蘇慧文，于麗虹

（中國(guó)海洋大學(xué)管理學(xué)院，山東青島 266100）

1 研究背景

當(dāng)前，我國(guó)創(chuàng)新能力整體水平尚不能適應(yīng)高質(zhì)量發(fā)展要求，黨的十九屆五中全會(huì)著重強(qiáng)調(diào)在“十四五”時(shí)期要強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新的主體地位。近年來，我國(guó)政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的支持力度在逐年加大，據(jù)《2020 年全國(guó)科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，2020年我國(guó)R&D 經(jīng)費(fèi)投入共為24 393.1 億元，比上年增長(zhǎng)10.2%，其中企業(yè)經(jīng)費(fèi)支出所占比重為76.6%，較上年提高了10.4%［1］。2020 年上半年，我國(guó)申請(qǐng)專利的企業(yè)為22.9 萬家，同比增長(zhǎng)了16.2%，其中，以團(tuán)隊(duì)名義申請(qǐng)的職務(wù)發(fā)明占比高達(dá)96%［1］。可見，企業(yè)越來越看重創(chuàng)新。而相較于個(gè)人創(chuàng)新，團(tuán)隊(duì)作為企業(yè)創(chuàng)新的主要組織單元發(fā)揮更為至關(guān)重要的作用。因此，探究影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的因素和作用機(jī)理，對(duì)于持續(xù)提升企業(yè)創(chuàng)新效果具有重要的理論與實(shí)踐指導(dǎo)價(jià)值。

對(duì)于影響創(chuàng)新行為因素的研究已取得一定進(jìn)展，學(xué)者們先后圍繞心理因素和外部環(huán)境因素進(jìn)行研究。其中，楊付等［2］、王興元等［3］均認(rèn)為心理因素包括團(tuán)隊(duì)成員的心理特征、認(rèn)知風(fēng)格、團(tuán)隊(duì)支持感等；外部情境因素大致包括3 個(gè)方面，一是從組織環(huán)境特征視角出發(fā)，探討團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍、知識(shí)共享氛圍等因素的影響，二是從團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)視角出發(fā)探討團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為、團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等因素的影響，三是從工作任務(wù)特征角度出發(fā)探討任務(wù)復(fù)雜性、工作自主性等因素的影響。近年來，不少學(xué)者開始將心理因素和外部環(huán)境因素結(jié)合起來，尋找提升員工創(chuàng)新行為的方法。

賦能作為激勵(lì)創(chuàng)新行為的有效策略，近年來備受關(guān)注。關(guān)于賦能，目前主要有兩種研究取向，即結(jié)構(gòu)賦能和心理賦能。結(jié)構(gòu)賦能強(qiáng)調(diào)組織的氛圍，屬于外部環(huán)境因素；心理賦能強(qiáng)調(diào)員工的心理感知，屬于心理因素［4］。然而，大多相關(guān)研究聚焦個(gè)體層面，研究團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的較少，而研究團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為則主要關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)賦能對(duì)創(chuàng)新行為的影響，對(duì)結(jié)構(gòu)賦能及其構(gòu)成維度的實(shí)證研究更是鮮見。隨著組織的運(yùn)作方式由職能型向項(xiàng)目型、由個(gè)體向團(tuán)隊(duì)轉(zhuǎn)變，通過考察賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)認(rèn)知和行為的影響能夠進(jìn)一步明確賦能的正向影響范圍，為管理者引導(dǎo)職場(chǎng)積極行為提供更全面的啟示，進(jìn)而建立一種常態(tài)化機(jī)制。

為此，本研究圍繞結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的影響展開，主要探討以下問題：（1）賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為會(huì)產(chǎn)生何種影響？（2）這種影響是否具有復(fù)雜的中介機(jī)制？不同中介路徑的傳導(dǎo)效力是否會(huì)表現(xiàn)出差異性？（3）影響過程受何種邊界條件的制約？對(duì)這一系列問題的思考與探究，有助于為結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制提供理論解釋，為管理者更好地引導(dǎo)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為提供管理啟示。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 結(jié)構(gòu)賦能與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為

