工作重塑就能提高員工創造力嗎?一個被調節的中介模型

李 輝， 金 輝

(1.南京工業大學 經濟與管理學院，江蘇 南京211800;2.江蘇科技大學 經濟管理學院，江蘇 鎮江212003)

1 引言

隨著技術加速突變和環境變得越來越不確定，企業對員工工作角色提出了新的要求［1］。企業需要員工自發承擔更多責任，主動應對工作任務和內容的變化，創造性地解決工作中的難題，根據實際情況改善工作流程，以及通過主動性行為推進個體和組織的創新，因此，員工創造力與創新表現就成為當前組織行為研究的主旋律。創造力是指個體產生新穎的、有用的產品和流程的創意過程，具體包含新穎性和有用性兩方面特征［2］。員工創造力在組織創新中扮演著至關重要的角色，是企業獲取競爭優勢的重要來源，有助于提升企業核心競爭能力。

員工創造力與主動性行為密切相關，現有研究發現反饋搜尋［3］、信息交換和建言［4］等主動性行為對創造力具有積極的預測作用。工作重塑是員工主動性行為的一種表現形式［1］，工作重塑提高了個體與工作匹配［5］，提升了員工工作意義感和積極情緒［6］、工作繁榮［7］，降低了工作倦怠感［8］，進而促進了員工角色內、角色外績效。工作重塑與創造力的關系得到不少研究的實證支持，如Demerouti等［7］的研究表明工作重塑通過工作繁榮間接影響員工創造力;而Lin 等［9］研究發現，任務重塑與創造力顯著正相關;辛迅和苗仁濤［6］證實任務重塑和關系重塑對創新績效都有顯著的正向影響。但既有研究尚存在不足之處:首先，研究較多采取了個體層次的實證檢驗，缺乏對團隊層次的協作性工作重塑的關注;其次，在理論基礎和傳導作用上尚不能深刻揭示工作重塑影響創造力的心理行為的動力機制;最后，以往研究較少探討工作重塑與創造力關系的情境因素和邊界條件。

資源保存理論認為，個體具有獲取、保存和投資資源的動機［10］，員工通過工作重塑獲取個體資源，而工作投入是個體資源在工作方面的投資形式。Demerouti 等［7］依據工作要求—資源模型發現，員工通過擴張型工作重塑能夠獲取更多的個體資源，帶來工作繁榮，進而提升了創造力。以往研究主要基于自我決定理論，認為工作投入是員工的自我行為，專注于工作能夠激發創造性思維、尋求問題解決的新創意。工作重塑是員工自我賦能的工作設計方式，其結果應表現為生理、心理和行為上的改變，工作投入是工作重塑的重要校標變量［11］，因此，本研究將工作投入引入到工作重塑與創造力的傳導機制，以打開兩者間關系的“黑箱”。

創造力是情景因素和個人因素之間的互動關系的結果。創新氛圍是團隊或組織對成員創造性思維以及實施創意和想法而提供的制度和資源支持［12］，團隊創新氛圍反映在團隊中員工積極探索創新方法和創意實施能夠得到鼓勵和支持程度。創新具有高風險性和不確定性，如果員工的創意在團隊內受到非議、打壓甚至攻擊，就將阻礙創意的實施［13］。在創新氛圍較高的團隊內，員工的創造性表現是被認可和贊同的，而且團隊目標導向促進其創造性，工作投入的積極作用就會更加顯著［14］。因此，本研究將探討團隊創新氛圍在工作重塑、工作投入和創造力關系中的調節作用。

綜上所述，本研究依據資源保存理論和個體情境交互理論，探討工作重塑影響員工創造力的過程機制及邊界條件。一方面，考察個體和團隊兩個層次的工作重塑，并根據工作重塑的直接效應，投資于心理、生理和情緒等工作需求，作用于創造力有關的心理行為過程，檢驗工作投入在個體和團隊工作重塑與創造力關系間的中介作用。另一方面，為促進工作投入對創造性表現的作用，外部環境可能對員工個體行為結果產生影響，本研究將檢驗團隊創新氛圍在此過程中的調節效應。本研究通過樣本收集和跨層次檢驗的方法，以期豐富工作重塑領域的理論研究并提供本土化的實證依據，并為創造力研究拓展新的方向。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 工作重塑

