研發(fā)團隊績效影響因子及其作用機理研究

□ 曾泉毅

隨著近年國家對基礎科學領域原創(chuàng)研究的高度重視，國內(nèi)的研發(fā)團隊在科研硬件上的建設與世界優(yōu)秀研發(fā)團隊的差距正逐漸縮小甚至優(yōu)于后者，但在團隊的軟件層面——團隊績效產(chǎn)出，這個發(fā)揮舉足輕重作用的一環(huán)，尚不盡如人意。麥格拉斯（McGrath）提出的投入—過程—產(chǎn)出（IPO）理論勾勒了團隊績效影響因素作用路徑，探討不同輸入因素在互動過程對團隊績效的影響，該理論被廣泛應用并成為團隊績效行為動力學研究的標準范式。[1]如何使研發(fā)團隊高效運作，產(chǎn)出更多創(chuàng)新性研究成果，不僅是團隊建設的重要議題，也必然是機構人才與組織發(fā)展研究的應有之義。剖析研發(fā)團隊績效內(nèi)在機理，首先需要厘清兩個基本問題：一是影響研發(fā)團隊績效行為的關鍵因子是什么；二是這些因子通過怎樣的機理影響研發(fā)團隊績效。

本文在組織績效論、認知心理學及組織行為學的基礎上開展研究。國內(nèi)外關于研發(fā)團隊績效因子研究成果汗牛充棟，但通過回顧文獻與提煉人力資源管理實踐發(fā)現(xiàn)團隊績效機理的研究可進一步拓展。研究表明，作為集聚了不同文化價值、不同科學研究背景人員的科技組織，組織中各異的研發(fā)團隊微生態(tài)及其內(nèi)部運作機理所產(chǎn)生的績效效果千差萬別。鑒于此，本文試圖探索影響研發(fā)團隊績效的關鍵因子有哪些以及這些因子是通過怎樣的作用機理影響團隊績效行為的。誠然，上面所述的基本問題實質(zhì)就是本文的核心及現(xiàn)實意義所在。

一、概念模型的提出與研究設計

研發(fā)團隊績效是一個在不同組織情境中，易受不特定因子影響的多維度變量。本文的主要任務是厘清影響研發(fā)團隊績效的關鍵因子，在現(xiàn)有研究的基礎上建構研發(fā)團隊績效的作用機理概念模型和有關假設，通過中國散裂中子源（China Spallation Neutron Source，CSNS）的數(shù)據(jù)對概念模型及相關假設進行解構與驗證。

國內(nèi)外學界關于研發(fā)團隊績效因子關系已有大量的研究。侯二秀、賀瑞雪等對團隊績效影響因子進行了系統(tǒng)的探索梳理，認為團隊績效達成與否是團隊內(nèi)外部多方面共同作用的結(jié)果[2-3]。自不確定性規(guī)避概念提出以來，不確定性規(guī)避與團隊績效之間的關系受到學界與人力資源實踐領域的頗多關注。穆勒（Mueller）認為低不確定性規(guī)避對探索性績效目標具有正向效應，較低的組織與個體焦慮有利于團隊績效決策[4]。團隊績效行為具有顯著的群體網(wǎng)格特征，團隊績效目標的達成是團隊層面復雜的創(chuàng)造性互動過程，同時也是團隊個體之間、團隊個體與團隊內(nèi)外部環(huán)境之間互動與結(jié)合的過程。對團隊績效創(chuàng)造的研究應著重組織內(nèi)隱群體性特征，注重非正式網(wǎng)絡對于團隊內(nèi)部網(wǎng)格與績效互動之間的特殊作用。誠然，團隊績效除受外部環(huán)境（不確定性）和內(nèi)部環(huán)境（非正式網(wǎng)絡）的影響外，還受團隊共享心智的正向影響，并在兩者之間發(fā)揮著中介變量的作用，共同將團隊內(nèi)部無序的個體行動整合為一組特定且有序的個體貢獻，為團隊績效行為的形成奠定了堅實的基礎。

圖1 團隊績效因子作用機理概念模型

二、概念模型因子作用機理與研究假設

（一）不確定性規(guī)避作用機理與假設

不確定性規(guī)避與團隊績效之間關系的相關研究在人力資源管理實踐中并不常見，對上述兩者之間的分析散見于寥寥的文獻中。索格和阿恩特（Sorge,Arndt）認為，不確定性規(guī)避是組織或組織中的個體在面對競爭或不確定性風險時的包容程度或忍耐閾值[5]。在VUCA時代，不確定性、易變性、模糊性與復雜性是其最顯著的四大特征，組織及個體的創(chuàng)新活動與團隊績效受到多方面的嚴峻挑戰(zhàn)，敏捷、變革、洞察和預見逐漸成為組織與個體應對不確定性的重要選項。