Kanter［5］的結(jié)構(gòu)賦能理論指出，員工的工作行為會(huì)受工作環(huán)境和社會(huì)因素影響，其行為是可塑的，結(jié)構(gòu)賦能就是確保員工獲得完成工作所需的信息、支持、資源和發(fā)展機(jī)會(huì)，為員工創(chuàng)造有效的工作環(huán)境，使其在實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)時(shí)更加具有效率和效果。Laschinger 等［6］在此基礎(chǔ)上開發(fā)了信效度良好的結(jié)構(gòu)授權(quán)量表（CWEQ-Ⅱ），包含機(jī)會(huì)、信息、支持、資源、正式權(quán)力和非正式權(quán)力等6 個(gè)維度。本研究選取了Laschinger 等［6］的六維度的前4 個(gè)要素，機(jī)會(huì)是指員工有可能從組織得到的學(xué)習(xí)和提升工作條件；信息是指有效完成工作所需的數(shù)據(jù)、技術(shù)知識(shí)、專家意見等；支持指來自上級(jí)、同事、下屬的反饋和幫助，資源是達(dá)到組織目標(biāo)所需的原材料、資金、技術(shù)條件、機(jī)器設(shè)備和時(shí)間。

大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)新行為是一個(gè)過程，包含構(gòu)想產(chǎn)生、尋求支持和創(chuàng)新實(shí)施等3 個(gè)階段，Scott 等［7］設(shè)計(jì)了包含6 個(gè)題項(xiàng)的創(chuàng)新行為單維度量表，這也是使用最廣泛的個(gè)體創(chuàng)新行為量表。需要指出的是，從構(gòu)想產(chǎn)生到創(chuàng)新實(shí)施的這一完整過程，并不是單靠一個(gè)成員就能完成，更需要團(tuán)隊(duì)的有效協(xié)作，為此，研究團(tuán)隊(duì)層面的創(chuàng)新行為更有必要。

關(guān)于結(jié)構(gòu)賦能與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系，眾多研究表明，結(jié)構(gòu)賦能是激勵(lì)創(chuàng)新行為的有效策略，賦能團(tuán)隊(duì)需要組織大環(huán)境的系統(tǒng)性支持。有研究指出，從組織支持的角度而言，對(duì)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行手段干預(yù)獲得的成果遠(yuǎn)大于對(duì)個(gè)體進(jìn)行手段干預(yù)［8］。結(jié)構(gòu)賦能的本質(zhì)就是通過一系列的組織支持政策和行為，為團(tuán)隊(duì)提供充足的信息、資源、機(jī)會(huì)和支持，從而引導(dǎo)并支持團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為［9］。研究結(jié)構(gòu)賦能的機(jī)會(huì)、信息、支持、資源等4 個(gè)維度對(duì)創(chuàng)新行為影響的文獻(xiàn)相對(duì)較少。其中，Kanter［5］發(fā)現(xiàn)，當(dāng)資金、原料等資源能夠穩(wěn)定供應(yīng)時(shí)，當(dāng)團(tuán)隊(duì)擁有充分的信息進(jìn)行頻繁的人際溝通與交流時(shí)，員工會(huì)有更大的自由度去開展創(chuàng)新工作；Scott 等［7］、Newman 等［10］研究發(fā)現(xiàn)，上級(jí)、同事等的支持與團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新行為高度相關(guān)；顧遠(yuǎn)東等［11］證實(shí)了組織支持與員工創(chuàng)新正向相關(guān)；Hebenstreit［12］證實(shí)了結(jié)構(gòu)賦能與創(chuàng)新行為正向相關(guān)?；谏鐣?huì)交換理論，員工會(huì)用組織對(duì)待他們的相似方式回報(bào)組織［13］。處于結(jié)構(gòu)賦能水平高的環(huán)境下，團(tuán)隊(duì)成員會(huì)更愿意主動(dòng)參與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新活動(dòng)并幫助其他同事，得到幫助的同事會(huì)心存感激進(jìn)行正反饋，這種交互過程加強(qiáng)了成員之間的聯(lián)系，營(yíng)造了高水平的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新氛圍，從而激發(fā)團(tuán)隊(duì)整體的創(chuàng)新行為。綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H1：結(jié)構(gòu)賦能正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為。

H1a：信息正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為；

H1b：資源正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為；

H1c：支持正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為；

H1d：機(jī)會(huì)正向影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為。

2.2 團(tuán)隊(duì)心理賦能的中介效應(yīng)

