創(chuàng)新績效的社會網(wǎng)絡(luò)論文

創(chuàng)新績效的社會網(wǎng)絡(luò)論文1文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出1．1積極拖延與個體創(chuàng)新績效拖延作為一種普遍的社會現(xiàn)象，主要表現(xiàn)為個體完全回避或推延其所必須做出的決策、承當(dāng)?shù)呢?zé)任和執(zhí)行的任務(wù)［5］，很多來自學(xué)生學(xué)業(yè)以及員工工作績效的實證研究都已證實拖延會對工作績效產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)［6］，盡管也有研究發(fā)現(xiàn)偏好壓力者以及提高任務(wù)介入度能夠減弱拖延行為對工作績效的影響［7］［8］，但是拖延行為在很多場合都被視為一種反生產(chǎn)行為;即使是身處網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中，拖延也不利于績效提升，尤其是個體在承當(dāng)合作任務(wù)時更易發(fā)生拖延行為［9］。然而，來自心理學(xué)、社會學(xué)以及經(jīng)濟(jì)學(xué)等不同領(lǐng)域的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，面對資源緊缺以及不確定的外部競爭環(huán)境，對某些任務(wù)的延遲執(zhí)行或許能夠起到積極作用。Chu和Choi在2005年初次提出了積極拖延的概念，并指出傳統(tǒng)的對拖延的理解屬于消極拖延的范疇，兩者在認(rèn)知、情緒、行為等方面存在根本區(qū)別［3］。研究發(fā)現(xiàn)，積極拖延者會有意圖地做出拖延的決定，通過激發(fā)本身在時間壓力下的強烈動機，以高效地在截至?xí)r間之前完成任務(wù)。最近的研究進(jìn)一步證明積極拖延有利于管理消極情緒［10］，收集重要信息并尋找更具創(chuàng)意的施行策略;并且越是富有創(chuàng)造性的個體往往更傾向于運用更多的時間去考慮和醞釀，因此更易于產(chǎn)生積極拖延行為［4］。正如學(xué)者們所發(fā)現(xiàn)的，積極拖延者具有較高的自我效能感和自我調(diào)節(jié)能力，表現(xiàn)出較強的時間控制感、壓力偏好、計劃行為和較強的自信，而上述特征均已被證明能夠切實提高創(chuàng)新績效［11］［12］。由于已有文獻(xiàn)在研究積極拖延的前因變量和結(jié)果變量時一般將個體置于相對獨立的工作環(huán)境［13］，很少考慮個體間的交互作用對積極拖延行為的影響，而個體在創(chuàng)新經(jīng)過中往往會愈加依靠其附屬的團(tuán)隊。作為團(tuán)隊中的一員，個體積極拖延行為的選擇及其后果理應(yīng)遭到其所在團(tuán)隊的制約。若直接將上述結(jié)論簡單移植，可能會忽略團(tuán)隊運作中典型組織特征所帶來的影響，無法對團(tuán)隊中的積極拖延行為施以有效的引導(dǎo)和監(jiān)控，進(jìn)而影響個體創(chuàng)新和團(tuán)隊創(chuàng)新的順利實現(xiàn)。當(dāng)然，我們?nèi)匀幌Ｍ芾碚吣軌蛴行б龑?dǎo)團(tuán)隊成員正確使用積極拖延以提高個體創(chuàng)新績效。基于上述分析，做出如下假設(shè):H1:團(tuán)隊成員的積極拖延行為有助于個體創(chuàng)新績效的提升。1．2社會網(wǎng)絡(luò)與個體創(chuàng)新績效創(chuàng)造性往往蘊藏于人際交往互動所構(gòu)成的社會網(wǎng)絡(luò)中［14］，只要考慮個體所處的社會情境因素，才能真實的再現(xiàn)組織行為的演化規(guī)律，因此社會網(wǎng)絡(luò)分析逐步成為創(chuàng)新和組織行為領(lǐng)域的重要研究范式［15］。團(tuán)隊成員由于工作需要建立的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)屬于個體層次的社會網(wǎng)絡(luò)，社會網(wǎng)絡(luò)理論將團(tuán)隊成員視作嵌入在網(wǎng)絡(luò)構(gòu)造中的相互影響的個體;在項目生命周期中個體的認(rèn)知、態(tài)度及行為會受制于社會網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)造特征和團(tuán)隊的整體規(guī)范，繼而對個體及團(tuán)隊的績效產(chǎn)生影響。