工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能與創(chuàng)造力的關(guān)系

工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能與創(chuàng)造力的關(guān)系

1黨組織interity創(chuàng)造性是心理學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)經(jīng)典主題，在組織條件下，員工的創(chuàng)造性是一個(gè)新的研究領(lǐng)域（shaleyzhou，2010）。員工創(chuàng)造力指的是員工針對工作和組織提出新穎而有用的想法(Amabile,Conti,Coon,Lazenby,&Herron,1996)。創(chuàng)造力并不是科技人員、研發(fā)人員、設(shè)計(jì)人員的專利,只要有合適的條件,從事任何工作的員工都能表現(xiàn)出創(chuàng)造力,可以是工作流程的細(xì)微改進(jìn),也可以是工藝技術(shù)的重大突破(Zhou&George,2003)。在知識經(jīng)濟(jì)時(shí)代,員工沒有創(chuàng)造力就意味著組織失去了持續(xù)創(chuàng)新的原動(dòng)力,進(jìn)而會(huì)被市場淘汰(Shalley,Zhou,&Oldham,2004),因此員工創(chuàng)造力成為研究者和管理實(shí)務(wù)者都非常關(guān)注的問題。近年來,研究者從不同的角度分析了員工創(chuàng)造力的影響因素,這些因素可分為個(gè)人因素和情境因素。個(gè)人因素方面,已有的研究考察了人格(George&Zhou,2001)、角色認(rèn)同(Farmer,Tierney,&Kung-McIntyre,2003)、創(chuàng)造力自我效能(Tierney&Farmer,2002,2004,2011)、成長需求(Shalley,Gilson&Blum,2009)、集體主義價(jià)值觀(杜旌,王丹妮,2009)、情感(Amabile,Barsade,Mueller,&Staw,2005)、心境(George&Zhou,2007)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源(Zhou,Shin,Brass,Choi,&Zhang,2009)等。更重要的則是對情境因素的研究,已有的研究考察了工作復(fù)雜性(Tierney&Farmer,2002,2004)、上級反饋(Zhou,1998)、變革型領(lǐng)導(dǎo)(Shin&Zhou,2003,2007;Gong,Huang,&Farh,2009)、授權(quán)式領(lǐng)導(dǎo)(Zhang&Bartol,2010)、家長式領(lǐng)導(dǎo)(Wang&Cheng,2009)、同事榜樣作用(Zhou,2003)、團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)(Hirst,vanKnippenberg,&Zhou,2009)、組織和團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新氛圍(鄭建君,金盛華,馬國義,2009;劉云,石金濤,2010)等。綜合這些研究可以發(fā)現(xiàn),組織或管理者為員工提供有利于激發(fā)創(chuàng)造力的環(huán)境、氛圍以及互動(dòng)非常重要。在激烈的市場競爭中,為了提升競爭力,組織一方面希望員工展現(xiàn)更多的創(chuàng)造力,另一方面不得不實(shí)施諸如裁員、業(yè)務(wù)外包、并購重組、短期雇傭、末位淘汰等變革措施(Sverke&Hellgren,2002)。這些組織變革措施對員工的工作穩(wěn)定性產(chǎn)生極大的影響,使得員工產(chǎn)生一種對工作的存續(xù)性缺乏安全的感受,即工作不安全感(jobinsecurity)。以往的研究發(fā)現(xiàn)工作不安全感帶來的是消極和負(fù)面的后果,組織應(yīng)避免員工產(chǎn)生工作不安全感(Sverke,Hellgren,&N?swall,2002)。讓員工“無憂無慮”地工作必然產(chǎn)生好的效果嗎?就本研究關(guān)注的員工創(chuàng)造力而言,情況可能并非如此簡單。工作不安全感對員工創(chuàng)造力有什么樣的影響,以往的研究沒有給出清晰的答案,這是本研究要澄清的第一個(gè)問題。由于創(chuàng)造性活動(dòng)的復(fù)雜性、不確定性和風(fēng)險(xiǎn)性,員工進(jìn)行創(chuàng)造性活動(dòng)需要付出很多努力,克服很多困難。創(chuàng)造力自我效能(creativeself-efficacy)是與創(chuàng)造力緊密相關(guān)的個(gè)人因素,指的是員工對于自己有能力產(chǎn)生創(chuàng)造性結(jié)果的信念(Tierney&Farmer,2002),這種信念越強(qiáng)烈,越有利于克服創(chuàng)造性活動(dòng)中的困難。員工創(chuàng)造力是個(gè)人因素與情境因素共同作用的結(jié)果(Woodman,Sawyer,&Griffin,1993;Amablie,1996),但在以往的研究中對于創(chuàng)造力自我效能與情境因素的交互效應(yīng)卻缺乏研究。工作不安全感作為對工作環(huán)境穩(wěn)定性的感知,與創(chuàng)造力自我效能是否存在交互效應(yīng)成為本研究要澄清的第二個(gè)問題。另外,工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能通過怎樣的內(nèi)在機(jī)制影響員工創(chuàng)造力則是本研究要澄清的第三個(gè)問題。