領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)理
——團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2019-05-15 02:10:24張建衛(wèi)李海紅任永燦
復(fù)旦教育論壇 2019年2期
張建衛(wèi)，李海紅，趙 輝，任永燦
（1.北京理工大學(xué) 人文與社會科學(xué)學(xué)院，北京100081；2.河南師范大學(xué) 教育學(xué)院，河南 新鄉(xiāng)453007；3.北京聯(lián)合大學(xué) 師范學(xué)院，北京100011）
一、問題提出
在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略深入推進(jìn)和“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”（簡稱“雙創(chuàng)”）持續(xù)引領(lǐng)的時(shí)代背景下，大學(xué)生科技創(chuàng)新活動在全國高校蓬勃展開，各類探索性、前沿性和交叉性創(chuàng)新成果不斷涌現(xiàn)。大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)作為團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的載體，正在迅速發(fā)展成為全國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的生力軍。培養(yǎng)和提升大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力（Team Scientific Creativity），已是高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的一項(xiàng)核心內(nèi)容，也開始演進(jìn)為多學(xué)科共同關(guān)注的研究主題。團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力是指在科學(xué)任務(wù)情境中，團(tuán)隊(duì)成員在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者帶領(lǐng)下，通過團(tuán)隊(duì)協(xié)作產(chǎn)生具有新穎性、獨(dú)特性社會價(jià)值的科學(xué)成果的智能品質(zhì)或能力[1]。自20世紀(jì)80年代至今，研究者對企業(yè)組織中的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力及其影響機(jī)制開展了深入研究，并取得了大量研究成果。而高校大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的形成機(jī)理，則是一個(gè)亟待探索的嶄新領(lǐng)域。因此，有必要結(jié)合大學(xué)組織情境與團(tuán)隊(duì)情緒-認(rèn)知特點(diǎn)探討大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理。
領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持（Supervisory Support for Innovation），是影響創(chuàng)造力的一個(gè)關(guān)鍵性組織情境因素。研究顯示，與控制型領(lǐng)導(dǎo)相比，支持型領(lǐng)導(dǎo)更能關(guān)注成員情感需求、鼓勵(lì)其表達(dá)自我觀點(diǎn)、提供積極性反饋，通過知識共享和內(nèi)在激勵(lì)增強(qiáng)成員的主動性和好奇心，進(jìn)而促進(jìn)其創(chuàng)造力發(fā)展[2]。雖然學(xué)者們已經(jīng)注意到領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持促進(jìn)個(gè)體創(chuàng)造力的作用路徑并開展了一系列研究[3-4]，但其影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的過程機(jī)制尚缺乏系統(tǒng)的理論解釋和實(shí)證驗(yàn)證。當(dāng)前，快速發(fā)展的積極情緒理論和社會認(rèn)知理論抑或?yàn)榇藥砟承﹩⑹緝r(jià)值：根據(jù)Fredrickson“拓展—建構(gòu)”理論，積極情緒具有拓展“思維—行動”范疇和建構(gòu)長久的身體、認(rèn)知、社會等資源兩大功能[5]，為個(gè)體成長提供持續(xù)性資源；社會認(rèn)知理論認(rèn)為外在環(huán)境激發(fā)人的行為反應(yīng)，人的內(nèi)在因素（如自我效能感）是重要的中介路徑[6]。研究者將上述理論應(yīng)用于企業(yè)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力領(lǐng)域，發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒（Team Positive Emotion）對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力及團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感（Team Creative Efficacy）對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新績效的顯著預(yù)測作用[7-8]，但目前鮮見探索二者共同作用的整合性研究，更未揭示二者在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持影響大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力中的作用路徑?；诖耍狙芯吭噲D探究領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)制，同時(shí)考察團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在這一影響過程中的中介效應(yīng)，以期為提升高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育質(zhì)量、促進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力發(fā)展提供理論依據(jù)。
二、理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)
（一）領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的影響
Deci和Ryan認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)可分為支持型和控制型兩類：前者主要體現(xiàn)為關(guān)心下屬的情感和需求，鼓勵(lì)成員表達(dá)自己的觀點(diǎn)，提供積極而重要的信息反饋，促進(jìn)成員的能力發(fā)展；而后者則會密切監(jiān)督成員的行為，拒絕成員參與決策，對成員的思維及行為施加壓力[9]。Amabile等人則認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持主要表現(xiàn)在設(shè)立明晰目標(biāo)、與下屬開放性互動、支持團(tuán)隊(duì)工作及創(chuàng)意等方面[2]。West和Farr在其研究中將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持定義為，在工作環(huán)境中領(lǐng)導(dǎo)者對引入新技術(shù)或改進(jìn)工作方式的期望、肯定和實(shí)際支持[10]。本研究借鑒此概念，認(rèn)為大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持是指在高校科技創(chuàng)新情境中，領(lǐng)導(dǎo)者對新理念、新方法或工藝等給予積極期待、有效回饋和充分支持的程度；并采用Scott和Bruce開發(fā)的量表[11]進(jìn)行測量。其中，領(lǐng)導(dǎo)者是指指導(dǎo)教師或隊(duì)長，前者由具備較強(qiáng)科研實(shí)力和豐富項(xiàng)目經(jīng)驗(yàn)的專業(yè)教師擔(dān)任，后者由團(tuán)隊(duì)創(chuàng)始人或具備優(yōu)秀科研能力及豐富項(xiàng)目經(jīng)驗(yàn)的優(yōu)秀成員擔(dān)任。在大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)中，基于共同的團(tuán)隊(duì)目標(biāo)和互動過程，團(tuán)隊(duì)成員往往會對領(lǐng)導(dǎo)情境形成一致性認(rèn)知。因此，本研究將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持作為團(tuán)隊(duì)層面的變量加以考察。
創(chuàng)造力成分理論認(rèn)為，組織情境力量通過提供直接幫助、開發(fā)專長及提高內(nèi)在動機(jī)等途徑對個(gè)體創(chuàng)造力產(chǎn)生影響[12]。在大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新實(shí)踐的重要情境力量和影響因素。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者表現(xiàn)出設(shè)定合理目標(biāo)、提供建設(shè)性反饋、包容新觀點(diǎn)等領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持行為時(shí)，不僅會使團(tuán)隊(duì)成員更加專注于任務(wù)本身、增強(qiáng)對創(chuàng)造力的關(guān)注度和努力度[11]，從而有機(jī)會獲得與創(chuàng)造力相關(guān)的技能與策略，進(jìn)一步提升創(chuàng)造力，而且會增強(qiáng)其參與創(chuàng)造性活動、應(yīng)用創(chuàng)造性技能的內(nèi)部動機(jī)，弱化其對外在激勵(lì)的依賴[13]。實(shí)證研究已表明，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對個(gè)體創(chuàng)新績效及創(chuàng)造力具有顯著預(yù)測作用，并通過員工情緒狀態(tài)、內(nèi)部動機(jī)和心理投入等在其中發(fā)揮中介作用[3-4]。然而，尚未有研究直接驗(yàn)證領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的預(yù)測作用，以及上述變量關(guān)系在高等教育領(lǐng)域的適用性。由此，本研究提出假設(shè)1：領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力具有正向影響。
（二）團(tuán)隊(duì)積極情緒的中介作用
情緒是指人們對客觀事物的態(tài)度、體驗(yàn)及相應(yīng)的行為反應(yīng)[14]。Fredrickson和Losada從積極情緒視角提出了“拓展—建構(gòu)”理論，認(rèn)為快樂、愉悅等積極情緒既能開拓注意、認(rèn)知和行動范疇，又能建構(gòu)新資源，為個(gè)體發(fā)展提供持續(xù)的動力支撐[5]。而作為團(tuán)隊(duì)成員共享的正向情緒體驗(yàn)，團(tuán)隊(duì)積極情緒同樣具有“拓展—建構(gòu)”功能[15]，在團(tuán)隊(duì)建設(shè)過程中發(fā)揮催化劑作用，影響團(tuán)隊(duì)決策和行為。
領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)積極情緒具有顯著影響。創(chuàng)新支持型團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者由于經(jīng)常實(shí)施設(shè)定創(chuàng)新目標(biāo)、鼓勵(lì)與贊賞創(chuàng)新行為、提供創(chuàng)新資源等創(chuàng)新支持行為，因而會較大程度上增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員參與創(chuàng)新任務(wù)的熱情與團(tuán)隊(duì)士氣，降低其抑郁及焦慮水平，使其擁有較為積極的情緒體驗(yàn)。West和Farr認(rèn)為，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)對下屬提供時(shí)間、資源、信息及鼓勵(lì)等支持時(shí)，會激發(fā)下屬的積極情緒進(jìn)而產(chǎn)生更多的創(chuàng)意[10]。Madjar等對企業(yè)員工創(chuàng)造力的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，來自工作情境與非工作情境的創(chuàng)新支持均能提升員工的積極情緒水平，并最終影響創(chuàng)造力績效[3]。
團(tuán)隊(duì)積極情緒有助于提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平。在個(gè)體層面，積極情緒一般通過促進(jìn)創(chuàng)意形成所必需的認(rèn)知和動機(jī)過程提升個(gè)體創(chuàng)造力[16]；而在團(tuán)隊(duì)層面，團(tuán)隊(duì)積極情緒則通過拓展建構(gòu)性互動提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。根據(jù)積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論，積極情緒水平較高的團(tuán)隊(duì)，不僅能夠拓展團(tuán)隊(duì)成員的注意范疇和知—行序列，促進(jìn)新思想的迸發(fā)、傳遞和融合，形成更廣泛的問題解決視角，而且能夠幫助成員建構(gòu)持久的身體、智力、心理及社會資源，為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造活動提供持續(xù)動力。與此觀點(diǎn)相一致，Rhee的研究發(fā)現(xiàn)，與消極情緒相比，團(tuán)隊(duì)成員間更多地分享積極情緒會使其內(nèi)部產(chǎn)生更強(qiáng)的“拓展與建構(gòu)性”互動，此類互動會提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力和成員滿意度[15]。Shin的研究指出，即使在控制了團(tuán)隊(duì)消極情緒的條件下，團(tuán)隊(duì)積極情緒仍然能夠?qū)F(tuán)隊(duì)集體認(rèn)知、行為動機(jī)產(chǎn)生積極影響，并最終提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力[17]。但是，上述關(guān)系和作用機(jī)制在高校大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)情境中的表現(xiàn)如何尚待檢驗(yàn)。由此，本研究提出假設(shè)2：團(tuán)隊(duì)積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間起中介作用。
