鄧志華，肖小虹，張亞軍

(貴州財經(jīng)大學 工商學院，貴州 貴陽 550025)

一、 引 言

在當前快速變革和競爭激烈的環(huán)境中，企業(yè)越來越倚重研發(fā)創(chuàng)新這一利器來獲取競爭優(yōu)勢。由于研發(fā)創(chuàng)新的協(xié)同性、復雜性和模糊性，使其不再是研發(fā)個體的獨立行為，而是越來越依賴于研發(fā)團隊的協(xié)同攻關[1]。因此，如何有效激發(fā)研發(fā)團隊創(chuàng)新行為進而實現(xiàn)中國企業(yè)的創(chuàng)新驅動發(fā)展就成為重要的研究主題。

在具備高技術、高知識、高素質特征的研發(fā)團隊中，研發(fā)人員在人格尊嚴、理想信念、專業(yè)聲譽、自我實現(xiàn)以及身份感、成就感、榮譽感和地位感等方面具有強烈的精神性需求。以往研究雖然探討了團隊情緒氛圍[2]、團隊專業(yè)多樣性[3]、變革型領導[4]、團隊時間領導[5]、團隊調節(jié)焦點[6]等對團隊創(chuàng)新的影響機制，但是卻相對忽視了研發(fā)團隊及其成員的精神性需求，因此也忽略了精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的影響機制研究，導致從精神層面探討團隊創(chuàng)新行為的動力機制研究非常欠缺。

精神性的領導行為——精神型領導(Spiritual Leadership)是精神性研究在領導研究領域的拓展，是通過激勵并滿足下屬基于召喚感和成員身份感的精神性存在(Spiritual Survival)而實現(xiàn)領導效能的態(tài)度、價值觀和行為總和，包含愿景(Vision)、希望或信念(Hope/Faith)、利他關愛(Altruistic Love)三個維度，是充滿鼓舞性的領導方式[7]。因此，本研究將精神型領導作為團隊投入(Input)中的精神性因素，探討團隊精神型領導影響團隊創(chuàng)新行為這一團隊產(chǎn)出(Output)的動力機制。其內在邏輯可以借鑒創(chuàng)新成分理論[8]來解釋。該理論指出領導者激勵(Supervisor Encouragement)、工作團隊支持(Work Group Supports)和組織激勵(Organizational Encouragement)是創(chuàng)新行為的關鍵驅動因素。因此，根據(jù)精神型領導理論和創(chuàng)新成分理論構建團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響路徑，即團隊精神型領導→團隊創(chuàng)新行為。

精神性的運行具有自省和反思的特性。個體的精神性具有識別錯誤、自我反省、自我調整和自我糾錯的功能，當個體行動沒有達到預期效果時就不會愚蠢地一再犯錯，從而優(yōu)化人的精神品質[9]?？梢姡允『头此际堑湫偷木裥曰顒?，而團隊自省性是個體自省在團隊層面的有效聚合，反映的是團隊內部集體性的自省活動和反思過程。因此，本研究將其作為團隊過程(Process)中的精神性因素，探討團隊自省性影響團隊創(chuàng)新行為這一團隊產(chǎn)出(Output)的動力機制。兩者之理論關聯(lián)也可以借鑒創(chuàng)新成分理論[8]來解釋，該理論指出工作團隊支持(Work Group Supports)是創(chuàng)新行為的關鍵驅動因素之一，而團隊自省無疑是團隊支持的有力體現(xiàn)，因此建立團隊自省性對團隊創(chuàng)新行為的影響路徑，即團隊自省性→團隊創(chuàng)新行為。結合前文所述之團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響路徑，建立團隊自省性在團隊精神型領導影響團隊創(chuàng)新行為過程中的中介機制，即團隊精神型領導→團隊自省性→團隊創(chuàng)新行為。

事實上，研發(fā)團隊及其成員是嵌入在多元化社交關系和社會網(wǎng)絡中，如何挖掘和利用其中蘊含的資源即社會資本，使之成為團隊創(chuàng)新行為的促進因素是值得研究的重要主題。在理論上，創(chuàng)造力系統(tǒng)理論[10]認為創(chuàng)造力是個體(Person)、領域(Domain)和場域(Field)三個條件在其所形成的系統(tǒng)中交互影響的結果，而場域反映的就是社會資本條件。因此，本研究借鑒該理論引入團隊外部社會資本作為場域的具體體現(xiàn)，探討其在團隊精神型領導、團隊自省性等精神性因素影響團隊創(chuàng)新行為過程中的調節(jié)效應。

