成就目標(biāo)導(dǎo)向、團(tuán)隊(duì)績(jī)效控制對(duì)員工創(chuàng)造力的跨層次影響*

馬 君 張昊民 楊 濤

1 問(wèn)題的提出

工作過(guò)程中的創(chuàng)新行為受到目標(biāo)約束和實(shí)踐條件限制。創(chuàng)造力正是為解決實(shí)現(xiàn)目標(biāo)過(guò)程中出現(xiàn)的棘手問(wèn)題和困難而產(chǎn)生(Shalley, 1991), 因此, 部分學(xué)者傾向于把創(chuàng)造力視為一個(gè)過(guò)程, 員工運(yùn)用有效的新方法解決實(shí)現(xiàn)目標(biāo)過(guò)程中所遇到的挑戰(zhàn)和難題(Shalley, 1991; Hirst, Van Knippenberg, & Zhou,2009)。成就目標(biāo)導(dǎo)向(achievement goal orientation)的特質(zhì)差異反映出個(gè)體是采取主動(dòng)策略還是回避策略應(yīng)對(duì)上述挑戰(zhàn)和學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)(Elliot & Church,1996)。學(xué)者們將關(guān)注的焦點(diǎn)放在創(chuàng)造性地解決問(wèn)題, 并意識(shí)到創(chuàng)造力來(lái)自于目標(biāo)導(dǎo)向中, 由此員工在目標(biāo)導(dǎo)向上的差異是否有助于解釋創(chuàng)造力方面的個(gè)體差異, 是個(gè)值得關(guān)注的問(wèn)題(Janssen & Van Yperen, 2004)。長(zhǎng)期以來(lái), 學(xué)者們往往把專注于提升自我能力的精熟目標(biāo)導(dǎo)向(mastery goal orientation)與富有創(chuàng)造力相提并論, 而把習(xí)慣于“看組織臉色行事”的表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向(performance goal orientation)與缺乏創(chuàng)造力聯(lián)系起來(lái)(Murayama,Elliot, & Yamagata, 2011)。

對(duì)于前者, 學(xué)者們普遍異議不大。因?yàn)橹铝τ趯W(xué)習(xí)與自我發(fā)展有助于提高個(gè)人的行為適應(yīng)性(adaptive behaviors), 進(jìn)而改善個(gè)體創(chuàng)造力(Bunderson &Sutcliffe, 2003)。但是隨著創(chuàng)造性活動(dòng)越來(lái)越多的以團(tuán)隊(duì)形式開(kāi)展(Shalley, Zhou, & Oldham, 2004),個(gè)體的自我成就目標(biāo)與組織績(jī)效目標(biāo)之間的沖突,因任務(wù)的預(yù)算、時(shí)間、流程和進(jìn)程等現(xiàn)實(shí)條件約束而愈發(fā)凸顯。在這些剛性條件約束下, 精熟目標(biāo)導(dǎo)向個(gè)體的學(xué)習(xí)和探索行為對(duì)于組織而言不僅是一種投資還是一種成本。部分研究表明, 如果員工過(guò)分關(guān)注學(xué)習(xí), 他們就可能忽視可行的解決方法(Bunderson & Sutcliffe, 2003)。此外, 有關(guān)學(xué)習(xí)理論的文獻(xiàn)一直強(qiáng)調(diào)學(xué)習(xí)具有邊際收益遞減規(guī)律(March,1991)。綜上, 精熟目標(biāo)導(dǎo)向在團(tuán)隊(duì)績(jī)效控制情境下能否有效預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力值得進(jìn)一步思考與驗(yàn)證。

對(duì)于后者, 學(xué)者普遍認(rèn)為表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向的個(gè)體一般對(duì)知識(shí)及信息作表面化處理(surface processing),因而缺乏創(chuàng)造力基礎(chǔ)(Elliot & McGregor, 2001)。但近年越來(lái)越多的研究證據(jù)顯示(Elliot, Shell, Henry,& Maier, 2005; Kamdar & Van Dyne, 2007; Baas, De Dreu, & Nijstad, 2011), 因特質(zhì)差異, 個(gè)體對(duì)情境做出的分析和回應(yīng)不同, 當(dāng)情境強(qiáng)度激活個(gè)體與某種行為關(guān)聯(lián)的特質(zhì)時(shí), 就可能導(dǎo)致與一般情境不同甚至相反的行為結(jié)果出現(xiàn)(Tett & Burnett, 2003)?；谶@一論斷, 出現(xiàn)了一些把表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力正向聯(lián)系起來(lái)的證據(jù)(George & Zhou2007)。例如Elliot等(2005)的研究發(fā)現(xiàn), 行為表現(xiàn)具有權(quán)變特性(performance contingency), 如果團(tuán)隊(duì)情境能夠激活表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向中的趨近因素, 便會(huì)激發(fā)員工的創(chuàng)造力。也有一些研究認(rèn)為, 團(tuán)隊(duì)任務(wù)情境的不確定性可能會(huì)激發(fā)員工追求安全的逃避傾向(escapeavoidance tendencies), 但也可能會(huì)通過(guò)啟動(dòng)員工威脅性評(píng)估激活其執(zhí)著特性(persistence)或直接目標(biāo)行為(goal-directed behavior), 催生創(chuàng)造性思維成果(Gutnick, Walter, Nijstad, & De Dreu, 2012)。鑒于此,Hirst等(2009)強(qiáng)調(diào), 我們不僅要關(guān)注團(tuán)隊(duì)如何促進(jìn)和推動(dòng)具有某種特質(zhì)的員工更好地從事創(chuàng)造活動(dòng),還要思考如何塑造合宜的團(tuán)隊(duì)績(jī)效控制模式, 從而引導(dǎo)和鼓勵(lì)具有另外特質(zhì)的員工展現(xiàn)出那些在一般條件下通常不會(huì)出現(xiàn)的行為。

團(tuán)隊(duì)績(jī)效控制是引導(dǎo)員工把自我成就目標(biāo)納入到團(tuán)隊(duì)目標(biāo)軌道的重要調(diào)控手段, 也是一種影響創(chuàng)造力的重要組織情境力量。那么, 團(tuán)隊(duì)績(jī)效控制能否有助于激活個(gè)體成就目標(biāo)導(dǎo)向中某些與創(chuàng)造力行為相關(guān)的特質(zhì), 進(jìn)而改變成就目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力的關(guān)系強(qiáng)度甚至方向, 是一個(gè)非常重要的研究課題。這不僅有助于豐富和拓展成就目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力的關(guān)系研究, 還能夠?yàn)槲覀冊(cè)诠芾韴F(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力時(shí)針對(duì)成就目標(biāo)導(dǎo)向的個(gè)體差異權(quán)變地采取績(jī)效控制策略, 提供堅(jiān)實(shí)的理論支撐。

綜上所述, 本文擬整合特質(zhì)激活理論(trait activation theory), 運(yùn)用線性階層模型(HLM)考察團(tuán)隊(duì)績(jī)效控制對(duì)員工成就目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力之間關(guān)系的跨層次調(diào)節(jié)效應(yīng), 進(jìn)而揭示行為是否具有依隨于外部強(qiáng)化而改變的特性, 以期發(fā)現(xiàn)成就目標(biāo)導(dǎo)向特別是表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向影響創(chuàng)造力的新證據(jù)。

2 理論背景與研究假設(shè)

成就目標(biāo)導(dǎo)向反映了個(gè)體的自我發(fā)展信念, 這些信念深刻地影響著個(gè)體如何對(duì)待、理解和回應(yīng)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的環(huán)境(Dweck & Leggett, 1988)。早期的研究者大多追隨Dweck (1999)的足跡, 把目標(biāo)導(dǎo)向區(qū)分為明顯差異的兩類：精熟導(dǎo)向(mastery orientation)和表現(xiàn)導(dǎo)向(performance orientation)。前者關(guān)注點(diǎn)在于提高自身能力及工作知識(shí)水平; 后者關(guān)注于向他人展示自己的能力, 希望通過(guò)與他人的比較獲得正面評(píng)價(jià)或避免受到對(duì)能力的負(fù)面評(píng)價(jià)(Dweck,1999)。根據(jù)Lewin的觀點(diǎn), 人們對(duì)外部刺激的自發(fā)評(píng)估聚焦在不同層面(積極/消極)會(huì)分別產(chǎn)生趨近或者回避兩種不同的行為(Lewin, 1935)。在此基礎(chǔ)上, Elliot (2006)引入“趨近-回避”動(dòng)機(jī)架構(gòu), 把表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向區(qū)分為表現(xiàn)-趨近(performance-approach)和表現(xiàn)-回避(performance-avoid)兩種形式。前者關(guān)注于表現(xiàn)得比他人優(yōu)秀, 后者關(guān)注于避免表現(xiàn)得比他人更差。

