黃麗媛 魯虹

摘 要：感恩及其影響機(jī)制研究成為組織管理領(lǐng)域的熱點(diǎn)話題。選取知識共享為中介變量，團(tuán)隊(duì)成員交換為調(diào)節(jié)變量，通過構(gòu)建兩階段調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，考察員工感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的跨層次關(guān)系。基于381份企業(yè)員工有效問卷的實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明：感恩對知識共享、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力都具有顯著正向影響;知識共享在感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力影響過程中發(fā)揮部分中介作用;團(tuán)隊(duì)成員交換正向調(diào)節(jié)員工感恩與知識共享之間、知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間的關(guān)系，即團(tuán)隊(duì)成員交換質(zhì)量越高，感恩對知識共享的效應(yīng)就越強(qiáng)，知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的效應(yīng)就越強(qiáng);團(tuán)隊(duì)成員交換調(diào)節(jié)了感恩通過知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)，驗(yàn)證了兩階段調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。

關(guān) 鍵 詞：員工感恩;知識共享;團(tuán)隊(duì)成員交換;團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力

DOI：10.16315/j.stm.2020.05.010

中圖分類號： F270

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

Abstract：At present， research on gratitude and its influence mechanism have become a hot topic in the field of organization management. This paper selects knowledge sharing as a mediator and team members exchange as a moderator for researching the relationship between employee gratitude and team creativity by constructing a mediating model with the twostage moderator. Based on the empirical test of 381 valid questionnaires of enterprise employees， the results show that： employee gratitude has a significant positive impact on knowledge sharing and team creativity; knowledge sharing plays a part mediating role between employee gratitude and team creativity; team members exchange positively regulates the relationship between employee gratitude and knowledge sharing， meanwhile， regulates the relationship between knowledge sharing and team creativity. That is， the higher the quality of team members exchange， the stronger the effect of employee gratitude on knowledge sharing， and the same to knowledge sharing on team creativity; team members exchange regulates the mediating role of knowledge sharing and verifies the mediating effect model of the twostage moderator.

Keywords：employee gratitude; knowledge sharing; team members exchange; team creativity

收稿日期： 2020-07-09

基金項(xiàng)目： 教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目（17YJA630020）

作者簡介： 黃麗媛（1997—），女，碩士研究生;

魯 虹（1967—），女，副教授，博士.

《2019全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》顯示企業(yè)創(chuàng)新在我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略背景下仍面臨很大的挑戰(zhàn)[1]。在分工日益精細(xì)化使得個體無法滿足創(chuàng)造性工作需求的時代，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力作為創(chuàng)新和創(chuàng)造性任務(wù)有效性的引擎[2]，是企業(yè)保持競爭優(yōu)勢與活力的有效途徑。團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的提升在大量創(chuàng)新想法的基礎(chǔ)上，還需要團(tuán)隊(duì)的共情感與趣味感。感恩作為特殊的積極情感特質(zhì)，是個人價值通過他人反應(yīng)得以實(shí)現(xiàn)的標(biāo)志，具有同理心和利他主義傾向[3]。在感恩的個體層面研究框架中，Mccullough等[4]研究表明感恩影響幸福感;Grant等[5]、Dik等[6]及其他研究已多次證實(shí)感恩對親社會行為、組織公民行為均具有顯著影響，但在組織管理領(lǐng)域，國內(nèi)外鮮有員工感恩對于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的跨層研究。中國強(qiáng)調(diào)人文情懷和道德文化，而感恩所體現(xiàn)的尊重與認(rèn)同很好地滿足這一要求，因此感恩對于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響以及作用機(jī)制研究具有現(xiàn)實(shí)和本土化的研究意義。丹尼爾[7]認(rèn)為世界正處于新舊時代的交替之中，正由信息時代轉(zhuǎn)向以創(chuàng)意、共情為主導(dǎo)的“概念時代”。知識共享作為組織中信息流動的重要組成部分，是創(chuàng)造力的重要源泉。Sunny等[8]認(rèn)為個人因素是知識共享的強(qiáng)大驅(qū)動力。在個人信息轉(zhuǎn)化為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意的當(dāng)下，知識共享可能在感恩這一個人情感與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間發(fā)揮中介作用。Chuang等[9]認(rèn)為支持、合作、安全和信任的組織氛圍對于激勵員工的知識共享意圖至關(guān)重要，且團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的提升依賴于個人和情境因素的相互作用[10]。團(tuán)隊(duì)成員交換則反映了個人如何看待與其他成員的關(guān)系互動，能夠反應(yīng)員工感知到的團(tuán)隊(duì)氛圍與情感支持[11]。對于高質(zhì)量的團(tuán)隊(duì)成員交換，可能通過團(tuán)隊(duì)成員的互惠合作來調(diào)節(jié)感恩對知識共享以及知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力2個階段，進(jìn)而影響知識共享發(fā)揮中介作用的過程。

