工作繁榮的產(chǎn)生及其對創(chuàng)新績效的影響

吳江秋等

摘要：以實證方式考察工作繁榮的產(chǎn)生過程及其對創(chuàng)新績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，工作資源和個體積極情緒對員工工作繁榮有顯著正向影響，工作繁榮對員工創(chuàng)新績效有顯著正向影響，工作繁榮在工作資源和積極情緒與創(chuàng)新績效的關(guān)系中起中介作用。

關(guān)鍵詞：工作繁榮；工作資源；積極情緒；創(chuàng)新績效

中圖分類號：F270；C93 文獻標(biāo)識碼： 文章編號：

The Forming Mechanism of Thriving at Work and its Impact on Innovation Performance： An Empirical Study of High-tech Companies in Guangdong

WU Jiang-qiu 1，2， HUANG Pei-lun1， YAN Dan 3

（1. School of Business Administration， South China University of Technology Guangzhou 510641； 2. School of Management， Guangdong University of Technology Guangzhou 511495； 3. School of Public Management， Guangdong University of Finance & Economics Guangzhou 510320）

Abstract： The paper explores the process of thriving and its influence to innovation performance. Job resources and positive emotions have a significantly positive effect on thriving at work， thriving at work has a positive effect on employees innovation performance. Thriving mediates the relation between job resources， positive emotions and innovation performance.

Keywords： thriving at work； job resources； positive emotions； Innovation performance

知識經(jīng)濟時代，組織面對著動態(tài)和富有挑戰(zhàn)的競爭環(huán)境，員工在工作中的自我發(fā)展能力和創(chuàng)新績效對組織的生存、成長日益重要。近年來，“繁榮”（thriving）在積極心理學(xué)和積極組織行為學(xué)領(lǐng)域備受關(guān)注。工作繁榮被界定為由活力和學(xué)習(xí)組成的積極心理狀態(tài)[1]。以往研究大多以一種享樂視角關(guān)注個體工作滿意度，而工作繁榮提供了一個新視角，通過關(guān)注個體的主觀工作體驗來探討如何促進工作的發(fā)展和進步[2]。工作繁榮能夠緩解職業(yè)倦怠，增加職業(yè)發(fā)展和健康，促進績效增長。通過實現(xiàn)員工的工作繁榮促使員工產(chǎn)生對組織有價值的方法與思想、強化員工的創(chuàng)新績效，為企業(yè)建立核心優(yōu)勢并維持較高創(chuàng)新水平提供了全新思路。

雖然國外學(xué)者對工作繁榮進行了一定探討，但國內(nèi)該領(lǐng)域研究相對缺乏。以往工作繁榮研究主要依據(jù)社會認(rèn)知理論和自我決定理論，而資源保存理論從資源視角解釋動機，能夠更好的預(yù)測在有限資源環(huán)境中的員工行為及其結(jié)果。本研究基于資源保存理論，探索促進員工工作繁榮的情境因素和個體因素，并實證檢驗工作繁榮和創(chuàng)新績效的關(guān)系。研究解釋了從事技術(shù)和管理工作的知識型員工的工作資源和積極心理能力如何影響其工作繁榮，從而為組織有效提升員工工作的內(nèi)在動機并最終實現(xiàn)創(chuàng)新績效提出理論指導(dǎo)和管理借鑒。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 工作繁榮及其影響

工作繁榮被界定為個體對工作中的活力和學(xué)習(xí)進行體驗時產(chǎn)生的一種心理狀態(tài) [1]。繁榮的人們能夠體驗自己的活力和成長，感覺到自己持續(xù)的提高，把事情越做越好。繁榮包含了心理體驗的情感（活力）維度和認(rèn)知（學(xué)習(xí)）維度?；盍Υ砼c能力和熱情有關(guān)的積極情感，學(xué)習(xí)指個體獲得新知識和新技能，同時把這些知識和技能加以應(yīng)用。在工作中感受到活力與學(xué)習(xí)能給個體及其所在組織帶來積極效果。關(guān)注自己感受的個體能夠更好地尋求學(xué)習(xí)和能量恢復(fù)，繁榮的員工更可能促進自我發(fā)展，具有較好的心理狀態(tài)和身體健康[3]，從而探索到職業(yè)生涯成功之路。

