馬 君 張昊民 楊 濤

1 問題的提出

工作過程中的創(chuàng)新行為受到目標約束和實踐條件限制。創(chuàng)造力正是為解決實現(xiàn)目標過程中出現(xiàn)的棘手問題和困難而產(chǎn)生(Shalley, 1991), 因此, 部分學者傾向于把創(chuàng)造力視為一個過程, 員工運用有效的新方法解決實現(xiàn)目標過程中所遇到的挑戰(zhàn)和難題(Shalley, 1991; Hirst, Van Knippenberg, & Zhou,2009)。成就目標導向(achievement goal orientation)的特質(zhì)差異反映出個體是采取主動策略還是回避策略應對上述挑戰(zhàn)和學習機會(Elliot & Church,1996)。學者們將關(guān)注的焦點放在創(chuàng)造性地解決問題, 并意識到創(chuàng)造力來自于目標導向中, 由此員工在目標導向上的差異是否有助于解釋創(chuàng)造力方面的個體差異, 是個值得關(guān)注的問題(Janssen & Van Yperen, 2004)。長期以來, 學者們往往把專注于提升自我能力的精熟目標導向(mastery goal orientation)與富有創(chuàng)造力相提并論, 而把習慣于“看組織臉色行事”的表現(xiàn)目標導向(performance goal orientation)與缺乏創(chuàng)造力聯(lián)系起來(Murayama,Elliot, & Yamagata, 2011)。

對于前者, 學者們普遍異議不大。因為致力于學習與自我發(fā)展有助于提高個人的行為適應性(adaptive behaviors), 進而改善個體創(chuàng)造力(Bunderson &Sutcliffe, 2003)。但是隨著創(chuàng)造性活動越來越多的以團隊形式開展(Shalley, Zhou, & Oldham, 2004),個體的自我成就目標與組織績效目標之間的沖突,因任務的預算、時間、流程和進程等現(xiàn)實條件約束而愈發(fā)凸顯。在這些剛性條件約束下, 精熟目標導向個體的學習和探索行為對于組織而言不僅是一種投資還是一種成本。部分研究表明, 如果員工過分關(guān)注學習, 他們就可能忽視可行的解決方法(Bunderson & Sutcliffe, 2003)。此外, 有關(guān)學習理論的文獻一直強調(diào)學習具有邊際收益遞減規(guī)律(March,1991)。綜上, 精熟目標導向在團隊績效控制情境下能否有效預測員工創(chuàng)造力值得進一步思考與驗證。

對于后者, 學者普遍認為表現(xiàn)目標導向的個體一般對知識及信息作表面化處理(surface processing),因而缺乏創(chuàng)造力基礎(chǔ)(Elliot & McGregor, 2001)。但近年越來越多的研究證據(jù)顯示(Elliot, Shell, Henry,& Maier, 2005; Kamdar & Van Dyne, 2007; Baas, De Dreu, & Nijstad, 2011), 因特質(zhì)差異, 個體對情境做出的分析和回應不同, 當情境強度激活個體與某種行為關(guān)聯(lián)的特質(zhì)時, 就可能導致與一般情境不同甚至相反的行為結(jié)果出現(xiàn)(Tett & Burnett, 2003)。基于這一論斷, 出現(xiàn)了一些把表現(xiàn)目標導向與創(chuàng)造力正向聯(lián)系起來的證據(jù)(George & Zhou2007)。例如Elliot等(2005)的研究發(fā)現(xiàn), 行為表現(xiàn)具有權(quán)變特性(performance contingency), 如果團隊情境能夠激活表現(xiàn)目標導向中的趨近因素, 便會激發(fā)員工的創(chuàng)造力。也有一些研究認為, 團隊任務情境的不確定性可能會激發(fā)員工追求安全的逃避傾向(escapeavoidance tendencies), 但也可能會通過啟動員工威脅性評估激活其執(zhí)著特性(persistence)或直接目標行為(goal-directed behavior), 催生創(chuàng)造性思維成果(Gutnick, Walter, Nijstad, & De Dreu, 2012)。鑒于此,Hirst等(2009)強調(diào), 我們不僅要關(guān)注團隊如何促進和推動具有某種特質(zhì)的員工更好地從事創(chuàng)造活動,還要思考如何塑造合宜的團隊績效控制模式, 從而引導和鼓勵具有另外特質(zhì)的員工展現(xiàn)出那些在一般條件下通常不會出現(xiàn)的行為。

團隊績效控制是引導員工把自我成就目標納入到團隊目標軌道的重要調(diào)控手段, 也是一種影響創(chuàng)造力的重要組織情境力量。那么, 團隊績效控制能否有助于激活個體成就目標導向中某些與創(chuàng)造力行為相關(guān)的特質(zhì), 進而改變成就目標導向與創(chuàng)造力的關(guān)系強度甚至方向, 是一個非常重要的研究課題。這不僅有助于豐富和拓展成就目標導向與創(chuàng)造力的關(guān)系研究, 還能夠為我們在管理團隊創(chuàng)造力時針對成就目標導向的個體差異權(quán)變地采取績效控制策略, 提供堅實的理論支撐。

綜上所述, 本文擬整合特質(zhì)激活理論(trait activation theory), 運用線性階層模型(HLM)考察團隊績效控制對員工成就目標導向與創(chuàng)造力之間關(guān)系的跨層次調(diào)節(jié)效應, 進而揭示行為是否具有依隨于外部強化而改變的特性, 以期發(fā)現(xiàn)成就目標導向特別是表現(xiàn)目標導向影響創(chuàng)造力的新證據(jù)。

2 理論背景與研究假設(shè)

成就目標導向反映了個體的自我發(fā)展信念, 這些信念深刻地影響著個體如何對待、理解和回應目標實現(xiàn)的環(huán)境(Dweck & Leggett, 1988)。早期的研究者大多追隨Dweck (1999)的足跡, 把目標導向區(qū)分為明顯差異的兩類：精熟導向(mastery orientation)和表現(xiàn)導向(performance orientation)。前者關(guān)注點在于提高自身能力及工作知識水平; 后者關(guān)注于向他人展示自己的能力, 希望通過與他人的比較獲得正面評價或避免受到對能力的負面評價(Dweck,1999)。根據(jù)Lewin的觀點, 人們對外部刺激的自發(fā)評估聚焦在不同層面(積極/消極)會分別產(chǎn)生趨近或者回避兩種不同的行為(Lewin, 1935)。在此基礎(chǔ)上, Elliot (2006)引入“趨近-回避”動機架構(gòu), 把表現(xiàn)目標導向區(qū)分為表現(xiàn)-趨近(performance-approach)和表現(xiàn)-回避(performance-avoid)兩種形式。前者關(guān)注于表現(xiàn)得比他人優(yōu)秀, 后者關(guān)注于避免表現(xiàn)得比他人更差。

