李 輝， 金 輝

(1.南京工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院，江蘇 南京211800;2.江蘇科技大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 鎮(zhèn)江212003)

1 引言

隨著技術加速突變和環(huán)境變得越來越不確定，企業(yè)對員工工作角色提出了新的要求［1］。企業(yè)需要員工自發(fā)承擔更多責任，主動應對工作任務和內(nèi)容的變化，創(chuàng)造性地解決工作中的難題，根據(jù)實際情況改善工作流程，以及通過主動性行為推進個體和組織的創(chuàng)新，因此，員工創(chuàng)造力與創(chuàng)新表現(xiàn)就成為當前組織行為研究的主旋律。創(chuàng)造力是指個體產(chǎn)生新穎的、有用的產(chǎn)品和流程的創(chuàng)意過程，具體包含新穎性和有用性兩方面特征［2］。員工創(chuàng)造力在組織創(chuàng)新中扮演著至關重要的角色，是企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要來源，有助于提升企業(yè)核心競爭能力。

員工創(chuàng)造力與主動性行為密切相關，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)反饋搜尋［3］、信息交換和建言［4］等主動性行為對創(chuàng)造力具有積極的預測作用。工作重塑是員工主動性行為的一種表現(xiàn)形式［1］，工作重塑提高了個體與工作匹配［5］，提升了員工工作意義感和積極情緒［6］、工作繁榮［7］，降低了工作倦怠感［8］，進而促進了員工角色內(nèi)、角色外績效。工作重塑與創(chuàng)造力的關系得到不少研究的實證支持，如Demerouti等［7］的研究表明工作重塑通過工作繁榮間接影響員工創(chuàng)造力;而Lin 等［9］研究發(fā)現(xiàn)，任務重塑與創(chuàng)造力顯著正相關;辛迅和苗仁濤［6］證實任務重塑和關系重塑對創(chuàng)新績效都有顯著的正向影響。但既有研究尚存在不足之處:首先，研究較多采取了個體層次的實證檢驗，缺乏對團隊層次的協(xié)作性工作重塑的關注;其次，在理論基礎和傳導作用上尚不能深刻揭示工作重塑影響創(chuàng)造力的心理行為的動力機制;最后，以往研究較少探討工作重塑與創(chuàng)造力關系的情境因素和邊界條件。

資源保存理論認為，個體具有獲取、保存和投資資源的動機［10］，員工通過工作重塑獲取個體資源，而工作投入是個體資源在工作方面的投資形式。Demerouti 等［7］依據(jù)工作要求—資源模型發(fā)現(xiàn)，員工通過擴張型工作重塑能夠獲取更多的個體資源，帶來工作繁榮，進而提升了創(chuàng)造力。以往研究主要基于自我決定理論，認為工作投入是員工的自我行為，專注于工作能夠激發(fā)創(chuàng)造性思維、尋求問題解決的新創(chuàng)意。工作重塑是員工自我賦能的工作設計方式，其結(jié)果應表現(xiàn)為生理、心理和行為上的改變，工作投入是工作重塑的重要校標變量［11］，因此，本研究將工作投入引入到工作重塑與創(chuàng)造力的傳導機制，以打開兩者間關系的“黑箱”。

創(chuàng)造力是情景因素和個人因素之間的互動關系的結(jié)果。創(chuàng)新氛圍是團隊或組織對成員創(chuàng)造性思維以及實施創(chuàng)意和想法而提供的制度和資源支持［12］，團隊創(chuàng)新氛圍反映在團隊中員工積極探索創(chuàng)新方法和創(chuàng)意實施能夠得到鼓勵和支持程度。創(chuàng)新具有高風險性和不確定性，如果員工的創(chuàng)意在團隊內(nèi)受到非議、打壓甚至攻擊，就將阻礙創(chuàng)意的實施［13］。在創(chuàng)新氛圍較高的團隊內(nèi)，員工的創(chuàng)造性表現(xiàn)是被認可和贊同的，而且團隊目標導向促進其創(chuàng)造性，工作投入的積極作用就會更加顯著［14］。因此，本研究將探討團隊創(chuàng)新氛圍在工作重塑、工作投入和創(chuàng)造力關系中的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究依據(jù)資源保存理論和個體情境交互理論，探討工作重塑影響員工創(chuàng)造力的過程機制及邊界條件。一方面，考察個體和團隊兩個層次的工作重塑，并根據(jù)工作重塑的直接效應，投資于心理、生理和情緒等工作需求，作用于創(chuàng)造力有關的心理行為過程，檢驗工作投入在個體和團隊工作重塑與創(chuàng)造力關系間的中介作用。另一方面，為促進工作投入對創(chuàng)造性表現(xiàn)的作用，外部環(huán)境可能對員工個體行為結(jié)果產(chǎn)生影響，本研究將檢驗團隊創(chuàng)新氛圍在此過程中的調(diào)節(jié)效應。本研究通過樣本收集和跨層次檢驗的方法，以期豐富工作重塑領域的理論研究并提供本土化的實證依據(jù)，并為創(chuàng)造力研究拓展新的方向。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 工作重塑

