化壓力為創(chuàng)新：上級發(fā)展性反饋與自我效能感的調節(jié)作用

安彥蓉，楊東濤，劉 云

(南京大學 商學院，江蘇 南京 210093)

0 引言

在當前動蕩變化的商業(yè)環(huán)境中，創(chuàng)新是組織獲得競爭優(yōu)勢的基礎，員工創(chuàng)新表現(xiàn)即員工創(chuàng)造力成為組織成功和維持競爭力的關鍵驅動力[1]。員工創(chuàng)造力是指組織情境下個體產生的新穎、有用的想法或觀點，上述想法或觀點有助于企業(yè)在產品、服務、管理、流程等方面的提升[2]。隨著外部競爭日益激烈，高工作壓力(工作負荷、任務復雜性、時間壓力等)成為組織環(huán)境中的重要特征，工作壓力作為影響員工創(chuàng)造力的重要情景因素，備受學者關注[3]。在Cavanaugh等[4]提出的雙元壓力源理論框架下，實證研究普遍認為，阻斷性壓力源(Hindrance Stressor)所帶來的壓力是個體無法克服的，會使個體面臨認知資源損耗和情緒耗竭，自我效能感降低，從而對員工創(chuàng)造力產生消極作用[5]。然而，對于挑戰(zhàn)性壓力源(Challenge Stressor)與員工創(chuàng)造力之間的關系, 學者們得出不同的研究結論。較多研究認為，挑戰(zhàn)性壓力源是個體能夠克服的，并且個體一旦克服壓力就能在工作績效和未來成長發(fā)展方面獲得回報[6]。因此，挑戰(zhàn)性壓力源能增強個體學習動機，提升員工創(chuàng)造力[7]。另一些研究認為，挑戰(zhàn)性壓力源會使個體產生焦慮、緊張、沮喪等消極情緒[8]，因此，與員工創(chuàng)造力之間為負向關系[9]和倒U型關系[10]。挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系的不一致，引出一個新問題：在什么條件下挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力會產生正向或負向影響[11]？基于此，有必要進一步研究挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系，探討在什么情況下挑戰(zhàn)性壓力源能夠促進員工創(chuàng)造力，以便為企業(yè)管理實踐提供參考[12]。

資源保存理論為本研究提供了一個新視角。根據資源保存理論，擁有較多資源的個體不易受到資源損失的攻擊，會更有能力獲得資源，所獲得的資源會產生更大的資源增量[13]。因此，當員工能夠獲得更多的資源時，就能夠減少挑戰(zhàn)性壓力源對自身資源的損耗，從而表現(xiàn)出更好的工作績效。資源保存理論提出4種資源類型，分別為物質性資源、條件性資源、人格特質和能源性資源。在創(chuàng)造力交互作用理論框架下[14]，上述資源可以理解為從外部環(huán)境和從內部特質兩個渠道獲得?；诖耍狙芯吭噲D從情境因素和個體因素兩個層面，尋找影響挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系的“資源”，并探討資源如何影響挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系。情境因素層面，由于工作場所中員工上級領導掌握著團隊內部資源，能夠決定工作資源分配，因而來自領導的資源是員工應對挑戰(zhàn)性壓力源的重要影響因素[15]。同時，員工提出新穎有用的想法需要來自外界的支持，尤其是上級反饋[16]。個體因素層面，員工以何種態(tài)度和方法應對工作壓力，一定程度上取決于員工是否對自己有信心。創(chuàng)造力自我效能感作為個體自有心理資源，代表個體對自身能力的判斷，能夠對員工績效產生影響[17]。因此，本研究關注上級發(fā)展性反饋和創(chuàng)造力自我效能感兩個變量，將其作為調節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源作用機制的資源。

綜上，本文圍繞挑戰(zhàn)性壓力源如何影響員工創(chuàng)造力這一問題展開研究，將資源保存理論引入到探討挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間的關系中，拓展了資源保存理論應用范圍。同時，從組織情境中的外在資源和員工個體所具備的內在資源兩個角度，探討上級發(fā)展性反饋、創(chuàng)造力自我效能感在挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力關系中的調節(jié)作用，以及創(chuàng)造力自我效能感對上級發(fā)展性反饋調節(jié)效應的中介作用，為挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系尋找新的邊界。本文不僅有利于豐富現(xiàn)有工作壓力和員工創(chuàng)造力領域研究成果，也可為企業(yè)管理實踐提供一定的啟示和指導。

