力適應組織發(fā)展。這背后的原因是有學習目標的組織不僅要鼓勵，也要吸引領導者和個人，培養(yǎng)共同學習目標導向，從而帶來建設性的和創(chuàng)造性的結(jié)果（Harrison & Rouse, 2015）。

本研究也存在一些局限。首先，該項研究的樣本數(shù)量有限且是橫截面設計，變量之間的因果關系應該謹慎對待，在未來的研究中應該盡可能擴大樣本數(shù)量和被調(diào)查者職業(yè)的多樣性，注意時間跨度以及使用縱向或?qū)嶒炐缘难芯吭O計來建立變量之間的因果關系。其次，本研究專注于領導-員工學習目標導向?qū)?chuàng)造力的影響，未來的研究可以包括由反饋者測量的不同的反饋來源特征。例如，反饋來源的“大五”人格特質(zhì)可能會影響到對領導-員工學習目標導向的感知，從而導致對與創(chuàng)造力相關的反饋的不同態(tài)度和行為（Zhang et al., 2017）。最后，本研究樣本均在中國，中國過去深受儒家思想的影響，對上級的忠誠，和諧的關系的“中庸”思想，集體主義傾向明顯。未來的研究可以關注不同文化背景下（如個人主義傾向明顯的歐美國家）領導-員工學習目標導向?qū)?chuàng)造力的影響。

5 結(jié)論

本研究得出如下結(jié)論：（1）領導學習目標導向可以促進員工創(chuàng)造力的提高；（2）領導反饋環(huán)境在領導學習目標導向和員工創(chuàng)造力之間起中介作用；（3）員工學習目標導向?qū)︻I導學習目標導向和領導反饋環(huán)境之間的關系起調(diào)節(jié)作用，當員工學習目標導向高時，領導學習目標導向?qū)Ψ答伃h(huán)境的積極影響大；當員工學習目標導向低時，領導學習目標導向?qū)Ψ答伃h(huán)境的影響不顯著。