科技創(chuàng)新，尤其是基礎研究領域的技術革命，是一項充滿風險與不確定性的知識變革活動。眾所周知，科技領域的變革往往要求研究人員有更高的對不確定性與試錯容忍的閾值。伊瑙扎斯（Ynaouzas）認為擁有低不確定性規(guī)避基因的團隊，接受失敗和抗風險的能力更強[6]。研究表明，對于低不確定性規(guī)避的團隊來說，團隊中的個體更善于突破陳舊的規(guī)則與標準，更能接受風險，對具有創(chuàng)新性的想法及行為的容忍程度相對更高[7]。劉追、鄭倩認為，不確定性規(guī)避較低的個體傾向于認為自己有足夠的能力應付環(huán)境和未知的事件，其自我效能感較高，這有利于進一步促進研發(fā)團隊整體績效和效能的提升[8]。

本文認為不確定性規(guī)避程度越高，越缺乏突破舊式思維結(jié)構和鼓勵創(chuàng)新的源動力，降低了團隊及個體對風險承受力和風險的識別，影響團隊績效目標的達成，對此，本文假設：

H1a：低不確定性規(guī)避與團隊績效正相關。

H1b：低不確定性規(guī)避對團隊績效有正面影響。

（二）非正式網(wǎng)絡作用機理與假設

團隊績效行為是個體、團隊與外部環(huán)境共同作用的結(jié)果，在過往的研究與實踐中，團隊績效的研究關注更多的是顯性因子，而對內(nèi)隱性因子的關注較少。團隊績效行為的實踐證明，團隊內(nèi)部隱性因子及互動網(wǎng)絡對團隊績效達成的影響理應得到更多重視，社會網(wǎng)絡理論的視角為研究者解構團隊內(nèi)部生態(tài)作用機理提供了更多突破口。

一般而言，任何一個組織中都存在著正式與非正式兩種網(wǎng)絡。所謂非正式網(wǎng)絡是由個體的社會關系或人際關系所構成的網(wǎng)絡，它能夠穿透團隊內(nèi)的層層壁壘，作為組織或團隊信息感知的神經(jīng)末梢，發(fā)揮著正式網(wǎng)絡無法取代的作用。[9-10]溫格、斯奈德和麥克德馬（Wenger,Snyder &Mcdernott）認為，團隊中非正式網(wǎng)絡可有效打破組織傳統(tǒng)的邊界，可有效就團隊實踐、經(jīng)驗以及信息反饋進行傳遞。[11]這種方式有效地促成團隊內(nèi)部隱性知識的傳遞、人際溝通的有效交匯，提高了溝通發(fā)生的頻率，強化了成員的交流意愿，在多樣化和差異化的團隊內(nèi)部有利于產(chǎn)生新的創(chuàng)新并轉(zhuǎn)變?yōu)榭冃袨椋嵘龍F隊效能。[12]梅赫拉、迪克遜、布拉斯和羅柏遜（Mehra,Dixon,Brass &Robertson）研究發(fā)現(xiàn)，有較多非正式聯(lián)結(jié)或在團隊或組織中擁有不同的社會交際圈的員工的績效要比聯(lián)結(jié)較少的員工要更高，同時，通過非正式網(wǎng)絡能夠有效利用這些內(nèi)在的非正式聯(lián)結(jié)緩和團隊沖突，起到傳遞資源、提高團隊績效的積極作用。[13-14]對此，本文提出以下基本假設：

H2a：非正式網(wǎng)絡與團隊績效正相關。

H2b：非正式網(wǎng)絡對團隊績效有正面影響。

（三）團隊共享心智作用機理與假設

心智模型最早源于認知心理學，作為一種共享的、有組織的認知和心理機制，逐漸從聚焦個體認知向聚焦團隊認知發(fā)展。20世紀90年代初，坎農(nóng)斯和薩拉斯（Cannon &Salas）首次提出團隊共享心智概念，認為團隊共享心智是團隊成員所共有的一種知識結(jié)構，可協(xié)調(diào)團隊成員自身行為使之適應團隊整體要求，包含了任務理解共享、團隊認知共享和交互協(xié)作共享。[15]