由于社會網(wǎng)絡(luò)的存在有助于個體協(xié)調(diào)緊缺資源，獲得所需的信息和時機，尤其是當(dāng)工作中牽涉高度復(fù)雜的知識交換時，社會網(wǎng)絡(luò)能夠有效提高員工的創(chuàng)新績效［16］，后續(xù)研究也發(fā)現(xiàn)以社會關(guān)系為紐帶成立的團(tuán)隊比單純以人口統(tǒng)計特征成立的團(tuán)隊有著更好的創(chuàng)新表現(xiàn)［17］。組織內(nèi)的社會網(wǎng)絡(luò)被分為三種，情感網(wǎng)絡(luò)、咨詢網(wǎng)絡(luò)和情報網(wǎng)絡(luò)［18］，項目團(tuán)隊中最為普遍的當(dāng)屬情感網(wǎng)絡(luò)和咨詢網(wǎng)絡(luò)。個體所處網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)造位置則用中心性來衡量，個體中心性越高則講明其影響力和權(quán)利越大［19］?，F(xiàn)有研究一般將社會網(wǎng)絡(luò)中心性分解為程度中心性、接近中心性和中介中心性［15］，由于物理距離不再是經(jīng)濟(jì)活動的主要瓶頸，采用程度中心性和中介中心性更能夠明晰描繪網(wǎng)絡(luò)中個體的影響力和控制力。其中，程度中心性用來衡量個體的影響力大小和非正式權(quán)利的控制范圍，中介中心性可表示個體占據(jù)操縱信息流通的數(shù)量和控制信息的可能性。咨詢網(wǎng)絡(luò)傳遞的是團(tuán)隊成員間與工作任務(wù)相關(guān)的信息、知識、建議，在施行項目創(chuàng)新經(jīng)過中，成員之間可借助咨詢網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行知識的交換、信息的碰撞和創(chuàng)意的激發(fā)。作為獲得團(tuán)隊創(chuàng)新所需工具性資源的基本通道，咨詢網(wǎng)絡(luò)對創(chuàng)新目的的實現(xiàn)至關(guān)重要［20］。個體咨詢網(wǎng)絡(luò)中心性越高則越可能擁有創(chuàng)新的關(guān)鍵資源并具有支配創(chuàng)新資源的權(quán)利，知識的聚集也為個體提升復(fù)雜問題的處理能力提供了平臺，個體在咨詢網(wǎng)絡(luò)中的位置將直接對本身創(chuàng)新績效產(chǎn)生重要影響。基于上述分析，做出如下假設(shè):H2a:咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性與個體創(chuàng)新績效正相關(guān);H2b:咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)。情感網(wǎng)絡(luò)提供的是工作內(nèi)容之外的成員間感情溝通的通道，通過成員間的情感溝通并展開互動，有助于個體建立良好的社會關(guān)系并累計社會資本［15］。處于情感網(wǎng)絡(luò)的中心位置能夠博得更多的友誼和信任，獲得更為密切的情感支持和心理支持，有助于舒緩創(chuàng)新經(jīng)過中的壓力，體驗更為積極的情緒，使個體在創(chuàng)新活動中保持較高強度的內(nèi)部動機;與此同時，處于情感網(wǎng)絡(luò)中心位置的個體還能夠借助情感支持和心理支持來獲得更多的資源攝取途徑，甚至能夠運用強大的情感感召力來構(gòu)建和強化有益于創(chuàng)新的組織文化，有效應(yīng)對不確定因素對創(chuàng)新經(jīng)過的擾動，營造愈加有利于創(chuàng)新的工作氣氛，激發(fā)個體持續(xù)創(chuàng)新的潛力?；谏鲜龇治?，做出如下假設(shè):H3a:情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性與個體創(chuàng)新績效正相關(guān);H3b:情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)。