1 理論基礎與研究假設

1.1 概念界定與理論基礎

(1)挑戰(zhàn)性壓力源。認知交互理論認為，個體會結合情境要求與自身能力，對情境(壓力源)作出威脅性(Threat)或者挑戰(zhàn)性(Challenge)評價[18]。在此基礎上，Cavanaugh等[4]提出雙元壓力源：挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源，并認為某些工作要求(工作負荷、時間壓力、工作范圍與職責、工作復雜性等)雖然會給個體帶來身心方面的焦慮、痛苦，但與個體成長和發(fā)展相聯(lián)系[6]，即為挑戰(zhàn)性壓力源(Challenge Stressor)。本研究參照Cavanaugh等[19]的研究，認為挑戰(zhàn)性壓力源具有兩個重要特征：①個體認為由挑戰(zhàn)性壓力源所帶來的壓力在可接受范圍內，能夠被個體克服；②當個體克服這類壓力后，能夠在工作績效、晉升與成長等方面獲得積極回報。當面對挑戰(zhàn)性壓力源時，個體會采取積極應對策略，表現(xiàn)出更加積極的工作行為。

(2)上級發(fā)展性反饋。Zhou[20]提出上級發(fā)展性反饋(Supervisor Developmental Feedback)這一概念。在本研究中，上級發(fā)展性反饋是指組織情境下直接上級向員工提供的，對員工未來在學習、工作、發(fā)展、績效提升等方面有所助益的、有價值的反饋[19]。上級發(fā)展性反饋具有3個重要特征：①由上級向員工提供及時有益的反饋信息，即員工的直接上級是信息源；②上級提供給員工的信息和反饋必須是有價值的，能夠幫助員工有效提升；③屬于信息型反饋方式，并不強制要求員工必須達成特定目標，而是描述員工目前工作和績效情況，并對員工未來發(fā)展提供良性建議[21]。上級向下屬提供發(fā)展性反饋，本質上是在從事一種具有信息性質的管理實踐，即向員工提供行為相關信息，這些信息可能會促使下屬提高績效。

(3)創(chuàng)造力自我效能感。Bandura[22]在社會認知理論中指出，個體自我效能感是指個體對自己具有的能達到特定成就的能力的信念，是個體對自己能力的一種主觀感受。Tierney&Farmer[23]將自我效能感引入到工作場所創(chuàng)造力研究中，提出創(chuàng)造力自我效能感(Creative Self-efficacy)概念。本研究認為，創(chuàng)造力自我效能感是指個體對自己在從事特定任務時，是否具有創(chuàng)造創(chuàng)新成果的能力的信心或信念，反映創(chuàng)新活動個體對自己表現(xiàn)出的自我信念或期望。

(4)資源保存理論。資源保存理論(Conservation of Resource Theory)由Hobfoll[13]提出，是工作壓力研究領域的一個分支。資源保存理論從資源視角，描述壓力情景下個體與環(huán)境之間的交互作用過程[24]。資源保存理論定義了4種不同的資源：①物質性資源，這類資源受到個體社會經濟地位的影響；②條件性資源，這類資源能夠幫助個體獲得關鍵性資源；③人格特質，這類資源能夠決定個體在壓力情景下的抗壓能力；④能源性資源，這類資源能幫助個體獲得其它資源[25]。資源保存理論認為，個體會盡可能地維持、保護和構建自己心中的寶貴資源，一旦這些資源面臨潛在或者實際損失，個體就會感到威脅。在此基礎上，資源保存理論提出其核心觀點：擁有較多資源的個體相對不容易受資源損失的影響并更有能力獲得資源，這種情況稱為增值螺旋(Gain Spiral)；相反，擁有較少資源的個體更容易受資源損失的影響并缺乏資源獲得能力，這種情況稱為喪失螺旋(Loss Spiral)[26]。

