https://www.wmzhra.cn 员工创造力与越轨创新：心理特权和道德推脱视角

杨 刚，宋建敏，纪谱华

(西南大学 经济管理学院，重庆 400715)

摘 要：既有研究多聚焦于员工创造力对组织创新绩效的正向影响，对其可能产生的负面结果及发生机制探讨较少。基于道德自律和心理特权构建核心理论框架，通过道德推脱(中介效应)、心理特权(调节作用)解释员工创造力影响越轨创新行为的内在机理和边界条件。运用230份个案调查数据进行实证检验，结果显示：员工创造力能够正向预测越轨创新行为；道德推脱在创造力与越轨创新行为间起部分中介作用；心理特权在创造力与道德推脱间起正向调节作用。研究有效揭示了员工越轨创新行为发生机制和约束条件，为工作场所创造型员工管理提供了新的理论视角和实践启示。

关键词：员工创造力；越轨创新行为；心理特权；道德推脱

2 研究方法 2.1 数据采集

本研究选取IT、金融、设计和制造等行业的32家企业，通过问卷调查方式获取相关数据。为保证数据来源的客观性和经济性，本研究采取3种方式采集样本数据：①在重庆某高校EMBA和MBA学员中选择符合要求的样本企业，在相关学员配合下对样本企业中设计部和技术部员工进行调研并指导其填写问卷，填写完成后立即回收。本次调研共发放问卷84份，回收问卷84份，问卷回收率为100%，有效问卷79份，有效问卷回收率为94%；②通过校友会渠道与已经毕业并在相关企业工作的校友取得联系，对相关校友进行系统调研培训并委托校友在其企业对符合要求的员工发放问卷。本次调研采取网上问卷方式共回收问卷103份，通过设计相同问题(乱序)和回答时长进行问卷清理，最终获得有效问卷56份，有效问卷回收率为54%；③委托网上第三方调研机构，利用第三方后台数据库进行样本匹配，并向符合要求的样本发放电子问卷。本次调研共发放问卷400份，回收问卷360份，通过设计相同题项(乱序)、回答时长及连续4题答案相同为标准对问卷进行样本提纯，最终获得有效问卷95份，有效回收率为23%。

问卷调查历时两个月，共发放587份问卷，回收问卷547份，回收有效问卷230份，有效问卷回收率超过42%。在230份有效样本中，男性员工119人，占51.7%；女性员工111人，占48.3%，有效样本无明显性别差异，具体样本情况见表1。

2.2 变量测量

本研究所用量表均来源于英文原始量表，并采用Brislin[30]提出的“翻译及回译”方法将英文量表翻译成中文量表。所有测量问项均采用Likert 5点量表评估，1=完全不符合；5=完全符合。

(1)创造力测量。本研究采用Zhou & George[31]编制的量表测量员工创造力。相比于Oldham & Cumming[26]开发的量表，Zhou & George[31]的量表更能客观反映创造力理论构念。同时，鉴于直译原始英文量表造成的语意偏差和数据收集造成的非系统误差，本研究对创造力测量模型进行CFA检验，删除潜变量中因子载荷较低题项。删除“我经常向同事和朋友推广/宣传并捍卫/拥护自己的观点和想法”和“一有机会，我就会在工作上展现出创造力”两个题项，最终形成11个问项测量员工创造力。

(2)心理特权测量。心理特权量表在Campbell等[28]编制问卷的基础上修订而成，主要测量员工对自身拥有权利的自我感知程度。同样，对该测量模型进行CFA检验，删除原始量表中因子载荷较低题项，即“我不需要得到优待(特别的待遇)”一项，最终以8个问项测量心理特权。

(3)道德推脱测量。本研究采用Moore等[27]编制的8题项量表测量创造型员工的道德推脱。同样，对该测量模型进行CFA检验。结果显示，所有问项均呈现较高的因子载荷，因而保留题项。

(4)越轨创新行为测量。本研究采用Lin等[11]开发的9题项量表测量员工越轨创新行为，主要反映员工违背组织相关规定后仍继续坚持自身创新想法的程度。对该测量模型进行CFA检验，所有问项均呈现出较高的因子载荷。

(5)控制变量。已有研究已经证实，员工性别、年龄、学历、岗位类别和工作年限等人口变量对道德推脱和越轨创新行为具有显著影响[6，11]。因此，对上述变量进行控制能够更好地验证创造力与道德推脱和越轨创新行为间的关系。

此外，考虑到特权、推脱和越轨等词语在感官上所形成的消极印象，本研究在问卷设计上用心理感知和个人创新行为替代心理特权、道德推脱和越轨创新行为，以避免个体情绪造成的系统误差。

3 实证分析与结果 3.1 信效度检验与相关性分析

在量表信度检验方面，本研究综合运用Cronbach'α值和修正问项总相关系数(CITC)两项指标值进行评价。由表2可知，所有潜变量的α值在0.849～0.929之间，均大于0.700的理想水平；每个观测变量的CITC值均大于0.4的标准水平，表明测量达到可靠信度水平。

