个人-组织契合与员工创造力的关系：有中介的调节模型 *

金童林　陆桂芝　张　璐　李肖肖 　张　丽

(1　哈尔滨师范大学教育科学学院，哈尔滨 150025)　(2　兰州城市学院教育系，兰州 730070)(3　临沂经济技术开发区第二实验小学，临沂 276025)

1　引言

Zhou和George（2001）认为员工创造力是员工产生有关产品、服务、制造方法以及管理过程中新的或有潜在价值的想法。组织只有不断提高员工创造力，促进员工积极主动地参与到创新过程中，才能不断地开发出新产品、新服务或流程，实现组织创新（Isaksen & Treffinger，2004）。有学者认为，个人-组织契合的解释是出于“环境与人互动”的理论，是一种探讨组织情境与工作态度和行为的指导方针（Jansen & Kristof-Brown，2006）。研究表明，在创造力的领域中，人与组织契合（POF）在探讨人与组织的一致性间提供了一个合适的理论角度，然而很少研究进行检验（Saraç，Efil，& Eryilmaz，2014）。Oldham 和Cummings（1996）认为，当处在一个受到支持以及没有控制的监督的环境下，具有创造性人格的员工对复杂的工作表现出最大化的创造力。然而，已有创造力文献中对个人-组织契合度与员工创造力的深入探讨鲜有研究，其中或直接研究人与组织契合对创造力的作用，如Spanjol，Tam和Tam（2015）；或探索个人与组织中影响创造力的成分，如Sen，Acar和Cetinkaya（2014）；或个人-组织契合与其他因素的交互作用，如与组织公民行为、组织承诺以及心理授权等（Farzaneh，Dehghanpour Farashah，& Kazemi，2014）。同时，在个人-组织契合与员工创造力关系的内在机制方面，都是单独研究创新自我效能感和工作激情的中介作用或调节作用，而未综合考察其共同在个人-组织契合与员工创造力关系中的影响。基于此，本研究在当代中国组织管理背景下，将个人-组织契合与创新自我效能感、工作激情整合在一起，综合考查个人-组织契合如何对创造力产生影响，探讨创新自我效能感在个人-组织契合影响员工创造力时的中介作用，并进一步检验工作激情的调节作用。

Bandura（1977）认为，创新自我效能感是个体对自己能否成功地完成某一项工作的预测，而预测是认知和行为的中介。在此观点启发下，越来越多的研究者开始关注个体创造力自我效能感的中介作用，如Gong，Huang和Farh（2009）发现，在变革型领导与员工创造力间的关系中，创新自我效能感发挥着中介作用；员工创新自我效能感在组织氛围与产生创新的构想中起中介作用（顾远东，彭纪生，2010）。个人-组织契合作为员工对工作组织的感知，其对创造力作用或许也是通过创新自我效能感的中介作用实现的。因此，本研究从个人-组织契合积极影响员工创新自我效能感以及创新自我效能感积极影响员工创造力两个方面对这一中介机制进行分析。具体而言，当员工的价值观、发展目标与组织的文化、企业目标相一致时，会使个体处于一种良好的状态，进而会倾向于相信自身能力，降低对目标完成的困难程度。因此，个人与组织良好的匹配会提高员工的效能感（徐悦，2014）。同时，有研究发现，个人-组织匹配对创新自我效能感有正向影响（张琳, 2015）。根据社会认知理论，激发个体行为的重要变量是自我效能感（Bandura，2001）。因此，在创新领域，众多研究开始探寻创新自我效能感与员工创造力之间的关系。Tierney和Farmer（2002）认为当员工创新自我效能感提升时，其对工作的自信心水平也会提高，进而对环境与行为的控制具有较高的信心。并有实证研究发现，创新自我效能感对员工创造力有正向影响（王永跃, 叶佳佳, 2015）。综上所述，当个体与组织有良好的匹配，在积极健康的组织环境下，会对自己从事创造性相关活动的能力比较有信心，进而表现出更高的创造力。因此，本文第一个目的是探讨创新自我效能感在个人-组织契合与员工创造力的关系中的中介作用。

