閆 春，黃紹升

（山西財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，太原 030006）

員工創(chuàng)造力被廣泛認為是組織發(fā)展和獲取競爭力的重要推動因素［1］，激發(fā)員工的創(chuàng)造性想法和期望這些想法得到充分實施逐漸成為理論和實踐關(guān)注的焦點［2］，尤其是個人因素和情境因素相結(jié)合對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生影響的研究已經(jīng)成為一種廣泛的概念框架［3］。已有研究分別探討了人格特征、目標導(dǎo)向、動機、情感等個人因素，團隊特征、團隊沖突、團隊即時狀態(tài)等團隊因素，任務(wù)的常規(guī)性、復(fù)雜性、挑戰(zhàn)性、互依性等任務(wù)因素，領(lǐng)導(dǎo)行為、同事特征及與同事的關(guān)系等人際因素，以及信任、反饋等與組織文化氛圍有關(guān)的社會情境因素對員工創(chuàng)造力的影響［4］。其中信任對員工創(chuàng)造力的影響就是一個受到廣泛關(guān)注但卻又存在觀點分歧的研究主題。

員工創(chuàng)造力的產(chǎn)生離不開人與人之間的互動與知識的交換，信任（trust）作為一種心理狀態(tài)［5］，是人際互動的基礎(chǔ)，但信任度（trustworthiness）的差異又會引致不同的結(jié)果影響［6］。近年來，學(xué)者們一直在積極回答“人際信任是激發(fā)還是阻礙員工創(chuàng)造力的發(fā)揮”這一問題，但尚未取得共識?；诓煌难芯恳暯牵蠖嘌芯慷及l(fā)現(xiàn)人際信任能夠促進員工創(chuàng)造力的發(fā)揮［7-8］。基于積極情緒的拓展-建構(gòu)理論，人際信任增強的心理安全感能夠有效拓展個體積極的心理資源，因而可以讓個體的思維模式變得富有創(chuàng)造性從而促進員工創(chuàng)造力的發(fā)揮［9］。基于社會交換視角，人際信任構(gòu)成了社會交換的基礎(chǔ)，較高的人際信任會強化或促進員工與他者雙方之間的社會交換關(guān)系，高社會交換關(guān)系下的員工往往更愿意實施有助于組織整體利益發(fā)展的創(chuàng)新行為來回報他人，還能夠減小信息不對稱帶來的資源錯配損失，從而有利于員工創(chuàng)造力的激發(fā)［10］。上述研究對于認識員工創(chuàng)造力的來源和機制有重要意義。然而，人際間的信任對員工創(chuàng)造力的影響可能受制于工作中的情景因素，在與積極情景因素交互作用時，對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生1+1＞2 的效果，與消極情境因素共同作用時，則會抑制或減弱員工創(chuàng)造力［11］。例如，Simons 和Peterson［12］對高層管理團隊成員的研究發(fā)現(xiàn)，人際信任消極調(diào)節(jié)了任務(wù)沖突與關(guān)系沖突之間的作用，使得創(chuàng)新任務(wù)沖突升級為關(guān)系沖突；王紅麗和張筌鈞［13］研究得出“信任也有可能需要付出代價”，過度信任會引致制度性壓力和角色負荷，甚至情緒耗竭的結(jié)論。

另外，在人際信任中，信任通常發(fā)生在信任方（trustee）與被信任方（truster）兩者之間，信任的單向性會使得一方的信任并不總能吸引另一方的回報［14］。換句話說，信任方與被信任方可能對他們的信任關(guān)系有不同見解，因此可能會表現(xiàn)出不同的態(tài)度和行為。由于資源與權(quán)力占有的區(qū)別，上述的不對稱關(guān)系通常發(fā)生于領(lǐng)導(dǎo)與下屬這種垂直二元關(guān)系中，Brower 等［14］發(fā)現(xiàn)下屬對領(lǐng)導(dǎo)的信任和對同事的信任兩者之間存在著較低的相關(guān)性，而Salamon 和Robinson［15］卻發(fā)現(xiàn)下屬對領(lǐng)導(dǎo)信任與員工同事間的相互信任之間存在著高度的相關(guān)關(guān)系。他們還發(fā)現(xiàn)，感知到的信任對績效的作用超出了員工信任組織中他人所產(chǎn)生的影響，從而展示了感知他人信任的顯著效果。雖然信任他人和感知他人信任具有相似之處，但兩者會以不同的方式影響著信任方或感知信任方。而在人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究中，學(xué)者主要關(guān)注人際信任與員工創(chuàng)造力之間的作用機制，卻忽視了信任他人與感知到他人信任對員工創(chuàng)造力的作用可能存在的差異，這一信任類型差異可能在不同情景下會產(chǎn)生截然不同的結(jié)果［16］。

綜上，盡管人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究日益豐富，但對于人際信任是激發(fā)、抑制員工創(chuàng)造力或是二者之間存在非線性關(guān)系在學(xué)界尚未取得共識［17-18］，不同類型人際信任對員工創(chuàng)造力的作用是否存在的差異也有待進一步驗證。此外，國家層面的文化起源、國家經(jīng)濟發(fā)展水平等的不同，東西方文化的價值觀有著本質(zhì)的區(qū)別，不同國家情景下的人際信任與員工創(chuàng)造力的關(guān)系是否存在差異性亦不明確。再者，在員工不同年齡層次上有不同的個性特征，人際信任對員工創(chuàng)造力的作用在不同年齡層次有可能存在不同作用效果。因此，系統(tǒng)地驗證人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系不僅有理論上的必要，在元分析方法上也具備了階段性總結(jié)的可行性。針對現(xiàn)有研究的空隙，本文采用元分析方法對收集到的56 個獨立實證研究進行驗證，以厘清“組織內(nèi)人際信任是否能夠促進員工創(chuàng)造力發(fā)揮”這一核心問題，降低和彌合不同研究觀點之間的分歧。然后，根據(jù)數(shù)據(jù)編碼，結(jié)合人際信任來源主體的不同，分別探討感知到領(lǐng)導(dǎo)信任與信任領(lǐng)導(dǎo)、同事相互之間信任與信任領(lǐng)導(dǎo)之間的差異對員工創(chuàng)造力的效應(yīng)，并提煉情境因素（年齡、社會文化、國家經(jīng)濟發(fā)展水平）和同源偏差程度4 個可能調(diào)節(jié)人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的變量，進一步明確人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系出現(xiàn)矛盾的原因，為理解組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力的作用機制提供更加整合和穩(wěn)健的定量支持。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）變量定義