1.2 挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力

挑戰(zhàn)性壓力源是組織中的重要情境因素。雙元壓力源理論框架表明，并不是所有壓力源都對員工工作態(tài)度和工作結果具有負面影響[4]。雖然挑戰(zhàn)性壓力源會給員工帶來緊張、焦慮等負面影響，但由于員工在評估該種壓力時，認為自身有能力克服壓力，而且預計到如果克服挑戰(zhàn)性壓力則會對個人工作績效、晉升和未來成長等帶來積極影響[27]。以往實證研究從社會認知、社會交換等理論視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性壓力源能夠通過提升員工自我效能感[5]、組織支持感[28]、組織承諾[29]，促使其表現(xiàn)出積極創(chuàng)新行為。

根據資源保存理論，由于個體所擁有的資源是有限的，因而會習慣性地努力維持、保護和構建其認為的寶貴資源。當個體認為所面臨的壓力較小時，會努力積攢資源以培植增值螺旋(Gain Spiral)，獲取新的資源[13]。在工作場所，資源可以被理解為幫助員工實現(xiàn)工作目標、提升工作績效的個體或情景因素[25]。因此，當個體面對挑戰(zhàn)性壓力源時，為了獲取更多、更有利的資源，會充分發(fā)揮主觀能動性，積極進行創(chuàng)造性思考，通過創(chuàng)新完成挑戰(zhàn)性任務。在上述過程中，個體創(chuàng)造力會不斷被激發(fā)出來。因此，本文提出如下假設：

H1：挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力具有正向影響。

1.3 上級發(fā)展性反饋的調節(jié)作用

根據資源保存理論, 擁有較多資源的個體不易受到資源損失的攻擊并更有能力獲得資源[13]。因此，有必要關注員工在組織情境下所獲得的工作資源，探索工作資源對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力關系的邊界作用。上級發(fā)展性反饋作為上級提供給員工的一種工作資源，能夠對員工工作行為和績效產生影響[20]。實證研究表明，上級發(fā)展性反饋能夠提升員工自我效能感和上級-下屬關系，從而對員工建言行為[30]、創(chuàng)新行為[31]和工作績效產生正向影響[32]。

對于員工而言，來自直接上級的發(fā)展性反饋相當于一種工作資源。根據資源保存理論，資源是指個體認為對自身有幫助、有價值的東西，例如個體特征、條件、能量等，或是獲得以上東西的方式[13]。Hobfoll[25]將資源分為4類，包括物質性資源、條件性資源、人格特質和能源性資源。其中，條件性資源能夠為個體獲得關鍵性資源創(chuàng)造條件，因而會對個體抗壓能力產生影響。來自員工直接上級的反饋就是一種條件性資源。員工通過接受上級發(fā)展性反饋，了解自身在工作方面的優(yōu)勢與劣勢，獲得有利于未來發(fā)展的有價值信息以及其它重要資源。資源保存理論認為，擁有較多資源的個體不易受資源損失的攻擊且更有能力獲得資源，即產生增值螺旋[26]。當員工面對挑戰(zhàn)性壓力源時，如果能夠獲得上級發(fā)展性反饋，就可能掌握更多資源，降低工作壓力帶來的風險。因此，員工在上級發(fā)展性反饋的幫助下，不僅能以更加積極主動的態(tài)度應對挑戰(zhàn)性壓力，而且可以根據接收的有益信息進行思考和調整，找到更具有創(chuàng)新性的工作方法，從而激發(fā)創(chuàng)造力。因此，本文提出如下假設：

H2：上級發(fā)展性反饋正向調節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間的關系，上級發(fā)展性反饋越多，挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力的正向關系越強。

