新生代農(nóng)民工教育水平與創(chuàng)造力：核心自我評價的作用*

田曉明 朱瑋瑋

(1.浙江大學(xué)管理學(xué)院，杭州 310058；2.華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院，上海 200062；3.蘇州大學(xué)心理學(xué)系，蘇州 215123；4.蘇州科技大學(xué)心理學(xué)系，215009)

1 引 言

中國城鎮(zhèn)化經(jīng)過20多年的發(fā)展，新生代農(nóng)民工逐漸替代了第一代農(nóng)民工。根據(jù)王春光(2001)的研究，新生代農(nóng)民工是指1980年以后出生，從農(nóng)村外出務(wù)工的流動人口。新生代農(nóng)民工95%以上在各類企業(yè)工作(許傳新,2010;姚俊,2010)，他們兼具農(nóng)民工和企業(yè)員工雙重身份。雖然新生代農(nóng)民工社會適應(yīng)(王芳,李志榮,2014)和創(chuàng)業(yè)(徐悅,段錦云,2015)相關(guān)主題不乏文獻(xiàn)探討，但鮮有研究關(guān)注其在企業(yè)組織背景下的創(chuàng)造力。新生代農(nóng)民工對于工作規(guī)范和流程的改進(jìn)能夠為組織帶來收益，這與現(xiàn)代化組織強調(diào)以創(chuàng)造性的方式工作和解決問題的理念相契合，因此新生代農(nóng)民工的創(chuàng)造力是一個嶄新且重要的研究課題。

創(chuàng)造力是能夠給組織帶來利益的新穎和實用的想法(Shalley,Zhou,& Oldham,2004)，是企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢的來源，可以使企業(yè)在激烈競爭的環(huán)境中維持生存且不斷更新迭代(王先輝,段錦云,田曉明,孔瑜,2010)。雖然已有研究探索了新生代員工創(chuàng)造力的前因(李宏利,李曉佳,2014)，但其未能抓住新生代農(nóng)民工群體的根本特征對創(chuàng)造力的影響。教育水平作為新生代農(nóng)民工的顯著特征，為促進(jìn)其創(chuàng)造力提供了基本前提(王廣慧,徐桂珍,2014)。經(jīng)過系統(tǒng)教育的新生代農(nóng)民工其思維和智力得到提升，有助于所從事崗位的勝任能力和創(chuàng)造力(劉萬霞,2013)。本研究將探討新生代農(nóng)民工教育水平對其創(chuàng)造力的影響機制和邊界條件，為從教育水平著手促進(jìn)新生代農(nóng)民工創(chuàng)造力提供理論解釋和支持。

2 理論框架與研究假設(shè)

2.1 內(nèi)在動機視角

所謂內(nèi)在動機(intrinsic motivation)是指個體由于自身內(nèi)在精神需要和興趣而產(chǎn)生的，或者個體受到工作任務(wù)特征的吸引而激發(fā)出的感到自我滿足的動機(Amabile,1983)。相對于外在動機而言，內(nèi)在自發(fā)的動力才是影響員工創(chuàng)造力的重要因素(王先輝等,2010)，是與創(chuàng)造力相關(guān)的核心要素之一(Woodman,Sawyer,& Griffin,1993)，也是創(chuàng)造力產(chǎn)生的重要因素(Amabile,2011)，其很好地解釋了員工創(chuàng)造力的來源。內(nèi)在動機是連接外在刺激因素和創(chuàng)造力之間的橋梁,領(lǐng)導(dǎo)行為、組織氛圍和工作特征等外在因素均需要通過內(nèi)在動機作用于員工創(chuàng)造力(Shalley,Gilson,& Blum,2009)。

2.2 新生代農(nóng)民工教育水平與創(chuàng)造力

創(chuàng)造力的促進(jìn)觀點認(rèn)為隨著新生代農(nóng)民工教育水平的提高，其獲得的知識就越多，因此更可能尋求新思想、發(fā)現(xiàn)新變化，進(jìn)而提高創(chuàng)造力。首先，教育提供了新知識，能幫助人們改善對已有知識的理解；其次，教育水平將通過改進(jìn)認(rèn)知加工和解決問題的能力而影響創(chuàng)造力；最后，教育水平也體現(xiàn)了個體的學(xué)習(xí)能力，而學(xué)習(xí)是創(chuàng)造力的重要保障(Smith,Collins & Clark,2005;Woodman et al.,1993)。

