企業結構賦能對團隊創新行為的影響：一個有調節的中介模型

蘇慧文，于麗虹

（中國海洋大學管理學院，山東青島 266100）

1 研究背景

當前，我國創新能力整體水平尚不能適應高質量發展要求，黨的十九屆五中全會著重強調在“十四五”時期要強化企業創新的主體地位。近年來，我國政府對企業創新的支持力度在逐年加大，據《2020 年全國科技經費投入統計公報》顯示，2020年我國R&D 經費投入共為24 393.1 億元，比上年增長10.2%，其中企業經費支出所占比重為76.6%，較上年提高了10.4%［1］。2020 年上半年，我國申請專利的企業為22.9 萬家，同比增長了16.2%，其中，以團隊名義申請的職務發明占比高達96%［1］。可見，企業越來越看重創新。而相較于個人創新，團隊作為企業創新的主要組織單元發揮更為至關重要的作用。因此，探究影響團隊創新行為的因素和作用機理，對于持續提升企業創新效果具有重要的理論與實踐指導價值。

對于影響創新行為因素的研究已取得一定進展，學者們先后圍繞心理因素和外部環境因素進行研究。其中，楊付等［2］、王興元等［3］均認為心理因素包括團隊成員的心理特征、認知風格、團隊支持感等；外部情境因素大致包括3 個方面，一是從組織環境特征視角出發，探討團隊創新氛圍、知識共享氛圍等因素的影響，二是從團隊領導視角出發探討團隊領導行為、團隊領導風格等因素的影響，三是從工作任務特征角度出發探討任務復雜性、工作自主性等因素的影響。近年來，不少學者開始將心理因素和外部環境因素結合起來，尋找提升員工創新行為的方法。

賦能作為激勵創新行為的有效策略，近年來備受關注。關于賦能，目前主要有兩種研究取向，即結構賦能和心理賦能。結構賦能強調組織的氛圍，屬于外部環境因素；心理賦能強調員工的心理感知，屬于心理因素［4］。然而，大多相關研究聚焦個體層面，研究團隊創新行為的較少，而研究團隊創新行為則主要關注領導賦能對創新行為的影響，對結構賦能及其構成維度的實證研究更是鮮見。隨著組織的運作方式由職能型向項目型、由個體向團隊轉變，通過考察賦能對團隊認知和行為的影響能夠進一步明確賦能的正向影響范圍，為管理者引導職場積極行為提供更全面的啟示，進而建立一種常態化機制。

為此，本研究圍繞結構賦能對團隊創新行為的影響展開，主要探討以下問題：（1）賦能對團隊創新行為會產生何種影響？（2）這種影響是否具有復雜的中介機制？不同中介路徑的傳導效力是否會表現出差異性？（3）影響過程受何種邊界條件的制約？對這一系列問題的思考與探究，有助于為結構賦能對團隊創新行為的影響機制提供理論解釋，為管理者更好地引導團隊創新行為提供管理啟示。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 結構賦能與團隊創新行為

Kanter［5］的結構賦能理論指出，員工的工作行為會受工作環境和社會因素影響，其行為是可塑的，結構賦能就是確保員工獲得完成工作所需的信息、支持、資源和發展機會，為員工創造有效的工作環境，使其在實現組織目標時更加具有效率和效果。Laschinger 等［6］在此基礎上開發了信效度良好的結構授權量表（CWEQ-Ⅱ），包含機會、信息、支持、資源、正式權力和非正式權力等6 個維度。本研究選取了Laschinger 等［6］的六維度的前4 個要素，機會是指員工有可能從組織得到的學習和提升工作條件；信息是指有效完成工作所需的數據、技術知識、專家意見等；支持指來自上級、同事、下屬的反饋和幫助，資源是達到組織目標所需的原材料、資金、技術條件、機器設備和時間。

大多數學者認為創新行為是一個過程，包含構想產生、尋求支持和創新實施等3 個階段，Scott 等［7］設計了包含6 個題項的創新行為單維度量表，這也是使用最廣泛的個體創新行為量表。需要指出的是，從構想產生到創新實施的這一完整過程，并不是單靠一個成員就能完成，更需要團隊的有效協作，為此，研究團隊層面的創新行為更有必要。