2.1 成就目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力

Amabile (1983)的創(chuàng)造力組成理論(componential model of creativity)識(shí)別出創(chuàng)造力的3個(gè)必要構(gòu)成要素：領(lǐng)域相關(guān)技能、創(chuàng)造力相關(guān)技能和內(nèi)在動(dòng)機(jī)。精熟目標(biāo)導(dǎo)向之所以與創(chuàng)造力緊密相關(guān), 因?yàn)樗绊懼寄軐W(xué)習(xí)和內(nèi)在激勵(lì)兩個(gè)方面, 甚至它也可能會(huì)對(duì)人們是否愿意尋求和利用反饋來(lái)改進(jìn)他們的技能有著一定的影響(Amabile & Kramer, 2007)。

首先, 精熟目標(biāo)導(dǎo)向引導(dǎo)個(gè)體致力于獲得新知識(shí), 形成較為完備的認(rèn)知結(jié)構(gòu)和應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)性工作的深層次處理策略(Elliot & McGregor, 2001)。Dweck和 Leggett (1988)認(rèn)為, 專注于精熟導(dǎo)向中的技能發(fā)展意味著超越任務(wù)本身而產(chǎn)生了解和精通工作任務(wù)的內(nèi)在興趣, 這種對(duì)工作本身所產(chǎn)生的興趣——內(nèi)在激勵(lì), 促使人們積極投入到工作中。此外,精熟導(dǎo)向會(huì)驅(qū)使人們樂(lè)于接受具有挑戰(zhàn)和難度的工作, 持有精熟導(dǎo)向的人更容易發(fā)自內(nèi)心地尋求參與到創(chuàng)造性的活動(dòng)中, 雖然這種活動(dòng)涉及到很多蘊(yùn)含錯(cuò)誤和失敗可能性的新方法(Coelho & Augusto,2010)。

其次, 精熟目標(biāo)導(dǎo)向可以促使人們掌握與工作領(lǐng)域相關(guān)的知識(shí)技能, 而這些技能為創(chuàng)造提供了堅(jiān)實(shí)的背景知識(shí)和基礎(chǔ)。正如 Amabile和 Julianna(2012)指出的那樣, 創(chuàng)造力的內(nèi)涵在于形成或產(chǎn)生一些新的有用的東西, 而這需要掌握一些必須的策略和方法。高精熟目標(biāo)導(dǎo)向會(huì)對(duì)學(xué)習(xí)過(guò)程和發(fā)展相關(guān)技能產(chǎn)生積極而深遠(yuǎn)的影響。最后, 遇到困難時(shí),持有精熟導(dǎo)向的人樂(lè)意投入更多的精力來(lái)掌握必需的技能以解決目標(biāo)實(shí)現(xiàn)過(guò)程中經(jīng)常會(huì)遇到的難題, 能夠有效地處理反饋中的正面和負(fù)面的信息,對(duì)創(chuàng)造性解決問(wèn)題的活動(dòng)投入更多的精力, 識(shí)別和運(yùn)用那些可以帶來(lái)成功的策略(VandeWalle, Cron,& Slocum, 2001)?；谝陨戏治? 我們做出的主效應(yīng)假設(shè)為：

假設(shè)1：精熟目標(biāo)導(dǎo)向與員工創(chuàng)造力正相關(guān)。

同時(shí), 持表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向的員工主要會(huì)受到來(lái)自于與績(jī)效相關(guān)的外部結(jié)果的激勵(lì)。也就是說(shuō), 外部跡象是其選擇有利行為(獲取獎(jiǎng)勵(lì)或規(guī)避批評(píng))的主要信息依據(jù)。由此, 我們對(duì)表現(xiàn)-趨近導(dǎo)向及表現(xiàn)-回避導(dǎo)向影響創(chuàng)造力的主效應(yīng)不做假設(shè), 而是綜合考慮組織情境變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.2 績(jī)效控制與精熟目標(biāo)導(dǎo)向

績(jī)效控制是組織應(yīng)對(duì)不確定情境采取的主動(dòng)策略, 目的使外部環(huán)境對(duì)組織目標(biāo)的干擾最小化;同時(shí)通過(guò)向員工傳遞組織期望, 引導(dǎo)員工聚焦組織目標(biāo)(Murphy & Cleveland, 1995)。創(chuàng)造力孕育于目標(biāo)實(shí)現(xiàn)過(guò)程中對(duì)困難和挑戰(zhàn)的突破, 因而成就目標(biāo)導(dǎo)向、績(jī)效控制以及創(chuàng)造力三者關(guān)系密切。

依據(jù)特質(zhì)激活理論, 當(dāng)影響創(chuàng)造力的組織情境與員工某種特質(zhì)緊密相關(guān)時(shí), 它就可能激發(fā)個(gè)體的這種特質(zhì)(Tett & Burnett, 2003)。如果員工的成就目標(biāo)導(dǎo)向決定他們不愿參與某種被激勵(lì)的行為, 環(huán)境的影響就比較弱; 而如果他們傾向于表現(xiàn)這些行為時(shí), 環(huán)境就會(huì)產(chǎn)生更大的影響。

低績(jī)效控制, 意味著團(tuán)隊(duì)為員工創(chuàng)設(shè)了較為寬松的自我空間。以自我參照為特征的精熟目標(biāo)導(dǎo)向員工可以減少對(duì)外部干擾的關(guān)注, 聚焦于自身工作,不斷探索、優(yōu)化新的更具創(chuàng)意的方法來(lái)解決各種難題和挑戰(zhàn), 提升創(chuàng)造力層次。換言之, 低績(jī)效控制提供了引導(dǎo)精熟目標(biāo)導(dǎo)向員工提升自身技能更為有利的環(huán)境因素, 有助于激活其創(chuàng)造特質(zhì)。因此,低績(jī)效控制下精熟目標(biāo)導(dǎo)向正向影響創(chuàng)造力。

高績(jī)效控制, 意味著任務(wù)明晰、獎(jiǎng)懲規(guī)則明確。盡管精熟目標(biāo)導(dǎo)向有利于內(nèi)化知識(shí), 充實(shí)專業(yè)素養(yǎng),提升創(chuàng)造力基礎(chǔ), 但是必須還考慮到組織所能夠給予個(gè)體的能夠不斷更新、接近或提升領(lǐng)域?qū)I(yè)素養(yǎng)的學(xué)習(xí)資源、機(jī)會(huì)與管道(Csikszentmihalyi, 1996)。因而, 高績(jī)效控制情境是否有助于引導(dǎo)精熟目標(biāo)導(dǎo)向個(gè)體主動(dòng)從事創(chuàng)造性活動(dòng), 以達(dá)到自我提升目的,尚不明確。

首先, 持有低水平精熟目標(biāo)導(dǎo)向的員工更容易受到績(jī)效控制的影響。此類員工的學(xué)習(xí)和探索能力有限。在高績(jī)效控制下, 他們更可能把適度可實(shí)現(xiàn)的目標(biāo)視作累積學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)和指導(dǎo)自我發(fā)展的機(jī)會(huì),由此會(huì)把注意力和精力收斂到這類目標(biāo)而非挑戰(zhàn)性目標(biāo), 從而限制思維的層次, 降低創(chuàng)造力水平。

