朱金強(qiáng) 徐世勇 周金毅 張柏楠 許昉昉 宗博強(qiáng)

跨界行為對創(chuàng)造力影響的跨層次雙刃劍效應(yīng)*

朱金強(qiáng)1徐世勇2周金毅3張柏楠4許昉昉4宗博強(qiáng)4

(1中央民族大學(xué)管理學(xué)院, 北京 100081) (2中國人民大學(xué)勞動人事學(xué)院人力資源開發(fā)與評價中心, 北京 100872) (3北京科技大學(xué)東凌經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 北京 100083) (4中國人民大學(xué)勞動人事學(xué)院, 北京 100872)

本文從資源的視角, 在團(tuán)隊(duì)和個體兩個層面探究了跨界行為分別對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力和個體創(chuàng)造力的影響以及中介機(jī)制和邊界條件。采用多階段?多來源的方式收集數(shù)據(jù)。研究結(jié)果表明在團(tuán)隊(duì)層面上, 團(tuán)隊(duì)跨界行為會提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力, 但在個體層面上, 員工跨界行為通過增加員工的角色壓力對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生不利影響。角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)了上述關(guān)系, 相比于角色寬度自我效能感較高的員工, 角色寬度自我效能感較低的員工實(shí)施了跨界行為后更容易產(chǎn)生角色壓力, 對個體創(chuàng)造力的負(fù)向影響更強(qiáng)。

跨界行為, 創(chuàng)造力, 角色壓力, 角色寬度自我效能感

1 前言

1.1 問題提出

在當(dāng)前中國大力推進(jìn)新時代全面深化改革的背景下, 企業(yè)面臨的環(huán)境瞬息萬變, 這就需要企業(yè)時刻關(guān)注外部環(huán)境, 從企業(yè)外部搜集信息、獲取資源以應(yīng)對動蕩不安的局勢, 從而在殘酷的競爭中取勝。所以企業(yè)越來越多地、迫在眉睫地鼓勵員工進(jìn)行跨界行為。跨界行為(boundary spanning behavior)指個體從組織外部獲取信息并將這些信息傳遞給組織內(nèi)部人員的行為(Katz & Tushman, 1983)?？缃缧袨榘▓F(tuán)隊(duì)和個體兩個層面, 現(xiàn)有文獻(xiàn)大都在這兩個層面上分別展開研究(Marrone, Tesluk, & Carson, 2007)。然而團(tuán)隊(duì)跨界行為首先是在個體層面上產(chǎn)生的, 之后才匯聚到團(tuán)隊(duì)層面(Chan, 1998), 兩個層面的跨界行為是相互聯(lián)系在一起的, 個體跨界行為是團(tuán)隊(duì)跨界行為的基礎(chǔ)(劉松博, 李育輝, 2014)。此外根據(jù)跨界行為的概念, 跨界行為同時涉及員工和團(tuán)隊(duì)兩個方面, 會對這兩個方面同時產(chǎn)生影響, 其中員工是跨界行為的實(shí)施者, 員工所在的團(tuán)隊(duì)是跨界行為的行為對象?？缃缧袨閷π袨閷?shí)施者和行為對象是否具有相同的效應(yīng)？現(xiàn)有的研究沒有系統(tǒng)回答這一問題。因此, 同時在團(tuán)隊(duì)和個體兩個層面研究跨界行為, 對全面深入理解跨界行為對不同層面結(jié)果變量的影響具有重要意義。

相關(guān)的研究結(jié)果表明在團(tuán)隊(duì)層面上團(tuán)隊(duì)跨界行為會提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(徐建中, 曲小瑜, 2014), 但是在個體層面上員工跨界行為會對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生什么樣的影響以及如何產(chǎn)生影響, 對這一問題我們?nèi)匀恢跎?。很多情況下跨界行為是超越角色規(guī)范要求的角色外行為, 實(shí)施跨界行為需要占用員工大量額外的時間和精力等資源(徐磊, 2019)。即使是角色內(nèi)要求員工跨界, 員工同樣需要消耗大量的時間和精力密切關(guān)注外部環(huán)境并獲取對團(tuán)隊(duì)有用的信息(Katz & Tushman, 1983)。創(chuàng)造力的相關(guān)文獻(xiàn)表明充足的資源是提高個體創(chuàng)造力的必要條件(Amabile, 1988)。因此從資源的角度來看, 跨界行為會妨礙個體創(chuàng)造力。雖然已有學(xué)者意識到了跨界行為可能存在消極影響(Marrone et al., 2007), 但是沒有進(jìn)一步深入探究跨界行為的消極影響是如何產(chǎn)生的？以及在什么條件下產(chǎn)生的？

鑒于此, 本研究從資源的視角出發(fā), 基于資源保存理論和先前的相關(guān)研究(Hobfoll, 1989, 2001; Hobfoll, Halbesleben, Neveu, & Westman, 2018), 構(gòu)建并實(shí)證檢驗(yàn)了跨界行為分別在團(tuán)隊(duì)和個體兩個層面上對創(chuàng)造力的影響, 并進(jìn)一步探究這些影響是如何以及在什么樣的條件下發(fā)生的。資源保存理論(conservation of resources theory, COR)認(rèn)為個體資源損耗會引發(fā)個體緊張和壓力進(jìn)而對個體產(chǎn)生不利影響(Hobfoll, 1989; Hobfoll, Halbesleben, Neveu, & Westman, 2018)。根據(jù)資源保存理論, 我們認(rèn)為在團(tuán)隊(duì)層面上, 跨界行為會為團(tuán)隊(duì)獲取資源從而促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力, 但在個體層面上, 員工跨界行為會消耗員工的資源, 給實(shí)施跨界行為的員工帶來角色壓力, 從而降低該員工的個體創(chuàng)造力。此外, 資源保存理論的相關(guān)文獻(xiàn)表明自我效能感會影響個體產(chǎn)生壓力的過程(Hobfoll, 2001; Hobfoll, Freedy, & Geller, 1990)。基于此我們進(jìn)一步檢驗(yàn)了角色寬度自我效能感對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1.2 跨界行為與創(chuàng)造力

