跨界行為對創(chuàng)造力影響的跨層次雙刃劍效應

/跨界行為對創(chuàng)造力影響的跨層次雙刃劍效應【摘要】本文從資源的視角，在團隊和個體兩個層面探究了跨界行為分別對團隊創(chuàng)造力和個體創(chuàng)造力的影響以及中介機制和邊界條件。采用多階段-多來源的方式收集數據。研究結果表明在團隊層面上，團隊跨界行為會提高團隊創(chuàng)造力，但在個體層面上，員工跨界行為通過增加員工的角色壓力對個體創(chuàng)造力產生不利影響。角色寬度自我效能感調節(jié)了上述關系，相比于角色寬度自我效能感較高的員工，角色寬度自我效能感較低的員工實施了跨界行為后更容易產生角色壓力，對個體創(chuàng)造力的負向影響更強?！娟P鍵詞】跨界行為；創(chuàng)造力；角色壓力；角色寬度自我效能感 1前言 1.1問題提出 在當前中國大力推進新時代全面深化改革的背景下，企業(yè)面臨的環(huán)境瞬息萬變，這就需要企業(yè)時刻關注外部環(huán)境，從企業(yè)外部搜集信息、獲取資源以應對動蕩不安的局勢，從而在殘酷的競爭中取勝。所以企業(yè)越來越多地、迫在眉睫地鼓勵員工進行跨界行為?？缃缧袨?boundaryspanningbehavior)指個體從組織外部獲取信息并將這些信息傳遞給組織內部人員的行為(Katz&Tushman，1983)?？缃缧袨榘▓F隊和個體兩個層面，現有文獻大都在這兩個層面上分別展開研究(Marrone，Tesluk，&Carson，2007)。然而團隊跨界行為首先是在個體層面上產生的，之后才匯聚到團隊層面(Chan，1998)，兩個層面的跨界行為是相互聯系在一起的，個體跨界行為是團隊跨界行為的基礎(劉松博，李育輝，2014)。此外根據跨界行為的概念，跨界行為同時涉及員工和團隊兩個方面，會對這兩個方面同時產生影響，其中員工是跨界行為的實施者，員工所在的團隊是跨界行為的行為對象?？缃缧袨閷π袨閷嵤┱吆托袨閷ο笫欠窬哂邢嗤男?？現有的研究沒有系統(tǒng)回答這一問題。因此，同時在團隊和個體兩個層面研究跨界行為，對全面深入理解跨界行為對不同層面結果變量的影響具有重要意義。 相關的研究結果表明在團隊層面上團隊跨界行為會提高團隊創(chuàng)造力(徐建中，曲小瑜，2014)，但是在個體層面上員工跨界行為會對個體創(chuàng)造力產生什么樣的影響以及如何產生影響，對這一問題我們仍然知之甚少。很多情況下跨界行為是超越角色規(guī)范要求的角色外行為，實施跨界行為需要占用員工大量額外的時間和精力等資源(徐磊，2019)。即使是角色內要求員工跨界，員工同樣需要消耗大量的時間和精力密切關注外部環(huán)境并獲取對團隊有用的信息(Katz&Tushman，1983)。創(chuàng)造力的相關文獻表明充足的資源是提高個體創(chuàng)造力的必要條件(Amabile，1988)。因此從資源的角度來看，跨界行為會妨礙個體創(chuàng)造力。雖然已有學者意識到了跨界行為可能存在消極影響(Marroneetal.，2007)，但是沒有進一步深入探究跨界行為的消極影響是如何產生的？以及在什么條件下產生的？ 鑒于此，本研究從資源的視角出發(fā)，基于資源保存理論和先前的相關研究(Hobfoll，1989，2001；Hobfoll，Halbesleben，Neveu，&Westman，2018)，構建并實證檢驗了跨界行為分別在團隊和個體兩個層面上對創(chuàng)造力的影響，并進一步探究這些影響是如何以及在什么樣的條件下發(fā)生的。資源保存理論(conservationofresourcestheory，COR)認為個體資源損耗會引發(fā)個體緊張和壓力進而對個體產生不利影響(Hobfoll，1989；Hobfoll，Halbesleben，Neveu，&Westman，2018)。根據資源保存理論，我們認為在團隊層面上，跨界行為會為團隊獲取資源從而促進團隊創(chuàng)造力，但在個體層面上，員工跨界行為會消耗員工的資源，給實施跨界行為的員工帶來角色壓力，從而降低該員工的個體創(chuàng)造力。