主管支持感與員工創(chuàng)造力關系研究
——以情緒智力為調(diào)節(jié)變量

宋 晶，李會敏，劉紹權

(東北財經(jīng)大學 工商管理學院，遼寧 大連 116025)

主管支持感與員工創(chuàng)造力關系研究
——以情緒智力為調(diào)節(jié)變量

宋 晶，李會敏，劉紹權

(東北財經(jīng)大學 工商管理學院，遼寧 大連 116025)

擁有創(chuàng)造力的員工是企業(yè)保持競爭優(yōu)勢的制勝法寶，因而員工創(chuàng)造力備受企業(yè)和學者的關注，如何激發(fā)員工的創(chuàng)造力亦成為企業(yè)面臨的首要問題。員工創(chuàng)造力受諸多因素影響，其中較為重要的一個方面就是員工的直接主管。本文以問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎，運用實證研究方法，探討主管支持感對員工創(chuàng)造力的影響，并檢驗情緒智力對此關系的調(diào)節(jié)作用。研究結果表明，主管支持感對于員工創(chuàng)造力具有顯著的正向影響，并在情緒智力的調(diào)節(jié)作用下得到了進一步加強。此外，情緒智力的四個維度，包括自我情緒評價、情緒使用、情緒管理以及他人情緒評價均正向調(diào)節(jié)了主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系。在此基礎上，筆者提出了提高員工的主管支持感及情緒智力、進而提高員工創(chuàng)造力的管理建議。

主管支持感；員工創(chuàng)造力；情緒智力；調(diào)節(jié)作用

一、文獻綜述與假設提出

(一)主管支持感與員工創(chuàng)造力

Eisenberger等[1]于1986年提出“組織支持感”這一重要概念，即員工所感受到的組織關心員工福利和重視員工貢獻的程度。但是由于組織的概念較為抽象，并且員工直接主管與員工互動較多，因此Kottke和Sharafinski[2]在組織支持感概念的基礎上提出了“主管支持感”這一概念，即員工感受到主管重視自己的貢獻和關心自己福利的程度。由此定義可以發(fā)現(xiàn)，主管支持感重點關注員工心理感受到的主管支持的程度，而不是客觀事實。主管支持感這一概念啟示管理者關注由上而下的組織對員工的承諾，主管支持感對于員工的工作行為和工作態(tài)度有很大影響，并且大多是積極影響，基于社會交換理論，員工獲得主管支持，會以積極的工作態(tài)度和行為作為回報。

Amabile等[3]認為，員工創(chuàng)造力是指員工在工作中產(chǎn)生新穎的想法、產(chǎn)品、服務以及管理流程，而員工創(chuàng)造力不僅僅受到員工自身思維、心理等方面的影響，還受周圍環(huán)境的影響，如果員工處在一個多元化、開放性或者支持性的氛圍中，員工創(chuàng)造力水平則會提高，而主管支持則會營造出一個支持性的氛圍，那么主管支持感與員工創(chuàng)造力之間會不會有聯(lián)系呢？Jeong[4]研究發(fā)現(xiàn)，組織支持感對于員工的創(chuàng)新行為有顯著的正影響。尤樹洋等[5]以團隊為研究對象，發(fā)現(xiàn)主管支持感通過激發(fā)團隊員工的知識共享行為來激發(fā)員工的創(chuàng)新行為，而創(chuàng)新行為的發(fā)生與員工所具有的創(chuàng)造力密不可分。顧遠東等[6]通過對248名研發(fā)人員進行問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，組織支持感通過增加研發(fā)人員的創(chuàng)造力自我效能感以及調(diào)動員工的積極情緒，從而引發(fā)員工的創(chuàng)新行為，并認為組織支持感是多維變量，而其中的主管支持感這一維度對員工創(chuàng)新行為的影響最為顯著。Skerlavaj等[7]研究發(fā)現(xiàn)，主管支持感可以促進員工在工作中產(chǎn)生新的想法，并幫助員工獲得相應的資源以及支持將這些想法付諸于行動。因此，筆者認為主管支持感對于員工創(chuàng)造力有正向影響，據(jù)此提出如下假設：

