張建衛(wèi)，李海紅，趙 輝，任永燦

（1.北京理工大學 人文與社會科學學院，北京100081；2.河南師范大學 教育學院，河南 新鄉(xiāng)453007；3.北京聯(lián)合大學 師范學院，北京100011）

一、問題提出

在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略深入推進和“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”（簡稱“雙創(chuàng)”）持續(xù)引領的時代背景下，大學生科技創(chuàng)新活動在全國高校蓬勃展開，各類探索性、前沿性和交叉性創(chuàng)新成果不斷涌現(xiàn)。大學生科技創(chuàng)新團隊作為團隊科學創(chuàng)造力的載體，正在迅速發(fā)展成為全國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的生力軍。培養(yǎng)和提升大學生團隊科學創(chuàng)造力（Team Scientific Creativity），已是高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的一項核心內容，也開始演進為多學科共同關注的研究主題。團隊科學創(chuàng)造力是指在科學任務情境中，團隊成員在團隊領導者帶領下，通過團隊協(xié)作產(chǎn)生具有新穎性、獨特性社會價值的科學成果的智能品質或能力[1]。自20世紀80年代至今，研究者對企業(yè)組織中的團隊創(chuàng)造力及其影響機制開展了深入研究，并取得了大量研究成果。而高校大學生團隊科學創(chuàng)造力的形成機理，則是一個亟待探索的嶄新領域。因此，有必要結合大學組織情境與團隊情緒-認知特點探討大學生團隊科學創(chuàng)造力發(fā)展的內在機理。

領導創(chuàng)新支持（Supervisory Support for Innovation），是影響創(chuàng)造力的一個關鍵性組織情境因素。研究顯示，與控制型領導相比，支持型領導更能關注成員情感需求、鼓勵其表達自我觀點、提供積極性反饋，通過知識共享和內在激勵增強成員的主動性和好奇心，進而促進其創(chuàng)造力發(fā)展[2]。雖然學者們已經(jīng)注意到領導創(chuàng)新支持促進個體創(chuàng)造力的作用路徑并開展了一系列研究[3-4]，但其影響團隊創(chuàng)造力的過程機制尚缺乏系統(tǒng)的理論解釋和實證驗證。當前，快速發(fā)展的積極情緒理論和社會認知理論抑或為此帶來某些啟示價值：根據(jù)Fredrickson“拓展—建構”理論，積極情緒具有拓展“思維—行動”范疇和建構長久的身體、認知、社會等資源兩大功能[5]，為個體成長提供持續(xù)性資源；社會認知理論認為外在環(huán)境激發(fā)人的行為反應，人的內在因素（如自我效能感）是重要的中介路徑[6]。研究者將上述理論應用于企業(yè)團隊創(chuàng)造力領域，發(fā)現(xiàn)團隊積極情緒（Team Positive Emotion）對團隊創(chuàng)造力及團隊創(chuàng)新效能感（Team Creative Efficacy）對團隊創(chuàng)新績效的顯著預測作用[7-8]，但目前鮮見探索二者共同作用的整合性研究，更未揭示二者在領導創(chuàng)新支持影響大學生團隊科學創(chuàng)造力中的作用路徑。基于此，本研究試圖探究領導創(chuàng)新支持對大學生團隊科學創(chuàng)造力的作用機制，同時考察團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感在這一影響過程中的中介效應，以期為提升高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育質量、促進大學生團隊科學創(chuàng)造力發(fā)展提供理論依據(jù)。

二、理論基礎及研究假設

（一）領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力的影響

Deci和Ryan認為領導可分為支持型和控制型兩類：前者主要體現(xiàn)為關心下屬的情感和需求，鼓勵成員表達自己的觀點，提供積極而重要的信息反饋，促進成員的能力發(fā)展；而后者則會密切監(jiān)督成員的行為，拒絕成員參與決策，對成員的思維及行為施加壓力[9]。Amabile等人則認為，領導創(chuàng)新支持主要表現(xiàn)在設立明晰目標、與下屬開放性互動、支持團隊工作及創(chuàng)意等方面[2]。West和Farr在其研究中將領導創(chuàng)新支持定義為，在工作環(huán)境中領導者對引入新技術或改進工作方式的期望、肯定和實際支持[10]。本研究借鑒此概念，認為大學生科技創(chuàng)新團隊中的領導創(chuàng)新支持是指在高?？萍紕?chuàng)新情境中，領導者對新理念、新方法或工藝等給予積極期待、有效回饋和充分支持的程度；并采用Scott和Bruce開發(fā)的量表[11]進行測量。其中，領導者是指指導教師或隊長，前者由具備較強科研實力和豐富項目經(jīng)驗的專業(yè)教師擔任，后者由團隊創(chuàng)始人或具備優(yōu)秀科研能力及豐富項目經(jīng)驗的優(yōu)秀成員擔任。在大學生科技創(chuàng)新團隊中，基于共同的團隊目標和互動過程，團隊成員往往會對領導情境形成一致性認知。因此，本研究將領導創(chuàng)新支持作為團隊層面的變量加以考察。