綜上所述，鑒于團隊創(chuàng)新行為對企業(yè)競爭優(yōu)勢的重要價值，而以往研究相對忽略了精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的影響機制，導致從精神層面探討團隊創(chuàng)新行為動力機制的研究非常欠缺。因此，本研究聚焦精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的動力機制及其邊界條件研究。具體而言，借鑒創(chuàng)新成分理論和創(chuàng)造力系統(tǒng)理論，依托團隊領域中經(jīng)典的Input-Process-Output即IPO研究框架，將團隊精神型領導作為團隊投入的精神性因素，將團隊自省性作為團隊過程中的精神性因素，從精神層面探討精神性因素對團隊創(chuàng)新行為這一團隊產(chǎn)出的動力機制以及團隊外部社會資本在其中的調節(jié)效應。這不僅可以從精神層面澄清團隊創(chuàng)新行為的動力機理及其調節(jié)機制，還可以滿足管理實踐對團隊創(chuàng)新行為的迫切需求進而提高企業(yè)創(chuàng)新能力，因而具有重要的理論價值和實踐意義。

二、 理論分析與研究假設

(一) 團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響

團隊創(chuàng)新行為是通過團隊成員的通力合作，團隊作為一個整體共同產(chǎn)生新穎且有用的觀點和想法，并將新思想、新方案等應用到新產(chǎn)品或服務中去的行為[11]。可見團隊創(chuàng)新行為并非個體創(chuàng)新的簡單加總，它取決于作為整體的團隊整合團隊成員各自獨特的知識、認知、能力和創(chuàng)新努力等以及進行集體性深度信息加工產(chǎn)生創(chuàng)新性產(chǎn)品和服務的能力，也即團隊成員之間的互動而產(chǎn)生的協(xié)同效應[12]。因此，團隊創(chuàng)新行為具有超越個體創(chuàng)新的群體協(xié)力優(yōu)勢，對企業(yè)形成核心競爭優(yōu)勢至關重要。

創(chuàng)新成分理論指出領導者激勵、工作團隊支持和組織激勵是創(chuàng)新行為的關鍵驅動因素[8]，而精神型領導理論表明精神型領導是內在地激勵和滿足下屬基于召喚感和成員身份感的精神性存在而實現(xiàn)領導效能的行為方式，是一種充滿鼓舞性的領導方式[7]，因此可以預見精神型領導對團隊創(chuàng)新具有重要的促進作用。兩者之間的理論關聯(lián)可進一步用內在動機理論闡釋，該理論認為團隊成員在對創(chuàng)新性任務的興趣、挑戰(zhàn)性甚至享受承擔創(chuàng)新性任務和解決創(chuàng)新性問題的激勵下，更愿意努力開展創(chuàng)新性工作[13]。團隊精神型領導通過堅定的精神信念能夠激發(fā)團隊成員的內在動機和對創(chuàng)新任務的信心，能夠內在地激勵團隊成員基于召喚感和成員身份感的精神性存在這一精神需求，而精神性需求是個體突破陳規(guī)、超越傳統(tǒng)、挑戰(zhàn)現(xiàn)狀和激發(fā)創(chuàng)造性的深層動力[14]，從而為團隊創(chuàng)新注入強大精神力量。進一步看，團隊創(chuàng)新過程充滿了不確定性與挑戰(zhàn)性，需要團隊領導有明確的思路帶領成員前進，并在遇到困難的時候給予精神、情感與資源方面的強大支持[15]。團隊精神型領導借助構思創(chuàng)新愿景并合理規(guī)劃設置團隊的創(chuàng)新目標，為團隊提供有意義且富于挑戰(zhàn)性的創(chuàng)新性任務，從而為團隊創(chuàng)新提供方向和路徑；通過對團隊成員展現(xiàn)利他性關愛，使領導-下屬之間的精神聯(lián)系得到加強，增進了團隊內部信任，促進團隊成員態(tài)度和價值觀的轉化，使團隊成員對創(chuàng)新任務形成積極回應[16]。這可以激發(fā)團隊成員的創(chuàng)造意愿并投入更多時間和精力到創(chuàng)新活動中，從而促進了創(chuàng)新性知識在團隊中的積累以及團隊學習能力和創(chuàng)新技能的提高[17]。以往研究表明，精神型領導有助于改善團隊成員的自我調節(jié)過程和工作規(guī)劃，優(yōu)化業(yè)務流程和推動團隊創(chuàng)造[18]，對團隊授權[19]具有積極影響，還跨層次地增強了科技創(chuàng)新型人才的創(chuàng)造力[20]?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

