創新期望差距與團隊突破性創新：自我調節理論視角*

劉智強 許玉平 許建偉 周 蓉 龍立榮

(1 華中科技大學管理學院,武漢430074) (2 福建工程學院互聯網經貿學院,福州 350014)(3 南昌大學經濟管理學院,南昌 330031)

1 引言

由于創新對組織具有重要意義且團隊在組織創新中具有關鍵作用,探討團隊創新成為一個備受關注的議題(Anderson et al.,2014)。團隊創新是指整合團隊中個體,使之產生新穎和有用的想法并將其應用于企業實踐(van Knippenberg,2017)。方式上,團隊創新既可以表現為對現有產品、流程增量擴展的漸進性創新,也可以表現為對現有產品、流程徹底改變的突破性創新(Nijstad et al.,2014)。相比而言,團隊突破性創新對組織核心競爭優勢的建構更具決定性(劉智強 等,2021),但突破性創新追求從0 到1 的跨越,具有高不確定性,學術界對它的探討相對有限(Alexander & van Knippenberg,2014),因此本研究擬重點圍繞著團隊突破性創新進行探索。不同于個體創新和團隊漸進性創新,從組織行為學角度看,團隊突破性創新的形成不能缺失以下條件: (1)團隊領導的創新意愿與能力,(2)團隊成員的創新模仿與追隨,(3)良好的激勵機制設計(cf.,Hughes et al.,2018;van Knippenberg,2017;劉智強等,2021)。由于團隊領導在團隊感召和機制設計中發揮特殊作用,因此領導因素又在三者中居支配地位。盡管領導因素非常關鍵,現有關于領導與團隊突破性創新的研究非常有限,有必要對其進行拓展。根據自我調節理論,如果領導針對團隊創新情況設置期望并感知到團隊實際創新績效與創新期望之間存在差距(即創新期望差距),領導的自我調節過程將被激活,此時領導會主動采取行動來縮小預期與現實之間的差距(Xu,Liu,et al.,2021)。從這個角度看,領導創新期望差距與團隊突破性創新具有邏輯聯系,但現有研究很少進行探討。

本研究基于自我調節理論進行分析。自我調節理論認為,期望狀態與當前狀態存在差異是激發行動的前提(Carver,2004),而工作投入作為自我調節的一種驅動狀態,反映了個體為減少差異所做的努力(Mitchell et al.,2019),所以感知到創新期望差距的領導可能通過改變工作投入如采取創新投入的方式來減少感知差異。創新投入是指個體參與創新相關活動的過程,它決定個體探索認知路徑的靈活性、對特定任務的關注以及在追求解決方案時遵循特定路徑的程度,與創造性想法的產生密切相關(Zhang & Bartol,2010)。而領導創造性想法是團隊創新的重要來源(Pirola-Merlo & Mann,2004),因此領導創新投入可能成為創新期望差距影響團隊突破性創新的重要機制。

盡管領導創新投入可能提高團隊突破性創新,但是根據自我調節理論,這一過程還需要考慮個體和情境因素的影響(如Parke et al.,2018;占小軍等,2020)。領導資歷和能力是團隊創新的重要決定因素(van Knippenberg,2017),而知覺資質過剩正好反映了個體感知到的“資歷和能力超出工作需求”的程度(Luksyte et al.,2022),可能成為影響領導自我調節過程的重要個體因素。另外,考慮到只有在特定情境下知覺資質過剩的個體才能發揮積極作用(Ma et al.,2020),而晉升可以改善知覺資質過剩個體的人-崗不匹配現狀,組織晉升標準是員工晉升過程中所遵循的依據和準則(衛利華 等,2019),可能成為知覺資質過剩個體自我調節過程的重要情境。所以,本研究將知覺資質過剩和組織晉升標準同時引入模型,預測它們共同決定領導創新投入對團隊突破性創新的影響。

綜上,本研究以自我調節理論為基礎構建創新期望差距通過領導創新投入作用于團隊突破性創新的間接效應模型,同時探究領導知覺資質過剩和組織晉升標準的共同調節作用(見圖1)。潛在的貢獻包括: 第一,通過實證檢驗領導創新期望差距影響團隊突破性創新的內在機制和邊界條件,為探討領導如何引領團隊突破性創新這一議題提供新視角。第二,結合自我調節理論揭示領導創新投入在創新期望差距影響團隊突破性創新過程中的作用,從領導視角拓展團隊創新的生成機制。第三,整合領導個人因素(知覺資質過剩)和組織情境因素(組織晉升標準),考察二者如何共同作用于領導創新投入與團隊突破性創新間關系,為全面理解創新期望差距背景下領導驅動團隊突破性創新的自我調節過程提供更加全面的分析框架。

圖1 理論模型

1.1 創新期望差距

創新期望差距屬于期望差距中的特殊情況,指實際創新績效與創新期望之間的差異(cf.,Eggers & Kaul,2018;Parker et al.,2017)。期望差距概念最先來源于績效反饋理論,該理論認為決策者會根據組織的歷史績效或行業同類組織的績效設定期望,并通過評估實際績效與期望績效的差距來決定搜索、風險承擔和變革(Greve,2003)。在績效反饋理論中,績效是一個多維度概念,包含資產收益率、生產率、銷售額、市場份額等(Greve,2008)。基于這一邏輯,創新作為團隊績效的一個核心指標,團隊領導可能針對團隊創新績效形成團隊創新期望差距,而目前鮮有研究對此進行關注。

回顧以往研究,學者們主要基于企業行為理論、前景理論等探討其它維度期望差距對企業行為選擇的影響(Greve,2003)。雖然這些研究對于理解期望差距影響效應提供了有益的見解,但企業決策與團隊決策所處情境不同,不能簡單地將企業層面的理論成果應用于團隊決策中,需要進一步探討。考慮到自我調節理論是個體追求目標動機的元理論(Xu,Liu,et al.,2021),其核心思想是受到激勵的個體會努力降低期望目標與當前狀態的差異(Koopman et al.,2020),可以解釋領導在面臨期望差距時的認知和行為反應,因此本研究擬以自我調節理論為基礎,探討領導創新期望差距影響團隊突破性創新的內在機制。