假設1：主管支持感對于員工創(chuàng)造力有正向影響。

(二)情緒智力的調(diào)節(jié)作用

“情緒智力”(EI)由美國心理學家Salovery和Mayer[8]在1990年首次提出，1995年Goleman[9]出版《情緒智力》一書，使得“情緒智力”這一概念被大眾熟知。但是關于情緒智力的概念至今沒有一個統(tǒng)一的答案，主要有以下三種定義：Salovery和Mayer[10]認為，情緒智力是一種認識情緒意義和它們關系的能力、利用知識推理和解決問題的能力以及使用情緒促進認知活動的能力,并且認為情緒智力是橫跨認知系統(tǒng)和情緒系統(tǒng)的操作,通常以整體的方式進行操作。Goleman等[11]則認為，情緒智力是識別自己和他人情緒的能力、自我激勵能力、管理自身情緒及人際關系中情緒的能力。Bar-On[12]認為，情緒智力是影響人應對環(huán)境需要和壓力的一系列情緒的、人格的和人際能力的總和。Davies等[13]在Salovery和Mayer[10]定義的基礎上，把情緒智力劃分為四個維度，包括自我情緒的評估和表達、運用自身情緒提升績效、自我情緒管理以及他人情緒的評估和識別。 Wong和Law[14]以Davies等[13]的情緒智力四模型為基礎，開發(fā)出了以中國情境為背景的情緒智力量表，為以后情緒智力的研究奠定了堅實的基礎。在Wong和Law[14]的研究中，情緒智力的四個維度為自我情緒評價、情緒使用、情緒管理以及他人情緒評價?，F(xiàn)階段對于情緒智力的研究大多集中在教育及心理兩個領域，在組織行為領域的研究比較少，并且情緒智力大多作為自變量進行研究，關于情緒智力調(diào)節(jié)作用的研究就更少。高情緒智力的員工較低情緒智力的員工更能夠識別和把控自身以及他人情緒，并且高情緒智力的員工能夠延長積極情緒對工作的正向影響，減少消極情緒對工作的負面影響。

主管支持感是員工感知主管支持的變量，當員工主管支持感較高時，毫無疑問有利于鼓勵員工積極工作，激發(fā)員工創(chuàng)造力。然而，當員工的主管支持感較低時，員工情緒較為低落，工作可能會受到影響。眾所周知，高情緒智力的員工較低情緒智力的員工把控自身情緒以及感知他人情緒的能力更強。劉玉新等[15]研究表明，情緒智力高的員工可以強化積極情緒對工作的影響，同時也可以減少負面情緒的消極影響。當員工主管支持感較高時，員工工作熱情高漲，高情緒智力的員工更能夠利用這一積極影響努力工作；當員工主管支持感較低時，員工工作情緒較為低落。高情緒智力的員工能夠及時調(diào)整好自己的情緒，減少負面影響，從而降低由于主管支持感較低對自己工作的不利影響，據(jù)此提出如下假設：

假設2：情緒智力對于主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

假設2a：自我情緒評價對于主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

假設2b：情緒使用對于主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

假設2c：情緒管理對于主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

假設2d：他人情緒評價對于主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文問卷調(diào)查對象主要來自北京、大連以及石家莊等城市企業(yè)員工，涉及民營企業(yè)、外資企業(yè)以及國有企業(yè)的員工，時間間隔數(shù)月，問卷的發(fā)放主要是紙質(zhì)和電子問卷，共收集到372份問卷，在回收到的問卷中剔除漏選和存在錯誤的問卷，最終獲得有效問卷289份，有效率為78%。在289份有效問卷中，員工基本情況如下：在性別分布上男性占比為30.400%，女性占比為69.600%；年齡在25歲及以下的占比為45%，25—30歲的占比為48.400%，30歲以上的占比為6.600%；在學歷分布上，大專及以下的占比為26.600%，本科占比為51.200%，碩士及以上占比為22.100%；在工作年限分布上，工作一年以下的占比為31.800%，工作1—3年的占比為43.900%，工作3—5年的占比為11.500%，工作5年以上的占比為12.800%；在員工工作企業(yè)性質(zhì)的分布上，民營企業(yè)占比為49.800%，國有企業(yè)和事業(yè)單位占比為20.900%，外資企業(yè)占比為12.500%，其他企業(yè)占比為17%；員工的職位情況分布為普通員工占比為73.700%，基層管理者占比為18.700%，中高層管理者占比為7.600%，一線員工占比較大。