1.4 創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)作用與中介作用

自我效能在社會情境中具有可塑性[33]。根據社會認知理論，自我效能感主要通過4種方式產生和形成：成功經驗(Mastery Experience)、 代替性經驗( Vicarious Experience)、社會說服(Social Persuasion)和心理狀態(tài)(Physiological State)[34]。以往研究表明，社會情境對員工的創(chuàng)造力自我效能感具有正向影響[35]，員工會分析自身任務需求，主動尋找和收集有作用、有價值的信息，以此構建自我效能感，強化自身能力認知，繼而決定其創(chuàng)造行為[34]?；诖?，本文認為，上級對員工的發(fā)展性反饋可以強化員工創(chuàng)造力自我效能感，理由如下：首先，上級通過發(fā)展性反饋向下屬表達自己對其創(chuàng)新能力的認可與期望，這種行為可以視為一種社會說服。當員工被上級勸說擁有克服挑戰(zhàn)性壓力、完成挑戰(zhàn)性任務的能力時，會增強創(chuàng)新信心，積極思考解決問題的創(chuàng)新方法，增強創(chuàng)造力自我效能感。其次，發(fā)展性反饋中包含著上級積累的成功經驗，上級將其分享給員工，讓員工看到克服挑戰(zhàn)性壓力、激發(fā)創(chuàng)造力的成功事例，從而增強員工創(chuàng)造力自我效能感。再次，發(fā)展性反饋可能包括對員工過去成功經驗的肯定，從而促使員工形成較高的自我效能感。最后，上級發(fā)展性反饋能夠給員工帶來積極情緒狀態(tài)，從而增強創(chuàng)造力自我效能感。因此，本文提出如下假設：

H3：上級發(fā)展性反饋對員工創(chuàng)造力自我效能感具有正向影響。

根據資源保存理論，創(chuàng)造力自我效能感作為個體的一種心理資源，能夠對個體行為績效產生影響。積極的人格特質是決定個體內在抗壓能力的重要因素[25]。當員工具備較強的創(chuàng)造力效能感，或通過上級發(fā)展性反饋這一情境因素進一步增強自身創(chuàng)造力自我效能感時，會認為自己具有較多資源，從而對自身充滿信心。這種情況下，個體注意力會從資源保存轉向資源獲取，甚至愿意嘗試利用機會創(chuàng)造資源盈余，以抵御未來可能面臨的資源損失。因此，員工在面對挑戰(zhàn)性壓力時，不會過多擔心工作壓力帶來的負面影響和資源喪失風險，而是憑借自身已有的內外資源積極投身于挑戰(zhàn)性工作之中，充分發(fā)揮自身聰明才智，不斷為組織貢獻有益的創(chuàng)新想法，表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)造力和創(chuàng)新績效以獲得組織認可，從而為自己獲取更多寶貴資源。因此，本文提出如下假設：

H4：員工創(chuàng)造力自我效能感正向調節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間的關系，員工創(chuàng)造力自我效能感越強，挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力的正向關系越強。

H5：上級發(fā)展性反饋對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力關系的調節(jié)作用是通過員工創(chuàng)造力自我效能感的中介作用實現(xiàn)的。

綜上所述，本研究理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本文采用問卷調查研究方法對企業(yè)員工進行調研，收集樣本數據。首先，考慮到樣本多樣性，從地域和行業(yè)兩個方面選擇樣本。在地域方面，兼顧東南沿海地區(qū)和西北內陸地區(qū)，最終選擇江蘇、安徽和甘肅進行調研。在行業(yè)方面，兼顧調研企業(yè)所在行業(yè)的多樣性，最終樣本涵蓋制造業(yè)、服務業(yè)、金融業(yè)等行業(yè)。其次，為了避免可能產生的同源方差問題和社會稱許性問題，本研究在編寫和發(fā)放問卷時，采取匿名、題項錯配等不同方式。本研究共發(fā)放問卷450份，收回442份，問卷回收率為98.2%，剔除數據缺失等無效問卷后，最終得到有效問卷372份，問卷有效回收率為82.7%。

在最終采用的樣本中，性別方面男女人數較為平均，男性184人，占49.5%，女性188人，占50.5%；年齡方面，21～30歲的人數最多，共254人，占68.3%；受教育程度方面，本科和碩士研究生人數較多，其中，本科186人，占50.0%，碩士研究生99人，占26.6%；公司性質方面，國有企業(yè)和民營企業(yè)人數較多，其中，國有企業(yè)114人，占30.6%，民營企業(yè)136人，占36.6%；職位方面，普通員工人數較多，共計222人，占62.4%；工作年限方面，1年以下和5年以上人數較多，其中，1年以下96人，占25.8%，5年以上101人，占27.2%。

