金童林　陸桂芝　張　璐　李肖肖 　張　麗

(1　哈爾濱師范大學教育科學學院，哈爾濱 150025)　(2　蘭州城市學院教育系，蘭州 730070)(3　臨沂經濟技術開發(fā)區(qū)第二實驗小學，臨沂 276025)

1　引言

Zhou和George（2001）認為員工創(chuàng)造力是員工產生有關產品、服務、制造方法以及管理過程中新的或有潛在價值的想法。組織只有不斷提高員工創(chuàng)造力，促進員工積極主動地參與到創(chuàng)新過程中，才能不斷地開發(fā)出新產品、新服務或流程，實現組織創(chuàng)新（Isaksen & Treffinger，2004）。有學者認為，個人-組織契合的解釋是出于“環(huán)境與人互動”的理論，是一種探討組織情境與工作態(tài)度和行為的指導方針（Jansen & Kristof-Brown，2006）。研究表明，在創(chuàng)造力的領域中，人與組織契合（POF）在探討人與組織的一致性間提供了一個合適的理論角度，然而很少研究進行檢驗（Sara?，Efil，& Eryilmaz，2014）。Oldham 和Cummings（1996）認為，當處在一個受到支持以及沒有控制的監(jiān)督的環(huán)境下，具有創(chuàng)造性人格的員工對復雜的工作表現出最大化的創(chuàng)造力。然而，已有創(chuàng)造力文獻中對個人-組織契合度與員工創(chuàng)造力的深入探討鮮有研究，其中或直接研究人與組織契合對創(chuàng)造力的作用，如Spanjol，Tam和Tam（2015）；或探索個人與組織中影響創(chuàng)造力的成分，如Sen，Acar和Cetinkaya（2014）；或個人-組織契合與其他因素的交互作用，如與組織公民行為、組織承諾以及心理授權等（Farzaneh，Dehghanpour Farashah，& Kazemi，2014）。同時，在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力關系的內在機制方面，都是單獨研究創(chuàng)新自我效能感和工作激情的中介作用或調節(jié)作用，而未綜合考察其共同在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力關系中的影響?；诖?，本研究在當代中國組織管理背景下，將個人-組織契合與創(chuàng)新自我效能感、工作激情整合在一起，綜合考查個人-組織契合如何對創(chuàng)造力產生影響，探討創(chuàng)新自我效能感在個人-組織契合影響員工創(chuàng)造力時的中介作用，并進一步檢驗工作激情的調節(jié)作用。

Bandura（1977）認為，創(chuàng)新自我效能感是個體對自己能否成功地完成某一項工作的預測，而預測是認知和行為的中介。在此觀點啟發(fā)下，越來越多的研究者開始關注個體創(chuàng)造力自我效能感的中介作用，如Gong，Huang和Farh（2009）發(fā)現，在變革型領導與員工創(chuàng)造力間的關系中，創(chuàng)新自我效能感發(fā)揮著中介作用；員工創(chuàng)新自我效能感在組織氛圍與產生創(chuàng)新的構想中起中介作用（顧遠東，彭紀生，2010）。個人-組織契合作為員工對工作組織的感知，其對創(chuàng)造力作用或許也是通過創(chuàng)新自我效能感的中介作用實現的。因此，本研究從個人-組織契合積極影響員工創(chuàng)新自我效能感以及創(chuàng)新自我效能感積極影響員工創(chuàng)造力兩個方面對這一中介機制進行分析。具體而言，當員工的價值觀、發(fā)展目標與組織的文化、企業(yè)目標相一致時，會使個體處于一種良好的狀態(tài)，進而會傾向于相信自身能力，降低對目標完成的困難程度。因此，個人與組織良好的匹配會提高員工的效能感（徐悅，2014）。同時，有研究發(fā)現，個人-組織匹配對創(chuàng)新自我效能感有正向影響（張琳, 2015）。根據社會認知理論，激發(fā)個體行為的重要變量是自我效能感（Bandura，2001）。因此，在創(chuàng)新領域，眾多研究開始探尋創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)造力之間的關系。Tierney和Farmer（2002）認為當員工創(chuàng)新自我效能感提升時，其對工作的自信心水平也會提高，進而對環(huán)境與行為的控制具有較高的信心。并有實證研究發(fā)現，創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)造力有正向影響（王永躍, 葉佳佳, 2015）。綜上所述，當個體與組織有良好的匹配，在積極健康的組織環(huán)境下，會對自己從事創(chuàng)造性相關活動的能力比較有信心，進而表現出更高的創(chuàng)造力。因此，本文第一個目的是探討創(chuàng)新自我效能感在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力的關系中的中介作用。

