在复杂多变的商业竞争下,现代企业更注重通过整合了集体智慧的团队运作促进组织创新。因此,如何提升团队创造力倍受企业关注。团队创造力的产生需要激发成员创造性思维,并通过成员交互过程,促进这些思想在团队中充分流动与有效整合[1]。然而,面对优胜劣汰的社会竞争规则,团队成员渴望通过地位提升获得自身职业发展,但地位在组织中是一种有限的零和资源,一个成员对该地位的获得意味着其他成员失去该地位。因此,地位具有很强的激励性和竞争性,使得因地位而引发的团队冲突时常发生[2],并通过影响成员及其交互过程对团队创造力产生深刻影响。为此,现代企业有必要搞清楚地位冲突究竟对团队创造力有怎样的影响以及如何影响,然而该问题在现有理论研究中尚未得到清晰回答。
在理论界,地位冲突尚处于探索阶段。一直以来,许多学者围绕任务冲突、关系冲突、过程冲突展开团队创造力影响分析[3-5]。直到近年,Bendersky & Hays[2]才将地位冲突从其它团队冲突中识别出来,并引发学术界的持续关注[6-8]。但是,它与团队创造力的关系研究尚为鲜见,现有零散研究也主要集中在团队绩效方面,且得出不一致结论。如Bendersky & Hays[2]的研究表明,地位冲突通过破坏信息共享对团队绩效有负向效应;Chun & Choi[6]发现地位冲突对团队绩效无显著影响;Bendersky & Hays[8]的研究显示,当成员对地位层级的一致性感知较低时,地位冲突对团队绩效是有益的。综上可见,地位冲突与团队绩效的关系尚未厘清,同时,由于团队绩效与强调创新思想的团队创造力存在本质差别[9],因此,无法清晰预测地位冲突对团队创造力的影响。为此,本研究拟聚焦研究二者关系。
创造力强调新颖和有用思想的产生。因此,激发创造力需要强烈的驱动力[10]。除内在动机外,外在动机同样能够通过动机内化对创造力产生积极的驱动作用[11]。由此推断,地位是具有高需求特征的激励性有价资源,成员在交互过程中能够促使因地位冲突引发的外在动机内化成共享内在动机,对团队创造力产生积极效应。同时,有研究暗示,地位冲突会分散成员工作专注度[12],阻碍信息共享[2],抑制团队创造力。由此可见,探讨地位冲突对团队创造力产生积极效应的边界条件也是必要的。因此,本文拟从共享内在动机视角探讨二者关系及边界条件。
在该视角下,自我决定理论和动机感染理论可提供构建以团队心理授权为中介的解释框架。根据自我决定理论,个体在本质上具有自我发展的内在动机;当外部社会因素使个体出于内心意愿而行动时,能够将外部动机内化[13]。由于地位体现了对组织有价资源的不对称性控制及社会尊重[14],因此,地位冲突将引发成员的自我发展需求,使其期望通过努力以提升自我与获得更高地位,从而激发其内在动机。进一步地,根据动机感染理论[15],个体内在动机将在彼此互动中通过无意识的动机感染过程和有意识的动机感染过程,形成整个团队的共享动机。具体地,一方面,人是一种社会性动物,能够凭借复杂的知觉-认知系统,通过观察他人言谈举止、目标背景等获取与他人动机相关的线索或信息,并在无意识的目标推理后将目标付诸个人行动,由此实现无意识的动机感染[15]。另一方面,在社会交互过程中,个体内在动机实现感染的关键在于他人的基本心理需求是否也得到了满足[15]。结合自我决定理论,地位冲突激发成员的自我发展需要,同时促使同事在互动中意识到这种需求也满足自身基本心理需求,从而促进有意识的内在动机感染。可见,通过上述动机感染路径,将使因地位冲突引发的成员内在动机通过社会交互影响,进一步形成集体主动寻求发展的共享动机,这是一种被授权的积极体验。团队心理授权恰恰反映了这种共享的内在激励。它是团队成员在工作环境中共同产生的被授权体验[16],作为团队共享的内在工作动机而受到广泛认同[17-19]。同时,创造力研究表明,内在动机是激发创造力的源泉[10]。也有研究发现,被授权的团队对团队创新有积极影响[20]。因此,本研究拟通过团队心理授权解读地位冲突对团队创造力的作用过程。
此外,根据自我决定理论,外部社会环境是影响外部动机内化的关键因素[13]。动机感染理论指出,在社会互动中,内在动机感染机制的实现还有赖于个体对外部社会环境的认知加工及推理判断[15]。团队内的人际情境与支持性组织情境是影响成员将地位冲突转化为内在动机并形成共享心理授权的重要外部环境。其中,作为团队内人际情境的关系冲突会引发成员关系紧张及一系列消极情绪,由此提升成员在地位冲突中的威胁感知,削弱团队内在动机。另外,团队成员更加关注自己在争取地位过程中能否得到公平对待,而程序公平作为支持性组织情境确保个体获得与付出相对应的地位回报的可控保障[21],将与深层次心理需求联结,影响地位冲突中的动机内化。因此,本研究拟考察关系冲突、程序公平在二者关系中可能存在的调节作用。