教育水平與創(chuàng)造力之間的關(guān)系之所以鮮有研究的原因在于影響創(chuàng)造力的因素眾多，在這些額外變量的影響之下，教育水平與創(chuàng)造力之間的關(guān)系變得模糊不清。已有充分研究指出，領(lǐng)導(dǎo)行為、組織支持和工作特征是影響創(chuàng)造力的重要因素(王先輝等,2010)，特別是領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望(Carmeli & Schaubroeck,2007)、組織創(chuàng)造力支持(Zhou & George,2001)和工作創(chuàng)造力要求(Unsworth,Wall,& Carter,2005)。本研究從內(nèi)在動機視角，通過控制人口學(xué)變量以及領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望、組織創(chuàng)造力支持和工作創(chuàng)造力要求等影響創(chuàng)造力的外在因素，進(jìn)而從內(nèi)在動機角度更加清晰的闡述新生代農(nóng)民工教育水平與創(chuàng)造力之間的關(guān)系。因此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：在排除人口學(xué)變量和影響創(chuàng)造力的外在因素之后，新生代農(nóng)民工教育水平依然能夠顯著地正向預(yù)測其創(chuàng)造力。

2.3 新生代農(nóng)民工核心自我評價的中介作用

Judge(1997)將核心自我評價定義為個體對自我能力和價值最基本的評價和估計。教育水平較高的新生代農(nóng)民工，他們在工作中有較敏銳的信息嗅覺，他們擅于搜尋、發(fā)現(xiàn)、掌握和利用職場信息，從而在企業(yè)工作中更加得心應(yīng)手(鐘甫寧,陳奕山,2014)，將會贏得更加豐厚的收入(王美艷,2009)。同時，教育水平高的新生代農(nóng)民工，其自尊和自我效能感水平也越高(楊青,崔捷,梁曉,2011)。因此，新生代農(nóng)民工教育水平能夠正向影響其核心自我評價。

從內(nèi)在動機視角出發(fā)，核心自我評價高的新生代農(nóng)民工在工作中更不容易受到外在因素影響，出于對自身能力和人格特質(zhì)的積極評價，他們會更加主動和自主地追求更具創(chuàng)造性的工作結(jié)果(Chiang,Hsu,& Hung,2014)。核心自我評價高的員工在內(nèi)在動機的驅(qū)使下，更能享受解決問題的樂趣，更能對產(chǎn)品提出新的想法，或者對工作流程提出改進(jìn)(Zhang,Kwan,Zhang,& Wu,2014)。同時，核心自我評價高的員工總是出于內(nèi)在動機積極地尋求解決問題的方法，嘗試具有挑戰(zhàn)性的工作，因此更有機會發(fā)揮自己的潛能和創(chuàng)造力(Kammeyer-Mueller,Judge,& Scott,2009)。據(jù)此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：新生代農(nóng)民工的核心自我評價在其教育水平與創(chuàng)造力的關(guān)系中起到中介作用。

2.4 核心自我評價的分解及其在教育水平與創(chuàng)造力之間關(guān)系起到的作用

核心自我評價是一個較為寬泛的概念，既被定義為一種人格特質(zhì)，又被看作一種綜合能力(黎建斌,聶衍剛,2010)。由于其定義的模糊性，上述影響機制的黑箱仍舊沒有被完全揭開。一方面，核心自我評價是個體內(nèi)在動機的外在表現(xiàn)(Chiang et al.,2014)，而根據(jù)創(chuàng)造力成分理論(componential theory of creativity)(Amabile,1983,2011)，內(nèi)在動機塑造了個體的能力和人格，從而導(dǎo)致個體創(chuàng)造力的提升。另一方面，核心自我評價從概念發(fā)展的源頭就可以分解成能力和人格兩方面要素(Kammeyer-Mueller et al.,2009)，其本質(zhì)上是個體能力和人格交互作用之后的表現(xiàn)(Chamorro-Premuzic & Furnham,2004)。因此，從內(nèi)在動機視角，本研究將核心自我評價分解為能力和人格兩個要素。

