論領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的關(guān)系
——基于社會認(rèn)知理論的元分析研究*

楊 剛，謝 懿，紀(jì)譜華

(西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715)

一、引言

在現(xiàn)今競爭如此激烈的動態(tài)商業(yè)環(huán)境中，面對快節(jié)奏的變化和短暫的市場機(jī)會，創(chuàng)造力在提高組織效率和獲得競爭優(yōu)勢方面越來越發(fā)揮關(guān)鍵作用。有學(xué)者認(rèn)為，創(chuàng)造力是組織的“強(qiáng)有力的競爭武器”[1]，并強(qiáng)調(diào)培養(yǎng)員工、團(tuán)隊(duì)和組織的創(chuàng)造力是21世紀(jì)領(lǐng)導(dǎo)者的重要目標(biāo)和任務(wù)[2]。創(chuàng)造力的形成受多種因素的影響，領(lǐng)導(dǎo)的作用被認(rèn)為是必不可少的、最重要的因素之一。[3]以前的研究長期以來一直承認(rèn)領(lǐng)導(dǎo)者在培養(yǎng)員工創(chuàng)造力方面的關(guān)鍵作用[4][5]，突出了領(lǐng)導(dǎo)者對下屬創(chuàng)造力影響的三個方面：領(lǐng)導(dǎo)者的個人特質(zhì)，領(lǐng)導(dǎo)者行為以及領(lǐng)導(dǎo)者與下屬的關(guān)系。其中，關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)者與員工之間二元關(guān)系的領(lǐng)導(dǎo)成員交換理論(LMX)在領(lǐng)導(dǎo)力理論中是獨(dú)一無二的。它的基本原則是領(lǐng)導(dǎo)者不會以同樣的方式對待所有下屬，而是發(fā)展和維持與下屬之間不同質(zhì)量的人際關(guān)系。[6]大量研究已經(jīng)證明，領(lǐng)導(dǎo)成員交換的質(zhì)量可以預(yù)測員工的態(tài)度和與績效相關(guān)的工作成果。[7]本研究在已有研究的基礎(chǔ)之上運(yùn)用元分析方法進(jìn)一步整合和驗(yàn)證了領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力之間的關(guān)系，并結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型深入探討了社會認(rèn)知理論視角下領(lǐng)導(dǎo)成員交換對創(chuàng)造力的作用機(jī)制，力圖為領(lǐng)導(dǎo)追隨理論相關(guān)研究成果提供更多依據(jù)。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的關(guān)系

領(lǐng)導(dǎo)成員交換可以追溯到社會交換理論，該理論根植于社會心理學(xué)，最初源于 Gouldner(1960)[8]的文章，將社會變革解釋為人與人之間互動交流的過程。社會交換理論被學(xué)者視為是將領(lǐng)導(dǎo)行為與員工表現(xiàn)連接起來的橋梁和框架，而員工與其領(lǐng)導(dǎo)之間的交流則是社會交換的核心機(jī)制。1972年，Graen & Dansereau提出了領(lǐng)導(dǎo)成員交換(LMX)的概念，以角色承擔(dān)和社會交換為基礎(chǔ)，將領(lǐng)導(dǎo)與成員的關(guān)系視為一種“垂直二元”的結(jié)構(gòu)關(guān)系，認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者會與不同的員工建立不同質(zhì)量的關(guān)系，包括高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系和低質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系。高質(zhì)量交換關(guān)系是長期的，涉及信任、互惠、資源與支持，這種關(guān)系下的員工受到領(lǐng)導(dǎo)者重視并表現(xiàn)出高滿意度和高承諾。而低質(zhì)量交換關(guān)系是短期的、涉及經(jīng)濟(jì)和交易行為，這種關(guān)系下的員工只是執(zhí)行他們領(lǐng)導(dǎo)者要求他們做的事情，具有高離職傾向率和較低的績效水平。[9]領(lǐng)導(dǎo)成員交換相關(guān)研究表明，追隨者和領(lǐng)導(dǎo)者之間的交流質(zhì)量有助于創(chuàng)造力的提升。[10]低質(zhì)量的關(guān)系是基于受限制的互動為特征的契約交換，高質(zhì)量關(guān)系是基于相互信任、尊重、信息共享的交換，能為下屬提供更大的決策余地。[11]與和主管經(jīng)歷低質(zhì)量交流關(guān)系的人相比，經(jīng)歷高質(zhì)量關(guān)系的個人被認(rèn)為更具創(chuàng)造性。首先，高水平的領(lǐng)導(dǎo)成員交換為擴(kuò)大信息交流創(chuàng)造了更多機(jī)會，領(lǐng)導(dǎo)者和追隨者可以自由地表達(dá)自己的想法。[12]其次，以互信為特征的高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)成員交換中的員工更可能在不擔(dān)心責(zé)備的情況下從事具有挑戰(zhàn)性和冒險(xiǎn)性的工作行為。[13]最后，具備高領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量的員工獲得領(lǐng)導(dǎo)者強(qiáng)烈的支持[14]，可以增加他們在工作中產(chǎn)生和實(shí)現(xiàn)新想法的可能性[15]。而在低質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)成員交換的情境下，領(lǐng)導(dǎo)者和下屬之間的溝通頻率較低且不太及時，下屬可能更容易忽視領(lǐng)導(dǎo)者鼓勵創(chuàng)新的行為線索，他們在工作中犯錯誤時常常受到領(lǐng)導(dǎo)者的責(zé)怪從而害怕失敗并避免參與冒險(xiǎn)的創(chuàng)造性行為。[16]因此，低質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)成員交換的下屬很難獲得工作自主權(quán)[17]，領(lǐng)導(dǎo)者也不太可能提供反饋信息，下屬只能依靠自己的能力來產(chǎn)生創(chuàng)造性的想法。基于此，本文提出假設(shè)H1：