關(guān)于心理賦能，學(xué)術(shù)界最先關(guān)注個(gè)人心理賦能，即從員工的角度來闡述賦能，強(qiáng)調(diào)員工對(duì)賦能的心理感知過程。Conger 等［14］將心理賦能等同于效能感，而后Thomas 等［15］提出個(gè)體心理賦能四維度概念；Spreitzer［16］在此基礎(chǔ)上配套開發(fā)了工作場(chǎng)所心理賦能四維度量表，包括效能感、意義感、影響力、自主性等4 個(gè)方面。之后，Kirkman 等［17］將心理賦能由個(gè)體層面擴(kuò)展到團(tuán)隊(duì)層面，認(rèn)為團(tuán)隊(duì)賦能在基本維度、預(yù)測(cè)因素和結(jié)果方面與個(gè)體賦能非常相似，將團(tuán)隊(duì)心理賦能定義為基于對(duì)組織任務(wù)的積極評(píng)價(jià)而增強(qiáng)的團(tuán)隊(duì)成員整體的內(nèi)在工作動(dòng)機(jī)，基于此開發(fā)了團(tuán)隊(duì)心理賦能四維度量表，并在98 個(gè)團(tuán)隊(duì)中檢驗(yàn)了該量表的信效度。該量表包括以下方面：團(tuán)隊(duì)效能感，即團(tuán)隊(duì)成員有信心完成任務(wù)的集體信念；團(tuán)隊(duì)自主性，即團(tuán)隊(duì)成員可以自主決策的程度；團(tuán)隊(duì)工作意義，即團(tuán)隊(duì)成員將工作目標(biāo)內(nèi)化的程度；團(tuán)隊(duì)工作影響，即團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)為自己的任務(wù)能夠?qū)M織作出重大貢獻(xiàn)的程度。李超平等［18］也在中國(guó)情境下驗(yàn)證了該量表的適用性。團(tuán)隊(duì)心理賦能是團(tuán)隊(duì)成員基于對(duì)內(nèi)在工作激勵(lì)的認(rèn)知和彼此之間的信任，集體體驗(yàn)到的被賦能的認(rèn)知綜合體［19］。團(tuán)隊(duì)心理賦能不同于個(gè)體心理賦能，是建立在團(tuán)隊(duì)成員集體認(rèn)知評(píng)價(jià)基礎(chǔ)之上的，受到團(tuán)隊(duì)影響的因素更多［20］，但目前相關(guān)研究大多聚焦個(gè)體心理賦能，較少關(guān)注團(tuán)隊(duì)心理賦能產(chǎn)生的原因及其效果。

關(guān)于團(tuán)隊(duì)心理賦能的中介效應(yīng)，Bandura 等［21］的三元交互決定理論提出組織情境因素、認(rèn)知因素及行為這3 種因素會(huì)互相作用，即組織情境因素會(huì)影響團(tuán)隊(duì)的心理賦能感知，心理感知又會(huì)影響創(chuàng)新行為；雷巧玲等［22］、鄭曉明等［23］的研究表明，個(gè)體心理賦能在結(jié)構(gòu)賦能和個(gè)體創(chuàng)新行為之間起中介作用。本研究所關(guān)注的團(tuán)隊(duì)層面創(chuàng)新，更多的是通過成員之間的交換過程和社會(huì)化過程形成。社會(huì)信息處理理論表明，個(gè)體通常會(huì)利用與自己處于相同社會(huì)背景下的其他人的信息來形成對(duì)組織環(huán)境、團(tuán)隊(duì)氛圍等變量的判斷［24］。相較于個(gè)體層面的認(rèn)知，大部分團(tuán)隊(duì)成員形成的團(tuán)隊(duì)層面的認(rèn)知在團(tuán)隊(duì)行為結(jié)果變量上解釋力更強(qiáng)［8］。在貨車運(yùn)輸公司項(xiàng)目經(jīng)理的心理賦能研究中，Logan等［25］發(fā)現(xiàn)相較于對(duì)照組，被賦予了額外的信息獲取權(quán)、自主決定權(quán)和資源獲取權(quán)以及培訓(xùn)機(jī)會(huì)的實(shí)驗(yàn)組有更高水平的心理賦能感知，產(chǎn)生了更多的積極性行為；馬躍如等［26］也得出了類似的結(jié)論。故推測(cè)，在信息、資源、支持和機(jī)會(huì)這類組織情境強(qiáng)的情況下，通過增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)心理賦能會(huì)使團(tuán)隊(duì)在工作中努力發(fā)揮創(chuàng)意和創(chuàng)新能力，從而產(chǎn)生更多創(chuàng)新行為。綜上，本研究提出以下假設(shè)：

H2：團(tuán)隊(duì)心理賦能中介了結(jié)構(gòu)賦能與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的正相關(guān)關(guān)系。

H2a：團(tuán)隊(duì)心理賦能中介了信息與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的正相關(guān)關(guān)系；

H2b：團(tuán)隊(duì)心理賦能中介了資源與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的正相關(guān)關(guān)系；

H2c：團(tuán)隊(duì)心理賦能中介了支持與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的正相關(guān)關(guān)系；

H2d：團(tuán)隊(duì)心理賦能中介了機(jī)會(huì)與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的正相關(guān)關(guān)系。