此外，資源保存理論的相關文獻表明自我效能感會影響個體產生壓力的過程(Hobfoll，2001；Hobfoll，Freedy，&Geller，1990)。基于此我們進一步檢驗了角色寬度自我效能感對上述關系的調節(jié)作用。 1.2跨界行為與創(chuàng)造力 Hobfoll(1989)最早提出了資源保存理論。該理論認為個體總是努力獲取、保存和保護資源。Hobfoll(1989)將資源定義為“個體特征、條件、能量等讓個體覺得有價值的東西或者獲得這些東西的方式”，包括物質資源(如廠房)、條件資源(如資歷、職位)、個體特征資源(如自我效能感、智商)和能力資源(如時間、知識)。這些資源之所以被個體認為有價值是因為它們能夠幫助個體實現其目標。 創(chuàng)造力的相關文獻表明充足的資源是提高個體創(chuàng)造力的必要條件(Amabile，1988)。資源不充足是阻礙個體創(chuàng)造力的重要因素(Amabile，1988)。沒有足夠的資源(如時間和知識)，個體將無法發(fā)現問題、找出解決問題的新方法、新思路(deJonge，Spoor，Sonnentag，Dormann，&vanDenTooren，2012)。根據資源保存理論，獲取、保存和保護資源是個體維持生存和發(fā)展的基本需要(Hobfoll，1989；Hobfolletal.，2018)。不僅個體如此，團隊也一樣，團隊為了維持自己的生存和發(fā)展也會不斷地獲取資源。團隊跨界行為是團隊獲取資源的一種重要方式。在團隊層面上，跨界行為的目的是實現團隊目標(Choi，2002)，在與外部進行互動過程中，員工會有意識地獲取對團隊有用的信息和資源。通常情況下，這些資源是團隊內部缺乏的，與團隊內部的資源相比，它們是異質的、新穎的。而異質的、新穎的資源是提高團隊創(chuàng)造力所必需的(張大力，葛玉輝，2016)。此外，跨界行為團隊會主動與組織高層領導建立聯系以取得高層領導的支持與承諾(Ancona&Caldwell，1992)，這對于提高團隊創(chuàng)造力是非常重要的，因為創(chuàng)造性活動具有很大的風險，很容易失敗(朱金強，徐世勇，張麗華，2018)。獲得領導的支持可以解決團隊的后顧之憂，使團隊放心地投入創(chuàng)造性活動中，從而提高團隊創(chuàng)造力。實證研究表明團隊跨界行為會提高團隊創(chuàng)造力(徐建中，曲小瑜，2014)。 但在個體層面上，首先，無論是角色內還是角色外的跨界行為，跨界員工都需要長時間密切關注外部環(huán)境，從外部龐雜而又瞬息萬變的環(huán)境中獲取對團隊有用的信息，還需要將這些信息轉化成團隊成員能理解的知識，然后傳遞給團隊成員(Katz&Tushman，1983)，這個復雜的過程本身就會消耗員工大量的時間和精力。實證研究表明員工跨界行為與員工的資源損耗顯著正相關(徐磊，2019)。其次，無論是角色內還是角色外的跨界行為，只要員工跨界就意味著員工需要與眾多的利益相關者維持聯系(Ancona&Caldwell，1992)，應對各種各樣不同類型的人，需要處理復雜的人際關系，過多的外部人際交往活動會干擾員工的注意力，導致員工無法集中精力在創(chuàng)造性工作上，從而對個體創(chuàng)造力產生不利影響。實證研究表明跨界行為會降低員工的工作專注度(Ramarajan，Bezrukova，Jehn，&Euwema，2011)。最后，對于角色外的跨界行為，一方面，員工一般需要在正式工作時間之外進行跨界行為(Paul，Scott，&Sarah，2011)，通常會占用員工的休息時間，導致員工沒有充足的時間從工作中恢復過來，而恢復體驗是提升員工創(chuàng)造力的重要因素(Eschleman，Madsen，Alarcon，&Barelka，2014)。另一方面，員工需要平衡角色內的任務工作和角色外的跨界行為，這會花費員工大量的時間和精力。個體的時間和精力等資源是有限的，跨界行為大量損耗個體資源會導致個體花費在創(chuàng)造性活動中的資源減少，從而不利于提升個體創(chuàng)造力。