一些研究提供了關(guān)于工作繁榮及其積極影響的證據(jù)。Spreitzer等[4]指出，活力和個體發(fā)展會導(dǎo)致較高的工作效率，對比工作滿意度、組織承諾等一般的態(tài)度變量，工作繁榮能更好地預(yù)測工作績效。Paterson等[5]證實了工作繁榮對個體自我發(fā)展和任務(wù)績效的正向影響。

1.2工作資源與積極情緒對工作繁榮的影響

根據(jù)社會認(rèn)知理論，個體能否繁榮很大程度上取決于個體嵌入的工作情境 [2]。工作繁榮的社會嵌入理論模型[1]解釋了工作繁榮如何從工作環(huán)境中產(chǎn)生，工作繁榮有部門情境特征、工作資源以及動因性工作行為等三類前因。已有研究對模型的部分因素進行了實證檢驗[5]，工作資源對工作繁榮的影響效用還有待進一步探索。

根據(jù)資源保存理論[6]，人們會設(shè)法獲得、保持并保護資源，資源將對個體產(chǎn)生重要激勵作用。基于工作需求-資源模型，工作資源指來自工作的物質(zhì)的、社會的、心理的和組織方面的資源。工作資源既可以激發(fā)個體學(xué)習(xí)和個人發(fā)展的內(nèi)在動機，又作為外在激勵提供實現(xiàn)個人目標(biāo)的工具性幫助和重要信息[7]。授權(quán)、社會支持、監(jiān)督指導(dǎo)、績效反饋和職業(yè)發(fā)展機會等工作資源有利于提升員工的工作活力[8]。按照工作繁榮的社會嵌入模型，工作場所的資源對員工工作繁榮應(yīng)具有正向影響。個體在工作過程中可供利用的工作資源可以緩解工作需求的消極影響，同時有助于員工感受到工作帶來的積極意義。因此，研究提出假設(shè)：

H1：工作資源對工作繁榮有顯著正向影響。

工作繁榮在需要外部環(huán)境促進的同時，也需要內(nèi)在資源的支撐[2]。與工作資源一樣，個體資源有助于實現(xiàn)工作目標(biāo)，減少工作要求帶來的心理和生理的損耗，激勵個體成長與發(fā)展[8]。積極情感資源可以提升員工對任務(wù)的關(guān)注，增加個體的動因性工作行為。拓展-建構(gòu)理論[9]認(rèn)為，積極情緒拓展了個體的瞬間關(guān)注和思考，使人們可以更快地從挫折和消極情緒中恢復(fù)過來，有助于建構(gòu)可持續(xù)的個人資源。其次，積極情緒促進人們對目標(biāo)、人群和情境的探索，拓展了個體的關(guān)注范圍和行動的可能性。積極情緒為個人的成長和發(fā)展提供潛能，使個體更容易體驗到活力并進行主動性學(xué)習(xí)。因此，研究提出假設(shè)：

H2：積極情緒對工作繁榮有顯著正向影響。

個體情緒往往與具體情境相關(guān)聯(lián)，具有較多資源和支持的工作環(huán)境，將使員工更容易達(dá)到積極的工作情緒狀態(tài)。社會環(huán)境因素在與個體因素的共同作用會促進個體的工作繁榮和資源拓展。情緒狀態(tài)可以起到一種心理機制的作用，將工作中的資源因素與員工的工作繁榮聯(lián)系起來。因此，研究提出假設(shè)：

