任务意义与奖励对创造力的影响——创造力角色认同的中介作用与心理框架的调节作用，本文主要内容关键词为：创造力论文,框架论文,调节作用论文,角色论文,意义论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
适应“新常态”与创新引领是当前中国转型发展的主基调。构建创新驱动型组织，凝聚新的发展动力，将决定我国企业能否在新一轮的全球竞争中赢得主导权。激励和开发员工的创造力，已经比任何历史时期都显得更为重要而紧迫。 以Amabile等为代表的学者强调内在报酬的重要性，认为创造是一个推陈出新的过程，只有超越任务本身(“要我干”)而产生掌握和精通任务的内在兴趣(“我要干”)，才能促使员工积极投入到工作中，从而激活创造力。[1]进一步，工作特征模型强调，任务自身蕴含着丰富的内在激励价值，为员工提供富有意义的任务有助于提升创造力。[2]以Eisenberger等为代表的行为学派则强调金钱奖励等外在报酬的重要性。[3]他们认为，奖励为工作成果提供了正面反馈和强化机制，使得员工乐于投入更多的时间和精力学习和发展技能，并把学习成果移植到新的任务中去，从而提升创造力。 然而，行为学派的观点遭到了以Deci等为代表的认知学派的激烈批评。[4]他们反对将行为视作奖励强化的结果，认为任务意义本身就蕴含着独立于外在奖励的内在激励因素。提供奖励，意味着员工必须依照奖励标准行事，原本从任务意义感知中汲取能量的动力机制将被抑制，导致任务本身固有的价值感知被削弱，这种“显性激励的隐性激励成本”对创造力的基础——内在动机产生“挤出效应”。[5，6]同样，这一观点也遭到了行为学派的激烈还击。他们批评认知学派将奖励与任务意义的关系简单地抽象为此消彼长的替代关系，相反他们认为，为有价值的工作提供金钱奖励，有助于增强员工完成任务的主观价值感知，因而二者是互补增益的关系。[7] 观点的对立不仅阻滞了理论的发展，也导致现实中实践者无所适从。这里存在一个实践悖论：尽管管理者知道滥用金钱奖励导致实用主义和功利性价值观泛滥，并引发员工战略责任缺失，是个不争的事实，但是犹若饮鸩止渴，企业依旧偏好使用金钱奖励手段。[8]悖论的背后，又折射出理论解释力的苍白和研究手段的滞后。[9]学术界旨在弥合理论缺口的努力从未停止。从早期通过拓展任务意义，辅以奖励、晋升等外在报酬来提高创造力的内外报酬可以叠加的观点，[10]到Amabile的内外动机协同的观点，[11]再到Ryan等关于外在动机内在化的有机整合理论，[12]学者们尝试梳理清楚任务意义蕴含的内在价值与奖励固有的外在价值之间的关系，以及有效整合二者之道。需要强调的是，这一主题在中国创造力普遍缺失的背景下更具时代意义。激励错位与价值扭曲始终制约着本土企业的创新与发展，也引起了国内学者的高度关注。贺伟等[13]以及张勇等[14]从不同角度探讨了内外激励的协同效应和作用边界。尽管如此，Cerasoli等[15]的最新元分析表明，这场延续近40年的理论纷争尚未有弥合的迹象。我们认为造成这种结局有以下两点主因： 第一，奖励二元对立属性的作用机理尚未被充分揭示。奖励既包含传递组织认同的信息属性，也包含将员工行为纳入组织偏好轨道的控制属性。[16]任务意义蕴含的激励价值体现在，如果员工在工作中体验到他对同事乃至整个组织产生积极影响，将内化这种感知，并转化为对工作的内在兴趣。[17]如果这种内在兴趣与组织偏好一致，奖励的信息性则会鼓励员工按照自我兴趣行事。但是一旦相悖，奖励的控制性则抑制个体的自我决定。问题在于，在工作背景下个体偏好并非总是与组织偏好一致。虽然Weibel等人指出，奖励是任务意义的助推剂还是腐蚀剂，取决于奖励控制属性与认同属性孰者占优，[18]但遗憾的是，现有研究并没有充分考虑奖励双重性作用发挥的具体边界条件。 第二，创造中的动机整合过程复杂。为工作中的难题找到创造性地解决之道具有不可预测性，[19]作为条件报酬，奖励自身也蕴含着风险性。[20]员工在做出是否投身创造的决策前，必然存在一个风险投入与风险收益的心理推断与权衡过程。是追随内在兴趣主动迎接挑战，还是采取保守策略获取稳定收益，抑或在创造过程中的动机性信息加工程度是深度介入还是浅尝辄止，取决于员工的心理计量结果。[21]行为学派强调，奖励创造性行为将大大提高个体对挑战性任务的价值感知，[7]但是估值高的行动未必是员工的必然选择。偏好反转(Preference Reversal)理论强调，[22]在(高估值、高风险)与(低估值、低风险)的组合中，个体尽管赋予前者更高的主观价值，但在实际决策中往往会选择后者。 以上两点为我们探讨外在报酬(奖励)与内在报酬(任务意义)如何协同促进员工创造力，提供了新的分析视角。其一，为抑制奖励的控制属性并把员工内在兴趣纳入组织轨道中，我们有必要提高员工对创造力的价值认同，因此，创造力角色认同可能是一个重要的桥梁和边界条件；其二，为抑制行为选择与价值估值偏离的问题，我们有必要把员工的心理框架效应纳入现有的研究框架中。 