挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工創(chuàng)造力的影響：自我效能的中介效應(yīng)與組織公平的調(diào)節(jié)效應(yīng)*

張 勇 劉海全 王明旋 青 平

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挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工創(chuàng)造力的影響：自我效能的中介效應(yīng)與組織公平的調(diào)節(jié)效應(yīng)*

張 勇 劉海全 王明旋 青 平

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 武漢 430070)

壓力與創(chuàng)造力的關(guān)系一直是組織行為學(xué)研究的熱點(diǎn)話題, 但研究結(jié)論并不一致?；谏鐣?huì)認(rèn)知理論, 我們假設(shè)自我效能是連接壓力與創(chuàng)造力的中介機(jī)制。進(jìn)一步, 我們認(rèn)為挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力的影響取決于員工的分配公平感, 而阻斷性壓力會(huì)對(duì)員工自我效能和創(chuàng)造力有顯著的破壞作用, 程序公平有助于緩沖阻斷性壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力的破壞效應(yīng)。采用三階段的縱向研究設(shè)計(jì)檢驗(yàn)上述假設(shè), 對(duì)來自256對(duì)上下級(jí)匹配數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明：挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力沒有顯著的直接影響; 分配公平調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)：對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的正向間接效應(yīng)更強(qiáng)。阻斷性壓力通過抑制員工自我效能進(jìn)而對(duì)其創(chuàng)造力產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。程序公平對(duì)阻斷性壓力和自我效能以及創(chuàng)造力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

創(chuàng)造力; 挑戰(zhàn)性壓力; 阻斷性壓力; 自我效能; 分配公平; 程序公平

1 問題提出

由于環(huán)境不確定性的增加與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的加劇, 越來越多的企業(yè)開始意識(shí)到員工創(chuàng)造力是組織適應(yīng)能力與競(jìng)爭(zhēng)力的一個(gè)重要來源(Baer & Oldham, 2006; Sacramento, Fay, & West, 2013), 如何培育和激發(fā)員工創(chuàng)造力并進(jìn)而提升組織的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新績(jī)效也因此逐漸成為眾多企業(yè)關(guān)注的焦點(diǎn)。與此同時(shí), 激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也將壓力傳導(dǎo)給員工, 一些企業(yè)動(dòng)輒采用加班、末位淘汰、裁員等方式來調(diào)動(dòng)員工積極性, 導(dǎo)致員工的工作壓力與日俱增, 了解這些壓力對(duì)員工創(chuàng)造力會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響對(duì)于指導(dǎo)企業(yè)的壓力管理和創(chuàng)新管理實(shí)踐并進(jìn)而增強(qiáng)其競(jìng)爭(zhēng)能力和環(huán)境響應(yīng)能力至關(guān)重要。

事實(shí)上, 壓力與創(chuàng)造力的關(guān)系一直是組織心理學(xué)研究的一個(gè)熱點(diǎn), 但截止目前, 對(duì)于壓力影響創(chuàng)造力的理論歸因、作用效果和內(nèi)在機(jī)制卻一直未能取得一致的結(jié)論(Byron, Khazanchi, & Nazarian, 2010)。Bunce和West (1994)根據(jù)喚醒理論認(rèn)為個(gè)體在面對(duì)壓力時(shí)更傾向于改變而不是適應(yīng)環(huán)境, 壓力喚醒了個(gè)體創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)與需求, 對(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生激勵(lì)作用。與之不同, Vecchio (1990)根據(jù)資源損耗理論認(rèn)為壓力會(huì)造成個(gè)體認(rèn)知資源損耗, 減少創(chuàng)新的認(rèn)知資源投入, 從而破壞個(gè)體創(chuàng)造力。此外, 也有研究者發(fā)現(xiàn)壓力并不是一味的破壞或提高創(chuàng)造力, 他們根據(jù)激活理論證明了過高或過低的壓力都不利于激發(fā)員工的創(chuàng)造力, 中等強(qiáng)度的壓力才會(huì)激活創(chuàng)造動(dòng)機(jī), 即壓力與創(chuàng)造力呈倒U型曲線關(guān)系(Baer & Oldham, 2006)。針對(duì)以往不一致的研究結(jié)論, Byron等人(2010)提出需要考察具體類型的壓力與創(chuàng)造力的關(guān)系, 即以往不一致的研究結(jié)論有可能通過將壓力區(qū)分為不同的類型加以解決。他們還強(qiáng)調(diào), 為了澄清以往混淆的研究結(jié)論, 需要新的理論視角以及相應(yīng)的實(shí)證研究來進(jìn)一步揭示壓力與創(chuàng)造力的內(nèi)在聯(lián)系。

呼應(yīng)以上呼吁, 本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論(social cognitive theory, Bandura, 1982), 整合了壓力文獻(xiàn)與創(chuàng)造力文獻(xiàn), 從壓力分類視角探討兩種不同的壓力, 即挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工創(chuàng)造力的差異化影響以及自我效能的中介效應(yīng)和組織公平的調(diào)節(jié)效應(yīng)。根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論, 自我效能(self-efficacy)是個(gè)體為自己設(shè)置挑戰(zhàn)性目標(biāo)并在面對(duì)困難時(shí)持之以恒的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)力, 在個(gè)體承擔(dān)不確定性和風(fēng)險(xiǎn)性任務(wù)時(shí)發(fā)揮著關(guān)鍵作用, 因而是個(gè)體創(chuàng)造力的一個(gè)重要來源(Bandura, 2001)?；谏鐣?huì)認(rèn)知理論, 我們首先闡述了為何兩種不同的壓力對(duì)員工自我效能會(huì)產(chǎn)生不同的影響, 并進(jìn)而對(duì)其創(chuàng)造力產(chǎn)生差異化的作用效果。