本文將基于團(tuán)隊(duì)成員數(shù)據(jù)，運(yùn)用回歸分析方法，通過構(gòu)建兩階段調(diào)節(jié)的中介作用模型，擬探究以下問題：感恩是否影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力;知識共享是否在感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力影響過程中發(fā)揮中介作用;團(tuán)隊(duì)成員交換在員工感恩與知識共享之間、知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間以及知識共享發(fā)揮中介作用過程中是否起到調(diào)節(jié)作用。

1 研究假設(shè)與理論模型

1.1 感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的關(guān)系

團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力指團(tuán)隊(duì)成員在追求團(tuán)隊(duì)目標(biāo)時共同產(chǎn)生新穎且實(shí)用的產(chǎn)品、服務(wù)和程序的過程，基于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力在個體層面影響因素的研究認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)成員內(nèi)在創(chuàng)造能力可以有效預(yù)測團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力[12]。高感恩心智的成員善于從他人的角度思考問題，能夠以更加包容的態(tài)度積極聆聽他人觀點(diǎn)并進(jìn)行建設(shè)性討論，從而做出使他人受益的行動[13]。這不僅有助于新穎觀點(diǎn)的產(chǎn)生，也可以激勵團(tuán)隊(duì)成員追求共同的目標(biāo)，以更加積極的行為創(chuàng)造性地投入工作，進(jìn)一步提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。感恩成員的內(nèi)在創(chuàng)造能力很好的解釋了感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的關(guān)系。

感恩的積極情緒理論可以解釋員工感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的關(guān)系。具有積極情緒的成員，樂于看到更滿意的結(jié)果，傾向于主動加深信息處理，有助于發(fā)散思維的產(chǎn)生。Jeffrey等[14]研究證實(shí)感恩與樂觀心態(tài)等積極情緒存在正向關(guān)系。感恩使團(tuán)隊(duì)成員感知到的積極團(tuán)隊(duì)情感氛圍，一定程度上反映出制度壓力的相對減少以及更少的情緒耗竭，有助于團(tuán)隊(duì)成員對失敗經(jīng)驗(yàn)的總結(jié)，在更好的共享交流與更高的任務(wù)反思水平基礎(chǔ)上，提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。

Amabile[15]提出的創(chuàng)造力“動機(jī)協(xié)同”理論表明當(dāng)外部動機(jī)能夠帶來更多的刺激來源使個體投入工作時，它會與內(nèi)部動機(jī)產(chǎn)生協(xié)同關(guān)系，共同提高創(chuàng)造力;同時，該理論還指出明確的目標(biāo)、創(chuàng)意的認(rèn)可及迅速的反饋可以成為有效外部動機(jī)。一方面，感恩會激勵個體在做出對等行動時保持慷慨和創(chuàng)新，深入思考新穎和有益的方案，在造福他人的同時為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的產(chǎn)生提供沃土[16]。另一方面，接受團(tuán)隊(duì)成員積極行為后的“負(fù)債感”會激勵個體主動投入工作來回報(bào)他人。在團(tuán)隊(duì)討論中，感恩不僅使成員尊重他人成果，產(chǎn)生對現(xiàn)有任務(wù)的好奇，愿意付出更多的認(rèn)知努力完成現(xiàn)有工作[17];而且，能夠激勵成員以不同的視角接受并整合異質(zhì)性信息，更多的工作資源投入與互動認(rèn)可有利于創(chuàng)造性想法的增加[18]。綜上所述，在內(nèi)外部動機(jī)協(xié)同機(jī)制作用下，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力得以提升;因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：員工感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力有正向影響。