雖然創(chuàng)造力互動理論認(rèn)為個體的創(chuàng)造力是其特征(能力和人格等)與環(huán)境交互作用的結(jié)果(Woodman et al.,1993)，但是人格心理學(xué)的交互視角卻提出具有高度認(rèn)知能力的個體可以選擇和改變自身所處的環(huán)境，而非受制于環(huán)境的約束(Endler & Magnusson,1976)。該視角將創(chuàng)造力從人與環(huán)境互動延伸至個體內(nèi)部創(chuàng)造力要素的互動，并且以往研究也支持了能力與人格互動的觀點(e.g.Chamorro-Premuzic,Furnham,& Moutafi,2004;Hirsh,Morisano,& Peterson,2008)。因此，通過整合組織中創(chuàng)造力的互動理論、創(chuàng)造力成分理論以及能力與人格互動的觀點，我們認(rèn)為員工創(chuàng)造力是其基于知識的認(rèn)知能力和人格交互作用的結(jié)果(Chamorro-Premuzic & Furnham,2014;Woodman et al.,1993)。因此，我們提出新生代農(nóng)民工核心自我評價包括其知識整合能力和創(chuàng)造性人格兩部分，并且其中真正在教育水平與創(chuàng)造力之間關(guān)系起到中介作用的是知識整合能力，而創(chuàng)造性人格則對知識整合能力的中介效應(yīng)起到調(diào)節(jié)作用。

Smith等(2005)提出知識整合是獲取相關(guān)信息并加以整理、吸收和運用從而獲得新知識的能力，而受教育程度是個體知識整合能力的一個重要影響因素。一方面，教育提供了異質(zhì)性的新知識，能幫助人們改變對陳舊知識的理解，改善思維定式(張鋼,呂潔,2012)。另一方面，教育將通過改進(jìn)認(rèn)知加工和解決問題的能力而影響知識整合(Collins & Smith,2006)。因此，教育水平較高的員工更可能尋求新思想、發(fā)現(xiàn)新變化，促進(jìn)觀點的交換及新知識的形成(Phelps,Heidl,& Wadhwa,2012)，從而提高創(chuàng)造力。因此，提出假設(shè)2：

假設(shè)3：知識整合能力在教育水平與創(chuàng)造力之間的關(guān)系中起到中介作用。

創(chuàng)造性人格是一系列與創(chuàng)造力有關(guān)的特質(zhì)的組合(Gino & Ariely,2012)，其重要特征之一是接受新奇事物的程度(Zhou & George,2001)。因此具有創(chuàng)造性人格的個體往往具有原創(chuàng)力、想象力、好奇心，同時能獨立思考并產(chǎn)生新的觀點(Shalley et al.,2004)。當(dāng)個體擁有高水平創(chuàng)造性人格特質(zhì)時，豐富多元的想法將有利于個體擴展知識整合的視野和維度，為知識整合提供更多可能性。另外，創(chuàng)造性人格有助于個體積極主動爭取工作的自主性和內(nèi)在動機，緩解了外在工作條件對于知識整合過程的束縛(Tse,To,& Chiu,2018)。因此，創(chuàng)造性人格與知識整合能力的交互作用正向預(yù)測創(chuàng)造力，當(dāng)個體具有創(chuàng)造性人格時，知識整合能力與創(chuàng)造力的關(guān)系越明顯。

假設(shè)4：新生代農(nóng)民工知識整合能力與創(chuàng)造性人格的交互作用正向預(yù)測其創(chuàng)造力。

假設(shè)5：創(chuàng)造性人格調(diào)節(jié)了知識整合能力在教育水平與創(chuàng)造力之間起到的中介作用。

為了更清晰的表達(dá)研究思路，總結(jié)之后的整體研究框架如圖1：

圖1整體研究框架

3 研究1：新生代農(nóng)民工教育水平對其創(chuàng)造力的影響機制

3.1 研究方法

3.1.1 研究被試

本研究被試來自江蘇、山東和福建等省，通過發(fā)放問卷的方式對新生代農(nóng)民工進(jìn)行調(diào)查。采用一對一現(xiàn)場填寫的方法搜集數(shù)據(jù)，對農(nóng)民工不理解的問題加以說明，以確保回收率和有效率。共發(fā)放481份問卷，剔除多項選擇、漏填、連續(xù)相同和明顯規(guī)律作答等無效問卷，共獲得有效問卷421份，有效回收率為87.53%。

3.1.2 研究工具

教育水平 采用自我評價，1=小學(xué)及以下；2=初中；3=高中(中專/職高)；4=大專及以上。

員工創(chuàng)造力 采用Farmer,Tierney和Kung-Mcintyre(2003)開發(fā)的員工創(chuàng)造力量表，共4個題項，采用李克特5點計分。示例題項如：“我會尋找新方法或途徑去解決問題”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.82。

