團隊溝通、工作不安全氛圍對創(chuàng)新行為的影響

團隊溝通、工作不安全氛圍對創(chuàng)新行為的影響

1團隊溝通和工作不安全氛圍員工的創(chuàng)新行為一直是研究人員和管理人員非常關注的問題（chu，2004）。創(chuàng)新對組織效能的重要性已經被廣泛接受,個人創(chuàng)新有助于實現(xiàn)組織成功(Axtelletal.,2000;Smith,2002;Unsworth&Parker,2003;Janssen,2003;Reuvers,vanEngen,Vinkenburg,&Wilson-Evered,2008;Sanders,Moorkamp,Torka,Groeneveld,&Groeneveld,2010)。本研究關注的是個體層次的創(chuàng)新行為,將員工創(chuàng)新行為界定為員工在工作過程中,產生創(chuàng)新的構想或問題解決方案,并努力尋求對其構想或問題解決方案的支持,將之應用于實踐的行為(Scott&Bruce,1994)。管理實踐中,許多組織為創(chuàng)新人才提供了大量的資金、設備、場地等“硬環(huán)境”的支持,進行創(chuàng)新激勵,期望激發(fā)員工更多的創(chuàng)新行為。但遺憾的是,組織所期望的“全員創(chuàng)新熱潮”卻遲遲沒有到來。究其原因可能與忽視了真正關鍵的諸如鼓勵冒險、公開談論、分享信息、暢通溝通等“軟環(huán)境”的支持有關。在激烈的市場競爭中,為了生存和發(fā)展,組織管理者經常面臨兩難的選擇:一方面為激勵員工主動積極、不畏風險,勇于創(chuàng)新,需要強化支持性的工作情境;另一方面又不得不同時引入了激勵的競爭機制,例如競爭上崗、末位淘汰、并購重組等變革措施,使員工體驗缺乏支持性工作情境的感受(Hirsch&DeSoucey,2006),從而給員工帶來人際風險,極大地降低了員工的創(chuàng)新積極性(Pech,2001;Bradley,Postlethwaite,Klotz,Hamdani,&Brown,2012)。這種被學術界稱為“邊界困境”的兩難局面,使得組織不得不考慮如何達到團隊成員最大化表現(xiàn)創(chuàng)新行為的同時有效防范創(chuàng)新行為下滑的目的。因此,如何塑造和培育一種支持與鼓勵創(chuàng)新的良好工作情境是每個組織管理者面臨的挑戰(zhàn)。根據Barling和Zacharatos(1999)提出的支持性工作情境模型,支持性工作情境包括溝通、安全、培訓和監(jiān)督,而Parker,Axtell和Turner(2001)的研究表明,溝通質量的高低和工作是否安全是影響個體心理和行為的重要工作情境。盡管溝通和安全等工作情境在中國管理實踐中得到廣泛重視,但在中國缺乏相關的研究。本研究為此進行嘗試,探討溝通和安全等工作情境與員工創(chuàng)新行為的關系。由于團隊溝通和工作不安全氛圍的概念逐漸得到了西方研究者的認同,因此研究中我們選取團隊溝通和工作不安全氛圍作為自變量。團隊溝通作為個體對個體與隊長、個體與團隊成員、成員與成員之間的溝通質量效果的感知,而不是溝通頻率(數量)(王永麗,鄧靜怡,任榮偉,2009)。工作不安全氛圍作為團隊對員工將要失去工作和工作存續(xù)性缺乏安全的整體性感知(Sora,Caballer,Peiró,&DeWitte,2009),工作不安全氛圍描述的是團隊特征,而不是團隊成員特征,但是團隊成員能夠知覺和體驗到這種特征。根據Hatfield和Huseman(1982)以及N?swal,Sverke和Hellgren(2005),既然團隊溝通、工作不安全氛圍是個體主觀感知到的工作情境,代表了員工對工作情境的主觀認知和知覺體驗,那么,影響個體感知與評價的一些差異變量在其影響過程中可能起著調節(jié)作用。創(chuàng)造力自我效能感作為一個重要的個體差異變量,近年來受到創(chuàng)新研究者的重視(Tierney&Farmer,2011;Michael,Hou,&Fan,2011)。正是基于此,本研究嘗試從工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)視角來研究“如何激發(fā)員工創(chuàng)新行為”這一主題,并考慮創(chuàng)造力自我效能感的作用機理。團隊溝通如何影響員工創(chuàng)新行為?以往的研究發(fā)現(xiàn)溝通通常被認為是一種具有積極作用的治理方式,它的形成與發(fā)展會起到降低交易成本、增強信息交流以及減少人際關系風險等積極作用(Stewart,2000;Werner&Lester,2001;PatrashkovaVolzdoska,McComb,Green,&Compton,2003;Lam&Chin,2005;Lu,2006)。對于團隊溝通能否促進團隊成員創(chuàng)新行為還鮮有人進行全面的分析和實證檢驗,讓員工在溝通水平高的團隊中工作必然能激發(fā)員工創(chuàng)新行為嗎?這是本研究要澄清的第一個問題。當今快速變化的環(huán)境,增加了員工對工作的存續(xù)性缺乏安全的感受(Davy,Kinicki,&Scheck,1997)。根據Lind和vandenBos(2002)的不確定性管理理論(UncertaintyManagementTheory),員工在工作情境中需要應對與工作相關方面的不確定性和風險,比如失去現(xiàn)有工作、現(xiàn)有工作重要性降低。以往的研究發(fā)現(xiàn)工作不安全感在員工心理和行為的消極和負面影響得到了廣泛證實(Sverke,Hellgren,&N?swall,2002;LePine,Podsakoff,&LePine,2005;Probst&Lawler,2006;Probst,StewartGruys,&Tierney,2007;Cheng&Chan,2008;Silla,DeCuyper,Gracia,Peiró,&DeWitte,2009;DeCuyper,Baillien,&DeWitte;2009;Schreurs,vanEmmerik,Notelaers,&DeWitte,2010),但也有一些研究發(fā)現(xiàn),工作不安全感可以帶來一定的積極效果(Cavanaugh,Boswell,Roehling,&Boudreau,2000;Sverke&Hellgre,2001;Wong,Wong,Ngo,&Lui,2005;Gilboa,Shirom,Fried,&Cooper,2008)。近期有研究指出工作不安全感與員工創(chuàng)造力呈現(xiàn)先增強后減弱的倒U形非線性相關關系(周浩,龍立榮,2011),但是該研究僅是從個體層面探討工作不安全感對員工創(chuàng)造力的影響。從以上分析可以看出,工作不安全感對員工心理和行為的影響目前還存在一定的分歧,而且以往的研究多集中在個體層面上探索工作不安全感,以及探討工作不安全感與個體心理和行為之間的關系,缺乏對團隊層面或組織層面工作不安全氛圍實施效果的探討。因此,有必要將工作不安全感與團隊的研究結合起來。在此號召之下,群體層面上工作不安全感的過程和結果的研究越來越受到重視,工作不安全氛圍正成為理解團隊有效性過程的新興視角,有助于從有別于個體層面工作不安全感的視角來認識員工創(chuàng)新行為(Soraetal.,2009)。工作不安全氛圍能否促進員工創(chuàng)新行為則是本研究要澄清的第二個問題。工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)到底如何影響員工創(chuàng)新行為?如果回答了該問題后,那么工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)對員工創(chuàng)新行為的作用機理是什么?社會認知理論認為,影響個體行為的工作情境因素可能根植于個體的一個核心信念,而且個體對創(chuàng)新成功信念的差異可能導致創(chuàng)新結果的差異,同時,在指導個體行為的認知領域,自我效能亦起著重要的調節(jié)作用(Bandura,1997),而創(chuàng)造力自我效能感是自我效能概念在創(chuàng)新領域的具體體現(xiàn),所以亟待從個體差異的角度開展工作情境對員工創(chuàng)新行為影響的研究(Bandura&Adams,1977)。