此外, 基于創(chuàng)造力的交互理論視角(Woodman, Saywer, & Griffin, 1993), 我們還認(rèn)為壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力的影響可能依賴于員工的公平知覺。根據(jù)該理論, 創(chuàng)造力是個(gè)體因素與情境交互作用的結(jié)果。挑戰(zhàn)性壓力來自于工作本身, 如工作負(fù)擔(dān), 工作要求, 時(shí)間壓力等(Cavanaugh, Boswell, Roehling, & Boudreau, 2000)。這種壓力對(duì)員工的消極影響主要源于投入與回報(bào)的不確定(Janssen, 2004)。因此可以推測(cè), 員工知覺到的投入與產(chǎn)出的匹配(分配公平)降低了挑戰(zhàn)性壓力的不確定性, 因而可能更有助于其激發(fā)員工的自我效能并進(jìn)而提升其創(chuàng)造力。阻斷性壓力主要是由組織政治、官僚習(xí)氣、角色模糊和工作不安全等所導(dǎo)致(Cavanaugh et al., 2000; LePine, Podsakoff, & LePine, 2005)。這種壓力破壞了員工的控制感和自我決定(LePine, LePine, & Jackson, 2004; Zhang, LePine, Buckman, & Wei, 2014), 而源于參與的程序公平感增加了員工的自我決定, 因而可能有助于緩沖阻斷性壓力對(duì)員工自我效能的破壞效應(yīng)進(jìn)而降低其對(duì)創(chuàng)造力的抑制作用。綜合以上分析, 本研究還將分別探討分配公平和程序公平對(duì)上述兩條路徑的調(diào)節(jié)作用。

本研究主要有以下幾個(gè)方面的理論貢獻(xiàn)：首先, 我們通過證實(shí)挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工創(chuàng)造力的差異化影響, 為以往有關(guān)兩種壓力對(duì)員工績(jī)效具有差異化作用效果的研究結(jié)論提供新證據(jù); 其次, 本研究從社會(huì)認(rèn)知理論出發(fā), 揭示自我效能是連接壓力與員工創(chuàng)造力的內(nèi)在機(jī)制, 從而對(duì)以往壓力與創(chuàng)造力關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行豐富和拓展; 最后, 本研究通過考察分配公平和程序公平對(duì)兩類壓力與員工自我效能和創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 對(duì)以往有關(guān)壓力與創(chuàng)造力關(guān)系不一致的研究結(jié)論提供新見解。

2 文獻(xiàn)回顧和假設(shè)

2.1 壓力、自我效能與創(chuàng)造力

壓力是由物理壓力源(如噪音或工作負(fù)荷)或心理壓力源(如績(jī)效考核、競(jìng)爭(zhēng)等)造成的一種個(gè)體適應(yīng)性反應(yīng)(Jex, Beehr, & Roberts, 1992; LePine et al., 2005)。早在Selye (1982)提出壓力之初, 就對(duì)壓力進(jìn)行了積極壓力(enstress)和惡性應(yīng)激(distress)的二分類, 他強(qiáng)調(diào)研究者應(yīng)當(dāng)同時(shí)考慮壓力的積極作用和消極作用。Cavanaugh等人(2000)根據(jù)壓力來源的不同進(jìn)一步將壓力區(qū)分為挑戰(zhàn)性壓力(Challenge Stress)和阻斷性壓力(Hindrance Stress)。以往大量研究表明這兩種不同類型的壓力對(duì)員工結(jié)果變量有不同的作用效果(LePine et al., 2004; LePine et al., 2005; Zhang et al., 2014)。但截至目前, 這兩種不同的壓力對(duì)員工創(chuàng)造力是否存在差異化的影響還不是很清楚。

社會(huì)認(rèn)知理論強(qiáng)調(diào)自我效能是連接外在環(huán)境與個(gè)體行為的關(guān)鍵因素。自我效能指的是個(gè)體對(duì)自己能否順利完成任務(wù)的信心或信念(Bandura, 1982)。Bandura (2001)認(rèn)為除非人們相信他們能夠通過自己的行動(dòng)獲得期望的結(jié)果并避免消極的后果, 否則在面對(duì)困難時(shí)他們沒有任何動(dòng)力去做或持之以恒。Ford (1996)指出為了在工作中更具創(chuàng)造性, 員工必須相信自己具有完成任務(wù)的能力。社會(huì)認(rèn)知理認(rèn)為提升的自我效能感是個(gè)體設(shè)置目標(biāo), 持續(xù)努力和應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)的重要?jiǎng)恿?。高自我效能的個(gè)體更有可能設(shè)置改變現(xiàn)狀的挑戰(zhàn)性目標(biāo)和產(chǎn)生新穎而有用的創(chuàng)意, 并在目標(biāo)達(dá)成過程中努力拼搏, 面對(duì)困難和失敗時(shí)鍥而不舍。因此, 具有高自我效能的個(gè)體擁有改變現(xiàn)狀和產(chǎn)生創(chuàng)造性想法的信心和能力。大量研究也證實(shí)了自我效能對(duì)創(chuàng)造力有正向預(yù)測(cè)作用(Liao, Liu, & Loi, 2010;Tierney & Farmer, 2002)。

根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論, 社會(huì)說服(social persuasion)和生理狀態(tài)(physiological state)是影響個(gè)體自我效能的兩個(gè)外部因素。社會(huì)說服是指來自他人(如上司或領(lǐng)導(dǎo))的表揚(yáng)或激勵(lì)(如鼓勵(lì)、信任、贊許、獎(jiǎng)勵(lì)等)確認(rèn)了個(gè)體具有完成任務(wù)的能力, 因而有助于激發(fā)個(gè)體的自我效能感。生理狀態(tài)包括厭惡的肉體或情緒喚醒, 例如焦慮、恐懼、疲勞等, 是破壞個(gè)體自我效能感的消極因素。以往研究表明壓力既可以導(dǎo)致焦慮、恐懼、耗竭、沮喪和倦怠等消極的生理狀態(tài)(Podsakoff, LePine, & LePine, 2007; Rodell & Judge, 2009; Schaubroeck, Cotton, & Jennings, 1989),進(jìn)而抑制個(gè)體的自我效能, 也可能被知覺為組織和領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作能力的確認(rèn)、信任、欣賞和期望(LePine et al., 2004; Prem, Ohly, Kubicek, & Korunka, 2017), 因而會(huì)激發(fā)個(gè)體的勝任感, 從而提升其自我效能感。據(jù)此我們認(rèn)為挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力究竟是促進(jìn)還是抑制了個(gè)體創(chuàng)造力可能取決于其究竟是激發(fā)還是破壞了個(gè)體的自我效能感。