（三）團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的中介作用
團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感是指團(tuán)隊(duì)成員關(guān)于集體創(chuàng)新能力所共享的、一致性認(rèn)知[18]。這一團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新共享信念并非個(gè)人創(chuàng)新效能感的簡單加總，而是在團(tuán)隊(duì)水平上涌現(xiàn)生成的特征，對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力均具有積極影響。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，自我效能感是將環(huán)境影響傳導(dǎo)至行為的重要中介機(jī)制。若將該理論應(yīng)用于團(tuán)隊(duì)層面，我們推斷，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持可能通過提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感進(jìn)而作用于團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力。
領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感緊密相關(guān)。領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持通過影響團(tuán)隊(duì)成員對創(chuàng)新“行為—結(jié)果”關(guān)聯(lián)的預(yù)期進(jìn)而影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感。具體而言，如果創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者以開放性態(tài)度對待變化，鼓勵(lì)與贊賞團(tuán)隊(duì)追求新創(chuàng)意、包容成員的多樣性觀點(diǎn)并輔之以人員、資金、設(shè)備等條件支持，團(tuán)隊(duì)成員則會降低對創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)及創(chuàng)新資源匱乏的擔(dān)憂，更易建構(gòu)起創(chuàng)新的間接經(jīng)驗(yàn)，更傾向于實(shí)施創(chuàng)新性行為，進(jìn)而增強(qiáng)其對創(chuàng)新成功的積極期望與信心。與此相一致，Tierney和Farmer的研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持水平越高，員工所報(bào)告的創(chuàng)造性自我效能水平也越高[19]。
由于創(chuàng)造性自我效能明確指向創(chuàng)新性能力，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性自我效能比工作自我效能更能有效預(yù)測個(gè)體的創(chuàng)造力績效[19]。而團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的影響，主要通過提升團(tuán)隊(duì)成員動機(jī)和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新過程有效性來發(fā)揮作用。對創(chuàng)造力持有高水平預(yù)期信念的團(tuán)隊(duì)，一方面，在團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新活動中傾向于打破傳統(tǒng)的行事方式，勇于挑戰(zhàn)現(xiàn)狀和承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，并在面臨困難和阻礙時(shí)表現(xiàn)出較高的堅(jiān)毅水平[20]；另一方面，在團(tuán)隊(duì)互動中更可能主動交換、共享及重塑創(chuàng)意和觀點(diǎn)，并傾向于通過表達(dá)信心和信念鼓勵(lì)成員參與和保持創(chuàng)新活動。Shin和Zhou及隋楊等關(guān)于企業(yè)研發(fā)團(tuán)隊(duì)樣本的實(shí)證研究均表明，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在團(tuán)隊(duì)輸入端因素與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新績效之間具有中介作用[18][8]。由此，本研究提出假設(shè)3：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間起中介作用。
（四）團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
作為影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的兩個(gè)關(guān)鍵變量，團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感并不是孤立存在的。社會認(rèn)知理論與積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論，均闡明了積極情緒與自我效能感之間的密切關(guān)系。根據(jù)Bandura和Whyte的理論[6][21]，團(tuán)隊(duì)效能感與自我效能感有著相似的發(fā)展來源，即過去的成敗經(jīng)驗(yàn)、替代榜樣、評價(jià)與勸說及情緒喚醒。作為一種正向情緒刺激，團(tuán)隊(duì)積極情緒是團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新效能感的重要來源。而根據(jù)積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論，團(tuán)隊(duì)積極情緒既能開拓團(tuán)隊(duì)成員的注意和認(rèn)知范疇，又能建構(gòu)新的社會和心理資源，進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造活動中的溝通、合作行為與團(tuán)隊(duì)士氣建設(shè)，提升團(tuán)隊(duì)成員勝任科學(xué)創(chuàng)造任務(wù)的信念水平即團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感。與此相一致，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍對團(tuán)隊(duì)效能感有積極的促進(jìn)作用[22]。由此，本研究提出假設(shè)4：團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
基于上述分析，本研究擬從團(tuán)隊(duì)情緒與認(rèn)知的整合性視角，考察領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)制，提出領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力關(guān)系的理論模型（見圖1）。
圖1 本研究的概念模型
三、研究方法
（一）研究樣本與調(diào)查過程
本研究以參加全國各類大學(xué)生科技創(chuàng)新大賽的來自54所高校的80個(gè)大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)為研究對象，每個(gè)團(tuán)隊(duì)保證至少有3名成員填寫問卷。為減少共同方法偏差的影響，分兩次收集數(shù)據(jù)（時(shí)間間隔為1～2周），并通過獨(dú)特編碼（要求研究對象提供身份證號碼后六位）匹配前后兩次問卷。時(shí)間點(diǎn)1，測查變量為人口學(xué)變量、領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感，共回收有效問卷781份；時(shí)間點(diǎn)2，測查變量為團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力，共回收有效問卷756份。最終經(jīng)匹配獲得743組有效問卷，問卷匹配率為95.13%。
本次問卷調(diào)查的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征分個(gè)體和團(tuán)隊(duì)兩個(gè)方面。就個(gè)體樣本特征來看：男生629人（84.7%），女生114人（15.3%）；本科生700人（94.2%），研究生43人（5.8%）；年齡25歲以下725人（98.5%）；參隊(duì)時(shí)間6個(gè)月以下127人（17.1%），6個(gè)月～1年308人（41.5%），1年～2年222人（29.9%），2年以上86人（11.6%）。就團(tuán)隊(duì)樣本特征來看：來自“985”高校的團(tuán)隊(duì)40個(gè)（50%），來自“211”非“985”高校的團(tuán)隊(duì)11個(gè)（13.8%），來自其他高校的團(tuán)隊(duì)29個(gè)（36.3%）；成員來自1～2個(gè)學(xué)院的團(tuán)隊(duì)31個(gè)（38.8%），來自3～6個(gè)學(xué)院的團(tuán)隊(duì)49個(gè)（61.3%）；3人團(tuán)隊(duì)17個(gè)（21.3%），4～8人團(tuán)隊(duì)18個(gè)（22.5%），9～13人團(tuán)隊(duì)25個(gè)（31.3%），14～19人團(tuán)隊(duì)20個(gè)（25%），團(tuán)隊(duì)平均規(guī)模為9.29人。
（二）研究工具
1.領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持量表
采用Scott和Bruce編制的量表，并根據(jù)薛會娟的研究[23]和大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)情境進(jìn)行改編，共6個(gè)項(xiàng)目[11]。問卷要求被試報(bào)告所在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持表現(xiàn)的情況，如“導(dǎo)師或隊(duì)長鼓勵(lì)、強(qiáng)調(diào)并促進(jìn)團(tuán)隊(duì)提升創(chuàng)造力”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.901。
2.團(tuán)隊(duì)積極情緒量表
采用邱林、鄭雪和王雁飛修訂的積極情感消極情感量表（PANAS）[24]。由于本研究探索團(tuán)隊(duì)積極情緒的中介效應(yīng)，因此只采用問卷的積極因子（PAS），共10個(gè)項(xiàng)目。問卷要求被試報(bào)告所在團(tuán)隊(duì)成員最近2～3個(gè)星期內(nèi)的情緒感受，如“大家是全神貫注的”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“幾乎沒有”到“非常多”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.895。
3.團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感量表
采用Tierney和Farmer編制的量表[19]，共4個(gè)項(xiàng)目。被試根據(jù)相關(guān)描述與所在團(tuán)隊(duì)平時(shí)表現(xiàn)的符合程度進(jìn)行自評，如“團(tuán)隊(duì)成員對團(tuán)隊(duì)運(yùn)用創(chuàng)意解決問題的能力有信心”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.810。
4.團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力量表
采用劉玉新等編制的團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力量表[1]，共12個(gè)項(xiàng)目，包括團(tuán)隊(duì)知識學(xué)習(xí)、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意產(chǎn)生、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意促進(jìn)和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意實(shí)施4個(gè)維度，如“我們團(tuán)隊(duì)能及時(shí)分享、交流新知識和技術(shù)”。被試自評相關(guān)描述與所在團(tuán)隊(duì)平時(shí)表現(xiàn)的符合程度。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.903，各維度的Cronbachα系數(shù)在0.737～0.812之間。
（三）共同方法偏差檢驗(yàn)
