李宏利 郁巧玲

（蘇州大學教育學院心理學系，蘇州 215123）

1 引言

在復雜多變的商業(yè)環(huán)境中，組織提升競爭力、增加績效的一個可行途徑是開發(fā)員工創(chuàng)造力。一般認為員工創(chuàng)造力是指員工圍繞產品、服務、工藝與流程等提出新穎而有價值的想法和觀點（Amabile，1988；Church et al．， 2013；Oldham ＆ Cummings， 1996；Shin ＆ Zhou， 2003，Woodman， Sawyer， ＆ Griffin，1993）。員工自身特征與他們的創(chuàng)造力表現(xiàn)密切相關。近期研究發(fā)現(xiàn)自我獨立（independent self）是影響員工創(chuàng)造力的一個重要因素，因為創(chuàng)造力通常是獨特的，需要個體表現(xiàn)出與其他人相區(qū)別的動機（Kim， Vincent， ＆ Goncalo， 2013）。 創(chuàng)造成果與員工試圖把自己同他人區(qū)別、保持獨特性的動機人格存有關聯(lián)，但也與對自身創(chuàng)造力的預期有關聯(lián)。創(chuàng)造力自我效能（creative self－efficacy）是員工相信并預期自身有能力表現(xiàn)出創(chuàng)造結果的重要因素。很多研究證實個體因素通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力。自我獨立明顯的個體由于擔心失敗會努力嘗試，他們增加心理喚醒與行為堅持性，這些都可能提高他們的創(chuàng)造力自我效能感。以往研究分別證實自我獨立與創(chuàng)造力自我效能感會促進創(chuàng)造力（Deci＆Ryan，2000；Tierney ＆ Farmer，2002），但自我獨立明顯的個體可能相信自己具有創(chuàng)造能力 （即創(chuàng)造力自我效能感）進而增加創(chuàng)造力，這對于認識自我獨立個體的創(chuàng)造力來源和機制有重要意義。然而，研究表明員工特征對工作結果的影響可能受制于工作場所中的情景因素，員工特征與情境因素能夠共同地激發(fā)或阻礙員工創(chuàng)造力（Gong，Kim，Lee，＆ Zhu，2013； Liu， Chen，＆ Yao， 2011；Richter， Hirst，Van Knippenberg， ＆ Baer， 2012）。例如，領導者與員工的關系質量作為情景因素或邊界條件可能促進或約束自我獨立與創(chuàng)造力的關系。

員工與領導者之間的情感信任、創(chuàng)新氣氛與組織支持等很多因素對于員工自我獨立與創(chuàng)造力的關系具有潛在的調節(jié)作用。然而，人格強度理論認為強人格的個體比弱人格的個體更少受到環(huán)境變化的影響，更能保持自身行為不變（Dalal et al．，2015）。 自我獨立明顯的員工特立獨行，難于受領導者在內的工作環(huán)境因素的影響。同時，員工與領導情感上的信任關系是員工獲得績效評價的重要關系背景。領導者在組織中控制很多資源，具有評價績效、獎勵及懲罰員工等權力。因此，員工需要回避領導者帶給自身績效評價潛在的負面影響。因此，人格強度理論難以完全解釋員工的獨立需要與歸屬需要之間的矛盾與沖突。最優(yōu)區(qū)分理論（optimal distinctiveness theory）提出：（1）人類的自我獨處與群體歸屬兩種需要，對比鮮明、難以同時獲得滿足，個體具有試圖均衡這兩種需要的動機；（2）倘若個體與群體成員處于高度一致性的認同狀態(tài)，在歸屬需要滿足有關的環(huán)境線索的影響下，與他人相互區(qū)分的獨處需要會變得異常明顯（Shore et al．，2011）。當領導者信任員工，滿足員工歸屬需要，員工個體與他人區(qū)分的動機就會凸顯 （Farmer，Van Dyne， ＆ Kamdar， 2015）。 因此，當情感信任明顯時，員工尤其會重視獨立需要滿足。但是在領導者權力影響下的情感信任背景下，自我獨立明顯個體有限的心理資源會降低他們對創(chuàng)造性活動的信心與預期，從而難以表現(xiàn)出高水平創(chuàng)造力。自我獨立明顯的員工的兩種需要，即追求自我獨立與和領導建立情感信任關系，難以同時獲得滿足，存在難以調和的矛盾與沖突。因此，即使領導者為員工創(chuàng)造寬松、信任、自主的工作環(huán)境，對于自我獨立明顯個體的創(chuàng)造力預期并非一定具有積極作用。