Hobfoll (1989)最早提出了資源保存理論。該理論認(rèn)為個體總是努力獲取、保存和保護(hù)資源。Hobfoll (1989)將資源定義為“個體特征、條件、能量等讓個體覺得有價值的東西或者獲得這些東西的方式”, 包括物質(zhì)資源(如廠房)、條件資源(如資歷、職位)、個體特征資源(如自我效能感、智商)和能力資源(如時間、知識)。這些資源之所以被個體認(rèn)為有價值是因?yàn)樗鼈兡軌驇椭鷤€體實(shí)現(xiàn)其目標(biāo)。

創(chuàng)造力的相關(guān)文獻(xiàn)表明充足的資源是提高個體創(chuàng)造力的必要條件(Amabile, 1988)。資源不充足是阻礙個體創(chuàng)造力的重要因素(Amabile, 1988)。沒有足夠的資源(如時間和知識), 個體將無法發(fā)現(xiàn)問題、找出解決問題的新方法、新思路(de Jonge, Spoor, Sonnentag, Dormann, & van Den Tooren, 2012)。根據(jù)資源保存理論, 獲取、保存和保護(hù)資源是個體維持生存和發(fā)展的基本需要(Hobfoll, 1989; Hobfoll et al., 2018)。不僅個體如此, 團(tuán)隊(duì)也一樣, 團(tuán)隊(duì)為了維持自己的生存和發(fā)展也會不斷地獲取資源。團(tuán)隊(duì)跨界行為是團(tuán)隊(duì)獲取資源的一種重要方式。在團(tuán)隊(duì)層面上, 跨界行為的目的是為了實(shí)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)目標(biāo)(Choi, 2002), 在與外部進(jìn)行互動過程中, 員工會有意識地獲取對團(tuán)隊(duì)有用的信息和資源。通常情況下, 這些資源是團(tuán)隊(duì)內(nèi)部缺乏的, 與團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的資源相比, 它們是異質(zhì)的、新穎的。而異質(zhì)的、新穎的資源是提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力所必須的(張大力, 葛玉輝, 2016)。此外, 跨界行為團(tuán)隊(duì)會主動與組織高層領(lǐng)導(dǎo)建立聯(lián)系以取得高層領(lǐng)導(dǎo)的支持與承諾(Ancona & Caldwell, 1992), 這對于提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力是非常重要的, 因?yàn)閯?chuàng)造性活動具有很大的風(fēng)險, 很容易失敗(朱金強(qiáng), 徐世勇, 張麗華, 2018)。獲得領(lǐng)導(dǎo)的支持可以解決團(tuán)隊(duì)的后顧之憂, 使團(tuán)隊(duì)放心地投入創(chuàng)造性活動中, 從而提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。實(shí)證研究表明團(tuán)隊(duì)跨界行為會提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(徐建中, 曲小瑜, 2014)。

但在個體層面上, 首先, 無論是角色內(nèi)還是角色外的跨界行為, 跨界員工都需要長時間密切關(guān)注外部環(huán)境, 從外部龐雜而又瞬息萬變的環(huán)境中獲取對團(tuán)隊(duì)有用的信息, 還需要將這些信息轉(zhuǎn)化成團(tuán)隊(duì)成員能理解的知識, 然后傳遞給團(tuán)隊(duì)成員(Katz & Tushman, 1983), 這個復(fù)雜的過程本身就會消耗員工大量的時間和精力。實(shí)證研究表明員工跨界行為與員工的資源損耗顯著正相關(guān)(徐磊, 2019)。其次, 無論是角色內(nèi)還是角色外的跨界行為, 只要員工跨界就意味著員工需要與眾多的利益相關(guān)者維持聯(lián)系(Ancona & Caldwell, 1992), 應(yīng)對各種各樣不同類型的人, 需要處理復(fù)雜的人際關(guān)系, 過多的外部人際交往活動會干擾員工的注意力, 導(dǎo)致員工無法集中精力在創(chuàng)造性工作上, 從而對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生不利影響。實(shí)證研究表明跨界行為會降低員工的工作專注度(Ramarajan, Bezrukova, Jehn, & Euwema, 2011)。最后, 對于角色外的跨界行為, 一方面, 員工一般需要在正式工作時間之外進(jìn)行跨界行為(Paul, Scott, & Sarah, 2011), 通常會占用員工的休息時間, 導(dǎo)致員工沒有充足的時間從工作中恢復(fù)過來, 而恢復(fù)體驗(yàn)是提升員工創(chuàng)造力的重要因素(Eschleman, Madsen, Alarcon, & Barelka, 2014)。另一方面, 員工需要平衡角色內(nèi)的任務(wù)工作和角色外的跨界行為, 這會花費(fèi)員工大量的時間和精力。個體的時間和精力等資源是有限的, 跨界行為大量損耗個體資源會導(dǎo)致個體花費(fèi)在創(chuàng)造性活動中的資源減少, 從而不利于提升個體創(chuàng)造力。綜上, 我們提出如下假設(shè):

假設(shè)1: 在團(tuán)隊(duì)層面上, 團(tuán)隊(duì)跨界行為促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。但是在個體層面上, 員工跨界行為會降低該員工的個體創(chuàng)造力。

1.3 角色壓力的中介作用

資源保存理論認(rèn)為實(shí)際的和潛在的資源損失都會引發(fā)個體的壓力反應(yīng), 當(dāng)產(chǎn)生壓力后, 個體會采取措施緩解壓力(Hobfoll, 1989; Hobfoll et al., 2018)。根據(jù)該理論我們提出員工跨界行為會消耗該員工的時間和精力等資源從而引起員工的角色壓力, 進(jìn)而對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生不利影響。角色壓力指個體不能有效地完成角色期望時產(chǎn)生的一種壓力, 包括角色沖突、角色模糊和角色過載三個方面(Kahn, Wolfe, Quinn, Snoek, & Rosenthal, 1964)。角色沖突指員工無法同時滿足多個角色的不一致要求或期待(Kim, Murrmann, & Lee, 2009; Rizzo, House, & Lirtzman, 1970)。角色模糊指員工對自己扮演的角色不明確或缺乏應(yīng)有的理解, 無法獲得清晰的角色期望(House & Rizzo, 1972; Rizzo et al., 1970)。角色過載指角色期望超出了個人能力所能承受的限度(Singh, 1998)。

