組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用：基于元分析的證據(jù)

閆 春，黃紹升

（山西財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，太原 030006）

員工創(chuàng)造力被廣泛認(rèn)為是組織發(fā)展和獲取競(jìng)爭(zhēng)力的重要推動(dòng)因素［1］，激發(fā)員工的創(chuàng)造性想法和期望這些想法得到充分實(shí)施逐漸成為理論和實(shí)踐關(guān)注的焦點(diǎn)［2］，尤其是個(gè)人因素和情境因素相結(jié)合對(duì)員工創(chuàng)造力產(chǎn)生影響的研究已經(jīng)成為一種廣泛的概念框架［3］。已有研究分別探討了人格特征、目標(biāo)導(dǎo)向、動(dòng)機(jī)、情感等個(gè)人因素，團(tuán)隊(duì)特征、團(tuán)隊(duì)沖突、團(tuán)隊(duì)即時(shí)狀態(tài)等團(tuán)隊(duì)因素，任務(wù)的常規(guī)性、復(fù)雜性、挑戰(zhàn)性、互依性等任務(wù)因素，領(lǐng)導(dǎo)行為、同事特征及與同事的關(guān)系等人際因素，以及信任、反饋等與組織文化氛圍有關(guān)的社會(huì)情境因素對(duì)員工創(chuàng)造力的影響［4］。其中信任對(duì)員工創(chuàng)造力的影響就是一個(gè)受到廣泛關(guān)注但卻又存在觀點(diǎn)分歧的研究主題。

員工創(chuàng)造力的產(chǎn)生離不開(kāi)人與人之間的互動(dòng)與知識(shí)的交換，信任（trust）作為一種心理狀態(tài)［5］，是人際互動(dòng)的基礎(chǔ)，但信任度（trustworthiness）的差異又會(huì)引致不同的結(jié)果影響［6］。近年來(lái)，學(xué)者們一直在積極回答“人際信任是激發(fā)還是阻礙員工創(chuàng)造力的發(fā)揮”這一問(wèn)題，但尚未取得共識(shí)?；诓煌难芯恳暯牵蠖嘌芯慷及l(fā)現(xiàn)人際信任能夠促進(jìn)員工創(chuàng)造力的發(fā)揮［7-8］?；诜e極情緒的拓展-建構(gòu)理論，人際信任增強(qiáng)的心理安全感能夠有效拓展個(gè)體積極的心理資源，因而可以讓個(gè)體的思維模式變得富有創(chuàng)造性從而促進(jìn)員工創(chuàng)造力的發(fā)揮［9］。基于社會(huì)交換視角，人際信任構(gòu)成了社會(huì)交換的基礎(chǔ)，較高的人際信任會(huì)強(qiáng)化或促進(jìn)員工與他者雙方之間的社會(huì)交換關(guān)系，高社會(huì)交換關(guān)系下的員工往往更愿意實(shí)施有助于組織整體利益發(fā)展的創(chuàng)新行為來(lái)回報(bào)他人，還能夠減小信息不對(duì)稱(chēng)帶來(lái)的資源錯(cuò)配損失，從而有利于員工創(chuàng)造力的激發(fā)［10］。上述研究對(duì)于認(rèn)識(shí)員工創(chuàng)造力的來(lái)源和機(jī)制有重要意義。然而，人際間的信任對(duì)員工創(chuàng)造力的影響可能受制于工作中的情景因素，在與積極情景因素交互作用時(shí)，對(duì)員工創(chuàng)造力產(chǎn)生1+1＞2 的效果，與消極情境因素共同作用時(shí)，則會(huì)抑制或減弱員工創(chuàng)造力［11］。例如，Simons 和Peterson［12］對(duì)高層管理團(tuán)隊(duì)成員的研究發(fā)現(xiàn)，人際信任消極調(diào)節(jié)了任務(wù)沖突與關(guān)系沖突之間的作用，使得創(chuàng)新任務(wù)沖突升級(jí)為關(guān)系沖突；王紅麗和張?bào)茆x［13］研究得出“信任也有可能需要付出代價(jià)”，過(guò)度信任會(huì)引致制度性壓力和角色負(fù)荷，甚至情緒耗竭的結(jié)論。

另外，在人際信任中，信任通常發(fā)生在信任方（trustee）與被信任方（truster）兩者之間，信任的單向性會(huì)使得一方的信任并不總能吸引另一方的回報(bào)［14］。換句話說(shuō)，信任方與被信任方可能對(duì)他們的信任關(guān)系有不同見(jiàn)解，因此可能會(huì)表現(xiàn)出不同的態(tài)度和行為。由于資源與權(quán)力占有的區(qū)別，上述的不對(duì)稱(chēng)關(guān)系通常發(fā)生于領(lǐng)導(dǎo)與下屬這種垂直二元關(guān)系中，Brower 等［14］發(fā)現(xiàn)下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的信任和對(duì)同事的信任兩者之間存在著較低的相關(guān)性，而Salamon 和Robinson［15］卻發(fā)現(xiàn)下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)信任與員工同事間的相互信任之間存在著高度的相關(guān)關(guān)系。他們還發(fā)現(xiàn)，感知到的信任對(duì)績(jī)效的作用超出了員工信任組織中他人所產(chǎn)生的影響，從而展示了感知他人信任的顯著效果。雖然信任他人和感知他人信任具有相似之處，但兩者會(huì)以不同的方式影響著信任方或感知信任方。而在人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究中，學(xué)者主要關(guān)注人際信任與員工創(chuàng)造力之間的作用機(jī)制，卻忽視了信任他人與感知到他人信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用可能存在的差異，這一信任類(lèi)型差異可能在不同情景下會(huì)產(chǎn)生截然不同的結(jié)果［16］。

綜上，盡管人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究日益豐富，但對(duì)于人際信任是激發(fā)、抑制員工創(chuàng)造力或是二者之間存在非線性關(guān)系在學(xué)界尚未取得共識(shí)［17-18］，不同類(lèi)型人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用是否存在的差異也有待進(jìn)一步驗(yàn)證。此外，國(guó)家層面的文化起源、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等的不同，東西方文化的價(jià)值觀有著本質(zhì)的區(qū)別，不同國(guó)家情景下的人際信任與員工創(chuàng)造力的關(guān)系是否存在差異性亦不明確。再者，在員工不同年齡層次上有不同的個(gè)性特征，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用在不同年齡層次有可能存在不同作用效果。因此，系統(tǒng)地驗(yàn)證人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系不僅有理論上的必要，在元分析方法上也具備了階段性總結(jié)的可行性。針對(duì)現(xiàn)有研究的空隙，本文采用元分析方法對(duì)收集到的56 個(gè)獨(dú)立實(shí)證研究進(jìn)行驗(yàn)證，以厘清“組織內(nèi)人際信任是否能夠促進(jìn)員工創(chuàng)造力發(fā)揮”這一核心問(wèn)題，降低和彌合不同研究觀點(diǎn)之間的分歧。然后，根據(jù)數(shù)據(jù)編碼，結(jié)合人際信任來(lái)源主體的不同，分別探討感知到領(lǐng)導(dǎo)信任與信任領(lǐng)導(dǎo)、同事相互之間信任與信任領(lǐng)導(dǎo)之間的差異對(duì)員工創(chuàng)造力的效應(yīng)，并提煉情境因素（年齡、社會(huì)文化、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）和同源偏差程度4 個(gè)可能調(diào)節(jié)人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的變量，進(jìn)一步明確人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系出現(xiàn)矛盾的原因，為理解組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力的作用機(jī)制提供更加整合和穩(wěn)健的定量支持。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）變量定義