一、理论背景与研究假设 1.任务意义与创造力 Hackman等认为，优化工作设计是最重要的激励手段。[23]作为主要工作特征，任务意义指个体的工作内容能够给周围同事以及外部关联群体的工作或生活带来的积极影响力。当个体意识到他的工作及成果对其他人的福利产生重大影响时，将体验到更多的任务意义。[24]Grant运用期望理论(Expectation Theory)刻画了任务意义的内在报酬属性。[25] 期望理论强调，行为动机取决于预期和效价两种因素的加总。预期指能够达成目标的主观概率；效价指这些目标能否满足个体的主观价值感知。当员工从任务中体验到自己的工作能够给他人或组织带来积极影响时，他们会通过预期(高努力能够带来高绩效)和效价(高绩效能够给他人带来高福利)两种心理机制的综合作用，激发他们在工作中投入更多的时间和精力。从这层意义上讲，任务意义属于内在报酬范畴。Amabile的经典创造力组成理论(Theory of Creative Composition)能够帮助我们清晰地刻画任务意义与创造力的联系。[26]该理论识别出影响创造力的三个组成部分：领域技能、创造技能和内在动机。 从社会信息加工角度看，让员工感知到他们的任务对于他人或组织的积极意义，有助于增强他们的使命感和自我认同感，从而增强个体创造的主观效价和内在动机。[27]从工作设计角度看，充实任务意义感知，有助于激励员工投入更多时间和精力，去吸收和掌握领域技能和创造技能，形成较灵活的认知结构和处理挑战性难题的深层策略，[28]从而增强实现创造的主观预期。因而，任务意义对创造力产生积极影响。然而二者是否呈正向线性关系，尚需进一步探讨。 累积前景理论(Cumulative Prospect Theory)强调，在不同诱因下，个体会主观地赋予决策因子不同权重，形成新的参照点，并可能导致偏好反转。[29]这意味着估值高的行为未必是个体的最终选择。就任务意义而言，员工从事的任务在公司整体价值链体系中越重要，则承担的职责越多，对知识技能的要求越高，工作的非程序化程度越强，工作标准越模糊，由此所衍生的绩效压力和结果的不确定性感知也就越强。[30]换言之，随着任务意义感知的加强，尽管内在激励因素越来越丰富，但从概念化的价值感知到最终创造力成果的实现，其过程也变得愈加艰难。作为跨期决策行为，员工不得不在创造力投入与风险贴水之间做出权衡。[31]正如前面所分析的那样，风险的介入导致个体预期实现目标的主观概率降低，因而任务意义的内在驱动力被打折扣，进而影响后续创造投入。这意味着个体从任务意义中汲取的积极力量，因个体出于风险规避的需要而打了折扣。总之，任务意义对创造力的影响因心理计量折扣而呈二次曲线形态，呈现增量递减特征。据此，我们提出假设： H1：任务意义对创造力有积极影响，但增量递减 2.奖励的调节作用 对员工在创造活动中额外付出的脑力、体力、精力及牺牲闲暇予以价值补偿和价值认同十分重要，[32]但是不同奖励强度对任务意义感知转化为创造力的促进作用不同。 当任务意义感知水平处于高位区间时，意味着员工能够体验到更多来自任务影响的内在激励。这时如果提供高奖励，预示着除单纯依据内在兴趣作为行为选择的依据外，组织的意志或偏好也介入到员工的行为决策中，人为地增加了个体创造过程中的外部干扰，这可能引发员工认知偏转，从关注过程转向关注结果，[18]无形中挤压了员工的自由空间，导致动机受控，降低内在动机参与度。[12]自由是创造不可分割的部分，[33]此时奖励的控制属性强于信息属性，对内在动机产生“挤出效应”。相反，低程度的奖励，不足以对员工产生干扰或诱惑，有助于他们出于自我意愿去探索和学习，并乐在工作之中。此时任务意义感知也更容易转化为内在动机，成为员工创造力的主要驱动力。[34] 当任务意义感知水平处于低区间时，意味着任务本身蕴含的激励价值对员工创造力的影响有限。按照Weibel等人的说法，这时需要一个替代性的动力机制，以弥补内在动机的不足，此时员工对奖励较为敏感。[18]提高奖励程度，一方面是对高失败风险活动的价值补偿，另一方面也释放价值认同信息，有助于引导员工围绕任务目标或激励标准，加快提升知识技能，以便更好地理解和驾驭工作，进而增强完成任务的内在激励水平。这又被称作外在激励对内在动机的“挤入效应”。[35]因此，相对于低程度的奖励，高奖励在任务意义感知处于低水平时，能够更好地促进任务意义转化为创造力。 上述理论演绎过程也得到一些研究的间接支持。Baer等人以工作复杂性为研究对象，发现奖励对富含内在激励价值的复杂工作有“挤出效应”，而对内在激励价值匮乏的简单程序化工作，有“挤入效应”。[36]基于以上分析，本文提出如下假设： H2：奖励调节任务意义与创造力的关系。在任务意义感知处于低位区间时，高程度奖励比低程度奖励更能促进任务意义转化为创造力；在任务意义感知处于高位区间时，低程度奖励比高程度奖励更能促进任务意义转化为创造力 3.创造者角色认同的调节与中介作用 Farmer等人把角色认同理论应用在创造力领域，首次提出创造力角色认同的概念，用来描述员工在多大程度上把自己定义为一名富有创造力的个体。