創(chuàng)造力成分理論認為，組織情境力量通過提供直接幫助、開發(fā)專長及提高內在動機等途徑對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生影響[12]。在大學生科技創(chuàng)新團隊中，領導創(chuàng)新支持是團隊創(chuàng)新實踐的重要情境力量和影響因素。當領導者表現(xiàn)出設定合理目標、提供建設性反饋、包容新觀點等領導創(chuàng)新支持行為時，不僅會使團隊成員更加專注于任務本身、增強對創(chuàng)造力的關注度和努力度[11]，從而有機會獲得與創(chuàng)造力相關的技能與策略，進一步提升創(chuàng)造力，而且會增強其參與創(chuàng)造性活動、應用創(chuàng)造性技能的內部動機，弱化其對外在激勵的依賴[13]。實證研究已表明，領導創(chuàng)新支持對個體創(chuàng)新績效及創(chuàng)造力具有顯著預測作用，并通過員工情緒狀態(tài)、內部動機和心理投入等在其中發(fā)揮中介作用[3-4]。然而，尚未有研究直接驗證領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力的預測作用，以及上述變量關系在高等教育領域的適用性。由此，本研究提出假設1：領導創(chuàng)新支持對大學生團隊科學創(chuàng)造力具有正向影響。

（二）團隊積極情緒的中介作用

情緒是指人們對客觀事物的態(tài)度、體驗及相應的行為反應[14]。Fredrickson和Losada從積極情緒視角提出了“拓展—建構”理論，認為快樂、愉悅等積極情緒既能開拓注意、認知和行動范疇，又能建構新資源，為個體發(fā)展提供持續(xù)的動力支撐[5]。而作為團隊成員共享的正向情緒體驗，團隊積極情緒同樣具有“拓展—建構”功能[15]，在團隊建設過程中發(fā)揮催化劑作用，影響團隊決策和行為。

領導創(chuàng)新支持對團隊積極情緒具有顯著影響。創(chuàng)新支持型團隊領導者由于經(jīng)常實施設定創(chuàng)新目標、鼓勵與贊賞創(chuàng)新行為、提供創(chuàng)新資源等創(chuàng)新支持行為，因而會較大程度上增強團隊成員參與創(chuàng)新任務的熱情與團隊士氣，降低其抑郁及焦慮水平，使其擁有較為積極的情緒體驗。West和Farr認為，當領導對下屬提供時間、資源、信息及鼓勵等支持時，會激發(fā)下屬的積極情緒進而產(chǎn)生更多的創(chuàng)意[10]。Madjar等對企業(yè)員工創(chuàng)造力的實證研究發(fā)現(xiàn)，來自工作情境與非工作情境的創(chuàng)新支持均能提升員工的積極情緒水平，并最終影響創(chuàng)造力績效[3]。

團隊積極情緒有助于提升團隊創(chuàng)造力水平。在個體層面，積極情緒一般通過促進創(chuàng)意形成所必需的認知和動機過程提升個體創(chuàng)造力[16]；而在團隊層面，團隊積極情緒則通過拓展建構性互動提升團隊創(chuàng)造力。根據(jù)積極情緒的“拓展—建構”理論，積極情緒水平較高的團隊，不僅能夠拓展團隊成員的注意范疇和知—行序列，促進新思想的迸發(fā)、傳遞和融合，形成更廣泛的問題解決視角，而且能夠幫助成員建構持久的身體、智力、心理及社會資源，為團隊創(chuàng)造活動提供持續(xù)動力。與此觀點相一致，Rhee的研究發(fā)現(xiàn)，與消極情緒相比，團隊成員間更多地分享積極情緒會使其內部產(chǎn)生更強的“拓展與建構性”互動，此類互動會提高團隊創(chuàng)造力和成員滿意度[15]。Shin的研究指出，即使在控制了團隊消極情緒的條件下，團隊積極情緒仍然能夠對團隊集體認知、行為動機產(chǎn)生積極影響，并最終提升團隊創(chuàng)造力[17]。但是，上述關系和作用機制在高校大學生科技創(chuàng)新團隊情境中的表現(xiàn)如何尚待檢驗。由此，本研究提出假設2：團隊積極情緒在領導創(chuàng)新支持與大學生團隊科學創(chuàng)造力之間起中介作用。