综上,本文拟从共享内在动机视角构建并检验有调节变量的中介模型,以揭示地位冲突对团队创造力影响的传导机制及边界条件,为现代企业团队冲突管理提供有益启示。
冲突是团队中不可避免的成员互动现象,一直以来受到高度关注。其中,Jehn[22-23]提出的团队冲突三分法(任务冲突/关系冲突/过程冲突)在团队研究领域具有深远影响,学者们从团队有效性方面(团队绩效、团队创造力、团队态度、团队行为等)展开了广泛探讨。虽然团队中普遍存在地位构建过程及成员对地位的利益追求,使得地位冲突在团队中时常发生,但该概念直到近年才被正式提出[2]。它是指人们因团队内社会层级位置而引发的冲突[2],与其它冲突有本质区别。地位冲突基于团队社会网络内的相对位置,具有结构性特征;其它冲突基于不同任务结构、个人价值信息或感知、团队过程,并随着团队经历的冲突事件而变化。因此,地位冲突具有长期性,涉及更多团队成员,会引发更多竞争行为[2]。
虽然研究发现地位冲突对团队结果有独立解释力[2],但是尚处探索阶段的零散研究主要围绕团队绩效展开,并未发现地位冲突与团队创造力关系的专门性研究。通过对两个领域的文献梳理,本文认为,内在动机可成为解读二者关系的一面“透镜”。
首先,在地位研究领域,Magee & Galinsky [14]指出,推动地位竞争的根本动力是人类与生俱来的内在动机。该观点已获得一些研究的支持。如Rustichini[24]的研究表明,当过去的竞争结果被视为人们社会地位及其内在价值的信号时,他们会有代价地提高自身地位。Halevy等[25]研究发现,由于地位意味着对组织资源的控制和社会尊重,会激发团队成员为更高地位而竞争的意愿,并努力去实现。
其次,在从知识管理、即兴创新、边界行为等不同视角展开团队创造力研究的同时,来自团队共享动机视角的研究也开始起步。如刘新梅和陈超[26]探讨了两种不同特征的团队动机氛围(绩效动机氛围和精熟动机氛围)对团队创造力的影响机理;张晓洁和刘新[27]研究发现了亲社会动机对团队创造力的积极效应。此外,江静和杨百寅[28]以团队动机驱动的信息处理理论为基础,探讨了换位思考对团队创造力的作用过程。虽然目前尚未展开共享内在动机视角的探讨,但是这些研究将个体层次动机上升为团队层次,从共享动机视角的探讨为本文提供了可行的研究路径。同时,在个体层面,许多研究表明,内在动机是影响个体创造力的重要因素[10];并且,也有学者从内在动机视角探讨影响员工创造力的作用过程。如Zhang & Bartol[29]、杨涛等[30]从该视角分别解析了授权领导、组织激励错位对员工创造力的影响机制。
综合上述文献,本文基于自我决定理论和动机感染理论,拟将个体层面内在动机上升为团队层面,从共享内在动机视角探讨地位冲突对团队创造力的影响及其作用过程,以丰富地位冲突相关理论知识并进一步拓展团队创造力研究视域。
团队创造力是在外部需求影响下,通过一系列团队过程,将团队任务特征和团队知识、多样化和技巧转化为创造性产品、工艺、服务或工作方式等的能力[31]。虽然团队创造力反映了团队整体特征,并非个体创造力的简单加总,但是团队创造力的产生离不开成员个体创造力及其交互过程。正如Drazin等[32]指出,团队创造力是团队成员共同理解、领略创造力的核心思想,并由此产生复杂的团队互动和协调过程。Barlow[33]认为,团队创造力是团队所有成员思考问题角度的一种“顿悟式转换”。因此,成员个体创造力及彼此交互过程是影响团队创造力的基础。
一方面,地位冲突能够通过激发个体创造力提升团队创造力。首先,在地位冲突中,成员在寻求更高地位时,还要规避他人对自身地位的威胁,因此会将更多精力放在工作中[34];同时,团队成员只有使用非常规手段才能在地位竞争中胜出[35],这将驱使他们在工作中主动尝试新事物,提出创新想法,或试图以独特的问题解决方式获得团队认可。研究发现,员工对地位的心理需求有助于提升创造性绩效[9]。其次,地位冲突会激发成员获得团队更高地位的期望。根据期望状态理论[36],他们尝试提升工作技能,包括完成工作所需的知识、专长及技术,而这些技能正是团队创造力不可或缺的组成部分[10]。再次,地位冲突会促使成员通过竞争性利他行为在团队中拓展社会关系,如为其他成员提供更多帮助以显示慷慨并获得影响力[37]。研究表明,这种亲社会动机对个体创造力有积极影响[38]。
另一方面,地位冲突能够激发有利于团队创造力的成员交互过程。为证明自己在团队中的专业技能和工作能力,成员会积极主动地提出新颖且有益的想法以获得团队认可。由此,地位冲突会引发不同创新思想的交流与碰撞,这将加深成员对任务的理解,打破团队一致性思维模式,从而作出更富创造性的决策。此外,中国传统文化不同于西方文化,它蕴涵倡导平衡与和谐的集体主义文化和具有内敛与包容性格的中庸文化。因此,在中国情境下,地位冲突不至于导致成员工作热情下降[34]。尤其是,处于地位冲突下的成员采取积极主动行为更有利于获取竞争优势。同时,Magee & Galinsky[14]的研究表明,由于个体获得实际地位的基础是工作胜任力,他们在组织中的地位与其针对组织目标作出的贡献显著相关。这将促使成员将精力放在工作目标上,将组织目标内化为个人目标,从而促使整个团队对集体目标有更强的理解力和更多投入,这将有利于激发整个团队的创造潜能。故提出研究假设:
H1:地位冲突对团队创造力有正向影响。
团队心理授权是将个体心理授权拓展到团队层次的概念,是指团队成员在工作环境中共同产生的被授权体验[16]。近年来,团队心理授权作为探究团队过程的重要变量而受到关注。如Mathieu等[18]引入团队心理授权探讨团队人力资源政策等对团队效能的作用机制;Chen等[39]、Tuuli & Rowlinson[40]分别探讨了团队心理授权在授权领导气氛与团队绩效、授权气氛与团队绩效行为间的中介作用。尽管如此,团队心理授权在团队过程研究上还有很大空间。本研究拟以团队心理授权为中介,探讨地位冲突对团队创造力的作用过程。
在结构维度上,Kirtman & Rosen[16]提出四维结构,包括团队效能感、工作意义、工作自主权、工作影响力;王国猛等[19]的二维结构包括能力导向型授权体验和任务导向型授权体验;Hyatt & Ruddy[17]提出包括工作自主性和责任感的二维结构。由于Hyatt & Ruddy[17]的二维结构更能体现授权及授权实践者的内涵,更能捕捉基于动机的团队心理授权体验[18],因此本文拟采用该二维结构进行探讨。
首先,地位冲突能够激发团队工作自主性。根据自我决定理论,人类个体天生具有追求自我发展的倾向[13]。由于地位意味着拥有促进自我发展的社会资源和积极评价,它作为个体的一种内在偏好[14],将在成员交互过程中通过动机感染驱动整个团队的工作自主性。结合期望状态理论[36],组织往往基于个体表现确定相应地位的胜任力,为此,员工会主动掌握与工作相关的技能,规划工作完成进度,创造高效的任务环境,通过各种途径使组织相信他们具有更高地位的胜任力。此外,Anderson & Kilduff[41]发现,追求社会地位的成员会主动提高任务完成能力,并通过无私表现拓展更多社会关系,以试图获得地位提升。类似地,刘智强等[35]的研究表明,地位竞争能够驱动团队成员自主开发在影响力、执行力及关系网络等方面的潜力以寻求更高地位。总之,地位冲突将通过成员间的社会交互及其动机感染,激发并形成整个团队的自主性动机。
其次,地位冲突能够激发团队工作责任感。组织往往根据个体对团体的贡献度赋予其地位[36],这将激励存在地位冲突的成员不断提升实现团队目标的努力程度,促进其自我价值与团队目标融合。此外,个体获得实际地位和受到一致性认可的基础是工作胜任力[14],这将促使成员在团队工作中有意识地提高工作胜任力。这些都将提升成员对团体目标的承诺,使其不再基于上级权威承担任务,而是更加关注他们在团队工作中所承担的责任。故提出研究假设:
H2a:地位冲突与团队心理授权正相关。
根据自我决定理论,实现外在动机内化的自主性动机能够促进创造力提升[42]。团队心理授权作为整个团队共享的自主性动机[43],能够激励成员在工作中主动寻求进步,积极探索并试图创新性解决工作问题。如Amabile[44]发现,高自主性团队会通过灵活性的工作安排实现自己的想法或创意,从而表现出更高创造力。此外,高自主性团队具有较高团队效能感,这将激励成员努力克服创造性活动中的各种困难和逆境[45]。Reilly等[20]也发现,被授权的团队更具灵活性,有利于针对新产品开发中的不确定性作出有效反应,并对创新持有更高热情。可见,团队心理授权所反映的内在工作自主性有助于提升团队创造力。
团队心理授权的另一维度——工作责任感也能激发团队创造力。一方面,较高的工作责任感会提升成员工作激情和专注度,使其愿意花费更多时间和精力,从不同角度分析和思考问题,并通过多样化路径寻求解决问题的新思路[45]。另一方面,富有工作责任感的团队对任务目标具有较高承诺,这将促使成员更认可工作意义和价值,从而为实现团队目标而愿意尝试创造性工作。故提出研究假设:
H2b:团队心理授权对团队创造力有正向影响;
H2c:团队心理授权中介了地位冲突与团队创造力的关系。
关系冲突是指因团队人际不相容性而导致的分歧,如情感摩擦、个人价值观差异等[22]。由于关系冲突根植于难以相容的基本个体差异,因此常常存在于团队工作中[6]。大量研究表明,伴随关系冲突的产生,团队成员会产生不信任、沮丧等一系列负面情绪,并对整个团队有消极影响[3,5]。在以圈子、关系为典型特征的中国文化情境下,关系冲突对团队的影响更加凸显。因此,有必要考察关系冲突在地位冲突与团队创造力间可能存在的调节作用。