1.2 知識共享的中介作用

現(xiàn)有研究將知識共享定義為成員通過團(tuán)隊(duì)互動，共享彼此擁有的與任務(wù)相關(guān)的想法、信息和建議，尋找更好解決方案的過程[19]。根據(jù)知識共同體理論，責(zé)任和自我勝任感是知識共享的動力來源[20]。首先，從感恩者的角度，可以將感恩歸因于接受他人好處，并產(chǎn)生回報(bào)他人的責(zé)任感[21]。擔(dān)負(fù)的責(zé)任使其對團(tuán)隊(duì)其他成員的觀點(diǎn)保持開放包容的態(tài)度，并將分享已有資源作為職責(zé)所在。高感恩心智成員有著強(qiáng)的感知能力，能夠?qū)λ说呢暙I(xiàn)進(jìn)行快速識別和反饋[22]，當(dāng)意識到他人對團(tuán)隊(duì)有貢獻(xiàn)后，更愿意分享出自己的知識或看法來推進(jìn)任務(wù)進(jìn)展并回報(bào)他人，在信任與溝通的基礎(chǔ)上形成良好的人際關(guān)系，進(jìn)一步分享知識以達(dá)團(tuán)隊(duì)目標(biāo)。其次，從被感恩者的角度，團(tuán)隊(duì)成員感受到的社會價值增加了親社會行為的實(shí)施。具體來說，當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員幫助他人的行為得到肯定后，可以更少的考慮成員是否需要以及分享的利弊，在形成心理安全感的基礎(chǔ)上，更愿意再次實(shí)施幫助;同時，在團(tuán)隊(duì)討論中敢于表現(xiàn)自己真實(shí)的想法，實(shí)現(xiàn)更多的知識共享。

積極情緒理論可以解釋感恩與知識共享之間的關(guān)系。高感恩心智的成員以更加積極的眼光看待同事、復(fù)雜任務(wù)，為團(tuán)隊(duì)互惠提供了基礎(chǔ)，團(tuán)隊(duì)成員會以更大的熱情進(jìn)行知識共享[23]。張曦[24]基于多agent的仿真研究發(fā)現(xiàn)感恩所產(chǎn)生的積極情緒氛圍對隱性知識共享也有促進(jìn)作用?；谏鲜鲅芯?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2a：員工感恩對知識共享有正向影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)從不同視角研究證實(shí)了知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的正向影響機(jī)制。從形成新知識的視角看，獲得更多的現(xiàn)實(shí)或潛在資源是團(tuán)隊(duì)提升創(chuàng)造力的基本途徑[25]。在團(tuán)隊(duì)討論中，更詳盡的信息表達(dá)使得團(tuán)隊(duì)成員參與相互的資源與智力交換，有助于團(tuán)隊(duì)成員不同思想的碰撞，走出思維慣性，從而產(chǎn)生新知識、新想法，并以更大的創(chuàng)造力推動這些想法[26]。從人際互動增強(qiáng)的視角看，團(tuán)隊(duì)成員在知識共享的過程中，加深對彼此的了解，形成社會親密關(guān)系，從而產(chǎn)生新穎且實(shí)用的解決方案。魏玲等[27]認(rèn)為良好知識共享關(guān)系的形成有助于創(chuàng)造出新觀點(diǎn)和新知識。從最優(yōu)化團(tuán)隊(duì)內(nèi)部資源的視角看，更多的知識分享，有利于信息資源的整合，可以減少團(tuán)隊(duì)處理同質(zhì)信息的時間，將更多的精力用于異質(zhì)性信息的完善與拓展。異質(zhì)信息處理效率的提升有利于形成新的知識體系，提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力[28]。

綜上所述，感恩的內(nèi)在特質(zhì)強(qiáng)化了知識共享的動機(jī);感恩帶來的團(tuán)隊(duì)信任和共同目標(biāo)意識增強(qiáng)了團(tuán)隊(duì)成員對不同知識觀點(diǎn)的包容性，有利于知識共享行為的產(chǎn)生;知識共享帶來的資源配置與人際互動等增強(qiáng)了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力;因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2b：知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力有正向影響;

假設(shè)H2c：知識共享在員工感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間發(fā)揮中介作用。

1.3 團(tuán)隊(duì)成員交換的調(diào)節(jié)作用

創(chuàng)造力交互作用觀特別強(qiáng)調(diào)，個體和情境因素的交互機(jī)制對于創(chuàng)造力具有顯著影響[29]。感恩通過互助分享追求創(chuàng)造性成果的過程離不開成員之間良好溝通而感知到的情境氛圍。團(tuán)隊(duì)成員交換代表一種交換關(guān)系的親密水平，恰好衡量了成員之間整體的交換質(zhì)量[30]。團(tuán)隊(duì)成員交換在員工感恩通過知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生影響的機(jī)制中發(fā)揮兩階段的調(diào)節(jié)作用。

