創新性工作要求與團隊創造力:基于I-P-O 模型視角

馬迎霜，陳 芳，張昊民

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

1 引言

面對深刻變化的外部環境，提升創造力水平已成為企業在激烈的市場競爭中獲取并保持競爭優勢的一個重要手段。隨著創新要素的增多和創新項目的復雜性提高，個體之間的創新協作日益增強，企業創新單元已逐步由個體拓展到團隊。組織越來越多地以團隊工作方式來完成既定目標［1］，通過提升團隊創造力水平以適應日益變化的動態環境。如何提升團隊創造力已成為當前理論界和實務界共同關注的熱點問題，已有研究表明高標準嚴要求是提高團隊績效的一個有效途徑，設立高績效要求以提升組織績效已被普遍視為一項行之有效的管理措施［2］。因此，探討創新性工作要求與團隊創造力的關系、開展是否適用于中國本土情境的實證研究具有重要的理論價值和實踐意義。

已有學者從個體層次視角探討了創新性工作要求對創造力的影響，以及從團隊視角研究了創新性工作要求對組織績效的影響［3］，但尚未從團隊視角研究創新性工作要求影響團隊創造力的內在機理。因此，本研究的第一個目的是探討創新性工作要求對團隊創造力的影響效果。在創新性工作要求背景下，團隊創造力的產生，有賴于成員的共同努力以及成員之間的合作互動。創新有賴于思想碰撞和知識共享，團隊成員之間通過知識共享相互轉移其所擁有的想法、知識、經驗和技能的活動，為團隊創新提供知識儲備和動力支持［4］。基于此，本研究的第二個目的是探究團隊知識共享在創新性工作要求和團隊創造力之間的中介效應。與此同時，團隊情緒氛圍是團隊成員對團隊情緒以及團隊中情緒交換的共享感知［5，6］，其對于理解團隊行為與團隊狀態的內在機理具有重要價值。團隊氛圍是影響團隊績效的重要情境因素之一，其可能會對創新性工作要求與團隊創造力的關系具有影響作用。因此，本研究的第三個目的是探討團隊情緒氛圍對上述關系的調節效應。

本研究的創新點主要體現在兩個方面:第一，借鑒以團隊互動為中介變量的團隊績效一般研究范式，基于I-P-O(input-process-output)模型，從團隊互動過程視角，揭示團隊創新性工作要求對團隊創造力的影響機理，即團隊創新性工作要求(input)通過團隊知識共享(process)對團隊創造力(output)的影響。第二，基于社會信息加工理論，引入團隊情緒氛圍作為調節變量分析其對團隊創新性工作要求(input)與團隊知識共享(process)關系的調節效應以及對團隊創新性工作要求(input)通過團隊知識共享(process)影響團隊創造力(output)的調節效應。

2 理論基礎與研究假設

2.1 創新性工作要求與團隊知識共享

在強調創新職能的時代背景下，組織為了能在競爭中脫穎而出普遍對工作團隊提出了具有創新性的工作要求，創新性工作要求已成為組織工作設計的核心要素之一，要求員工完成具有復雜性和創造性的工作［7］。團隊創新性工作要求體現了組織對團隊的創新期待，影響著團隊成員對創新行為的認可和接受程度，鞭策和激勵團隊成員更多地參與到創新活動中［8］。

團隊創新工作的有效開展，需要構建合適的管理機制和工作流程以利于成員協同工作。已有研究表明，在團隊內部進行充分而有效的信息交流有助于促進團隊目標實現［9］。團隊的成功大多得益于成員之間通過溝通交流和共享信息達成共識，進而創造性開展工作，團隊內部的知識共享對團隊工作有效性和團隊目標的實現起著基礎性作用［10］。創新性工作要求向員工傳遞了組織對創新的重視和支持，利于團隊成員認識到個體的創新支持和創新實踐，對團隊創新目標實現具有重要的價值和意義［10］，有助于增強員工在團隊中的知識分享意愿，為團隊的創新活動提供知識支持和建設性建議［11］。綜上分析，創新性工作要求(input)對團隊知識共享(process)有促進作用。本文假設:

假設1創新性工作要求正向影響團隊知識共享。

2.2 團隊知識共享的中介作用

團隊創造力是在團隊層面所形成的新的、有用的想法的集合，不是團隊成員想法的“1+1”簡單集合，而是經過充分考慮各種觀點后，集體決策所形成的具有創新性的結果［10］，團隊創造力具有超越個體創造力的群體智慧優勢，團隊成員間的溝通交流和知識共享是促進團隊產生新想法的有效來源之一［12］。具體而言，團隊成員共享知識為團隊創新提供了充足的知識、技能和經驗儲備，有助于整合資源完成復雜性或創造性的工作。如果團隊領導能夠識別創新所需知識并激活成員所擁有的差異性知識，將有助于提升團隊的創造力水平;而如果團隊成員對各自所擁有的知識分享程度低，團隊潛在的創新知識資源就難以得到充分利用［13］。團隊知識共享程度越高越能促進團隊在創新決策時綜合考量既有的創新條件和存在的風險，因而知識共享是團隊創造力形成的必要過程之一［12］。

結合假設1 的觀點，本文認為創新性工作要求(input)通過促進團隊知識共享(process)，進而有助于提升團隊創造力(output)。本文假設:

假設2團隊知識共享在創新性工作要求和團隊創造力之間起中介作用。

2.3 團隊情緒氛圍的調節作用

社會信息加工理論［14］認為，員工會依據環境信息調整自身對工作的態度和行為。團隊知識共享過程中團隊成員將其專有知識共享于他人，心理安全被打破，勢必會依據環境氛圍來調整知識分享意愿。依據團隊有效性啟發模型［9］，團隊情緒氛圍對團隊過程的有效性具有影響作用，當團隊情緒氛圍積極時，成員間的積極情緒有助于促進團隊內部的主動性互動。已有研究表明，團隊成員對團隊積極情緒的感知有助于提升成員之間的合作意愿，進而對知識共享產生積極影響;而消極的團隊情緒氛圍，使得團隊成員分心于人際關系和職業發展，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，對團隊知識共享具有抑制作用［5］。

基于上述分析，團隊情緒氛圍對創新性工作要求與團隊知識共享的關系具有調節作用。當團隊情緒氛圍積極時，團隊成員間的知識共享和合作意愿增強，進而提升創新性工作要求對團隊知識共享的正向影響，即情境因素團隊情緒氛圍在團隊創新性工作要求(input)與團隊知識共享(process)關系中起調節作用。本文假設:

假設3團隊情緒氛圍調節創新性工作要求與團隊知識共享的關系，團隊情緒氛圍越積極，創新性工作要求對團隊知識共享的正向影響越強。

本研究在假設2 中提出團隊知識共享在創新性工作要求和團隊創造力之間起中介作用，在假設3 中提出團隊情緒氛圍越積極，創新性工作要求對團隊知識共享的正向影響越強。根據上述分析，不同水平的團隊情緒氛圍對創新性工作要求通過團隊知識共享影響團隊創造力的間接作用的影響有差異。具體而言，團隊情緒氛圍越積極，創新性工作要求通過團隊知識共享對團隊創造力的正向間接效應越強。本文假設:

假設4團隊情緒氛圍調節創新性工作要求與團隊創造力之間通過團隊知識共享中介作用的間接關系，即團隊情緒氛圍越積極，創新性工作要求對團隊知識共享的正向作用越強，進而增強創新性工作要求對團隊創造力的正向作用。

綜上分析，本文的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 研究對象

本研究的樣本通過問卷調查法獲取，采取現場發放、現場回收方式完成。調研時間為2018 年12月至2019 年3 月。調查對象為來自江蘇三家企業的管理和技術人員。為避免研究結果受共同方法偏差的影響，采取配對樣本多源時滯數據收集方式，設計員工版、團隊主管版和團隊直接領導版問卷。樣本從間隔為半個月的Time1、Time2 和Time3 三個時點收集，其中Time1 測量團隊主管版問卷中的創新性工作要求題項，Time2 測量員工版問卷中的團隊知識共享和團隊情緒氛圍題項，Time3 測量團隊直接領導版問卷中的團隊創造力題項。共發放465 套問卷，回收剔除無效樣本后，共計76 個團隊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，團隊創造力采用李克特7 級量表，其他量表均采用李克特5 級量表，不同等級由1(非常不符合)到5 或7(非常符合)表示。