李欣津(2007)呼吁應該結合工作特性與個體差異來進行對員工創(chuàng)新的研究,并且建議探索創(chuàng)造力自我效能感的作用機理。研究者和管理實務者一直致力于研究工作場所中員工創(chuàng)新的內驅力——創(chuàng)造力自我效能感,指的是員工對表現(xiàn)創(chuàng)新行為成功的信念(Tierney&Farmer,2002;楊晶照,楊東濤,趙順娣,姜林娣,2011)。創(chuàng)造力自我效能感的定義暗含創(chuàng)造力自我效能感是影響個體感知的變量,高創(chuàng)造力自我效能感的員工往往是組織重點培養(yǎng)的對象。依據Mischel(2004)個體—情景互動理論(Person-situationInteractionTheory),創(chuàng)新行為的產生是個體和情境相互作用的結果(顧遠東,彭紀生,2010)。然而,在以往的研究中關于創(chuàng)造力自我效能感與情境因素的交互效應實證研究相當欠缺。創(chuàng)造力自我效能感在工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)與員工創(chuàng)新行為間關系中是否存在調節(jié)作用成為本研究要澄清的第三個問題。本研究的目的正是希望針對以上現(xiàn)實問題、以往研究空白和爭議,考察工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)對員工創(chuàng)新行為的影響,以及個體差異變量(創(chuàng)造力自我效能感)的作用機理。與此同時,澄清這些問題在理論上可以使我們對員工創(chuàng)新行為的形成機制、團隊溝通和工作不安全氛圍影響效果、創(chuàng)造力自我效能感的作用機理有更清晰的認識,實踐上則有助于更加深刻地認識創(chuàng)造力自我效能感、團隊溝通和工作不安全氛圍在團隊發(fā)展及管理過程中的實際作用。2理論基礎和研究假設2.1團隊溝通與創(chuàng)新行為團隊溝通指的是員工對個體與團隊領導、個體與團隊成員、成員與成員之間分享信息、思想和情感的一種整體性感知,以實現(xiàn)團隊間專業(yè)知識和信息的有效和創(chuàng)新的整合(Patrashkova-Volzdoskaetal.,2003)。團隊是由員工和管理層組成的集合體,只有通過彼此之間信息分享和交流,成員之間才能建立起共同達成團隊間協(xié)作和資源協(xié)調等目標的默契(Werner&Lester,2001)。良好的團隊溝通能夠促進個體與團隊領導之間、個體與團隊成員之間、成員與成員之間建立信任關系(Samsup&Shim,2005;王重鳴,鄧靖松,2005),緩解破壞性沖突(Lam&Chin,2005;Lu,2006),增進共享心智模型的發(fā)展(Rasker,Post,&Schraagen,2000;Mohammed&Dumville,2001),提高組織承諾(Smidts,Riel,&Pruyn,2001;Postmes,Tanis,&DeWit;2001)、工作滿意度(Johlke,Duhan,Howell,&Wilkes,2000;Ainspan&Dell,2000)、團隊績效(Stewart,2000;Ainspan&Dell,2000;Gurtner,Tschan,&Semmer,2007),達到團隊和成員雙贏的效果(Hargie,Tourish,&Wilson,2002)?？傊?團隊溝通是一種對信息分享和交流的積極體驗,以往的研究認為應該增加團隊溝通水平。盡管以往研究顯示團隊溝通能促進個體心理和行為,但是很難籠統(tǒng)地認為這種影響對于不同程度團隊溝通情境下的影響是相同的。根據Lam和Chin(2005)以及Lu(2006),隨著溝通水平的不斷提高,團隊成員之間的了解將會越來越深,而彼此的不一致也會得到加強,反而會引起沖突的發(fā)生。同時,已有的文獻中探討團隊溝通和創(chuàng)新行為間關系的研究相對較少。Hurt和Teigen(1977)研究發(fā)現(xiàn)個體溝通取向和溝通滿意度對個體創(chuàng)新行為有顯著積極影響。然而,該研究估計個體層次團隊成員溝通對創(chuàng)新行為有何影響,未能將團隊溝通保持在適當的分析層次,從而限制對多層次創(chuàng)新過程的理解。更進一步地,我們認為團隊溝通與團隊成員創(chuàng)新行為之間可能不是簡單的線性關系。首先,溝通水平是團隊成員信息處理活動的指標(Reich&Benbasat,2000)。因此,高溝通水平會導致大量員工間的信息分享和處理,即信息超負荷——超出員工信息處理能力范疇(Foushee,1984),從而增加團隊成員的時間甚至成本,進而導致決策延遲(Smithetal.,1994)。這使得員工失去一些發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新的機會并增加執(zhí)行創(chuàng)新構想的時間甚至成本。此外,高溝通水平可能會導致員工“搭便車”現(xiàn)象,即遇到問題時,員工不思考而通過信息分享和交流坐享他人之利的一種趨勢,從而降低員工的創(chuàng)新意識和創(chuàng)造性解決問題的能力(Diehl&Stroebe,1987)。相反,在低程度的團隊溝通之工作情境中,由于不能充分供應團隊成員所需的信息,阻礙所有團隊成員的專業(yè)知識和信息的有效和創(chuàng)新的整合(Denison,Hart,&Kahn,1996;Jablin&Sias,2001),從而抑制了員工創(chuàng)新的積極性。在中等程度團隊溝通水平下,相對低程度的團隊溝通之工作情境而言,有助于成員之間、成員與團隊之間建立信任關系,促進彼此之間信息分享和交流,增強了團隊的活力,從而可以有效進行專業(yè)知識和信息的創(chuàng)新整合,激發(fā)員工產生創(chuàng)新構想或問題解決方案。同時,相對高程度的團隊溝通之工作情境而言,一方面,信息量在成員信息處理能力范疇之內,有助于成員及時處理信息,有效地理解、消化、吸收并利用知識資源,從而為成員表現(xiàn)創(chuàng)新行為所需的知識存量提供基礎;另一方面,也不會因成員在信息分享和交流過程中,通過“搭便車”而竊取、模仿或侵占他人的核心技術或專業(yè)知識而感到過分擔憂,從而敢于承擔創(chuàng)新活動的風險。綜合上述分析,團隊溝通水平較低和較高時,員工創(chuàng)新行為都較低,而在中等程度團隊溝通水平下,員工創(chuàng)新行為最高。整體而言,團隊溝通對員工創(chuàng)新行為可能存在倒U形的影響,得到如下假設:假設1:團隊溝通對員工創(chuàng)新行為有倒U形的影響:團隊溝通較高和較低時,員工創(chuàng)新行為都較低;在中等程度團隊溝通水平下,員工創(chuàng)新行為最高。2.2工作不安全感是一種挑戰(zhàn)壓力源工作不安全感指的是員工基于工作受到威脅環(huán)境的感知和解釋,對將要失去工作以及工作的存續(xù)性是否存在的威脅性知覺和情緒體驗(Sverkeetal.,2002;Cheng&Chan,2008)。對失去工作和工作存續(xù)性是否存在的預期給個體造成的危害程度,與失去工作和工作存續(xù)性不存在事件真正發(fā)生時一樣嚴重,甚至更為嚴重(馮冬冬,陸昌勤,蕭愛鈴,2008)。工作不安全感降低員工的工作滿意度(Sillaetal.,2009)、幸福感(Hellgren&Sverke,2003;Cheng,Chen,Chen,&Chiang,2005;Ferrie,Shipley,Newman,Stansfeld,&Marmot,2005)、工作卷入(Kuhnert&Palmer,1991)、組織承諾(Sverkeetal.,2002)、組織信任(Ashford,Lee,&Bobko,1989)、組織公民行為(Staufenbiel&K?nig,2010)、工作績效(Chirumbolo&Hellgren,2003)、創(chuàng)造性解決問題的能力(Probstetal.,2007)、就業(yè)能力(DeCuyper,Bernhard-Oettel,Berntson,DeWitte,&Alarco,2008),提高員工的離職意愿(Cheng&Chan,2008),損害員工的身心健康(Kinnunen,Mauno,N?tti,&Happonen,2000;Ferrieetal.,2001;Schreursetal.,2010),增加員工的工作壓力(Chengetal.,2005;胡三嫚,佐斌,2007)。