“持續在線”的連通行為如何激發員工創造力
——一個雙路徑模型

馬 麗，唐秋迢

（燕山大學a.經濟管理學院；b.區域經濟發展研究中心，河北 秦皇島 066004)

一、引 言

隨著全球化和通信技術的發展，工作場所的定義更加廣泛［1］，工作性質也隨之改變。互聯網、手機等移動電子設備已經成為工作中的重要工具，同時也催生了一種新型工作方式——非工作時間工作連通行為（Work connectivity behavior after-hours，WCBA），它是指員工在非工作時間利用移動電子設備處理工作事務或參與工作社交的行為［2］，是個體對額外工作的補充。這種新型工作方式突破了時間和空間的限制，使得“移動互聯、隨時互通”成為可能。基于此，企業對員工“秒回”信息的期望變得越來越高，這種期望無疑會延長員工的工作時間，要求員工對工作投入更多的時間和精力。而工作連通行為正是通過爭奪個體的時間和精力“入侵”員工的生活，使得越來越多的員工成為工作的“消耗品”。一位在互聯網行業工作的員工表示，“我已經無法區分我的工作和生活了”。可見移動信息技術改變了大眾生活的本質。一方面，員工可以靈活快捷地處理工作事務，增強自我效能感；另一方面，邊界模糊使得工作與生活的矛盾愈加突出，個體“周旋”在其中難免會身心俱疲。這意味著在工作連通行為下，員工的積極體驗和消極體驗可能會同時發生，而個體的主觀工作體驗是影響員工創造力的重要因素。研究表明，工作連通行為作為一種柔性工作行為，可能會影響員工創造力［3］。在員工“持續在線”的工作需求下，如何激發員工創造力是一個重要且急迫的現實問題。

以往研究大多從悖論角度考察了非工作時間工作連通行為的積極影響和消極影響［4］。工作連通行為模糊了工作域與非工作域之間的邊界，使得個體的跨邊界行為更加頻繁。它會帶來一系列負面影響，如角色沖突、工作倦怠等；同時邊界之間的靈活轉換也會增強個體對工作的控制感，帶來高工作績效。而工作連通行為對個體的作用可能受制于個體對工作連通行為的主觀意愿，即個體是主動實施工作連通行為還是被迫實施工作連通行為。對于員工來說，主動的工作連通行為可能帶來積極影響，而被動的工作連通行為可能帶來更多的消極影響［5］。目前學術界尚未對工作連通行為所產生的影響形成統一定論，也未從個體意愿方面全面考察工作連通行為對員工創造力的影響。此外，已有研究對工作連通行為的作用機制還缺乏實證檢驗［6］。因此，在移動辦公日益普及和員工“工作996、下班ICU”的時代背景下，全面揭示個體不同意愿下的工作連通行為對員工創造力會產生何種影響及其作用機制是一個值得探討的課題。

綜上，本文基于工作要求—資源模型（JD-R模型）探討在個體不同意愿下，工作連通行為對員工創造力的不同影響，揭開工作連通行為影響員工創造力的“黑箱”。從理論上豐富對工作連通行為的理解，從實踐上強調員工的工作連通意愿對員工創造力有著深刻的影響，為企業制定相應的對策提供借鑒。

