差異化員工正念和差異化領導信任的匹配作用對團隊創新的影響
——基于差異化二元工作激情的中介作用

王 萍，陳超穎

（浙江理工大學經濟管理學院，浙江杭州 310018）

1 研究背景

根據人-環境匹配理論，在探討員工個體特質對其創新行為的影響時，不應忽視組織環境的邊界條件［1］，而差異化是一個重要的情境構念，從團隊層面體現了社會交換理論的核心內容［2］，差異化的組織環境的作用機理具有非常重要的研究價值。因此，本研究聚焦于組織中的差異化情境，從團隊層面出發，從橫向角度構建“差異化員工正念”概念以描述團隊成員正念的差異程度，試圖探究其與團隊創新績效之間的作用機制。同時從縱向角度構建“差異化領導信任”的概念以描述團隊內部各個成員對領導信任的差異程度，試圖探究其與團隊創新績效之間的作用機制。并運用多項式回歸與響應面分析的研究方法，試圖解析差異化員工正念與差異化領導信任相互交織的耦合作用會如何影響團隊創新績效。

正念表現為對現狀不加任何主觀評斷的意識和注意［3］，能夠提高個體認知的靈敏度以及對新奇事物的注意力［4-5］，積極影響員工幸福感與工作投入［6］。目前，正念的相關研究主要集中于個體層面。有學者從領導視角切入發現，領導正念能夠正向影響員工工作績效［7］、促進員工創新行為［8］。亦有學者從員工角度出發證實，員工正念能夠提升其角色內績效［9］、降低員工心理壓力［10］，同樣也能夠促進員工創造力。可見，在個體層面，正念是員工創新的重要驅動因素。隨著個體正念研究的不斷發展，學者認為應關注更高層面（如團隊或組織）的正念，從而更加全面、深入地理解各層次正念的內涵和影響［11］。Yu 等［12］正式提出了“團隊正念”的概念，并在研究中發現，團隊正念與團隊關系沖突呈負相關。對于個體正念如何影響團隊正念，Liu 等［13］發現團隊成員之間個體正念的累積（即團隊內個體特質正念的平均水平）減少了團隊內部的關系壓力，進而增強了團隊正念；而團隊個體正念多樣性（即團隊內個體特質正念的差異化）起到了調節作用。可見，團隊內個體特質正念的差異化是研究團隊層面正念影響的關鍵因素。當團隊個體正念多樣性較低時，團隊平均個體正念通過降低關系壓力對團隊正念造成更強的影響［12］。可以推斷，當團隊內個體特質正念的差異化程度較低時，成員之間的關系沖突會降低，彼此的信息交流更頻繁，有利于團隊創新。組織實踐中，團隊創新還會顯著受到領導信任的影響［14-15］。領導信任是組織中一種垂直向上的信任，即員工對領導的信任，其對創新的影響已有較為豐富的研究［16］，卻鮮有研究進一步辨析團隊成員對領導信任的差異，以及這種差異對團隊帶來的影響。

正念在概念的定義上反映心理學領域的兩大元素：接納和不評判［17］，這種不加評判地接納反映的恰恰是信任。因此有必要深入挖掘正念與信任是如何交互影響創新的。基于社會交換差異，學者發現領導-成員交換差異化對團隊創新績效具有顯著負向影響［18］，團隊-成員交換差異化與團隊創造力之間存在負相關關系［19］。可見，無論是從上下級交換角度，還是從團隊成員同級交換角度，團隊中的差異化情境會顯著影響到團隊創新。

那么，差異化員工正念與差異化領導信任的匹配性如何作用于團隊創新績效呢？基于自我調節理論，不同人格特質的員工對工作本身及組織氛圍會產生差異化感受，進而會影響其工作激情，并對員工創造力產生影響［20］。基于自我表現理論，性別多樣化會通過激發團隊激情而間接影響團隊創造力［21］。可見，工作激情是研究創造力與創新的關鍵中介變量。而對于團隊層面而言，團隊成員由于對團隊工作激情的感知產生了情緒共情，這種共情將進一步塑造個體激情，而由于個體特質不同，認知能力不同，其工作激情也會存在差異，對員工行為產生不同的影響［22］，從而對團隊績效產生差異化的影響。因此在分析差異化員工正念與差異化領導信任的匹配性對團隊創新的影響機制時，有必要深入探究團隊成員工作激情的差異化在其中發揮的作用。