總結來看，自我獨立明顯的個體難于接受領導者有關的情感信任的影響，也不愿意主動與領導者建立情感信任關系，這可能促使他們增加創(chuàng)造力自我效能感，提高創(chuàng)造力表現(xiàn)。但自我獨立明顯個體試圖在領導者權力有關的情感信任需要與獨處需要之間取得平衡，如果情感信任需要已經滿足，個體渴望獨處加之心理資源有限，反而會妨礙創(chuàng)造力表現(xiàn)。情感信任對于自我獨立、創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力關系的影響需要甄別與探討。

2 文獻綜述與理論假設

2．1 自我獨立與員工創(chuàng)造力的關系

自我獨立是自我認知的內在動力，是個體從內在屬性（如特質、能力、價值和偏好）以自己為對象的認知活動 （Adler＆ Chen，2011；Markus＆ Kitayama，1991）。根據人格強度理論，自我獨立明顯的個體難于接受外界環(huán)境信息影響，容易堅持己見。自我獨立明顯個體，成就動機水平更高，更愿意實現(xiàn)自 我 價 值 （Kühnen， Hannover， P?hlmann， ＆Roeder，2013）。自我獨立明顯個體的價值觀、偏好與社會規(guī)則不一致時，更可能抵制社會壓力，這對創(chuàng)造力開發(fā)具有積極作用 （Greguras＆ Diefendorff，2009）。有研究發(fā)現(xiàn)，遭遇社會成員排斥時，自我獨立明顯的個體具有試圖與他人保持分離的動機及與眾不同的感覺，從而產生創(chuàng)新思維 （Kim et al．，2013）。與他人保持分離的動機是個體增加不尋常想法的動力，會讓他們超越現(xiàn)存的知識結構思考問題（Leung et al．， 2012），進而提高任務的創(chuàng)新性解決能力。自我獨立明顯個體更能獲得自主需要滿足，這促使他們獨立于外部環(huán)境影響和約束（Bandura，1989），他們尤其可能會根據個人意志自主選擇行為方式。

創(chuàng)造力是通過整合新奇和適當的想法來解決問題的一個過程，探索疏遠、不同尋常的想法能增加解決創(chuàng)新問題的可能性 （Markman，Lindberg，Kray，＆ Galinsky，2007）。有創(chuàng)造性的解決方案通常與眾不同、罕見并可能存有爭議，需要個體激勵自身努力維護獨一無二的愿望 （Goncalo＆ Krause，2010）。因此，與群體成員分離的愿望促進個體保持與他人的不一致性（Imhoff＆ Erb，2009），可能會導致更多的創(chuàng)造成果。正如Amabile提出的創(chuàng)造力理論中所講的那樣，強調個體的獨立性有助于提高創(chuàng)造力，因為創(chuàng)造力的想法通常是新異的，大多數個體不情愿表達這種觀點，怕受到團隊成員的負面評價（Ryan＆ Deci，2000）。然而，具有自我獨立的個體并不在乎他人的評價，形成與他人保持差異的動機，敢于表達與眾不同的想法，從而產生更多的創(chuàng)造性觀點。因此，本文提出如下假設：

假設1：自我獨立與個體創(chuàng)造力呈正相關。

2．2 創(chuàng)造力自我效能感的中介作用

根據社會認知理論，創(chuàng)造力自我效能感是指個體對自身創(chuàng)造性地完成特定任務的能力和信心的評價，反應出個體對自己有能力完成創(chuàng)造活動的信念和期望（Tierney＆ Farmer，2002）。創(chuàng)造力自我效能感尤其能促進員工接受挑戰(zhàn)，克服困難，堅持投入直至問題解決 （Guay，Boggiano，＆ Vallerand，2001）。自我獨立明顯個體尤其可能通過提升創(chuàng)造力自我效能感產生創(chuàng)造力，這與人格強度理論相一致。首先，自我獨立明顯的個體往往認為自身與他人是不同的，個人目標比團隊目標更重要 （Markus＆Kitayama，1991），愿意持續(xù)地付出努力，思考問題不局限于單一方向，且相信有能力克服障礙，以獲得成功來維持自尊 （Ashton－James＆ Chartrand，2009）。自我獨立明顯的個體不需要為了獲得他人的關心和從屬于團隊或組織的感覺而將工作相關的規(guī)則和條例內化（Gagné＆ Deci，2005），這有利于增加創(chuàng)造力自我效能感，進而影響創(chuàng)造力。第二，自我獨立明顯個體解決問題獲得成功時，通常對自己行為做出與眾不同的歸因，具有更多的發(fā)散性思維（Goncalo，2004），這種成功經驗可以強化個體的創(chuàng)造信念。根據最優(yōu)區(qū)分理論，自我獨立的個體盡管缺乏關系，需要滿足，但根據人格強度理論，他們獨立于他人，將成功歸因于自己努力，這可能有助于滿足能力需要，提高創(chuàng)造力自我效能感，表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)造力。第三，自我獨立的個體能清晰地建立自己的角色，并不受他人和團隊規(guī)則的影響，這種促進角色清晰（減少角色模糊和沖突）的方式會促進能力的體驗（Mendes＆ Stander， 2011），從而影響員工創(chuàng)造力自我效能感，進而促進創(chuàng)造力。因此，我們提出如下假設：