2.2 變量測量

本研究所有構念均采用國內外成熟量表進行測量，使用翻譯-回譯方法將所有量表翻譯成符合中國員工閱讀習慣的中文表述。首先，由研究團隊的2位成員對英文量表進行中文翻譯，再邀請英文專業(yè)人員對翻譯后的量表進行回譯，再比對英文量表和回譯后的量表進行修改，并根據中國情境對量表中部分措辭進行修改。最后，邀請企業(yè)員工閱讀量表，根據反饋適當調整量表措辭。所有題項均采用Likert 7點量表進行測量。

(1)挑戰(zhàn)性壓力源。采用Cavanaugh等[4]開發(fā)的挑戰(zhàn)性-阻斷性壓力源量表，選取其中挑戰(zhàn)性壓力源相關問題，由員工自評，共6個題項，如“我的工作需要在短時間內完成多個項目或任務”。在本次測量中，整個量表的Cronbach' s α值為0.813。

(2)員工創(chuàng)造力。采用Baer[36]開發(fā)的量表，該量表適用于員工自評，馬軍等[37]也曾使用過該量表。該量表共有3個題項，如“我曾對公司產品、服務或流程設計提出過新的建議”。在本次測量中，整個量表的Cronbach' s α值為0.863。

(3)上級發(fā)展性反饋。采用Zhou[20]開發(fā)的量表，由員工自評。共有3個題項，如“在給我反饋時，我的直屬上級專注于幫助我學習和提升”。在本次測量中，整個量表的Cronbach' s α值為0.816。

(4)創(chuàng)造力自我效能感。采用Tierney&farmer[23]開發(fā)的量表，由員工自評。共有3個題項，如“我對自己運用創(chuàng)意解決問題的能力有信心”。在本次測量中，整個量表的Cronbach' s α值為0.857。

(5)控制變量。本研究選取以下變量作為控制變量：①性別，為虛擬變量，男性為“1”，女性為“0”；②年齡，分為20歲及以下、21～30歲、31～40歲、41～50歲和51歲及以上5類；③受教育程度，分為高中及以下、大專、本科、碩士研究生和博士研究生5類；④所在企業(yè)性質，分為國有企業(yè)、外資企業(yè)、合資企業(yè)、民營企業(yè)及其它5類；⑤職位，分為高層管理人員、中層管理人員、基層管理人員和普通員工4類；⑤工作年限，分為1年以下、1～2年、2～3年、3～5年和5年以上5類。

本研究采用SPSS23.0和MPLUS7兩種統(tǒng)計分析軟件對數據進行分析。首先，進行同源方差檢驗、驗證性因子分析和描述性統(tǒng)計檢驗。然后，檢驗挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力的主效應、上級發(fā)展性反饋的調節(jié)作用、創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)作用以及中介作用。

3 研究結果

3.1 同源方差檢驗

考慮到本研究所有變量均由同一被試填寫，因而可能存在同源方差問題。雖然通過匿名填寫、隱匿研究目的和變量名稱、題項錯配、引入反向題等措施，盡可能降低同源方差的影響，但仍有必要對可能存在的同源方差進行檢驗。本文采用哈曼(Haman)單因素檢測法[38]，將所有變量一起放入，進行探索性因子分析。檢驗結果表明，在未經旋轉的情況下，第一個主成分占總方差的37.02%，處于可以接受范圍內，故不影響本研究結論的可靠性。

3.2 驗證性因子分析

本研究通過Mplus7軟件對各變量間的區(qū)分效度進行檢驗，并根據χ2/df、RMSEA、CFI、TLI這4個擬合指標判斷模型的擬合程度。具體而言，針對挑戰(zhàn)性壓力源、員工創(chuàng)造力、上級發(fā)展性反饋、創(chuàng)造力自我效能感這4個潛變量進行檢驗，結果如表1所示。結果顯示，四因子模型對數據的擬合程度最高(χ2=205.497，RMSEA=0.062，CFI=0.948，TLI=0.935)，說明研究中4個變量之間具有良好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析結果