首先,根据自我决定理论,个体需要来自周围他人的关爱、理解和支持,而满足这种归属需要的社会情境能够促进外部动机内化[13]。但是,当关系冲突较高时,成员间的负面沟通将降低团队凝聚力,破坏成员团队归属感[6],削弱地位冲突激发的内在动机,不利于团队心理授权体验形成。其次,在高关系冲突下,人际关系紧张会导致成员间不信任,使成员在地位冲突中要花费更多精力去应对人际关系和竞争防范,从而投入有限的工作专注力,限制其认知能力和信息处理能力,降低对工作问题的深度思考;高关系冲突也会导致成员间产生芥蒂和隔阂,降低他们为团队目标共同努力的意愿[3],从而抑制整个团队的自主性共享动机。此外,根据威胁-僵化理论[46],高关系冲突会加剧成员在地位冲突中的威胁感知,促使其选择退缩、防守的竞争策略,不断压缩自己的心理安全范围并拒绝合作,这些都会对团队成员责任感产生消极影响,负向影响团队心理授权。故提出研究假设:
H3:关系冲突调节了地位冲突与团队心理授权的正向关系。关系冲突水平越高,地位冲突对团队心理授权的正向影响越弱;反之,越强。
程序公平是指用于决定结果的方法、机制和过程的公正性[47]。它与分配公平构成组织公平的基本维度,但二者存在本质的不同。分配公平关注结果公平;程序公平关注达成结果的过程公平。分配公平受到客观因素的影响较大;程序公平包含的主观成分较多[47]。正因如此,大量研究表明,决定特定结果的程序公平比切实的结果分配公平更重要,它不仅影响员工与工作有关的情绪、态度和行为,还与员工的自我认同、自尊及社会归属等影响内在动机的要素密切相关[21,47]。同时,由于程序公平针对涉及所有成员的正式程序与政策实践,使其比分配公平更容易在团队中扩散[47]。因此,本研究将考察程序公平在地位冲突与团队创造力间的调节作用。
动机感染理论指出,在动机感染过程中,期望形成影响知觉者的动机定向[15]。当程序公平度较高时,通过赋予相关政策和程序科学性、可预测性,能够增强成员通过付出获得相应地位回报的期望,使他们相信只要努力就有机会在地位竞争中胜出,这会强化地位冲突激发出的团队自主性动机,促进团队心理授权。同时,程序公平传达了对团队成员的尊重与支持[48],使他们体验到自我价值和工作胜任感,这将增强整个团队的工作自主性。进一步地,根据社会认知理论[49],由此形成成员对角色及能力的共同信念会增强整个团队的工作责任感,从而提升地位冲突对团队心理授权的积极效应。
相反地,当程序公平度较低时,成员对自己是否通过努力获得更高地位回报时存在较大不确定性,由此产生的不安全感将削弱地位冲突激发出的自主性动机,阻碍整个团队心理授权感形成。同时,程序不公平会降低成员归属感[50],导致自我认同与团队认同分离,对工作意义产生质疑,削弱个体工作自主性动机,破坏地位冲突下的团队心理授权感知。此外,程序不公正将使成员感受不到来自组织的重视与支持,从而挫伤他们争取地位的信心,削弱团队工作责任感。故提出研究假设:
H4:程序公平调节地位冲突与团队心理授权的正向关系。程序公平水平越高,地位冲突对团队心理授权的正向影响越强;反之,越弱。
综上假设,进一步推测,关系冲突越激烈,地位冲突通过团队心理授权对团队创造力产生的正向效应越弱;程序公平度越高,地位冲突通过团队心理授权对团队创造力产生的正向效应越强。因此,提出以下研究假设:
H5:关系冲突调节了团队心理授权对地位冲突与团队创造力关系的中介作用。关系冲突越激烈,团队心理授权对二者关系的中介作用越弱,反之越强。
H6:程序公平调节了团队心理授权对地位冲突与团队创造力关系的中介作用。程序公平度越高,团队心理授权对二者关系的中介作用越强,反之越弱。
综上,本研究理论模型见图1。
图1 研究框架
在山西、北京、陕西等18个省市进行问卷调查。采用网络问卷方式,指定问卷收集负责人在其所在企业进行发放。在调查之前,向负责人分派团队编号,并要求同一团队成员在问卷中填写同一个团队编号,以有效识别不同团队及成员数据。共168个团队的578名成员参与调查,剔除规律性填答或填写不完整问卷,并要求同一团队中有效问卷不得小于3份,最终得到来自104个团队的428份有效问卷,回收率为74.0%。其中,在企业性质上,民营企业、国有企业、股份制企业、中外合资企业、外资企业样本分别占40.4%、38.5%、14.4%、1.0%、1.0%,其它占4.7%;在团队规模上,5人及以下、6-10人、11-15人、16-20人、21人以上的团队分别占18.3%、26.9%、19.2%、6.7%、28.9%;在团队性质上,研发团队、服务团队、管理团队、营销团队、生产团队分别占47.1%、20.2%、12.5%、12.5%、4.8%,其余为其它团队;团队工作年限在0.5年以下、0.5-1年、2-5年、6-9年、10年以上分别占4.8%、56.7%、30.8%、6.7%、1.0%;被调查者中,43.9%为男性,79.6%为具有本科以上学历。