近年來，更多的研究開始關注工作環(huán)境中的激情（李宏利，郁巧玲，2013）。從組織層面來講，當個體將從事工作的外部動機向自己身份認同進行內化的時候，工作的激情也會隨之產生（Vallerand，Paquet，Philippe，& Charest，2010）。當外在工作動機是控制性內化時，員工會因為各種壓力而進行被迫工作，從而不利于創(chuàng)造力的發(fā)揮（秦偉平，趙曙明，2015）。在工作激情的模型中，激情常被理解為受外界環(huán)境影響而動態(tài)變化的內心體驗，個人-組織契合作為員工感知到的外在環(huán)境，價值觀是其中的一個重要指標，而不同的價值觀會導致員工不同程度的工作激情水平。因此，工作激情能否發(fā)揮積極效應，有賴于個人與組織是否能夠很好的契合（李宏利，郁巧玲，2013）。有研究表明，不同程度的工作激情水平。在員工感知到的組織環(huán)境中所起的作用不一樣（Lavigne，Forest，& Crevier-Braud，2012），比如，高水平工作激情的員工，其外在工作動機如果是控制性內化，未能與組織達到良好的契合，那么員工創(chuàng)造力的水平就會下降；低水平工作激情的員工，當與組織達到良好的契合時，價值觀的一致可能會使員工產生較高的創(chuàng)造力。因此，在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力方面，工作激情可能起著重要的調節(jié)作用。對此，本研究的第二個目的是探討工作激情在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力之間的調節(jié)作用。

Woodman，Sawyer和Griffin（1993）的組織層面創(chuàng)造力交互理論認為，員工的創(chuàng)造力是環(huán)境、認知和動機等因素交互作用的結果。個人-組織契合是員工的外部環(huán)境因素，工作激情是員工創(chuàng)造力的認知和動機因素，因而個人-組織契合和工作激情會交互影響員工創(chuàng)造力。由Bandura（2001）的社會認知理論可知，個體、環(huán)境與行為組成的交互模式中，自我效能感是將外界環(huán)境作用傳遞到行為的關鍵因素，也是與行為差距最小的認知因素。相比較于個人-組織契合等外在環(huán)境變量，員工的創(chuàng)新自我效能感是與創(chuàng)造力距離最近的變量。對于工作激情程度較高的員工來說，與組織的契合可能來源于外部工作動機的控制性，會給個體內心或人際間帶來巨大的壓力以及不可控制的工作興奮感，當員工進行自我評價時，降低了從事創(chuàng)造性活動的自信程度，從而不利于創(chuàng)造水平的充分發(fā)揮。因此，本研究的第三個目的是探討工作激情的調節(jié)作用是否也能通過創(chuàng)新自我效能感這一中介變量發(fā)揮作用。

本研究基于以上所述的相關理論以及實證性結果，擬構建一個有中介的調節(jié)模型，并提出兩個假設。假設1：個人-組織契合和工作激情都可以顯著正向預測員工創(chuàng)造力，并且工作激情在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力的關系中起調節(jié)作用；假設2：在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力關系中，創(chuàng)新自我效能感起中介作用；同時工作激情在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力中的調節(jié)作用也可能通過創(chuàng)新自我效能感間接地影響員工創(chuàng)造力。