H1：領(lǐng)導(dǎo)成員交換正向影響員工創(chuàng)造力。

高創(chuàng)造性的成員可以幫助團(tuán)隊(duì)形成創(chuàng)新的價(jià)值判斷和行為選擇，這對促進(jìn)創(chuàng)造力至關(guān)重要。[18]除了具備高創(chuàng)造性的成員之外，外向、盡責(zé)、樂觀的成員可能會表現(xiàn)出激發(fā)討論、激勵團(tuán)隊(duì)以及與其他團(tuán)隊(duì)的成員合作的行為。所以當(dāng)資源有限時，領(lǐng)導(dǎo)者可以為這些員工分配更具挑戰(zhàn)性或更關(guān)鍵的任務(wù)，并給予他們更多的信任鼓勵，更高的期望和強(qiáng)烈的情感支持；對于能力較低或表現(xiàn)不佳的下屬，領(lǐng)導(dǎo)者可以分配更多的瑣事，提供較低水平的支持。因此領(lǐng)導(dǎo)者越清楚地認(rèn)識到下屬各方面的差異，團(tuán)隊(duì)的工作成果就越好。另外，高領(lǐng)導(dǎo)成員交換差異可能會導(dǎo)致員工之間形成團(tuán)隊(duì)內(nèi)和團(tuán)隊(duì)外的感知，從而引發(fā)人際關(guān)系和情感沖突[19]，使得團(tuán)隊(duì)的整體目標(biāo)無法趨于一致，最終將會抑制創(chuàng)造力的提升?；诖?，本文提出假設(shè)H2、H3：

H2：領(lǐng)導(dǎo)成員交換差異正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。

H3：領(lǐng)導(dǎo)成員交換差異負(fù)向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。

(二)創(chuàng)造性自我效能的中介作用——社會認(rèn)知理論的解釋

Tierney等(2002)提出的創(chuàng)造性自我效能的概念，指的是個體相信自己有能力產(chǎn)生創(chuàng)造性成果的信念。Bandura認(rèn)為，言語勸說、情緒喚起、經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)等行為能夠影響個體的自我效能。根據(jù)此理論，領(lǐng)導(dǎo)成員交換通過上述三種行為影響員工的創(chuàng)造性自我效能，再通過認(rèn)知機(jī)制、動機(jī)機(jī)制、情感機(jī)制過程最終提高員工的創(chuàng)造力。首先，高領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量下的領(lǐng)導(dǎo)給予員工情感支持，避免員工因失敗而帶來的負(fù)面情緒影響，從而更積極地投身于創(chuàng)造性任務(wù)當(dāng)中；其次，高領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量下的領(lǐng)導(dǎo)將自己掌握的部分信息與員工進(jìn)行分享，給予員工充分的自主權(quán)和決策權(quán)，增強(qiáng)員工對創(chuàng)造性活動以及個人和團(tuán)隊(duì)總體目標(biāo)的認(rèn)知；最后，高領(lǐng)導(dǎo)成員交換水平下的領(lǐng)導(dǎo)不會規(guī)定員工嚴(yán)格按照某一套具體的程序完成任務(wù)，員工可以在既定目標(biāo)下采取多樣、靈活的方式以達(dá)到領(lǐng)導(dǎo)最終的要求，擁有更多自主選擇的權(quán)利和更高的動機(jī)水平來產(chǎn)生創(chuàng)造性的角色外行為?；诖?，本文提出假設(shè)H4：

H4：高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系通過提高員工的創(chuàng)造性自我效能，進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)造力。

(三)潛在的調(diào)節(jié)變量

1.文化情境

文化資本理論指出，社會文化環(huán)境影響著個體和群體的行為方式。[20]互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和全球化趨勢的進(jìn)一步深化推動了文化間的相互融合，在一定程度上對人們的社會認(rèn)知產(chǎn)生潛移默化的影響。但由于傳統(tǒng)的文化觀念、政策引導(dǎo)和長期的歷史積淀使得不同國家或區(qū)域所形成的文化氛圍根深蒂固，并仍然呈現(xiàn)較大的差異化特征。東方情境下的員工注重以差序格局為核心的社會網(wǎng)絡(luò)，并一開始就與領(lǐng)導(dǎo)保持清楚的上下級關(guān)系，這種關(guān)系與家長型或威權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與員工的關(guān)系是較為相似的。[21]員工尤為在意領(lǐng)導(dǎo)的評價(jià)，對領(lǐng)導(dǎo)行為也更為敏感。而西方則更倡導(dǎo)個性化主義，員工往往與領(lǐng)導(dǎo)在平等的基礎(chǔ)之上再明晰權(quán)力關(guān)系，從而促進(jìn)了上下級之間信息的有效傳遞和團(tuán)隊(duì)成員知識共享的頻率。因此，在東西方文化情境下，領(lǐng)導(dǎo)與成員之間的關(guān)系對員工行為的影響是不同的。此外，Hofstede提出的文化維度理論也為我們提供了劃分不同文化特征和價(jià)值觀念的標(biāo)準(zhǔn)和參考依據(jù)[22]，該理論涉及五個方面，分別是“權(quán)力距離”“個人主義與集體主義”“陽剛型與陰柔型”“不確定性規(guī)避”以及“長期和短期調(diào)節(jié)導(dǎo)向”。其中高權(quán)力距離表現(xiàn)出集權(quán)性特征，會在一定程度上抑制員工的自由行為；個人主義文化下，人們重視自主、獨(dú)立與自我表達(dá)，更愿意去接受各種新鮮事物和挑戰(zhàn)來實(shí)現(xiàn)目標(biāo)。高不確定性規(guī)避文化強(qiáng)調(diào)穩(wěn)定性，與創(chuàng)造力的本質(zhì)特征相沖突。但同時高不確性規(guī)避可以通過技術(shù)的手段來實(shí)現(xiàn)，而對技術(shù)的需求需要高創(chuàng)造性和創(chuàng)新能力?；诖?，本文提出假設(shè)H5：