領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望 改編自Carmeli和Schaubroeck(2007)的領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望量表，共4個題項，采用李克特5點計分。示例題項如：“我的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)為創(chuàng)造力對我來說很重要”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.77。

組織創(chuàng)造力支持 采用Zhou和George(2001)開發(fā)的組織創(chuàng)造力支持量表，共4個題項，采用李克特5點計分。示例題項如：“在公司有創(chuàng)造力是被鼓勵的”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.87。

工作創(chuàng)造力要求 采用Unsworth等(2005)開發(fā)的工作創(chuàng)造力要求量表，共5個題項，采用李克特5點計分。示例題項如：“我的工作要求我對改變工作方式有新的想法”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.84。

核心自我評價 采用Judge,Erez,Bono和Thoresen(2003)編制的量表，共12個題項，采用李克特5點計分。示例題項如：“我已取得生命中應(yīng)有的成就”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.73。

共同方法偏差檢驗 首先，Harman單因素檢驗結(jié)果顯示沒有單一因素或占據(jù)大部分解釋率的因素析出。其次，采用Amos 21.0檢驗?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)效度，由于核心自我評價的題項過多，采用平衡法進(jìn)行打包處理。結(jié)果顯示包含核心自我評價、領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望、工作創(chuàng)造力要求、組織創(chuàng)造力支持和員工創(chuàng)造力的五因素模型擬合良好，指標(biāo)為χ2(220)=620.81,χ2/df=2.82,RMSEA=0.07,CFI=0.90,IFI=0.90，顯著優(yōu)于其他備選模型。因此，共同方法偏差沒有造成顯著影響。

3.2 數(shù)據(jù)分析及研究結(jié)果

3.2.1 描述統(tǒng)計

從表1可以看出，新生代農(nóng)民工教育水平與創(chuàng)造力(r=0.22,p<0.01)存在著顯著的正相關(guān)，初步驗證了假設(shè)1。另外，教育水平與核心自我評價(r=0.21,p<0.01)顯著正相關(guān)，且核心自我評價與創(chuàng)造力(r=0.32,p<0.01)顯著正相關(guān)，初步驗證了假設(shè)2。

表1 變量描述統(tǒng)計(N=421)

注：性別，1=男，2=女；婚姻狀況，1=已婚，2=未婚、離異或喪偶；子女情況，0=無，1=有(獨生)，2=有(非獨生)；工作年限，1=不到1年，2=1～3年，3=3～5年，4=5年以上；*p<0.05,**p<0.01。

3.2.2 假設(shè)檢驗

教育水平對創(chuàng)造力的影響 從表2可知，在控制了性別等5個人口學(xué)變量，以及領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望、組織創(chuàng)造力支持和工作創(chuàng)造力要求等3個影響創(chuàng)造力的外在因素之后，新生代農(nóng)民工教育水平對其創(chuàng)造力的影響依然正向顯著(M6,β=0.16,p<0.01)，假設(shè)1得到支持。

核心自我評價的中介作用 根據(jù)Preacher和Hayes(2008)的建議，采用拔靴法(bootstrapping method)對核心自我評價的中介作用進(jìn)行驗證，結(jié)果顯示中介效應(yīng)顯著不為0，其指標(biāo)為：Effect size=0.02,SE=0.01,CI:[0.01,0.05]。因此，假設(shè)2得到支持。

4 研究2：新生代農(nóng)民工教育水平對其創(chuàng)造力的影響：知識整合能力與創(chuàng)造性人格的作用

4.1 研究方法

4.1.1 研究被試

向河南、浙江和江蘇等省的新生代農(nóng)民工發(fā)放調(diào)查問卷，操作過程與研究一相同。共發(fā)放調(diào)查問卷482份，回收460份，回收率95.44%。剔除無效問卷后，剩下有效問卷382份，有效率83.04%。

表2 研究一回歸分析(N=421)

注：人口學(xué)變量注釋同表1；+p<0.10,*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。

4.1.2 研究工具

教育水平 采用被試受教育年限表示。

員工創(chuàng)造力 與研究一相同。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.84。

知識整合能力 改編自史江濤(2007)的知識整合量表，共8個項目，采用李克特5點計分。示例題項如：“我能利用多個領(lǐng)域的權(quán)威知識形成新觀點”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.81。