因此,工作不安全感通常被認為是一種障礙性壓力源,應避免員工產生工作不安全感(LePineetal.,2005)。然而,也有一些研究發(fā)現(xiàn),工作不安全感是一種挑戰(zhàn)性壓力源,即對失去現(xiàn)有工作的擔憂和不安,以及對工作的存續(xù)性是否存在風險的預期,會激勵員工努力工作,優(yōu)化員工的工作態(tài)度和行為,促使組織成功(Cavanaughetal.,2000;Sverke&Hellgre,2001;Wongetal.,2005;Gilboaetal.,2008)。如前所述,目前已有很多專家學者在工作不安全感及其結果方面進行了深入廣泛的研究(Sverkeetal.,2002),但是也發(fā)現(xiàn)了一個重要的空白:大多數研究關注的是工作不安全感個體層面的分析視角,并沒有考慮其情境視角(Soraetal.,2009)。社會化理論(SocializationTheory)的觀點認為,老員工傾向于把自己的感知傳遞給新員工,因此新員工傾向于吸收組織的共同感知(Schneider&Reichers,1983)。根據Schneider(1987)的吸引-選擇-磨合模型(Attraction-Selection-Attritionmodel,簡稱ASA模型),組織傾向于選擇和吸引與組織發(fā)展目標相適合的員工,淘汰與組織不相容的員工,因此組織喜歡同質的員工,而員工也傾向于選擇個體特點與組織發(fā)展發(fā)展目標相適合的組織,以實現(xiàn)個體發(fā)展目標。若控制特定的情境和人口統(tǒng)計學特征,員工會表現(xiàn)相似的行為。因此,將這些相似的行為集合而忽視個體的差異,就成為一種氛圍(Klein&Kozlowski,2000)。例如Peiró(2005)研究顯示工作不安全感作為一個工作壓力源,強調將壓力源作為一個共同的現(xiàn)象,并將其看成壓力氛圍。此外,L?nsisalmi,Peiró和Kivim?ki(2000)通過定性分析,研究指出壓力源具有組織所決定的共同屬性,同時,失業(yè)的風險作為共同壓力源的一種資源。因此,員工可以通過與組織中其他員工的互動交換彼此關于將要失去工作以及工作存續(xù)性缺乏安全的知覺和體驗,導致員工可以分享組織中所有員工的工作不安全感,從而員工可以通過組織中其他員工失業(yè)的風險經歷和感知去定義自己的感知(Kalimo,Taris,&Schaufeli,2003)。已有大量的研究指出,在裁員的情境中,員工都能感知到共同的氛圍,即工作不安全氛圍(Brennan&Skarlicki,2004;Evans,2000;Spreitzer&Mishra,2002)。因此,根據Sora等人(2009)對工作不安全氛圍的描述,將工作不安全氛圍(JobInsecurityClimate)定義為“組織中的員工普遍接受在工作受到威脅的環(huán)境中,無法維持工作存續(xù)性的共同感知”。對于組織員工而言,工作不安全氛圍是一種重要的“壓力氛圍”(Soraetal.,2009)。當在一個工作不安全氛圍較高的團隊中工作時,員工增強了關于工作及相關工作特征的重要性、失去的可能性以及維持現(xiàn)有工作與重要工作特征的無助感,從而給員工造成了巨大壓力,嚴重影響了員工的心理和行為(DeCuyper,Sora,DeWitte,Caballer,Peiró,2009)。這使得員工堅持當前的慣例,習慣基于過去成功的經驗處理問題,而放棄對產生并執(zhí)行創(chuàng)新活動的支持,盡量避免挑戰(zhàn)與冒風險,從而使得員工表現(xiàn)出較低的創(chuàng)新行為。當在一個工作不安全氛圍較低的團隊中工作時,員工會因環(huán)境過于穩(wěn)定和舒適而滿足當前的現(xiàn)狀,便產生“人無壓力輕飄飄”狀況,從而抑制員工產生并執(zhí)行創(chuàng)新構想或問題解決方案的積極性(Nygaard&Dahlstrom,2002)。當在一個工作不安全氛圍適度的團隊中工作時,相對低工作不安全氛圍情境而言,環(huán)境有足夠的變異刺激,促使員工產生一定的工作不滿意感,這有助于激發(fā)員工創(chuàng)新積極性,鼓勵員工勇于將創(chuàng)新構想付予實踐,并最終實現(xiàn)管理者所期望的“全員創(chuàng)新熱潮”目的(Leung,Huang,Su,&Lu,2011)。例如Zhou和George(2001)研究顯示適度程度的工作不滿意感能夠激發(fā)員工創(chuàng)新行為。同時,相對高工作不安全氛圍情境而言,員工對失去工作以及工作存續(xù)性不會產生過分的擔憂和不安,從而敢于挑戰(zhàn)過去成功的經驗,并敢于承擔產生并執(zhí)行創(chuàng)新構想的風險。綜合上述分析,工作不安全氛圍是一把“雙刃劍”,既是一種障礙性氛圍,又是一種挑戰(zhàn)性氛圍。過分強調讓員工在“無憂無慮”的情境中工作,可能不利于個體和組織的發(fā)展。因此,為了保持工作興趣及避免煩悶的感覺,適度程度的工作不安全氛圍是絕對必要的,它可以提高員工的生理喚醒水平和心理警覺程度,調動有機體應激系統(tǒng)來應對環(huán)境刺激,是實現(xiàn)員工創(chuàng)新行為的“催化劑”。但是,如果工作不安全氛圍過度,會引起員工過度焦慮和緊張,阻礙員工已有水平的發(fā)揮。得到如下假設:假設2:工作不安全氛圍對員工創(chuàng)新行為有倒U形的影響:工作不安全氛圍較高和較低時,員工創(chuàng)新行為都較低;在中等程度工作不安全氛圍中,員工創(chuàng)新行為最高。2.3工作特征模型創(chuàng)造力自我效能感是實現(xiàn)員工創(chuàng)新行為的“內驅力”,是個體一般自我效能感的一部分。因為創(chuàng)新活動是有風險的,對組織員工而言,參與創(chuàng)新需要強大的內在支持力量,這種支持力量表現(xiàn)為對自己有能力產生創(chuàng)造性結果的信念(Tierney&Farmer,2002;楊晶照等,2011),以員工知識和技能為基礎(Gong,Huang,&Farh,2009)。創(chuàng)造力自我效能感可以激勵員工產生并執(zhí)行創(chuàng)新構想(Anderson,DeDreu,&Nijstad,2004),積極應對創(chuàng)新過程中遇到的困難、挫折以及結果的不確定性和風險性。我們認為,團隊溝通、工作不安全氛圍與團隊成員創(chuàng)新行為呈現(xiàn)先增強后減弱的倒U形非線性相關關系,其影響效果可能受到個體差異變量創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)。這一過程或許可用社會認知理論加以說明,該理論認為個體的自我效能感是一種重要的行為決定因素,強調個體所具有的主觀能動性,個體對環(huán)境的反應是認知的、情感的、行為的,更為重要的是,不同的個體在相同的情境下,個體心理和行為可能存在一定的差異(Bandura,1997)。比如個體差異變量一般自我效能感的這種調節(jié)作用在中國情境下得到相關驗證(Siu,Spector,Cooper,&Lu,2005;Siu,Lu,&Spector,2007)。更進一步地,根據Demerouti,Bakker,Nachreiner和Schaufeli(2001)提出的工作要求-資源模型(JobDemands-ResourcesModel,簡稱JD-R模型),工作特性可歸為兩類:工作要求和工作資源。當工作要求程度高、工作資源豐富時,員工將其視為工作情境的積極知覺和體驗,它會激發(fā)員工工作積極性,并提高員工的工作動機水平,從而使員工表現(xiàn)出積極的工作態(tài)度和行為。