澄清這些問題在理論上可以使我們對員工創(chuàng)造力的形成機(jī)制以及工作不安全感影響效果有更清晰的認(rèn)識,實(shí)踐上則有助于組織積極應(yīng)對以激發(fā)員工的創(chuàng)造力。2文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)2.1工作不安全感與創(chuàng)造力工作不安全感指的是員工基于對工作環(huán)境的感知和解釋,對于工作的存續(xù)性是否存在風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期,以及對失去現(xiàn)有工作的擔(dān)憂和不安(Sverke&Hellgren,2002)。對于工作不安全感的影響效果,Hellgren,Sverke和Isaksson(1999)認(rèn)為,工作不安全感的危害性(比如導(dǎo)致的焦慮)不亞于真正失去工作。DeWitte(1999)研究發(fā)現(xiàn)工作不安全感降低員工的幸福感和工作滿意度,增加心理和生理疾病。Severke等人(2002)的元分析發(fā)現(xiàn)工作不安全感導(dǎo)致員工的工作滿意度、工作卷入、組織承諾、組織信任降低,離職意愿提高。工作不安全感不但會(huì)導(dǎo)致員工對工作和組織產(chǎn)生消極的態(tài)度,而且會(huì)降低員工和組織的績效(Chirumbolo&Hellgren,2003)。胡三嫚和佐斌(2007)研究發(fā)現(xiàn)工作不安全感導(dǎo)致員工的工作壓力增大,對工作滿意度和績效則有消極的影響。馮冬冬、陸昌勤以及蕭愛玲(2008)研究則發(fā)現(xiàn)工作不安全感對員工的工作幸福感、績效都有消極影響。總之,工作不安全感是一種對工作環(huán)境穩(wěn)定性的消極體驗(yàn),以往的研究認(rèn)為應(yīng)該避免員工產(chǎn)生工作不安全感。已有的文獻(xiàn)中探討工作不安全感和創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究很少。Probst,Stewart,Gruys和Tierney(2007)采用實(shí)驗(yàn)和問卷的方法發(fā)現(xiàn)工作不安全感對創(chuàng)造力有消極影響。該研究將創(chuàng)造力操作為創(chuàng)造性解決問題的能力(creativeproblem-solvingability),在實(shí)驗(yàn)和問卷研究中分別采用鄧克爾功能固著測驗(yàn)(Dunckercandle)和遠(yuǎn)距離聯(lián)想測驗(yàn)(remoteassociatestest)進(jìn)行測量。創(chuàng)造性解決問題的能力等同于創(chuàng)造力嗎?在現(xiàn)實(shí)組織情境中,員工表現(xiàn)出的創(chuàng)造力不單單與其能力相關(guān),更重要的是從事創(chuàng)造性活動(dòng)的主觀意愿(Amabile&Mueller,2010)。員工具有創(chuàng)造性解決問題的能力不一定就有高的創(chuàng)造力表現(xiàn),某些情境下員工可能選擇依循慣例而不是進(jìn)行創(chuàng)造性活動(dòng)?？傊?工作不安全感與員工創(chuàng)造力之間可能不是簡單的線性關(guān)系。我們認(rèn)為應(yīng)基于創(chuàng)造性活動(dòng)過程來分析工作不安全感對員工創(chuàng)造力的影響。創(chuàng)造力VSR理論認(rèn)為,創(chuàng)造性活動(dòng)經(jīng)過變異(variation,V)、選擇(selection,S)、保留(retention,R)三個(gè)過程(Simonton,2000)。變異指的是環(huán)境刺激和相關(guān)的不確定性激發(fā)員工研究解決問題的方法。選擇則是對變異環(huán)節(jié)產(chǎn)生的各種新想法與習(xí)慣進(jìn)行比較并作出選擇。保留指對于經(jīng)過變異和選擇留下來的解決辦法的保存,有可能是創(chuàng)造性的新想法、新方案,也可能是習(xí)慣性的想法和方案(Ford&Kuenzi,2010)?；赩SR理論,環(huán)境變化是激發(fā)變異的來源,如果員工認(rèn)為環(huán)境是穩(wěn)定的,則會(huì)堅(jiān)持當(dāng)前的慣例。Zhou和George(2001)的研究發(fā)現(xiàn),工作不滿意感在一定條件下能夠激發(fā)員工的創(chuàng)造力,如果環(huán)境過于穩(wěn)定、舒適,以至于不能帶來對當(dāng)前慣例的不滿意,那么當(dāng)前狀況會(huì)繼續(xù)維持。在此基礎(chǔ)上,可以推論在工作不安全感較低的情境下,周圍環(huán)境的穩(wěn)定性會(huì)使得員工對于現(xiàn)狀比較滿意,創(chuàng)造性活動(dòng)失去了基本的變異刺激,從而抑制員工的創(chuàng)造力。在選擇環(huán)節(jié),員工要在習(xí)慣和創(chuàng)造力之間做出選擇;在保留環(huán)節(jié),員工則要堅(jiān)持或者放棄對創(chuàng)造力的選擇。習(xí)慣是基于過去的成功經(jīng)驗(yàn),結(jié)果穩(wěn)定,相對輕松而有保證(Ford,1996)。創(chuàng)造性活動(dòng)則是有風(fēng)險(xiǎn)的,一方面是因?yàn)閯?chuàng)造性活動(dòng)需要反復(fù)試錯(cuò),并且結(jié)果不確定;另一方面則是因?yàn)閯?chuàng)造性的思想挑戰(zhàn)了大多數(shù)人傳統(tǒng)和習(xí)慣的看法,或威脅了現(xiàn)有利益,往往會(huì)遭到排斥和反彈(Sternberg&Lubart,1991;Tesluk,Farr,&Klein,1997)。