團(tuán)隊(duì)成員交換質(zhì)量較高時，不僅能夠激勵成員的互惠合作，使其更愿意協(xié)助其他成員、分享知識并進(jìn)行積極反饋;而且能夠給成員帶來強(qiáng)烈的歸屬感，具有回報(bào)他人傾向的高感恩心智成員更愿意將參與組織公民行為作為回報(bào)同事青睞的契機(jī)，實(shí)現(xiàn)更多的知識共享[31]。而當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員交換質(zhì)量較低時，成員則可能保留自身知識，最大程度地降低在交換的背景下同事不會分享已有知識的風(fēng)險。即使高感恩心智成員具有利他動機(jī)，在非互惠的前提下也不太可能與其共享自己的知識;因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：團(tuán)隊(duì)成員交換在員工感恩與知識共享之間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

社會資本理論認(rèn)為個人擁有的高質(zhì)量資源會對創(chuàng)造力的提升產(chǎn)生影響[32]。在知識共享的過程中，團(tuán)隊(duì)成員的交換質(zhì)量越高，擁有團(tuán)隊(duì)合作能力的程度就越強(qiáng)[33]，團(tuán)隊(duì)成員更能夠不計(jì)較個人得失，主動運(yùn)用個人所擁有的社會資本來提升知識共享的質(zhì)量，為創(chuàng)造性想法的增加提供可能;且在較多的知識數(shù)量和更好的知識質(zhì)量基礎(chǔ)上，有利于形成更有價值的知識體系，進(jìn)一步增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。

高質(zhì)量的團(tuán)隊(duì)成員交換代表著一種機(jī)會成本，成員珍惜的同時會以更加積極的態(tài)度、更加新穎的視角創(chuàng)造性地投入工作[34]。Farh等[35]認(rèn)為強(qiáng)大的團(tuán)隊(duì)成員交換產(chǎn)生了利用資源回報(bào)他人的義務(wù)。在知識共享的過程中，團(tuán)隊(duì)成員會努力探索有效的工作方式來增強(qiáng)創(chuàng)造力使集體受益;因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H4：團(tuán)隊(duì)成員交換在知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

以積極情感氛圍產(chǎn)生創(chuàng)造性成果的積極情緒理論，以回報(bào)作為外部動機(jī)的創(chuàng)造力“動機(jī)協(xié)同”理論以及感恩心智成員自身的認(rèn)知特點(diǎn)，從不同角度解釋了感恩對于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的正向影響（假設(shè)H1）;并且，知識共享對于回報(bào)責(zé)任的實(shí)現(xiàn)能夠提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（假設(shè)H2b）。團(tuán)隊(duì)成員交換是集體資源投入質(zhì)量的衡量，一定程度上影響感恩對知識共享的效應(yīng)（假設(shè)H3）和知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的效應(yīng)（假設(shè)H4）。高質(zhì)量的團(tuán)隊(duì)成員交換能夠激發(fā)感恩特質(zhì)，實(shí)現(xiàn)更多的知識共享，并通過知識質(zhì)量的提升影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。綜合以上假設(shè)，團(tuán)隊(duì)成員交換可能會調(diào)節(jié)知識共享的中介作用，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H5：團(tuán)隊(duì)成員交換正向調(diào)節(jié)員工感恩經(jīng)由知識共享影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)。

綜上所述，本文構(gòu)建的理論模型，如圖1所示。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究采用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，共發(fā)放問卷440份，剔除存在雷同和邏輯不通的無效問卷后，共獲得有效問卷381份，有效回收率為86.6%。有效樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析表明：性別方面，男性占47.8%，女性占52.2%;員工年齡方面，20歲及以下占3.1%，21～30歲占66.9%，31～40歲占25%，40歲及以上占5%;學(xué)歷方面，大專及以下占22%，本科占69.3%，碩士及以上占8.7%;職位方面，普通員工占41.7%，基層管理者占33.3%，中層管理者占20.5%，高層管理者占4.5%;團(tuán)隊(duì)規(guī)模方面，2～5人占19.7%，6～10人占44.4%，11～15人占17.3%，16人以上占18.6%;加入團(tuán)隊(duì)年限方面，0.5年以下占6.8%，0.5～1年占28.9%，1～2年占35.4%，2年以上占28.9%;團(tuán)隊(duì)發(fā)展階段方面，磨合期占13.9%，規(guī)范期占52.2%，成熟期占31.8%，衰退期占2.1%。