假設1：團隊精神型領導正向影響團隊創(chuàng)新行為。

(二) 團隊自省性的中介作用

團隊自省性(Team Reflexivity)是指團隊成員一起反思團隊目標、策略和行動的過程，從而提高對當前或未來環(huán)境的響應速度[21]。精神型領導善于反思和自省，積極為團隊成員提供了反思的機會并強化團隊成員的自我認知[22]。根據(jù)社會學習理論，精神型領導善于反思和自省的行為示范，承載著團隊成員對團隊規(guī)范的期許，會被團隊成員關注、模仿和學習，從而增強了團隊的自省意識和動機，有助于團隊開展反思活動。精神型領導具有良好的共同體意識，對團隊成員展現(xiàn)利他之愛，善于和團隊成員建立緊密關系，能夠在團隊中營造互相包容的氛圍[23]。這些行為特征有助于整個團隊更好地對創(chuàng)新性任務進行公開反思，真誠檢視各種創(chuàng)新性觀點和意見，而不用擔心受到消極評價和不公正對待。進一步看，團隊的自省過程和反思活動不僅可以促進團隊內經(jīng)驗、知識和技能的交流和共享，從而激發(fā)創(chuàng)新靈感并形成新知識和創(chuàng)造性觀點，還可以通過集體性識別、加工和提煉有價值的信息為團隊所用并根據(jù)創(chuàng)新任務面臨的內外環(huán)境及時調整、修正和改進現(xiàn)有工作思路和流程等[24]。這可以促進團隊的主動變革、長期發(fā)展、學習進化和知識創(chuàng)新，從而實現(xiàn)自省-調整-優(yōu)化的螺旋上升循環(huán)并最終提升團隊創(chuàng)新行為[25]。與此同時，善于自省和反思的團隊傾向于積極審視內外環(huán)境變化，擯棄過時的信息和知識以及與團隊目標和內外環(huán)境不匹配的計劃和策略，易于共同對團隊目標和程序等進行建設性研討并探索多元創(chuàng)造性方案和最優(yōu)創(chuàng)新策略[26]，經(jīng)常反復權衡和預測創(chuàng)新任務的可能結果并設法降低創(chuàng)新性工作的風險，從而益于團隊創(chuàng)新行為[27]。研究表明，團隊反思中介了研發(fā)團隊跨界活動對團隊創(chuàng)新績效的影響[28]?；谝陨戏治霰疚?，提出以下假設：

假設2：團隊自省性在團隊精神型領導和團隊創(chuàng)新行為之間具有中介作用。

(三) 團隊外部社會資本的調節(jié)效應

創(chuàng)造力系統(tǒng)理論[10]認為創(chuàng)造力是個體(Person)、領域(Domain)和場域(Field)三個條件在其所形成的系統(tǒng)中交互影響的結果，三者的交互狀況決定了創(chuàng)造力的高低。場域反映的是社會資本條件，由專業(yè)領域中代表著專業(yè)水平和能力并具有社會影響力的群體組成，包括專家學者和資深業(yè)界人士等，他們通過甄別、評價或調整等方式影響著個體的創(chuàng)新性成果。本研究借鑒該理論并引入團隊外部社會資本作為場域的具體體現(xiàn)，探討其在團隊精神型領導、團隊自省性等精神性因素影響團隊創(chuàng)新行為過程中的調節(jié)效應。

團隊外部社會資本(Team External Social Capital)是指由團隊成員構建和拓展并與團隊的利益關聯(lián)方所形成的社會網(wǎng)絡關系中的資源和利益[29]。在高水平團隊外部社會資本情景下，研發(fā)團隊擁有多元的社交網(wǎng)絡、緊密的網(wǎng)絡聯(lián)結和頻繁的社會互動，易于獲得創(chuàng)新所需的異質思維、前沿知識和先進技術，可以為團隊創(chuàng)新提供大量的信息鏈接和資源支持，使得研發(fā)團隊能夠通過跨團隊協(xié)作機制從外部獲得有效的解決方案[30]。而團隊精神型領導借助利他性關愛，能夠很好地激勵團隊成員通過信息分享和知識交流等團隊內部過程，將嵌入團隊外部社會網(wǎng)絡中的知識、信息、技術等外部資源內部化并為團隊創(chuàng)新所共用[31]，從而優(yōu)化創(chuàng)新路徑、技術方案并促進團隊創(chuàng)新行為。此外，根據(jù)社會學習理論，團隊精神型領導通過利他導向、善于建立和維護社會關系等行為特征[32]，可以激勵團隊成員通過團隊之間的社會交往、彼此學習和業(yè)務合作建立關系網(wǎng)絡和拓展社會資本，而該過程可以產(chǎn)生團隊所需的創(chuàng)新靈感和創(chuàng)造性觀點，從而促進團隊創(chuàng)新及競爭性的提高[33]。由此可見，在高水平團隊外部社會資本情景下，團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響效應更強。相反，在低水平團隊外部社會資本情景下，研發(fā)團隊對前沿信息和創(chuàng)新進展不夠了解，往往是團隊內部的自我強化和封閉循環(huán)[34]，不利于團隊創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。并且與精神型領導積極拓展人際關系的行為特征相悖，其領導效能可能會受到制約，對團隊創(chuàng)新行為的影響效應可能會降低。實證研究也表明，企業(yè)社會資本強化了企業(yè)知識特征對其突破性創(chuàng)新的正向影響[35]?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