（三）團隊創(chuàng)新效能感的中介作用

團隊創(chuàng)新效能感是指團隊成員關于集體創(chuàng)新能力所共享的、一致性認知[18]。這一團隊創(chuàng)新共享信念并非個人創(chuàng)新效能感的簡單加總，而是在團隊水平上涌現(xiàn)生成的特征，對團隊創(chuàng)新與團隊創(chuàng)造力均具有積極影響。社會認知理論認為，自我效能感是將環(huán)境影響傳導至行為的重要中介機制。若將該理論應用于團隊層面，我們推斷，領導創(chuàng)新支持可能通過提升團隊創(chuàng)新效能感進而作用于團隊科學創(chuàng)造力。

領導創(chuàng)新支持與團隊創(chuàng)新效能感緊密相關。領導創(chuàng)新支持通過影響團隊成員對創(chuàng)新“行為—結果”關聯(lián)的預期進而影響團隊創(chuàng)新效能感。具體而言，如果創(chuàng)新團隊領導者以開放性態(tài)度對待變化，鼓勵與贊賞團隊追求新創(chuàng)意、包容成員的多樣性觀點并輔之以人員、資金、設備等條件支持，團隊成員則會降低對創(chuàng)新風險及創(chuàng)新資源匱乏的擔憂，更易建構起創(chuàng)新的間接經(jīng)驗，更傾向于實施創(chuàng)新性行為，進而增強其對創(chuàng)新成功的積極期望與信心。與此相一致，Tierney和Farmer的研究發(fā)現(xiàn)，領導創(chuàng)新支持水平越高，員工所報告的創(chuàng)造性自我效能水平也越高[19]。

由于創(chuàng)造性自我效能明確指向創(chuàng)新性能力，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性自我效能比工作自我效能更能有效預測個體的創(chuàng)造力績效[19]。而團隊創(chuàng)新效能感對團隊科學創(chuàng)造力的影響，主要通過提升團隊成員動機和團隊創(chuàng)新過程有效性來發(fā)揮作用。對創(chuàng)造力持有高水平預期信念的團隊，一方面，在團隊創(chuàng)新活動中傾向于打破傳統(tǒng)的行事方式，勇于挑戰(zhàn)現(xiàn)狀和承擔風險，并在面臨困難和阻礙時表現(xiàn)出較高的堅毅水平[20]；另一方面，在團隊互動中更可能主動交換、共享及重塑創(chuàng)意和觀點，并傾向于通過表達信心和信念鼓勵成員參與和保持創(chuàng)新活動。Shin和Zhou及隋楊等關于企業(yè)研發(fā)團隊樣本的實證研究均表明，團隊創(chuàng)新效能感在團隊輸入端因素與團隊創(chuàng)造力、團隊創(chuàng)新績效之間具有中介作用[18][8]。由此，本研究提出假設3：團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力之間起中介作用。

（四）團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感的鏈式中介作用

作為影響團隊創(chuàng)造力的兩個關鍵變量，團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感并不是孤立存在的。社會認知理論與積極情緒的“拓展—建構”理論，均闡明了積極情緒與自我效能感之間的密切關系。根據(jù)Bandura和Whyte的理論[6][21]，團隊效能感與自我效能感有著相似的發(fā)展來源，即過去的成敗經(jīng)驗、替代榜樣、評價與勸說及情緒喚醒。作為一種正向情緒刺激，團隊積極情緒是團隊成員創(chuàng)新效能感的重要來源。而根據(jù)積極情緒的“拓展—建構”理論，團隊積極情緒既能開拓團隊成員的注意和認知范疇，又能建構新的社會和心理資源，進而促進團隊科學創(chuàng)造活動中的溝通、合作行為與團隊士氣建設，提升團隊成員勝任科學創(chuàng)造任務的信念水平即團隊創(chuàng)新效能感。與此相一致，實證研究發(fā)現(xiàn)，團隊積極情緒氛圍對團隊效能感有積極的促進作用[22]。由此，本研究提出假設4：團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力的關系中起鏈式中介作用。

