玩興氛圍、創造性過程投入對突破性創新行為的跨層次影響

李 玲，陶厚永，宋 浩

(1.中南民族大學 管理學院，湖北 武漢 430074；2. 武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

0 引言

當前，企業面臨的市場競爭日趨激烈，創新成為企業維持競爭優勢的主要驅動力。創新一般分為突破性創新和漸進性創新兩種，其中突破性創新是指能夠帶來新知識、新技術的新穎性、前沿性、顛覆性創新，而漸進性創新則是指對現有知識、技術等循序漸進、小修小補的創新。員工作為企業創新的主體，員工不同的創新行為對企業創新能力的影響不同。基于此，本文將員工創新行為劃分為突破性創新行為和漸進性創新行為兩種。其中，突破性創新行為是指員工能夠主動將創新行為內化，敢于打破常規，嘗試運用新方法或者創造性思維克服技術難題，且有可能帶來顛覆性創新；漸進性創新行為則是指員工基于日常慣例，對原有技術、方法或方案等進行循序漸進、程序化的甚至小修小補的創新行為，這種創新行為對企業創新能力突破或大幅提升的影響作用較小。由此可見，員工突破性創新行為更有助于企業保持競爭優勢和展開后續創新，決定企業核心競爭力[1]，對企業創新能力提升至關重要。本文主要研究個人玩興對員工突破性創新行為的影響。

美國一些公司如艾迪歐和谷歌等引入工作場所玩興管理理念，不僅有效激發了員工突破性創新行為，也使這些企業成為世界上極富創造力的企業[2]。Sales Hacker公司CEO Altschuler在企業日常管理活動中發現，工作場所中適度的玩興不僅有助于緩解員工疲勞，還能使員工精神煥發，提高員工工作效率，激發員工創新行為[3]。可見，玩興與員工突破性創新行為存在密切聯系，那些愛玩且會玩的員工往往創新想法和點子較多，勇于打破常規，甚至能夠通過玩興活動拓展發散性思維和創造性思維，進一步實現突破性創新[4]。此外，一些研究表明，組織玩興氛圍更有可能激發員工創新行為[5-6]。組織玩興氛圍高的團隊人際關系輕松和諧、員工之間彼此信任[7]、規章制度和管理方式靈活多樣[2,8]，員工在工作上往往具有一定的自主性和挑戰性[3]，寬容失敗的創新氛圍和嘗試錯誤的學習機會均有助于激發員工突破性創新行為[9]。

目前，針對玩興的研究主要從個體層面進行探討，雖然在一定程度上揭示了玩興與員工創新行為的關系，拓展了人們對于工作場所中玩興的認知，但仍存在如下不足：第一，已有研究主要聚焦孩童玩興或成人玩興與發散性思維[10]、內在動機[11]、工作投入[12]、工作滿意度[12]、工作績效[13]、創造力[14]等，僅分析玩興對于結果變量的直接影響，鮮有研究探究二者之間的中間作用[15]，玩興對員工突破性創新行為影響的研究更少。第二，未系統探討團隊層面玩興氛圍對員工創新行為的跨層次影響。玩興的自發性強，極易受情境因素的影響，如果僅從個體層面研究玩興特質對員工創新行為的影響而忽略團隊層面玩興氛圍的作用，不僅會削弱理論解釋力，還會降低研究結論的外部效度[16]。因此，有學者呼吁在考察玩興與員工創新行為關系時應同時考慮個體和團隊兩個層面[15]。第三，尚未揭示玩興如何影響員工突破性創新行為，尤其是玩興如何從個體層面和團隊層面影響員工突破性創新行為。

為厘清上述問題，本研究聚焦個體玩興與突破性創新行為的內在關系，在心流理論的基礎上，以創造性過程投入作為中介變量，以玩興氛圍作為調節變量，探究個體玩興對員工突破性創新行為的作用機制，剖析工作場所中玩興影響員工突破性創新行為的作用路徑，可為員工突破性創新行為管理提供理論指導。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 個人玩興與員工突破性創新