2.1 成就目標導向與創(chuàng)造力

Amabile (1983)的創(chuàng)造力組成理論(componential model of creativity)識別出創(chuàng)造力的3個必要構(gòu)成要素：領(lǐng)域相關(guān)技能、創(chuàng)造力相關(guān)技能和內(nèi)在動機。精熟目標導向之所以與創(chuàng)造力緊密相關(guān), 因為它影響著技能學習和內(nèi)在激勵兩個方面, 甚至它也可能會對人們是否愿意尋求和利用反饋來改進他們的技能有著一定的影響(Amabile & Kramer, 2007)。

首先, 精熟目標導向引導個體致力于獲得新知識, 形成較為完備的認知結(jié)構(gòu)和應對挑戰(zhàn)性工作的深層次處理策略(Elliot & McGregor, 2001)。Dweck和 Leggett (1988)認為, 專注于精熟導向中的技能發(fā)展意味著超越任務本身而產(chǎn)生了解和精通工作任務的內(nèi)在興趣, 這種對工作本身所產(chǎn)生的興趣——內(nèi)在激勵, 促使人們積極投入到工作中。此外,精熟導向會驅(qū)使人們樂于接受具有挑戰(zhàn)和難度的工作, 持有精熟導向的人更容易發(fā)自內(nèi)心地尋求參與到創(chuàng)造性的活動中, 雖然這種活動涉及到很多蘊含錯誤和失敗可能性的新方法(Coelho & Augusto,2010)。

其次, 精熟目標導向可以促使人們掌握與工作領(lǐng)域相關(guān)的知識技能, 而這些技能為創(chuàng)造提供了堅實的背景知識和基礎(chǔ)。正如 Amabile和 Julianna(2012)指出的那樣, 創(chuàng)造力的內(nèi)涵在于形成或產(chǎn)生一些新的有用的東西, 而這需要掌握一些必須的策略和方法。高精熟目標導向會對學習過程和發(fā)展相關(guān)技能產(chǎn)生積極而深遠的影響。最后, 遇到困難時,持有精熟導向的人樂意投入更多的精力來掌握必需的技能以解決目標實現(xiàn)過程中經(jīng)常會遇到的難題, 能夠有效地處理反饋中的正面和負面的信息,對創(chuàng)造性解決問題的活動投入更多的精力, 識別和運用那些可以帶來成功的策略(VandeWalle, Cron,& Slocum, 2001)?；谝陨戏治? 我們做出的主效應假設(shè)為：

假設(shè)1：精熟目標導向與員工創(chuàng)造力正相關(guān)。

同時, 持表現(xiàn)目標導向的員工主要會受到來自于與績效相關(guān)的外部結(jié)果的激勵。也就是說, 外部跡象是其選擇有利行為(獲取獎勵或規(guī)避批評)的主要信息依據(jù)。由此, 我們對表現(xiàn)-趨近導向及表現(xiàn)-回避導向影響創(chuàng)造力的主效應不做假設(shè), 而是綜合考慮組織情境變量的調(diào)節(jié)效應。

2.2 績效控制與精熟目標導向

績效控制是組織應對不確定情境采取的主動策略, 目的使外部環(huán)境對組織目標的干擾最小化;同時通過向員工傳遞組織期望, 引導員工聚焦組織目標(Murphy & Cleveland, 1995)。創(chuàng)造力孕育于目標實現(xiàn)過程中對困難和挑戰(zhàn)的突破, 因而成就目標導向、績效控制以及創(chuàng)造力三者關(guān)系密切。

依據(jù)特質(zhì)激活理論, 當影響創(chuàng)造力的組織情境與員工某種特質(zhì)緊密相關(guān)時, 它就可能激發(fā)個體的這種特質(zhì)(Tett & Burnett, 2003)。如果員工的成就目標導向決定他們不愿參與某種被激勵的行為, 環(huán)境的影響就比較弱; 而如果他們傾向于表現(xiàn)這些行為時, 環(huán)境就會產(chǎn)生更大的影響。

低績效控制, 意味著團隊為員工創(chuàng)設(shè)了較為寬松的自我空間。以自我參照為特征的精熟目標導向員工可以減少對外部干擾的關(guān)注, 聚焦于自身工作,不斷探索、優(yōu)化新的更具創(chuàng)意的方法來解決各種難題和挑戰(zhàn), 提升創(chuàng)造力層次。換言之, 低績效控制提供了引導精熟目標導向員工提升自身技能更為有利的環(huán)境因素, 有助于激活其創(chuàng)造特質(zhì)。因此,低績效控制下精熟目標導向正向影響創(chuàng)造力。

高績效控制, 意味著任務明晰、獎懲規(guī)則明確。盡管精熟目標導向有利于內(nèi)化知識, 充實專業(yè)素養(yǎng),提升創(chuàng)造力基礎(chǔ), 但是必須還考慮到組織所能夠給予個體的能夠不斷更新、接近或提升領(lǐng)域?qū)I(yè)素養(yǎng)的學習資源、機會與管道(Csikszentmihalyi, 1996)。因而, 高績效控制情境是否有助于引導精熟目標導向個體主動從事創(chuàng)造性活動, 以達到自我提升目的,尚不明確。

首先, 持有低水平精熟目標導向的員工更容易受到績效控制的影響。此類員工的學習和探索能力有限。在高績效控制下, 他們更可能把適度可實現(xiàn)的目標視作累積學習經(jīng)驗和指導自我發(fā)展的機會,由此會把注意力和精力收斂到這類目標而非挑戰(zhàn)性目標, 從而限制思維的層次, 降低創(chuàng)造力水平。

其次, Lounamaa和March (1987)的仿真研究發(fā)現(xiàn), 持中間水平的精熟目標導向個體更善于運用學習規(guī)則。同時, Lazarus (1991)的研究表明, 在自我發(fā)展的驅(qū)動下他們更可能對高的目標和資源約束、程序控制及時間限制帶來的高績效壓力做出挑戰(zhàn)性的心理評估(challenge appraisal)而非威脅性評估(threat appraisal)。挑戰(zhàn)性評估有助于提高個體的認知靈活性(cognitive flexibility) (Compton, Wirtz, Pajoumand, Claus, & Heller, 2004)和行為適應性(behavioral adaptability) (Simonton, 2000), 從而促進他們在工作中更好地發(fā)散思維、遷移和整合知識、尋找差異化策略, 創(chuàng)造出新穎可行的解決方案(Hirst et al., 2009)。

