張文靜，汪國銀，劉 芳

安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，馬鞍山，243000

1 引 言

據(jù)調(diào)查，聞名全球的微軟企業(yè)員工創(chuàng)新性明顯高于其他高科技企業(yè)，這或許可以歸功于其富有激情的企業(yè)文化。正如比爾·蓋茨所言，一個成就事業(yè)的人，最重要的素質(zhì)是對工作的激情。

我國政府早期推出的 “863計劃”“星火計劃”，到近兩年的“全民創(chuàng)新,大眾創(chuàng)業(yè)”，再到鼓勵創(chuàng)新人才的眾多舉措，都可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)和員工的創(chuàng)新力受到了前所未有的重視。然而調(diào)查結(jié)果顯示，我國企業(yè)自主創(chuàng)新能力仍有待提高，員工創(chuàng)新效果還不理想[1]。另一方面，蓋洛普最新調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，在調(diào)研的142個國家中，中國員工對工作的激情與動力的比例最低，僅為6%。

目前，雖然已經(jīng)有學(xué)者關(guān)注工作激情給員工和組織帶來的正向影響[2]，然而探討工作激情對員工創(chuàng)造力影響的文獻卻較少。有學(xué)者從認(rèn)知成分角度出發(fā)，分析工作激情給員工帶來的認(rèn)知改變以及對其組織行為帶來的影響[2,3]，那么工作激情帶來的認(rèn)知改變是否會影響員工創(chuàng)造力，結(jié)合以上陳述，本文做如下探討：

首先，在文獻[2-5]的基礎(chǔ)上，選取自我認(rèn)知理論，探討創(chuàng)新角色認(rèn)同和創(chuàng)新自我效能感分別在工作激情與員工創(chuàng)造力之間的不同作用。通過研究設(shè)計檢驗了工作激情、創(chuàng)新角色認(rèn)同和創(chuàng)新自我效能感三者之間的關(guān)系，以豐富工作激情對創(chuàng)造力影響機理的研究視角。其次，通過構(gòu)造被調(diào)節(jié)的中介作用模型進行實證檢驗，深入探究工作激情對創(chuàng)造力的引導(dǎo)機理，進一步有區(qū)分地檢驗創(chuàng)新角色認(rèn)同和創(chuàng)新自我效能感，明晰兩者的不同作用。最后，探討企業(yè)管理者樹立如下意識:重視員工創(chuàng)新自我效能感及其創(chuàng)新角色認(rèn)同理念的培養(yǎng)，幫助員工克服儒家上下有別、絕對服從的傳統(tǒng)固有思維方式，建立創(chuàng)新自我角色認(rèn)同和提升創(chuàng)造力。

2 研究假設(shè)

2.1 創(chuàng)新角色認(rèn)同的調(diào)節(jié)作用

員工的自我角色認(rèn)定反映了其在工作任務(wù)中的身份期望，個體的某一角色會驅(qū)動個體表現(xiàn)出與此角色相一致的行為。從角色認(rèn)同理論的觀點出發(fā)，該研究將創(chuàng)新角色認(rèn)同理解為員工對其自身創(chuàng)新特質(zhì)的評判，因為創(chuàng)新角色認(rèn)同給個體提供“我是具有創(chuàng)新特質(zhì)個體”的心理環(huán)境[6]，而且具有工作激情的個體會主動將其工作內(nèi)化[7]。因此在此心理環(huán)境下，工作激情不僅促使個體有更多投入，更使個體為了符合此角色期望，在創(chuàng)新方面有更多付出，克服創(chuàng)新困難，獲得創(chuàng)新的成功體驗。而根據(jù)社會認(rèn)知理論，自我效能感最重要來源就是成功體驗。因此，在高創(chuàng)新角色認(rèn)同水平之下，具有工作激情的個體可能具有較高的創(chuàng)新自我效能感。

因此，提出假設(shè)：

H1：創(chuàng)新角色認(rèn)同在工作激情和創(chuàng)新自我效能感之間起到調(diào)節(jié)作用。創(chuàng)新角色認(rèn)同水平高的員工工作激情對創(chuàng)造力的影響效應(yīng)更大。