2 理論基礎與假設

2.1 理論基礎

2.1.1 社會交換理論

團隊情境下的社會交換差異，可分為領導-成員交換差異化與團隊-成員交換差異，前者從縱向角度闡述了團隊上下級交換關系在質量上的差異［23］；后者則從橫向角度，論述了團隊成員同級之間交換關系在質量上的差異［24］。但二者在構念上較為籠統，學者們從領導角度將領導-成員交換差異化進一步發展，構建出以變革型領導為基礎的差異化變革型領導［25］和以授權型領導為基礎的差異化授權型領導［26］以研究差異化領導風格對下屬的影響。而對于團隊-成員交換差異化的拓展性研究目前較為缺乏。基于此，本研究從團隊上下級交換角度構建差異化領導信任，從團隊成員之間交換角度構建差異化員工正念，試圖明晰團隊構念在差異化情境下的復雜作用機制。

2.1.2 個體-團隊匹配理論

Werbel 等［27］在“個體-環境匹配”概念基礎上提出了“個體-團隊匹配”，并將其定義為組建團隊時團隊成員之間的匹配，包括一致性匹配與補充性匹配。其中，一致性匹配是指團隊成員之間特征的相似性；一致性的反面即是差異化。基于此，本研究將差異化員工正念與差異化領導信任劃分成4 種組合（如圖1 所示），以此探究差異化員工正念與差異化領導信任的交互作用對團隊創新績效的驅動機制，以及對團隊中員工二元工作激情差異程度的影響機制。

圖1 差異化員工正念與差異化領導信任匹配情況

2.2 研究假設

2.2.1 差異化員工正念和差異化領導信任匹配性對團隊創新績效的影響

正念是指一種有意識地覺察、活在當下及不做判斷的狀態［28］，員工正念是一種有助于員工增強工作投入、優化內部發展的心理資源［29］，使員工更好地注意到自己精神控制的存在，通過提供意識到什么是可控的、什么是不可控的，從而增強自身對組織環境的把握和自我調控能力［30］。員工正念可以正向影響員工創造力［31］，能夠提高自我效能感、增強心理彈性和減少認知偏差［32-33］。領導信任指下屬對領導者的行為給予較高的期望和良好的愿景，所以他們愿意冒險去接受彼此行為的心理狀態［34］，對員工創新績效能夠起到積極作用，當下屬對領導信任程度越高時，員工創新績效也越高［35］。

正念作為一種心理品質，存在個體差異性（即特質正念）［29］。同樣，團隊成員對領導信任也存在程度差異。在特質激活理論中，個體行為會受到與之相關的情境因素的激發，由于特質的個體差異性，不同個體的同一特質在相同的情境下也會存在特質激活程度的差異［36］。由此，參考李紹龍［26］對“差異化”概念的架構方式，將團隊內員工正念的差異程度定義為“差異化員工正念”，其值越大，表示團隊內員工正念的差異程度越大；將團隊內部的下屬對領導信任的差異程度定義為“差異化領導信任”，其值越大，表示團隊內部的下屬對領導信任的差異程度越大。

那么在團隊內部，成員個體間的正念差異程度和領導信任差異程度會如何影響團隊創新績效呢？研究發現，由領導-成員交換差異水平上升造成的團隊內部的不同情緒，可能會阻礙團隊溝通，導致成員對團隊領導者信任水平下降，進而對團隊創造力產生消極影響［37］。由此推斷，當團隊成員個體正念差異化程度和領導信任差異程度都較低時，團隊內部的壓力較小，削弱了成員間的交流意識和分享意愿，導致團隊活力降低［37］，從而降低了團隊創新績效。因此，團隊創新績效會受到員工正念差異和領導信任差異的耦合作用，當員工正念差異程度和領導信任差異程度越契合，團隊的創新績效越低。綜上提出假設：

H1a：差異化員工正念和差異化領導信任越匹配，團隊創新績效越低。

根據社會交換理論，團隊-成員交換差異水平提升，團隊成員間交換關系差異進一步增大，這使得團隊成員間擁有的組織資源差異性增大，從而導致團隊創新水平較低［38］。當團隊內個體正念差異化程度和領導信任差異程度都較高時，團隊內部壓力較大，員工因資源的爭奪導致沖突加劇、不公平感提升［39］，從而損害團隊創新績效。而在低正念差異-低信任差異組合時，團隊成員無論特質還是行為之間的差異都較小，團隊氛圍更加和諧融洽，成員之間更愿意互幫互助，領導也愿意與下屬坦誠溝通，并提供資源與協助，團隊創新績效因此更高［37］。由此提出假設：