最后, 持高水平精熟目標導向的員工更加關(guān)注自我能力提升。盡管追求自我發(fā)展、自我完善等與組織有益的行為, 有助于提升個人認知層次和處理策略, 但是從有限時間資源分配的角度看(Bergeron, 2007), 提升自我能力的學習和探索行為需要占用大量的組織資源和時間, 甚至很多稀缺的資源和時間被無效地應用于與組織目標無關(guān)的方面, 這不免與組織的高績效導向沖突。高績效控制鼓勵以組織為參照的行為, 意味著個體的學習和探索行為必須置于項目預算、流程特別是時間和進程的剛性控制之下, 留給個體自我成長和改進的時間和空間受到限制, 因而加劇個體創(chuàng)造的心理風險。換言之,創(chuàng)造力是產(chǎn)生新穎有用方法的過程, 在實踐中創(chuàng)造不是無約束地為了創(chuàng)造而創(chuàng)造, 而是為了滿足特定組織目標需求而創(chuàng)造。相對于務實地達到目標, 如果員工過分關(guān)注學習和自身技能的提升, 他們就可能忽視切實可行的解決方案, 而不顧實際地追求完美和新奇(Bunderson & Sutcliffe, 2003)。

綜上分析, 我們可以推斷, 高績效控制下精熟目標導向?qū)?chuàng)造力的影響可能呈非線性特征, 特別是超過一定限度, 提升自我技能的學習和探索行為對于個體創(chuàng)造性解決問題能力的提高, 其貢獻率遞減,到達拐點后甚至開始抑制創(chuàng)造力。據(jù)此, 我們假設(shè)：

假設(shè)2：績效控制調(diào)節(jié)精熟目標導向與創(chuàng)造力的關(guān)系。低績效控制時, 精熟目標導向與創(chuàng)造力線性正相關(guān); 高績效控制時, 精熟目標導向?qū)?chuàng)造力的影響呈非線性, 表現(xiàn)為先抑后揚再抑。

2.3 績效控制與表現(xiàn)-趨近目標導向

秉持表現(xiàn)目標導向的個體追求獎勵最大化和懲罰最小化, 通過外部跡象判定哪些是合宜可取的行為。因此可推測他們會把組織偏好看作選擇有利行為的主要信息依據(jù)。

表現(xiàn)-趨近導向的員工具有為獲得最大獎勵而對外部信息反應靈敏的特征。Elliot和 McGregor(2001)指出能力是目標導向意義建構(gòu)的核心, 包括能力的參照標準和能力的定價兩個維度, 當能力被正向定價時, 會產(chǎn)生趨近或進取行為; 當被負向定價時, 會產(chǎn)生警戒或回避行為。因為對自我能力的定價為正向(Elliot & Thrash, 2001), 據(jù)此我們可以推斷持有較強表現(xiàn)-趨近導向的人更容易對組織控制偏好等外部刺激做出正面反應。

當績效控制程度低時, 團隊著眼于員工自我控制、學習與發(fā)展, 鼓勵嘗試、創(chuàng)造新穎的組合, 對失敗的容忍度較高。此時組織傳遞出的信號是創(chuàng)造成為個體展示自我能力的競技場。在這種情境下,持有表現(xiàn)-趨近導向的員工認為他們應該學習、搜集信息, 嘗試使用復雜的方法解決問題, 以展示自己的才能。他們通過創(chuàng)造證明自己的能力并盡量比同事做得更好。因此, 當團隊情境鼓勵和認可創(chuàng)造時, 表現(xiàn)–趨近導向個體追求成功的正面情感就會受到激勵, 積極參與到創(chuàng)造進程中。由此我們假設(shè)：

假設(shè)3：績效控制調(diào)節(jié)表現(xiàn)–趨近導向和創(chuàng)造力的關(guān)系。低績效控制時, 表現(xiàn)–趨近導向與創(chuàng)造力正相關(guān)。

2.4 績效控制與表現(xiàn)-回避目標導向

表現(xiàn)-回避導向的個體傾向于盡量避免接受含有較高錯誤和失敗可能性的挑戰(zhàn), 而將精力投入到成功機率較高的事情(VandeWalle, 1997)。

低績效控制意味著團隊鼓勵員工自我學習與探索, 團隊成員工作自主性強, 甚至在很大程度上需要自我決定工作成功的標準(Hollensbe & Guthrie,2000)。但是探索新知識和技能并運用它們?yōu)楣ぷ髦械碾y題找到創(chuàng)造性的解決途徑, 這本身具有不可預測性, 還會出現(xiàn)挫折、失誤和問題。對于秉持表現(xiàn)-回避導向的員工而言, 開放式的績效目標意味著創(chuàng)造成為了模糊的、不確定性的挑戰(zhàn)。出于安全考慮, 他們會遠離這些行為, 不愿意嘗試采用新方法改變已有工作范式和流程, 除非外部因素能夠降低這些活動帶來的心理風險。因此, 低績效控制導致表現(xiàn)–回避導向?qū)?chuàng)造力有負向影響。

高績效控制意味著嚴格按照既定范式工作, 失敗的容忍度相對較低。一般認為, 高績效控制強化表現(xiàn)-回避導向個體的保守決策, 以避免創(chuàng)造失敗風險帶來的負面評價或懲罰。但是越來越多的跡象表明,情況可能相反(Maier, Waldstein, & Synowski, 2003)。

一方面, 任務明晰、規(guī)則明確使得創(chuàng)造成為一種確定性的挑戰(zhàn), 有助于緩解目標模糊帶來的心理風險; 另一方面, De Dreu, Baas和Nijstad (2008)提出的雙路徑創(chuàng)造力模型(the dual pathway to creativity model)強調(diào), 挑戰(zhàn)性評估引發(fā)的認知靈活性并非獲得創(chuàng)造力的唯一途徑, 高績效控制引發(fā)的威脅性評估有助于加強個體的恒心和毅力(persistence and perseverance), 促使個體投入更多的精力和注意力關(guān)注手邊的威脅, 以避免相應損失。在這種背景下,通過激活直接目標行為, 讓個體聚焦于相對密閉但明確的目標而不被其它任務或刺激分心, 同樣可以提高表現(xiàn)–回避導向個體創(chuàng)造的流暢性和原創(chuàng)性(George & Zhou, 2007; Baas et al., 2011)。換言之,高績效控制下“避免負面評價或者懲罰”類似Tushman, Newman和Romanelli (1986)所謂的“常規(guī)打破者” (frame breaker), 有助于引導表現(xiàn)–回避導向個體積聚心理能量和資源, 力圖緩解外部威脅,并最終幫助他們形成深入而獨到的見解或解決方案, 盡管它們的范圍相對狹窄(Gutnick et al., 2012)。因此我們有理由相信, 高績效控制下表現(xiàn)–回避導向?qū)?chuàng)造力有正向影響?；诖? 本文假設(shè)：