對組織員工而言,工作不安全感是一種重要的壓力源(DeWitte,1999;Sverkeetal.,2002),而高壓力水平會(huì)導(dǎo)致人們對慣性解決方案的依賴(West&Richter,2010)。在此基礎(chǔ)上,可以推論在高工作不安全感的情境下,對失去工作強(qiáng)烈的擔(dān)憂和不安所造成的巨大壓力會(huì)使員工傾向于以更穩(wěn)妥和保守的方式處理問題,盡量避免失誤和犯錯(cuò),因此在選擇環(huán)節(jié)可能會(huì)更多地選擇結(jié)果穩(wěn)定的習(xí)慣而非創(chuàng)造力,在保留環(huán)節(jié)則可能放棄對創(chuàng)造性活動(dòng)的堅(jiān)持,重新選擇習(xí)慣,從而表現(xiàn)出低創(chuàng)造力。在中等程度工作不安全感情境下,環(huán)境有足夠的變異刺激,能夠激發(fā)員工思考解決問題的新方法、新思路,同時(shí)員工對于工作的存續(xù)性不會(huì)過分擔(dān)憂,從而敢于承擔(dān)創(chuàng)造性活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)。因此,中等程度工作不安全感水平有利于創(chuàng)造力的變異、選擇和保留的全過程,從而使員工創(chuàng)造力水平最高。綜合上述分析,工作不安全感較低和較高時(shí),員工的創(chuàng)造力都較低,而在中等程度工作不安全感水平下,員工的創(chuàng)造力最高。整體而言,工作不安全感對員工創(chuàng)造力可能存在倒U形的影響,得到如下假設(shè):假設(shè)1:工作不安全感對員工創(chuàng)造力有倒U形的影響。工作不安全感較高和較低時(shí),員工的創(chuàng)造力較低;在中等程度工作不安全感水平下,員工的創(chuàng)造力最高。2.2工作不安全感對創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)由于創(chuàng)造性活動(dòng)的復(fù)雜性、不確定性、風(fēng)險(xiǎn)性,Bandura(1997)以及Bandura和Locke(2003)認(rèn)為自我效能是進(jìn)行創(chuàng)造性活動(dòng)的一個(gè)必備條件。Tierney和Farmer(2002)將自我效能理論與創(chuàng)造力研究結(jié)合起來,提出了創(chuàng)造力自我效能的概念,指的是個(gè)人對于自己有能力產(chǎn)生創(chuàng)造性結(jié)果的信念。員工的創(chuàng)造力自我效能越高,對自己從事創(chuàng)造力相關(guān)活動(dòng)的能力就越自信,會(huì)以更積極的方式應(yīng)對創(chuàng)造性活動(dòng)中遇到的困難、挫折以及結(jié)果的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)性,從而有更高的創(chuàng)造力表現(xiàn)(Tierney&Farmer,2002,2004;Beghetto,2006;Jaussi,Randel,&Dionne,2007;顧遠(yuǎn)東,彭紀(jì)生,2010)。Woodman等人(1993)以及Amablie(1996)認(rèn)為,員工創(chuàng)造力是個(gè)人因素和情境因素共同作用的結(jié)果。如前所述,工作不安全感對員工創(chuàng)造力存在倒U形的影響。如果考慮員工的創(chuàng)造力自我效能,這種影響對不同員工可能存在差異。對于創(chuàng)造力自我效能較高的員工而言,工作不安全感對創(chuàng)造力可能影響較小。一方面,高自我效能的人對從事某種活動(dòng)的興趣更高,他們對環(huán)境中相關(guān)的信息更加敏感,會(huì)主動(dòng)地去尋找解決問題的方法(Bandura,1997)。當(dāng)考察創(chuàng)造力時(shí),高創(chuàng)造力自我效能的員工對于環(huán)境中的變異刺激會(huì)更敏感,在環(huán)境穩(wěn)定的情況下則會(huì)主動(dòng)尋找變異刺激和信息。因此,即使在工作不安全感較低的情境下,具有高創(chuàng)造力自我效能的員工也會(huì)表現(xiàn)出較高的創(chuàng)造力。另一方面,高自我效能的人在面臨困難、挫折、失敗時(shí)有更多的堅(jiān)持,不會(huì)輕言放棄(Bandura,1997)。當(dāng)考察創(chuàng)造力時(shí),高創(chuàng)造力自我效能的員工對自己從事創(chuàng)造性活動(dòng)的能力充滿自信。因此,即使在高工作不安全感的情境下,具有高創(chuàng)造力自我效能的員工也會(huì)傾向于選擇和保留創(chuàng)造力而非習(xí)慣,從而表現(xiàn)出較高的創(chuàng)造力?？傊?當(dāng)員工具有高創(chuàng)造力自我效能時(shí),工作不安全感對其創(chuàng)造力影響較小。對于創(chuàng)造力自我效能較低的員工而言,工作不安全感對創(chuàng)造力的影響會(huì)非常顯著。一方面,低創(chuàng)造力自我效能的員工對創(chuàng)造性活動(dòng)缺乏興趣,不會(huì)主動(dòng)尋找變異刺激和信息,因此在工作不安全感較低的情境下,由于環(huán)境本身缺乏變異刺激,導(dǎo)致低創(chuàng)造力自我效能的員工表現(xiàn)出較低的創(chuàng)造力。另外一方面,低創(chuàng)造力自我效能的員工對于從事創(chuàng)造力相關(guān)活動(dòng)的能力缺乏自信,因此在工作不安全感較高的情境下,低創(chuàng)造力自我效能的員工會(huì)更多地選擇和保留習(xí)慣而非創(chuàng)造力,從而表現(xiàn)出較低的創(chuàng)造力。