假設3：團隊外部社會資本正向調節(jié)了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的正向影響，團隊外部社會資本水平越高，團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新績效的正向影響越強。

本研究進一步提出一個有調節(jié)的中介模型，即相對于低水平外部社會資本情境，在高水平團隊外部社會資本情境下，團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介作用更強。換言之，在高水平團隊外部社會資本情境下，團隊精神型領導更容易通過影響團隊自省性進而影響團隊創(chuàng)新行為。這是因為，高水平外部社會資本水平情景意味著研發(fā)團隊與外界社會的網(wǎng)絡鏈接很廣、交往程度很深、關系質量很好以及聯(lián)結密度很高[36]，使得團隊成員對外界動態(tài)非常敏感，其眼界非常開闊，思維非常靈活[34]，很容易發(fā)現(xiàn)團隊創(chuàng)新在目標、思路、策略、過程、行動與方法等方面與其他團隊的差距，有能力、有動力、有壓力調整創(chuàng)新計劃、優(yōu)化創(chuàng)新路徑或更新技術方案[37]，因而其團隊自省水平會更高。加之精神型領導通過愿景和目標規(guī)劃對團隊自省中的無序和混亂進行方向引導，借助堅定信念和激發(fā)希望對團隊自省中經(jīng)常出現(xiàn)的難堪、擔憂、踟躕、沮喪等“反省陷阱”[38]進行信心鼓舞，借助利他性關愛對投入團隊討論、反思、分析、評估和總結等自省活動的團隊成員予以悉心指導和無私關懷[39]，因而能夠大幅提升團隊自省水平。總之，在團隊精神型領導和高水平團隊外部社會資本的交互影響下，研發(fā)團隊自省水平將會大幅攀升。根據(jù)H3，高水平團隊自省性會誘發(fā)更多的團隊創(chuàng)新行為?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

圖1 本文的研究模型

假設4：團隊外部社會資本調節(jié)了團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應，團隊外部社會資本水平越高，團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應越強，反之越弱。

綜上所述，本文的研究模型如圖1所示。

三、 研究設計

(一) 調研對象

本研究采用方便抽樣的問卷調研方式搜集數(shù)據(jù)，總共向四川、重慶和貴州等西南地區(qū)的151個研發(fā)部門(團隊)403名研發(fā)人員發(fā)放了調查問卷，涉及創(chuàng)意設計、產(chǎn)品研發(fā)、技術改造、程序開發(fā)、項目研究等崗位人員。剔除一個部門(團隊)只有1～2份問卷等不符合研究要求的問卷之后，最后得到106個團隊的329份有效問卷，平均每個研發(fā)部門(團隊)回收3.10份問卷，回收率分別為70.20%和81.64%。

(二) 測量工具

團隊神型領導采用Fry等(2005)[40]編制的量表，包含13個題項。代表題目如“該領導理解并且執(zhí)行組織的愿景”“該領導對組織很有信心，愿意盡最大努力完成組織目標”“該領導常常和員工邊走邊談”等，其Cronbach’s α值是0.924。

團隊自省性采用Hoegl和Parboteeah(2006)[41]編制的量表，包含5個題項。代表題目如“我們團隊根據(jù)項目背景和進度的變化來探討并調整完成任務的策略”“我們團隊花了大量時間來考慮項目活動的可能后果”“我們團隊吸取過經(jīng)驗教訓”等，其Cronbach’s α系數(shù)為0.907。

團隊創(chuàng)新行為采用Scott和Bruce(1994)[42]編制的量表，共6個題項，代表性題項有：“我們團隊能夠尋求新的生產(chǎn)技術、辦事流程或產(chǎn)品創(chuàng)意”“我們團隊能夠提出具有創(chuàng)造性的觀點”“我們團隊能夠向他人推廣創(chuàng)新性做法”，其Cronbach’s α是0.862。