角色壓力往往發(fā)生于跨邊界活動中(王三銀, 劉洪, 劉潤剛, 2017)。無論是角色要求員工跨界, 還是員工角色外跨界, 只要員工實(shí)施跨界行為, 員工就需要與外部不同的利益相關(guān)者接觸, 在與不同的外部利益相關(guān)者互動過程中員工需要扮演不同的角色。每一種角色對員工的要求不一樣, 有時甚至是沖突的(Ramarajan et al., 2011), 員工頻繁的進(jìn)行跨界活動, 就需要不斷的在多種不同甚至可能沖突的角色之間進(jìn)行切換。一方面這容易引發(fā)員工的角色沖突, 另一方面也會使員工產(chǎn)生困惑, 對自己定位不清晰, 導(dǎo)致出現(xiàn)角色模糊。如果跨界行為是角色外行為的話, 一方面, 跨界行為員工除了承擔(dān)團(tuán)隊(duì)內(nèi)的角色任務(wù)外, 還需要額外承擔(dān)從外部獲取信息、處理信息和傳遞給信息等多重任務(wù), 這本身增加了員工的工作量, 會大量消耗員工的時間和精力等資源, 容易引起員工角色過載(鄧春平, 劉小娟, 毛基業(yè), 2018)。實(shí)證研究表明消耗員工時間和精力的角色外幫助行為容易使員工產(chǎn)生角色壓力(陳曉暾, 陳歡, 羅文春, 2020)。另一方面, 角色內(nèi)的任務(wù)工作和角色外的跨界行為對員工的要求可能并不一致, 這容易導(dǎo)致員工產(chǎn)生角色沖突。

根據(jù)資源保存理論當(dāng)個體產(chǎn)生壓力后會采取措施防止資源進(jìn)一步損失(Hobfoll, 1989; Hobfoll et al., 2018)。創(chuàng)造性活動是一種會大量消耗員工資源的活動。當(dāng)跨界行為員工因資源消耗過大產(chǎn)生壓力后, 會導(dǎo)致該員工沒有足夠的資源投入到創(chuàng)造性活動中, 為了防止資源進(jìn)一步損失, 員工就會減少對創(chuàng)造性活動的投入, 選擇放松來恢復(fù)資源(de Jonge et al., 2012), 等資源恢復(fù)后再投入工作中。實(shí)證研究表明角色壓力會降低員工的工作投入(王國芳, 韓鵬, 楊曉輝, 2014)。此外, 角色壓力往往伴隨情緒耗竭(王紅麗, 張?bào)茆x, 2016), 情緒耗竭狀態(tài)下的員工通常缺乏工作動力(萬穎瑩等, 2011), 沒有動力投入到創(chuàng)造性活動中。實(shí)證研究表明角色壓力會降低員工的創(chuàng)造力(?ekmecelioglu & Günsel, 2011)?；谝陨戏治? 我們提出:

假設(shè)2: 員工跨界行為通過增加員工的角色壓力從而降低員工的個體創(chuàng)造力。

1.4 角色寬度自我效能感的調(diào)節(jié)作用

資源保存理論認(rèn)為擁有較多資源的個體更不容易受到資源損失的影響, 并確定了自我效能感為一種重要的個體特征資源(Hobfoll, 2001), 是維持個體資源庫的重要因素(Hobfoll, 2001, p. 349), 影響資源損失導(dǎo)致壓力產(chǎn)生的過程(Hobfoll, 2001)。角色寬度自我效能感是一種重要的自我效能感, 并且與跨界行為和角色壓力這兩個變量密切相關(guān)。據(jù)此我們提出角色寬度自我效能感會調(diào)節(jié)跨界行為與角色壓力之間的關(guān)系。角色寬度自我效能感指員工對自己執(zhí)行范圍更廣、主動性更強(qiáng)并超越工作職責(zé)要求的任務(wù)的能力感知(Hwang, Han, & Chiu, 2015)。它是自我效能感的一種具體形式, 強(qiáng)調(diào)員工是否有信心執(zhí)行更廣的角色外行為(Galperin, 2012)。

跨界行為是一種非常具有挑戰(zhàn)性和復(fù)雜性的活動(Marrone et al., 2007), 實(shí)施跨界行為會消耗員工大量的時間和精力等資源。角色寬度自我效能感作為一種重要的個體特征資源(Hobfoll, 2001), 能夠幫助員工抵御實(shí)施跨界行為帶來的資源損耗。根據(jù)資源保存理論(Hobfoll, 2001), 角色寬度自我效能感高的員工擁有更多的資源, 而具有較多資源的員工對資源損失更不敏感, 更不容易產(chǎn)生壓力。具體來講, 與低角色寬度自我效能感的員工相比, 高角色寬度自我效能感的員工更加自信, 他們相信自己能夠處理好與利益相關(guān)者的關(guān)系(Marrone et al., 2007), 這份自信能夠幫助員工減緩跨界行為帶來的資源損耗, 從而降低跨界行為的負(fù)面效應(yīng), 減輕角色壓力。角色寬度自我效能感較高的員工更加相信自己有能力完成超越本職工作的任務(wù)(廖輝堯, 梁建, 2015), 有信心執(zhí)行更多的角色外行為(Galperin, 2012), 他們具有較高的應(yīng)對挫折的能力(Hartog & Belschak, 2012), 相信自己有能力應(yīng)對各種困難(廖輝堯, 梁建, 2015)。因此在面對跨界行為的挑戰(zhàn)性和復(fù)雜性, 相互沖突的角色要求、角色模糊和角色過載時, 他們有信心扮演好各種角色, 相信自己能夠處理這些問題, 即使實(shí)施再多的跨界行為也不容易產(chǎn)生角色壓力?；谝陨戏治? 我們提出如下假設(shè):

假設(shè)3a: 角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)員工跨界行為與角色壓力之間的關(guān)系。員工的角色寬度自我效能感越高, 員工跨界行為對角色壓力的正向影響越弱。