3.3 描述性統(tǒng)計

本研究中各變量均值、標準差及變量間的相關系數如表2所示。結果顯示，挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力顯著正相關(r=0.441，p<0.01)，上級發(fā)展性反饋與員工創(chuàng)造力顯著正相關(r=0.242，p<0.01)，創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)造力顯著正相關(r=0.622，p<0.01)。檢驗結果為本研究的基本假設提供了初步支持。

表2 描述性統(tǒng)計分析結果

3.4 假設檢驗

本研究采用層級回歸分析，參照Grant&Berry[39]提出的檢驗步驟對被中介的調節(jié)模型進行檢驗，國內學者馬軍[37]也曾使用這一方法進行檢驗，檢驗結果如表3所示。

(1)挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力的主效應檢驗。模型4首先檢驗挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間的主效應關系，結果顯示，挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力具有顯著正向影響(β=0.442，P<0.001)，H1得到驗證。

(2)上級發(fā)展性反饋的調節(jié)效應檢驗。模型5檢驗上級發(fā)展性反饋對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系的調節(jié)作用。模型5在模型4的基礎上，加入調節(jié)變量上級發(fā)展性反饋及其與挑戰(zhàn)性壓力源的交互項，結果顯示，上級發(fā)展性反饋對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系具有顯著正向影響(β=0.220，P<0.01)。對比模型4和模型5，在加入交互項(挑戰(zhàn)性壓力源×上級發(fā)展性反饋)之后，模型5相比模型6對員工創(chuàng)造力的解釋力度增強 (△R2=0.046，p<0.01)，H2得到驗證。為了更清晰地反映調節(jié)效應，本研究繪制出相應的調節(jié)效應圖，如圖2所示。

(3)創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)效應檢驗。模型6檢驗創(chuàng)造力自我效能感對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系的調節(jié)作用。模型6在模型4的基礎上，加入調節(jié)變量創(chuàng)造力自我效能感及其與挑戰(zhàn)性壓力源的交互項，結果顯示，創(chuàng)造力自我效能感對挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間的關系具有顯著正向影響(β=0.218，P<0.001)。對比模型4和模型6，在加入交互項(挑戰(zhàn)性壓力源×創(chuàng)造力自我效能感)之后，模型6相比模型4對員工創(chuàng)造力的解釋力度顯著增強 (△R2=0.217，p<0.001)，H4得到驗證。為了更清晰地反映調節(jié)效應，本研究繪制出相應的調節(jié)效應圖，如圖3所示。

(4)創(chuàng)造力自我效能感的中介效應檢驗。模型2檢驗上級發(fā)展性反饋與創(chuàng)造力自我效能感之間的關系，結果顯示，上級發(fā)展性反饋正向影響創(chuàng)造力自我效能感(β= 0.315，p<0.001)，H3得到驗證。即上級發(fā)展性反饋正向調節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系(H2)且正向影響創(chuàng)造力自我效能感(H3)，而創(chuàng)造力自我效能感正向調節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系(H4)。模型7在模型5的基礎上，加入調節(jié)變量創(chuàng)造力自我效能感及其與挑戰(zhàn)性壓力源的交互項，結果顯示，創(chuàng)造力自我效能感對挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間的關系具有顯著正向影響(β=0.177，P<0.01)，上級發(fā)展性反饋對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系的調節(jié)作用不顯著。對比模型5和模型7，在加入交互項(挑戰(zhàn)性壓力源×創(chuàng)造力自我效能感)后，相比模型5，模型7對員工創(chuàng)造力的解釋力度顯著增強 (△R2=0.177，p<0.001)，H5得到初步驗證。本研究采用Bootstrap方法，重復模擬抽樣1 000次，計算創(chuàng)造力自我效能感的中介效應95%的置信區(qū)間。結果顯示，創(chuàng)造力自我效能感的間接效應顯著(間接效應=0.128, 置信區(qū)間CI(0.022,0.213))，進一步說明創(chuàng)造力自我效能感在上級發(fā)展性反饋對主效應的調節(jié)效應中起中介作用。H5得到進一步驗證。