[37]我们认为，奖励正向影响创造力角色认同。 首先，创造力角色认同的核心要义在于，通过认同调节机制自觉地将外部的期待和角色要求转化为自我意识的一部分，并尽力将个人的态度及行为与其在社会互动过程中所扮演的社会角色保持一致。[38]Brenner等人强调，个体一旦做出角色定位，会时时感受到一种来自人际和社会的压力，迫使自己尽可能做到始终如一，否则将付出一定的个人成本和社会成本。[39]换言之，如果个体按照外部期待把自己定位成一名创造者，就需要一种外在机制来强化这种认同，以维持外界对自己的观感。奖励的信息属性释放的价值认同暗示，恰好契合了这一诉求。因此，为创造力提供奖励等同于为个体自我强化倾向提供组织认同，是促进创造力角色认同的重要手段。[35]基于此，我们提出假设： H3：奖励正向影响创造力角色认同 Coelho等指出，高创造力角色认同的个体，更容易由衷地参与到创造进程中，尽管其中涉及诸多包含错误和可能失败的新方案、新方法。[40]他们对环境中的各种变异及刺激保持较高的敏感性和适应性，乐意投入更多的精力和时间来提升思维深度，并超越角色要求，进行跨时间和空间的联想和意义建构，以探寻更具个性化或异质性的问题解决策略。[41]面临困难、可能的失败和挫折时，他们也会展示出异于常人的韧劲和坚持。[42] 任务意义的核心要义在于通过成就他人或组织来实现自我价值。从这层意义上看，高创造力角色认同的个体，更容易从任务意义的价值感知中获取信念、汲取养分，主动投入更多的时间和精力去探索和学习，从而提升创造力。相反，低创造力角色认同的个体，较少关注他人对自己的角色期望以及自己对他人的影响，此时任务意义对创造力的影响较弱。基于此，本文假设： H4：创造力角色认同调节任务意义与创造力的关系。提高创造力角色认同有助于加强任务意义对创造力的影响 Benabou等强调个体的效用函数中包含三个重要部分：外在报酬、做喜欢做的事情(内在动机)以及关注自己在他人眼中的印象(角色认同)。[43]我们认为，角色认同在前两者关系中起到中介和调节作用，这可以从Deci等的有机整合理论中找到答案。[44] 有机整合理论(Organismic Integration Theory)强调，促使个体行为从受到外在因素引导转向由内在动机驱动，一般受到内摄(Introjection)、认同(Identification)和整合(Integration)三种调整过程的影响。外在动机内在化(Internalization)大致经历这样一个演变过程：从初始追逐利益或避免惩罚的外在动机过程，到为摆脱某种形式的压力不得已而为之的内摄调整过程；再到逐步意识到某种行为的重要价值并将它内化为自我的一部分来接受的认同调整过程；最后到纳入了自我信念，发自内心地实施该行为并从中体验到某种成就感的整合调整过程。我们认为，创造力角色认同在整个调整过程中起到桥梁作用，[45]有助于将个体对金钱奖励、声誉等外在认知、兴趣和价值观，整合到自发的创造过程之中，并加强个体的任务意义感知，从而将外部控制调整转化为内部自律，提升内在动机。 具体而言，提供奖励会促进个体创造力角色认同，进而强化他们对创造的参与；而高创造力认同角色的个体，正如前面分析的那样，更容易从任务意义的感知价值中汲取动力，为创造投入更多的时间和精力，从而提升创造力。[25]因此，奖励对任务意义与创造力关系的调节作用，被创造力角色认同的中介作用所解释。根据Edwards等的说法，[46]如果调节效应被一个中介过程所解释，则称作被中介的调节效应。基于此，我们假设： H5：奖励对任务意义与创造力关系的调节效应，通过创造力角色认同的中介作用而实现。即奖励通过提高创造力角色认同来加强任务意义对创造力的影响 4.心理框架、奖励与任务意义的三项交互作用 任务意义影响创造力的增量递减效应，使得我们必须重视员工在风险决策中的心理计量机制。[13]根据前景理论，个体对损失的心理感受要强于等量收益。[47]受损失厌恶心理的影响，在收益框架下，个体会表现出风险厌恶，更可能趋向采取保守行为；在损失框架下则表现出风险偏好，趋向采取积极行为。[48]在本文，我们借鉴Merriman等的做法，以损失型框架作为刻画心理框架的研究变量。[49]具体而言，员工通过增加工作量和努力强度会提高获奖机会，并因此呈现出一个相对的损失回避行为。对于蕴含高失败概率的创造活动而言，尽管不是每次付出努力都会取得相应成果，但是高损失框架的个体更愿意冒着这种必要的风险来尝试，力争回避损失。[50] 从这层意义上看，高损失型框架的个体更容易受到任务意义的驱动，把创造力视作自我信念中牢不可破的一部分，投入更多的时间和精力，并以更积极的姿态力争产生新颖而实用的成果，进而得到奖励。[51]相反，低损失型框架的个体则更可能秉持“二鸟在林，不如一鸟在手”的信念，追求保险和稳定收益，因而受任务意义驱动的程度显然要低很多。[52] 我们进一步认为，为高损失型框架的员工提供高奖励，比提供低度奖励更能驱动他们将任务意义感知转化为创造力。