李宏利 郁巧玲

（蘇州大學(xué)教育學(xué)院心理學(xué)系，蘇州 215123）

1 引言

在復(fù)雜多變的商業(yè)環(huán)境中，組織提升競(jìng)爭(zhēng)力、增加績(jī)效的一個(gè)可行途徑是開發(fā)員工創(chuàng)造力。一般認(rèn)為員工創(chuàng)造力是指員工圍繞產(chǎn)品、服務(wù)、工藝與流程等提出新穎而有價(jià)值的想法和觀點(diǎn)（Amabile，1988；Church et al．， 2013；Oldham ＆ Cummings， 1996；Shin ＆ Zhou， 2003，Woodman， Sawyer， ＆ Griffin，1993）。員工自身特征與他們的創(chuàng)造力表現(xiàn)密切相關(guān)。近期研究發(fā)現(xiàn)自我獨(dú)立（independent self）是影響員工創(chuàng)造力的一個(gè)重要因素，因?yàn)閯?chuàng)造力通常是獨(dú)特的，需要個(gè)體表現(xiàn)出與其他人相區(qū)別的動(dòng)機(jī)（Kim， Vincent， ＆ Goncalo， 2013）。 創(chuàng)造成果與員工試圖把自己同他人區(qū)別、保持獨(dú)特性的動(dòng)機(jī)人格存有關(guān)聯(lián)，但也與對(duì)自身創(chuàng)造力的預(yù)期有關(guān)聯(lián)。創(chuàng)造力自我效能（creative self－efficacy）是員工相信并預(yù)期自身有能力表現(xiàn)出創(chuàng)造結(jié)果的重要因素。很多研究證實(shí)個(gè)體因素通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力。自我獨(dú)立明顯的個(gè)體由于擔(dān)心失敗會(huì)努力嘗試，他們?cè)黾有睦韱拘雅c行為堅(jiān)持性，這些都可能提高他們的創(chuàng)造力自我效能感。以往研究分別證實(shí)自我獨(dú)立與創(chuàng)造力自我效能感會(huì)促進(jìn)創(chuàng)造力（Deci＆Ryan，2000；Tierney ＆ Farmer，2002），但自我獨(dú)立明顯的個(gè)體可能相信自己具有創(chuàng)造能力 （即創(chuàng)造力自我效能感）進(jìn)而增加創(chuàng)造力，這對(duì)于認(rèn)識(shí)自我獨(dú)立個(gè)體的創(chuàng)造力來源和機(jī)制有重要意義。然而，研究表明員工特征對(duì)工作結(jié)果的影響可能受制于工作場(chǎng)所中的情景因素，員工特征與情境因素能夠共同地激發(fā)或阻礙員工創(chuàng)造力（Gong，Kim，Lee，＆ Zhu，2013； Liu， Chen，＆ Yao， 2011；Richter， Hirst，Van Knippenberg， ＆ Baer， 2012）。例如，領(lǐng)導(dǎo)者與員工的關(guān)系質(zhì)量作為情景因素或邊界條件可能促進(jìn)或約束自我獨(dú)立與創(chuàng)造力的關(guān)系。