2.2 挑戰(zhàn)性壓力與自我效能

挑戰(zhàn)性壓力是指那些被員工視為獎(jiǎng)勵(lì)性工作體驗(yàn)的工作要求, 例如工作負(fù)荷、時(shí)間壓力、工作職責(zé)、工作復(fù)雜性等(Cavanaugh et al., 2000), 這些工作要求為個(gè)人成長(zhǎng)提供了機(jī)會(huì), 但同時(shí)也會(huì)導(dǎo)致員工耗竭、焦慮、沮喪和憤怒(LePine et al., 2004; Rodell & Judge, 2009)。組織管理者將更多的任務(wù)交給員工, 表明組織和領(lǐng)導(dǎo)者對(duì)員工的信任、期待和授權(quán), 因而會(huì)被員工知覺為一種“社會(huì)說服”, 根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論, 這種社會(huì)說服效應(yīng)有助于激發(fā)員工的自我效能(Prem et al., 2017)。LePine等人(2004)認(rèn)為挑戰(zhàn)性壓力會(huì)增加個(gè)體的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī), 他們的研究結(jié)果也證實(shí)了挑戰(zhàn)性壓力能促進(jìn)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)成績(jī)的提高。但另一方面, 挑戰(zhàn)性壓力源也會(huì)帶來疲勞、耗竭、沮喪和緊張等心理壓力(LePine et al., 2005; Podsakoff et al., 2007), 根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論, 這種厭惡的肉體和情緒喚醒是自我效能的致命殺手。過往研究也證實(shí)了挑戰(zhàn)性壓力對(duì)工作動(dòng)機(jī)具有破壞作用(Amabile et al., 2002; Janssen, 2004)。挑戰(zhàn)性壓力的這種雙刃劍效應(yīng)表明其對(duì)自我效能的影響可能有特定的邊界條件。

2.3 分配公平的調(diào)節(jié)作用

分配公平反映了投入與產(chǎn)出比的公平性(Adams, 1965)。以往研究發(fā)現(xiàn)分配公平有助于緩解挑戰(zhàn)性任務(wù)導(dǎo)致的情緒衰竭(Janssen, 2004)。因此, 挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能的作用效果可能取決于分配公平與否。首先, Adams (1965)的公平理論指出個(gè)體通過與參照對(duì)象的產(chǎn)出與投入比進(jìn)行比較, 來判斷分配結(jié)果是否公平。在比較的過程中, 分配公平與否關(guān)系到個(gè)體對(duì)于自身承擔(dān)的工作任務(wù)的認(rèn)知和態(tài)度, 從而影響其究竟是將挑戰(zhàn)性壓力知覺為壓力還是動(dòng)力(March & Simon, 1958)。Janssen (2004)在研究個(gè)體創(chuàng)新工作行為時(shí)發(fā)現(xiàn), 在社會(huì)交換過程中付出的努力能夠得到公平回報(bào)時(shí), 工作要求會(huì)激勵(lì)更多的創(chuàng)新行為, 也就是說員工在與同事的比較過程中,高分配公平感使得他們相信“勞有所得”, 高付出有高回報(bào), 有助于提升員工贏得公平獎(jiǎng)勵(lì)的確定感, 從而激發(fā)其自我決定感和勝任感, 更有助于挑戰(zhàn)性壓力向自我效能的轉(zhuǎn)化。反之, 在低分配公平感下, 個(gè)體克服壓力損耗的認(rèn)知資源無法得到彌補(bǔ), 在“勞無所得”的情形下個(gè)體完成任務(wù)的動(dòng)力和自信心會(huì)大打折扣(Shah, Higgins, & Friedman, 1998), 其自我效能也因而會(huì)受到破壞。

其次, 根據(jù)壓力交易理論(Lazarus & Folkman, 1984), 壓力對(duì)個(gè)體心理與行為的影響取決于個(gè)體對(duì)壓力的評(píng)價(jià)和判斷。員工承擔(dān)過多的工作任務(wù)和工作職責(zé)時(shí), 會(huì)更多地關(guān)注個(gè)人投入是否得到合理的補(bǔ)償。如果員工有較高的分配公平感, 則挑戰(zhàn)性壓力會(huì)被評(píng)價(jià)為成長(zhǎng)、學(xué)習(xí)和目標(biāo)達(dá)成的機(jī)會(huì), 從而會(huì)帶來愉悅的情緒體驗(yàn), 員工因繁重的工作負(fù)擔(dān)帶來的認(rèn)知資源損耗(如焦慮、疲勞、恐懼等)也會(huì)更低, 因而有助于提升員工的自我效能感。反之, 低分配公平感則可能導(dǎo)致員工將過重的工作負(fù)擔(dān)、緊迫的任務(wù)視為組織對(duì)自己的懲罰而不是獎(jiǎng)勵(lì), 從而導(dǎo)致員工消極的心理和情緒體驗(yàn), 不利于自我效能的發(fā)展。此外, 組織情境中, 高分配公平知覺使得員工認(rèn)為更多的工作要求是組織對(duì)自己的期望與鼓勵(lì), 是組織尊重并認(rèn)可自己以往在組織中的表現(xiàn), 具有社會(huì)說服效應(yīng)。根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論, 這種社會(huì)說服有助于提升員工的自我效能。反之, 低分配公平感下繁重的工作負(fù)擔(dān)容易被員工被知覺為組織對(duì)自己的剝削和壓榨, 導(dǎo)致員工疲憊、憤怒和焦慮, 最終抑制其自我效能的發(fā)展。綜合上述推理, 我們提出：

假設(shè)1：分配公平調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力與自我效能的關(guān)系, 對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能的正向效應(yīng)更強(qiáng)。

假設(shè)2：分配公平調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)：對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)其創(chuàng)造力的正向間接效應(yīng)更強(qiáng)。

2.4 阻斷性壓力與自我效能

阻斷性壓力是指那些被員工視為個(gè)人成長(zhǎng)障礙, 或者干擾和限制了個(gè)人達(dá)成目標(biāo)的能力的工作要求(Cavanaugh et al., 2000)。例如組織政治、官僚習(xí)氣、繁文縟節(jié)、角色沖突、缺乏工作保障、職業(yè)生涯停滯等。這些消極的壓力事件具有不可控性和模糊性, 因而對(duì)自我效能具有潛在的破壞性。首先, 以往研究發(fā)現(xiàn)阻斷性壓力會(huì)導(dǎo)致員工厭惡的肉體和情緒喚醒, 帶來認(rèn)知資源的損耗和情緒耗竭(Aryee, Zhou, Sun, & Lo, 2009; LePine et al., 2004; Probst, Stewart, Gruys, & Tierney, 2007), 從而破壞個(gè)體的自我效能。Rodell和Judge (2009)的研究也證實(shí)了員工面對(duì)阻斷性壓力時(shí)會(huì)產(chǎn)生自卑和退縮等低自我效能的表現(xiàn)。其次, Dickerson和Kemeny (2004)指出不可控性導(dǎo)致個(gè)體對(duì)自身能力的不信任。阻斷性壓力常常由較低的工作保障等所導(dǎo)致, 員工無法通過自我努力來消除這種潛在的工作威脅, 因而對(duì)自我效能有很強(qiáng)的破壞作用。LePine等人(2004)基于696名大學(xué)生的研究證實(shí)了阻斷性壓力負(fù)向影響學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī), 原因在于學(xué)生不再相信通過努力和學(xué)習(xí)能夠改善結(jié)果。最后, 阻斷性壓力往往源于各種“分外”工作(Lazarus & Folkman, 1984; Podsakoff et al., 2007), 員工深陷各種繁文縟節(jié)無法自拔, 由此產(chǎn)生的無助感會(huì)影響個(gè)體的自信心, 進(jìn)而抑制其自我效能的發(fā)展。據(jù)此我們提出：