根据Gerhart等的激励匹配观点，通过吸引—甄选—磨合机制(Attraction-Selection-Attrition)，有助于吸引和留住那些与组织机制匹配的员工，而他们也更容易展现出高的内在动机。[53]高损失型框架的个体对奖励比较在意，如果提供高的奖励，无疑会契合和匹配他们对风险报酬的追逐，更好地实现动机整合调整与内在化，而内在动机是创造力的基础。相反，为低损失型框架的个体提供高奖励则是不匹配的。因为这类个体较为谨慎，注重细节，追求安全，高奖励伴随的高风险显然不是他们所追求的。[54]基于以上分析，我们假设： H6：心理框架、奖励与任务意义的三项交互联合影响创造力，当奖励水平与损失型心理框架都高时，任务意义对创造力的积极影响最大 综上所述，本文提出一个包含被中介调节效应和三项交互的混合模型，如图1所示。
图1 本研究的概念模型 二、研究设计 1.样本收集 样本采集自某银行信用卡中心。该卡中心以办“中国人的环球卡”为主旨，致力于发挥本土与全球的双重优势，成为中国银行业国际化发展的典范。随着智能化时代的到来，加之“粉丝”经济催生互联网金融，传统信用卡行业不仅面临着日趋激烈的行业内竞争，还面临新兴势力的严峻挑战。为应对新局面，卡中心以创新引领体验为先导，相继开发出以移动端生态圈为载体的智能应用程序，在全行业率先推出移动支付功能。技术的升级必须依托流程和服务的全面升级，才能使得创新落到实地。无纸化办卡、实时信息推送、数据不落地传输、免费无线覆盖等相继导入服务流程，倒逼员工从传统单一支付功能的知识结构和工作范式，转向以大数据处理为基础的工作范式，从而在卡中心形成全方位的创新联动。 在这一背景下，2014年被卡中心定义为以“鼓励创新，反对不作为，允许失败”为基调的创新年，聚焦“技术突破、流程优化、服务升级”三大内容，通过设立“火花奖”、“引擎奖”、“创新大奖”等系列奖项，鼓励员工立足岗位、大众创新，人人成为创客，“即使点子没有价值或者眼前难以实现，也会奖励敢于创新的员工”。 为配合这次活动，卡中心与某大学人力资源研究中心合作，开展“如何激活员工创造力”的课题研究。在第一阶段深度访谈和第二阶段专题调研的基础上，由党委主要领导牵头，一名总监级高管负责具体实施，共3879名员工通过在线教育系统参与问卷调查。调查者来自卡中心总部和各办事处，所属部门涵盖销售部、客户服务部、信用审核和运营管理部、信息技术管理部等15个部门。需要强调的是，卡中心的创新奖励体系面对整个公司层面，所推行的奖励活动是在被调查的15个部门间同时展开的，即参与问卷调查部门的员工面对着相同的奖励体系，这在一定程度上可以降低因为部门间职能、地区等不同而带来的组间差异对调查结果的影响。剔除含有缺失数据或社会称许效应处于极端状态的无效问卷后，共计2169份有效样本，回收率为55.9%。其中男性员工为56.5%，女性员工为43.5%。年龄阶段上，90后占4.9%，80后占48.7%，70后占42.7%，其他年龄段占3.7%。公司服务年限上，16.9%的服务期为1-3年(含)，27.3%为3-5年(含)，37.6%为5-10年(含)，16.6%为10-15年(含)，1.5%为15年以上。教育程度上，专科以下学历为12.4%，专科学历27.6%，本科学历40.4%，研究生学历18.5%，博士学历1.0%。职位上，业务代表及其他基层员工占10.7%，业务主任及业务主管占37.4%，经理级占40.1%，高级经理或办事处主任占11.1%，总监级占0.8%。 2.变量测量 除用于甄别共同方法偏差(CMV)的社会称许偏差问卷，其他问卷均使用五级李克特量表，从1(强烈反对)到5(强烈同意)代表不同等级。 (1)创造力。采用Markus使用的适用于员工自我报告的3题项量表。[55]尽管对于创造力这类包含较高主观价值判断的变量而言，采用配对样本调查、由上司参与评价有助于克服共同方法偏差，但是由于研究成本和现实条件制约，我们只能通过扩大样本量和寻找适宜自我报告的权威量表来克服共同方法偏差。该量表由Markus借鉴Subramaniam等[56]和Shalley等[57]的研究开发而成，题项为“曾提出过与现有产品或服务流程不同的建议”、“与自己提出的见解相比，卡中心现有的产品或服务流程显得非常过时”、“曾提出过一些突破性想法，能够大幅度地改进现有卡产品或服务质量”，由员工根据自己过去的表现进行自我评估。上引三篇文章均发表在权威期刊Academy of Management Journal上，显示该问卷具有一定的权威性。在本研究中，克伦巴赫α值为0.874。 (2)任务意义。采用Grant等开发的6题项量表，[58]让员工自我评估其所承担的任务能够给同事以及客户带来的积极影响和价值。示例题项如“如果我的任务完成出色，同事将会从中获益匪浅”、“我深信只要我努力，持卡人会得到更好的用卡体验”。该问卷克伦巴赫α值为0.839。 (3)奖励。采用Baer等人开发的3题项量表，用来评估员工感知到的组织对创造力的奖励程度。