團隊外部社會資本使用彭燦和李金蹊(2011)[43]編制的量表，包括團隊內外互動強度、外部網(wǎng)絡密度、內外信任程度、內外共同語言等4個維度14個題項。代表性題目有：“我與團隊外部相關人員經(jīng)常有非正式交流”“我與團隊外部其他單位的相關人員聯(lián)系非常廣泛”“當工作遇到困難時，團隊外部相關人員能對我提供幫助”，其Cronbach’s α是0.875。

以往研究顯示學歷、團隊規(guī)模等[15]對團隊創(chuàng)新具有一定影響。因此，將個體層次的性別、年齡、學歷和司齡等人口統(tǒng)計特征以及團隊層次的團隊時間和團隊規(guī)模設為控制變量。為了避免常見的中庸思維的影響，以上潛變量測量采用李克特6點計分方式，1=完全不同意，6=完全同意。

四、 研究結果

(一) 描述性統(tǒng)計

采用SPSS22.0對調查樣本的概況進行了統(tǒng)計分析。表1列示了員工的基本概況，表2列示了調研對象所在團隊的主要情況。

表1 調查樣本概況

表2 被試團隊概況

從表1可知，此次調研對象中男性稍多，占55.21%，年齡在40歲以下的占77.53%，教育程度為大學及以上的占79.42%，公司工齡在3年以上的占67.72%，呈現(xiàn)出研發(fā)團隊成員以中青年為主、學歷較高和穩(wěn)定性較強等特征。從表2可知，團隊成立時間在3年以上的占80.65%，團隊規(guī)模在5人以上的占63.62%。

(二) 信效度檢驗

表3 各因素模型的驗證性因子分析

注：TSL是指團隊精神型領導，TR是指團隊自省性，TIB是指團隊創(chuàng)新行為，TESC是指團隊外部社會資本。+是將不同的因素整合為一個因素。限于篇幅，只列舉了部分模型

運用SPSS22.0分析各個變量的信度系數(shù)，發(fā)現(xiàn)精神型領導、團隊自省性、團隊創(chuàng)新行為、團隊外部社會資本的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.924、0.907、0.862、0.875，表明各變量具有較高的內部一致性信度。使用LISREL8.72構建不同的結構方程模型來檢驗變量效度，不同因素模型的擬合指標匯總于表3之內。

由表3可知，包含團隊精神型領導、團隊自省性、團隊外部社會資本、團隊創(chuàng)新行為四個變量的模型擬合指標值是χ2/df=2.953，AGFI=0.912，RMSEA=0.041，NNFI=0.907，CFI=0.916，SRMR=0.042，與吳明隆(2017)[44]提出的判別值比較吻合(χ2/df介于3～5，AGFI、NNFI、CFI介于0.9～1，RMSEA介于0～0.1，SRMR介于0～0.05)，并且其擬合優(yōu)度比其他三因素、二因素和單因素等備選模型更高，這表明包含四個變量的模型最為理想，具有較高效度。

(三) 同源誤差分析

本研究中的調研數(shù)據(jù)是以自我報告的方式獲取，可能會受到社會贊許效應的影響，因此需對同源誤差問題進行分析。將同源誤差作為一個虛變量納入假設的四因素模型之中并進行結構方程模型分析，包含同源誤差的五因素模型的各項擬合指數(shù)分別是：χ2/df=2.127，AGFI=0.940，RMSEA=0.037，NNFI=0.924，CFI=0.934，SRMR=0.037，其擬合度比本研究假設的四因素模型(各擬合值見表3)更優(yōu)，表明本研究涉及的變量不存在嚴重的同源誤差問題。

(四) 聚合分析

表4 各變量聚合分析的指標值

由于本研究是在團隊層次進行，而調研對象是團隊中的個體，因此需對個體填答的數(shù)據(jù)進行聚合分析。在聚合之前，需考察聚合變量的Rwg、ICC1、ICC2三項指標值。Rwg反映的是不同團隊成員對同一變量的相同反應程度，介于0.7～1之間表明數(shù)據(jù)聚合比較理想。ICC1反映的是在聚合之前，個體層次數(shù)據(jù)是否具有較大的組間差異，高于0.10表明數(shù)據(jù)聚合比較理想。ICC2反映的是將個體層次數(shù)據(jù)聚合到團隊層次時，此變量團隊均值的信度，介于0.7～1.0之間時表明數(shù)據(jù)可以進行聚合。通過計算得出4個變量各自的指標值，詳見表4。

