组织支持感与员工创造力

黄勇 杨洁 胡赛赛

摘 要：从自我提升视角出发，基于社会比较理论与社会交换理论，分析组织支持感影响员工创造力的过程机制，相对组织支持感的调节作用以及情感承诺与创造力之间的曲线关系。基于458份企业员工与主管的配对样本，研究结果表明：相对组织支持感显著正向调节了组织支持感与情感承诺之间的关系，情感承诺与员工创造力呈显著的倒U型关系，情感承诺在组织支持感与创造力关系之间起到了瞬时中介作用。研究结果拓展了对组织支持感的影响机制及其边界条件的分析，深化了情感承诺与员工创造力关系的检验。

关键词：组织支持感;相对组织支持感;情感承诺;创造力

文章编号：2095-5960（2020）05-0080-08;中图分类号：F272.2;文献标识码：A

一、引言

随着市场竞争的日益激烈，组织愈发依赖员工的创造力来推动组织创新和变革，以应对复杂多变的外部环境。员工创造力作为组织创新的微观基础，是指员工在工作中提出与产品、服务、工作流程等相关的新颖且有用的想法。[1]作为一项充满风险和不确定性的创新性活动，员工创造力的激发需要组织提供不同形式的鼓励、支持和奖励。[2]组织支持感反映了组织对员工贡献的认可及对员工福祉的关心[3]，表征了员工对组织支持的信念。部分实证研究表明，组织支持感在激发员工创造力的过程中发挥着积极的作用。[4，5]然而，组织支持感与员工创造力的关系仍存在争议。Zhang等的研究指出，组织支持感正向影响员工的创造力。[2]而Khazanchi & Masterson的實证研究发现，组织支持感与员工创造力的关系不显著。[6]同时，以往研究大都基于社会交换理论，认为组织支持感增强了员工对组织的义务感，为了回报组织的恩惠员工会形成积极的态度例如情感承诺[7，8]，进而表现出高的创造力或创新行为[4]。

虽然社会交换机制目前已得到大量研究的支持，但是研究者对组织支持感影响员工态度和行为的其他心理机制仍缺乏深入探析[9]。组织支持感蕴含着组织对员工的评价，会影响员工对自我价值的感知[8-10]，而这与个体的自我提升动机相关[7，10]。当员工对自己在组织中的价值或地位的感知良好时，很可能产生对组织目标的认同和情感投入[10]，因此自我提升过程也是组织支持感影响员工态度的重要机制[7]。另外，Rhoades & Eisenberger [8]的元分析显示，组织支持感与情感承诺关系的强度在不同研究间存在异质性。这意味着组织情境因素可能影响了二者之间的关系。[2]已有文献常常暗含员工是独立地对组织的支持进行评价并做出反应，而忽视了组织支持感的形成会受到组织中其他社会信息的影响。[11]近期的研究指出，为了确认自身的价值和地位，员工经常通过社会比较来判断，相比参照群体自己获得的组织支持是否高于群体成员的平均水平[12]，即通过相对组织支持感来实现对自我的积极认知。相对组织支持感代表了员工评价组织支持时的重要社会信息，会影响员工对其在组织中相对地位或价值的认知[13，14]，能够促进或阻碍员工的自我提升，因而调节了组织支持感与员工承诺的关系。

此外，研究者对情感承诺与创造力关系的探索也不够深入。情感承诺是影响员工创造力的动力因素。[4]但Randall曾指出，过高的组织承诺会抑制个体的创造力与创新。[15]这意味着情感承诺的影响可能存在“过犹不及”效应。[16]基于此，本文将依据自我提升视角、社会比较理论和社会交换理论，实证分析相对组织支持感对组织支持感与情感承诺关系的调节作用，情感承诺与创造力关系的倒U型关系，以及情感承诺的中介作用（如图1），以期深化对组织支持感影响员工态度与行为的心理机制的探析，丰富情感承诺与创造力关系的理论分析，进而为组织管理实践提供启示。

