員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究

林新奇，丁 賀

中國(guó)人民大學(xué) 勞動(dòng)人事學(xué)院，北京 100872

引言

員工創(chuàng)新行為是組織獲得創(chuàng)新發(fā)展的核心[1]，深入研究員工創(chuàng)新行為的影響因素對(duì)組織實(shí)施有效的創(chuàng)新管理具有重要價(jià)值。近年來，從個(gè)體視角研究個(gè)體特征與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系深受學(xué)者們的重視，已有研究證實(shí)個(gè)體的人格特質(zhì)[2]、態(tài)度[3]和心理因素[4]均在不同程度上對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生顯著影響。但是，從個(gè)體行為方面探討員工創(chuàng)新行為影響因素的研究卻很缺乏。

隨著積極心理學(xué)不斷成熟發(fā)展，學(xué)者們?nèi)找嬷匾晜€(gè)體積極行為對(duì)個(gè)體績(jī)效的影響，尤其是優(yōu)勢(shì)理論中的個(gè)體優(yōu)勢(shì)使用理論。已有研究表明，優(yōu)勢(shì)使用水平較高的員工，在工作中更傾向于表現(xiàn)出較多的主動(dòng)性[5]、幫助行為[6]以及較少的反生產(chǎn)行為[7]，能夠更好地適應(yīng)變革[8]。但是，員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系還未受到應(yīng)有的重視。由工作要求資源理論可知，如樂觀、希望和自我效能等個(gè)體資源能夠像工作資源一樣給個(gè)體帶來積極的績(jī)效結(jié)果[9]。優(yōu)勢(shì)使用作為員工重要的個(gè)體資源，其能否對(duì)員工的角色外績(jī)效(如創(chuàng)新行為)產(chǎn)生促進(jìn)作用，員工優(yōu)勢(shì)使用以怎樣的過程機(jī)制對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生作用，已有研究對(duì)這些問題還未做出有效的回應(yīng)。為此，本研究以工作要求資源理論為基礎(chǔ)，構(gòu)建員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的影響的雙重中介模型,即引入中介變量創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力，以期通過實(shí)證研究回答上述問題。

1 相關(guān)研究評(píng)述

優(yōu)勢(shì)理論認(rèn)為，優(yōu)勢(shì)是反映在個(gè)體思想、感受和行為方面的積極特征，如勇敢、好奇心、善良，包括能夠使個(gè)體表現(xiàn)優(yōu)異績(jī)效的所有特點(diǎn)；每個(gè)個(gè)體均有自己的優(yōu)勢(shì)，在優(yōu)勢(shì)的識(shí)別、開發(fā)和使用上付出努力能夠給個(gè)體帶來積極的心理感受，提升生活和工作滿意度、幸福感和工作績(jī)效，更容易促使個(gè)體取得成功；并且優(yōu)勢(shì)使用是個(gè)體取得優(yōu)異績(jī)效的直接手段[9]。已有研究對(duì)優(yōu)勢(shì)使用的影響進(jìn)行過探索。起初有關(guān)優(yōu)勢(shì)使用的影響的研究主要集中在優(yōu)勢(shì)干預(yù)與結(jié)果之間的關(guān)系方面，優(yōu)勢(shì)干預(yù)是針對(duì)個(gè)體設(shè)計(jì)的，旨在識(shí)別、開發(fā)和使用個(gè)體優(yōu)勢(shì)的過程，以提升個(gè)體幸福感和其他期望結(jié)果[9]。常見的研究模式是，首先采用行為價(jià)值優(yōu)勢(shì)詞條庫(kù)(values in action inventory of strengths, VIA-IS)對(duì)個(gè)體的優(yōu)勢(shì)進(jìn)行識(shí)別，然后讓參與者每天通過不同的方式使用它們被識(shí)別出的排在前五的優(yōu)勢(shì)一周或更長(zhǎng)時(shí)間，最后觀察優(yōu)勢(shì)使用帶來的結(jié)果變化[10]。HARZER et al.[11]的研究證實(shí)，優(yōu)勢(shì)干預(yù)對(duì)生活滿足感有顯著正向影響。也有研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)過優(yōu)勢(shì)干預(yù)的個(gè)體其幸福感水平顯著提升、憂郁水平顯著降低[12]。

隨著對(duì)優(yōu)勢(shì)使用的研究不斷深入，學(xué)者們嘗試開發(fā)出優(yōu)勢(shì)使用測(cè)量量表[13-14]，通過心理測(cè)量的手段測(cè)量個(gè)體優(yōu)勢(shì)使用的程度，有關(guān)優(yōu)勢(shì)使用影響的研究逐漸從優(yōu)勢(shì)干預(yù)的實(shí)驗(yàn)研究轉(zhuǎn)向量表測(cè)量的實(shí)證研究，研究結(jié)果表明，實(shí)證研究獲得的結(jié)論與實(shí)驗(yàn)研究一致。DOUGLASS et al.[15]的實(shí)證研究表明，優(yōu)勢(shì)使用不僅能夠促進(jìn)個(gè)體的自尊水平，還能提升個(gè)體的生活滿意度；ALLAN et al.[16]通過干預(yù)實(shí)驗(yàn)的方法也證實(shí)優(yōu)勢(shì)使用是學(xué)術(shù)滿意度和生活滿意度的顯著預(yù)測(cè)變量。即便已有研究證實(shí)優(yōu)勢(shì)使用能給個(gè)體帶來積極的結(jié)果，但優(yōu)勢(shì)使用與員工創(chuàng)新行為(員工創(chuàng)新行為是一種角色外績(jī)效)之間的關(guān)系還未受到應(yīng)有的重視，對(duì)優(yōu)勢(shì)使用以什么過程影響創(chuàng)新行為的理解還很不充分。特別是，從已有研究看，有關(guān)優(yōu)勢(shì)使用影響效應(yīng)的研究基本上都是以國(guó)外樣本為研究對(duì)象，其研究結(jié)論對(duì)中國(guó)員工樣本的適用性還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。綜上，本研究旨在以中國(guó)員工樣本為研究對(duì)象，以工作要求資源理論為理論基礎(chǔ)，構(gòu)建員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制模型，對(duì)上述問題做出回答。