1．3社會網(wǎng)絡(luò)與積極拖延研究發(fā)現(xiàn)，積極拖延是不確定創(chuàng)新活動中管理消極情緒的有效策略［8］，積極拖延者會根據(jù)任務(wù)復(fù)雜程度、資源消耗程度來選擇拖延的方式。盡管積極拖延者被證明擁有更強的自我調(diào)節(jié)能力、更突出的壓力偏好和時間知覺能力［21］，但在完成任務(wù)經(jīng)過中仍然會面臨信息缺失、情緒焦慮等情況。作為有限理性、有限意志力的個體，即使積極拖延者具有高超的問題解決能力，面對上述情景還是可能對自我效能感的判定產(chǎn)生偏離，繼而影響對任務(wù)特征的判定和創(chuàng)新行為的施行;而社會網(wǎng)絡(luò)的存在能夠使積極拖延者及其網(wǎng)絡(luò)成員在信息、資源和情感等不同層面進(jìn)行交互與協(xié)調(diào)，幫助個體做出較為客觀的評判。其中，咨詢網(wǎng)絡(luò)提供了與任務(wù)相關(guān)的信息、技術(shù)、知識等傳遞的通道，情感網(wǎng)絡(luò)則成為團(tuán)隊成員相互支持并建立信任的載體。團(tuán)隊成員身處社會網(wǎng)絡(luò)之中，一旦個體呈現(xiàn)出積極拖延行為，信息的溝通共享會使其進(jìn)一步強化內(nèi)在動機，情感的溝通則是舒緩壓力的絕佳手段，上述因素均能夠幫助積極拖延者高效、及時、創(chuàng)造性地完成任務(wù)。Michinov等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，假如個體能夠積極融入咨詢網(wǎng)絡(luò)，獲得情感支持，將有效降低拖延對績效的負(fù)面作用;個體介入度的提高也能加強積極拖延對創(chuàng)新績效的正向預(yù)測力［8］。隨著個體在咨詢網(wǎng)絡(luò)中的中心性逐步提高，信息傳播范圍不斷擴(kuò)大，知識的融合促使個體的創(chuàng)新技能得到強化，有利于積極拖延者完成預(yù)期目的;雖然信息分享有利于創(chuàng)新想法的傳播［22］，但信息傳遞過于密切則不利于獲得異質(zhì)信息，限制了創(chuàng)意發(fā)揮，降低了信息的識別效率［23］。咨詢網(wǎng)絡(luò)中心性程度高的個體往往把握了項目中的核心資源、重要知識和關(guān)鍵技術(shù)，其他成員容易對其構(gòu)成信息依靠;該個體在任務(wù)緊迫的情景下一旦表現(xiàn)出積極拖延，高頻率的信息分享勢必會進(jìn)一步壓縮創(chuàng)新考慮的時間，難以識別有效信息，進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)造性下降［24］;而該個體在網(wǎng)絡(luò)中的影響力和控制力又促使創(chuàng)新惰性或低績效的創(chuàng)新行為在整個團(tuán)隊中快速擴(kuò)散，最終對團(tuán)隊整體的創(chuàng)新績效帶來損害。因而，積極拖延者的個體創(chuàng)新績效會隨其所在咨詢網(wǎng)絡(luò)的中心性程度的提高而呈現(xiàn)出倒U型的變化規(guī)律，過高或過低的咨詢網(wǎng)絡(luò)中心性特征也許并不能促使積極拖延者一定表現(xiàn)出較高的創(chuàng)新績效?；谏鲜龇治觯龀鋈缦录僭O(shè):H4a:咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性在積極拖延與個體創(chuàng)新績效的關(guān)系中起著倒U型調(diào)節(jié)作用;H4b:咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性在積極拖延與個體創(chuàng)新績效的關(guān)系中起著倒U型調(diào)節(jié)作用。隨著個體在情感網(wǎng)絡(luò)中的中心性逐步提高，與團(tuán)隊成員之間建立的信任關(guān)系將更為穩(wěn)定。