二、理论基础和研究假设

组织支持理论认为，为了满足社会情感需求和判断组织是否会对自己的努力做出回报，员工会形成一种有关组织重视其贡献并关心其福祉的信念，即组织支持感[3，9]。组织支持感建立在员工对组织的人格化基础上，来源于个体对影响他们的组织政策、程序、规则、行动的体验和动机归因。[3]高的组织支持感反映了组织对员工的积极导向，员工则会表现出积极的态度与行为。大量研究表明，组织支持感正向影响员工的工作态度、任务绩效和角色外行为。[7，8]然而，已有研究通常将组织支持感视为员工与组织之间的二元对偶（Dyadic）关系[14]，关注员工自身获得的组织支持的“绝对值”及其对员工的态度或行为影响。而在工作情境中，员工在判断组织对自己的关心和支持时，社会信息或社会影响同样起到了重要作用。

同时，由于组织支持感是员工对组织对待他们的方式和质量的一种主观评价。这种评价因缺乏组织支持应该达到什么程度的客观标准，使得员工更可能通过社会比较来判断自己是否得到了组织的良好对待[13，17]。社会比较理论指出，当缺乏客观标准时，个体会通过与相似的他人进行比较，以评价自己的能力、意见和相对地位。[17]在组织情境中，这种相关的标准通常是员工的直接参照群体，即同事。[12]员工与同事每天都面对相同的领导、事件和实践，且同事间频繁的互动使得容易通过正式或非正式的方式，例如观察和交谈来获得足够的社会信息，因而同事常常是员工进行社会比较的对象。但是与少数几个同事进行社会比较来判断自己的相对地位或价值难以提供有效的信息，所以人们倾向于选择群体整体或群体平均水平作为参照点，来判断相较于平均水平，他们自己是否变得更好或更差。[18]应用到组织支持的评价过程中，员工通过与群体成员相比较而形成的有关组织支持程度的认知就是相对组织支持感。[13]因此，相对组织支持感是指员工对关于与群体成员平均支持水平相比他们获得的组织支持的评价。[13，14]迄今，相对组织支持感的实证研究还很少，仅有的研究检验了相对组织支持感对组织承诺和组织支持感的直接影响，缺乏实证分析组织支持感与相对组织支持感同时对员工情感承诺的影响。

（一）组织支持感、相对组织支持感与情感承诺

情感承诺是指个体对组织目标和价值观的认同、情感依恋以及投入组织的程度。[19]作为一种工作态度，情感承诺的形成更多来自员工的积极工作经历。大量研究表明，组织支持感能够有效预测员工的情感承诺。但是以往研究大都依据社会交换理论来阐释组织支持感对情感承诺的影响，而对自我提升的解释机制的探究不足。近期的研究指出，组织支持感导致情感承诺的心理机制包括社会交换与自我提升过程。[7]自我提升理论是指人们具有尽可能正面或积极地看待自己的动机。[20]组织支持感传递出组织对员工认可和尊重的信号，确认了员工在组织中的价值和地位，有助于提高员工的自我价值、能力感知或自尊[9，10]，从而促进了员工的自我提升。当工作情境维持或提高了个体对自我的积极认知时，个体更可能将自我投入这个情境中。相反，个体则倾向于从威胁到积极自我认知的情境中退出，包括心理与情感上的退出。[20]因此，组织支持感通过增强员工的自我提升，使得员工将情感投入到组织中，进而提高了对组织的情感承诺。[10]然而，为了确认自我的价值和地位，维持对自我的积极认知，员工不仅依据自己实际获得的组织支持，而且会通过社会比较来实现。社会比较的主要功能是服务于个体对自身地位的认知以及促进自我提升。[18]在组织情境中，员工经常利用社会比较来判断自己在组织中的“相对位置”。相对组织支持感传递出员工在组织中的“相对地位”。[13]当员工认识到组织为其提供的帮助和支持小于所属群体的平均水平时，他们会认为自己在组织中并未受到充分地重视，并可能产生相对剥夺感，而个体更喜欢获得相比他人更具有优势的结果。[12]较低的相对组织支持感因而负向影响了员工对自我价值的认知，这不利于个体的自我提升，进而降低了组织支持感对情感承诺的正向影响。相反，当员工感知到组织提供的支持高于所属群体的平均水平时，认为对组织而言他们是十分重要的[14]，他们得到了组织特别的支持和关心，并在组织中享有较高的社会地位，这促进了员工的自我提升，从而会增强组织支持感对情感承诺的积极影响。基于上述分析，本文提出以下假设。