2.3 知識(shí)共享的調(diào)節(jié)效應(yīng)

知識(shí)共享的本質(zhì)是知識(shí)交匯，通過團(tuán)隊(duì)成員間的交往過程被放大為團(tuán)隊(duì)層面的概念。從知識(shí)共享行為角度，Bart 等［27］認(rèn)為知識(shí)共享是成員交換彼此擁有的顯性和隱性知識(shí)并聯(lián)合創(chuàng)造新知識(shí)的過程，并在此基礎(chǔ)上開發(fā)了由知識(shí)貢獻(xiàn)和知識(shí)收集兩個(gè)維度構(gòu)成的知識(shí)共享量表。其中，知識(shí)貢獻(xiàn)指某人將其所擁有的知識(shí)資產(chǎn)傳遞給其他人；知識(shí)收集指某人向他人咨詢以獲得他們所擁有的知識(shí)資產(chǎn)。從知識(shí)共享效果的角度，Cummings 等［28］從所獲知識(shí)的可靠性、有用程度及對(duì)知識(shí)共享過程的滿意度3 個(gè)方面來衡量知識(shí)共享的效果。張振剛等［29］、趙中華等［30］均指出，知識(shí)共享是知識(shí)分享者與接受者之間的一種溝通過程，這種溝通能幫助團(tuán)隊(duì)成員快速掌握對(duì)方擁有的信息、資源、技能和經(jīng)驗(yàn)等，并引發(fā)思考，進(jìn)行知識(shí)交流、轉(zhuǎn)移和整合，促進(jìn)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部新知識(shí)的產(chǎn)生。然而現(xiàn)實(shí)中存在大量有知識(shí)共享行為但無知識(shí)共享效果的案例，因此本研究設(shè)計(jì)知識(shí)共享量表時(shí)綜合了考慮行為與效果兩個(gè)方面。

集體主義氛圍濃厚是中國(guó)文化情境的特征之一，近年來越來越多的學(xué)者開始關(guān)注集體主義等極具東方色彩的文化因素在塑造個(gè)體態(tài)度和行為過程中可能扮演的角色。在高集體主義氛圍的情況下，個(gè)體對(duì)工作團(tuán)隊(duì)的知識(shí)共享意愿較高，員工對(duì)結(jié)構(gòu)賦能進(jìn)行定義和建構(gòu)進(jìn)而產(chǎn)生創(chuàng)新行為的編碼過程可能會(huì)被強(qiáng)化或弱化［31］。因此，本研究引入知識(shí)共享作為調(diào)節(jié)變量。基于特征激活理論，員工對(duì)情境的知覺會(huì)調(diào)節(jié)特征對(duì)其行為的影響效果［32］。具體而言，在結(jié)構(gòu)賦能水平低的弱情境下，團(tuán)隊(duì)獲得的信息、資源、機(jī)會(huì)、支持等并不充足。一方面，在高團(tuán)隊(duì)知識(shí)共享氛圍當(dāng)中，員工將自己視為所屬工作團(tuán)隊(duì)的一份子，傾向于從整體的角度思考問題，因而更愿意與團(tuán)隊(duì)成員共享自有的信息、資源等，同時(shí)會(huì)更有意識(shí)地互相支持，從而提高了團(tuán)隊(duì)擁有的信息、資源總量等；另一方面，知識(shí)共享是在消耗個(gè)人信息、資源、時(shí)間等的前提下進(jìn)行的，提供知識(shí)的員工通常能獲得團(tuán)隊(duì)成員的尊重和認(rèn)可［33］，同時(shí)如Kim等［34］和Schippers 等［35］研究發(fā)現(xiàn)，接受知識(shí)的員工心存感恩，也會(huì)積極表現(xiàn)出主動(dòng)性行為，從而促進(jìn)建立高質(zhì)量團(tuán)隊(duì)成員交換關(guān)系，從而表現(xiàn)出創(chuàng)新行為趨同。綜上，本研究提出以下假設(shè):

H3：知識(shí)共享反向調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)賦能與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系。

H3a：知識(shí)共享反向調(diào)節(jié)信息與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系；

H3b：知識(shí)共享反向調(diào)節(jié)資源與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系；

H3c：知識(shí)共享反向調(diào)節(jié)支持與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系；

H3d：知識(shí)共享反向調(diào)節(jié)機(jī)會(huì)與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系。

綜上所述，本研究將結(jié)構(gòu)賦能、團(tuán)隊(duì)心理賦能、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為和知識(shí)共享這4 個(gè)變量進(jìn)行了整合，構(gòu)建假設(shè)驗(yàn)證模型如圖1 所示。