采用單一來源的自陳問卷法收集數(shù)據(jù)，很可能出現(xiàn)共同方法偏差。根據(jù)周浩、龍立榮的建議，采用“Harman單因子檢驗(yàn)”和“控制未測單一方法潛因子”方法檢驗(yàn)共同方法偏差[25]。Harman單因子檢驗(yàn)的結(jié)果表明，單因子模型的擬合效果（X2/df=9.234，RMR=0.067，RMSEA=0.105，CFI=0.672，NFI=0.647，TLI=0.650，GFI=0.630，IFI=0.673，RFI=0.623）是最差的，四因子模型的擬合效果明顯優(yōu)于單因子模型，這表明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。然后，采用控制未測單一方法潛因子方法，在四因子模型的基礎(chǔ)上增加一個(gè)方法因子之后，模型的擬合指數(shù)（X2/df=2.464，RMR=0.022，RMSEA=0.044，CFI=0.946，NFI=0.914，TLI=0.938，GFI=0.916，IFI=0.947，RFI=0.899）優(yōu)于四因子模型，但X2/df僅提高了約0.40，其他指標(biāo)的改善程度均在0.01～0.03之間，擬合指數(shù)并未出現(xiàn)較大改善。由此再次表明，本研究所測量的變量之間不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
（四）統(tǒng)計(jì)分析
采用SPSS19.0和AMOS17.0統(tǒng)計(jì)軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。首先，采用AMOS17.0進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。其次，采用SPSS19.0進(jìn)行團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)聚合檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)及Pearson相關(guān)分析。然后，采用AMOS17.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模，檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，并對鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)。
四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)
（一）團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)聚合檢驗(yàn)
由于將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持定義在團(tuán)隊(duì)層次，且所有問卷均是由團(tuán)隊(duì)成員填寫的，所以需要把個(gè)體層次的數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層次，并驗(yàn)證聚合的合理性。根據(jù)James等的建議[26]，采用組內(nèi)一致性指標(biāo)Rwg和組間異質(zhì)性指標(biāo)ICC（1）、ICC（2）這三個(gè)指標(biāo)來檢驗(yàn)各變量聚合的可靠性。結(jié)果表明：領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力四個(gè)變量的Rwg均值（分別為0.754、0.823、0.687、0.844）均基本達(dá)到或高于0.70的臨界標(biāo)準(zhǔn)；四個(gè)變量的ICC（1）值（分別為0.252、0.083、0.129、0.109）、ICC（2）值（分別為0.758、0.458、0.580、0.532）基本達(dá)到了0＜ICC（1）＜0.50和ICC（2）〉0.50的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。因此，所有變量在團(tuán)隊(duì)層次上的聚合是適當(dāng)且有效的。
（二）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析
對整合后的團(tuán)隊(duì)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行基本的統(tǒng)計(jì)描述和相關(guān)分析，所有研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持平均分為3.925，說明大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持水平較高；團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力平均分在3.927～4.061之間，說明大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)積極情緒、創(chuàng)新效能感水平較高，且擁有較好的科學(xué)創(chuàng)造力表現(xiàn)。此外，相關(guān)分析結(jié)果顯示，變量間的相關(guān)系數(shù)在0.332～0.675之間，呈中高程度相關(guān)且均達(dá)到了顯著性水平。其中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力（r=0.591，p＜0.01）、團(tuán)隊(duì)積極情緒（r=0.332，p＜0.01）以及團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感（r=0.500，p＜0.01）呈顯著正相關(guān)關(guān)系；團(tuán)隊(duì)積極情緒（r=0.549，p＜0.01）、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感（r=0.675，p＜0.01）與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān)關(guān)系；團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.509，p＜0.01）。結(jié)果表明，研究變量滿足結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證假設(shè)的基本要求。
表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)（n=80）
（三）假設(shè)檢驗(yàn)
為驗(yàn)證研究假設(shè)，使用AMOS17.0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，考察團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的中介作用。為了節(jié)約自由度和增強(qiáng)模型的簡約性，根據(jù)卞冉、車宏生和陽輝的建議[27]，采用平衡取向法對領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感等單一維度潛變量分別進(jìn)行打包處理，打包后的觀測變量以每個(gè)項(xiàng)目組內(nèi)項(xiàng)目的平均分代替。領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持形成領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持1和領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持2兩個(gè)項(xiàng)目組，團(tuán)隊(duì)積極情緒形成團(tuán)隊(duì)積極情緒1、團(tuán)隊(duì)積極情緒2和團(tuán)隊(duì)積極情緒3三個(gè)項(xiàng)目組，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感形成團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感1和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感2兩個(gè)項(xiàng)目組。
本研究通過建構(gòu)3個(gè)結(jié)構(gòu)方程模型來檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。首先，以領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持為自變量、團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力為因變量構(gòu)建模型M1，探討領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的直接作用；其次，加入團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感作為獨(dú)立的中介變量，構(gòu)建模型M2，探討二者的并行中介效應(yīng)；最后，在模型M2的基礎(chǔ)上，建立團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感之間的聯(lián)系，即設(shè)置“領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持—團(tuán)隊(duì)積極情緒—團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感—團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力”鏈?zhǔn)街薪槁窂?，?gòu)建模型M3，探討二者的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。各模型擬合指數(shù)見表2。本研究發(fā)現(xiàn)：在模型M1中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的路徑系數(shù)顯著（β=0.393，p＜0.001），且模型擬合較好，說明領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持能夠顯著正向影響團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力，驗(yàn)證了假設(shè)1；在模型M2中，模型擬合較差，排除了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的并行中介效應(yīng)；在此基礎(chǔ)上，模型M3建立了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪槁窂?，模型擬合良好，同時(shí)模型中所有路徑系數(shù)均顯著（見圖2）。因此，根據(jù)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)可以判斷，團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感各自的中介效應(yīng)顯著，二者在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著。以上結(jié)果表明，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持分別通過團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和團(tuán)隊(duì)積極情緒—團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感三條路徑間接影響團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力，即驗(yàn)證了假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4。
表2 各模型擬合指數(shù)
圖2 中介效應(yīng)模型（模型M3）
采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap檢驗(yàn)，重復(fù)取樣1000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間。結(jié)果表明，團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的關(guān)系中起多重中介作用?？傊薪樾?yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持經(jīng)團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感、團(tuán)隊(duì)積極情緒—團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感中介鏈對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力產(chǎn)生的中介效應(yīng)均顯著，置信區(qū)間分別為[0.009，0.140]、[0.046，0.167]、[0.006，0.087]，均不包含0，再次表明各中介路徑均成立。由表3可見，從領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持到團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的直接效應(yīng)值是0.202；總間接效應(yīng)值即總中介效應(yīng)值為0.180；總效應(yīng)值為直接效應(yīng)值與總中介效應(yīng)值之和，即0.382。效果量為各中介效應(yīng)值除以總效應(yīng)值，三條中介路徑的效果量分別是13.6%、24.9%、8.6%，總中介效果量為47.1%。各路徑的效應(yīng)值及效果量詳見表3。
表3 領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持影響團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的路徑及效應(yīng)分解
五、研究討論
（一）理論貢獻(xiàn)
基于積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論和社會認(rèn)知理論，本研究考察了大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)理。結(jié)果表明：領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力具有顯著正向影響；團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間兼具單獨(dú)中介和鏈?zhǔn)街薪樽饔谩１狙芯康睦碚撠暙I(xiàn)主要體現(xiàn)在以下方面：
1.拓展并豐富了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力研究內(nèi)容