從表4可知，4個變量的Rwg和ICC2指標值均介于0.7～1.0之間，ICC1指標值均超過0.10，說明可以將各變量聚合到團隊層次。

(五) 變量相關分析

表5列示了各變量的均值、標準差和變量之間的相關系數(shù)(Pearson相關)。由表5可知，團隊精神型領導與團隊自省性(r=0.480，p<0.01)、團隊創(chuàng)新行為(r=0.452，p<0.001)、團隊外部社會資本(r=0.381，p<0.001)均顯著正相關。團隊自省性與團隊創(chuàng)新行為(r=0.510，p<0.001)、團隊外部社會資本(r=0.304，p<0.001)顯著正相關。團隊外部社會資本與團隊創(chuàng)新行為(r=0.368，p<0.001)顯著正相關。這為后續(xù)的假設檢驗奠定了基礎。

表5 變量的平均數(shù)、標準差與相關系數(shù)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，括號內是相應變量的Cronbach’s α系數(shù)。TSL是指團隊精神型領導，TR是指團隊自省性，TIB是指團隊創(chuàng)新行為，TESC是指團隊外部社會資本

(六) 假設檢驗

表6 結構方程模型分析結果

注：TSL是指團隊精神型領導，TR是指團隊自省性，TIB是指團隊創(chuàng)新行為。*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

1.直接效應和中介效應檢驗。通過構建結構方程模型進行假設檢驗。構建M1檢驗團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響，構建M2檢驗團隊精神型領導對團隊自省性的影響，構建M3檢驗團隊自省性對團隊創(chuàng)新行為的影響，構建M4檢驗團隊自省性的中介效應。檢驗中介效應之前，發(fā)現(xiàn)團隊精神型領導與團隊自省性(r=0.480，p<0.01)、團隊創(chuàng)新行為(r=0.452，p<0.001)顯著相關，團隊自省性與團隊創(chuàng)新行為(r=0.510，p<0.001)顯著正相關，滿足Baron和Kenny(1986)[45]提出的中介效應成立的前提條件。以上結果匯于表6之內。

由表6可知，M1和M2表明團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為(β=0.426，p<0.001)和團隊自省性(β=0.479，p<0.001)的正向影響顯著，M3顯示團隊自省性對團隊創(chuàng)新行為的正向影響顯著(β=0.517，p<0.001)，因此H1得到支持。M4納入團隊自省性后，雖然團隊精神型領導對團隊自省性(β=0.316，p<0.001)、團隊自省性對團隊創(chuàng)新行為(β=0.401，p<0.001)的正向影響仍然顯著，但是，團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響效應(β=0.203，p<0.001)明顯低于M1中的影響效應(β=0.426，p<0.001)，這表明團隊自省性部分中介了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響。進一步的Sobel檢驗表明團隊自省性的中介作用顯著(z=3.137，p<0.001)，因此H2得到支持。

2.調節(jié)作用檢驗。為了避免多重共線性，首先對團隊精神型領導、團隊創(chuàng)新行為、團隊精神型領導與團隊外部社會資本的交互項進行中心化處理。然后采用分層回歸進行數(shù)據(jù)分析。第一步放入團隊成員的性別、年齡、學歷、司齡以及團隊時間和團隊規(guī)模等控制變量，第二步放入團隊精神型領導和團隊外部社會資本，第三步放入團隊精神型領導與團隊外部社會資本的交互項(如表7所示)。結果顯示，團隊精神型領導與團隊外部社會資本的交互項對團隊創(chuàng)新行為的正向影響顯著(β=0.214，p<0.01)，這表明團隊外部社會資本在團隊精神型領導影響團隊創(chuàng)新行為的過程中具有顯著的調節(jié)作用，H3得到驗證。

表7 團隊外部社會資本的調節(jié)效應分析

注：*p<0.05，**p<0.01

圖2 團隊外部社會資本的調節(jié)效應

為了直觀地考察團隊外部社會資本調節(jié)效應的方向和大小，借鑒Aiken和West(1991)[46]的思路，在團隊外部社會資本均值基礎上分別加減一個標準差，考察不同水平團隊外部社會資本情景下團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響差異。結果顯示，相對于低水平團隊外部社會資本情景(β=0.303，p<0.001)，在高水平團隊外部社會資本情景下(β=0.507，p<0.001)，團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的影響效應更強，如圖2所示。

3.有調節(jié)的中介效應檢驗。H4提出團隊外部社會資本調節(jié)了團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應，在高水平團隊外部社會資本情景下，團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應較強，反之較弱。借鑒Edwards和Lambert(2007)[47]的研究對此進行檢驗，相關數(shù)據(jù)詳見表8。