進(jìn)一步, 員工的角色壓力降低后, 員工投入創(chuàng)造性活動的主動性和積極性就會提高。尤其是高角色寬度自我效能感員工, 他們會以更加超脫的狀態(tài)激發(fā)主動和創(chuàng)新行為(Parker, Williams, & Nick, 2006),更加積極的從事創(chuàng)造性活動。綜合假設(shè)2和假設(shè)3a, 我們提出如下的第一階段被調(diào)節(jié)中介模型假設(shè):

假設(shè)3b: 角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)角色壓力在員工跨界行為與個體創(chuàng)造力之間的中介作用。員工角色寬度自我效能感越高, 角色壓力的中介作用越弱。

2 方法

2.1 樣本

本研究的樣本來源于北京、深圳、上海的幾家企業(yè), 主要涉及金融、咨詢、互聯(lián)網(wǎng)等行業(yè)。研究者事先向各企業(yè)負(fù)責(zé)人說明調(diào)查目的, 并讓他們確定能夠參與調(diào)查的下屬和主管的名單, 然后我們根據(jù)名單對問卷進(jìn)行配對編號。問卷發(fā)放以紙質(zhì)版為主, 少量問卷通過電子郵件方式發(fā)給調(diào)查對象。

為了盡可能減少同源偏差的影響, 本研究采用多階段?多來源的方式收集數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)收集分兩次進(jìn)行, 分別從下屬和主管兩個來源收集。在第一階段, 邀請到620名下屬參與調(diào)研。我們讓下屬評價自己的跨界行為、角色寬度自我效能感、角色壓力以及下屬的個人基本信息, 該輪調(diào)查共得到590名員工問卷。大約1個月后進(jìn)行第二階段的數(shù)據(jù)收集, 邀請到135名主管參與調(diào)研。我們讓主管評價第一階段已經(jīng)完成問卷的下屬的創(chuàng)造力和主管的個人基本信息, 該輪調(diào)查共得到120名主管問卷。

兩輪調(diào)研后, 我們根據(jù)事先確定好的編號對下屬和主管問卷進(jìn)行配對。刪除無法配對和填寫不完整的問卷后, 最終獲得536名員工問卷(有效回收率90.32%)和111名主管問卷(有效回收率82.22%)。團(tuán)隊(duì)規(guī)模(即每名主管評價的下屬人數(shù))在3~8人之間, 平均團(tuán)隊(duì)規(guī)模為4.83人。其中, 在下屬樣本中, 男女比例基本持平, 男性占48.1%。在學(xué)歷方面, 本科最多, 占61%, 其余依次是大專占22.8%, 研究生及以上占8.2%, 中專及以下占8%。52.6%的員工已婚。下屬的平均年齡29.97歲(= 4.49), 在本單位的平均工作年限為3.66年(= 3.84)。在主管樣本中, 男女比例也基本持平, 男性占55%。在學(xué)歷方面, 本科最多, 占65.8%, 其余依次是大專占16.2%,研究生及以上占16.2%, 中專及以下僅占1.8%。81.1%的主管已婚。主管的平均年齡34.05歲(= 4.68),在本單位的平均工作年限為5.85年(= 3.97)。

2.2 測量

跨界行為。采用Faraj和Yan (2009)開發(fā)的跨界行為量表, 讓員工評價自己從團(tuán)隊(duì)外部為團(tuán)隊(duì)獲取信息和資源的程度, 采用7點(diǎn)量表, 從1到7分別代表“非常不符合”到“非常符合”。共4個測量題目, 典型的測量題目如“我會與團(tuán)隊(duì)外的重要人物接觸為團(tuán)隊(duì)獲得信息和資源”。下屬對自己的評價作為個體層面的員工跨界行為, 參照Marrone等人(2007)的做法, 將每個團(tuán)隊(duì)內(nèi)所有員工跨界行為取均值作為團(tuán)隊(duì)層面的團(tuán)隊(duì)跨界行為。之所以取均值, 而不是方差或最大值或最小值, 是因?yàn)榉讲罘ㄟm合于探究團(tuán)隊(duì)構(gòu)成多樣性的變量, 如年齡多樣性。而最大值或最小值法適合于團(tuán)隊(duì)結(jié)果完全依賴于團(tuán)隊(duì)中單個人的情況(Barrick et al., 1998)。在本研究中, 團(tuán)隊(duì)跨界行為主要關(guān)注團(tuán)隊(duì)整體跨界行為的多少, 并不是關(guān)注團(tuán)隊(duì)跨界行為的多樣性, 所以從我們的理論關(guān)注點(diǎn)上來看, 并不適合采用方差法。團(tuán)隊(duì)整體跨界行為的多少不是由團(tuán)隊(duì)中某個人的跨界行為單獨(dú)決定的, 而是由團(tuán)隊(duì)成員整體聯(lián)合起來決定的, 所以團(tuán)隊(duì)跨界行為也不適合采用最大或最小值法。同樣的道理, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力也采用均值法來聚合。員工跨界行為的Cronbach’s α為0.80, 團(tuán)隊(duì)跨界行為的Cronbach’s α為0.79。

角色寬度自我效能感。采用Parker (1998)開發(fā)的量表, 共7個測量題目, 典型的測量題目如“我能夠聯(lián)絡(luò)公司以外的人(如客戶)來討論問題”。采用5點(diǎn)量表, 從1到5分別代表“非常不同意”到“非常同意”。該量表的Cronbach’s α為0.73。

角色壓力。采用李超平和張翼(2009)開發(fā)的量表, 共13個測量題目, 其中5個為反向計(jì)分題目。采用5點(diǎn)量表, 從1到5分別代表“非常不同意”到“非常同意”。典型的測量題目如“我從兩個或者更多的人那里接收到互相矛盾的要求”。該量表的Cronbach’s α為0.76。

創(chuàng)造力。采用Zhou和George (2001)開發(fā)的量表, 共13個測量題目, 讓主管評價下屬的創(chuàng)造力, 采用5點(diǎn)量表, 從1到5分別代表“非常不同意”到“非常同意”。典型的測量題目如“他/她會提出新方法來實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)”。主管對每位下屬的評價作為個體層面的個體創(chuàng)造力, 將主管對團(tuán)隊(duì)內(nèi)所有員工的評價取均值作為團(tuán)隊(duì)層面的團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。個體創(chuàng)造力的Cronbach’s α為0.97, 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的Cronbach’s α為0.98。