工作環(huán)境和工作任務越來越呈現(xiàn)復雜性，組織難以設計出較高適用性的工作規(guī)范和更為細致的工作描述，就期望員工能夠在工作過程中表現(xiàn)出積極主動的調(diào)整行為。與此同時，新生代、知識型員工為滿足自我激勵和自我管理的需要，可能會主動地、有規(guī)律地改變工作場所中的關系和任務［11］。因此，企業(yè)應改變傳統(tǒng)的自上而下的工作設計，讓員工根據(jù)自身特點和工作特征主動地參與工作再設計。工作重塑(job crafting)是指員工主動改變自己的工作范圍和邊界，個體在任務和關系上的身體或認知改變，以適應其需求、價值觀、技能和能力［15］，其實質(zhì)是基于員工視角的自下而上進行的工作再設計的主動性行為。

由于理論基礎和研究視角的不同，工作重塑呈現(xiàn)不同的結(jié)構。Tims 等［16］依據(jù)工作要求—資源模型，發(fā)展出工作重塑的四個維度，即增加結(jié)構性資源、增加社會性資源、增加挑戰(zhàn)性要求和減少阻礙性要求。Demerouti 等［7］并沒有區(qū)分結(jié)構性和社會性資源，認為尋求工作資源，尋求工作挑戰(zhàn)和降低工作要求是工作重塑的主要表征。Harju 等［8］基于調(diào)節(jié)定向理論發(fā)現(xiàn)，促進定向與擴張型工作重塑(包含增加結(jié)構性資源、增加社會性資源和增加挑戰(zhàn)性要求)顯著相關，而防御定向與收縮型工作重塑(減少阻礙性要求)顯著相關。鑒于收縮型工作重塑不會產(chǎn)生積極的工作結(jié)果，因此，本研究的工作重塑主要指擴張型工作重塑。工作重塑不僅是主動性的個體行為，而且存在個體間的互動，Leana等［17］通過對幼兒教師的質(zhì)性和定量研究，發(fā)展出個體工作重塑和協(xié)作工作重塑，協(xié)作工作重塑是指員工在工作中以協(xié)作的形式重新對工作的任務和關系進行界定，以實現(xiàn)工作身份的重新塑造和相互間工作更加匹配，在團隊層次上表現(xiàn)為團隊工作重塑。因此，團隊工作重塑不同于個體工作重塑的簡單相加，還包括了成員之間的工作協(xié)同和相互影響機制，如團隊成員之間的互動和交流等，這是個體工作重塑不涉及的部分［18，19］。團隊成員通過密切協(xié)作和溝通共同決定如何改變工作內(nèi)容或方式，個體和團隊工作重塑對個體工作結(jié)果就會產(chǎn)生不同效應。

以往研究聚焦于員工自身、領導和任務視角的工作重塑的形成機制［20］，而關注工作重塑的結(jié)果變量尤為重要，可以為組織進行工作重塑的干預提供依據(jù)。工作重塑能夠?qū)T工個體產(chǎn)生積極的影響，如工作滿意度、職業(yè)適應性、工作績效、工作幸福感、組織承諾和可雇傭性等［18］。激發(fā)重塑者的工作潛能，使個體感受到強烈的目標感及追求目標的意義感，就能表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。此外，自主性是工作重塑和創(chuàng)造力的決定性因素［2］，當個體感知到自己能夠控制完成任務的方式時，就會產(chǎn)生更多的創(chuàng)造性工作成果。