H3：工作資源通過積極情緒的中介作用顯著正向影響員工的工作繁榮。

1.3工作繁榮對創(chuàng)新績效的影響

工作中的繁榮是高生產(chǎn)性的，當(dāng)個體得到繁榮發(fā)展時，他們會認(rèn)為他們在自我知識增加和工作有效性提升方面都得到拓展。組織中富有精力的員工有較高的工作績效，在工作中經(jīng)歷更多學(xué)習(xí)的員工更有可能為了績效提升而采取不同的學(xué)習(xí)方法，這種學(xué)習(xí)會涉及如何在工作中有更多產(chǎn)出的新技能、新能力以及新知識[4]，從而促進員工創(chuàng)新。工作繁榮在創(chuàng)新和創(chuàng)造性的思想的產(chǎn)生過程中其關(guān)鍵作用。因此，研究提出假設(shè)：

H4：工作繁榮對員工創(chuàng)新績效有顯著正向影響。

員工感知到的資源支持是激發(fā)員工創(chuàng)新的重要組織因素。組織可用于支持特定領(lǐng)域創(chuàng)新的資源投入將導(dǎo)致員工的創(chuàng)新績效提升[10]。工作情境中的資源可以激發(fā)員工的工作動機，讓員工對創(chuàng)新產(chǎn)生更大的積極性。而且，擁有充足工作資源的個體更有能力獲得資源，這些工作資源產(chǎn)生對個體更大的資源增量，增加繁榮的主觀工作體驗。感受到進步和能力增強的員工更容易投入到創(chuàng)新工作中，進而產(chǎn)生更好的創(chuàng)新績效。

積極情緒會促進個體的發(fā)散性思維，提供創(chuàng)造力，其拓展功能可以增加個體即時的思維-行動范疇，增強認(rèn)知靈活性，擴大個體的認(rèn)知范圍，使人們對新思想和新活動保持開放的心態(tài)，并且比平常更具有創(chuàng)造性。積極情緒在拓展個體情緒體驗的同時，建構(gòu)持久的個體資源，使個體的活力和創(chuàng)新動力產(chǎn)生螺旋式上升，增進了個體繁榮與發(fā)展，從而實現(xiàn)持續(xù)的創(chuàng)新績效。因此，研究假設(shè)：

H5：工作資源通過工作繁榮顯著正向影響員工的創(chuàng)新績效。

H6：積極情緒通過工作繁榮顯著正向影響員工的創(chuàng)新績效。

2 研究方法

2.1 樣本與程序

研究向廣州、深圳、珠海、佛山等地高科技企業(yè)知識型員工及其主管發(fā)放問卷。員工問卷包含填寫人情況部分、工作資源、積極情緒和工作繁榮量表。主管問卷即創(chuàng)新績效量表，在員工填寫問卷一個月以后發(fā)放給對應(yīng)主管，要求主管根據(jù)員工過去一個月的工作表現(xiàn)評價其創(chuàng)新績效。共發(fā)放問卷434組，回收397組，剔除填寫不完整等無效問卷，剩余有效問卷380組，問卷有效率87.9%。

有效樣本中，男性占56.2%，女性占43.8%；年齡介于22至51之間，平均年齡約31歲。學(xué)歷方面，有3%為中專及以下學(xué)歷，10.5%為大專學(xué)歷，60.8%為本科學(xué)歷，25.7%為碩士或以上學(xué)歷；研究對象受教育程度較高。工作職位方面，48.5%為基層員工，基層管理者占15.7%，專業(yè)技術(shù)人員為35.8%。

2.2 變量測量

研究采用國內(nèi)外成熟量表對各主要變量進行測量，問卷統(tǒng)一采取李克特五點計分法計量。工作繁榮測量基于Porath等[3]研發(fā)的工作繁榮兩維度量表，量表包含10個題項，前5個題項用于測量學(xué)習(xí)維度，后5個題項用于測量活力維度。最終量表的總信度α=0.843，其中活力維度α=0.739，學(xué)習(xí)維度α=0.802。