[36]示例题项如“卡中心对员工提出的独特点子予以奖励”、“我部门同事曾因独特的贡献获得特别奖励”。该问卷克伦巴赫α值为0.922。 (4)创造力角色认同。采用Farmer等人开发的3题项量表，让员工报告在多大程度上把自己定义为一名富有创造力的个体。[37]示例题项如“我经常思考如何让自己变得更富有创造性”、“对于如何成为一名有创造力的员工，我没有清晰的概念”(反向题)。问卷的克伦巴赫α值为0.817。 (5)心理框架。采用Merriman等开发的6题项量表。[49]我们没有采用实验研究常用的方法，通过测量距离中性参照点的距离来相对评估损失型框架，而是采纳Merriman等的建议，[49]测量一个绝对意义上的概念，让员工直接报告放弃努力对于自己而言，在多大程度上意味着损失，以测量其对奖励风险的偏好程度。示例题项如“如果我能够在基本报酬之外获得额外奖励，今年的收入计划就圆满完成了”、“为实现今年预期收入目标，我一定要努力工作，以获得额外奖励”。问卷的克伦巴赫α值为0.825。 (6)控制变量。根据工作特质模型，工作条件科技能多样性会影响员工创造力，我们分别采用Morgeson等开发的5题项和4题项量表施测，以控制它们的影响。[59]在创造中打消员工对失败的恐惧很重要，我们采用Edmondson开发的7题项量表，测量员工的心理安全感知，以控制其影响。[60]为剔除亲社会动机的影响，我们采用Grant开发的5题项量表测量。[61]上述变量的克伦巴赫α值均超过0.7的临界值。最后，我们控制了年龄、司龄、职位等人口统计特征变量的影响。 (7)甄别变量。我们采用Reynolds开发的精简版13题项量表，测度员工填写动机的社会称许偏差，[62]以最小化社会称许效应带来的系统误差。示例题项如“不管与谁交谈，我都是一名良好的倾听者”、“即使对待讨厌的人，我也会彬彬有礼”。要求调研对象在“1是”与“2否”中选择其一。 3.数据结构的有效性 我们运用验证性因子分析，检验主要变量间的区分效度。以斜交五因子模型(所有变量独立分开)为基准模型，构建了4个竞争模型：四因子模型(心理框架和创造力角色认同归属一个潜变量，加上任务意义、创造力、奖励)、三因子模型(调节变量和中介变量归属一个潜变量，加上任务意义、创造力)、二因子模型(其他变量归属同一潜变量，加上创造力)以及单因子模型(五个因子完美相关，相关系数设定为1)。 结果表明(如表1所示)，尽管因样本量过大导致卡方比显著外，只有五因子模型的适配指标符合学者们建议的评价要求。[63]同时，嵌套模型的卡方差异检验显示，相比五因子模型，其他模型的χ[2]改变量(Δχ[2])相对于自由度改变量(Δdf)在0.001置信区间内显著，即其他模型对于本研究数据的适配水平，比五因子模型显著较低。为了防止样本量对以上判断的干扰，我们又按照Burnham等人的建议，[64]对比分析了赤池信息准则改变量(ΔAIC)。结果显示，五因子模型的AIC值最小，其他模型的ΔAIC均大于10，从而证明相比于之前已被验证为最佳适配的五因子模型，本研究的数据不再支持其他竞争模型。 尽管我们采取了包括隐匿研究目的和变量名称、社会称许性测量、题项错配、引入反向题等措施，共同方法偏差仍在所难免。为此，我们根据Podsakoff等人建议的方法，[65]在五因子结构基础上，增加被测构念构成的潜在因子，构建一个六因子模型结构。适配结果为
=658.078，df=177，RMSEA=0.042，CFI=0.915，NFI=0.913，SRMR=0.046。通过对比潜在因子控制前后的模型，发现六因子模型的
改变量(Δ
=7.254，Δdf=2，ns)并不显著，且其他适配指标的变化量均未超过0.02，显示共同方法偏差对本研究并不构成威胁。
三、研究结果 1.描述性统计及相关性分析 变量的描述性统计(均值和标准差)以及变量间的相关系数如表2所示。可以看出，创造力与主要研究变量之间存在显著的相关性。 2.假设检验 我们主要采纳Grant等建议的程序，检验被中介调节效应及三项交互效应。[66]为避免多重共线性，对交互项作中心化处理，并运用VIF值和DW统计量分别评估多重共线性和残差自相关的潜在影响。检验结果表明，VIF介于1-4之间，基本可以拒绝变量之间存在多重共线性的可能；DW接近2，表明残差项间没有自相关。同时表3显示，各个模型的
最低达到0.644以上，且F值显著，表明模型构建具有充分的理由。 (1)任务意义的主效应检验(假设1) 模型2检验任务意义对创造力的主效应。结果显示，任务意义的一次项对创造力有显著的正向影响(β=0.129，p＜0.001)，二次项有显著的负向影响(β=-0.057，p＜0.001)。根据Aiken等对非线性拟合的研究结论，[67]若一次项显著为正，二次项显著为负，则自变量对因变量的正向影响服从增量递减规律。 为印证研究结果是否符合这一规律，我们对任务意义与创造力的非线性关系进行曲线拟合，拟合图显示出任务意义与创造力呈二次曲线关系(Adj.