基于上述分析，本研究擬從團隊情緒與認知的整合性視角，考察領導創(chuàng)新支持對大學生團隊科學創(chuàng)造力的作用機制，提出領導創(chuàng)新支持、團隊積極情緒、團隊創(chuàng)新效能感與團隊科學創(chuàng)造力關系的理論模型（見圖1）。

圖1 本研究的概念模型

三、研究方法

（一）研究樣本與調查過程

本研究以參加全國各類大學生科技創(chuàng)新大賽的來自54所高校的80個大學生科技創(chuàng)新團隊為研究對象，每個團隊保證至少有3名成員填寫問卷。為減少共同方法偏差的影響，分兩次收集數(shù)據(jù)（時間間隔為1～2周），并通過獨特編碼（要求研究對象提供身份證號碼后六位）匹配前后兩次問卷。時間點1，測查變量為人口學變量、領導創(chuàng)新支持、團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感，共回收有效問卷781份；時間點2，測查變量為團隊科學創(chuàng)造力，共回收有效問卷756份。最終經(jīng)匹配獲得743組有效問卷，問卷匹配率為95.13%。

本次問卷調查的人口統(tǒng)計學特征分個體和團隊兩個方面。就個體樣本特征來看：男生629人（84.7%），女生114人（15.3%）；本科生700人（94.2%），研究生43人（5.8%）；年齡25歲以下725人（98.5%）；參隊時間6個月以下127人（17.1%），6個月～1年308人（41.5%），1年～2年222人（29.9%），2年以上86人（11.6%）。就團隊樣本特征來看：來自“985”高校的團隊40個（50%），來自“211”非“985”高校的團隊11個（13.8%），來自其他高校的團隊29個（36.3%）；成員來自1～2個學院的團隊31個（38.8%），來自3～6個學院的團隊49個（61.3%）；3人團隊17個（21.3%），4～8人團隊18個（22.5%），9～13人團隊25個（31.3%），14～19人團隊20個（25%），團隊平均規(guī)模為9.29人。

（二）研究工具

1.領導創(chuàng)新支持量表

采用Scott和Bruce編制的量表，并根據(jù)薛會娟的研究[23]和大學生科技創(chuàng)新團隊情境進行改編，共6個項目[11]。問卷要求被試報告所在團隊領導創(chuàng)新支持表現(xiàn)的情況，如“導師或隊長鼓勵、強調并促進團隊提升創(chuàng)造力”。量表采用5點計分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.901。

2.團隊積極情緒量表

采用邱林、鄭雪和王雁飛修訂的積極情感消極情感量表（PANAS）[24]。由于本研究探索團隊積極情緒的中介效應，因此只采用問卷的積極因子（PAS），共10個項目。問卷要求被試報告所在團隊成員最近2～3個星期內的情緒感受，如“大家是全神貫注的”。量表采用5點計分，從“幾乎沒有”到“非常多”分別計1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.895。

3.團隊創(chuàng)新效能感量表

采用Tierney和Farmer編制的量表[19]，共4個項目。被試根據(jù)相關描述與所在團隊平時表現(xiàn)的符合程度進行自評，如“團隊成員對團隊運用創(chuàng)意解決問題的能力有信心”。量表采用5點計分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.810。

4.團隊科學創(chuàng)造力量表

采用劉玉新等編制的團隊科學創(chuàng)造力量表[1]，共12個項目，包括團隊知識學習、團隊創(chuàng)意產(chǎn)生、團隊創(chuàng)意促進和團隊創(chuàng)意實施4個維度，如“我們團隊能及時分享、交流新知識和技術”。被試自評相關描述與所在團隊平時表現(xiàn)的符合程度。量表采用5點計分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.903，各維度的Cronbachα系數(shù)在0.737～0.812之間。