2　研究方法

2.1　數據收集與樣本描述

調查對象為300名企事業(yè)單位的員工，總共發(fā)放300份問卷?；厥沼行柧?23份，有效率為74.33%。在有效樣本中，男性與女性分別占48.9%和51.1%；年齡中，25 歲及以下占42.2%，26 到 30 歲占 20.6%，31 到 35 歲占 7.6%，36 歲及以上占29.6%；受教育程度為初中及初中以下占4.0%，高中及中專占14.3%，大專占15.2%，本科占57.0%，碩士及以上占 9.4%；所在的部門中，生產部門占16.6%，綜合部門占40.8%，研發(fā)部門占6.3%，財務部門占6.3%，營銷/企劃部門占30.0% ；在任職年限中，1-5年占61.0%，6-10年占10.3%，11-15年占3.1%，15-20年占10.3%，20 年以上占15.2%。

2.2　研究工具

2.2.1員工創(chuàng)造力問卷

由Tierney，Farmer和Graen （1999）編制，單維結構。其已針對中國文化背景對個別項目進行適當改編，共7個條目。采用5點評分，從“完全不同意”到“完全同意”計分，得分越高表明創(chuàng)造力水平越高。通過驗證性因子分析結果發(fā)現，各項擬合指標均達到可接受水平，表明員工創(chuàng)造力單因素結構模型與實際數據相吻合（χ2/df=2.44，χ2=29.25，df=12，RMSEA=0.08，CFI=0.98，TLI=0.97，IFI=0.98）。該量表的α系數為0.92。

2.2.2創(chuàng)新自我效能感問卷

由Tierney和Farmer（2004）編制，單維結構，共4個項目。采用5點評分，從“完全不同意”到“完全同意”計分，分數越高代表創(chuàng)新自我效能感越強。該量表的 α 系數為0.90。

2.2.3工作激情問卷

由Vallerand等（2003）編制，共14個條目，采用7點評分，從“完全不符合”到“完全符合”計分，分數越高代表工作越激情，該量表的信度系數為0.93。

2.2.4個人-組織契合度問卷

由楊碩（2008）修訂，共26個條目，量表分為五個維度，分別是組織發(fā)展、組織文化、同事關系、組織支持和個人認同。采用5點評分，從“一次也沒有”到“幾乎每次”計分，分數越高表示個人與組織的契合度越高。該量表中各維度的內部一致性α系數分別是0.80、0.86、0.85、0.90、0.83，總量表的α系數為0.95。

2.3　數據處理

采用SPSS 22.0和Mplus 7.0對數據進行統計分析。首先，對數據可能存在的共同方法偏差進行統計檢驗。其次，對各變量進行描述性統計分析。最后，采用Mplus 7.0軟件對本研究所構想的個人-組織契合與員工創(chuàng)造力間的有中介的調節(jié)模型進行驗證。

3　結果

3.1　共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素法進行共同方法偏差的檢驗（周浩，龍立榮，2004）。對所有的測量項目進行未旋轉的探索性因素分析，結果有9個特征值大于1的公因子，且第一個公因子解釋總變異量的31.53%，這小于 40% 的判斷標準。因此不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2　描述性統計分析

如表1所示，列出了各研究變量的平均數、標準差和相關系數矩陣。在控制了性別、受教育程度、所在部門和工作經驗后，在 p＜0.01水平上，個人-組織契合的五個維度、創(chuàng)新自我效能感、工作激情以及員工創(chuàng)造力之間的相關系數都達到了顯著正相關。

表1　各變量的描述統計

3.3　有中介的調節(jié)效應模型檢驗

3.3.1工作激情發(fā)揮的有中介的調節(jié)效應檢驗

葉寶娟和溫忠麟（2013）在Muller，Judd和Yzerbyt（2005）檢驗有中介的調節(jié)效應模型3個回歸方程參數估計的基礎上，提出一套完整的有中介的調節(jié)效應檢驗的依次回歸程序，本研究依據他們提出的程序進行假設模型檢驗，所有檢驗通過Mplus7.0統計軟件實現。