H5：文化情境的不同使得領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的關(guān)系具有差異性。

2.國家屬性

發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家由于經(jīng)濟(jì)、技術(shù)和社會發(fā)展水平的差異，使得不同國家屬性背景下組織的性質(zhì)和組織內(nèi)個體的能力和認(rèn)知存在較大差異。一方面，發(fā)達(dá)國家背景下，企業(yè)處在一個資源相對更為豐富的環(huán)境中，擁有創(chuàng)新所需要的更加完備的先天條件，并且完善的市場機(jī)制和社會體制使企業(yè)面臨更低的風(fēng)險(xiǎn)，這使得處在各個生命周期的企業(yè)更加愿意從事冒險(xiǎn)活動。另一方面，發(fā)達(dá)國家很大程度上來說員工的創(chuàng)造力已經(jīng)得到較大的發(fā)揮，不管是崇尚集體主義的日本還是崇尚自由主義的美國，領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間都保持著較高的交換關(guān)系，比如忠誠、奉獻(xiàn)、尊重等。而以中國為主的發(fā)展中國家，社會網(wǎng)絡(luò)、生活水平等因素束縛了員工的思維，使得員工即使擁有高度的創(chuàng)造力也無法得到有效發(fā)揮。這種背景下，領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量的向好發(fā)展，或許能對員工的創(chuàng)造力產(chǎn)生更高的效應(yīng)?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H6：

H6：國家屬性的不同使得領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的關(guān)系具有差異性。

3.行業(yè)屬性

根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)領(lǐng)域可將企業(yè)分為知識型企業(yè)和非知識型企業(yè)。兩者在市場需求、資源訴求、產(chǎn)品供給、發(fā)展環(huán)境、組織架構(gòu)等方面都存在較大的差異。因此，同樣的領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量得分在兩種類型的行業(yè)中可能會對創(chuàng)造力產(chǎn)生不同的影響。知識型企業(yè)內(nèi)的員工具有更高的信息和技能水平，能夠更快地適應(yīng)環(huán)境的變化，也會產(chǎn)生更多的創(chuàng)造性想法，因此更需要領(lǐng)導(dǎo)與下屬以及下屬之間進(jìn)行溝通合作整合異質(zhì)性想法來達(dá)成共識。而非知識型企業(yè)不要求員工具備特別高的創(chuàng)造性技能，企業(yè)本身的創(chuàng)新活動和創(chuàng)新機(jī)會相對更少。創(chuàng)新本身就具有很高的風(fēng)險(xiǎn)性，并且創(chuàng)新價(jià)值鏈的創(chuàng)意產(chǎn)生、創(chuàng)意轉(zhuǎn)化、創(chuàng)意推廣整個環(huán)節(jié)是一個長期的過程，需要付出很高的機(jī)會成本，甚至可能犧牲掉企業(yè)的一部分績效。企業(yè)的創(chuàng)造性活動最終是來源于員工，這種客觀現(xiàn)實(shí)條件對領(lǐng)導(dǎo)者提出了更高的要求，需要領(lǐng)導(dǎo)者具有前瞻性眼光和大的格局觀，與追隨者保持動態(tài)的良好關(guān)系，需要領(lǐng)導(dǎo)者能夠尊重員工、鼓勵員工進(jìn)行冒險(xiǎn)并寬容他們的失敗。只有這樣才能共同應(yīng)對激烈的競爭環(huán)境?；诖?，本文提出假設(shè)H7：

H7：行業(yè)屬性的不同使得領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的關(guān)系具有差異性。

4.測量因素

此部分主要考察中國情境下領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量測量工具的不同對創(chuàng)造力的影響。通過對現(xiàn)有關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力關(guān)系研究的測量工具進(jìn)行整合后發(fā)現(xiàn)，研究的具體情境和對象不同使得采用的領(lǐng)導(dǎo)成員交換量表也不完全相同。雖然對某一變量的測量都反映了該變量的核心內(nèi)涵和特征，但基于不同的理論基礎(chǔ)和測量方式，以及根據(jù)不同研究環(huán)境進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整后所形成的測量工具是存在差異的。具體表現(xiàn)為量表維度、長度、題項(xiàng)內(nèi)容、表達(dá)方式以及信效度等方面的不同。[23]從本研究所整理的相關(guān)文獻(xiàn)所使用的量表來看，中國情境下該類研究的測量工具主要分為三類：分別是Graen等的LMX—7量表、Liden和Maslyn等的LMX-MDM量表以及王輝的量表。其中LMX—7包含七個條目，代表題項(xiàng)為“您的主管在多大程度上認(rèn)可您的潛力”等[24]，LMX-MDM包含四個維度，分別為情感、忠誠、貢獻(xiàn)和專業(yè)尊敬，代表題項(xiàng)如“我敬重我的直接上司在工作方面的知識和能力”等[25]，相比于LMX—7量表，LMX-MDM量表所包含的范圍更為全面，且更能體現(xiàn)出領(lǐng)導(dǎo)與員工的相互關(guān)系和互動評價(jià)。而王輝的量表在過去LMX-MDM量表的基礎(chǔ)上進(jìn)行了修訂，結(jié)合了我國的具體情況增添了部分題項(xiàng)[26]，相比直接使用國外翻譯而來的量表更能夠體現(xiàn)中國情境。因此基于元分析技術(shù)將測量工具作為調(diào)節(jié)變量來考察其對領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力關(guān)系的影響，可以更加深刻地揭示是否考慮情境因素而形成的量表所得出的不同結(jié)果?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H8：