控制變量。先前的研究表明人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量會影響跨界行為和創(chuàng)造力(Marrone et al., 2007), 因此我們控制住了個體層面上員工的性別(1女、2男)、年齡(用年表示)、婚姻(1未婚、2已婚)、教育水平(1初中及以下、2中專/高中、3大專、4本科、5研究生及以上)和工齡(用年表示), 以及團(tuán)隊(duì)層面上領(lǐng)導(dǎo)的性別、年齡、婚姻、教育水平和工齡, 編碼方式同員工層面的相應(yīng)變量。此外個體的悖論思維、團(tuán)隊(duì)職能(1財(cái)務(wù)、2銷售、3生產(chǎn)制造、4運(yùn)營、5設(shè)計(jì)、6管理、7其他, 轉(zhuǎn)化為6個虛擬變量)和團(tuán)隊(duì)規(guī)模(用團(tuán)隊(duì)人數(shù)表示)也可能會影響員工跨界行為和創(chuàng)造力, 因此本研究把個體的悖論思維、團(tuán)隊(duì)職能和團(tuán)隊(duì)規(guī)模也作為控制變量, 以排除變量間關(guān)系其他可能的解釋。悖論思維的測量采用Miron- Spektor, Ingram, Keller, Smith和Lewis (2018)開發(fā)的量表, 共9個測量題目, 典型的測量題目如“當(dāng)我處理相互沖突的觀點(diǎn)時, 我可以對問題有更好的理解”。該量表的Cronbach’s α為0.86。另外, 團(tuán)隊(duì)來源不同的企業(yè), 可能存在嵌套效應(yīng)問題, 為了排除嵌套效應(yīng)的影響, 本研究把企業(yè)(總共27家企業(yè), 轉(zhuǎn)化成26個虛擬變量)也作為控制變量。

2.3 數(shù)據(jù)分析

本研究使用SPSS 22.0和Mplus 7.4進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。首先, 通過驗(yàn)證性因子分析和平均變異萃取量(Average Variance Extracted, AVE)檢驗(yàn)變量間的聚合效度和區(qū)分效度。其次, 采用Harman單因子法和未測單一方法潛因子法檢驗(yàn)同源偏差。然后, 采用wg、ICC (1)、ICC (2)指標(biāo)來檢驗(yàn)數(shù)據(jù)聚合的有效性。最后, 采用多水平結(jié)構(gòu)方程模型(multilevel structural equation modeling, MSEM)中的路徑分析檢驗(yàn)研究假設(shè), 并且通過蒙特卡羅方法(Monte Carlo method)來計(jì)算中介效應(yīng)的置信區(qū)間(Preacher & Selig, 2012)。根據(jù)Edwards和Lambert (2007)的路徑分析方法檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介模型。

3 結(jié)果

3.1 效度檢驗(yàn)

采用驗(yàn)證性因子分析的模型比較和平均變異萃取量檢驗(yàn)變量的聚合效度和區(qū)分效度。團(tuán)隊(duì)跨界行為和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力是團(tuán)隊(duì)層面的變量, 員工跨界行為、角色壓力、角色寬度自我效能感、個體創(chuàng)造力和悖論思維是個體層面的變量, 所以我們用Mplus軟件構(gòu)建了跨層的驗(yàn)證性因子分析來檢驗(yàn)變量間的區(qū)分效度。由于角色壓力、個體創(chuàng)造力、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力、角色寬度自我效能感、悖論思維的測量題目較多, 根據(jù)吳艷和溫忠麟(2011)的建議, 采用平衡法對這5個變量的測量題目進(jìn)行打包, 按照題目因子載荷大小進(jìn)行排序后, 將因子載荷最高的題目和最低的題目取均值打包成一個測量題目, 以此類推。打包后角色壓力、角色寬度自我效能感、個體創(chuàng)造力、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力均各包含3個測量題目, 悖論思維包含4個測量題目。跨層的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表1所示七因子模型能夠較好的擬合數(shù)據(jù), 模型中7個變量(員工跨界行為、角色壓力、個體創(chuàng)造力、角色寬度自我效能感、悖論思維、團(tuán)隊(duì)跨界行為、團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力)測量題目的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷除了團(tuán)隊(duì)跨界行為的一個測量題目的因子載荷為0.42略低于0.5外, 其余均大于臨界值0.5。并且7個變量的AVE值分別為0.59、0.64、0.87、0.47、0.64、0.62、0.93, 除角色寬度自我效能感的AVE值略低于臨界值0.5外, 其他6個變量的AVE值均大于臨界值0.5 (Anderson & Gerbing, 1988; Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006), 說明模型中的7個變量具有一定的匯聚效度。如表1所示11個競爭模型與七因子模型相比均顯著變差, 說明7個變量具有區(qū)分效度。并且如表2所示每個變量的AVE值均大于各自兩兩變量之間相關(guān)系數(shù)的平方(Fornel & Larcker, 1981; Hair et al., 2006), 進(jìn)一步說明5個變量具有良好的區(qū)分效度。

3.2 同源偏差檢驗(yàn)

為了減少同源偏差的影響, 根據(jù)Podsakoff, MacKenzie, Lee和Podsakoff (2003)的建議, 在研究設(shè)計(jì)階段, 采用不同時間點(diǎn)、不同來源的方式收集數(shù)據(jù)。并且對于不同的變量分別采用5點(diǎn)和7點(diǎn)兩種不同的計(jì)分方式, 此外, 測量角色壓力時還設(shè)置了5道反向計(jì)分的題目。在數(shù)據(jù)分析階段, 采用Harman單因子法和未測單一方法潛因子法來檢驗(yàn)同源偏差的影響。Harman單因子法的結(jié)果表明探索性因子分析的KMO為0.92, Bartlett球形檢驗(yàn)顯著(< 0.000), 未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的第一個因子只解釋了總變異的33.04%。未測單一方法潛因子法結(jié)果顯示, 同源方法潛因子的AVE值僅為0.35, 遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于臨界值0.5 (Dulac, Coyle-Shapiro, Henderson, & Wayne, 2008), 表明同源偏差不會對本研究中變量之間的關(guān)系產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注: 個體層面= 536, 團(tuán)隊(duì)層面= 111, *< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。