1.2 自我調節理論

自我調節理論反映人們對差異做出反應的動態過程(Puranik et al.,2021)。根據該理論,個體確定目標后會將目標與感知到的當前狀態進行比較,當二者之間存在差異時,個體將做出響應(Carver,2004)。自我調節理論還認為個體的自我調節過程包括目標設定和目標奮斗兩個階段(Diefendorff & Lord,2008;Mann et al.,2013)。目標設定階段的研究認為個體的自我調節過程是一個通過反饋向目標狀態前進的過程(Johnson et al.,2013)。如果績效高于目標,個體可能通過設置更高的目標來主動塑造差異;而如果績效低于目標,降低目標通常不是一個有效的自我調節反應(Diefendorff & Lord,2008)。目標奮斗階段則指為實現既定目標而采取一系列行動的過程(Mann et al.,2013),其中工作投入反映了個體為實現目標而付出的努力(Xu,Du,et al.,2021),所以工作投入是個體目標奮斗過程中的重要狀態(Mitchell et al.,2019)。根據該理論,創新期望差距是指實際創新績效與領導創新期望之間的差異,可能激活領導的自我調節過程。當實際績效大于領導期望(順差)時,領導可能設置更高的目標,并通過增加工作投入(包括創新投入)實現這一目標;而當實際績效小于領導期望(逆差)時,為了減少感知差異,領導也可能增加創新投入。因此,創新期望差距可能通過領導創新投入對團隊突破性創新產生影響。

1.3 領導創新期望差距、領導創新投入與團隊突破性創新

根據自我調節理論,當目標與當前狀態之間存在差異時,個體的自我調節過程被激活,個體會做出相應的情感、認知和行為反應(Xu,Du,et al.,2021)。領導創新期望差距是指團隊實際創新績效與領導創新期望之間的差異(cf.,Eggers & Kaul,2018;Parker et al.,2017),它能激活領導的自我調節過程(Koopman et al.,2020)。根據該理論,如果團隊創新績效顯著低于領導期望,也就是當前狀態與期望狀態間差異特別明顯時,領導的自我調節過程將被激活,因為未實現的目標會使他們感到壓力(Xu et al.,2019),而增加投入可以減緩壓力(Mitchell et al.,2019),因此推斷領導的創新投入會增加。而隨著團隊創新績效的提升,團隊創新績效與領導期望間的差異變小,領導面臨的壓力變小,他們會減少在目標活動上的努力(DeOrtentiis et al.,2022),即領導創新投入的增加量減少。隨著團隊創新績效進一步提升并趨近領導期望時,領導的自我調節過程不再被激發(Xu,Liu,et al.,2021),領導創新投入保持不變。

當團隊創新績效進一步提升并超過領導期望時,領導的自我調節過程再次被激活(Xu,Du,et al.,2021),領導會從解決問題的壓力中解脫出來,開始關注團隊的長期發展(Xu et al.,2019)。根據自我調節理論,此時個體會根據當前狀態修改他們的目標(Johnson et al.,2013)。當團隊創新績效超過領導期望時,領導因績效感到滿意并產生積極情感(Carver,2004)。積極情感具有能量喚醒作用,會增加個體對績效的樂觀情緒。如果個體體驗到高度積極的情感,他們會表現出趨近行為,并設置更高、更具挑戰性的期望目標(Bindl et al.,2012)。而逐漸升級的期望目標降低了團隊成功的可能性,為了維持成功狀態,領導需要加大創新投入。隨著團隊創新績效的進一步提升,領導的積極情感更強烈,他們更有信心從事未來導向的行為(Xu et al.,2019),領導創新投入進一步增加。基于此,本研究提出:

假設1: 領導創新期望差距與領導創新投入呈U 型曲線關系。

本研究同時預測領導創新期望差距可能通過領導創新投入對團隊突破性創新產生U 型影響。具體地,當領導遭遇到創新期望差距時,他們會增大創新投入,而領導是團隊知識網絡的核心參與者(Tang & Ye,2015),領導創新投入的增加會催生一系列創造性想法(Zhang & Bartol,2010),并驅動團隊創新(包括突破性創新;Anderson et al.,2014)。另外,領導的創新投入還會對員工的創新投入產生影響,因為領導影響員工的績效評估,員工會從領導那里尋找行動的線索(Cheung et al.,2020)。當領導參與創造行為并表現出高創造力時,團隊成員非常可能會模仿領導增加創新投入(Lu et al.,2018)。而隨著領導和團隊成員創新投入的同時增加,團隊突破性創新水平得到提升(Kozlowski & Klein,2000)。綜上,本研究提出:

假設2: 領導創新投入中介了領導創新期望差距與團隊突破性創新之間的U 型關系

1.4 知覺資質過剩和組織晉升標準的共同調節作用

前文提到,知覺資質過剩是影響領導自我調節過程的重要個體因素。一方面,對領導而言,知覺資質過剩意味著他們認為自己擁有比工作要求更高的知識和技能(Ma et al.,2020),這種認知會使他們相信自己可能在團隊突破性創新這類艱巨任務中取得成功(此時領導的自我效能感較高;Zhang et al.,2016),所以在能力允許的情況下,知覺資質過剩的領導更可能通過突破性創新的方式應對個人能力-工作要求之間的感知差異,進而提升領導創新投入對團隊突破性創新的推動作用。另一方面,如果此時組織內外部的諸多限制使知覺資質過剩高的領導感覺到即便付出努力也不能改變個人-工作不匹配的現狀,他們會認為自己對工作以及在組織內的職業發展缺乏控制,這種缺乏控制的無力感會造成工作疏離(謝文心 等,2015),此時他們的工作熱情下降(李廣平,陳雨昂,2022),不太會選擇需要強烈動機驅動的突破性創新活動;而且這種人-崗未盡理想的狀況會使領導產生不公平感(楊偉文,李超平,2021),使他們與組織之間的心理契約被打破,從而不愿意投入大量精力到工作中(李廣平,陳雨昂,2022),這對需要耗費大量時間、精力的突破性創新活動尤其有害。所以,知覺資質過剩既可能促進又可能抑制領導創新投入對團隊突破性創新的影響。