H1b：在差異化員工正念和差異化領導信任匹配的情形下，相較于高正念差異-高信任差異，低正念差異-低信任差異組合時的團隊創新績效更高。

在低正念差異-高信任差異情形下，員工個體在心理狀態上差異較低，但對于領導的信任程度各有不同。研究發現，團隊領導差別對待員工時的程度越高，越不利于下屬對領導的信任，從而降低團隊創新績效［40］。而在高正念差異-低信任差異情況下，即使員工自我調節、自我控制能力有差異，對領導的信任仍具有相似性，更能團結一心，勁往一處使，從而提高團隊創新績效。團隊內部較低的信任差異能夠營造較為和諧、輕松的氛圍，那么這種情況下團隊的創造力需要高差異的正念水平來激發。基于以上分析，提出假設：

H1c：在差異化員工正念和差異化領導信任不匹配的情形下，相較于低正念差異-高信任差異，高正念差異-低信任差異組合時的團隊創新績效更高。

2.2.2 差異化員工正念和差異化領導信任匹配性對差異化二元工作激情的影響

二元工作激情是指和諧型激情和強迫型激情［41］，和諧型激情指員工發自內心地熱愛工作、愿意全身心投入到工作中，且對待工作具有一定自主性和靈活性，而強迫型激情指員工迫于某種壓力從事自己喜愛的工作，何時參與、暫停或終止該項工作不隨個人意志轉移［42］。

在個體層面，正念使得員工擁有自我調控的能力，能夠促進工作時的和諧型激情，同時緩和強迫型激情［43］。但由于每位成員正念特質水平不同，工作激情水平也會存在差異。本研究將團隊內員工和諧型工作激情的差異程度定義為“差異化和諧型激情”，將團隊內員工強迫型工作激情的差異程度定義為“差異化強迫型激情”。那么，團隊成員間的工作激情差異是否是在差異化的情境下產生的呢？差異化員工正念和差異化領導信任及其匹配性是描述團隊內部橫向和縱向交換關系的重要變量，成為研究差異化二元工作激情的切入點。

根據自我決定理論，當高地位個體擁有優勢資源時，他們會更加深入地了解團隊工作，更能感受到自己對團隊工作的勝任和掌控能力，從而滿足自身對勝任力的需要［44］。那么，當員工個體處在其他成員正念水平和信任水平與自身差別較大的團隊中，高正念員工由于對領導充分信任，很可能激發更高的工作激情。而低正念員工由于自我調節能力不足，對領導信任也不充分，無法調動自身積極性。這樣的高低差距致使工作激情的差異化程度增大。因此，當差異化員工正念和差異化領導信任越契合，工作激情的差異化程度將會越高。由于二元工作激情是可以同時存在于個體中，兩者并不是互斥的關系［42］，無論出于主動還是被動，和諧型和強迫型工作激情都表現為對工作的高度投入，因此推斷差異化員工正念和差異化領導信任在不同匹配組合下會對差異化和諧型激情和差異化強迫型激情產生類似的影響。基于上述分析，提出假設：

H2a：差異化員工正念和差異化領導信任越匹配，差異化和諧型激情越高；

H3a：差異化員工正念和差異化領導信任越匹配，差異化強迫型激情越高。

低正念差異-低信任差異意味著員工之間相似度較高，此時，團隊成員心理特質的相似性使得他們對待工作的態度比較相像，同時工作過程中由于每位員工和領導的關系親近程度也相似，因此團隊成員之間的競爭也會比較平和，導致工作激情也不會有太大差別。而高正念差異-高信任差異時，團隊成員的心理狀態參差不齊，個體工作激情不但更容易受到團隊內其他人的影響，而且也會受到工作外的因素干擾，從而使得個體之間的激情水平差異增大。由此，提出假設：

H2b：在差異化員工正念和差異化領導信任匹配的情形下，相較于低正念差異-低信任差異，高正念差異-高信任差異時的差異化和諧型激情更高；

H3b：在差異化員工正念和差異化領導信任匹配的情形下，相較于低正念差異-低信任差異，高正念差異-高信任差異時的差異化強迫型激情更高。

當團隊成員對領導的信任的水平不一致，此時如果大家有著相似的員工正念，就能夠誘發員工公民行為［45］，主動為團隊做貢獻。在這樣的氛圍中，首先，低和諧型激情的員工能夠被帶動起來，每位成員慢慢地體會到自身工作的意義，從而愛上工作，團隊內部的和諧型激情差異由此降低；其次，高強迫型激情的員工認為自己是被強迫工作的想法會逐漸削弱，團隊內部的強迫型激情差異程度也會降低。這意味著，團隊中較低的員工正念差異與較高的領導信任差異共存時，不僅能減少員工之間的和諧型激情水平的差距，還能減少強迫型激情水平的差距。由此，提出假設：