本研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持正向預(yù)測大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力（β=0.393，p＜0.001），此結(jié)論與以往個(gè)體層面的研究結(jié)果相一致[28][4]。這既驗(yàn)證了創(chuàng)造力成分理論在團(tuán)隊(duì)層面的解釋力，又將團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的研究范疇拓展至高等教育領(lǐng)域的大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)情境及科學(xué)創(chuàng)造力維度。在具有高挑戰(zhàn)性和高不確定性的大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科技創(chuàng)新活動中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持的重要價(jià)值愈加凸顯，領(lǐng)導(dǎo)者對創(chuàng)新價(jià)值的期望、對錯(cuò)誤的容忍等心理支持和積極的信息反饋、充足的資源等工具支持，更可能通過開發(fā)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力技能、激發(fā)團(tuán)隊(duì)內(nèi)在動機(jī)進(jìn)而發(fā)揮其對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的協(xié)同與集聚效應(yīng)。如今盡管對于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的研究日益豐富，但仍缺乏從團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持視角來思考如何提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力這一問題，對于領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究仍然停留在個(gè)體層面。本研究將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持作為團(tuán)隊(duì)層次的變量加以考察，為我們理解團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力提供了一個(gè)全新的視角，豐富了現(xiàn)有團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響因素研究。
2.整合了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感兩種中介機(jī)理
研究還發(fā)現(xiàn)了團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的單獨(dú)中介與鏈?zhǔn)街薪樽饔茫薪樾?yīng)量分別為13.6%、24.9%、8.6%，這為“雙創(chuàng)”時(shí)代大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展提供了有益啟示。（1）揭示了團(tuán)隊(duì)積極情緒的中介效應(yīng)。在支持創(chuàng)新的領(lǐng)導(dǎo)情境下，積極情緒體驗(yàn)不僅能夠擴(kuò)展團(tuán)隊(duì)成員的注意范疇和知—行序列[29]，提高成員的認(rèn)知效率和靈活性[30]，還有助于提升合作、降低沖突[31]，促進(jìn)成員之間產(chǎn)生彼此共情、鼓舞他人、及時(shí)反饋等[13]積極性互動，進(jìn)而提高科學(xué)創(chuàng)造力表現(xiàn)。（2）發(fā)現(xiàn)了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的中介效應(yīng)。在較高的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持水平下，創(chuàng)新效能感較高的團(tuán)隊(duì)不會拘泥于傳統(tǒng)行事方式，不懼挫折與失敗并表現(xiàn)出較高的堅(jiān)毅和冒險(xiǎn)水平，而且更加注重成員間分享創(chuàng)意，從而產(chǎn)生更高水平的科學(xué)創(chuàng)造成果。此外，與團(tuán)隊(duì)積極情緒相比，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的中介效應(yīng)量較高，其原因可能在于，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感這一集體創(chuàng)新能力共享認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的內(nèi)在關(guān)聯(lián)度更高。（3）驗(yàn)證了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。該結(jié)果從實(shí)證研究視角和團(tuán)隊(duì)層面支持和深化了社會認(rèn)知理論與積極情緒“拓展—建構(gòu)”理論的核心觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒體驗(yàn)是科學(xué)創(chuàng)造過程中團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的源泉；而共享的積極情緒體驗(yàn)對團(tuán)隊(duì)認(rèn)知、社會關(guān)系等具有顯著的拓展建構(gòu)功能，進(jìn)一步增強(qiáng)了團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新信念和效能感。
（二）實(shí)踐啟示
本文的研究結(jié)論不僅有助于更加深刻地理解團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的形成機(jī)理，也對“雙創(chuàng)”背景下的創(chuàng)新教育管理實(shí)踐具有如下重要啟示：
1.發(fā)揮“重要他人”的作用，強(qiáng)化領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持
維果茨基的“最近發(fā)展區(qū)”理論指出，在個(gè)體邁向最近發(fā)展區(qū)的進(jìn)程中，重要他人（如導(dǎo)師、隊(duì)長等）發(fā)揮著尤為重要的“腳手架”作用[32]。大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)指導(dǎo)實(shí)踐應(yīng)注重如下方面：（1）健全創(chuàng)新激勵(lì)制度。針對團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新行為，指導(dǎo)教師或隊(duì)長應(yīng)充分利用“互聯(lián)網(wǎng)+”平臺，為成員提供創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識、信息、智力和情感等必要支持，并對創(chuàng)新行為及時(shí)給予精神或物質(zhì)激勵(lì)。（2）培育鼓勵(lì)創(chuàng)新的文化氛圍。針對創(chuàng)新文化，Csikszentmihalyi指出，創(chuàng)造力只有在具有文化準(zhǔn)則的系統(tǒng)中才能獲得承認(rèn)，并且只有在獲得支持時(shí)才能造就新的突破[33]。為此，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)關(guān)注團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新思維，適時(shí)給予正向反饋，為成員冒險(xiǎn)、試錯(cuò)提供自由空間，為新思想、新創(chuàng)意、新做法的孵化厚植文化土壤。
2.營造積極情緒氛圍，開展團(tuán)隊(duì)積極情緒訓(xùn)練
研究結(jié)果顯示，團(tuán)隊(duì)積極情緒不僅在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新行為與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間發(fā)揮直接中介作用，而且還通過與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪殛P(guān)系作用于團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力。該發(fā)現(xiàn)具有如下實(shí)踐啟示：（1）營造創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)積極的情緒氛圍。認(rèn)知心理學(xué)家皮亞杰認(rèn)為，情緒決定了個(gè)體在創(chuàng)造性活動中對智力的運(yùn)用[34]，團(tuán)隊(duì)積極情緒對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新實(shí)踐發(fā)揮著十分重要的聚智和融智功能。團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者可通過傳播“正能量”、提供積極反饋、展示成功案例等途徑傳遞積極情緒，激發(fā)成員的創(chuàng)新主動性和創(chuàng)造激情，進(jìn)而提高其調(diào)動和建構(gòu)新資源（認(rèn)知和社會資本等）的能力，形成樂于并善于創(chuàng)新的文化氛圍。（2）開展團(tuán)隊(duì)積極情緒訓(xùn)練。在大學(xué)生“雙創(chuàng)”教育實(shí)踐與科技創(chuàng)新管理活動中，學(xué)院可通過樂觀思維訓(xùn)練、篤行善舉等團(tuán)隊(duì)心理輔導(dǎo)活動開展積極情緒訓(xùn)練，提升成員的情緒控制與調(diào)節(jié)能力，保持適度的團(tuán)隊(duì)情緒積極率（Positivity Ratio），為科技創(chuàng)新營造積極和諧的人際氛圍。
3.培養(yǎng)科技創(chuàng)新的內(nèi)驅(qū)力，提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感
本研究還發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感是大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的關(guān)鍵性認(rèn)知路徑，因此建議指導(dǎo)教師或隊(duì)長積極采取如下行為策略：（1）提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新自信?？赏ㄟ^列舉過去的成功經(jīng)驗(yàn)、樹立替代性榜樣、啟發(fā)引導(dǎo)、促進(jìn)創(chuàng)造性角色認(rèn)同等途徑增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新自信，創(chuàng)設(shè)“更多的創(chuàng)新資源保障、更低的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、更強(qiáng)的創(chuàng)新期待”等創(chuàng)新支持性環(huán)境。（2）增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感。強(qiáng)化團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)造性自我效能的差異化互補(bǔ)和相互傳遞，為團(tuán)隊(duì)成員設(shè)立不同挑戰(zhàn)性水平的創(chuàng)新目標(biāo)，構(gòu)筑創(chuàng)新成果分享與認(rèn)可平臺，不斷增強(qiáng)整個(gè)團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新效能感，進(jìn)而促進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的持續(xù)發(fā)展。
（三）研究局限與展望
雖然本研究發(fā)現(xiàn)了上述有價(jià)值的結(jié)論，但仍存在一定的局限性。首先，使用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，不能完全揭示變量間的因果關(guān)系，且領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用是一個(gè)長期動態(tài)過程，未來可采用縱向追蹤研究進(jìn)一步探討在大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)生命周期的不同階段二者關(guān)系的動態(tài)演化機(jī)制。其次，采用單一來源的自陳式量表收集數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差，后續(xù)研究可盡量擴(kuò)展數(shù)據(jù)來源主體并嘗試采用客觀度量工具測量大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力等變量，以增強(qiáng)研究結(jié)果的科學(xué)性。最后，本研究探討了領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力關(guān)系中情緒路徑與認(rèn)知路徑的單獨(dú)與鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制，但影響過程中還有哪些中介機(jī)制，尚需更深入探討；同時(shí)，本研究未涉及二者關(guān)系中的邊界條件，一些契合高?？萍紕?chuàng)新團(tuán)隊(duì)特點(diǎn)的情境因素（如團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)信任、團(tuán)隊(duì)競爭氛圍等）是否會影響領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持激發(fā)團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的過程，尚待未來進(jìn)一步探究。
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張建衛(wèi)，李海紅，趙 輝，任永燦