而員工將工作要求程度低、工作資源匱乏的工作情境視為消極的知覺和體驗,則會表現(xiàn)出消極的工作態(tài)度和行為(Bakker,Demerouti,&Euwema,2005;Dollard,LaMontagne,Caulfield,Blewett,&Shaw,2007;Bakker&Demerouti,2007)。因此,我們認為,員工會將不同程度的團隊溝通、工作不安全氛圍等情境既能知覺為一種“挑戰(zhàn)”,又能知覺一種“障礙”。根據Bakker和Demerouti(2007)的研究,建議探討個體資源在工作要求-資源模型中的作用機理,比如自我效能感。而Xie,Schaubroeck和Lam(2008)也建議應基于個體特征,深入探討工作特征模型對不同特征個體的適應性,并探究一些個體特征(例如,控制點、自我效能感)的調節(jié)作用。資源保存理論(ConservationofResourcesTheory)認為,個體特征作為一種內在的認知資源,具有普遍意義(Hobfoll,2001)。因此,可以推斷,創(chuàng)造力自我效能感高的員工,由于具有豐富的內在的認知資源,會提高員工的創(chuàng)新士氣,從而表現(xiàn)出高的創(chuàng)新行為。而創(chuàng)造力自我效能感低的員工,由于資源匱乏,在面對同樣的情境下,對表現(xiàn)創(chuàng)新行為的信心不足,進而表現(xiàn)出低的創(chuàng)新行為。因而,創(chuàng)造力自我效能感高的員工,無論面臨挑戰(zhàn)性工作情境還是障礙性工作情境,創(chuàng)新行為明顯高于創(chuàng)造力自我效能感低的員工。具體來說,對于創(chuàng)造力自我效能感較低的員工而言,團隊溝通對團隊成員創(chuàng)新行為的影響可能較大。在團隊溝通水平較高的情境下,員工對自己的職責以及團隊的目標、團隊對自己的要求或期望已經有較好的理解和感受,即使發(fā)生變化,員工也會很快地調整(王永麗等,2009),這時由于環(huán)境本身缺乏變異刺激而可能導致員工表現(xiàn)較少的創(chuàng)新行為。在團隊溝通水平適度的情境下,環(huán)境的變異刺激與共享性相對平衡,低創(chuàng)造力自我效能感的員工可能表現(xiàn)出較多的創(chuàng)新行為。在團隊溝通水平較低的情境下,由于阻礙了員工間的信息、思想和情感的分享和交流,降低了團隊活力,導致低創(chuàng)造力自我效能感的員工會更多地選擇和保留組織已存的范式,從而表現(xiàn)出較低的創(chuàng)新行為。對于創(chuàng)造力自我效能感較高的員工而言,團隊溝通對團隊成員創(chuàng)新行為的影響可能較小。高創(chuàng)造力自我效能感的員工對于自己完成創(chuàng)新活動的能力充滿自信,相信自己能夠完成既定的工作任務,他們會主動尋求變異刺激和信息,能夠表現(xiàn)出積極的工作態(tài)度和行為。因此,無論在團隊溝通水平較高的情景下,還是在團隊溝通水平較低的情境下,高創(chuàng)造力自我效能感的員工在面對創(chuàng)新活動的復雜性、不確定性、風險性,他們會挑戰(zhàn)組織已存范式,會主動尋找問題的解決辦法,不會輕言放棄。因此,高創(chuàng)造力自我效能感的員工會傾向于表現(xiàn)創(chuàng)新行為而非保留習慣或傳統(tǒng)。據此,本研究提出如下假設:假設3a:創(chuàng)造力自我效能感在團隊溝通與團隊成員創(chuàng)新行為的關系中起調節(jié)作用:員工的創(chuàng)造力自我效能感越高,團隊溝通對團隊成員創(chuàng)新行為的倒U形影響越小。工作不安全氛圍是一種重要的“壓力氛圍”,而創(chuàng)造力自我效能感在員工應對工作壓力的動機過程中可能起著重要的調節(jié)作用。對于創(chuàng)造力自我效能感較低的員工而言,工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為影響可能較大。在工作不安全氛圍較高的情境下,員工會產生一種對失去工作和工作的存續(xù)性強烈的擔憂和不安的威脅性知覺和消極情緒體驗,這會給員工造成巨大的壓力,使得員工傾向對慣性解決方案的依賴,而對創(chuàng)新活動產生冷漠的態(tài)度,從而表現(xiàn)出較少的創(chuàng)新行為。在工作不安全氛圍適度的情境下,適度的工作不安全氛圍可以優(yōu)化員工的工作態(tài)度和行為,低創(chuàng)造力自我效能感的員工會表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。在工作不安全氛圍較低的情境下,由于環(huán)境過于穩(wěn)定和舒適而導致低創(chuàng)造力自我效能感的員工會更多的傾向以更穩(wěn)妥和保守的方式解決問題,從而表現(xiàn)較少的創(chuàng)新行為。對于創(chuàng)造力自我效能感較高的員工而言,工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為的影響可能較小。無論在工作不安全氛圍較高的情境下,還是在工作不安全氛圍較低的情境下,高創(chuàng)造力自我效能感的員工,樂于從事創(chuàng)新活動。據此,本研究提出如下假設:假設3b:創(chuàng)造力自我效能感在工作不安全氛圍與團隊成員創(chuàng)新行為的關系中起調節(jié)作用:員工的創(chuàng)造力自我效能感越高,工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為的倒U形影響越小。綜上所述,本研究的研究模型如圖1所示。3學習方法3.1團隊特征特征本研究選擇國內13家大型企業(yè)集團為對象,以13家集團分布于全國區(qū)域81個獨立工作團隊為研究樣本,調查對象包括團隊領導在內的所有團隊成員(不含派遣制員工),企業(yè)規(guī)?？刂圃?00人以上。本研究共發(fā)放調查問卷483份,回收后剔除信息缺失68份,再通過團隊配對比較和團隊識別刪除71份問卷,最后得到334份有效問卷,涉及75個團隊,有效回收率為69.15%。團隊成員樣本(n=334)特征如下:性別,男性占51.5%,女性占48.5%;年齡,20歲以下占3.3%,20~30歲占64.4%,30~40歲占25.1%,40~50歲占6.3%,50歲以上占0.9%;教育水平,高中或中專以下占11.4%,大專占29.9%,本科占43.4%,碩士及以上占15.3%;婚姻,已婚占40.4%,未婚占59.6%;入團隊期限,1年及以下占40.1%,2年占27.8%,3年占17.4%,4年占6.6%,5年及以上占8.1%。團隊樣本(N=75)特征如下:團隊規(guī)模最少為3人,最多為12人,均值為4.45人,標準差為1.982;團隊成立時間,1年以下占8.0%,1~4年占46.7%,4~7年占26.7%,8年及以上占18.4%;團隊職能,生產/服務占33.3%,技術/研發(fā)占33.4%,其它占33.3%。3.2創(chuàng)造力自我效能感問卷和工作不安全氛圍問卷創(chuàng)新行為(InnovativeBehaviour)。采用Scott和Bruce(1994)編制的創(chuàng)新行為問卷,共6個條目。典型條目如:“我總是尋求應用新的流程、技術與方法”、“我經常與別人溝通并推銷自己的新想法”和“整體而言,我是一個具有創(chuàng)新精神的人”。該問卷在本研究中的內部一致性系數(Cranach’sAlpha)為0.83,滿足心理測量學的要求。創(chuàng)造力自我效能感(CreativeSelf-Efficacy)。采用Tierney和Farmer(2002)開發(fā)的創(chuàng)造力自我效能感問卷,共3個條目。典型條目如:“我對創(chuàng)造性解決問題的能力非常有信心”。該問卷在本研究的內部一致性系數(Cranach’sAlpha)為0.73,滿足心理測量學的要求。團隊溝通(TeamCommunication)。采用Campion,Medsker和Higgs(1993)開發(fā)的團隊溝通問卷,共6個條目。典型條目如:“我的團隊成員非常愿意與其他團隊成員分享我們工作的信息”、“我的團隊成員協(xié)作完成工作”和“團隊改善了生產相同產品員工們的溝通”。