假設2：自我獨立通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力。

2．3 情感信任的調節(jié)作用

自我獨立明顯個體遇到困難時愿意承擔工作責任，對創(chuàng)造性解決問題具有更強的自信，這對創(chuàng)造力有直接影響（Den Hartog＆ Belschak，2012）。獨立與自主的員工會更多地表現(xiàn)創(chuàng)造力 （Guay et al．，2001）。與人格強度理論一致，自我獨立可能通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力。同時，根據最優(yōu)區(qū)分理論，情感信任處在高水平時，情感信任不再是激發(fā)員工行為活動的主導需要，自我獨立明顯的員工尤其可能會增加獨處需要（Shore et al．，2011）。高水平情感信任作為線索會提示員工滿足獨處需要，這會造成他們對情感信任的知覺水平降低。研究發(fā)現(xiàn)當組織支持不被明顯地感知時，自主需要強烈的個體更愿意采取行動參與有挑戰(zhàn)性的工作活動（Deci ＆ Ryan， 1985）。

情感信任處于高水平時，自我獨立明顯的個體尤其關注獨處需要滿足的相關信息，降低對于情感信任的知覺水平。但他們也力圖降低這種條件下領導者權力帶給自身潛在的不利影響，這會占用他們有限的心理資源，以至于自我獨立難于發(fā)揮作用，從而創(chuàng)造力自我效能難以提高。而情感信任處于低水平時，自我獨立明顯的個體尤其關注歸屬需要滿足，這也會占用他們有限的心理資源。因此，情感信任對于自我獨立與創(chuàng)造力自我效能感的關系不存在明顯的調節(jié)作用。但情感信任可能對于創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力之間的關系具有調節(jié)作用。具體來說，在高水平情感信任條件下，自我獨立明顯個體有限的資源會妨礙創(chuàng)造力自我效能感提高，創(chuàng)造力自我效能感對于創(chuàng)造力預測作用會減弱；在低水平情感信任條件下，領導者權力不再過多占用自我獨立明顯個體的有限的心理資源，根據人格強度理論，自我獨立明顯個體更適應這種環(huán)境條件，更自信與更加堅持，從而創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力的關系會更明顯。

總體看來，自我獨立明顯個體保持與他人分離的動機會促使員工采用獨特的方式解決問題，激發(fā)員工創(chuàng)造力（Leung et al．， 2012）。但基于最優(yōu)區(qū)分理論與人格強度理論，情感信任在其中的調節(jié)作用可能更為微妙。因此，在假設1與假設2基礎上，提出假設3。

假設3：自我獨立通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力，情感信任負向調節(jié)創(chuàng)造力自我效能感對于員工創(chuàng)造力的預測，即對于低水平情感信任，自我獨立更可能通過創(chuàng)造力自我效能感預測創(chuàng)造力，如圖1所示。

圖1 自我獨立與員工創(chuàng)造力的關系模型

3 研究方法

3．1 研究對象

被試來自浙江省與江蘇省7家企業(yè) （包括制造業(yè)、銀行、科技公司），共發(fā)放問卷520份，最后得到449份主管與員工有效配對問卷，問卷有效回收率為86%。員工人口學特征如下：性別，男性占31．6%，女性占 68．4%；工作經驗，1 年以下占 31．4%，1～5 年占 53．9%，其他占 14．7%。