（1.北京理工大學(xué) 人文與社會科學(xué)學(xué)院，北京100081；2.河南師范大學(xué) 教育學(xué)院，河南 新鄉(xiāng)453007；3.北京聯(lián)合大學(xué) 師范學(xué)院，北京100011）
一、問題提出
在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略深入推進(jìn)和“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”（簡稱“雙創(chuàng)”）持續(xù)引領(lǐng)的時(shí)代背景下，大學(xué)生科技創(chuàng)新活動在全國高校蓬勃展開，各類探索性、前沿性和交叉性創(chuàng)新成果不斷涌現(xiàn)。大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)作為團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的載體，正在迅速發(fā)展成為全國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的生力軍。培養(yǎng)和提升大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力（Team Scientific Creativity），已是高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育的一項(xiàng)核心內(nèi)容，也開始演進(jìn)為多學(xué)科共同關(guān)注的研究主題。團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力是指在科學(xué)任務(wù)情境中，團(tuán)隊(duì)成員在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者帶領(lǐng)下，通過團(tuán)隊(duì)協(xié)作產(chǎn)生具有新穎性、獨(dú)特性社會價(jià)值的科學(xué)成果的智能品質(zhì)或能力[1]。自20世紀(jì)80年代至今，研究者對企業(yè)組織中的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力及其影響機(jī)制開展了深入研究，并取得了大量研究成果。而高校大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的形成機(jī)理，則是一個(gè)亟待探索的嶄新領(lǐng)域。因此，有必要結(jié)合大學(xué)組織情境與團(tuán)隊(duì)情緒-認(rèn)知特點(diǎn)探討大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理。
領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持（Supervisory Support for Innovation），是影響創(chuàng)造力的一個(gè)關(guān)鍵性組織情境因素。研究顯示，與控制型領(lǐng)導(dǎo)相比，支持型領(lǐng)導(dǎo)更能關(guān)注成員情感需求、鼓勵(lì)其表達(dá)自我觀點(diǎn)、提供積極性反饋，通過知識共享和內(nèi)在激勵(lì)增強(qiáng)成員的主動性和好奇心，進(jìn)而促進(jìn)其創(chuàng)造力發(fā)展[2]。雖然學(xué)者們已經(jīng)注意到領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持促進(jìn)個(gè)體創(chuàng)造力的作用路徑并開展了一系列研究[3-4]，但其影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的過程機(jī)制尚缺乏系統(tǒng)的理論解釋和實(shí)證驗(yàn)證。當(dāng)前，快速發(fā)展的積極情緒理論和社會認(rèn)知理論抑或?yàn)榇藥砟承﹩⑹緝r(jià)值：根據(jù)Fredrickson“拓展—建構(gòu)”理論，積極情緒具有拓展“思維—行動”范疇和建構(gòu)長久的身體、認(rèn)知、社會等資源兩大功能[5]，為個(gè)體成長提供持續(xù)性資源；社會認(rèn)知理論認(rèn)為外在環(huán)境激發(fā)人的行為反應(yīng)，人的內(nèi)在因素（如自我效能感）是重要的中介路徑[6]。研究者將上述理論應(yīng)用于企業(yè)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力領(lǐng)域，發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒（Team Positive Emotion）對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力及團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感（Team Creative Efficacy）對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新績效的顯著預(yù)測作用[7-8]，但目前鮮見探索二者共同作用的整合性研究，更未揭示二者在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持影響大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力中的作用路徑?；诖耍狙芯吭噲D探究領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)制，同時(shí)考察團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在這一影響過程中的中介效應(yīng)，以期為提升高校創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育質(zhì)量、促進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力發(fā)展提供理論依據(jù)。
二、理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)
（一）領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的影響
Deci和Ryan認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)可分為支持型和控制型兩類：前者主要體現(xiàn)為關(guān)心下屬的情感和需求，鼓勵(lì)成員表達(dá)自己的觀點(diǎn)，提供積極而重要的信息反饋，促進(jìn)成員的能力發(fā)展；而后者則會密切監(jiān)督成員的行為，拒絕成員參與決策，對成員的思維及行為施加壓力[9]。Amabile等人則認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持主要表現(xiàn)在設(shè)立明晰目標(biāo)、與下屬開放性互動、支持團(tuán)隊(duì)工作及創(chuàng)意等方面[2]。West和Farr在其研究中將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持定義為，在工作環(huán)境中領(lǐng)導(dǎo)者對引入新技術(shù)或改進(jìn)工作方式的期望、肯定和實(shí)際支持[10]。本研究借鑒此概念，認(rèn)為大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持是指在高校科技創(chuàng)新情境中，領(lǐng)導(dǎo)者對新理念、新方法或工藝等給予積極期待、有效回饋和充分支持的程度；并采用Scott和Bruce開發(fā)的量表[11]進(jìn)行測量。其中，領(lǐng)導(dǎo)者是指指導(dǎo)教師或隊(duì)長，前者由具備較強(qiáng)科研實(shí)力和豐富項(xiàng)目經(jīng)驗(yàn)的專業(yè)教師擔(dān)任，后者由團(tuán)隊(duì)創(chuàng)始人或具備優(yōu)秀科研能力及豐富項(xiàng)目經(jīng)驗(yàn)的優(yōu)秀成員擔(dān)任。在大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)中，基于共同的團(tuán)隊(duì)目標(biāo)和互動過程，團(tuán)隊(duì)成員往往會對領(lǐng)導(dǎo)情境形成一致性認(rèn)知。因此，本研究將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持作為團(tuán)隊(duì)層面的變量加以考察。
創(chuàng)造力成分理論認(rèn)為，組織情境力量通過提供直接幫助、開發(fā)專長及提高內(nèi)在動機(jī)等途徑對個(gè)體創(chuàng)造力產(chǎn)生影響[12]。在大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持是團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新實(shí)踐的重要情境力量和影響因素。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者表現(xiàn)出設(shè)定合理目標(biāo)、提供建設(shè)性反饋、包容新觀點(diǎn)等領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持行為時(shí)，不僅會使團(tuán)隊(duì)成員更加專注于任務(wù)本身、增強(qiáng)對創(chuàng)造力的關(guān)注度和努力度[11]，從而有機(jī)會獲得與創(chuàng)造力相關(guān)的技能與策略，進(jìn)一步提升創(chuàng)造力，而且會增強(qiáng)其參與創(chuàng)造性活動、應(yīng)用創(chuàng)造性技能的內(nèi)部動機(jī)，弱化其對外在激勵(lì)的依賴[13]。實(shí)證研究已表明，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對個(gè)體創(chuàng)新績效及創(chuàng)造力具有顯著預(yù)測作用，并通過員工情緒狀態(tài)、內(nèi)部動機(jī)和心理投入等在其中發(fā)揮中介作用[3-4]。然而，尚未有研究直接驗(yàn)證領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的預(yù)測作用，以及上述變量關(guān)系在高等教育領(lǐng)域的適用性。由此，本研究提出假設(shè)1：領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力具有正向影響。
（二）團(tuán)隊(duì)積極情緒的中介作用
情緒是指人們對客觀事物的態(tài)度、體驗(yàn)及相應(yīng)的行為反應(yīng)[14]。Fredrickson和Losada從積極情緒視角提出了“拓展—建構(gòu)”理論，認(rèn)為快樂、愉悅等積極情緒既能開拓注意、認(rèn)知和行動范疇，又能建構(gòu)新資源，為個(gè)體發(fā)展提供持續(xù)的動力支撐[5]。而作為團(tuán)隊(duì)成員共享的正向情緒體驗(yàn)，團(tuán)隊(duì)積極情緒同樣具有“拓展—建構(gòu)”功能[15]，在團(tuán)隊(duì)建設(shè)過程中發(fā)揮催化劑作用，影響團(tuán)隊(duì)決策和行為。
領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)積極情緒具有顯著影響。創(chuàng)新支持型團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者由于經(jīng)常實(shí)施設(shè)定創(chuàng)新目標(biāo)、鼓勵(lì)與贊賞創(chuàng)新行為、提供創(chuàng)新資源等創(chuàng)新支持行為，因而會較大程度上增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員參與創(chuàng)新任務(wù)的熱情與團(tuán)隊(duì)士氣，降低其抑郁及焦慮水平，使其擁有較為積極的情緒體驗(yàn)。West和Farr認(rèn)為，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)對下屬提供時(shí)間、資源、信息及鼓勵(lì)等支持時(shí)，會激發(fā)下屬的積極情緒進(jìn)而產(chǎn)生更多的創(chuàng)意[10]。Madjar等對企業(yè)員工創(chuàng)造力的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，來自工作情境與非工作情境的創(chuàng)新支持均能提升員工的積極情緒水平，并最終影響創(chuàng)造力績效[3]。
團(tuán)隊(duì)積極情緒有助于提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力水平。在個(gè)體層面，積極情緒一般通過促進(jìn)創(chuàng)意形成所必需的認(rèn)知和動機(jī)過程提升個(gè)體創(chuàng)造力[16]；而在團(tuán)隊(duì)層面，團(tuán)隊(duì)積極情緒則通過拓展建構(gòu)性互動提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。根據(jù)積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論，積極情緒水平較高的團(tuán)隊(duì)，不僅能夠拓展團(tuán)隊(duì)成員的注意范疇和知—行序列，促進(jìn)新思想的迸發(fā)、傳遞和融合，形成更廣泛的問題解決視角，而且能夠幫助成員建構(gòu)持久的身體、智力、心理及社會資源，為團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造活動提供持續(xù)動力。與此觀點(diǎn)相一致，Rhee的研究發(fā)現(xiàn)，與消極情緒相比，團(tuán)隊(duì)成員間更多地分享積極情緒會使其內(nèi)部產(chǎn)生更強(qiáng)的“拓展與建構(gòu)性”互動，此類互動會提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力和成員滿意度[15]。Shin的研究指出，即使在控制了團(tuán)隊(duì)消極情緒的條件下，團(tuán)隊(duì)積極情緒仍然能夠?qū)F(tuán)隊(duì)集體認(rèn)知、行為動機(jī)產(chǎn)生積極影響，并最終提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力[17]。但是，上述關(guān)系和作用機(jī)制在高校大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)情境中的表現(xiàn)如何尚待檢驗(yàn)。由此，本研究提出假設(shè)2：團(tuán)隊(duì)積極情緒在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間起中介作用。