1.人際信任

信任是一種心理狀態(tài)，是對(duì)另一方意圖或行為的積極期望并愿意承受風(fēng)險(xiǎn)的心理狀態(tài)［19］。目前，對(duì)于信任分類(lèi)機(jī)制的研究，總體呈零碎的局面，主要從信任對(duì)象、信任來(lái)源、信任強(qiáng)度、信任緯度等視角進(jìn)行分類(lèi)。根據(jù)信任對(duì)象的不同，信任可分為組織內(nèi)和組織間信任，組織內(nèi)信任是指?jìng)€(gè)體對(duì)于組織中領(lǐng)導(dǎo)、同事等的個(gè)體間信任和組織整體的信任［6］，組織間信任表現(xiàn)為組織對(duì)組織的信任，其中以個(gè)體之間的信任研究最為廣泛。信任來(lái)源分類(lèi)則側(cè)重于從信任內(nèi)部對(duì)信任進(jìn)行剖析，揭示出來(lái)源于規(guī)則、社會(huì)約束、習(xí)俗、文化、個(gè)人能力或者制度等方面的分布路徑，分為存在性、當(dāng)然性、選擇性三類(lèi)［20］。信任強(qiáng)度分類(lèi)從信任的強(qiáng)弱程度建立模型，將信任區(qū)分為弱式信任、半強(qiáng)式信任和強(qiáng)式信任［21］。信任緯度視角則基于人際信任中的理性與情感兩個(gè)重要維度，將信任區(qū)分為認(rèn)知型信任和情感型信任兩種［22］。已有研究對(duì)信任的分類(lèi)雖然呈現(xiàn)出多視角，但最終都體現(xiàn)在信任對(duì)象不同在其他信任分類(lèi)中的不同信任表現(xiàn)。本文基于信任對(duì)象的分類(lèi)，關(guān)注組織內(nèi)的人際信任，主要包括員工與領(lǐng)導(dǎo)、員工與同事之間的信任。

2.員工創(chuàng)造力

在管理研究中，員工創(chuàng)新經(jīng)常與員工創(chuàng)造力作為一對(duì)緊密相關(guān)的概念，依然存在著認(rèn)識(shí)上的分歧，或認(rèn)為不需要刻意去區(qū)分，視之為是可相互替換的概念；或認(rèn)為兩者存在本質(zhì)上的區(qū)別［23］。更有學(xué)者進(jìn)一步對(duì)比分析了“員工創(chuàng)新”與“員工創(chuàng)造力”這兩個(gè)概念的內(nèi)涵，認(rèn)為員工創(chuàng)造力是指?jìng)€(gè)體產(chǎn)生新穎的、有用的觀點(diǎn)的能力［24］，是一種強(qiáng)調(diào)創(chuàng)造性想法的主動(dòng)性行為，而員工創(chuàng)新不僅包括產(chǎn)生新構(gòu)想，還包括將新的思想、產(chǎn)品或技術(shù)等進(jìn)行組合應(yīng)用［25］。即認(rèn)為員工創(chuàng)新包含多個(gè)階段，每個(gè)階段包含著不同的活動(dòng)與不同的個(gè)體行為表現(xiàn)，而產(chǎn)生新想法僅是員工創(chuàng)新的一個(gè)前期階段。但從相反角度來(lái)看，個(gè)體創(chuàng)造力又在創(chuàng)新的任何階段與不同行為進(jìn)行組合［23］。雖然在概念區(qū)分上，大多學(xué)者都認(rèn)可員工創(chuàng)造力屬于員工創(chuàng)新前期階段的觀點(diǎn)，但是在實(shí)證研究中，仍然處于相互交替使用的狀態(tài)［26］。另外，在中文研究樣本中，對(duì)英文量表翻譯的不同，即使是同一量表，表述上也存在不同的側(cè)重點(diǎn)，而且測(cè)量題項(xiàng)在文獻(xiàn)中沒(méi)有進(jìn)行公布，無(wú)法對(duì)作者的測(cè)量側(cè)重點(diǎn)進(jìn)行判斷。在元分析中，為盡量保證文獻(xiàn)收集的完整性，相似的變量需要進(jìn)行合并［27］，因此本文借鑒劉智強(qiáng)等［28］的做法，將員工創(chuàng)造力和員工創(chuàng)新行為都納入分析范疇。

（二）人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力作用的假設(shè)

組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的影響觀點(diǎn)不一。很多研究證實(shí)了組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的促進(jìn)作用［9］，認(rèn)為創(chuàng)新行為由于結(jié)果的不確定性和模糊性而具備風(fēng)險(xiǎn)［29］，員工的創(chuàng)造性想法也不一定會(huì)被組織鼓勵(lì)和接受［30］，而人際信任可以降低這種模糊性和讓員工感知到來(lái)自他人的鼓勵(lì)，從而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為。人際信任對(duì)于員工的創(chuàng)新行為不僅是一種有價(jià)值的社會(huì)支持資源，而且還可以提供創(chuàng)新的心理保障［31］。一個(gè)融洽和諧的人際關(guān)系會(huì)讓員工覺(jué)得自己身在一個(gè)安全和鼓勵(lì)自我發(fā)展的環(huán)境下工作，從而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為［23］。另外，組織內(nèi)人際信任可以減小信息不對(duì)稱(chēng)對(duì)給組織帶來(lái)的資源錯(cuò)配損失的可能，促進(jìn)組織成員之間更多的隱形知識(shí)共享，促進(jìn)員工知識(shí)的探索，從而促進(jìn)組織成員的創(chuàng)造力［32］。但也有研究得出信任與創(chuàng)造力之間不存在正向聯(lián)系［33］，認(rèn)為過(guò)度不信任或過(guò)度信任對(duì)員工創(chuàng)新和創(chuàng)造力都不利；高度人際信任會(huì)由于誤解和錯(cuò)誤歸因，使得創(chuàng)新任務(wù)沖突升級(jí)為關(guān)系沖突［12］；過(guò)度信任還可能會(huì)引致工作壓力和角色負(fù)荷，甚至情緒耗竭［13］。但總體來(lái)說(shuō)，支持組織內(nèi)人際信任促進(jìn)員工創(chuàng)造力的研究更多，據(jù)此提出假設(shè)1：