在中等程度工作不安全感情境下,環(huán)境的變異刺激與穩(wěn)定性相對平衡,低創(chuàng)造力自我效能的員工表現(xiàn)出的創(chuàng)造力則可能提高。綜上所述,工作不安全感與創(chuàng)造力自我效能存在交互效應(yīng),員工的創(chuàng)造力自我效能越高,工作不安全感對創(chuàng)造力的影響就越小。得到如下假設(shè):假設(shè)2:工作不安全感與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)顯著,員工的創(chuàng)造力自我效能越高,工作不安全感對員工創(chuàng)造力的倒U形影響越小。2.3工作不安全感對內(nèi)在動(dòng)機(jī)、創(chuàng)造力的影響內(nèi)在動(dòng)機(jī)指的是被任務(wù)本身所吸引或引發(fā)的工作動(dòng)力(Deci&Ryan,1985)。內(nèi)在動(dòng)機(jī)是影響員工創(chuàng)造力的關(guān)鍵要素,情境因素通過影響內(nèi)在動(dòng)機(jī)進(jìn)而影響員工的創(chuàng)造力(Amabile,1996)。這一觀點(diǎn)得到很多實(shí)證研究的支持,Shin和Zhou(2003)研究發(fā)現(xiàn)變革型領(lǐng)導(dǎo)通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介作用對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生影響;Zhang和Bartol(2010)則發(fā)現(xiàn)上級的授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)影響下屬的心理授權(quán),進(jìn)而影響內(nèi)在動(dòng)機(jī),從而對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響。工作不安全感作為員工對工作環(huán)境的感知,其對創(chuàng)造力的影響可能也是通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介作用實(shí)現(xiàn)的。具體而言,在工作不安全感較低的情境下,由于環(huán)境過于穩(wěn)定、缺乏變異刺激,不能激發(fā)員工對創(chuàng)造性活動(dòng)的興趣,使得內(nèi)在動(dòng)機(jī)下降。在工作不安全感較高的情境下,由于環(huán)境過于不穩(wěn)定,員工會(huì)更多地關(guān)注創(chuàng)造性活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)及其帶來的獎(jiǎng)勵(lì)或懲罰,這會(huì)對內(nèi)在動(dòng)機(jī)產(chǎn)生擠出效應(yīng)(crowdingouteffect)。在中等工作不安全感情境下,環(huán)境的變異刺激能夠激發(fā)員工對創(chuàng)造性活動(dòng)的興趣,又不會(huì)使員工過多關(guān)注于創(chuàng)造性活動(dòng)帶來的獎(jiǎng)勵(lì)或懲罰,因此具有最高的內(nèi)在動(dòng)機(jī)?？傊?工作不安全感會(huì)影響內(nèi)在動(dòng)機(jī),進(jìn)而對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生影響。假設(shè)3a:工作不安全感通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)影響員工創(chuàng)造力。如前所述,創(chuàng)造力自我效能對員工創(chuàng)造力有積極的影響。這種影響可能也是通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。Bandura和Locke(2003)認(rèn)為,自我效能是內(nèi)在動(dòng)機(jī)的重要影響因素,高自我效能的員工會(huì)對自己的能力表現(xiàn)出更強(qiáng)的信心,在工作過程中擁有更高的內(nèi)在動(dòng)機(jī)。在創(chuàng)造力研究領(lǐng)域,尚無實(shí)證研究將創(chuàng)造力自我效能、內(nèi)在動(dòng)機(jī)與創(chuàng)造力整合在一起(Gongetal.,2009),但在教育心理學(xué)領(lǐng)域,研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)學(xué)生的自我效能越高時(shí),其內(nèi)在動(dòng)機(jī)越強(qiáng),學(xué)習(xí)表現(xiàn)也越好(Li,Lee,&Solmon,2007;Chowdhury&Shahabuddin,2007)。Chintakovid(2009)的研究則發(fā)現(xiàn),程序員的自我效能對內(nèi)在動(dòng)機(jī)有顯著影響,進(jìn)而影響其任務(wù)績效。創(chuàng)造性活動(dòng)充滿風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn),創(chuàng)造力自我效能越高的員工,對于自己從事創(chuàng)造力相關(guān)活動(dòng)的能力就越自信,由此激發(fā)的內(nèi)在動(dòng)機(jī)促使員工積極應(yīng)對創(chuàng)造性活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn),進(jìn)而表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。