（三）團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的中介作用
團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感是指團(tuán)隊(duì)成員關(guān)于集體創(chuàng)新能力所共享的、一致性認(rèn)知[18]。這一團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新共享信念并非個(gè)人創(chuàng)新效能感的簡單加總，而是在團(tuán)隊(duì)水平上涌現(xiàn)生成的特征，對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力均具有積極影響。社會認(rèn)知理論認(rèn)為，自我效能感是將環(huán)境影響傳導(dǎo)至行為的重要中介機(jī)制。若將該理論應(yīng)用于團(tuán)隊(duì)層面，我們推斷，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持可能通過提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感進(jìn)而作用于團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力。
領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感緊密相關(guān)。領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持通過影響團(tuán)隊(duì)成員對創(chuàng)新“行為—結(jié)果”關(guān)聯(lián)的預(yù)期進(jìn)而影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感。具體而言，如果創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者以開放性態(tài)度對待變化，鼓勵(lì)與贊賞團(tuán)隊(duì)追求新創(chuàng)意、包容成員的多樣性觀點(diǎn)并輔之以人員、資金、設(shè)備等條件支持，團(tuán)隊(duì)成員則會降低對創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)及創(chuàng)新資源匱乏的擔(dān)憂，更易建構(gòu)起創(chuàng)新的間接經(jīng)驗(yàn)，更傾向于實(shí)施創(chuàng)新性行為，進(jìn)而增強(qiáng)其對創(chuàng)新成功的積極期望與信心。與此相一致，Tierney和Farmer的研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持水平越高，員工所報(bào)告的創(chuàng)造性自我效能水平也越高[19]。
由于創(chuàng)造性自我效能明確指向創(chuàng)新性能力，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性自我效能比工作自我效能更能有效預(yù)測個(gè)體的創(chuàng)造力績效[19]。而團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的影響，主要通過提升團(tuán)隊(duì)成員動機(jī)和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新過程有效性來發(fā)揮作用。對創(chuàng)造力持有高水平預(yù)期信念的團(tuán)隊(duì)，一方面，在團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新活動中傾向于打破傳統(tǒng)的行事方式，勇于挑戰(zhàn)現(xiàn)狀和承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，并在面臨困難和阻礙時(shí)表現(xiàn)出較高的堅(jiān)毅水平[20]；另一方面，在團(tuán)隊(duì)互動中更可能主動交換、共享及重塑創(chuàng)意和觀點(diǎn)，并傾向于通過表達(dá)信心和信念鼓勵(lì)成員參與和保持創(chuàng)新活動。Shin和Zhou及隋楊等關(guān)于企業(yè)研發(fā)團(tuán)隊(duì)樣本的實(shí)證研究均表明，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在團(tuán)隊(duì)輸入端因素與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新績效之間具有中介作用[18][8]。由此，本研究提出假設(shè)3：團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間起中介作用。
（四）團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
作為影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的兩個(gè)關(guān)鍵變量，團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感并不是孤立存在的。社會認(rèn)知理論與積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論，均闡明了積極情緒與自我效能感之間的密切關(guān)系。根據(jù)Bandura和Whyte的理論[6][21]，團(tuán)隊(duì)效能感與自我效能感有著相似的發(fā)展來源，即過去的成敗經(jīng)驗(yàn)、替代榜樣、評價(jià)與勸說及情緒喚醒。作為一種正向情緒刺激，團(tuán)隊(duì)積極情緒是團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新效能感的重要來源。而根據(jù)積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論，團(tuán)隊(duì)積極情緒既能開拓團(tuán)隊(duì)成員的注意和認(rèn)知范疇，又能建構(gòu)新的社會和心理資源，進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造活動中的溝通、合作行為與團(tuán)隊(duì)士氣建設(shè)，提升團(tuán)隊(duì)成員勝任科學(xué)創(chuàng)造任務(wù)的信念水平即團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感。與此相一致，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)積極情緒氛圍對團(tuán)隊(duì)效能感有積極的促進(jìn)作用[22]。由此，本研究提出假設(shè)4：團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
基于上述分析，本研究擬從團(tuán)隊(duì)情緒與認(rèn)知的整合性視角，考察領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)制，提出領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力關(guān)系的理論模型（見圖1）。
圖1 本研究的概念模型
三、研究方法
（一）研究樣本與調(diào)查過程
本研究以參加全國各類大學(xué)生科技創(chuàng)新大賽的來自54所高校的80個(gè)大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)為研究對象，每個(gè)團(tuán)隊(duì)保證至少有3名成員填寫問卷。為減少共同方法偏差的影響，分兩次收集數(shù)據(jù)（時(shí)間間隔為1～2周），并通過獨(dú)特編碼（要求研究對象提供身份證號碼后六位）匹配前后兩次問卷。時(shí)間點(diǎn)1，測查變量為人口學(xué)變量、領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感，共回收有效問卷781份；時(shí)間點(diǎn)2，測查變量為團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力，共回收有效問卷756份。最終經(jīng)匹配獲得743組有效問卷，問卷匹配率為95.13%。
本次問卷調(diào)查的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征分個(gè)體和團(tuán)隊(duì)兩個(gè)方面。就個(gè)體樣本特征來看：男生629人（84.7%），女生114人（15.3%）；本科生700人（94.2%），研究生43人（5.8%）；年齡25歲以下725人（98.5%）；參隊(duì)時(shí)間6個(gè)月以下127人（17.1%），6個(gè)月～1年308人（41.5%），1年～2年222人（29.9%），2年以上86人（11.6%）。就團(tuán)隊(duì)樣本特征來看：來自“985”高校的團(tuán)隊(duì)40個(gè)（50%），來自“211”非“985”高校的團(tuán)隊(duì)11個(gè)（13.8%），來自其他高校的團(tuán)隊(duì)29個(gè)（36.3%）；成員來自1～2個(gè)學(xué)院的團(tuán)隊(duì)31個(gè)（38.8%），來自3～6個(gè)學(xué)院的團(tuán)隊(duì)49個(gè)（61.3%）；3人團(tuán)隊(duì)17個(gè)（21.3%），4～8人團(tuán)隊(duì)18個(gè)（22.5%），9～13人團(tuán)隊(duì)25個(gè)（31.3%），14～19人團(tuán)隊(duì)20個(gè)（25%），團(tuán)隊(duì)平均規(guī)模為9.29人。
（二）研究工具
1.領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持量表
采用Scott和Bruce編制的量表，并根據(jù)薛會娟的研究[23]和大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)情境進(jìn)行改編，共6個(gè)項(xiàng)目[11]。問卷要求被試報(bào)告所在團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持表現(xiàn)的情況，如“導(dǎo)師或隊(duì)長鼓勵(lì)、強(qiáng)調(diào)并促進(jìn)團(tuán)隊(duì)提升創(chuàng)造力”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.901。
2.團(tuán)隊(duì)積極情緒量表
采用邱林、鄭雪和王雁飛修訂的積極情感消極情感量表（PANAS）[24]。由于本研究探索團(tuán)隊(duì)積極情緒的中介效應(yīng)，因此只采用問卷的積極因子（PAS），共10個(gè)項(xiàng)目。問卷要求被試報(bào)告所在團(tuán)隊(duì)成員最近2～3個(gè)星期內(nèi)的情緒感受，如“大家是全神貫注的”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“幾乎沒有”到“非常多”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.895。
3.團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感量表
采用Tierney和Farmer編制的量表[19]，共4個(gè)項(xiàng)目。被試根據(jù)相關(guān)描述與所在團(tuán)隊(duì)平時(shí)表現(xiàn)的符合程度進(jìn)行自評，如“團(tuán)隊(duì)成員對團(tuán)隊(duì)運(yùn)用創(chuàng)意解決問題的能力有信心”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.810。
4.團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力量表
采用劉玉新等編制的團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力量表[1]，共12個(gè)項(xiàng)目，包括團(tuán)隊(duì)知識學(xué)習(xí)、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意產(chǎn)生、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意促進(jìn)和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)意實(shí)施4個(gè)維度，如“我們團(tuán)隊(duì)能及時(shí)分享、交流新知識和技術(shù)”。被試自評相關(guān)描述與所在團(tuán)隊(duì)平時(shí)表現(xiàn)的符合程度。量表采用5點(diǎn)計(jì)分，從“非常不符合”到“非常符合”分別計(jì)1-5分。在本研究中該量表的Cronbachα系數(shù)為0.903，各維度的Cronbachα系數(shù)在0.737～0.812之間。
（三）共同方法偏差檢驗(yàn)
采用單一來源的自陳問卷法收集數(shù)據(jù)，很可能出現(xiàn)共同方法偏差。根據(jù)周浩、龍立榮的建議，采用“Harman單因子檢驗(yàn)”和“控制未測單一方法潛因子”方法檢驗(yàn)共同方法偏差[25]。Harman單因子檢驗(yàn)的結(jié)果表明，單因子模型的擬合效果（X2/df=9.234，RMR=0.067，RMSEA=0.105，CFI=0.672，NFI=0.647，TLI=0.650，GFI=0.630，IFI=0.673，RFI=0.623）是最差的，四因子模型的擬合效果明顯優(yōu)于單因子模型，這表明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。然后，采用控制未測單一方法潛因子方法，在四因子模型的基礎(chǔ)上增加一個(gè)方法因子之后，模型的擬合指數(shù)（X2/df=2.464，RMR=0.022，RMSEA=0.044，CFI=0.946，NFI=0.914，TLI=0.938，GFI=0.916，IFI=0.947，RFI=0.899）優(yōu)于四因子模型，但X2/df僅提高了約0.40，其他指標(biāo)的改善程度均在0.01～0.03之間，擬合指數(shù)并未出現(xiàn)較大改善。由此再次表明，本研究所測量的變量之間不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