假設(shè)4：績效控制調(diào)節(jié)表現(xiàn)–回避導向與創(chuàng)造力的關(guān)系。低績效控制時, 表現(xiàn)–回避導向與創(chuàng)造力負相關(guān); 高績效控制時, 二者正相關(guān)。

3 研究設(shè)計

3.1 變量測量

創(chuàng)造力。改編自Janssen (2000)發(fā)展的9條目的工作創(chuàng)新行為量表(WIB scale), 主要基于以下考慮。首先, 本文主要研究成就目標導向與績效導向的交互作用對個體創(chuàng)造力的動態(tài)影響機制, 而創(chuàng)造力孕育于此過程之中, 不僅僅表現(xiàn)為一種靜態(tài)的成果?；诖? 本研究沒有采用 Amabile (1983)的經(jīng)典定義, 把創(chuàng)造力看做新穎而富有價值的想法, 而是采用 Shalley (1991)的動態(tài)定義, 把創(chuàng)造力視作目標實現(xiàn)進程中運用新方法或新思路解決挑戰(zhàn)性難題的過程。該過程涵蓋產(chǎn)生創(chuàng)意(idea generation)、創(chuàng)意推進(idea promotion)和創(chuàng)意實現(xiàn)(idea realization)三個階段(Kanter, 1988)。通過系統(tǒng)比較 Zhou和George (2001)編制的創(chuàng)造力量表與 Janssen (2000)發(fā)展的工作創(chuàng)新行為量表, 前者包括了創(chuàng)意產(chǎn)生和創(chuàng)意實現(xiàn)兩個階段, 而后者則涵蓋了全部三個階段。

其次, 該量表適合采取員工自陳式填寫。Janssen (2000)強調(diào)三點原因, 一是員工對任務背景信息的了解以及對自身行為動機的認知比主管更為細致; 二是對創(chuàng)造力這類自由裁量行為的評估,同很多主觀評估一樣非常容易受到評估者個人偏好的影響而做出不同理解, 從而造成不同評估者給出的評估結(jié)果差異很大(Organ & Konovsky, 1989);三是上司評估容易被一些善于表現(xiàn)的員工的表面行為蠱惑, 而有時又會對一些誠實員工的真正富有創(chuàng)造力的行為視而不見。從Janssen (2000)的實際研究結(jié)果看, 數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)與理論模型的契合效果采用員工自陳式比采用上司評估方式理想。為此, 我們對創(chuàng)造力的測量借鑒如上量表, 并同時搜集員工自陳式填寫和上司打分兩方面數(shù)據(jù)。后續(xù)進行的一致性Kappa檢驗和恒等性檢驗表明, 創(chuàng)造力無論采取員工自陳式填寫還是上司打分, 都意味著是一個相同的測量構(gòu)念。

由此, 我們遵照原量表的建議采用員工自陳式填寫數(shù)據(jù)。

成就目標導向。采用Baranik, Barron和Finney(2007)編制的適用于工作領(lǐng)域的成就目標導向量表,其中精熟目標導向包含10個問項, 表現(xiàn)–趨近目標導向和表現(xiàn)–回避目標導向各包含 4個問項。該量表在多項研究中證明具有良好的信度和效度。

績效控制。采用Oldham和Hackman (1981)發(fā)展的團隊工作正規(guī)化量表, 用來反映個體在團隊工作過程中對團隊規(guī)則、規(guī)范干預個體自主工作行為的主觀感知程度。共計5個問項。

上述量表問項采用5級Likert評定法。最后, 為避免人口統(tǒng)計特征變量對結(jié)果的干擾, 我們引入年齡、受教育程度與在職年限作為控制變量。

3.2 樣本收集

考慮到變量間具有跨層次關(guān)系, 我們以項目團隊作為問卷調(diào)查單元。根據(jù) George (1990)的標準,員工擁有一個共同的主管并按照既定流程協(xié)同作業(yè), 便視作一個項目團隊。數(shù)據(jù)采集采取現(xiàn)場問卷填寫方式。

調(diào)查對象來自上海、浙江、江蘇、安徽等省份21家企業(yè)的54個團隊540名技術(shù)和管理人員, 分布在通訊、軟件開發(fā)、金融和環(huán)保科技四類行業(yè)。剔除無效樣本后, 共計52個團隊515名員工作為正式研究對象。團隊平均管理幅度約為 10人。在受訪者中, 男性占 65.44%; 年齡結(jié)構(gòu)上, 25～35歲之間的占到60.56%; 教育程度上, 本科占52.41%, 研究生及以上占22.65%; 工作年限上, 5年以內(nèi)的占34.50%, 5～10年的占43.22%。

3.3 多層次數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的有效性分析

3.3.1 變量的描述性統(tǒng)計、相關(guān)性及信度和效度

表1顯示了主要研究變量的均值、標準差以及相關(guān)關(guān)系。為保證測量的正確性, 我們評估了變量的信度和效度。

結(jié)果顯示, 每個變量的信度值(克倫巴赫 a系數(shù))均超過了 0.7, 組合信度(CR)值 0.7以上, 超過0.5的判斷標準, 表明變量具有良好的信度。變量平量均萃取變異 (AVE)的平方根值(位于表1對角線括號內(nèi))均滿足了大于其所在行與列相關(guān)系數(shù)的絕對值, 說明研究變量具有良好的區(qū)分效度。盡管部分變量的平均萃取變異量偏低, 但是根據(jù) Fornell和Larcker (1981)提出的標準, 當平均萃取變異量低于0.5時, 若變量的組合信度高于0.6以上, 仍具有收斂效度。

3.3.2 跨組的多層次驗證性因子分析

組織層面的績效控制整合自個體層面的績效控制感知。但是在整合過程中必須考慮個體之間的相互影響, 不能簡單地認為個體感知之間彼此獨立,否則模型參數(shù)估計值的標準誤會低估, 增加Ⅰ型誤差。單因素方差分析(ANOVA))顯示團隊之間的績效控制模型存在顯著差異(p < 0.05), 組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC1 = 0.17和ICC2 = 0.91, 均滿足符合Cohen (1988)建議的強關(guān)聯(lián)程度。利用聚合程序(aggregate)所計算的組內(nèi)一致性指標 r的平均值為 0.88, 滿足James, Demaree和Wolf (1984)所建議的大于0.7的判定標準, 表明變量具有高的內(nèi)部一致性。這些結(jié)果說明團隊水平上的績效控制測量是合理的。