組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力有顯著的促進(jìn)作用（H1）。

在領(lǐng)導(dǎo)與下屬的垂直二元關(guān)系中，上下級(jí)關(guān)系的角色概念不僅僅是一種對(duì)偶關(guān)系，而是會(huì)側(cè)重單向性的角色規(guī)范與行為預(yù)期，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的信任與下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的信任不是程度上的差別，而是性質(zhì)上的差異［6］。不管對(duì)哪個(gè)社會(huì)而言，這種差異都會(huì)隱含著兩套不同的意義以及不同的建構(gòu)社會(huì)秩序方式［34］。下屬信任領(lǐng)導(dǎo)代表了基于積極期望在關(guān)系中承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的意愿，但領(lǐng)導(dǎo)有可能沒(méi)有意識(shí)到下屬并未說(shuō)明的意愿和期望，或者誤解了下屬信任行為背后的意圖［35］。相反，下屬感知領(lǐng)導(dǎo)的信任標(biāo)志著對(duì)領(lǐng)導(dǎo)積極期望的感知和實(shí)現(xiàn)，并暴露了自身易受傷害的意愿。從社會(huì)交換的互惠觀點(diǎn)看，當(dāng)下屬感知到領(lǐng)導(dǎo)的信任時(shí)會(huì)感到感激，因而給予盡可能多的回報(bào)，以補(bǔ)償另一方［36］，從而更有可能被激發(fā)出創(chuàng)造性思維和表現(xiàn)出更積極的創(chuàng)新行為。另外，感知到信任能夠傳遞一種積極信息，帶來(lái)員工的自我積極的評(píng)價(jià)，這些信息和自我評(píng)價(jià)很可能被內(nèi)化并反映在他們?cè)诠ぷ鲌?chǎng)所創(chuàng)新行為中。Salamon 和Robinson［15］的研究支持了以上的觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)員工感知到管理層的信任時(shí)，員工會(huì)制定履行責(zé)任的規(guī)范，表現(xiàn)出更高的績(jī)效。Lau 等［35］的研究進(jìn)一步表明了感知到領(lǐng)導(dǎo)信任會(huì)比員工信任領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織公民行為和員工績(jī)效的影響作用更大。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

與信任領(lǐng)導(dǎo)相比，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用更強(qiáng)（H2）。

在組織中，領(lǐng)導(dǎo)者往往會(huì)擁有較下屬更多的資源和權(quán)力，對(duì)資源的支配能力也更強(qiáng)，因而會(huì)產(chǎn)生讓下屬對(duì)其產(chǎn)生依賴(lài)并希望獲取資源的需求［37］。而下屬也依賴(lài)領(lǐng)導(dǎo)在口頭上與精神上的支持與鼓勵(lì)來(lái)滿足個(gè)人的需求。已有研究證實(shí)下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)信任度越高，將有更強(qiáng)的意愿去跟領(lǐng)導(dǎo)接觸或向領(lǐng)導(dǎo)建言［38］，而且當(dāng)員工采取與上級(jí)多進(jìn)行創(chuàng)意接觸行為和上行影響策略時(shí)，他們的創(chuàng)意就更有可能被上級(jí)評(píng)價(jià)和得到實(shí)施［39］。根據(jù)認(rèn)知失調(diào)理論，個(gè)體的行為與心理具有保持一致性的傾向，當(dāng)個(gè)體心理上的某個(gè)認(rèn)知與情景環(huán)境中的體驗(yàn)產(chǎn)生矛盾時(shí)則會(huì)出現(xiàn)認(rèn)知失調(diào)，個(gè)體會(huì)采取一定的措施來(lái)減輕這種失調(diào)，與同事之間的相互信任就是其中一種方式。與信任領(lǐng)導(dǎo)相比，同事之間的相互信任也能夠?qū)T工創(chuàng)造力產(chǎn)生積極作用［40］，或者創(chuàng)造有助于提高創(chuàng)造力的重要渠道（如隱形知識(shí)的分享情景）［41］。但從上下階級(jí)權(quán)利大小的角度來(lái)看，領(lǐng)導(dǎo)在某種程度上是組織的代表，上下級(jí)關(guān)系性質(zhì)往往是面向任務(wù)和工具性的，員工對(duì)其產(chǎn)生信任是一種會(huì)表現(xiàn)出組織化的特點(diǎn)；而員工與同事之間的信任則以個(gè)性化特點(diǎn)為主。從信任主體來(lái)看，信任領(lǐng)導(dǎo)是一種自我認(rèn)知所產(chǎn)生的行為，一旦得不到領(lǐng)導(dǎo)的回應(yīng)，員工往往會(huì)發(fā)生自我認(rèn)知的變化，從而產(chǎn)生更少的組織公民行為［35］，而同事之間的相互信任是一種自主性的、能夠感知到對(duì)方對(duì)自身意愿的互動(dòng)行為，這類(lèi)型的信任更能為創(chuàng)造力的發(fā)揮奠基基礎(chǔ)。于是本文提出假設(shè)3：

與信任領(lǐng)導(dǎo)相比，同事間相互信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用更強(qiáng)（H3）。

（三）影響人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力作用的調(diào)節(jié)因素及研究假設(shè)

1.同源偏差程度

從搜集的文獻(xiàn)來(lái)看，現(xiàn)有關(guān)于人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系的研究都是采用問(wèn)卷調(diào)查方式收集數(shù)據(jù)，但由于調(diào)查方式不同，部分研究中人際信任和員工創(chuàng)造力兩個(gè)變量的數(shù)據(jù)都來(lái)自同一對(duì)象，即員工自身，從而產(chǎn)生同源偏差問(wèn)題。同源偏差程度高，測(cè)量變量之間的相關(guān)性也會(huì)偏高，研究結(jié)論的可靠性會(huì)降低。元分析中，較之采用不同評(píng)定者，單一受測(cè)者會(huì)使得相關(guān)系數(shù)發(fā)生59.5%～304%的膨脹［42］。對(duì)此一種比較常見(jiàn)的處理方法是將其視為調(diào)節(jié)因素，本文也借鑒這一思路，采用二分法對(duì)同源方差進(jìn)行編碼，即如果人際信任和員工創(chuàng)造力的評(píng)估數(shù)據(jù)來(lái)源于同一被調(diào)查者則認(rèn)為同源偏差高，否則即為低，并提出假設(shè)4：

同源偏差程度能夠調(diào)節(jié)人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系，同源偏差程度高時(shí)，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用比同源偏差程度低時(shí)的作用更大（H4）。