表3 回歸分析結果

圖2 上級發(fā)展性反饋的調節(jié)效應

圖3 創(chuàng)造力自我效能感的調節(jié)效應

4 結語

4.1 結論

本研究基于資源保存理論，檢驗挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系，并進一步檢驗上級發(fā)展性反饋和創(chuàng)造力自我效能感對兩者關系的調節(jié)作用，以及創(chuàng)造力自我效能感的中介作用，豐富了工作壓力源和員工創(chuàng)造力領域研究。

(1)挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力具有正向影響。具體而言，當員工面對挑戰(zhàn)性壓力源時，由于期望通過克服挑戰(zhàn)性壓力獲得能力提升和成長，因而更愿意投入自身資源應對挑戰(zhàn)性壓力[25]，會產生強烈的學習和創(chuàng)新動機，表現(xiàn)出更高水平的員工創(chuàng)造力。盡管以往研究已探討挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對員工創(chuàng)造力的作用機制，但大多是從社會認知理論和社會交換理論視角驗證挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力的積極作用。例如，Montani&Courcy等[29]發(fā)現(xiàn)，挑戰(zhàn)性壓力源通過情感承諾對員工創(chuàng)新產生積極影響，同時這些關系強度取決于領導-成員交換(LMX)質量；張勇和劉海全等[5]認為，挑戰(zhàn)性壓力源通過自我效能對創(chuàng)造力產生影響并受員工分配公平感的調節(jié)。然而，從資源保存理論視角，壓力源對員工創(chuàng)造力的影響，也有可能大量消耗員工所擁有的資源，影響員工創(chuàng)新所需條件[11]。因此，本文基于資源保存理論，從個體資源獲取與資源保存角度對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系進行實證研究，拓展了資源保存理論應用范圍，豐富了創(chuàng)造力研究理論基礎。

(2)上級發(fā)展性反饋對挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間關系具有正向影響，當上級提供的發(fā)展性反饋水平較高時，挑戰(zhàn)性壓力源對員工創(chuàng)造力的正向影響更加顯著。具體而言，上級發(fā)展性反饋作為一種條件性資源，一方面能夠直接為員工帶來知識、信息等資源；另一方面，員工通過吸收發(fā)展性反饋，獲得良好績效，獲得晉升等其它重要資源，從而降低了工作壓力帶來的風險。這種情況下，上級發(fā)展性反饋能夠幫助員工更好地應對挑戰(zhàn)性壓力，在完成挑戰(zhàn)性任務過程中迸發(fā)新的想法，提升創(chuàng)造力水平。Byron&Khazanchi等[12]指出，壓力對員工創(chuàng)造性表現(xiàn)的影響取決于壓力誘導方式和誘導壓力類型。因此，有必要進一步探討可能的邊界條件，闡明以往研究結論不一致的原因。以往研究已經證實領導因素對壓力源和員工創(chuàng)造力之間的關系具有重要影響，如魅力型領導[19]、領導-成員交換關系[29]等。然而，上述研究主要基于個體對挑戰(zhàn)性壓力源的認知和評價角度加以解釋[11]。本研究從工作資源視角出發(fā)，選取情境因素中的上級發(fā)展性反饋作為調節(jié)變量，再次驗證了上級發(fā)展性反饋作為重要領導因素，對員工創(chuàng)造力具有重要影響。

(3)創(chuàng)造力自我效能感對挑戰(zhàn)性壓力源與員工創(chuàng)造力之間關系具有正向影響，當員工的創(chuàng)造力自我效能感較高時，挑戰(zhàn)性壓力源對于員工服務創(chuàng)造力的正向影響更加顯著。具體而言，當員工具備較高的心理資源——創(chuàng)造力自我效能感時，會更加自信地迎接挑戰(zhàn)性壓力，激發(fā)創(chuàng)新熱情，充分發(fā)揮主觀能動性，提出克服挑戰(zhàn)性壓力的創(chuàng)新性想法。雖然現(xiàn)有實證研究表明，主動性人格[40]等人格特質因素能夠影響壓力源和員工創(chuàng)造力之間關系，但大多基于個體壓力源認知評價角度進行分析。本研究從資源保存視角，選取個體因素中的創(chuàng)造力自我效能感作為調節(jié)變量，進一步豐富了創(chuàng)造力自我效能感對員工創(chuàng)造力的解釋路徑。