員工與領(lǐng)導(dǎo)者之間的情感信任、創(chuàng)新氣氛與組織支持等很多因素對(duì)于員工自我獨(dú)立與創(chuàng)造力的關(guān)系具有潛在的調(diào)節(jié)作用。然而，人格強(qiáng)度理論認(rèn)為強(qiáng)人格的個(gè)體比弱人格的個(gè)體更少受到環(huán)境變化的影響，更能保持自身行為不變（Dalal et al．，2015）。 自我獨(dú)立明顯的員工特立獨(dú)行，難于受領(lǐng)導(dǎo)者在內(nèi)的工作環(huán)境因素的影響。同時(shí)，員工與領(lǐng)導(dǎo)情感上的信任關(guān)系是員工獲得績(jī)效評(píng)價(jià)的重要關(guān)系背景。領(lǐng)導(dǎo)者在組織中控制很多資源，具有評(píng)價(jià)績(jī)效、獎(jiǎng)勵(lì)及懲罰員工等權(quán)力。因此，員工需要回避領(lǐng)導(dǎo)者帶給自身績(jī)效評(píng)價(jià)潛在的負(fù)面影響。因此，人格強(qiáng)度理論難以完全解釋員工的獨(dú)立需要與歸屬需要之間的矛盾與沖突。最優(yōu)區(qū)分理論（optimal distinctiveness theory）提出：（1）人類的自我獨(dú)處與群體歸屬兩種需要，對(duì)比鮮明、難以同時(shí)獲得滿足，個(gè)體具有試圖均衡這兩種需要的動(dòng)機(jī)；（2）倘若個(gè)體與群體成員處于高度一致性的認(rèn)同狀態(tài)，在歸屬需要滿足有關(guān)的環(huán)境線索的影響下，與他人相互區(qū)分的獨(dú)處需要會(huì)變得異常明顯（Shore et al．，2011）。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者信任員工，滿足員工歸屬需要，員工個(gè)體與他人區(qū)分的動(dòng)機(jī)就會(huì)凸顯 （Farmer，Van Dyne， ＆ Kamdar， 2015）。 因此，當(dāng)情感信任明顯時(shí)，員工尤其會(huì)重視獨(dú)立需要滿足。但是在領(lǐng)導(dǎo)者權(quán)力影響下的情感信任背景下，自我獨(dú)立明顯個(gè)體有限的心理資源會(huì)降低他們對(duì)創(chuàng)造性活動(dòng)的信心與預(yù)期，從而難以表現(xiàn)出高水平創(chuàng)造力。自我獨(dú)立明顯的員工的兩種需要，即追求自我獨(dú)立與和領(lǐng)導(dǎo)建立情感信任關(guān)系，難以同時(shí)獲得滿足，存在難以調(diào)和的矛盾與沖突。因此，即使領(lǐng)導(dǎo)者為員工創(chuàng)造寬松、信任、自主的工作環(huán)境，對(duì)于自我獨(dú)立明顯個(gè)體的創(chuàng)造力預(yù)期并非一定具有積極作用。

總結(jié)來看，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體難于接受領(lǐng)導(dǎo)者有關(guān)的情感信任的影響，也不愿意主動(dòng)與領(lǐng)導(dǎo)者建立情感信任關(guān)系，這可能促使他們?cè)黾觿?chuàng)造力自我效能感，提高創(chuàng)造力表現(xiàn)。但自我獨(dú)立明顯個(gè)體試圖在領(lǐng)導(dǎo)者權(quán)力有關(guān)的情感信任需要與獨(dú)處需要之間取得平衡，如果情感信任需要已經(jīng)滿足，個(gè)體渴望獨(dú)處加之心理資源有限，反而會(huì)妨礙創(chuàng)造力表現(xiàn)。情感信任對(duì)于自我獨(dú)立、創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力關(guān)系的影響需要甄別與探討。

2 文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

2．1 自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力的關(guān)系

自我獨(dú)立是自我認(rèn)知的內(nèi)在動(dòng)力，是個(gè)體從內(nèi)在屬性（如特質(zhì)、能力、價(jià)值和偏好）以自己為對(duì)象的認(rèn)知活動(dòng) （Adler＆ Chen，2011；Markus＆ Kitayama，1991）。根據(jù)人格強(qiáng)度理論，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體難于接受外界環(huán)境信息影響，容易堅(jiān)持己見。自我獨(dú)立明顯個(gè)體，成就動(dòng)機(jī)水平更高，更愿意實(shí)現(xiàn)自 我 價(jià) 值 （Kühnen， Hannover， P?hlmann， ＆Roeder，2013）。自我獨(dú)立明顯個(gè)體的價(jià)值觀、偏好與社會(huì)規(guī)則不一致時(shí)，更可能抵制社會(huì)壓力，這對(duì)創(chuàng)造力開發(fā)具有積極作用 （Greguras＆ Diefendorff，2009）。有研究發(fā)現(xiàn)，遭遇社會(huì)成員排斥時(shí)，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體具有試圖與他人保持分離的動(dòng)機(jī)及與眾不同的感覺，從而產(chǎn)生創(chuàng)新思維 （Kim et al．，2013）。與他人保持分離的動(dòng)機(jī)是個(gè)體增加不尋常想法的動(dòng)力，會(huì)讓他們超越現(xiàn)存的知識(shí)結(jié)構(gòu)思考問題（Leung et al．， 2012），進(jìn)而提高任務(wù)的創(chuàng)新性解決能力。自我獨(dú)立明顯個(gè)體更能獲得自主需要滿足，這促使他們獨(dú)立于外部環(huán)境影響和約束（Bandura，1989），他們尤其可能會(huì)根據(jù)個(gè)人意志自主選擇行為方式。