假設(shè)3：阻斷性壓力負(fù)向影響自我效能。

假設(shè)4：阻斷性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力產(chǎn)生負(fù)向影響。

2.5 程序公平的調(diào)節(jié)作用

程序公平指的是員工對(duì)自己能夠參與決策和規(guī)則制定的程度的知覺(Folger & Konovsky, 1989)。Thibaut和Walker (1975)在研究司法解決雙方?jīng)_突時(shí)提出了程序公平的概念, 他們認(rèn)為只要人們有過程控制(即參與訴訟過程)的權(quán)利, 不管最終結(jié)果是否對(duì)自己有利, 其公正感都會(huì)顯著增加。程序公平與生俱來的解決沖突、平息矛盾的功能, 對(duì)由組織政治、繁文縟節(jié)、角色沖突等導(dǎo)致的阻斷性壓力的負(fù)面影響有顯著的緩沖作用(Colquitt, Noe, & Jackson, 2002)。因此, 程序公平可能有助于緩解阻斷性壓力對(duì)員工自我效能的破壞作用。

首先, 程序公平有利于個(gè)體表達(dá)意見, 增加其對(duì)過程的控制(Colquitt et al., 2002, 龍立榮, 劉亞, 2004)。阻斷性壓力降低了個(gè)體的自我決定, 從而破壞自我效能, 但程序公平增加了員工的參與感, 提高了過程的透明度, 有助于緩和阻斷性壓力導(dǎo)致的負(fù)面生理狀態(tài), 抑制其對(duì)自我效能的破壞作用。其次, 繁文縟節(jié)、組織政治等壓力源往往由組織的決策程序?qū)е? 程序公平增加了員工對(duì)管理者的擁護(hù)、信任和正向評(píng)價(jià)(Tyle & Lind, 1992), 當(dāng)組織具有程序公平的氛圍時(shí), 決策制定的標(biāo)準(zhǔn)得到維護(hù), 員工信任和認(rèn)同管理者的決策, 即使最終結(jié)果不利于自己, 員工也能擁護(hù)和遵從管理者的決策, 從而緩沖阻斷性壓力對(duì)自我效能帶來的負(fù)面效應(yīng)。最后, Xie, Schaubroeck和Lam (2008)的研究發(fā)現(xiàn), 個(gè)體?環(huán)境匹配對(duì)工作壓力和健康的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用, 不匹配會(huì)加重由壓力產(chǎn)生的心理健康問題, 而程序公平則是對(duì)不匹配的很好補(bǔ)償, 能夠緩和由消極壓力導(dǎo)致的焦慮和疲勞(Colquitt & Jackson, 2006), 有利于緩沖阻斷性壓力對(duì)自我效能的負(fù)面效應(yīng)。反之, 當(dāng)員工的程序公平感較低時(shí), 員工對(duì)組織產(chǎn)生不信任感和無助感, 進(jìn)而加劇阻斷性壓力對(duì)員工認(rèn)知資源的損耗, 因而會(huì)對(duì)其自我效能有更強(qiáng)的破壞效應(yīng)。因此, 我們提出：

假設(shè)5：程序公平調(diào)節(jié)阻斷性壓力對(duì)自我效能的影響：對(duì)高程序公平感的員工而言, 阻斷性壓力對(duì)自我效能的負(fù)向效應(yīng)更弱。

假設(shè)6：程序公平調(diào)節(jié)阻斷性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)：對(duì)高程序公平感的員工而言, 阻斷性壓力通過自我效能對(duì)其創(chuàng)造力的負(fù)向間接效應(yīng)更弱。

圖1給出了本研究的理論框架。

圖1 研究框架

3 研究方法

3.1 研究對(duì)象

本研究采用三階段的調(diào)查獲取研究數(shù)據(jù), 對(duì)來自國(guó)內(nèi)一家大型裝飾設(shè)計(jì)企業(yè)的兩家分公司的設(shè)計(jì)人員發(fā)放了問卷。我們采用現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放、現(xiàn)場(chǎng)收回的方式完成問卷。為避免共同方法偏差和社會(huì)稱許性可能對(duì)研究結(jié)果造成的影響, 我們從員工和直接上司兩個(gè)來源獲取數(shù)據(jù)。第一階段, 我們向員工發(fā)放問卷, 內(nèi)容包括挑戰(zhàn)性壓力, 阻斷性壓力、程序公平、分配公平、工作復(fù)雜性以及人口學(xué)變量。第二階段(6個(gè)月后), 我們向這些員工第二次發(fā)放問卷, 用于測(cè)量員工的自我效能。第三階段(6個(gè)月后), 我們向這些員工的直接上級(jí)發(fā)放問卷, 由這些上司對(duì)其下屬的創(chuàng)造力進(jìn)行打分。問卷發(fā)放前對(duì)員工進(jìn)行編號(hào)并將其標(biāo)注在員工問卷上。在直接上級(jí)問卷上標(biāo)明所要評(píng)價(jià)的下屬的編號(hào)。問卷回收后, 按照編號(hào)將員工問卷和上司問卷進(jìn)行匹配。我們對(duì)311名員工和他們的上司發(fā)放了問卷。第一階段收回有效問卷299份, 有效回收率為96.14%。第二階段, 由于工作安排, 出差, 個(gè)人事務(wù)、離職等原因, 導(dǎo)致第一階段返回有效問卷的部分員工無法取得聯(lián)系, 我們與第一階段299名員工中的274人取得了聯(lián)系并向他們發(fā)放了問卷, 收回有效問卷268份。有效回收率91.63%。第三階段, 我們邀請(qǐng)這268名員工的62名上司對(duì)他們的創(chuàng)造力進(jìn)行評(píng)價(jià)。有兩位上司因出差或工作原因未能參與評(píng)價(jià)。最后收到來自60名上司的有效問卷259份, 剔除3份填答不完整的問卷, 最終獲得有效匹配問卷256套。256個(gè)有效員工被試中, 女性63名, 占24.6%, 全部接受過大專以上教育。平均年齡35.89歲。平均任期7.47年。60名上司中女性11名, 占18.33%, 平均年齡40.87歲, 平均任期13.35年, 全部接受過大專以上教育, 平均每位上司評(píng)價(jià)4.27名下屬。