圖1 研究假設(shè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 量表選擇

（1）結(jié)構(gòu)賦能。參考Laschinger 等［6］的做法，從信息、資源、支持和機(jī)會(huì)4 個(gè)維度來測(cè)量組織對(duì)團(tuán)隊(duì)進(jìn)行結(jié)構(gòu)賦能的程度。其中，信息量表由21 個(gè)題項(xiàng)組成，包含目標(biāo)信息、業(yè)務(wù)信息和平臺(tái)信息3個(gè)方面；資源量表由19 個(gè)題項(xiàng)組成，包含時(shí)間資源、設(shè)備物資和網(wǎng)絡(luò)資源3 個(gè)方面；支持量表由14 個(gè)題項(xiàng)組成，包含上級(jí)支持、同級(jí)支持和下級(jí)支持3 個(gè)方面；機(jī)會(huì)量表由10 個(gè)題項(xiàng)組成，指獲得成長(zhǎng)和發(fā)展的機(jī)會(huì)。

（2）團(tuán)隊(duì)心理賦能。參考Kirkman 等［17］開發(fā)的包含12 個(gè)題項(xiàng)的團(tuán)隊(duì)心理賦能量表，從團(tuán)隊(duì)工作意義、團(tuán)隊(duì)效能感、團(tuán)隊(duì)自主性和團(tuán)隊(duì)工作影響4個(gè)維度來測(cè)量團(tuán)隊(duì)心理賦能，共12 個(gè)題項(xiàng)，如“我所在的團(tuán)隊(duì)每個(gè)成員對(duì)自己的工作能力很自信”等。

（3）團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為。參考Scott 等［7］開發(fā)的6題項(xiàng)單維度創(chuàng)新行為量表，從構(gòu)想產(chǎn)生、尋求支持和創(chuàng)新實(shí)施這一創(chuàng)新過程來測(cè)量團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為，共6 個(gè)題項(xiàng)，如“我所在的團(tuán)隊(duì)會(huì)嘗試運(yùn)用新的技術(shù)與方法”等。

（4）知識(shí)共享。參考Bart 等［27］、Cummings 等［28］的量表，從行為和效果兩個(gè)方面進(jìn)行考察，共9 個(gè)題項(xiàng)，如“我們團(tuán)隊(duì)常態(tài)化開展知識(shí)分享”等。

以上問卷題項(xiàng)全部采用李克特五點(diǎn)量表計(jì)分，1 表示完全不同意，5 表示完全同意。對(duì)于可能存在的共同方法偏差，采用Harman 的單因子測(cè)試程序?qū)ν雌钸M(jìn)行了檢測(cè)，探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1 的因子共10 個(gè)，最大因子方差解釋率為35.012%，故判定本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 調(diào)查過程

在開展大樣本調(diào)研之前進(jìn)行了小樣本檢驗(yàn)，對(duì)量表進(jìn)行凈化與修正。量表凈化的原則是：按照Nunnally［36］探索性研究采用的標(biāo)準(zhǔn)，將因子的α系數(shù)內(nèi)部一致性小于0.6 或CITC 指數(shù)小于 0.5 的題項(xiàng)刪除；使用主成分分析法，采用最大方差法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，將題項(xiàng)因子載荷低于 0.5 或與其他題項(xiàng)的交叉負(fù)荷高于0.4 的題項(xiàng)刪除。通過預(yù)檢驗(yàn)，得到適合中國(guó)文化情境、信效度良好的結(jié)構(gòu)賦能量表。該量表共有5 個(gè)部分，包括人口學(xué)變量問題、結(jié)構(gòu)賦能量表、團(tuán)隊(duì)心理賦能量表、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為量表和知識(shí)共享量表在內(nèi)的95 個(gè)題項(xiàng)。

正式問卷調(diào)查范圍覆蓋了計(jì)算機(jī)、電子、交通等20 多個(gè)行業(yè)，共收回問卷 472 份，剔除填答不完整問卷和無效信息問卷，共回收有效問卷 374 份，有效回收率為 79.24%。樣本特征情況如表1 所示。將數(shù)據(jù)隨機(jī)分成兩部分，對(duì)數(shù)據(jù)A（N=187）進(jìn)行探索性因子分析，數(shù)據(jù)B（N=187）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，兩組數(shù)據(jù)的獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，數(shù)據(jù)在團(tuán)隊(duì)性質(zhì)、企業(yè)性質(zhì)等變量上無顯著性差異。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表1（續(xù)）

3.3 信效度檢驗(yàn)