3．2 研究工具

根據Mumford等（1996）的研究，本研究選取研究工具主要依據以下兩點：（1）盡可能選擇中國背景下并已被證明是有效的度量指標；（2）未能找到與中國情境相匹配的研究問卷，在不改變原有結構的前提下，結合國內的經濟和社會情境，對研究工具進行一定的修改，比如調整問題的提法和陳述方式，以便研究工具更加符合中國特定情境中員工的理解與填寫。本研究共包括5種研究工具，分別為：自我獨立問卷、創(chuàng)造力自我效能感問卷、情感信任問卷、員工創(chuàng)造力問卷與員工基本情況問卷 （內容主要包括性別、工作年限等情況）。

自我獨立 自我獨立問卷采用Lu和Gilmour（2007）編制的21個項目的量表，7點記分，從1（非常不同意）到7（非常同意），典型條目如“在團體生活中人應該保持自己的獨立性”“人應該保持獨特且與眾不同”。該問卷在本研究中的內部一致性系數為0．90，滿足心理測量學的要求。

創(chuàng)造力自我效能感 創(chuàng)造力自我效能感問卷采用Karwowski（2012）編制的6個項目的量表，7點記分，從1（非常不同意）到7（非常同意），代表性項目如 “我相信自己可以解決需要創(chuàng)造性思維的問題”“我善于提出新穎的解決方案”。該問卷在本研究中的內部一致性系數為0．86。

情感信任 情感信任問卷由McAllister（1995）開發(fā)，共有5個項目，7點記分，從1（非常不同意）到7（非常同意），代表性項目如“我和團隊領導自由地分享觀點、情感和期望”“我可以自由傾訴工作中的困難，團隊領導也很樂意傾聽”。該問卷在本研究中的內部一致性系數為0．82。

員工創(chuàng)造力 本問卷選自Zhou等人 （2003）開發(fā)的問卷，包括13個項目，問卷采用7點量表進行測量，從1（完全不符合）到7（完全符合）。被試得分越高，說明創(chuàng)造力水平越高。問卷包括的項目如“提出新的可行辦法來提高績效”“提出解決問題的新辦法”。該問卷在本研究中的內部一致性系數為0．88。

控制變量 根據先前研究者的建議 （George＆Zhou， 2007； Gong， Kim， Lee， ＆ Zhu， 2013），本研究控制了性別、工作年限、團隊規(guī)模，這些變量有可能影響員工的創(chuàng)造力。

3．3 研究程序

征得單位領導和員工同意后發(fā)放問卷，經過培訓的主試向員工闡述和解釋指導語，當場回收問卷，問卷收集持續(xù)時間約為20分鐘。為盡可能減少同源誤差的影響，在問卷編排方面，將問卷拆分為兩個部分：問卷1和問卷2。問卷1的內容為自我獨立、情感信任、創(chuàng)造力自我效能感、個人基本情況，由員工填答；問卷2是員工創(chuàng)造力問卷，由直接主管逐一評價自己管轄的下屬。

4 研究結果

4．1 同源誤差

如前所述，為了控制同源誤差，本研究采用團隊領導評價員工個體創(chuàng)造力的方法，這種事前控制可以減少同源誤差。為了進一步探討同源誤差嚴重與否，對于本研究中員工自我報告的數據使用Podsakoff等 （1990）推薦的策略進行同源誤差效果檢驗，即用Harman單因子檢驗方法診斷是否存在同源方差。將研究涉及所有條目進行因子分析，按照特征值是否大于1作為判斷標準，發(fā)現(xiàn)第一主成分解釋了總方差的27．27%。因為并不是只析出一個因子，也不存在其中一個因子解釋了總方差絕大部分的情況，因此本研究并不存在嚴重的同源誤差問題。

4．2 區(qū)分效度驗證性因素分析

在結構效度方面，由于本文的核心變量 “自我獨立”“創(chuàng)造力自我效能感”“員工創(chuàng)造力”“情感信任”可能在意義上有所重疊，且其測量都是在個體層面進行的，因而采用AMOS進行區(qū)分效度的驗證性因子分析。從表1可知，四因子模型的數據擬合顯著優(yōu)于其他的競爭模型（三因子模型a、b，二因子模型a、b，單因子模型）。同時，測量模型與競爭模型的差異檢驗表明，四因子的測量模型與其他競爭模型差異顯著，即測量模型優(yōu)于競爭模型（Schumacker＆Lomax，2004）。通過對AIC的比較可知（所得值越小越好），測量模型亦優(yōu)于競爭模型，說明各變量不存在嚴重的同源誤差，上述變量具有良好的區(qū)分效度，確實是不同的構念。