假設(shè)3b:創(chuàng)造力自我效能通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)影響員工創(chuàng)造力。如前所述,工作不安全感與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)顯著,員工的創(chuàng)造力自我效能越高,工作不安全感對創(chuàng)造力的影響就越小。這種差異可能來自于在創(chuàng)造力自我效能不同水平下,工作不安全感對內(nèi)在動(dòng)機(jī)會(huì)產(chǎn)生不同的影響:對于創(chuàng)造力自我效能較高的員工而言,由于對自己相關(guān)的能力非常自信,工作不安全感對內(nèi)在動(dòng)機(jī)影響不大;創(chuàng)造力自我效能較低的員工,對自己相關(guān)能力不太自信,會(huì)更多地受到情境因素的影響,因此工作不安全感對內(nèi)在動(dòng)機(jī)的影響顯著。也就是說,工作不安全感與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)對創(chuàng)造力的影響是通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介作用實(shí)現(xiàn)的。假設(shè)3c:工作不安全感與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)影響員工創(chuàng)造力。綜合而言,本研究的框架如圖1所示3學(xué)習(xí)方法3.1員工問卷的發(fā)放和匹配采用問卷調(diào)查方式,在四川、重慶、廣東、湖南的12家企業(yè)中收集數(shù)據(jù),涉及的行業(yè)包括公路工程、市政建設(shè)、房地產(chǎn)、酒店、生態(tài)農(nóng)場、教育培訓(xùn)等。為了避免共同方法偏差(commonmethodbias),分別從員工及其直接上級收集數(shù)據(jù)。員工問卷包括工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能、內(nèi)在動(dòng)機(jī)以及人口學(xué)變量,直接上級問卷包括員工創(chuàng)造力和工作復(fù)雜性。調(diào)查時(shí)在企業(yè)人力資源部的配合下確定要調(diào)查的員工及其直接上級的名單,要求上下級至少共事半年。事先對員工名單進(jìn)行編號,將編號標(biāo)注在員工問卷上,并發(fā)放給編號對應(yīng)的員工。在直接上級問卷上標(biāo)明所要評價(jià)的下屬的名字,如果要評價(jià)多名下屬則發(fā)放多份問卷。問卷回收后,按照名單編號對員工問卷和直接上級問卷進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配?？偣舶l(fā)放問卷350套,獲得有效匹配問卷286套,有效回收率81.71%。在匹配成功的286名員工中,男性居多(57.69%),年齡以29歲及以下(40.21%)以及30~39歲(29.37%)為主,教育程度以專科(30.42%)和本科(49.65%)為主,在本企業(yè)年資則以1~5年(40.56%)和5~10年(29.72%)為主?？偣灿?4名直接上級參與了本研究(平均每人評價(jià)3.4名下屬),其中男性居多(64.29%),年齡分布則以30~39歲(44.05%)以及40~49歲(28.57%)為主,教育程度本科為主(58.33%),超過一半在企業(yè)工作了5~10年(61.90%)。3.2研究工具3.2.1開發(fā)量表開發(fā)采用Hellgren和Sverke(2003)開發(fā)的量表,包括3個(gè)項(xiàng)目,采用5點(diǎn)計(jì)分,從1(非常不同意)到5(非常同意)。在本研究中,量表的Cronbach’sα為0.77。3.2.2開發(fā)量表開發(fā)量表采用Tierney和Farmer(2002)開發(fā)的量表,包括3個(gè)項(xiàng)目,采用5點(diǎn)計(jì)分,從1(非常不同意)到5(非常同意)。在本研究中,量表的Cronbach’sα為0.79。3.2.3開發(fā)量表開發(fā)對內(nèi)在動(dòng)機(jī)的測量采用的是Zhang和Bartol(2010)開發(fā)的量表,包括3個(gè)項(xiàng)目,采用5點(diǎn)計(jì)分,從1(非常不同意)到5(非常同意)。在本研究中,量表的Cronbach’sα為0.81。3.2.4“不變”的量表采用Farmer等(2003)開發(fā)的量表,包括4個(gè)項(xiàng)目,由直接上級對下屬的創(chuàng)造力進(jìn)行評價(jià),采用6點(diǎn)計(jì)分,1表示“從不”,6表示“總是”。在本研究中,量表的Cronbach’sα為0.85。上述量表均按照翻譯—回譯的程序從英文翻譯成中文。在預(yù)備研究中調(diào)查了173名MBA學(xué)員,探索性因子分析抽出了5個(gè)因子,總方差解釋量為73.21%,項(xiàng)目的歸屬與與原結(jié)構(gòu)完全一致,而且各個(gè)量表的內(nèi)部一致性系數(shù)均高于0.7,說明上述量表適用于中國組織情境。3.3結(jié)構(gòu)方程模型分析本研究采用SPSS15.0和LISREL8.30進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。首先,采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。然后,進(jìn)行基本的描述性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。