創(chuàng)造力是通過整合新奇和適當(dāng)?shù)南敕▉斫鉀Q問題的一個(gè)過程，探索疏遠(yuǎn)、不同尋常的想法能增加解決創(chuàng)新問題的可能性 （Markman，Lindberg，Kray，＆ Galinsky，2007）。有創(chuàng)造性的解決方案通常與眾不同、罕見并可能存有爭(zhēng)議，需要個(gè)體激勵(lì)自身努力維護(hù)獨(dú)一無二的愿望 （Goncalo＆ Krause，2010）。因此，與群體成員分離的愿望促進(jìn)個(gè)體保持與他人的不一致性（Imhoff＆ Erb，2009），可能會(huì)導(dǎo)致更多的創(chuàng)造成果。正如Amabile提出的創(chuàng)造力理論中所講的那樣，強(qiáng)調(diào)個(gè)體的獨(dú)立性有助于提高創(chuàng)造力，因?yàn)閯?chuàng)造力的想法通常是新異的，大多數(shù)個(gè)體不情愿表達(dá)這種觀點(diǎn)，怕受到團(tuán)隊(duì)成員的負(fù)面評(píng)價(jià)（Ryan＆ Deci，2000）。然而，具有自我獨(dú)立的個(gè)體并不在乎他人的評(píng)價(jià)，形成與他人保持差異的動(dòng)機(jī)，敢于表達(dá)與眾不同的想法，從而產(chǎn)生更多的創(chuàng)造性觀點(diǎn)。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：自我獨(dú)立與個(gè)體創(chuàng)造力呈正相關(guān)。

2．2 創(chuàng)造力自我效能感的中介作用

根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，創(chuàng)造力自我效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身創(chuàng)造性地完成特定任務(wù)的能力和信心的評(píng)價(jià)，反應(yīng)出個(gè)體對(duì)自己有能力完成創(chuàng)造活動(dòng)的信念和期望（Tierney＆ Farmer，2002）。創(chuàng)造力自我效能感尤其能促進(jìn)員工接受挑戰(zhàn)，克服困難，堅(jiān)持投入直至問題解決 （Guay，Boggiano，＆ Vallerand，2001）。自我獨(dú)立明顯個(gè)體尤其可能通過提升創(chuàng)造力自我效能感產(chǎn)生創(chuàng)造力，這與人格強(qiáng)度理論相一致。首先，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體往往認(rèn)為自身與他人是不同的，個(gè)人目標(biāo)比團(tuán)隊(duì)目標(biāo)更重要 （Markus＆Kitayama，1991），愿意持續(xù)地付出努力，思考問題不局限于單一方向，且相信有能力克服障礙，以獲得成功來維持自尊 （Ashton－James＆ Chartrand，2009）。自我獨(dú)立明顯的個(gè)體不需要為了獲得他人的關(guān)心和從屬于團(tuán)隊(duì)或組織的感覺而將工作相關(guān)的規(guī)則和條例內(nèi)化（Gagné＆ Deci，2005），這有利于增加創(chuàng)造力自我效能感，進(jìn)而影響創(chuàng)造力。第二，自我獨(dú)立明顯個(gè)體解決問題獲得成功時(shí)，通常對(duì)自己行為做出與眾不同的歸因，具有更多的發(fā)散性思維（Goncalo，2004），這種成功經(jīng)驗(yàn)可以強(qiáng)化個(gè)體的創(chuàng)造信念。根據(jù)最優(yōu)區(qū)分理論，自我獨(dú)立的個(gè)體盡管缺乏關(guān)系，需要滿足，但根據(jù)人格強(qiáng)度理論，他們獨(dú)立于他人，將成功歸因于自己努力，這可能有助于滿足能力需要，提高創(chuàng)造力自我效能感，表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)造力。第三，自我獨(dú)立的個(gè)體能清晰地建立自己的角色，并不受他人和團(tuán)隊(duì)規(guī)則的影響，這種促進(jìn)角色清晰（減少角色模糊和沖突）的方式會(huì)促進(jìn)能力的體驗(yàn)（Mendes＆ Stander， 2011），從而影響員工創(chuàng)造力自我效能感，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)造力。因此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：自我獨(dú)立通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力。