該問卷在本研究的內部一致性系數(Cranach’sAlpha)為0.75,滿足心理測量學的要求。工作不安全氛圍(JobInsecurityClimate)。采用Hellgren和Sverke(2003)開發(fā)的工作不安全感量表,共3個條目。將團隊中的單個或多個個體之回答的分數計算為單位平均數,以聚合為工作不安全氛圍。典型條目如:“我很擔心在不久的將來失去現(xiàn)在的工作”。該問卷在本研究的內部一致性系數(Cranach’sAlpha)為0.78,滿足心理測量學的要求。3.3問卷的填寫和整理首先我們對13家企業(yè)集團的組織結構和人員分布的情況進行一定的了解,從而設置了每家企業(yè)集團各部門抽取樣本的數量,然后通過相關部門及其主管的支持和配合,根據方便抽樣的方法隨機的選擇一定的員工,并逐一通知各個部門的主管,最后由各個部門主管將所有樣本集中于統(tǒng)一時間和地點進行問卷的填寫,填寫完后可將問卷直接交給公司相關配合調研人員后集中交還調查者,或者直接將問卷寄回給調查者,以保證問卷保密及匿名。最后由本研究作者將所收集的數據進行整理和分析。本研究中所有問卷的測量均采用5點計分法,從“1”=非常不符合到“5”=非常符合。調查采用當場發(fā)放,集中交還或者寄回的方式,均利用員工的業(yè)余時間完成。另外,本研究設置了3個社會贊許性題目作為刪除贊許性傾向嚴重的數據的參考依據,例如,“當你犯了過錯時,你總是勇于承認錯誤”、“你從來不會想讓別人代你受過”、“有時你喜歡講別人的閑話”(反向計分)?；卮稹笆恰焙汀胺瘛倍x一。如果3個題目中答“是”(反向計分題為“否”)的有2個及以上,則該問卷不可靠,按廢卷處理。3.4量表結構效度檢驗本研究采用PASWSTATISTICS18.0統(tǒng)計軟件進行基本相關分析和回歸分析;采用LISREL8.80統(tǒng)計軟件進行量表的結構效度檢驗;由于分析涉及到個體和團隊兩個層次,本研究采用HLM6.08統(tǒng)計軟件進行二層線性模型的建構與分析,其優(yōu)勢在于能夠同時估計不同層次的因子對個體層次的結果變量的影響,還能將這些預測因子保持在適當的分析層次,并給出合理的解釋。4數據分析與結果4.1研究變量的擬合指數由于數據均來源于自我報告,很可能產生共同方法偏差,從而降低研究效度。根據Podsakoff,Mackenzie,Lee和Podsakoff(2003)、周浩和龍立榮(2004)的建議,為檢驗同源偏差(CMV)的問題,本研究采取兩種方法對同源偏差進行分析,同源偏差檢驗結果如表1所示。首先采用驗證性因子分析對創(chuàng)造力自我效能感、創(chuàng)新行為、團隊溝通和工作不安全氛圍進行Harman單因子檢驗,如果方法變異大量存在,進行因素分析時可能會析出一個單獨因子或者一個公因子解釋了大部分變量變異。Harman單因子模型擬合結果并沒有達到可接受的標準(見表1中M1)。然而鑒于Harman單因子檢驗是一種不靈敏檢驗共同方法變異嚴重程度的方法,除非存在非常嚴重的同源偏差問題,一般不會出現(xiàn)一個公因子解釋了大部分變量變異的情況。因此,本研究采用不可測量潛在方法因子檢驗,如果方法變異大量存在,進行驗證性因子分析可能會出現(xiàn)有共同方法變異因子模型的擬合指數明顯優(yōu)于無共同方法變異因子的模型。由表1可知,四因子模型與數據擬合非常好(RMSEA=0.07,NNFI=0.93,CFI=0.94)。當RMSEA<0.08(Hu&Bentler,1999),CFI與NNFI>0.90(Bentler,1990),這表明擬合指數可以接受。除四因子模型之外,其它競爭模型(三因子模型、二因子模型和單因子模型)的擬合指數均沒有達到基本的擬合要求。χ2與AIC是用來比較測量模型(四因子模型)與競爭模型的。測量模型與競爭模型的差異檢驗表明,四因子的測量模型與嵌套的三因子模型、二因子模型以及單因子模型差異顯著,即測量模型優(yōu)于競爭模型(Schumacker&Lomax,1996)。通過對AIC值(所得值越小越好)的比較可知,測量模型亦優(yōu)于競爭模型(Akaike,1987)。因此,無共同方法變異因子的模型(M6)明顯優(yōu)于有共同方法變異因子模型(M5、M4、M3、M2、M1)的擬合指數,說明各變量間不存在嚴重的同源方差,上述變量具有良好的區(qū)分效度,確實是四個不同的構念。此外,根據Podsakoff等人(2003)所建議的幾個步驟進行補救,為了最小化社會稱許性偏差,本研究設置了3個社會贊許性題目作為刪除贊許性傾向嚴重的數據的參考依據。同時,在問卷的首頁以黑體字強調本次問卷是一份學術性的研究問卷,不針對單位或個人,對收到的資料絕對保密,所提供的答案并無對錯之分,只需要選擇填報人認為最為契合自己實際情況的選項。最后,所有測量項滿足Podsakoff等人(2003)所述需要避免的最小化模棱兩可問題標準,比如沒有一題兩問、句意不清和復雜語句等。4.2團隊層次的適應性檢驗在聚合檢驗(AggregationTests)方面,團隊溝通和工作不安全氛圍作為團隊層面的變量,需要用一個團隊中的單個或多個個體調查結果的平均數作為其指標,因此需要從組內同質性和組間差異性兩個方面論證。研究使用組相關系數ICC(Intraclasscorrelationcoefficients)和組內一致性系數rwg驗證團隊中個體評價的團隊溝通和工作不安全氛圍聚合到團隊層次的適合性。單因素方差分析顯示,團隊溝通的組間均方和組內均方存在顯著差異(F=1.65,p<0.01),ICC(1)和ICC(2)分別為0.15和0.65,rwg的均值和中值分別為0.91和0.93;工作不安全氛圍的組間均方和組內均方存在顯著差異(F=2.92,p<0.01),ICC(1)和ICC(2)分別為0.14和0.62,rwg的均值和中值分別為0.80和0.84。團隊溝通和工作不安全氛圍的組相關系數ICC(1)和ICC(2)均符合高于James(1982)推薦的0.12和Schneider,White和Paul(1998)推薦的0.47的標準,達到聚合要求;同時,團隊溝通和工作不安全氛圍的rwg的均值和中值均超過James,Demaree和Wolf(1993)、Klein和Kozlowski(2000)推薦的0.70的標準,符合組內評價一致性基本標準,所以,數據在團隊層次上的聚合是適當的和有效的。4.3團隊創(chuàng)新行為與性別、教育水平以及婚姻的相關性個體層次變量的平均數、標準差、相關系數如表2所示。團隊成員創(chuàng)新行為與創(chuàng)造力自我效能感顯著正相關(0.53,p<0.01)。團隊成員創(chuàng)新行為也與性別、教育水平以及婚姻顯著正相關,相關系數分別為0.17(p<0.01)、0.16(p<0.01)、0.12(p<0.05)。此外,依據Tsui,Ashford,Clair和Xin(1995)的觀點,存在嚴重的多重共線性問題的相關水平臨界值一般超過0.75。因此,本研究的數據不存在嚴重的多重共線性問題。4.4團隊成員創(chuàng)新行為、團隊溝通以及工作不安全氛圍單因素方差分析表明,不同個體樣本特征(性別、年齡、教育水平、婚姻、入團隊期限)下的團隊成員創(chuàng)新行為、團隊溝通以及工作不安全氛圍均無顯著差異?；貧w分析表明,團隊樣本特征(團隊規(guī)模、團隊成立時間、團隊職能)對團隊成員創(chuàng)新行為、團隊溝通以及工作不安全氛圍均無顯著影響。因此,在多層線性模型分析中不再引入這些控制變量。4.4.1創(chuàng)新行為方差分析零模型是多層線性模型分析的前提,必須顯示出創(chuàng)新行為在個體層次與團隊層次上皆有變異存在。因此,本研究首先對創(chuàng)新行為進行方差分析?？ǚ綑z驗的結果表明組間方差是顯著的,χ2(74)=123.77,p<0.001。此外,經計算,團隊成員創(chuàng)新行為的方差有13.3%來自于組間方差,而86.7%來自于組內方差。由于創(chuàng)新行為具有顯著的組間方差,數據具有多層特征,可以進行后續(xù)的跨層分析。4.4.2創(chuàng)造力自我效能感若要檢測Level-1預測因子的主效應,對Level-1預測因子使用原始尺度或總平均數中心化都是適當的處理方法(Hofmann&Gavin,1998)。