(二)研究工具

主管支持感量表采用的是Kottke和Sharafinski[2]等將組織支持感量表中“組織”替換為“主管”，其他表述完全相同，形成“主管支持感問卷”，共有15個題項，為單維量表；同時采用Likert 5點量表，從1—5分別表示完全不同意、不同意、一般、同意、非常同意。量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.894，大于0.700，表明量表具有良好的信度。

員工創(chuàng)造力量表采用的是George和Zhou[16]的創(chuàng)造力量表，共有13個題項，為單維量表；同時采用Likenrt 5點量表，從1—5分別表示完全不同意、不同意、一般、同意、非常同意。量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.896，大于0.700，表明量表具有良好的信度。

情緒智力量表采用的是Wong和Law[17]的量表，此量表是基于中國情境開發(fā)的自陳式量表，具有穩(wěn)定的信度、因子結構和預測效度，對中國員工的客觀工作績效的預測效果較好，共16個題項，將情緒智力分為四個維度，分別為自我情緒評價、情緒使用、情緒管理以及他人情緒評價，每個維度對應4個題項；同時采用Likert 5點量表，從1—5分別表示完全不同意、不同意、一般、同意、非常同意。量表總體內(nèi)部一致性系數(shù)為0.874，各維度的系數(shù)為0.811、0.822、0.778以及0.875，各維度系數(shù)均大于0.700，表明量表具有良好的信度。

三、數(shù)據(jù)分析

本文的數(shù)據(jù)分析分為四個步驟：一是進行同源方差分析，采用單因素分析法，確定數(shù)據(jù)是否存在同源方差問題；二是進行變量的驗證性因子分析，根據(jù)絕對指標和相對指標檢驗模型的擬合程度；三是相關性分析，采用Pearson系數(shù)法，檢驗各個變量之間的相關關系；四是回歸分析，驗證變量之間的因果關系，以考察主管支持感對員工創(chuàng)造力的影響，以及情緒智力的調(diào)節(jié)作用。

(一)同源方差分析

同源方差是指文章數(shù)據(jù)來源相同，而導致變量之間即使沒有理論關系也會相關。由于本文的數(shù)據(jù)是采用問卷調(diào)查獲得的，在進行數(shù)據(jù)分析之前有必要檢驗數(shù)據(jù)是否存在同源方差情況。筆者采用Harman單因素分析法，在沒有旋轉的情況下提取出9個公共因子，最大的因子解釋力為23.857%，收集到的數(shù)據(jù)并不存在只析出一個因子的情況，也不存在某個因子解釋力非常大的情況，因此，數(shù)據(jù)并不存在嚴重的同源方差問題。

(二)驗證性因子分析

基于289份有效問卷數(shù)據(jù)，采用AMOS21.0對主管支持感、員工創(chuàng)造力以及情緒智力進行驗證性因子分析，以驗證各量表效度和模型擬合程度。各變量的效度分析結果如表1所示，各指標的驗證性分析結果如表2所示。

表1 效度分析結果

由表1可以看出，各變量的驗證性因子指標值良好，其中，χ2/df的值均在3以下，RMSEA值均在0.080以下，GFI、AGFI、NFI、IFI、TLI、CFI值均在0.900以上，并且主管支持感量表各因子載荷在0.505—0.664之間，員工創(chuàng)造力量表各因子載荷在0.577—0.689之間，情緒智力量表各因子載荷在0.604—0.868之間，表明主管支持感、員工創(chuàng)造力以及情緒智力各量表效度良好。