（三）共同方法偏差檢驗

采用單一來源的自陳問卷法收集數(shù)據(jù)，很可能出現(xiàn)共同方法偏差。根據(jù)周浩、龍立榮的建議，采用“Harman單因子檢驗”和“控制未測單一方法潛因子”方法檢驗共同方法偏差[25]。Harman單因子檢驗的結果表明，單因子模型的擬合效果（X2/df=9.234，RMR=0.067，RMSEA=0.105，CFI=0.672，NFI=0.647，TLI=0.650，GFI=0.630，IFI=0.673，RFI=0.623）是最差的，四因子模型的擬合效果明顯優(yōu)于單因子模型，這表明不存在嚴重的共同方法偏差。然后，采用控制未測單一方法潛因子方法，在四因子模型的基礎上增加一個方法因子之后，模型的擬合指數(shù)（X2/df=2.464，RMR=0.022，RMSEA=0.044，CFI=0.946，NFI=0.914，TLI=0.938，GFI=0.916，IFI=0.947，RFI=0.899）優(yōu)于四因子模型，但X2/df僅提高了約0.40，其他指標的改善程度均在0.01～0.03之間，擬合指數(shù)并未出現(xiàn)較大改善。由此再次表明，本研究所測量的變量之間不存在嚴重的共同方法偏差。

（四）統(tǒng)計分析

采用SPSS19.0和AMOS17.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行分析處理。首先，采用AMOS17.0進行共同方法偏差檢驗。其次，采用SPSS19.0進行團隊數(shù)據(jù)聚合檢驗、描述性統(tǒng)計及Pearson相關分析。然后，采用AMOS17.0進行結構方程建模，檢驗團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感的鏈式中介效應，并對鏈式中介效應進行Bootstrap檢驗。

四、數(shù)據(jù)分析與假設檢驗

（一）團隊數(shù)據(jù)聚合檢驗

由于將領導創(chuàng)新支持定義在團隊層次，且所有問卷均是由團隊成員填寫的，所以需要把個體層次的數(shù)據(jù)聚合到團隊層次，并驗證聚合的合理性。根據(jù)James等的建議[26]，采用組內一致性指標Rwg和組間異質性指標ICC（1）、ICC（2）這三個指標來檢驗各變量聚合的可靠性。結果表明：領導創(chuàng)新支持、團隊積極情緒、團隊創(chuàng)新效能感和團隊科學創(chuàng)造力四個變量的Rwg均值（分別為0.754、0.823、0.687、0.844）均基本達到或高于0.70的臨界標準；四個變量的ICC（1）值（分別為0.252、0.083、0.129、0.109）、ICC（2）值（分別為0.758、0.458、0.580、0.532）基本達到了0＜ICC（1）＜0.50和ICC（2）〉0.50的經(jīng)驗標準。因此，所有變量在團隊層次上的聚合是適當且有效的。

（二）描述性統(tǒng)計與相關分析

對整合后的團隊層面數(shù)據(jù)進行基本的統(tǒng)計描述和相關分析，所有研究變量的均值、標準差和相關系數(shù)矩陣如表1所示。大學生科技創(chuàng)新團隊的領導創(chuàng)新支持平均分為3.925，說明大學生科技創(chuàng)新團隊的領導創(chuàng)新支持水平較高；團隊積極情緒、團隊創(chuàng)新效能感和團隊科學創(chuàng)造力平均分在3.927～4.061之間，說明大學生科技創(chuàng)新團隊的團隊積極情緒、創(chuàng)新效能感水平較高，且擁有較好的科學創(chuàng)造力表現(xiàn)。此外，相關分析結果顯示，變量間的相關系數(shù)在0.332～0.675之間，呈中高程度相關且均達到了顯著性水平。其中，領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力（r=0.591，p＜0.01）、團隊積極情緒（r=0.332，p＜0.01）以及團隊創(chuàng)新效能感（r=0.500，p＜0.01）呈顯著正相關關系；團隊積極情緒（r=0.549，p＜0.01）、團隊創(chuàng)新效能感（r=0.675，p＜0.01）與團隊科學創(chuàng)造力呈顯著正相關關系；團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感呈顯著正相關關系（r=0.509，p＜0.01）。結果表明，研究變量滿足結構方程模型驗證假設的基本要求。