H8：中國情境下測量工具的不同使得領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的關(guān)系具有差異性。

綜合以上分析，構(gòu)建相應(yīng)理論模型，如圖1所示。

三、研究方法

Meta分析是對具有共同研究目的的相互獨(dú)立的多個研究結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)合并，剖析研究間差異特征，定量綜合評價(jià)研究結(jié)果的統(tǒng)計(jì)方法。分析過程中對于效應(yīng)量一致的同類研究應(yīng)盡可能準(zhǔn)確估算出效應(yīng)值，并就此報(bào)告其在所合成的研究中是穩(wěn)健的；如果效應(yīng)量各異，就應(yīng)量化其變異程度并考慮其意義。[27]這樣做可以增加統(tǒng)計(jì)功效，最大限度控制可能出現(xiàn)的偏差，提高結(jié)論的論證強(qiáng)度。此外，Meta分析可回答單個試驗(yàn)難以回答或尚未提及的問題，發(fā)現(xiàn)新的視角或隱藏于其他匯總性研究中的效應(yīng)或關(guān)系。

為了研究創(chuàng)造性自我效能的中介機(jī)制，本文使用了元分析結(jié)構(gòu)方程模型(MASEM)。MASEM是一個復(fù)雜的因果關(guān)系模型，可以測試因果結(jié)構(gòu)和估計(jì)回歸效應(yīng)，也可進(jìn)一步檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。[28]該模型的基礎(chǔ)是元分析計(jì)算推導(dǎo)出來的相關(guān)矩陣，包含各變量整體效應(yīng)之間的相關(guān)性。研究遵循Cheung[29]等提出的兩階段分析步驟：第一階段分析的主要目的是計(jì)算變量的聯(lián)合相關(guān)矩陣，第二階段是采用最大似然法計(jì)算結(jié)構(gòu)方程模型，基于聯(lián)合相關(guān)矩陣探索變量之間的關(guān)系。對于結(jié)構(gòu)方程模型的計(jì)算，較為流行的統(tǒng)計(jì)軟件包括LISREL、AMOS和EQS等，如果將相關(guān)矩陣作為協(xié)方差矩陣輸入這些軟件時可能會導(dǎo)致不正確的結(jié)果。[30]因此，本文使用包含在Statistica軟件中的結(jié)構(gòu)方程計(jì)算程序SEPATH，它能夠正確地對相關(guān)矩陣進(jìn)行分析。

(一)文獻(xiàn)檢索、篩選及納入標(biāo)準(zhǔn)

采用電子和手動搜索的方式以廣泛識別各期刊文章、會議論文和涉及研究主題的碩博士論文，并使用了3種不同的搜索策略：(1)在CNKI、萬方、Ebsco、Web of science、Elsevier、Emerald、JSTOR等數(shù)據(jù)庫中檢索篇名、關(guān)鍵詞、摘要或主題中涉及“領(lǐng)導(dǎo)—成員交換”“領(lǐng)導(dǎo)—下屬交換”“領(lǐng)導(dǎo)成員關(guān)系”“領(lǐng)導(dǎo)下屬關(guān)系”“LMX”“創(chuàng)造力”“創(chuàng)造性”“創(chuàng)新”“創(chuàng)新行為”“發(fā)散性思維”“創(chuàng)造性自我效能”“創(chuàng)新自我效能”“l(fā)eader-member exchange”“l(fā)eader-subordinate exchange”“l(fā)eader-follower exchange”“LMX”“creativity”“creative”“innovation”“innovative”“idea generation”“divergent thinking”“creative self-efficacy”“innovation self-efficacy”等主要詞匯的文獻(xiàn)。(2)對國內(nèi)外相關(guān)權(quán)威期刊進(jìn)行人工專項(xiàng)搜索以確保不遺漏重要文獻(xiàn)，如管理評論、南開管理評論、管理科學(xué)、心理學(xué)報(bào)、管理學(xué)報(bào)、JournalofOrganizationalBehavior，CreativityResearchJournal，JournalofCreativeBehavior，LeadershipQuarterly等。(3)在中國博士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫、ProQuest學(xué)位論文全文檢索平臺對未發(fā)表的碩博士論文進(jìn)行檢索。通過對初次檢索到的所有結(jié)果的題名、關(guān)鍵詞和摘要進(jìn)行閱讀查看之后，剔除掉與本研究不相關(guān)的文獻(xiàn)，共獲得518篇潛在的可以納入Meta分析的文獻(xiàn)，其中外文文獻(xiàn)270篇，中文文獻(xiàn)248篇。

然后，剔除重復(fù)文獻(xiàn)，并通過參考已有研究，進(jìn)一步篩選余下的文獻(xiàn)，只有同時符合以下幾項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)的研究才能夠納入最終的Meta分析：(1)必須是實(shí)證研究文獻(xiàn)。(2)研究中必須包含領(lǐng)導(dǎo)成員交換或其維度、創(chuàng)造力或創(chuàng)新行為、創(chuàng)造性或創(chuàng)新自我效能。(3)必須是明確報(bào)告了樣本量，信度系數(shù)，Pearson相關(guān)系數(shù)或能轉(zhuǎn)化為相關(guān)系數(shù)的回歸系數(shù)、路徑系數(shù)等，以及F值、T值等統(tǒng)計(jì)量。(4)對于多階段發(fā)表以及重復(fù)發(fā)表、樣本相同的文獻(xiàn)，將其歸為同一項(xiàng)研究。通過上述篩選標(biāo)準(zhǔn)，共獲得311篇符合本文元分析要求的、獨(dú)立的實(shí)證研究文獻(xiàn)，文獻(xiàn)采納率為60.04%。其中，中文文獻(xiàn)189篇，外文文獻(xiàn)122篇；博士論文7篇，碩士論文73篇，期刊論文229篇，會議論文2篇；領(lǐng)導(dǎo)成員交換對員工創(chuàng)造力影響的文獻(xiàn)162篇；報(bào)告了領(lǐng)導(dǎo)成員交換各維度與創(chuàng)造力關(guān)系的文獻(xiàn)10篇。在最終能夠納入元分析的文獻(xiàn)中最早出現(xiàn)在1999年，如表1所示。