其次, Lounamaa和March (1987)的仿真研究發(fā)現(xiàn), 持中間水平的精熟目標(biāo)導(dǎo)向個(gè)體更善于運(yùn)用學(xué)習(xí)規(guī)則。同時(shí), Lazarus (1991)的研究表明, 在自我發(fā)展的驅(qū)動(dòng)下他們更可能對(duì)高的目標(biāo)和資源約束、程序控制及時(shí)間限制帶來(lái)的高績(jī)效壓力做出挑戰(zhàn)性的心理評(píng)估(challenge appraisal)而非威脅性評(píng)估(threat appraisal)。挑戰(zhàn)性評(píng)估有助于提高個(gè)體的認(rèn)知靈活性(cognitive flexibility) (Compton, Wirtz, Pajoumand, Claus, & Heller, 2004)和行為適應(yīng)性(behavioral adaptability) (Simonton, 2000), 從而促進(jìn)他們?cè)诠ぷ髦懈玫匕l(fā)散思維、遷移和整合知識(shí)、尋找差異化策略, 創(chuàng)造出新穎可行的解決方案(Hirst et al., 2009)。

最后, 持高水平精熟目標(biāo)導(dǎo)向的員工更加關(guān)注自我能力提升。盡管追求自我發(fā)展、自我完善等與組織有益的行為, 有助于提升個(gè)人認(rèn)知層次和處理策略, 但是從有限時(shí)間資源分配的角度看(Bergeron, 2007), 提升自我能力的學(xué)習(xí)和探索行為需要占用大量的組織資源和時(shí)間, 甚至很多稀缺的資源和時(shí)間被無(wú)效地應(yīng)用于與組織目標(biāo)無(wú)關(guān)的方面, 這不免與組織的高績(jī)效導(dǎo)向沖突。高績(jī)效控制鼓勵(lì)以組織為參照的行為, 意味著個(gè)體的學(xué)習(xí)和探索行為必須置于項(xiàng)目預(yù)算、流程特別是時(shí)間和進(jìn)程的剛性控制之下, 留給個(gè)體自我成長(zhǎng)和改進(jìn)的時(shí)間和空間受到限制, 因而加劇個(gè)體創(chuàng)造的心理風(fēng)險(xiǎn)。換言之,創(chuàng)造力是產(chǎn)生新穎有用方法的過(guò)程, 在實(shí)踐中創(chuàng)造不是無(wú)約束地為了創(chuàng)造而創(chuàng)造, 而是為了滿足特定組織目標(biāo)需求而創(chuàng)造。相對(duì)于務(wù)實(shí)地達(dá)到目標(biāo), 如果員工過(guò)分關(guān)注學(xué)習(xí)和自身技能的提升, 他們就可能忽視切實(shí)可行的解決方案, 而不顧實(shí)際地追求完美和新奇(Bunderson & Sutcliffe, 2003)。

綜上分析, 我們可以推斷, 高績(jī)效控制下精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的影響可能呈非線性特征, 特別是超過(guò)一定限度, 提升自我技能的學(xué)習(xí)和探索行為對(duì)于個(gè)體創(chuàng)造性解決問(wèn)題能力的提高, 其貢獻(xiàn)率遞減,到達(dá)拐點(diǎn)后甚至開(kāi)始抑制創(chuàng)造力。據(jù)此, 我們假設(shè)：

假設(shè)2：績(jī)效控制調(diào)節(jié)精熟目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力的關(guān)系。低績(jī)效控制時(shí), 精熟目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力線性正相關(guān); 高績(jī)效控制時(shí), 精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的影響呈非線性, 表現(xiàn)為先抑后揚(yáng)再抑。

2.3 績(jī)效控制與表現(xiàn)-趨近目標(biāo)導(dǎo)向

秉持表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向的個(gè)體追求獎(jiǎng)勵(lì)最大化和懲罰最小化, 通過(guò)外部跡象判定哪些是合宜可取的行為。因此可推測(cè)他們會(huì)把組織偏好看作選擇有利行為的主要信息依據(jù)。

表現(xiàn)-趨近導(dǎo)向的員工具有為獲得最大獎(jiǎng)勵(lì)而對(duì)外部信息反應(yīng)靈敏的特征。Elliot和 McGregor(2001)指出能力是目標(biāo)導(dǎo)向意義建構(gòu)的核心, 包括能力的參照標(biāo)準(zhǔn)和能力的定價(jià)兩個(gè)維度, 當(dāng)能力被正向定價(jià)時(shí), 會(huì)產(chǎn)生趨近或進(jìn)取行為; 當(dāng)被負(fù)向定價(jià)時(shí), 會(huì)產(chǎn)生警戒或回避行為。因?yàn)閷?duì)自我能力的定價(jià)為正向(Elliot & Thrash, 2001), 據(jù)此我們可以推斷持有較強(qiáng)表現(xiàn)-趨近導(dǎo)向的人更容易對(duì)組織控制偏好等外部刺激做出正面反應(yīng)。

當(dāng)績(jī)效控制程度低時(shí), 團(tuán)隊(duì)著眼于員工自我控制、學(xué)習(xí)與發(fā)展, 鼓勵(lì)嘗試、創(chuàng)造新穎的組合, 對(duì)失敗的容忍度較高。此時(shí)組織傳遞出的信號(hào)是創(chuàng)造成為個(gè)體展示自我能力的競(jìng)技場(chǎng)。在這種情境下,持有表現(xiàn)-趨近導(dǎo)向的員工認(rèn)為他們應(yīng)該學(xué)習(xí)、搜集信息, 嘗試使用復(fù)雜的方法解決問(wèn)題, 以展示自己的才能。他們通過(guò)創(chuàng)造證明自己的能力并盡量比同事做得更好。因此, 當(dāng)團(tuán)隊(duì)情境鼓勵(lì)和認(rèn)可創(chuàng)造時(shí), 表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向個(gè)體追求成功的正面情感就會(huì)受到激勵(lì), 積極參與到創(chuàng)造進(jìn)程中。由此我們假設(shè)：

假設(shè)3：績(jī)效控制調(diào)節(jié)表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向和創(chuàng)造力的關(guān)系。低績(jī)效控制時(shí), 表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向與創(chuàng)造力正相關(guān)。

2.4 績(jī)效控制與表現(xiàn)-回避目標(biāo)導(dǎo)向

表現(xiàn)-回避導(dǎo)向的個(gè)體傾向于盡量避免接受含有較高錯(cuò)誤和失敗可能性的挑戰(zhàn), 而將精力投入到成功機(jī)率較高的事情(VandeWalle, 1997)。

低績(jī)效控制意味著團(tuán)隊(duì)鼓勵(lì)員工自我學(xué)習(xí)與探索, 團(tuán)隊(duì)成員工作自主性強(qiáng), 甚至在很大程度上需要自我決定工作成功的標(biāo)準(zhǔn)(Hollensbe & Guthrie,2000)。但是探索新知識(shí)和技能并運(yùn)用它們?yōu)楣ぷ髦械碾y題找到創(chuàng)造性的解決途徑, 這本身具有不可預(yù)測(cè)性, 還會(huì)出現(xiàn)挫折、失誤和問(wèn)題。對(duì)于秉持表現(xiàn)-回避導(dǎo)向的員工而言, 開(kāi)放式的績(jī)效目標(biāo)意味著創(chuàng)造成為了模糊的、不確定性的挑戰(zhàn)。出于安全考慮, 他們會(huì)遠(yuǎn)離這些行為, 不愿意嘗試采用新方法改變已有工作范式和流程, 除非外部因素能夠降低這些活動(dòng)帶來(lái)的心理風(fēng)險(xiǎn)。因此, 低績(jī)效控制導(dǎo)致表現(xiàn)–回避導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有負(fù)向影響。

高績(jī)效控制意味著嚴(yán)格按照既定范式工作, 失敗的容忍度相對(duì)較低。一般認(rèn)為, 高績(jī)效控制強(qiáng)化表現(xiàn)-回避導(dǎo)向個(gè)體的保守決策, 以避免創(chuàng)造失敗風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的負(fù)面評(píng)價(jià)或懲罰。但是越來(lái)越多的跡象表明,情況可能相反(Maier, Waldstein, & Synowski, 2003)。