工作環境和工作任務越來越呈現復雜性，組織難以設計出較高適用性的工作規范和更為細致的工作描述，就期望員工能夠在工作過程中表現出積極主動的調整行為。與此同時，新生代、知識型員工為滿足自我激勵和自我管理的需要，可能會主動地、有規律地改變工作場所中的關系和任務［11］。因此，企業應改變傳統的自上而下的工作設計，讓員工根據自身特點和工作特征主動地參與工作再設計。工作重塑(job crafting)是指員工主動改變自己的工作范圍和邊界，個體在任務和關系上的身體或認知改變，以適應其需求、價值觀、技能和能力［15］，其實質是基于員工視角的自下而上進行的工作再設計的主動性行為。

由于理論基礎和研究視角的不同，工作重塑呈現不同的結構。Tims 等［16］依據工作要求—資源模型，發展出工作重塑的四個維度，即增加結構性資源、增加社會性資源、增加挑戰性要求和減少阻礙性要求。Demerouti 等［7］并沒有區分結構性和社會性資源，認為尋求工作資源，尋求工作挑戰和降低工作要求是工作重塑的主要表征。Harju 等［8］基于調節定向理論發現，促進定向與擴張型工作重塑(包含增加結構性資源、增加社會性資源和增加挑戰性要求)顯著相關，而防御定向與收縮型工作重塑(減少阻礙性要求)顯著相關。鑒于收縮型工作重塑不會產生積極的工作結果，因此，本研究的工作重塑主要指擴張型工作重塑。工作重塑不僅是主動性的個體行為，而且存在個體間的互動，Leana等［17］通過對幼兒教師的質性和定量研究，發展出個體工作重塑和協作工作重塑，協作工作重塑是指員工在工作中以協作的形式重新對工作的任務和關系進行界定，以實現工作身份的重新塑造和相互間工作更加匹配，在團隊層次上表現為團隊工作重塑。因此，團隊工作重塑不同于個體工作重塑的簡單相加，還包括了成員之間的工作協同和相互影響機制，如團隊成員之間的互動和交流等，這是個體工作重塑不涉及的部分［18，19］。團隊成員通過密切協作和溝通共同決定如何改變工作內容或方式，個體和團隊工作重塑對個體工作結果就會產生不同效應。

以往研究聚焦于員工自身、領導和任務視角的工作重塑的形成機制［20］，而關注工作重塑的結果變量尤為重要，可以為組織進行工作重塑的干預提供依據。工作重塑能夠對員工個體產生積極的影響，如工作滿意度、職業適應性、工作績效、工作幸福感、組織承諾和可雇傭性等［18］。激發重塑者的工作潛能，使個體感受到強烈的目標感及追求目標的意義感，就能表現出更高的創造力。此外，自主性是工作重塑和創造力的決定性因素［2］，當個體感知到自己能夠控制完成任務的方式時，就會產生更多的創造性工作成果。

2.2 工作重塑與工作投入

工作投入是指員工在工作中表現出的積極的情緒、努力狀態和心理行為表征，具體表現為活力、奉獻和專注的狀態［21］，心理可獲得性、意義感和心理安全感是促其形成的心理要素［22］。工作重塑有助于提升工作意義感，使個體與崗位更加匹配，從而帶來更多的工作繁榮。當員工與自己所從事的工作產生更強的連結，擁有更高的心理安全感，就能夠更加投入地工作。Tims 等［16］發現，擴張型工作重塑如增加結構性資源、增加社會性資源和增加挑戰性要求均與員工工作投入正相關。尹奎等［11］在中國情境下的研究結果也表明，以關系、任務和認知維度的工作重塑，以及擴張型工作重塑對工作投入都有顯著的正向影響作用。個體工作資源干預(工作重塑)對員工積極情緒和工作意義感有促進作用，而積極情緒和工作意義感是工作投入的重要表征［6］。Tims 等［19］證明了個體和團隊工作重塑對員工的工作投入都能產生積極影響。社會規范、樹立榜樣和情緒感染反映了團隊成員之間分享信息和良好互動［17］，團隊內協作性工作重塑也能讓員工更加投入地工作［23］。依據資源保存理論，當員工通過工作重塑獲得個體資源越多，資源投資(工作投入)意愿也就越強，即其工作情緒、生理和行為表現就會更好。據此，提出如下假設:

H1a 個體工作重塑對員工工作投入具有正向影響。

H1b 團隊工作重塑對員工工作投入具有正向影響。

2.3 工作投入的中介作用

以往研究表明，員工工作投入與組織情感承諾、工作滿意度、任務績效，以及創造力和建言行為等情境績效都顯著正相關［24］。高工作投入的員工將表現出更高的創造性:首先，高工作投入的員工擁有較高的工作熱情，能夠產生積極的工作情緒和情感，達到忘我的工作狀態并忽視時空的存在，進而激發員工產生新穎的創意，并自信能夠有能力進行創新活動［25］;其次，高工作投入的員工不僅有強烈的工作和組織認同感，而且擁有更多的心理能量，分配知識、技能等自身資源從事創造性活動以提升創造力［24］;最后，工作投入有助于樹立員工學習目標導向，增強個體征求、詢問和反饋有關任務建議的意愿［7］，獲得更多改進工作的信息，進而對個體創造性表現出積極的促進作用。資源保存理論認為，個體資源投資是為擁有更多資源，高工作投入的員工能夠承擔創新中的“試錯”風險，努力獲取創新成果以實現資源的有效保存和投資帶來的收益。據此，提出如下假設:

H2 員工工作投入對創造力具有正向影響。

鑒于個體和團隊工作重塑有助于員工工作投入，而工作投入提升了員工創造力，即工作重塑通過工作投入間接作用于創造力。盡管先前研究表明工作重塑與創造力顯著正相關［6，9］，本研究推測工作投入傳導了工作重塑與創造力間的關系。在假設1 和2 的基礎上，提出如下假設:

H3a 工作投入在個體工作重塑與創造力之間起中介作用。

H3b 工作投入在團隊工作重塑與創造力之間起中介作用。

2.4 團隊創新氛圍的調節作用

團隊創新氛圍是團隊成員共享感知和認知圖式下團隊工作環境對創新的支持程度［12］，反映團隊成員對工作環境中支持創造和創新程度的主觀心理感知［2］。依據個體—情境互動理論［26］，創新氛圍為激發員工創造力營造了良好的情境，在高創新氛圍的團隊中，員工更易于表現出更高水平的創造力，高工作投入的員工其創造性表現也就更好。團隊創新氛圍為創造性表現創設有利條件，進而促進員工創造力，使能力與成長工作價值觀對創新行為的影響作用得到強化［14］。在創新氛圍高的團隊，成員之間頻繁、及時、有效地溝通新想法，為新穎創意的實施提供支持，能夠容忍創新可能產生的風險［4］。而在創新氛圍低的團隊，成員會擔心創新帶來的較高風險和較低回報，選擇偏好趨于保守，工作中就會采取能夠降低錯誤和失敗可能性的應對策略，工作投入激發創造力的作用被削弱。Hobfoll［10］主張資源保存理論應與目標設定理論相結合，以確定資源投資的方向。在高團隊創新氛圍情境下，員工會體驗到團隊對創新的支持，為工作結果提供了目標導向，增強了工作投入對創造力的積極影響作用。據此，提出如下假設:

H4 團隊創新氛圍調節員工工作投入對創造力的正向影響。即團隊創新氛圍越高，員工工作投入對創造力的正向影響更顯著。

結合假設3a 和假設3b 進一步推測，個體和團隊工作重塑通過員工工作投入對創造力的間接效應因團隊創新氛圍高低而存在差異。基于上述分析和研究假設，提出如下被調節的中介作用假設:

H5a 團隊創新氛圍調節個體工作重塑通過員工工作投入影響創造力的中介效應。即團隊創新氛圍越高，個體工作重塑通過工作投入影響創造力的中介效應更顯著。

H5b 團隊創新氛圍調節團隊工作重塑通過員工工作投入影響創造力的中介效應。即團隊創新氛圍越高，團隊工作重塑通過工作投入影響創造力的中介效應更顯著。

綜上，本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 研究樣本

本研究以江蘇省5 家大型信息技術企業的員工為調研對象，于2018 年9 月至2018 年12 月開展調研。研究者要求被調查企業的人力資源管理部門主管或研究者現場對調查對象和其主管發放2 套問卷，1 套由調查對象填答，另1 套由主管填答。員工創造力由主管評定，其他問項均由員工填答。本研究發放了調查問卷382 份，回收到317 份問卷。剔除有缺省項和無法配對的部分問卷后，得到有效樣本281 份，來自34 個團隊，有效反饋率為73.6%。

描述性統計分析的結果顯示，被調查團隊的規模在3 ～5 人占11.8%，5 ～8 人占44.1%，8 ～13人占35.3%，13 人以上占8.8%。在員工樣本中，有183 名男性，占65.1%，98 名女性，占34.9%;年齡為30 歲以下95 人，占33. 8%，30 ～40 歲124人，占44.1%，40 歲以上72 人，占22.1%;任職年限為1 ～3 年19 人，占6. 8%，3 ～5 年58 人，占20.6%，5 ～10 年151 人，占53.7%，10 年以上53人，占18.9%;教育程度為研究生及以上學歷130人，占46.3%，本科及以下學歷151 人，占53.7%。

3.2 變量測量

按照標準程序對外文量表進行了翻譯－回譯，研究者邀請了企業管理專業的2 名博士研究生，對最終翻譯題項征求一位組織行為學教授意見，做出小范圍的調整和修改，形成正式的調查問卷。采用7 點Likert 量表測量問項的符合程度。

個體工作重塑。采用Tims 等［16］的個體工作重塑量表。該量表包括增加結構性資源、增加社會性資源和增加挑戰性要求，各含5 個題項，共15 個題項，如“我向同事尋求工作上的建議”，Cronbach信度系數α 為0.891。

團隊工作重塑。采用Tims 等［19］的團隊工作重塑量表。該量表包括增加結構性資源、增加社會性資源和增加挑戰性要求，各含2 個題項，共6 個題項，如“我的團隊向其它團隊尋求工作建議”，Cronbach 信度系數α 為0.862。

工作投入。采用Schaufeli 等［21］的UWES 簡化版量表，包括活力、奉獻和專注，各含3 個題項，共9 個題項，如“我工作時會覺得時間過得飛快”，Cronbach 信度系數α 為0.849。

創造力。采用Zhou［3］的創造力量表，含9 個題項，如“該員工能夠在其工作中展現原創性”，Cronbach 信度系數α 為0.837。

團隊創新氛圍。采用Anderson 和West［12］的團隊支持創新氛圍量表，含8 個題項，如“我們團隊能夠公開地、積極地做出變革”等，Cronbach 信度系數α 為0.814。

根據以往研究，主動性人格可能與工作投入和創造力相關，需對此進行控制，主動性人格采用Bateman 和Crant［27］的量表，含6 個題項，如“看到自己的想法得到實施讓我感到非常高興”，Cronbach信度系數α 為0.923。團隊規模、任務相互依賴性不同，員工工作投入和創造力也可能存在差異［12］。任務相互依賴性采用Campion 等［28］的量表，含3 個題項，如“團隊中的其他人需要依靠我提供的信息與資料來完成他們的工作”，Cronbach信度系數α 為0.957。