H1：相对组织支持感调节了组织支持感与情感承诺之间的关系，当相对组织支持感高时，组织支持感对情感承诺的正向影响较强。

（二）情感承诺与创造力的曲线关系

情感承诺是员工任务绩效、组织公民行为[21]、创造力或创新行为的重要前因[4]。然而，已有大多数研究都暗含了情感承诺总是会带来积极结果的假设。Randall较早地指出，员工过高的组织承诺可能会阻碍其创造力。[16]Meyer & Maltin在系统回顾员工承诺的研究后也指出，过高的情感承诺可能会产生负面影响，但是研究者目前还未对情感承诺的负面结果给予足够的关注。[22]情感承诺表征了员工与组织之间的社会交换关系。较低的情感承诺意味着员工与组织之间社会交换关系的质量较低，根据社会交换理论与互惠法则，员工没有很强的动力去表现出更多有利于组织的行为，而更可能从事满足持续雇佣要求的活动，或者仅仅表现出角色内行为。[21]而创造力通常被视为员工的角色外行为，较低的情感承诺降低了员工对组织的奉献与责任感，因而不利于员工创造力的发生。但是，过高的情感承诺也可能会抑制员工的创造力。一方面，过高的情感承诺反映了员工与组织之间存在高质量的社会交换关系，这引发了高的义务感，为了回报组织、平衡交换关系和提高自我形象，过高的义务感促使员工投入大量的时间和精力来提高工作绩效，特别是任务绩效，因为此时员工的行为更多受外部因素调节，并且任务绩效构成了雇佣关系的基础。[5]这样将会消耗员工过多的个人资源，并可能带来压力或倦怠。員工提出创新性观点常常蕴含着风险，需要投入额外的资源[1]，个体资源的过度损耗从而会降低其创造力。另一方面，过高的情感承诺意味着员工对组织目标和价值观的高度认同以及高的情感依恋。[22]过高的组织认同和情感依恋使得员工对组织中存在的问题持有高的容忍度[23]，或者倾向于遵守现状，不希望进行改变。Randall明确指出，过高的承诺使得员工容易盲目地遵守组织中的规则。[16]员工对组织中存在的问题或不满的高接受度会阻碍其创造力，因为他们没有很强的动机去采取行动来解决工作中出现的不满意或问题[1，24]，而创造力常常产生于个体解决工作相关问题的过程之中或由问题直接触发[1]。因此，中等水平的情感承诺可能最有利于员工创造力的发生，此时员工借由良好的社会交换关系可以获得组织的资源支持和帮助，为了回报组织的支持，他们会通过提出创新性的观点来帮助组织实现目标。同时，中等水平的情感承诺带来了积极情感[8]，而积极情感能够促进员工的创造力。基于上述分析，本文提出以下假设。

H2：情感承诺与创造力呈倒U型关系，当情感承诺处于较低与较高水平时，员工的创造力较少，中等水平的情感承诺下，员工的创造力较多。

（三）情感承诺的中介作用

如前所述，组织支持感增强了员工对自我价值的积极认知，满足了员工的自我提升动机[9，10]，使得员工更认同组织的目标并产生情感依恋，从而促进了对组织的情感承诺[7]。Meyer & Allen指出，组织中能够使员工感到舒适并增强其能力感知的工作经历会促进员工对组织的情感承诺。[20]Kurtessis等的元分析也指出，自我提升是解释组织支持感影响情感承诺的重要机制。[7]而情感承诺代表了员工与组织之间的心理联结。[16]中等水平的情感承诺能够促进员工通过创造性地工作来回报组织的支持[4]，过低的情感承诺则降低了员工开展创新活动的动力，过高的情感承诺不仅会消耗员工的心理资源，而且使员工容易忽视工作中存在的问题，盲目地信任组织，员工因创新能力与动机的不足而表现出较低的创造力。由此，本文提出以下假设。