最后,采用層級回歸檢驗(yàn)工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能及其交互效應(yīng)對員工創(chuàng)造力的影響,并在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)。4研究結(jié)果4.1工作復(fù)雜性的區(qū)分效度采用驗(yàn)證性因子分析考察工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能、內(nèi)在動(dòng)機(jī)、員工創(chuàng)造力、工作復(fù)雜性的區(qū)分效度。結(jié)果如表1所示,五因子模型與另外幾個(gè)模型相比,對于數(shù)據(jù)的擬合最佳,RMSEA低于0.03,GFI、NNFI都高于0.90,卡方與自由度的比值小于3,說明上述變量具有良好的區(qū)分效度,確實(shí)是五個(gè)不同的構(gòu)念。4.2sd2.65各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)如表2所示。員工創(chuàng)造力的均值M為3.50,標(biāo)準(zhǔn)差SD為0.95。員工創(chuàng)造力與創(chuàng)造力自我效能、內(nèi)在動(dòng)機(jī)以及工作復(fù)雜性顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)分別為0.34(p<0.01)、0.58(p<0.01)、0.20(p<0.01),員工創(chuàng)造力與員工的年齡顯著負(fù)相關(guān),相關(guān)系數(shù)為-0.12(p<0.05)。4.3錯(cuò)誤的檢測4.3.1工作不安全感對創(chuàng)造力的影響層級回歸分析之前對工作不安全感和創(chuàng)造力自我效能進(jìn)行中心化處理。在層級回歸中,首先將控制變量納入回歸模型(第一步),然后是工作不安全感和創(chuàng)造力自我效能(第二步)及其交互效應(yīng)(第三步),最后是工作不安全感的平方項(xiàng)(第四步)以及與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)(第五步)。層級回歸結(jié)果如表3所示,工作不安全感對員工創(chuàng)造力的影響不顯著(β=-0.07,ns),但工作不安全感平方項(xiàng)對員工創(chuàng)造力有顯著影響,且回歸系數(shù)為負(fù)(β=-0.16p<0.05),說明工作不安全感對員工創(chuàng)造力存在倒U形影響,曲線的對稱軸為工作不安全感的均值,在對稱軸左側(cè),員工創(chuàng)造力單調(diào)遞增,在對稱軸右側(cè),員工創(chuàng)造力單調(diào)遞減。另外,對工作不安全感與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系進(jìn)行二次曲線擬合度檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn)二次曲線的擬合度很好(R2=0.09,F(2,283)=13.67,p<0.01)。綜合上述分析,假設(shè)1得到驗(yàn)證。4.3.2創(chuàng)造力自我效能交互效應(yīng)由表3可見,工作不安全感的平方項(xiàng)與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)顯著(β=0.20,p<0.05)。采用Aiken和West(1991)的方法,以創(chuàng)造力自我效能±1SD為標(biāo)準(zhǔn)區(qū)分為高、中、低創(chuàng)造力自我效能組,交互效應(yīng)如圖2所示:對于低創(chuàng)造力自我效能的員工,工作不安全感對員工創(chuàng)造力有很強(qiáng)的倒U形影響,而隨著員工創(chuàng)造力自我效能的提高,這種影響逐漸變小。假設(shè)2得到驗(yàn)證。4.3.3內(nèi)在動(dòng)機(jī)、工作不安全感對員工創(chuàng)造力的影響對于內(nèi)在動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)采用Baron和Kenny(1986)的方法,結(jié)果如表4所示。由M1可見,工作不安全感平方項(xiàng)、創(chuàng)造力自我效能及其交互效應(yīng)對內(nèi)在動(dòng)機(jī)均有顯著的影響(β=-0.12,p<0.05;β=0.34,p<0.01;β=0.19,p<0.05);由M2可見,工作不安全感平方項(xiàng)、創(chuàng)造力自我效能及其交互效應(yīng)對員工創(chuàng)造力均有顯著的影響(β=-0.16,p<0.05;β=0.16,p<0.01;β=0.20,p<0.05);由M3可見,內(nèi)在動(dòng)機(jī)對員工創(chuàng)造力有顯著的影響(β=0.49,p<0.01)。對M3進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn):加入內(nèi)在動(dòng)機(jī)后,工作不安全感平方項(xiàng)對員工創(chuàng)造力的影響變?yōu)椴伙@著(β=-0.10,ns),說明內(nèi)在動(dòng)機(jī)起到了完全中介作用,假設(shè)3a得到驗(yàn)證;加入內(nèi)在動(dòng)機(jī)后,創(chuàng)造力自我效能對員工創(chuàng)造力的影響也變?yōu)椴伙@著(β=0.00,ns),說明內(nèi)在動(dòng)機(jī)起到了完全中介作用,假設(shè)3b得到驗(yàn)證;加入內(nèi)在動(dòng)機(jī)后,工作不安全感平方項(xiàng)與創(chuàng)造力自我效能的交互效應(yīng)對員工創(chuàng)造力的影響同樣變得不顯著(β=0.11,ns),說明內(nèi)在動(dòng)機(jī)起到了完全中介作用,假設(shè)3c得到驗(yàn)證。