二、理論基礎與研究假設

（一）主動性/被動性工作連通行為與員工創造力

無線通信技術的發展創造了一個“互聯互通”的新時代，這也使得員工想要“脫離”工作變得愈加困難。非工作時間工作連通行為（WCBA）使得傳統意義上的工作域和非工作域之間的界限變得越來越模糊，持續的“在線”讓員工保持著一種“隨時響應”的狀態。本文援用Piazza（2007）［7］對工作連通行為的區分，將主動性工作連通行為界定為主觀上認可并自愿接受在非工作時間內處理工作事務；而態度消極且需要組織強制才接受的連通行為是被動性工作連通行為。在以往研究中，工作連通行為通常被認為是組織情境中的一個消極因素，但隨著學者對其深入的探究，工作連通行為積極的一面也得到了越來越多學者的重視。工作連通行為能否發揮其積極作用受制于員工的工作連通意愿，個體意愿可能會對員工創造力產生差異化的影響。具體來說，根據工作要求—資源模型，當員工自愿在非工作時間處理工作事務時，可以獲得更多的工作資源和更大的工作自主權［3］。在此階段下，員工有著更高的工作靈活性和自我效能感［8］，并對工作有著強烈的探索欲和征服欲，從而對工作時常保持激情的狀態，能夠在工作中學習和進步，這樣的良性工作行為會激發員工的創新行為。也有研究表明，工作連通行為作為一種額外的工作需求，可以作為一種有價值的工作資源從而提高工作績效［9］；另一方面，工作連通行為促使個體在不同活動域之間進行頻繁的角色轉換［6］。主動性工作連通行為能夠拉近個人與同事、組織的關系，實現個人與他人、與集體的知識共享和關系互動，由此帶來的多源信息交換能夠拓寬個體獲取信息的廣度和深度，從而激發員工的創意思維，促進創新行為。另外，當個體主動參與工作連通行為時，其工作域與非工作域之間的邊界富有彈性和靈活性，此時的工作對員工來說是一種工作資源，是可以幫助員工實現職業提升和個人成長的積極因素［10］，不僅不會給員工帶來不必要的壓力，反而有助于員工自主性工作，提高工作參與度［11］，促進員工創造力的發揮。由此，本文提出假設1。

H1：主動性工作連通行為正向影響員工創造力。

相反，當員工因滿足工作需求而被動地參與工作連通行為時，個體會產生抵觸心理等負面情緒。在此階段，個體感知到的資源損失比資源獲得更為突出，并且持續的連通行為不僅使個體無法及時恢復所消耗的資源，也沒有足夠的資源來進行自我調節［12］，從而產生壓力和消極情緒，阻礙員工創造力的發揮。另一方面，被動參與工作連通行為的員工更傾向于角色分割［13］，個體感受更多的是“變相”的工作要求對個人非工作域的“侵略”，如本該接送孩子，卻因為工作使得孩子無人接送；計劃節假日帶家人旅行，卻因工作不得不取消計劃……在這種情況下，工作連通行為所施加的額外工作負荷使得個體的工作和生活難以平衡，角色超負荷以及工作與非工作的重疊加快了個體資源流失的速度，使得個體資源不斷消耗。根據工作要求—資源模型和資源保存理論，當個體感知自身資源無法滿足工作需求時，會放大工作壓力，使員工出現焦慮、緊張等不良情緒，甚至產生工作倦怠［14］。此時，員工可能采取消極怠工或回避等方式處理工作，不利于員工創造力的發揮。有研究表明，當員工被迫從事與自身態度不一致的行為時，員工會感知心理失調，從而通過降低努力程度、減少任務績效等方式尋求態度和行為的一致［15］。由此，本文提出假設2。

H2：被動性工作連通行為負向影響員工創造力。

（二）工作繁榮與情緒耗竭的中介作用

虛擬工作場所的普遍使得個體穿梭在多個活動域并同時扮演多個角色，個體的邊界轉換更為頻繁，也更有挑戰性［16］。目前對于工作連通行為的前因和結果變量雖有一定的研究進展，但關于其影響機制尚不清晰［6］。