4．3 描述統(tǒng)計

個體變量的平均數、標準差、相關矩陣見表2。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，性別、團隊規(guī)模、工齡2對于因變量沒有顯著影響，工齡1對于員工創(chuàng)造力有顯著影響（r＝0．10，p＜0．05）。自我獨立（r＝0．35，p＜0．01）、創(chuàng)造力自我效能感 （r＝0．27，p＜0．01）、 情感信任 （r＝0．20，p＜0．01）與員工創(chuàng)造力呈顯著正相關。 依據學者觀點（Tsui， Ashford， Clair， ＆ Xin， 1995），存在嚴重的多重共線性問題的變量間的相關臨界值一般超過0．75，因此，本研究的數據不存在嚴重的多重共線性問題?？傊?，相關分析結果為接下來的假設檢驗提供了必要的前提。

4．4 中介效應檢驗

由于中介變量的驗證存在很多方法，“自變量到中介變量的關系”和“中介變量到因變量的關系”的建議有更高的統(tǒng)計功效（Mathieu＆ Taylor，2007）。因而本文采用這一中介檢驗標準。

從表3模型1和模型2的結果發(fā)現(xiàn)自我獨立與創(chuàng)造力自我效能感呈顯著的正相關 （β＝0．48，p＜0．01），這符合上述中介效應檢驗的第一條標準。表3中模型3結果表明創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)造力呈顯著正相關 （β＝0．32，p＜0．01）， 符合 Mathieu 等（2007）的中介效應檢驗的第二條標準。模型4的結果表明當加入創(chuàng)造力自我效能感后 （β＝0．17，p＜0．01），自我獨立與員工創(chuàng)造力的關系減弱（β＝0．30，p＜0．01），但這說明假設 1 得到驗證，同時假設2 也得到驗證，即自我獨立通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力。

此外，為了檢驗創(chuàng)造力自我效能感的中介作用，本研究應用前人建議的系數檢驗方法（MacKinnon，Lockwood， ＆ Williams， 2004）， 即使用 Bootstrap抽取樣本方法（sample size＝1，000）對這種中介效應產生不對稱置信區(qū)間（CIS）。相比于傳統(tǒng)的Sobel檢驗，Bootstrap方法對于這種間接關系有更精確的評估。檢驗后發(fā)現(xiàn)，自我獨立與員工創(chuàng)造力間接效應的99%的置信區(qū)間為［0．02，0．12］，不包含 0，因此，證實了假設2。

表1 驗證性因素分析

表2 變量的描述統(tǒng)計與相關矩陣

4．5 調節(jié)效應檢驗

為了檢驗有調節(jié)的中介模型（moderated mediation model），我們采用Hayes提出的PROCESS調節(jié)中介模型Model 14進行檢驗（Hayes，2013）。表3模型5與模型6的結果表明，創(chuàng)造力自我效能感部分中介自我獨立與員工創(chuàng)造力的關系，情感信任負向調節(jié)兩者關系（β＝－0．09，p＜0．05）。 對高水平情感信任，自我獨立并不明顯通過創(chuàng)造力自我效能感促進員工的創(chuàng)造力，但對低水平情感信任，情感信任明顯通過創(chuàng)造力自我效能感提高員工的創(chuàng)造力。為了進一步深入分析情感信任的調節(jié)作用，本研究采用Bootstrap方法進行檢驗。當情感信任低水平時（M－1 SD），自我獨立通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力的效應的大小等于 0．100，95%CI為［0．05， 0．16］；當情感信任高水平時（M＋1 SD），自我獨立通過創(chuàng)造力自我效能感預測員工創(chuàng)造力的效應的大小等于 0．01， 95%CI為［－0．03， 0．06］。

進一步的簡單斜率分析顯示，當情感信任處于高水平時（M－1 SD），創(chuàng)造力自我效能感可以顯著預測員工創(chuàng)造力（β＝0．27， p＜0．001）；當情感信任處于高水平時（M＋1 SD），創(chuàng)造力自我效能感不能顯著預測創(chuàng)造力（β＝0．08，p＝0．766）。

表3 模型分析結果

5 討論

在人格強度理論以及最優(yōu)區(qū)分理論的基礎上，本文證實：（1）自我獨立能預測員工創(chuàng)造力，創(chuàng)造力自我效能感是自我獨立預測員工創(chuàng)造力的中介變量；（2）情感信任負向調節(jié)創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)造力的關系，即情感信任低水平時，創(chuàng)造力自我效能感更可能促進員工提升創(chuàng)造力。這些研究結果為員工創(chuàng)造力研究提供了新的證據，擴展了先前自我獨立與員工創(chuàng)造力關系的研究成果。