關于結構賦能與團隊創新行為的關系，眾多研究表明，結構賦能是激勵創新行為的有效策略，賦能團隊需要組織大環境的系統性支持。有研究指出，從組織支持的角度而言，對團隊進行手段干預獲得的成果遠大于對個體進行手段干預［8］。結構賦能的本質就是通過一系列的組織支持政策和行為，為團隊提供充足的信息、資源、機會和支持，從而引導并支持團隊創新行為［9］。研究結構賦能的機會、信息、支持、資源等4 個維度對創新行為影響的文獻相對較少。其中，Kanter［5］發現，當資金、原料等資源能夠穩定供應時，當團隊擁有充分的信息進行頻繁的人際溝通與交流時，員工會有更大的自由度去開展創新工作；Scott 等［7］、Newman 等［10］研究發現，上級、同事等的支持與團隊成員的創新行為高度相關；顧遠東等［11］證實了組織支持與員工創新正向相關；Hebenstreit［12］證實了結構賦能與創新行為正向相關。基于社會交換理論，員工會用組織對待他們的相似方式回報組織［13］。處于結構賦能水平高的環境下，團隊成員會更愿意主動參與團隊創新活動并幫助其他同事，得到幫助的同事會心存感激進行正反饋，這種交互過程加強了成員之間的聯系，營造了高水平的團隊創新氛圍，從而激發團隊整體的創新行為。綜上，本研究提出如下假設：

H1：結構賦能正向影響團隊創新行為。

H1a：信息正向影響團隊創新行為；

H1b：資源正向影響團隊創新行為；

H1c：支持正向影響團隊創新行為；

H1d：機會正向影響團隊創新行為。

2.2 團隊心理賦能的中介效應

關于心理賦能，學術界最先關注個人心理賦能，即從員工的角度來闡述賦能，強調員工對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］提出個體心理賦能四維度概念；Spreitzer［16］在此基礎上配套開發了工作場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 個方面。之后，Kirkman 等［17］將心理賦能由個體層面擴展到團隊層面，認為團隊賦能在基本維度、預測因素和結果方面與個體賦能非常相似，將團隊心理賦能定義為基于對組織任務的積極評價而增強的團隊成員整體的內在工作動機，基于此開發了團隊心理賦能四維度量表，并在98 個團隊中檢驗了該量表的信效度。該量表包括以下方面：團隊效能感，即團隊成員有信心完成任務的集體信念；團隊自主性，即團隊成員可以自主決策的程度；團隊工作意義，即團隊成員將工作目標內化的程度；團隊工作影響，即團隊成員認為自己的任務能夠對組織作出重大貢獻的程度。李超平等［18］也在中國情境下驗證了該量表的適用性。團隊心理賦能是團隊成員基于對內在工作激勵的認知和彼此之間的信任，集體體驗到的被賦能的認知綜合體［19］。團隊心理賦能不同于個體心理賦能，是建立在團隊成員集體認知評價基礎之上的，受到團隊影響的因素更多［20］，但目前相關研究大多聚焦個體心理賦能，較少關注團隊心理賦能產生的原因及其效果。

關于團隊心理賦能的中介效應，Bandura 等［21］的三元交互決定理論提出組織情境因素、認知因素及行為這3 種因素會互相作用，即組織情境因素會影響團隊的心理賦能感知，心理感知又會影響創新行為；雷巧玲等［22］、鄭曉明等［23］的研究表明，個體心理賦能在結構賦能和個體創新行為之間起中介作用。本研究所關注的團隊層面創新，更多的是通過成員之間的交換過程和社會化過程形成。社會信息處理理論表明，個體通常會利用與自己處于相同社會背景下的其他人的信息來形成對組織環境、團隊氛圍等變量的判斷［24］。相較于個體層面的認知，大部分團隊成員形成的團隊層面的認知在團隊行為結果變量上解釋力更強［8］。在貨車運輸公司項目經理的心理賦能研究中，Logan等［25］發現相較于對照組，被賦予了額外的信息獲取權、自主決定權和資源獲取權以及培訓機會的實驗組有更高水平的心理賦能感知，產生了更多的積極性行為；馬躍如等［26］也得出了類似的結論。故推測，在信息、資源、支持和機會這類組織情境強的情況下，通過增強團隊心理賦能會使團隊在工作中努力發揮創意和創新能力，從而產生更多創新行為。綜上，本研究提出以下假設：