工作繁榮（Thriving at work）是個體衡量自身工作狀態及通過不斷學習促使自身發展進步的一種主觀工作體驗。已有研究證實，工作連通行為通過增強工作控制感正向影響工作繁榮［17］。主動性行為能夠帶來較強的繁榮感體驗［18］，當員工實施主動性工作連通行為時，個體能夠自主投入工作，以積極的情緒重新認知工作，激發員工活力和專注力，有利于員工創造力的發揮［19］。也有研究表明，在工作中產生的資源會通過員工的主動工作行為促進個體的活力和學習體驗［20］，當員工嵌入某種特定的工作情境中，他們更可能體驗繁榮。因此，工作資源和主動性工作行為可能會影響員工的“繁榮體驗”。根據工作要求—資源模型，當員工在工作中獲得知識、技術和關系等工作資源時，個體能夠滿足工作要求，獲得較高的自我效能感，促進工作繁榮。同時，當員工主動參與工作連通行為時，受動因激勵，個體會主動探索學習和發展的機會，體驗較高的工作繁榮感，并通過任務轉換或聚焦、創新工作方式等完成工作任務，從而激發員工創造力。

繁榮可能是工作中創新行為的重要催化劑［21］。在積極情感資源的幫助下，個體能夠迅速恢復因工作所消耗的能量，并能促進對新奇事物的探索。根據工作需求—資源模型，具有高工作繁榮感的員工時常富有激情和活力，渴望成長和進步，他們更愿意投身于工作。此外，高工作繁榮感的員工有著強烈的工作動機，這種動機能夠激發自身創造力。有研究表明，工作繁榮的個體不易倦怠，他們能夠不斷開發和更新資源［22］，創造有利于自身發展的環境，激發創新思維［23］；當個體感知的工作繁榮越高，其工作滿意度就越高，從而降低缺勤率［18］，增加更高水平的工作投入，有利于激發員工創造力。已有研究證實，繁榮通過促進個體職業發展主動性，進而激發員工創造力［24］。毋庸置疑，高工作繁榮感的員工能夠自我成長和發展，他們有精力扮演好工作之外的角色并能完成跨邊界活動；而低工作繁榮感的員工缺乏對工作的激情和活力，無法塑造積極的學習體驗，在遇到挫折時，往往沒有耐心和勇氣去面對，這類員工的創新能力往往不會太好。因此，當個體主動參與工作連通行為時，所獲得的工作資源會增強個體對環境的掌控，個體可以靈活、自主地控制工作，體驗較高的工作繁榮，并能將活力和積極的學習體驗帶入工作情境，從而激發員工創造力。基于以上分析，本文提出假設3、假設4。

H3：主動性工作連通行為正向影響工作繁榮；

H4：工作繁榮在主動性工作連通行為與員工創造力之間起中介作用。

情緒耗竭（Emotional exhaustion）是指個體過度消耗心理或情緒資源后所呈現的一種心理疲勞狀態。工作負載和多重角色的壓力阻礙了員工的工作恢復和心理脫離，誘發消極情緒的產生［25］。心理脫離描述的是個體在心理上與工作的脫離感，這種脫離感的降低使得個體在工作中所消耗的資源和能量無法及時獲得補充和恢復，進而產生情緒疲憊甚至工作倦怠。也就是說，當個體被迫參與工作連通行為時，其感知的工作壓力和角色負荷遠超過工作中的資源獲取，持續的工作響應會加速消耗員工的情緒資源［16］，引發負面情緒。有研究表明，當個體以消極被動的情緒處理工作時，個體的思維和行動將變得狹窄，不僅降低了工作效率，也降低了工作質量和工作準確性，從而增大了工作壓力，引發情緒耗竭［26］。同時，邊界模糊導致的角色負荷會引起工作—家庭沖突［5］、降低工作滿意度［9］等一系列負面結果，可能會導致工作投入的降低和情緒耗竭的增加［27］。

作為一種新興的工作方式，工作連通行為使得“下班后”的工作連接變得越來越普遍，工作干擾生活也變得相當正常［28］，工作對生活長時間的“入侵”可能會耗盡員工的情緒資源。員工的情緒體驗會影響個體處理問題的態度和行為，積極活力的情緒狀態能夠拓寬個體認知領域，有利于創造性地解決問題；而消極被動的情緒狀態則會抑制創造思維的產生。根據工作需求—資源模型，當個體被迫在非工作時間處理工作時，工作需求的增加會加速消耗資源和能量，個體會因感受額外的壓力產生工作倦怠、離職意愿、工作—家庭消極溢出等負面結果，誘發情緒耗竭，進而阻礙員工創造力的發揮［29］。基于以上分析，本文提出假設5、假設6。