進一步, 我們運用Dye, Hanges和Hall (2005)建議的五步法評估了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是否具有跨層次的適用性。在評估之前先進行單層次分析。以自由估計相關(guān)性的斜交五因子模型(所有變量獨立分開)為基準模型, 構(gòu)建了5個競爭模型：直交五因子模型(因子間相關(guān)系數(shù)為0)、單因子模型(五個因子完美相關(guān), 相關(guān)系數(shù)設(shè)定為 1), 以及根據(jù)自變量和調(diào)節(jié)變量歸集程度構(gòu)建的四因子模型(表現(xiàn)目標導向合成一個因素, 加上精熟導向、績效控制、創(chuàng)造力)、三因子模型(目標導向合成一個因素, 加上績效控制和創(chuàng)造力)和二因子模型(自變量和調(diào)節(jié)變量歸屬同一潛變量, 加上創(chuàng)造力)。模型比較結(jié)果見表2。

表1 變量的描述性統(tǒng)計、相關(guān)系數(shù)及信度、效度檢驗值

表2 模型的比較及共同方法偏差分析

結(jié)果顯示, 斜交五因子模型在適配指標方面優(yōu)于其他模型。Δχ/df結(jié)果顯著, 表明因素載荷設(shè)定后模型擬合效果顯著變差, 因而基準模型明顯優(yōu)于競爭模型, 說明五因素并非獨立無關(guān)聯(lián), 也不是合而為一的構(gòu)念(Schumacker & Lomax, 1996)。這些個體水平上的數(shù)據(jù)模型也說明了我們研究的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)具有收斂效度和區(qū)分效度, 為多層次數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的檢驗提供了模型基礎(chǔ)(Dyer et al., 2005)。

隨后, 我們運用Mplus 7.11軟件考察了斜交五因子模型是否具有跨層次的恒等性。具體包括如下5個步驟(Dyer et al., 2005)：對樣本總協(xié)方差矩陣(S)進行傳統(tǒng)驗證性因子分析(第一步)、對組間變異進行估計(第二步)、對樣本的合并組內(nèi)協(xié)方差矩陣(S)進行傳統(tǒng)驗證性因子分析(第三步)、對樣本的組間協(xié)方差矩陣(S)進行傳統(tǒng)驗證性因子分析(第四步)、對樣本的組間與組內(nèi)協(xié)方差矩陣(S及S)進行多層次驗證性因子分析(第五步)。結(jié)果見表 3所示。

表3 多層次驗證性因子分析(MCFA)適配指標摘要表

結(jié)果顯示, 包含組內(nèi)和組間的多層次模型(S及 S)與本文數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)顯示出更好的適配性。與運用傳統(tǒng)驗證性因子分析檢驗樣本總協(xié)方差矩陣(斜交五因子模型)的結(jié)果相比, 除卡方值(p > 0.1)因多層次驗證性因子分析(MCFA)進行了類似傳統(tǒng)多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析(即將組內(nèi)模型視為一組而將組間模型視為另一組)而導致結(jié)果較高之外, 多層次結(jié)構(gòu)方程式模型的 RMSEA和 CFI明顯優(yōu)于前者。從SRMR看, 多層次驗證性因子分析提供的組間模型的適配結(jié)果(SRMR= 0.06)明顯優(yōu)于僅單純地根據(jù)組間協(xié)方差矩陣(S)分析的結(jié)果 0.10; 組內(nèi)模型的適配結(jié)果(SRMR= 0.06)也優(yōu)于單純根據(jù)組內(nèi)協(xié)方差矩陣(S)分析得到的0.06。以上表明, 斜交五因子結(jié)構(gòu)在個體層次與組間層面為一等值模式, 因而后續(xù)研究不會產(chǎn)生跨層次推論的謬誤(Muthén, 1994)。

3.3.3 共同方法偏差評估

變量以感知(perception)測量為主, 且單一問卷同一時間向同一施測者搜集而得, 共同方法偏差(CMV)難以避免。為盡可能降低共同方法偏差對研究結(jié)果的影響, 我們在事前做了預防處理, 包括隱匿研究目的和變量名稱、問項錯項排列、引入反向題等, 以減少調(diào)查對象的一致性填寫動機(Podsakoff& Organ, 1986)。事后, 我們評估了共同方法偏差的潛在影響。具體做法是將所有同源數(shù)據(jù)進行主成分分析得到一個不可測量共同成分變量(an unmeasured common method variable), 在斜交五因子模型的基礎(chǔ)上加入該共同方法變異因子, 構(gòu)建一個六因子模型(周浩, 龍立榮, 2004)。

結(jié)果顯示(見表 2), 模型的卡方量顯著減少(Δχ= 160.67, Δdf = 31, p < 0.001), 說明變量之間存在一定程度的共同方法偏差。鑒于χ具有對樣本規(guī)模敏感的特征, 在模型優(yōu)劣比較時尚需考慮其他擬合指標的差異。RMSEA、CFI等指標的改善程度有限, 約在 0.01～0.02之間, 說明加入共同方法變異因子后, 模型擬合優(yōu)度并未得到明顯的改進。因此, 共同方法偏差對研究結(jié)果的解釋不會構(gòu)成威脅(謝寶國, 龍立榮, 2008)。

3.4 研究工具、步驟及模型

鑒于變量間存在嵌套關(guān)系, 我們遵循跨層次分析(cross-level)的步驟建立并運用 HLM 6.0軟件逐次檢驗了4種不同模型：虛無模型、隨機參數(shù)回歸模型、截距項預測模型和斜率項預測模型。檢驗步驟及模型構(gòu)建具體見附錄。

4 假設(shè)檢驗

根據(jù)Hofmann和Gavin (1998)的建議, 在檢驗中我們對個體層次變量進行了總平均中心化處理,以提高截距的解釋力。為避免多重共線性, 對組織層面變量沒有進行總平均中心化處理。固定效應估計采取帶有穩(wěn)健性標準誤差(with robust standard errors)的方法。研究結(jié)果如表4所示。

4.1 虛無模型(Null model)