1.人際信任

信任是一種心理狀態(tài)，是對另一方意圖或行為的積極期望并愿意承受風(fēng)險的心理狀態(tài)［19］。目前，對于信任分類機制的研究，總體呈零碎的局面，主要從信任對象、信任來源、信任強度、信任緯度等視角進行分類。根據(jù)信任對象的不同，信任可分為組織內(nèi)和組織間信任，組織內(nèi)信任是指個體對于組織中領(lǐng)導(dǎo)、同事等的個體間信任和組織整體的信任［6］，組織間信任表現(xiàn)為組織對組織的信任，其中以個體之間的信任研究最為廣泛。信任來源分類則側(cè)重于從信任內(nèi)部對信任進行剖析，揭示出來源于規(guī)則、社會約束、習(xí)俗、文化、個人能力或者制度等方面的分布路徑，分為存在性、當(dāng)然性、選擇性三類［20］。信任強度分類從信任的強弱程度建立模型，將信任區(qū)分為弱式信任、半強式信任和強式信任［21］。信任緯度視角則基于人際信任中的理性與情感兩個重要維度，將信任區(qū)分為認知型信任和情感型信任兩種［22］。已有研究對信任的分類雖然呈現(xiàn)出多視角，但最終都體現(xiàn)在信任對象不同在其他信任分類中的不同信任表現(xiàn)。本文基于信任對象的分類，關(guān)注組織內(nèi)的人際信任，主要包括員工與領(lǐng)導(dǎo)、員工與同事之間的信任。

2.員工創(chuàng)造力

在管理研究中，員工創(chuàng)新經(jīng)常與員工創(chuàng)造力作為一對緊密相關(guān)的概念，依然存在著認識上的分歧，或認為不需要刻意去區(qū)分，視之為是可相互替換的概念；或認為兩者存在本質(zhì)上的區(qū)別［23］。更有學(xué)者進一步對比分析了“員工創(chuàng)新”與“員工創(chuàng)造力”這兩個概念的內(nèi)涵，認為員工創(chuàng)造力是指個體產(chǎn)生新穎的、有用的觀點的能力［24］，是一種強調(diào)創(chuàng)造性想法的主動性行為，而員工創(chuàng)新不僅包括產(chǎn)生新構(gòu)想，還包括將新的思想、產(chǎn)品或技術(shù)等進行組合應(yīng)用［25］。即認為員工創(chuàng)新包含多個階段，每個階段包含著不同的活動與不同的個體行為表現(xiàn)，而產(chǎn)生新想法僅是員工創(chuàng)新的一個前期階段。但從相反角度來看，個體創(chuàng)造力又在創(chuàng)新的任何階段與不同行為進行組合［23］。雖然在概念區(qū)分上，大多學(xué)者都認可員工創(chuàng)造力屬于員工創(chuàng)新前期階段的觀點，但是在實證研究中，仍然處于相互交替使用的狀態(tài)［26］。另外，在中文研究樣本中，對英文量表翻譯的不同，即使是同一量表，表述上也存在不同的側(cè)重點，而且測量題項在文獻中沒有進行公布，無法對作者的測量側(cè)重點進行判斷。在元分析中，為盡量保證文獻收集的完整性，相似的變量需要進行合并［27］，因此本文借鑒劉智強等［28］的做法，將員工創(chuàng)造力和員工創(chuàng)新行為都納入分析范疇。

（二）人際信任對員工創(chuàng)造力作用的假設(shè)

組織內(nèi)人際信任對員工創(chuàng)造力的影響觀點不一。很多研究證實了組織內(nèi)人際信任對員工創(chuàng)造力的促進作用［9］，認為創(chuàng)新行為由于結(jié)果的不確定性和模糊性而具備風(fēng)險［29］，員工的創(chuàng)造性想法也不一定會被組織鼓勵和接受［30］，而人際信任可以降低這種模糊性和讓員工感知到來自他人的鼓勵，從而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為。人際信任對于員工的創(chuàng)新行為不僅是一種有價值的社會支持資源，而且還可以提供創(chuàng)新的心理保障［31］。一個融洽和諧的人際關(guān)系會讓員工覺得自己身在一個安全和鼓勵自我發(fā)展的環(huán)境下工作，從而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為［23］。另外，組織內(nèi)人際信任可以減小信息不對稱對給組織帶來的資源錯配損失的可能，促進組織成員之間更多的隱形知識共享，促進員工知識的探索，從而促進組織成員的創(chuàng)造力［32］。但也有研究得出信任與創(chuàng)造力之間不存在正向聯(lián)系［33］，認為過度不信任或過度信任對員工創(chuàng)新和創(chuàng)造力都不利；高度人際信任會由于誤解和錯誤歸因，使得創(chuàng)新任務(wù)沖突升級為關(guān)系沖突［12］；過度信任還可能會引致工作壓力和角色負荷，甚至情緒耗竭［13］。但總體來說，支持組織內(nèi)人際信任促進員工創(chuàng)造力的研究更多，據(jù)此提出假設(shè)1：