H2：團隊心理賦能中介了結構賦能與團隊創新行為的正相關關系。

H2a：團隊心理賦能中介了信息與團隊創新行為的正相關關系；

H2b：團隊心理賦能中介了資源與團隊創新行為的正相關關系；

H2c：團隊心理賦能中介了支持與團隊創新行為的正相關關系；

H2d：團隊心理賦能中介了機會與團隊創新行為的正相關關系。

2.3 知識共享的調節效應

知識共享的本質是知識交匯，通過團隊成員間的交往過程被放大為團隊層面的概念。從知識共享行為角度，Bart 等［27］認為知識共享是成員交換彼此擁有的顯性和隱性知識并聯合創造新知識的過程，并在此基礎上開發了由知識貢獻和知識收集兩個維度構成的知識共享量表。其中，知識貢獻指某人將其所擁有的知識資產傳遞給其他人；知識收集指某人向他人咨詢以獲得他們所擁有的知識資產。從知識共享效果的角度，Cummings 等［28］從所獲知識的可靠性、有用程度及對知識共享過程的滿意度3 個方面來衡量知識共享的效果。張振剛等［29］、趙中華等［30］均指出，知識共享是知識分享者與接受者之間的一種溝通過程，這種溝通能幫助團隊成員快速掌握對方擁有的信息、資源、技能和經驗等，并引發思考，進行知識交流、轉移和整合，促進團隊內部新知識的產生。然而現實中存在大量有知識共享行為但無知識共享效果的案例，因此本研究設計知識共享量表時綜合了考慮行為與效果兩個方面。

集體主義氛圍濃厚是中國文化情境的特征之一，近年來越來越多的學者開始關注集體主義等極具東方色彩的文化因素在塑造個體態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，個體對工作團隊的知識共享意愿較高，員工對結構賦能進行定義和建構進而產生創新行為的編碼過程可能會被強化或弱化［31］。因此，本研究引入知識共享作為調節變量。基于特征激活理論，員工對情境的知覺會調節特征對其行為的影響效果［32］。具體而言，在結構賦能水平低的弱情境下，團隊獲得的信息、資源、機會、支持等并不充足。一方面，在高團隊知識共享氛圍當中，員工將自己視為所屬工作團隊的一份子，傾向于從整體的角度思考問題，因而更愿意與團隊成員共享自有的信息、資源等，同時會更有意識地互相支持，從而提高了團隊擁有的信息、資源總量等；另一方面，知識共享是在消耗個人信息、資源、時間等的前提下進行的，提供知識的員工通常能獲得團隊成員的尊重和認可［33］，同時如Kim等［34］和Schippers 等［35］研究發現，接受知識的員工心存感恩，也會積極表現出主動性行為，從而促進建立高質量團隊成員交換關系，從而表現出創新行為趨同。綜上，本研究提出以下假設:

H3：知識共享反向調節結構賦能與團隊創新行為的關系。

H3a：知識共享反向調節信息與團隊創新行為的關系；

H3b：知識共享反向調節資源與團隊創新行為的關系；

H3c：知識共享反向調節支持與團隊創新行為的關系；

H3d：知識共享反向調節機會與團隊創新行為的關系。

綜上所述，本研究將結構賦能、團隊心理賦能、團隊創新行為和知識共享這4 個變量進行了整合，構建假設驗證模型如圖1 所示。

圖1 研究假設檢驗模型

3 研究設計

3.1 量表選擇

（1）結構賦能。參考Laschinger 等［6］的做法，從信息、資源、支持和機會4 個維度來測量組織對團隊進行結構賦能的程度。其中，信息量表由21 個題項組成，包含目標信息、業務信息和平臺信息3個方面；資源量表由19 個題項組成，包含時間資源、設備物資和網絡資源3 個方面；支持量表由14 個題項組成，包含上級支持、同級支持和下級支持3 個方面；機會量表由10 個題項組成，指獲得成長和發展的機會。