綜上，我們提出如下假設： 假設1：在團隊層面上，團隊跨界行為促進團隊創(chuàng)造力。但是在個體層面上，員工跨界行為會降低該員工的個體創(chuàng)造力。 1.3角色壓力的中介作用 資源保存理論認為實際的和潛在的資源損失都會引發(fā)個體的壓力反應，當產生壓力后，個體會采取措施緩解壓力(Hobfoll，1989；Hobfolletal.，2018)。根據該理論我們提出員工跨界行為會消耗該員工的時間和精力等資源從而引起員工的角色壓力，進而對個體創(chuàng)造力產生不利影響。角色壓力指個體不能有效地完成角色期望時產生的一種壓力，包括角色沖突、角色模糊和角色過載三個方面(Kahn，Wolfe，Quinn，Snoek，&Rosenthal，1964)。角色沖突指員工無法同時滿足多個角色的不一致要求或期待(Kim，Murrmann，&Lee，2009；Rizzo，House，&Lirtzman，1970)。角色模糊指員工對自己扮演的角色不明確或缺乏應有的理解，無法獲得清晰的角色期望(House&Rizzo，1972；Rizzoetal.，1970)。角色過載指角色期望超出了個人能力所能承受的限度(Singh，1998)。 角色壓力往往發(fā)生于跨邊界活動中(王三銀，劉洪，劉潤剛，2017)。無論是角色要求員工跨界，還是員工角色外跨界，只要員工實施跨界行為，員工就需要與外部不同的利益相關者接觸，在與不同的外部利益相關者互動過程中員工需要扮演不同的角色。每一種角色對員工的要求不一樣，有時甚至是沖突的(Ramarajanetal.，2011)，員工頻繁的進行跨界活動，就需要不斷地在多種不同甚至可能沖突的角色之間進行切換。一方面這容易引發(fā)員工的角色沖突，另一方面也會使員工產生困惑，對自己定位不清晰，導致出現角色模糊。如果跨界行為是角色外行為的話，一方面，跨界行為員工除了承擔團隊內的角色任務外，還需要額外承擔從外部獲取信息、處理信息和傳遞給信息等多重任務，這本身增加了員工的工作量，會大量消耗員工的時間和精力等資源，容易引起員工角色過載(鄧春平，劉小娟，毛基業(yè)，2018)。實證研究表明消耗員工時間和精力的角色外幫助行為容易使員工產生角色壓力(陳曉暾，陳歡，羅文春，2020)。另一方面，角色內的任務工作和角色外的跨界行為對員工的要求可能并不一致，這容易導致員工產生角色沖突。 根據資源保存理論當個體產生壓力后會采取措施防止資源進一步損失(Hobfoll，1989；Hobfolletal.，2018)。創(chuàng)造性活動是一種會大量消耗員工資源的活動。當跨界行為員工因資源消耗過大產生壓力后，會導致該員工沒有足夠的資源投入到創(chuàng)造性活動中，為了防止資源進一步損失，員工就會減少對創(chuàng)造性活動的投入，選擇放松來恢復資源(deJongeetal.，2012)，等資源恢復后再投入工作中。實證研究表明角色壓力會降低員工的工作投入(王國芳，韓鵬，楊曉輝，2014)。此外，角色壓力往往伴隨情緒耗竭(王紅麗，張筌鈞，2016)，情緒耗竭狀態(tài)下的員工通常缺乏工作動力(萬穎瑩等，2011)，沒有動力投入到創(chuàng)造性活動中。實證研究表明角色壓力會降低員工的創(chuàng)造力(ekmecelioglu&Günsel，2011)?；谝陨戏治?，我們提出： 假設2：員工跨界行為通過增加員工的角色壓力從而降低員工的個體創(chuàng)造力。 1.4角色寬度自我效能感的調節(jié)作用 資源保存理論認為擁有較多資源的個體更不容易受到資源損失的影響，并確定了自我效能感為一種重要的個體特征資源(Hobfoll，2001)，是維持個體資源庫的重要因素(Hobfoll，2001，p.349)，影響資源損失導致壓力產生的過程(Hobfoll，2001)。角色寬度自我效能感是一種重要的自我效能感，并且與跨界行為和角色壓力這兩個變量密切相關。據此我們提出角色寬度自我效能感會調節(jié)跨界行為與角色壓力之間的關系。角色寬度自我效能感指員工對自己執(zhí)行范圍更廣、主動性更強并超越工作職責要求的任務的能力感知(Hwang，Han，&Chiu，2015)。