組織內(nèi)人際信任對員工創(chuàng)造力有顯著的促進作用（H1）。

在領(lǐng)導(dǎo)與下屬的垂直二元關(guān)系中，上下級關(guān)系的角色概念不僅僅是一種對偶關(guān)系，而是會側(cè)重單向性的角色規(guī)范與行為預(yù)期，領(lǐng)導(dǎo)對下屬的信任與下屬對領(lǐng)導(dǎo)的信任不是程度上的差別，而是性質(zhì)上的差異［6］。不管對哪個社會而言，這種差異都會隱含著兩套不同的意義以及不同的建構(gòu)社會秩序方式［34］。下屬信任領(lǐng)導(dǎo)代表了基于積極期望在關(guān)系中承擔(dān)風(fēng)險的意愿，但領(lǐng)導(dǎo)有可能沒有意識到下屬并未說明的意愿和期望，或者誤解了下屬信任行為背后的意圖［35］。相反，下屬感知領(lǐng)導(dǎo)的信任標志著對領(lǐng)導(dǎo)積極期望的感知和實現(xiàn)，并暴露了自身易受傷害的意愿。從社會交換的互惠觀點看，當(dāng)下屬感知到領(lǐng)導(dǎo)的信任時會感到感激，因而給予盡可能多的回報，以補償另一方［36］，從而更有可能被激發(fā)出創(chuàng)造性思維和表現(xiàn)出更積極的創(chuàng)新行為。另外，感知到信任能夠傳遞一種積極信息，帶來員工的自我積極的評價，這些信息和自我評價很可能被內(nèi)化并反映在他們在工作場所創(chuàng)新行為中。Salamon 和Robinson［15］的研究支持了以上的觀點，發(fā)現(xiàn)當(dāng)員工感知到管理層的信任時，員工會制定履行責(zé)任的規(guī)范，表現(xiàn)出更高的績效。Lau 等［35］的研究進一步表明了感知到領(lǐng)導(dǎo)信任會比員工信任領(lǐng)導(dǎo)對組織公民行為和員工績效的影響作用更大。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

與信任領(lǐng)導(dǎo)相比，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任對員工創(chuàng)造力的作用更強（H2）。

在組織中，領(lǐng)導(dǎo)者往往會擁有較下屬更多的資源和權(quán)力，對資源的支配能力也更強，因而會產(chǎn)生讓下屬對其產(chǎn)生依賴并希望獲取資源的需求［37］。而下屬也依賴領(lǐng)導(dǎo)在口頭上與精神上的支持與鼓勵來滿足個人的需求。已有研究證實下屬對領(lǐng)導(dǎo)信任度越高，將有更強的意愿去跟領(lǐng)導(dǎo)接觸或向領(lǐng)導(dǎo)建言［38］，而且當(dāng)員工采取與上級多進行創(chuàng)意接觸行為和上行影響策略時，他們的創(chuàng)意就更有可能被上級評價和得到實施［39］。根據(jù)認知失調(diào)理論，個體的行為與心理具有保持一致性的傾向，當(dāng)個體心理上的某個認知與情景環(huán)境中的體驗產(chǎn)生矛盾時則會出現(xiàn)認知失調(diào)，個體會采取一定的措施來減輕這種失調(diào)，與同事之間的相互信任就是其中一種方式。與信任領(lǐng)導(dǎo)相比，同事之間的相互信任也能夠?qū)T工創(chuàng)造力產(chǎn)生積極作用［40］，或者創(chuàng)造有助于提高創(chuàng)造力的重要渠道（如隱形知識的分享情景）［41］。但從上下階級權(quán)利大小的角度來看，領(lǐng)導(dǎo)在某種程度上是組織的代表，上下級關(guān)系性質(zhì)往往是面向任務(wù)和工具性的，員工對其產(chǎn)生信任是一種會表現(xiàn)出組織化的特點；而員工與同事之間的信任則以個性化特點為主。從信任主體來看，信任領(lǐng)導(dǎo)是一種自我認知所產(chǎn)生的行為，一旦得不到領(lǐng)導(dǎo)的回應(yīng)，員工往往會發(fā)生自我認知的變化，從而產(chǎn)生更少的組織公民行為［35］，而同事之間的相互信任是一種自主性的、能夠感知到對方對自身意愿的互動行為，這類型的信任更能為創(chuàng)造力的發(fā)揮奠基基礎(chǔ)。于是本文提出假設(shè)3：

與信任領(lǐng)導(dǎo)相比，同事間相互信任對員工創(chuàng)造力的作用更強（H3）。

（三）影響人際信任對員工創(chuàng)造力作用的調(diào)節(jié)因素及研究假設(shè)

1.同源偏差程度

從搜集的文獻來看，現(xiàn)有關(guān)于人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究都是采用問卷調(diào)查方式收集數(shù)據(jù)，但由于調(diào)查方式不同，部分研究中人際信任和員工創(chuàng)造力兩個變量的數(shù)據(jù)都來自同一對象，即員工自身，從而產(chǎn)生同源偏差問題。同源偏差程度高，測量變量之間的相關(guān)性也會偏高，研究結(jié)論的可靠性會降低。元分析中，較之采用不同評定者，單一受測者會使得相關(guān)系數(shù)發(fā)生59.5%～304%的膨脹［42］。對此一種比較常見的處理方法是將其視為調(diào)節(jié)因素，本文也借鑒這一思路，采用二分法對同源方差進行編碼，即如果人際信任和員工創(chuàng)造力的評估數(shù)據(jù)來源于同一被調(diào)查者則認為同源偏差高，否則即為低，并提出假設(shè)4：

同源偏差程度能夠調(diào)節(jié)人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系，同源偏差程度高時，人際信任對員工創(chuàng)造力的作用比同源偏差程度低時的作用更大（H4）。

