創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力:基于I-P-O 模型視角

馬迎霜，陳 芳，張昊民

(1.黃岡師范學(xué)院 商學(xué)院，湖北 黃岡438000;2.上海大學(xué) 管理學(xué)院，上海200444)

1 引言

面對深刻變化的外部環(huán)境，提升創(chuàng)造力水平已成為企業(yè)在激烈的市場競爭中獲取并保持競爭優(yōu)勢的一個(gè)重要手段。隨著創(chuàng)新要素的增多和創(chuàng)新項(xiàng)目的復(fù)雜性提高，個(gè)體之間的創(chuàng)新協(xié)作日益增強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新單元已逐步由個(gè)體拓展到團(tuán)隊(duì)。組織越來越多地以團(tuán)隊(duì)工作方式來完成既定目標(biāo)［1］，通過提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平以適應(yīng)日益變化的動(dòng)態(tài)環(huán)境。如何提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力已成為當(dāng)前理論界和實(shí)務(wù)界共同關(guān)注的熱點(diǎn)問題，已有研究表明高標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)要求是提高團(tuán)隊(duì)績效的一個(gè)有效途徑，設(shè)立高績效要求以提升組織績效已被普遍視為一項(xiàng)行之有效的管理措施［2］。因此，探討創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的關(guān)系、開展是否適用于中國本土情境的實(shí)證研究具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

已有學(xué)者從個(gè)體層次視角探討了創(chuàng)新性工作要求對創(chuàng)造力的影響，以及從團(tuán)隊(duì)視角研究了創(chuàng)新性工作要求對組織績效的影響［3］，但尚未從團(tuán)隊(duì)視角研究創(chuàng)新性工作要求影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的內(nèi)在機(jī)理。因此，本研究的第一個(gè)目的是探討創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響效果。在創(chuàng)新性工作要求背景下，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的產(chǎn)生，有賴于成員的共同努力以及成員之間的合作互動(dòng)。創(chuàng)新有賴于思想碰撞和知識(shí)共享，團(tuán)隊(duì)成員之間通過知識(shí)共享相互轉(zhuǎn)移其所擁有的想法、知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)和技能的活動(dòng)，為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新提供知識(shí)儲(chǔ)備和動(dòng)力支持［4］?；诖耍狙芯康牡诙€(gè)目的是探究團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間的中介效應(yīng)。與此同時(shí)，團(tuán)隊(duì)情緒氛圍是團(tuán)隊(duì)成員對團(tuán)隊(duì)情緒以及團(tuán)隊(duì)中情緒交換的共享感知［5，6］，其對于理解團(tuán)隊(duì)行為與團(tuán)隊(duì)狀態(tài)的內(nèi)在機(jī)理具有重要價(jià)值。團(tuán)隊(duì)氛圍是影響團(tuán)隊(duì)績效的重要情境因素之一，其可能會(huì)對創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的關(guān)系具有影響作用。因此，本研究的第三個(gè)目的是探討團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本研究的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面:第一，借鑒以團(tuán)隊(duì)互動(dòng)為中介變量的團(tuán)隊(duì)績效一般研究范式，基于I-P-O(input-process-output)模型，從團(tuán)隊(duì)互動(dòng)過程視角，揭示團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響機(jī)理，即團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新性工作要求(input)通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(process)對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(output)的影響。第二，基于社會(huì)信息加工理論，引入團(tuán)隊(duì)情緒氛圍作為調(diào)節(jié)變量分析其對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新性工作要求(input)與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(process)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新性工作要求(input)通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(process)影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(output)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享