（四）統(tǒng)計(jì)分析
采用SPSS19.0和AMOS17.0統(tǒng)計(jì)軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。首先，采用AMOS17.0進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。其次，采用SPSS19.0進(jìn)行團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)聚合檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)及Pearson相關(guān)分析。然后，采用AMOS17.0進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程建模，檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，并對鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)。
四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)
（一）團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)聚合檢驗(yàn)
由于將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持定義在團(tuán)隊(duì)層次，且所有問卷均是由團(tuán)隊(duì)成員填寫的，所以需要把個(gè)體層次的數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)層次，并驗(yàn)證聚合的合理性。根據(jù)James等的建議[26]，采用組內(nèi)一致性指標(biāo)Rwg和組間異質(zhì)性指標(biāo)ICC（1）、ICC（2）這三個(gè)指標(biāo)來檢驗(yàn)各變量聚合的可靠性。結(jié)果表明：領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力四個(gè)變量的Rwg均值（分別為0.754、0.823、0.687、0.844）均基本達(dá)到或高于0.70的臨界標(biāo)準(zhǔn)；四個(gè)變量的ICC（1）值（分別為0.252、0.083、0.129、0.109）、ICC（2）值（分別為0.758、0.458、0.580、0.532）基本達(dá)到了0＜ICC（1）＜0.50和ICC（2）〉0.50的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。因此，所有變量在團(tuán)隊(duì)層次上的聚合是適當(dāng)且有效的。
（二）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析
對整合后的團(tuán)隊(duì)層面數(shù)據(jù)進(jìn)行基本的統(tǒng)計(jì)描述和相關(guān)分析，所有研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持平均分為3.925，說明大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持水平較高；團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力平均分在3.927～4.061之間，說明大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)積極情緒、創(chuàng)新效能感水平較高，且擁有較好的科學(xué)創(chuàng)造力表現(xiàn)。此外，相關(guān)分析結(jié)果顯示，變量間的相關(guān)系數(shù)在0.332～0.675之間，呈中高程度相關(guān)且均達(dá)到了顯著性水平。其中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力（r=0.591，p＜0.01）、團(tuán)隊(duì)積極情緒（r=0.332，p＜0.01）以及團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感（r=0.500，p＜0.01）呈顯著正相關(guān)關(guān)系；團(tuán)隊(duì)積極情緒（r=0.549，p＜0.01）、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感（r=0.675，p＜0.01）與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān)關(guān)系；團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.509，p＜0.01）。結(jié)果表明，研究變量滿足結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證假設(shè)的基本要求。
表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)（n=80）
（三）假設(shè)檢驗(yàn)
為驗(yàn)證研究假設(shè)，使用AMOS17.0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，考察團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的中介作用。為了節(jié)約自由度和增強(qiáng)模型的簡約性，根據(jù)卞冉、車宏生和陽輝的建議[27]，采用平衡取向法對領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持、團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感等單一維度潛變量分別進(jìn)行打包處理，打包后的觀測變量以每個(gè)項(xiàng)目組內(nèi)項(xiàng)目的平均分代替。領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持形成領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持1和領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持2兩個(gè)項(xiàng)目組，團(tuán)隊(duì)積極情緒形成團(tuán)隊(duì)積極情緒1、團(tuán)隊(duì)積極情緒2和團(tuán)隊(duì)積極情緒3三個(gè)項(xiàng)目組，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感形成團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感1和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感2兩個(gè)項(xiàng)目組。
本研究通過建構(gòu)3個(gè)結(jié)構(gòu)方程模型來檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。首先，以領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持為自變量、團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力為因變量構(gòu)建模型M1，探討領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的直接作用；其次，加入團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感作為獨(dú)立的中介變量，構(gòu)建模型M2，探討二者的并行中介效應(yīng)；最后，在模型M2的基礎(chǔ)上，建立團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感之間的聯(lián)系，即設(shè)置“領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持—團(tuán)隊(duì)積極情緒—團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感—團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力”鏈?zhǔn)街薪槁窂?，?gòu)建模型M3，探討二者的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。各模型擬合指數(shù)見表2。本研究發(fā)現(xiàn)：在模型M1中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的路徑系數(shù)顯著（β=0.393，p＜0.001），且模型擬合較好，說明領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持能夠顯著正向影響團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力，驗(yàn)證了假設(shè)1；在模型M2中，模型擬合較差，排除了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的并行中介效應(yīng)；在此基礎(chǔ)上，模型M3建立了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪槁窂?，模型擬合良好，同時(shí)模型中所有路徑系數(shù)均顯著（見圖2）。因此，根據(jù)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)可以判斷，團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感各自的中介效應(yīng)顯著，二者在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著。以上結(jié)果表明，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持分別通過團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感和團(tuán)隊(duì)積極情緒—團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感三條路徑間接影響團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力，即驗(yàn)證了假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4。
表2 各模型擬合指數(shù)
圖2 中介效應(yīng)模型（模型M3）
采用偏差校正非參數(shù)百分比Bootstrap檢驗(yàn)，重復(fù)取樣1000次，計(jì)算95%的置信區(qū)間。結(jié)果表明，團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持和團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的關(guān)系中起多重中介作用?？傊薪樾?yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持經(jīng)團(tuán)隊(duì)積極情緒、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感、團(tuán)隊(duì)積極情緒—團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感中介鏈對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力產(chǎn)生的中介效應(yīng)均顯著，置信區(qū)間分別為[0.009，0.140]、[0.046，0.167]、[0.006，0.087]，均不包含0，再次表明各中介路徑均成立。由表3可見，從領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持到團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的直接效應(yīng)值是0.202；總間接效應(yīng)值即總中介效應(yīng)值為0.180；總效應(yīng)值為直接效應(yīng)值與總中介效應(yīng)值之和，即0.382。效果量為各中介效應(yīng)值除以總效應(yīng)值，三條中介路徑的效果量分別是13.6%、24.9%、8.6%，總中介效果量為47.1%。各路徑的效應(yīng)值及效果量詳見表3。
表3 領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持影響團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的路徑及效應(yīng)分解
五、研究討論
（一）理論貢獻(xiàn)
基于積極情緒的“拓展—建構(gòu)”理論和社會認(rèn)知理論，本研究考察了大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用機(jī)理。結(jié)果表明：領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力具有顯著正向影響；團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間兼具單獨(dú)中介和鏈?zhǔn)街薪樽饔谩１狙芯康睦碚撠暙I(xiàn)主要體現(xiàn)在以下方面：
1.拓展并豐富了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力研究內(nèi)容