2.2 工作重塑與工作投入

工作投入是指員工在工作中表現(xiàn)出的積極的情緒、努力狀態(tài)和心理行為表征，具體表現(xiàn)為活力、奉獻和專注的狀態(tài)［21］，心理可獲得性、意義感和心理安全感是促其形成的心理要素［22］。工作重塑有助于提升工作意義感，使個體與崗位更加匹配，從而帶來更多的工作繁榮。當員工與自己所從事的工作產(chǎn)生更強的連結(jié)，擁有更高的心理安全感，就能夠更加投入地工作。Tims 等［16］發(fā)現(xiàn)，擴張型工作重塑如增加結(jié)構性資源、增加社會性資源和增加挑戰(zhàn)性要求均與員工工作投入正相關。尹奎等［11］在中國情境下的研究結(jié)果也表明，以關系、任務和認知維度的工作重塑，以及擴張型工作重塑對工作投入都有顯著的正向影響作用。個體工作資源干預(工作重塑)對員工積極情緒和工作意義感有促進作用，而積極情緒和工作意義感是工作投入的重要表征［6］。Tims 等［19］證明了個體和團隊工作重塑對員工的工作投入都能產(chǎn)生積極影響。社會規(guī)范、樹立榜樣和情緒感染反映了團隊成員之間分享信息和良好互動［17］，團隊內(nèi)協(xié)作性工作重塑也能讓員工更加投入地工作［23］。依據(jù)資源保存理論，當員工通過工作重塑獲得個體資源越多，資源投資(工作投入)意愿也就越強，即其工作情緒、生理和行為表現(xiàn)就會更好。據(jù)此，提出如下假設:

H1a 個體工作重塑對員工工作投入具有正向影響。

H1b 團隊工作重塑對員工工作投入具有正向影響。

2.3 工作投入的中介作用

以往研究表明，員工工作投入與組織情感承諾、工作滿意度、任務績效，以及創(chuàng)造力和建言行為等情境績效都顯著正相關［24］。高工作投入的員工將表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造性:首先，高工作投入的員工擁有較高的工作熱情，能夠產(chǎn)生積極的工作情緒和情感，達到忘我的工作狀態(tài)并忽視時空的存在，進而激發(fā)員工產(chǎn)生新穎的創(chuàng)意，并自信能夠有能力進行創(chuàng)新活動［25］;其次，高工作投入的員工不僅有強烈的工作和組織認同感，而且擁有更多的心理能量，分配知識、技能等自身資源從事創(chuàng)造性活動以提升創(chuàng)造力［24］;最后，工作投入有助于樹立員工學習目標導向，增強個體征求、詢問和反饋有關任務建議的意愿［7］，獲得更多改進工作的信息，進而對個體創(chuàng)造性表現(xiàn)出積極的促進作用。資源保存理論認為，個體資源投資是為擁有更多資源，高工作投入的員工能夠承擔創(chuàng)新中的“試錯”風險，努力獲取創(chuàng)新成果以實現(xiàn)資源的有效保存和投資帶來的收益。據(jù)此，提出如下假設:

H2 員工工作投入對創(chuàng)造力具有正向影響。

鑒于個體和團隊工作重塑有助于員工工作投入，而工作投入提升了員工創(chuàng)造力，即工作重塑通過工作投入間接作用于創(chuàng)造力。盡管先前研究表明工作重塑與創(chuàng)造力顯著正相關［6，9］，本研究推測工作投入傳導了工作重塑與創(chuàng)造力間的關系。在假設1 和2 的基礎上，提出如下假設:

H3a 工作投入在個體工作重塑與創(chuàng)造力之間起中介作用。

H3b 工作投入在團隊工作重塑與創(chuàng)造力之間起中介作用。

2.4 團隊創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)作用

團隊創(chuàng)新氛圍是團隊成員共享感知和認知圖式下團隊工作環(huán)境對創(chuàng)新的支持程度［12］，反映團隊成員對工作環(huán)境中支持創(chuàng)造和創(chuàng)新程度的主觀心理感知［2］。依據(jù)個體—情境互動理論［26］，創(chuàng)新氛圍為激發(fā)員工創(chuàng)造力營造了良好的情境，在高創(chuàng)新氛圍的團隊中，員工更易于表現(xiàn)出更高水平的創(chuàng)造力，高工作投入的員工其創(chuàng)造性表現(xiàn)也就更好。團隊創(chuàng)新氛圍為創(chuàng)造性表現(xiàn)創(chuàng)設有利條件，進而促進員工創(chuàng)造力，使能力與成長工作價值觀對創(chuàng)新行為的影響作用得到強化［14］。在創(chuàng)新氛圍高的團隊，成員之間頻繁、及時、有效地溝通新想法，為新穎創(chuàng)意的實施提供支持，能夠容忍創(chuàng)新可能產(chǎn)生的風險［4］。而在創(chuàng)新氛圍低的團隊，成員會擔心創(chuàng)新帶來的較高風險和較低回報，選擇偏好趨于保守，工作中就會采取能夠降低錯誤和失敗可能性的應對策略，工作投入激發(fā)創(chuàng)造力的作用被削弱。Hobfoll［10］主張資源保存理論應與目標設定理論相結(jié)合，以確定資源投資的方向。在高團隊創(chuàng)新氛圍情境下，員工會體驗到團隊對創(chuàng)新的支持，為工作結(jié)果提供了目標導向，增強了工作投入對創(chuàng)造力的積極影響作用。據(jù)此，提出如下假設:

H4 團隊創(chuàng)新氛圍調(diào)節(jié)員工工作投入對創(chuàng)造力的正向影響。即團隊創(chuàng)新氛圍越高，員工工作投入對創(chuàng)造力的正向影響更顯著。

結(jié)合假設3a 和假設3b 進一步推測，個體和團隊工作重塑通過員工工作投入對創(chuàng)造力的間接效應因團隊創(chuàng)新氛圍高低而存在差異?；谏鲜龇治龊脱芯考僭O，提出如下被調(diào)節(jié)的中介作用假設:

H5a 團隊創(chuàng)新氛圍調(diào)節(jié)個體工作重塑通過員工工作投入影響創(chuàng)造力的中介效應。即團隊創(chuàng)新氛圍越高，個體工作重塑通過工作投入影響創(chuàng)造力的中介效應更顯著。

H5b 團隊創(chuàng)新氛圍調(diào)節(jié)團隊工作重塑通過員工工作投入影響創(chuàng)造力的中介效應。即團隊創(chuàng)新氛圍越高，團隊工作重塑通過工作投入影響創(chuàng)造力的中介效應更顯著。

綜上，本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 研究樣本

本研究以江蘇省5 家大型信息技術企業(yè)的員工為調(diào)研對象，于2018 年9 月至2018 年12 月開展調(diào)研。研究者要求被調(diào)查企業(yè)的人力資源管理部門主管或研究者現(xiàn)場對調(diào)查對象和其主管發(fā)放2 套問卷，1 套由調(diào)查對象填答，另1 套由主管填答。員工創(chuàng)造力由主管評定，其他問項均由員工填答。本研究發(fā)放了調(diào)查問卷382 份，回收到317 份問卷。剔除有缺省項和無法配對的部分問卷后，得到有效樣本281 份，來自34 個團隊，有效反饋率為73.6%。

描述性統(tǒng)計分析的結(jié)果顯示，被調(diào)查團隊的規(guī)模在3 ～5 人占11.8%，5 ～8 人占44.1%，8 ～13人占35.3%，13 人以上占8.8%。在員工樣本中，有183 名男性，占65.1%，98 名女性，占34.9%;年齡為30 歲以下95 人，占33. 8%，30 ～40 歲124人，占44.1%，40 歲以上72 人，占22.1%;任職年限為1 ～3 年19 人，占6. 8%，3 ～5 年58 人，占20.6%，5 ～10 年151 人，占53.7%，10 年以上53人，占18.9%;教育程度為研究生及以上學歷130人，占46.3%，本科及以下學歷151 人，占53.7%。