H2c：在差異化員工正念和差異化領導信任不匹配的情形下，相較于高正念差異-低信任差異，低正念差異-高信任差異時的差異化和諧型激情更低。

H3c：在差異化員工正念和差異化領導信任不匹配的情形下，相較于高正念差異-低信任差異，低正念差異-高信任差異時的差異化強迫型激情更低。

2.2.3 差異化二元工作激情的中介作用

在工作中，員工的和諧型激情意味著員工是發自內心熱愛工作的，會將工作與生活兩者安排妥當，而強迫型激情意味著員工之所以看重工作是因為工作本身存在某種特定的壓力，可能是必須完成相應的績效［46］。當員工處于高水平正念狀態并且對領導充滿信任時，就能夠和諧地處理工作中的矛盾與沖突，避免自己受到消極情緒的影響，將更多精力投入到創造性工作中［32］。由此可以推斷，在個體層面，二元工作激情在正念、信任的匹配性與創新之間起到中介作用。

在團隊層面，本文構建的“差異化二元工作激情”描述的是一種團隊內部全體員工的二元工作激情的差異程度，其值越大表示二元工作激情差異程度越大，即有的員工具有高水平工作激情，有的員工則工作激情低迷。因此差異化工作激情本質上是從情感層面描述團隊工作的激情氛圍的。團隊層面的激情氛圍源于認知、情感、行為或個體成員的其他特征,通過團隊成員之間的交互而被放大，從而表現為一個更高水平的集體現象［47］。研究發現，共享型領導通過團隊激情氛圍這一情感性的中介對團隊創造力產生積極影響［48］。由此推斷，團隊激情氛圍是研究前因與團隊創新、創造力之間的關鍵中介變量，提出以下假設：

H4：差異化和諧型激情在差異化員工正念和差異化領導信任匹配性對團隊創新績效的影響中起中介作用；

H5：差異化強迫型激情在差異化員工正念和差異化領導信任匹配性對團隊創新績效的影響中起中介作用。

基于上述假設，構建研究模型如圖2 所示。

圖2 研究模型

3 研究設計

3.1 研究對象與數據收集

選取新能源、互聯網、通信、建筑工程及會計服務等行業的員工為調查對象，涉及傳統型和創新型的國有和民營企業，開展了為期4 個多月的問卷數據收集和處理工作。被調查團隊由1 位領導者配對多位下屬組成，團隊成員數量由3～22 位不等。其中，團隊創新績效問卷由團隊領導填寫，員工正念、領導信任和二元工作激情問卷由員工填寫。實際調查310 個團隊，發放310 份領導問卷、2 049 份下屬問卷；其中有效領導問卷272 份（即272 個團隊）、有效下屬問卷1 641 份，有效回收率為87.7%、80.1%。

領導樣本特征：男性、女性分別占比71.8%、28.2%；90 后、80 后、70 后、60 后領導分別占比11.2%、47.8%、36.7%、4.3%；已婚占比97.8%，其余未婚；專科、本科、碩士及以上學歷分別占比5.6%、73.2%、21.2%；加入該團隊/ 部門時長10 年以上、5～10 年或5 年以下的人數分別占比32.7%、19.3%、48.0%。

下屬樣本特征：男性、女性分別占比49.7%、50.3%；00 后、90 后、80 后、70 后、60 后員工分別占比1.7%、58.8%、29.3%、7.5%、2.7%；已婚占比53.7%，其余未婚；專科、本科、碩士及以上學歷分別占比14.4%、70.7%、14.9%；加入該團隊/部門時長10 年以上、5～10 年或5 年以下的人數分別占比10.7%、16.6%、72.7%。

3.2 變量測量

（1）員工正念。采用Brown 等［49］開發的7 題項量表，題項包括“我會機械地做事，而不關心自己在做些什么”等。該量表的Cronbach'sα系數為0.818。

（2）差異化員工正念。參考差異化授權型領導的測量方式［26］，將團隊內成員報告的員工正念得分的標準差除以平均值，作為差異化員工正念的值。

（3）領導信任。采用馬華維等［50］開發的6 題項量表，題項包括“我十分信任團隊/部門領導為成員做出的工作安排”等。該量表的Cronbach'sα系數為0.918。