在強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新職能的時(shí)代背景下，組織為了能在競爭中脫穎而出普遍對工作團(tuán)隊(duì)提出了具有創(chuàng)新性的工作要求，創(chuàng)新性工作要求已成為組織工作設(shè)計(jì)的核心要素之一，要求員工完成具有復(fù)雜性和創(chuàng)造性的工作［7］。團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新性工作要求體現(xiàn)了組織對團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新期待，影響著團(tuán)隊(duì)成員對創(chuàng)新行為的認(rèn)可和接受程度，鞭策和激勵(lì)團(tuán)隊(duì)成員更多地參與到創(chuàng)新活動(dòng)中［8］。

團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新工作的有效開展，需要構(gòu)建合適的管理機(jī)制和工作流程以利于成員協(xié)同工作。已有研究表明，在團(tuán)隊(duì)內(nèi)部進(jìn)行充分而有效的信息交流有助于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)［9］。團(tuán)隊(duì)的成功大多得益于成員之間通過溝通交流和共享信息達(dá)成共識(shí)，進(jìn)而創(chuàng)造性開展工作，團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的知識(shí)共享對團(tuán)隊(duì)工作有效性和團(tuán)隊(duì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)起著基礎(chǔ)性作用［10］。創(chuàng)新性工作要求向員工傳遞了組織對創(chuàng)新的重視和支持，利于團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)識(shí)到個(gè)體的創(chuàng)新支持和創(chuàng)新實(shí)踐，對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新目標(biāo)實(shí)現(xiàn)具有重要的價(jià)值和意義［10］，有助于增強(qiáng)員工在團(tuán)隊(duì)中的知識(shí)分享意愿，為團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新活動(dòng)提供知識(shí)支持和建設(shè)性建議［11］。綜上分析，創(chuàng)新性工作要求(input)對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(process)有促進(jìn)作用。本文假設(shè):

假設(shè)1創(chuàng)新性工作要求正向影響團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享。

2.2 團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的中介作用

團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力是在團(tuán)隊(duì)層面所形成的新的、有用的想法的集合，不是團(tuán)隊(duì)成員想法的“1+1”簡單集合，而是經(jīng)過充分考慮各種觀點(diǎn)后，集體決策所形成的具有創(chuàng)新性的結(jié)果［10］，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力具有超越個(gè)體創(chuàng)造力的群體智慧優(yōu)勢，團(tuán)隊(duì)成員間的溝通交流和知識(shí)共享是促進(jìn)團(tuán)隊(duì)產(chǎn)生新想法的有效來源之一［12］。具體而言，團(tuán)隊(duì)成員共享知識(shí)為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新提供了充足的知識(shí)、技能和經(jīng)驗(yàn)儲(chǔ)備，有助于整合資源完成復(fù)雜性或創(chuàng)造性的工作。如果團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)能夠識(shí)別創(chuàng)新所需知識(shí)并激活成員所擁有的差異性知識(shí)，將有助于提升團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)造力水平;而如果團(tuán)隊(duì)成員對各自所擁有的知識(shí)分享程度低，團(tuán)隊(duì)潛在的創(chuàng)新知識(shí)資源就難以得到充分利用［13］。團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享程度越高越能促進(jìn)團(tuán)隊(duì)在創(chuàng)新決策時(shí)綜合考量既有的創(chuàng)新條件和存在的風(fēng)險(xiǎn)，因而知識(shí)共享是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力形成的必要過程之一［12］。

結(jié)合假設(shè)1 的觀點(diǎn)，本文認(rèn)為創(chuàng)新性工作要求(input)通過促進(jìn)團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(process)，進(jìn)而有助于提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(output)。本文假設(shè):