首先，建立工作激情在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力之間的調節(jié)作用模型。檢驗結果表明，個人-組織契合對員工創(chuàng)造力具有顯著的正向影響（t=4.67，p＜0.001）。個人-組織契合和工作激情的交互項對員工創(chuàng)造力的作用顯著（t=-3.14，p＜0.01），說明工作激情在個人-組織契合對員工創(chuàng)造力的影響中起到了調節(jié)作用。驗證了假設1。據此可以進行進一步的有中介的調節(jié)檢驗。

然后，構建個人-組織契合（X）、工作激情（U）、創(chuàng)新自我效能感（W）以及其交互項UX、UW與員工創(chuàng)造力（Y）的關系模型（圖1）。數據對模型擬合良好（χ2=2.46，df = 1，χ2/df=2.46，CFI = 0.99，TLI = 0.97，RMSEA= 0.08，SRMR = 0.02）。由圖1可知，個人-組織契合（X）對創(chuàng)新自我效能感（W）的效應顯著（a1=0.20，t=3.11，p＜0.01），創(chuàng)新自我效能感（W）對員工創(chuàng)造力（Y）的效應顯著（b1=0.66，t=11.56，p＜0.001），個人-組織契合（X）對員工創(chuàng)造力的直接效應顯著（c'1=0.12，t=2.67，p＜0.01）。說明在個人-組織契合影響員工創(chuàng)造力的過程中，創(chuàng)新自我效能感起部分中介作用。

圖1　混合模型圖

使用偏差校正的百分位Bootstrap法計算a3b1、a3b2和a1b2的置信區(qū)間。a3b1的95%置信區(qū)間為[-0.26，-0.02]，a3b2的95%置信區(qū)間為[-0.02，0.04]，a1b2的95%置信區(qū)間為[-0.05，0.02]。由于a3b1的置信區(qū)間不包括0，所以個人-組織契合與員工創(chuàng)造力的關系是有中介的調節(jié)模型。由于工作激情（U）的直接調節(jié)效應不顯著（c'3=0.02，t=0.41，p＞0.05），所以調節(jié)效應有完全中介。說明工作激情對個人-組織契合與員工創(chuàng)造力之間關系的調節(jié)作用是通過創(chuàng)新自我效能感中介實現的，即工作激情發(fā)揮的是有中介的調節(jié)作用。驗證了假設2。

最后，為了更加翔實的說明工作激情起到的調節(jié)作用，本研究對其進行了簡單斜率分析（圖2）。結果表明，低水平工作激情的員工，個人-組織契合對創(chuàng)新自我效能感有顯著的正向影響（β=0.66，t=2.98，p＜0.05），而高水平工作激情的員工，個人-組織契合對創(chuàng)新自我效能感的影響不顯著（β=-0.14，t=-0.84，p＞0.05）。說明個人-組織契合同等程度的變化，在低水平工作激情的員工身上可能會產生創(chuàng)新自我效能感更大程度上的變化，即工作激情低的員工隨個人-組織契合變化而積極變化的敏感性更高。

圖2　工作激情作為個人-組織契合與創(chuàng)新自我效能感之間調節(jié)效應的簡單斜率檢驗圖

3.3.2有中介的調節(jié)效應檢驗結果

由表2可知，通過創(chuàng)新自我效能感這一中介變量，工作激情與個人-組織契合的交互項間接影響員工創(chuàng)造力，即個人-組織契合→創(chuàng)新自我效能感→員工創(chuàng)造力的前半路徑受工作激情的調節(jié)。除此之外，在個人-組織契合對員工創(chuàng)造力的影響過程中，工作激情的調節(jié)效應c3為0.13，其中直接調節(jié)效應c'3為0.02，間接調節(jié)效應（c3-c'3）為0.10，則間接效應占了83.2%。這一有中介的調節(jié)模型，闡明了工作激情和創(chuàng)新自我效能感在個人-組織契合發(fā)揮積極作用過程中的角色，比較深入地揭示了個人-組織契合對員工創(chuàng)造力影響的作用機制。