5．1 理論意義

本文對于員工創(chuàng)造力的研究做出了一些有價值的貢獻。盡管以往研究已經分別發(fā)現(xiàn)了自我獨立、創(chuàng)造力自我效能感與情感信任對于員工創(chuàng)造力的積極影響，但本文在人格強度理論與最優(yōu)區(qū)分理論基礎上對于自我獨立、創(chuàng)造力自我效能感和情感信任的關系提供了新的認識。

以人格強度理論為基礎，本文發(fā)現(xiàn)自我獨立通過提高創(chuàng)造力自我效能感促進員工創(chuàng)造力，這有助于理解自我獨立與創(chuàng)造力的關系。創(chuàng)造力自我效能感是自我獨立預測員工創(chuàng)造力的中介變量，這一方面與員工創(chuàng)造力自我效能感直接促進創(chuàng)造力的結論相符（Tierney＆ Farmer，2004）。同時，本文證實自我獨立是創(chuàng)造力自我效能感的前因變量，這為創(chuàng)造力自我效能感產生來源增添了新的認識。

基于最優(yōu)區(qū)分理論與人格強度理論，本研究發(fā)現(xiàn)情感信任是員工自我獨立通過創(chuàng)造力自我效能感預測創(chuàng)造力的邊界條件。情感信任是員工與領導社會交換關系質量的重要體現(xiàn)，這與社會交換理論預測相一致（Podsakoff et al．， 1990）。但根據最優(yōu)區(qū)分理論與人格強度理論，領導與員工的情感信任并非越高越好，情感信任低水平時，自我獨立明顯的個體尤其會提升創(chuàng)造力自我效能感，進而提升創(chuàng)造力。因此，社會交換理論以外的其他理論對于識別情感信任與員工創(chuàng)造力自我效能感及創(chuàng)造力的關系也具有一定的指導作用。

5．2 實踐意義

本文為激發(fā)員工創(chuàng)造力的管理實踐帶來一些啟示。首先，管理者需要辯證看待情感信任在員工創(chuàng)造力激發(fā)中的作用。對于自我獨立明顯個體，領導者應該與他們保持距離，避免權力因素對他們創(chuàng)造力表現(xiàn)產生負面影響。領導者盲目地與員工增加情感信任關系，可能會無助于員工創(chuàng)造力開發(fā)。其次，創(chuàng)造力自我效能感作為工作場所中員工創(chuàng)造力的內驅力，對于組織如何培養(yǎng)有創(chuàng)造力的員工具有指導意義。盡管有實證研究表明組織可以通過培訓來形成員工的創(chuàng)造力自我效能感，提高創(chuàng)造力結果（Mathisen＆ Bronnick，2009），但是個體創(chuàng)造力自我效能感可能與個體人格特征有關，領導在招募從事創(chuàng)造力活動的員工時需要考慮到員工的人格因素（例如，自我獨立）。

5．3 不足與展望

盡管本文的假設獲得驗證，但是也存在一些局限性，這些局限性是未來研究深入開展的可能方向。首先，本研究的數據是橫向收取的，外部效度有待提高，難以進行因果推論，未來研究應該考慮收取縱向數據以便進一步推廣研究結論。第二，員工自我獨立影響個體創(chuàng)造力，是否也會影響團隊創(chuàng)造力？未來研究可以思考個體層次的創(chuàng)造力自我效能感是否可以提高團隊創(chuàng)造力。本文將員工自我獨立作為個體層次變量進行操作，未來可以探討團隊自我獨立一致性或差異性是否影響個體和團隊創(chuàng)造力。第三，盡管本研究發(fā)現(xiàn)領導與員工的情感信任對于創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力的關系具有調節(jié)作用，但也可能存在其他的對于二者關系具有調節(jié)作用的情景因素。例如，Tierney和Farmer（2002）發(fā)現(xiàn)上級對下屬的創(chuàng)造力期望顯著影響員工的創(chuàng)造力自我效能感。這些問題都是有意義的，未來研究可以深入探討這些問題。

6 結論

本研究基于人格強度理論與最優(yōu)區(qū)分理論證實：（1）自我獨立可以預測員工創(chuàng)造力；（2）創(chuàng)造力自我效能感是自我獨立與員工創(chuàng)造力關系的重要中介變量；（3）情感信任處于低水平時，自我獨立明顯個體更可能通過創(chuàng)造力自我效能感預測創(chuàng)造力表現(xiàn)。

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