3.3 數據聚合

由于本研究的自變量包括個體和團隊兩個層次的變量，變量間存在嵌套(nested)關系，采用多層線性模型HLM6.06 軟件進行跨層次分析。由于團隊工作重塑、團隊創新氛圍的測量數據均來自員工，在數據聚合中采用組內一致度(rwg)、組內相關(ICC1)和組內相關(ICC2)進行聚合可行性評價。利用聚合程序計算出組內一致度指標rwg，團隊工作重塑的rwg均值為0.857，團隊創新氛圍的rwg均值為0.829，兩個均值都高于0.7，數據聚合程度比較理想。此外，對團隊工作重塑組間方差和組內方差進行分析發現，差異均顯著(F =12. 349，p ＜0.01)，ICC1 值為0.283、ICC2 值為0.719;對團隊創新氛圍組間方差和組內方差進行分析發現，差異也均顯著(F = 14. 654，p ＜0. 01)，ICC1 值為0.242、ICC2 值為0.706。分析結果表明，組內相關系數ICC1 和ICC2 均符合聚合要求。

4 研究結果

4.1 驗證性因子分析與相關分析

Harman 單因素分析的結果顯示第一主成分為25.396%，表明并不存在嚴重的同源誤差問題。采用Mplus 7.0 對員工自評變量進行驗證性因子分析，四因子模型、三因子模型、二因子模型以及單因子模型的比較顯示，四因子模型擬合指標(χ2=157.818，

CFI = 0. 938，TLI = 0. 912，IFI = 0. 939，RMSEA =0.053)好于其它模型。結果表明各變量區分效度良好，同源誤差并不嚴重，可以進行研究假設的檢驗。研究變量的均值、標準差和相關分析結果顯示，個體工作重塑與工作投入(r =0.239，p ＜0.01)、工作投入與創造力(r=0.352，p ＜0.01)的相關系數均存在顯著的正相關，假設1a 和假設2 得到初步驗證。

4.2 假設檢驗

以工作投入為結果變量的HLM 零模型顯示，殘差方差σ2=0.349，截距方差τ00=0.152，卡方檢驗結果(χ2=315.648，df =253，p ＜0.05)，表明工作投入組間方差顯著。以創造力為結果變量的HLM 零模型顯示，殘差方差σ2=0.287，截距方差τ00=0.096，卡方檢驗結果(χ2=402.375，df =253，p ＜0.05)，表明創造力組間方差顯著。工作投入組內相關系數ICC1 =τ00/(σ2+τ00)=0.303，顯示出工作投入的方差有30.3%來自組間方差，而69.7%來自組內方差，創造力組內相關系數ICC1 =τ00/(σ2+τ00)=0.251，表明創造力的組間方差占25.1%，組內方差占74.9%。因此，采集的數據具有多層結構，可以進行跨層次分析。同時，將第一層次變量進行組內平均數中心化以提高多層線性模型的統計效力。在零模型的基礎上依次加入各類變量，分析結果見表1。

模型1 顯示，在控制變量加入零模型后，R2為0.039，說明截距方差τ00減少了3.9%，控制變量主動性人格對工作投入影響顯著。在模型1 的基礎上，將個體工作重塑加入第一層次，模型2 顯示，個體工作重塑對員工工作投入產生顯著的正向影響(γ=0.328，p ＜0.01)，第一層次的R2為0.186，由此計算可知，個體層次變量共解釋了工作投入的14.7%個體變異，假設1a 得到驗證。卡方檢驗結果顯示(χ2=295.587，df =253，p ＜0.01)，組間方差顯著(τ00=0.119，p ＜0.01)，說明在第二層次中可能存在團隊層次因子。在模型2 的基礎上，第二層次加入團隊工作重塑的模型3 顯示，團隊工作重塑系數顯著(γ=0.241，p ＜0.01)，假設1b 得到驗證。即在控制了個體層次變量后，團隊工作重塑與員工工作投入之間關系的估計數都是顯著的，R2為0.247，由此計算可知，團隊工作重塑可以解釋6.1%的員工工作投入的組間變異。

