工作激情對員工創造力的影響路徑研究
——一個被調節的中介模型

張文靜，汪國銀，劉 芳

安徽工業大學商學院，馬鞍山，243000

1 引 言

據調查，聞名全球的微軟企業員工創新性明顯高于其他高科技企業，這或許可以歸功于其富有激情的企業文化。正如比爾·蓋茨所言，一個成就事業的人，最重要的素質是對工作的激情。

我國政府早期推出的 “863計劃”“星火計劃”，到近兩年的“全民創新,大眾創業”，再到鼓勵創新人才的眾多舉措，都可以發現企業和員工的創新力受到了前所未有的重視。然而調查結果顯示，我國企業自主創新能力仍有待提高，員工創新效果還不理想[1]。另一方面，蓋洛普最新調研數據顯示，在調研的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，雖然已經有學者關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造力影響的文獻卻較少。有學者從認知成分角度出發，分析工作激情給員工帶來的認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知改變是否會影響員工創造力，結合以上陳述，本文做如下探討：

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

2 研究假設

2.1 創新角色認同的調節作用

員工的自我角色認定反映了其在工作任務中的身份期望，個體的某一角色會驅動個體表現出與此角色相一致的行為。從角色認同理論的觀點出發，該研究將創新角色認同理解為員工對其自身創新特質的評判，因為創新角色認同給個體提供“我是具有創新特質個體”的心理環境[6]，而且具有工作激情的個體會主動將其工作內化[7]。因此在此心理環境下，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，在創新方面有更多付出，克服創新困難，獲得創新的成功體驗。而根據社會認知理論，自我效能感最重要來源就是成功體驗。因此，在高創新角色認同水平之下，具有工作激情的個體可能具有較高的創新自我效能感。

因此，提出假設：

H1：創新角色認同在工作激情和創新自我效能感之間起到調節作用。創新角色認同水平高的員工工作激情對創造力的影響效應更大。

2.2 創新自我效能感的中介作用

2.2.1 工作激情對創新自我效能感的影響

工作激情的概念是Vallerand等從社會心理學中激情概念引入并應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，即個體認為自己具有創造力特質的信念較高。因此，具有工作激情可能對創新自我效能感產生正向影響。

2.2.2 創新自我效能感對創造力的影響

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

綜上提出假設：

H2：創新自我效能感在工作激情與創造力之間起中介作用。

2.3 被調節的中介作用

Bandura研究認為，個體生活在自己所制造的心理環境中[13]，而創新角色認同正是給員工創造了一種“我是具有創新特質個體”的心理環境。因此在此心理環境下，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，在創新方面有更多付出，克服創新困難，提升創新自我效能感(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為是個體進行創新的必要條件。高創新自我效能感的個體因為對其自身創新能力的信心較強，所以在創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。相較低創新自我效能感的個體，高創新自我效能感的個體更可能選擇創造性地工作而不是退而選擇常規任務。因此，高創新自我效能感的個體可能有更多創造性成果，有更高創造力。

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

因此，提出假設：

H3：工作激情通過創新自我效能感對創造力產生效應被創新角色認同調節。創新角色認同水平高的員工，工作激情通過自我效能感對創造力產生的間接效應更大。

根據以上假設，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等開發的5條目量表[7]。

創新角色認同:采用Farmer等改進的3條目量表[14]。

創新自我效能感:采用Tierney等開發的3條目量表[9]。

員工創造力 :采用Tierney等開發的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、學歷、工作性質、公司規模、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%)；學歷分布主要集中在大專和本科(分別為30.50%和45.00%)；企業規模的樣本分布主要集中在500人以上的企業(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LISREL 8.70對各因子組合后的結果檢驗(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，結果發現,四因素模型對數據的擬合明顯優于單因素模型(Δx2=300.43，Δdf=6)。因此同源方法偏差問題并不嚴重[16]。

表1 驗證性因子分析結果

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

4.2 信效度分析

運用SPSS 17.0進行描述性統計、相關性分析和信度檢驗，結果如表2。

表2 研究變量的均值、標準差、信度及相關系數(n=202)