表1 文獻(xiàn)信息

(二)文獻(xiàn)編碼

為了確保編碼的準(zhǔn)確性，由兩位研究生進(jìn)行獨(dú)立編碼，具體包括文獻(xiàn)作者、題目、發(fā)表時間、文獻(xiàn)來源、樣本容量、研究對象、變量類型等實(shí)質(zhì)性描述特征信息，以及pearson相關(guān)系數(shù)、P值、T值、F值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、路徑系數(shù)、回歸系數(shù)等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)信息。在對文獻(xiàn)中的效應(yīng)值及相關(guān)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行提取錄入時，首先梳理每篇文獻(xiàn)中包含多少獨(dú)立樣本及相關(guān)系數(shù)，如果一篇文獻(xiàn)中同時報(bào)告了多個相關(guān)系數(shù)，則采用如下方式進(jìn)行編碼：(1)如果這些相關(guān)系數(shù)來自不同的研究樣本，則將其作為獨(dú)立相關(guān)效應(yīng)值分別進(jìn)行編碼。(2)如果來自相同樣本總體的多個相關(guān)系數(shù)中既包括LMX與創(chuàng)造力的整體相關(guān)系數(shù)，又包括LMX各維度與創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)，則作為同一項(xiàng)研究分別進(jìn)行編碼，若只報(bào)告了LMX各維度與創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)，則逐層平均得到整體關(guān)系之后再分別進(jìn)行編碼。除此之外，為了考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文還對研究樣本的文化情境、國家屬性、行業(yè)屬性、測量工具等信息進(jìn)行了編碼。其中，文化情境主要分為東方情境和西方情境；國家屬性分為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家；行業(yè)屬性主要考慮實(shí)證對象是否屬于高新技術(shù)等知識型行業(yè)；測量工具在中國情境下主要分為LMX-7、LMX-MDM以及王輝的量表。最終，編碼產(chǎn)生342項(xiàng)研究，包含105 484個樣本。

(三)統(tǒng)計(jì)方法及分析程序

本研究綜合使用Statistica和Meta分析專用軟件Comprehensive Meta-Analysis(CMA)3.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理，采用轉(zhuǎn)換后的相關(guān)系數(shù)(r值)作為輸入效應(yīng)值，并將各獨(dú)立樣本的效應(yīng)值最終合成為一個效應(yīng)值。首先，根據(jù)Peterson & Brown(2005)[31]的研究，將回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)，轉(zhuǎn)換公式為：r=0.98*β+0.05(β≥0)；r=0.98*β(β<0)(β(0.5,0.5))(1)對于回歸系數(shù)與相關(guān)系數(shù)的轉(zhuǎn)換公式，依據(jù)Peterson & Brown( 2005)的研究：r=0.98*β+0.05(β≥0)；r=0.98*β(β<0)(β(0.5, 0.5))。；為了防止由于量表的信度缺陷所導(dǎo)致的相關(guān)系數(shù)的衰減偏差，對每項(xiàng)研究的r值以及由回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換而來的r值進(jìn)行信度修正，當(dāng)獨(dú)立研究沒有報(bào)告整體信度系數(shù)時，使用各維度信度的平均數(shù)替代(2)借鑒陳春花教授在《中國情境下變革型領(lǐng)導(dǎo)與績效關(guān)系的Meta分析》中的研究與Hunter在Dichotomization of Continuous Wiables:The Implications for Meta-Analysis中的研究，如果個別變量信度值缺失的研究可利用其他相似研究樣本的加權(quán)平均信度來代替。[32]，公式為：

(1)

其中,r為觀察到的相關(guān)系數(shù),αx為變革型領(lǐng)導(dǎo)的信度系數(shù)，αy為創(chuàng)造力的信度系數(shù)[33]。

(2)

(3)

(4)

每項(xiàng)研究觀察到的效應(yīng)大小不同通常有兩種原因:一是研究內(nèi)部的抽樣誤差，二是異質(zhì)性。而要定量研究異質(zhì)性，則需要引入Q統(tǒng)計(jì)量(服從自由度為k-1的卡方分布)來描述觀察變異與內(nèi)部誤差的比值，同時也是估計(jì)模型選擇的參考依據(jù)，如果Q顯著說明存在異質(zhì)性，應(yīng)選用隨機(jī)效應(yīng)模型以防止樣本量不同帶來的估計(jì)偏差，如果Q不顯著，則選擇固定效應(yīng)模型。此外，Q統(tǒng)計(jì)量如果顯著，則預(yù)示著效應(yīng)值可能受到潛在的調(diào)節(jié)變量影響[35]。Q的公式為：

(5)

如果采用固定效應(yīng)模型對效應(yīng)值進(jìn)行估計(jì)，可按以上幾個公式進(jìn)行轉(zhuǎn)換和計(jì)算，但是面對大部分使用隨機(jī)效應(yīng)模型更為適當(dāng)?shù)那闆r，那么權(quán)重就需要同時考慮組內(nèi)和組間方差，組間方差用τ2表示，此時的權(quán)重計(jì)算公式為：

(6)

根據(jù)Hedges的研究，τ2的計(jì)算公式為τ2=(Q-(k-1))/c。

隨機(jī)效應(yīng)模型中，除了權(quán)重發(fā)生變化之外，Zri的加權(quán)平均值的計(jì)算采用與固定效應(yīng)模型相同的公式：