工作要求資源理論將與工作相關(guān)的特征因素分為工作要求和工作資源兩類，工作要求與特定的生理和心理成本有關(guān)，需要個(gè)體持續(xù)地進(jìn)行生理和心理方面的付出；工作資源是與工作相關(guān)的身體、心理、社會(huì)或組織方面的資源，能夠促進(jìn)工作目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，減少工作要求和與工作要求相關(guān)的生理、心理成本，促進(jìn)個(gè)體成長(zhǎng)、學(xué)習(xí)和發(fā)展[17-18]。如樂觀、希望和自我效能等個(gè)體資源能夠像工作資源一樣帶來積極的績(jī)效[9]。個(gè)體優(yōu)勢(shì)使用作為重要的個(gè)體資源已被證明與員工的工作投入、自尊、自我效能和績(jī)效有顯著的相關(guān)關(guān)系[19]，但個(gè)體優(yōu)勢(shì)使用是否能夠像促進(jìn)自我效能感一樣提升個(gè)體的創(chuàng)新自我效能感，在這方面還未有研究進(jìn)行驗(yàn)證。另外，工作資源與工作要求(如身體要求、情緒要求和時(shí)間壓力)存在顯著的相關(guān)性[20]，在一定程度上可推斷工作資源(或個(gè)體資源)可能顯著降低工作要求，但是這一關(guān)系需要實(shí)證研究進(jìn)行檢驗(yàn)[18]。由于創(chuàng)新時(shí)間壓力是重要的工作要求，并且是創(chuàng)新心理因素的重要變量之一，本研究也將探討個(gè)體優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新時(shí)間壓力之間的關(guān)系，以對(duì)上述推斷進(jìn)行驗(yàn)證。

需要注意的是，在工作要求資源理論研究中，大多將工作資源激起的動(dòng)機(jī)過程和工作要求帶來的健康損害過程看作是獨(dú)立的兩條路徑，但是BAKKER et al.[18]在最新的工作要求資源理論評(píng)述中指出，這兩個(gè)過程并不是完全獨(dú)立的，相互之間具有一定的聯(lián)系，工作資源對(duì)健康損害過程的作用應(yīng)當(dāng)受到重視。為響應(yīng)此號(hào)召，本研究整合員工優(yōu)勢(shì)使用、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新時(shí)間壓力和創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，構(gòu)建員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為影響的雙路徑模型，探討員工優(yōu)勢(shì)使用(個(gè)體資源)是否通過促進(jìn)創(chuàng)新自我效能感(動(dòng)機(jī)過程)和降低創(chuàng)新時(shí)間壓力(健康損害過程)對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。

2 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

2.1 優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為

創(chuàng)新行為是指在工作中為提升個(gè)體、群體或組織績(jī)效，個(gè)體有目的進(jìn)行的新思想的創(chuàng)造、引進(jìn)和運(yùn)用過程[21]。創(chuàng)新行為是一種重要的角色外績(jī)效，并且具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)性[22]，在員工表現(xiàn)出創(chuàng)新行為時(shí)需要消耗更多的資源[23]。根據(jù)工作要求資源理論，工作資源能夠激發(fā)員工的動(dòng)機(jī)過程，提升員工的績(jī)效表現(xiàn)[24]。HU et al.[25]認(rèn)為工作控制、同事支持和主管指導(dǎo)3個(gè)工作資源均能顯著提升績(jī)效水平；XANTHOPOULOU et al.[26]發(fā)現(xiàn)有充足工作資源的快餐店員工在客觀的財(cái)務(wù)績(jī)效方面的表現(xiàn)更好。這些實(shí)證研究結(jié)論均為工作資源與績(jī)效結(jié)果之間的正向關(guān)系提供了有力支撐。

優(yōu)勢(shì)使用作為重要的個(gè)體資源，是指員工在工作中為完成工作任務(wù)主動(dòng)使用自己優(yōu)勢(shì)的行為[6]，其能夠發(fā)揮與工作資源同樣的作用，通過動(dòng)機(jī)過程顯著促進(jìn)員工工作投入，進(jìn)而提升員工績(jī)效(如員工創(chuàng)新行為)[18]。員工在工作中使用自身優(yōu)勢(shì)，能夠體會(huì)到更多真實(shí)的自我，促進(jìn)其在工作中投入更多的時(shí)間和精力[9]，這將有助于為創(chuàng)新行為表現(xiàn)提供更多所需的個(gè)體資源，如實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的信心、對(duì)創(chuàng)新性工作的認(rèn)同，進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)新行為。此外，優(yōu)勢(shì)使用還將喚醒個(gè)體對(duì)自己擁有資源的意識(shí)，有利于他們克服在工作中實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新所遇到的困難和障礙[27]，從而提升員工創(chuàng)新行為。從優(yōu)勢(shì)使用與績(jī)效之間的關(guān)系研究中也能獲得有效的證據(jù)，DUBREUIL et al.[8]采用同源數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，優(yōu)勢(shì)使用對(duì)工作績(jī)效有顯著的正向影響；KONG et al.[6]從自我決定視角采用上下級(jí)匹配數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，員工優(yōu)勢(shì)使用同樣能夠顯著促進(jìn)幫助行為和任務(wù)績(jī)效，該研究進(jìn)一步提升了優(yōu)勢(shì)使用與工作績(jī)效之間正向關(guān)系的穩(wěn)健性。鑒于創(chuàng)新行為是員工績(jī)效的一種表現(xiàn)形式，有理由認(rèn)為優(yōu)勢(shì)使用可能促進(jìn)員工創(chuàng)新行為。因此，本研究提出假設(shè)。

H1員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為有正向影響。

2.2 優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新自我效能感

自提出自我效能感理論，其一直受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注，并且學(xué)者們一致認(rèn)為自我效能感水平高的員工更善于給自己設(shè)定高的目標(biāo)，在成功達(dá)成目標(biāo)上擁有更強(qiáng)的自信[28]。TIERNEY et al.[29]將自我效能感理論與創(chuàng)造力理論結(jié)合，創(chuàng)造性地提出創(chuàng)新自我效能感概念，它指?jìng)€(gè)體對(duì)自己有能力創(chuàng)造性地完成工作中各項(xiàng)任務(wù)的一種信念，是一種重要的個(gè)體資源。影響創(chuàng)新自我效能感的因素主要有兩類，即效能預(yù)期和結(jié)果預(yù)期[30]。效能預(yù)期是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己是否具備表現(xiàn)某一行為所需能力的判斷，如個(gè)體相信自己具備創(chuàng)新完成工作所需的知識(shí)、技能和創(chuàng)新性思維；結(jié)果預(yù)期是指?jìng)€(gè)體對(duì)某一特定行為能夠帶來某一結(jié)果的期望，如工作努力能夠得到領(lǐng)導(dǎo)的表揚(yáng)，優(yōu)秀的績(jī)效表現(xiàn)可獲得高薪酬。