2.年齡

人際信任與工作行為與績效之間存在著自尊和社會交換兩種作用機制［43］。由社會交換動機引起的工作態(tài)度或行為通常是外部驅(qū)動的，強制性的，或與未來獎勵的期望相關(guān)聯(lián)。相反，自尊機制通常是由任務(wù)意義的內(nèi)部驅(qū)動而出現(xiàn)匹配的態(tài)度或行為，而不期望外部獎勵［36］。此外，社會交換機制是針對特定個體（如領(lǐng)導(dǎo)），因此也針對特定個體的態(tài)度和行為。相比之下，自我概念目標更加分散［44］。這些差異意味著人際信任的自我概念效應(yīng)對個體創(chuàng)新行為持續(xù)的時間長于社會交換的效果，因為當(dāng)社會交換特定目標（領(lǐng)導(dǎo)或同事）的態(tài)度或行為沒有出現(xiàn)或短暫性消失時，員工缺乏回報的動機。再者，盡管有研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)信任的感知會引起員工的制度性壓力與角色性壓力，從而可能導(dǎo)致被信任者的情緒耗竭［13］。但是，工作成就動機高的員工個體可能將額外的職責(zé)看成是成長和發(fā)展的機會，而不會將領(lǐng)導(dǎo)的期望視為一種累贅，因而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造性活動。在個體成長進程中，他們會表現(xiàn)出隨年齡變化的階段性差異特征，工作對于員工的工具性價值會隨著年齡的增長而逐漸降低，作為工作內(nèi)在動機成分的成就動機也隨之下降，并以創(chuàng)造力水平差異的形式體現(xiàn)出來，這一規(guī)律在英國和中國為樣本的研究中都得到了證實［45］。因此，可以認為人際信任對員工創(chuàng)造力的提升作用在新生代員工群體中更為明顯。據(jù)此，提出假設(shè)5：

與年長的員工相比，人際信任對員工創(chuàng)造力的效應(yīng)在新生代員工群體中有更為顯著的作用（H5）。

3.社會文化背景

創(chuàng)造力即使不完全是文化的，它也大部分是文化的，不同文化背景下人際信任也有可能產(chǎn)生不同的影響［44］。具體地，西方文化中的個體注重自我，崇尚個人主義價值觀，強調(diào)自己是社會群體中的一個獨立個體，強調(diào)低權(quán)力距離，而東方文化中的成員則更傾向于把自己認為是群體的一份子，以一種互相依賴的方式建構(gòu)自我，強調(diào)高權(quán)力距離［46］。從文化背景高低來看，東方文化代表高文化背景，大部分的信息隱含在溝通與接觸過程中，對“情理”比較看重，而西方文化代表低文化背景，講究“法”。所以，一方面，人際信任對員工創(chuàng)造力作用的發(fā)揮需要營造良好的合作氛圍以促進資源和隱形知識的傳遞［47］。而在集體主義文化背景下比在個人主義文化背景下組織成員更愿意主動分享知識［48］，因此，集體主義文化背景下更有利于通過人際信任提升員工創(chuàng)造力。另外，從權(quán)利距離和文化背景高低程度來看，東方文化背景下員工更加容易接受權(quán)利的不平等，領(lǐng)導(dǎo)者能夠通過個人威望在工具性任務(wù)及心理情感溝通中構(gòu)建高質(zhì)量的上下級交換關(guān)系［49］，而在西方文化背景下的組織個體更傾向于和領(lǐng)導(dǎo)進行正式溝通，非正式的情感等不易對其產(chǎn)生影響。因此，東方文化更有助人際信任對員工創(chuàng)造力作用需要構(gòu)建的同事之間、下屬與領(lǐng)導(dǎo)之間心理安全保障。有研究從側(cè)面證實了高權(quán)利距離在員工感知被信任與利組織行為關(guān)系中發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)［16］。從東西方文化背景的角度分析，本文提出假設(shè)6：

社會文化背景能夠調(diào)節(jié)人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系，東方文化背景下人際信任對員工創(chuàng)造力的作用強度要高于西方文化背景（H6）。

4.國家經(jīng)濟發(fā)展水平

創(chuàng)新是一種資源消耗的過程，需要有充足的資源作為支撐［50］，而不同的國家經(jīng)濟發(fā)展水平則有可能因為在創(chuàng)新資源和創(chuàng)新氛圍上的差異，對員工的創(chuàng)造力產(chǎn)生不同水平的作用。經(jīng)濟發(fā)展水平高的國家在經(jīng)濟實力、科技基礎(chǔ)、資源保障等方面更具優(yōu)勢，從而讓組織有更多機會和更大信心去從事創(chuàng)新創(chuàng)造，為個體的創(chuàng)造力發(fā)揮提供更加肥沃的土壤。而且發(fā)達國家的教育和培訓(xùn)機制更加健全，高素質(zhì)勞動力比例更高，人力資本更具有創(chuàng)造性和專業(yè)性，能夠為組織帶來新想法和知識來源，并有利于形成創(chuàng)造力發(fā)揮的良性循環(huán)［51］。但是，發(fā)達國家社會更加強調(diào)個體主義的自我實現(xiàn)社會價值觀［52］，導(dǎo)致北歐等高經(jīng)濟水平的國家的社會信任建立在由更強調(diào)個體獨立性，處于范圍小而緊密的社會群體中，有可能導(dǎo)致人際信任度的下降進而阻礙創(chuàng)新的產(chǎn)生，同時在北歐等高經(jīng)濟水平國家，各項國家創(chuàng)新相關(guān)政策較為完善，企業(yè)的相關(guān)制度也相對完善，更多的創(chuàng)新過程、人與人之間的合作更多不是基于人際信任，而是來源于完善的組織制度所提供的保障。李曉梅［53］研究表明北歐等發(fā)達國家的經(jīng)濟發(fā)展水平因素在人際信任與國家創(chuàng)新績效之間起負向調(diào)節(jié)作用。因此可以推斷，雖然高經(jīng)濟發(fā)展水平國家的員工可能會表現(xiàn)更高水平的創(chuàng)造力，但這種創(chuàng)造力的促進作用更多的是由于人力資本和完善的制度保障所提供，而不是源于人際信任。據(jù)此，本文提出假設(shè)7：

國家經(jīng)濟發(fā)展水平對人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，發(fā)展水平低的國家中，人際信任對員工創(chuàng)造力的作用要大于發(fā)展水平高的國家（H7）。