表1 多層線性模型分析結果

工作投入的中介效應檢驗。模型5 加入工作投入后的模型6 顯示，工作投入對創造力的系數顯著(γ=0.574，p ＜0.01)，假設2 得到支持。模型4 加入工作重塑后的模型5 顯示，個體和團隊工作重塑對創造力系數都顯著(γ =0.234，p ＜0.01;γ =0.182，p ＜0.01)，模型5 加入工作投入的模型6 顯示，兩者對創造力系數都不再顯著，由此表明，工作投入在個體和團隊工作重塑與創造力關系中起完全中介作用，假設3a 和假設3b 得到支持。

團隊創新氛圍的調節效應檢驗。在模型6 的基礎上，加入團隊創新氛圍以及其與工作投入的跨層次交互項后的模型7 顯示，交互項系數顯著(γ=0.205，p ＜0.01)，R2為0.502，由此計算可知，工作投入與團隊創新氛圍的交互項解釋了創造力的12.4%的組間變異，假設4 得到支持。根據Cohen 等［29］推薦的程序，繪制以“高”(均值加上一個標準差，M +1SD)和“低”(均值減去一個標準差，M－1SD)不同程度的團隊創新氛圍與工作投入的交互效應圖。圖2 顯示，在低團隊創新氛圍和高團隊創新氛圍情境下，工作投入對創造力都有顯著的正向影響，但團隊創新氛圍水平越高，工作投入對創造力的正向影響作用更強。

被調節中介效應檢驗。依據Edwards 和Lambert［30］建議的檢驗被調節中介模型的方法，通過“高”(M+1SD)和“低”(M－1SD)兩種不同程度的團隊創新氛圍，采用Bootstrap 法進行重復抽樣5000 次生成間接效應的置信區間，檢驗在“高”、“低”團隊創新氛圍取值條件下中介效應差異的顯著性，依據差異的95%置信區間(Confidence Interval，CI)中是否包含0，判斷被調節中介效應的顯著性。分析結果見表2。團隊工作重塑通過工作投入對創造力的間接效應在不同程度的創新氛圍條件下差異顯著(Δγ =0.067，p ＜0.01)。個體工作重塑通過工作投入對創造力的間接效應在不同程度的團隊創新氛圍條件下差異顯著(Δγ =0.040，p ＜0.01)。因此，假設5a 和假設5b得到驗證。

圖2 團隊創新氛圍對工作投入與創造力關系的調節作用

表2 工作重塑對創造力(通過工作投入)的條件性間接效應和總效應

5 結論與討論

5.1 研究結論

本研究依據資源保存理論和個體—情境交互理論，探討了員工工作投入在工作重塑與創造力的關系中的中介作用，以及團隊創新氛圍的調節效應。研究得到如下結論:(1)團隊和個體工作重塑都增強了員工的工作投入水平，進而提升了員工創造力。(2)工作重塑對創造力的影響也因團隊創新氛圍的高低而存在差異:團隊創新氛圍越高，工作投入與創造力的關系更強，且工作重塑通過工作投入對創造力的影響也更顯著;團隊創新氛圍越低，工作投入與創造力的關系較弱，且工作重塑通過工作投入對創造力的影響也被削弱。研究提出的被調節的中介模型揭示了工作重塑與創造力間的傳導機制及該間接效應的邊界條件。

5.2 理論貢獻

(1)個體和團隊層次的工作重塑對員工創造力都有顯著的正向影響。該結論與文獻Lin 等［9］中有關任務重塑與員工創造力關系的研究結論基本相同，并且個體和團隊層次的工作重塑對員工的創造力都會產生積極影響。既有創造力研究大多探討組織領導行為、工作設計和管理策略等外部因素的預測作用，但鮮有研究檢驗自發性的多層次工作重塑行為對員工創造力的作用機制。因此，本研究為工作場所中員工創造力研究提供了新的視角，即深入探討員工工作場所中自發的、主動的工作重塑行為的影響及作用機制。