（4）差異化領導信任。本研究將團隊內成員報告的領導信任得分的標準差除以平均值，作為差異化領導信任的值。

（5）二元工作激情。采用Vallerand 等［51］開發的量表，其中和諧型激情量表包括“該團隊/部門的工作能與我的生活和諧共處”等7 個題項，Cronbach'sα系數為0.909；強迫型激情量表包括“該團隊/部門的工作給我一種強迫性的感覺”等7 個題項，Cronbach'sα系數為0.769。

（6）差異化二元工作激情。本研究將團隊內成員報告的和諧型激情得分的標準差除以平均值，作為差異化和諧型激情的值；將團隊內成員報告的強迫型激情得分的標準差除以平均值，作為差異化強迫型激情的值。

（7）團隊創新績效。采用Welbourne 等［52］開發的4 題項量表，題項包括“我們團隊/部門能提一些新想法”等。該量表的Cronbach'sα系數為0.921。

（8）控制變量。由于本研究聚焦于團隊內部的匹配效應，因此將領導和下屬的個體特征變量做差異化處理，形成虛擬變量，作為本研究的控制變量。具體表現為：在性別、年齡、婚姻、學歷、團隊工時差異方面，若領導與下屬類別相同，則取值為1，反正取值為0。特別地，在行業差異方面，將原數據中的“2 新能源類行業”、“3 互聯網通信類行業”歸類為“非傳統行業”，并取值為1；將“1 建筑類行業”、“4 工程服務類行業”、“5 咨詢服務類行業”歸類為“傳統行業”，并取值為0。

3.3 分析策略

首先進行數據聚合檢驗，再利用SPSS 26.0 進行共同方法偏差檢驗以及描述性統計分析；然后利用AMOS 21.0 進行驗證性因子分析以檢驗變量區分效度；最后參照相關研究，采用多項式回歸與響應面分析的方法進行假設檢驗［53-54］。具體步驟如下：

（1）首先進行多項式回歸的前置檢驗——（不）匹配分析，即自變量X 和Y 先標準化得到ZX 和ZY，然后計算|ZX-ZY|，其中|ZX-ZY|＞0.5 的部分歸類為“不匹配”，不匹配比例大于10%，匹配研究才更具有實踐意義［55］。

（2）將數據進行均值中心化處理，以避免多重共線性，方便研究結果的解釋［56］。

（3）運用SPSS 26.0，進行多項式回歸。以差異化員工正念和差異化領導信任對團隊創新績效的研究為例，具體回歸方程式為：團隊創新績效=a0+a1DM+a2DT+a3DM2+a4DM×DT +a5DT2+a6C，其中DM 表示差異化員工正念，DT 表示差異化領導信任，DM2表示差異化員工正念的平方項，DM×DT表示差異化員工正念和差異化領導信任的交互項，DT2表示領導信任的平方項，C表示控制變量，a0～a6表示多項式回歸系數。

研究利用層級回歸法將控制變量、兩個匹配變量（DM，DT）以及平方項（DM2，DT2）和交互項（DM×DT）分別納入模型M1 和M2 進行回歸分析，觀察M1 到M2 的ΔR2是否顯著，若顯著則表明可以進行下一步的響應面分析。在響應面分析過程中，需要利用a0～a5，計算出組合系數，并運用Origin 2021 軟件畫出三維響應面。分析時：①先計算沿著不一致性線（DM=-DT）的曲率（a3-a4+a5），若該曲率顯著為正，則證明假設H1a成立。②接著計算沿著一致性線（DM=DT）的斜率（a1+a2）和曲率（a3+a4+a5），若該斜率顯著為負而曲率不顯著，則證明H1b成立；若曲率也顯著，則需進一步比較，具體做法是：先分別計算出DM 與DT 均值，然后將DM 均值與DT 均值再取平均得到一個中間值，類似地計算出DM 與DT 標準差的中間值，利用DM 與DT 均值的中間值加減一個標準差的中間值，得到在一致性線（DM=DT）上的一個高點和一個低點，比較兩個點在響應面Z 軸方向的數值大小（即比較團隊創新績效的大小），若高點處數值小于低點處數值，則H1b成立。③最后計算沿著不一致性線（DM=-DT）的斜率（a1-a2），若該斜率顯著為正，則假設H1c成立。

差異化員工正念和差異化領導信任對差異化二元工作激情的研究與上述分析策略類似。研究利用Bootstrap 法進行10 000 次重復抽樣對各組合系數的顯著性進行檢驗。