2.2 變量測量

研究量表均來自國內(nèi)外成熟量表，采用標(biāo)準(zhǔn)回譯方法完善題項(xiàng)表達(dá)方式并精準(zhǔn)題目數(shù)量。除控制變量外，變量測量均采用Likert 5點(diǎn)量表，1～5表示從“完全不符合”到“完全符合”。

1）團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的測量借鑒Chen[36]開發(fā)的量表，包括“我們的團(tuán)隊(duì)經(jīng)常提出原創(chuàng)性的問題解決辦法”等題項(xiàng)。該量表的Cronbachs α值為0.802，量表的信度較高。

2）感恩的測量借鑒張萍[37]開發(fā)的量表，包括“我對生活中的一切美好都會心存感激”等題項(xiàng)。該量表的Cronbachs α值為0.818，量表的信度較高。

3）知識共享的測量借鑒Bock等[38]、Huang等[39]開發(fā)的量表，包括“我經(jīng)常與團(tuán)隊(duì)成員分享工作報(bào)告和正式文件”等題項(xiàng)。該量表的Cronbachs α值為0.753，量表的信度較好。

4）團(tuán)隊(duì)成員交換的測量借鑒Seers等[40]開發(fā)的量表，包括“其他團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)可我的潛力”等題項(xiàng)。該量表的Cronbachs α值為0.777，量表的信度較好。

5）控制變量：已有研究表明個體變量會影響員工感恩、知識分享等行為;團(tuán)隊(duì)規(guī)模、加入團(tuán)隊(duì)年限、團(tuán)隊(duì)發(fā)展階段會影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力;因此，本研究將性別、年齡、學(xué)歷、職位、團(tuán)隊(duì)規(guī)模、加入團(tuán)隊(duì)年限、團(tuán)隊(duì)發(fā)展階段作為控制變量，以更準(zhǔn)確的分析研究變量間的關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

本研究采用SPSS23.0和Amos26.0進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。具體包括探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析、描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析、回歸分析。

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用2種方法對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差的檢驗(yàn)。首先，檢驗(yàn)變量間的相關(guān)系數(shù)。由變量相關(guān)系數(shù)矩陣可知，變量間的相關(guān)系數(shù)位于0.004～0.703，均小于0.9，數(shù)據(jù)在可接受的范圍內(nèi)。其次，采用Harman單因素檢驗(yàn)。結(jié)果得出未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1的因子共5個，最大因子方差解釋率為33.61%（小于40%），故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 驗(yàn)證性因子分析

本研究運(yùn)用Amos26.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（CFA）來檢驗(yàn)變量效度，包括聚合效度和區(qū)分效度。當(dāng)某一變量所有測量題項(xiàng)的因子載荷都大于0.5時，表明聚合效度較好，不同題項(xiàng)可以較好的測量同一潛變量。結(jié)果表明各變量測量題項(xiàng)的因子載荷都大于0.5（最小值0.51），說明變量具有較好的聚合效度，如表1所示。由表1可知，四因素模型比備選測量模型顯示出更好擬合度（χ2/df=1.945，TLI=0.901，CFI=0.910，IFI=0.910，RMSEA=0.050）。變量之間的相關(guān)系數(shù)均低于可靠性系數(shù)，反映出測量工具有良好的區(qū)分效度，如表2所示。

3.3 相關(guān)性分析

感恩、知識共享、團(tuán)隊(duì)成員交換、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力以及各控制變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和Pearson相關(guān)系數(shù)，如表2所示。由表2可知，感恩與知識共享（β=0.639，P<0.05）、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.624，P<0.05）顯著正相關(guān)，知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.663，P<0.05）和團(tuán)隊(duì)成員交換（β=0.618，P<0.05）顯著正相關(guān)。相關(guān)顯著性為進(jìn)一步的假設(shè)檢驗(yàn)提供支持。