對工作資源的測量采用Xanthopoulou等[8]的量表，共17個題項，包含工作授權(quán)、社會支持、監(jiān)督指導(dǎo)、績效反饋和專業(yè)發(fā)展機會五個子維度，本研究中該量表信度為α=0.794。積極情緒采用Watson等[11]編制的正性負(fù)性情緒量表（PANAS）中的積極情緒維度，共10個題項，由員工根據(jù)過去一個月內(nèi)的感受判斷每種積極情緒在工作中出現(xiàn)的頻率，本研究中α=0.704。創(chuàng)新績效的測量引用韓翼[12]開發(fā)的創(chuàng)新績效量表，本研究中α=0.817。

3數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

研究采用 SPSS18.0 和 AMOS 18.0 進行統(tǒng)計分析。首先采用驗證性因素分析考察變量的區(qū)分性，然后對各變量進行描述性統(tǒng)計分析，對變量間的關(guān)系進行相關(guān)分析。在相關(guān)分析基礎(chǔ)之上進行模型擬合檢驗，采用結(jié)構(gòu)方程模型考察了工作資源、積極情緒、工作繁榮和員工創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，并根據(jù)Bootstrap分析的結(jié)果檢驗中介效應(yīng)，確定路徑模型。

3.1 共同方法偏差

盡管研究分別從員工和主管兩個來源獲取數(shù)據(jù)，但員工問卷部分仍源自同一時點的同一來源，共同方法偏差可能影響結(jié)果。因此，采用Harman單因素檢驗方法對共同方法偏差進行檢驗，結(jié)果表明員工問卷中單一因子解釋的方差變異量為23.376%，不占大多數(shù)，說明數(shù)據(jù)沒有明顯的共同方法偏差問題。

3.2 效度分析

研究對各量表進行驗證性因子分析以確定測量量表的聚斂效度。由表1可知，除工作資源的 /df略高于接受標(biāo)準(zhǔn)外，其他指標(biāo)均在接受范圍之內(nèi)。其他變量各測量指標(biāo)均達(dá)到檢驗標(biāo)準(zhǔn)，模型聚斂程度可以接受。

研究采用CFA驗證性因素分析考察變量區(qū)分性。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型中的題項打包策略，將工作資源根據(jù)子維度打包成五個測量指標(biāo)。在驗證四因素模型的同時，進行了其他備擇模型的比較，采取 /df 、GFI、AGFI、CFI 和 RMSEA 等擬合指數(shù)進行評估。由表2可見，四因素結(jié)構(gòu)模型較其他模型擁有更好的擬合度，說明變量間具有較高的區(qū)分效度。

3.3 相關(guān)分析

研究檢驗采用Pearson相關(guān)分析方法，各主要變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)關(guān)系如表 3 所示。所有變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.75，變量之間不存在多重共線性的問題。各個變量間的正相關(guān)關(guān)系均顯著，符合研究假設(shè)。

3.4 結(jié)構(gòu)方程檢驗

結(jié)構(gòu)方程分析顯示，工作資源對工作繁榮（β=0.459，p<0.001）有顯著正向影響，H1得到支持；積極情緒對工作繁榮（β=0.570，p<0.001）有顯著的正向影響，H2得到支持。工作資源對個體積極情緒的正向影響也顯著（β=0.462，p<0.001）?？疾旄髯兞繉?chuàng)新績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)工作繁榮對創(chuàng)新績效有顯著正向影響（β=0.398，p<0.001），H4得到支持；積極情緒對創(chuàng)新績效有顯著正向影響（β=0.187，p<0.01）?？傮w路徑分析結(jié)果如圖1所示，對模型的分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該模型的擬合指標(biāo)均達(dá)到相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)（ /df=1.879 ，NFI=0941，IFI=0.971，TLI=0.966，CFI=0.971，RMSEA=0.037），模型擬合良好。