員工優(yōu)勢(shì)使用是一種積極的主動(dòng)行為，可通過成功經(jīng)驗(yàn)和工作重塑提升創(chuàng)新自我效能感。一方面，當(dāng)員工在工作中發(fā)揮自己的優(yōu)勢(shì)時(shí)，其更容易獲得成功，這些成功的經(jīng)驗(yàn)不斷地聚積，使員工更相信自己具備完成某一特定行為需要的能力，從而提升員工在創(chuàng)新方面的效能預(yù)期。另一方面，員工優(yōu)勢(shì)使用能夠通過工作重塑過程，主動(dòng)尋求完成工作所需的重要工作資源，如主管支持、績(jī)效反饋[10]等，并將這些資源充分有效地應(yīng)用在工作中，擁有更多資源的員工更相信自己在工作中能夠獲得成功[25]，進(jìn)一步增強(qiáng)了員工能夠成功實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的信念。實(shí)證研究也為員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新自我效能感的積極影響提供了初步證據(jù)，VAN WOERKOM et al.[31]認(rèn)為員工優(yōu)勢(shì)使用與上級(jí)評(píng)價(jià)的績(jī)效顯著正相關(guān)，也就是說員工通過發(fā)揮優(yōu)勢(shì)獲得的積極工作結(jié)果能夠得到上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)可，這在一定程度上表明優(yōu)勢(shì)使用能夠促進(jìn)員工對(duì)創(chuàng)新工作結(jié)果的積極預(yù)期，從而提升員工的創(chuàng)新自我效能感。還有研究認(rèn)為個(gè)體優(yōu)勢(shì)使用能夠提升個(gè)體對(duì)未來的期望[27]，這意味著優(yōu)勢(shì)使用可能對(duì)個(gè)體實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的信心產(chǎn)生積極影響。SETYOBUDI[32]的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，員工在工作場(chǎng)所中使用優(yōu)勢(shì)能夠顯著提升員工的自我效能感。因創(chuàng)新自我效能感是自我效能感的具體表現(xiàn)形式之一，基于以上理論闡述和現(xiàn)有可獲得的實(shí)證研究證據(jù)，本研究推斷員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新自我效能感產(chǎn)生積極影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H2員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新自我效能感有正向影響。

2.3 優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新時(shí)間壓力

時(shí)間壓力是指員工對(duì)自己在多大程度上沒有充足的時(shí)間完成工作任務(wù)的感知[33]，是由時(shí)間限制帶來的壓力感。創(chuàng)新時(shí)間壓力作為時(shí)間壓力的具體形式，是指員工在多大程度上感覺到自己沒有足夠的時(shí)間提出新的想法并將新的想法付諸實(shí)施[33]。在當(dāng)前快速變革的知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，組織為獲得生存和可持續(xù)發(fā)展，要求員工短時(shí)間內(nèi)在流程、業(yè)務(wù)、技術(shù)和產(chǎn)品等方面實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新，以便組織及時(shí)對(duì)外界復(fù)雜環(huán)境做出反應(yīng)，這無疑會(huì)增加員工感受到的創(chuàng)新時(shí)間壓力。BAKKER et al.[18]在工作要求資源理論的綜述中指出，工作要求與工作資源之間有顯著的相關(guān)性，大多數(shù)情形下工作要求與工作資源有著負(fù)向相關(guān)關(guān)系。這一觀點(diǎn)在其他相關(guān)研究中也得到了體現(xiàn)[34]，實(shí)證研究也有力地證實(shí)了工作資源與工作需求之間確實(shí)存在顯著的負(fù)向關(guān)系[35]。這在一定程度上表明，員工擁有的工作資源可能降低員工關(guān)于工作要求的感知。優(yōu)勢(shì)使用作為個(gè)體的資源和一種積極的主動(dòng)行為，有助于促使員工感知到獲得了更多的心理資源(如心理資本)[10]，進(jìn)而降低員工對(duì)工作要求即創(chuàng)新時(shí)間壓力的感知。兩方面的原因可以說明優(yōu)勢(shì)使用可能對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力產(chǎn)生負(fù)向影響：①員工發(fā)揮自己的特長(zhǎng)有助于員工熟練并輕松地應(yīng)對(duì)非創(chuàng)造性要求的工作，提升員工的工作效率，縮短完成這些工作所需的時(shí)間，將更多的時(shí)間花在有創(chuàng)造性要求的工作上，進(jìn)而降低員工對(duì)沒有充足時(shí)間產(chǎn)生創(chuàng)新性的想法并執(zhí)行創(chuàng)新思想的時(shí)間壓力感知；②WOOD et al.[14]的縱向研究證實(shí)，在工作中優(yōu)勢(shì)使用能夠降低員工對(duì)于心理壓力的感知，因創(chuàng)新時(shí)間壓力作為心理壓力的一種特殊形式，在一定程度上意味著優(yōu)勢(shì)使用也可能對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力產(chǎn)生負(fù)向影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H3員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力有負(fù)向影響。

2.4 創(chuàng)新自我效能感的中介作用

自我效能感對(duì)工作績(jī)效的正向影響已得到大量的實(shí)證檢驗(yàn)，STAJKOVIC et al.[36]通過元分析研究表明，自我效能感與工作績(jī)效之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.380；TAYLOR et al.[37]在研究自我效能感對(duì)學(xué)術(shù)創(chuàng)造力的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，教授的自我效能感水平通過影響“同時(shí)進(jìn)行多項(xiàng)研究和寫作任務(wù)”的適應(yīng)性，進(jìn)而影響教授的學(xué)術(shù)創(chuàng)造力。創(chuàng)新自我效能感作為自我效能感的具體形式，其體現(xiàn)出的對(duì)創(chuàng)造性地完成工作任務(wù)的信心同樣能給員工帶來積極的工作績(jī)效，尤其能夠促進(jìn)員工創(chuàng)新行為，因?yàn)樾芨姓蛴绊憘€(gè)體的創(chuàng)新思考以及對(duì)創(chuàng)新挑戰(zhàn)的尋求[38]。BANDURA[39]認(rèn)為自我效能感是與行為關(guān)系最為密切的認(rèn)知變量，這為創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新行為之間的積極關(guān)系提供了重要的理論基礎(chǔ)。實(shí)證研究對(duì)這一關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，HSU et al.[40]針對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證探索，研究結(jié)果表明，創(chuàng)新自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著的促進(jìn)作用，并且在高樂觀的人格特征下兩者之間的正向關(guān)系更強(qiáng)。另外，BANDURA[39]還認(rèn)為自我效能感是將環(huán)境資源影響傳導(dǎo)至個(gè)體行為的重要中介變量。由于自我效能感是可塑的，會(huì)隨個(gè)體資源或環(huán)境的變化而變化，進(jìn)而對(duì)個(gè)體行為或績(jī)效產(chǎn)生最佳的預(yù)測(cè)效力。據(jù)此，在創(chuàng)新領(lǐng)域中，由于員工優(yōu)勢(shì)使用是員工重要的個(gè)體資源，可推測(cè)創(chuàng)新自我效能感將員工在工作中對(duì)優(yōu)勢(shì)使用的感知傳導(dǎo)至員工的創(chuàng)新行為上。