3.4 回歸分析

3.4.1 主效應(yīng)及中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究采用分層檢驗(yàn)方法對中介效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。層次回歸結(jié)果，如表3所示。首先，以表3中的模型4為基本模型，檢驗(yàn)控制變量對于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響。模型5在模型4的基礎(chǔ)上引入自變量感恩，檢驗(yàn)結(jié)果表明感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.560，P<0.05）有顯著正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H1。同時，自變量感恩與因變量團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力顯著相關(guān)，滿足了中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第1個條件。其次，以模型1為基本模型，檢驗(yàn)控制變量對于知識共享的影響。模型2在模型1基礎(chǔ)上引入自變量感恩，結(jié)果顯示感恩對知識共享（β=0.551，P<0.05）有顯著正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H2a。自變量感恩與中介變量知識共享顯著相關(guān)，滿足了中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第2個條件。再次，模型6在模型4的基礎(chǔ)上加入知識共享，回歸結(jié)果表明知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.588，P<0.05）有顯著正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H2b。最后，將控制變量、自變量、中介變量同時引入回歸方程，觀察自變量、中介變量和因變量之間的顯著性。由模型7可知，知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.378，P<0.05）顯著正相關(guān)，感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.352，P<0.05）顯著正相關(guān)。但與模型5比較而言，感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)由0.560下降為0.352。表明知識共享在員工感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力之間發(fā)揮部分中介作用，部分驗(yàn)證了假設(shè)H3c。

3.4.2 兩階段調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，如表3所示。由模型3可知，感恩與團(tuán)隊(duì)成員交換的交互項(xiàng)與知識共享（β=0.11，P<0.05）存在顯著正向關(guān)系。高團(tuán)隊(duì)成員交換（均值加1個標(biāo)準(zhǔn)差）時，感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力正向關(guān)系顯著（β=0.609，P<0.05）;低團(tuán)隊(duì)成員交換（均值減1個標(biāo)準(zhǔn)差）時，感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力正向關(guān)系顯著（β=0.396，P<0.05），假設(shè)H3得到支持。兩階段的調(diào)節(jié)作用，如圖2所示。

同理，由模型9可知，知識共享與團(tuán)隊(duì)成員交換的交互項(xiàng)與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力（β=0.074，P<0.05）存在顯著正向關(guān)系。高團(tuán)隊(duì)成員交換（均值加1個標(biāo)準(zhǔn)差）時，知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力正向關(guān)系顯著（β=0.393，P<0.05）;低團(tuán)隊(duì)成員交換（均值減1個標(biāo)準(zhǔn)差）時，知識共享與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力正向關(guān)系顯著（β=0.269，P<0.05），假設(shè)H4得到支持。兩階段的調(diào)節(jié)作用圖，如圖3所示。

3.4.3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)

根據(jù)溫忠麟等[41]提到的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)方法對此進(jìn)行檢驗(yàn)。即直接效應(yīng)是否受到調(diào)節(jié);依次檢驗(yàn)回歸系數(shù)是否顯著。若a1≠0且b2≠0，則調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)中介變量與因變量之間的關(guān)系;若a3≠0且b1≠0，則調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)自變量與中介變量之間的關(guān)系;若a3≠0且b2≠0，則調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)前后2個階段。上述3種情況至少有1組成立，則中介效應(yīng)受到調(diào)節(jié)。分析結(jié)果表明表3模型8為感恩與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的主效應(yīng)調(diào)節(jié)模型，用于檢驗(yàn)主效應(yīng)是否受到團(tuán)隊(duì)成員交換的調(diào)節(jié)。結(jié)果顯示感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響顯著（β=0.333，P<0.05），感恩與團(tuán)隊(duì)成員交換的交互項(xiàng)對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響顯著（β=0.089，P<0.05），因此主效應(yīng)受到團(tuán)隊(duì)成員交換調(diào)節(jié)。建立包括知識共享的有調(diào)節(jié)的中介模型，檢驗(yàn)感恩通過知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生影響的中介效應(yīng)是否受到團(tuán)隊(duì)成員交換的調(diào)節(jié)，通過模型3與模型9分析得出結(jié)論。模型3表明感恩對知識共享影響顯著（β=0.434，P<0.05），感恩與團(tuán)隊(duì)成員交換的交互項(xiàng)對知識共享影響顯著（β=0.11，P<0.05），即a1≠0，a3≠0。模型9表明知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響顯著（β=0.358，P<0.05），知識共享與團(tuán)隊(duì)成員交換的交互項(xiàng)對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力影響顯著（β=0.074，P<0.05），即b1≠0，b2≠0。團(tuán)隊(duì)成員交換調(diào)節(jié)中介模型的前后2個階段（a3≠0且b2≠0），且效應(yīng)值為正，再次驗(yàn)證了假設(shè)H3、假設(shè)H4，假設(shè)H5也得到支持。