2.年齡

人際信任與工作行為與績(jī)效之間存在著自尊和社會(huì)交換兩種作用機(jī)制［43］。由社會(huì)交換動(dòng)機(jī)引起的工作態(tài)度或行為通常是外部驅(qū)動(dòng)的，強(qiáng)制性的，或與未來(lái)獎(jiǎng)勵(lì)的期望相關(guān)聯(lián)。相反，自尊機(jī)制通常是由任務(wù)意義的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)而出現(xiàn)匹配的態(tài)度或行為，而不期望外部獎(jiǎng)勵(lì)［36］。此外，社會(huì)交換機(jī)制是針對(duì)特定個(gè)體（如領(lǐng)導(dǎo)），因此也針對(duì)特定個(gè)體的態(tài)度和行為。相比之下，自我概念目標(biāo)更加分散［44］。這些差異意味著人際信任的自我概念效應(yīng)對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為持續(xù)的時(shí)間長(zhǎng)于社會(huì)交換的效果，因?yàn)楫?dāng)社會(huì)交換特定目標(biāo)（領(lǐng)導(dǎo)或同事）的態(tài)度或行為沒(méi)有出現(xiàn)或短暫性消失時(shí)，員工缺乏回報(bào)的動(dòng)機(jī)。再者，盡管有研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)信任的感知會(huì)引起員工的制度性壓力與角色性壓力，從而可能導(dǎo)致被信任者的情緒耗竭［13］。但是，工作成就動(dòng)機(jī)高的員工個(gè)體可能將額外的職責(zé)看成是成長(zhǎng)和發(fā)展的機(jī)會(huì)，而不會(huì)將領(lǐng)導(dǎo)的期望視為一種累贅，因而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造性活動(dòng)。在個(gè)體成長(zhǎng)進(jìn)程中，他們會(huì)表現(xiàn)出隨年齡變化的階段性差異特征，工作對(duì)于員工的工具性?xún)r(jià)值會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而逐漸降低，作為工作內(nèi)在動(dòng)機(jī)成分的成就動(dòng)機(jī)也隨之下降，并以創(chuàng)造力水平差異的形式體現(xiàn)出來(lái)，這一規(guī)律在英國(guó)和中國(guó)為樣本的研究中都得到了證實(shí)［45］。因此，可以認(rèn)為人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的提升作用在新生代員工群體中更為明顯。據(jù)此，提出假設(shè)5：

與年長(zhǎng)的員工相比，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的效應(yīng)在新生代員工群體中有更為顯著的作用（H5）。

3.社會(huì)文化背景

創(chuàng)造力即使不完全是文化的，它也大部分是文化的，不同文化背景下人際信任也有可能產(chǎn)生不同的影響［44］。具體地，西方文化中的個(gè)體注重自我，崇尚個(gè)人主義價(jià)值觀，強(qiáng)調(diào)自己是社會(huì)群體中的一個(gè)獨(dú)立個(gè)體，強(qiáng)調(diào)低權(quán)力距離，而東方文化中的成員則更傾向于把自己認(rèn)為是群體的一份子，以一種互相依賴(lài)的方式建構(gòu)自我，強(qiáng)調(diào)高權(quán)力距離［46］。從文化背景高低來(lái)看，東方文化代表高文化背景，大部分的信息隱含在溝通與接觸過(guò)程中，對(duì)“情理”比較看重，而西方文化代表低文化背景，講究“法”。所以，一方面，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力作用的發(fā)揮需要營(yíng)造良好的合作氛圍以促進(jìn)資源和隱形知識(shí)的傳遞［47］。而在集體主義文化背景下比在個(gè)人主義文化背景下組織成員更愿意主動(dòng)分享知識(shí)［48］，因此，集體主義文化背景下更有利于通過(guò)人際信任提升員工創(chuàng)造力。另外，從權(quán)利距離和文化背景高低程度來(lái)看，東方文化背景下員工更加容易接受權(quán)利的不平等，領(lǐng)導(dǎo)者能夠通過(guò)個(gè)人威望在工具性任務(wù)及心理情感溝通中構(gòu)建高質(zhì)量的上下級(jí)交換關(guān)系［49］，而在西方文化背景下的組織個(gè)體更傾向于和領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行正式溝通，非正式的情感等不易對(duì)其產(chǎn)生影響。因此，東方文化更有助人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力作用需要構(gòu)建的同事之間、下屬與領(lǐng)導(dǎo)之間心理安全保障。有研究從側(cè)面證實(shí)了高權(quán)利距離在員工感知被信任與利組織行為關(guān)系中發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)［16］。從東西方文化背景的角度分析，本文提出假設(shè)6：

社會(huì)文化背景能夠調(diào)節(jié)人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系，東方文化背景下人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用強(qiáng)度要高于西方文化背景（H6）。

4.國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

創(chuàng)新是一種資源消耗的過(guò)程，需要有充足的資源作為支撐［50］，而不同的國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則有可能因?yàn)樵趧?chuàng)新資源和創(chuàng)新氛圍上的差異，對(duì)員工的創(chuàng)造力產(chǎn)生不同水平的作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的國(guó)家在經(jīng)濟(jì)實(shí)力、科技基礎(chǔ)、資源保障等方面更具優(yōu)勢(shì)，從而讓組織有更多機(jī)會(huì)和更大信心去從事創(chuàng)新創(chuàng)造，為個(gè)體的創(chuàng)造力發(fā)揮提供更加肥沃的土壤。而且發(fā)達(dá)國(guó)家的教育和培訓(xùn)機(jī)制更加健全，高素質(zhì)勞動(dòng)力比例更高，人力資本更具有創(chuàng)造性和專(zhuān)業(yè)性，能夠?yàn)榻M織帶來(lái)新想法和知識(shí)來(lái)源，并有利于形成創(chuàng)造力發(fā)揮的良性循環(huán)［51］。但是，發(fā)達(dá)國(guó)家社會(huì)更加強(qiáng)調(diào)個(gè)體主義的自我實(shí)現(xiàn)社會(huì)價(jià)值觀［52］，導(dǎo)致北歐等高經(jīng)濟(jì)水平的國(guó)家的社會(huì)信任建立在由更強(qiáng)調(diào)個(gè)體獨(dú)立性，處于范圍小而緊密的社會(huì)群體中，有可能導(dǎo)致人際信任度的下降進(jìn)而阻礙創(chuàng)新的產(chǎn)生，同時(shí)在北歐等高經(jīng)濟(jì)水平國(guó)家，各項(xiàng)國(guó)家創(chuàng)新相關(guān)政策較為完善，企業(yè)的相關(guān)制度也相對(duì)完善，更多的創(chuàng)新過(guò)程、人與人之間的合作更多不是基于人際信任，而是來(lái)源于完善的組織制度所提供的保障。李曉梅［53］研究表明北歐等發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素在人際信任與國(guó)家創(chuàng)新績(jī)效之間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。因此可以推斷，雖然高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平國(guó)家的員工可能會(huì)表現(xiàn)更高水平的創(chuàng)造力，但這種創(chuàng)造力的促進(jìn)作用更多的是由于人力資本和完善的制度保障所提供，而不是源于人際信任。據(jù)此，本文提出假設(shè)7：