2．3 情感信任的調(diào)節(jié)作用

自我獨(dú)立明顯個(gè)體遇到困難時(shí)愿意承擔(dān)工作責(zé)任，對(duì)創(chuàng)造性解決問題具有更強(qiáng)的自信，這對(duì)創(chuàng)造力有直接影響（Den Hartog＆ Belschak，2012）。獨(dú)立與自主的員工會(huì)更多地表現(xiàn)創(chuàng)造力 （Guay et al．，2001）。與人格強(qiáng)度理論一致，自我獨(dú)立可能通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力。同時(shí)，根據(jù)最優(yōu)區(qū)分理論，情感信任處在高水平時(shí)，情感信任不再是激發(fā)員工行為活動(dòng)的主導(dǎo)需要，自我獨(dú)立明顯的員工尤其可能會(huì)增加獨(dú)處需要（Shore et al．，2011）。高水平情感信任作為線索會(huì)提示員工滿足獨(dú)處需要，這會(huì)造成他們對(duì)情感信任的知覺水平降低。研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)組織支持不被明顯地感知時(shí)，自主需要強(qiáng)烈的個(gè)體更愿意采取行動(dòng)參與有挑戰(zhàn)性的工作活動(dòng)（Deci ＆ Ryan， 1985）。

情感信任處于高水平時(shí)，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體尤其關(guān)注獨(dú)處需要滿足的相關(guān)信息，降低對(duì)于情感信任的知覺水平。但他們也力圖降低這種條件下領(lǐng)導(dǎo)者權(quán)力帶給自身潛在的不利影響，這會(huì)占用他們有限的心理資源，以至于自我獨(dú)立難于發(fā)揮作用，從而創(chuàng)造力自我效能難以提高。而情感信任處于低水平時(shí)，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體尤其關(guān)注歸屬需要滿足，這也會(huì)占用他們有限的心理資源。因此，情感信任對(duì)于自我獨(dú)立與創(chuàng)造力自我效能感的關(guān)系不存在明顯的調(diào)節(jié)作用。但情感信任可能對(duì)于創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。具體來說，在高水平情感信任條件下，自我獨(dú)立明顯個(gè)體有限的資源會(huì)妨礙創(chuàng)造力自我效能感提高，創(chuàng)造力自我效能感對(duì)于創(chuàng)造力預(yù)測(cè)作用會(huì)減弱；在低水平情感信任條件下，領(lǐng)導(dǎo)者權(quán)力不再過多占用自我獨(dú)立明顯個(gè)體的有限的心理資源，根據(jù)人格強(qiáng)度理論，自我獨(dú)立明顯個(gè)體更適應(yīng)這種環(huán)境條件，更自信與更加堅(jiān)持，從而創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力的關(guān)系會(huì)更明顯。

總體看來，自我獨(dú)立明顯個(gè)體保持與他人分離的動(dòng)機(jī)會(huì)促使員工采用獨(dú)特的方式解決問題，激發(fā)員工創(chuàng)造力（Leung et al．， 2012）。但基于最優(yōu)區(qū)分理論與人格強(qiáng)度理論，情感信任在其中的調(diào)節(jié)作用可能更為微妙。因此，在假設(shè)1與假設(shè)2基礎(chǔ)上，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：自我獨(dú)立通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力，情感信任負(fù)向調(diào)節(jié)創(chuàng)造力自我效能感對(duì)于員工創(chuàng)造力的預(yù)測(cè)，即對(duì)于低水平情感信任，自我獨(dú)立更可能通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)創(chuàng)造力，如圖1所示。