組織晉升標準作為一種典型的制度環境,也可能對領導創新投入影響團隊突破性創新的過程施加影響。組織晉升標準包括絕對晉升標準和相對晉升標準(劉智強 等,2013)。絕對晉升標準依據事先確定的客觀標準晉升員工;相對晉升標準依據員工之間的優劣排序晉升員工(Phelan & Lin,2001)。在設計邏輯上,絕對晉升標準旨在鼓勵員工與自己競爭,相對晉升標準則鼓勵員工與他人競爭(劉智強等,2013)。因此,如果組織晉升標準越傾向于絕對標準,領導間的直接競爭越小,生產性行為增加,但不利于潛力的充分挖潛;而越傾向于相對標準,直接競爭越激烈,潛力挖掘充分,但容易形成對抗。相較絕對晉升標準而言,相對晉升標準更易喚起非常規行為,這對突破性創新投入這類復雜活動更為有利,但是相對晉升標準同時也可能誘發非生產性行為(劉智強 等,2013),這反過來又會因為注意力分割而降低突破性創新投入。因此,組織晉升標準也不單獨調節領導創新投入對團隊突破性創新的影響。

但是,組織晉升標準和知覺資質過剩可能共同調節領導創新投入與團隊突破性創新間關系。知覺資質過剩很大程度上會使個體相信自己有能力開展創新活動(Zhang et al.,2016),因此當組織推行相對晉升標準時,對知覺資質過剩的領導而言,在高自我效能感的支配下,由于相信自己有能力在激烈競爭中通過非常規的生產性行為改變現狀并脫穎而出(不必借助非生產性手段),因此更有可能選擇在突破性創新上加大投入,進而推進團隊突破性創新;但是如果領導知覺資質過剩程度較低,對從事有著更高要求的活動如突破性創新的自我效能感較低,則會認為自身能力不足以支持他們繼續在突破性創新上取得成功,就會將資源投入到常規或漸進性創新活動中,結果不利于團隊突破性創新。而當組織推行絕對晉升標準,由于無法通過直接競爭顯示資質過剩者與他人的能力差異(因為絕對晉升標準需要設計一定的通過比例),因此很難充分調動知覺資質過剩的領導的冒險意愿,導致他們在需要高付出的突破性創新活動上疏離回避,結果不會對團隊突破性創新施加影響,這種情況對知覺資質過剩程度低的領導會更加明顯。基于上述分析,同時結合假設2 的推導,本研究提出:

假設3: 知覺資質過剩和組織晉升標準共同調節創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的影響。具體地,當領導知覺資質過剩程度高,且組織同時實行相對晉升標準時,創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的U 型影響效應最強

2 研究1: 情境實驗研究

本研究首先啟動實驗設計,考察領導創新期望差距與領導創新投入的因果關系,以及領導創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的影響。

2.1 研究方法

2.1.1 實驗設計與被試

采用單因素(創新期望差距: 逆差組vs.無差距組vs.順差組)實驗設計檢驗研究假設。在我國中部某985 大學招募288 名學生,將其隨機分配到72個團隊中,并將72 個團隊隨機分配至逆差組、無差距組和順差組。由于23 名被試因個人原因退出實驗,最終共獲得68 個團隊(61 個四人團隊和7 個三人團隊,共265 名學生被試)樣本。實驗過程要求團隊通過無領導小組的方式選出團隊領導,選出的68 名團隊領導中,男性占比 64.7%,女性占比35.3%;年齡從18 歲到31 歲(M=20.74,SD=2.34)。大多數團隊領導為本科學生(86.8%),8.8%為碩士研究生,4.4%為博士研究生。

2.1.2 實驗流程

實驗在線上進行,分6 個步驟: 第一,將被試隨機分配到團隊中(每個團隊有一個單獨的QQ 群),并要求他們填寫關于團隊成員間熟悉程度的問卷。第二,由團隊提名一名團隊領導,并在團隊領導的組織下填寫人口統計學信息。第三,在團隊領導的組織下,完成任務1 (該任務要求團隊在15 分鐘內提交一份鼠標創意方案)。第四,要求團隊領導填寫其對任務1 創意結果的期望,并完成創新期望差距的操縱。第五,在團隊領導的組織下,完成任務2(該任務要求團隊在30 分鐘內提交一份具有突破性創意的耳機設計方案)。第六,團隊領導評價其在耳機設計任務中的創新投入。

2.1.3 實驗操縱與變量測量

創新期望差距。本研究通過給予不同的任務評價來操縱領導創新期望差距。任務1 完成后,要求團隊領導填寫其期望的團隊創意成果得分。短暫的休息后,告知團隊領導經專家評審后其團隊的創意成果實際得分,其中順差組的專家評審分數比團隊領導期望得分高20% (因為滿分為100 分,代表最高期望,所以采用此方法計算出的分數超過100 分時,按照100 分計算);無差距組的專家評審分數與團隊領導期望分數一致;逆差組的專家評審分數比團隊領導期望得分低20%。該操縱完成后采用自編的單題項量表檢驗創新期望差距操縱的有效性,具體題項為“您認為您團隊的創意結果如何”,1 表示比期望差很多,7 表示比期望好很多,數字越小表示期望逆差越大,數字越大表示期望順差越大。