它是自我效能感的一種具體形式，強調員工是否有信心執(zhí)行更廣的角色外行為(Galperin，2012)。 跨界行為是一種非常具有挑戰(zhàn)性和復雜性的活動(Marroneetal.，2007)，實施跨界行為會消耗員工大量的時間和精力等資源。角色寬度自我效能感作為一種重要的個體特征資源(Hobfoll，2001)，能夠幫助員工抵御實施跨界行為帶來的資源損耗。根據資源保存理論(Hobfoll，2001)，角色寬度自我效能感高的員工擁有更多的資源，而具有較多資源的員工對資源損失更不敏感，更不容易產生壓力。具體來講，與低角色寬度自我效能感的員工相比，高角色寬度自我效能感的員工更加自信，他們相信自己能夠處理好與利益相關者的關系(Marroneetal.，2007)，這份自信能夠幫助員工減緩跨界行為帶來的資源損耗，從而降低跨界行為的負面效應，減輕角色壓力。角色寬度自我效能感較高的員工更加相信自己有能力完成超越本職工作的任務(廖輝堯，梁建，2015)，有信心執(zhí)行更多的角色外行為(Galperin，2012)，他們具有較高的應對挫折的能力(Hartog&Belschak，2012)，相信自己有能力應對各種困難(廖輝堯，梁建，2015)。因此在面對跨界行為的挑戰(zhàn)性和復雜性，相互沖突的角色要求、角色模糊和角色過載時，他們有信心扮演好各種角色，相信自己能夠處理這些問題，即使實施再多的跨界行為也不容易產生角色壓力?；谝陨戏治?，我們提出如下假設： 假設3a：角色寬度自我效能感調節(jié)員工跨界行為與角色壓力之間的關系。員工的角色寬度自我效能感越高，員工跨界行為對角色壓力的正向影響越弱。 進一步，員工的角色壓力降低后，員工投入創(chuàng)造性活動的主動性和積極性就會提高。尤其是高角色寬度自我效能感員工，他們會以更加超脫的狀態(tài)激發(fā)主動和創(chuàng)新行為(Parker，Williams，&Nick，2006)，更加積極的從事創(chuàng)造性活動。綜合假設2和假設3a，我們提出如下的第一階段被調節(jié)中介模型假設： 假設3b：角色寬度自我效能感調節(jié)角色壓力在員工跨界行為與個體創(chuàng)造力之間的中介作用。員工角色寬度自我效能感越高，角色壓力的中介作用越弱。 2方法 2.1樣本 本研究的樣本來源于北京、深圳、上海的幾家企業(yè)，主要涉及金融、咨詢、互聯網等行業(yè)。研究者事先向各企業(yè)負責人說明調查目的，并讓他們確定能夠參與調查的下屬和主管的名單，然后我們根據名單對問卷進行配對編號。問卷發(fā)放以紙質版為主，少量問卷通過電子郵件方式發(fā)給調查對象。 為了盡可能減少同源偏差的影響，本研究采用多階段-多來源的方式收集數據。數據收集分兩次進行，分別從下屬和主管兩個來源收集。在第一階段，邀請到620名下屬參與調研。我們讓下屬評價自己的跨界行為、角色寬度自我效能感、角色壓力以及下屬的個人基本信息，該輪調查共得到590名員工問卷。大約1個月后進行第二階段的數據收集，邀請到135名主管參與調研。我們讓主管評價第一階段已經完成問卷的下屬的創(chuàng)造力和主管的個人基本信息，該輪調查共得到120名主管問卷。 兩輪調研后，我們根據事先確定好的編號對下屬和主管問卷進行配對。刪除無法配對和填寫不完整的問卷后，最終獲得536名員工問卷(有效回收率90.32%)和111名主管問卷(有效回收率82.22%)。團隊規(guī)模(即每名主管評價的下屬人數)在3～8人之間，平均團隊規(guī)模為4.83人。其中，在下屬樣本中，男女比例基本持平，男性占48.1%。在學歷方面，本科最多，占61%，其余依次是大專占22.8%，研究生及以上占8.2%，中專及以下占8%。52.6%的員工已婚。下屬的平均年齡29.97歲(SD=4.49)，在本單位的平均工作年限為3.66年(SD=3.84)。在主管樣本中，男女比例也基本持平，男性占55%。在學歷方面，本科最多，占65.8%，其余依次是大專占16.2%，研究生及以上占16.2%，中專及以下僅占1.8%。81.1%的主管已婚。