2.2 創(chuàng)新自我效能感的中介作用

2.2.1 工作激情對創(chuàng)新自我效能感的影響

工作激情的概念是Vallerand等從社會心理學(xué)中激情概念引入并應(yīng)用于工作情境后提出。工作激情是組織成員對工作的強烈傾向或意愿，該個體不僅愿意投入時間和精力，更將這項工作視為其核心身份的一部分[7]。因此個體可能獲得和精進更多知識技能等認(rèn)知資源，也因此更具有解決工作困境的信心，更具有更新組織工藝程序的信心，即個體認(rèn)為自己具有創(chuàng)造力特質(zhì)的信念較高。因此，具有工作激情可能對創(chuàng)新自我效能感產(chǎn)生正向影響。

2.2.2 創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)造力的影響

創(chuàng)新自我效能感，是指在某個特定情境中，個體對自身依據(jù)目標(biāo)任務(wù)要求所產(chǎn)生的創(chuàng)新想法、解決方案等能力的信念，是自我效能理論在特定創(chuàng)新領(lǐng)域的具體運用[8，9]。學(xué)者指出，創(chuàng)新自我效能感會使員工在面對困境和挑戰(zhàn)時付出更多努力[10]，承擔(dān)更高的挑戰(zhàn)和困難[8]，做更多堅持和嘗試[11]，這些影響最終都會促成創(chuàng)新成果的產(chǎn)生。而且現(xiàn)有文獻中創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)造力的正向影響已經(jīng)得到學(xué)者的認(rèn)可[11,12]。因此，推斷在創(chuàng)新領(lǐng)域員工創(chuàng)新自我效能感能很好地預(yù)測其創(chuàng)造力。

綜上提出假設(shè)：

H2：創(chuàng)新自我效能感在工作激情與創(chuàng)造力之間起中介作用。

2.3 被調(diào)節(jié)的中介作用

Bandura研究認(rèn)為，個體生活在自己所制造的心理環(huán)境中[13]，而創(chuàng)新角色認(rèn)同正是給員工創(chuàng)造了一種“我是具有創(chuàng)新特質(zhì)個體”的心理環(huán)境。因此在此心理環(huán)境下，具有工作激情的個體不僅在工作中有更多投入，更使個體為了符合此角色判定，在創(chuàng)新方面有更多付出，克服創(chuàng)新困難，提升創(chuàng)新自我效能感(H2)。因為自我效能感影響著個體進行某一行為的動機和能力，所以高自我效能感被認(rèn)為是個體進行創(chuàng)新的必要條件。高創(chuàng)新自我效能感的個體因為對其自身創(chuàng)新能力的信心較強，所以在創(chuàng)新中更有信心克服這些困難，而不是將其視為一項困難的任務(wù)。相較低創(chuàng)新自我效能感的個體，高創(chuàng)新自我效能感的個體更可能選擇創(chuàng)造性地工作而不是退而選擇常規(guī)任務(wù)。因此，高創(chuàng)新自我效能感的個體可能有更多創(chuàng)造性成果，有更高創(chuàng)造力。

綜上，在高創(chuàng)新角色認(rèn)同水平下，工作激情使個體在創(chuàng)新中投入較多，通過產(chǎn)生較多創(chuàng)新自我效能感來提升員工創(chuàng)造力；而在低創(chuàng)新角色認(rèn)同水平下，具有工作激情的個體可能更多地直接提升創(chuàng)造力。

因此，提出假設(shè)：

H3：工作激情通過創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)造力產(chǎn)生效應(yīng)被創(chuàng)新角色認(rèn)同調(diào)節(jié)。創(chuàng)新角色認(rèn)同水平高的員工，工作激情通過自我效能感對創(chuàng)造力產(chǎn)生的間接效應(yīng)更大。

根據(jù)以上假設(shè)，可以得出該研究的綜合理論模型(見圖1)。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 概念界定及測量