3.2 變量測量

按照標準程序?qū)ν馕牧勘磉M行了翻譯－回譯，研究者邀請了企業(yè)管理專業(yè)的2 名博士研究生，對最終翻譯題項征求一位組織行為學教授意見，做出小范圍的調(diào)整和修改，形成正式的調(diào)查問卷。采用7 點Likert 量表測量問項的符合程度。

個體工作重塑。采用Tims 等［16］的個體工作重塑量表。該量表包括增加結(jié)構性資源、增加社會性資源和增加挑戰(zhàn)性要求，各含5 個題項，共15 個題項，如“我向同事尋求工作上的建議”，Cronbach信度系數(shù)α 為0.891。

團隊工作重塑。采用Tims 等［19］的團隊工作重塑量表。該量表包括增加結(jié)構性資源、增加社會性資源和增加挑戰(zhàn)性要求，各含2 個題項，共6 個題項，如“我的團隊向其它團隊尋求工作建議”，Cronbach 信度系數(shù)α 為0.862。

工作投入。采用Schaufeli 等［21］的UWES 簡化版量表，包括活力、奉獻和專注，各含3 個題項，共9 個題項，如“我工作時會覺得時間過得飛快”，Cronbach 信度系數(shù)α 為0.849。

創(chuàng)造力。采用Zhou［3］的創(chuàng)造力量表，含9 個題項，如“該員工能夠在其工作中展現(xiàn)原創(chuàng)性”，Cronbach 信度系數(shù)α 為0.837。

團隊創(chuàng)新氛圍。采用Anderson 和West［12］的團隊支持創(chuàng)新氛圍量表，含8 個題項，如“我們團隊能夠公開地、積極地做出變革”等，Cronbach 信度系數(shù)α 為0.814。

根據(jù)以往研究，主動性人格可能與工作投入和創(chuàng)造力相關，需對此進行控制，主動性人格采用Bateman 和Crant［27］的量表，含6 個題項，如“看到自己的想法得到實施讓我感到非常高興”，Cronbach信度系數(shù)α 為0.923。團隊規(guī)模、任務相互依賴性不同，員工工作投入和創(chuàng)造力也可能存在差異［12］。任務相互依賴性采用Campion 等［28］的量表，含3 個題項，如“團隊中的其他人需要依靠我提供的信息與資料來完成他們的工作”，Cronbach信度系數(shù)α 為0.957。

3.3 數(shù)據(jù)聚合

由于本研究的自變量包括個體和團隊兩個層次的變量，變量間存在嵌套(nested)關系，采用多層線性模型HLM6.06 軟件進行跨層次分析。由于團隊工作重塑、團隊創(chuàng)新氛圍的測量數(shù)據(jù)均來自員工，在數(shù)據(jù)聚合中采用組內(nèi)一致度(rwg)、組內(nèi)相關(ICC1)和組內(nèi)相關(ICC2)進行聚合可行性評價。利用聚合程序計算出組內(nèi)一致度指標rwg，團隊工作重塑的rwg均值為0.857，團隊創(chuàng)新氛圍的rwg均值為0.829，兩個均值都高于0.7，數(shù)據(jù)聚合程度比較理想。此外，對團隊工作重塑組間方差和組內(nèi)方差進行分析發(fā)現(xiàn)，差異均顯著(F =12. 349，p ＜0.01)，ICC1 值為0.283、ICC2 值為0.719;對團隊創(chuàng)新氛圍組間方差和組內(nèi)方差進行分析發(fā)現(xiàn)，差異也均顯著(F = 14. 654，p ＜0. 01)，ICC1 值為0.242、ICC2 值為0.706。分析結(jié)果表明，組內(nèi)相關系數(shù)ICC1 和ICC2 均符合聚合要求。

4 研究結(jié)果

4.1 驗證性因子分析與相關分析

Harman 單因素分析的結(jié)果顯示第一主成分為25.396%，表明并不存在嚴重的同源誤差問題。采用Mplus 7.0 對員工自評變量進行驗證性因子分析，四因子模型、三因子模型、二因子模型以及單因子模型的比較顯示，四因子模型擬合指標(χ2=157.818，