主管的平均年齡34.05歲(SD=4.68)，在本單位的平均工作年限為5.85年(SD=3.97)。 2.2測量 跨界行為。采用Faraj和Yan(2009)開發(fā)的跨界行為量表，讓員工評價自己從團隊外部為團隊獲取信息和資源的程度，采用7點量表，從1到7分別代表“非常不符合”到“非常符合”。共4個測量題目，典型的測量題目如“我會與團隊外的重要人物接觸為團隊獲得信息和資源”。下屬對自己的評價作為個體層面的員工跨界行為，參照Marrone等人(2007)的做法，將每個團隊內所有員工跨界行為取均值作為團隊層面的團隊跨界行為。之所以取均值，而不是方差或最大值或最小值，是因為方差法適合于探究團隊構成多樣性的變量，如年齡多樣性。而最大值或最小值法適合于團隊結果完全依賴于團隊中單個人的情況(Barricketal.，1998)。在本研究中，團隊跨界行為主要關注團隊整體跨界行為的多少，并不是關注團隊跨界行為的多樣性，所以從我們的理論關注點上來看，并不適合采用方差法。團隊整體跨界行為的多少不是由團隊中某個人的跨界行為單獨決定的，而是由團隊成員整體聯合起來決定的，所以團隊跨界行為也不適合采用最大或最小值法。同樣的道理，團隊創(chuàng)造力也采用均值法來聚合。員工跨界行為的Cronbach'sα為0.80，團隊跨界行為的Cronbach'sα為0.79。 角色寬度自我效能感。采用Parker(1998)開發(fā)的量表，共7個測量題目，典型的測量題目如“我能夠聯絡公司以外的人(如客戶)來討論問題”。采用5點量表，從1到5分別代表“非常不同意”到“非常同意”。該量表的Cronbach'sα為0.73。 角色壓力。采用李超平和張翼(2009)開發(fā)的量表，共13個測量題目，其中5個為反向計分題目。采用5點量表，從1到5分別代表“非常不同意”到“非常同意”。典型的測量題目如“我從兩個或者更多的人那里接收到互相矛盾的要求”。該量表的Cronbach'sα為0.76。 創(chuàng)造力。采用Zhou和George(2001)開發(fā)的量表，共13個測量題目，讓主管評價下屬的創(chuàng)造力，采用5點量表，從1到5分別代表“非常不同意”到“非常同意”。典型的測量題目如“他/她會提出新方法來實現工作目標”。主管對每位下屬的評價作為個體層面的個體創(chuàng)造力，將主管對團隊內所有員工的評價取均值作為團隊層面的團隊創(chuàng)造力。個體創(chuàng)造力的Cronbach'sα為0.97，團隊創(chuàng)造力的Cronbach'sα為0.98。 控制變量。先前的研究表明人口統(tǒng)計學變量會影響跨界行為和創(chuàng)造力(Marroneetal.，2007)，因此我們控制住了個體層面上員工的性別(1女、2男)、年齡(用年表示)、婚姻(1未婚、2已婚)、教育水平(1初中及以下、2中專/高中、3大專、4本科、5研究生及以上)和工齡(用年表示)，以及團隊層面上領導的性別、年齡、婚姻、教育水平和工齡，編碼方式同員工層面的相應變量。此外個體的悖論思維、團隊職能(1財務、2銷售、3生產制造、4運營、5設計、6管理、7其他，轉化為6個虛擬變量)和團隊規(guī)模(用團隊人數表示)也可能會影響員工跨界行為和創(chuàng)造力，因此本研究把個體的悖論思維、團隊職能和團隊規(guī)模也作為控制變量，以排除變量間關系其他可能的解釋。悖論思維的測量采用Miron-Spektor，Ingram，Keller，Smith和Lewis(2018)開發(fā)的量表，共9個測量題目，典型的測量題目如“當我處理相互沖突的觀點時，我可以對問題有更好的理解”。該量表的Cronbach'sα為0.86。另外，團隊來源不同的企業(yè)，可能存在嵌套效應問題，為了排除嵌套效應的影響，本研究把企業(yè)(總共27家企業(yè)，轉化成26個虛擬變量)也作為控制變量。 2.3數據分析 本研究使用SPSS22.0和Mplus7.4進行數據分析。首先，通過驗證性因子分析和平均變異萃取量(averagevarianceextracted，AVE)檢驗變量間的聚合效度和區(qū)分效度。