地位冲突选取Bendersky & Hays[2]开发量表中的3个题项,包括“团队成员为维护他们在团队中的优势地位而存在冲突”等。为完整诠释地位冲突,根据非正式地位的概念内涵[14],补充2个题项,如“团队成员为了赢得更高声望而竞争”。团队心理授权改编自Mathieu等[18]的二维量表。其中,工作自主性维度包括 “我所在团队会为了提高绩效而改变工作过程”等6个题项;工作责任感维度包括“我所在团队成员非常关心自己从事的工作”等4个题项。关系冲突改编自Jehn[22]的量表,包括“团队成员在相处过程中常常会有些不愉快”等5个题项。程序公平采用Niehoff & Moorman[51]的量表,包括“公司作出的工作决定不含偏见”等6个题项。团队创造力改编自Chen[52]的量表,共10个题项,如“团队经常提出大量新点子”等。
此外,本研究控制了可能对团队心理授权及团队创造力产生影响的团队统计变量(如团队规模、团队性质、团队工作年限等)及任务互依性等团队特征变量。其中,任务互依性改编自Vegt等[53]的量表,包括“团队成员工作彼此相互依赖”等4个题项。此外,由于任务冲突、过程冲突往往与地位冲突、关系冲突同时存在[7],且对团队创造力产生影响[3-5]。因此,为检验地位冲突的独立解释效应及关系冲突的调节作用,也控制了任务冲突、过程冲突2个变量。其中,任务冲突采用Jehn[22]的量表,包括“团队成员会就工作任务提出不同讨论方案”等4个题项;过程冲突借鉴Jehn[23]的量表,包括“工作中存在责任推卸或责任不明确现象”等5个题项。
上述量表均采用Likert 6级测量法(从“非常不同意”到“非常同意”)。
2.3.1 信度与效度检验
分析结果表明,地位冲突、关系冲突、程序公平、团队心理授权、团队创造力、任务互依性、任务冲突、过程冲突等量表的α值分别为0.887、0.928、0.871、0.917、0.924、0.806、0.825、0.881,均大于0.8,表明信度良好,达到心理测量学要求。同时,团队心理授权中工作自主性和工作责任感的α值分别为0.877与0.894,合并后的α值为0.917,因此,参考以往做法,将两维度均值作为团队心理授权的测量值是可行的。
采用主成分分析和最大方差旋转对各量表进行探索性因子分析,结果显示,上述量表的各因子载荷均大于0.5,累计方差比例分别为68.926%、77.572%、61.129%、67.952%、59.631%、63.455%、65.864%、68.339%。此外,上述量表的KMO值分别为0.832、0.871、0.881、0.914、0.926、0.793、0.794、0.874,Bartlett球体检验的卡方统计值显著性概率均小于0.001,表明完全适合进行因子分析。验证性因子分析结果表明,团队冲突构成的四因子模型(地位冲突/关系冲突/任务冲突/过程冲突)具有较好效度(χ2/df=1.883; CFI=0.974; TLI=0.969; RMSEA=0.045; SRMR=0.046);程序公平(χ2/df=4.022; CFI=0.976; TLI=0.959; RMSEA=0.084; SRMR=0.025)、团队心理授权(χ2/df=4.317; CFI=0.956; TLI=0.942; RMSEA=0.088; SRMR=0.036)、团队创造力(χ2/df=3.501; CFI=0.971; TLI=0.957; RMSEA=0.076; SRMR=0.032)和任务互依性(χ2/df=1.467; CFI=0.999; TLI=0.998; RMSEA=0.018; SRMR=0.010)的拟合指标均达到可接受标准。
2.3.2 数据聚合检验
从组内同质性和组间差异性两方面论证将成员个体数据聚合到团队层面的合理性,结果见表1。各变量的Rwg均值都大于检验标准0.7,ICC(1)均在0~0.5的范围内,表明不同变量在各团队中有充分的内部同质性。除任务互依性的ICC(2)值为0.692外,其它变量的ICC(2)值大于检验标准0.7,表明采用个体数据均值有较高可信度。在组间差异性方面,这些变量方差分析的F值都达到了显著性水平,表明不同团队间有显著差异。因此,将这些变量的个体测量均值聚合到团队层面是可行的。
表1 数据聚合检验结果
指标地位冲突关系冲突程序公平团队心理授权团队创造力任务互依性任务冲突过程冲突Rwg均值0.8400.8070.9120.9200.9160.9420.9370.878ICC(1)0.4890.4920.4730.4750.4410.3530.4770.486ICC(2)0.7980.8000.7870.7880.7650.6920.7900.796