由工作要求資源理論可知，員工優(yōu)勢(shì)使用可通過工作重塑過程，將工作任務(wù)最大程度與自己的優(yōu)勢(shì)相匹配[41]，進(jìn)而給員工帶來更高的積極情緒，如自尊、自我效能感等，最終提升員工的績(jī)效。大量學(xué)者通過實(shí)證研究對(duì)這一關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證[31-32]。更重要的是，擁有較高積極情緒的員工，在工作中更易獲得來自主管和同事的支持，善于抓取并獲得更多的工作資源，進(jìn)而提升員工實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新目標(biāo)的信心，最終促進(jìn)員工的創(chuàng)新行為。這說明員工優(yōu)勢(shì)使用可通過提升創(chuàng)新自我效能感等積極情緒促進(jìn)員工創(chuàng)新行為。拓展-構(gòu)建理論認(rèn)為，積極情緒能夠隨時(shí)在個(gè)體的積極思想和行動(dòng)中得到拓展，并且體驗(yàn)到更多積極情緒的個(gè)體更具有變革性和創(chuàng)造性[42]，在工作中更能夠創(chuàng)造性地解決問題[43]。由于員工優(yōu)勢(shì)使用是積極情緒的顯著預(yù)測(cè)變量，結(jié)合拓展-構(gòu)建理論，可推斷員工優(yōu)勢(shì)使用能夠通過提升員工的創(chuàng)新自我效能感，進(jìn)而促進(jìn)員工的創(chuàng)新行為。因此，本研究提出假設(shè)。

H4員工優(yōu)勢(shì)使用通過創(chuàng)新自我效能感的中介作用對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。

2.5 創(chuàng)新時(shí)間壓力的中介作用

根據(jù)壓力源-應(yīng)激理論可知，壓力源會(huì)引起個(gè)體的應(yīng)激過程，使個(gè)體感受到更多的焦慮、緊張、疲憊等多種形式的壓力，最終導(dǎo)致個(gè)體一系列消極的結(jié)果，如消極情緒、工作中的退縮行為、工作倦怠、反生產(chǎn)行為等。時(shí)間壓力作為個(gè)體對(duì)時(shí)間緊迫性的感知已被證實(shí)能夠帶來眾多的消極影響，有研究發(fā)現(xiàn)無論在工作領(lǐng)域還是生活領(lǐng)域，時(shí)間壓力都與幸福感呈負(fù)相關(guān)[44]；針對(duì)大學(xué)生群體的研究也證實(shí)，大學(xué)生的主觀時(shí)間壓力能夠顯著提升其抑郁水平[45]。當(dāng)員工在工作中體驗(yàn)到較強(qiáng)的時(shí)間壓力時(shí)，其績(jī)效水平也可能降低。張劍等[46]強(qiáng)調(diào)對(duì)于許多復(fù)雜的需要處理大量信息的工作而言，時(shí)間壓力會(huì)限制團(tuán)隊(duì)成員考慮信息的數(shù)量，影響成員對(duì)信息的全面理解，分散成員的注意力，進(jìn)而降低團(tuán)隊(duì)績(jī)效水平。在當(dāng)今日益復(fù)雜、快速變化的市場(chǎng)環(huán)境下，組織為獲得生存和可持續(xù)發(fā)展，需要員工在短時(shí)間內(nèi)表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為，以便在技術(shù)、產(chǎn)品和服務(wù)等方面進(jìn)行創(chuàng)新。由于員工創(chuàng)新行為是一種具有復(fù)雜性和風(fēng)險(xiǎn)性特征的角色外績(jī)效，遵循以上邏輯可知，較高的創(chuàng)新時(shí)間壓力會(huì)抑制員工的創(chuàng)新行為。

SCHAUFELI et al.[47]在論述工作要求資源理論時(shí)指出，工作資源對(duì)工作要求有負(fù)向影響，并且工作資源有助于降低健康損害過程對(duì)績(jī)效結(jié)果的消極影響；BAKKER et al.[34]的研究表明，包含自主性、可改善地方的培養(yǎng)和社會(huì)支持3個(gè)變量的工作資源，與包含工作負(fù)荷、情緒需要和工作家庭沖突3個(gè)變量的工作要求有顯著的負(fù)向關(guān)系，并且工作資源能夠降低倦怠對(duì)績(jī)效的消極影響，此研究結(jié)論恰能證實(shí)上述觀點(diǎn)。由于個(gè)體資源能夠像工作資源一樣在工作要求資源理論中發(fā)揮作用[48]，員工優(yōu)勢(shì)使用(個(gè)體資源)可降低員工對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力這一工作要求的感知，創(chuàng)新時(shí)間壓力感知的降低有助于減弱健康損害過程對(duì)績(jī)效結(jié)果的消極影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H5創(chuàng)新時(shí)間壓力在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間發(fā)揮中介作用。

根據(jù)以上論述提出本研究總體框架，見圖1。

圖1 研究模型Figure 1 Research Model

3 研究方法

3.1 樣本選取和數(shù)據(jù)收集

本研究主要通過自評(píng)式問卷調(diào)查的形式獲得研究數(shù)據(jù)。為盡可能確保研究結(jié)論的外部效度，在樣本選取方面盡可能覆蓋各種屬性的組織(如國(guó)有企業(yè)、政府機(jī)關(guān)、外資企業(yè)等)和各個(gè)行業(yè)(如金融業(yè)、IT行業(yè)、制造業(yè)等)的員工。在正式的問卷調(diào)查時(shí)，主要基于網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查，采取便利抽樣的方法進(jìn)行。本次調(diào)查共包括3個(gè)階段，調(diào)查時(shí)間從2018年8月12日持續(xù)到2018年9月15日。第1階段時(shí)間為2018年8月12日至13日，主要獲得員工的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、所在單位特征和員工優(yōu)勢(shì)使用數(shù)據(jù)。為了確保本階段數(shù)據(jù)能夠與后面兩個(gè)階段的數(shù)據(jù)進(jìn)行成功配對(duì)，在本階段問卷最后要求被試留下QQ聯(lián)系方式，并承諾對(duì)問卷內(nèi)容嚴(yán)格保密。第1階段共向390名員工發(fā)放問卷，收回308份問卷，樣本回收率為78.974%。FOREST et al.[49]在研究員工工作中的標(biāo)簽優(yōu)勢(shì)使用與幸福感之間的關(guān)系時(shí)，在優(yōu)勢(shì)干預(yù)活動(dòng)設(shè)計(jì)中讓參與者使用已識(shí)別的標(biāo)簽優(yōu)勢(shì)兩周時(shí)間，然后讓參與者描述出使用標(biāo)簽優(yōu)勢(shì)后的積極結(jié)果。從此研究設(shè)計(jì)中可知，使用優(yōu)勢(shì)兩周時(shí)間，能夠在一定程度上帶來員工心理和行為的變化，因此，本研究在數(shù)據(jù)調(diào)查時(shí)也采用兩周的時(shí)間間隔。第1階段完成2周后開始第2階段的數(shù)據(jù)收集，時(shí)間為2018年8月28日至29日。向第1階段回復(fù)的被試再次發(fā)放問卷，收集創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力數(shù)據(jù)，同樣地，在調(diào)查問卷最后要求被試留下QQ聯(lián)系方式，并承諾對(duì)問卷內(nèi)容嚴(yán)格保密。第2階段共收回問卷277份，樣本回收率為89.935%。再過約兩周后，向第2階段填答的被試發(fā)放第3份問卷，即第3階段，時(shí)間為2018年9月14日至15日，收集員工創(chuàng)新行為數(shù)據(jù)，在問卷最后也要求被試填寫自己與前兩次相一致的QQ號(hào)碼。第3階段收到246份問卷，回收率為88.809%。