(2)以往研究多從自我決定理論視角出發研究工作投入的傳導作用，本研究從資源保存理論出發探討工作投入的資源投資效應。研究表明，資源保存理論能夠揭示個體資源獲取的工作重塑對創造力的資源化過程，工作投入在工作重塑與創造力的關系中起著完全中介作用。工作投入是資源投資方式，解釋了個體資源獲取和收益的內在邏輯關系。該結論回應了Parker 和Collins［1］探索不同主動性行為之間的關系的呼吁，并驗證了工作投入是聯接眾多組織和個體因素對員工行為表現的重要變量［22］。

(3)團隊創新氛圍正向調節了工作投入與創造力的關系，并且正向調節了工作重塑通過工作投入影響創造力的間接效應。已有研究表明，工作重塑行為會與環境因素交互作用影響員工的工作結果［6］。本研究的結果對資源保存理論和個體情境交互理論的發展有著一定的貢獻，不僅員工的主動性人格、包容性領導、角色寬度自我效能、基于組織的自尊等因素具有調節作用，團隊氛圍也能夠調節工作重塑效能，填補了以往工作重塑研究的空白。

5.3 實踐意義

隨著內外部環境不確定性的增強和市場競爭的加劇，持續創新是企業獲取競爭優勢的重要途徑，這就需要員工更加主動地對工作關系和任務的認知和行為做出改變，以獲取更多個體資源，增加挑戰性工作目標，創造性解決工作中的問題。本研究的實踐意義如下:

(1)企業可以采取有效的管理措施干預工作重塑。企業應根據工作內容的變化和員工自身優勢的差異，讓員工根據工作的實際情況改變任務范圍、工作中的關系和對工作的積極認知，以此來增強員工工作重塑的可能性。管理者可以通過評價員工自身優勢，與員工溝通個體與組織的目標，支持員工的工作重塑行為。企業幫助員工通過對目標承諾、生涯規劃、了解自己優勢等干預措施，提高個體和團隊的工作重塑。

(2)組織應將工作投入作為工作重塑的校標變量。工作重塑是員工改善工作身份與個體特征匹配的具體體現，是員工基于自身視角出發的工作再設計，這增加了工作重塑對組織影響的復雜性，而工作投入是個體和團隊工作重塑的校標變量。由此，組織不僅要恰當地進行工作設計，而且可以針對具體的工作任務和關系幫助員工進行重新塑造，實現員工個體和工作崗位更加匹配，并為員工工作重塑提供引導和支持。

(3)營造團隊創新氛圍將工作重塑引向積極的結果。工作重塑也有可能產生對組織不利的消極作用，而組織和團隊的積極的創新意愿，企業主管和同事對創新的支持，都有助于將工作重塑引導到創造性表現上來。企業應向員工提供創新資源、營造積極的創新氛圍和提高工作自主性，讓員工有自我發揮的空間、重視創新，不斷提升創新的動力，并以榜樣示范和情緒感染，鼓勵員工之間的互動，改善工作合作模式，引導員工主動參與創新。

5.4 研究不足與展望

囿于研究者時間和資源，本研究也存在以下局限性:(1)創造力采用主管評價可能會由于社會贊許或暈輪效應，影響了測量的客觀性，未來研究可采用一些客觀指標如專利、創新獎勵等進行評價。(2)工作重塑的測量采用的是擴張型工作重塑，這對結果變量的影響可能是增益性的。未來研究可以納入收縮型工作重塑，以檢驗不同類型工作重塑的多重效應。(3)工作重塑、工作投入和創造力的關系存在增值螺旋效應，未來研究可以采用縱向研究，探討創造力對工作重塑的影響機制和效應。(4)研究樣本來自5 家信息技術企業，這可能會威脅到研究結論的外部效度，未來研究應對不同的產業取樣，以檢驗研究結論的普適性。