CFI = 0. 938，TLI = 0. 912，IFI = 0. 939，RMSEA =0.053)好于其它模型。結(jié)果表明各變量區(qū)分效度良好，同源誤差并不嚴重，可以進行研究假設的檢驗。研究變量的均值、標準差和相關分析結(jié)果顯示，個體工作重塑與工作投入(r =0.239，p ＜0.01)、工作投入與創(chuàng)造力(r=0.352，p ＜0.01)的相關系數(shù)均存在顯著的正相關，假設1a 和假設2 得到初步驗證。

4.2 假設檢驗

以工作投入為結(jié)果變量的HLM 零模型顯示，殘差方差σ2=0.349，截距方差τ00=0.152，卡方檢驗結(jié)果(χ2=315.648，df =253，p ＜0.05)，表明工作投入組間方差顯著。以創(chuàng)造力為結(jié)果變量的HLM 零模型顯示，殘差方差σ2=0.287，截距方差τ00=0.096，卡方檢驗結(jié)果(χ2=402.375，df =253，p ＜0.05)，表明創(chuàng)造力組間方差顯著。工作投入組內(nèi)相關系數(shù)ICC1 =τ00/(σ2+τ00)=0.303，顯示出工作投入的方差有30.3%來自組間方差，而69.7%來自組內(nèi)方差，創(chuàng)造力組內(nèi)相關系數(shù)ICC1 =τ00/(σ2+τ00)=0.251，表明創(chuàng)造力的組間方差占25.1%，組內(nèi)方差占74.9%。因此，采集的數(shù)據(jù)具有多層結(jié)構，可以進行跨層次分析。同時，將第一層次變量進行組內(nèi)平均數(shù)中心化以提高多層線性模型的統(tǒng)計效力。在零模型的基礎上依次加入各類變量，分析結(jié)果見表1。

模型1 顯示，在控制變量加入零模型后，R2為0.039，說明截距方差τ00減少了3.9%，控制變量主動性人格對工作投入影響顯著。在模型1 的基礎上，將個體工作重塑加入第一層次，模型2 顯示，個體工作重塑對員工工作投入產(chǎn)生顯著的正向影響(γ=0.328，p ＜0.01)，第一層次的R2為0.186，由此計算可知，個體層次變量共解釋了工作投入的14.7%個體變異，假設1a 得到驗證。卡方檢驗結(jié)果顯示(χ2=295.587，df =253，p ＜0.01)，組間方差顯著(τ00=0.119，p ＜0.01)，說明在第二層次中可能存在團隊層次因子。在模型2 的基礎上，第二層次加入團隊工作重塑的模型3 顯示，團隊工作重塑系數(shù)顯著(γ=0.241，p ＜0.01)，假設1b 得到驗證。即在控制了個體層次變量后，團隊工作重塑與員工工作投入之間關系的估計數(shù)都是顯著的，R2為0.247，由此計算可知，團隊工作重塑可以解釋6.1%的員工工作投入的組間變異。

表1 多層線性模型分析結(jié)果

工作投入的中介效應檢驗。模型5 加入工作投入后的模型6 顯示，工作投入對創(chuàng)造力的系數(shù)顯著(γ=0.574，p ＜0.01)，假設2 得到支持。模型4 加入工作重塑后的模型5 顯示，個體和團隊工作重塑對創(chuàng)造力系數(shù)都顯著(γ =0.234，p ＜0.01;γ =0.182，p ＜0.01)，模型5 加入工作投入的模型6 顯示，兩者對創(chuàng)造力系數(shù)都不再顯著，由此表明，工作投入在個體和團隊工作重塑與創(chuàng)造力關系中起完全中介作用，假設3a 和假設3b 得到支持。