創(chuàng)造性人格 采用Gino和Ariely(2012)編制的量表，共5個項目，采用李克特5點計分。示例題項如：“我更喜歡能讓我進(jìn)行創(chuàng)造性思考的任務(wù)”。本研究中該量表的信度系數(shù)為0.88。

共同方法偏差檢驗 采用與研究一相同的步驟檢驗共同方法偏差。結(jié)果顯示包含知識整合能力、創(chuàng)造性人格和員工創(chuàng)造力的三因素模型擬合良好，指標(biāo)為χ2(101)=268.14,χ2/df=2.65,RMSEA=0.07,CFI=0.93,TLI=0.92，顯著優(yōu)于其他備選模型。

4.2 數(shù)據(jù)分析及研究結(jié)果

4.2.1 變量描述性統(tǒng)計

表3顯示教育水平與創(chuàng)造力正相關(guān)(r=0.29,p<0.01)，教育水平與知識整合能力正相關(guān)(r=0.21,p<0.01)，知識整合能力與創(chuàng)造力正相關(guān)(r=0.39,p<0.01)。初步分析結(jié)果與假設(shè)1和假設(shè)3相符合。

4.2.2 假設(shè)檢驗

教育水平對創(chuàng)造力的影響 分析步驟與研究一相同。表4結(jié)果顯示教育水平對創(chuàng)造力有顯著正向影響(M4,β=0.28,p<0.001)，假設(shè)1得到進(jìn)一步支持。

知識整合能力的中介作用 同樣，根據(jù)Preacher和Hayes(2008)的建議，采用拔靴法驗證知識整合能力的中介作用，結(jié)果顯示中介效應(yīng)顯著不為0，其指標(biāo)為：Effect size=0.01,SE=0.00,CI:[0.01,0.02]。因此，假設(shè)3得到支持。

表3 變量描述統(tǒng)計(N=382)

注：性別：1=男，2=女；婚姻狀況：1=已婚，2=未婚、離異或喪偶；子女情況：1=無，2=有，3=有(非獨生)；工作年限：1=不到1年，2=1～3年，3=3～5年，4=5年以上；*p<0.05,**p<0.01。

表4 研究二回歸分析(N=382)

注：人口學(xué)變量注釋同表3；*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。

創(chuàng)造性人格的調(diào)節(jié)作用 表4中的模型7顯示，知識整合能力與創(chuàng)造性人格之間的交互作用對創(chuàng)造力會產(chǎn)生顯著的正向影響(β=0.18,p<0.001)。為詳細(xì)說明知識整合能力與創(chuàng)造性人格的互動關(guān)系，以變量高于和低于平均數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差繪制交互作用圖。如圖2所示，在高創(chuàng)造性人格情況下，知識整合能力可以有效地預(yù)測創(chuàng)造力(β=0.65,p<0.001)，而在低創(chuàng)造性人格情況下，知識整合能力和創(chuàng)造力之間的關(guān)系則較弱(β=0.21,p>0.05)，兩者之間差異顯著(t=4.84,p<0.001)。因此，假設(shè)4得到支持。

圖2創(chuàng)造性人格對知識整合能力與創(chuàng)造力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗 采用PROCESS插件檢驗假設(shè)5，結(jié)果顯示當(dāng)創(chuàng)造性人格水平高時，知識整合能力的中介效應(yīng)顯著，Effect size=0.02,SE=0.01,95%CI:[0.01,0.04]，而創(chuàng)造性人格處于低水平時，該中介效應(yīng)變得不顯著，Effect size=0.01,SE=0.00,95%CI:[-0.00,0.01]。假設(shè)5得到驗證。

5 研究結(jié)果與討論

研究結(jié)果顯示新生代農(nóng)民工教育水平正向影響創(chuàng)造力，核心自我評價在其中起到中介作用。該結(jié)果驗證了近來關(guān)于核心自我評價對于創(chuàng)造力的影響，Chiang等(2014)和Zhang等(2014)都從內(nèi)在動機視角探索了核心自我評價對員工創(chuàng)造力的促進(jìn)作用，與本研究結(jié)果保持一致。進(jìn)一步將核心自我評價分解為能力和人格兩部分，其中知識整合能力在教育水平與創(chuàng)造力之間起到中介作用，創(chuàng)造性人格對該中介效應(yīng)起到調(diào)節(jié)作用。該結(jié)果印證了個體能力和人格的互動能夠影響其創(chuàng)造力，創(chuàng)造性人格對知識整合能力與創(chuàng)造力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用支持了該觀點。最后，本研究驗證了外在動機對于創(chuàng)造力的影響，領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)造力期望、組織創(chuàng)造力支持和工作創(chuàng)造力要求等外在動機因素對于創(chuàng)造力的顯著影響為該觀點提供了支持。