由于信任水平與個體創(chuàng)新績效之間具有顯著的協(xié)同效應(yīng)［22］，當(dāng)個體決定通過積極拖延來高效地達(dá)成任務(wù)目的時，成員間的高度信任能促使個體以積極的情緒投身于充滿風(fēng)險的創(chuàng)新活動，情感上的相互支持使得積極拖延被賦予更多的認(rèn)可，高水平的信任氣氛為積極拖延提供了更多的資源利用渠道，有利于積極拖延者完成預(yù)期目的。然而，一旦個體與團(tuán)隊成員之間建立高強度的感情依靠，從眾行為極易滋生，假如個體不擅于獨立考慮，即使是積極拖延行為也容易同化為消極拖延行為，而團(tuán)隊成員間的高度信任又使得個體的消極拖延行為無法有效識別和監(jiān)控［25］，最終難以完成高強度的創(chuàng)新任務(wù)。因而，積極拖延者的個體創(chuàng)新績效會隨其所在情感網(wǎng)絡(luò)的中心性程度的提高而呈現(xiàn)出倒U型的變化規(guī)律，過高或過低的情感網(wǎng)絡(luò)中心性特征也許并不能促使積極拖延者一定表現(xiàn)出較高的創(chuàng)新績效?；谏鲜龇治觯龀鋈缦录僭O(shè):H5a:情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性在積極拖延與個體創(chuàng)新績效的關(guān)系中起著倒U型調(diào)節(jié)作用;H5b:情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性在積極拖延與個體創(chuàng)新績效的關(guān)系中起著倒U型調(diào)節(jié)作用。通過對既有文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，從社會網(wǎng)絡(luò)的視角對團(tuán)隊成員拖延行為與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系重新進(jìn)行審視，既是對已有積極拖延行為研究的完善，也是對社會網(wǎng)絡(luò)分析領(lǐng)域的擴(kuò)展。本研究將借助情景實驗，在模擬創(chuàng)新任務(wù)的完成經(jīng)過中，對團(tuán)隊成員在情感網(wǎng)絡(luò)和咨詢網(wǎng)絡(luò)中的社會中心性指標(biāo)(情感網(wǎng)絡(luò)及咨詢網(wǎng)絡(luò)的程度中心性和中介中心性)、積極拖延程度及個體創(chuàng)新績效進(jìn)行測評，深化探尋求索積極拖延、社會網(wǎng)絡(luò)構(gòu)造特征及個體創(chuàng)新績效之間的關(guān)聯(lián)機制，同時也得以對創(chuàng)新經(jīng)過中的合作、拖延等行為現(xiàn)象及其與創(chuàng)新績效的關(guān)系展開更為真實的描繪。由于個體的情緒性特質(zhì)被證明與拖延行為和個體創(chuàng)新績效顯著相關(guān)［10］，因而本實驗將個體的情緒性特質(zhì)作為實驗的控制變量。2實驗設(shè)計與施行2．1實驗對象和實驗步驟本研究選擇武漢和溫州兩所高校商學(xué)院的合作機構(gòu)為實驗被試的;，以企業(yè)家聯(lián)誼會、溫商發(fā)展研究會、行業(yè)協(xié)會、商會以及介入校企合作項目的企業(yè)家或經(jīng)理人為研究對象，以電子沙盤培訓(xùn)項目為實驗內(nèi)容，實驗教師設(shè)定每個季度的完成時間，并在實訓(xùn)經(jīng)過中通過倒計時的形式提示每個季度運營還余留的允許操作時間，要求介入者根據(jù)預(yù)先設(shè)計的流程完成實訓(xùn)并進(jìn)行關(guān)鍵變量的測評。詳細(xì)實驗步驟如下:(1)第一階段實驗以參加電子沙盤實訓(xùn)的42名企業(yè)家為被試展開實驗，每位成員被要求獨立完成連續(xù)3年的電子沙盤操作，個體之間不進(jìn)行任何形式的溝通與合作。每位被試在實驗開場前填寫情緒性特質(zhì)量表，實驗結(jié)束后被要求當(dāng)場完成積極拖延量表。(2)第二階段實驗以參加電子沙盤實訓(xùn)的68名企業(yè)家為被試展開實驗，被試被隨機分為10組，每組5－6人，分別采用強迫要求和一般引導(dǎo)兩種方式進(jìn)行積極拖延的情景控制。其中5組被試被要求組內(nèi)成員在開場各個模塊操作前必須通過溝通合作以盡可能充分利用團(tuán)隊資源，實驗教師將各個季度運營時間的前五分之一時段屏蔽，被試只能在余下時間內(nèi)展開操作;另外5組被試只是對組內(nèi)合作提出建議，但并未做出強迫性要求，且能夠在整個時間段獨立安排各自的實驗操作。