在量表效度检验方面，本研究对所有潜变量的测量问项均来源于国外成熟量表，并结合调研实际和创新情境赋予相应语意，如“在创新过程中，我会使用非正式方式来完成目标”等，因而核心概念测量内容效度能够得到有效保障。同时，使用Amos 21.0对数据进行验证性因子分析(CFA)，对收敛效度和辨别效度进行评估。对4个潜变量的36个观测变量进行因子分析，验证性因子分析数据显示，所有测量问项的标准化因子载荷(FL)均大于0.500，说明核心概念测量收敛水平较高。此外，本研究采取平均方差萃取量(AVE)检验量表区分效度。检验结果显示，创造力(AVE=0.456)、道德推脱(AVE=0.624)、心理特权(AVE=0.415)和越轨创新行为(AVE=0.420)的AVE值在0.415～0.624之间，均处于0.36～0.50的可接受范围，因而核心概念判别效度可接受。

同时，对核心变量进行相关性分析。由表2结果可知，创造力与心理特权(λ=0.730，p

注：括号为VIF值；为p 3.2 假设检验

运用Amos 21.0软件输出模型结果，模型指标值见表4。从中可见，预设模型中卡方值与自由度比值(2/df)为1.295，介于1.000～2.000的理想区间；P值为0.000，小于0.05的标准水平；RMSEA为0.036，小于0.080水平；GFI和AGFI值分别为0.969和0.861，GFI超过0.900标准值，AGFI虽未超0.900的标准值但超过0.850。因此，以上绝对拟合度指标表明验证性因子分析过程和结论均比较理想，模型整体拟合度良好。

概念框架路径关系数据如图2所示。从中可见，未加入控制变量前，创造力对越轨创新行为(β=0.768，t=18.128，p1得到验证。创造力对道德推脱(β=0.572，t=10.525，p2得到验证。考虑到控制变量对主效应可能具有影响作用，本研究加入控制变量后原有结论不变，创造力对越轨创新行为(β'=0.710，t=14.797，p1得到验证。创造力对道德推脱(β'=0.362，t=6.705，p2得到验证。

注：+为p

注：AGFI和NFI值虽未达到标准值，但也都超过0.850，因此不影响整体模型拟合度

3.3 中介效应检验

本研究采用Baron&Kenny[32]的中介效应检验方法，首先将控制变量、创造力和越轨创新行为放入模型回归(见表5)。结果表明，创造力对越轨创新行为的回归系数为0.710， tp官网下载显著性系数小于0.001，tp钱包官方安装下载因此创造力对越轨创新行为具有正向影响作用，假设H1得到验证。其次，将控制变量、创造力和道德推脱进行模型回归，结果表明创造力对道德推脱的回归系数为0.362，显著性系数小于0.001，因此创造力对道德推脱具有正向影响作用。再次，将控制变量、道德推脱和越轨创新行为放入模型回归，结果显示道德推脱对越轨创新行为的回归系数为0.421，显著性系数小于0.001。最后，在第一步的基础上加入道德推脱进入回归模型，结果表明创造力对越轨创新行为的回归系数为0.670、显著性系数小于0.001、道德推脱对越轨创新行为的回归系数为0.111、显著性系数小于0.1，均达到显著性水平，说明本研究模型不存在完全中介效应。两次回归创造力对越轨创新行为的系数差β-β'=0.710-0.670=0.04，其数值恰好为0.362×0.111=0.04。因此，可以推断道德推脱在创造力与越轨创新行为间起部分中介作用，假设H2得到验证。

3.4 调节效应检验

本研究引入心理特权作为调节变量强化主效应的影响，心理特权调节效应检验结果如表6所示。第一步是将控制变量、创造力和道德推脱放入回归方程(同表4第二步)，回归结果显示创造力对道德推脱的回归系数为0.362，显著性系数小于0.001；第二步是将心理特权加入第一步回归方程，此时创造力对道德推脱的影响不显著，而心理特权对道德推脱的回归系数为0.479，显著性系数小于0.001，但并不能证明心理特权调节了创造力与道德推脱间的关系；第三步是将创造力和心理特权交互项放入回归方程，结果发现创造力对道德推脱(γ=0.152，t=2.149，p3得到验证。为明确调节作用方向，本研究绘制了心理特权调节效应图。如图3所示，心理特权在创造力与道德推脱间起正向调节作用。心理特权越高，员工创造力与道德推脱间的正向关系就越强。