5討論5.1理論意義5.1.1論貢獻(xiàn)的應(yīng)用在激烈的市場環(huán)境中,為了贏得競爭,組織一方面越來越強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新,希望員工表現(xiàn)出卓越的創(chuàng)造力;另外一方面則實(shí)施短期雇傭、末位淘汰、高強(qiáng)度績效考核等變革措施,嚴(yán)重地影響了工作環(huán)境的穩(wěn)定性,使得員工對工作產(chǎn)生了不穩(wěn)定的預(yù)期,即工作不安全感。工作不安全感會(huì)不會(huì)影響員工創(chuàng)造力,會(huì)有什么樣的影響?以往的研究中沒有清晰的答案。本研究的第一個(gè)理論貢獻(xiàn)就是基于創(chuàng)造力的VSR理論提出并驗(yàn)證了工作不安全感對員工創(chuàng)造力存在倒U形的影響,即在中等程度工作不安全感水平下,員工的創(chuàng)造力最高。員工在怎樣的外界環(huán)境條件下創(chuàng)造力最高?從本研究的結(jié)果來看,當(dāng)工作環(huán)境存在一定的不穩(wěn)定因素,但又不至于太不穩(wěn)定時(shí),員工創(chuàng)造力最高。這和以往研究的結(jié)果是相呼應(yīng)的。Amabile等人(1996)認(rèn)為過高的時(shí)間壓力和超負(fù)荷的工作負(fù)擔(dān)會(huì)減少員工創(chuàng)造性活動(dòng)的時(shí)間,但適當(dāng)壓力可以喚醒員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī),使員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)保持在較高水平,從而提高員工創(chuàng)造力。Baer和Oldham(2006)研究發(fā)現(xiàn)感知到的時(shí)間壓力與員工創(chuàng)造力之間呈倒U形的關(guān)系,當(dāng)員工感知到的時(shí)間壓力處于中等水平時(shí),上級對其創(chuàng)造力的評價(jià)最高。DeDreu(2006)則發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)成員間的沖突與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新之間存在非線性的關(guān)系,過度的沖突對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響,適度的沖突則有益于團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新。結(jié)合本研究以及前人的研究,在理論上我們可以認(rèn)為,完全積極的環(huán)境對于激發(fā)員工創(chuàng)造力并不一定有利。激發(fā)員工的創(chuàng)造力需要一定的消極刺激因素,比如壓力、沖突、工作不安全感,但是這些消極因素不能太高,否則會(huì)抑制員工的創(chuàng)造力。5.1.2工作不安全感,員工不穩(wěn)定不樹立員工個(gè)本研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造力自我效能與工作不安全感的交互效應(yīng)顯著,這是本研究的第二個(gè)理論貢獻(xiàn)。一方面驗(yàn)證了個(gè)人因素與情境因素的交互效應(yīng)對員工創(chuàng)造力的影響,另外一方面解釋了相同的情境下員工創(chuàng)造力的差異。對于具有高創(chuàng)造力自我效能的員工而言,工作不安全感對其創(chuàng)造力的影響較小,因?yàn)樗麄儗ψ约合嚓P(guān)的能力更自信,對創(chuàng)造性活動(dòng)更有興趣,會(huì)主動(dòng)尋找刺激因素,并在創(chuàng)造性活動(dòng)遇到困難時(shí)更堅(jiān)持。對于低創(chuàng)造力自我效能的員工而言,其創(chuàng)造力則受到工作不安全感的影響較大,在低工作不安全感情境下,由于缺少環(huán)境刺激因素而創(chuàng)造力較低,在高工作不安全感情境下,則出于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而選擇習(xí)慣。這在理論上提示我們,創(chuàng)造力自我效能不僅會(huì)對創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響,同時(shí)也會(huì)影響員工對環(huán)境的感知。在無法改變環(huán)境的條件下,提高員工的創(chuàng)造力自我效能是激發(fā)員工創(chuàng)造力比較好的途徑。5.1.3工作不安全感理論本研究的第三個(gè)理論貢獻(xiàn)是澄清了工作不安全感、創(chuàng)造力自我效能影響員工創(chuàng)造力的機(jī)制,發(fā)現(xiàn)了內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介作用。Amabile(1996)提出的理論模型認(rèn)為,外界環(huán)境對創(chuàng)造力的影響通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)實(shí)現(xiàn)。本研究支持這一理論,員工對工作環(huán)境穩(wěn)定性的知覺(工作不安全感)通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)影響創(chuàng)造力。