3.3.1 結(jié)構(gòu)賦能

（1）信息維度。數(shù)據(jù)A在信息維度的KMO 值為 0.93，巴特利特球形檢驗(yàn)的χ2值為4 776.04，達(dá)到顯著性水平（P＜0.001），適合進(jìn)行探索性因子分析。將信息維度測(cè)量量表簡(jiǎn)化為13 個(gè)項(xiàng)目，旋轉(zhuǎn)出3 個(gè)公共因子，與預(yù)計(jì)的3 個(gè)維度（目標(biāo)信息、業(yè)務(wù)信息、平臺(tái)信息）一致，累計(jì)方差解釋率為70.65%。信息維度調(diào)查問卷的克朗巴哈系數(shù)（Cronbach’α）值、平均方差抽取量（AVE）、組合信度（CR）值均超過了標(biāo)準(zhǔn)值（見表2），表明信度良好。

表2 信息維度量表的信度檢驗(yàn)結(jié)果

（2）資源維度。數(shù)據(jù)A在資源維度的KMO 值為 0.90，巴特利特球形檢驗(yàn)的χ2值為2 737.28，達(dá)到顯著性水平，適合進(jìn)行因子分析。如表3 所示，資源維度測(cè)量量表共有10 個(gè)項(xiàng)目，旋轉(zhuǎn)出3 個(gè)公共因子，與預(yù)計(jì)的3 個(gè)維度（時(shí)間資源、設(shè)備物資、網(wǎng)絡(luò)資源）一致，累計(jì)方差解釋率為80.27%。問卷的α值、AVE 值、CR 值均超過了標(biāo)準(zhǔn)值，表明信度良好。

表3 資源維度量表的信度檢驗(yàn)結(jié)果

（3）支持維度。數(shù)據(jù)A在支持維度的KMO 值為0.93，巴特利特球形檢驗(yàn)的χ2值為3 143.82，達(dá)到顯著性水平，適合進(jìn)行因子分析。支持維度的測(cè)量量表共有11 個(gè)題項(xiàng)，旋轉(zhuǎn)出3 個(gè)公共因子，與預(yù)計(jì)的3 個(gè)維度（上級(jí)支持、同級(jí)支持、成員支持）一致，累計(jì)方差解釋率為75.44%，問卷的α值、AVE 值、CR 值均超過了標(biāo)準(zhǔn)值（見表4），表明信度良好。

表4 支持維度量表的信度檢驗(yàn)結(jié)果

（4）機(jī)會(huì)。數(shù)據(jù)A的KMO 值為0.88，巴特利特球形檢驗(yàn)的χ2值為1005.57，達(dá)到顯著性水平，適合進(jìn)行因子分析。機(jī)會(huì)維度測(cè)量量表共有5 個(gè)項(xiàng)目，旋轉(zhuǎn)出1 個(gè)公共因子，累計(jì)方差解釋率為87.56%。如表5 所示，問卷的α值、AVE 值、CR值均超過了標(biāo)準(zhǔn)值，表明信度良好。

表5 機(jī)會(huì)維度量表的信度檢驗(yàn)結(jié)果

3.3.2 團(tuán)隊(duì)心理賦能

沿用Kirkman 等［17］開發(fā)的團(tuán)隊(duì)心理賦能量表，得到樣本數(shù)據(jù)的4 個(gè)因子方差累計(jì)解釋量達(dá)78.83%。另外，問卷的α值為0.94，CR 值為0.80，AVE 值為0.81，12 個(gè)題項(xiàng)的因子載荷介于0.73 和0.87之間，說明量表具有較高的信度。

3.3.3 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為

采用Scott 等［7］開發(fā)的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為量表，得到樣本數(shù)據(jù)的方差累計(jì)解釋量達(dá)72.72%，且問卷的α值為0.92，CR 值為0.89，AVE 值為0.67，6 個(gè)題項(xiàng)的因子載荷介于0.75 和0.86 之間，說明量表具有較高的信度。

3.3.4 知識(shí)共享

數(shù)據(jù)A在知識(shí)共享的KMO值為0.90，巴特利特球形檢驗(yàn)的χ2值為1577.28，達(dá)到顯著性水平，適合進(jìn)行因子分析。知識(shí)共享量表共有5 個(gè)題項(xiàng)，旋轉(zhuǎn)出1 個(gè)公共因子，累計(jì)方差解釋率為79.20%。量表的α值、AVE 值、CR 值均超過了標(biāo)準(zhǔn)值（見表6），表明信度良好。