圖1 自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力的關(guān)系模型

3 研究方法

3．1 研究對(duì)象

被試來自浙江省與江蘇省7家企業(yè) （包括制造業(yè)、銀行、科技公司），共發(fā)放問卷520份，最后得到449份主管與員工有效配對(duì)問卷，問卷有效回收率為86%。員工人口學(xué)特征如下：性別，男性占31．6%，女性占 68．4%；工作經(jīng)驗(yàn)，1 年以下占 31．4%，1～5 年占 53．9%，其他占 14．7%。

3．2 研究工具

根據(jù)Mumford等（1996）的研究，本研究選取研究工具主要依據(jù)以下兩點(diǎn)：（1）盡可能選擇中國(guó)背景下并已被證明是有效的度量指標(biāo)；（2）未能找到與中國(guó)情境相匹配的研究問卷，在不改變?cè)薪Y(jié)構(gòu)的前提下，結(jié)合國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)情境，對(duì)研究工具進(jìn)行一定的修改，比如調(diào)整問題的提法和陳述方式，以便研究工具更加符合中國(guó)特定情境中員工的理解與填寫。本研究共包括5種研究工具，分別為：自我獨(dú)立問卷、創(chuàng)造力自我效能感問卷、情感信任問卷、員工創(chuàng)造力問卷與員工基本情況問卷 （內(nèi)容主要包括性別、工作年限等情況）。

自我獨(dú)立 自我獨(dú)立問卷采用Lu和Gilmour（2007）編制的21個(gè)項(xiàng)目的量表，7點(diǎn)記分，從1（非常不同意）到7（非常同意），典型條目如“在團(tuán)體生活中人應(yīng)該保持自己的獨(dú)立性”“人應(yīng)該保持獨(dú)特且與眾不同”。該問卷在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0．90，滿足心理測(cè)量學(xué)的要求。

創(chuàng)造力自我效能感 創(chuàng)造力自我效能感問卷采用Karwowski（2012）編制的6個(gè)項(xiàng)目的量表，7點(diǎn)記分，從1（非常不同意）到7（非常同意），代表性項(xiàng)目如 “我相信自己可以解決需要?jiǎng)?chuàng)造性思維的問題”“我善于提出新穎的解決方案”。該問卷在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0．86。

情感信任 情感信任問卷由McAllister（1995）開發(fā)，共有5個(gè)項(xiàng)目，7點(diǎn)記分，從1（非常不同意）到7（非常同意），代表性項(xiàng)目如“我和團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)自由地分享觀點(diǎn)、情感和期望”“我可以自由傾訴工作中的困難，團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)也很樂意傾聽”。該問卷在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0．82。

員工創(chuàng)造力 本問卷選自Zhou等人 （2003）開發(fā)的問卷，包括13個(gè)項(xiàng)目，問卷采用7點(diǎn)量表進(jìn)行測(cè)量，從1（完全不符合）到7（完全符合）。被試得分越高，說明創(chuàng)造力水平越高。問卷包括的項(xiàng)目如“提出新的可行辦法來提高績(jī)效”“提出解決問題的新辦法”。該問卷在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)為0．88。

控制變量 根據(jù)先前研究者的建議 （George＆Zhou， 2007； Gong， Kim， Lee， ＆ Zhu， 2013），本研究控制了性別、工作年限、團(tuán)隊(duì)規(guī)模，這些變量有可能影響員工的創(chuàng)造力。

3．3 研究程序

征得單位領(lǐng)導(dǎo)和員工同意后發(fā)放問卷，經(jīng)過培訓(xùn)的主試向員工闡述和解釋指導(dǎo)語，當(dāng)場(chǎng)回收問卷，問卷收集持續(xù)時(shí)間約為20分鐘。為盡可能減少同源誤差的影響，在問卷編排方面，將問卷拆分為兩個(gè)部分：?jiǎn)柧?和問卷2。問卷1的內(nèi)容為自我獨(dú)立、情感信任、創(chuàng)造力自我效能感、個(gè)人基本情況，由員工填答；問卷2是員工創(chuàng)造力問卷，由直接主管逐一評(píng)價(jià)自己管轄的下屬。