H5：被動性工作連通行為正向影響情緒耗竭；

H6：情緒耗竭在被動性工作連通行為與員工創造力間起中介作用。

（三）組織支持的調節作用

組織支持（Organizational support）是指組織重視員工的貢獻，并為員工提供物質支持和精神關懷，保障員工的工作和生活［30］。

當個體置身于鼓勵員工自主決策、知識信息共享、上下級關系平等、充滿信任和尊重的組織中時，個體更易產生激勵動因，從而促進個體繁榮［31］。個體在實施被動性工作連通行為時，組織支持能夠緩沖其被迫行為帶來的消極效應。根據資源保存理論，為了保持資源存量，員工往往需要消耗更多的內在資源去應對額外的工作壓力，這會影響員工的態度和行為［32］。而組織支持可以補充員工所消耗的部分資源，通過讓員工感受到來自組織的關心和幫助，提升員工歸屬感和組織認同感，激發活力和學習體驗［33］，緩沖負面情緒的不良效應。當員工實施主動性工作連通行為時，組織支持能進一步促進其主動行為帶來的積極效應。此外，當組織為員工提供充足的工作資源以彌補個人資源損失時，個體會增強工作控制感和勝任感，并投入更多的時間和精力提高工作績效、回報組織。基于以上分析，提出研究假設7、假設8。

H7：組織支持負向調節被動性工作連通行為對情緒耗竭的影響，即組織支持越高，被動性工作連通行為對情緒耗竭的負向影響就越弱；

H8：組織支持正向調節主動性工作連通行為對工作繁榮的影響，即組織支持越高，主動性工作連通行為對工作繁榮的正向影響就越強。

（四）被調節的中介效應

本文進一步構建被調節的中介效應模型。在主動性工作連通行為情境下，高組織支持的員工會將工作壓力和工作任務視為積極學習的動力，促進工作繁榮，進而激發創造性思維和行為。相反，低組織支持的員工較易以消極心態看待工作連通行為，視壓力為負擔，工作繁榮程度相應降低，從而抑制創造性行為。而在實施被動性工作連通行為時，感知高組織支持的員工更能抵御壓力的負面影響，削弱負面情緒對創造性行為的消極影響。為此，本文提出假設9、假設10。

H9：組織支持負向調節情緒耗竭對被動性工作連通行為與員工創造力關系的中介作用，即與低組織支持相比，高組織支持弱化了被動性工作連通行為通過情緒耗竭對員工創造力的負向影響；

H10：組織支持正向調節工作繁榮對主動性工作連通行為與員工創造力關系的中介作用，即與低組織支持相比，高組織支持強化了主動性工作連通行為通過工作繁榮對員工創造力的正向影響。

綜上所述，本文基于工作連通行為的不同性質，整合工作需求—資源模型和資源保存理論，探索被動性與主動性工作連通行為對員工創造力的雙路徑影響，不僅可以揭示工作連通行為與員工創造力的“黑箱”機制，也可以考察組織支持的調節效應。本研究理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、研究設計

（一）研究樣本

本研究采用問卷調查進行數據收集。首先進行預調查，根據小規模樣本調查調整問卷題項，讓被調查者充分理解題項的含義。然后，通過網絡平臺與現場發放相結合的方式共發放346份問卷，剔除缺填、亂填問卷，總共回收有效問卷308份，有效回收率為89.02%。其中，企業員工主要來自河北、北京、黑龍江、山東、湖南、重慶等地。在有效樣本中，男性占40.58%，女性占59.42%；20歲及以下占2.27%，21～30歲占81.49%，31～40歲占12.01%，41～50歲占3.25%，50歲以上占0.98%；高中及以下占9.09%，大專占11.36%，本科占57.14%，碩士及以上占22.41%；普通員工（75.32%）和基層管理者（15.58%）占較大部分；未婚占75.32%，已婚占22.73%，其他占1.95%；具有固定時間的員工占79.55%。