二、研究方法與數(shù)據(jù)處理

（一）數(shù)據(jù)收集

對于中文文獻的收集以電子數(shù)據(jù)庫檢索為主，并輔以手工檢索。首先，以“信任”“創(chuàng)造力”“創(chuàng)新”“創(chuàng)新行為”為檢索詞在中國知網(wǎng)、萬方以及碩博士學(xué)位論文3 個數(shù)據(jù)庫進行題名和關(guān)鍵詞檢索。本文的研究對象為員工個體，因此，為縮小檢索范圍，以“員工”“個體”為主題限定詞進行聯(lián)合檢索。剔除非實證文獻后，共收集56 篇期刊論文和碩博士論文。其次，人工查閱了近10 年中國人力資源開發(fā)、南開管理評論、心理學(xué)報、心理科學(xué)進展、心理科學(xué)、心理與行為研究、管理世界、管理評論、管理學(xué)報、科研管理等4 種心理學(xué)、6 種管理學(xué)期刊，獲得2 篇文獻。再次，參加兩次人力資源管理的學(xué)術(shù)會議，未獲得未發(fā)表文獻。最后，作者查閱了貢喆等［18］的綜述性研究，發(fā)現(xiàn)2 篇新文獻。

英文文獻的收集同樣采用電子數(shù)據(jù)庫為主，人工檢索為輔的方式。首先，以“trust”“creativity”“innovation”“innovation behavior”為檢索詞在EBSCO、Elsevier Science Direct、Web of Science、Springer、APA 共5 個數(shù)據(jù)庫中進行題名和摘要檢索。同樣地，為縮小搜索范圍，以“employee”“staff”和“personnel”為主題限定詞進行聯(lián)合檢索。在剔除非實證文獻后，共獲得46 篇文獻。其次，對Journal of Applied Psychology、Organizational Behavior and Human Decision Processes、Human Resource Management Review、Human Resource Management Journal、Human Resource Management、International Journal of Human Resource Management、Asia Pacific Journal of Human Resources、Journal of Organizational Behavior、Research in Organizational Behavior、Journal of Organizational Behavior Management等國外重要OB&HRM 領(lǐng)域英文期刊進行10 年刊發(fā)文獻進行人工檢索，未獲得文獻。最后，查閱Dirks 和Ferrin［54］的信任研究綜述文章，獲得1 篇文獻。

（二）數(shù)據(jù)篩選

為在保證文獻覆蓋面的前提下提高數(shù)據(jù)質(zhì)量，對于檢索到的文獻需要進一步篩選，本文對文獻的篩選標準有4 條：①文獻是基于人際信任與員工創(chuàng)造力之間的研究背景；②須定量研究了人際信任（或人際信任的組成維度）與員工創(chuàng)造力的相關(guān)關(guān)系；③報告有明確的或可轉(zhuǎn)化的人際信任與員工創(chuàng)造力之間的相關(guān)效應(yīng)值，如相關(guān)系數(shù)、相關(guān)關(guān)系矩陣等；④在元分析中，同一研究樣本不能重復(fù)編碼，因此對于同一數(shù)據(jù)在不同文獻中使用時，只編碼信息較為全面的一個文獻。對107 篇文獻按照以上檢索步驟和標準嚴密篩選后，最終得到55 篇文獻（中文文獻31 篇，英文文獻24 篇），56 個獨立研究樣本，其中Zhang 和Zhou［55］的研究包含兩個獨立研究樣本，共17482 個員工個體調(diào)查樣本。

（三）數(shù)據(jù)編碼

元分析編碼工作容易出錯，存在一定的主觀性，本文按照Lipsey 和Wilson［56］的編碼步驟進行操作。在編碼之前，由兩位研究者根據(jù)研究主題共同編寫包含描述項和效應(yīng)值統(tǒng)計項的編碼手冊。描述項包含作者、年份、文獻標題、研究對象以及研究樣本的來源國、變量的評價方式等核心信息，效應(yīng)值統(tǒng)計值則是以相關(guān)系數(shù)r、回歸系數(shù)β和t值等統(tǒng)計數(shù)據(jù)。此外，為避免編碼帶來的人為誤差，本文由兩位研究者分別對文獻進行編碼，編碼結(jié)果一致性達89.47%，不一致的內(nèi)容主要是由于編碼失誤造成，對于編碼不一致的內(nèi)容，兩位編碼者通過勘正錯誤的方式達成共識。另外，對同一個文獻中報告了多個人際信任與員工創(chuàng)造力之間相關(guān)系數(shù)的情況，本文采用以下方式編碼：①若相關(guān)系數(shù)來源于不同獨立樣本，則以每個相關(guān)系數(shù)作為獨立效應(yīng)值；②若相關(guān)系數(shù)屬于相同樣本總體，只是人際信任的不同維度與員工創(chuàng)造力或者員工創(chuàng)造力不同維度之間的相關(guān)系數(shù)，取效應(yīng)值的平均數(shù)進行編碼；③對于只報告了標準回歸系數(shù)的文獻，按照Peterson 和Brown［57］的方法（r=β×0.98+0.05，r≥0；r=β×0.98-0.05，r＜0，其中r為相關(guān)系數(shù)，β為標準回歸系數(shù)，β∈［-0.5，0.5］），對標準回歸系數(shù)進行轉(zhuǎn)化。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)驗證

目前，組織管理研究領(lǐng)域元分析方法主要有Schmidt 和Hunter、Hedges 和Olkin 兩種，本文采用Hedges 和Olkin［58］的計算方法，綜合使用Piers Steel 教授在中山大學(xué)元分析工作坊和趙海臨博士在華東理工大學(xué)元分析工作坊分享的元分析軟件進行計算，主要步驟如下。