對于差異化二元工作激情的中介效應，研究通過區塊變量分析方法［53］進行檢驗。具體地，先將DM，DT，DM2，DM×DT 和DT2等5 項的原始數值分別乘以在多項式回歸中各自的回歸系數，并求和形成一個區塊變量，來表示差異化員工正念和差異化領導信任的匹配性，再進行中介效應的檢驗。

4 數據分析與結果

4.1 驗證性因子分析與共同方法偏差檢驗

對員工正念、領導信任、和諧型激情、強迫型激情和團隊創新績效等5 個變量進行驗證性因子分析，結果如表1 所示。其中，五因子模型擬合度相對較好，且具有較好的區分效度。而一因子模型擬合度較差，表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

表1 驗證性因子分析

4.2 聚合檢驗

因為差異化員工正念、差異化領導信任、差異化和諧型激情和差異化強迫型激情由每個團隊中所有成員評價的員工正念、領導信任、和諧型激情和強迫型激情得分計算得到，所以需要分別檢驗員工正念、領導信任、和諧型激情和強迫型激情的Rwg平均值、ICC1 和ICC2，是否大于臨界值0.7、0.05、0.5［57］。檢驗結果顯示，員工正念（0.926、0.194、0.511）、領導信任（0.920、0.199、0.519）、和諧型激情（0.925、0.218、0.547）、強迫型激情（0.863、0.187、0.528）的Rwg 平均值、ICC1 和ICC2 均大于臨界值。表明，團隊內員工正念、領導信任、和諧型激情和強迫型激情的評價具有相似性，同時，團隊間又具有顯著差異性，說明員工正念、領導信任、和諧型激情和強迫型激情可以由個體層面聚合到團隊層面，形成差異化員工正念、差異化領導信任、差異化和諧型激情和差異化強迫型激情的變量。

4.3 描述性統計與相關性分析

研究變量的均值、標準差和變量間相關關系如表2 所示。差異化員工正念、差異化領導信任和差異化強迫型激情均與團隊創新顯著相關；差異化員工正念和差異化領導信任均與差異化和諧型激情、差異化強迫型激情顯著正相關。相關關系為后續檢驗提供了良好的數據基礎。

表2 各變量描述性統計和相關關系

4.4 假設檢驗

4.4.1 匹配性檢驗

首先，進行（不）匹配性分析，結果顯示，差異化員工正念與差異化領導信任不匹配比例為73.309%，大于10%，說明可以進行多項式回歸和響應面分析。

其次，以差異化員工正念與差異化領導信任為自變量，對團隊創新績效和差異化二元工作激情進行層級回歸，結果如表3 所示。由模型M1 到M2 的ΔR2（ΔR2=0.004，P＜0.05），模 型M3 到M4 的ΔR2（ΔR2=0.064，P＜0.001），模 型M5 到M6 的ΔR2（ΔR2=0.148，P＜0.001），均為顯著，因此有必要進行多項式回歸和響應面分析。根據表3 中系數和相關數據可以繪制出響應面，如圖3、圖4、圖5 所示（圖中X、Y軸數值范圍是均值中心化處理后所設置，差異化本身并沒有負值）。

表3 多項式回歸與響應面分析結果

圖3 差異化員工正念-差異化領導信任與團隊創新績效的響應面

圖4 差異化員工正念-差異化領導信任與差異化和諧型激情的響應面

圖5 差異化員工正念-差異化領導信任與差異化強迫型激情的響應面

由表3 中M2 結合圖3 可知：

（1）沿著不一致性線（DM=-DT）的曲率（a3-a4+a5）估計值為0.554，95%CI=［0.286,0.987］不包含0，表明Bootstrap 結果顯著，假設H1a成立，在圖3 中表現為沿著左前方到右后方的響應面上呈現的是一條“U”型曲線。

（2）沿著一致性線（DM=DT）的斜率（a1+a2）估計值為-0.636，95%CI=［-1.003,-0.306］，Bootstrap 結果顯著，且曲率(a3+a4+a5) 的95%CI=［-0.110,0.124］，不包含0，Bootstrap 結果不顯著，證明H1b成立，在圖3 中表現為沿著右前方到左后方的響應面大致呈現的是一條下降的直線，即響應面右前方部分要高于左后方部分。

（3）沿著不一致性線（DM=-DT）的斜率（a1-a2）的估計值為0.721，95%CI=［0.210,1.163］，Bootstrap 結果顯著，假設H1c成立。圖3 可見，響應面的右后方部分要高于左前方部分。