（二）研究工具

（1）“主動性/被動性”工作連通行為。選用謝菊蘭等修訂的量表［29］，在此基礎上做了適當的修改，如在題項中增加“主動”和“被動（非自愿）”的字眼，體現個體的主動性和被動性。共8個題項，包含“主動性”維度和“被動性”維度各4個題項，如“在非工作時間里，我主動查看與工作相關的網頁/通知/公告的頻率”“在非工作時間里，我被動（非自愿）查看與工作相關的網頁/通知/公告的頻率”等。本研究中，被動維度量表和主動維度量表的α系數分別為0.801和0.790，具有較高的內在一致性。采用Likert 5點量表計分，范圍從1=“從不”到5=“非常頻繁”。

（2）工作繁榮。選用國外學者Porath編制的量表，包括“學習”維度和“活力”維度［24］，共10個題項，如“在工作中，我經常學習”“工作時，我感到生機勃勃”等。本研究中，量表α系數為0.936。采用Likert 5點量表計分，范圍從1=“完全不符合”到5=“完全符合”。

（3）情緒耗竭。選用李超平、時勘（2003）翻譯的量表［34］，共5個題項，如“我的工作讓我感到情緒耗竭”等。本研究中，量表α系數為0.824。采用Likert 5點量表計分，，范圍從1=“完全不符合”到5=“完全符合”。

（4）員工創造力。選用Fierney等（1999）以中國員工為研究對象所測量編制的量表［35］，共4個題項，如“我總是率先嘗試一些新想法和方法”等。本研究中，量表α系數為0.827。采用Likert 5點量表計分，范圍從1=“完全不符合”到5=“完全符合”。

（5）組織支持。選用暨南大學凌文輇等（2006）開發的組織支持量表［36］，包括工作支持、認同價值和關心利益三個維度，共9個題項，如“組織非常看重我所承擔工作的目標和價值”“組織認為我留在公司的作用不大”“如果我生活出現問題，組織樂于提供幫助”等。本研究中，量表α系數為0.896。采用李克特五點計分法，范圍從1=“完全不符合”到5=“完全符合”。

（6）控制變量。參照以往研究，性別、年齡、婚姻狀況、工作年限、工作等級、是否有固定工作時間等因素對結果變量會有不同的影響。因此，本研究將上述人口統計變量作為控制變量。

四、實證結果

（一）同源偏差檢驗

首先，采用Harman單因素檢驗，得到首個主成分解釋的變異量為31.852%，低于40%，滿足要求。此外，使用AMOS 21.0進行驗證性因子分析。由表1可知，六因子模型的各項擬合結果最佳（χ2/df=1.912、RMR=0.073、RMSEA=0.054、NFI=0.848、CFI=0.921、TLI=0.913、GFI=0.921），表明本研究的共同方法偏差并不嚴重。

（二）信度和效度分析

對各變量信度進行檢驗，各變量的內部一致性系數均大于0.7，信度良好。內容效度方面，由于本研究量表均采用國內外成熟量表，首先對英文量表進行翻譯和回譯，同時邀請同領域專家對各題項的測量指標進行判斷，并對問卷進行預測試，進一步討論和修訂了有爭議的題項，以保證內容和結構的匹配。其次對各變量進行驗證性因子分析，各變量組合信度CR值均大于0.8、平均萃取變異值AVE均大于0.5，表明各變量具有較好的收斂效度。在區分效度方面，使用AMOS21.0對被動性工作連通行為、主動性工作連通行為、情緒耗竭、工作繁榮、員工創造力、組織支持進行驗證性因子分析，并比較測量模型（六因子模型）與其他競爭模型（五因子、四因子、三因子、單因子模型）的擬合效果。表1結果表明，六因子模型擬合指數均處在可接受的范圍并且顯著優于其他競爭模型的擬合結果，表明本研究的區分效度良好。