H3：情感承诺非线性地中介了组织支持感与创造力之间的关系。

三、研究方法

（一）研究样本和程序

研究数据来源于北京、上海、广州、南京等城市的43家企业的员工及其直接主管，调查企业涉及金融、电子、生物科技等行业。调查企业的员工在开展工作时常常需要解决一些非结构化问题，所在组织也鼓励和支持员工创造性地工作，并提供了一定的政策与资源支持。在调查之前，研究者首先与目标企业的管理者取得联系，在获取支持后，将打印整理好的问卷邮寄给企业的联系人，并附上详细的问卷填写指南。为了确保配对成功，主管与下属的问卷均有相应的编号，并要求每位主管最多可以评价7名直接下属。同时，研究者通过电话、邮件等方式多次与企业联系人进行沟通，最后由企业的联系人将填写好的问卷邮回至研究者。

通过便利抽样，先后共回收员工问卷505份，主管问卷97份，剔除部分无效问卷后，最终获得有效问卷458份，共96个团队，平均每个团队有4.72人，有效率为90.69%。在有效的员工样本中，女性占47.81%，男性占51.18%;调查对象的年龄在21～30岁之间的占33.8%，31～40岁的占41.5%，41～50岁的占19.7%，51～60岁的占4.6%;高中及以下学历的占6.3%，专科占13.5%，本科占63.3%，硕士占15.9%，博士占0.9%;普通员工占73.4%，基层管理者占19.0%，中层管理者占7.2%，高层管理者占0.4%;参加工作的时间1年以下的占5.2%，2～4年的占19.0%，5～7年的占18.6%，8～10年的占12.4%，11～15年的占16.8%，16年以上的占27.9%。

（二）测量工具

本研究所采用的测量工具均来自国外文献，且在中国组织情境的实证研究中被多次使用过。按照翻译再回译的程序，研究者将所有问卷翻译成中文，并对部分题项的表述进行了修改。所有量表均采用李克特6点计分。

1. 组织支持感，采用Lambert改编的量表[24]，包含8个条目，由员工进行评价。示例条目如：公司会考虑我的目标和价值观。该量表的内部一致性α系数0.924。

2. 相对组织支持感，基于Vardaman等对相对组织支持感的操作性定义[13]，采用Vardaman等提出的相对组织支持感的测量方法[13]使用个体的组织支持感减去团队成员平均的组织支持感之后得到的分数来代表相对组织支持感。

3. 情感承诺，采用Tsui等修订后的9个条目量表[25]，由员工进行评价。示例条目如：为了公司的成功，我愿意付出额外的努力。该量表的内部一致性α系数为0.926。

4. 创造力，采用Zhou & George编制的13个条目量表 [1]，由主管进行评价[6]。示例条目如：下属会提出实现目标的新办法。该量表的内部一致性α系数为0.952。

5. 控制变量：为了排除其他的替代解释机制，依据创造力相关研究[1]，选取性别、年龄、教育程度及工作年限为控制变量。

四、数据分析与结果

（一）验证性因子分析

本研究所有变量均为单维度构念，为了检验组织支持感、情感承诺和创造力三个潜变量的区分效度，采用Mplus8.0软件进行了一系列的验证性因子分析。验证性因子分析的结果如表1所示，三因子模型的拟合指标（χ2=1592.03，RMSEA=0.08，CFI= 0.89，TLI=0.89，SRMR=0.05）较好，且优于其他几个替代模型，这表明变量测量具有良好的区分效度。

（二）描述性统计分析

变量的均值、标准差和相关系数如表2所示，组织支持感与相对组织支持感显著正相关（r=0.786，p<0.01），与情感承诺显著正相关（r=0.412，p<0.01），与创造力显著正相关（r=0.385，p<0.01）。相对组织支持感与情感承诺显著正相关（r=0.353，p<0.01），与创造力显著正相关（r=0.304，p<0.01）。情感承诺与创造力显著正相关（r=0.354，p<0.01）。