總體來看，問卷回收率為79.870%。將3次調(diào)查數(shù)據(jù)依據(jù)被試在每次調(diào)查時(shí)留下的QQ號(hào)碼進(jìn)行配對(duì)，最終共有238份問卷配對(duì)成功，刪除在3個(gè)階段中任一階段填答時(shí)間明顯過長(zhǎng)或過短、所有題項(xiàng)均為同一答案以及規(guī)律性作答等問卷12份，最終得到有效樣本226份，有效樣本配對(duì)率為73.377%。具體的樣本特征分布見表1。

3.2 變量測(cè)量

采用VAN WOERKOM et al.[31]開發(fā)的單維度量表測(cè)量員工優(yōu)勢(shì)使用，共有6個(gè)題項(xiàng)，但其中有1個(gè)題項(xiàng)的因子在該研究中低于0.500，因此本研究將該題項(xiàng)刪除，保留5個(gè)題項(xiàng)。由于原版量表為英文，而本研究樣本均為中國(guó)企業(yè)員工，因此需要將英文量表翻譯為中文。為確保準(zhǔn)確表達(dá)英文量表所要表達(dá)的內(nèi)涵，首先由兩位人力資源管理專業(yè)組織行為研究方

表1 樣本特征分布Table 1 Sample Characteristics Distribution

注：樣本量為226，下同。

TLI=0.934，RMR=0.015?？傮w來看，該量表效度較好。該量表的Cronbach′sα系數(shù)為0.945，由此可見員工優(yōu)勢(shì)使用中文量表具有很好的信度。正式調(diào)查時(shí)，采用該5題項(xiàng)單維度員工優(yōu)勢(shì)使用中文量表。

采用劉智強(qiáng)等[50]使用的量表測(cè)量創(chuàng)新自我效能感，包括4個(gè)題項(xiàng)；參照BAER et al.[33]開發(fā)的、陳翼然等[51]使用的創(chuàng)新時(shí)間壓力量表測(cè)量創(chuàng)新時(shí)間壓力，包括5個(gè)題項(xiàng)；采用劉云等[52]使用的量表測(cè)量員工創(chuàng)新行為，包括5個(gè)題項(xiàng)。 以上測(cè)量變量的具體題項(xiàng)見表2。

以上量表均采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分法進(jìn)行計(jì)分。RIAZ et al.[53]認(rèn)為員工的性別、年齡、受教育程度和工作年限可能會(huì)解釋創(chuàng)新行為的變異，因此，本研究在探索創(chuàng)新行為的影響因素時(shí)將這4個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特

表2 因子旋轉(zhuǎn)結(jié)果Table 2 Results for Factor Rotating

注：因素1為員工優(yōu)勢(shì)使用，因素2為創(chuàng)新自我效能感，因素3為創(chuàng)新時(shí)間壓力，因素4為創(chuàng)新行為。

表3 測(cè)量模型的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Table 3 Confirmatory Factor Analysis Results for Measurement Model

征變量作為控制變量。此外，由于VAN WOERKOM etal.[31]認(rèn)為不足改進(jìn)與員工優(yōu)勢(shì)使用是一對(duì)重要的概念，并且他們的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)員工優(yōu)勢(shì)使用和不足改進(jìn)均與員工的主動(dòng)行為顯著正相關(guān)。還有研究表明員工優(yōu)勢(shì)使用和不足改進(jìn)均與自我效能、自尊、工作投入顯著正相關(guān)[19]。為排除不足改進(jìn)對(duì)創(chuàng)新行為可能帶來的影響，本研究也將不足改進(jìn)作為控制變量。控制變量均在第1階段進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。選取VAN WOERKOM et al.[31]開發(fā)的量表測(cè)量不足改進(jìn)，包括3個(gè)題項(xiàng)，同樣翻譯成中文使用，該量表也采用Likert 5點(diǎn)評(píng)分法進(jìn)行計(jì)分。

3.3 信度和效度檢驗(yàn)

為保證分析數(shù)據(jù)的質(zhì)量，需對(duì)量表的信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)，確保樣本數(shù)據(jù)可信和有效。檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于Cronbach′sα系數(shù)，員工優(yōu)勢(shì)使用的為0.835，創(chuàng)新自我效能感的為0.852，創(chuàng)新時(shí)間壓力的為0.908，創(chuàng)新行為的為0.886，不足改進(jìn)的為0.758。各量表的Cronbach′sα系數(shù)均在0.700以上，表明各量表的信度較好。

將該研究模型的4個(gè)主要研究變量的所有題項(xiàng)作為整體進(jìn)行探索性因子分析，采用最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，結(jié)果表明KMO值為0.891，Bartlett球形檢驗(yàn)在0.001水平下顯著，表明4個(gè)量表題項(xiàng)的整合滿足進(jìn)行探索性因子分析的要求，因子旋轉(zhuǎn)結(jié)果見表2。由表2可知，旋轉(zhuǎn)后共析出4個(gè)因子，題項(xiàng)聚合與原量表題項(xiàng)一致，累計(jì)解釋變異量達(dá)到69.296%，表明各量表具有良好的效度。

采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)變量的區(qū)分效度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。將本研究的理論模型作為基準(zhǔn)模型，共有4個(gè)因子，分別為員工優(yōu)勢(shì)使用、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新時(shí)間壓力和創(chuàng)新行為。以此為基礎(chǔ)，通過合并潛變量提出7個(gè)備選模型，單因子模型是將員工優(yōu)勢(shì)使用、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新時(shí)間壓力和創(chuàng)新行為合并為1個(gè)因子；2因子模型a將員工優(yōu)勢(shì)使用和創(chuàng)新自我效能感合并為1個(gè)因子，將創(chuàng)新時(shí)間壓力和創(chuàng)新行為合并為1個(gè)因子；2因子模型b將員工優(yōu)勢(shì)使用和創(chuàng)新時(shí)間壓力合并為1個(gè)因子，將創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新行為合并為1個(gè)因子；2因子模型c將員工優(yōu)勢(shì)使用和創(chuàng)新行為合并為1個(gè)因子，創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力合并為1個(gè)因子；3因子模型a將員工優(yōu)勢(shì)使用和創(chuàng)新時(shí)間壓力合并為1個(gè)因子；3因子模型b將創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力合并為1個(gè)因子；3因子模型c將員工優(yōu)勢(shì)使用和創(chuàng)新自我效能感合并為1個(gè)因子。由表3可知，基準(zhǔn)模型的匹配指數(shù)最好，說明本研究的4個(gè)變量之間的區(qū)分效度較好。