表1 變量的均值、標準差及相關系數(shù)（n=80）

（三）假設檢驗

為驗證研究假設，使用AMOS17.0軟件進行結構方程模型分析，考察團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持和團隊科學創(chuàng)造力之間的中介作用。為了節(jié)約自由度和增強模型的簡約性，根據(jù)卞冉、車宏生和陽輝的建議[27]，采用平衡取向法對領導創(chuàng)新支持、團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感等單一維度潛變量分別進行打包處理，打包后的觀測變量以每個項目組內項目的平均分代替。領導創(chuàng)新支持形成領導創(chuàng)新支持1和領導創(chuàng)新支持2兩個項目組，團隊積極情緒形成團隊積極情緒1、團隊積極情緒2和團隊積極情緒3三個項目組，團隊創(chuàng)新效能感形成團隊創(chuàng)新效能感1和團隊創(chuàng)新效能感2兩個項目組。

本研究通過建構3個結構方程模型來檢驗團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持和團隊科學創(chuàng)造力之間的鏈式中介效應。首先，以領導創(chuàng)新支持為自變量、團隊科學創(chuàng)造力為因變量構建模型M1，探討領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力的直接作用；其次，加入團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感作為獨立的中介變量，構建模型M2，探討二者的并行中介效應；最后，在模型M2的基礎上，建立團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感之間的聯(lián)系，即設置“領導創(chuàng)新支持—團隊積極情緒—團隊創(chuàng)新效能感—團隊科學創(chuàng)造力”鏈式中介路徑，構建模型M3，探討二者的鏈式中介效應。各模型擬合指數(shù)見表2。本研究發(fā)現(xiàn)：在模型M1中，領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力的路徑系數(shù)顯著（β=0.393，p＜0.001），且模型擬合較好，說明領導創(chuàng)新支持能夠顯著正向影響團隊科學創(chuàng)造力，驗證了假設1；在模型M2中，模型擬合較差，排除了團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感的并行中介效應；在此基礎上，模型M3建立了團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感的鏈式中介路徑，模型擬合良好，同時模型中所有路徑系數(shù)均顯著（見圖2）。因此，根據(jù)聯(lián)合顯著性檢驗可以判斷，團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感各自的中介效應顯著，二者在領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力之間的鏈式中介效應也顯著。以上結果表明，領導創(chuàng)新支持分別通過團隊積極情緒、團隊創(chuàng)新效能感和團隊積極情緒—團隊創(chuàng)新效能感三條路徑間接影響團隊科學創(chuàng)造力，即驗證了假設2、假設3和假設4。

表2 各模型擬合指數(shù)

圖2 中介效應模型（模型M3）

采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap檢驗，重復取樣1000次，計算95%的置信區(qū)間。結果表明，團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持和團隊科學創(chuàng)造力的關系中起多重中介作用。總中介效應由三條路徑產(chǎn)生的間接效應組成，領導創(chuàng)新支持經(jīng)團隊積極情緒、團隊創(chuàng)新效能感、團隊積極情緒—團隊創(chuàng)新效能感中介鏈對團隊科學創(chuàng)造力產(chǎn)生的中介效應均顯著，置信區(qū)間分別為[0.009，0.140]、[0.046，0.167]、[0.006，0.087]，均不包含0，再次表明各中介路徑均成立。由表3可見，從領導創(chuàng)新支持到團隊科學創(chuàng)造力的直接效應值是0.202；總間接效應值即總中介效應值為0.180；總效應值為直接效應值與總中介效應值之和，即0.382。效果量為各中介效應值除以總效應值，三條中介路徑的效果量分別是13.6%、24.9%、8.6%，總中介效果量為47.1%。各路徑的效應值及效果量詳見表3。

表3 領導創(chuàng)新支持影響團隊科學創(chuàng)造力的路徑及效應分解

五、研究討論

（一）理論貢獻

基于積極情緒的“拓展—建構”理論和社會認知理論，本研究考察了大學生科技創(chuàng)新團隊領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力的作用機理。結果表明：領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力具有顯著正向影響；團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力之間兼具單獨中介和鏈式中介作用。本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下方面：