3.2 測(cè)量工具

本研究使用的問卷均來自于國(guó)外權(quán)威期刊已發(fā)表的文獻(xiàn), 我們采用了標(biāo)準(zhǔn)的雙向翻譯程序以確保中英文版本內(nèi)容和意義的一致性。首先由本研究小組成員將這些量表翻譯成中文, 再邀請(qǐng)?jiān)趪?guó)外有多年留學(xué)經(jīng)歷的本領(lǐng)域?qū)＜覍⑵浠刈g成英文, 對(duì)比翻譯前后的英文差異, 對(duì)量表進(jìn)行修改和完善。

3.2.1 挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力

采用Cavanaugh等人(2000)的量表。共11個(gè)題目, 用于測(cè)量在多大程度上員工感受到了這些壓力源導(dǎo)致的壓力。其中挑戰(zhàn)性壓力6個(gè)題目, 如：“您所承擔(dān)的項(xiàng)目或任務(wù)的數(shù)量”。阻斷性壓力5個(gè)題目, 如：“政治而不是績(jī)效因素對(duì)組織決策的影響”。問卷采用1~5級(jí)Likert量表, 1代表沒有, 5代表很大。本研究中挑戰(zhàn)性壓力的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88, 阻斷性壓力的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.74。

3.2.2 分配公平和程序公平

采用Niehoff和Moorman (1993)開發(fā)的問卷。共11個(gè)題目, 其中分配公平5個(gè)題目, 如：“我認(rèn)為我的工作負(fù)擔(dān)是相當(dāng)公平的”。程序公平6個(gè)題目, 如：“在做決策之前, 領(lǐng)導(dǎo)確信聽到了每個(gè)員工的呼聲”。問卷采用1~5級(jí)Likert量表, 1表示完全不同意, 5表示完全同意。本研究中分配公平的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86, 分程序公平的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.91。

3.2.3 自我效能

采用Tierney和Farmer (2002)的問卷。共3個(gè)題目, 如：“我對(duì)我的工作能力充滿自信”。問卷采用1~7級(jí)Likert量表, 1表示完全不同意, 7表示完全同意。本研究中該測(cè)量的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.79。

3.2.4 創(chuàng)造力

采用Baer和Oldham (2006)的量表, 包含4個(gè)條目, 如：“工作中常常提出一些創(chuàng)造性的問題解決辦法”。問卷采用Likert-7點(diǎn)設(shè)計(jì)。1表示非常不同意, 7表示非常同意。本研究中該測(cè)量的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

3.2.5 控制變量

為了避免無關(guān)變量的影響混淆本研究中變量間的因果關(guān)系, 我們首先控制了人口學(xué)變量：性別、學(xué)歷、任期。其次, 由于本研究樣本取自兩家分公司, 我們還控制了公司類別。第三, 以往的研究發(fā)現(xiàn)工作復(fù)雜性對(duì)創(chuàng)造力有顯著影響(Tierney & Farmer, 2002; Baer & Oldham, 2006), 因此我們還將工作復(fù)雜性作為控制變量予以控制。工作復(fù)雜性的測(cè)量采用Oldham,Cummings, Mischel, Schmidtke和Zhou (1995)編制的量表, 采用7點(diǎn)計(jì)分。在本研究中, 量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.70。最后, 以往研究證實(shí)了個(gè)體的冒險(xiǎn)意愿對(duì)創(chuàng)造力有顯著影響(Dewett, 2007), 因此本研究還控制了冒險(xiǎn)意愿。冒險(xiǎn)意愿的測(cè)量采用Andrews和Smith (1996)的量表, 采用7點(diǎn)計(jì)分。在本研究中, 量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.73。

4 研究結(jié)果

4.1 驗(yàn)證性因子分析

為了考察挑戰(zhàn)性壓力、阻斷性壓力、程序公平、分配公平、自我效能、創(chuàng)造力等6個(gè)主要潛變量的區(qū)分效度, 我們對(duì)測(cè)量數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析, 比較各種嵌套模型的擬合度。結(jié)果顯示六因子模型對(duì)于數(shù)據(jù)的擬合最佳(χ2(362) = 706.07, NNFI = 0.94, CFI = 0.95, RMSEA = 0.06), 且所有因子負(fù)載均達(dá)到顯著水平?？ǚ綑z驗(yàn)結(jié)果表明六因子模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合顯著好于其他幾個(gè)替代模型：五因子模型a (組合挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力為一個(gè)因子, χ2(367) = 921.62, NNFI = 0.91, CFI = 0.92, RMSEA = 0.08); 五因子模型b (組合分配公平和程序公平為一個(gè)因子, χ2(367) = 1159.68, NNFI = 0.87, CFI = 0.88, RMSEA = 0.11); 五因子模型c (組合挑戰(zhàn)性壓力和分配公平為一個(gè)因子, χ2(367) = 2164.82, NNFI = 0.78, CFI = 0.80, RMSEA = 0.14); 五因子模型d (組合阻斷性壓力和程序公平為一個(gè)因子, χ2(367) = 1069.98, NNFI = 0.90, CFI = 0.91, RMSEA = 0.09); 單因子模型(所有條目測(cè)量了同一構(gòu)念, χ2(377) = 3107.7, NNFI = 0.56, CFI = 0.59, RMSEA = 0.20)。以上結(jié)果表明變量測(cè)量具有較高的區(qū)分效度。

4.2 描述統(tǒng)計(jì)

表1給出了主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。分析結(jié)果顯示挑戰(zhàn)性壓力與自我效能和創(chuàng)造力沒有顯著的相關(guān)關(guān)系(= 0.03,;= 0.01,)。阻斷性壓力與自我效能和創(chuàng)造力有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(= ?0.18, p < 0.01;= ?0.13,< 0.05)。自我效能和創(chuàng)造力有顯著的正相關(guān)關(guān)系(= 0.26,< 0.01)。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