（三）假设检验

本文采用层级回归分析方法进行假设检验。在回归分析时，为了减少多重共线性问题，将自变量和调节变量进行标准化处理再相乘得到交互项。首先，检验假设1，把情感承诺作为因变量，组织支持感作为自变量，依次将员工的年龄、性别、教育程度、职务级别和组织支持感分别纳入回归方程构建模型1与模型2，随后将调节变量相对组织支持感放入方程回归模型3，最后在模型1到模型3的基础上，将交互项纳入回归方程构建模型4。其次，对假设2进行检验，把创造力作为因变量，情感承诺与标准化后的情感承诺的平方项作为自变量，采用与假设1相同的步骤依次将控制变量和自变量分别放入回归方程构建模型5至模型8。分析结果如表3所示，控制变量对情感承诺的影响均不显著，组织支持感对情感承诺的正向影响显著（M2：β=0.420，p<0.001），组织支持感和相对组织支持感的交互项的回归系数显著（M4：β=0.241，p<0.001），因此，相对组织支持感对组织支持感与情感承诺之间关系的调节作用显著，假设1得到支持。同时，由于自变量和调节变量的相关性较高（r=0.786，p<0.01），在回归分析时，本文采用方差膨胀因子VIF对自变量之间的多重共线性进行检验。结果显示，当组织支持感加入回归方程M2时，VIF=1.026;当相对组织支持感加入回归方程M3时，组织支持感对应的VIF=2.66，相对组织支持感对应的VIF=2.61;当交互项加入回归方程M4时，组织支持感对应的VIF=2.68，相对组织支持感对应的VIF=2.69，交互项对应的VIF=1.11，总体上所有自变量的VIF值均小于5[26]，这表明自变量之间的多重共线性较低。

为进一步验证相对组织支持感的调节作用，本文采用Hayes开发的PROCESS宏程序进行了偏差矫正的非参数百分位抽样自助法检验[27]，执行模型1，采用重复抽样5000次，计算95%的置信区间，并按照均值加减一个标准差，分别区分了低、中、高三种相对组织支持感水平，检验了相对组织支持感不同水平下的调节效应。分析结果显示，组织支持感与相对组织支持感的交互项对情感承诺具有显著的正向影响（β=0.202，CI为[0.132，0.272]，不包含0），并且当相对组织支持感分别处于低、中、高三个水平时，相对组织支持感在组织支持感与情感承诺之间的调节效应均达到统计显著性水平（β1=0.196，CI为[0.074，0.318];β2=0.349，CI为[0.236，0.463];β3=0.503，CI为[0.374，0.633]，均不包含0），与此同时调节作用的效应值从低相对组织支持感的0.196（p<0.001）上升到高相对组织支持感的0.503（p<0.001），这表明在相对组织支持感的不同水平下，组织支持感对情感承诺的影响有显著差异。为了更直观地显示相对组织支持感在组织支持感与情感承诺之间的调节效应，本研究根据罗胜强和姜嬿[26]推荐的方法，分别以高于均值的一个标准差和低于均值的一个标准差为基础，绘制了在不同的相对组织支持感水平下，组织支持感与情感承诺的关系图。从图2可以看出，相对組织支持感高时比相对组织支持感低时，组织支持感对情感承诺的正向影响会比较强，即相对组织支持感的正向调节作用显著。

此外，由表3可知，控制变量中的性别和工作年限正向影响创造力，女性和男性在工作复杂性与创新期望上的差异可能影响了其创造力，而工作年限一定程度上反映了拥有特定领域知识和工作经验的程度，因而有利于创造力的发生。组织支持感显著正向影响员工创造力（M8：β=0.273，p<0.001），情感承诺显著正向影响员工创造力（M8：β=0.210，p<0.001），并且情感承诺平方项的回归系数显著（M8：β=-0.157，p<0.001），这意味着情感承诺与创造力之间呈现二次曲线关系。由于情感承诺二次项系数为负，表明二者的关系为倒U型曲线关系（如图3），即当员工的情感承诺处于中等水平时，员工创造力的水平较高，而当情感承诺处于较低或较高水平时，员工创造力均有所降低，因此假设2得到支持。