團隊創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)效應檢驗。在模型6 的基礎上，加入團隊創(chuàng)新氛圍以及其與工作投入的跨層次交互項后的模型7 顯示，交互項系數(shù)顯著(γ=0.205，p ＜0.01)，R2為0.502，由此計算可知，工作投入與團隊創(chuàng)新氛圍的交互項解釋了創(chuàng)造力的12.4%的組間變異，假設4 得到支持。根據(jù)Cohen 等［29］推薦的程序，繪制以“高”(均值加上一個標準差，M +1SD)和“低”(均值減去一個標準差，M－1SD)不同程度的團隊創(chuàng)新氛圍與工作投入的交互效應圖。圖2 顯示，在低團隊創(chuàng)新氛圍和高團隊創(chuàng)新氛圍情境下，工作投入對創(chuàng)造力都有顯著的正向影響，但團隊創(chuàng)新氛圍水平越高，工作投入對創(chuàng)造力的正向影響作用更強。

被調(diào)節(jié)中介效應檢驗。依據(jù)Edwards 和Lambert［30］建議的檢驗被調(diào)節(jié)中介模型的方法，通過“高”(M+1SD)和“低”(M－1SD)兩種不同程度的團隊創(chuàng)新氛圍，采用Bootstrap 法進行重復抽樣5000 次生成間接效應的置信區(qū)間，檢驗在“高”、“低”團隊創(chuàng)新氛圍取值條件下中介效應差異的顯著性，依據(jù)差異的95%置信區(qū)間(Confidence Interval，CI)中是否包含0，判斷被調(diào)節(jié)中介效應的顯著性。分析結(jié)果見表2。團隊工作重塑通過工作投入對創(chuàng)造力的間接效應在不同程度的創(chuàng)新氛圍條件下差異顯著(Δγ =0.067，p ＜0.01)。個體工作重塑通過工作投入對創(chuàng)造力的間接效應在不同程度的團隊創(chuàng)新氛圍條件下差異顯著(Δγ =0.040，p ＜0.01)。因此，假設5a 和假設5b得到驗證。

圖2 團隊創(chuàng)新氛圍對工作投入與創(chuàng)造力關系的調(diào)節(jié)作用

表2 工作重塑對創(chuàng)造力(通過工作投入)的條件性間接效應和總效應

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

本研究依據(jù)資源保存理論和個體—情境交互理論，探討了員工工作投入在工作重塑與創(chuàng)造力的關系中的中介作用，以及團隊創(chuàng)新氛圍的調(diào)節(jié)效應。研究得到如下結(jié)論:(1)團隊和個體工作重塑都增強了員工的工作投入水平，進而提升了員工創(chuàng)造力。(2)工作重塑對創(chuàng)造力的影響也因團隊創(chuàng)新氛圍的高低而存在差異:團隊創(chuàng)新氛圍越高，工作投入與創(chuàng)造力的關系更強，且工作重塑通過工作投入對創(chuàng)造力的影響也更顯著;團隊創(chuàng)新氛圍越低，工作投入與創(chuàng)造力的關系較弱，且工作重塑通過工作投入對創(chuàng)造力的影響也被削弱。研究提出的被調(diào)節(jié)的中介模型揭示了工作重塑與創(chuàng)造力間的傳導機制及該間接效應的邊界條件。

5.2 理論貢獻

(1)個體和團隊層次的工作重塑對員工創(chuàng)造力都有顯著的正向影響。該結(jié)論與文獻Lin 等［9］中有關任務重塑與員工創(chuàng)造力關系的研究結(jié)論基本相同，并且個體和團隊層次的工作重塑對員工的創(chuàng)造力都會產(chǎn)生積極影響。既有創(chuàng)造力研究大多探討組織領導行為、工作設計和管理策略等外部因素的預測作用，但鮮有研究檢驗自發(fā)性的多層次工作重塑行為對員工創(chuàng)造力的作用機制。因此，本研究為工作場所中員工創(chuàng)造力研究提供了新的視角，即深入探討員工工作場所中自發(fā)的、主動的工作重塑行為的影響及作用機制。

(2)以往研究多從自我決定理論視角出發(fā)研究工作投入的傳導作用，本研究從資源保存理論出發(fā)探討工作投入的資源投資效應。研究表明，資源保存理論能夠揭示個體資源獲取的工作重塑對創(chuàng)造力的資源化過程，工作投入在工作重塑與創(chuàng)造力的關系中起著完全中介作用。工作投入是資源投資方式，解釋了個體資源獲取和收益的內(nèi)在邏輯關系。該結(jié)論回應了Parker 和Collins［1］探索不同主動性行為之間的關系的呼吁，并驗證了工作投入是聯(lián)接眾多組織和個體因素對員工行為表現(xiàn)的重要變量［22］。