研發(fā)團隊是一個協(xié)作性、專業(yè)性及系統(tǒng)性極強的組織，團隊績效的達成需要分享理解和共享認知。白新文認為，共享心智模型為團隊成員共同執(zhí)行任務及有效互動提供了一個基于共同價值觀的知識框架，以促進成員就團隊的任務情境、執(zhí)行策略以及團隊的統(tǒng)一行動等形成一致的認知預期。[16]團隊共享心智通過促進個體間的協(xié)作與內(nèi)隱溝通，形成認知共享。德徹奇和梅斯默（DeChurch&Msemer）研究認為，在互依性程度較低的團隊中，團隊共享心智可以有效提升團隊績效。[17]眾所周知，團隊績效不是個體績效行為的簡單相加，而需經(jīng)團隊價值創(chuàng)造過程所依賴的媒介最終得以轉(zhuǎn)化。同時，團隊共享心智的形成，取決于團隊非正式網(wǎng)絡、組織氛圍以及對不確定性規(guī)避的閾值與容忍程度。一般而言，對不確定性容忍程度越高、非正式網(wǎng)絡越活躍的團隊內(nèi)部更易形成組織內(nèi)部特有的開放、共享、協(xié)作的團隊文化，更能夠促進團隊共享心智的形成，同時通過形成的共享心智，促進團隊績效達成與組織效能提升。對此，本文假設：

H3a：團隊共享心智與團隊績效正相關。

H3b：團隊共享心智對團隊績效有正面影響。

H3c：低不確定性規(guī)避與團隊共享心智正相關。

H3d：低不確定性規(guī)避對團隊共享心智有正向影響。

H3e：非正式網(wǎng)絡與團隊共享心智正相關。

H3f：非正式網(wǎng)絡對團隊共享心智有正向影響。

H3g：團隊共享心智在不確定性規(guī)避與團隊績效之間起著部分中介作用。

H3h：團隊共享心智在非正式網(wǎng)絡與團隊績效之間起著部分中介作用。

三、實證檢驗——基于（CSNS）的數(shù)據(jù)

（一）實證前測

本研究在歸納、援引已有相關成熟量表的基礎上，根據(jù)CSNS 被測樣本所處行業(yè)、組織特質(zhì)、個體工作性質(zhì)等，對原始成熟的量表表述與內(nèi)容進行了較大的修正。本研究包括不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡、團隊共享心智以及團隊績效4 個變量，測量方法采用李克特（Likter）5 級衡量尺度；對于數(shù)據(jù)的處理，采用了SPSS 19.0 的相關方法與技術。

1.結(jié)構效度檢驗

所謂結(jié)構效度，是指一個測驗實際測到所要測量的理論結(jié)構或特質(zhì)的程度，換言之，指測驗分數(shù)能夠說明理論的某種結(jié)構或特質(zhì)的程度。本文使用因子分析法中的KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗和巴特利特（Bartlett）球體檢驗測量結(jié)構效度，檢驗結(jié)果如表1所示：

表1 結(jié)構效度檢驗指標

以上結(jié)果表明，不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡、團隊共享心智和組織績效的KMO 值均大于0.6，Bartlett 球體檢驗顯著性概率為0.000（＜0.001），說明結(jié)構效度良好。

2.結(jié)構信度檢驗

結(jié)構信度是指測驗工具（量表）所得到的結(jié)果的一致性或穩(wěn)定性，反映被測特征真實程度的指標。本文采用Cronbach’s α 系數(shù)對結(jié)構信度進行檢驗分析，各研究變量信度檢驗結(jié)果如表2所示：

表2 結(jié)構信度檢驗結(jié)果

上述檢驗結(jié)果表明，本研究量表的Cronbach’s α 系數(shù)均大于0.7，說明各因子的內(nèi)部具有很好的穩(wěn)定性，測量量表通過檢定。

（二）CSNS 被測樣本描述與方差分析

1.被測樣本描述性分析

本文對CSNS 被試樣本均采用電子問卷進行測量，發(fā)放問卷145 份，回收問卷143 份，剔除漏填、選填不清或明顯有誤等無效問卷23份，實際有效問卷120 份。樣本基本情況如表3：

表3 被測樣本相關特征量

續(xù)表3

2.方差分析

本文采用獨立樣本T 檢驗與單因素方差分析的方法研究對以人口變量學劃分的不同員工群體在不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡、團隊共享心智及組織績效上有無顯著差異。對于按性別劃分的兩類群體，本文采用獨立樣本T 檢驗完成差異性顯著檢驗；對其他的則采用單因素方差的方法進行分析。