一方面, 任務(wù)明晰、規(guī)則明確使得創(chuàng)造成為一種確定性的挑戰(zhàn), 有助于緩解目標(biāo)模糊帶來(lái)的心理風(fēng)險(xiǎn); 另一方面, De Dreu, Baas和Nijstad (2008)提出的雙路徑創(chuàng)造力模型(the dual pathway to creativity model)強(qiáng)調(diào), 挑戰(zhàn)性評(píng)估引發(fā)的認(rèn)知靈活性并非獲得創(chuàng)造力的唯一途徑, 高績(jī)效控制引發(fā)的威脅性評(píng)估有助于加強(qiáng)個(gè)體的恒心和毅力(persistence and perseverance), 促使個(gè)體投入更多的精力和注意力關(guān)注手邊的威脅, 以避免相應(yīng)損失。在這種背景下,通過(guò)激活直接目標(biāo)行為, 讓個(gè)體聚焦于相對(duì)密閉但明確的目標(biāo)而不被其它任務(wù)或刺激分心, 同樣可以提高表現(xiàn)–回避導(dǎo)向個(gè)體創(chuàng)造的流暢性和原創(chuàng)性(George & Zhou, 2007; Baas et al., 2011)。換言之,高績(jī)效控制下“避免負(fù)面評(píng)價(jià)或者懲罰”類似Tushman, Newman和Romanelli (1986)所謂的“常規(guī)打破者” (frame breaker), 有助于引導(dǎo)表現(xiàn)–回避導(dǎo)向個(gè)體積聚心理能量和資源, 力圖緩解外部威脅,并最終幫助他們形成深入而獨(dú)到的見(jiàn)解或解決方案, 盡管它們的范圍相對(duì)狹窄(Gutnick et al., 2012)。因此我們有理由相信, 高績(jī)效控制下表現(xiàn)–回避導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有正向影響?；诖? 本文假設(shè)：

假設(shè)4：績(jī)效控制調(diào)節(jié)表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與創(chuàng)造力的關(guān)系。低績(jī)效控制時(shí), 表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與創(chuàng)造力負(fù)相關(guān); 高績(jī)效控制時(shí), 二者正相關(guān)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量測(cè)量

創(chuàng)造力。改編自Janssen (2000)發(fā)展的9條目的工作創(chuàng)新行為量表(WIB scale), 主要基于以下考慮。首先, 本文主要研究成就目標(biāo)導(dǎo)向與績(jī)效導(dǎo)向的交互作用對(duì)個(gè)體創(chuàng)造力的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制, 而創(chuàng)造力孕育于此過(guò)程之中, 不僅僅表現(xiàn)為一種靜態(tài)的成果?；诖? 本研究沒(méi)有采用 Amabile (1983)的經(jīng)典定義, 把創(chuàng)造力看做新穎而富有價(jià)值的想法, 而是采用 Shalley (1991)的動(dòng)態(tài)定義, 把創(chuàng)造力視作目標(biāo)實(shí)現(xiàn)進(jìn)程中運(yùn)用新方法或新思路解決挑戰(zhàn)性難題的過(guò)程。該過(guò)程涵蓋產(chǎn)生創(chuàng)意(idea generation)、創(chuàng)意推進(jìn)(idea promotion)和創(chuàng)意實(shí)現(xiàn)(idea realization)三個(gè)階段(Kanter, 1988)。通過(guò)系統(tǒng)比較 Zhou和George (2001)編制的創(chuàng)造力量表與 Janssen (2000)發(fā)展的工作創(chuàng)新行為量表, 前者包括了創(chuàng)意產(chǎn)生和創(chuàng)意實(shí)現(xiàn)兩個(gè)階段, 而后者則涵蓋了全部三個(gè)階段。

其次, 該量表適合采取員工自陳式填寫(xiě)。Janssen (2000)強(qiáng)調(diào)三點(diǎn)原因, 一是員工對(duì)任務(wù)背景信息的了解以及對(duì)自身行為動(dòng)機(jī)的認(rèn)知比主管更為細(xì)致; 二是對(duì)創(chuàng)造力這類自由裁量行為的評(píng)估,同很多主觀評(píng)估一樣非常容易受到評(píng)估者個(gè)人偏好的影響而做出不同理解, 從而造成不同評(píng)估者給出的評(píng)估結(jié)果差異很大(Organ & Konovsky, 1989);三是上司評(píng)估容易被一些善于表現(xiàn)的員工的表面行為蠱惑, 而有時(shí)又會(huì)對(duì)一些誠(chéng)實(shí)員工的真正富有創(chuàng)造力的行為視而不見(jiàn)。從Janssen (2000)的實(shí)際研究結(jié)果看, 數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)與理論模型的契合效果采用員工自陳式比采用上司評(píng)估方式理想。為此, 我們對(duì)創(chuàng)造力的測(cè)量借鑒如上量表, 并同時(shí)搜集員工自陳式填寫(xiě)和上司打分兩方面數(shù)據(jù)。后續(xù)進(jìn)行的一致性Kappa檢驗(yàn)和恒等性檢驗(yàn)表明, 創(chuàng)造力無(wú)論采取員工自陳式填寫(xiě)還是上司打分, 都意味著是一個(gè)相同的測(cè)量構(gòu)念。

由此, 我們遵照原量表的建議采用員工自陳式填寫(xiě)數(shù)據(jù)。

成就目標(biāo)導(dǎo)向。采用Baranik, Barron和Finney(2007)編制的適用于工作領(lǐng)域的成就目標(biāo)導(dǎo)向量表,其中精熟目標(biāo)導(dǎo)向包含10個(gè)問(wèn)項(xiàng), 表現(xiàn)–趨近目標(biāo)導(dǎo)向和表現(xiàn)–回避目標(biāo)導(dǎo)向各包含 4個(gè)問(wèn)項(xiàng)。該量表在多項(xiàng)研究中證明具有良好的信度和效度。

績(jī)效控制。采用Oldham和Hackman (1981)發(fā)展的團(tuán)隊(duì)工作正規(guī)化量表, 用來(lái)反映個(gè)體在團(tuán)隊(duì)工作過(guò)程中對(duì)團(tuán)隊(duì)規(guī)則、規(guī)范干預(yù)個(gè)體自主工作行為的主觀感知程度。共計(jì)5個(gè)問(wèn)項(xiàng)。

上述量表問(wèn)項(xiàng)采用5級(jí)Likert評(píng)定法。最后, 為避免人口統(tǒng)計(jì)特征變量對(duì)結(jié)果的干擾, 我們引入年齡、受教育程度與在職年限作為控制變量。

3.2 樣本收集

考慮到變量間具有跨層次關(guān)系, 我們以項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)作為問(wèn)卷調(diào)查單元。根據(jù) George (1990)的標(biāo)準(zhǔn),員工擁有一個(gè)共同的主管并按照既定流程協(xié)同作業(yè), 便視作一個(gè)項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)。數(shù)據(jù)采集采取現(xiàn)場(chǎng)問(wèn)卷填寫(xiě)方式。

調(diào)查對(duì)象來(lái)自上海、浙江、江蘇、安徽等省份21家企業(yè)的54個(gè)團(tuán)隊(duì)540名技術(shù)和管理人員, 分布在通訊、軟件開(kāi)發(fā)、金融和環(huán)?？萍妓念愋袠I(yè)。剔除無(wú)效樣本后, 共計(jì)52個(gè)團(tuán)隊(duì)515名員工作為正式研究對(duì)象。團(tuán)隊(duì)平均管理幅度約為 10人。在受訪者中, 男性占 65.44%; 年齡結(jié)構(gòu)上, 25～35歲之間的占到60.56%; 教育程度上, 本科占52.41%, 研究生及以上占22.65%; 工作年限上, 5年以內(nèi)的占34.50%, 5～10年的占43.22%。

3.3 多層次數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的有效性分析

3.3.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性及信度和效度

表1顯示了主要研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)關(guān)系。為保證測(cè)量的正確性, 我們?cè)u(píng)估了變量的信度和效度。

結(jié)果顯示, 每個(gè)變量的信度值(克倫巴赫 a系數(shù))均超過(guò)了 0.7, 組合信度(CR)值 0.7以上, 超過(guò)0.5的判斷標(biāo)準(zhǔn), 表明變量具有良好的信度。變量平量均萃取變異 (AVE)的平方根值(位于表1對(duì)角線括號(hào)內(nèi))均滿足了大于其所在行與列相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值, 說(shuō)明研究變量具有良好的區(qū)分效度。盡管部分變量的平均萃取變異量偏低, 但是根據(jù) Fornell和Larcker (1981)提出的標(biāo)準(zhǔn), 當(dāng)平均萃取變異量低于0.5時(shí), 若變量的組合信度高于0.6以上, 仍具有收斂效度。