工作激情:采用Vallerand等開發(fā)的5條目量表[7]。

創(chuàng)新角色認(rèn)同:采用Farmer等改進的3條目量表[14]。

創(chuàng)新自我效能感:采用Tierney等開發(fā)的3條目量表[9]。

員工創(chuàng)造力 :采用Tierney等開發(fā)的4條目量表[15]。

以上量表均采用李克特五點量表，從1(非常不同意)到5(非常同意)。

控制變量 :選取性別、學(xué)歷、工作性質(zhì)、公司規(guī)模、工作年限和工作部門作為控制變量，并進行虛擬變量處理，如性別(男性為1，女性為0)。

3.2 研究樣本

此次研究共收回樣本241份，將缺選題項超過5題的樣本剔除后得到202份有效問卷(有效回收率83.8%)。樣本中性別比例分布較平均(男性56.50%，女性43.50%)；學(xué)歷分布主要集中在大專和本科(分別為30.50%和45.00%)；企業(yè)規(guī)模的樣本分布主要集中在500人以上的企業(yè)(44.50%)；樣本的職位分布主要是非管理者(58.6%)；工作年限分布較平均(1～2年的占比為22.50%，3～5年的占比為23.50%，6～10年的占比為22.00%，11～15年占比為9%，以及15年以上的占比為23.00%)。

4 結(jié)果與分析

4.1 共同方法偏差檢驗

由于問卷收集是使用自述的方式進行，所以可能存在共同方法偏差。因此需要先進行共同方法偏差檢驗。根據(jù)LISREL 8.70對各因子組合后的結(jié)果檢驗(見表1)可知：(1)隨著因子增加,x2和x2/df顯著減少(其中四因子x2=205.36，x2/df=2.44),而GFI、NFI等參數(shù)的改善程度比較有限;(2)分別對四因素模型和單因素模型進行驗證性因素分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn),四因素模型對數(shù)據(jù)的擬合明顯優(yōu)于單因素模型(Δx2=300.43，Δdf=6)。因此同源方法偏差問題并不嚴(yán)重[16]。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

注：WP表示工作激情、CRI表示創(chuàng)新角色認(rèn)同、CSE表示創(chuàng)新自我效能感、EC表示員工創(chuàng)造力、+代表合成一個因子。

4.2 信效度分析

運用SPSS 17.0進行描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析和信度檢驗，結(jié)果如表2。

表2 研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、信度及相關(guān)系數(shù)(n=202)

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001(雙尾檢驗)，括號內(nèi)為Cronbach'sα值是信度。

從表2中可以看出，各變量之間均有顯著相關(guān)關(guān)系，而且各變量的Cronbach'sα值均>0.7，表明各變量信度均好，可以進行進一步檢驗。

4.3 假設(shè)檢驗

該研究的被調(diào)節(jié)的中介作用模型中，被調(diào)節(jié)的是前半段，按照溫忠麟等[17]的依次檢驗法檢驗被調(diào)節(jié)的中介作用，回歸結(jié)果見表3。

第一步，檢驗創(chuàng)新角色認(rèn)同在工作激情和創(chuàng)造力之間的調(diào)節(jié)作用。模型1以創(chuàng)造力為因變量，對控制變量進行回歸。模型2 在模型1基礎(chǔ)上加入自變量工作激情和調(diào)節(jié)變量創(chuàng)新角色認(rèn)同，兩個變量的回歸系數(shù)分別為0.407和0.381，均顯著。模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入交互項工作激情×創(chuàng)新角色認(rèn)同，交互項系數(shù)為0.040，對應(yīng)的ΔR2為0.001，均不顯著，即創(chuàng)新角色認(rèn)同在工作激情和創(chuàng)造力之間沒有起到調(diào)節(jié)作用。但是,按照溫忠麟等的依次檢驗法，可以進行被調(diào)節(jié)的中介作用的進一步檢驗。

第二步，檢驗創(chuàng)新角色認(rèn)同在工作激情和創(chuàng)新自我效能感之間的調(diào)節(jié)作用。模型4加入控制變量后，工作激情對創(chuàng)新自我效能感的影響系數(shù)為0.595，創(chuàng)新角色認(rèn)同對創(chuàng)新自我效能感的影響系數(shù)為0.205，均顯著。模型5在模型4基礎(chǔ)上加入交互項工作激情×創(chuàng)新角色認(rèn)同，交互項的系數(shù)為0.100，對應(yīng)的ΔR2為0.009，均顯著。創(chuàng)新角色認(rèn)同在工作激情和創(chuàng)新自我效能感之間的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)1得到驗證。