表6 知識(shí)共享維度量表的信度檢驗(yàn)結(jié)果

此外，對(duì)結(jié)構(gòu)賦能、團(tuán)隊(duì)心理賦能、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為和知識(shí)共享4 個(gè)量表以及針對(duì)信息、支持、資源、機(jī)會(huì)4 個(gè)維度構(gòu)建了信息的一階三維的驗(yàn)證性因子分析模型，用數(shù)據(jù)B進(jìn)行擬合，結(jié)果表明各量表的結(jié)構(gòu)效度良好（見表7）。

表7 測(cè)量問卷驗(yàn)證性因子模型擬合指數(shù)結(jié)果

4 假設(shè)檢驗(yàn)

4.1 相關(guān)性分析

采用SPSS 22.0 軟件進(jìn)行Pearson 相關(guān)性分析，結(jié)果如表8 所示?？梢姡畔?、支持、資源和機(jī)會(huì)與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)均為正（P＜0.01），假設(shè)H1初步得到驗(yàn)證；信息、支持、資源和機(jī)會(huì)與團(tuán)隊(duì)心理賦能的相關(guān)系數(shù)均為正，團(tuán)隊(duì)心理賦能與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的相關(guān)系數(shù)也為正，假設(shè)H2初步得到驗(yàn)證。

表8 變量相關(guān)系數(shù)的Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果

4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

為了考察結(jié)構(gòu)賦能、團(tuán)隊(duì)心理賦能、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為以及知識(shí)共享4 個(gè)潛變量的區(qū)分效度，構(gòu)建嵌套結(jié)構(gòu)模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。模型擬合情況如表9 所示，結(jié)果表明在各嵌套模型中，四因子模型的擬合程度最好，且各個(gè)擬合指標(biāo)均達(dá)到檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，說明4 個(gè)主要變量間具有較好的區(qū)分效度，模型達(dá)到了良好的擬合效果。

表9 變量的結(jié)構(gòu)方程模型擬合指標(biāo)驗(yàn)證結(jié)果

4.2.1 結(jié)構(gòu)賦能整體假設(shè)檢驗(yàn)

如圖2 所示，結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β=0.48，P＜0.001），假設(shè)H1得到驗(yàn)證；結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)心理賦能有顯著的正向影響（β=0.66，P＜0.001），團(tuán)隊(duì)心理賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β=0.23，P＜0.1）。進(jìn)行Bootstrap 中介效應(yīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)（見表10），團(tuán)隊(duì)心理賦能在結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的影響中起到了部分中介作用，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。此外，結(jié)構(gòu)賦能與知識(shí)共享的交互項(xiàng)對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為有顯著的負(fù)向影響（β=-0.21，P＜0.001）。

表10 結(jié)構(gòu)賦能的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的總效應(yīng)檢驗(yàn)

圖3 反映了結(jié)構(gòu)賦能與知識(shí)共享的交互作用模式，其中虛線的斜率大于實(shí)線的斜率，說明知識(shí)共享的提升有助于緩解賦能水平不足對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的影響，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

圖3 結(jié)構(gòu)賦能與知識(shí)共享的交互作用

4.2.2 結(jié)構(gòu)賦能各要素假設(shè)檢驗(yàn)

為了更深入地分析結(jié)構(gòu)賦能如何對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，探究其中4 個(gè)要素是否都發(fā)揮了作用，進(jìn)一步細(xì)化探究4個(gè)組成要素分別與團(tuán)隊(duì)心理賦能、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為和知識(shí)共享之間的關(guān)系。表11 表明，信息、支持、資源和機(jī)會(huì)這4 個(gè)要素均對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β值分別為0.41、0.17、0.21、0.46，P＜0.01），H1a、H1b、H1c、H1d得到驗(yàn)證。其中各維度直接影響程度不同，支持的直接影響效應(yīng)最弱。

表11 結(jié)構(gòu)賦能各要素對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為影響路徑系數(shù)

結(jié)合Process 程序進(jìn)行Bootstrap 中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表12 所示，可見團(tuán)隊(duì)心理賦能在結(jié)構(gòu)賦能的4 個(gè)要素與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為之間均表現(xiàn)出了部分中介作用，在支持與創(chuàng)新行為之間的中介作用最強(qiáng)，H2a、H2b、H2c、H2d得到驗(yàn)證。

表12 團(tuán)隊(duì)心理賦能中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

如圖4 所示，知識(shí)共享在信息、資源和機(jī)會(huì)這3 個(gè)要素與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系中起反向調(diào)節(jié)作用，H3a、H3b、H3d得到驗(yàn)證；而在支持與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的關(guān)系中，知識(shí)共享的調(diào)節(jié)作用不顯著，H3c未得到驗(yàn)證。