(4)本研究探討創(chuàng)造力自我效能感在上級發(fā)展性反饋調節(jié)效應中的中介作用，發(fā)現(xiàn)上級發(fā)展性反饋對挑戰(zhàn)性壓力源和員工創(chuàng)造力關系的調節(jié)作用是通過員工創(chuàng)造力自我效能感的中介作用實現(xiàn)的。根據資源保存理論，上級發(fā)展性反饋作為一種條件性資源能夠增加員工心理資源。當員工面對挑戰(zhàn)性壓力時，由于心理資源較多，因而更愿意通過投入已有資源創(chuàng)造資源盈余，從而產生更高水平的創(chuàng)造力。這一結論與資源保存理論相符合。

4.2 實踐啟示

(1)在思想上，正確看待和管理工作壓力，與其將挑戰(zhàn)性壓力源看作是工作中必須面對和解決的問題，不如將其視為提升員工創(chuàng)新能力和工作績效的機會。對企業(yè)管理者而言，在為員工創(chuàng)造良好工作環(huán)境的同時，可以適當給員工設置挑戰(zhàn)性目標和挑戰(zhàn)性任務，以此調動員工的主觀能動性和工作積極性，激發(fā)其創(chuàng)新活力和創(chuàng)造激情。對于員工而言，不要籠統(tǒng)地將工作壓力視為洪水猛獸，而是要充分認識挑戰(zhàn)性壓力源對激發(fā)自身創(chuàng)造力的意義，改變思路，積極面對和克服壓力，緩解壓力對自身的負面影響，增強其正面影響。

(2)在行為上，充分關注員工在應對工作壓力時所需資源，給員工明確工作要求、分配工作任務，及時為其提供必要的工作資源，從而提升其心理資源水平。本研究表明，員工在工作場所獲得的外部資源和個體內在資源能夠促使其化壓力為動力，提升創(chuàng)造力和工作績效。這就提醒企業(yè)管理者在管理實踐中，既要重視挑戰(zhàn)性壓力源積極作用，同時要為員工營造良好的工作環(huán)境，提供充足的工作資源，如上級發(fā)展性反饋等，進而增加員工心理資源，增強挑戰(zhàn)性任務對員工創(chuàng)造力和創(chuàng)新績效的正向激勵。

4.3 局限與展望

(1)研究內容方面，本文遵循“如何在壓力中創(chuàng)新”的思路，選取雙元壓力源中相對積極的一元——挑戰(zhàn)性壓力源進行研究，探討其對員工創(chuàng)造力的影響，未分析相對消極的阻斷性壓力源對員工創(chuàng)造力的影響。由于阻斷性壓力源同樣普遍存在于組織情境中，會對員工工作造成影響，因此，未來研究有必要關注阻斷性壓力源對員工工作態(tài)度、工作行為和績效的影響，探索如何增強或降低該影響。此外，本文選取情境因素中的上級發(fā)展性反饋和個體因素中的創(chuàng)造力自我效能感這兩個資源作為研究對象，由于資源保存理論對于什么是資源未作出明確界定和分類，未來可以進一步探討組織情境下資源內涵與作用，針對資源作用機制展開研究。

(2)研究樣本方面，本研究樣本來自于江蘇、安徽和甘肅地區(qū)多家公司員工，涵蓋不同性質企業(yè)，但受客觀條件限制，無法做到完全隨機抽樣，可能存在一定的特殊性。未來研究可以進一步擴大樣本范圍，在選擇樣本時盡可能接近隨機抽樣狀態(tài)，以便對研究結論進行檢驗。

(3)研究設計方面，本文在進行數據收集時，受客觀條件限制，所有樣本數據由同一被試提供，未能采用上下級配對等方式收集數據。因此，本研究結論可能會受到同源方差問題的影響。未來研究可以考慮采用上下級匹配方式，或收集跨時數據，從而保證樣本數據更加符合研究標準。