圖1 效應(yīng)值漏斗圖

（一）出版偏倚分析

為解決出版偏倚問題，在元分析前需要進行效應(yīng)值檢驗。出版偏倚是指由于研究者不能完全獲取全部的研究資料所造成的結(jié)果偏倚。解決這一問題較為直觀的是使用漏斗圖。根據(jù)漏斗圖原理，如果各效應(yīng)值較為對稱地聚集在平均效應(yīng)值兩邊則說明研究不存在發(fā)表性偏倚的問題。從圖1 的分布情況來看，大部分研究都較為均勻地分布在中線兩側(cè)，說明本文存在出版偏倚的可能性較小。

另外，為了更加精確地估計出版偏倚的風(fēng)險，本文還采用失安全系數(shù)從定量角度檢測出版偏倚水平，其原理是計算為使研究結(jié)果達到不顯著水平仍需要找到的未出版文獻的數(shù)量，系數(shù)值越大越好。從表1 可知，人際信任與員工創(chuàng)造力之間各個對應(yīng)關(guān)系的失安全系數(shù)均滿足大于5k+10 的標準［59］，表明為使結(jié)果達到不顯著水平需要找到的未出版文獻數(shù)量均較大。因此，可以認為本文的分析結(jié)論是可靠的。

表1 出版偏倚分析結(jié)果

（二）效應(yīng)值轉(zhuǎn)化

首先，通過標準誤差公式對編碼或通過回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化后的相關(guān)系數(shù)轉(zhuǎn)化為費雪Z值，解釋相關(guān)系數(shù)分布的不均勻：

其中：ESzr表示轉(zhuǎn)化后的費雪Z值；ESr表示兩個變量的相關(guān)系數(shù)。

然后，將抽樣標準誤方差的倒數(shù)作為權(quán)重，對費雪Z值進行加權(quán)平均：

最后，將其轉(zhuǎn)換回最終效應(yīng)值的相關(guān)系數(shù)：

（三）同質(zhì)性檢驗和主效應(yīng)檢驗

元分析中，對于同質(zhì)性檢驗，通常使用Q值和I2兩個統(tǒng)計指標來評估樣本異質(zhì)性水平。當(dāng)Q＞k-1，I2＞0.6，且p值達到顯著性水平時，表明樣本是異質(zhì)的，使用隨機效應(yīng)模型，否則使用固定效應(yīng)模型（下同）［60］，檢驗結(jié)果見表2 。從表2 可以看出，人際信任、領(lǐng)導(dǎo)信任、同事信任與員工創(chuàng)造力同質(zhì)性檢驗結(jié)果顯著性都小于0.05，Q值均遠遠大于自由度d（fQ）［d（fQ）=k-1］，I2均大于0.6，說明樣本都是異質(zhì)的，均采用隨機效應(yīng)模型。同時，I2數(shù)值也表明可能存在一些調(diào)節(jié)因素影響它們之間關(guān)系的強弱。以人際信任與員工創(chuàng)造力相關(guān)性的同質(zhì)性檢驗結(jié)果為例，I2值為95.20%，表明元分析中95.20%和4.80%的觀察變異分別由效應(yīng)值的真實差異和隨機誤差所導(dǎo)致。

表2 中，人際信任與員工創(chuàng)造力整體的相關(guān)系數(shù)為0.34，且點估計在95%CI 顯著，說明人際信任與員工創(chuàng)造力之間存在顯著的正向中等強度相關(guān)關(guān)系。另外，感知到領(lǐng)導(dǎo)的信任與員工創(chuàng)造力之間的效應(yīng)值（0.38）、同事間相互信任與員工創(chuàng)造力之間的效應(yīng)值（0.36）都大于信任領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的效應(yīng)值（0.30），且在置信區(qū)間內(nèi)顯著。因此，H1、H2、H3 均得到驗證。

表2 同質(zhì)性檢驗和主效應(yīng)檢驗結(jié)果

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本文分析了同源偏差程度、年齡、國家經(jīng)濟發(fā)展水平、社會文化背景4 個調(diào)節(jié)變量，在分析同源偏差的調(diào)節(jié)作用時，根據(jù)人際信任、員工創(chuàng)造力兩個主變量的評估數(shù)據(jù)是否來自同一被調(diào)查者來區(qū)分同源偏差的高低程度，來源于同一被調(diào)查者定義為同源偏差高，反之則為低。在分析年齡因素的調(diào)節(jié)作用時，將獨立研究中60%以上樣本低于30 歲的研究歸類于“新生代”，獨立研究中60%以上樣本高于30 歲的研究歸類于“年長”。在社會文化背景的調(diào)節(jié)作用分析時，將中國（包括臺灣）、韓國、印度、巴基斯坦歸于東方文化背景，美國、愛爾蘭、烏克蘭、荷蘭、土耳其、高加索地區(qū)歸于西方文化背景。而在國家發(fā)展程度分析時，根據(jù)2018 年聯(lián)合國頒布的《人類發(fā)展報告》中的發(fā)展指數(shù)排名，將美國、韓國、愛爾蘭、荷蘭、土耳其、中國臺灣歸于“高經(jīng)濟發(fā)展水平國家（地區(qū)）”，中國（除臺灣外）、高加索地區(qū)、印度、巴基斯坦和烏克蘭歸于“低經(jīng)濟發(fā)展水平國家”。

從表3 可知，同源偏差程度、年齡、國家經(jīng)濟發(fā)展水平及社會文化在人際信任和員工創(chuàng)造力之間的調(diào)節(jié)作用的p值均達到顯著性水平，即4 個調(diào)節(jié)因素在其中的調(diào)節(jié)作用均顯著：①同源偏差高時的效應(yīng)值（0.39）大于同源偏差低時的效應(yīng)值（0.27）；②人際信任對創(chuàng)造力的促進作用在新生代員工群體中的效應(yīng)值（0.41）大于年長群體中的效應(yīng)值（0.25）；③東方文化背景下人際信任對員工創(chuàng)造力的效應(yīng)值（0.36）大于西方文化背景下的效應(yīng)值（0.19）；④經(jīng)濟發(fā)展水平較低國家背景下的效應(yīng)值（0.35）大于國家經(jīng)濟發(fā)展水平較高背景下的效應(yīng)值（0.30）。因此，H4、H5、H6、H7 均得到了驗證。