(7)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)的兩個重要觀測指標(biāo)是Q值和I2值。[36]Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯著性，I2指標(biāo)反映實(shí)際顯著性，可以解釋有多少比例的觀察方差反映了真實(shí)效應(yīng)的差別，類似于信號噪聲比。已有研究表明，Q值如果顯著，則應(yīng)當(dāng)拒絕同質(zhì)性零假設(shè)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)綜合效應(yīng)值，Q值如果不顯著，則采用固定效應(yīng)模型估計(jì)綜合效應(yīng)值。[37]前者不是為了估計(jì)一個真實(shí)效應(yīng)值，而是效應(yīng)值分布均值，它允許一部分效應(yīng)值的離散來自不同研究間研究的真實(shí)差異，可更為合理地對樣本賦予權(quán)重，而后者則沒有考慮此因素，需要說明的是，當(dāng)τ2=0(總體研究效應(yīng)值參數(shù)的方差為0時)固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)是相同的。異質(zhì)性檢驗(yàn)是否顯著的判斷標(biāo)準(zhǔn)為Q>k-1且I2>0.6。本文效應(yīng)值異質(zhì)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示：

表2 效應(yīng)值異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，LMX與員工創(chuàng)造力、分維度LMX與創(chuàng)造力、LMX差異與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力、LMX與創(chuàng)造性自我效能以及創(chuàng)造力與創(chuàng)造性自我效能的Q值均大于其對應(yīng)的(k-1)的值，且均在0.001的水平上顯著，說明各研究間的效應(yīng)量都存在異質(zhì)性，那么效應(yīng)估計(jì)應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。此外各類關(guān)系的I2均大于80%，表明有超過80%的觀察方差反映了真實(shí)效應(yīng)的差別。τ表示效應(yīng)的離散程度，以LMX與創(chuàng)造力的整體關(guān)系為例，τ為0.497，若其效應(yīng)為R總，那么預(yù)計(jì)95%的真實(shí)效應(yīng)將降落在[R總-1.96τ，R總+1.96τ]，即[R總-0.77,R總+0.77]這個區(qū)間之內(nèi)，可反映研究間的真實(shí)差異。對于其余幾項(xiàng)效應(yīng)的分析同此。

(二)發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

若干不同領(lǐng)域的研究已經(jīng)表明，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義結(jié)果的研究更可能被發(fā)表[38]，也意味著要想在Meta分析中包含所有的灰色文獻(xiàn)幾乎是不可能的，這種現(xiàn)象可能導(dǎo)致效應(yīng)值的估計(jì)產(chǎn)生較大偏倚。發(fā)表偏倚的檢驗(yàn)可以通過CMA2.0軟件實(shí)現(xiàn)。圖2是領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力整體關(guān)系的效應(yīng)值分布的漏斗圖，這可以對發(fā)表偏倚進(jìn)行定性分析。橫軸表示轉(zhuǎn)換后的效應(yīng)值，縱軸表示標(biāo)準(zhǔn)誤差。從圖中可以看出，效應(yīng)值大部分位于漏斗圖頂部且對稱分布在平均效應(yīng)值周圍，只有小部分研究發(fā)生偏離，說明本文納入元分析的研究出現(xiàn)發(fā)表偏倚的可能性較小。

引入Rosenthal的失安全數(shù)和Egger’s偏倚檢驗(yàn)進(jìn)行定量分析[39]，見表3。Rosenthal的失安全數(shù)(classic Fail-safe N)用來計(jì)算需要加上多少個漏掉的研究才能使分析結(jié)果變得沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。如果失安全數(shù)大于5k+10(k指研究的數(shù)量)，那么受到發(fā)表偏倚的影響小，反之，則需要重視發(fā)表偏倚的影響。Egger偏倚檢驗(yàn)則是根據(jù)效應(yīng)值的自然對數(shù)來檢測漏斗圖的對稱性，用標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)離差對效應(yīng)估計(jì)值的精確度作回歸分析。

表3 失安全數(shù)與Egger’s檢驗(yàn)

從表中可以看出，上述8對關(guān)系中的失安全數(shù)均大于各自相對應(yīng)的(5k+10)的臨界值，表明研究結(jié)果的穩(wěn)定性較好，均不存在發(fā)表偏倚的問題；從Egger’s偏倚檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，表中的8對關(guān)系的漏斗圖均呈對稱分布，說明也不存在發(fā)表偏倚的問題。

(三)主效應(yīng)關(guān)系

領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力的總體效應(yīng)、領(lǐng)導(dǎo)成員交換與跨層面創(chuàng)造力的效應(yīng)、領(lǐng)導(dǎo)成員交換不同維度與創(chuàng)造力的效應(yīng)估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從表中可以看出，LMX對員工創(chuàng)造力的效應(yīng)值為0.51，在0.001的水平上顯著，H1得到驗(yàn)證；從多維度視角來看，LMX的情感、忠誠、貢獻(xiàn)、專業(yè)尊敬幾個維度與創(chuàng)造力關(guān)系的效應(yīng)值分別為0.536，0.430，0.529，0.503，且均在0.001的水平上顯著。LMX差異化對創(chuàng)造力的效應(yīng)值為-0.186，在0.001的水平上顯著，H2得到驗(yàn)證。此外，在LMX不同維度與創(chuàng)造力的關(guān)系中，效應(yīng)值大小的關(guān)系依次是情感>貢獻(xiàn)>專業(yè)尊敬>忠誠。