其次，采用Harman單因子法和未測單一方法潛因子法檢驗同源偏差。然后，采用rwg、ICC(1)、ICC(2)指標來檢驗數據聚合的有效性。最后，采用多水平結構方程模型(multilevelstructuralequationmodeling，MSEM)中的路徑分析檢驗研究假設，并且通過蒙特卡羅方法(MonteCarlomethod)來計算中介效應的置信區(qū)間(Preacher&Selig，2012)。根據Edwards和Lambert(2007)的路徑分析方法檢驗被調節(jié)的中介模型。 3結果 3.1效度檢驗 采用驗證性因子分析的模型比較和平均變異萃取量檢驗變量的聚合效度和區(qū)分效度。團隊跨界行為和團隊創(chuàng)造力是團隊層面的變量，員工跨界行為、角色壓力、角色寬度自我效能感、個體創(chuàng)造力和悖論思維是個體層面的變量，所以我們用Mplus軟件構建了跨層的驗證性因子分析來檢驗變量間的區(qū)分效度。由于角色壓力、個體創(chuàng)造力、團隊創(chuàng)造力、角色寬度自我效能感、悖論思維的測量題目較多，根據吳艷和溫忠麟(2011)的建議，采用平衡法對這5個變量的測量題目進行打包，按照題目因子載荷大小進行排序后，將因子載荷最高的題目和最低的題目取均值打包成一個測量題目，以此類推。打包后角色壓力、角色寬度自我效能感、個體創(chuàng)造力、團隊創(chuàng)造力均各包含3個測量題目，悖論思維包含4個測量題目?？鐚拥尿炞C性因子分析結果如表1所示七因子模型能夠較好地擬合數據，模型中7個變量(員工跨界行為、角色壓力、個體創(chuàng)造力、角色寬度自我效能感、悖論思維、團隊跨界行為、團隊創(chuàng)造力)測量題目的標準化因子載荷除了團隊跨界行為的一個測量題目的因子載荷為0.42略低于0.5外，其余均大于臨界值0.5。并且7個變量的AVE值分別為0.59、0.64、0.87、0.47、0.64、0.62、0.93，除角色寬度自我效能感的AVE值略低于臨界值0.5外，其他6個變量的AVE值均大于臨界值0.5(Anderson&Gerbing，1988；Hair，Black，Babin，Anderson，&Tatham，2006)，說明模型中的7個變量具有一定的匯聚效度。如表1所示11個競爭模型與七因子模型相比均顯著變差，說明7個變量具有區(qū)分效度。并且如表2所示每個變量的AVE值均大于各自兩兩變量之間相關系數的平方(Fornel&Larcker，1981；Hairetal.，2006)，進一步說明5個變量具有良好的區(qū)分效度。 3.2同源偏差檢驗 為了減少同源偏差的影響，根據Podsakoff，MacKenzie，Lee和Podsakoff(2003)的建議，在研究設計階段，采用不同時間點、不同來源的方式收集數據。并且對于不同的變量分別采用5點和7點兩種不同的計分方式，此外，測量角色壓力時還設置了5道反向計分的題目。在數據分析階段，采用Harman單因子法和未測單一方法潛因子法來檢驗同源偏差的影響。Harman單因子法的結果表明探索性因子分析的KMO為0.92，Bartlett球形檢驗顯著(p＜0.000)，未經旋轉的第一個因子只解釋了總變異的33.04%。未測單一方法潛因子法結果顯示，同源方法潛因子的AVE值僅為0.35，遠遠低于臨界值0.5(Dulac，Coyle-Shapiro，Henderson，&Wayne，2008)，表明同源偏差不會對本研究中變量之間的關系產生實質性影響。 3.3數據聚合 本研究采用跨層設計，團隊跨界行為和團隊創(chuàng)造力為團隊層面的變量，但是測量是在個體水平上進行的，因此需檢驗個體水平收集的數據聚合到團隊水平的可行性。根據于海波，方俐洛和凌文輇(2004)的建議，通過rwg、ICC(1)、ICC(2)來檢驗數據聚合的有效性。