2.3.3 共同方法偏差检验
本研究数据采用自我报告式问卷进行收集。尽管在问卷设计和调查过程中采取了一些控制措施,如通过指导语、改进量表项目、减少测量目的猜度、采用问卷隔断式排版、保护被试者匿名性等,仍可能存在共同方法偏差。因此,运用Harman的单因子测试法进行检验。结果表明,共抽取9个特征值大于1的因子,共占总方差的67.950%,其中,第一个因子占总方差的27.963%。虽然单个因子的方差未占大多数,但鉴于Harman单因子检验的不敏感性,同时采用验证性因子分析进行检验。结果表明,地位冲突、关系冲突、程序公平、团队心理授权和团队创造力相互独立的五因子模型有较好拟合效果(χ2/df=1.579; CFI=0.907; TLI=0.898; RMSEA=0.075; SRMR=0.059),且优于单因子模型(χ2/df=2.949; CFI=0682; TLI=0.656; RMSEA=0.137; SRMR=0.137)以及将地位冲突与关系冲突合并后的四因子模型(χ2/df=2.031; CFI=0.834; TLI=0.818; RMSEA=0.100; SRMR=0.109)。可见,本研究不存在严重的共同方法偏差问题。
研究变量描述性统计和相关矩阵分析结果见表2。结果显示,地位冲突与团队心理授权(r=0.541,p<0.01)、团队创造力(r=0.473,p<0.01)显著相关;团队心理授权与关系冲突不相关(r=-0.026,p>0.05),与程序公平(r=0.531,p<0.01)、团队创造力(r=0.861,p<0.01)显著正相关;关系冲突与团队创造力不相关(r=0.035,p>0.05),程序公平与团队创造力显著正相关(r=0.573,p<0.01)。
表2 描述性统计结果与相关系数矩阵
均值标准差123456789101团队规模3.0101.498-2团队性质2.8171.4400.127-3团队工作年限2.4380.6770.260∗∗0.098-4任务互依性4.6940.369-0.126-0.032-0.144 -5任务冲突4.7300.4430.1150.0540.121 0.179 -6过程冲突4.1400.6630.0170.011-0.075-0.0500.092-7地位冲突4.2240.7140.108-0.061-0.162-0.0440.225∗ 0.300∗∗- 8关系冲突3.0080.8090.0140.030-0.0600.0810.0870.503∗∗0.231∗-9程序公平4.3970.5360.0950.0270.0900.239∗0.409∗∗-0.0770.147-0.203∗-10团队心理授权4.5960.5010.0730.0120.0720.215∗0.490∗∗0.0180.541∗∗-0.0260.531∗∗-11团队创造力4.4750.5020.138-0.0730.0750.194∗0.503∗∗0.0520.473∗∗0.0350.573∗∗0.861∗∗
注:N=104;*p<0.05,**p<0.01
为进一步检验上述变量内在关系,采用Mplus 7.4统计软件进行层次回归分析,结果见表3。
将控制变量、自变量纳入回归模型(M6)后显示,地位冲突对团队创造力有显著正向影响(β=0.305, p<0.001),H1得到验证。
地位冲突对团队心理授权有显著正向影响(M2:β=0.387, p<0.001);团队心理授权对团队创造力有显著正向影响(M7:β=0.806, p<0.001);将地位冲突和团队心理授权同时纳入回归模型M8后,团队心理授权的回归系数达到显著水平(β=0.816, p<0.001),而地位冲突对团队创造力的回归系数变得不显著。该结果表明,团队心理授权对地位冲突与团队创造力的关系起到完全中介作用,H2a、H2b、H2c得到验证。
以团队心理授权为因变量,将地位冲突分别与关系冲突、程序公平的交互项纳入回归模型(M4)后,对团队心理授权的解释力提高了5.7%(p<0.001)。其中,地位冲突与关系冲突的交互项对团队心理授权影响显著(β=-0.223, p<0.05),95%的置信区间为[-0.356,-0.068],不包含0。为进一步验证该调节效应,以关系冲突的均值加减一个标准差为分组标准,得到调节效应如图2所示。结果显示,较高水平的关系冲突会缓解地位冲突对团队心理授权的正向影响;反之,将促进二者形成正向关系,因此H3得到验证。但是,地位冲突与程序公平的交互项对团队心理授权并无显著影响(β=-0.122, p>0.05),H4未得到验证。
表3 地位冲突对团队创造力影响力的层次回归分析结果