=0.369，p＜0.001)，且符合边际递减规律(见图2)，这进一步验证了本文的理论推演，由此假设1成立。 (2)奖励的调节作用检验(假设2) 模型3检验奖励对任务意义与创造力关系的调节作用。在模型2的基础上增加调节变量以及交互项，模型3的整体解释力具有增量意义(Δ
=0.021，p＜0.001)，同时任务意义平方项与奖励的交互项显著(β=-0.070，p＜0.01)，表明奖励对二者的调节效应存在。我们进一步运用Aiken等建议的方法，[67]以调节变量均值加减一个标准差为限，进行曲线斜率的简单估计(结果见表4)，并在任务意义(+sd，-sd)的范围内，绘制中心化后的交互效应图，以揭示调节效应的具体影响，结果见图3。 Aiken等指出，[67]检验二次曲线的调节效应时，如果仅有“自变量平方项×调节变量”的系数显著，则调节变量不改变曲线整体的倾斜度，而仅改变了曲线形状。在本研究中只有平方交互项显著，因而奖励的介入改变了原有曲线形状，图3支持了这一观点。结合表4的分析可知，在高程度奖励(一次方=0.131，p＜0.05；二次方=-0.398，p＜0.05)以及低程度奖励的状态下(一次方=0.212，p＜0.05；二次方=-0.314，p＜0.05)，任务意义与创造力的关系均呈二次曲线状态。其中，在任务意义低于均值的区间内，高奖励比低奖励更能促进任务意义转化为创造力；而在任务意义高于平均值的区间，高奖励则削弱任务意义转化为创造力。由此，本文假设2成立。
图2 任务意义与创造力关系的曲线拟合及散点图
图3 奖励对任务意义与创造力关系的调节效应 (3)奖励的被中介调节效应检验(假设3-5) 模型1显示，奖励正向影响创造力角色认同(β=0.168，p＜0.001)，假设3成立。模型4在模型3的基础上引入创造力角色认同及其与任务意义的交互项，模型的整体解释力增加1.60%(p＜0.001)，同时交互项中只有平方项显著(β=0.091，p＜0.001)，表明创造力角色认同改变了任务意义与创造力的关系状况，因而调节效应存在。进一步，我们运用简单斜率估计法计算并以此绘制了中心化后的交互效应图。表4显示在创造力角色认同的干预下，任务意义对创造力的影响反转为增量递增状态。交互效应图(见图4)表明，高创造力角色认同(一次方=0.317，p＜0.05；二次方=0.262，p＜0.05)比低创造力角色认同(一次方=0.375，p＜0.05；二次方=0.279，p＜0.05)更能促进任务意义转化为创造力。即创造力角色认同加强任务意义对创造力的积极影响，由此假设4得到验证。
综合以上结果可知，奖励调节任务意义与创造力的关系(假设2)，且正向影响创造力角色认同(假设3)，而创造力角色认同又调节任务意义与创造力的关系(假设4)，根据Grant等[66]在Baron等[68]的因果步骤法(Casual Steps Approach)基础上发展的被中介调节效应检验程序，我们可以初步判断，创造力角色认同中介奖励对任务意义和创造力关系的调节作用。 为避免因果步骤法带来的Ⅱ型错误(Type II Error)，我们进一步根据Preacher等建议的方法，[69]在变量转化和建模的基础上，运用R软件对全样本进行5000次Bootstrap抽样，计算出被中介调节效应的不对称置信区间和瞬时中介效应。结果显示(见表5)，非线性中介效应的95%和99%误差修正置信区间都不包括0，同时，随着被中介效应取值的增大，任务意义与创造力角色认同的交互项对创造力的瞬时中介效应量在减少，与表3的结果一致，说明它们对创造力的瞬时中介作用是显著的。这一结果表明创造力角色认同中介奖励对主效应的调节作用，由此假设5得到验证。
图4 创造力角色认同对任务意义与创造力关系的调节效应
(4)三项交互的联合效应检验(假设6) 模型4显示，引入创造力角色认同的调节作用后，任务意义平方项与奖励的交互项仍然显著(β=-0.113，p＜0.001)，说明创造力角色认同不完全中介奖励对主效应的调节作用。这意味着通过提供奖励来促进员工创造力角色认同，并不能完全释放任务意义对创造力的激励作用。为此，我们在模型5中引人心理框架的干预。结果显示，“任务意义×奖励×心理框架”的系数显著(β=0.192，p＜0.001)，表明三个变量间的联合效应(Joint Effect)显著。 为进一步检验假设6，依据Aiken等[67]以及Dawson等[70]建议的步骤，我们分(高程度奖励、高损失框架)、(高程度奖励、低损失框架)、(低程度奖励、高损失框架)、(低程度奖励、低损失框架)四种情况，分别进行斜率简单估计并绘制三项交互效应图。结果显示(表6)，四种情况下任务意义的曲线效应已不再显著，与表3模型5的结果一致。