3.4 控制和檢驗(yàn)同源方法偏差

因本研究數(shù)據(jù)均來自于員工，采取PODSAKOFF et al.[54]提出的程序和統(tǒng)計(jì)上的方法控制和檢驗(yàn)同源方法偏差。在程序上，采取3個(gè)時(shí)間點(diǎn)收集數(shù)據(jù)；在調(diào)查時(shí)采用匿名形式，并在調(diào)查問卷中對(duì)數(shù)據(jù)的保密性做出承諾，以保證員工如實(shí)填寫問卷。在統(tǒng)計(jì)上，一方面，采用Harman單因素方差分析，對(duì)同源方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果共析出4個(gè)因子，并且第1個(gè)因子解釋的變量最大，其值為19.601%，并未超過建議值40%；另一方面，分別構(gòu)建2個(gè)模型，模型1為測(cè)量的4因子模型，因子包括員工優(yōu)勢(shì)使用、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新時(shí)間壓力、創(chuàng)新行為；模型2將同源方法偏差作為一個(gè)潛變量代入模型，并將所有標(biāo)識(shí)變量在這個(gè)潛在變量上負(fù)載。結(jié)果表明，模型2的擬合度優(yōu)于模型1，模型2中潛變量同源方法偏差的變異解釋率為7.896%，遠(yuǎn)低于WILLIAMS et al.[55]建議的25%的標(biāo)準(zhǔn)。所以，本研究的各變量并不存在嚴(yán)重的同源方法偏差。

4 研究結(jié)果

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

本研究中變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)見表4。由表4可知，員工優(yōu)勢(shì)使用、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新時(shí)間壓力和創(chuàng)新行為之間均顯著相關(guān)，這為后續(xù)的研究提供了初步證據(jù)。

4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

本研究利用多元分層線性回歸分析和Bootstrap檢驗(yàn)，回歸分析結(jié)果見表5。表5中，模型1為控制變量對(duì)創(chuàng)新行為的預(yù)測(cè)模型；模型2為控制變量和員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的預(yù)測(cè)模型；模型3為控制變量、員工優(yōu)勢(shì)使用、中介變量創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新行為

表4 均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)Table 4 Means, Standard Deviations and Correlation Coefficients

注：**為在0.010水平上顯著，*為在0.050水平上顯著。

表5 回歸分析結(jié)果Table 5 Results for Regression Analysis

注：***為在0.001水平上顯著相關(guān)。

的預(yù)測(cè)模型；模型4為控制變量、員工優(yōu)勢(shì)使用、中介變量創(chuàng)新時(shí)間壓力對(duì)創(chuàng)新行為的預(yù)測(cè)模型；模型5為控制變量對(duì)創(chuàng)新自我效能感的預(yù)測(cè)模型；模型6為控制變量和員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新自我效能感的預(yù)測(cè)模型；模型7為控制變量對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力的預(yù)測(cè)模型；模型8為控制變量和員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力的預(yù)測(cè)模型。

依據(jù)BARON et al.[56]的中介步驟檢驗(yàn)創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的中介作用。第1步，以員工優(yōu)勢(shì)使用為自變量，以創(chuàng)新行為為因變量進(jìn)行回歸分析，由模型2可知，員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響，β=0.486，p<0.001，H1得到驗(yàn)證。第2步，分別以創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力為因變量、以員工優(yōu)勢(shì)使用為自變量進(jìn)行回歸分析，由模型6可知，員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新自我效能感有顯著的正向影響，β=0.332，p<0.001；由模型8可知，員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力有顯著的負(fù)向影響，β=-0.327，p<0.001。H2和H3得到驗(yàn)證。第3步檢驗(yàn)創(chuàng)新自我效能感的中介作用，由模型3可知，創(chuàng)新自我效能感的回歸系數(shù)為0.363，p<0.001，并且員工優(yōu)勢(shì)使用的回歸系數(shù)仍然顯著，β=0.366，p<0.001。因此，創(chuàng)新自我效能感在員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的影響中起部分中介作用，H4得到初步驗(yàn)證。第4步，檢驗(yàn)創(chuàng)新時(shí)間壓力的中介作用，由模型4可知，創(chuàng)新時(shí)間壓力的回歸系數(shù)為-0.221，p<0.001，并且員工優(yōu)勢(shì)使用的系數(shù)仍然顯著，β=0.414，p<0.001。因此，創(chuàng)新時(shí)間壓力在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，H5得到初步驗(yàn)證。

為進(jìn)一步說明創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力的中介作用，需要對(duì)中介效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。本研究采用偏差校正Bootstrap法，該方法適用于中、小樣本，提供的置信區(qū)間估計(jì)也更準(zhǔn)確[57]。本研究使用Process程序中的模型4對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行偏差校正Bootstrap檢驗(yàn)，Bootstrap重復(fù)抽樣次數(shù)為5 000次。檢驗(yàn)結(jié)果表明，創(chuàng)新自我效能感在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)在95%水平上的置信區(qū)間為[0.071, 0.230]，創(chuàng)新時(shí)間壓力在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)在95%水平上的置信區(qū)間為[0.036, 0.158]，置信區(qū)間均不包含0，說明中介效應(yīng)存在。因此，H4和H5得到驗(yàn)證。

為比較不同中介作用的強(qiáng)度，根據(jù)PREACHER et al.[58]多重中介的整體檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，采用偏差校正Bootstrap法，重復(fù)抽樣次數(shù)為5 000次。檢驗(yàn)結(jié)果表明，中介效應(yīng)的總效應(yīng)值為0.156，置信區(qū)間為[0.080, 0.252]；創(chuàng)新自我效能感的中介效應(yīng)值為0.115，置信區(qū)間為[0.044, 0.213]；創(chuàng)新時(shí)間壓力的中介效應(yīng)值為0.042，置信區(qū)間為[0.009, 0.105]。中介效應(yīng)值的置信區(qū)間均未包含0，說明員工優(yōu)勢(shì)使用顯著通過創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力的雙重路徑對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。從中介效應(yīng)的強(qiáng)度看，創(chuàng)新自我效能感的中介作用更強(qiáng)。該研究結(jié)論與工作要求資源理論內(nèi)涵一致，也就是說，工作資源主要通過動(dòng)機(jī)過程對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響，較少通過健康損害過程對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。

5 結(jié)論

5.1 研究結(jié)果

本研究以工作要求資源理論為框架，以中國(guó)企業(yè)員工為對(duì)象，采用三階段樣本數(shù)據(jù)收集方法，對(duì)員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的作用機(jī)制進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明，員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為和創(chuàng)新自我效能感均有顯著的正向影響，對(duì)創(chuàng)新時(shí)間壓力有顯著的負(fù)向影響，創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間起顯著的部分中介作用。