本研究的主要理論貢獻(xiàn)如下：首先，本研究通過整合創(chuàng)造力互動理論、創(chuàng)造力成分理論以及能力與人格互動的觀點，為個體創(chuàng)造力的形成提供了新的視角。本研究繼承和發(fā)展了Woodman等(1993)關(guān)于創(chuàng)造力的互動理論，將創(chuàng)造力從人與環(huán)境互動延伸至個體內(nèi)部創(chuàng)造力構(gòu)成要素的互動。創(chuàng)造力成分理論(Amabile,1983,2011)認(rèn)為影響創(chuàng)造力的能力和人格兩個要素其作用是相互獨立的，本研究重新審視了創(chuàng)造力構(gòu)成要素之間的關(guān)系，提出創(chuàng)造力構(gòu)成要素對于創(chuàng)造力不僅存在直接的影響，從創(chuàng)造力互動理論以及能力和人格互動的角度出發(fā)(Chamorro-Premuzic & Furnham,2004)，兩者之間的互動效應(yīng)也是促進(jìn)創(chuàng)造力的重要因素。其次，本研究引入互動視角，為創(chuàng)造力成分理論提供了有益補充。創(chuàng)造力成分理論認(rèn)為，構(gòu)成創(chuàng)造力的能力、人格和內(nèi)在動機三個要素之間的關(guān)系為：內(nèi)在動機塑造了個體的能力和人格，從而提升個體創(chuàng)造力(Amabile,1983)。本研究通過兩個子研究在驗證了該觀點的基礎(chǔ)上，提出內(nèi)在動機不僅塑造了個體的能力和人格，更促成了能力和人格之間的交互作用。最后，本研究探索了內(nèi)外在動機之間的關(guān)系及其對于創(chuàng)造力所產(chǎn)生影響的可能性，拓展了創(chuàng)造力成分理論關(guān)于任務(wù)動機對于創(chuàng)造力影響的理論界定。創(chuàng)造力成分理論認(rèn)為，內(nèi)在動機而非外在動機是促進(jìn)創(chuàng)造力的關(guān)鍵因素(Amabile,1983;Chiang et al.,2014)。而本研究認(rèn)為，外在動機對于創(chuàng)造力并非沒有影響，兩者之間的關(guān)系可能是外在動機需要通過內(nèi)在動機影響創(chuàng)造力。

本研究的管理實踐啟示在于：(1)企業(yè)應(yīng)該關(guān)注新生代農(nóng)民工創(chuàng)造力問題。隨著新生代農(nóng)民工逐漸在企業(yè)組織中占據(jù)重要位置，其創(chuàng)造力問題在企業(yè)實踐中應(yīng)該引起重視。(2)組織應(yīng)大力開展針對新生代農(nóng)民工的職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。新生代農(nóng)民工創(chuàng)造力受教育水平的制約程度要大于其他員工，因此提高他們的教育水平成為提升創(chuàng)造力的重要手段。(3)對具有創(chuàng)造性人格的新生代農(nóng)民工進(jìn)行分類管理，建立專門的培養(yǎng)機制。挑選出具有創(chuàng)造性人格的新生代農(nóng)民工進(jìn)行重點培養(yǎng)，能夠為企業(yè)帶來事半功倍的效果。

本研究的不足和展望主要為以下兩點：(1)共同方法偏差。由于新生代農(nóng)民工樣本的特點，研究采用了自我報告以及橫截面研究的方法，導(dǎo)致潛在的共同方法偏差問題。未來研究可以考慮以企業(yè)為單位，對新生代農(nóng)民工實施縱向配對研究。(2)控制變量的不足。雖然本研究對影響創(chuàng)造力的典型外在因素加以控制，但影響創(chuàng)造力的外在因素紛繁復(fù)雜，后續(xù)研究還需更為全面地控制外在因素對創(chuàng)造力的作用。