表1 驗證性因子分析結果

（三）描述性統計分析

本文使用SPSS25.0對各變量進行描述性統計和相關分析，結果見表2所列。被動性工作連通行為與員工創造力顯著負相關（γ=-0.706，p＜0.01），與情緒耗竭顯著正相關（γ=0.651，p＜0.01）；情緒耗竭與員工創造力顯著負相關（γ=-0.530，p＜0.01）；主動性工作連通行為與員工創造力顯著正相關（γ=0.595，p＜0.01），與工作繁榮顯著正相關（γ=0.669，p＜0.01）；工作繁榮與員工創造力顯著正相關（γ=0.473，p＜0.01）。該結果顯示理論假設得到了初步的驗證。

表2 各變量描述性統計

（四）假設檢驗

1.主效應與中介效應檢驗

本文采用多元回歸分析進行假設檢驗，結果見表3所列。由模型4可知，主動性工作連通行為對員工創造力具有顯著正向影響（β=0.599，p＜0.001），H1成立；由模型1可知，被動性工作連通行為對員工創造力具有顯著負向影響（β=-0.715，p＜0.001），H2成立；由模型5可知，主動性工作連通行為對工作繁榮具有顯著正向影響（β=0.659，P＜0.001），H3成立；模型6顯示，在模型4的基礎上，加入中介變量工作繁榮后，工作繁榮對員工創造力的正向影響顯著（β=0.142，p＜0.01），主動性工作連通行為對員工創造力的影響效應從0.599（P＜0.001）下降到0.142（p＜0.01）且仍顯著，表明工作繁榮部分中介了主動性工作連通行為與員工創造力的關系，即H4成立；由模型2可知，被動性工作連通行為對情緒耗竭具有顯著正向影響（β=0.659，p＜0.001），H5成立；模型3顯示，在模型1的基礎上加入中介變量情緒耗竭后，情緒耗竭對員工創造力的負向影響顯著（β=-0.120，p＜0.01），被動性工作連通行為對員工創造力的影響效應從-0.715（p＜0.001）上升到-0.636（p＜0.001）且仍顯著，表明情緒耗竭部分中介了被動性工作連通行為與員工創造力的關系，即H6成立。

表3 中介回歸模型

2.調節效應檢驗

為了驗證H7和H8的調節效應，首先對變量進行標準化處理，以降低多重共線性所帶來的結果偏差。由表4中的模型8可知，在控制了被動性工作連通行為與組織支持的主效應后，被動性工作連通行為與組織支持的交互項對情緒耗竭具有顯著負向影響（β=-0.374，p＜0.05），H7成立；由模型10可知，在控制了主動性工作連通行為與組織支持的主效應后，主動性工作連通行為與組織支持的交互項對工作繁榮具有顯著正向影響（β=0.656，p＜0.001），H8成立。

表4 調節回歸模型

續表4

據此，將組織支持加減一個標準差作為高組織支持與低組織支持，繪制了調節效應如圖2、圖3所示。由圖2可知，在高組織支持的條件下，被動性工作連通行為與情緒耗竭關系的斜率值更小，即此時被動性工作連通行為對情緒耗竭的正向影響更弱（simple slope高=0.577，t=10.531，p＜0.001；simple slope低=0.764，t=12.878，p＜0.001）。由圖3可知，在高組織支持的條件下，主動性工作連通行為對工作繁榮關系的斜率值更大，即此時主動性工作連通行為對工作繁榮有更強的促進作用（simple slope高=0.658，t=14.310，p＜0.001；simple slope低=0.639，t=11.633，p＜0.001）。