每位介入者在實驗開場前填寫情緒性特質(zhì)量表，實驗結(jié)束后要求當(dāng)場完成積極拖延量表。個體創(chuàng)新績效則根據(jù)系統(tǒng)生成的財務(wù)指標(biāo)加權(quán)得到。(3)第三階段實驗以參加電子沙盤實訓(xùn)的102名企業(yè)家或高管為被試展開實驗，被試被隨機分為10組，每組9－11人，要求組內(nèi)成員在開場各個模塊操作前必須通過溝通合作以盡可能充分利用團(tuán)隊資源，實驗教師將各個季度運營時間的前五分之一時段屏蔽，被試只能在余下時間內(nèi)展開操作。在完成連續(xù)3年的電子沙盤操作后，每位介入者需要當(dāng)場完成積極拖延量表、情緒性特質(zhì)量表以及情感網(wǎng)絡(luò)和咨詢網(wǎng)絡(luò)測量題項，個體創(chuàng)新績效則根據(jù)系統(tǒng)生成的財務(wù)指標(biāo)加權(quán)得到。2．2變量測量積極拖延量表借鑒Choi和Moran［26］、倪士光等［27］、VanEerde［28］等學(xué)者的觀點，從壓力偏好、結(jié)果滿意、主動決定拖延和按時完成任務(wù)的能力四個方面設(shè)計8個正式題項，如:我習(xí)慣先計劃再行動;當(dāng)我感到時間壓力時會更好的投入工作;在行動前，我確信有能力先做些別的事情。社會網(wǎng)絡(luò)量表借鑒Krackhardt［18］和羅家德［15］的研究成果，情感網(wǎng)絡(luò)構(gòu)造題項如:你的自由支配時間里，你和哪些同學(xué)常有社交活動;咨詢網(wǎng)絡(luò)構(gòu)造題項如:在學(xué)習(xí)中碰到困難和問題時會向誰請教問卷上羅列團(tuán)隊中所有成員的名單，被試只需根據(jù)題項選擇本人以外的成員。本次實驗中，咨詢網(wǎng)絡(luò)為有向網(wǎng)絡(luò)，情感網(wǎng)絡(luò)為對稱網(wǎng)絡(luò)。情緒性特質(zhì)采用錢銘怡等學(xué)者［29］修訂的艾森克人格問卷簡式量表中國版(EPQ－ＲSC)。以上量表從1(完全不符合)到5(完全符合)以5分制評定計分。個體創(chuàng)新績效借鑒吳曉波［30］的研究成果，對被試在實訓(xùn)中通過產(chǎn)品創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和渠道創(chuàng)新所獲得的創(chuàng)新財務(wù)績效進(jìn)行衡量，將公司的利潤率、投資回報率、公司總成本、品牌知名度進(jìn)行排名，經(jīng)過加權(quán)評分和聚類分析后，由低到高從1到7賦值。此外，由于實驗中自變量和控制變量的數(shù)據(jù)均由個體自評獲得，為了避免社會贊許性偏差，借助馬洛－克羅恩社會贊許性量表設(shè)置了三個社會贊許性問題［31］，如:有時你喜歡講別人的閑話(反向計分)、你從來不會想讓別人代你受過、當(dāng)你犯了錯誤時，你總是勇于成認(rèn)失誤，要求被試在“是〞或“否〞中選擇，若題目中答“是〞(反向計分題為“否〞)的有兩個及以上，則以為該問卷存在嚴(yán)重贊許性傾向，按廢卷處理。3研究結(jié)果3．1量表的信度和效度檢驗第一階段實驗結(jié)束后，所有問卷在實驗現(xiàn)場及時回收，保證問卷的回收率和真實性。對收集到的問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行探尋求索性(EFA)和驗證性因子(CFA)分析以檢驗量表效度。借助SPSS軟件對所有測量條目進(jìn)行探尋求索性因子分析，KMO值為0．736，Bartlett球形檢驗值為3011．432，P＜0．001，講明樣本合適做因子分析。正交旋轉(zhuǎn)析出的二個因子，各因子載荷均大于0．67，未出現(xiàn)穿插載荷題項，二個因子累計方差解釋率到達(dá)65．63%，分別對應(yīng)積極拖延、情緒性，表示清楚測量問卷具有初步研究效度。積極拖延、情緒性量表的Cronbach’sα系數(shù)分別為0．802、0．875，均大于最低標(biāo)準(zhǔn)值0．7，因此量表所測變量具有較好的信度。