國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，發(fā)展水平低的國(guó)家中，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用要大于發(fā)展水平高的國(guó)家（H7）。

二、研究方法與數(shù)據(jù)處理

（一）數(shù)據(jù)收集

對(duì)于中文文獻(xiàn)的收集以電子數(shù)據(jù)庫(kù)檢索為主，并輔以手工檢索。首先，以“信任”“創(chuàng)造力”“創(chuàng)新”“創(chuàng)新行為”為檢索詞在中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方以及碩博士學(xué)位論文3 個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行題名和關(guān)鍵詞檢索。本文的研究對(duì)象為員工個(gè)體，因此，為縮小檢索范圍，以“員工”“個(gè)體”為主題限定詞進(jìn)行聯(lián)合檢索。剔除非實(shí)證文獻(xiàn)后，共收集56 篇期刊論文和碩博士論文。其次，人工查閱了近10 年中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā)、南開(kāi)管理評(píng)論、心理學(xué)報(bào)、心理科學(xué)進(jìn)展、心理科學(xué)、心理與行為研究、管理世界、管理評(píng)論、管理學(xué)報(bào)、科研管理等4 種心理學(xué)、6 種管理學(xué)期刊，獲得2 篇文獻(xiàn)。再次，參加兩次人力資源管理的學(xué)術(shù)會(huì)議，未獲得未發(fā)表文獻(xiàn)。最后，作者查閱了貢喆等［18］的綜述性研究，發(fā)現(xiàn)2 篇新文獻(xiàn)。

英文文獻(xiàn)的收集同樣采用電子數(shù)據(jù)庫(kù)為主，人工檢索為輔的方式。首先，以“trust”“creativity”“innovation”“innovation behavior”為檢索詞在EBSCO、Elsevier Science Direct、Web of Science、Springer、APA 共5 個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)中進(jìn)行題名和摘要檢索。同樣地，為縮小搜索范圍，以“employee”“staff”和“personnel”為主題限定詞進(jìn)行聯(lián)合檢索。在剔除非實(shí)證文獻(xiàn)后，共獲得46 篇文獻(xiàn)。其次，對(duì)Journal of Applied Psychology、Organizational Behavior and Human Decision Processes、Human Resource Management Review、Human Resource Management Journal、Human Resource Management、International Journal of Human Resource Management、Asia Pacific Journal of Human Resources、Journal of Organizational Behavior、Research in Organizational Behavior、Journal of Organizational Behavior Management等國(guó)外重要OB&HRM 領(lǐng)域英文期刊進(jìn)行10 年刊發(fā)文獻(xiàn)進(jìn)行人工檢索，未獲得文獻(xiàn)。最后，查閱Dirks 和Ferrin［54］的信任研究綜述文章，獲得1 篇文獻(xiàn)。

（二）數(shù)據(jù)篩選

為在保證文獻(xiàn)覆蓋面的前提下提高數(shù)據(jù)質(zhì)量，對(duì)于檢索到的文獻(xiàn)需要進(jìn)一步篩選，本文對(duì)文獻(xiàn)的篩選標(biāo)準(zhǔn)有4 條：①文獻(xiàn)是基于人際信任與員工創(chuàng)造力之間的研究背景；②須定量研究了人際信任（或人際信任的組成維度）與員工創(chuàng)造力的相關(guān)關(guān)系；③報(bào)告有明確的或可轉(zhuǎn)化的人際信任與員工創(chuàng)造力之間的相關(guān)效應(yīng)值，如相關(guān)系數(shù)、相關(guān)關(guān)系矩陣等；④在元分析中，同一研究樣本不能重復(fù)編碼，因此對(duì)于同一數(shù)據(jù)在不同文獻(xiàn)中使用時(shí)，只編碼信息較為全面的一個(gè)文獻(xiàn)。對(duì)107 篇文獻(xiàn)按照以上檢索步驟和標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)密篩選后，最終得到55 篇文獻(xiàn)（中文文獻(xiàn)31 篇，英文文獻(xiàn)24 篇），56 個(gè)獨(dú)立研究樣本，其中Zhang 和Zhou［55］的研究包含兩個(gè)獨(dú)立研究樣本，共17482 個(gè)員工個(gè)體調(diào)查樣本。

（三）數(shù)據(jù)編碼

元分析編碼工作容易出錯(cuò)，存在一定的主觀性，本文按照Lipsey 和Wilson［56］的編碼步驟進(jìn)行操作。在編碼之前，由兩位研究者根據(jù)研究主題共同編寫(xiě)包含描述項(xiàng)和效應(yīng)值統(tǒng)計(jì)項(xiàng)的編碼手冊(cè)。描述項(xiàng)包含作者、年份、文獻(xiàn)標(biāo)題、研究對(duì)象以及研究樣本的來(lái)源國(guó)、變量的評(píng)價(jià)方式等核心信息，效應(yīng)值統(tǒng)計(jì)值則是以相關(guān)系數(shù)r、回歸系數(shù)β和t值等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。此外，為避免編碼帶來(lái)的人為誤差，本文由兩位研究者分別對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行編碼，編碼結(jié)果一致性達(dá)89.47%，不一致的內(nèi)容主要是由于編碼失誤造成，對(duì)于編碼不一致的內(nèi)容，兩位編碼者通過(guò)勘正錯(cuò)誤的方式達(dá)成共識(shí)。另外，對(duì)同一個(gè)文獻(xiàn)中報(bào)告了多個(gè)人際信任與員工創(chuàng)造力之間相關(guān)系數(shù)的情況，本文采用以下方式編碼：①若相關(guān)系數(shù)來(lái)源于不同獨(dú)立樣本，則以每個(gè)相關(guān)系數(shù)作為獨(dú)立效應(yīng)值；②若相關(guān)系數(shù)屬于相同樣本總體，只是人際信任的不同維度與員工創(chuàng)造力或者員工創(chuàng)造力不同維度之間的相關(guān)系數(shù)，取效應(yīng)值的平均數(shù)進(jìn)行編碼；③對(duì)于只報(bào)告了標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)的文獻(xiàn)，按照Peterson 和Brown［57］的方法（r=β×0.98+0.05，r≥0；r=β×0.98-0.05，r＜0，其中r為相關(guān)系數(shù)，β為標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)，β∈［-0.5，0.5］），對(duì)標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)進(jìn)行轉(zhuǎn)化。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)驗(yàn)證

目前，組織管理研究領(lǐng)域元分析方法主要有Schmidt 和Hunter、Hedges 和Olkin 兩種，本文采用Hedges 和Olkin［58］的計(jì)算方法，綜合使用Piers Steel 教授在中山大學(xué)元分析工作坊和趙海臨博士在華東理工大學(xué)元分析工作坊分享的元分析軟件進(jìn)行計(jì)算，主要步驟如下。