假設(shè)2團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間起中介作用。

2.3 團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的調(diào)節(jié)作用

社會(huì)信息加工理論［14］認(rèn)為，員工會(huì)依據(jù)環(huán)境信息調(diào)整自身對工作的態(tài)度和行為。團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享過程中團(tuán)隊(duì)成員將其專有知識(shí)共享于他人，心理安全被打破，勢必會(huì)依據(jù)環(huán)境氛圍來調(diào)整知識(shí)分享意愿。依據(jù)團(tuán)隊(duì)有效性啟發(fā)模型［9］，團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對團(tuán)隊(duì)過程的有效性具有影響作用，當(dāng)團(tuán)隊(duì)情緒氛圍積極時(shí)，成員間的積極情緒有助于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的主動(dòng)性互動(dòng)。已有研究表明，團(tuán)隊(duì)成員對團(tuán)隊(duì)積極情緒的感知有助于提升成員之間的合作意愿，進(jìn)而對知識(shí)共享產(chǎn)生積極影響;而消極的團(tuán)隊(duì)情緒氛圍，使得團(tuán)隊(duì)成員分心于人際關(guān)系和職業(yè)發(fā)展，難以全神貫注于工作本身，成員間分享和合作意愿大幅降低，對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享具有抑制作用［5］。

基于上述分析，團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。當(dāng)團(tuán)隊(duì)情緒氛圍積極時(shí)，團(tuán)隊(duì)成員間的知識(shí)共享和合作意愿增強(qiáng)，進(jìn)而提升創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的正向影響，即情境因素團(tuán)隊(duì)情緒氛圍在團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新性工作要求(input)與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(process)關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。本文假設(shè):

假設(shè)3團(tuán)隊(duì)情緒氛圍調(diào)節(jié)創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的關(guān)系，團(tuán)隊(duì)情緒氛圍越積極，創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的正向影響越強(qiáng)。

本研究在假設(shè)2 中提出團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間起中介作用，在假設(shè)3 中提出團(tuán)隊(duì)情緒氛圍越積極，創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的正向影響越強(qiáng)。根據(jù)上述分析，不同水平的團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對創(chuàng)新性工作要求通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接作用的影響有差異。具體而言，團(tuán)隊(duì)情緒氛圍越積極，創(chuàng)新性工作要求通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的正向間接效應(yīng)越強(qiáng)。本文假設(shè):

假設(shè)4團(tuán)隊(duì)情緒氛圍調(diào)節(jié)創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享中介作用的間接關(guān)系，即團(tuán)隊(duì)情緒氛圍越積極，創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的正向作用越強(qiáng)，進(jìn)而增強(qiáng)創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的正向作用。

綜上分析，本文的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究對象

本研究的樣本通過問卷調(diào)查法獲取，采取現(xiàn)場發(fā)放、現(xiàn)場回收方式完成。調(diào)研時(shí)間為2018 年12月至2019 年3 月。調(diào)查對象為來自江蘇三家企業(yè)的管理和技術(shù)人員。為避免研究結(jié)果受共同方法偏差的影響，采取配對樣本多源時(shí)滯數(shù)據(jù)收集方式，設(shè)計(jì)員工版、團(tuán)隊(duì)主管版和團(tuán)隊(duì)直接領(lǐng)導(dǎo)版問卷。樣本從間隔為半個(gè)月的Time1、Time2 和Time3 三個(gè)時(shí)點(diǎn)收集，其中Time1 測量團(tuán)隊(duì)主管版問卷中的創(chuàng)新性工作要求題項(xiàng)，Time2 測量員工版問卷中的團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享和團(tuán)隊(duì)情緒氛圍題項(xiàng)，Time3 測量團(tuán)隊(duì)直接領(lǐng)導(dǎo)版問卷中的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力題項(xiàng)。共發(fā)放465 套問卷，回收剔除無效樣本后，共計(jì)76 個(gè)團(tuán)隊(duì)395 套有效匹配問卷，有效回收率為84.95%。

3.2 變量測量

除控制變量外，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力采用李克特7 級(jí)量表，其他量表均采用李克特5 級(jí)量表，不同等級(jí)由1(非常不符合)到5 或7(非常符合)表示。