最后，为了检验假设3，本文采用Hayes & Preacher提出的检验包含非线性关系的瞬时中介效应的方法[28]，通过在SPSS 20.0软件中执行MEDCURVE程序进行分析。分析结果如表4所示，在执行1000次的Bootstrap重复抽样后，当自变量组织支持感从距离均值一个标准差到组织支持感的均值时，情感承诺的瞬时中介效应显著降低，95%的置信区间均不包含0（CI分别为[0.056，0.163]和[0.030，0.116]），当组织支持感高于均值一个标准差时，情感承诺的瞬时中介效应也显著，95%的置信区间不包含0（CI为[0.006，0.082]），这表明随着组织支持感的不断增加，情感承诺的瞬时中介效应是逐渐减弱的，过高的组织支持感通过情感承诺对员工创造力可能产生较低的间接影响。因此，假设3得到支持。

五、结论与讨论

聚焦于从员工与组织关系角度分析员工创造力的产生机制，基于自我提升视角、社会交换理论与社会比较理论，本文考察了组织支持感对情感承诺的影响，员工社会比较行为对这一关系的调节作用，以及情感承诺与创造力之间的非线性关系。研究结果表明，相对组织支持感知正向调节了组织支持感与情感承诺的关系;情感承诺与创造力之间存在着倒U型关系;情感承诺在组织支持感与创造力之间起到了瞬时中介作用。总体而言，这些研究发现具有重要的理论与实践意义。

（一）理论意义

首先，本研究深化了对组织支持感的影响机制的探析。以往研究主要依据社会交换理论检验了组织支持感对员工态度或行为的影响[8]，而忽视了对自我提升机制的阐述与实证分析。响应领域核心学者的呼吁，本文主要从自我提升视角，检验了组织支持感对员工自我评价或自我价值进而对组织情感承诺的影响，阐明了自我提升动机在组织支持感与情感承诺关系之间的心理机制，并分析了情感承诺在组织支持感与创造力之间的瞬时中介作用，从而丰富了对组织支持感的影响机制的探索。

其次，本研究拓展了组织支持感与情感承诺关系的边界条件的研究。现有文献表明组织支持感正向影响情感承诺，但是不同研究中组织支持感与情感承诺关系的强度存在异质性。[8]本研究依据社会比较理论，基于已有研究不足，引入了“相对组织支持感”变量[13]，检验了相对组织支持感对组织支持感与情感承诺关系的调节作用，深化了对员工组织支持感的形成过程的认知，表明员工不仅关注自身获得的组织支持的绝对值，而且关注相较于他人自己所获得的组织支持的质量，即组织支持的相对值，这一分析将社会情境因素纳入到对组织支持感的影响的分析之中，从而更全面地阐释了员工组织支持感影响作用的边界条件。

此外，本研究深化了对情感承诺与创造力关系的分析。已有研究基于社会交换视角表明，情感承诺能够促进员工创造力，但是情感承诺的现有文献主要关注情感承诺产生的积极结果。依据“过犹不及”的观点[17]，结合研究者有关组织承诺或情感承诺的负面结果的理论分析，本文从社会交换和资源损耗的视角，深入阐述了情感承诺与员工创造力之间的倒U型关系，较低的情感承诺会降低员工从事创造性活动的动力，而过高的情感承诺不仅会消耗员工可以用于创造力的资源，而且促使员工固执地遵守现状，降低了员工创造性解决工作相关问题的动机，进而抑制了创造力的产生。这既是对情感承诺的消极结果的积极探索，而且更深入地揭示了情感承诺与创造力的关系。