運用LISＲEL軟件對問卷中所有題項進(jìn)行驗證性因子分析(CFA)，二因子模型驗證性因子分析主要擬合指數(shù)為，Chi－Square=382．78，X2/df=2．316，ＲMSEA=0．102，CFI=0．925，IFI=0．957，NFI=0．939，GFI=0．918，IFI=0．926，ＲMＲ=0．038。根據(jù)擬合優(yōu)度指數(shù)判定，測量量表具有較好的構(gòu)造效度。積極拖延、情緒性量表的潛在變量的組合信度(CＲ)分別為0．781、0．828，大于0．7這一臨界值;二個變量的平均變異抽取量(AVE)分別為0．668、0．732，大于0．5這一臨界值，且二個變量的AVE大于兩個因子間的相關(guān)系數(shù)的平方，因此所有問卷均具有較好的收斂效度和區(qū)別效度［32］。Harman單因子檢驗結(jié)果表示清楚未出現(xiàn)主導(dǎo)的單因子，講明共同方法變異并不嚴(yán)重，加之對數(shù)據(jù)進(jìn)行了中心化處理，能夠有效避免同源偏差。3．2獨立樣本的t檢驗和協(xié)方差分析對第二階段收集的數(shù)據(jù)展開獨立樣本t檢驗，以確定團(tuán)隊形式下適宜的積極拖延實驗方案。結(jié)果顯示:強迫要求和一般引導(dǎo)兩種實驗方案下團(tuán)隊成員的情緒性特質(zhì)不存在顯著差異(t值=0．718，p＞0．01)，但積極拖延自評數(shù)據(jù)存在顯著差異(t值=2．936，p＜0．01)。講明通過強迫要求的方式進(jìn)行實驗操縱更容易引導(dǎo)團(tuán)隊成員施行積極拖延，這一結(jié)論為第三階段實驗中的情景變量設(shè)計提供了根據(jù)。另外，將積極拖延作為自變量，將控制變量(性別和情緒性)作為協(xié)變量參加模型，來共同分析對因變量(個體創(chuàng)新績效)的影響。結(jié)果表示清楚積極拖延和情緒性均對個體創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著影響，講明實驗設(shè)計中的控制變量和自變量的選擇能夠知足研究要求。3．3假設(shè)檢驗及層次回歸分析在第三階段采用個體社會網(wǎng)絡(luò)中心性問卷來測度團(tuán)隊成員情感網(wǎng)絡(luò)和咨詢網(wǎng)絡(luò)的位置特征，調(diào)查問卷為半開放式，且測量題項只要兩項，因此能夠直接計算，無需進(jìn)行信度和效度檢驗［18］。將問卷獲得的數(shù)據(jù)以二進(jìn)制鄰接矩陣的形式錄入UCINET，計算個體在社會網(wǎng)絡(luò)中的情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性、情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性、咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性和咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性4個指標(biāo)，數(shù)值越大，則講明個體在網(wǎng)絡(luò)中的中心性程度越高。在此基礎(chǔ)上展開描繪性統(tǒng)計分析和層次回歸分析，Pearson相關(guān)系數(shù)如表1所示。情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性和咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性與積極拖延正相關(guān)，而情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性和咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性與積極拖延的關(guān)系并不顯著，講明與情感和信息的溝通渠道相比，資源和情緒的實際掌控能力是積極拖延的直接決定因素，情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性和咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性高的個體更容易發(fā)生積極拖延行為。