预测变量团队心理授权M1M2M3M4团队创造力M5M6M7M8团队规模0.011-0.013-0.018-0.0080.0360.0170.0270.028团队性质-0.0050.0090.0090.026-0.038-0.027-0.034∗-0.035∗团队工作年限0.0210.1070.0910.0340.0140.082-0.003-0.005任务互依性0.1900.257∗0.1910.1890.1680.2200.0140.011任务冲突0.521∗∗∗0.376∗∗∗0.258∗0.256∗∗0.534∗∗∗0.421∗∗∗0.1150.114过程冲突-0.012-0.119-0.065-0.0680.012-0.0730.0210.024地位冲突(SC)0.387∗∗∗0.365∗∗∗0.295∗∗∗0.305∗∗∗-0.011关系冲突(RC)-0.040-0.036程序公平(PJ)0.283∗∗0.307∗∗∗SC×RC-0.223∗SC×PJ-0.122团队心理授权0.806∗∗∗0.816∗∗∗R20.2600.5070.5890.6460.2860.4390.7650.765△R20.260∗∗∗0.247∗∗∗0.082∗∗∗0.057∗∗∗0.286∗∗∗0.153∗∗∗0.326∗∗∗0.326∗∗∗
注:N=104;*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001,下同
图2 关系冲突对地位冲突与团队心理授权的调节作用
根据Edward & Lambert[54]的建议,采用中介效应的差异分析法进一步检验有调节的中介作用。参考研究者的通常做法,以均值加减一个标准差选取调节变量的较高值和较低值,然后运用Mplus 7.4,通过设定bootstrap 再抽样5 000次运行不同取值下的直接效应、间接效应、总效应及其差异。从表4可看出,地位冲突通过团队心理授权影响团队创造力的间接效应在关系冲突较高时不显著(β=0.124, p>0.05),而在关系冲突较低时显著(β=0.417, p<0.001),且两者差异显著(Δβ=-0.293, p<0.05)。因此,H5得到验证。但是,当程序公平度较高和较低时,地位冲突通过团队心理授权对团队创造力的间接作用效应不存在显著差异(β=-0.047, p>0.05)。因此,H6未得到验证。
表4 有调节的中介效应分析结果
调节变量阶段第一阶段PMX第二阶段PYM效应直接效应PYX间接效应PYMPMX总效应PYX+PYMPMX关系冲突高0.1870.666∗∗∗-0.0790.1240.045低0.506∗∗∗0.824∗∗∗0.0280.417∗∗∗0.445∗∗∗差异性-0.319∗-0.158-0.107-0.293∗-0.400∗∗程序公平高 0.308∗∗0.768∗∗∗0.0560.236∗0.292∗低0.396∗∗∗0.714∗∗∗-0.0300.283∗∗∗0.253∗差异性-0.0880.0540.086-0.0470.039
(1)地位冲突对团队创造力有显著正向影响。该结果表明,地位冲突会激发成员追求自我发展的内在动机,使其在工作中付出更多创造性努力,以获得更高地位;同时,也会进一步激发成员间不同思想碰撞,促进有利于团队创造力提升的交互过程。正如早期学者Gedo[55]指出,渴望影响和控制社会环境的外在动机能够通过动机内化促进创造力提升,这是由于创造力能够帮助人们改变他们的环境以更好地满足其需要。尤其在中国,由于受到传统儒家思想的影响,人们对面子格外注重。地位作为社会性组织评价,是面子产生的重要来源[56]。因此,地位冲突将激发成员力求成功的内在动力,并通过创造性努力获得社会对自我价值的认可,以获得现实中的面子。同时,中庸思想倡导平衡与和谐的价值取向,使内敛与包容成为中国人行为处事的基本准则。为此,周密和赵欣[34]也指出,在中国,地位冲突不至于因相互竞争而导致工作投入度降低。研究发现,与个体主义国家相比,在集体主义文化影响下的中国,阶层制度将发挥更大效用[25]。此外,汤超颖等[57]研究表明,内在动机能够通过人际互动路径对团队创造力产生积极影响。本研究结果也凸显了成员交互过程在形成有助于团队创造力的共享内在动机中的重要作用。
(2)团队心理授权解释了地位冲突对团队创造力的完全中介作用。研究结果表明,地位冲突会激发成员的自主性动机和工作责任感,并在彼此交互中通过动机感染促进共享内在动机——团队心理授权形成,由此激发成员自主尝试新挑战,探索新问题,并更富责任感地付诸团队目标实现,这些将有助于整个团队创造潜能发挥。该结果验证了从共享内在动机视角考察地位冲突对团队创造力作用机制的可行性。