(四)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本文采用元回歸的方式來檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量的影響，對于發(fā)現(xiàn)結(jié)果顯著的調(diào)節(jié)變量再進(jìn)一步采取分組分析的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，涉及的調(diào)節(jié)變量包括文化情境(東方文化和西方文化)、行業(yè)因素(知識型行業(yè)和非知識型行業(yè))、國家屬性(發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家)、測量工具(中國情境下直接引用國外量表和改編過的量表)。元回歸結(jié)果見表5。從表中可以看出，除行業(yè)因素外(P>0.05)的調(diào)節(jié)作用不顯著外，測量工具的調(diào)節(jié)作用在0.05的水平上顯著，文化情境、國家屬性均在0.001的水平上顯著，表明這三個因素對LMX與創(chuàng)造力的總體關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，H5、H6、H8得到驗(yàn)證。

表5 元回歸結(jié)果

接著，使用分組分析進(jìn)一步檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)[40]，結(jié)果見表6。由表6的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，文化情境、行業(yè)因素、國家屬性、測量工具對LMX與創(chuàng)造力的總體關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。從文化情境來看，相比于西方情境(r=0.279)，東方文化情境下(r=0.464)LMX對創(chuàng)造力的效應(yīng)更強(qiáng)。從行業(yè)因素來看，非知識型行業(yè)(r=0.457)比高技術(shù)等知識型行業(yè)(r=0.362)對LMX與創(chuàng)造力的關(guān)系具有更強(qiáng)的預(yù)測作用。從測量工具來看，中國情境下使用Graen等的LMX—7量表效應(yīng)值更高。綜合來看，行業(yè)因素的調(diào)節(jié)作用存在不確定性，文化情景、國家屬性、測量工具對LMX與創(chuàng)造力的關(guān)系都具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表6 領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力總體關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

五、創(chuàng)造性自我效能的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表7是將要用于結(jié)構(gòu)方程模型計(jì)算的各變量之間的元分析相關(guān)矩陣。從矩陣當(dāng)中可以看出，領(lǐng)導(dǎo)成員交換和創(chuàng)造性自我效能(r=0.469，P<0.01)、創(chuàng)造力(r=0.438，P<0.01)都具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)造力與創(chuàng)造性自我效能(r=0.733，P<0.01)同樣具有顯著的高度正相關(guān)關(guān)系，這些結(jié)果與假設(shè)保持一致。以此矩陣為基礎(chǔ)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型計(jì)算，其中，樣本量通過各個效應(yīng)值樣本量的調(diào)和平均數(shù)來衡量[41]，最終的路徑如圖3所示。需要說明的是，由于采用元分析相關(guān)矩陣的結(jié)構(gòu)方程模型是飽和模型，所以不存在測量誤差，故不能估計(jì)其擬合指數(shù)[42]。從圖中可以看出領(lǐng)導(dǎo)成員交換正向影響創(chuàng)造力自我效能(B=0.469，P<0.01)，創(chuàng)造力自我效能正向影響創(chuàng)造力(B=0.676，P<0.01)，創(chuàng)造性自我效能在領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力之間起部分中介作用，H5得到支持。

表7 領(lǐng)導(dǎo)成員交換、創(chuàng)造性自我效能和創(chuàng)造力的聯(lián)合相關(guān)矩陣

六、結(jié)論、局限與展望

(一)結(jié)論

本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上，采用元分析方法，對領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力之間的關(guān)系進(jìn)行了總結(jié)和驗(yàn)證，并得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，領(lǐng)導(dǎo)成員交換質(zhì)量對創(chuàng)造力具有顯著的影響，在高質(zhì)量的LMX下，員工及團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)造力也會更高。從領(lǐng)導(dǎo)成員交換的各維度來看，情感、忠誠、貢獻(xiàn)以及專業(yè)尊敬四個維度均會對創(chuàng)造力產(chǎn)生積極的影響，其中，情感維度的作用最強(qiáng)。此外，領(lǐng)導(dǎo)成員交換差異對創(chuàng)造力有著顯著的負(fù)向影響，也就是說，領(lǐng)導(dǎo)對于組織或團(tuán)隊(duì)內(nèi)成員表現(xiàn)出的關(guān)系差異越大，越不利于員工或團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的提升。

第二，文化情境、國家屬性、測量工具對領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體而言，相比于西方文化，在東方文化情境下的高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系對創(chuàng)造力具有更加顯著的促進(jìn)效應(yīng)；相比于發(fā)達(dá)國家，發(fā)展中國家情境下的高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系對創(chuàng)造力具有更加顯著的促進(jìn)效應(yīng)。而在中國情境下，不同的測量LMX的工具所反映出來的效應(yīng)也不相同，使用Graen的LMX—7量表測量出來的LMX對創(chuàng)造力的促進(jìn)效應(yīng)更高，其次是結(jié)合了中國具體情況的王輝的量表，最低的是Liden的LMX-MDM量表。從以上調(diào)節(jié)因素所導(dǎo)致的具體差異我們可以知道，由于不同情境下所覆蓋的各種因素復(fù)雜多樣，因此即使采用同樣的量表并控制其他多種變量，也會得出不同的結(jié)果。中國和西方國家在經(jīng)濟(jì)、文化、政治、社會環(huán)境等方面表現(xiàn)出高度的異質(zhì)性，因此直接采用國外的成熟量表測量中國的情況可能會與實(shí)際發(fā)生偏離，在國外已有量表的基礎(chǔ)之上結(jié)合中國的文化和社會網(wǎng)絡(luò)等特殊因素，在保證量表信效度的基礎(chǔ)之上進(jìn)行改編與修訂，可能對中國的管理實(shí)踐更具實(shí)際意義。此外，本研究中行業(yè)屬性對LMX與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)并不顯著，一方面可能是因?yàn)楸疚脑谶M(jìn)行文獻(xiàn)編碼時未將知識型行業(yè)與非知識型行業(yè)進(jìn)行嚴(yán)格分離，部分同時涵蓋兩種行業(yè)屬性的研究樣本也歸入了非知識型行業(yè)范圍之內(nèi)；另一方面可能是因?yàn)長MX與創(chuàng)造力差異的程度不僅僅體現(xiàn)在知識型和非知識型行業(yè)的屬性劃分當(dāng)中，在非知識型行業(yè)本身內(nèi)也存在著顯著的差異，比如高端服務(wù)業(yè)和低端制造業(yè)等，這也導(dǎo)致了結(jié)果的不確定性。