創新性工作要求:采用Gilson 和Shalley［7］的4題項團隊主管自評量表，示例題項如“為了讓我的團隊表現優異，我們必須要考慮在工作中運用原創的或新穎的方法”等，該量表的克倫巴赫α 值為0.87。團隊知識共享:采用He 等［15］的4 題項員工自評量表，示例題項如“團隊成員之間彼此分享工作經驗”等，該量表的克倫巴赫α 值為0.93。團隊情緒氛圍:采用了Liu 等［16］的員工自評量表，采納了與情緒直接相關的3 個題項，分值越高表示團隊情緒氛圍越積極。示例題項如“我們團隊中，每個團隊成員都樂觀和自信”等，該量表的克倫巴赫α值為0.71。團隊創造力:采用Farh 等［17］開發的3題項團隊直接領導他評量表，示例題項如“該團隊所取得的成果具有原創性和實用性”等，該量表的克倫巴赫α 值為0.85。

為避免人口統計特征變量對研究結果的影響，引入團隊平均年齡，團隊平均教育程度、團隊平均在職年限和團隊規模作為控制變量。團隊平均年齡以團隊成員實際年齡平均數表示;教育程度分為高中及以下、大專、本科和研究生及以上四個等級;在職年限以實際工作年限表示;團隊規模以團隊人數表示。

4 研究結果

4.1 聚合效度分析

團隊知識共享和團隊情緒氛圍為團隊層次變量，需要檢驗這兩個變量聚合到團隊層次的可靠性。經計算，團隊知識共享的Rwg(j)均值為0.93，ICC(1)=0.53，ICC(2)=0.86;團隊情緒氛圍的Rwg(j)均值為0.92，ICC(1)=0.75，ICC(2)=0.94。兩個變量的Rwg(j)、ICC(1)和ICC(2)值均大于數據聚合的臨界標準［18］，表明個體層次評價的團隊知識共享和團隊情緒氛圍聚合到團隊層次是有效的。

4.2 信效度分析

四個量表的Cronbach’s α 值介于0.742 和0.854之間，均大于0.7，表明具有良好的內部一致性。同時，所有變量的組合信度(CR)均大于臨界標準0.80，平均方差析出量(AVE)均大于臨界標準0.50，說明各變量具有較好的會聚效度，各潛變量的AVE 平方根值都大于其與其他變量的相關系數值，說明變量之間區分效度較好［19］。考慮到嵌套數據的非獨立性，本研究運用兩層次驗證性因子分析考察模型的適配性［20］。因子結構一致的個體層面和團隊層面的兩層次驗證性因子分析表明，團隊知識共享和團隊情緒氛圍的雙因子模型數據擬合較好，χ2(28，N團隊=76，N個體=395)=57.386，χ2/df=2.050，CFI=0.966，TLI=0.948，SRMR組間=0.036，SRMR組內=0.050，RMSEA=0.052。且雙因子模型明顯優于將團隊知識共享和團隊情緒氛圍合并為一個因子的單一因子模型，χ2(29，N團隊=76，N個體=395，)=396.844，χ2/df=13.684，CFI =0.570，TLI=0.378，SRMR組間=0.182，SRMR組內=0.055，RMSEA=0.179;Δχ2(Δ1，N團隊=76，N個體=395)=339.458，p ＜0.001。

4.3 描述性統計和相關性分析

描述性統計和相關性分析結果顯示，創新性工作要求與團隊知識共享相關系數顯著(r=0.46，p ＜0.01);創新性工作要求與團隊創造力的相關系數顯著(r=0.43，p ＜0.01);團隊知識共享與團隊創造力的相關系數顯著(r=0.45，p ＜0.01)。主要研究變量之間有著顯著的相關性，符合理論預期。