3.3.2 跨組的多層次驗(yàn)證性因子分析

組織層面的績(jī)效控制整合自個(gè)體層面的績(jī)效控制感知。但是在整合過(guò)程中必須考慮個(gè)體之間的相互影響, 不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為個(gè)體感知之間彼此獨(dú)立,否則模型參數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤會(huì)低估, 增加Ⅰ型誤差。單因素方差分析(ANOVA))顯示團(tuán)隊(duì)之間的績(jī)效控制模型存在顯著差異(p < 0.05), 組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC1 = 0.17和ICC2 = 0.91, 均滿足符合Cohen (1988)建議的強(qiáng)關(guān)聯(lián)程度。利用聚合程序(aggregate)所計(jì)算的組內(nèi)一致性指標(biāo) r的平均值為 0.88, 滿足James, Demaree和Wolf (1984)所建議的大于0.7的判定標(biāo)準(zhǔn), 表明變量具有高的內(nèi)部一致性。這些結(jié)果說(shuō)明團(tuán)隊(duì)水平上的績(jī)效控制測(cè)量是合理的。

進(jìn)一步, 我們運(yùn)用Dye, Hanges和Hall (2005)建議的五步法評(píng)估了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是否具有跨層次的適用性。在評(píng)估之前先進(jìn)行單層次分析。以自由估計(jì)相關(guān)性的斜交五因子模型(所有變量獨(dú)立分開(kāi))為基準(zhǔn)模型, 構(gòu)建了5個(gè)競(jìng)爭(zhēng)模型：直交五因子模型(因子間相關(guān)系數(shù)為0)、單因子模型(五個(gè)因子完美相關(guān), 相關(guān)系數(shù)設(shè)定為 1), 以及根據(jù)自變量和調(diào)節(jié)變量歸集程度構(gòu)建的四因子模型(表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向合成一個(gè)因素, 加上精熟導(dǎo)向、績(jī)效控制、創(chuàng)造力)、三因子模型(目標(biāo)導(dǎo)向合成一個(gè)因素, 加上績(jī)效控制和創(chuàng)造力)和二因子模型(自變量和調(diào)節(jié)變量歸屬同一潛變量, 加上創(chuàng)造力)。模型比較結(jié)果見(jiàn)表2。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)系數(shù)及信度、效度檢驗(yàn)值

表2 模型的比較及共同方法偏差分析

結(jié)果顯示, 斜交五因子模型在適配指標(biāo)方面優(yōu)于其他模型。Δχ/df結(jié)果顯著, 表明因素載荷設(shè)定后模型擬合效果顯著變差, 因而基準(zhǔn)模型明顯優(yōu)于競(jìng)爭(zhēng)模型, 說(shuō)明五因素并非獨(dú)立無(wú)關(guān)聯(lián), 也不是合而為一的構(gòu)念(Schumacker & Lomax, 1996)。這些個(gè)體水平上的數(shù)據(jù)模型也說(shuō)明了我們研究的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)具有收斂效度和區(qū)分效度, 為多層次數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的檢驗(yàn)提供了模型基礎(chǔ)(Dyer et al., 2005)。

隨后, 我們運(yùn)用Mplus 7.11軟件考察了斜交五因子模型是否具有跨層次的恒等性。具體包括如下5個(gè)步驟(Dyer et al., 2005)：對(duì)樣本總協(xié)方差矩陣(S)進(jìn)行傳統(tǒng)驗(yàn)證性因子分析(第一步)、對(duì)組間變異進(jìn)行估計(jì)(第二步)、對(duì)樣本的合并組內(nèi)協(xié)方差矩陣(S)進(jìn)行傳統(tǒng)驗(yàn)證性因子分析(第三步)、對(duì)樣本的組間協(xié)方差矩陣(S)進(jìn)行傳統(tǒng)驗(yàn)證性因子分析(第四步)、對(duì)樣本的組間與組內(nèi)協(xié)方差矩陣(S及S)進(jìn)行多層次驗(yàn)證性因子分析(第五步)。結(jié)果見(jiàn)表 3所示。

表3 多層次驗(yàn)證性因子分析(MCFA)適配指標(biāo)摘要表

結(jié)果顯示, 包含組內(nèi)和組間的多層次模型(S及 S)與本文數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)顯示出更好的適配性。與運(yùn)用傳統(tǒng)驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)樣本總協(xié)方差矩陣(斜交五因子模型)的結(jié)果相比, 除卡方值(p > 0.1)因多層次驗(yàn)證性因子分析(MCFA)進(jìn)行了類似傳統(tǒng)多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析(即將組內(nèi)模型視為一組而將組間模型視為另一組)而導(dǎo)致結(jié)果較高之外, 多層次結(jié)構(gòu)方程式模型的 RMSEA和 CFI明顯優(yōu)于前者。從SRMR看, 多層次驗(yàn)證性因子分析提供的組間模型的適配結(jié)果(SRMR= 0.06)明顯優(yōu)于僅單純地根據(jù)組間協(xié)方差矩陣(S)分析的結(jié)果 0.10; 組內(nèi)模型的適配結(jié)果(SRMR= 0.06)也優(yōu)于單純根據(jù)組內(nèi)協(xié)方差矩陣(S)分析得到的0.06。以上表明, 斜交五因子結(jié)構(gòu)在個(gè)體層次與組間層面為一等值模式, 因而后續(xù)研究不會(huì)產(chǎn)生跨層次推論的謬誤(Muthén, 1994)。

3.3.3 共同方法偏差評(píng)估

變量以感知(perception)測(cè)量為主, 且單一問(wèn)卷同一時(shí)間向同一施測(cè)者搜集而得, 共同方法偏差(CMV)難以避免。為盡可能降低共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果的影響, 我們?cè)谑虑白隽祟A(yù)防處理, 包括隱匿研究目的和變量名稱、問(wèn)項(xiàng)錯(cuò)項(xiàng)排列、引入反向題等, 以減少調(diào)查對(duì)象的一致性填寫(xiě)動(dòng)機(jī)(Podsakoff& Organ, 1986)。事后, 我們?cè)u(píng)估了共同方法偏差的潛在影響。具體做法是將所有同源數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析得到一個(gè)不可測(cè)量共同成分變量(an unmeasured common method variable), 在斜交五因子模型的基礎(chǔ)上加入該共同方法變異因子, 構(gòu)建一個(gè)六因子模型(周浩, 龍立榮, 2004)。

結(jié)果顯示(見(jiàn)表 2), 模型的卡方量顯著減少(Δχ= 160.67, Δdf = 31, p < 0.001), 說(shuō)明變量之間存在一定程度的共同方法偏差。鑒于χ具有對(duì)樣本規(guī)模敏感的特征, 在模型優(yōu)劣比較時(shí)尚需考慮其他擬合指標(biāo)的差異。RMSEA、CFI等指標(biāo)的改善程度有限, 約在 0.01～0.02之間, 說(shuō)明加入共同方法變異因子后, 模型擬合優(yōu)度并未得到明顯的改進(jìn)。因此, 共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果的解釋不會(huì)構(gòu)成威脅(謝寶國(guó), 龍立榮, 2008)。

3.4 研究工具、步驟及模型

鑒于變量間存在嵌套關(guān)系, 我們遵循跨層次分析(cross-level)的步驟建立并運(yùn)用 HLM 6.0軟件逐次檢驗(yàn)了4種不同模型：虛無(wú)模型、隨機(jī)參數(shù)回歸模型、截距項(xiàng)預(yù)測(cè)模型和斜率項(xiàng)預(yù)測(cè)模型。檢驗(yàn)步驟及模型構(gòu)建具體見(jiàn)附錄。

4 假設(shè)檢驗(yàn)

根據(jù)Hofmann和Gavin (1998)的建議, 在檢驗(yàn)中我們對(duì)個(gè)體層次變量進(jìn)行了總平均中心化處理,以提高截距的解釋力。為避免多重共線性, 對(duì)組織層面變量沒(méi)有進(jìn)行總平均中心化處理。固定效應(yīng)估計(jì)采取帶有穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤差(with robust standard errors)的方法。研究結(jié)果如表4所示。