圖1 效應(yīng)值漏斗圖

（一）出版偏倚分析

為解決出版偏倚問(wèn)題，在元分析前需要進(jìn)行效應(yīng)值檢驗(yàn)。出版偏倚是指由于研究者不能完全獲取全部的研究資料所造成的結(jié)果偏倚。解決這一問(wèn)題較為直觀的是使用漏斗圖。根據(jù)漏斗圖原理，如果各效應(yīng)值較為對(duì)稱(chēng)地聚集在平均效應(yīng)值兩邊則說(shuō)明研究不存在發(fā)表性偏倚的問(wèn)題。從圖1 的分布情況來(lái)看，大部分研究都較為均勻地分布在中線兩側(cè)，說(shuō)明本文存在出版偏倚的可能性較小。

另外，為了更加精確地估計(jì)出版偏倚的風(fēng)險(xiǎn)，本文還采用失安全系數(shù)從定量角度檢測(cè)出版偏倚水平，其原理是計(jì)算為使研究結(jié)果達(dá)到不顯著水平仍需要找到的未出版文獻(xiàn)的數(shù)量，系數(shù)值越大越好。從表1 可知，人際信任與員工創(chuàng)造力之間各個(gè)對(duì)應(yīng)關(guān)系的失安全系數(shù)均滿足大于5k+10 的標(biāo)準(zhǔn)［59］，表明為使結(jié)果達(dá)到不顯著水平需要找到的未出版文獻(xiàn)數(shù)量均較大。因此，可以認(rèn)為本文的分析結(jié)論是可靠的。

表1 出版偏倚分析結(jié)果

（二）效應(yīng)值轉(zhuǎn)化

首先，通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)誤差公式對(duì)編碼或通過(guò)回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化后的相關(guān)系數(shù)轉(zhuǎn)化為費(fèi)雪Z值，解釋相關(guān)系數(shù)分布的不均勻：

其中：ESzr表示轉(zhuǎn)化后的費(fèi)雪Z值；ESr表示兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)。

然后，將抽樣標(biāo)準(zhǔn)誤方差的倒數(shù)作為權(quán)重，對(duì)費(fèi)雪Z值進(jìn)行加權(quán)平均：

最后，將其轉(zhuǎn)換回最終效應(yīng)值的相關(guān)系數(shù)：

（三）同質(zhì)性檢驗(yàn)和主效應(yīng)檢驗(yàn)

元分析中，對(duì)于同質(zhì)性檢驗(yàn)，通常使用Q值和I2兩個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來(lái)評(píng)估樣本異質(zhì)性水平。當(dāng)Q＞k-1，I2＞0.6，且p值達(dá)到顯著性水平時(shí)，表明樣本是異質(zhì)的，使用隨機(jī)效應(yīng)模型，否則使用固定效應(yīng)模型（下同）［60］，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2 。從表2 可以看出，人際信任、領(lǐng)導(dǎo)信任、同事信任與員工創(chuàng)造力同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯著性都小于0.05，Q值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于自由度d（fQ）［d（fQ）=k-1］，I2均大于0.6，說(shuō)明樣本都是異質(zhì)的，均采用隨機(jī)效應(yīng)模型。同時(shí)，I2數(shù)值也表明可能存在一些調(diào)節(jié)因素影響它們之間關(guān)系的強(qiáng)弱。以人際信任與員工創(chuàng)造力相關(guān)性的同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果為例，I2值為95.20%，表明元分析中95.20%和4.80%的觀察變異分別由效應(yīng)值的真實(shí)差異和隨機(jī)誤差所導(dǎo)致。

表2 中，人際信任與員工創(chuàng)造力整體的相關(guān)系數(shù)為0.34，且點(diǎn)估計(jì)在95%CI 顯著，說(shuō)明人際信任與員工創(chuàng)造力之間存在顯著的正向中等強(qiáng)度相關(guān)關(guān)系。另外，感知到領(lǐng)導(dǎo)的信任與員工創(chuàng)造力之間的效應(yīng)值（0.38）、同事間相互信任與員工創(chuàng)造力之間的效應(yīng)值（0.36）都大于信任領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)造力之間的效應(yīng)值（0.30），且在置信區(qū)間內(nèi)顯著。因此，H1、H2、H3 均得到驗(yàn)證。

表2 同質(zhì)性檢驗(yàn)和主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本文分析了同源偏差程度、年齡、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)文化背景4 個(gè)調(diào)節(jié)變量，在分析同源偏差的調(diào)節(jié)作用時(shí)，根據(jù)人際信任、員工創(chuàng)造力兩個(gè)主變量的評(píng)估數(shù)據(jù)是否來(lái)自同一被調(diào)查者來(lái)區(qū)分同源偏差的高低程度，來(lái)源于同一被調(diào)查者定義為同源偏差高，反之則為低。在分析年齡因素的調(diào)節(jié)作用時(shí)，將獨(dú)立研究中60%以上樣本低于30 歲的研究歸類(lèi)于“新生代”，獨(dú)立研究中60%以上樣本高于30 歲的研究歸類(lèi)于“年長(zhǎng)”。在社會(huì)文化背景的調(diào)節(jié)作用分析時(shí)，將中國(guó)（包括臺(tái)灣）、韓國(guó)、印度、巴基斯坦歸于東方文化背景，美國(guó)、愛(ài)爾蘭、烏克蘭、荷蘭、土耳其、高加索地區(qū)歸于西方文化背景。而在國(guó)家發(fā)展程度分析時(shí)，根據(jù)2018 年聯(lián)合國(guó)頒布的《人類(lèi)發(fā)展報(bào)告》中的發(fā)展指數(shù)排名，將美國(guó)、韓國(guó)、愛(ài)爾蘭、荷蘭、土耳其、中國(guó)臺(tái)灣歸于“高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平國(guó)家（地區(qū)）”，中國(guó)（除臺(tái)灣外）、高加索地區(qū)、印度、巴基斯坦和烏克蘭歸于“低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平國(guó)家”。

從表3 可知，同源偏差程度、年齡、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及社會(huì)文化在人際信任和員工創(chuàng)造力之間的調(diào)節(jié)作用的p值均達(dá)到顯著性水平，即4 個(gè)調(diào)節(jié)因素在其中的調(diào)節(jié)作用均顯著：①同源偏差高時(shí)的效應(yīng)值（0.39）大于同源偏差低時(shí)的效應(yīng)值（0.27）；②人際信任對(duì)創(chuàng)造力的促進(jìn)作用在新生代員工群體中的效應(yīng)值（0.41）大于年長(zhǎng)群體中的效應(yīng)值（0.25）；③東方文化背景下人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的效應(yīng)值（0.36）大于西方文化背景下的效應(yīng)值（0.19）；④經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低國(guó)家背景下的效應(yīng)值（0.35）大于國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高背景下的效應(yīng)值（0.30）。因此，H4、H5、H6、H7 均得到了驗(yàn)證。