圖1 路徑分析結(jié)果

注： ***p<0.001

在進行中介效應(yīng)檢驗時，為避免犯I類錯誤和偏態(tài)數(shù)據(jù)的影響，本研究利用AMOS進行Bootstrap，隨機抽取2000個樣本，檢驗中介效果；同時根據(jù)Mackinnon [13]提供的PRODCLIN2間接效果信賴區(qū)間的計算程序，重新計算間接效果信賴區(qū)間。數(shù)據(jù)結(jié)果如表4所示。首先檢查自變量與因變量間的總體效果，各路徑中總體效果存在，表示有可能存在間接效果。進而根據(jù)間接效果在95%置信區(qū)間是否包含0判斷中介效應(yīng)是否顯著。最后，檢查各路徑的直接效果，如果直接效果比總效果小但顯著，則為部分中介效果；結(jié)果不顯著，則為完全中介效果。由此可見，積極情緒在工作資源和工作繁榮間起部分中介作用。以工作繁榮為中介，工作資源對創(chuàng)新績效的直接效果在BC 95%置信區(qū)間包含0（-0.199至0.112），直接效果不顯著，工作繁榮在其中起完全中介效應(yīng)。積極情緒對創(chuàng)新績效的直接效果在95%置信區(qū)間未包含0（0.064至0.317），直接效果顯著，工作繁榮在其中起部分中介作用。

4 研究結(jié)果與啟示

研究從積極組織行為學(xué)的視角出發(fā)，探索并檢驗了工作繁榮的影響因素及其對員工創(chuàng)新績效的影響效果，通過對工作資源和個體積極情緒產(chǎn)生創(chuàng)新績效結(jié)果的分析構(gòu)建了一個基于工作繁榮的中介機制模型。研究檢驗了工作繁榮的社會嵌入模型中工作資源對工作繁榮的影響，搭建了個體積極情緒對工作繁榮的影響路徑，證明積極情緒資源是工作繁榮發(fā)展的顯著預(yù)測變量，明確了個體資源對工作繁榮的重要影響。研究結(jié)論清晰的表達(dá)了工作繁榮的產(chǎn)生機制，為理解工作環(huán)境是如何積極的影響員工工作繁榮提供了良好的視角。研究結(jié)論對員工創(chuàng)新研究進行了有意義的補充，顯示出工作繁榮是員工創(chuàng)新績效的直接動因，揭示了工作資源和積極情緒影響員工創(chuàng)新績效的內(nèi)在機理。工作資源激發(fā)了員工的工作繁榮，而工作繁榮作為一種正向體驗，體現(xiàn)了工作中的較高的學(xué)習(xí)水平和對工作的活力與投入。研究也驗證了積極情緒對員工創(chuàng)新的影響，積極情緒可以擴展個人的思維活動，有利于建立長期的個人資源，對員工創(chuàng)新績效具有顯著正向作用。

研究結(jié)論為以創(chuàng)新為導(dǎo)向的企業(yè)管理實踐提供了可靠的證據(jù)，有一定的解釋和借鑒作用。研究說明，工作資源和個體資源創(chuàng)造出繁榮的員工。管理者不能僅僅關(guān)注員工現(xiàn)實的工作績效，而應(yīng)關(guān)注員工的活力水平和其在工作中的學(xué)習(xí)程度，評估員工的工作繁榮情況。充足的工作資源激發(fā)員工對創(chuàng)新的投入和活力，促使員工產(chǎn)生有益于組織的創(chuàng)新行為。研究結(jié)果證實了工作資源的提供作為組織的內(nèi)在激勵手段對組織創(chuàng)新的重要促進作用。企業(yè)應(yīng)通過調(diào)整工作分配、任務(wù)安排、提供職業(yè)發(fā)展機會等方式優(yōu)化工作資源，為創(chuàng)新人才提供支持性的組織資源保障，為員工恢復(fù)活力并持續(xù)學(xué)習(xí)創(chuàng)造機會，從而更好地提升員工的創(chuàng)新工作績效。研究為將情緒管理納入到創(chuàng)新管理工作提供了理論支持。除了通過資源支持來提高員工的創(chuàng)新行為，管理者可通過員工情緒管理推動員工創(chuàng)新行為[14]。工作情境中員工的積極情緒有利于員工的繁榮與發(fā)展，對組織而言具有長期的適應(yīng)價值。組織應(yīng)注重員工情緒感受，創(chuàng)造資源豐富的工作環(huán)境和良好的情緒氛圍，設(shè)置培訓(xùn)以有意識地增強員工的積極情緒與工作態(tài)度，使員工達(dá)到更高水平的工作繁榮狀態(tài)，創(chuàng)造更多的創(chuàng)新績效。