情緒性與個體社會網(wǎng)絡(luò)構(gòu)造特性以及個體創(chuàng)新績效的關(guān)系均呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，講明神經(jīng)質(zhì)特征明顯的個體既不容易被社會網(wǎng)絡(luò)接納，也不容易在創(chuàng)新活動中獲得較大成功;情感網(wǎng)絡(luò)中心性與咨詢網(wǎng)絡(luò)中心性高度相關(guān)，講明情感網(wǎng)絡(luò)中心性高的個體，也容易成為咨詢網(wǎng)絡(luò)的中心，情感網(wǎng)絡(luò)的建立可能會影響咨詢網(wǎng)絡(luò)和情報網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)成。積極拖延對個體創(chuàng)新績效的正相關(guān)性較為顯著，H1得到初步證明。情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性和咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性雖與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)，但并不顯著，講明信息、知識和情感的控制權(quán)集中有可能產(chǎn)生認(rèn)知趨同和感情依靠，對創(chuàng)新信息的敏感度下降，弱化了資源的創(chuàng)新潛力，這也驗證了Ｒost［34］提出的社會資本與知識創(chuàng)造呈倒U型構(gòu)造的觀點;相比之下，情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性和咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)關(guān)系較為顯著，意味著信息、知識和情感的碰撞是激發(fā)創(chuàng)意的必要條件;信息、知識的交互能夠提升個體創(chuàng)新技能，而情緒的良性互動和情緒感染經(jīng)過直接決定創(chuàng)新的情緒氣氛，正是由于信息、知識和情感的屢次互動能夠營造良好的創(chuàng)新氣氛，因此能夠有效提升個體創(chuàng)新績效。H2a和H3a未能得到驗證，H2b和H3b初步得到證明。利用第三階段數(shù)據(jù)重新進(jìn)行信度分析，發(fā)現(xiàn)各個量表的Cronbach’sα系數(shù)均大于0．70，證實量表具有較好的再測信度。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行驗證性分析，考察情感網(wǎng)絡(luò)中心性、咨詢網(wǎng)絡(luò)中心性、積極拖延與個體創(chuàng)新績效之間的相互影響。表2中的數(shù)據(jù)均進(jìn)行了中心化處理，以避免共線性問題。層次分析發(fā)現(xiàn)，積極拖延與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)，H1再次得到證明;情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性(β=0．293，p＜0．05)與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)，咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性(β=0．341，p＜0．05)與個體創(chuàng)新績效正相關(guān)，H2b和H3b通過驗證;情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性以及咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性與個體創(chuàng)新績效相關(guān)性并不顯著，H2a和H3a通過驗證。模型4中，將情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性的平方項與積極拖延相乘后作為一個新的自變量對個體創(chuàng)新績效進(jìn)行回歸，分析結(jié)果表示清楚，情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性的平方項與個體創(chuàng)新績效之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(β=－0．