表8 有調節(jié)的中介效應檢驗

注：PMX是指團隊精神型領導對團隊自省性的路徑影響，PYM是指團隊自省性對團隊創(chuàng)新行為的路徑影響，直接效應PYX是指團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的路徑影響，中介效應是指第1階段和第2階段路徑系數(shù)的乘積，總效應是直接效應與中介效應之和，組間差異是高水平團隊外部社會資本和低水平團隊外部社會資本之間的差異。*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001

由表8可知，在高水平團隊外部社會資本情景下，團隊自省性在團隊精神型領導和團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應(β=0.176，p<0.001)，要顯著高于在低水平團隊外部社會資本情景下的中介效應(β=0.080，p<0.001)，組間差異為0.096(p<0.001)。這表明團隊外部社會資本顯著正向調節(jié)了團隊自省性在團隊精神型領導和團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應，故H4得到驗證。

五、 結論、啟示與展望

(一) 研究結論

團隊創(chuàng)新行為對企業(yè)競爭優(yōu)勢的重要性不言而喻，而以往研究相對忽略了精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的動力機制。本研究聚焦精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的影響機制及其邊界條件，借鑒創(chuàng)新成分理論和創(chuàng)造力系統(tǒng)理論，依托團隊領域中經(jīng)典的IPO研究框架，將團隊精神型領導作為團隊投入中的精神性因素，將團隊自省性作為團隊過程中的精神性因素，從精神層面探討精神性因素對團隊創(chuàng)新行為這一團隊產(chǎn)出的動力機制以及團隊外部社會資本在其中的調節(jié)效應。通過搜集106個研發(fā)團隊中329名研發(fā)團隊成員的數(shù)據(jù)并進行統(tǒng)計分析表明：(1)團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為具有顯著正向影響；(2)團隊自省性在團隊精神型領導和團隊創(chuàng)新行為之間具有部分中介作用；(3)團隊外部社會資本調節(jié)了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的正向影響，團隊外部社會資本越高，團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的正向影響也越強，反之越弱;(4)團隊外部社會資本還調節(jié)了團隊自省性在團隊精神型領導和團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應，團隊外部社會資本越高，團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應也越強，反之越弱。

(二) 理論貢獻

第一，拓展了團隊創(chuàng)新行為動力機制的研究視角。盡管以往研究探討了團隊專業(yè)多樣性、變革型領導、團隊時間領導、團隊調節(jié)焦點等對團隊創(chuàng)新的影響機制，但是卻忽視了研發(fā)團隊及其成員因其高知識、高技能和高素質特征而形成的強烈精神性需求，因此也忽略了精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的影響機制，導致從精神層面探討團隊創(chuàng)新行為的動力機制研究非常欠缺。本研究通過分析并檢驗精神性的領導方式——團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的直接影響以及精神性的團隊過程——團隊自省性在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的中介效應，基于精神性視角驗證了團隊精神型領導、團隊自省性等精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的激發(fā)機制，因而豐富和完善了團隊創(chuàng)新行為的動力機制研究。

第二，通過將精神型領導影響效應研究提升到團隊層面，拓展了精神型領導的研究層次和影響層次。以往針對精神型領導影響機制和作用效果的研究絕大多數(shù)針對個體層面的態(tài)度、心理、行為和績效等變量，鮮見有聚焦團隊層次的精神型領導影響效應研究。這忽略了組織內領導行為的多層次特征，即領導者不僅僅是以單個員工為管理對象，而且還常常以部門或團隊為管理單位。本研究通過將個體層面的精神型領導有效聚合到團隊層面，分析和檢驗了團隊精神型領導對團隊自省性和團隊創(chuàng)新行為的積極影響，從而將精神型領導的影響效應拓展到了團隊心理和團隊行為層面，因而豐富和完善了精神型領導理論的層次性和系統(tǒng)性。

第三，團隊自省性中介了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的積極影響，這一結論表明團隊自省性既是團隊精神型領導發(fā)揮影響效能的關鍵路徑，也是促進團隊創(chuàng)新行為的重要前因，在兩者之間發(fā)揮著關鍵的中介傳導作用。這不僅揭示了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為發(fā)揮影響的“黑箱”過程，為理解團隊精神型領導如何影響團隊創(chuàng)新行為增添了新思路，從而完善了團隊精神型領導的作用機制研究，而且還驗證和拓展了創(chuàng)新成分理論在團隊精神型領導與團隊創(chuàng)新行為之間的理論解釋，豐富和完善了團隊自省的理論研究。