創(chuàng)新性工作要求:采用Gilson 和Shalley［7］的4題項(xiàng)團(tuán)隊(duì)主管自評量表，示例題項(xiàng)如“為了讓我的團(tuán)隊(duì)表現(xiàn)優(yōu)異，我們必須要考慮在工作中運(yùn)用原創(chuàng)的或新穎的方法”等，該量表的克倫巴赫α 值為0.87。團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享:采用He 等［15］的4 題項(xiàng)員工自評量表，示例題項(xiàng)如“團(tuán)隊(duì)成員之間彼此分享工作經(jīng)驗(yàn)”等，該量表的克倫巴赫α 值為0.93。團(tuán)隊(duì)情緒氛圍:采用了Liu 等［16］的員工自評量表，采納了與情緒直接相關(guān)的3 個(gè)題項(xiàng)，分值越高表示團(tuán)隊(duì)情緒氛圍越積極。示例題項(xiàng)如“我們團(tuán)隊(duì)中，每個(gè)團(tuán)隊(duì)成員都樂觀和自信”等，該量表的克倫巴赫α值為0.71。團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力:采用Farh 等［17］開發(fā)的3題項(xiàng)團(tuán)隊(duì)直接領(lǐng)導(dǎo)他評量表，示例題項(xiàng)如“該團(tuán)隊(duì)所取得的成果具有原創(chuàng)性和實(shí)用性”等，該量表的克倫巴赫α 值為0.85。

為避免人口統(tǒng)計(jì)特征變量對研究結(jié)果的影響，引入團(tuán)隊(duì)平均年齡，團(tuán)隊(duì)平均教育程度、團(tuán)隊(duì)平均在職年限和團(tuán)隊(duì)規(guī)模作為控制變量。團(tuán)隊(duì)平均年齡以團(tuán)隊(duì)成員實(shí)際年齡平均數(shù)表示;教育程度分為高中及以下、大專、本科和研究生及以上四個(gè)等級(jí);在職年限以實(shí)際工作年限表示;團(tuán)隊(duì)規(guī)模以團(tuán)隊(duì)人數(shù)表示。

4 研究結(jié)果

4.1 聚合效度分析

團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享和團(tuán)隊(duì)情緒氛圍為團(tuán)隊(duì)層次變量，需要檢驗(yàn)這兩個(gè)變量聚合到團(tuán)隊(duì)層次的可靠性。經(jīng)計(jì)算，團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的Rwg(j)均值為0.93，ICC(1)=0.53，ICC(2)=0.86;團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的Rwg(j)均值為0.92，ICC(1)=0.75，ICC(2)=0.94。兩個(gè)變量的Rwg(j)、ICC(1)和ICC(2)值均大于數(shù)據(jù)聚合的臨界標(biāo)準(zhǔn)［18］，表明個(gè)體層次評價(jià)的團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享和團(tuán)隊(duì)情緒氛圍聚合到團(tuán)隊(duì)層次是有效的。

4.2 信效度分析

四個(gè)量表的Cronbach’s α 值介于0.742 和0.854之間，均大于0.7，表明具有良好的內(nèi)部一致性。同時(shí)，所有變量的組合信度(CR)均大于臨界標(biāo)準(zhǔn)0.80，平均方差析出量(AVE)均大于臨界標(biāo)準(zhǔn)0.50，說明各變量具有較好的會(huì)聚效度，各潛變量的AVE 平方根值都大于其與其他變量的相關(guān)系數(shù)值，說明變量之間區(qū)分效度較好［19］?？紤]到嵌套數(shù)據(jù)的非獨(dú)立性，本研究運(yùn)用兩層次驗(yàn)證性因子分析考察模型的適配性［20］。因子結(jié)構(gòu)一致的個(gè)體層面和團(tuán)隊(duì)層面的兩層次驗(yàn)證性因子分析表明，團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享和團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的雙因子模型數(shù)據(jù)擬合較好，χ2(28，N團(tuán)隊(duì)=76，N個(gè)體=395)=57.386，χ2/df=2.050，CFI=0.966，TLI=0.948，SRMR組間=0.036，SRMR組內(nèi)=0.050，RMSEA=0.052。且雙因子模型明顯優(yōu)于將團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享和團(tuán)隊(duì)情緒氛圍合并為一個(gè)因子的單一因子模型，χ2(29，N團(tuán)隊(duì)=76，N個(gè)體=395，)=396.844，χ2/df=13.684，CFI =0.570，TLI=0.378，SRMR組間=0.182，SRMR組內(nèi)=0.055，RMSEA=0.179;Δχ2(Δ1，N團(tuán)隊(duì)=76，N個(gè)體=395)=339.458，p ＜0.001。