4.1 虛無(wú)模型(Null model)

虛無(wú)模型用來(lái)檢驗(yàn)跨層次效果是否存在。只有組內(nèi)與組間的變異成份顯著, 才能夠進(jìn)行下一步的截距與斜率項(xiàng)分析。從表4的虛無(wú)模型檢驗(yàn)結(jié)果看,組織層面的隨機(jī)方差為τ= 0.06, 卡方檢驗(yàn)結(jié)果(χ=141.27, df = 51, p < 0.001)說(shuō)明組間方差是顯著的。σ= 0.31, 故ICC1 = 0.15, 表明員工創(chuàng)造力的變異數(shù)0.36 (即σ+τ= 0.36)中, 由于組別差異所造成的變異程度為 0.06, 占總體變異數(shù)的 15.2%, 另外84.8%的變異來(lái)自員工個(gè)體層面的差異。根據(jù)Cohen (1988)建議的標(biāo)準(zhǔn), 這屬于強(qiáng)關(guān)聯(lián)程度, 不宜以一般的回歸模型來(lái)進(jìn)行分析, 應(yīng)采用線性階層模型(HLM)加以分析。

4.2 隨機(jī)參數(shù)回歸模型(Random coefficient regression model)

第二步主要運(yùn)用隨機(jī)參數(shù)回歸模型主要考察層次一(Level-1)的直接效果, 用以驗(yàn)證假設(shè) 1是否成立, 同時(shí)也將判定不同個(gè)體的創(chuàng)造力是否存在著不同的截距與斜率, 為檢驗(yàn)情境變量(Level-2)的影響創(chuàng)造條件。

表4顯示, 用來(lái)比較模型總體擬合情況的似然值統(tǒng)計(jì)量離異數(shù), 從虛無(wú)模型的911.53降至855.68,表示隨機(jī)參數(shù)回歸模型的適配度比前者要好。σ=0.24, 較零模型減少23.4% (即R= 0.23), 說(shuō)明有 23.4%的創(chuàng)造力組內(nèi)方差可被成就目標(biāo)導(dǎo)向解釋。其中, γ= 0.27 (t = 3.39, p < 0.01), 表明精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有正向影響, 假設(shè)1得到驗(yàn)證。此外, 隨機(jī)效應(yīng) τ= 0.06 (χ= 149.44, df = 46, p <0.001), 顯示截距項(xiàng)變異成分顯著, 表明不同組間確實(shí)存在不同的截距, 組織層面的績(jī)效控制對(duì)員工創(chuàng)造力的影響可能存在。

4.3 截距項(xiàng)預(yù)測(cè)模型(Intercepts-as-outcomes model)

第三步用來(lái)揭示截距項(xiàng)變異的存在是否由層次二(Level-2)導(dǎo)致。鑒于績(jī)效控制程度低時(shí)會(huì)導(dǎo)致員工對(duì)任務(wù)目標(biāo)和規(guī)范感知模糊, 而高于一定限度時(shí)工作本身蘊(yùn)含的內(nèi)在激勵(lì)會(huì)因外在因素的加入而降低效果(Ryan & Deci, 2008; Frey & Oberholzer-Gee, 1996), 因此, 需要對(duì)績(jī)效控制做非線性處理。表4顯示, R= 0.10, 說(shuō)明有9.5%的創(chuàng)造力組間方差可以被績(jī)效控制解釋。其中, 績(jī)效控制一次方的估計(jì)值γ= 0.24 (t = 3.09, p < 0.01), 二次方的估計(jì)值 γ= -0.12 (t = -2.82, p < 0.05), 顯示績(jī)效控制對(duì)員工創(chuàng)造力有正向影響但增量遞減(Aiken &West, 1991)。因此, 隨后的檢驗(yàn)必須控制其直接影響效應(yīng)。

隨機(jī)效應(yīng) τ= 0.15 (χ= 80.70, df = 46, p <0.01), 表示精熟導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的影響在各群組間存在顯著的變異。同樣, 表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向(τ= 0.01,χ= 60.10, df = 46, p < 0.05)、表現(xiàn)–回避導(dǎo)向(τ=0.01, χ= 69.18, df = 46, p < 0.05)分別對(duì)創(chuàng)造力的影響在各群組間也存在著顯著變異, 因此需要進(jìn)行調(diào)節(jié)效果的檢驗(yàn)。

表4 線性階層模型(HLM)分析結(jié)果

4.4 斜率項(xiàng)預(yù)測(cè)模型(Slopes-as-outcomes model)

第四步主要分析斜率變異成分是否可由層次二(Level-2)的變量所解釋。結(jié)合Aiken和West (1991)的建議, 運(yùn)用飽和回歸方程簡(jiǎn)單估計(jì)斜率繪制出交互效應(yīng)圖, 可以驗(yàn)證假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5關(guān)于績(jī)效控制調(diào)節(jié)成就目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力的關(guān)系是否成立。

從表 4 結(jié)果看, R= 0.84, 說(shuō)明引進(jìn)績(jī)效控制可減少第二層斜率項(xiàng) 84.0%的變異程度。績(jī)效控制與精熟導(dǎo)向交互項(xiàng)的一次方估計(jì)值γ=-1.73 (t = -2.32, p < 0.05), 二次方估計(jì)值 γ= 2.87(t = 3.74, p < 0.01), 三次方估計(jì)值 γ= -0.76 (t =-1.36, p < 0.1)。表明交互作用結(jié)果與假設(shè)2預(yù)測(cè)的方向一致。

交互效應(yīng)圖顯示(圖 1), 低績(jī)效控制強(qiáng)化精熟導(dǎo)向與創(chuàng)造力之間的正向關(guān)系(b = 0.48, t = 8.22, p <0.001), 而在高績(jī)效控制情形下精熟導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有“S”型影響(b= -3.07, t = -2.59, p < 0.001; b= 1.44,t = 3.43, p < 0.01; b= -0.17, t = -3.74, p < 0.001),表現(xiàn)出先抑后揚(yáng)再抑, 由此假設(shè)2得到支持。

圖1 績(jī)效控制對(duì)精熟導(dǎo)向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

γ= -1.20 (t = -2.77, p < 0.05), 交互作用的結(jié)果與假設(shè) 3預(yù)測(cè)的方向一致, 交互效應(yīng)圖顯示(圖2), 高績(jī)效控制下表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的影響不顯著(b = 0.03, t = 0.04, ns), 而低績(jī)效控制下表現(xiàn)–趨近目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有正向影響(b = 0.22, t= 3.42, p < 0.01), 因此, 假設(shè)3得到支持。

圖 2 績(jī)效控制對(duì)表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖 3 績(jī)效控制對(duì)表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

γ= 1.11 (t = 2.30, p < 0.05), 表明績(jī)效控制對(duì)表現(xiàn)–回避目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用達(dá)到顯著水平。交互效應(yīng)圖顯示(圖3), 績(jī)效控制程度低時(shí),表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與創(chuàng)造力負(fù)相關(guān)(b = -0.10, t = -2.01,p < 0.05); 績(jī)效控制程度高時(shí), 表現(xiàn)–回避導(dǎo)向正向預(yù)測(cè)創(chuàng)造力(b = 0.15, t = 2.20, p < 0.05), 由此假設(shè)4得到支持。

5 結(jié)果討論

5.1 理論分析及啟示

在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、轉(zhuǎn)型發(fā)展的今天, 管理者正面臨著雙重挑戰(zhàn), 不僅要識(shí)別出具有創(chuàng)造潛質(zhì)的員工,還要塑造出有利于員工創(chuàng)造的團(tuán)隊(duì)情境。本文系統(tǒng)考察了成就目標(biāo)導(dǎo)向與績(jī)效控制的交互效應(yīng)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響機(jī)制?？?jī)效控制作為重要的組織情境變量(Murphy & Cleveland, 1995), 在管理實(shí)踐中存在一個(gè)所謂的“雅努斯困境”——管控過(guò)死, 窒息活力; 管控過(guò)松, 組織渙散。困境背后是我們對(duì)績(jī)效控制影響個(gè)體特質(zhì)發(fā)揮作用的內(nèi)在機(jī)制和邊界條件知之甚少。本研究有如下重要發(fā)現(xiàn)。