第四，團隊外部社會資本強化了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的積極影響，這表明研發(fā)團隊外部社會資本是團隊創(chuàng)新行為的重要助推器，揭示了團隊精神型領導與團隊外部社會資本的協(xié)同效應如何影響團隊創(chuàng)新行為的內在機理，并在中國組織情景中印證了創(chuàng)造力系統(tǒng)理論的觀點，即團隊創(chuàng)新行為是創(chuàng)新主體與社會資本條件交互影響的結果，從而豐富了創(chuàng)造力理論和社會資本理論的研究內容。

(三) 管理啟示

在我國企業(yè)大力推進創(chuàng)新驅動發(fā)展的背景下，研究結論對團隊創(chuàng)新管理具有重要的實踐意義:

首先，團隊精神型領導顯著正向影響團隊創(chuàng)新行為，這意味著在管理實踐中，部門或團隊管理者可以通過轉變管理風格并實踐精神型領導來提升團隊創(chuàng)新行為。例如，管理者可以通過構思創(chuàng)新愿景、規(guī)劃創(chuàng)新目標等措施為團隊創(chuàng)新設定合理的方向和路徑；通過激發(fā)希望、堅定信念和樹立信心等精神激勵方式來改善團隊的精神狀態(tài)，賦予團隊成員敢于探索和創(chuàng)新的精神力量；通過利他性關愛以尊重研發(fā)團隊成員的人格尊嚴、職業(yè)專長和首創(chuàng)精神，積極為其排憂解難并提供個性化指導，從而激發(fā)并滿足研發(fā)團隊成員在成就感、身份感、專業(yè)聲譽、自我實現(xiàn)和社會地位等方面的精神需求，并在整個團隊中營造彼此關心、相互支持和團結融洽的協(xié)同氛圍，從而促進團隊創(chuàng)新行為。

其次，團隊自省性顯著中介了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的積極影響，這充分說明部門或團隊管理者需要高度重視團隊自省和反思對團隊創(chuàng)新行為的促進作用。具體而言，團隊管理者必須密切監(jiān)測團隊內外部環(huán)境變化，鼓勵研發(fā)團隊成員敢于質疑并以新思維進行多視角探索，并為團隊自省和公開反思搭建平臺和提供機會，通過適當形式對團隊創(chuàng)新的目標、計劃、策略、過程和方法等定期展開分析、討論和評估，常?？偨Y經(jīng)驗教訓并及時調整行動方案，從而提升團隊自省水平并最終促進團隊創(chuàng)新行為。

最后，團隊外部社會資本強化了團隊精神型領導對團隊創(chuàng)新行為的積極影響，這表明在日益激烈的研發(fā)競爭中，研發(fā)團隊必須積極拓展并有效運用團隊外部社會資本，使之成為促進團隊創(chuàng)新的助推器。研發(fā)團隊創(chuàng)新不能“閉門造車”，而是需要有針對性地與用戶、供應商、業(yè)務伙伴、研發(fā)機構、政府部門甚至競爭對手等利益關聯(lián)方建立廣泛而密切的社交網(wǎng)絡。在選拔研發(fā)人才時不僅要考察其研發(fā)經(jīng)歷、業(yè)績與團隊的匹配性，同時也要注重其嵌入的外部社會網(wǎng)絡。通過不斷拓展益于研發(fā)團隊創(chuàng)新的外部社會資本和構建互惠共贏的跨團隊創(chuàng)新協(xié)作機制，合理有效利用外部社會網(wǎng)絡中的重要資源，從而實現(xiàn)團隊內部創(chuàng)新與外部社會資本的有效契合并最終提升團隊創(chuàng)新行為。

(四) 研究局限與展望

盡管本研究取得了一些有意義的研究結果，但是仍然存在以下不足，在以后的研究中需要進一步完善。首先，本研究在同一時點對解釋變量、中介變量和被解釋變量進行了測量，而團隊投入和團隊過程對團隊產(chǎn)出的影響是一個長期的過程，以后可以通過準實驗設計或搜集多時點數(shù)據(jù)開展縱向研究，以便更加精確地揭示變量之間的因果關系。其次，本文僅通過團隊精神型領導→團隊自省性→團隊創(chuàng)新行為的影響途徑來揭示精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的動力機制，而團隊創(chuàng)新行為的精神性因素的動力機制是豐富多元的，未來可以開展其他方面的研究。例如，可以探討團隊層面的工作場所精神性(Workplace Spirituality)、精神性氛圍(Spiritual Climate)等精神性因素對團隊創(chuàng)新行為的影響機制。最后，本研究只是探討了團隊社會資本向外延伸的一面即團隊外部社會資本的調節(jié)作用，而沒有探討團隊社會資本向內延伸的一面即團隊內部社會資本的調節(jié)作用，未來可以對二者的調節(jié)機制進行比較研究。