进一步看，交互效应图(见图5)显示，在(高程度奖励、高损失框架)的情形下，任务意义对创造力的影响最大(β=0.616，p＜0.001)。
图5 任务意义、奖励与心理框架的三项交互对创造力的联合影响
鉴于样本量、斜率差异以及数据的信度都会影响三项交互效应，我们运用Dawson等建议的Monte Carlo模拟法对斜率差异进行进一步分析，[70]以判断本文结果是否受上述因素影响。表7显示，高程度奖励与高损失框架情况下，斜率与其他三种情况存在显著差异，表明结果不受上述因素影响。这意味着，在组织提供高程度奖励以及个体心理框架为高损失型的条件下，任务意义能够催生更高的创造力。由此，本文假设6获得支持。 四、结果讨论及启示 1.结果讨论 “新常态”下，创新和创业已经切实成为促进经济转型升级的新引擎。变革激励模式，探索内外激励的有效协同路径，鼓励员工以任务意义为坐标来定义自我价值，是激活创造力的关键所在。本文研究表明，任务意义中蕴含的积极影响力，有助于提升员工创造力，但也存在增量递减效应；任务意义与奖励的交互作用对创造力的影响呈现权变特征，而奖励主要通过促进员工创造力角色认同，加强任务意义对创造力的积极影响；同时奖励的调节作用受到心理框架的干预，在高奖励与高损失框架下，任务意义对创造力的影响效应最优。研究为整合认知学派与行为学派的理论分野、揭示从外生价值认同(“要我干”)到内生价值认同(“我要干”)的动机整合过程，提供了新的分析视角和理论框架，同时也为金融类企业的创造力管理提供了理论指导和实践指南。 本文尝试揭示从任务意义中感知到的内在价值与从奖励中感知到的外在价值，如何协同影响员工创造力。研究结果与本文理论预期一致，即任务意义对创造力产生积极影响但增量递减，奖励通过促进创造力角色认同来加强任务意义对创造力的影响，同时奖励的调节作用受到心理框架的干预，表现为在高程度奖励与高损失框架下任务意义对创造力的影响最大。 (1)主效应及奖励的调节作用 主效应检验发现，任务意义促进创造力，但增量递减。这印证了本文的理论推演，即个体经济决策中的心理计量折扣与偏好反转，导致任务意义的内在激励价值呈边际收益递减规律。引入奖励的调节作用，任务意义对创造力的影响呈现复杂的权变特性。在任务意义感知处于低水平区间时，由于员工所能体验的内在激励有限，提高奖励能够更好地促进任务意义转化为创造力，表明奖励的信息性在起主导作用，在一定程度上对任务意义起到动机补偿作用，部分支持了行为学派的观点，即内外在激励呈增益互补关系，或者外在动机对内在动机有“挤入效应”。相应，在任务意义处于高水平区间时，提高奖励反而削弱任务意义对创造力的影响，表明奖励的控制性在起主导作用，在一定条件下又支持了认知学派关于二者呈替代关系的观点，即外在动机对内在动机有“挤出效应”。 上述结果也印证了Vol'f等提出的一个重要观点，[71]在不同的价值感知下，个体会对奖励的信息性暗示或者控制性暗示进行主观的筛选与加工，从而产生敏感性差异。从中可以看出，认知学派与行为学派的理论分野并非不可调和，关键在于厘清二者发挥作用的边界条件。 (2)创造力角色认同的中介作用 奖励对任务意义与创造力关系的调节作用部分被创造力角色认同所解释，特别是创造力角色认同能够加速任务意义对创造力的积极影响，表明要想放大奖励的正面影响，取决于奖励能否促进员工的创造力角色认同。这一结果也反映出创造力角色认同在激励和开发员工创造力中的重要性。员工一旦把组织的期待和角色要求化为自己的角色定位，就能够更好地从任务意义的内在价值中汲取养分，通过内在价值认同和整合机制来敦促自己投入更多的时间和精力去创造，从而在给他人或组织带来积极影响的同时，充分实现个人的价值定位。而奖励的作用就在于为员工的自我强化倾向和认同机制提供价值补偿和价值认同激励他们把自己定义为一名创造者，并在创造实践中践行知行合一。 (3)心理框架的调节作用 创造力角色认同的不完全中介作用表明，尚存在奖励的部分负面影响无法通过动机整合调整机制的作用转化为内在动机。这可以归结为心理框架效应在作祟。因为在人类的本性中，对“避害”的重视远大于对“趋利”的思考，并因此导致个体“偏好反转”。而高损失框架—高奖励组合比其他组合更能够促进任务意义转化为创造力成果。这表明，为应对创造过程中的风险、抑制行为选择与价值估值偏离问题，实现组织激励机制与员工风险偏好二者的匹配至关重要。也就是说，奖励的信息性释放的价值认同暗示，契合了高损失框架型员工对风险的追逐，有助于激发他们对任务意义的敏感性和吸纳程度，从而自发地投入更多的工作时间和精力去探寻新颖实用的问题解决途径。 2.理论启示 首先，研究揭示出任务意义感知强度是区分认知学派和行为学派理论分野的重要条件。在任务意义感知处于低位水平时，高奖励更好地促进任务意义转化为创造力，支持了行为学派的观点，显示内外激励具有互补效应，外在动机对内在动机有“挤入效应”；在任务意义处于高位水平时，低奖励更好地促进任务意义转化为创造力，支持了认知学派的观点，即内外激励具有替代效应，外在动机对内在动机有“挤出效应”，这一结论也为未来我们从任务特征与奖励二元属性相匹配视角，优化激励机制设计提供了理论指南。