5.1.1 高績(jī)效控制情境下精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有非線性影響

與多數(shù)研究一致, 本文的驗(yàn)證結(jié)果再次表明,專注于學(xué)習(xí)和發(fā)展相關(guān)技能的精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力產(chǎn)生積極而深遠(yuǎn)的影響, 特別是主張自我控制和行為自律的低績(jī)效控制情境為創(chuàng)造力創(chuàng)設(shè)了更大的發(fā)揮空間, 有助于員工排除外部干擾, 積極參與到創(chuàng)造性的挑戰(zhàn)進(jìn)程中, 探尋多樣化或差異化的問(wèn)題解決之道。

但是本文的新發(fā)現(xiàn)在于, 高績(jī)效控制情境下精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的影響呈非線性特征。鑒于Hirst, Van Knippenberg, Chen和Sacramento (2011)在研究中所假設(shè)的績(jī)效控制負(fù)向調(diào)節(jié)精熟導(dǎo)向與創(chuàng)造力之間的關(guān)系, 并沒(méi)有得到數(shù)據(jù)支持, 我們?cè)谀Ｐ椭凶隽朔蔷€性修正, 并驗(yàn)證在這種情境下精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的影響呈“S型”特征。換言之,在高績(jī)效控制情境下, 過(guò)多的學(xué)習(xí)和探索行為在達(dá)到一定閾值后反而抑制員工創(chuàng)造力。這一結(jié)果符合March (1991)在學(xué)習(xí)過(guò)載理論中所揭示的學(xué)習(xí)邊際收益遞減規(guī)律, 同時(shí)也支持了特質(zhì)激活理論, 即外部環(huán)境一定要與個(gè)體特質(zhì)相適應(yīng), 才能激活個(gè)體特質(zhì)中的積極因素。

5.1.2 表現(xiàn)–回避導(dǎo)向置于高績(jī)效控制情境下對(duì)創(chuàng)造力有正向影響

持表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向的個(gè)體猶若“變色龍” (Chartrand& Bargh, 1999), 善于把組織偏好作為選擇合宜行為的信息依據(jù)。早期研究多把表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與內(nèi)在動(dòng)機(jī)易被不利環(huán)境削弱聯(lián)系起來(lái), 因而侵蝕員工創(chuàng)造力的基礎(chǔ)(Elliot & Harackiewicz, 1996)。本文發(fā)現(xiàn), 在低績(jī)效控制情形下情況的確如此。對(duì)于表現(xiàn)–回避導(dǎo)向的員工而言, 低度的規(guī)范和指導(dǎo)使得創(chuàng)造成為了模糊的、不確定性的挑戰(zhàn), 他們最佳的選擇是將精力投入到成功機(jī)率最高、最安全的解決路徑,從而削弱其創(chuàng)造力。正如Amabile (1997)借用“白鼠走迷宮”隱喻的那樣, 在組織目標(biāo)模糊時(shí), 個(gè)體所有的努力將圍繞盡快逃出迷宮這個(gè)目標(biāo)展開(kāi), 最安全和最直接的路徑將是個(gè)體最理性的選擇。事實(shí)上,創(chuàng)造性的解決方案常常需要我們深入迷宮機(jī)理探尋更多新的路徑和快捷出口。

但是在高績(jī)效控制情境下, 情況則相反, 這也是本文的重要發(fā)現(xiàn)之一。盡管 Baas等(2011)以及Gutnick等(2012)的研究均強(qiáng)調(diào), 威脅性的環(huán)境有助于激活回避導(dǎo)向員工的直接目標(biāo)行為。但是他們僅對(duì)中介機(jī)制做了分析, 沒(méi)有對(duì)調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用機(jī)制做進(jìn)一步的思考, 本文彌補(bǔ)了這一缺陷。研究結(jié)果使得我們有理由相信, 在高績(jī)效控制下, 嚴(yán)苛的組織規(guī)范和剛性的規(guī)定有助于啟動(dòng)表現(xiàn)–回避導(dǎo)向員工的威脅性感知, 進(jìn)而激活其直接目標(biāo)行為, 引導(dǎo)他們把精力和心理資源聚焦在組織目標(biāo)要求上,從而化個(gè)體特質(zhì)中的消極因素為積極因素, 形成盡管面窄但深入的思維成果(Baas et al., 2011; Baas,Roskes, Sligte, Nijstad, & De Dreu, 2013)。

5.1.3 低績(jī)效控制情境下表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力有正向影響

最后, 本文也提供了明確的證據(jù), 表明在低績(jī)效控制情境下, 鼓勵(lì)自我發(fā)展無(wú)疑等同于向表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向的員工吹響了積極進(jìn)取的“沖鋒號(hào)”, 激勵(lì)他們?cè)谧晕覄?chuàng)造的競(jìng)技場(chǎng)上積聚資源, 聚焦組織目標(biāo), 積極參與到挑戰(zhàn)性的創(chuàng)造進(jìn)程之中。這一研究結(jié)果與 Elliot等(2005)進(jìn)行的行為依隨實(shí)驗(yàn)結(jié)論基本一致。他們發(fā)現(xiàn), 引入權(quán)變變量(如績(jī)效激勵(lì))的調(diào)節(jié)作用, 表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的正向影響甚至超過(guò)精熟目標(biāo)導(dǎo)向。這一結(jié)果反映出行為具有依隨于外部強(qiáng)化而改變的特性。

總之, 本文理論貢獻(xiàn)在于：在高績(jī)效控制情境下, 精熟目標(biāo)導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力產(chǎn)生非線性影響, 從而為學(xué)習(xí)過(guò)載理論提供了實(shí)證支持; 另一方面, 來(lái)自職場(chǎng)的證據(jù)進(jìn)一步否定了長(zhǎng)期以來(lái)形成的把表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向(特別是表現(xiàn)–回避導(dǎo)向)與缺乏創(chuàng)造力聯(lián)系起來(lái)的觀點(diǎn), 為特質(zhì)激活理論提供了證據(jù)。這些結(jié)論啟示我們?cè)谖磥?lái)的研究中, 應(yīng)由對(duì)特質(zhì)差異的單邊關(guān)注轉(zhuǎn)向從特質(zhì)和情境的交互作用出發(fā)系統(tǒng)考察員工的創(chuàng)造力。

5.2 管理啟示

上述結(jié)論的管理啟示在于, 我們?cè)诠芾韴F(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力時(shí)不僅需要了解什么樣的員工具有創(chuàng)造潛力,更需要理解組織機(jī)制對(duì)具有不同特質(zhì)員工的創(chuàng)造力分別有著怎樣的影響。

5.2.1 引入權(quán)變績(jī)效控制策略, 引導(dǎo)不同特質(zhì)員工聚焦不同目標(biāo)

面對(duì)工作中的創(chuàng)造難題, 員工視作挑戰(zhàn)性機(jī)遇還是不確定性威脅, 選擇“戰(zhàn)還是逃” (Fight-orflight), 在很大程度上取決于組織的績(jī)效導(dǎo)向(Bracha,Ralston, Matsukawa, Williams, & Bracha, 2004)。對(duì)于精熟目標(biāo)導(dǎo)向員工, 績(jī)效控制模式應(yīng)該有助于強(qiáng)化他們專注自我成就目標(biāo); 對(duì)于“看組織臉色行事”的表現(xiàn)目標(biāo)導(dǎo)向員工, 盡管我們很難把他們從對(duì)外部的關(guān)注收斂到對(duì)內(nèi)在成就目標(biāo)的關(guān)注, 但是我們可以通過(guò)有效的績(jī)效控制機(jī)制設(shè)計(jì), 引導(dǎo)他們把視線從關(guān)注組織獎(jiǎng)懲規(guī)則轉(zhuǎn)向任務(wù)目標(biāo), 使得工作資源更加聚焦。