采用Mplus 6.0檢驗(yàn)假設(shè)。由于每個(gè)上司評(píng)價(jià)多個(gè)下屬的創(chuàng)造力, 個(gè)體層次的最小二乘回歸可能導(dǎo)致有偏的結(jié)果, 為此我們采用方差分析和多層線性模型兩種方法檢驗(yàn)潛在的嵌套效應(yīng)是否顯著。方差分析結(jié)果表明創(chuàng)造力得分的組間方差并不顯著,= 1.16,。以創(chuàng)造力為因變量的虛模型分析顯示組間方差同樣不顯著, χ2(59) = 70.69,; ICC1 = 0.06。因此, 后續(xù)的統(tǒng)計(jì)分析全部在單一層次進(jìn)行。對(duì)挑戰(zhàn)性壓力、阻斷性壓力、分配公平、程序公平采用中心化處理。表2給出了假設(shè)1到6的檢驗(yàn)結(jié)果。模型1和模型2檢驗(yàn)挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)自我效能的影響以及組織公平的調(diào)節(jié)作用, 模型3到6檢驗(yàn)挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響、組織公平的調(diào)節(jié)作用以及自我效能的中介效應(yīng)。

模型1顯示挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能的影響不顯著(= 0.07,)。模型2顯示挑戰(zhàn)性壓力與分配公平的交互作用對(duì)自我效能有顯著的正向影響(= 0.26,< 0.05)。簡(jiǎn)單系數(shù)分析表明在對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能有顯著的正向作用(= 0.39,= 2.25,< 0.05), 對(duì)低分配公平感的員工, 挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能的影響不顯著(= ?0.12,= ?0.96,), 這一交互相應(yīng)解釋了自我效能總方差的5%, 具體的調(diào)節(jié)效應(yīng)見圖2。假設(shè)1得到支持。此外, 模型1還顯示阻斷性壓力對(duì)自我效能有顯著的負(fù)向影響(= ?0.26,< 0.01), 假設(shè)3得到支持。在模型2中, 阻斷性壓力和程序公平的交互作用對(duì)自我效能的影響不顯著(= 0.16,), 假設(shè)5沒有得到支持。

模型3顯示挑戰(zhàn)性壓力對(duì)創(chuàng)造力的主效應(yīng)不顯著(= 0.03,), 阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力的主效應(yīng)顯著且回歸系數(shù)為負(fù)(= ?0.19,< 0.05)。模型5顯示, 當(dāng)自我效能進(jìn)入模型3以后, 自我效能對(duì)創(chuàng)造力有顯著的正向影響(= 0.20,< 0.001), 阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力的主效應(yīng)不再顯著(= ?0.14,), 這表明自我效能中介了阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響。假設(shè)4得到支持。參考溫忠麟、范息濤、葉寶娟和陳宇帥(2016)推薦的方法計(jì)算中介效應(yīng)量, 同時(shí)報(bào)告多個(gè)統(tǒng)計(jì)量(c = 0.20; a = 0.26; b = 0.17; c￠= 0.16), 中介效應(yīng)量為間接效應(yīng)與總效應(yīng)的比例, 即PM = ab/c = 0.22, 中介效應(yīng)占主效應(yīng)的22%。

模型4顯示挑戰(zhàn)性壓力與分配公平的交互作用對(duì)創(chuàng)造力有顯著的正向影響(= 0.20,< 0.05)。簡(jiǎn)單系數(shù)分析表明在對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力對(duì)創(chuàng)造力有顯著的正向作用(= 0.26,= 1.99,< 0.05), 對(duì)低分配公平感的員工, 挑戰(zhàn)性壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響不顯著(= ?0.13,= ?1.10,)。

表1 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)(n = 256)

注：對(duì)角線上括號(hào)內(nèi)為內(nèi)部一致性系數(shù)。性別(0女性, 1男性); 學(xué)歷(①初中及以下、②高中(職高)、③?？萍按髮W(xué)、④研究生及以上)

*< 0.05, **< 0.01。

模型6顯示當(dāng)自我效能進(jìn)入回歸模型后, 自我效能對(duì)創(chuàng)造力的影響顯著(= 0.17,< 0.001), 挑戰(zhàn)性壓力與分配公平的交互作用對(duì)創(chuàng)造力的作用不再顯著(= 0.16,), 表明自我效能中介了挑戰(zhàn)性壓力和分配公平的交互作用對(duì)創(chuàng)造力的影響, 假設(shè)2得到初步支持。由于模型4顯示阻斷性壓力與程序公平的交互作用對(duì)創(chuàng)造力的作用不顯著(= 0.04,), 且模型2中阻斷性壓力和程序公平的交互作用對(duì)自我效能的影響也不顯著, 因此假設(shè)6沒有得到支持。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)2, 我們采用Edwards和Lambert (2007)的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法估計(jì)高分配公平和低分配公平感下間接效應(yīng)及其差異的顯著性。我們使用兩個(gè)多元回歸模型來檢驗(yàn)調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。第一個(gè)模型檢驗(yàn)挑戰(zhàn)性壓力是否影響自我效能。第二個(gè)模型包括挑戰(zhàn)性壓力, 自我效能, 分配公平感, 挑戰(zhàn)性壓力與分配公平的交互項(xiàng)以及自我效能與分配公平的交互項(xiàng), 創(chuàng)造力為因變量。整合這兩個(gè)模型, 采用簡(jiǎn)單效應(yīng)分析計(jì)算高和低分配公平感下自我效能的中介效應(yīng)。以Mplus 6.0為分析工具, 采用Bootstraping方法, 重復(fù)抽樣1000次, 構(gòu)建偏差校正的置信區(qū)間檢驗(yàn)間接效應(yīng)及其差異的顯著性。分析結(jié)果見表3。如表3所示, 分析結(jié)果支持了調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)：對(duì)高分配公平感的員工而言挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力有顯著的正向間接效應(yīng), 但對(duì)低分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的負(fù)向間接效應(yīng)不顯著, 總體而言, 兩種情況下挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)有顯著的差異, 調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)見圖3。假設(shè)2得到進(jìn)一步的支持。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)4, 我們采用Mplus 6.0做間接效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示阻斷性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)顯著(= ?0.05,< 0.01), 95%置信區(qū)間為[?0.11, ?0.01]。假設(shè)4得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