表2 驗證性因子分析結果

注：一因子模型：主管支持感+員工創(chuàng)造力+情緒智力；二因子模型：主管支持感，員工創(chuàng)造力+情緒智力；三因子模型：主管支持感，員工創(chuàng)造力，情緒智力；六因子模型：主管支持感，員工創(chuàng)造力，自我情緒評價，情緒使用，情緒管理，他人情緒評價。

由表2可以看出，和一因子模型、二因子模型、三因子模型相比，六因子模型的各個指標均符合可接受水平，χ2/df的值為1.431小于3，RMSEA值為0.039小于0.080，IFI值、TLI值以及CFI值均大于0.900，說明六因子模型擬合度較好，六個因子是不同的概念。

(三)相關性分析

為了探討主管支持感和情緒智力與員工創(chuàng)造力的關系，筆者將采用Pearson系數(shù)法對各變量及情緒智力各維度進行相關性分析，分析結果如表3所示。由表3可以看出，各變量之間相關系數(shù)顯著，調(diào)節(jié)變量情緒智力及其各維度與主管支持感與員工創(chuàng)造力均顯著，根據(jù)溫忠麟等[18]的研究，此模型可以繼續(xù)做后續(xù)研究。

表3 各變量相關性分析

注：*表示p<0.05;**表示p<0.01;***表示p<0.001,下同。

(四)回歸分析

筆者采用層級回歸分析法，分層級檢驗不同變量對員工創(chuàng)造力的影響。首先對自變量和調(diào)節(jié)變量進行去中心化處理，然后進行層級回歸分析。第一層為控制變量對員工創(chuàng)造力的影響作用，即模型(1)，模型(1)是之后模型的參考標準；第二層加入自變量對員工創(chuàng)造力的影響作用，通過模型對比，分析自變量對員工創(chuàng)造力的影響程度，即模型(2)；第三層加入調(diào)節(jié)變量，分析調(diào)節(jié)變量與自變量對員工創(chuàng)造力的影響，即模型(3)；第四層加入自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項，檢驗交互作用是否存在，驗證調(diào)節(jié)變量對自變量與因變量的調(diào)節(jié)方向與影響程度即模型(4)，具體分析結果如表4所示。

表4 主管支持感與員工創(chuàng)造力回歸分析

注：因變量為員工創(chuàng)造力，下同。

1．主管支持感對員工創(chuàng)造力的預測作用

將主管支持感作為自變量，將員工創(chuàng)造力作為因變量進行回歸分析?？梢钥闯觯刂谱兞繉T工創(chuàng)造力的解釋力僅為8.100%，調(diào)整后的R2值僅為0.062，基礎模型雖有解釋力，但不足以支撐員工創(chuàng)造力的解釋，筆者在以往研究基礎上構建了主管支持感對于員工創(chuàng)造力的模型。而加入自變量之后，解釋力變?yōu)?1.900%，調(diào)整后的R2值為0.302，說明模型(2)的擬合優(yōu)度可以接受。而且主管支持感與員工創(chuàng)造力的相關系數(shù)為0.495，且在p<0.001水平下顯著，表明主管支持感對于員工創(chuàng)造力具有正向預測作用，即員工主管支持感越高，員工創(chuàng)造力水平越高。假設1得到驗證。

2．情緒智力的調(diào)節(jié)作用

筆者采用溫忠麟等[18]的方法進行調(diào)節(jié)效應的檢驗，即驗證某種特定關系在不同條件下是否會有變化以及變化的顯著性。因而，筆者需要驗證在調(diào)節(jié)變量情緒智力的作用下，主管支持感對于員工創(chuàng)造力的影響。模型(3)引入調(diào)節(jié)變量情緒智力，模型(4)中加入主管支持感與情緒智力的交互項，由前述表4可以看出，主管支持感與情緒智力的交互項系數(shù)為0.174，且在P<0.001的水平下顯著，表明情緒智力正向調(diào)節(jié)了主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系，即員工情緒智力越高，主管支持感對員工創(chuàng)造力正向影響越強，而圖1也表明了情緒智力的調(diào)節(jié)效應，即與低情緒智力作用相比，在高情緒智力的作用下，高主管支持感對于員工創(chuàng)造力的影響更加顯著，并進一步驗證了情緒智力的調(diào)節(jié)作用。由此，假設2得到驗證。