1.拓展并豐富了團隊創(chuàng)造力研究內容

本研究發(fā)現(xiàn)，領導創(chuàng)新支持正向預測大學生團隊科學創(chuàng)造力（β=0.393，p＜0.001），此結論與以往個體層面的研究結果相一致[28][4]。這既驗證了創(chuàng)造力成分理論在團隊層面的解釋力，又將團隊創(chuàng)造力的研究范疇拓展至高等教育領域的大學生科技創(chuàng)新團隊情境及科學創(chuàng)造力維度。在具有高挑戰(zhàn)性和高不確定性的大學生團隊科技創(chuàng)新活動中，領導創(chuàng)新支持的重要價值愈加凸顯，領導者對創(chuàng)新價值的期望、對錯誤的容忍等心理支持和積極的信息反饋、充足的資源等工具支持，更可能通過開發(fā)團隊創(chuàng)造力技能、激發(fā)團隊內在動機進而發(fā)揮其對團隊科學創(chuàng)造力的協(xié)同與集聚效應。如今盡管對于團隊創(chuàng)造力的研究日益豐富，但仍缺乏從團隊中的領導創(chuàng)新支持視角來思考如何提高團隊創(chuàng)造力這一問題，對于領導創(chuàng)新支持與創(chuàng)造力之間關系的研究仍然停留在個體層面。本研究將領導創(chuàng)新支持作為團隊層次的變量加以考察，為我們理解團隊創(chuàng)造力提供了一個全新的視角，豐富了現(xiàn)有團隊創(chuàng)造力的影響因素研究。

2.整合了團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感兩種中介機理

研究還發(fā)現(xiàn)了團隊積極情緒和團隊創(chuàng)新效能感在領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力之間的單獨中介與鏈式中介作用，中介效應量分別為13.6%、24.9%、8.6%，這為“雙創(chuàng)”時代大學生科技創(chuàng)新團隊創(chuàng)造力發(fā)展提供了有益啟示。（1）揭示了團隊積極情緒的中介效應。在支持創(chuàng)新的領導情境下，積極情緒體驗不僅能夠擴展團隊成員的注意范疇和知—行序列[29]，提高成員的認知效率和靈活性[30]，還有助于提升合作、降低沖突[31]，促進成員之間產(chǎn)生彼此共情、鼓舞他人、及時反饋等[13]積極性互動，進而提高科學創(chuàng)造力表現(xiàn)。（2）發(fā)現(xiàn)了團隊創(chuàng)新效能感的中介效應。在較高的領導創(chuàng)新支持水平下，創(chuàng)新效能感較高的團隊不會拘泥于傳統(tǒng)行事方式，不懼挫折與失敗并表現(xiàn)出較高的堅毅和冒險水平，而且更加注重成員間分享創(chuàng)意，從而產(chǎn)生更高水平的科學創(chuàng)造成果。此外，與團隊積極情緒相比，團隊創(chuàng)新效能感的中介效應量較高，其原因可能在于，團隊創(chuàng)新效能感這一集體創(chuàng)新能力共享認知與團隊科學創(chuàng)造力的內在關聯(lián)度更高。（3）驗證了團隊積極情緒與團隊創(chuàng)新效能感的鏈式中介效應。該結果從實證研究視角和團隊層面支持和深化了社會認知理論與積極情緒“拓展—建構”理論的核心觀點，發(fā)現(xiàn)團隊積極情緒體驗是科學創(chuàng)造過程中團隊創(chuàng)新效能感的源泉；而共享的積極情緒體驗對團隊認知、社會關系等具有顯著的拓展建構功能，進一步增強了團隊的創(chuàng)新信念和效能感。

（二）實踐啟示

本文的研究結論不僅有助于更加深刻地理解團隊科學創(chuàng)造力的形成機理，也對“雙創(chuàng)”背景下的創(chuàng)新教育管理實踐具有如下重要啟示：

1.發(fā)揮“重要他人”的作用，強化領導創(chuàng)新支持

維果茨基的“最近發(fā)展區(qū)”理論指出，在個體邁向最近發(fā)展區(qū)的進程中，重要他人（如導師、隊長等）發(fā)揮著尤為重要的“腳手架”作用[32]。大學生科技創(chuàng)新團隊指導實踐應注重如下方面：（1）健全創(chuàng)新激勵制度。針對團隊成員的創(chuàng)新行為，指導教師或隊長應充分利用“互聯(lián)網(wǎng)+”平臺，為成員提供創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識、信息、智力和情感等必要支持，并對創(chuàng)新行為及時給予精神或物質激勵。（2）培育鼓勵創(chuàng)新的文化氛圍。針對創(chuàng)新文化，Csikszentmihalyi指出，創(chuàng)造力只有在具有文化準則的系統(tǒng)中才能獲得承認，并且只有在獲得支持時才能造就新的突破[33]。為此，團隊領導者應關注團隊成員的創(chuàng)新思維，適時給予正向反饋，為成員冒險、試錯提供自由空間，為新思想、新創(chuàng)意、新做法的孵化厚植文化土壤。