4　討論

4.1　創(chuàng)新自我效能感的中介效應

本研究發(fā)現，個人-組織契合可以正向地預測員工創(chuàng)造力，在個人-組織契合影響員工創(chuàng)造力的過程中，創(chuàng)新自我效能感發(fā)揮部分中介作用。這一研究結果與以往的研究一致，如Tierney等（1999）研究發(fā)現，個人與組織互動中，當人與組織就某一因素達成一致時，人的創(chuàng)造性最高。同時，創(chuàng)造性活動具有挑戰(zhàn)并充滿風險，當組織提供給個體較為安全的心理契合時，更有利于員工創(chuàng)造力的發(fā)揮。本研究使用的個人-組織契合度量表中的五個維度組織發(fā)展、組織文化、同事關系、組織支持、個人認同，分別與員工創(chuàng)造力有顯著正相關。劉惠琴和張德（2007）認為，我國傳統文化崇尚中庸哲學，人們一般不愿意主動展示創(chuàng)造性，除非受到組織明確的保障和支持。在集體主義文化下，當個體認同組織的文化，得到組織更多的鼓勵與支持，才有可能愿意展示新的想法與主意。因此，當個體與組織達到高度契合時，能夠顯著地正向預測員工的創(chuàng)造力。Bandura（1977）認為創(chuàng)新自我效能感是員工進行創(chuàng)造力的必備條件，員工在面對充滿挑戰(zhàn)性的創(chuàng)造活動中，具有高自我效能感的員工對工作的自信水平比較高，對個體行為和環(huán)境的控制比較有信心，從而有助于新的想法的產生。由此可知，創(chuàng)新自我效能感不但是員工創(chuàng)造力的動因和基礎，也是激發(fā)員工創(chuàng)造力的關鍵因素，它不僅受到個體與組織契合度的影響，而且有效地預測了個體的創(chuàng)造力，起到一個承上啟下的作用。

表2　有中介的調節(jié)效應模型檢驗結果

4.2　工作激情的調節(jié)作用

工作激情是個人-組織契合影響員工創(chuàng)造力的重要邊界條件，不僅可以直接調節(jié)個人-組織契合對員工創(chuàng)造力的影響，還可以通過調節(jié)個人-組織契合與創(chuàng)新自我效能感的關系間接影響員工創(chuàng)造力。工作激情之所以能夠發(fā)揮調節(jié)作用，原因在于高工作激情的個體對自己是否與組織達到高契合的期望較低，他們并不奢求與組織發(fā)展同步，與同事建立親近、平等的關系，如果現實中個體與組織達到良好的契合，受到組織的支持，就會超越他們的期望，進而對他們的創(chuàng)造力產生更大的影響。同時，也反映出員工的工作激情更多地處于被動的狀態(tài)，所以激情對員工創(chuàng)造力并不會產生太強烈的積極影響。而創(chuàng)新自我效能感不一樣，它更多地是連接著自我實現，這種發(fā)自內在動機的效能感會更利于創(chuàng)造力的產生，這也進一步解釋了為什么人事部門努力提升各種待遇來提升員工對工作的激情，反而未見到顯著地效果。所以個人與組織達到一定的契合，更有利于員工自我目標與公司目標達到一致性，這種內源性的歸屬感更有利于員工創(chuàng)造力的發(fā)揮。進一步也說明，當激情較低時，對企業(yè)來說，并不是一件不好的事情，可以通過提升員工創(chuàng)新自我效能感，促進員工創(chuàng)造力的產生。