(3)关系冲突在该过程中起负向调节作用。激烈的关系冲突将破坏成员团队归属感和工作士气,削弱地位冲突激发出的自主性动机,由此引发的一系列负面情绪也会分散成员工作专注力,不断降低心理安全感,导致工作责任感降低,消耗地位冲突激发出的团队心理授权,从而削弱地位冲突对团队创造力的积极效应。相反地,低水平关系冲突有助于树立成员的积极心理状态和良好工作愿望,促进地位冲突激发下的共享心理授权形成,进一步释放团队创造潜能。可见,关系冲突调节了团队心理授权对地位冲突与团队创造力关系的中介效应。
(4)程序公平对该过程的调节作用并不显著。可能的解释是,与程序公平相比,中国人对分配公平更敏感[58]。尤其在关于正式地位的团队冲突中,成员更关注付出的努力是否获得切实的地位回报,而非实施程序是否公平。如果在结果分配上得不到公平对待,也会降低自我发展控制感。此外,在非正式地位冲突中,成员对于自身能力及影响力的社会认可更敏感[14],而非受到组织决策制度的影响。因此,程序公平难以影响因非正式地位冲突引发的团队心理授权及其形成的团队创造力。可见,在未来有必要区分正式地位和非正式地位的团队冲突以检验程序公平、分配公平的调节作用。
本研究拓展了地位冲突的相关理论知识。地位冲突研究尚处探索阶段,零散的相关研究主要聚焦于地位冲突与团队绩效的关系,且呈现不一致结论。本研究尝试探讨它对团队创造力的影响效应,丰富了关于地位冲突及其有效性的深刻理解。
本研究拓展了团队创造力领域关于冲突的研究视域。由于受到团队冲突三分法的深刻影响,有关冲突的团队创造力研究主要集中在任务冲突、关系冲突、过程冲突上。本研究从新近提出的地位冲突概念入手,拓展了团队创造力领域的冲突理论知识。此外,将关系冲突同时纳入研究模型进行调节作用探讨,丰富了该领域多重冲突交互效应的研究。
本研究开拓了地位冲突对团队结果变量影响的理论解释视角,而现有研究忽略了地位冲突过程中对团队共享心理特征的洞察。本研究从共享内在动机这一全新视角,通过团队心理授权生动刻画了地位冲突对团队创造力的作用过程。
在实践中,管理者应理性看待地位冲突。它并非仅有破坏性,只要善于洞察团队中可能存在的地位冲突,并有意识地加强引导和管理,就能使之成为良性竞争,有效激发整个团队的创造潜能。
管理者应重视团队心理授权的培育。在日常工作中,对成员新想法及创新行为提供积极的正向反馈,并适当安排具有较高挑战性或复杂性工作,为其提供更大自主空间;也可通过授权,引导成员自主设定个人绩效目标,提升工作责任感。同时,还需加强开放性内部沟通机制建设。这些将有助于增强地位冲突下团队成员的内在动机,通过促进整个团队心理授权体验的形成,激发团队创造潜能。
管理者对团队人际关系要有敏锐的洞察力,注重沟通技能提升及人格魅力塑造,同时,采取有效方式化解可能存在的关系冲突。具体地,在日常工作中,管理者应主动促进成员间相互了解,增进成员信任,这将有助于形成化解关系冲突的“缓冲器”。面对冲突时,不应采取回避态度,而应防止关系冲突扩大升级,并作为第三方进行主动干预和调解。以中庸思维,力求从多方角度考量,注重整合性和开放性,促使成员在和睦相处的前提下各抒己见,在团队中形成“和而不同”的和谐氛围。此外,也可组织一些聚餐、郊游等业余活动,增强成员沟通以及对彼此性格、态度、动机等方面的了解,促进相互信任,减少因误解而产生的不必要人际摩擦。这些都将有效提升地位冲突对团队创造力的积极影响。
本研究还存在一些局限性,有待从理论研究和方法论两方面进一步完善。
在理论研究方面:①有待进一步拓展地位冲突对团队创造力产生积极效应的边界条件研究。由于团队及其成员存在于组织中,团队创造力的形成会受到组织因素影响。在中国,国有企业、民营企业等不同性质企业存在人力资源管理制度差异,可能对团队创造力产生影响。此外,不同任务特征、外部压力等团队情境也可能对地位冲突的作用过程产生不同影响[2]。由于程序公平的调节作用并未得到验证,有必要解析不同地位冲突类型(如正式地位冲突和非正式地位冲突)对团队创造力的效应,并探讨分配公平可能在正式地位冲突与团队创造力之间的调节作用;②有待加强基于中国本土文化情境下的专门性研究或中西方跨文化比较研究,以探讨不同文化情境下地位冲突对团队创造力的差异化影响。
在研究方法论方面:①本研究采用同一时间点测量的横截面数据。由于地位冲突处于不断动态变化中,在不同发展阶段成员间具有不同交互模式,会直接影响团队效能。因此,有必要采用纵向研究设计,探讨地位冲突不同发展阶段对团队创造力的影响,以更全面理解二者的因果关系;②以员工自我报告测量多变量会增加共同方法偏差存在的可能性。尽管本研究对同源数据进行了相应技术控制,但是共同方法偏差的存在仍可能影响研究结果。因此,在未来研究中,以团队领导或客观数据对团队创造力进行测量,或采用先后两个时间点分别测量预测变量和效标变量,以避免单一数据样本和数据来源的干扰,增强变量因果关系的检验力。
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