研究在樣本收集和研究設(shè)計上存在一定不足。研究樣本來源于廣東省內(nèi)企業(yè)，雖然這樣能較好地域因素對研究結(jié)論的影響，利于提升研究的內(nèi)部信度，但也在一定程度上抑制了研究的外部效度。另外，縱向調(diào)查的配對數(shù)據(jù)收集的間隔時間僅為一個月。繁榮反映的是個體持續(xù)的發(fā)展和變化，應(yīng)開展長期的跟蹤調(diào)研，以便更好地確認(rèn)工作繁榮及其相關(guān)變量間的因果關(guān)系。未來研究還可擴展工作繁榮的前因研究，重點關(guān)注促進工作繁榮的個體資源，深入探討個體如何塑造工作情境，創(chuàng)造產(chǎn)生繁榮的資源。工作繁榮不僅僅限于個體，在集體和組織層面上的繁榮蘊含的意義和影響效果應(yīng)是未來重要的研究視角。

參考文獻

[1] Spreitzer G， et al. A socially embedded model of thriving at work[J]. Organization Science， 2005， 16（5）， 537–549

[2] 韓翼，魏文文. 員工工作繁榮研究述評與展望[J]. 外國經(jīng)濟與管理，2013，8：46-62

[3] Porath C， Spreitzer G， Gibson C & Garnett F. Thriving at work： Toward its measurement， construct validation， and theoretical re?nement[J]. Journal of Organizational Behavior， 2012，33（2）， 250–275

[4] Spreitzer G， Porath C & Gibson C. Toward human sustainability[J]. Organizational Dynamics， 2012， 41（2）：155–162

[5] Paterson T， Luthans P & Jeung W. Thriving at work： Impact of psychological capital and supervisor support[J]. Journal of Organizational Behavior， 2014， 35， 434–446

[6] Hobfoll S. Conservation of resources： A new attempt at conceptualizing stress[J]. American Psychologist， 1989， 44， 513–524

[7] Schaufeli W & Bakker A. Job demands， job resources， and their relationship with burnout and engagement： A multi-sample study[J]. Journal of Organizational Behavior， 2004， 25， 293–315.

[8] Xanthopoulou D， Bakker A， Demerouti E， Schaufeli W. Reciprocal relationships between job resources， personal resources，and work engagement[J]. Journal of Vocational Behavior，2009，74 ：235–244

[9] Fredrickson B. What Good Are Positive Emotions？[J]. Review of General Psychology，1998，2（3）：300-319

[10] Amabile et al. Assessing the work environment for Creativity[J] . Academy of Management Journal， 1996， 39（5）：1154-1184

[11] Watson D， Clark A. Development and Validation of Brief Measures of Positive and Negative Affect： The PANAS Scales[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1988，54（6）：1063-1070

[12] 韓翼，廖建橋，龍立榮.雇員工作績效結(jié)構(gòu)模型構(gòu)建與實證研究[J].管理科學(xué)學(xué)報，2007，10（ 5） ： 62-77

[13] MacKinnon D and Fritz M. Distribution of the product confidence limits for the indirect effect： Program PRODCLIN[J]. Behavior Research Methods， 2007， 39 （3）， 384-389

[14] 李悅，王重鳴.程序公正對創(chuàng)新行為的影響：積極情緒的中介效應(yīng)研究[J].軟科學(xué)，2012，26，2：79-83