圖4 結(jié)構(gòu)賦能四要素與知識(shí)共享的交互作用

5 結(jié)論與管理啟示

5.1 研究結(jié)論

（1）結(jié)構(gòu)賦能及其4 個(gè)要素（信息、支持、資源和機(jī)會(huì)）對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為均具有顯著的正向影響；（2）團(tuán)隊(duì)心理賦能在結(jié)構(gòu)賦能及其4 個(gè)要素與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為之間均起部分中介作用；（3）知識(shí)共享在結(jié)構(gòu)賦能與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為之間起反向調(diào)節(jié)作用，在信息、資源和機(jī)會(huì)3 個(gè)要素與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為之間起反向調(diào)節(jié)作用，在機(jī)會(huì)與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)作用未得到驗(yàn)證。

目前針對(duì)團(tuán)隊(duì)心理賦能及組織賦能結(jié)構(gòu)與心理賦能研究鮮少的現(xiàn)狀，本研究結(jié)合結(jié)構(gòu)賦能的特征，引入團(tuán)隊(duì)心理賦能，實(shí)證檢驗(yàn)了結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)心理賦能的正向預(yù)測(cè)作用，得到結(jié)論與孫一勤等［37］關(guān)于心理賦能在結(jié)構(gòu)賦能和創(chuàng)新行為之間的中介作用相一致，為團(tuán)隊(duì)層面的相關(guān)研究進(jìn)一步提供了數(shù)據(jù)支持。此外，本研究驗(yàn)證了知識(shí)共享對(duì)結(jié)構(gòu)賦能引發(fā)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的調(diào)節(jié)作用，得到與李燕萍等［38］對(duì)集體主義氛圍調(diào)節(jié)效應(yīng)的類似研究結(jié)論。本研究認(rèn)為，員工對(duì)于結(jié)構(gòu)賦能的行為反應(yīng)因受知識(shí)共享的影響而有不同結(jié)果，高知識(shí)共享氛圍可以推動(dòng)工作所需的信息、資源、支持等在團(tuán)隊(duì)中的充分共享，改善員工資源不充足的狀況。

5.2 管理啟示

（1）在管理實(shí)踐中，組織和管理者應(yīng)當(dāng)正視結(jié)構(gòu)賦能對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為帶來的正向影響。企業(yè)可通過制定和實(shí)施一系列的制度、機(jī)制和流程產(chǎn)生結(jié)構(gòu)賦能效應(yīng)，使員工能充分獲得工作所需的信息、資源、支持和成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，從而引導(dǎo)員工的創(chuàng)新行為?？梢酝ㄟ^應(yīng)用精益模式、目標(biāo)與關(guān)鍵結(jié)果（OKR）模式、阿米巴模式等具有賦能特點(diǎn)的制度、流程和機(jī)制，使團(tuán)隊(duì)心理賦能及團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為發(fā)揮常態(tài)化作用，推動(dòng)企業(yè)不斷創(chuàng)新。

（2）管理者應(yīng)積極并持續(xù)關(guān)注團(tuán)隊(duì)的心理感知狀態(tài)。一方面，管理者在分配工作任務(wù)時(shí)要明確下屬的角色期望，使任務(wù)內(nèi)容和目標(biāo)與團(tuán)隊(duì)效能感、自主性及期望相匹配；另一方面，當(dāng)員工出現(xiàn)消極情緒時(shí)，應(yīng)反思是否給其分配了不匹配的任務(wù)而阻礙了資源的最優(yōu)化分配和利用；同時(shí)通過座談會(huì)、心理咨詢等方式加強(qiáng)與員工溝通和對(duì)員工的支持，推動(dòng)員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為。

（3）組織應(yīng)重視知識(shí)共享在工作團(tuán)隊(duì)賦能中可能發(fā)揮的積極效應(yīng)。一方面在招聘員工時(shí)，在其他條件相差無幾的前提下優(yōu)先聘用團(tuán)隊(duì)協(xié)作意識(shí)更高的員工；另一方面要注重知識(shí)共享氛圍的建設(shè)，通過打造激勵(lì)制度和主題教育等文化活動(dòng)，促進(jìn)工作團(tuán)隊(duì)共享氛圍的營(yíng)造，避免信息、資源等不足對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生阻礙。

5.3 研究局限與展望

受研究成本、時(shí)間等條件的約束，本研究收集的數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，難以反映結(jié)構(gòu)賦能四維度影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的動(dòng)態(tài)過程，且主要變量均為團(tuán)隊(duì)層面的測(cè)量。后續(xù)可以通過追蹤研究進(jìn)一步擴(kuò)大樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行跨層次研究。此外，除了結(jié)構(gòu)賦能，影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新行為的因素還有很多，未來可從其他視角進(jìn)行深入探討。