圖2 組織支持對被動性工作連通行為與員工創造力的調節作用

圖3 組織支持對主動性工作連通行為與員工創造力的調節作用

3.被調節的中介效應檢驗

使用bootstrap法對H9進行檢驗。在低組織支持條件下，情緒耗竭在被動性工作連通行為與員工創造力之間的中介效應顯著，效應量系數為-0.092 6，95%的置信區間為［-0.178 9，-0.006 1］，不包含0；在高組織支持條件下，情緒耗竭在被動性工作連通行為與員工創造力之間的中介效應顯著下降，效應量系數為-0.070 7，95%的置信區間為［-0.142 6，-0.004 7］，不包含0。可見，組織支持減弱了情緒耗竭在被動性工作連通行為與員工創造力之間的中介效應，H9得到了驗證。

用同樣的方法對H10進行驗證。在低組織支持條件下，工作繁榮在主動性工作連通行為與員工創造力之間的中介效應顯著，效應量系數為0.070 6，95%的置信區間為［0.010 5，0.144 9］，不包含0；在高組織支持條件下，工作繁榮在主動性工作連通行為與員工創造力之間的中介效應顯著提升，效應量系數為0.108 7，95%的置信區間為［0.017 0，0.211 9］，不包含0。可見，組織支持強化了工作繁榮在主動性工作連通行為與員工創造力之間的中介效應，H10得到驗證。

五、研究結論與啟示

（一）研究結論與理論意義

本文在工作需求—資源模型的基礎上，構建了工作連通行為—工作繁榮/情緒耗竭—員工創造力的研究模型，著重探討了工作連通行為的兩個維度即主動性/被動性工作連通行為對員工創造力的影響及作用機制。結果表明：主動性工作連通行為和被動性工作連通行為分別對員工創造力起正向和負向影響；情緒耗竭和工作繁榮分別在被動性工作連通行為、主動性工作連通行為與員工創造力之間起部分中介作用；組織支持負向調節被動性工作連通行為與情緒耗竭的關系，同時，正向調節主動性工作連通行為與工作繁榮的關系；組織支持還進一步調節了被動性工作連通行為通過情緒耗竭影響員工創造力的間接效應，也調節了主動性工作連通行為通過工作繁榮影響員工創造力的間接效應。

早期對于工作連通行為的研究大多僅從單一視角進行，例如，有研究表明員工在非工作時間處理工作相關的事務是對非工作時間和精力的“侵占”和“奪取”，由資源保存理論中的喪失螺旋效應可知，當員工為了滿足工作需求而消耗的資源速度大于其資源補給速度時，就會產生情緒耗竭和工作倦怠［37］；也有研究證實非工作時間工作連通行為能夠提高工作靈活度，增強控制感［38］。而本文區分了工作連通行為在個體不同意愿下分別對員工創造力產生何種作用機制，全面考察了工作連通行為對員工創造力的影響。當實施主動性工作連通行為時，員工傾向于對工作資源的掌握與獲取，其對工作的熱情與活力促使個體不斷學習和進步，進而提高工作績效，激發創造力；而實施被動性工作連通行為時，員工更傾向于對工作需求的滿足，其對資源的獲取來不及補充所消耗的個體資源，并且持續的資源流失使得個體情緒耗竭，產生工作倦怠，抑制創造力的發揮。

綜上，本研究具有如下理論價值：

（1）從工作連通行為雙路徑視角出發探討主動性/被動性工作連通行為與員工創造力的關系。盡管已有研究發現工作連通行為會對員工創造力產生影響，但鮮有研究從個人意愿方面區分工作連通行為。本研究探討了不同性質的工作連通行為對員工創造力的差異化影響，發現了被動性工作連通行為的抑制效應和主動性工作連通行為的促進效應，回應了學者提出的未來應對工作連通行為的性質進行細致區分的倡議［39］，拓展了工作連通行為對員工創造力的研究范疇，為今后考察不同性質的工作連通行為與員工創造力的關系提供了借鑒。