具體而言, 對(duì)于精熟目標(biāo)導(dǎo)向和表現(xiàn)–趨近導(dǎo)向的員工, 應(yīng)采取水平型控制, 倡導(dǎo)自我管理和行為自律。具體而言, 一方面要適度松綁績(jī)效控制與報(bào)酬激勵(lì)的關(guān)系, 激勵(lì)計(jì)劃要體現(xiàn)“長(zhǎng)-短期導(dǎo)向”,即容忍短期失敗并獎(jiǎng)勵(lì)長(zhǎng)期成就。這等同于為員工提供了一個(gè)金色降落傘(golden parachutes), 比采用固定薪酬或標(biāo)準(zhǔn)績(jī)效性報(bào)酬(pay for performance)激勵(lì)計(jì)劃效果要好(Ederer & Manso, 2013)。另一方面, 要突破傳統(tǒng)基于集權(quán)化和正規(guī)化的職位設(shè)置帶來(lái)的員工隧道視野, 按照?qǐng)F(tuán)隊(duì)成員角色重新定義工作, 將工作流程上下游環(huán)節(jié)的期望轉(zhuǎn)化為該角色的目標(biāo)與職責(zé), 以此擴(kuò)展員工創(chuàng)新空間。同時(shí), 要塑造良好的自我成就和自我管理氛圍, 使得組織成為學(xué)習(xí)的樂(lè)土、創(chuàng)造的主戰(zhàn)場(chǎng), 讓發(fā)散性思維、質(zhì)疑能力在創(chuàng)造的征途中涵濡浸漬, 催生組織可持續(xù)的創(chuàng)新活力。

對(duì)于表現(xiàn)–回避導(dǎo)向的員工, 應(yīng)訴諸垂直績(jī)效控制。首先組織規(guī)則界面和任務(wù)目標(biāo)一定要透明、清晰, 所謂“法明則無(wú)患”; 其次, 加強(qiáng)指導(dǎo)和引導(dǎo),促進(jìn)組織目標(biāo)和規(guī)則內(nèi)化于認(rèn)知和行為之中; 最后,獎(jiǎng)懲機(jī)制一定要有助于打破其心理安全預(yù)期, 提高緊迫感, 才能激活直接目標(biāo)行為, 在“走迷宮”時(shí)敢于跳出格式化思維(“out-of-the-box”thinking)的窠臼(Gutnick et al., 2012), 探尋出異質(zhì)性的問(wèn)題解決路徑。

5.2.2 適度干預(yù)精熟導(dǎo)向員工的學(xué)習(xí)行為, 提高創(chuàng)造力投資效率

員工的創(chuàng)造活動(dòng)主要發(fā)生在特定的團(tuán)隊(duì)環(huán)境中(Shalley et al., 2004), 在團(tuán)隊(duì)任務(wù)緊迫的情況下,企業(yè)需要通過(guò)強(qiáng)化績(jī)效控制以滿足時(shí)間、成本、進(jìn)程和流程需要, 提高創(chuàng)新效率, 消解創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)。盡管專注于學(xué)習(xí)新方法、獲取新技能來(lái)發(fā)展個(gè)人能力的精熟目標(biāo)導(dǎo)向員工無(wú)疑是團(tuán)隊(duì)最重要的創(chuàng)新資源, 但是這里不可避免地會(huì)發(fā)生學(xué)習(xí)成本與時(shí)間成本的劇烈沖突。考慮到在高績(jī)效控制情境下過(guò)多的學(xué)習(xí)和探索行為反而抑制精熟目標(biāo)導(dǎo)向員工的創(chuàng)造力, 因此在任務(wù)緊迫的情形下, 我們需要把員工的學(xué)習(xí)行為控制在適度范圍內(nèi), 必要時(shí)甚至需要干預(yù)員工學(xué)習(xí)和探索行為, 把員工的創(chuàng)造視線由自我成就驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向團(tuán)隊(duì)任務(wù)目標(biāo)驅(qū)動(dòng), 使我們對(duì)于創(chuàng)造力的投資更富有效率。

總之, 在管理團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力時(shí), 一方面我們應(yīng)由關(guān)注員工成就目標(biāo)導(dǎo)向的特質(zhì)差異轉(zhuǎn)向構(gòu)建與此相匹配的組織情境上; 另一方面應(yīng)由單純關(guān)注團(tuán)隊(duì)?wèi)?yīng)如何促進(jìn)和推動(dòng)具有某種特質(zhì)的員工更好地從事學(xué)習(xí)和創(chuàng)造活動(dòng), 兼顧塑造合宜的績(jī)效控制模式引導(dǎo)和鼓勵(lì)具有另外特質(zhì)的員工展現(xiàn)出那些在其它條件下通常不會(huì)出現(xiàn)的行為, 凸顯出權(quán)變績(jī)效控制的導(dǎo)向作用和特質(zhì)激活的功效。這樣我們?cè)趫F(tuán)隊(duì)組建時(shí)就可以避免不必要的篩選成本或額外的學(xué)習(xí)成本, 從而使組織對(duì)開(kāi)發(fā)員工創(chuàng)造力的投資更富有效率。

6 小結(jié)及后續(xù)研究方向

面對(duì)創(chuàng)造進(jìn)程中的挑戰(zhàn)和風(fēng)險(xiǎn), 如何管控是個(gè)永恒的話題。本研究提供的證據(jù)表明, 權(quán)變地選擇績(jī)效控制模式, 有助于激活員工成就目標(biāo)特質(zhì)中的積極因素, 或者化消極因素為積極因素, 提高員工創(chuàng)造力。這一結(jié)果有助于深化我們對(duì)不同控制情境下成就目標(biāo)導(dǎo)向與創(chuàng)造力之間關(guān)系的研究, 也有助于我們?cè)趯?shí)踐中更好地識(shí)別和把握影響與制約員工創(chuàng)造力的行為權(quán)變因素, 從特質(zhì)和情境的動(dòng)態(tài)交互作用出發(fā)選擇適當(dāng)?shù)目?jī)效控制模式。

需要指出的是, 本文還存在諸多不足, 尚需要在研究手段創(chuàng)新、概念模型優(yōu)化等方面進(jìn)一步聚焦特色、拓展研究空間。首先, 本文對(duì)成就目標(biāo)導(dǎo)向維度采取經(jīng)典的三分法, 隨著成就目標(biāo)理論研究日益深入, 逐漸形成了四維度的理論框架體系(Elliot& McGregor, 2001), 后續(xù)可進(jìn)一步深化這一主題的研究。其次, 本文選擇研發(fā)團(tuán)隊(duì)作為研究對(duì)象, 研發(fā)團(tuán)隊(duì)的情境因素影響力相對(duì)更強(qiáng)一些, 因而相關(guān)結(jié)論能否推廣到一般任務(wù)活動(dòng), 還需要進(jìn)一步分析。第三, 隨機(jī)效果變異成份τ仍達(dá)顯著水平(χ=140.37, df = 44, p < 0.001), 顯示截距項(xiàng)尚有其它第二層次的變量未被本研究所考慮, 后續(xù)研究可進(jìn)一步尋找其它可能的影響因素。第四, 盡管本文找到了表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與創(chuàng)造力正向聯(lián)系的證據(jù), 并借鑒相關(guān)研究, 從激發(fā)威脅性感知進(jìn)而啟動(dòng)直接目標(biāo)行為角度解釋了這一現(xiàn)象, 但情況是否如此尚需進(jìn)一步的實(shí)證支持。因此, 未來(lái)可以通過(guò)構(gòu)建一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型, 檢驗(yàn)在績(jī)效控制的調(diào)節(jié)作用下, 威脅性感知和直接目標(biāo)行為能否以及如何中介表現(xiàn)–回避導(dǎo)向與創(chuàng)造力的關(guān)系, 從而更深刻地揭示表現(xiàn)–回避導(dǎo)向?qū)?chuàng)造力的作用機(jī)理。

致謝：感謝成就目標(biāo)導(dǎo)向理論奠基人、美國(guó)Rochester大學(xué)Elliot教授的支持和肯定; 感謝荷蘭Groningen大學(xué)Janssen教授授權(quán)使用量表及建設(shè)性指導(dǎo); 感謝電子科技大學(xué)王雎副教授、上海大學(xué)劉婷副教授的幫助; 感謝王素婷、張燕同學(xué)在數(shù)據(jù)收集和初步分析上的貢獻(xiàn); 特別感謝編委及匿名審稿人提出的寶貴意見(jiàn), 但作者文責(zé)自負(fù)。

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附錄：檢驗(yàn)步驟及跨層次模型構(gòu)建