表4 人口學變量對各變量的差異性分析

通過對問卷量表數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，將上述統(tǒng)計結(jié)果歸納如下：

對不確定性規(guī)避的檢驗中，除性別與學歷外，年齡、工作年限以及專業(yè)技術職務對不確定性規(guī)避存在較顯著差異。

對非正式網(wǎng)絡的檢驗中，上述特征量對非正式網(wǎng)絡均無顯著差異。

對團隊共享心智的檢驗中，除性別、年齡與學歷外，工作年限與專業(yè)技術職務對團隊共享心智存在較顯著差異。

對團隊績效的檢驗中，除性別外，工作年限、年齡、學歷與專業(yè)技術職務對組織績效存在較顯著差異。

（三）相關性分析

相關性分析是研究變量之間相關性強弱的一種常用方法。本文采用Pearson 相關性測量方法，Pearson 系數(shù)的大小，反映了兩個變量之間關聯(lián)程度的強弱。

1.不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊共享心智的相關性分析

從表5的分析數(shù)據(jù)可以看出，低不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊共享心智之間均存在顯著的正相關關系，相關系數(shù)分別為0.867 與0.844，在0.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關，證明假設H3c 與H3e 的成立。

表5 不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊共享心智的相關系數(shù)

2.不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊績效的相關性分析

從表6的分析數(shù)據(jù)可以看出，低不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊績效之間均存在顯著的正相關關系，相關系數(shù)分別為0.940 與0.921，在0.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關，證明假設H1a 與H2a 成立。

表6 不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊績效的相關系數(shù)

3.團隊共享心智與團隊績效的相關性分析

從表7的分析數(shù)據(jù)可以看出，團隊共享心智與團隊績效之間存在顯著的正相關關系，相關系數(shù)為0.905，在0.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關，證明假設H3a 成立。

表7 團隊共享心智與團隊績效的相關系數(shù)

（四）回歸分析

本文上述分析在一定程度上解釋了各變量之間相關性的存在、緊密程度與方向性問題。但是上述分析僅解釋了變量之間的相關關系，未能區(qū)別變量之間的因果關系，對此，運用回歸分析可有效地解決。本文擬采用一元線性回歸與多元回歸分析方法，對各變量之間的因果關系進行論證，以厘清研發(fā)團隊績效影響因子內(nèi)在作用機理。

1.不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡對團隊績效的回歸分析

綜合表8、表9關于不確定性規(guī)避（X1）、非正式網(wǎng)絡（X2）分別對團隊績效的回歸結(jié)果，決定系數(shù)R2分別為0.883 與0.848，擬合程度較高，回歸系數(shù)分別為0.604 與0.934，均為正數(shù)，且達到了0.05 上的顯著性。低不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡分別對團隊共享心智產(chǎn)生的正面影響，驗證了假設H1b 與H2b 的成立?；貧w方程如下：

表8 不確定性規(guī)避（X1）對團隊績效（Y1）回歸結(jié)果

表9 非正式網(wǎng)絡（X2）對團隊績效（Y2）回歸結(jié)果

Y1=0.604×X1

Y2=0.934×X2

2.不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡對團隊共享心智的回歸分析

綜合表10、表11關于不確定性規(guī)避（X1）、非正式網(wǎng)絡（X2）分別對團隊共享心智的回歸結(jié)果，決定系數(shù)R2分別為0.752 與0.713，擬合程度較高，回歸系數(shù)分別為0.741與1.137，均為正數(shù)，且達到了0.05 以上的顯著性。低不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡分別對團隊共享心智產(chǎn)生的正面影響，驗證了假設H3d與H3f 的成立?；貧w方程如下：

表10 不確定性規(guī)避（X1）對團隊共享心智（M1）回歸結(jié)果

表11 非正式網(wǎng)絡（X2）對團隊共享心智（M2）回歸結(jié)果

M1=0.741×X1

M2=1.137×X2

3.團隊共享心智對團隊績效的回歸分析

結(jié)合表12關于團隊共享心智對團隊績效的回歸結(jié)果，決定系數(shù)R2為0.819，擬合程度較高，回歸系數(shù)為0.681，為正數(shù)，且達到了0.05 上的顯著性。團隊共享心智對團隊績效產(chǎn)生了正面影響，驗證了假設H3b 的成立?；貧w方程如下：

表12 團隊共享心智（M）對團隊績效（Y）回歸結(jié)果

Y=0.681×M

4.不確定性規(guī)避、團隊共享心智對團隊績效的回歸分析

表13關于不確定性規(guī)避、團隊共享心智對團隊績效的回歸結(jié)果，決定系數(shù)R2為0.916，擬合程度較高，變量回歸系數(shù)達到了0.05 水平上的顯著性?；貧w方程如下：