表3 人際信任與員工創(chuàng)造力的調(diào)節(jié)分析

四、結(jié)論與討論

針對人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系存在比較豐富實證研究但觀點不一的現(xiàn)狀，本文利用元分析方法，綜合檢驗了組織內(nèi)人際信任對員工創(chuàng)造力的作用機制，得出如下結(jié)論：人際信任能夠顯著促進員工創(chuàng)造力，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任、同事之間的相互信任較信任領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造力的影響都大；同源偏差程度、年齡、國家經(jīng)濟發(fā)展水平和社會文化均顯著調(diào)節(jié)了人際信任與員工創(chuàng)造力的作用關(guān)系，當(dāng)數(shù)據(jù)來源于同一個體時，得到的人際信任對員工創(chuàng)造力影響水平更高；較年長群體，人際信任對員工創(chuàng)造力的促進作用在新生代群體中更為顯著；東方文化背景下人際信任對員工創(chuàng)造力的作用強度要高于西方文化背景；發(fā)展水平低的國家中，人際信任對員工創(chuàng)造力的作用要大于發(fā)展水平高的國家。本文在為理解組織內(nèi)人際信任對員工創(chuàng)造力作用機制提供整合視角的同時，也為解釋現(xiàn)有相關(guān)研究中結(jié)論存在差異的潛在原因提供了大樣本的穩(wěn)健解釋。本文的結(jié)論對相關(guān)理論研究和實踐也具有一定的借鑒價值。

（一）主效應(yīng)討論

關(guān)于信任的討論是一個跨學(xué)科、多角度，但卻彌久如新的話題，在組織與管理研究中亦是如此。著名管理學(xué)家斯普倫格［61］曾把信任、權(quán)力和金錢并稱為企業(yè)組織三大主導(dǎo)因素。本文收集多個國家、不同時間段、不同來源的實證樣本，采用更具整合性的元分析方法，證實組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力之間存在中等強度的正相關(guān)關(guān)系（r=0.34），進一步夯實了組織內(nèi)人際信任對員工創(chuàng)造力有促進作用的實證基礎(chǔ)，也在一定程度上彌合了針對二者關(guān)系的研究分歧。此外，本文還證實了組織內(nèi)感知到領(lǐng)導(dǎo)信任、同事之間的相互信任分別與信任領(lǐng)導(dǎo)兩種不同類型的人際信任對員工創(chuàng)造力促進作用的差異性，比較而言，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任、同事間相互信任對員工創(chuàng)造力的積極作用都較信任領(lǐng)導(dǎo)大。雖然目前本文尚未找到與此有關(guān)的直接文獻證據(jù)，但有研究表明，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任和信任領(lǐng)導(dǎo)對員工績效的影響會因為信任雙方的之間的不同而產(chǎn)生差異［15］。這也是領(lǐng)導(dǎo)—成員交換理論的一種驗證。由于組織內(nèi)部資源有限，領(lǐng)導(dǎo)會優(yōu)先滿足自己角色期望的下屬。而一旦這種信任被下屬感知，下屬會對自我產(chǎn)生積極的自我評價，領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間也就從原來的經(jīng)濟性交換關(guān)系變?yōu)榧劝?jīng)濟性又有社會性的復(fù)雜交換關(guān)系，體現(xiàn)在不僅包括資源的交換，還包括情感心理的交換。這種基于信任的交換關(guān)系必然會帶來員工的高創(chuàng)造力。而下屬的單方面信任在得不到領(lǐng)導(dǎo)的期望時，創(chuàng)造力會受打擊而發(fā)揮受限。另外，組織成員間的信任可以推動組織內(nèi)形成系統(tǒng)性領(lǐng)導(dǎo)（systemic leadership），并對激發(fā)員工的創(chuàng)造性思維產(chǎn)生內(nèi)在激勵性［62］，也可以視為信任的雙向性和雙方垂直距離縮小，信任對績效促進作用越強的觀點在員工創(chuàng)造力上的一個表現(xiàn)。另一個可能的解釋是來自中國的樣本占到大多數(shù)，納入元分析的56 個獨立樣本中，以中國（不包含中國臺灣樣本）為研究對象的樣本就有38 個，占到總樣本的2/3。中國是一個“關(guān)系”社會，領(lǐng)導(dǎo)和同事對員工個人來說從來都不是兩個具有同等影響力的對象，在信任上亦是如此。在有著上下級權(quán)力和控制結(jié)構(gòu)的領(lǐng)導(dǎo)—下屬關(guān)系中，縱向的信任領(lǐng)導(dǎo)可能更多的是在制度或工作行為上認可領(lǐng)導(dǎo)，而來源于同事的橫向信任則更能滿足員工的心理訴求，促進雙方形成互惠依賴和知識分享的心理契約模式［63］，營造更有利的創(chuàng)新氛圍，進而達到更好的創(chuàng)造力激發(fā)效果。這一結(jié)論對企業(yè)實踐也有啟示，即企業(yè)在激發(fā)員工創(chuàng)造力的信任氛圍建設(shè)上，既要強調(diào)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的轉(zhuǎn)變，突出員工與領(lǐng)導(dǎo)具有更高信任水平的變革型領(lǐng)導(dǎo)［64］的地位，也應(yīng)該重視同事間自發(fā)性信任的形成和加深。另外，對于員工的期望也要及時回應(yīng)，否則其會由于自身沒有得到領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)注而產(chǎn)生嫉妒心理，因而帶來消極影響。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)討論

在組織創(chuàng)造力研究上，一些研究開始關(guān)注如何通過影響情境層面因素激發(fā)創(chuàng)造力［4］。可是在組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系研究上，對情境因素，尤其是宏觀情境因素的作用關(guān)注也很少，本文關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析可以視為對這一研究缺憾的彌補。雖然嚴格來說，本文分析的同源偏差程度不能算是一個調(diào)節(jié)因素，但它有助于解釋導(dǎo)致現(xiàn)有研究分歧的一些原因，對如何更好地評價員工創(chuàng)造力也有借鑒價值。