領導創新投入。任務2 完成后,團隊領導填寫領導創新投入量表。該量表改編自Zhang 和Bartol(2010)開發的成熟量表,圍繞著問題“當您完成耳機設計任務時,在多大程度上實施了這些行為”,形成問題識別、信息搜索與編碼、想法產生三維度11 題項量表,典型題項如“我從多角度思考問題”、“我仔細考慮不同來源的信息以產生新的想法”等。采用Likert7 點量表,數字越大代表投入程度越高。量表的Cronbach’s α 系數為0.86。

團隊突破性創新。本研究采用同感評估技術(Consensus Assessment Technique,CAT)評價團隊突破性創新。具體而言,邀請兩名評價者(受過專業訓練的大學教師)在不知道實驗目的、假設和條件的情況下,根據Li 等人(2008)開發的4 題項量表評價團隊創意。該量表的典型題項如“該團隊參與創造全新產品”、“該團隊在創新中引入全新概念”等。1=“非常不同意”,7=“非常同意”,數字越大代表認同度越高。由于兩名評價者的評價具有較高的一致性(ICC2=0.76,p〈 0.001),因此取兩名評價者的平均得分作為每個團隊的最終得分。

控制變量。本研究將團隊領導的性別、年齡、教育程度、團隊規模作為主要控制變量,主要是因為領導的性別、年齡、教育程度影響團隊創新(Jiang et al.,2015),而團隊規模與領導行為相關,并且會對團隊創新產生重要影響(Li et al.,2021)。因為通過網絡招募被試,將被試分配到團隊中時無法做到嚴格隨機,所以本研究控制了團隊成員之間的熟悉程度。該變量由所有團隊人員進行評價,共一個題項“目前您與群里成員的熟悉情況如何”。1=“完全不熟悉”,7=“非常熟悉”,數字越大代表熟悉度越高。除此之外,考慮到評分對實驗結果的影響,本研究同時控制了團隊領導對于任務1 的期望評分以及專家評價結果與期望評分間的差值。

2.2 實驗結果

采用SPSS 25.0 對實驗數據進行描述性統計和方差分析,采用Mplus 8 進行回歸分析。

2.2.1 操縱檢驗

表1 顯示了不同條件下的描述性統計結果。為檢驗領導創新期望差距操縱的有效性,進行單因素方差分析。結果顯示,不同實驗組的領導在創新期望差距方面有顯著性差異,F[2,65]=239.97,p〈0.001,η2=0.88。兩兩對比發現,無創新期望差距組的創新期望差距得分(M=2.91,SD=0.29)顯著高于創新期望逆差組的創新期望差距得分(M=1.87,SD=0.34),t(43)=10.86,p〈 0.001,Cohen’sd=3.25;創新期望順差組的創新期望差距得分(M=4.61,SD=0.58)顯著高于無創新期望差距組的創新期望差距得分,t(32.84)=12.42,p〈 0.001,Cohen’sd=3.68;創新期望順差組與創新期望逆差組的創新期望差距得分也存在顯著差異,t(35.68)=19.40,p〈 0.001,Cohen’sd=5.72。因此,實驗對于創新期望差距的操縱是成功的。

表1 研究1 的描述性統計結果

2.2.2 假設檢驗

方差分析結果顯示,領導創新期望差距對領導創新投入有顯著性影響,F(2,65)=25.63,p〈 0.001,η2=0.44。兩兩對比發現(見圖2),無創新期望差距組領導的創新投入(M=4.72,SD=0.49)不僅顯著低于創新期望逆差組領導的創新投入(M=5.59,SD=0.48,t(43)=6.01,p〈 0.001,Cohen’sd=1.79),也顯著低于創新期望順差組領導的創新投入(M=5.98,SD=0.78,t(37.44)=6.48,p〈 0.001,Cohen’sd=1.92);而創新期望順差組領導的創新投入與創新期望逆差組領導的創新投入無顯著差異(t(36.38)=2.03,p=0.050),假設1 成立。

圖2 對領導創新投入的影響效應圖

團隊突破性創新方面,創新期望差距對團隊突破性創新有顯著性影響,F(2,65)=13.01,p〈 0.001,η2=0.29。兩兩對比發現,無創新期望差距組的團隊突破性創新水平(M=2.38,SD=0.53)不僅顯著低于創新期望逆差組的團隊突破性創新水平(M=3.32,SD=0.75,t(43)=4.83,p〈 0.001,Cohen’sd=1.45),也顯著低于創新期望順差組的團隊突破性創新水平(M=3.47,SD=0.97,t(34.49)=4.70,p〈0.001,Cohen’sd=1.39);而創新期望順差組的團隊突破性創新水平與創新期望逆差組的團隊突破性創新水平無顯著差異,t(44)=0.60,p=0.555。

回歸分析發現,加入了領導創新投入后,領導創新期望差距對團隊突破性創新的曲線效應從β=0.83,p=0.002 變化成β=0.31,p=0.379,此時創新期望差距對領導創新投入的曲線效應顯著(β=1.06,p〈 0.001),領導創新投入對團隊突破性創新的影響也顯著(β=0.50,p=0.010)。為檢驗中介效應的顯著性,本研究遵循Hayes 和Preacher (2010)的方法,在逆差、無差距和順差條件下,估計創新期望差距通過領導創新投入影響團隊突破性創新的瞬時間接效應,并采用拔靴法(自抽樣次數=20000)估計其95%的置信區間。結果顯示,當創新期望差距表現逆差時,其通過領導創新投入對團隊突破性創新的間接效應負向顯著(間接效應=-1.22,95% CI=[-3.50,-0.15]);當無創新期望差距時,其通過領導創新投入對團隊突破性創新的間接效應不顯著(間接效應=-0.18,95% CI=[-1.45,0.41]);而當創新期望差距表現順差時,其通過領導創新投入對團隊突破性創新的間接效應正向顯著(間接效應=0.87,95% CI=[0.20,2.01]),即從創新期望逆差到無差距,領導創新期望差距會通過阻礙領導創新投入降低團隊突破性創新,而從無期望差距到期望順差,創新期望差距會通過促進領導創新投入提升團隊突破性創新,假設2 成立。