因此,本研究選擇使用總平均數中心化(grand-meancentering)來處理Level-1的創(chuàng)造力自我效能感,估計創(chuàng)造力自我效能感對團隊成員創(chuàng)新行為的影響效果。由表3中的模型2可知,創(chuàng)造力自我效能感對團隊成員創(chuàng)新行為有顯著的正向影響(γ10=0.41,p<0.001),且團隊成員創(chuàng)新行為組內方差有32.2%可被創(chuàng)造力自我效能感解釋。此外,在加入創(chuàng)造力自我效能感后,卡方檢驗的結果顯示此組間方差顯著,χ2(74)=182.22,p<0.001,表示在Level-2模型中有可能存在團隊層次的因子。同時,創(chuàng)造力自我效能感的回歸系數的方差成分達到顯著水平,χ2(74)=103.68,p<0.05,說明創(chuàng)造力自我效能感在不同團隊之間有明顯的差異。因此,有必要針對創(chuàng)造力自我效能感的回歸系數構建二層模型,以分析團隊層次因素對這種差異造成的影響。4.4.3團隊成員創(chuàng)新行為單因素方差分析若要在控制Level-1預測因子的效果之下,檢測Level-2預測因子的主效應,對Level-1預測因子使用原始尺度或總平均數中心化都是適當的(Hofmann&Gavin,1998),而使用總平均數來對所有Level-2的預測因子進行中心化處理通常也是很實用、方便的(Bryk&Raudenbush,1992)。因此,為了檢測假設1和假設2,本研究選擇使用總平均數中心化處理Level-1的創(chuàng)造力自我效能感和Level-2的團隊溝通、工作不安全氛圍、團隊溝通的平方項、工作不安全氛圍的平方項,估計在控制住創(chuàng)造力自我效能感的效果之下,團隊溝通、工作不安全氛圍、團隊溝通的平方項、工作不安全氛圍的平方項對團隊成員創(chuàng)新行為的影響效果。由表3可知,團隊溝通(見模型3a,γ01=0.01,ns)、工作不安全氛圍(見模型3a,γ02=–0.10,ns)對團隊成員創(chuàng)新行為的影響均不顯著,但團隊溝通的平方項(見模型3b,γ03=–0.44,p<0.05)、工作不安全氛圍的平方項(見模型3b,γ04=–0.21,p<0.1)對團隊成員創(chuàng)新行為均有顯著負向影響,說明團隊溝通、工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為均存在倒U形影響,且有7%的創(chuàng)新行為組間方差可以被團隊溝通、工作不安全氛圍、團隊溝通的平方項、工作不安全氛圍的平方項解釋。綜合上述分析,假設1、假設2得到驗證。4.4.4創(chuàng)造力自我效能感調節(jié)作用為了估計到真實的跨層次交互作用的效果,并能控制住組間交互作用的效果,較佳的處理方法是:采用組平均數中心化(group-meancentering)來處理Level-1的預測因子(創(chuàng)造力自我效能感),并將組平均數加入Level-2作為控制變量(Hofmann&Gavin,1998),Level-2的預測因子(團隊溝通、工作不安全氛圍、團隊溝通的平方項、工作不安全氛圍的平方項)是使用總平均數中心化來處理(Bryk&Raudenbush,1992)。由表3可知,團隊溝通(見模型4a,γ11=0.30,ns)、工作不安全氛圍(見模型4a,γ12=–0.18,ns)與創(chuàng)造力自我效能感交互效應均不顯著,但團隊溝通的平方項(見模型4b,γ13=0.29,p<0.1)、工作不安全氛圍的平方項(見模型4b,γ14=0.16,p<0.1)與創(chuàng)造力自我效能感交互效應均顯著,且回歸系數為正,說明員工的創(chuàng)造力自我效能感越高,團隊溝通、工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為的倒U形影響越小。此外,創(chuàng)造力自我效能感的斜率方差被團隊溝通的平方項和工作不安全氛圍解釋的比例為4.7%。綜合上述分析,假設3a和假設3b得到驗證。為進一步深入分析創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)作用,采用Janssen(2001)的方法,對創(chuàng)造力自我效能感調節(jié)作用進行簡單斜率檢驗表明:在創(chuàng)造力自我效能感高的個體中,高、低團隊溝通(高團隊溝通,simpleslope=0.13,t=1.09,p=0.279;低團隊溝通,simpleslope=0.10,t=0.87,p=0.389)和工作不安全氛圍(高工作不安全氛圍,simpleslope=0.12,t=1.12,p=0.265;低工作不安全氛圍,simpleslope=–0.11,t=–1.08,p=0.281)均不能顯著預測創(chuàng)新行為;在創(chuàng)造力自我效能感低的個體中,低團隊溝通(simpleslope=0.51,t=6.34,p<0.001)和低工作不安全氛圍(simpleslope=0.29,t=2.44,p<0.05)均能顯著正向預測創(chuàng)新行為;而高團隊溝通(simpleslope=–0.35,t=–3.32,p<0.01)和高工作不安全氛圍(simpleslope=-0.32,t=–2.58,p<0.05)均能顯著負向預測創(chuàng)新行為。圖2和圖3分別顯示了創(chuàng)造力自我效能感在團隊溝通、工作不安全氛圍與團隊成員創(chuàng)新行為間的調節(jié)作用:對于低創(chuàng)造力自我效能感的員工,團隊溝通、工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為有很強的倒U形影響,而隨著員工創(chuàng)造力自我效能感的提高,這種影響逐漸變小(U形口徑逐漸變大)。5工作情境與創(chuàng)新行為關于創(chuàng)新行為成因的研究,大致可歸為三個視角:一是基于個體研究視角,關注的是員工獨特的個體創(chuàng)新特質與個體創(chuàng)新意愿,比如創(chuàng)造力自我效能感;二是基于環(huán)境研究視角,關注的是組織所處的環(huán)境特征,認為影響創(chuàng)新行為的關鍵因素為工作情境,比如團隊溝通和工作不安全氛圍。三是基于交互作用研究視角,既關注個體創(chuàng)新特質與個體創(chuàng)新意愿對員工創(chuàng)新行為的影響,同時又強調個體之外組織所處的環(huán)境特征的重要性。然而,目前國內對創(chuàng)新行為成因的研究大多停留在前兩個研究視角。盡管西方越來越多的學者開始從個體特征和工作情境的交互作用視角研究員工創(chuàng)新行為,但大多數研究卻忽視了個體差異變量在工作情境與創(chuàng)新行為間關系中的重要作用。本研究響應學者的號召,探索個體差異變量在工作情境-創(chuàng)新行為中的調節(jié)作用(Hatfield&Huseman,1982;N?swaletal.,2005;Siuetal.,2005;Siuetal.,2007;Bakker&Demerouti,2007;Xieetal.,2008)。更進一步地,我們提出,同時考慮創(chuàng)造力自我效能感和工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)是解決前述“邊界困境”問題的一個可行思路。團隊溝通通常被認為會帶來積極和正面的后果,其程度越大,員工將會表現(xiàn)出更為積極的工作態(tài)度和行為,因而組織應使員工在“暢通無限”的情境中工作。然而,溝通程度應當適度,太低或太高的團隊溝通都不能帶來最優(yōu)的結果。當員工所知覺團隊溝通程度偏離適度狀態(tài)時,員工創(chuàng)新行為的表現(xiàn)會走向兩個極端:溝通程度太低容易導致員工合作行為降低,溝通程度太高則會導致時間,甚至成本過大。而工作不安全氛圍通常被認為會帶來消極和負面的影響,組織應使員工在“無憂無慮”的情境中工作。然而,工作不安全氛圍應當適度,太低或太高的工作不安全氛圍都不能帶來最優(yōu)的結果。