4 結(jié)論

4.1 理論貢獻(xiàn)

本研究分析驗(yàn)證了員工感恩通過知識共享作用于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的機(jī)理，以及團(tuán)隊(duì)成員交換對這一過程的調(diào)節(jié)作用。主要理論貢獻(xiàn)為以下3點(diǎn)：從個體人格特質(zhì)出發(fā)引入感恩來研究團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力，不僅在中國組織管理情境下驗(yàn)證了感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的正向影響，擴(kuò)寬了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力研究的前置變量，也為其他積極情感對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的跨層研究提供借鑒;引入并驗(yàn)證了團(tuán)隊(duì)成員交換這一情境因素的兩階段調(diào)節(jié)作用。發(fā)現(xiàn)其對感恩影響知識共享這一階段具有更強(qiáng)的效應(yīng)，強(qiáng)化了情境因素對知識共享發(fā)揮作用的優(yōu)越性，推動日后情境因素對知識共享的更復(fù)雜模型研究;借鑒社會資本理論，從知識共享質(zhì)量的角度，證明了團(tuán)隊(duì)成員交換的差異帶來知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力影響強(qiáng)弱的差異，一定程度上延伸了社會資本理論的應(yīng)用范疇。

4.2 管理啟示

根據(jù)研究結(jié)果，主要管理啟示為優(yōu)化人才選拔標(biāo)準(zhǔn)，營造適度感恩氛圍?！斑x人”作為人才引進(jìn)的第一渠道，將積極情感的考核引入面試環(huán)節(jié)，可以更加確保人才質(zhì)量。通過樹立感恩形象，適度開展感恩事跡分享活動等，有意識的培養(yǎng)團(tuán)隊(duì)成員的感恩心態(tài)，在實(shí)現(xiàn)更好“育人”的同時，為成員間的互惠共享以及創(chuàng)造性觀點(diǎn)的產(chǎn)生奠定基礎(chǔ);強(qiáng)化知識共享力度和質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)成員目標(biāo)與團(tuán)隊(duì)目標(biāo)的趨同。將知識分享的多少優(yōu)劣納入團(tuán)隊(duì)績效考核指標(biāo)，既能夠降低成員分享知識的顧慮，共同致力于團(tuán)隊(duì)目標(biāo)，又可以增加成員間思想的交叉應(yīng)用，為新穎想法的產(chǎn)生提供沃土;促進(jìn)團(tuán)隊(duì)成員間的交流合作，催生團(tuán)隊(duì)歸屬氛圍。團(tuán)隊(duì)成員交換的質(zhì)量影響了知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力轉(zhuǎn)化的有效性，增強(qiáng)成員間的交流與分享可以建立情感上的承諾與組織歸屬，加大合作意向，增強(qiáng)創(chuàng)造力使集體受益。

4.3 局限與展望

本研究還存在以下局限性和完善可能：問卷發(fā)放方面。研究變量均由同一主體填寫，雖然通過了共同方法偏差的檢驗(yàn)，但今后研究可以采取領(lǐng)導(dǎo)者評價團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力，團(tuán)隊(duì)成員評價感恩、知識共享與團(tuán)隊(duì)成員交換，并將領(lǐng)導(dǎo)與員工進(jìn)行配對的方式發(fā)放問卷，最大程度的降低同源誤差;數(shù)據(jù)收集方面。本研究采取橫截面數(shù)據(jù)，難以明確員工感恩、知識共享、團(tuán)隊(duì)成員交換影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的動態(tài)過程，今后研究可以分階段獲取時間序列數(shù)據(jù)或采用實(shí)驗(yàn)法收集數(shù)據(jù)來研究變量之間的動態(tài)影響;變量優(yōu)化方面。本文僅研究了感恩通過知識共享對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響，今后可以加入其它中介變量，例如組織支持感等情境因素，來豐富感恩對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力影響的作用機(jī)制，使創(chuàng)造力的研究更加系統(tǒng)與全面。

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[編輯：厲艷飛]