2.2.3 穩健性檢驗

本研究在去除所有控制變量后重新進行中介效應檢驗,結果與加入控制變量時的結果無實質性差異。在刪除領導期望得分×1.2 超過100 分的兩個團隊后重新進行中介效應檢驗,結果與未刪除這兩個團隊時的結果無實質性差異,模型的穩健性得到支持。

3 研究2: 實地問卷研究

雖然研究1 的結果支持了假設1 和假設2,但上述實驗是以學生為樣本進行的研究,難以保證研究結論的外部效度。而且實驗1 只檢驗了部分假設,并未對全模型進行驗證。因此,我們設計了研究2,通過問卷調查法對模型進行檢驗。

3.1 研究方法

3.1.1 研究樣本與程序

本研究以團隊為單位收集問卷。樣本取自我國南方某省份的新型研發機構,隨機抽取,所選46 家企業分別來自交通城建、生物醫藥、信息服務等行業。調研初,我們通過溝通與這些企業的高層領導或人力資源部門取得聯系,在征得企業同意后,調研人員于2021 年5 月至7 月(時間點T1)到這些企業進行現場調研。該階段的調研對象為研發團隊領導。調查開始前,調研人員向研發團隊領導解釋了研究的目的,并重點強調調研的保密性原則。在收到問卷一個月后(時間點T2),調研人員對部分企業進行二次現場調研,同時因疫情限制對剩余企業采取線上方式開展調研(通過郵件或微信等方式發送問卷鏈接)。該階段的調研對象包括研發團隊領導、團隊成員和公司領導。

時間點T1,由團隊領導填寫關于創新期望差距、自身創新投入、知覺資質過剩等的問卷。此階段共發放問卷114 份,回收問卷102 份,問卷回收率為89.47%。時間點T2,由上述102 個團隊的公司分管領導評價團隊突破性創新水平,由團隊領導和團隊成員共同評價組織晉升標準,此階段共回收公司領導問卷87 份(問卷回收率85.29%),團隊領導問卷91 份(問卷回收率89.22%),員工問卷324份(問卷回收率75.70%)。剔除關鍵變量空缺及明顯填答不規范的低質量問卷后,共得到有效配對問卷76 套,平均每個團隊有3.72 名員工參與調查。

本研究在第一階段收集團隊領導的人口統計學信息,76 個有效團隊領導被試中,男性占比85.5%,女性占比14.5%;最小年齡26 歲,最大年齡56 歲,平均年齡39.13 歲(SD=7.18);高中或中專學歷占比3.9%,大專學歷占比9.2%,本科學歷占比67.1%,碩士學歷占比17.1%,博士學歷占比2.7%。

3.1.2 變量測量

本研究采用的量表或源于經過廣泛認可且具有較高信效度的國外成熟量表,或基于國外成熟量表修訂而成。為確保中英文版本的一致性,采用了標準的“翻譯-回譯”程序。除特別說明外,本研究各量表的測量均采用Likert 7 點量表。

創新期望差距(T1)。本研究通過改編Lovelace等(2001)開發的量表形成創新期望差距量表。量表圍繞著問題“與您的預期相比,您認為您團隊的創新表現如何”,從團隊工作成果的創新程度、團隊產生的創意和新點子、團隊工作成果的技術含量以及團隊適應環境變化的能力四個方面進行測量,1=“比期望差很多”,4=“與期望差不多”,7=“比期望好很多”。數字越小表示期望逆差越大,數字越大表示期望順差越大。量表在本研究中的Cronbach’s α系數為0.95。

領導創新投入(T1)。與研究1 一致,本研究采用Zhang 和Bartol(2010)開發的量表由領導自評其創新投入。量表在本研究中的Cronbach’s α 系數為0.94。

知覺資質過剩(T1)。采用Maynard 等人(2006)開發的資質過剩量表衡量領導感知的資質過剩水平。量表包括9 個題項,典型題項如“我的工作所要求的學歷比我具備的學歷低”、“我所擁有的工作經驗對于成功完成這些工作不是必需的”、“這份工作不需要我所擁有的工作技能”等。1=“非常不同意”,7=“非常同意”,數字越大代表認同度越高。量表在本研究中的Cronbach’s α 系數為0.91。

組織晉升標準(T2)。前文提到,根據比較對象的不同,可將組織晉升標準進一步區分為絕對晉升標準和相對晉升標準兩類。前者鼓勵員工自我超越(達到固定標準),實際上就是鼓勵他們與過去的自己比較;后者則鼓勵員工與他人競爭,優勝劣汰。但是,由于絕對晉升標準和相對晉升標準一定程度上代表著組織晉升標準的兩個極端,越趨近于一端代表越遠離另一端,因此在測量上,本研究參考衛利華等(2019)的做法,將組織晉升標準視為連續變量并利用一種晉升類型(如絕對晉升標準或相對晉升標準)進行衡量。量表選擇上,采用Liu 等(2017)開發的3 題項量表,典型題項如“在組織中,晉升與否取決于與其他員工的相對績效排名”、“在組織中,表現優于他人的員工將得到快速提升”。1=“非常不同意”,7=“非常同意”,得分越高代表組織晉升標準越傾向于相對晉升標準,得分越低則越傾向于絕對晉升標準。量表在本研究中的Cronbach’s α 系數為0.90。

團隊突破性創新(T2)。與研究1 一致,本研究采用Li 等人(2008)開發的成熟量表測量團隊突破性創新水平,量表在本研究中的Cronbach’s α 系數為0.91。