結果表明團隊跨界行為rwg中位數為0.92、ICC(1)=0.33、ICC(2)=0.7；團隊創(chuàng)造力rwg中位數為0.98、ICC(1)=0.57、ICC(2)=0.86，滿足rwg中位數大約0.7(Lebreton&Senter，2007)，ICC(1)＞0.05、ICC(2)＞0.5的標準(James，1982)，說明團隊成員的評分具有足夠的組內一致性，并且具有足夠的組間差異，組間差異分別解釋了團隊跨界行為和團隊創(chuàng)造力47.05%和65.33%的變異，能夠聚合到團隊層面進行后續(xù)分析。 3.4描述性統(tǒng)計分析 各變量的均值、標準差和相關系數如表2所示，在個體層面上，員工跨界行為與角色壓力顯著正相關(r=0.15，p＜0.001)，角色壓力與個體創(chuàng)造力顯著負相關(r=-0.15，p＜0.001)。在團隊層面上，團隊跨界行為與團隊創(chuàng)造力顯著正相關(r=0.33，p＜0.001)，這些結果符合理論預期，為研究假設提供了初步支持。 3.5假設檢驗 根據Preacher，Zyphur和Zhang(2010)的方法使用Mplus7.4構建兩水平路徑分析來檢驗研究假設。結果如圖1所示，在控制了個體層面的員工悖論思維、性別、年齡、婚姻、教育水平和工齡，以及團隊層面的團隊職能、團隊規(guī)模、企業(yè)、領導的性別、年齡、婚姻、教育水平和工齡后，團隊跨界行為對團隊創(chuàng)造力具有顯著的正向影響(β=0.18，p＜0.05)。員工跨界行為對個體創(chuàng)造力的總效應為負且顯著(β=-0.02，p＜0.05)，說明員工跨界行為對個體創(chuàng)造力具有顯著的負向影響，假設1得到支持。 角色壓力中介效應的檢驗結果表明員工跨界行為對角色壓力具有顯著的正向影響(β=0.05，p＜0.01)，角色壓力對個體創(chuàng)造力具有顯著的負向影響(β=-0.34，p＜0.001)。角色壓力在員工跨界行為和個體創(chuàng)造力之間的中介效應顯著(中介效應值=-0.02，p＜0.05)，此外蒙特卡羅方法顯示中介效應95%的置信區(qū)間不包含0(-0.03，-0.006)，說明角色壓力中介了員工跨界行為與個體創(chuàng)造力之間的關系，假設2得到支持。 角色寬度自我效能感調節(jié)效應的檢驗結果表明員工跨界行為與角色寬度自我效能感的乘積項系數顯著(β=-0.08，p＜0.01)，說明角色寬度自我效能感調節(jié)了員工跨界行為與角色壓力之間的關系，假設3a得到支持。為了清晰地展示角色寬度自我效能感的調節(jié)作用，我們根據Aiken和West(1991)的方法，按照角色寬度自我效能感均值加減一個標準差繪制調節(jié)效應圖(見圖2)，如圖2所示，當員工的角色寬度自我效能感較低時，員工跨界行為對角色壓力的正向影響更強。簡單斜率分析的結果表明，當角色寬度自我效能感較低(均值-1個標準差)時，員工跨界行為對角色壓力具有顯著的正向影響(β=0.10，p＜0.001)。當角色寬度自我效能感較高(均值+1個標準差)時，員工跨界行為對角色壓力的正向影響不顯著(β=0.02，p＞0.1)，并且兩組差異顯著(β=-0.08，p＜0.05)。 圖1多水平路徑分析結果 注：圖中路徑系數為非標準化路徑系數。te1表示變量在第一時間點由員工評價，t12表示變量在第二時間點由領導評價。個體層面N=536，團隊層面N=111，*p＜0.05，**p＜0.01，**p＜0.001。 圖2角色寬度自我效能感調節(jié)效應圖 根據Edwards和Lambert(2007)的方法檢驗假設3b第一階段的被調節(jié)中介模型。首先按照調節(jié)變量均值加減一個標準差的標準將樣本分成高低兩組，然后分別計算高低兩組中介效應的大小及差異，如果兩組中介效應的差異顯著，則說明被調節(jié)的中介成立。結果如表3所示，當角色寬度自我效能感較高時，角色壓力的中介作用較小且不顯著(中介效應值=-0.01，p＞0.1，95%的CI包含0[-0.02，0.01])。當角色寬度自我效能感較低時，角色壓力的中介作用較大且顯著(中介效應值=-0.03，p＜0.01，95%的CI不包含0[-0.06，-0.01])，并且組間差異顯著(Δ中介效應值=0.02，p＜0.05，95%的CI不包含0[0.01，0.05])，說明角色寬度自我效能感調節(jié)了角色壓力的中介作用，假設3b得到支持。 