5.2 理論價(jià)值

本研究主要有4個(gè)方面的理論價(jià)值。

(1)首次從員工優(yōu)勢(shì)理論視角探討員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的積極影響，為創(chuàng)新行為的驅(qū)動(dòng)力研究提供了新的視角。已有關(guān)于創(chuàng)新行為的影響因素研究大多關(guān)注個(gè)體的人格、認(rèn)知、態(tài)度和心理因素，本研究另辟蹊徑，深入考察員工個(gè)體行為即員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的影響。研究結(jié)果證實(shí)員工在工作中使用自身優(yōu)勢(shì)的程度越高，在工作中表現(xiàn)出創(chuàng)新行為的可能性就越大，原因在于優(yōu)勢(shì)使用為員工表現(xiàn)創(chuàng)新行為提供了必要的個(gè)體資源條件。雖然，VAN WOERKOM et al.[59]探討過組織層面的基于優(yōu)勢(shì)的心理氛圍對(duì)創(chuàng)造力的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)基于優(yōu)勢(shì)的心理氛圍顯著正向影響員工的創(chuàng)造力，但是該研究并未具體研究員工優(yōu)勢(shì)使用的影響效應(yīng)?？傊?，該研究為從個(gè)體層面如何提升創(chuàng)新行為提供了新的視角。

(2)本研究發(fā)現(xiàn)員工優(yōu)勢(shì)使用不僅能夠提升員工創(chuàng)新行為和創(chuàng)新自我效能感，而且還能降低員工感知到的創(chuàng)新時(shí)間壓力，這有助于進(jìn)一步豐富優(yōu)勢(shì)使用的影響的研究。大量研究已經(jīng)證實(shí)優(yōu)勢(shì)使用在提升個(gè)體的工作投入、留職意愿、績(jī)效、自尊、精力和活力感等方面發(fā)揮著積極的作用，KONG et al.[6]從自我決定的視角對(duì)員工在工作中的優(yōu)勢(shì)使用行為與任務(wù)績(jī)效和助人行為之間的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為在工作中使用優(yōu)勢(shì)的員工容易獲得更多的能量，更傾向于投入工作，自尊水平得到較大提升，并且還能體驗(yàn)到更多的和諧性的激情，進(jìn)而帶來員工任務(wù)績(jī)效和助人行為的提升。很少有研究探討優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為和創(chuàng)新心理因素之間的關(guān)系，本研究基于工作要求資源理論考察員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為、創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力的影響，研究結(jié)果表明員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)3個(gè)變量均有顯著的直接影響，說明在工作中使用優(yōu)勢(shì)的員工較容易獲得更多的心理資源和工作資源。這些資源的獲得不僅提升了應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性工作即創(chuàng)新性工作的信心，而且還降低了因創(chuàng)新性工作緊迫性和復(fù)雜性帶來的員工感知到的創(chuàng)新時(shí)間壓力。因此，本研究有助于豐富員工優(yōu)勢(shì)使用影響的研究。

(3)研究結(jié)果表明員工優(yōu)勢(shì)使用能顯著通過創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力的中介作用對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，這有助于深化理解優(yōu)勢(shì)使用與績(jī)效的中間轉(zhuǎn)化機(jī)制以及打開兩者之間的黑箱。理論界一直試圖揭示優(yōu)勢(shì)使用與績(jī)效之間的機(jī)制和黑箱，并做出過相應(yīng)的努力，MEYERS et al.[60]發(fā)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)干預(yù)與個(gè)體成長(zhǎng)主動(dòng)性之間的關(guān)系受到希望的中介(希望是心理資本的重要維度，是指?jìng)€(gè)體感知到的為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)自己所具備的能力)，但此方面的研究還很缺乏。本研究關(guān)于優(yōu)勢(shì)使用通過促進(jìn)創(chuàng)新自我效能感進(jìn)而轉(zhuǎn)化為員工的創(chuàng)新行為的研究，有助于填補(bǔ)優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間轉(zhuǎn)化機(jī)制的研究。雖然，GHIELEN et al.[61]進(jìn)一步將積極的工作資源作為兩者之間關(guān)系的機(jī)制過程，但其并未考慮消極的工作要求在優(yōu)勢(shì)使用與工作績(jī)效之間的作用。本研究把創(chuàng)新時(shí)間壓力作為優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的中介變量，研究結(jié)果表明在工作中使用優(yōu)勢(shì)能夠通過降低員工感知到的創(chuàng)新時(shí)間壓力，進(jìn)而降低創(chuàng)新時(shí)間壓力對(duì)創(chuàng)新行為的負(fù)向影響。因此，本研究對(duì)揭示優(yōu)勢(shì)使用與績(jī)效之間的黑箱做出了相應(yīng)的貢獻(xiàn)。另外，本研究基于中國(guó)企業(yè)員工樣本數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的雙重中介影響機(jī)制，有助于拓展員工優(yōu)勢(shì)與創(chuàng)新關(guān)系理論的跨文化適用性。

(4)本研究有助于豐富工作要求資源理論的應(yīng)用范圍和內(nèi)涵。工作要求資源理論是一個(gè)內(nèi)容豐富、使用范圍較廣的理論，該理論自提出以來，已受到廣泛的關(guān)注和應(yīng)用。CARLSON et al.[62]結(jié)合工作要求資源理論，提出基于技術(shù)的工作要求和工作資源對(duì)員工離職傾向的影響模型，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)性工作自主性通過動(dòng)機(jī)過程降低員工離職傾向，而技術(shù)性工作負(fù)荷和技術(shù)性工作監(jiān)控通過健康損害過程提升員工離職傾向。但是，BAKKER et al.[18]認(rèn)為工作資源與工作要求的關(guān)系以及工作資源對(duì)健康損害過程的作用還未受到應(yīng)有的重視。本研究通過構(gòu)建員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為影響的兩條路徑模型，不僅是對(duì)BAKKER et al.[18]呼吁的一種回應(yīng)，而且還拓展了工作要求資源理論在優(yōu)勢(shì)使用理論研究中的應(yīng)用，研究結(jié)果也證實(shí)員工優(yōu)勢(shì)使用作為員工個(gè)體資源，其對(duì)動(dòng)機(jī)過程的作用比健康損害過程的影響要強(qiáng)，這一結(jié)論與工作要求資源理論的命題相一致。此外，本研究還豐富了工作要求資源理論的內(nèi)涵，即某種個(gè)體資源有助于個(gè)體獲得更多的其他個(gè)體資源。