表2 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

注: 個體層面= 536, 團(tuán)隊(duì)層面= 111, *< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。對角線括號內(nèi)的數(shù)字為變量的AVE。由于團(tuán)隊(duì)職能和企業(yè)已轉(zhuǎn)化成虛擬變量, 所以這兩個變量沒有包含在相關(guān)系數(shù)表中。

3.3 數(shù)據(jù)聚合

本研究采用跨層設(shè)計(jì), 團(tuán)隊(duì)跨界行為和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力為團(tuán)隊(duì)層面的變量, 但是測量是在個體水平上進(jìn)行的, 因此需檢驗(yàn)個體水平收集的數(shù)據(jù)聚合到團(tuán)隊(duì)水平的可行性。根據(jù)于海波, 方俐洛和凌文輇 (2004)的建議, 通過wg、ICC (1)、ICC (2)來檢驗(yàn)數(shù)據(jù)聚合的有效性。結(jié)果表明團(tuán)隊(duì)跨界行為wg中位數(shù)為0.92、ICC (1) = 0.33、ICC (2) = 0.7; 團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力wg中位數(shù)為0.98、ICC (1) = 0.57、ICC (2) = 0.86, 滿足wg中位數(shù)大約0.7 (Lebreton & Senter, 2007), ICC (1) > 0.05、ICC (2) > 0.5的標(biāo)準(zhǔn)(James, 1982), 說明團(tuán)隊(duì)成員的評分具有足夠的組內(nèi)一致性, 并且具有足夠的組間差異, 組間差異分別解釋了團(tuán)隊(duì)跨界行為和團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力47.05%和65.33%的變異, 能夠聚合到團(tuán)隊(duì)層面進(jìn)行后續(xù)分析。

圖1 多水平路徑分析結(jié)果

注: 圖中路徑系數(shù)為非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)。te1表示變量在第一時間點(diǎn)由員工評價, tl2表示變量在第二時間點(diǎn)由領(lǐng)導(dǎo)評價。個體層面= 536, 團(tuán)隊(duì)層面= 111, *< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。

3.4 描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)如表2所示, 在個體層面上, 員工跨界行為與角色壓力顯著正相關(guān)(= 0.15,< 0.001), 角色壓力與個體創(chuàng)造力顯著負(fù)相關(guān)(= ?0.15,< 0.001)。在團(tuán)隊(duì)層面上, 團(tuán)隊(duì)跨界行為與團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力顯著正相關(guān)(= 0.33,< 0.001), 這些結(jié)果符合理論預(yù)期, 為研究假設(shè)提供了初步支持。

3.5 假設(shè)檢驗(yàn)

根據(jù)Preacher, Zyphur和Zhang (2010)的方法使用Mplus 7.4構(gòu)建兩水平路徑分析來檢驗(yàn)研究假設(shè)。結(jié)果如圖1所示, 在控制了個體層面的員工悖論思維、性別、年齡、婚姻、教育水平和工齡, 以及團(tuán)隊(duì)層面的團(tuán)隊(duì)職能、團(tuán)隊(duì)規(guī)模、企業(yè)、領(lǐng)導(dǎo)的性別、年齡、婚姻、教育水平和工齡后, 團(tuán)隊(duì)跨界行為對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力具有顯著的正向影響(β = 0.18,< 0.05)。員工跨界行為對個體創(chuàng)造力的總效應(yīng)為負(fù)且顯著(β = ?0.02,< 0.05), 說明員工跨界行為對個體創(chuàng)造力具有顯著的負(fù)向影響, 假設(shè)1得到支持。

角色壓力中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明員工跨界行為對角色壓力具有顯著的正向影響(β = 0.05,< 0.01), 角色壓力對個體創(chuàng)造力具有顯著的負(fù)向影響(β = ?0.34,< 0.001)。角色壓力在員工跨界行為和個體創(chuàng)造力之間的中介效應(yīng)顯著(中介效應(yīng)值 = ?0.02,< 0.05), 此外蒙特卡羅方法顯示中介效應(yīng)95%的置信區(qū)間不包含0 (?0.03, ?0.006), 說明角色壓力中介了員工跨界行為與個體創(chuàng)造力之間的關(guān)系, 假設(shè)2得到支持。

角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明員工跨界行為與角色寬度自我效能感的乘積項(xiàng)系數(shù)顯著(β = ?0.08,< 0.01), 說明角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)了員工跨界行為與角色壓力之間的關(guān)系, 假設(shè)3a得到支持。為了清晰地展示角色寬度自我效能感的調(diào)節(jié)作用, 我們根據(jù)Aiken和West (1991)的方法, 按照角色寬度自我效能感均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見圖2), 如圖2所示, 當(dāng)員工的角色寬度自我效能感較低時, 員工跨界行為對角色壓力的正向影響更強(qiáng)。簡單斜率分析的結(jié)果表明, 當(dāng)角色寬度自我效能感較低(均值? 1個標(biāo)準(zhǔn)差)時, 員工跨界行為對角色壓力具有顯著的正向影響(β = 0.10,< 0.001)。當(dāng)角色寬度自我效能感較高(均值+ 1個標(biāo)準(zhǔn)差)時, 員工跨界行為對角色壓力的正向影響不顯著(β = 0.02,> 0.1), 并且兩組差異顯著(β = ?0.08,< 0.05)。

圖2 角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

根據(jù)Edwards和Lambert (2007)的方法檢驗(yàn)假設(shè)3b第一階段的被調(diào)節(jié)中介模型。首先按照調(diào)節(jié)變量均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差的標(biāo)準(zhǔn)將樣本分成高低兩組, 然后分別計(jì)算高低兩組中介效應(yīng)的大小及差異, 如果兩組中介效應(yīng)的差異顯著, 則說明被調(diào)節(jié)的中介成立。結(jié)果如表3所示, 當(dāng)角色寬度自我效能感較高時, 角色壓力的中介作用較小且不顯著(中介效應(yīng)值 = ?0.01,> 0.1, 95%的CI包含0 [?0.02, 0.01])。當(dāng)角色寬度自我效能感較低時, 角色壓力的中介作用較大且顯著(中介效應(yīng)值 = ?0.03,< 0.01, 95%的CI不包含0 [?0.06, ?0.01]), 并且組間差異顯著(Δ中介效應(yīng)值 = 0.02,< 0.05, 95%的CI不包含0 [0.01, 0.05]), 說明角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)了角色壓力的中介作用, 假設(shè)3b得到支持。