表3第一階段被調節(jié)的中介模型分析結果<tableborder=1align="center"><tr><td>分組統(tǒng)計</td><td>員工跨界行為(X)→角色壓力(M)→個體創(chuàng)造力(Y)</td><td></tr><tr><td>第一階段(PMX)</td><td>第二階段(PYM)</td><td>間接效應(PMX×PYM)</td><td>間接效應95%的置信區(qū)間</td><td></tr><tr><td>高角色寬度自我效能感</td><td>0.02</td><td>-0.35**</td><td>-0.01</td><td>[-0.02，0.01]</td><td></tr><tr><td>低角色寬度自我效能感</td><td>0.10***</td><td>-0.35**</td><td>-0.03**</td><td>[-0.06，-0.01]</td><td></tr><tr><td>組間差異</td><td>-0.08**</td><td>0</td><td>0.02*</td><td>[0.01，0.05]</td></tr></table> 注：*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。由于在跨層分析中，Mplus軟件無法用bootstrap方法來計算置信區(qū)間，根據Preacher和Selig(2012)的建議以及他們提供的R語言，我們用蒙特卡羅模擬的方法在R軟件中計算置信區(qū)間，我們在文章末尾附上了相應的R語句。 4討論 本研究從資源的視角，基于資源保存理論在團隊和個體兩個層面探究了跨界行為分別對團隊創(chuàng)造力和個體創(chuàng)造力的影響以及中介機制和邊界條件。研究結果表明在團隊層面上，團隊跨界行為會提高團隊創(chuàng)造力，但在個體層面上，員工跨界行為通過增加員工的角色壓力對個體創(chuàng)造力產生不利影響。角色寬度自我效能感調節(jié)了上述關系，相比于角色寬度自我效能感較高的員工，角色寬度自我效能感較低的員工實施了跨界行為后更容易產生角色壓力，對個體創(chuàng)造力的負向影響更強。學者和實踐者們應當警惕跨界行為的不利影響，在充分發(fā)揮其積極效應的同時，盡量減少其消極影響。 4.1理論貢獻 本研究的理論貢獻主要體現在以下三個方面：首先，以往研究或者從行為對象或者從行為實施者自身的單一角度考察跨界行為的效果(Ancona&Caldwell，1992；宋萌，王震，張華磊，2017)，而本研究則將這兩種視角整合在一起，同時在團隊和個體兩個層面探究跨界行為的積極和消極影響。更為重要的是，聚焦到跨界行為與創(chuàng)造力關系的文獻時，我們發(fā)現目前的研究主要關注跨界行為對行為對象(團隊創(chuàng)造力)的影響(徐建中，曲小瑜，2014)，而本研究關注跨界行為對該行為實施者自身(個體創(chuàng)造力)產生什么樣的影響，即我們將跨界行為與創(chuàng)造力關系的研究視角由行為對象轉移到了行為實施者自身，由團隊層面擴展到個體層面，有助于學者們和實踐者更加全面的解讀跨界行為。 其次，以往研究主要從學習和網絡的視角探究跨界行為的積極影響(Liuetal.，2018)。如徐建中和曲小瑜(2014)的實證研究表明團隊跨界行為通過團隊學習提高團隊創(chuàng)造力。劉松博和李育輝(2014)考察了網絡中心性的中介作用，他們發(fā)現員工跨界行為通過增強員工的網絡中心性進而促進員工的任務績效。不同于以往學者的研究視角，本研究從資源的視角考察跨界行為的消極影響，研究結果表明員工跨界行為通過增加員工的角色壓力對個體創(chuàng)造力產生不利影響。這一研究結果表明跨界行為除了會產生積極影響外，也會對員工產生消極影響，從而拓展了跨界行為的相關研究。 最后，本研究豐富了資源保存理論，發(fā)現了資源保存理論的具體邊界條件——角色寬度自我效能感。Halb