表3 調(diào)節(jié)的路徑分析結(jié)果

注*< 0.05. **< 0.01. 95%置信區(qū)間

圖3 調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)

5 討論

本研究基于256對(duì)上級(jí)?下屬匹配數(shù)據(jù), 采用三階段的縱向研究設(shè)計(jì)考察了挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工創(chuàng)造力的影響及其作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：(1)挑戰(zhàn)性壓力對(duì)員工創(chuàng)造力影響取決于員工的分配公平感：對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力有顯著的正向間接效應(yīng); 對(duì)低分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的間接效應(yīng)不顯著; (2)阻斷性壓力通過負(fù)向影響自我效能間接負(fù)向影響員工創(chuàng)造力。以上研究結(jié)果對(duì)壓力和創(chuàng)造力之間關(guān)系研究的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了豐富和拓展, 對(duì)企業(yè)人力資源管理和創(chuàng)新管理也具有重要的實(shí)踐啟示。

5.1 理論意義

本研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于揭示不同類型的壓力影響員工創(chuàng)造力的作用效果、邊界條件與內(nèi)在機(jī)制具有重要的理論意義。首先, 針對(duì)以往壓力與創(chuàng)造力關(guān)系不一致的研究結(jié)果, 我們檢驗(yàn)了兩種不同類型的壓力, 即挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響。研究結(jié)果顯示挑戰(zhàn)性壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響具有邊界條件, 其本身既不足以激發(fā)員工創(chuàng)造力, 也不至于破壞其創(chuàng)造力, 分配公平與否決定了其潛在的積極效應(yīng)是否能夠得以發(fā)揮。此外, 本研究還顯示阻礙性壓力對(duì)創(chuàng)造力有顯著的負(fù)面效應(yīng)。這些研究結(jié)果表明為了確定壓力究竟是鼓勵(lì)還是打擊了員工創(chuàng)造力, 研究者們需要考慮具體的壓力類型, 忽略壓力類型差異可能是造成過往不一致研究結(jié)論的一個(gè)重要原因。

其次, 本文從社會(huì)認(rèn)知理論出發(fā), 證實(shí)了自我效能是連接挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力與創(chuàng)造力關(guān)系的內(nèi)在中介機(jī)制, 澄清了壓力影響員工創(chuàng)造力的內(nèi)在機(jī)理。過往研究多集中于調(diào)節(jié)變量的探討, 很少有研究揭示壓力影響創(chuàng)造力的中介機(jī)制(Byron, Peterson, Zhang, & LePine, 2016; Liu & Li, 2018; Prem et al., 2017; Sacramento et al., 2013)。拓展了以往研究, 本研究將社會(huì)認(rèn)知理論作為解釋壓力?創(chuàng)造力關(guān)系的理論基礎(chǔ), 證實(shí)了自我效能中介了壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響, 為壓力影響創(chuàng)造力的內(nèi)在機(jī)理給出了一個(gè)嶄新的理論解釋。不僅如此, 以往有關(guān)壓力研究的文獻(xiàn)表明, 挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工的態(tài)度、行為與績(jī)效具有差異化的影響(LePine et al., 2004, 2005; Podsakoff et al., 2007; Rodell & Judge, 2009;Zhang et al., 2014)。本研究發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力對(duì)員工自我效能和創(chuàng)造力的作用效果也不相同, 從而為以往壓力領(lǐng)域的相關(guān)研究結(jié)論提供了新證據(jù)。

第三, 本研究還清晰地顯示, 為了最終確定壓力與創(chuàng)造力的關(guān)系, 研究者們還需要考慮組織公平這一因素。以往研究基于資源損耗理論認(rèn)為由于壓力產(chǎn)生的認(rèn)知資源損耗需要物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)和精神激勵(lì)的彌補(bǔ), 但缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證研究(Baer & Oldham, 2006; Byron et al., 2016)。本研究證明了組織公平在個(gè)體壓力認(rèn)知過程中的確扮演了至關(guān)重要的角色, 呼應(yīng)了Zhang等(2014)的研究結(jié)論, 即組織公平揭示了壓力源對(duì)員工績(jī)效作用不一致的原因。過往研究針對(duì)壓力與創(chuàng)造力的關(guān)系莫衷一是(Fay & Sonnentag, 2002; Sacramento et al., 2013), 本研究通過將壓力區(qū)分為挑戰(zhàn)性壓力和阻斷性壓力兩種類型, 證實(shí)了分配公平對(duì)挑戰(zhàn)性壓力與創(chuàng)造力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 豐富了我們對(duì)壓力與創(chuàng)造力之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)。

第四, 本研究發(fā)現(xiàn)阻斷性壓力對(duì)自我效能有直接的破壞作用, 但挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能并沒有顯著的負(fù)面效應(yīng), 這對(duì)社會(huì)認(rèn)知理論進(jìn)行了有價(jià)值的修正和完善。根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論(Bandura, 1982), 壓力會(huì)導(dǎo)致厭惡的肉體和情緒喚醒, 從而對(duì)自我效能具有消極的破壞效應(yīng)。但本研究結(jié)果表明, 并非所有壓力都會(huì)給員工帶來消極的影響, 在某些情況下(例如高分配公平感)甚至還有助于激發(fā)員工的自我效能。這表明壓力究竟是促進(jìn)還是破壞個(gè)體的自我效能還取決于壓力的類型, 從而對(duì)社會(huì)認(rèn)知理論進(jìn)行了豐富和拓展。

最后, 本研究的假設(shè)5和假設(shè)6沒有得到支持, 即程序公平并沒有弱化阻礙性壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力的負(fù)面效應(yīng)。究其原因, 我們推測(cè)中國(guó)的傳統(tǒng)文化在其中可能發(fā)揮了重要作用。以往的跨文化研究表明, 與西方人相比, 中國(guó)人有更高的不確定性避免傾向(Hofstede, 1980), 那么可以推測(cè)由組織政治、工作不安全等因素導(dǎo)致的阻礙性壓力對(duì)中國(guó)人可能帶來更多的焦慮、擔(dān)心和恐懼, 因而對(duì)其自我效能和創(chuàng)造力的破壞效應(yīng)就更加顯著, 導(dǎo)致員工即便有高的程序公平感也無法免疫于其負(fù)面作用。另一個(gè)可能的原因是, 以往研究還發(fā)現(xiàn), 與西方人相比, 中國(guó)人有更高的權(quán)力距離導(dǎo)向, 民主意識(shí)和參與意識(shí)相對(duì)更弱, 不太重視個(gè)人訴求的表達(dá), 因而對(duì)程序公平并不敏感(Pillai, Williams, & Tan, 2001)。因此, 相比之下, 程序公平對(duì)中國(guó)人的影響可能要遠(yuǎn)低于西方國(guó)家?；谝陨戏治? 未來的研究可以考慮增加西方的研究樣本, 通過比較研究來進(jìn)一步考察程序公平的調(diào)節(jié)作用。