當員工所知覺工作不安全氛圍程度偏離適度狀態(tài)時,創(chuàng)新行為的表現(xiàn)也會走向兩個極端:工作不安全氛圍程度太低容易導致員工滿意現(xiàn)狀,工作不安全氛圍程度太高則會導致員工壓力過大。在此情形下,有必要結合另一種與創(chuàng)新緊密相關的個體特征——創(chuàng)造力自我效能感更加完善地解決本研究提出的問題。主要原因在于,在現(xiàn)實組織情境中,員工表現(xiàn)出的創(chuàng)新行為不單單與其工作情境相關,更重要的是員工對于自己有能力表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為的信念。因而,在上述分析的基礎上,本研究采用問卷調查法,以國內十三家大型企業(yè)集團75個工作團隊共334名團隊成員為樣本,探討了工作情境(工作不安全氛圍和團隊溝通)對團隊成員創(chuàng)新行為的影響,重點探討創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)作用?？傮w來看,本研究的概念模型得到了統(tǒng)計數據的有效支持。5.1理論意義5.1.1團隊溝通與員工創(chuàng)新行為的關系盡管以往大多數研究發(fā)現(xiàn)溝通是激發(fā)個體心理和行為的重要工作情境因素(Johlkeetal.,2000;Postmesetal.,2001;Apker,Propp,&Ford,2009),對于員工創(chuàng)新行為有積極作用(Mayfield&Mayfield,2004),但以往的研究多集中在個體層面,在團隊水平上探討團隊溝通如何影響員工創(chuàng)新行為相對較少。西方學者越來越多開始關注團隊層面上團隊溝通與員工創(chuàng)新行為的關系,但其研究結果存在矛盾。例如White(1992)的研究認為團隊溝通能夠促進員工創(chuàng)新,但是根據Kratzer,Leenders和vanEngelen(2004),適度程度的團隊溝通之工作情境是必須的,而過高或過低程度的團隊溝通之工作情境對員工創(chuàng)新有消極和負面影響。研究結果不一致的可能原因是,團隊溝通與員工創(chuàng)新行為之間的關系是非線性的,即團隊溝通的增加會促進員工創(chuàng)新行為,但達到一定程度后反而會降低員工創(chuàng)新行為。相關研究也支持類似研究(Fleming&Koppelman,1996;Amabile&Conti,1999)。本研究在團隊層面上發(fā)現(xiàn)團隊溝通對團隊成員創(chuàng)新行為存在倒U形影響,即在中等程度團隊溝通水平下,員工的創(chuàng)新行為最高。這是本研究的第一個理論貢獻。員工在怎樣的團隊溝通之工作情境下創(chuàng)新行為最高?根據Rogers,Kinkaid和Barnes(1981)的溝通輻合模型(CommunicationConvergenceModel),強調由信息共享而形成的團隊成員之間對稱關系是一種理想溝通,團隊成員通過信息、思想、情感的分享和交流,增加彼此之間的理解和信任,實現(xiàn)知識的提升,達成共同的興趣或關注。事實上,團隊溝通水平越高,團隊成員越為積極的分享自己的信息和知識,此時,如果被信任方不按預期行動,很容易導致信任方關鍵知識的泄露,打破團隊成員之間溝通的對稱關系,從而團隊成員對分享信息和知識過分擔憂,不敢于承擔創(chuàng)新活動的風險,表現(xiàn)出較少的創(chuàng)新行為。因而,團隊溝通不一定總會產生積極的作用。從本研究的結果來看,當員工所知覺的團隊溝通水平存在一定的溝通限制,但又不至于限制過大,員工的創(chuàng)新行為最高。通常,團隊溝通使得團隊成員各方更加主動、自愿地與其他團隊成員分享專業(yè)知識和工作信息,協(xié)作完成工作。然而,溝通程度并不是越高越好,現(xiàn)實中存在一個最優(yōu)溝通水平,一旦超過這一水平,會導致時間,甚至成本增加,從而抑制員工的創(chuàng)新行為,表明現(xiàn)實中的團隊成員應保持適度溝通,這對先前文獻普遍持有的觀點“溝通總具有積極作用”提出了挑戰(zhàn),揭示了團隊溝通具有“陰暗面”,豐富了現(xiàn)有研究對團隊溝通本質及其作用的認識。5.1.2工作不安全氛圍工作不安全感已經逐漸成為組織行為領域研究者共同關注的焦點,作為一種重要的工作壓力源。DeCuype等(2009)認為群體層面上工作不安全感對于我們理解個體心理和行為的內在機制具有重要價值,工作不安全氛圍的研究越來越受到重視(Soraetal.,2009)。盡管越來越多的研究開始從情境視角關注如何激發(fā)員工創(chuàng)新行為,比如團隊心理安全感(鄧今朝,2010)、團隊創(chuàng)新氣氛(張文勤,石金濤,劉云,2010),但國內還未有研究從工作不安全氛圍的角度考察對員工創(chuàng)新行為的影響。本研究在團隊層面上從工作不安全氛圍的角度發(fā)現(xiàn)工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為存在倒U形影響,即在中等程度工作不安全氛圍情境下,員工的創(chuàng)新行為最高。這是本研究的第二個理論貢獻。員工在怎樣的工作不安全氛圍情境下創(chuàng)新行為最高?根據Vroom(1964)的期望理論,團隊成員在面臨挑戰(zhàn)性氛圍時,他們會投入更多的努力,增加創(chuàng)新活動的時間,從而激發(fā)員工創(chuàng)新行為,即使努力失敗時,他們也會堅持。因而,挑戰(zhàn)性氛圍能夠促進團隊成員表現(xiàn)更多的創(chuàng)新行為。但面臨障礙性氛圍時,團隊成員由于能夠知覺和體驗這些壓力源會阻礙自己產生并執(zhí)行創(chuàng)新構想或問題解決方案,會以更消極的方式應對創(chuàng)新活動,從而會更多的依賴慣例處理問題,進而表現(xiàn)出較低的創(chuàng)新行為。因而,障礙性氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為具有消極和負面影響。工作不安全氛圍是一種重要的壓力氛圍,具有挑戰(zhàn)性和障礙性雙重性質(LePine,LePine,&Jackson,2004;Haar,2006)。然而,學者往往會關注工作不安全氛圍消極的一面,較少涉及其積極的一面,本研究填補了這一空白,提供了團隊層次工作不安全氛圍實證支持。從本研究的結果來看,當工作環(huán)境存在一定的不安全因素,但又不至于太不安全時,員工的創(chuàng)新行為最高。讓員工在“無憂無慮”的情境下工作,這對于激發(fā)員工創(chuàng)新行為不一定有利,現(xiàn)實中組織并不完全需要避免員工體驗和知覺到工作不安全氛圍,因為增加員工適度的壓力和危機感,使員工獲得創(chuàng)新實踐活動的環(huán)境變異刺激,從而激發(fā)員工創(chuàng)新的積極性。這對先前文獻普遍持有的觀點“工作不安全氛圍總具有消極作用”提出了挑戰(zhàn),揭示了工作不安全氛圍具有“陰暗面”的對立面,推進和豐富了工作不安全氛圍在團隊層面上的研究,有助于更加深刻地認識工作不安全氛圍在團隊發(fā)展及管理過程中的實際作用。5.1.3創(chuàng)造力自我效能感在以往的創(chuàng)新研究中,創(chuàng)造力自我效能感在員工創(chuàng)新中的中介作用得到了廣泛證實(Gongetal.,2009;Shin&Zhou,2007),但較少涉及考察創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)作用,還沒有研究把個體差異變量(創(chuàng)造力自我效能感)、工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)以及員工創(chuàng)新行為整合在一起。本研究的第三個理論貢獻在于揭示了創(chuàng)造力自我效能感對團隊溝通、工作不安全氛圍與員工創(chuàng)新行為之間關系具有顯著的調節(jié)作用。結合展示創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)作用的交互作用圖可以看出,創(chuàng)造力自我效能感程度削弱了團隊溝通、工作不安全氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的關系,創(chuàng)造力自我效能感越高,團隊溝通、工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為的倒U形影響越小。