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001(雙尾檢驗)，括號內為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關系，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 假設檢驗

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

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

第二步，檢驗創新角色認同在工作激情和創新自我效能感之間的調節作用。模型4加入控制變量后，工作激情對創新自我效能感的影響系數為0.595，創新角色認同對創新自我效能感的影響系數為0.205，均顯著。模型5在模型4基礎上加入交互項工作激情×創新角色認同，交互項的系數為0.100，對應的ΔR2為0.009，均顯著。創新角色認同在工作激情和創新自我效能感之間的調節作用，假設1得到驗證。

第三步，檢驗創新自我效能感的中介作用。模型6以創造力為因變量，在模型2的基礎上加入創新自我效能感，創新自我效能感的系數為0.309，顯著，自變量工作激情系數從0.407顯著下降到0.223，創新自我效能感起到了部分中介作用。假設2得到支持。根據溫忠麟等的依次檢驗法，模型回歸的系數a1和b2、a3和b1以及a3和b2三組系數中，只要有一組顯著不等于0，被調節的中介作用就成立。該研究模型回歸的a3為0.100，b1為0.309，均顯著，被調節的中介作用成立，假設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)經過創新自我效能感(W)對員工創造力(Y)的中介效應為 (a1+a3U)(b1+b2U)=0.184+0.031U(a1=0.595,b1=0.309,a3=0.100,b2=0),當U取值為1、0和-1時，中介效應分別為0.215、0.184和0.153。工作激情(X)對員工創造力(Y)的總效應是0.431(根據協方差矩陣),當U取值為1、0和-1時，中介效應分別占了總效應的49.9%、42.7%和35.5%。

綜上,不僅工作激情(X)經過創新自我效能感(W)對員工創造力(Y)受到創新角色認同(U) 的調節這一作用得到驗證，而且可以發現，當個體創新角色認同屬于平均水平時(U=0),工作激情(X)經過創新自我效能感(W)對員工創造力(Y)的間接效應占總效應的2/5左右。當個體創新角色認同水平較高時(U=1)，這個間接效應變大,直接效應變??；當個體創新角色認同水平較小時，這個間接效應變小，直接效應變大。但對于創新角色認同水平較高的個體，應重視提高其創新自我效能感，才能更有效地提高其創造力；對創新角色認同水平低的個體，提高其工作激情往往可以直接提升其創造力。

5 結論與建議

5.1 結 論

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

(2)該研究構造了被調節的中介作用模型并進行了實證檢驗，驗證了當個體的創新角色認同處于不同水平時，可以分別通過不同路徑提升創造力。在先前的研究中，雖然已經有學者注意到創新自我效能感或創新角色認同對創造力的預測作用[8，10，19]，或是關注了創新角色認同對創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新自我效能感在工作激情和創造力之間的中介作用機制，更驗證了創新自我效能感的中介作用被創新角色認同調節，厘清了創新角色認同在這一過程中的重要作用，這是該研究的創新點之一。

5.2 建議

正如前文所述，在對創新創造力已經給予重視的當下，員工創新現狀仍沒有讓人滿意，通過本文的研究啟示，企業管理者在員工創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造力的正向影響，表明了員工具有工作激情會對其創造力提升有正向促進作用。而蓋洛普公司的調查結果所示，工作激情在組織內的普遍匱乏反映出企業管理對工作激情的重視不足。企業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，更應當重視員工工作激情的維持和培養。如FACEBOOK公司將“Move fast and break things(快速行動，破除陳規)”等激勵性標語貼在公司醒目處，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境及自由愜意的交流場所，使員工能勞逸結合，保持工作激情。

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

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

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，由于國內外文化差異可能使該研究結果的適用性受限。因此在未來的研究中考慮結合中國文化設計更有針對性的量表。

(2)該研究收集的數據為橫截面數據，使得該研究的結果在一定程度上可信度降低。在未來研究中會嘗試設計縱向研究，再重復一遍該研究，以觀察研究結果是否不同以及相應的啟示。

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