控制變量(T1)。參考研究1,本研究選取團隊領導的性別、年齡、教育程度、團隊規模作為主要控制變量。除此之外,因為不同行業在創新水平和類型上存在差異,所以本研究根據國家統計局行業分類標準對76 個團隊進行劃分,并通過設置虛擬變量的方式控制行業對研究結果的影響。

3.2 數據分析和結果

本研究采用 SPSS 25.0 對調研數據進行Harman 單因素檢驗、描述性統計以及相關分析,采用Mplus 8 軟件進行共同方法潛因子模型檢驗、驗證性因子分析和假設檢驗。

3.2.1 驗證性因子分析

為考察創新期望差距、領導創新投入、知覺資質過剩、組織晉升標準、團隊突破性創新5 個潛變量的區分效度,對測量數據進行跨層次驗證性因子分析。考慮到領導創新投入、知覺資質過剩的測量題項較多,對測量題項進行打包處理(分別打包為3個,其中領導創新投入按其維度打包,知覺資質過剩根據平衡法打包)。結果顯示五因子模型的各項擬合指標(χ2/df=2.00,CFI=0.93,TLI=0.91,RMSEA=0.05,SRMRwithin=0.01,SRMRbetween=0.12)均達到相關要求,且與替代的四因子模型、三因子模型和二因子模型相比擬合程度更佳,說明量表具有良好的區分效度,可開展進一步研究。

3.2.2 共同方法偏差檢驗

本研究采取多來源、多時段調研的方法避免共同方法偏差。數據分析前,采用Harman 單因素法對共同方法偏差問題進行檢驗,結果顯示未經旋轉的第一個因子解釋的變異量為28.28%,小于40%的臨界值。另外,進行共同方法潛因子模型檢驗,結果顯示當將共同潛因子納入模型后,模型擬合指標分別為: χ2/df=1.80,CFI=0.95,TLI=0.93,RMSEA=0.05,SRMRwithin=0.02,SRMRbetween=0.10。相比于控制前的模型,加入共同方法潛因子后模型的CFI、TLI、RMSEA 改善程度均在0.02 以下,模型擬合度未得到顯著改善。綜上判定,本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

3.2.3 描述性統計和相關分析

表2 顯示了模型中主要變量的均值、標準差及相關系數。從表2 看,領導創新期望差距與團隊突破性創新不顯著相關(r=0.07,p=0.547),領導創新投入與團隊突破性創新顯著正相關(r=0.34,p=0.002),上述結果為后續研究假設論證提供了初步依據。

表2 研究2 的描述性統計及變量相關性分析

3.2.4 假設檢驗

由于組織晉升標準由領導和員工共同評價,所以在模型檢驗前,對組織晉升標準進行聚合分析,結果顯示組織晉升標準可以聚合到團隊層面(Rwg均=0.84,Rwg中=0.88)。模型檢驗時,對創新期望差距、領導創新投入、知覺資質過剩和組織晉升標準四個變量進行中心化處理。

假設1 提出領導的創新期望差距與領導創新投入呈U 型關系。根據表3 中模型1,創新期望差距的平方項對領導創新投入的影響顯著且系數為正(β=0.30,p〈 0.001),曲線拐點出現在X 的取值范圍內,說明創新期望差距與領導創新投入的U 型關系成立,假設1 得到驗證。

為驗證假設2,本研究首先檢驗了創新期望差距與團隊突破性創新的關系。根據表3 中模型2 結果,創新期望差距的平方項對團隊突破性創新的影響顯著且系數為正(β=0.21,p=0.004),說明創新期望差距與團隊突破性創新的U 型關系成立。然后將創新期望差距和領導創新投入同時納入回歸方程,此時創新期望差距的平方項對團隊突破性創新的影響不顯著(見模型3)。為檢驗中介效應的顯著性,本研究遵循Hayes 和Preacher (2010)的方法,估計在低(-2SD和-1SD)、中(0SD)和高(+1SD和+2SD)水平下,創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的瞬時間接效應,并采用拔靴法估計其95%的置信區間。結果顯示(見表4),當創新期望差距在低(-2SD,間接效應=-0.29,95% CI=[-0.78,-0.05])、中(0SD,間接效應=0.26,95% CI=[0.07,0.49])、高(+1SD,間接效應=0.53,95% CI=[0.15,1.02];+2SD,間接效應=0.80,95% CI=[0.24,1.59])水平時,其通過領導創新投入對團隊突破性創新的間接效應顯著;而當創新期望差距在低水平時(-1SD,間接效應=-0.01,95% CI=[-0.18,0.12]),其通過領導創新投入對團隊突破性創新的間接效應不顯著,假設2 得到支持。

表3 回歸分析結果

模型3 結果顯示,領導創新投入與知覺資質過剩、組織晉升標準的交互項對團隊突破性創新的影響顯著(β=0.50,p=0.018)。以高于均值一個標準差和低于均值一個標準差為基準繪制領導創新投入與團隊突破性創新之間的調節效應圖(見圖3)。當知覺資質過剩高且組織實行相對晉升標準時,簡單斜率顯著(β=0.51,p=0.022),此時知覺資質過剩高/相對晉升標準組與知覺資質過剩高/絕對晉升標準組(直接效應差異=0.98,p=0.017)、知覺資質過剩低/相對晉升標準組(直接效應差異=0.93,p=0.023)的差異顯著,但是知覺資質過剩高/相對晉升標準組與知覺資質過剩低/絕對晉升標準組的差異不顯著(直接效應差異=0.13,p=0.773),可見,知覺資質過剩和組織晉升標準共同調節領導創新投入對團隊突破性創新的影響。