第三，本研究基于社會認(rèn)知理論，運(yùn)用元分析結(jié)構(gòu)方程模型探討了創(chuàng)造性自我效能在領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力關(guān)系當(dāng)中的作用機(jī)制。已有研究大多從實(shí)證角度研究了三者之間的內(nèi)在關(guān)系，也有研究從元分析的角度驗(yàn)證了領(lǐng)導(dǎo)成員交換對員工績效等變量的積極作用，個體情緒與創(chuàng)造力的關(guān)系或是將創(chuàng)造力作為預(yù)測變量驗(yàn)證其對創(chuàng)新績效的影響等，但幾乎沒有研究從元分析角度來驗(yàn)證領(lǐng)導(dǎo)成員交換、創(chuàng)造性自我效能與創(chuàng)造力的關(guān)系。本研究運(yùn)用元分析方法證實(shí)了創(chuàng)造性自我效能對創(chuàng)造力的積極效應(yīng)，以及創(chuàng)造性自我效能在LMX于創(chuàng)造力之間所起的中介作用。而三者之間或者LMX與創(chuàng)造力兩者之間是否還有其他作用機(jī)制以及效應(yīng)大小如何還有待用元分析方法進(jìn)行進(jìn)一步探討。

(二)局限

一是由于元分析技術(shù)本身帶來的限制，使得研究無法納入所有的調(diào)節(jié)變量。本研究雖然驗(yàn)證了文化情境、國家屬性、行業(yè)屬性、測量工具的調(diào)節(jié)效應(yīng)，但是還有大量的可能性因素未考慮進(jìn)去，比如性別、學(xué)歷、管理者的層級等，這些因素在元分析方法當(dāng)中都可能成為顯著調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力關(guān)系的因素。二是在潛在文獻(xiàn)納入的過程中沒有考慮所有可能涉及領(lǐng)導(dǎo)成員交換與創(chuàng)造力關(guān)系的文獻(xiàn)，使得部分公開發(fā)表過的文獻(xiàn)出現(xiàn)遺漏，比如一些包含員工行為、員工角色外行為、員工創(chuàng)新績效的研究，在衡量的過程中可能也同樣使用了創(chuàng)造力或者創(chuàng)新行為的量表。三是部分未公開發(fā)表的灰色文獻(xiàn)難以全部獲得，也包括一些只有論文標(biāo)題和摘要的會議論文，涉及該方面的研究但并未報(bào)告相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的論文等，通過聯(lián)系原文作者的方式也無法獲得最原始的文獻(xiàn)。四是本文在軟件使用的過程中沒有遵循Cheung的研究使用R軟件來進(jìn)行元分析相關(guān)研究，使得部分信息無法通過圖形或表格的形式展示出來以獲得最直觀的感受。在中介變量的選擇上，本文只是站在了單一的社會認(rèn)知理論視角選取了創(chuàng)造性自我效能變量，而沒有考慮到其他可能會在LMX與創(chuàng)造力之間發(fā)生作用機(jī)制的變量。

(三)展望

首先，關(guān)于元分析研究方法，其從循證醫(yī)學(xué)引入心理學(xué)、管理學(xué)等社會科學(xué)領(lǐng)域后已經(jīng)得到了廣泛的運(yùn)用，取得了豐碩的成果，并且不斷地?cái)U(kuò)展和成熟，其與結(jié)構(gòu)方程模型的結(jié)合使得研究不僅僅只探討變量之間或其維度之間的效應(yīng)關(guān)系，也能夠引入更多的中介變量或調(diào)節(jié)變量探討更為復(fù)雜的機(jī)制，從而為現(xiàn)有的研究提供更強(qiáng)有力的解釋。MASEM不是依靠傳統(tǒng)的科學(xué)復(fù)制過程來搭建幾個概念或概念之間的橋梁，而是提供了一個不斷擴(kuò)展的視角，研究人員可以將注意力轉(zhuǎn)向能夠反映整體框架和理論觀點(diǎn)的模型。將其更多地應(yīng)用到組織行為學(xué)、戰(zhàn)略管理等領(lǐng)域，可以豐富企業(yè)的管理實(shí)踐，并為領(lǐng)導(dǎo)者的決策和行為改變等提供依據(jù)和指導(dǎo)。其次，員工的工作態(tài)度與行為的動機(jī)基礎(chǔ)是與管理實(shí)踐相關(guān)的研究領(lǐng)域的重要組成部分，而領(lǐng)導(dǎo)者的特質(zhì)、風(fēng)格及其與追隨者之間的關(guān)系是員工認(rèn)知和行為選擇的重要預(yù)測因素。雖然已有很多研究考察了LMX與創(chuàng)造力之間的關(guān)系，但本研究提供了一個新的視角，并增強(qiáng)了已有研究的解釋力。未來學(xué)者們可以通過元分析以及元分析結(jié)構(gòu)方程模型方法引入更多的中介變量來探討LMX與創(chuàng)造力之間的多重作用機(jī)制，也可以將該方法應(yīng)用到除領(lǐng)導(dǎo)成員理論之外的其他組織行為領(lǐng)域，并結(jié)合國內(nèi)外的前沿研究問題找到更多有價(jià)值的主題來進(jìn)行元分析。