近年来，更多的研究开始关注工作环境中的激情（李宏利，郁巧玲，2013）。从组织层面来讲，当个体将从事工作的外部动机向自己身份认同进行内化的时候，工作的激情也会随之产生（Vallerand，Paquet，Philippe，& Charest，2010）。当外在工作动机是控制性内化时，员工会因为各种压力而进行被迫工作，从而不利于创造力的发挥（秦伟平，赵曙明，2015）。在工作激情的模型中，激情常被理解为受外界环境影响而动态变化的内心体验，个人-组织契合作为员工感知到的外在环境，价值观是其中的一个重要指标，而不同的价值观会导致员工不同程度的工作激情水平。因此，工作激情能否发挥积极效应，有赖于个人与组织是否能够很好的契合（李宏利，郁巧玲，2013）。有研究表明，不同程度的工作激情水平。在员工感知到的组织环境中所起的作用不一样（Lavigne，Forest，& Crevier-Braud，2012），比如，高水平工作激情的员工，其外在工作动机如果是控制性内化，未能与组织达到良好的契合，那么员工创造力的水平就会下降；低水平工作激情的员工，当与组织达到良好的契合时，价值观的一致可能会使员工产生较高的创造力。因此，在个人-组织契合与员工创造力方面，工作激情可能起着重要的调节作用。对此，本研究的第二个目的是探讨工作激情在个人-组织契合与员工创造力之间的调节作用。

Woodman，Sawyer和Griffin（1993）的组织层面创造力交互理论认为，员工的创造力是环境、认知和动机等因素交互作用的结果。个人-组织契合是员工的外部环境因素，工作激情是员工创造力的认知和动机因素，因而个人-组织契合和工作激情会交互影响员工创造力。由Bandura（2001）的社会认知理论可知，个体、环境与行为组成的交互模式中，自我效能感是将外界环境作用传递到行为的关键因素，也是与行为差距最小的认知因素。相比较于个人-组织契合等外在环境变量，员工的创新自我效能感是与创造力距离最近的变量。对于工作激情程度较高的员工来说，与组织的契合可能来源于外部工作动机的控制性，会给个体内心或人际间带来巨大的压力以及不可控制的工作兴奋感，当员工进行自我评价时，降低了从事创造性活动的自信程度，从而不利于创造水平的充分发挥。因此，本研究的第三个目的是探讨工作激情的调节作用是否也能通过创新自我效能感这一中介变量发挥作用。

本研究基于以上所述的相关理论以及实证性结果，拟构建一个有中介的调节模型，并提出两个假设。假设1：个人-组织契合和工作激情都可以显著正向预测员工创造力，并且工作激情在个人-组织契合与员工创造力的关系中起调节作用；假设2：在个人-组织契合与员工创造力关系中，创新自我效能感起中介作用；同时工作激情在个人-组织契合与员工创造力中的调节作用也可能通过创新自我效能感间接地影响员工创造力。

2　研究方法

2.1　数据收集与样本描述

调查对象为300名企事业单位的员工，总共发放300份问卷。回收有效问卷223份，有效率为74.33%。在有效样本中，男性与女性分别占48.9%和51.1%；年龄中，25 岁及以下占42.2%，26 到 30 岁占 20.6%，31 到 35 岁占 7.6%，36 岁及以上占29.6%；受教育程度为初中及初中以下占4.0%，高中及中专占14.3%，大专占15.2%，本科占57.0%，硕士及以上占 9.4%；所在的部门中，生产部门占16.6%，综合部门占40.8%，研发部门占6.3%，财务部门占6.3%，营销/企划部门占30.0% ；在任职年限中，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员工创造力问卷

由Tierney，Farmer和Graen （1999）编制，单维结构。其已针对中国文化背景对个别项目进行适当改编，共7个条目。采用5点评分，从“完全不同意”到“完全同意”计分，得分越高表明创造力水平越高。通过验证性因子分析结果发现，各项拟合指标均达到可接受水平，表明员工创造力单因素结构模型与实际数据相吻合（χ2/df=2.44，χ2=29.25，df=12，RMSEA=0.08，CFI=0.98，TLI=0.97，IFI=0.98）。该量表的α系数为0.92。

2.2.2创新自我效能感问卷

由Tierney和Farmer（2004）编制，单维结构，共4个项目。采用5点评分，从“完全不同意”到“完全同意”计分，分数越高代表创新自我效能感越强。该量表的 α 系数为0.90。

2.2.3工作激情问卷

由Vallerand等（2003）编制，共14个条目，采用7点评分，从“完全不符合”到“完全符合”计分，分数越高代表工作越激情，该量表的信度系数为0.93。

2.2.4个人-组织契合度问卷

由杨硕（2008）修订，共26个条目，量表分为五个维度，分别是组织发展、组织文化、同事关系、组织支持和个人认同。采用5点评分，从“一次也没有”到“几乎每次”计分，分数越高表示个人与组织的契合度越高。该量表中各维度的内部一致性α系数分别是0.80、0.86、0.85、0.90、0.83，总量表的α系数为0.95。

2.3　数据处理

采用SPSS 22.0和Mplus 7.0对数据进行统计分析。首先，对数据可能存在的共同方法偏差进行统计检验。其次，对各变量进行描述性统计分析。最后，采用Mplus 7.0软件对本研究所构想的个人-组织契合与员工创造力间的有中介的调节模型进行验证。