圖3 調節效應圖

假設3 預測知覺資質過剩和組織晉升標準共同調節創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的影響,當領導知覺資質過剩高且組織實行相對晉升標準時,創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的曲線效應增強。結果如表4 所示,當創新期望差距低(-2SD)、領導知覺資質過剩高且組織實行相對晉升標準時,間接效應顯著(間接效應=-0.63,95% CI=[-1.54,-0.15]),此時知覺資質過剩高/相對晉升標準組和知覺資質過剩高/絕對晉升標準組(間接效應差異=-0.67,95% CI=[-2.08,-0.08])、知覺資質過剩低/相對晉升標準組(間接效應差異=-0.63,95% CI=[-2.16,-0.11])的差異顯著,與知覺資質過剩低/絕對晉升標準組(間接效應差異=-0.09,95% CI=[-1.05,0.36])的差異不顯著,知覺資質過剩和組織晉升標準的調節效應成立。

表4 領導創新期望差距對團隊突破性創新的瞬時間接效應

當創新期望差距處于中等水平(0SD)、領導知覺資質過剩高且組織實行相對晉升標準時,間接效應顯著(間接效應=0.32,95% CI=[0.03,0.70]),但知覺資質過剩高/相對晉升標準組與知覺資質過剩低/絕對晉升標準組(間接效應差異=-0.17,95%CI=[-0.79,0.53])、知覺資質過剩高/絕對晉升標準組(間接效應差異=0.35,95% CI=[-0.12,0.97])、知覺資質過剩低/相對晉升標準組(間接效應差異=0.31,95% CI=[-0.16,1.04])的差異均不顯著。

而當創新期望差距高(+1SD,+2SD)、領導知覺資質過剩高且組織實行相對晉升標準時,間接效應顯著(+1SD,間接效應=1.17,95% CI=[0.57,2.07];+2SD,間接效應=1.77,95% CI=[0.85,3.24]),此時知覺資質過剩高/相對晉升標準組與知覺資質過剩高/絕對晉升標準組(+1SD,間接效應差異=1.24,95% CI=[0.34,2.55];+2SD,間接效應差異=1.87,95% CI=[0.55,4.06])、知覺資質過剩低/相對晉升標準組(+1SD,間接效應差異=1.16,95% CI=[0.31,2.70];+2SD,間接效應差異=1.76,95% CI=[0.50,4.25])的差異顯著;與知覺資質過剩低/絕對晉升標準組(+1SD,間接效應差異=0.17,95% CI=[-0.80,1.41];+2SD,間接效應差異=0.25,95% CI=[-1.19,2.19])的差異不顯著,知覺資質過剩和組織晉升標準的共同調節效應成立。綜上,假設3 得到部分支持。

3.3 穩健性檢驗

研究認為知覺資質過剩可能加劇個體離職傾向(Harari et al.,2017),而離職傾向又會對個體工作投入產生影響(李廣平,陳雨昂,2022)。為了排除該因素對結果的影響,本研究將領導離職傾向作為控制變量納入模型,對研究結果進行穩健性檢驗。該變量采用Scott 等人(1999)開發的4 題項量表進行測量,去除一個因子載荷較低的題項后,該變量在本研究中的Cronbach’s α 系數為0.92。穩健性檢驗結果與未加入離職傾向時的結果無實質性差異。另外,本研究還在去除所有控制變量后重新檢驗了所有假設,結果與加入控制變量時的結果無實質性差異,模型的穩健性得到支持。

4 結論與討論

4.1 研究結論

本研究以自我調節理論為基礎,探討領導創新期望差距推動團隊突破性創新的作用機制和邊界條件。通過一項實驗研究及一項多時點、多來源的問卷調查研究發現: 創新期望差距對領導創新投入產生U 型影響(假設1),領導創新投入中介了創新期望差距與團隊突破性創新之間的U 型關系(假設2)。知覺資質過剩和組織晉升標準共同調節創新期望差距通過領導創新投入影響團隊突破性創新的過程(假設3)。具體地,知覺資質過剩高/相對晉升標準組合比知覺資質過剩高/絕對晉升標準組合及知覺資質過剩低/相對晉升標準組合更能強化創新期望差距通過領導創新投入對團隊突破性創新的影響。但是,知覺資質過剩高/相對晉升標準組與知覺資質過剩低/絕對晉升標準組在創新期望差距通過領導創新投入影響團隊突破性創新中沒有顯著差異,可能的解釋是,如果組織推行絕對晉升標準,當團隊創新績效達到一定的標準時,團隊領導可能得到晉升或獎勵,而當團隊創新績效降低到一定水平時,團隊領導也可能被迫降職或受到懲罰,此時知覺資質過剩低的領導雖然知道自己資質不足,但為了維護自己已得的地位,他們也不得不冒險選擇突破性創新活動。

4.2 理論貢獻

本研究取得了如下理論貢獻:

首先,有別于現有文獻關于團隊突破性創新形成條件的考慮,本研究將期望差距的概念引入團隊層面,從創新期望差距視角探索團隊突破性創新的形成機制和邊界條件,發展期望差距團隊層面研究的同時,為團隊突破性創新的由來做出更全面的闡釋。一方面,雖然學者對期望差距問題進行了廣泛的研究,但其成果主要集中在企業層面(如Eggers&Kaul,2018;Xu et al.,2019)。本研究通過探討領導創新期望差距對團隊突破性創新的影響,彌補了這一不足。另一方面,雖然當前學界關于突破性創新的研究逐漸從企業層面拓展至個人/團隊層面,但關于團隊突破性創新的前因、機制和邊界條件研究還不夠深入(劉智強 等,2021)。同時,盡管學者認同領導影響團隊創新(Anderson et al.,2014;Hughes et al.,2018),目前學者僅關注領導風格對于團隊突破性創新的影響(如Alexander & van Knippenberg,2014;Nijstad et al.,2014),忽視了領導創新期望差距對團隊突破性創新的作用。本研究將創新期望差距作為團隊突破性創新的重要前因,發現其對團隊突破性創新的U 型作用,為團隊突破性創新前因研究提供了新視角。