由表3 中M4 結合圖4 可知：

（1）沿著不一致性線（DM=-DT）的曲率（b3-b4+b5）估計值為-0.101，95%CI=［-0.300,0.044］，Bootstrap 結果不顯著，假設H2a不成立。圖4 可見，沿著左前方到右后方的響應面上呈現的一條不規則曲線。

（2）沿著一致性線（DM=DT）的斜率（b1+b2）估計值為0.547，95%CI=［0.146,0.879］，Bootstrap結果顯著，而該曲率(b3+b4+b5)的95%CI=［-0.402,-0.141］，Bootstrap 結果也顯著，因此計算得到高點（0.170，0.170）和低點（0.049，0.049），分別代入回歸方程得到高點值0.401、低點值0.342，高點值大于低點值，所以假設H2b成立。圖4 可見，響應面左前方部分高于右后方部分。

（3）沿著不一致性線（DM=-DT）的斜率（b1-b2）估計值為-0.766，95%CI=［-1.045,-0.527］，Bootstrap 結果顯著，但結果與假設H2c正相反，所以假設H2c不成立，在圖4 中表現為響應面左前方的部分要高于右后方部分。

由表3 中M6 結合圖5 可知：

（1）沿著不一致性線（DM=-DT）的曲率（c3-c4+c5）估計值為0.027，95%CI=［-0.313,0.628］,Bootstrap 結果不顯著，假設H3a 不成立。圖5 可見，沿著左前方到右后方的響應面上呈現的大致是一條傾斜向下的直線。

（2）沿著一致性線（DM=DT）的斜率（c1+c2）估計值為1.579，95%CI=［1.136,2.025］，Bootstrap結果顯著，而曲率（c3+c4+c5）的95%CI=［-0.923,-0.613］，Bootstrap 結果也顯著，已知高點（0.170，0.170）和低點（0.049，0.049），分別代入回歸方程得到高點值0.548、低點值0.377，高點值大于低點值，所以假設H3b成立。圖5 可見，響應面左前方部分高于右后方部分。

（3）沿著不一致性線（DM=-DT）的斜率（c1-c2）估計值為-1.359，95%CI=［-1.804,-0.927］，Bootstrap 結果顯著，但結果與假設H3c正相反，所以假設H3c不成立，在圖5 中表現為響應面左前方部分要高于右后方部分。

4.4.2 中介效應檢驗

差異化二元工作激情的中介效應結果如表4 所示。差異化員工正念與差異化領導信任區塊變量（匹配性）對團隊創新績效的影響通過如下機制發揮作用：（1）通過差異化和諧型激情，其中介效應為-0.014，95%CI=［-0.021,-0.006］；（2）通 過差異化強迫型激情，其中介效應為0.074，95%CI=［0.013,0.127］。以上兩個置信區間內均不包含0，證明假設H4、H5成立。

表4 差異化二元工作激情的中介效應檢驗結果

表4 可見，差異化員工正念和差異化領導信任匹配性通過差異化和諧型激情對團隊創新績效造成影響時的中介效應顯著為負，說明員工正念差異和領導信任差異的交互作用是通過削弱團隊成員和諧型激情的差異程度來提高團隊創新績效的。而通過差異化強迫型激情對團隊創新績效造成影響時的中介效應顯著為正，說明員工正念差異和領導信任差異的交互作用是通過增強團隊成員強迫型激情的差異程度來提高團隊創新績效的。

5 結論與討論

5.1 研究結論

本研究基于社會交換差異化和人-團隊匹配理論，通過對272 個有效團隊樣本和1 641 份個體樣本數據的多項式回歸和響應面分析，探討了差異化員工正念和差異化領導信任的不同匹配性對團隊創新績效的驅動機制，研究結果表明：（1）差異化員工正念和差異化領導信任越匹配，團隊創新績效越低；（2）在差異化員工正念和差異化領導信任匹配的情形下，相較于高正念差異-高信任差異，低正念差異-低信任差異時的團隊創新績效更高；而相較于低正念差異-低信任差異，高正念差異-高信任差異時的差異化和諧型激情和差異化強迫型激情均更高；（3）在差異化員工正念和差異化領導信任不匹配的情形下，相較于低正念差異-高信任差異，高正念差異-低信任差異時的團隊創新績效更高；而相較于高正念差異-低信任差異，低正念差異-高信任差異時的差異化和諧型激情和差異化強迫型激情均更高；（4）差異化和諧型激情、差異化強迫型激情可在差異化員工正念和差異化領導信任匹配性對團隊創新績效的影響中起中介作用。