3　结果

3.1　共同方法偏差检验

采用Harman单因素法进行共同方法偏差的检验（周浩，龙立荣，2004）。对所有的测量项目进行未旋转的探索性因素分析，结果有9个特征值大于1的公因子，且第一个公因子解释总变异量的31.53%，这小于 40% 的判断标准。因此不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2　描述性统计分析

如表1所示，列出了各研究变量的平均数、标准差和相关系数矩阵。在控制了性别、受教育程度、所在部门和工作经验后，在 p＜0.01水平上，个人-组织契合的五个维度、创新自我效能感、工作激情以及员工创造力之间的相关系数都达到了显著正相关。

表1　各变量的描述统计

3.3　有中介的调节效应模型检验

3.3.1工作激情发挥的有中介的调节效应检验

叶宝娟和温忠麟（2013）在Muller，Judd和Yzerbyt（2005）检验有中介的调节效应模型3个回归方程参数估计的基础上，提出一套完整的有中介的调节效应检验的依次回归程序，本研究依据他们提出的程序进行假设模型检验，所有检验通过Mplus7.0统计软件实现。

首先，建立工作激情在个人-组织契合与员工创造力之间的调节作用模型。检验结果表明，个人-组织契合对员工创造力具有显著的正向影响（t=4.67，p＜0.001）。个人-组织契合和工作激情的交互项对员工创造力的作用显著（t=-3.14，p＜0.01），说明工作激情在个人-组织契合对员工创造力的影响中起到了调节作用。验证了假设1。据此可以进行进一步的有中介的调节检验。

然后，构建个人-组织契合（X）、工作激情（U）、创新自我效能感（W）以及其交互项UX、UW与员工创造力（Y）的关系模型（图1）。数据对模型拟合良好（χ2=2.46，df = 1，χ2/df=2.46，CFI = 0.99，TLI = 0.97，RMSEA= 0.08，SRMR = 0.02）。由图1可知，个人-组织契合（X）对创新自我效能感（W）的效应显著（a1=0.20，t=3.11，p＜0.01），创新自我效能感（W）对员工创造力（Y）的效应显著（b1=0.66，t=11.56，p＜0.001），个人-组织契合（X）对员工创造力的直接效应显著（c'1=0.12，t=2.67，p＜0.01）。说明在个人-组织契合影响员工创造力的过程中，创新自我效能感起部分中介作用。

图1　混合模型图

使用偏差校正的百分位Bootstrap法计算a3b1、a3b2和a1b2的置信区间。a3b1的95%置信区间为[-0.26，-0.02]，a3b2的95%置信区间为[-0.02，0.04]，a1b2的95%置信区间为[-0.05，0.02]。由于a3b1的置信区间不包括0，所以个人-组织契合与员工创造力的关系是有中介的调节模型。由于工作激情（U）的直接调节效应不显著（c'3=0.02，t=0.41，p＞0.05），所以调节效应有完全中介。说明工作激情对个人-组织契合与员工创造力之间关系的调节作用是通过创新自我效能感中介实现的，即工作激情发挥的是有中介的调节作用。验证了假设2。

最后，为了更加翔实的说明工作激情起到的调节作用，本研究对其进行了简单斜率分析（图2）。结果表明，低水平工作激情的员工，个人-组织契合对创新自我效能感有显著的正向影响（β=0.66，t=2.98，p＜0.05），而高水平工作激情的员工，个人-组织契合对创新自我效能感的影响不显著（β=-0.14，t=-0.84，p＞0.05）。说明个人-组织契合同等程度的变化，在低水平工作激情的员工身上可能会产生创新自我效能感更大程度上的变化，即工作激情低的员工随个人-组织契合变化而积极变化的敏感性更高。

图2　工作激情作为个人-组织契合与创新自我效能感之间调节效应的简单斜率检验图

3.3.2有中介的调节效应检验结果

由表2可知，通过创新自我效能感这一中介变量，工作激情与个人-组织契合的交互项间接影响员工创造力，即个人-组织契合→创新自我效能感→员工创造力的前半路径受工作激情的调节。除此之外，在个人-组织契合对员工创造力的影响过程中，工作激情的调节效应c3为0.13，其中直接调节效应c'3为0.02，间接调节效应（c3-c'3）为0.10，则间接效应占了83.2%。这一有中介的调节模型，阐明了工作激情和创新自我效能感在个人-组织契合发挥积极作用过程中的角色，比较深入地揭示了个人-组织契合对员工创造力影响的作用机制。