4.4 假設檢驗

本研究主要采用層級回歸并以SPSS 22.0 和Mplus 7.0 為分析工具來驗證研究假設，結果如表1 所示。

假設1 的檢驗。表1 中模型1 顯示，創新性工作要求正向影響團隊知識共享(β=0.432，p ＜0.01)。由此假設1 成立。

假設2 的檢驗。本文首先按照Baron 和Kenny［21］推薦的中介作用檢驗步驟檢驗團隊知識共享的中介作用。表1 中模型1 顯示，創新性工作要求對團隊知識共享有正向影響;模型3 顯示創新性工作要求對團隊創造力有正向影響(β=0.699，p ＜0.001);模型4 顯示團隊知識共享對團隊創造力有正向影響(β=0.725，p ＜0.001);模型5 顯示當團隊知識共享進入回歸方程，創新性工作要求對團隊創造力的正向影響下降，但仍顯著(β=0.445，p ＜0.05)，表明團隊知識共享在創新性工作要求與團隊創造力之間起部分中介作用。由此假設2 成立。為進一步驗證中介效應的顯著性，本文根據Wang 和Preacher［22］的建議運用Bootstrap 法檢驗中介作用的大小。檢驗結果顯示，Bootstrap 樣本數為1000 時，中介作用的效應值為0.20，95%置信區間為［0.043，0.456］，不包含0，表明團隊知識共享在創新性工作要求與團隊創造力之間起正向中介作用。上述結果進一步驗證了假設2。

表1 回歸分析結果

假設3 的檢驗。表1 中模型2 顯示創新性工作要求與團隊情緒氛圍的交互項系數(β=0.605，p ＜0.01)顯著。由此假設3 成立。

圖2 團隊情緒氛圍對創新性工作要求與團隊知識共享關系的調節效應

為進一步檢驗團隊情緒氛圍的調節作用效果，對回歸線斜率在高團隊情緒氛圍(均值加一個標準差)和低團隊情緒氛圍(均值減一個標準差)條件下進行了顯著性估計，結果顯示，高團隊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)，低團隊情緒氛圍條件下斜率為顯著的正值(β=2.433，t=4.186，p ＜0.01)，具體調節效應結果如圖2 所示。假設3 得到進一步支持。

本研究采用單層次第一階段被調節的中介效應檢驗方法，以Mplus 7.0 為分析工具檢驗假設4。由表2 可知，在團隊情緒氛圍高、低兩種條件下第一階段(創新性工作要求對團隊知識共享)影響效應的差異顯著，r=0.666，95%置信區間為［0.130，1.182］。進一步支持了本文的假設3。

表2 第一階段被調節的中介作用Bootstrap 檢驗結果

由表2 還可知，團隊情緒氛圍調節團隊知識共享在創新性工作要求與團隊創造力之間的中介作用。在高團隊情緒氛圍和低團隊情緒氛圍情境下，創新性工作要求對團隊創造力的直接效應差異不顯著;而在高、低兩種團隊情緒氛圍情境下，創新性工作要求通過團隊知識共享對團隊創造力的間接效應差異顯著。具體而言，在高團隊情緒氛圍情境下，創新性工作要求通過團隊知識共享影響團隊創造力的間接效應顯著，r=0.705，95%置信區間為［0.295，1.290］;而在低團隊情緒氛圍情境下，創新性工作要求通過團隊知識共享影響團隊創造力的間接效應不顯著，r=0.143，95%置信區間為［-0.155，0.569］;高、低兩種團隊情緒氛圍情境下，創新性工作要求通過團隊知識共享影響團隊創造力的間接效應差異顯著，r=0.562，95%置信區間為［0.102，1.264］。由此，假設4 得到驗證。

5 結果討論

5.1 理論意義

首先，本研究基于I-P-O 模型，結合社會信息加工理論從團隊過程視角揭示了創新性工作要求影響團隊創造力的內在機理，豐富了團隊創造力的影響機理研究視角。Anderson 等［23］從理論研究視角將團隊過程歸納為影響團隊創造力的主要因素之一，但鮮有實證研究從團隊過程視角探討前因變量對團隊創造力的影響機理，團隊過程對創新性工作要求與團隊創造力關系的作用效果尚未得到充分論證，本文彌補了團隊過程作為創新性工作要求與團隊創造力關系的中介變量的研究不足，也啟發今后可以從團隊過程視角進一步深入研究團隊創造力的形成機理。