4 研究结论与管理启示 4.1 研究结论

长期以来，员工创造力是组织创新和竞争优势的重要来源，聚焦员工创造力积极效应以及如何发掘与培育员工创造力一直是该领域研究的核心，但忽略了对其可能产生的负面结果的探讨。本研究从道德推脱和心理特权视角揭示创造力与越轨创新行为间的内在关系，拓展和延伸了对员工创造力作用机制和边界条件的研究，并得出如下结论：①员工创造力对其越轨创新行为具有显著预测作用，即创造力越高的员工越有可能产生违背领导偏好或组织规定的越轨创新行为；②道德推脱在员工创造力与越轨创新行为间起部分中介作用，即创造力越高的员工越有可能进行道德推脱，进而说服自身采取越轨创新行为。一方面，创造型员工有道德推脱的潜力，他们会利用发散性思维和批判性思维寻找道德推脱借口，并利用认知灵活性对这些借口进行有效组合，进而建构一整套完整的辩护理由和程序，以此激发内心的道德推脱。另一方面，创造型员工有推脱的程序，他们会借助道德推脱说服机制将辩护理由合理化，进而认可自身的越轨创新行为；③心理特权正向调节员工创造力与道德推脱间的关系，即当员工心理特权较高时，员工创造力更容易导致道德推脱。相反，当员工心理特权较低时，员工创造力对道德推脱的促进作用会降低。因此，不是所有高创造力员工都会进行道德推脱，后者的发生依赖于一定的情境条件——心理特权。

4.2 管理启示

环境的不稳定性迫使组织不仅需要重视激发和培育员工创造力，以保证组织持续性竞争力来源。同时，也要求组织合理引导员工创造力，提高员工(特别是创造型员工)管理效率。本研究结论为组织创新管理实践提供了重要启示。

(1)组织管理者在强调激发员工创造力的同时应认识到创造力可能产生的后果，进而采取合理有效的措施规避越轨创新行为。具体而言：首先，组织在招聘和引进创造型人才时可增加创造力相关测试活动，以检验员工是否可能产生越轨创新行为。其次，管理者应秉持温和态度对待已经发生的越轨创新行为，避免采取过激和强硬手段严令禁止越轨创新行为，这样可能会激化矛盾，造成更加严重的后果。最后，组织可以适当提供自主决策空间和活动鼓励员工实现自身创意，并对其加以合理采纳，这不仅有助于强化员工组织认同，同时也有助于提升员工使命感。

(2)注重培养员工职业道德，避免其道德推脱。道德推脱的产生基于对自身的认知评价，而认知评价严重依赖于员工所处情境。因此，组织一方面可在员工培训中增加职业道德教育，提升员工道德认同，减少员工道德推脱现象。另一方面，在员工考核和个人晋升方面增加道德指标，引导员工注重职业道德。同时，组织还可以树立兼具高能力和高道德的典型或榜样。此外，组织应营造重视道德品行和伦理规范的良好氛围，帮助员工从心理上弱化和规避道德推脱。

(3)心理特权是诱导创造型员工产生道德推脱的重要因素。因此，组织应该重视员工心理状态，为其创造良好的心理条件。一方面，考虑到高心理特权能够强化创造型员工采取道德推脱策略，进而产生越轨创新行为，组织领导应重点关注那些心理特权较高的员工，增加与他们沟通的频次，在工作中最大限度地给予其人文关怀，避免其采取道德推脱行为。另一方面，针对不同心理特权员工，组织需采取差异化管理办法和制度弹性。对于高心理特权员工，管理者可以适当增加其心理授权和管理信任，强化其心理权利感知，进而保证该部分员工能最大限度地发挥创造力。

4.3 研究局限与未来展望

本研究从理论上解释了创造性个体为何会产生越轨创新行为，揭示了其内在作用机制；同时还证明心理特权是强化创造力与道德推脱关系的重要诱因。这无疑是对创造力现有文献的丰富和拓展，深化了对创造力的认识。但本研究仍然存在一些局限和不足，这也给未来研究指明了方向。

(1)本研究只讨论了个体因素对越轨创新的影响，并未涉及更为宏观的组织层面和社会层面因素。未来在越轨创新前因变量、中介变量和调节变量选取上还可以向更高层面因素延伸，如团队目标与个体目标一致性[12]、组织文化[32]等都有可能对员工越轨创新行为产生影响。未来可以嵌入跨层次研究思想，更加深入地剖析越轨创新的微观作用机制。

(2)本研究只探讨了创造力所造成的后果，并未对越轨创新后果进行深入探究。未来研究可延伸越轨创新行为造成的结果，如探究员工越轨创新行为对个体创新绩效、组织创新绩效[34]是否有影响等。

(3)中国情境和西方情境大有不同，创造型员工有可能会产生不同的越轨创新行为[33，35]。例如，西方创造型员工产生的越轨创新行为更多是基于自身兴趣，对组织而言并不具有商用性；而中国创造型员工则会调整自身越轨创新行为，使该种行为更加符合组织需要。因此，未来可重点研究文化差异如何导致员工选择不同的越轨创新行为。

(4)样本数据方面，研究收集的样本数据虽然满足所有理论假设，但仍存在一些缺陷，如员工心理、情绪和情境等都会对数据造成误差，而这可能会影响理论假设检验的有效性。未来可采用实验法或是多次调查方式优化数据收集，以保证数据收集的客观性和有效性。

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