圖1 情緒智力調(diào)節(jié)效應圖

按照層級回歸分析法，情緒智力四個維度自我情緒評價、情緒使用、情緒管理以及他人情緒評價分別加入到模型中，分析結果如表5所示。

表5 情緒智力各維度回歸分析

由表5可以看出，情緒智力的四個維度均對主管支持感與員工創(chuàng)造力之間關系有正向的調(diào)節(jié)效應。具體地，自我情緒評價對于主管支持感與員工創(chuàng)造力關系具有正向調(diào)節(jié)作用，也就是說，員工對自身情緒評價越準確，主管支持感對于員工創(chuàng)造力的影響越強，其中主管支持感與自我情緒評價的交互項系數(shù)為0.181，在P<0.001水平下顯著。由此，假設2a得到驗證；情緒使用對于主管支持感與員工創(chuàng)造力關系具有正向調(diào)節(jié)作用，也就是說，員工情緒使用能力越強，主管支持感對于員工創(chuàng)造力的影響越強，其中主管支持感與情緒使用的交互項系數(shù)為0.111，在P<0.05水平下顯著。由此，假設2b得到驗證；情緒管理對于主管支持感與員工創(chuàng)造力關系具有正向調(diào)節(jié)作用，也就是說員工情緒管理能力越強，主管支持感對于員工創(chuàng)造力的影響越強，其中主管支持感與情緒管理的交互項系數(shù)為0.148，在P<0.01水平下顯著。由此，假設2c得到驗證；他人情緒評價對于主管支持感與員工創(chuàng)造力關系具有正向調(diào)節(jié)作用，也就是說員工他人情緒評價能力越強，主管支持感對于員工創(chuàng)造力的影響越強，其中主管支持感與他人情緒評價的交互項系數(shù)為0.130，在P<0.01水平下顯著。由此，假設2d得到驗證。

四、研究結論及管理建議

(一)研究結論

筆者以國內(nèi)外相關文獻為基礎，較為系統(tǒng)地回顧了主管支持感、情緒智力以及員工創(chuàng)造力三者的研究成果，并以此為理論基礎提出本文的研究模型與假設，采用成熟量表對三個變量進行數(shù)據(jù)收集，共收集到289份有效問卷，并用AMOS21.0以及SPSS18.0對收集到的數(shù)據(jù)進行分析，得出如下結論：

1．主管支持感對于員工創(chuàng)造力有正向影響

通過實證分析，筆者提出的假設1得到驗證，即主管支持感對于員工創(chuàng)造力有正向影響，具體來講，員工的主管支持感越高，基于社會交換理論，員工則會以更加積極的態(tài)度工作，而這一過程極有可能激發(fā)員工的創(chuàng)造力。筆者提出的主管支持感與員工創(chuàng)造力關系的研究成果與以往學者的相關研究結論基本一致，表明主管支持感是影響員工創(chuàng)造力的重要因素。

2．情緒智力及其各維度正向調(diào)節(jié)主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系

通過實證分析，筆者提出的假設2得到驗證。由前述可知，主管支持感對于員工創(chuàng)造力有正向影響，而情緒智力對于這一過程具有正向調(diào)節(jié)作用，具體來講，情緒智力增強了主管支持感與員工創(chuàng)造力的關系，即員工情緒智力越高，主管支持感對于員工創(chuàng)造力的正向影響越強。主要在于員工情緒智力越高，調(diào)節(jié)自身情緒的能力越強，當員工主管支持感較高時，員工工作態(tài)度積極，情緒智力高的員工能夠運用和延長積極情緒對自己工作的影響，提升創(chuàng)造力水平；當員工主管支持感較低時，員工工作態(tài)度較為消極。高情緒智力的員工能夠及時調(diào)整好自己的情緒，減少對工作的不利影響。而對于情緒智力的四個維度——自我情緒評價、情緒使用、情緒管理以及他人情緒評價正向調(diào)節(jié)了這一過程，假設2a、假設2b、假設2c和假設2d得到驗證。