（2）團隊心理賦能。參考Kirkman 等［17］開發的包含12 個題項的團隊心理賦能量表，從團隊工作意義、團隊效能感、團隊自主性和團隊工作影響4個維度來測量團隊心理賦能，共12 個題項，如“我所在的團隊每個成員對自己的工作能力很自信”等。

（3）團隊創新行為。參考Scott 等［7］開發的6題項單維度創新行為量表，從構想產生、尋求支持和創新實施這一創新過程來測量團隊創新行為，共6 個題項，如“我所在的團隊會嘗試運用新的技術與方法”等。

（4）知識共享。參考Bart 等［27］、Cummings 等［28］的量表，從行為和效果兩個方面進行考察，共9 個題項，如“我們團隊常態化開展知識分享”等。

以上問卷題項全部采用李克特五點量表計分，1 表示完全不同意，5 表示完全同意。對于可能存在的共同方法偏差，采用Harman 的單因子測試程序對同源偏差進行了檢測，探索性因子分析結果提取出特征根大于1 的因子共10 個，最大因子方差解釋率為35.012%，故判定本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

3.2 調查過程

在開展大樣本調研之前進行了小樣本檢驗，對量表進行凈化與修正。量表凈化的原則是：按照Nunnally［36］探索性研究采用的標準，將因子的α系數內部一致性小于0.6 或CITC 指數小于 0.5 的題項刪除；使用主成分分析法，采用最大方差法進行因子旋轉，將題項因子載荷低于 0.5 或與其他題項的交叉負荷高于0.4 的題項刪除。通過預檢驗，得到適合中國文化情境、信效度良好的結構賦能量表。該量表共有5 個部分，包括人口學變量問題、結構賦能量表、團隊心理賦能量表、團隊創新行為量表和知識共享量表在內的95 個題項。

正式問卷調查范圍覆蓋了計算機、電子、交通等20 多個行業，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。將數據隨機分成兩部分，對數據A（N=187）進行探索性因子分析，數據B（N=187）進行驗證性因子分析，兩組數據的獨立樣本t檢驗結果顯示，數據在團隊性質、企業性質等變量上無顯著性差異。

表1 樣本描述性統計

表1（續）

3.3 信效度檢驗

3.3.1 結構賦能

（1）信息維度。數據A在信息維度的KMO 值為 0.93，巴特利特球形檢驗的χ2值為4 776.04，達到顯著性水平（P＜0.001），適合進行探索性因子分析。將信息維度測量量表簡化為13 個項目，旋轉出3 個公共因子，與預計的3 個維度（目標信息、業務信息、平臺信息）一致，累計方差解釋率為70.65%。信息維度調查問卷的克朗巴哈系數（Cronbach’α）值、平均方差抽取量（AVE）、組合信度（CR）值均超過了標準值（見表2），表明信度良好。

表2 信息維度量表的信度檢驗結果

（2）資源維度。數據A在資源維度的KMO 值為 0.90，巴特利特球形檢驗的χ2值為2 737.28，達到顯著性水平，適合進行因子分析。如表3 所示，資源維度測量量表共有10 個項目，旋轉出3 個公共因子，與預計的3 個維度（時間資源、設備物資、網絡資源）一致，累計方差解釋率為80.27%。問卷的α值、AVE 值、CR 值均超過了標準值，表明信度良好。

表3 資源維度量表的信度檢驗結果

（3）支持維度。數據A在支持維度的KMO 值為0.93，巴特利特球形檢驗的χ2值為3 143.82，達到顯著性水平，適合進行因子分析。支持維度的測量量表共有11 個題項，旋轉出3 個公共因子，與預計的3 個維度（上級支持、同級支持、成員支持）一致，累計方差解釋率為75.44%，問卷的α值、AVE 值、CR 值均超過了標準值（見表4），表明信度良好。