其次,以自我調節理論為分析基礎,識別出領導創新投入是領導創新期望差距影響團隊突破性創新的關鍵機制,彌補了從團隊過程、團隊狀態等來理解領導創新效應的局限,也拓展了創新投入的后續結果研究。以往研究在探究領導與團隊創新之間的關系時,通常采用團隊過程(比如,團隊知識共享、團隊自省)、團隊狀態(比如,團隊認同、團隊建言氛圍)或整合(比如,團隊工作質量)的視角(如Jiang et al.,2015;Klaic et al.,2020)。本研究采用自我調節理論,從創新投入視角揭示領導創新期望差距與團隊突破性創新之間的 “黑箱”,為領導與團隊創新之間的關系研究提供了新思路。另外,以往研究主要關注員工創新投入對員工創造力(Zhang & Bartol,2010)、角色內績效(Du et al.,2016)等的影響,本研究通過發現領導創新投入正向影響團隊突破性創新,促進了創新投入的結果研究。

再者,將領導創新投入對團隊突破性創新的影響關系與領導的個體差異、情境因素相結合,為創新期望差距貢獻于團隊突破性創新劃定了更準確的邊界條件,也為知覺資質過剩和組織晉升標準的研究做出貢獻。第一,以往研究認為領導與團隊創新間關系受到調節因素的影響(Hughes et al.,2018),但這些研究主要從領導、情境等單一變量出發。本研究在一個整合的框架下探討知覺資質過剩和組織晉升標準對于領導創新投入與團隊突破性創新關系的共同調節作用,豐富了學界關于團隊創新邊界條件的認識。第二,知覺資質過剩作為一種特殊的個人—環境不匹配現象,引起學者廣泛關注,但在結論方面尚有爭議(Ma et al.,2020)。本研究響應楊偉文和李超平(2021)關于從管理制度等出發透視知覺資質過剩影響效應的呼吁,發現在相對晉升標準下,知覺資質過剩的領導更有可能通過非常規方式選擇達到提升團隊突破性創新的目的,為知覺資質過剩積極效應的發揮提供了新選擇。第三,本研究發現領導知覺過剩高/相對晉升標準組、領導知覺過剩低/絕對晉升標準組在領導創新投入與團隊突破性創新關系上并沒有實質差異,提醒我們組織晉升標準無好壞之分,在探究組織晉升標準作用時需要同時考慮被施加者特征的影響。

最后,本研究對自我調節理論的發展具有促進作用。根據Diefendorff 和Lord (2008)的觀點,自我調節理論可以劃分為結構(關注自我調節的反饋循環)、內容(關注目標類型以及目標內容對行為、績效等的影響)和階段理論(關注自我調節的不同階段),以上細分理論的關注點不同,需要整合進一個統一的框架中以實現對目標導向行為的更全面理解。本研究響應他們的呼吁,將自我調節的各種理論整合進一個統一的模型,探討其對領導行為和團隊創新績效的聯合效應,發展了自我調節理論的相關研究。進一步,本研究融合了自我調節結構論中的控制理論和社會認知理論。具體而言,控制論的核心是差異引起的負反饋循環,即個體通過行動去減少差異(Carver,2004),而社會認知理論則認為人們可能通過設置更高的目標來主動塑造差異(Diefendorff & Lord,2008)。本研究基于動態自我調節的視角,認為當出現創新期望逆差時,領導通過增加創新投入減少差距,而當出現創新期望順差時,領導設置更高的目標,并通過增加創新投入的方式去實現目標,對自我調節理論的發展做出貢獻。

4.3 管理啟示

本研究同時也得到了一些重要的管理啟示: 第一,本研究通過發現創新期望差距與團隊突破性創新的U 型關系,提醒管理者團隊層面創新的關鍵不僅在于團隊目標,而且在于團隊領導目標(期望)與團隊實際創新績效的差異,只要團隊領導認為團隊創新績效與他們目標(期望)之間有差異,他們就會通過調整創新投入的方式提升團隊突破性創新。所以企業管理者應鼓勵團隊領導設置創新目標(期望),并提醒他們將創新目標(期望)與團隊實際績效進行比較。第二,本研究通過發掘知覺資質過剩和組織晉升標準的共同調節作用,提醒管理者在提升突破性創新方面,需要同時考慮團隊領導的個體特征和組織規則。具體而言,企業管理者應定期與團隊領導進行溝通,了解他們的資質過剩感,并通過組織晉升標準最大化團隊突破性創新水平。當然,在組織晉升標準確定的情況下,管理者也可以通過為團隊領導提供成長機會等調整他們的知覺資質過剩,進而實現團隊突破性創新。

4.4 研究局限及未來研究方向

盡管本研究取得了一些有價值的研究成果,但仍存在一定的研究不足和有待改進的地方: 首先,研究2 雖然將行業虛擬變量作為控制變量納入研究,但仍無法完全規避行業多樣化造成的結果混淆,未來可以考慮利用單一行業數據來檢驗研究結論的穩健性。其次,本研究認為當團隊創新績效超過領導創新期望時,團隊領導可能通過設置更高目標的方式改變目標—績效之間的差異,但沒有對這一論證進行實證檢驗,未來可考慮將動態目標納入模型以增加論證的嚴謹性。第三,本研究將領導創新投入作為一種自我調節策略探討創新期望差距對團隊突破性創新的影響,但自我調節理論也強調情感在自我調節中的重要作用(Koopman et al.,2020),因此未來研究可從情感視角對本研究的理論模型作進一步細化和補充。最后,本研究將知覺資質過剩和組織晉升標準作為重要的個體和情境因素,探討其在團隊領導自我調節過程中的作用,但其它因素也會對個體自我調節過程產生影響(如Parke et al.,2018;Xu,Liu,et al.,2021),未來可作進一步探索。