4.3　實踐啟示

在我國傳統文化氛圍下，為有效促進在職員工創(chuàng)造性，組織應提供寬松與鼓勵的環(huán)境，這有利于個體與組織達到契合，從而提升員工創(chuàng)造力。同時，管理人員在設定相應的管理措施時，一些外在的獎勵措施可能會增加員工的激情，但是，如果過于注重外在獎勵，員工的激情反而會不利于員工的創(chuàng)造力。然而，當改善措施，提高員工內在的創(chuàng)新自信心，而不是被迫投入更多的時間和精力時，反而更有益于員工的創(chuàng)造力。同時，為了使企業(yè)選拔有創(chuàng)造潛力的人才，開發(fā)具有針對性的中國員工創(chuàng)造力個人-組織契合量表是必要的。目前在國內基本形成了人與環(huán)境交互作用的研究視角，分別從員工組織因素（組織創(chuàng)新氛圍）、個體特征（創(chuàng)新自我效能感）以及個體與環(huán)境因素的交互作用來探討對員工創(chuàng)造力的影響。但未形成完善的體系，特別是當同時考慮工作激情和創(chuàng)新自我效能感，研究個人-組織契合度如何影響員工創(chuàng)造力的實證研究還不多見。在中國企業(yè)情境下，員工創(chuàng)造力會受到民族文化的影響，中國企業(yè)組織和員工更有其自身的特點，應開發(fā)出針對中國情境的員工創(chuàng)造力個人-組織契合的量表，并比較與國外量表（如Sen，Acar和Cetinkaya在2014年編制的創(chuàng)造力個人-環(huán)境契合表[PEFSC]）的差異（楊晶照，楊東濤，趙順娣，姜林娣，2011），從而使企業(yè)更好地選拔創(chuàng)造型人才。

5　結論

本研究條件得出如下結論：（1）個人-組織契合對員工創(chuàng)造力有顯著的正向預測作用，在個人-組織契合影響員工創(chuàng)造力的過程中，創(chuàng)新自我效能感發(fā)揮部分中介作用。（2）工作激情在個人-組織契合與員工創(chuàng)造力關系中發(fā)揮調節(jié)作用，對于低工作激情的個體，當個人與組織達到高契合時，反而有利于員工創(chuàng)造力的產生。（3）工作激情的調節(jié)作用通過創(chuàng)新自我效能感的中介實現，當工作激情較低時，個人-組織契合通過創(chuàng)新自我效能感的中介對其員工創(chuàng)造力產生更加積極的影響。

顧遠東, 彭紀生.(2010). 組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響: 創(chuàng)新自我效能感的中介作用. 南開管理評論, 13(1), 30–41.

李宏利, 郁巧玲.(2013). 組織背景下的工作激情. 心理與行為研究, 11(6),849–853.

劉惠琴, 張德.(2007). 高校學科團隊創(chuàng)新氣氛結構研究. 清華大學學報:哲學社會科學版, 22(2), 139–144.

秦偉平, 趙曙明.(2015). 真我型領導與員工創(chuàng)造力——基于工作激情的中介作用. 軟科學, 29(5), 82–86.

王永躍, 葉佳佳.(2015). 倫理型領導、創(chuàng)造力自我效能感及員工創(chuàng)造力——績效的調節(jié)作用. 科學學與科學技術管理, 36(9), 164–172.

徐悅. (2014). 人—組織匹配對員工創(chuàng)新行為影響機制研究 (碩士學位論文). 江南大學.

葉寶娟, 溫忠麟.(2013). 有中介的調節(jié)模型檢驗方法甄別和整合. 心理學報, 45(9), 1050–1060.

楊晶照, 楊東濤, 趙順娣, 姜林娣.(2011). 工作場所中員工創(chuàng)新的內驅力:員工創(chuàng)造力自我效能感. 心理科學進展, 19(9), 1363–1370.

楊碩. (2008). 個人–組織契合度、心理契約、組織公民行為之間的關系研究 (碩士學位論文). 吉林大學.