（二）实践意义

本研究的结论对管理实践具有重要启示。一方面，管理者要认识到员工在评价组织支持对他们自我认知的影响时，还会通过社会比较来判断组织支持的相对质量。这意味着管理者在分配资源、制定政策和开展实践时，要让员工感受到组织是真正地关心和支持他们的，他们的努力在组织中会得到回报，同时要注意针对不同的员工提供的支持要有差异，但是这些差异要被视为是公平的、合理的，不同群体或部门的组织支持的差异不能太大，太大的差异通过员工之间的横向比较会降低组织提供给这些员工的支持的激励作用。另一方面，对组织目标和价值观高度认同，具有高的情感依恋的员工的创造力或创新表现可能较低，管理者尽管需要提升员工对组织的忠诚和认同，但是也要避免员工对组织形成过高的情感依恋和认同，过高的情感承诺使得员工容易固守既有的规则和工作方式，不能及时发现并解决工作中出现的问题，工作中的不满意也可能被忽视，而不是主动地提出创新性的想法。同时，管理者可以通过一些活动或行为，例如通过公开宣传、设置奖励方案、树立榜样、提供支持和帮助等措施来提高组织的创新期望，降低创新的负面预期，使员工相信创造性地开展工作或提出创新性观点是组织所期望的，对组织有利的行为，进而可以激發员工的创造力。

（三）研究局限与未来展望

本研究也存在一定的局限。第一，尽管采用主管-下属配对的方式收集数据，一定程度上避免了共同方法偏差的问题，但是仍属于横截面的研究设计，未来研究中可以分不同时间点收集组织支持感、情感承诺和创造力数据，并在第一个时间点控制情感承诺与创造力的初始值，同时设计自变量与结果变量来自不同的数据源[27]，以降低共同方法偏差并更好地检验变量间的关系。另外，通过实验研究，操作被试的组织支持感和相关组织支持感，能更科学地检验二者与情感承诺和创造力之间的因果关系。第二，员工与组织的交换关系对其情感、态度或行为的影响，往往是在多个层面上同时发挥作用的。本研究仅从个体层面分析了相对组织支持感的影响，没有考虑团队层面组织支持感差异化的影响，因此，未来研究需要在组织情境中结合个体层面的相对组织支持感和团队层面的组织支持感差异，来全面分析二者对情感承诺或创造力的影响。第三，情感承诺与创造力曲线关系可能存在重要的调节变量，通过影响员工的资源损耗或降低创新风险预期，进而影响了二者之间的关系，未来研究需要识别重要的个体或组织情境因素，以深化对情感承诺与创造力关系的理论阐释。

參考文献：

[1]Zhou J， George J M. When Job Dissatisfaction Leads to Creativity： Encouraging the Expression of Voice [J]. Academy of Management Journal， 2001， 44（4）：682～696.

[2]Zhang L， BU Q， Wee S. Effect of Perceived Organizational Support on Employee Creativity： Moderating Role of Job Stressors [J]. International Journal of Stress Management， 2016， 23（4）： 400～417.

[3]Eisenberger R， Huntington R， Hutchison S， et al. Perceived Organizational Support [J]. Journal of Applied Psychology， 1986， 71（3）：500～507.

[4]Eisenberger R， Fasolo P， Davis-Lamastro V. Perceived Organizational Support and Employee Diligence， Commitment， and Innovation[J]. Journal of Applied Psychology， 1990， 75（1）： 51～59.

[5]Yu C， Frenkel S J. Explaining Task Performance and Creativity From Perceived Prganizational Support Theory： Which Mechanisms are More Important？ [J]. Journal of Organizational Behavior， 2013， 34（8）： 1165～1181.

[6] Khazanchi S， Masterson S S. Who and What is Fair Matters： A multi-Foci Social Exchange Model of Creativity[J]. Journal of Organizational Behavior， 2011， 32（1）： 86～106.

[7] Kurtessis J N， Eisenberger R， Ford M T， et al. Perceived Organizational Support： A Meta-Analytic Evaluation of Organizational Support Theory [J]. Journal of Management， 2017， 43（6）： 1854～1884.

[8]Rhoades L， Eisenberger R. Perceived Organizational Support： A Review of the Literature [J]. Journal of Applied Psychology， 2002， 87（4）： 698～714.