第三步，檢驗創(chuàng)新自我效能感的中介作用。模型6以創(chuàng)造力為因變量，在模型2的基礎(chǔ)上加入創(chuàng)新自我效能感，創(chuàng)新自我效能感的系數(shù)為0.309，顯著，自變量工作激情系數(shù)從0.407顯著下降到0.223，創(chuàng)新自我效能感起到了部分中介作用。假設(shè)2得到支持。根據(jù)溫忠麟等的依次檢驗法，模型回歸的系數(shù)a1和b2、a3和b1以及a3和b2三組系數(shù)中，只要有一組顯著不等于0，被調(diào)節(jié)的中介作用就成立。該研究模型回歸的a3為0.100，b1為0.309，均顯著，被調(diào)節(jié)的中介作用成立，假設(shè)3得到支持。

表3 層次回歸模型表

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001(雙尾檢驗)。

所以工作激情(X)經(jīng)過創(chuàng)新自我效能感(W)對員工創(chuàng)造力(Y)的中介效應(yīng)為 (a1+a3U)(b1+b2U)=0.184+0.031U(a1=0.595,b1=0.309,a3=0.100,b2=0),當(dāng)U取值為1、0和-1時，中介效應(yīng)分別為0.215、0.184和0.153。工作激情(X)對員工創(chuàng)造力(Y)的總效應(yīng)是0.431(根據(jù)協(xié)方差矩陣),當(dāng)U取值為1、0和-1時，中介效應(yīng)分別占了總效應(yīng)的49.9%、42.7%和35.5%。

綜上,不僅工作激情(X)經(jīng)過創(chuàng)新自我效能感(W)對員工創(chuàng)造力(Y)受到創(chuàng)新角色認(rèn)同(U) 的調(diào)節(jié)這一作用得到驗證，而且可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體創(chuàng)新角色認(rèn)同屬于平均水平時(U=0),工作激情(X)經(jīng)過創(chuàng)新自我效能感(W)對員工創(chuàng)造力(Y)的間接效應(yīng)占總效應(yīng)的2/5左右。當(dāng)個體創(chuàng)新角色認(rèn)同水平較高時(U=1)，這個間接效應(yīng)變大,直接效應(yīng)變??；當(dāng)個體創(chuàng)新角色認(rèn)同水平較小時，這個間接效應(yīng)變小，直接效應(yīng)變大。但對于創(chuàng)新角色認(rèn)同水平較高的個體，應(yīng)重視提高其創(chuàng)新自我效能感，才能更有效地提高其創(chuàng)造力；對創(chuàng)新角色認(rèn)同水平低的個體，提高其工作激情往往可以直接提升其創(chuàng)造力。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié) 論

(1)現(xiàn)有文獻中研究工作激情對員工創(chuàng)造力的文獻并不多，而且主要的觀察角度是工作認(rèn)知或動機[3，18]。而本文結(jié)合自我認(rèn)知理論，探討創(chuàng)新角色認(rèn)同和創(chuàng)新自我效能感在工作激情與員工創(chuàng)造力之間的不同作用。通過研究設(shè)計檢驗了工作激情、創(chuàng)新角色認(rèn)同和創(chuàng)新自我效能感三者之間的關(guān)系，豐富了工作激情對創(chuàng)造力影響機理的研究視角。

(2)該研究構(gòu)造了被調(diào)節(jié)的中介作用模型并進行了實證檢驗，驗證了當(dāng)個體的創(chuàng)新角色認(rèn)同處于不同水平時，可以分別通過不同路徑提升創(chuàng)造力。在先前的研究中，雖然已經(jīng)有學(xué)者注意到創(chuàng)新自我效能感或創(chuàng)新角色認(rèn)同對創(chuàng)造力的預(yù)測作用[8，10，19]，或是關(guān)注了創(chuàng)新角色認(rèn)同對創(chuàng)新自我效能感的影響作用[20]，然而同時將這兩者放到同一模型中探討其對創(chuàng)造力不同作用的研究文獻還較少。本文通過實證方法不僅驗證了創(chuàng)新自我效能感在工作激情和創(chuàng)造力之間的中介作用機制，更驗證了創(chuàng)新自我效能感的中介作用被創(chuàng)新角色認(rèn)同調(diào)節(jié)，厘清了創(chuàng)新角色認(rèn)同在這一過程中的重要作用，這是該研究的創(chuàng)新點之一。