本文證實，同源偏差程度高的研究中，人際信任對員工創(chuàng)造力的作用更加顯著，反映了數(shù)據(jù)來源的單一性難以保證評估的客觀性，同源數(shù)據(jù)的自我增強效應(yīng)有可能導(dǎo)致更高的相關(guān)性水平。雖然也存在采用他評方式進行數(shù)據(jù)收集時，如果評定者對評定對象所了解的信息較為片面，評定結(jié)果也會與實際不符［65］的質(zhì)疑，但本文的結(jié)果表明在針對員工創(chuàng)造力的調(diào)查中，還是應(yīng)當(dāng)盡量選擇多來源的數(shù)據(jù)收集渠道，減少因為同源偏差問題所帶來的測量誤差。

元分析結(jié)果顯示，年齡因素在人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用得到了驗證，新生代員工群體中，人際信任對創(chuàng)造力的作用更為顯著。本文認為，造成該現(xiàn)象的原因可能在于：

（1）新生代員工處于成長期，其工作內(nèi)在動機的成就動機更強，有更強的自尊需求，而人際信任能夠帶來積極的信息，使得員工產(chǎn)生積極的自我評價，社會比較理論觀點認為個體會進行同化比較，意味著自我評價靠近渴望獲得的結(jié)果。因而強內(nèi)在自尊和工作動機的新生代員工會在信任機制下表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。

（2）創(chuàng)新活動意味著較大的風(fēng)險，而隨著年齡的增長，年長員工重新學(xué)習(xí)一項新技能變得更加困難，因此，即使在高信任氛圍中也希望保持穩(wěn)定而不是冒險創(chuàng)新。而新生代員工為獲得更加寬廣的發(fā)展機會和積累豐富的工作知識和經(jīng)驗，其更加希望通過創(chuàng)新活動來提升自我和得到組織的認可，因而在人際信任的作用下會表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。

國家經(jīng)濟發(fā)展水平和社會文化在人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用都得到了驗證，經(jīng)濟發(fā)展水平低、東方文化背景的國家樣本中，人際信任對員工創(chuàng)造力的作用較經(jīng)濟發(fā)展水平高、西方文化背景的國家更大。對此一個可能的原因的是西方國家和經(jīng)濟發(fā)展水平高的國家在組織制度建設(shè)上更加完善，對員工創(chuàng)造力的激發(fā)更多地是靠工作和制度激勵，帶有一定“人情味”的人際信任發(fā)揮的作用也許有限。然而對更看重人際關(guān)系的東方文化和經(jīng)濟發(fā)展水平低的國家來說，人與人之間關(guān)系的緊密程度對員工工作上的主動性和積極性影響更大，這種影響最終反映在問卷調(diào)查方式獲得的創(chuàng)造力評價上，就是人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)聯(lián)性也更高。當(dāng)然還有一種可能，就是本文篩選出的獨立樣本中，以中國（不包含中國臺灣樣本）為研究對象的樣本占到2/3，作為典型的東方文化代表和體量最大的發(fā)展中國家，中國的人際關(guān)系比西方的概念復(fù)雜得多。對于中國人而言，關(guān)系因素優(yōu)先于個人因素，人際關(guān)系是人際信任的基礎(chǔ)，而且中國的人際信任經(jīng)常把能力和人品信任混為一體［20］。換言之，中國情境的組織里，能夠獲得領(lǐng)導(dǎo)和同事信任的人通常能力和人品都比較優(yōu)秀，他們的創(chuàng)造力自然也較高。一方面，中國情境下的組織中存在差序式領(lǐng)導(dǎo)模式，其對員工創(chuàng)造力具有重要影響，而且組織中的人際信任會隨著文化的“差序格局”呈現(xiàn)出“差序性”特征［66］；另一方面，當(dāng)個體不能在處理同事關(guān)系的過程中盡到信任的義務(wù)，那么他就會失信于網(wǎng)絡(luò)中其他的個體，很難再從其他成員那里獲得幫助［67］，從而失去產(chǎn)生創(chuàng)造力所需的上級支持和同事協(xié)作。當(dāng)然還有一點，就是在組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力的作用關(guān)系上，文化背景和經(jīng)濟發(fā)展水平可以獨立作用，也可以聯(lián)合作用。例如，同受東方文化影響深厚的中國和韓國，由于經(jīng)濟發(fā)展水平差異，上述作用機制就存在差異［68］。本文得出的這一結(jié)論對中國企業(yè)意義更明顯，即企業(yè)在激發(fā)員工創(chuàng)造力的實踐時，應(yīng)該注重從文化機制角度進行思考和設(shè)計，不能完全照搬西方的理論和模式，而應(yīng)該考慮中國文化的背景和經(jīng)濟發(fā)展的水平。

五、不足與展望

盡管本文對人際信任與創(chuàng)造力之間的影響作用進行了定量的綜合分析，但仍存在局限性：第一，由于作者能力有限，本文僅限于中文和英文兩種文獻，而且一些實證研究沒有報告描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)，不能納入元分析中，損失了部分研究樣本。第二，受文獻和樣本數(shù)量、研究方法的限制，對數(shù)據(jù)進行處理時，本文借鑒以往學(xué)者處理多維度變量時常用的效應(yīng)值取平均數(shù)的方法，可能會對效應(yīng)值的精確性帶來一定不利影響。第三，信任是一種情境依賴的收益（context-dependent payoffs）［69］，不同情境下的信任導(dǎo)致的后果也可能不同，本文在考察調(diào)節(jié)變量時，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性只納入了同源偏差、年齡、社會文化和國家經(jīng)濟發(fā)展水平四個方面的影響，其他的因素如信任的細分維度、企業(yè)所有制類型、人口統(tǒng)計特征等是否也具有調(diào)節(jié)效應(yīng)有待繼續(xù)探索。