371，p＜0．05)，情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性的平方項與個體創(chuàng)新績效之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(β=－0．231，p＜0．05)，講明情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性和程度中心性會對積極拖延與個體創(chuàng)新績效之間的正相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生顯著的倒U型調(diào)節(jié)作用。同理，模型5咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性(β=－0．292，p＜0．05)也會對積極拖延與個體創(chuàng)新績效之間的正相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生顯著的倒U型調(diào)節(jié)作用，咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性(β=0．117，p＜0．05)對積極拖延與個體創(chuàng)新績效之間的正相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生一定的U型調(diào)節(jié)作用，但未能通過顯著性檢驗，這與假設(shè)中提出的倒U型調(diào)節(jié)作用存在差異。上述結(jié)論在模型6中亦能得到一致性檢驗。因而，H4a和H5a通過檢驗，H4b未能獲得驗證。4研究結(jié)論與啟示本研究從社會網(wǎng)絡(luò)的視角，借助情景實驗，對社會網(wǎng)絡(luò)中個體的中心性特征、積極拖延行為及其與創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行全新闡釋。首先，相對于程度中心性指標(biāo)，中介中心性強的個體更易于提升創(chuàng)新績效，這表示清楚知識傳遞和情緒感染的多元化通道是創(chuàng)新績效提升的先決條件，而信息、情感的高度控制所產(chǎn)生認(rèn)知趨同和感情依靠卻有可能成為創(chuàng)新績效提升的桎梏;其次，團(tuán)隊中的積極拖延行為雖有助于創(chuàng)新，但由于個體身處社會網(wǎng)絡(luò)之中，其行為的實際績效受制于個體在情感網(wǎng)絡(luò)和咨詢網(wǎng)絡(luò)中的社會中心性特征。咨詢網(wǎng)絡(luò)中介中心性高的個體能夠促進(jìn)積極拖延行為進(jìn)一步提高創(chuàng)新績效，而咨詢網(wǎng)絡(luò)程度中心性、情感網(wǎng)絡(luò)程度中心性以及情感網(wǎng)絡(luò)中介中心性等構(gòu)造特征在積極拖延與個體創(chuàng)新績效的關(guān)系中起到倒U型調(diào)節(jié)作用。這講明上述三項中心性特征高的個體，在施行積極拖延行為時，可能會經(jīng)過從促進(jìn)創(chuàng)新到抑制創(chuàng)新的經(jīng)過，過高或過低的中心性位置都不利于創(chuàng)新績效的實現(xiàn)。第三，本研究發(fā)現(xiàn)情感網(wǎng)絡(luò)在某種程度上比咨詢網(wǎng)絡(luò)在個體創(chuàng)新體系中發(fā)揮更為顯著的作用。由于積極拖延者主動做出拖延的決策是基于對本人按時完成任務(wù)的自我效能感，資源的控制感和情緒的自我調(diào)節(jié)能力，而情緒網(wǎng)絡(luò)中個體的中心性程度決定了情緒的強度。已有研究證明，個體情緒強度與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系反映為倒U型曲線中的一段［35］，因而，積極拖延者所處的情感網(wǎng)絡(luò)中的節(jié)點位置將直接決定團(tuán)隊情緒感