張琳. (2015). 個人–組織匹配對員工創(chuàng)新行為的影響研究——基于創(chuàng)新自我效能感的中介作用 (碩士學位論文). 浙江大學.

周浩, 龍立榮.(2004). 共同方法偏差的統計檢驗與控制方法. 心理科學進展, 12(6), 942–950.

Bandura, A.(1977). Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioral change. Psychological Review, 84(2), 191–215.

Bandura, A.(2001). Social cognitive theory: An agentic perspective. Annual Review of Psychology, 52(1), 1–26.

Farzaneh, J., Dehghanpour Farashah, A., & Kazemi, M.(2014). The impact of person-job fit and person-organizat-tion fit on OCB: The mediating andmoderatingeffectsof organizational commitment and psychological empowerment. Personnel Review, 43(5), 672–691.

Gong, Y. P., Huang, J. C., & Farh, J. L.(2009). Employee learning orientation, transformational leadership, and employee creativity: The mediating role of employee creative self-efficacy. Academy of Management Journal, 52(4), 765–778.

Isaksen, S. G., & Treffinger, D. J.(2004). Celebrating 50 years of reflective practice: Versions of creative problem solving. The Journal of Creative Behavior, 38(2), 75–101.

Jansen, K. J., & Kristof-Brown, A.(2006). Toward a multidimensional theory of person-environment fit. Journal of Managerial Issues, 18(2),193–212.

Lavigne, G. L., Forest, J., & Crevier-Braud, L.(2012). Passion at work and burnout: A two-study test of the media-ing role of flow experiences.European Journal of Work and Organizational Psychology, 21(4),518–546.

Muller, D., Judd, C. M., & Yzerbyt, V. Y.(2005). When moderation is mediated and mediation is moderated. Journal of Personality and Social Psychology, 89(6), 852–854.

Oldham, G. R., & Cummings, A.(1996). Employee creativity: Personal and contextual factors at work. Academy of Management Journal, 39(3),607–634.

Sara?, M., Efil, I., & Eryilmaz, M.(2014). A study of the relationship between person-organization fit and employee creativity. Management Research Review, 37(5), 479–501.

Sen, S., Acar, S., & Cetinkaya, C.(2014). Development of the Person-Environment Fit Scale (PEFSC): A new measure of creativity.Psychology of Aesthetics, Creativity, and the Arts, 8(4), 433–435.

Spanjol, J., Tam, L., & Tam, V.(2015). Employer-employee congruence in environmental values: An exploration of effects on job satisfaction and creativity. Journal of Business Ethics, 130(1), 117–130.

Tierney, P., Farmer, S. M., & Graen, G. B.(1999). An examination of leadership and employee creativity: The relevance of traits and relationships. Personnel Psychology, 52(3), 591–620.

Tierney, P., & Farmer, S. M.(2002). Creative self-efficacy: Its potential antecedents and relationship to creative performance. Academy of Management Journal, 45(6), 1137–1148.

Tierney, P., & Farmer, S. M.(2004). The Pygmalion process and employee creativity. Journal of Management, 30(3), 413–432.

Vallerand, R. J., Blanchard, C., Mageau, G. A., Koestner, R., Ratelle, C.,Léonard, M., …Marsolais, J.(2003). Les passions de l'ame: On obsessive and harmonious passion. Journal of Personality and Social Psychology, 85(4), 756–767.

Vallerand, R. J., Paquet, Y., Philippe, F. L., & Charest, J.(2010). On the role of passion for work in burnout: A process model. Journal of Personality, 78(1), 289–312.

Woodman, R. W., Sawyer, J. E., & Griffin, R. W.(1993). Toward a theory of organizational creativity. Academy of Management Review, 18(2),293–321.

Zhou, J., & George, J. M.(2001). When job dissatisfaction leads to creativity: Encouraging the expression of voice. Academy of Management Journal, 44(4), 682–696.