（2）考察了情緒狀態在工作連通行為與員工創造力雙路徑模型中的內在作用機理。為進一步揭示工作連通行為與員工創造力之間的“黑箱”，本研究通過實證檢驗，發現了工作連通行為與員工創造力之間的解釋路徑，即被動性/主動性工作連通行為分別通過情緒耗竭和工作繁榮影響員工創造力。

（3）探索了組織支持對工作連通行為影響員工創造力的邊界效應。基于企業文化背景，組織支持體現了組織情境變量的影響差異，本文揭示了組織支持對“被動性工作連通行為—情緒耗竭—員工創造力”和“主動性工作連通行為—工作繁榮—員工創造力”的雙路徑調節效應，從工作需求—資源模型視角分析了在不同意愿下的工作連通行為對員工創造力的差異化影響，為工作連通行為的影響機制研究提供了組織情境差異的考查。

（二）管理啟示

本文的實證結果為企業管理實踐提供了借鑒。首先，優化員工主動性工作連通行為管理策略。隨著信息技術的更新以及企業競爭的加劇，企業對員工工作連通行為的需求也愈加迫切，員工在非工作時間仍然處理與工作相關事務的現象越來越普遍［40］。主動的工作連通行為能夠使員工獲得更多工作資源，從而在工作中投入更多的時間和精力，提高工作績效［41］。被動的工作連通行為使得員工感知更多的工作壓力，對額外工作需求感到力不從心，更難實現工作中的心理解脫，進而引發情緒耗竭［42］，降低工作滿意度。為了發揮主動性工作連通行為對員工創造力的正向促進效應，企業需要進一步優化員工管理策略。在企業管理實踐中，強制員工參與工作連通行為自然是低效率的，管理者應該注重員工的工作連通意愿，或將工作連通行為控制在一個合理的范圍，有助于個體實施更多的主動性工作連通行為，體驗更高的工作繁榮，最終促進員工創造力。其次，鑒于情緒耗竭和工作繁榮的中介效應，組織應該為員工提供更多的工作資源，并強化員工的心理資源，對員工進行心理培訓和疏導，降低負面情緒。員工也可以主動與領導協商，制定雙方接受的連通時間，如在非工作時間內，固定某個時間或某段時間與工作“聯系”，減少工作對生活的干擾。最后，加大組織支持力度。組織要重視并給予員工情感關懷，營造激勵性的工作環境。例如，組織要創造有趣的工作場所，引導員工的樂趣體驗與工作繁榮，傳遞組織對員工的關心和支持［43］。企業要尊重員工的職業需求，促進員工福祉。如對于主動參與工作連通行為的員工，企業要給予鼓勵，結合一定的激勵政策進一步促使員工實施更多的主動性工作連通行為；對于被動參與工作連通行為的員工，企業要降低對其工作連通行為的期望，允許并指導員工設定工作界限，為其提供便利條件。

（三）研究局限及未來展望

雖然本文深入探討了工作連通行為的主動和被動維度對員工創造力產生的影響效應及作用機制，但仍存在一些局限性。首先，本研究采用單一來源的橫截面數據，雖不存在嚴重的共同方法偏差，但仍有可能影響結果的準確性，未來可考慮使用縱向追蹤數據及多來源數據進一步完善研究，如組織支持可采用企業來源數據。其次，在研究對象的選取上，沒有區分人員的行業和崗位，而員工對工作連通行為的感知和態度有可能會因工作性質的不同而有所差異。因此，未來可研究工作性質、行業等變量是否存在調節作用，完善影響機制的邊界條件。最后，本研究考察了主動性非工作時間工作連通行為的積極效應，未對其消極效應進行深入的探討。主動性工作連通行為雖是出于個體的主觀自愿，但過度的主動性工作連通行為是否對個體產生負面影響，進而抑制個體創造力的產生？即使個體在主動工作的過程中能夠保持精力充沛，帶來積極的工作表現和高自我效能感，但長期來看，“持續活躍”的個體又會對生活和工作產生怎樣的影響？因此，未來可對個體主動性工作連通行為的“度”進行深入的研究。