(二)管理建議

由上述研究可知，主管支持感對員工創(chuàng)造力有正向影響，即員工所感受到的主管支持感越高，員工的創(chuàng)造力水平越高，并且這一過程受到員工情緒智力的正向調(diào)節(jié)作用。因此，如果企業(yè)想要提高員工的創(chuàng)造力可以從以下兩個方面著手：

1．提高員工的主管支持感

主管支持感對于員工的創(chuàng)造力具有正向影響，換言之，員工的主管支持感越高，員工創(chuàng)造力水平也會相應提高。至于如何提高員工的主管支持感，可以從組織、管理者以及員工自身三方面入手：首先，組織可以營造出一種管理者為員工提供支持的氛圍，鼓勵管理者為員工提供支持。其次，管理者可以從多方面來為員工提供支持，不僅僅是工作上、物質(zhì)上的，還可以是生活上、精神上的，可能效果會更好；另外，管理者也要注意對員工實行個性化管理，不同員工需求不同，管理者要“投其所好”。再次，加強員工與主管之間的溝通，包括信息上的溝通及情感上的溝通，主管及時了解員工遇到的困難，幫助員工解決。最后，由于主管支持感受員工主觀感知影響較大，一方面管理者可以觀察員工對自己支持行為的反應，了解員工對自己支持行為的感知，有針對性地對員工提供不同程度的支持行為；另一方面，員工也要提高自己的觀察和感知能力，有效地識別主管對自己的支持行為，提高主管支持感，激發(fā)自己的工作動機，提高創(chuàng)造力水平。

2．提高員工的情緒智力

企業(yè)提高員工創(chuàng)造力的另一有效途徑是重視員工情緒智力的培養(yǎng)。隨著教育水平的提高，職場人員的技能差異逐漸縮小，員工的職業(yè)抗壓能力、人際協(xié)調(diào)能力顯得尤為重要。顯然，對于員工的情緒智力的培養(yǎng)有助于員工獲得更大的發(fā)展，而且與傳統(tǒng)意義的智力相比，情緒智力最大的優(yōu)勢在于可以通過后天培養(yǎng)來提高。具體來講，首先，企業(yè)在選拔人才時，可以根據(jù)企業(yè)所處行業(yè)以及崗位特點增加對員工情緒智力方面的心理測試，并將心理測試結果合理運用到選取人才的過程中，為企業(yè)招到合適的候選人。其次，企業(yè)管理者應多多關注本企業(yè)員工，了解企業(yè)員工的情緒智力水平，并結合員工崗位的特點，有針對性地對其進行培訓，在培訓時注重員工心理建設方面的培訓，并給予表現(xiàn)優(yōu)秀的員工一定的獎勵，積極引導員工參加培訓。最后，員工情緒智力的提高也需要自身的努力，員工需擺正心態(tài)，注重自身情緒智力的提高。

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2017-09-20

遼寧省教育廳人文社會科學研究一般項目“企業(yè)工資增長機制及完善對策研究”(W2014216)

宋 晶(1965-)，男，遼寧鐵嶺人，教授，博士，主要從事工資理論及政策研究。E-mail:song827@dufe.edu.cn李會敏(1984-)，女，黑龍江伊春人，博士研究生，主要從事人力資源管理研究。E-mail：huimin_jacky@163.com劉紹權(1990-)，女，河北石家莊人，碩士，主要從事人力資源管理研究。E-mail:1553958533@qq.com

F272

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1000-176X(2017)12-0131-07

于振榮)