表13 不確定性規(guī)避（X1）、團隊共享心智（M1）對團隊績效（Y1）回歸結(jié)果

Y1=0.401×X1+0.274×M1

5.非正式網(wǎng)絡、團隊共享心智對團隊績效的回歸分析

表14關于非正式網(wǎng)絡、團隊共享心智對團隊績效的回歸結(jié)果，決定系數(shù)R2為0.951，擬合程度較高，變量回歸系數(shù)達到了0.05 水平上的顯著性。回歸方程如下：

表14 非正式網(wǎng)絡（X1）、團隊共享心智（M2）對團隊績效（Y）回歸結(jié)果

Y2=0.553×X2+0.335×M2

6.團隊共享心智的中介效應檢驗

中介效應包含完全中介效應與部分中介效應。當控制中介變量時，自變量對因變量的影響為零，則是完全中介效應；反之，影響不為零，且影響的強度顯著弱于沒控制時的影響時，則視為部分中介效應。

根據(jù)上述回歸分析結(jié)果，開展團隊共享心智中介效應檢驗。X1表示不確定性規(guī)避，X2表示非正式網(wǎng)絡，M1-2表示團隊共享心智，Y1-2表示團隊績效。

從表15可以看出，在檢驗次序1 中，Y1、Y2分別對X1、X2的結(jié)果在0.05 水平上顯著，系數(shù)分別為0.604 與0.934，說明X1、X2對Y1、Y2的影響都很顯著。

表15 團隊共享心智中介效應檢驗程序

在檢驗次序2 中，M1、M2分別對X1、X2的結(jié)果在0.05 水平上顯著，系數(shù)分別為0.741與1.137，說明X1、X2對M1、M2的影響也很顯著。

在檢驗次序3 中，回歸方程系數(shù)分別為0.401、0.553 與0.274、0.335，結(jié)果在0.05 水平上顯著，說明將團隊共享心智加入到X1、X2與Y1、Y2的因果關系模型后，團隊共享心智對團隊績效有顯著影響。但是，與檢驗次序1 相比，檢驗次序3 的回歸系數(shù)均有所降低（0.401＜0.604；0.553＜0.934），鑒于此，初步判定M1-2在X1、X2與Y1、Y2之間起部分中介效應。對于部分中介效應的檢定，需進行中介效應的Sobel 分析。參見表16。

表16 團隊共享心智部分中介效應檢驗結(jié)果

團隊共享心智分別在不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊績效之間的作用機理中，Z=3.397，P=0.0007＜0.001；Z=4.016，P=0.0001＜0.001，證明了團隊共享心智分別在不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊績效之間，起著部分中介效應。此結(jié)論驗證了假設H3g、H3h 的成立。

四、主要結(jié)論與展望

本文基于CSNS 研發(fā)團隊開展的探索性實證研究，初步回答了前文所述的兩個基本問題，研究假設得到了實證數(shù)據(jù)的支持和驗證，結(jié)論如下：①低不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊共享心智、團隊績效正相關，且前二者對后二者其具有正面的影響。②團隊共享心智在不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡與團隊績效兩兩之間起著部分中介作用。

綜上所述，本文認為：第一，低不確定性規(guī)避、非正式網(wǎng)絡有助于團隊接受風險，突破固有思維，起到知識傳遞與緩和沖突的作用，并通過媒介轉(zhuǎn)化提升團隊績效。第二，團隊共享心智作為團隊績效的橋梁和中介，通過團隊個體績效行為的整合，引導并促成研發(fā)團隊核心效能的發(fā)揮。參見圖2。

表17 基本假設驗證

圖2 經(jīng)實證的概念模型因子作用機理

不足與展望：基于實證數(shù)據(jù)獲取的便利性及研究的針對性，本研究徑直選取了CSNS 工程與研究團隊。除此之外，尚有高校及其他一些研究機構的研發(fā)團隊未納入研究中，一定程度上影響了研究樣本的代表性。誠然，擴大研究樣本范圍深入研究將必定有更深刻的收獲。鑒于此，在后續(xù)的研究中，將著重融合不同領域研發(fā)團隊來進一步探討團隊績效影響因子及其作用機理，提高研究樣本及結(jié)論的代表性，以此夯實理論分析的基礎。同時，在實證結(jié)論基礎上，將研究成果應用于團隊管理的實踐，對加強和深化本研究的認知定有所裨益。