更重要的是,在以往的創(chuàng)造力研究中,還沒有研究把創(chuàng)造力自我效能、內(nèi)在動(dòng)機(jī)以及員工創(chuàng)造力整合在一起(Gongetal.,2009),本研究提出并驗(yàn)證了創(chuàng)造力自我效能通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)影響員工創(chuàng)造力,在理論上澄清了三者之間的關(guān)系。當(dāng)然本研究還進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),個(gè)人因素和情境因素的交互效應(yīng)也是通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)進(jìn)而影響員工創(chuàng)造力。綜合本研究的結(jié)果,在理論上可以認(rèn)為內(nèi)在動(dòng)機(jī)是員工創(chuàng)造力的關(guān)鍵要素,只有當(dāng)員工發(fā)自內(nèi)心地喜歡創(chuàng)造性活動(dòng)時(shí),才會(huì)在工作中表現(xiàn)出高創(chuàng)造力。因此,分析內(nèi)在動(dòng)機(jī)應(yīng)是研究員工創(chuàng)造力的核心任務(wù)。5.2實(shí)踐的重要性5.2.1創(chuàng)造一個(gè)安全性、穩(wěn)定性的工作環(huán)境以激發(fā)創(chuàng)造力本研究發(fā)現(xiàn)工作不安全感對員工創(chuàng)造力有倒U形的影響,在中等程度工作不安全感情境下,員工的創(chuàng)造力最高。這提示組織和領(lǐng)導(dǎo)者在管理實(shí)踐中,可以通過為員工創(chuàng)造一個(gè)安全性、穩(wěn)定性適中的工作環(huán)境以激發(fā)員工的創(chuàng)造力。具體而言,通過設(shè)置合適的雇傭期限、考核強(qiáng)度、淘汰標(biāo)準(zhǔn)給員工適度的壓力和危機(jī)感,使員工獲得創(chuàng)造性活動(dòng)的環(huán)境變異刺激,同時(shí)不會(huì)因?yàn)檫^高的風(fēng)險(xiǎn)而選擇習(xí)慣,從而激發(fā)員工表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。5.2.2創(chuàng)造力自我效能本研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造力自我效能不僅對員工創(chuàng)造力有積極的影響,而且會(huì)影響員工對工作不安全感的反應(yīng)。這在實(shí)踐上提示組織管理人員可以通過培養(yǎng)員工的創(chuàng)造力自我效能來提高員工的創(chuàng)造力。Mathisen和Bronnick(2009)以公務(wù)員和教師為被試的現(xiàn)場實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)通過相關(guān)課程的訓(xùn)練,被試的創(chuàng)造力自我效能顯著提高,而且兩個(gè)月后進(jìn)行再測,發(fā)現(xiàn)被試的創(chuàng)造力自我效能沒有下降,說明員工的創(chuàng)造力自我效能是可以干預(yù)和培養(yǎng)的,而且能夠保持相當(dāng)長的時(shí)間。Tierney和Farmer(2002)研究發(fā)現(xiàn)上級樹立創(chuàng)造力的榜樣以及相關(guān)的勸說行為對下屬的創(chuàng)造力自我效能有顯著的積極影響。Tierney和Farmer(2004)的研究則發(fā)現(xiàn)上級對創(chuàng)造力的期望(supervisorcreativeexpectation)對下屬的創(chuàng)造力自我效能有顯著影響。Tierney和Farmer(2011)六個(gè)月的縱向研究發(fā)現(xiàn),導(dǎo)致員工創(chuàng)造力自我效能發(fā)生積極變化的因素包括員工的創(chuàng)造性角色認(rèn)同(creativeroleidentity)和上級對創(chuàng)造力的期望,這些都可以通過領(lǐng)導(dǎo)者進(jìn)行干預(yù)。綜合上述研究,領(lǐng)導(dǎo)者對下屬的創(chuàng)造力自我效能有非常大的影響力,可以通過日常工作中的榜樣作用、勸說以及對創(chuàng)造力的期望和鼓勵(lì)來提高下屬的創(chuàng)造力自我效能,進(jìn)而對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生積極的影響。5.2.3創(chuàng)造力的影響因素本研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境和個(gè)人因素對員工創(chuàng)造力的影響是通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的,內(nèi)在動(dòng)機(jī)是影響員工創(chuàng)造力的核心因素。只有當(dāng)員工真正喜歡和愿意進(jìn)行創(chuàng)造性力活動(dòng)是才可能表現(xiàn)出高創(chuàng)造力,這提示組織管理人員應(yīng)重視激發(fā)員工的創(chuàng)造力內(nèi)在動(dòng)機(jī)。Amabile和Mueller(2010)認(rèn)為影響員工創(chuàng)造力有三個(gè)要素:領(lǐng)域技能、創(chuàng)造力技能和內(nèi)在動(dòng)機(jī)。領(lǐng)域技能和創(chuàng)造力技能反映的是有沒有進(jìn)行創(chuàng)造性活動(dòng)的能力,是“能不能”