4　讨论

4.1　创新自我效能感的中介效应

本研究发现，个人-组织契合可以正向地预测员工创造力，在个人-组织契合影响员工创造力的过程中，创新自我效能感发挥部分中介作用。这一研究结果与以往的研究一致，如Tierney等（1999）研究发现，个人与组织互动中，当人与组织就某一因素达成一致时，人的创造性最高。同时，创造性活动具有挑战并充满风险，当组织提供给个体较为安全的心理契合时，更有利于员工创造力的发挥。本研究使用的个人-组织契合度量表中的五个维度组织发展、组织文化、同事关系、组织支持、个人认同，分别与员工创造力有显著正相关。刘惠琴和张德（2007）认为，我国传统文化崇尚中庸哲学，人们一般不愿意主动展示创造性，除非受到组织明确的保障和支持。在集体主义文化下，当个体认同组织的文化，得到组织更多的鼓励与支持，才有可能愿意展示新的想法与主意。因此，当个体与组织达到高度契合时，能够显著地正向预测员工的创造力。Bandura（1977）认为创新自我效能感是员工进行创造力的必备条件，员工在面对充满挑战性的创造活动中，具有高自我效能感的员工对工作的自信水平比较高，对个体行为和环境的控制比较有信心，从而有助于新的想法的产生。由此可知，创新自我效能感不但是员工创造力的动因和基础，也是激发员工创造力的关键因素，它不仅受到个体与组织契合度的影响，而且有效地预测了个体的创造力，起到一个承上启下的作用。

表2　有中介的调节效应模型检验结果

4.2　工作激情的调节作用

工作激情是个人-组织契合影响员工创造力的重要边界条件，不仅可以直接调节个人-组织契合对员工创造力的影响，还可以通过调节个人-组织契合与创新自我效能感的关系间接影响员工创造力。工作激情之所以能够发挥调节作用，原因在于高工作激情的个体对自己是否与组织达到高契合的期望较低，他们并不奢求与组织发展同步，与同事建立亲近、平等的关系，如果现实中个体与组织达到良好的契合，受到组织的支持，就会超越他们的期望，进而对他们的创造力产生更大的影响。同时，也反映出员工的工作激情更多地处于被动的状态，所以激情对员工创造力并不会产生太强烈的积极影响。而创新自我效能感不一样，它更多地是连接着自我实现，这种发自内在动机的效能感会更利于创造力的产生，这也进一步解释了为什么人事部门努力提升各种待遇来提升员工对工作的激情，反而未见到显著地效果。所以个人与组织达到一定的契合，更有利于员工自我目标与公司目标达到一致性，这种内源性的归属感更有利于员工创造力的发挥。进一步也说明，当激情较低时，对企业来说，并不是一件不好的事情，可以通过提升员工创新自我效能感，促进员工创造力的产生。

4.3　实践启示

在我国传统文化氛围下，为有效促进在职员工创造性，组织应提供宽松与鼓励的环境，这有利于个体与组织达到契合，从而提升员工创造力。同时，管理人员在设定相应的管理措施时，一些外在的奖励措施可能会增加员工的激情，但是，如果过于注重外在奖励，员工的激情反而会不利于员工的创造力。然而，当改善措施，提高员工内在的创新自信心，而不是被迫投入更多的时间和精力时，反而更有益于员工的创造力。同时，为了使企业选拔有创造潜力的人才，开发具有针对性的中国员工创造力个人-组织契合量表是必要的。目前在国内基本形成了人与环境交互作用的研究视角，分别从员工组织因素（组织创新氛围）、个体特征（创新自我效能感）以及个体与环境因素的交互作用来探讨对员工创造力的影响。但未形成完善的体系，特别是当同时考虑工作激情和创新自我效能感，研究个人-组织契合度如何影响员工创造力的实证研究还不多见。在中国企业情境下，员工创造力会受到民族文化的影响，中国企业组织和员工更有其自身的特点，应开发出针对中国情境的员工创造力个人-组织契合的量表，并比较与国外量表（如Sen，Acar和Cetinkaya在2014年编制的创造力个人-环境契合表[PEFSC]）的差异（杨晶照，杨东涛，赵顺娣，姜林娣，2011），从而使企业更好地选拔创造型人才。

5　结论

本研究条件得出如下结论：（1）个人-组织契合对员工创造力有显著的正向预测作用，在个人-组织契合影响员工创造力的过程中，创新自我效能感发挥部分中介作用。（2）工作激情在个人-组织契合与员工创造力关系中发挥调节作用，对于低工作激情的个体，当个人与组织达到高契合时，反而有利于员工创造力的产生。（3）工作激情的调节作用通过创新自我效能感的中介实现，当工作激情较低时，个人-组织契合通过创新自我效能感的中介对其员工创造力产生更加积极的影响。

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