本研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持正向預(yù)測大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力（β=0.393，p＜0.001），此結(jié)論與以往個(gè)體層面的研究結(jié)果相一致[28][4]。這既驗(yàn)證了創(chuàng)造力成分理論在團(tuán)隊(duì)層面的解釋力，又將團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的研究范疇拓展至高等教育領(lǐng)域的大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)情境及科學(xué)創(chuàng)造力維度。在具有高挑戰(zhàn)性和高不確定性的大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科技創(chuàng)新活動中，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持的重要價(jià)值愈加凸顯，領(lǐng)導(dǎo)者對創(chuàng)新價(jià)值的期望、對錯(cuò)誤的容忍等心理支持和積極的信息反饋、充足的資源等工具支持，更可能通過開發(fā)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力技能、激發(fā)團(tuán)隊(duì)內(nèi)在動機(jī)進(jìn)而發(fā)揮其對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的協(xié)同與集聚效應(yīng)。如今盡管對于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的研究日益豐富，但仍缺乏從團(tuán)隊(duì)中的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持視角來思考如何提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力這一問題，對于領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究仍然停留在個(gè)體層面。本研究將領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持作為團(tuán)隊(duì)層次的變量加以考察，為我們理解團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力提供了一個(gè)全新的視角，豐富了現(xiàn)有團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的影響因素研究。
2.整合了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感兩種中介機(jī)理
研究還發(fā)現(xiàn)了團(tuán)隊(duì)積極情緒和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間的單獨(dú)中介與鏈?zhǔn)街薪樽饔茫薪樾?yīng)量分別為13.6%、24.9%、8.6%，這為“雙創(chuàng)”時(shí)代大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力發(fā)展提供了有益啟示。（1）揭示了團(tuán)隊(duì)積極情緒的中介效應(yīng)。在支持創(chuàng)新的領(lǐng)導(dǎo)情境下，積極情緒體驗(yàn)不僅能夠擴(kuò)展團(tuán)隊(duì)成員的注意范疇和知—行序列[29]，提高成員的認(rèn)知效率和靈活性[30]，還有助于提升合作、降低沖突[31]，促進(jìn)成員之間產(chǎn)生彼此共情、鼓舞他人、及時(shí)反饋等[13]積極性互動，進(jìn)而提高科學(xué)創(chuàng)造力表現(xiàn)。（2）發(fā)現(xiàn)了團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的中介效應(yīng)。在較高的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持水平下，創(chuàng)新效能感較高的團(tuán)隊(duì)不會拘泥于傳統(tǒng)行事方式，不懼挫折與失敗并表現(xiàn)出較高的堅(jiān)毅和冒險(xiǎn)水平，而且更加注重成員間分享創(chuàng)意，從而產(chǎn)生更高水平的科學(xué)創(chuàng)造成果。此外，與團(tuán)隊(duì)積極情緒相比，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的中介效應(yīng)量較高，其原因可能在于，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感這一集體創(chuàng)新能力共享認(rèn)知與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的內(nèi)在關(guān)聯(lián)度更高。（3）驗(yàn)證了團(tuán)隊(duì)積極情緒與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。該結(jié)果從實(shí)證研究視角和團(tuán)隊(duì)層面支持和深化了社會認(rèn)知理論與積極情緒“拓展—建構(gòu)”理論的核心觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)積極情緒體驗(yàn)是科學(xué)創(chuàng)造過程中團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的源泉；而共享的積極情緒體驗(yàn)對團(tuán)隊(duì)認(rèn)知、社會關(guān)系等具有顯著的拓展建構(gòu)功能，進(jìn)一步增強(qiáng)了團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新信念和效能感。
（二）實(shí)踐啟示
本文的研究結(jié)論不僅有助于更加深刻地理解團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的形成機(jī)理，也對“雙創(chuàng)”背景下的創(chuàng)新教育管理實(shí)踐具有如下重要啟示：
1.發(fā)揮“重要他人”的作用，強(qiáng)化領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持
維果茨基的“最近發(fā)展區(qū)”理論指出，在個(gè)體邁向最近發(fā)展區(qū)的進(jìn)程中，重要他人（如導(dǎo)師、隊(duì)長等）發(fā)揮著尤為重要的“腳手架”作用[32]。大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)指導(dǎo)實(shí)踐應(yīng)注重如下方面：（1）健全創(chuàng)新激勵(lì)制度。針對團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新行為，指導(dǎo)教師或隊(duì)長應(yīng)充分利用“互聯(lián)網(wǎng)+”平臺，為成員提供創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)知識、信息、智力和情感等必要支持，并對創(chuàng)新行為及時(shí)給予精神或物質(zhì)激勵(lì)。（2）培育鼓勵(lì)創(chuàng)新的文化氛圍。針對創(chuàng)新文化，Csikszentmihalyi指出，創(chuàng)造力只有在具有文化準(zhǔn)則的系統(tǒng)中才能獲得承認(rèn)，并且只有在獲得支持時(shí)才能造就新的突破[33]。為此，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)關(guān)注團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新思維，適時(shí)給予正向反饋，為成員冒險(xiǎn)、試錯(cuò)提供自由空間，為新思想、新創(chuàng)意、新做法的孵化厚植文化土壤。
2.營造積極情緒氛圍，開展團(tuán)隊(duì)積極情緒訓(xùn)練
研究結(jié)果顯示，團(tuán)隊(duì)積極情緒不僅在領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新行為與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力之間發(fā)揮直接中介作用，而且還通過與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感的鏈?zhǔn)街薪殛P(guān)系作用于團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力。該發(fā)現(xiàn)具有如下實(shí)踐啟示：（1）營造創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)積極的情緒氛圍。認(rèn)知心理學(xué)家皮亞杰認(rèn)為，情緒決定了個(gè)體在創(chuàng)造性活動中對智力的運(yùn)用[34]，團(tuán)隊(duì)積極情緒對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新實(shí)踐發(fā)揮著十分重要的聚智和融智功能。團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者可通過傳播“正能量”、提供積極反饋、展示成功案例等途徑傳遞積極情緒，激發(fā)成員的創(chuàng)新主動性和創(chuàng)造激情，進(jìn)而提高其調(diào)動和建構(gòu)新資源（認(rèn)知和社會資本等）的能力，形成樂于并善于創(chuàng)新的文化氛圍。（2）開展團(tuán)隊(duì)積極情緒訓(xùn)練。在大學(xué)生“雙創(chuàng)”教育實(shí)踐與科技創(chuàng)新管理活動中，學(xué)院可通過樂觀思維訓(xùn)練、篤行善舉等團(tuán)隊(duì)心理輔導(dǎo)活動開展積極情緒訓(xùn)練，提升成員的情緒控制與調(diào)節(jié)能力，保持適度的團(tuán)隊(duì)情緒積極率（Positivity Ratio），為科技創(chuàng)新營造積極和諧的人際氛圍。
3.培養(yǎng)科技創(chuàng)新的內(nèi)驅(qū)力，提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感
本研究還發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感是大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的關(guān)鍵性認(rèn)知路徑，因此建議指導(dǎo)教師或隊(duì)長積極采取如下行為策略：（1）提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新自信?？赏ㄟ^列舉過去的成功經(jīng)驗(yàn)、樹立替代性榜樣、啟發(fā)引導(dǎo)、促進(jìn)創(chuàng)造性角色認(rèn)同等途徑增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新自信，創(chuàng)設(shè)“更多的創(chuàng)新資源保障、更低的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、更強(qiáng)的創(chuàng)新期待”等創(chuàng)新支持性環(huán)境。（2）增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新效能感。強(qiáng)化團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)造性自我效能的差異化互補(bǔ)和相互傳遞，為團(tuán)隊(duì)成員設(shè)立不同挑戰(zhàn)性水平的創(chuàng)新目標(biāo)，構(gòu)筑創(chuàng)新成果分享與認(rèn)可平臺，不斷增強(qiáng)整個(gè)團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新效能感，進(jìn)而促進(jìn)大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的持續(xù)發(fā)展。
（三）研究局限與展望
雖然本研究發(fā)現(xiàn)了上述有價(jià)值的結(jié)論，但仍存在一定的局限性。首先，使用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，不能完全揭示變量間的因果關(guān)系，且領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持對團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的作用是一個(gè)長期動態(tài)過程，未來可采用縱向追蹤研究進(jìn)一步探討在大學(xué)生科技創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)生命周期的不同階段二者關(guān)系的動態(tài)演化機(jī)制。其次，采用單一來源的自陳式量表收集數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差，后續(xù)研究可盡量擴(kuò)展數(shù)據(jù)來源主體并嘗試采用客觀度量工具測量大學(xué)生團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力等變量，以增強(qiáng)研究結(jié)果的科學(xué)性。最后，本研究探討了領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持與團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力關(guān)系中情緒路徑與認(rèn)知路徑的單獨(dú)與鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制，但影響過程中還有哪些中介機(jī)制，尚需更深入探討；同時(shí)，本研究未涉及二者關(guān)系中的邊界條件，一些契合高?？萍紕?chuàng)新團(tuán)隊(duì)特點(diǎn)的情境因素（如團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)信任、團(tuán)隊(duì)競爭氛圍等）是否會影響領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新支持激發(fā)團(tuán)隊(duì)科學(xué)創(chuàng)造力的過程，尚待未來進(jìn)一步探究。
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