虛無模型用來檢驗跨層次效果是否存在。只有組內(nèi)與組間的變異成份顯著, 才能夠進行下一步的截距與斜率項分析。從表4的虛無模型檢驗結(jié)果看,組織層面的隨機方差為τ= 0.06, 卡方檢驗結(jié)果(χ=141.27, df = 51, p < 0.001)說明組間方差是顯著的。σ= 0.31, 故ICC1 = 0.15, 表明員工創(chuàng)造力的變異數(shù)0.36 (即σ+τ= 0.36)中, 由于組別差異所造成的變異程度為 0.06, 占總體變異數(shù)的 15.2%, 另外84.8%的變異來自員工個體層面的差異。根據(jù)Cohen (1988)建議的標準, 這屬于強關(guān)聯(lián)程度, 不宜以一般的回歸模型來進行分析, 應采用線性階層模型(HLM)加以分析。

4.2 隨機參數(shù)回歸模型(Random coefficient regression model)

第二步主要運用隨機參數(shù)回歸模型主要考察層次一(Level-1)的直接效果, 用以驗證假設(shè) 1是否成立, 同時也將判定不同個體的創(chuàng)造力是否存在著不同的截距與斜率, 為檢驗情境變量(Level-2)的影響創(chuàng)造條件。

表4顯示, 用來比較模型總體擬合情況的似然值統(tǒng)計量離異數(shù), 從虛無模型的911.53降至855.68,表示隨機參數(shù)回歸模型的適配度比前者要好。σ=0.24, 較零模型減少23.4% (即R= 0.23), 說明有 23.4%的創(chuàng)造力組內(nèi)方差可被成就目標導向解釋。其中, γ= 0.27 (t = 3.39, p < 0.01), 表明精熟目標導向?qū)?chuàng)造力有正向影響, 假設(shè)1得到驗證。此外, 隨機效應 τ= 0.06 (χ= 149.44, df = 46, p <0.001), 顯示截距項變異成分顯著, 表明不同組間確實存在不同的截距, 組織層面的績效控制對員工創(chuàng)造力的影響可能存在。

4.3 截距項預測模型(Intercepts-as-outcomes model)

第三步用來揭示截距項變異的存在是否由層次二(Level-2)導致。鑒于績效控制程度低時會導致員工對任務目標和規(guī)范感知模糊, 而高于一定限度時工作本身蘊含的內(nèi)在激勵會因外在因素的加入而降低效果(Ryan & Deci, 2008; Frey & Oberholzer-Gee, 1996), 因此, 需要對績效控制做非線性處理。表4顯示, R= 0.10, 說明有9.5%的創(chuàng)造力組間方差可以被績效控制解釋。其中, 績效控制一次方的估計值γ= 0.24 (t = 3.09, p < 0.01), 二次方的估計值 γ= -0.12 (t = -2.82, p < 0.05), 顯示績效控制對員工創(chuàng)造力有正向影響但增量遞減(Aiken &West, 1991)。因此, 隨后的檢驗必須控制其直接影響效應。

隨機效應 τ= 0.15 (χ= 80.70, df = 46, p <0.01), 表示精熟導向?qū)?chuàng)造力的影響在各群組間存在顯著的變異。同樣, 表現(xiàn)–趨近導向(τ= 0.01,χ= 60.10, df = 46, p < 0.05)、表現(xiàn)–回避導向(τ=0.01, χ= 69.18, df = 46, p < 0.05)分別對創(chuàng)造力的影響在各群組間也存在著顯著變異, 因此需要進行調(diào)節(jié)效果的檢驗。

表4 線性階層模型(HLM)分析結(jié)果

4.4 斜率項預測模型(Slopes-as-outcomes model)

第四步主要分析斜率變異成分是否可由層次二(Level-2)的變量所解釋。結(jié)合Aiken和West (1991)的建議, 運用飽和回歸方程簡單估計斜率繪制出交互效應圖, 可以驗證假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5關(guān)于績效控制調(diào)節(jié)成就目標導向與創(chuàng)造力的關(guān)系是否成立。

從表 4 結(jié)果看, R= 0.84, 說明引進績效控制可減少第二層斜率項 84.0%的變異程度?？冃Э刂婆c精熟導向交互項的一次方估計值γ=-1.73 (t = -2.32, p < 0.05), 二次方估計值 γ= 2.87(t = 3.74, p < 0.01), 三次方估計值 γ= -0.76 (t =-1.36, p < 0.1)。表明交互作用結(jié)果與假設(shè)2預測的方向一致。

交互效應圖顯示(圖 1), 低績效控制強化精熟導向與創(chuàng)造力之間的正向關(guān)系(b = 0.48, t = 8.22, p <0.001), 而在高績效控制情形下精熟導向?qū)?chuàng)造力有“S”型影響(b= -3.07, t = -2.59, p < 0.001; b= 1.44,t = 3.43, p < 0.01; b= -0.17, t = -3.74, p < 0.001),表現(xiàn)出先抑后揚再抑, 由此假設(shè)2得到支持。

圖1 績效控制對精熟導向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

γ= -1.20 (t = -2.77, p < 0.05), 交互作用的結(jié)果與假設(shè) 3預測的方向一致, 交互效應圖顯示(圖2), 高績效控制下表現(xiàn)–趨近導向?qū)?chuàng)造力的影響不顯著(b = 0.03, t = 0.04, ns), 而低績效控制下表現(xiàn)–趨近目標導向?qū)?chuàng)造力有正向影響(b = 0.22, t= 3.42, p < 0.01), 因此, 假設(shè)3得到支持。

圖 2 績效控制對表現(xiàn)–趨近導向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖 3 績效控制對表現(xiàn)–回避導向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

γ= 1.11 (t = 2.30, p < 0.05), 表明績效控制對表現(xiàn)–回避目標導向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用達到顯著水平。交互效應圖顯示(圖3), 績效控制程度低時,表現(xiàn)–回避導向與創(chuàng)造力負相關(guān)(b = -0.10, t = -2.01,p < 0.05); 績效控制程度高時, 表現(xiàn)–回避導向正向預測創(chuàng)造力(b = 0.15, t = 2.20, p < 0.05), 由此假設(shè)4得到支持。

5 結(jié)果討論

5.1 理論分析及啟示

在創(chuàng)新驅(qū)動、轉(zhuǎn)型發(fā)展的今天, 管理者正面臨著雙重挑戰(zhàn), 不僅要識別出具有創(chuàng)造潛質(zhì)的員工,還要塑造出有利于員工創(chuàng)造的團隊情境。本文系統(tǒng)考察了成就目標導向與績效控制的交互效應對員工創(chuàng)造力的影響機制?？冃Э刂谱鳛橹匾慕M織情境變量(Murphy & Cleveland, 1995), 在管理實踐中存在一個所謂的“雅努斯困境”——管控過死, 窒息活力; 管控過松, 組織渙散。困境背后是我們對績效控制影響個體特質(zhì)發(fā)揮作用的內(nèi)在機制和邊界條件知之甚少。本研究有如下重要發(fā)現(xiàn)。