图6 任务意义与奖励的协同作用机理 其次，研究揭示推动员工从强制价值认同(奖励价值感知)到内生价值认同(任务意义感知)的动机整合调整机制和实现路径。具体如图6所示，基于对创造力角色认同和心理框架内涵的拓展，以动机整合调整为主导线索，以创造力组成理论为接口，我们系统构建了一个完整的内外激励转化模型，从而刻画出奖励促进任务意义转化为创造力的动机整合过程和实现路径。该模型是Deci等有机整合理论的应用和发展，[12]不仅修正了Porter等关于内外报酬可以简单叠加的观点，[10]同时也拓展了Amabile的内外动机协同理论。[11] 3.管理启示 研究的实践蕴意体现在三方面：一是赋予员工更高的任务意义和影响力，能够起到替代激励作用，但是偏好反转导致内在激励效应边际递减，因而引入奖励的强化机制是必要的；二是提供奖励来增进员工创造力角色认同，是提高激励效果、加快提升创造力的关键所在；三是激活损失型心理框架、打破“安于现状情结”，是促进创造力的有效干预策略。要实现上述管理初衷，优化绩效评价体系和薪酬结构是重要的可控手段。 (1)优化绩效评价。绩效评价是确定奖励水平的依据。企业可用于奖励的费用有限，提高奖励效果的关键在于关键绩效指标(KPI)设计要以促进员工创造力角色认同、激活并匹配损失型心理框架为本。具体而言，一是基于胜任力开发指标，引导员工通过学习和实践提升创造技能，以增进自我认同，如专业领域技能、认知能力等指标；二是从促进认同出发设计指标，鼓励员工做到表里如一、知行合一、言行一致，如工作嵌入度、组织承诺等软性指标；三是从打破守成心理出发设计指标，鼓励员工通过承担具有挑战性的任务来检验和扩展自己的技能，如学习能力、风险意识、引领变革能力等指标。 (2)优化薪酬结构。薪酬结构是划分奖励比例的依据。在薪酬构成中固定部分与弹性部分的不同比例决定了奖励强度。如果强度过低，则起不到价值认同的作用，满足不了个体对创造力自我认同的追求。需要强调的是，为高损失心理框架的员工提供高奖励，在促进任务意义转化为创造力方面效果最好，但是这绝不等同于提供高奖励就必然催生高损失型心理框架。相反，如果奖励强度过高，伴随着风险加剧，个体可能放弃风险追逐，反而追求“落袋为安”，形成收益型心理框架。因此，企业在设计薪酬结构时要体现“长期—短期导向”，即容忍短期失败并鼓励长期成就。[72]为此，企业要提高风险敞口容忍度，包容差异，以降低员工在创造过程中的心理风险，帮助员工建立损失型心理框架。 4.研究不足及展望 第一，尽管人口统计特征是异质的，但研究样本来自信用卡行业，使得研究结论能否简单地复制到其他服务创新型行业，尚需进一步验证。这在一定程度上削弱了我们的研究价值。第二，样本量达到2000多份，鉴于巨大的工作量，我们没有控制奖励在员工实际收入中的比例，只是让他们自我报告企业对创造力的奖励强度。没有实际奖励经历的员工，可能会错误评估自己的感知强度，因此，后续研究应该把实际奖励比例作为重要的控制变量纳入模型分析。第三，变量以感知测量为主，特别是因变量创造力采取自我报告方式，尽管事前采取多种手段尽量减少一致性填写动机，[73]事后的多质多法检验显示其并不构成威胁，但是共同方法偏差仍有可能夸大模型的R[2]。后续研究可采取多源时滞数据加以克服。[74]第四，因不是分析重点，本文对引入创造力角色认同的调节作用后自变量因何对因变量有加速作用，并没有做更多的理论分析；同样在运用简单斜率估计绘制三项交互效应图时，对为什么主效应原本的曲线形态不再显著也未做深入剖析。后续可更深入地挖掘其可能的理论蕴涵。第五，本文提出优化绩效评价和薪酬结构的系列建议，在未来的研究中可以具体细化和探讨这些措施对员工创造力的实际影响，以印证本文研究结论的理论和实践价值。
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任务意义和奖励对创造力的影响--创造性角色认同的中介作用与心理框架的调节作用_创造力论文
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