[9] Lee J， Peccei R. Perceived Organizational Support and Affective Commitment： the Mediating Role of Organization-Based Self-Esteem in the Context of Job Insecurity [J]. Journal of Organizational Behavior， 2007， 28（6）： 661～685.

[10] Sluss D M， Klimchak M， Holmes J J. Perceived Organizational Support as a Mediator Between Relational Exchange and Organizational Identification[J]. Journal of Vocational Behavior， 2008， 73（3）： 457～464.

[11] Zagenczyk T J， Scott K D， Gibney R， et al. Social Influence and Perceived Organizational Support： A Social Networks Analysis [J]. Organizational Behavior & Human Decision Processes， 2010， 111（2）：127～138.

[12] Thau S， Troster C， Aquino K， et al. Satisfying Individual Desires or Moral Standards？ Preferential Treatment and Group Members Self-Worth， Affect， and Behavior [J]. Journal of Business Ethics， 2013， 113（1）： 133～145.

[13] Vardaman J M， Allen D G， Otondo R F， et al. Social Comparisons and Organizational Support： Implications for Commitment and Retention[J]. Human Relations， 2016， 69（7）： 1483～1505.

[14]Tsachouridi I， Nikandrou I. Integrating Social Comparisons into Perceived Organizational Support （POS）： The Construct of Relative Perceived Organizational Support （RPOS） and Its Relationship with POS， Identification and Employee Outcomes [J]. Applied Psychology， 2019， 68（2）： 276～310.

[15] Randall D M. Commitment and the Organization： The Organization Man Revisited [J]. Academy of Management Review， 1987， 12（3）： 460～471.

[16]Morin A J S， Vandenberghe C， Turmel M J， et al. Probing Into Commitments Nonlinear Relationships to Work Outcomes[J]. Journal of Managerial Psychology， 2013，28（2）：202～223.

[17] Festinger L. A theory of Social Comparison Processes [J]. Human Relations， 1954， 7（2）： 117～140.

[18] Hu Jia， Liden R C. Relative Leader-Member Exchange Within Team Contexts： How and When Social Comparison Impacts Individual Effectiveness [J]. Personnel Psychology， 2013， 66（1）： 127～172.

[19] Meyer J P， Allen N J. A Three-Component Conceptualization of Organizational Commitment [J]. Human Resource Management Review， 1991， 1（1）： 61～89.

[20] Chen Y， Ferris D L， Kwan H K， et al. Self-Love's Lost Labor： A Self-Enhancement Model of Workplace Incivility [J]. Academy of Management Journal， 2013， 56（4）： 1199～1219.

[21] Riketta M. Attitudinal Organizational Commitment and Job Performance： A Meta-Analysis [J]. Journal of Organizational Behavior， 2002， 23（3）： 257～266.

[22] Meyer J P， Maltin E R. Employee Commitment and Well-Being： A Critical Review， Theoretical Framework and Research Agenda [J]. Journal of Vocational Behavior， 2010， 77（2）： 323～337.

[23] Tangirala S， Ramanujam R. Exploring Nonlinearity in Employee Voice： The Effects of Personal Control and Organizational Identification [J]. Academy of Management Journal， 2008， 51（6）： 1189～1203.

[24] Lambert S J. Added Benefits： The Link Between Work-Life Benefits and Organizational Citizenship Behavior [J]. Academy of Management Journal， 2000， 43（5）： 801～815.

[25] Tsui A S， Pearce J L， Porter L W， et al. Alternative Approaches to the Employee-Organization Relationship： Does Investment in Employees Pay Off？[J]. Academy of Management Journal， 1997， 40（5）： 1089～1121.

[26] 羅胜强， 姜嬿. 管理学问卷调查研究方法[M]. 重庆大学出版社， 2014：223.

[27] Hayes A F. Introduction to Mediation， Moderation， and Conditional Process Analysis： A Regression-Based Approach [M]. Guilford. New York， 2013.

[28] Hayes A F， Preacher K J. Quantifying and Testing Indirect Effects in Simple Mediation Models When the Constituent Paths are Nonlinear [J]. Multivariate Behavioral Research， 2010， 45（4）：627～660.