5.2 實(shí)踐啟示

本研究結(jié)果為企業(yè)如何通過管理工作壓力提升員工創(chuàng)新績(jī)效提供了幾點(diǎn)重要啟示。首先, 本研究發(fā)現(xiàn)阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力有顯著的破壞作用, 這提示我們對(duì)于那些致力于將創(chuàng)新打造為核心競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè), 要把提高組織運(yùn)作的公開度和透明度擺在首位, 摒棄官僚和僵化的組織制度, 同時(shí)還要盡量確保員工的工作穩(wěn)定性, 使其對(duì)自己在組織中的未來有穩(wěn)定的預(yù)期。其次, 本研究證實(shí)了分配公平對(duì)挑戰(zhàn)性壓力?創(chuàng)造力關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。這啟示管理者為了更好地激發(fā)員工創(chuàng)造力, 在將繁重的工作負(fù)擔(dān)交給員工的同時(shí), 還要確保公平的分配制度。最后, 本研究證實(shí)了自我效能是連接壓力和創(chuàng)造力的中介機(jī)制。這提示管理者需要識(shí)別和提供有助于提升員工自我效能的管理措施和情境條件。在創(chuàng)新管理過程中應(yīng)當(dāng)善于給員工壓擔(dān)子, 同時(shí)還要盡量減少各種繁文縟節(jié)和潛規(guī)則, 這樣有助于激發(fā)員工的自我效能, 并最終獲得有創(chuàng)造力的員工。

5.3 研究局限及未來研究方向

盡管本研究取得了一些有價(jià)值的研究結(jié)果, 但仍存在一些不足之處需要后續(xù)的研究繼續(xù)改進(jìn), 一些潛在的邊界條件也需要繼續(xù)深入挖掘和檢驗(yàn)。首先, 本研究中的創(chuàng)造力評(píng)價(jià)采用的是上級(jí)評(píng)價(jià)下屬的方法。這種常用的做法盡管有助于消除潛在的社會(huì)稱許性和共同方法偏差, 但依然帶有主觀的成分。近年來, 一些研究開始嘗試采用客觀的創(chuàng)造力評(píng)價(jià)方法, 如發(fā)明專利、真實(shí)的創(chuàng)新產(chǎn)品數(shù)量等來衡量員工創(chuàng)造力(Liao et al., 2010)。因此, 未來在研究壓力與創(chuàng)造力的關(guān)系時(shí)可以考慮采用這些客觀的創(chuàng)造力評(píng)價(jià)方法以進(jìn)一步提升研究的嚴(yán)謹(jǐn)性和可信度。其次, 以往研究發(fā)現(xiàn)人格特質(zhì)和領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)調(diào)節(jié)兩種壓力對(duì)員工心理和行為的影響(LePine et al., 2004; Zhang et al., 2014), 未來研究可以考慮引入合適的人格變量和領(lǐng)導(dǎo)變量來進(jìn)一步考察兩種壓力與員工創(chuàng)造力的關(guān)系, 為壓力與創(chuàng)造力之間關(guān)系不一致的研究結(jié)論提供更加全面完整的理論解釋。

6 結(jié)論

挑戰(zhàn)性壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力沒有顯著的主效應(yīng), 阻斷性壓力對(duì)自我效能和創(chuàng)造力有顯著的負(fù)向影響。自我效能中介了挑戰(zhàn)性壓力與分配公平的交互作用對(duì)創(chuàng)造力的影響：對(duì)高分配公平感的員工而言, 挑戰(zhàn)性壓力通過自我效能對(duì)創(chuàng)造力的正向間接效應(yīng)更強(qiáng)。自我效能中介了阻斷性壓力對(duì)創(chuàng)造力的影響。

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The impact of challenge stress and hindrance stress on employee creativity: The mediating role of self-efficacy and the moderating role of justice

ZHANG Yong; LIU Haiquan; WANG Mingxuan; QING Ping

(College of Economics and Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China)

Owing to their distinctive nature, challenge stress and hindrance stressmay have different effects on individual creativity. Drawing on social cognitive theory perspective, we conducted a longitudinal empirical study concerning with the relationship between challenge stress and hindrance stress and employees’ self-efficacy and creativity. We also examined whether these relations were moderated by distributive justice and procedure justice.

Data were collected from 256 dyads of employees and their immediate supervisors in two divisions of a largeenterprise. The questionnaire for employee in Time 1 included challenge stress and hindrance stress, job complexity, and demography variables. The questionnaire for employee in Time 2 included self-efficacy. Employees’ creativity was rated by their immediate supervisors in Time 3. Theoretical hypotheses were tested by hierarchal regression analysis with Mplus 6.0. Results of analyzing the matched sample showed that the relationships between challenge stress and both self-efficacy and creativity were not significant, and the relationship between hindrance stress and both self-efficacy and creativity was negative; where distributive justice was high, challenge stress was positively related to creativity via self-efficacy, whereas where distributive justice was low, this indirect relationship was not significant. The moderating effects of procedure justice on the relationship between hindrance stress and both self-efficacy and creativity were not significant.

Extending previous studies, this research demonstrated that challenge stress and hindrance stress have unique influences on self-efficacy and creativity, the results clarified the relationship between stress and creativity in workplace from a new perspective. Second, by examining the mediating effect of self-efficacy, the results contributed to our understanding on the mechanism through which stress influence creativity. Finally, through investigating the moderating effect of procedure justice and distributive justice, we confirmed that there are bounded conditions of the effect of stress on employee creativity. Findings broaden understandings of the process by which and the conditions under which challenge stress and hindrance stress influence creativity. Furthermore, the results also revealed that social cognitive theory was more suitable for explaining the relationship between stress and creativity.

creativity; challenge stress; hindrance stress; self-efficacy; distributive justice; procedure justice

2017-05-15

* 國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71671077); 中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)項(xiàng)目(2662015PY027); 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)自主創(chuàng)新基金項(xiàng)目(2014RC021)。

張勇, E-mail: yzhang@mail.hzau.edu.cn

B849: C93