表4 支持維度量表的信度檢驗結果

（4）機會。數據A的KMO 值為0.88，巴特利特球形檢驗的χ2值為1005.57，達到顯著性水平，適合進行因子分析。機會維度測量量表共有5 個項目，旋轉出1 個公共因子，累計方差解釋率為87.56%。如表5 所示，問卷的α值、AVE 值、CR值均超過了標準值，表明信度良好。

表5 機會維度量表的信度檢驗結果

3.3.2 團隊心理賦能

沿用Kirkman 等［17］開發的團隊心理賦能量表，得到樣本數據的4 個因子方差累計解釋量達78.83%。另外，問卷的α值為0.94，CR 值為0.80，AVE 值為0.81，12 個題項的因子載荷介于0.73 和0.87之間，說明量表具有較高的信度。

3.3.3 團隊創新行為

采用Scott 等［7］開發的團隊創新行為量表，得到樣本數據的方差累計解釋量達72.72%，且問卷的α值為0.92，CR 值為0.89，AVE 值為0.67，6 個題項的因子載荷介于0.75 和0.86 之間，說明量表具有較高的信度。

3.3.4 知識共享

數據A在知識共享的KMO值為0.90，巴特利特球形檢驗的χ2值為1577.28，達到顯著性水平，適合進行因子分析。知識共享量表共有5 個題項，旋轉出1 個公共因子，累計方差解釋率為79.20%。量表的α值、AVE 值、CR 值均超過了標準值（見表6），表明信度良好。

表6 知識共享維度量表的信度檢驗結果

此外，對結構賦能、團隊心理賦能、團隊創新行為和知識共享4 個量表以及針對信息、支持、資源、機會4 個維度構建了信息的一階三維的驗證性因子分析模型，用數據B進行擬合，結果表明各量表的結構效度良好（見表7）。

表7 測量問卷驗證性因子模型擬合指數結果

4 假設檢驗

4.1 相關性分析

采用SPSS 22.0 軟件進行Pearson 相關性分析，結果如表8 所示。可見，信息、支持、資源和機會與團隊創新行為的相關系數均為正（P＜0.01），假設H1初步得到驗證；信息、支持、資源和機會與團隊心理賦能的相關系數均為正，團隊心理賦能與團隊創新行為的相關系數也為正，假設H2初步得到驗證。

表8 變量相關系數的Pearson 相關性分析結果

4.2 假設檢驗

為了考察結構賦能、團隊心理賦能、團隊創新行為以及知識共享4 個潛變量的區分效度，構建嵌套結構模型對樣本數據進行驗證性因素分析。模型擬合情況如表9 所示，結果表明在各嵌套模型中，四因子模型的擬合程度最好，且各個擬合指標均達到檢驗標準，說明4 個主要變量間具有較好的區分效度，模型達到了良好的擬合效果。

表9 變量的結構方程模型擬合指標驗證結果

4.2.1 結構賦能整體假設檢驗

如圖2 所示，結構賦能對團隊創新行為有顯著的正向影響（β=0.48，P＜0.001），假設H1得到驗證；結構賦能對團隊心理賦能有顯著的正向影響（β=0.66，P＜0.001），團隊心理賦能對團隊創新行為有顯著的正向影響（β=0.23，P＜0.1）。進行Bootstrap 中介效應檢驗后發現（見表10），團隊心理賦能在結構賦能對團隊創新行為的影響中起到了部分中介作用，假設H2得到驗證。此外，結構賦能與知識共享的交互項對團隊創新行為有顯著的負向影響（β=-0.21，P＜0.001）。

表10 結構賦能的中介效應檢驗結果

圖2 結構賦能對團隊創新行為的總效應檢驗

圖3 反映了結構賦能與知識共享的交互作用模式，其中虛線的斜率大于實線的斜率，說明知識共享的提升有助于緩解賦能水平不足對團隊創新行為的影響，假設H3得到驗證。

圖3 結構賦能與知識共享的交互作用

4.2.2 結構賦能各要素假設檢驗

為了更深入地分析結構賦能如何對團隊創新行為產生影響，探究其中4 個要素是否都發揮了作用，進一步細化探究4個組成要素分別與團隊心理賦能、團隊創新行為和知識共享之間的關系。表11 表明，信息、支持、資源和機會這4 個要素均對團隊創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得到驗證。其中各維度直接影響程度不同，支持的直接影響效應最弱。