4.3 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析結(jié)果顯示，創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享相關(guān)系數(shù)顯著(r=0.46，p ＜0.01);創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)顯著(r=0.43，p ＜0.01);團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的相關(guān)系數(shù)顯著(r=0.45，p ＜0.01)。主要研究變量之間有著顯著的相關(guān)性，符合理論預(yù)期。

4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

本研究主要采用層級(jí)回歸并以SPSS 22.0 和Mplus 7.0 為分析工具來驗(yàn)證研究假設(shè)，結(jié)果如表1 所示。

假設(shè)1 的檢驗(yàn)。表1 中模型1 顯示，創(chuàng)新性工作要求正向影響團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享(β=0.432，p ＜0.01)。由此假設(shè)1 成立。

假設(shè)2 的檢驗(yàn)。本文首先按照Baron 和Kenny［21］推薦的中介作用檢驗(yàn)步驟檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的中介作用。表1 中模型1 顯示，創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享有正向影響;模型3 顯示創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力有正向影響(β=0.699，p ＜0.001);模型4 顯示團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力有正向影響(β=0.725，p ＜0.001);模型5 顯示當(dāng)團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享進(jìn)入回歸方程，創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的正向影響下降，但仍顯著(β=0.445，p ＜0.05)，表明團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間起部分中介作用。由此假設(shè)2 成立。為進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)的顯著性，本文根據(jù)Wang 和Preacher［22］的建議運(yùn)用Bootstrap 法檢驗(yàn)中介作用的大小。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Bootstrap 樣本數(shù)為1000 時(shí)，中介作用的效應(yīng)值為0.20，95%置信區(qū)間為［0.043，0.456］，不包含0，表明團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間起正向中介作用。上述結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2。

表1 回歸分析結(jié)果

假設(shè)3 的檢驗(yàn)。表1 中模型2 顯示創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的交互項(xiàng)系數(shù)(β=0.605，p ＜0.01)顯著。由此假設(shè)3 成立。

圖2 團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的調(diào)節(jié)作用效果，對回歸線斜率在高團(tuán)隊(duì)情緒氛圍(均值加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)和低團(tuán)隊(duì)情緒氛圍(均值減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)條件下進(jìn)行了顯著性估計(jì)，結(jié)果顯示，高團(tuán)隊(duì)情緒氛圍條件下回歸線斜率為顯著的正值(β=3.123，t=4.020，p ＜0.01)，低團(tuán)隊(duì)情緒氛圍條件下斜率為顯著的正值(β=2.433，t=4.186，p ＜0.01)，具體調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果如圖2 所示。假設(shè)3 得到進(jìn)一步支持。

本研究采用單層次第一階段被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，以Mplus 7.0 為分析工具檢驗(yàn)假設(shè)4。由表2 可知，在團(tuán)隊(duì)情緒氛圍高、低兩種條件下第一階段(創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享)影響效應(yīng)的差異顯著，r=0.666，95%置信區(qū)間為［0.130，1.182］。進(jìn)一步支持了本文的假設(shè)3。