其次，本研究驗證了團隊知識共享在創新性工作要求與團隊創造力之間起中介作用，彰顯了團隊過程在創新性工作要求背景下對團隊創造力的重要影響作用，進一步深化了對團隊知識共享過程的認識。團隊工作中由于任務復雜性和創新目標的需要，成員互動頻次隨著合作增多而增加，溝通交流和知識共享逐漸成為常態，研究結果證實了知識共享在促進團隊創新中發揮著重要作用［24］，知識共享是形成團隊創造力的重要中介路徑，為從知識共享視角研究團隊創造力的形成提供了新的研究思路和視角。

第三，本研究驗證了團隊情緒氛圍的情境作用，拓展了團隊情緒氛圍對團隊過程的影響研究。近年來，組織中的情緒研究受到學者們的廣泛關注，為組織行為學界帶來了一場“情感風暴”［6］，而國內對組織情緒的相關研究仍比較滯后。盡管對于團隊知識共享的理論和實證研究日益豐富，但仍缺少從團隊情緒視角來考察如何提升團隊知識共享水平。本文證實團隊情緒氛圍在創新性工作要求與團隊知識共享之間起正向調節作用，從團隊情緒氛圍的視角為研究團隊知識共享提供了一個嶄新的視角，豐富了團隊知識共享的理論研究。

5.2 管理啟示

首先，組織應為創新性工作要求創設情境。已有研究主要將創新行為視為員工自發的角色外行為，而將創新性工作要求納入員工的工作范疇則為組織的可持續創新發展奠定了基礎［25］。但創新性工作要求只有在合適的情境下才能有效促進創造力。已有研究發現當員工感知到創新性工作要求的重要性并產生心理認同后，才會增強將要求付諸行動的意愿。因此，在管理實踐中，管理者需要意識到激勵員工從事創新活動不僅僅是將創新納入其工作職責，還應為員工提供創新所必需的資源要素，進而激發其從事創新性工作的意愿［15］。

其次，重視有效知識共享的前提條件，知識共享活動的有效實施有賴于團隊成員的有效支持和密切配合［26］。團隊需要知識共享的主要原因在于成員所掌握的知識具有異質性，個體由于在學習經歷、認知能力和努力程度等方面的差異，直接表現為所具有的知識在廣度和深度上存在差異。在管理實踐中為提升知識共享水平，一方面應增強團隊成員的知識共享意愿，通過構建團隊績效考核體系，使團隊成員充分認識到個體績效依賴于團隊績效，團隊績效的完成需要成員之間互相配合與協作，最大化貢獻自己的知識和技能;另一方面為團隊知識共享提供條件和機會，增進成員之間有效溝通，為提升團隊知識共享水平提供保障。

第三，為團隊營造積極情緒氛圍。良好的組織氛圍有助于提升員工的幸福感、增強工作滿意度、激發工作熱情，團隊領導應重點關注團隊的情緒氛圍，重視員工對組織的情感訴求。在管理實踐中首先應弘揚積極向上的組織氛圍，構建賞罰分明的公平績效考核體系，建立和諧共處的人際關系，關心員工的成長和發展，增強員工的使命感和歸屬感。其次，加強對團隊領導的情緒管理，努力構建積極情緒氛圍，團隊領導的積極情緒傳導有助于鼓舞士氣提升團隊成員的工作熱情，利于構建積極的團隊情緒氛圍。同時，加強對團隊積極情緒氛圍的維護管理，團隊領導應時常關注團隊情緒氛圍的變化，當團隊情緒氛圍由積極轉變為消極時，應及時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 模型提出了研究創新性工作要求影響團隊創造力的理論視角，但仍有待于后續研究進一步改進和完善存在的不足之處。首先，從團隊過程視角僅考慮了團隊知識共享在創新性工作要求與團隊創造力之間的中介作用，并沒有完整地刻畫創新性工作要求對團隊創造力的作用機理，后續研究可以從不同的團隊過程來探索其作用機理。其次，本文研究中團隊情緒氛圍對創新性工作要求與團隊創造力之間直接關系的調節作用并不顯著，只有第一階段調節和第一階段被調節的中介效應顯著，并沒有完整地揭示創新性工作要求影響團隊創造力的邊界條件，后續研究可以進一步基于I-P-O 模型深入探討影響創新性工作要求與團隊創造力關系的邊界條件。