這說明團隊對個體創(chuàng)新的支持應該是全方位的,僅僅培育一種支持創(chuàng)新的“軟環(huán)境”還不夠,還需關注個體的差異性。該研究結果一方面驗證了員工創(chuàng)新行為是由個體因素和工作情境因素相互作用的結果,另外一方面從個體差異變量創(chuàng)造力自我效能感的角度解釋了工作情境對員工創(chuàng)新行為影響的差異。具體而言,對于創(chuàng)造力自我效能感較高的員工而言,工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)對其創(chuàng)新行為的影響較小。因為高創(chuàng)造力自我效能感員工對于自己產生并執(zhí)創(chuàng)新活動的能力充滿自信,認為成功應對工作要求的可能性較高,采取更為積極工作態(tài)度和行為。即使面臨不利的工作情境,他們也不會放棄,會更加努力,始終堅信自己能很好地應對創(chuàng)新過程中困難和挫折,從而表現(xiàn)更多的創(chuàng)新行為。對于創(chuàng)造力自我效能感較低的員工而言,其創(chuàng)新行為則受工作情境的影響較大。結合本研究的結果,在理論上我們可以認為,工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)對員工創(chuàng)新行為的影響受個體差異變量(創(chuàng)造力自我效能感)調節(jié)。該研究結果為我們理解如何激發(fā)員工創(chuàng)新行為提供了一個全新的視角,填補了現(xiàn)有文獻缺乏對團隊溝通、工作不安全氛圍與員工創(chuàng)新行為間關系的調節(jié)效應研究的空白,還為解決上述“邊界困境”問題提供了有益的理論指導:在無法改變團隊溝通、工作不安全氛圍之工作情境的條件下,提高工作場所中員工創(chuàng)新的內驅力——創(chuàng)造力自我效能感是激發(fā)員工創(chuàng)新行為較好的途徑。5.2實踐的重要性5.2.1營造良好的工作情境,激發(fā)員工創(chuàng)新行為本研究發(fā)現(xiàn),當員工所知覺團隊溝通程度較高和較低時,員工的創(chuàng)新行為都較低;在中等程度團隊溝通水平下,員工的創(chuàng)新行為最高。這提示組織管理人員在管理實踐中,可以通過為員工營造一個溝通程度適度的工作情境以激發(fā)員工創(chuàng)新行為。具體而言,通過設置合適的任務、目標、權威、戰(zhàn)略愿景和崗位責任等方式來控制和激勵員工的行為,提供一種適度的釋放情感的情緒表達機制,滿足員工的社會需要,從而激發(fā)員工表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。此外,團隊領導應不斷向員工灌輸一種良性的溝通氛圍,落實團隊信任度,優(yōu)化配置團隊資源,避免員工產生“免費搭便車”的社會化惰性,實現(xiàn)員工與團隊的共同成長。5.2.2工作不安全氛圍,也是員工創(chuàng)新行為最低的環(huán)當壓力在“冰點”以下時,屬于過低階段;當壓力介于“冰點”與“沸點”之間時,屬于可承受階段;當壓力在“沸點”以上時,屬于過高階段。結合本研究的結果,工作不安全氛圍是一把“雙刃劍”,既是一種挑戰(zhàn)性氛圍,又是一種障礙性氛圍。在工作不安全氛圍較高和較低時,員工的創(chuàng)新行為都較低;在中等程度工作不安全氛圍情境下,員工的創(chuàng)新行為最高。這提示組織管理人員在管理實踐中,要正確、科學地看待工作不安全氛圍,過分強調員工在“無憂無慮”的情境下工作未必產生好的效果,可以通過為員工創(chuàng)造一個穩(wěn)定性和舒適性適中的工作情境以激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。具體而言,通過設置合適的招聘與甄選擇優(yōu)標準、雇傭期限、培訓效果評估標準、考核強度、晉升和調任規(guī)則、淘汰標準給員工適度的壓力,使得員工獲得一定的消極刺激因素,同時也需要給員工適當的壓力管理培訓,從而激發(fā)員工表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。5.2.3鼓勵創(chuàng)造力自我效能感結合本研究的結果,創(chuàng)造力自我效能感不僅是實現(xiàn)員工創(chuàng)新行為的內驅力,而且調節(jié)工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)與員工創(chuàng)新行為之間的關系:員工的創(chuàng)造力自我效能感越高,團隊溝通、工作不安全氛圍對團隊成員創(chuàng)新行為的倒U形影響越小。這提示組織管理人員在管理實踐中,可以通過培養(yǎng)員工創(chuàng)新的內驅力——創(chuàng)造力自我效能感以激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。具體而言,可以通過日常工作中過去的成功經驗、替代榜樣作用、口頭說服、創(chuàng)造性角色認同和喚醒來提高員工的創(chuàng)造力自我效能感。此外,團隊應注重團隊中各成員創(chuàng)造力自我效能感的差異化互補,為創(chuàng)造力自我效能感高的員工提供挑戰(zhàn)性工作任務,保持團隊的穩(wěn)定性,從而激發(fā)員工表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。5.3未來研究方向本研究仍存在一定的不足和有待值得進一步研究的地方。首先,本研究提出同時考慮個體差異變量(創(chuàng)造力自我效能感)和工作情境(團隊溝通和工作不安全氛圍)是解決“邊界困境”問題的一個可行思路。但是現(xiàn)實中還要很多其它研究視角或方法,以達到團隊成員最大化表現(xiàn)創(chuàng)新行為的同時有效防范創(chuàng)新行為下滑的雙重目的。比如控制機制或制度設計等,有待未來研究深入探討。此外,本研究只提出存在“邊界困境”這一現(xiàn)象并提出一種解決思路,并沒有對“邊界困境”的定義、機理以及后果進行詳細的分析,有待未來研究深入探討。其次,本研究的團隊溝通、工作不安全氛圍屬于整體性定義。對于團隊溝通、工作不安全氛圍還有分維度定義,比如團隊溝通可以分為溝通頻率、互動反饋、復合性和合理性(Peters&Fletcher,2004;Joshi,2009);工作不安全氛圍可以分為數量型工作不安全氛圍和質量型工作不安全氛圍(Hellgren,Sverke,&Isaksson,1999)。四種類型的團隊溝通和兩種類型的工作不安全氛圍對員工創(chuàng)行為各自有什么影響?是否存在差異?本研究無法回答,未來研究可以考慮對團隊溝通、工作不安全氛圍的多維性進行分析。再次,本研究聚焦于探索團隊溝通、工作不安全氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響,但未考慮其內在作用機制。未來的研究需進一步從理論上挖掘合適的中介變量,以期更深入研究員工創(chuàng)新行為,揭開工作場所員工參與創(chuàng)新的黑箱。最后,本研究采用橫截面研究設計,這對揭示變量間的因果關系略顯不夠,未來研究應采用縱向研究設計來彌補這種不足。此外,本研究的數據采集主要依賴于自陳式問卷調查,盡管研究者在問卷與統(tǒng)計中進行了一定的處理,但這仍難以避免同源方差的問題。這會使變量間的關系放大。因此,未來研究可采用包含主管、同事與員工自評不同來源的評比方式,或者采用準實驗或現(xiàn)場實驗研究。6兩共建出道非價5-quest當前團隊溝通、工作不安全氛圍究竟是員工創(chuàng)新行為的動力還是阻力?本研究對此進行了探索,并探討個體差異變量創(chuàng)造力自我效能感在其中的調節(jié)作用。研究結果表明:團隊溝通、工作不安全氛圍都對團隊成員創(chuàng)新