4 研究結(jié)果

4．1 同源誤差

如前所述，為了控制同源誤差，本研究采用團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)員工個(gè)體創(chuàng)造力的方法，這種事前控制可以減少同源誤差。為了進(jìn)一步探討同源誤差嚴(yán)重與否，對(duì)于本研究中員工自我報(bào)告的數(shù)據(jù)使用Podsakoff等 （1990）推薦的策略進(jìn)行同源誤差效果檢驗(yàn)，即用Harman單因子檢驗(yàn)方法診斷是否存在同源方差。將研究涉及所有條目進(jìn)行因子分析，按照特征值是否大于1作為判斷標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)現(xiàn)第一主成分解釋了總方差的27．27%。因?yàn)椴⒉皇侵晃龀鲆粋€(gè)因子，也不存在其中一個(gè)因子解釋了總方差絕大部分的情況，因此本研究并不存在嚴(yán)重的同源誤差問題。

4．2 區(qū)分效度驗(yàn)證性因素分析

在結(jié)構(gòu)效度方面，由于本文的核心變量 “自我獨(dú)立”“創(chuàng)造力自我效能感”“員工創(chuàng)造力”“情感信任”可能在意義上有所重疊，且其測(cè)量都是在個(gè)體層面進(jìn)行的，因而采用AMOS進(jìn)行區(qū)分效度的驗(yàn)證性因子分析。從表1可知，四因子模型的數(shù)據(jù)擬合顯著優(yōu)于其他的競(jìng)爭(zhēng)模型（三因子模型a、b，二因子模型a、b，單因子模型）。同時(shí)，測(cè)量模型與競(jìng)爭(zhēng)模型的差異檢驗(yàn)表明，四因子的測(cè)量模型與其他競(jìng)爭(zhēng)模型差異顯著，即測(cè)量模型優(yōu)于競(jìng)爭(zhēng)模型（Schumacker＆Lomax，2004）。通過對(duì)AIC的比較可知（所得值越小越好），測(cè)量模型亦優(yōu)于競(jìng)爭(zhēng)模型，說明各變量不存在嚴(yán)重的同源誤差，上述變量具有良好的區(qū)分效度，確實(shí)是不同的構(gòu)念。

4．3 描述統(tǒng)計(jì)

個(gè)體變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)矩陣見表2。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，性別、團(tuán)隊(duì)規(guī)模、工齡2對(duì)于因變量沒有顯著影響，工齡1對(duì)于員工創(chuàng)造力有顯著影響（r＝0．10，p＜0．05）。自我獨(dú)立（r＝0．35，p＜0．01）、創(chuàng)造力自我效能感 （r＝0．27，p＜0．01）、 情感信任 （r＝0．20，p＜0．01）與員工創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān)。 依據(jù)學(xué)者觀點(diǎn)（Tsui， Ashford， Clair， ＆ Xin， 1995），存在嚴(yán)重的多重共線性問題的變量間的相關(guān)臨界值一般超過0．75，因此，本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的多重共線性問題?？傊?，相關(guān)分析結(jié)果為接下來的假設(shè)檢驗(yàn)提供了必要的前提。

4．4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

由于中介變量的驗(yàn)證存在很多方法，“自變量到中介變量的關(guān)系”和“中介變量到因變量的關(guān)系”的建議有更高的統(tǒng)計(jì)功效（Mathieu＆ Taylor，2007）。因而本文采用這一中介檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

從表3模型1和模型2的結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我獨(dú)立與創(chuàng)造力自我效能感呈顯著的正相關(guān) （β＝0．48，p＜0．01），這符合上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一條標(biāo)準(zhǔn)。表3中模型3結(jié)果表明創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)造力呈顯著正相關(guān) （β＝0．32，p＜0．01）， 符合 Mathieu 等（2007）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第二條標(biāo)準(zhǔn)。模型4的結(jié)果表明當(dāng)加入創(chuàng)造力自我效能感后 （β＝0．17，p＜0．01），自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力的關(guān)系減弱（β＝0．30，p＜0．01），但這說明假設(shè) 1 得到驗(yàn)證，同時(shí)假設(shè)2 也得到驗(yàn)證，即自我獨(dú)立通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力。