表11 結構賦能各要素對團隊創新行為影響路徑系數

結合Process 程序進行Bootstrap 中介效應檢驗，結果如表12 所示，可見團隊心理賦能在結構賦能的4 個要素與團隊創新行為之間均表現出了部分中介作用，在支持與創新行為之間的中介作用最強，H2a、H2b、H2c、H2d得到驗證。

表12 團隊心理賦能中介效應檢驗結果

如圖4 所示，知識共享在信息、資源和機會這3 個要素與團隊創新行為的關系中起反向調節作用，H3a、H3b、H3d得到驗證；而在支持與團隊創新行為的關系中，知識共享的調節作用不顯著，H3c未得到驗證。

圖4 結構賦能四要素與知識共享的交互作用

5 結論與管理啟示

5.1 研究結論

（1）結構賦能及其4 個要素（信息、支持、資源和機會）對團隊創新行為均具有顯著的正向影響；（2）團隊心理賦能在結構賦能及其4 個要素與團隊創新行為之間均起部分中介作用；（3）知識共享在結構賦能與團隊創新行為之間起反向調節作用，在信息、資源和機會3 個要素與團隊創新行為之間起反向調節作用，在機會與團隊創新行為之間的調節作用未得到驗證。

目前針對團隊心理賦能及組織賦能結構與心理賦能研究鮮少的現狀，本研究結合結構賦能的特征，引入團隊心理賦能，實證檢驗了結構賦能對團隊心理賦能的正向預測作用，得到結論與孫一勤等［37］關于心理賦能在結構賦能和創新行為之間的中介作用相一致，為團隊層面的相關研究進一步提供了數據支持。此外，本研究驗證了知識共享對結構賦能引發團隊創新行為的調節作用，得到與李燕萍等［38］對集體主義氛圍調節效應的類似研究結論。本研究認為，員工對于結構賦能的行為反應因受知識共享的影響而有不同結果，高知識共享氛圍可以推動工作所需的信息、資源、支持等在團隊中的充分共享，改善員工資源不充足的狀況。

5.2 管理啟示

（1）在管理實踐中，組織和管理者應當正視結構賦能對團隊創新行為帶來的正向影響。企業可通過制定和實施一系列的制度、機制和流程產生結構賦能效應，使員工能充分獲得工作所需的信息、資源、支持和成長機會，從而引導員工的創新行為。可以通過應用精益模式、目標與關鍵結果（OKR）模式、阿米巴模式等具有賦能特點的制度、流程和機制，使團隊心理賦能及團隊創新行為發揮常態化作用，推動企業不斷創新。

（2）管理者應積極并持續關注團隊的心理感知狀態。一方面，管理者在分配工作任務時要明確下屬的角色期望，使任務內容和目標與團隊效能感、自主性及期望相匹配；另一方面，當員工出現消極情緒時，應反思是否給其分配了不匹配的任務而阻礙了資源的最優化分配和利用；同時通過座談會、心理咨詢等方式加強與員工溝通和對員工的支持，推動員工產生創新行為。

（3）組織應重視知識共享在工作團隊賦能中可能發揮的積極效應。一方面在招聘員工時，在其他條件相差無幾的前提下優先聘用團隊協作意識更高的員工；另一方面要注重知識共享氛圍的建設，通過打造激勵制度和主題教育等文化活動，促進工作團隊共享氛圍的營造，避免信息、資源等不足對團隊創新行為產生阻礙。

5.3 研究局限與展望

受研究成本、時間等條件的約束，本研究收集的數據為截面數據，難以反映結構賦能四維度影響團隊創新行為的動態過程，且主要變量均為團隊層面的測量。后續可以通過追蹤研究進一步擴大樣本數據，進行跨層次研究。此外，除了結構賦能，影響團隊創新行為的因素還有很多，未來可從其他視角進行深入探討。