(3)團隊創(chuàng)新氛圍正向調(diào)節(jié)了工作投入與創(chuàng)造力的關系，并且正向調(diào)節(jié)了工作重塑通過工作投入影響創(chuàng)造力的間接效應。已有研究表明，工作重塑行為會與環(huán)境因素交互作用影響員工的工作結(jié)果［6］。本研究的結(jié)果對資源保存理論和個體情境交互理論的發(fā)展有著一定的貢獻，不僅員工的主動性人格、包容性領導、角色寬度自我效能、基于組織的自尊等因素具有調(diào)節(jié)作用，團隊氛圍也能夠調(diào)節(jié)工作重塑效能，填補了以往工作重塑研究的空白。

5.3 實踐意義

隨著內(nèi)外部環(huán)境不確定性的增強和市場競爭的加劇，持續(xù)創(chuàng)新是企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要途徑，這就需要員工更加主動地對工作關系和任務的認知和行為做出改變，以獲取更多個體資源，增加挑戰(zhàn)性工作目標，創(chuàng)造性解決工作中的問題。本研究的實踐意義如下:

(1)企業(yè)可以采取有效的管理措施干預工作重塑。企業(yè)應根據(jù)工作內(nèi)容的變化和員工自身優(yōu)勢的差異，讓員工根據(jù)工作的實際情況改變?nèi)蝿辗秶⒐ぷ髦械年P系和對工作的積極認知，以此來增強員工工作重塑的可能性。管理者可以通過評價員工自身優(yōu)勢，與員工溝通個體與組織的目標，支持員工的工作重塑行為。企業(yè)幫助員工通過對目標承諾、生涯規(guī)劃、了解自己優(yōu)勢等干預措施，提高個體和團隊的工作重塑。

(2)組織應將工作投入作為工作重塑的校標變量。工作重塑是員工改善工作身份與個體特征匹配的具體體現(xiàn)，是員工基于自身視角出發(fā)的工作再設計，這增加了工作重塑對組織影響的復雜性，而工作投入是個體和團隊工作重塑的校標變量。由此，組織不僅要恰當?shù)剡M行工作設計，而且可以針對具體的工作任務和關系幫助員工進行重新塑造，實現(xiàn)員工個體和工作崗位更加匹配，并為員工工作重塑提供引導和支持。

(3)營造團隊創(chuàng)新氛圍將工作重塑引向積極的結(jié)果。工作重塑也有可能產(chǎn)生對組織不利的消極作用，而組織和團隊的積極的創(chuàng)新意愿，企業(yè)主管和同事對創(chuàng)新的支持，都有助于將工作重塑引導到創(chuàng)造性表現(xiàn)上來。企業(yè)應向員工提供創(chuàng)新資源、營造積極的創(chuàng)新氛圍和提高工作自主性，讓員工有自我發(fā)揮的空間、重視創(chuàng)新，不斷提升創(chuàng)新的動力，并以榜樣示范和情緒感染，鼓勵員工之間的互動，改善工作合作模式，引導員工主動參與創(chuàng)新。

5.4 研究不足與展望

囿于研究者時間和資源，本研究也存在以下局限性:(1)創(chuàng)造力采用主管評價可能會由于社會贊許或暈輪效應，影響了測量的客觀性，未來研究可采用一些客觀指標如專利、創(chuàng)新獎勵等進行評價。(2)工作重塑的測量采用的是擴張型工作重塑，這對結(jié)果變量的影響可能是增益性的。未來研究可以納入收縮型工作重塑，以檢驗不同類型工作重塑的多重效應。(3)工作重塑、工作投入和創(chuàng)造力的關系存在增值螺旋效應，未來研究可以采用縱向研究，探討創(chuàng)造力對工作重塑的影響機制和效應。(4)研究樣本來自5 家信息技術企業(yè)，這可能會威脅到研究結(jié)論的外部效度，未來研究應對不同的產(chǎn)業(yè)取樣，以檢驗研究結(jié)論的普適性。