此外，為了檢驗(yàn)創(chuàng)造力自我效能感的中介作用，本研究應(yīng)用前人建議的系數(shù)檢驗(yàn)方法（MacKinnon，Lockwood， ＆ Williams， 2004）， 即使用 Bootstrap抽取樣本方法（sample size＝1，000）對(duì)這種中介效應(yīng)產(chǎn)生不對(duì)稱置信區(qū)間（CIS）。相比于傳統(tǒng)的Sobel檢驗(yàn)，Bootstrap方法對(duì)于這種間接關(guān)系有更精確的評(píng)估。檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力間接效應(yīng)的99%的置信區(qū)間為［0．02，0．12］，不包含 0，因此，證實(shí)了假設(shè)2。

表1 驗(yàn)證性因素分析

表2 變量的描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)矩陣

4．5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介模型（moderated mediation model），我們采用Hayes提出的PROCESS調(diào)節(jié)中介模型Model 14進(jìn)行檢驗(yàn)（Hayes，2013）。表3模型5與模型6的結(jié)果表明，創(chuàng)造力自我效能感部分中介自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力的關(guān)系，情感信任負(fù)向調(diào)節(jié)兩者關(guān)系（β＝－0．09，p＜0．05）。 對(duì)高水平情感信任，自我獨(dú)立并不明顯通過創(chuàng)造力自我效能感促進(jìn)員工的創(chuàng)造力，但對(duì)低水平情感信任，情感信任明顯通過創(chuàng)造力自我效能感提高員工的創(chuàng)造力。為了進(jìn)一步深入分析情感信任的調(diào)節(jié)作用，本研究采用Bootstrap方法進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)情感信任低水平時(shí)（M－1 SD），自我獨(dú)立通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力的效應(yīng)的大小等于 0．100，95%CI為［0．05， 0．16］；當(dāng)情感信任高水平時(shí)（M＋1 SD），自我獨(dú)立通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力的效應(yīng)的大小等于 0．01， 95%CI為［－0．03， 0．06］。

進(jìn)一步的簡(jiǎn)單斜率分析顯示，當(dāng)情感信任處于高水平時(shí)（M－1 SD），創(chuàng)造力自我效能感可以顯著預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力（β＝0．27， p＜0．001）；當(dāng)情感信任處于高水平時(shí)（M＋1 SD），創(chuàng)造力自我效能感不能顯著預(yù)測(cè)創(chuàng)造力（β＝0．08，p＝0．766）。

表3 模型分析結(jié)果

5 討論

在人格強(qiáng)度理論以及最優(yōu)區(qū)分理論的基礎(chǔ)上，本文證實(shí)：（1）自我獨(dú)立能預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力，創(chuàng)造力自我效能感是自我獨(dú)立預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力的中介變量；（2）情感信任負(fù)向調(diào)節(jié)創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)造力的關(guān)系，即情感信任低水平時(shí)，創(chuàng)造力自我效能感更可能促進(jìn)員工提升創(chuàng)造力。這些研究結(jié)果為員工創(chuàng)造力研究提供了新的證據(jù)，擴(kuò)展了先前自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究成果。

5．1 理論意義

本文對(duì)于員工創(chuàng)造力的研究做出了一些有價(jià)值的貢獻(xiàn)。盡管以往研究已經(jīng)分別發(fā)現(xiàn)了自我獨(dú)立、創(chuàng)造力自我效能感與情感信任對(duì)于員工創(chuàng)造力的積極影響，但本文在人格強(qiáng)度理論與最優(yōu)區(qū)分理論基礎(chǔ)上對(duì)于自我獨(dú)立、創(chuàng)造力自我效能感和情感信任的關(guān)系提供了新的認(rèn)識(shí)。

以人格強(qiáng)度理論為基礎(chǔ)，本文發(fā)現(xiàn)自我獨(dú)立通過提高創(chuàng)造力自我效能感促進(jìn)員工創(chuàng)造力，這有助于理解自我獨(dú)立與創(chuàng)造力的關(guān)系。創(chuàng)造力自我效能感是自我獨(dú)立預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力的中介變量，這一方面與員工創(chuàng)造力自我效能感直接促進(jìn)創(chuàng)造力的結(jié)論相符（Tierney＆ Farmer，2004）。同時(shí)，本文證實(shí)自我獨(dú)立是創(chuàng)造力自我效能感的前因變量，這為創(chuàng)造力自我效能感產(chǎn)生來源增添了新的認(rèn)識(shí)。