表2 第一階段被調(diào)節(jié)的中介作用Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 還可知，團(tuán)隊(duì)情緒氛圍調(diào)節(jié)團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間的中介作用。在高團(tuán)隊(duì)情緒氛圍和低團(tuán)隊(duì)情緒氛圍情境下，創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的直接效應(yīng)差異不顯著;而在高、低兩種團(tuán)隊(duì)情緒氛圍情境下，創(chuàng)新性工作要求通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)差異顯著。具體而言，在高團(tuán)隊(duì)情緒氛圍情境下，創(chuàng)新性工作要求通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)顯著，r=0.705，95%置信區(qū)間為［0.295，1.290］;而在低團(tuán)隊(duì)情緒氛圍情境下，創(chuàng)新性工作要求通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)不顯著，r=0.143，95%置信區(qū)間為［-0.155，0.569］;高、低兩種團(tuán)隊(duì)情緒氛圍情境下，創(chuàng)新性工作要求通過團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)差異顯著，r=0.562，95%置信區(qū)間為［0.102，1.264］。由此，假設(shè)4 得到驗(yàn)證。

5 結(jié)果討論

5.1 理論意義

首先，本研究基于I-P-O 模型，結(jié)合社會(huì)信息加工理論從團(tuán)隊(duì)過程視角揭示了創(chuàng)新性工作要求影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的內(nèi)在機(jī)理，豐富了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響機(jī)理研究視角。Anderson 等［23］從理論研究視角將團(tuán)隊(duì)過程歸納為影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的主要因素之一，但鮮有實(shí)證研究從團(tuán)隊(duì)過程視角探討前因變量對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響機(jī)理，團(tuán)隊(duì)過程對創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系的作用效果尚未得到充分論證，本文彌補(bǔ)了團(tuán)隊(duì)過程作為創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系的中介變量的研究不足，也啟發(fā)今后可以從團(tuán)隊(duì)過程視角進(jìn)一步深入研究團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的形成機(jī)理。

其次，本研究驗(yàn)證了團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間起中介作用，彰顯了團(tuán)隊(duì)過程在創(chuàng)新性工作要求背景下對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的重要影響作用，進(jìn)一步深化了對團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享過程的認(rèn)識(shí)。團(tuán)隊(duì)工作中由于任務(wù)復(fù)雜性和創(chuàng)新目標(biāo)的需要，成員互動(dòng)頻次隨著合作增多而增加，溝通交流和知識(shí)共享逐漸成為常態(tài)，研究結(jié)果證實(shí)了知識(shí)共享在促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新中發(fā)揮著重要作用［24］，知識(shí)共享是形成團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的重要中介路徑，為從知識(shí)共享視角研究團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的形成提供了新的研究思路和視角。

第三，本研究驗(yàn)證了團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的情境作用，拓展了團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對團(tuán)隊(duì)過程的影響研究。近年來，組織中的情緒研究受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注，為組織行為學(xué)界帶來了一場“情感風(fēng)暴”［6］，而國內(nèi)對組織情緒的相關(guān)研究仍比較滯后。盡管對于團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的理論和實(shí)證研究日益豐富，但仍缺少從團(tuán)隊(duì)情緒視角來考察如何提升團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享水平。本文證實(shí)團(tuán)隊(duì)情緒氛圍在創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享之間起正向調(diào)節(jié)作用，從團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的視角為研究團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享提供了一個(gè)嶄新的視角，豐富了團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享的理論研究。

5.2 管理啟示

首先，組織應(yīng)為創(chuàng)新性工作要求創(chuàng)設(shè)情境。已有研究主要將創(chuàng)新行為視為員工自發(fā)的角色外行為，而將創(chuàng)新性工作要求納入員工的工作范疇則為組織的可持續(xù)創(chuàng)新發(fā)展奠定了基礎(chǔ)［25］。但創(chuàng)新性工作要求只有在合適的情境下才能有效促進(jìn)創(chuàng)造力。已有研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)員工感知到創(chuàng)新性工作要求的重要性并產(chǎn)生心理認(rèn)同后，才會(huì)增強(qiáng)將要求付諸行動(dòng)的意愿。因此，在管理實(shí)踐中，管理者需要意識(shí)到激勵(lì)員工從事創(chuàng)新活動(dòng)不僅僅是將創(chuàng)新納入其工作職責(zé)，還應(yīng)為員工提供創(chuàng)新所必需的資源要素，進(jìn)而激發(fā)其從事創(chuàng)新性工作的意愿［15］。