5.3 管理啟示

本研究的管理啟示主要有兩個(gè)方面。一方面，員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用表明，組織為提升員工的創(chuàng)新行為應(yīng)盡可能地實(shí)施有利于員工發(fā)揮優(yōu)勢(shì)的管理實(shí)踐。為此提出3點(diǎn)建議：①幫助員工準(zhǔn)確識(shí)別他們的優(yōu)勢(shì)。GOVINDJI et al.[13]認(rèn)為，知道自己具備什么優(yōu)勢(shì)的個(gè)體更容易使用自己的優(yōu)勢(shì)，但是大多數(shù)人卻不知道自己的優(yōu)勢(shì)是什么。所以組織可以采用優(yōu)勢(shì)識(shí)別工具幫助員工發(fā)現(xiàn)自己的優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而促進(jìn)員工優(yōu)勢(shì)使用，最終帶來更多的員工創(chuàng)新行為。目前，較為常用的優(yōu)勢(shì)識(shí)別工具有兩種，分別是克利夫頓優(yōu)勢(shì)識(shí)別器和行為價(jià)值優(yōu)勢(shì)目錄調(diào)查工具。②實(shí)施基于優(yōu)勢(shì)的績(jī)效評(píng)價(jià)和績(jī)效反饋。VAN WOERKOM et al.[63]認(rèn)為目前的績(jī)效評(píng)價(jià)一般都是采用相同的績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)對(duì)具有不同優(yōu)勢(shì)的員工進(jìn)行評(píng)價(jià)，這樣不利于員工充分發(fā)揮自己的優(yōu)勢(shì)，以最大程度地提升績(jī)效水平。因此，為促進(jìn)員工在工作中使用自己的優(yōu)勢(shì)完成創(chuàng)新性的工作任務(wù)，組織應(yīng)該實(shí)施具有彈性的基于優(yōu)勢(shì)的績(jī)效評(píng)價(jià)體系。AGUINIS et al.[64]認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)通過識(shí)別員工在杰出的績(jī)效表現(xiàn)中體現(xiàn)的員工優(yōu)勢(shì)，并對(duì)員工利用優(yōu)勢(shì)所做的成功事件進(jìn)行積極的反饋，鼓勵(lì)其進(jìn)一步在工作中發(fā)揮優(yōu)勢(shì)，有助于提升員工的優(yōu)勢(shì)使用水平，促使員工在工作中表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。③秉持員工優(yōu)勢(shì)與工作崗位要求相匹配的招聘思想。在招聘過程中，應(yīng)在充分了解崗位需求以及準(zhǔn)確把握崗位所需要的技能、知識(shí)和能力等的基礎(chǔ)上，最大限度識(shí)別出應(yīng)聘者具有的優(yōu)勢(shì)，并判斷其與崗位要求是否匹配。在傳統(tǒng)的招聘過程中，往往重視應(yīng)聘者是否勝任崗位，而不太關(guān)注應(yīng)聘者的優(yōu)勢(shì)是否與崗位要求匹配。勝任崗位并不意味著在此方面具有優(yōu)勢(shì)，所以在迫切要求員工實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的背景下，組織可通過員工優(yōu)勢(shì)與崗位要求相匹配的招聘思想，招攬人才，促使人才在工作中充分發(fā)揮優(yōu)勢(shì)，表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。

另一方面，研究結(jié)果表明員工優(yōu)勢(shì)使用能夠分別通過創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，說明組織實(shí)施促進(jìn)員工優(yōu)勢(shì)使用的管理措施時(shí)，同時(shí)也應(yīng)該關(guān)注如何提升員工創(chuàng)新自我效能感以及如何避免員工感受到較大的創(chuàng)新時(shí)間壓力。在提升創(chuàng)新自我效能感方面，結(jié)合BANDURA[39]提出的提升自我效能的途徑，提出4點(diǎn)建議：①過去成功的經(jīng)驗(yàn)。領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)對(duì)員工的創(chuàng)新工作進(jìn)行積極的反饋，幫助員工一起回顧其過去做得比較成功的創(chuàng)新事件，并給予積極的表揚(yáng)和獎(jiǎng)勵(lì)。②替代榜樣。領(lǐng)導(dǎo)可經(jīng)常性地給員工分享他人取得的創(chuàng)新成功事件，這樣無形之中將可能激發(fā)員工的替代榜樣作用，增強(qiáng)員工對(duì)自己成功實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新的信念。③口頭說服。領(lǐng)導(dǎo)可通過口頭勸說的方式，說服員工相信自己具備創(chuàng)新完成工作所需的知識(shí)和能力素質(zhì)，提升員工創(chuàng)新性地完成工作的信心。④情緒喚醒。領(lǐng)導(dǎo)可以為員工提供成功實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新所需的人力、財(cái)力和物力以及心理資源，喚醒員工在工作中主動(dòng)表現(xiàn)創(chuàng)新的積極情緒，進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)新行為表現(xiàn)。在降低員工的創(chuàng)新時(shí)間壓力感知方面，領(lǐng)導(dǎo)者可基于員工優(yōu)勢(shì)的工作安排，使其能夠在擅長(zhǎng)的崗位上發(fā)揮作用，有助于減少員工實(shí)施創(chuàng)新所需的時(shí)間，進(jìn)而降低其感知到的時(shí)間壓力；此外，對(duì)于要求快速完成創(chuàng)新任務(wù)的員工，可以減少對(duì)他們的非創(chuàng)新性任務(wù)的安排，盡可能地為員工創(chuàng)新提供充足的時(shí)間，這也有助于降低員工的創(chuàng)新時(shí)間壓力感知，最終提升員工的創(chuàng)新行為。

5.4 研究局限和展望

雖然，本研究具有一定的理論貢獻(xiàn)和實(shí)踐價(jià)值，但仍存在以下3個(gè)方面的不足。①本研究收集的雖然是三階段數(shù)據(jù)，同源方法偏差檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)樣本數(shù)據(jù)并不存在嚴(yán)重的同源方法偏差，但未來可通過領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)員工創(chuàng)新行為的方法完成員工創(chuàng)新行為的數(shù)據(jù)收集，進(jìn)一步提高樣本數(shù)據(jù)的有效性。②本研究只探討了創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新時(shí)間壓力的中介作用，已有研究表明優(yōu)勢(shì)使用也可通過積極的思想、積極的行為和需求滿足感提升員工的績(jī)效表現(xiàn)，因此未來可進(jìn)一步研究其他變量在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的中介作用。③本研究未探討員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為影響的邊界條件。根據(jù)情景理論可知，積極的行為能否帶來積極的績(jī)效結(jié)果受到情景變量的調(diào)節(jié)。當(dāng)員工所在的組織環(huán)境不支持員工使用優(yōu)勢(shì)時(shí)，員工可能就不再有較大的動(dòng)力通過發(fā)揮優(yōu)勢(shì)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新，也就是說，不支持優(yōu)勢(shì)使用的環(huán)境可能削弱員工優(yōu)勢(shì)使用對(duì)創(chuàng)新行為的積極影響。因此，未來應(yīng)重視情景變量在員工優(yōu)勢(shì)使用與創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)作用研究。