表3 第一階段被調(diào)節(jié)的中介模型分析結(jié)果

注: *< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。由于在跨層分析中, Mplus軟件無法用bootstrap方法來計(jì)算置信區(qū)間, 根據(jù)Preacher和Selig (2012)的建議以及他們提供的R語言, 我們用蒙特卡羅模擬的方法在R軟件中計(jì)算置信區(qū)間, 我們在文章末尾附上了相應(yīng)的R語句。

4 討論

本研究從資源的視角, 基于資源保存理論在團(tuán)隊(duì)和個體兩個層面探究了跨界行為分別對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力和個體創(chuàng)造力的影響以及中介機(jī)制和邊界條件。研究結(jié)果表明在團(tuán)隊(duì)層面上, 團(tuán)隊(duì)跨界行為會提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力, 但在個體層面上, 員工跨界行為通過增加員工的角色壓力對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生不利影響。角色寬度自我效能感調(diào)節(jié)了上述關(guān)系, 相比于角色寬度自我效能感較高的員工, 角色寬度自我效能感較低的員工實(shí)施了跨界行為后更容易產(chǎn)生角色壓力, 對個體創(chuàng)造力的負(fù)向影響更強(qiáng)。學(xué)者和實(shí)踐者們應(yīng)當(dāng)警惕跨界行為的不利影響, 在充分發(fā)揮其積極效應(yīng)的同時, 盡量減少其消極影響。

4.1 理論貢獻(xiàn)

本研究的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面: 首先, 以往研究或者從行為對象或者從行為實(shí)施者自身的單一角度考察跨界行為的效果(Ancona & Caldwell, 1992; 宋萌, 王震, 張華磊, 2017), 而本研究則將這兩種視角整合在一起, 同時在團(tuán)隊(duì)和個體兩個層面探究跨界行為的積極和消極影響。更為重要的是, 聚焦到跨界行為與創(chuàng)造力關(guān)系的文獻(xiàn)時,我們發(fā)現(xiàn)目前的研究主要關(guān)注跨界行為對行為對象(團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力)的影響(徐建中, 曲小瑜, 2014), 而本研究關(guān)注跨界行為對該行為實(shí)施者自身(個體創(chuàng)造力)產(chǎn)生什么樣的影響, 即我們將跨界行為與創(chuàng)造力關(guān)系的研究視角由行為對象轉(zhuǎn)移到了行為實(shí)施者自身, 由團(tuán)隊(duì)層面擴(kuò)展到個體層面, 有助于學(xué)者們和實(shí)踐者更加全面的解讀跨界行為。

其次, 以往研究主要從學(xué)習(xí)和網(wǎng)絡(luò)的視角探究跨界行為的積極影響(Liu et al., 2018)。如徐建中和曲小瑜(2014)的實(shí)證研究表明團(tuán)隊(duì)跨界行為通過團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力。劉松博和李育輝(2014)考察了網(wǎng)絡(luò)中心性的中介作用, 他們發(fā)現(xiàn)員工跨界行為通過增強(qiáng)員工的網(wǎng)絡(luò)中心性進(jìn)而促進(jìn)員工的任務(wù)績效。不同于以往學(xué)者的研究視角, 本研究從資源的視角考察跨界行為的消極影響, 研究結(jié)果表明員工跨界行為通過增加員工的角色壓力對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生不利影響。這一研究結(jié)果表明跨界行為除了會產(chǎn)生積極影響外, 也會對員工產(chǎn)生消極影響, 從而拓展了跨界行為的相關(guān)研究。

最后, 本研究豐富了資源保存理論, 發(fā)現(xiàn)了資源保存理論的具體邊界條件——角色寬度自我效能感。Halbesleben, Neveu和Paustianunderdahl (2014)呼吁學(xué)者們關(guān)注多種資源的交互作用并強(qiáng)調(diào)重點(diǎn)關(guān)注環(huán)境因素的作用。本研究響應(yīng)了Halbesleben等人(2014)的呼吁, 探究了個體內(nèi)在的心理特征資源(角色寬度自我效能感)對個體資源損耗過程的調(diào)節(jié)作用, 從而進(jìn)一步豐富了資源保存理論。

4.2 實(shí)踐啟示

以往有關(guān)跨界行為和創(chuàng)造力的研究表明跨界行為會促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力(徐建中, 曲小瑜, 2014), 而本研究則表明跨界行為在促進(jìn)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的同時會阻礙個體創(chuàng)造力, 這說明跨界行為對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的促進(jìn)作用可能是以犧牲個體創(chuàng)造力為代價的。即個體犧牲了小我, 成就了大我。因此, 在實(shí)踐中團(tuán)隊(duì)通過成員的跨界行為提升團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力時, 需要警惕跨界行為對員工的不利影響, 一方面要采取措施盡量減少這種不利影響, 另一方面要對員工這種犧牲自我成就團(tuán)隊(duì)的奉獻(xiàn)精神予以鼓勵和獎勵。如在組建團(tuán)隊(duì)時, 盡量選擇自我效能感較高的員工。并且多采用表揚(yáng)的方式管理員工以提高員工的自我效能感。因?yàn)樽晕倚芨休^高的員工, 實(shí)施了跨界行為后產(chǎn)生的不利影響較小。此外團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)可以公開表揚(yáng)、獎勵實(shí)施跨界行為的員工, 讓其他成員感知到實(shí)施跨界行為是被團(tuán)隊(duì)認(rèn)可和支持的, 這樣做一方面可以減少員工實(shí)施跨界行為后產(chǎn)生的角色壓力, 降低跨界行為對個體的不利影響。另一方面也是對員工犧牲自己成就團(tuán)隊(duì)的奉獻(xiàn)精神的肯定和認(rèn)可, 從而激勵員工更加努力地為團(tuán)隊(duì)做出貢獻(xiàn)。