表3 人際信任與員工創(chuàng)造力的調(diào)節(jié)分析

四、結(jié)論與討論

針對(duì)人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系存在比較豐富實(shí)證研究但觀點(diǎn)不一的現(xiàn)狀，本文利用元分析方法，綜合檢驗(yàn)了組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用機(jī)制，得出如下結(jié)論：人際信任能夠顯著促進(jìn)員工創(chuàng)造力，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任、同事之間的相互信任較信任領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)造力的影響都大；同源偏差程度、年齡、國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)文化均顯著調(diào)節(jié)了人際信任與員工創(chuàng)造力的作用關(guān)系，當(dāng)數(shù)據(jù)來(lái)源于同一個(gè)體時(shí)，得到的人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力影響水平更高；較年長(zhǎng)群體，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的促進(jìn)作用在新生代群體中更為顯著；東方文化背景下人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用強(qiáng)度要高于西方文化背景；發(fā)展水平低的國(guó)家中，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用要大于發(fā)展水平高的國(guó)家。本文在為理解組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力作用機(jī)制提供整合視角的同時(shí)，也為解釋現(xiàn)有相關(guān)研究中結(jié)論存在差異的潛在原因提供了大樣本的穩(wěn)健解釋。本文的結(jié)論對(duì)相關(guān)理論研究和實(shí)踐也具有一定的借鑒價(jià)值。

（一）主效應(yīng)討論

關(guān)于信任的討論是一個(gè)跨學(xué)科、多角度，但卻彌久如新的話題，在組織與管理研究中亦是如此。著名管理學(xué)家斯普倫格［61］曾把信任、權(quán)力和金錢(qián)并稱(chēng)為企業(yè)組織三大主導(dǎo)因素。本文收集多個(gè)國(guó)家、不同時(shí)間段、不同來(lái)源的實(shí)證樣本，采用更具整合性的元分析方法，證實(shí)組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力之間存在中等強(qiáng)度的正相關(guān)關(guān)系（r=0.34），進(jìn)一步夯實(shí)了組織內(nèi)人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力有促進(jìn)作用的實(shí)證基礎(chǔ)，也在一定程度上彌合了針對(duì)二者關(guān)系的研究分歧。此外，本文還證實(shí)了組織內(nèi)感知到領(lǐng)導(dǎo)信任、同事之間的相互信任分別與信任領(lǐng)導(dǎo)兩種不同類(lèi)型的人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力促進(jìn)作用的差異性，比較而言，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任、同事間相互信任對(duì)員工創(chuàng)造力的積極作用都較信任領(lǐng)導(dǎo)大。雖然目前本文尚未找到與此有關(guān)的直接文獻(xiàn)證據(jù)，但有研究表明，感知到領(lǐng)導(dǎo)信任和信任領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績(jī)效的影響會(huì)因?yàn)樾湃坞p方的之間的不同而產(chǎn)生差異［15］。這也是領(lǐng)導(dǎo)—成員交換理論的一種驗(yàn)證。由于組織內(nèi)部資源有限，領(lǐng)導(dǎo)會(huì)優(yōu)先滿足自己角色期望的下屬。而一旦這種信任被下屬感知，下屬會(huì)對(duì)自我產(chǎn)生積極的自我評(píng)價(jià)，領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間也就從原來(lái)的經(jīng)濟(jì)性交換關(guān)系變?yōu)榧劝?jīng)濟(jì)性又有社會(huì)性的復(fù)雜交換關(guān)系，體現(xiàn)在不僅包括資源的交換，還包括情感心理的交換。這種基于信任的交換關(guān)系必然會(huì)帶來(lái)員工的高創(chuàng)造力。而下屬的單方面信任在得不到領(lǐng)導(dǎo)的期望時(shí)，創(chuàng)造力會(huì)受打擊而發(fā)揮受限。另外，組織成員間的信任可以推動(dòng)組織內(nèi)形成系統(tǒng)性領(lǐng)導(dǎo)（systemic leadership），并對(duì)激發(fā)員工的創(chuàng)造性思維產(chǎn)生內(nèi)在激勵(lì)性［62］，也可以視為信任的雙向性和雙方垂直距離縮小，信任對(duì)績(jī)效促進(jìn)作用越強(qiáng)的觀點(diǎn)在員工創(chuàng)造力上的一個(gè)表現(xiàn)。另一個(gè)可能的解釋是來(lái)自中國(guó)的樣本占到大多數(shù)，納入元分析的56 個(gè)獨(dú)立樣本中，以中國(guó)（不包含中國(guó)臺(tái)灣樣本）為研究對(duì)象的樣本就有38 個(gè)，占到總樣本的2/3。中國(guó)是一個(gè)“關(guān)系”社會(huì)，領(lǐng)導(dǎo)和同事對(duì)員工個(gè)人來(lái)說(shuō)從來(lái)都不是兩個(gè)具有同等影響力的對(duì)象，在信任上亦是如此。在有著上下級(jí)權(quán)力和控制結(jié)構(gòu)的領(lǐng)導(dǎo)—下屬關(guān)系中，縱向的信任領(lǐng)導(dǎo)可能更多的是在制度或工作行為上認(rèn)可領(lǐng)導(dǎo)，而來(lái)源于同事的橫向信任則更能滿足員工的心理訴求，促進(jìn)雙方形成互惠依賴(lài)和知識(shí)分享的心理契約模式［63］，營(yíng)造更有利的創(chuàng)新氛圍，進(jìn)而達(dá)到更好的創(chuàng)造力激發(fā)效果。這一結(jié)論對(duì)企業(yè)實(shí)踐也有啟示，即企業(yè)在激發(fā)員工創(chuàng)造力的信任氛圍建設(shè)上，既要強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的轉(zhuǎn)變，突出員工與領(lǐng)導(dǎo)具有更高信任水平的變革型領(lǐng)導(dǎo)［64］的地位，也應(yīng)該重視同事間自發(fā)性信任的形成和加深。另外，對(duì)于員工的期望也要及時(shí)回應(yīng)，否則其會(huì)由于自身沒(méi)有得到領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)注而產(chǎn)生嫉妒心理，因而帶來(lái)消極影響。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)討論

在組織創(chuàng)造力研究上，一些研究開(kāi)始關(guān)注如何通過(guò)影響情境層面因素激發(fā)創(chuàng)造力［4］。可是在組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系研究上，對(duì)情境因素，尤其是宏觀情境因素的作用關(guān)注也很少，本文關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析可以視為對(duì)這一研究缺憾的彌補(bǔ)。雖然嚴(yán)格來(lái)說(shuō)，本文分析的同源偏差程度不能算是一個(gè)調(diào)節(jié)因素，但它有助于解釋導(dǎo)致現(xiàn)有研究分歧的一些原因，對(duì)如何更好地評(píng)價(jià)員工創(chuàng)造力也有借鑒價(jià)值。