2.營造積極情緒氛圍，開展團隊積極情緒訓練

研究結果顯示，團隊積極情緒不僅在領導創(chuàng)新行為與團隊科學創(chuàng)造力之間發(fā)揮直接中介作用，而且還通過與團隊創(chuàng)新效能感的鏈式中介關系作用于團隊科學創(chuàng)造力。該發(fā)現(xiàn)具有如下實踐啟示：（1）營造創(chuàng)新團隊積極的情緒氛圍。認知心理學家皮亞杰認為，情緒決定了個體在創(chuàng)造性活動中對智力的運用[34]，團隊積極情緒對團隊創(chuàng)新實踐發(fā)揮著十分重要的聚智和融智功能。團隊領導者可通過傳播“正能量”、提供積極反饋、展示成功案例等途徑傳遞積極情緒，激發(fā)成員的創(chuàng)新主動性和創(chuàng)造激情，進而提高其調動和建構新資源（認知和社會資本等）的能力，形成樂于并善于創(chuàng)新的文化氛圍。（2）開展團隊積極情緒訓練。在大學生“雙創(chuàng)”教育實踐與科技創(chuàng)新管理活動中，學院可通過樂觀思維訓練、篤行善舉等團隊心理輔導活動開展積極情緒訓練，提升成員的情緒控制與調節(jié)能力，保持適度的團隊情緒積極率（Positivity Ratio），為科技創(chuàng)新營造積極和諧的人際氛圍。

3.培養(yǎng)科技創(chuàng)新的內驅力，提升團隊創(chuàng)新效能感

本研究還發(fā)現(xiàn)，團隊創(chuàng)新效能感是大學生團隊科學創(chuàng)造力的關鍵性認知路徑，因此建議指導教師或隊長積極采取如下行為策略：（1）提升團隊創(chuàng)新自信。可通過列舉過去的成功經(jīng)驗、樹立替代性榜樣、啟發(fā)引導、促進創(chuàng)造性角色認同等途徑增強團隊成員的創(chuàng)新自信，創(chuàng)設“更多的創(chuàng)新資源保障、更低的創(chuàng)新風險承擔、更強的創(chuàng)新期待”等創(chuàng)新支持性環(huán)境。（2）增強團隊創(chuàng)新效能感。強化團隊成員創(chuàng)造性自我效能的差異化互補和相互傳遞，為團隊成員設立不同挑戰(zhàn)性水平的創(chuàng)新目標，構筑創(chuàng)新成果分享與認可平臺，不斷增強整個團隊的創(chuàng)新效能感，進而促進大學生團隊科學創(chuàng)造力的持續(xù)發(fā)展。

（三）研究局限與展望

雖然本研究發(fā)現(xiàn)了上述有價值的結論，但仍存在一定的局限性。首先，使用橫截面數(shù)據(jù)進行實證分析，不能完全揭示變量間的因果關系，且領導創(chuàng)新支持對團隊科學創(chuàng)造力的作用是一個長期動態(tài)過程，未來可采用縱向追蹤研究進一步探討在大學生科技創(chuàng)新團隊生命周期的不同階段二者關系的動態(tài)演化機制。其次，采用單一來源的自陳式量表收集數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差，后續(xù)研究可盡量擴展數(shù)據(jù)來源主體并嘗試采用客觀度量工具測量大學生團隊科學創(chuàng)造力等變量，以增強研究結果的科學性。最后，本研究探討了領導創(chuàng)新支持與團隊科學創(chuàng)造力關系中情緒路徑與認知路徑的單獨與鏈式中介機制，但影響過程中還有哪些中介機制，尚需更深入探討；同時，本研究未涉及二者關系中的邊界條件，一些契合高?？萍紕?chuàng)新團隊特點的情境因素（如團隊領導信任、團隊競爭氛圍等）是否會影響領導創(chuàng)新支持激發(fā)團隊科學創(chuàng)造力的過程，尚待未來進一步探究。