基于最優(yōu)區(qū)分理論與人格強(qiáng)度理論，本研究發(fā)現(xiàn)情感信任是員工自我獨(dú)立通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)創(chuàng)造力的邊界條件。情感信任是員工與領(lǐng)導(dǎo)社會(huì)交換關(guān)系質(zhì)量的重要體現(xiàn)，這與社會(huì)交換理論預(yù)測(cè)相一致（Podsakoff et al．， 1990）。但根據(jù)最優(yōu)區(qū)分理論與人格強(qiáng)度理論，領(lǐng)導(dǎo)與員工的情感信任并非越高越好，情感信任低水平時(shí)，自我獨(dú)立明顯的個(gè)體尤其會(huì)提升創(chuàng)造力自我效能感，進(jìn)而提升創(chuàng)造力。因此，社會(huì)交換理論以外的其他理論對(duì)于識(shí)別情感信任與員工創(chuàng)造力自我效能感及創(chuàng)造力的關(guān)系也具有一定的指導(dǎo)作用。

5．2 實(shí)踐意義

本文為激發(fā)員工創(chuàng)造力的管理實(shí)踐帶來一些啟示。首先，管理者需要辯證看待情感信任在員工創(chuàng)造力激發(fā)中的作用。對(duì)于自我獨(dú)立明顯個(gè)體，領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該與他們保持距離，避免權(quán)力因素對(duì)他們創(chuàng)造力表現(xiàn)產(chǎn)生負(fù)面影響。領(lǐng)導(dǎo)者盲目地與員工增加情感信任關(guān)系，可能會(huì)無助于員工創(chuàng)造力開發(fā)。其次，創(chuàng)造力自我效能感作為工作場(chǎng)所中員工創(chuàng)造力的內(nèi)驅(qū)力，對(duì)于組織如何培養(yǎng)有創(chuàng)造力的員工具有指導(dǎo)意義。盡管有實(shí)證研究表明組織可以通過培訓(xùn)來形成員工的創(chuàng)造力自我效能感，提高創(chuàng)造力結(jié)果（Mathisen＆ Bronnick，2009），但是個(gè)體創(chuàng)造力自我效能感可能與個(gè)體人格特征有關(guān)，領(lǐng)導(dǎo)在招募從事創(chuàng)造力活動(dòng)的員工時(shí)需要考慮到員工的人格因素（例如，自我獨(dú)立）。

5．3 不足與展望

盡管本文的假設(shè)獲得驗(yàn)證，但是也存在一些局限性，這些局限性是未來研究深入開展的可能方向。首先，本研究的數(shù)據(jù)是橫向收取的，外部效度有待提高，難以進(jìn)行因果推論，未來研究應(yīng)該考慮收取縱向數(shù)據(jù)以便進(jìn)一步推廣研究結(jié)論。第二，員工自我獨(dú)立影響個(gè)體創(chuàng)造力，是否也會(huì)影響團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力？未來研究可以思考個(gè)體層次的創(chuàng)造力自我效能感是否可以提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。本文將員工自我獨(dú)立作為個(gè)體層次變量進(jìn)行操作，未來可以探討團(tuán)隊(duì)自我獨(dú)立一致性或差異性是否影響個(gè)體和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。第三，盡管本研究發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)與員工的情感信任對(duì)于創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)造力的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，但也可能存在其他的對(duì)于二者關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用的情景因素。例如，Tierney和Farmer（2002）發(fā)現(xiàn)上級(jí)對(duì)下屬的創(chuàng)造力期望顯著影響員工的創(chuàng)造力自我效能感。這些問題都是有意義的，未來研究可以深入探討這些問題。

6 結(jié)論

本研究基于人格強(qiáng)度理論與最優(yōu)區(qū)分理論證實(shí)：（1）自我獨(dú)立可以預(yù)測(cè)員工創(chuàng)造力；（2）創(chuàng)造力自我效能感是自我獨(dú)立與員工創(chuàng)造力關(guān)系的重要中介變量；（3）情感信任處于低水平時(shí)，自我獨(dú)立明顯個(gè)體更可能通過創(chuàng)造力自我效能感預(yù)測(cè)創(chuàng)造力表現(xiàn)。

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