4.3 研究不足和未來研究

首先, 雖然本研究采用多階段?多來源的研究設(shè)計(jì), 在一定程度上減少了同源偏差的影響, 但仍不能得出因果關(guān)系的結(jié)論, 尤其是跨界行為和角色壓力兩個變量在同一時間點(diǎn)收集。將來的研究可以考慮采用實(shí)驗(yàn)的方式檢驗(yàn)變量間的關(guān)系, 以便得到可靠的因果結(jié)論。另外, 對團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造力的測量采用團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)對每個成員的個人創(chuàng)造力評價取均值的方式, 而不是直接以團(tuán)隊(duì)為對象進(jìn)行整體評價, 也是本研究的不足, 未來的研究可以讓團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)直接對團(tuán)隊(duì)整體創(chuàng)造力進(jìn)行評價, 進(jìn)一步驗(yàn)證本文的結(jié)論。

其次, 很多情況下跨界行為可能并非員工自愿,而是團(tuán)隊(duì)為適應(yīng)外部環(huán)境精心安排的(Ancona & Caldwell, 1992), 因此跨界行為可以分成主動和被動兩種。這兩種不同類型的跨界行為產(chǎn)生的效果可能是不一樣的。將來的研究可以繼續(xù)探究不同類型的跨界行為的積極和消極影響以及作用機(jī)制。此外, 本研究僅關(guān)注了壓力機(jī)制, 在個體層面除了角色壓力會使跨界行為對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生消極影響外, 也可能存在其他機(jī)制使跨界行為對個體創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響。比如如果跨界行為員工具有豐富的信息來源的話, 員工能夠容易地獲得豐富的甚至新穎的觀點(diǎn)、思想等, 進(jìn)而可能促進(jìn)個體創(chuàng)造力。未來的研究可以繼續(xù)探究跨界行為在個體層面上對個體創(chuàng)造力同時產(chǎn)生積極和消極影響的雙重甚至多種機(jī)制。

最后, 本研究是在中國情景下進(jìn)行的, 所得結(jié)論能否擴(kuò)展到其他國家還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。中國是一個集體主義傾向較高的國家(Hofstede, Hofstede, & Minkov, 2010), 中國員工更有可能會為了集體利益而犧牲自己利益, 因此更有可能為了提升團(tuán)隊(duì)績效積極主動做出跨界行為。相反美國是一個個體主義傾向較高的國家(Hofstede et al., 2010), 美國員工更多關(guān)注個人利益, 不太可能為集體利益犧牲個人利益, 因此美國員工不太可能主動做出跨界行為。即不同文化背景下的員工做出跨界行為的可能性以及動機(jī)可能是不一樣的。未來的研究可以同時在不同的國家收集數(shù)據(jù)進(jìn)行對比研究, 可能會得到有意思的結(jié)論。

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The cross-level double-edged-sword effect of boundary-spanning behavior on creativity

ZHU Jinqiang1, XU Shiyong2, ZHOU Jinyi3, ZHANG Bainan4, XU Fangfang4, ZONG Boqiang4

(1School of Management, Minzu University of China, Beijing 100081, China) (2Center for Human Resource Development and Assessment, School of Labor and Human Resources, Renmin University of China, Beijing 100872, China) (3Donlinks School of Economics and Management, University of Science & Technology Beijing, Beijing 100083, China) (4School of Labor and Human Resources, Renmin University of China, Beijing 100872, China)

Boundary-spanning behavior has attracted considerable interest in recent years. Studies on this type of behavior have focused on its positive outcomes from the perspective of social networks. For decades, research has consistently demonstrated that the boundary-spanning behavior produces a wide array of positive results for teams and organizations. However, scholars have found that such behavior has negative outcomes for individuals. Using the conservation of resources theory (COR), we examined the double-edged-sword effect of boundary- spanning behavior on creativity at different levels, as well as its mediating mechanism and boundary conditions.

To test the proposed theoretical model, we applied multi-wave and multi-source research design. The data were collected from dyads of employees and supervisors in a company. At time 1, the boundary-spanning behavior, role stress, and role breadth self-efficacy were measured. These variables were rated by the employees. Approximately a month later, we asked the supervisors to rate the employees’ creativity. These variables were assessed by mature scales. A total of 536 employees (90.32%) and 111 leaders (82.22%) responded to our survey. Confirmatory factor analyses andaverage variance extracted were conducted to assess the discriminant validity and convergence validity of the key variables. Multilevel structural equation modeling was used to validate the hypothesis and Monte Carlo simulation procedures using open-source software R were conducted to test mediation effects.

Results showed that at the team level, boundary-spanning behavior had a significantly positive effect on team creativity (β = 0.18,< 0.05). However, at the individual level, boundary-spanning behavior had a significantly negative effect on employees’ creativity (β = –0.02,< 0.05). At the individual level, boundary- spanning behavior had a significantly positive effect on role stress (β = 0.05,< 0.01) and role stress had a significantly negative effect on creativity (β = –0.34,< 0.001). The mediation effect of role stress was significant (β = –0.02,< 0.05, Monte Carlo = 20000, 95% CI = –0.03, –0.006). This evidence would indicate that the boundary-spanning behavior had a negative effect on individual creativity via role stress. Results also showed that the product term between the boundary-spanning behavior and role-breadth self-efficacy was significant (β = –0.08,< 0.01). The role-breadth self-efficacy moderated the relationship so that the mediating effect of role stress was stronger for employees with low role-breadth self-efficacy.

The study illustrated the double-edged-sword effect of boundary-spanning behavior on creativity at different levels as well as the mediating mechanism and boundary conditions regarding the negative effect of boundary- spanning behavior on individual creativity, thereby enriching the literature on boundary-spanning behavior. Furthermore, this study identified the boundary conditions of COR, which broadens the scope of research on this theory.

boundary spanning behavior, creativity, role stress, role-breadth self-efficacy

2019-12-02

* 中央民族大學(xué)校級青年教師科研能力提升計(jì)劃項(xiàng)目(2020QNPY24)、北京市優(yōu)秀人才培養(yǎng)資助青年骨干個人項(xiàng)目(106-2020000101)。

徐世勇, E-mail: xusy@ruc.edu.cn

B849:C93