本文證實(shí)，同源偏差程度高的研究中，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用更加顯著，反映了數(shù)據(jù)來(lái)源的單一性難以保證評(píng)估的客觀性，同源數(shù)據(jù)的自我增強(qiáng)效應(yīng)有可能導(dǎo)致更高的相關(guān)性水平。雖然也存在采用他評(píng)方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集時(shí)，如果評(píng)定者對(duì)評(píng)定對(duì)象所了解的信息較為片面，評(píng)定結(jié)果也會(huì)與實(shí)際不符［65］的質(zhì)疑，但本文的結(jié)果表明在針對(duì)員工創(chuàng)造力的調(diào)查中，還是應(yīng)當(dāng)盡量選擇多來(lái)源的數(shù)據(jù)收集渠道，減少因?yàn)橥雌顔?wèn)題所帶來(lái)的測(cè)量誤差。

元分析結(jié)果顯示，年齡因素在人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用得到了驗(yàn)證，新生代員工群體中，人際信任對(duì)創(chuàng)造力的作用更為顯著。本文認(rèn)為，造成該現(xiàn)象的原因可能在于：

（1）新生代員工處于成長(zhǎng)期，其工作內(nèi)在動(dòng)機(jī)的成就動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，有更強(qiáng)的自尊需求，而人際信任能夠帶來(lái)積極的信息，使得員工產(chǎn)生積極的自我評(píng)價(jià)，社會(huì)比較理論觀點(diǎn)認(rèn)為個(gè)體會(huì)進(jìn)行同化比較，意味著自我評(píng)價(jià)靠近渴望獲得的結(jié)果。因而強(qiáng)內(nèi)在自尊和工作動(dòng)機(jī)的新生代員工會(huì)在信任機(jī)制下表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。

（2）創(chuàng)新活動(dòng)意味著較大的風(fēng)險(xiǎn)，而隨著年齡的增長(zhǎng)，年長(zhǎng)員工重新學(xué)習(xí)一項(xiàng)新技能變得更加困難，因此，即使在高信任氛圍中也希望保持穩(wěn)定而不是冒險(xiǎn)創(chuàng)新。而新生代員工為獲得更加寬廣的發(fā)展機(jī)會(huì)和積累豐富的工作知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，其更加希望通過(guò)創(chuàng)新活動(dòng)來(lái)提升自我和得到組織的認(rèn)可，因而在人際信任的作用下會(huì)表現(xiàn)出更高的創(chuàng)造力。

國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)文化在人際信任與員工創(chuàng)造力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用都得到了驗(yàn)證，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低、東方文化背景的國(guó)家樣本中，人際信任對(duì)員工創(chuàng)造力的作用較經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、西方文化背景的國(guó)家更大。對(duì)此一個(gè)可能的原因的是西方國(guó)家和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的國(guó)家在組織制度建設(shè)上更加完善，對(duì)員工創(chuàng)造力的激發(fā)更多地是靠工作和制度激勵(lì)，帶有一定“人情味”的人際信任發(fā)揮的作用也許有限。然而對(duì)更看重人際關(guān)系的東方文化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的國(guó)家來(lái)說(shuō)，人與人之間關(guān)系的緊密程度對(duì)員工工作上的主動(dòng)性和積極性影響更大，這種影響最終反映在問(wèn)卷調(diào)查方式獲得的創(chuàng)造力評(píng)價(jià)上，就是人際信任與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)聯(lián)性也更高。當(dāng)然還有一種可能，就是本文篩選出的獨(dú)立樣本中，以中國(guó)（不包含中國(guó)臺(tái)灣樣本）為研究對(duì)象的樣本占到2/3，作為典型的東方文化代表和體量最大的發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)的人際關(guān)系比西方的概念復(fù)雜得多。對(duì)于中國(guó)人而言，關(guān)系因素優(yōu)先于個(gè)人因素，人際關(guān)系是人際信任的基礎(chǔ)，而且中國(guó)的人際信任經(jīng)常把能力和人品信任混為一體［20］。換言之，中國(guó)情境的組織里，能夠獲得領(lǐng)導(dǎo)和同事信任的人通常能力和人品都比較優(yōu)秀，他們的創(chuàng)造力自然也較高。一方面，中國(guó)情境下的組織中存在差序式領(lǐng)導(dǎo)模式，其對(duì)員工創(chuàng)造力具有重要影響，而且組織中的人際信任會(huì)隨著文化的“差序格局”呈現(xiàn)出“差序性”特征［66］；另一方面，當(dāng)個(gè)體不能在處理同事關(guān)系的過(guò)程中盡到信任的義務(wù)，那么他就會(huì)失信于網(wǎng)絡(luò)中其他的個(gè)體，很難再?gòu)钠渌蓡T那里獲得幫助［67］，從而失去產(chǎn)生創(chuàng)造力所需的上級(jí)支持和同事協(xié)作。當(dāng)然還有一點(diǎn)，就是在組織內(nèi)人際信任與員工創(chuàng)造力的作用關(guān)系上，文化背景和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以獨(dú)立作用，也可以聯(lián)合作用。例如，同受東方文化影響深厚的中國(guó)和韓國(guó)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，上述作用機(jī)制就存在差異［68］。本文得出的這一結(jié)論對(duì)中國(guó)企業(yè)意義更明顯，即企業(yè)在激發(fā)員工創(chuàng)造力的實(shí)踐時(shí)，應(yīng)該注重從文化機(jī)制角度進(jìn)行思考和設(shè)計(jì)，不能完全照搬西方的理論和模式，而應(yīng)該考慮中國(guó)文化的背景和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平。

五、不足與展望

盡管本文對(duì)人際信任與創(chuàng)造力之間的影響作用進(jìn)行了定量的綜合分析，但仍存在局限性：第一，由于作者能力有限，本文僅限于中文和英文兩種文獻(xiàn)，而且一些實(shí)證研究沒(méi)有報(bào)告描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，不能納入元分析中，損失了部分研究樣本。第二，受文獻(xiàn)和樣本數(shù)量、研究方法的限制，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理時(shí)，本文借鑒以往學(xué)者處理多維度變量時(shí)常用的效應(yīng)值取平均數(shù)的方法，可能會(huì)對(duì)效應(yīng)值的精確性帶來(lái)一定不利影響。第三，信任是一種情境依賴(lài)的收益（context-dependent payoffs）［69］，不同情境下的信任導(dǎo)致的后果也可能不同，本文在考察調(diào)節(jié)變量時(shí)，結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性只納入了同源偏差、年齡、社會(huì)文化和國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平四個(gè)方面的影響，其他的因素如信任的細(xì)分維度、企業(yè)所有制類(lèi)型、人口統(tǒng)計(jì)特征等是否也具有調(diào)節(jié)效應(yīng)有待繼續(xù)探索。