5.2 建議

正如前文所述，在對創(chuàng)新創(chuàng)造力已經(jīng)給予重視的當(dāng)下，員工創(chuàng)新現(xiàn)狀仍沒有讓人滿意，通過本文的研究啟示，企業(yè)管理者在員工創(chuàng)造力提升的實踐中可能有以下幾方面的提升：

(1)本文驗證工作激情對員工創(chuàng)造力的正向影響，表明了員工具有工作激情會對其創(chuàng)造力提升有正向促進作用。而蓋洛普公司的調(diào)查結(jié)果所示，工作激情在組織內(nèi)的普遍匱乏反映出企業(yè)管理對工作激情的重視不足。企業(yè)不僅可以在員工招募時通過工作激情的量表來篩選工作激情較高的員工，更應(yīng)當(dāng)重視員工工作激情的維持和培養(yǎng)。如FACEBOOK公司將“Move fast and break things(快速行動，破除陳規(guī))”等激勵性標(biāo)語貼在公司醒目處，以喚醒員工的工作激情與斗志；又如，富安娜公司給員工提供自然舒適的辦公環(huán)境及自由愜意的交流場所，使員工能勞逸結(jié)合，保持工作激情。

(2)中庸，最早在孔子的《論語·雍也》中提出，成為了中國傳統(tǒng)文化中不可或缺的一部分。中庸思想使關(guān)系和諧更受關(guān)注的同時，其“慎獨自修”“消極成就”“消極規(guī)避”等思想?yún)s對員工產(chǎn)生著對創(chuàng)新不利的影響。慎獨自修，強調(diào)低調(diào)、謹(jǐn)慎，弱化了自我概念、自我認(rèn)知；消極成就和消極規(guī)避，強調(diào)平庸、從眾和明哲保身，是對常規(guī)做法的鼓勵，這些對于員工的創(chuàng)新自我概念和創(chuàng)新信念都起到了削弱作用，對員工創(chuàng)造力提升不利。因此，組織管理者要注重對員工創(chuàng)新認(rèn)知的樹立和培養(yǎng)，如在組織中樹立創(chuàng)新模范，或通過不定期的技能培訓(xùn)、知識競賽等方法提升員工的創(chuàng)新信心和信念，促使員工創(chuàng)造力提升。

(3)根據(jù)結(jié)論，創(chuàng)新自我效能感對于提升員工創(chuàng)造力起到關(guān)鍵作用，因此，企業(yè)通過提升員工自我效能感來提升創(chuàng)造力可以使效果事半功倍。通過鼓勵日常工作中的創(chuàng)新，增加員工對創(chuàng)新的信心和信念，如華為公司一直以來不放棄貼近客戶的“微創(chuàng)新”，不僅使產(chǎn)品越來越符合顧客需求，也使所有華為人都不懼創(chuàng)新，不以創(chuàng)新小而不為之，大大增加了他們的創(chuàng)新信念和熱情。

6 研究局限及展望

(1)該研究采用的量表多為國外成熟量表，由于國內(nèi)外文化差異可能使該研究結(jié)果的適用性受限。因此在未來的研究中考慮結(jié)合中國文化設(shè)計更有針對性的量表。

(2)該研究收集的數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，使得該研究的結(jié)果在一定程度上可信度降低。在未來研究中會嘗試設(shè)計縱向研究，再重復(fù)一遍該研究，以觀察研究結(jié)果是否不同以及相應(yīng)的啟示。

(3)由于時間及經(jīng)費問題，此次調(diào)研的企業(yè)主要集中在長江三角洲地區(qū)，而不同區(qū)域的企業(yè)可能因為政策或地理環(huán)境的不同呈現(xiàn)出不同的特點，因此該研究結(jié)果是否適用于其他區(qū)域的企業(yè)未能體現(xiàn)。在未來的研究中會考慮在其他區(qū)域進行抽樣，完善該研究。