5.1.1 高績效控制情境下精熟目標導向?qū)?chuàng)造力有非線性影響

與多數(shù)研究一致, 本文的驗證結(jié)果再次表明,專注于學習和發(fā)展相關(guān)技能的精熟目標導向?qū)?chuàng)造力產(chǎn)生積極而深遠的影響, 特別是主張自我控制和行為自律的低績效控制情境為創(chuàng)造力創(chuàng)設(shè)了更大的發(fā)揮空間, 有助于員工排除外部干擾, 積極參與到創(chuàng)造性的挑戰(zhàn)進程中, 探尋多樣化或差異化的問題解決之道。

但是本文的新發(fā)現(xiàn)在于, 高績效控制情境下精熟目標導向?qū)?chuàng)造力的影響呈非線性特征。鑒于Hirst, Van Knippenberg, Chen和Sacramento (2011)在研究中所假設(shè)的績效控制負向調(diào)節(jié)精熟導向與創(chuàng)造力之間的關(guān)系, 并沒有得到數(shù)據(jù)支持, 我們在模型中做了非線性修正, 并驗證在這種情境下精熟目標導向?qū)?chuàng)造力的影響呈“S型”特征。換言之,在高績效控制情境下, 過多的學習和探索行為在達到一定閾值后反而抑制員工創(chuàng)造力。這一結(jié)果符合March (1991)在學習過載理論中所揭示的學習邊際收益遞減規(guī)律, 同時也支持了特質(zhì)激活理論, 即外部環(huán)境一定要與個體特質(zhì)相適應, 才能激活個體特質(zhì)中的積極因素。

5.1.2 表現(xiàn)–回避導向置于高績效控制情境下對創(chuàng)造力有正向影響

持表現(xiàn)目標導向的個體猶若“變色龍” (Chartrand& Bargh, 1999), 善于把組織偏好作為選擇合宜行為的信息依據(jù)。早期研究多把表現(xiàn)–回避導向與內(nèi)在動機易被不利環(huán)境削弱聯(lián)系起來, 因而侵蝕員工創(chuàng)造力的基礎(chǔ)(Elliot & Harackiewicz, 1996)。本文發(fā)現(xiàn), 在低績效控制情形下情況的確如此。對于表現(xiàn)–回避導向的員工而言, 低度的規(guī)范和指導使得創(chuàng)造成為了模糊的、不確定性的挑戰(zhàn), 他們最佳的選擇是將精力投入到成功機率最高、最安全的解決路徑,從而削弱其創(chuàng)造力。正如Amabile (1997)借用“白鼠走迷宮”隱喻的那樣, 在組織目標模糊時, 個體所有的努力將圍繞盡快逃出迷宮這個目標展開, 最安全和最直接的路徑將是個體最理性的選擇。事實上,創(chuàng)造性的解決方案常常需要我們深入迷宮機理探尋更多新的路徑和快捷出口。

但是在高績效控制情境下, 情況則相反, 這也是本文的重要發(fā)現(xiàn)之一。盡管 Baas等(2011)以及Gutnick等(2012)的研究均強調(diào), 威脅性的環(huán)境有助于激活回避導向員工的直接目標行為。但是他們僅對中介機制做了分析, 沒有對調(diào)節(jié)效應的作用機制做進一步的思考, 本文彌補了這一缺陷。研究結(jié)果使得我們有理由相信, 在高績效控制下, 嚴苛的組織規(guī)范和剛性的規(guī)定有助于啟動表現(xiàn)–回避導向員工的威脅性感知, 進而激活其直接目標行為, 引導他們把精力和心理資源聚焦在組織目標要求上,從而化個體特質(zhì)中的消極因素為積極因素, 形成盡管面窄但深入的思維成果(Baas et al., 2011; Baas,Roskes, Sligte, Nijstad, & De Dreu, 2013)。

5.1.3 低績效控制情境下表現(xiàn)–趨近導向?qū)?chuàng)造力有正向影響

最后, 本文也提供了明確的證據(jù), 表明在低績效控制情境下, 鼓勵自我發(fā)展無疑等同于向表現(xiàn)–趨近導向的員工吹響了積極進取的“沖鋒號”, 激勵他們在自我創(chuàng)造的競技場上積聚資源, 聚焦組織目標, 積極參與到挑戰(zhàn)性的創(chuàng)造進程之中。這一研究結(jié)果與 Elliot等(2005)進行的行為依隨實驗結(jié)論基本一致。他們發(fā)現(xiàn), 引入權(quán)變變量(如績效激勵)的調(diào)節(jié)作用, 表現(xiàn)–趨近導向?qū)?chuàng)造力的正向影響甚至超過精熟目標導向。這一結(jié)果反映出行為具有依隨于外部強化而改變的特性。

總之, 本文理論貢獻在于：在高績效控制情境下, 精熟目標導向?qū)?chuàng)造力產(chǎn)生非線性影響, 從而為學習過載理論提供了實證支持; 另一方面, 來自職場的證據(jù)進一步否定了長期以來形成的把表現(xiàn)目標導向(特別是表現(xiàn)–回避導向)與缺乏創(chuàng)造力聯(lián)系起來的觀點, 為特質(zhì)激活理論提供了證據(jù)。這些結(jié)論啟示我們在未來的研究中, 應由對特質(zhì)差異的單邊關(guān)注轉(zhuǎn)向從特質(zhì)和情境的交互作用出發(fā)系統(tǒng)考察員工的創(chuàng)造力。

5.2 管理啟示

上述結(jié)論的管理啟示在于, 我們在管理團隊創(chuàng)造力時不僅需要了解什么樣的員工具有創(chuàng)造潛力,更需要理解組織機制對具有不同特質(zhì)員工的創(chuàng)造力分別有著怎樣的影響。

5.2.1 引入權(quán)變績效控制策略, 引導不同特質(zhì)員工聚焦不同目標

面對工作中的創(chuàng)造難題, 員工視作挑戰(zhàn)性機遇還是不確定性威脅, 選擇“戰(zhàn)還是逃” (Fight-orflight), 在很大程度上取決于組織的績效導向(Bracha,Ralston, Matsukawa, Williams, & Bracha, 2004)。對于精熟目標導向員工, 績效控制模式應該有助于強化他們專注自我成就目標; 對于“看組織臉色行事”的表現(xiàn)目標導向員工, 盡管我們很難把他們從對外部的關(guān)注收斂到對內(nèi)在成就目標的關(guān)注, 但是我們可以通過有效的績效控制機制設(shè)計, 引導他們把視線從關(guān)注組織獎懲規(guī)則轉(zhuǎn)向任務目標, 使得工作資源更加聚焦。