其次，重視有效知識(shí)共享的前提條件，知識(shí)共享活動(dòng)的有效實(shí)施有賴于團(tuán)隊(duì)成員的有效支持和密切配合［26］。團(tuán)隊(duì)需要知識(shí)共享的主要原因在于成員所掌握的知識(shí)具有異質(zhì)性，個(gè)體由于在學(xué)習(xí)經(jīng)歷、認(rèn)知能力和努力程度等方面的差異，直接表現(xiàn)為所具有的知識(shí)在廣度和深度上存在差異。在管理實(shí)踐中為提升知識(shí)共享水平，一方面應(yīng)增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員的知識(shí)共享意愿，通過構(gòu)建團(tuán)隊(duì)績效考核體系，使團(tuán)隊(duì)成員充分認(rèn)識(shí)到個(gè)體績效依賴于團(tuán)隊(duì)績效，團(tuán)隊(duì)績效的完成需要成員之間互相配合與協(xié)作，最大化貢獻(xiàn)自己的知識(shí)和技能;另一方面為團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享提供條件和機(jī)會(huì)，增進(jìn)成員之間有效溝通，為提升團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享水平提供保障。

第三，為團(tuán)隊(duì)營造積極情緒氛圍。良好的組織氛圍有助于提升員工的幸福感、增強(qiáng)工作滿意度、激發(fā)工作熱情，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注團(tuán)隊(duì)的情緒氛圍，重視員工對組織的情感訴求。在管理實(shí)踐中首先應(yīng)弘揚(yáng)積極向上的組織氛圍，構(gòu)建賞罰分明的公平績效考核體系，建立和諧共處的人際關(guān)系，關(guān)心員工的成長和發(fā)展，增強(qiáng)員工的使命感和歸屬感。其次，加強(qiáng)對團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)的情緒管理，努力構(gòu)建積極情緒氛圍，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)的積極情緒傳導(dǎo)有助于鼓舞士氣提升團(tuán)隊(duì)成員的工作熱情，利于構(gòu)建積極的團(tuán)隊(duì)情緒氛圍。同時(shí)，加強(qiáng)對團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍的維護(hù)管理，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)時(shí)常關(guān)注團(tuán)隊(duì)情緒氛圍的變化，當(dāng)團(tuán)隊(duì)情緒氛圍由積極轉(zhuǎn)變?yōu)橄麡O時(shí)，應(yīng)及時(shí)采取有效措施以降低消極情緒氛圍的不利影響，積極營造積極情緒氛圍。

5.3 局限與展望

本文基于I-P-O 模型提出了研究創(chuàng)新性工作要求影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的理論視角，但仍有待于后續(xù)研究進(jìn)一步改進(jìn)和完善存在的不足之處。首先，從團(tuán)隊(duì)過程視角僅考慮了團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享在創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間的中介作用，并沒有完整地刻畫創(chuàng)新性工作要求對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的作用機(jī)理，后續(xù)研究可以從不同的團(tuán)隊(duì)過程來探索其作用機(jī)理。其次，本文研究中團(tuán)隊(duì)情緒氛圍對創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間直接關(guān)系的調(diào)節(jié)作用并不顯著，只有第一階段調(diào)節(jié)和第一階段被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，并沒有完整地揭示創(chuàng)新性工作要求影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的邊界條件，后續(xù)研究可以進(jìn)一步基于I-P-O 模型深入探討影響創(chuàng)新性工作要求與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力關(guān)系的邊界條件。