5.2 管理啟示

第一，管理者應該在招聘、考核、晉升等人事活動中引入員工正念與領導信任的周期性檢測。在組織實踐中，當團隊成員正念差異和領導信任差異其中之一較大時，管理者需要警惕另一方的差異不應過大，不然可能會損害整個團隊的創新績效。組織中完善的監控措施可以讓管理者及時了解新進員工或團隊老人的心理狀態，合理做出管理決策。

第二，管理者在安排創新任務時不僅需要關注團隊每位成員的個體正念值以及他們對領導的信任程度，還要分析團隊的差異化程度，及時使用談話談心、員工正念培訓、員工激勵等方法改善團隊關系。一個高正念的員工由于正念特質會天然地更加信任領導，那么為了防止團隊中員工正念和領導信任的差異過大，管理者應該通過在員工培育活動中引入正念訓練，縮小團隊成員間的正念差距。同時，管理者需要盡量關注和照顧每位員工的需求，盡量做到一視同仁，減少團隊內部的不公平感，使團隊成員們對領導者的信任維持在大致同等的程度，從而維持成員們的工作激情水平，充分發揮團隊創造力，促使員工持續穩定地進行創新工作。

第三，管理者需要對癥下藥，根據團隊氛圍進行差異化管理。當團隊中呈現出和諧型的工作激情氛圍，員工大多能發自內心熱愛自身工作時，管理者需要更加關注員工內心感受，增強員工對創新任務投入的意愿。當團隊中呈現出強迫型的工作激情氛圍，員工認為自己是被控制地、被強制地努力工作時，管理者可以適度增強高強迫型工作激情員工的被強迫感，同時削弱低強迫型工作激情員工的被強迫感，使得團隊中的強迫型工作激情水平差異程度增大，從而激活團隊創新。

5.3 理論意義

第一，創新性地構建了4 個差異化變量。上下級互動角度的差異化領導信任和團隊成員之間互動角度的差異化員工正念這兩個團隊變量，豐富了差異化在社會交換理論中團隊層面的核心內容；團隊情感氛圍性質的差異化和諧型激情與差異化強迫型激情變量，為團隊層面差異化的后續研究提供了新的思路。關于差異化員工正念與差異化領導信任間的匹配性對團隊創新績效影響機制的探索，為人-環境匹配理論中關于個體或團隊態度、行為等變化的原因不能簡單歸因為個體或者環境因素，而是應當歸因于二者相互作用共同產生的效應的經典思想提供了現實證據［58］。

第二，實現了對兩個不同變量間的匹配研究。目前有關一致性或者匹配的研究，絕大多數是以同一變量為基礎的［53，59］，而本研究響應了學者對于多項式回歸與響應面分析可更多地進行兩個不同變量對結果變量的影響研究的呼吁［54］，通過多項式回歸與響應面分析方法實現了差異化員工正念與差異化領導信任匹配性對創新績效的復雜影響研究。

第三，探索了團隊差異化情境下團隊創新績效的驅動機制。目前關于正念與創新的研究主要集中于個體層面［32，60］，有關團隊層面的正念與創新以及正念與工作激情之間的影響機制研究較少，本研究響應學者關于未來研究應關注更高層面（如團隊或組織）正念的呼吁［11］，探索了團隊差異化情境下正念、信任對團隊創新績效的驅動機制，并揭示了這種機制中差異化二元工作激情的雙中介路徑，在一定程度上撥開了團隊中正念和信任不同差異程度的交互作用影響團隊創新績效的迷霧。

5.4 研究不足與展望

第一，雖然本研究在數據收集上花費4 個多月時間，但問卷數據仍屬于截面數據。未來研究可收集面板數據，通過時序上的動態變化進行縱向探索，也可以通過實驗研究和穩健性檢驗來充分證明變量之間的因果關系。第二，本研究將差異化情境作為新變量構建的關鍵要素，并未探究其對于團隊層面變量的調節作用，未來研究可將組織中差異化作為調節變量，探究其對于團隊層面正念、信任與創新的作用機理。第三，對于差異化員工正念與差異化領導信任匹配性對創新作用的邊界條件也缺少深入挖掘，未來可以從團隊和諧型和強迫型氛圍的持續時間、領導者與團隊成員的溝通頻率等角度挖掘適用范圍。第四，差異化的值大表示差異程度大，說明水平上有高有低，但差異化的值小既有高水平的差異程度低，又有低水平的差異程度低。本研究未能解釋在差異化低的情境下，具體是高水平的低差異還是低水平的低差異的作用導致了最終的結果，還有待未來研究明晰。