具體而言, 對于精熟目標導向和表現(xiàn)–趨近導向的員工, 應采取水平型控制, 倡導自我管理和行為自律。具體而言, 一方面要適度松綁績效控制與報酬激勵的關(guān)系, 激勵計劃要體現(xiàn)“長-短期導向”,即容忍短期失敗并獎勵長期成就。這等同于為員工提供了一個金色降落傘(golden parachutes), 比采用固定薪酬或標準績效性報酬(pay for performance)激勵計劃效果要好(Ederer & Manso, 2013)。另一方面, 要突破傳統(tǒng)基于集權(quán)化和正規(guī)化的職位設(shè)置帶來的員工隧道視野, 按照團隊成員角色重新定義工作, 將工作流程上下游環(huán)節(jié)的期望轉(zhuǎn)化為該角色的目標與職責, 以此擴展員工創(chuàng)新空間。同時, 要塑造良好的自我成就和自我管理氛圍, 使得組織成為學習的樂土、創(chuàng)造的主戰(zhàn)場, 讓發(fā)散性思維、質(zhì)疑能力在創(chuàng)造的征途中涵濡浸漬, 催生組織可持續(xù)的創(chuàng)新活力。

對于表現(xiàn)–回避導向的員工, 應訴諸垂直績效控制。首先組織規(guī)則界面和任務目標一定要透明、清晰, 所謂“法明則無患”; 其次, 加強指導和引導,促進組織目標和規(guī)則內(nèi)化于認知和行為之中; 最后,獎懲機制一定要有助于打破其心理安全預期, 提高緊迫感, 才能激活直接目標行為, 在“走迷宮”時敢于跳出格式化思維(“out-of-the-box”thinking)的窠臼(Gutnick et al., 2012), 探尋出異質(zhì)性的問題解決路徑。

5.2.2 適度干預精熟導向員工的學習行為, 提高創(chuàng)造力投資效率

員工的創(chuàng)造活動主要發(fā)生在特定的團隊環(huán)境中(Shalley et al., 2004), 在團隊任務緊迫的情況下,企業(yè)需要通過強化績效控制以滿足時間、成本、進程和流程需要, 提高創(chuàng)新效率, 消解創(chuàng)新風險。盡管專注于學習新方法、獲取新技能來發(fā)展個人能力的精熟目標導向員工無疑是團隊最重要的創(chuàng)新資源, 但是這里不可避免地會發(fā)生學習成本與時間成本的劇烈沖突?？紤]到在高績效控制情境下過多的學習和探索行為反而抑制精熟目標導向員工的創(chuàng)造力, 因此在任務緊迫的情形下, 我們需要把員工的學習行為控制在適度范圍內(nèi), 必要時甚至需要干預員工學習和探索行為, 把員工的創(chuàng)造視線由自我成就驅(qū)動轉(zhuǎn)向團隊任務目標驅(qū)動, 使我們對于創(chuàng)造力的投資更富有效率。

總之, 在管理團隊創(chuàng)造力時, 一方面我們應由關(guān)注員工成就目標導向的特質(zhì)差異轉(zhuǎn)向構(gòu)建與此相匹配的組織情境上; 另一方面應由單純關(guān)注團隊應如何促進和推動具有某種特質(zhì)的員工更好地從事學習和創(chuàng)造活動, 兼顧塑造合宜的績效控制模式引導和鼓勵具有另外特質(zhì)的員工展現(xiàn)出那些在其它條件下通常不會出現(xiàn)的行為, 凸顯出權(quán)變績效控制的導向作用和特質(zhì)激活的功效。這樣我們在團隊組建時就可以避免不必要的篩選成本或額外的學習成本, 從而使組織對開發(fā)員工創(chuàng)造力的投資更富有效率。

6 小結(jié)及后續(xù)研究方向

面對創(chuàng)造進程中的挑戰(zhàn)和風險, 如何管控是個永恒的話題。本研究提供的證據(jù)表明, 權(quán)變地選擇績效控制模式, 有助于激活員工成就目標特質(zhì)中的積極因素, 或者化消極因素為積極因素, 提高員工創(chuàng)造力。這一結(jié)果有助于深化我們對不同控制情境下成就目標導向與創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究, 也有助于我們在實踐中更好地識別和把握影響與制約員工創(chuàng)造力的行為權(quán)變因素, 從特質(zhì)和情境的動態(tài)交互作用出發(fā)選擇適當?shù)目冃Э刂颇Ｊ健?/p>

需要指出的是, 本文還存在諸多不足, 尚需要在研究手段創(chuàng)新、概念模型優(yōu)化等方面進一步聚焦特色、拓展研究空間。首先, 本文對成就目標導向維度采取經(jīng)典的三分法, 隨著成就目標理論研究日益深入, 逐漸形成了四維度的理論框架體系(Elliot& McGregor, 2001), 后續(xù)可進一步深化這一主題的研究。其次, 本文選擇研發(fā)團隊作為研究對象, 研發(fā)團隊的情境因素影響力相對更強一些, 因而相關(guān)結(jié)論能否推廣到一般任務活動, 還需要進一步分析。第三, 隨機效果變異成份τ仍達顯著水平(χ=140.37, df = 44, p < 0.001), 顯示截距項尚有其它第二層次的變量未被本研究所考慮, 后續(xù)研究可進一步尋找其它可能的影響因素。第四, 盡管本文找到了表現(xiàn)–回避導向與創(chuàng)造力正向聯(lián)系的證據(jù), 并借鑒相關(guān)研究, 從激發(fā)威脅性感知進而啟動直接目標行為角度解釋了這一現(xiàn)象, 但情況是否如此尚需進一步的實證支持。因此, 未來可以通過構(gòu)建一個被調(diào)節(jié)的中介效應模型, 檢驗在績效控制的調(diào)節(jié)作用下, 威脅性感知和直接目標行為能否以及如何中介表現(xiàn)–回避導向與創(chuàng)造力的關(guān)系, 從而更深刻地揭示表現(xiàn)–回避導向?qū)?chuàng)造力的作用機理。

致謝：感謝成就目標導向理論奠基人、美國Rochester大學Elliot教授的支持和肯定; 感謝荷蘭Groningen大學Janssen教授授權(quán)使用量表及建設(shè)性指導; 感謝電子科技大學王雎副教授、上海大學劉婷副教授的幫助; 感謝王素婷、張燕同學在數(shù)據(jù)收集和初步分析上的貢獻; 特別感謝編委及匿名審稿人提出的寶貴意見, 但作者文責自負。

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附錄：檢驗步驟及跨層次模型構(gòu)建