目前，關于玩興的概念尚未形成共識。Dandridge[17]認為，玩興是人自由選擇的活動，是人想做而非必須要做的事；Petelczyc等[2]認為，一項活動只有兼具娛樂身心、搞怪逗趣、熱情、即時、高度的人際互動特征才被稱作玩興。根據Van & Feeney[18]的研究，只要活動或行為本身伴隨著娛樂、享受和樂趣體驗等特征就被視為玩興。玩興被視作是激發員工創新行為的搖籃[19]。雖然并不是所有玩興活動都能激發員工創新行為，但員工創造力或創新行為往往通過玩興活動的某種形式或某個時刻得以激發[19]。玩興與員工創新行為存在著天然的聯系，根據心流理論可知，當個體對某項創新活動感興趣時，就會完全沉迷其中并享受樂趣。當員工把某項創新活動當作玩興活動時，就會主動研究或探索其中的奧妙，這種專注忘我而充滿玩興的精神有助于打破常規，挖掘新事物，拓展發散性思維和創造性思維，而有助于實現突破性創新。

余嬪等[20]研究發現，玩興傾向高的員工更容易投入到工作中并享受其中的樂趣，也更易于探索和創新，展現突破性創新行為。而且，玩興傾向高的員工有更強的認知靈活性和認知經驗，創新想法和點子也較多[21]。此外，玩興能夠有效緩解和釋放工作壓力，會玩的人更容易產生輕松、有趣、滿足、自信等積極情緒[22]。已有研究表明，玩興傾向高的個體以一種輕松有趣的方式覺察與解釋工作任務，他們比玩興傾向低的個體擁有更多好奇心和探索欲，更喜歡挑戰新事物[21]，即使在創新過程中遇到艱難與挑戰也不會輕言放棄，更愿意積極主動尋求解決問題的方案，進而展現出更多突破性創新行為。因此，玩興高的員工在從事自己感興趣的創新活動時會沉迷其中并堅定信念，他們愿意付出更多努力不斷摸索和實踐，并嘗試運用新方法或者創造性思維克服技術難題，激發自身創新潛能，持續推動突破性創新活動的開展[23]。據此，本文提出如下假設：

H1：工作場所中個人玩興對員工突破性創新行為具有顯著正向影響。

1.2 創造性過程投入的中介作用

創造性過程投入是指員工參與與創造性相關的方法或過程，包括問題識別、信息搜索和編碼以及新想法或新方案產生的過程等[24]。突破性創新工作涉及員工對創造性過程的投入[25]。心流理論指出，當個體對某項創新活動感興趣時就會專注其中，并且還伴隨著絕佳的體驗和快感(Csikszentmihalyi，1993)。玩興活動通過為員工營造有趣、好玩、輕松愉快的工作環境，引導員工積極、主動地參與到與工作相關的創新活動中，通過豐富員工的心智資源并為其提供某些精神支持[26]，最終激發員工突破性創新行為。

員工將創新作為玩興活動的一部分，積極參與創造性活動，尤其是當面臨一些難以克服的困難和挫折時，玩興傾向高的員工能夠明銳地識別問題并予以解決[27]，最終促使突破性創新行為的出現。并且，員工在創造性過程中對相關信息的搜索和編碼不僅可以增長個人知識、提高員工解決問題的能力，還有利于員工克服突破性創新過程中遇到的各種難題。同時，在選擇最終解決方案之前，員工會對同一問題產生諸多新想法或大量替代方案[23]。新想法或最終解決方案均會間接或直接影響問題的解決，從而在很程度上促進突破性創新行為的涌現[26-27]。

此外，個體玩興通過緩解員工在創新過程中面臨的心理壓力，激發員工好奇心和探索新事物的欲望，推動員工參與和投入創新過程，而員工在創新過程中的投入程度對員工突破性創新行為具有積極影響[28]。員工參與創新過程的積極性和主動性越高，創新過程中產生的發散性思維、新想法和新創意越多，越有助于激發員工突破性創新行為[29]。個體玩興通過展現富有挑戰、有趣、好玩的探索性行為，引導員工主動參與創造性過程，并對企業新產品設計、新技術方案、新服務等提出自己的奇思妙想，新想法和新創意不斷涌現，進而推動員工突破性創新。據此，本文提出如下假設：

H2：個體玩興對員工創造性過程投入具有正向影響。

H3：創造性過程投入在個人玩興與員工突破性創新行為之間起中介作用。

1.3 玩興氛圍的跨層次調節作用

玩興氛圍是指員工在工作場所中通過日常玩興互動所建立起來的一種輕松愉快、有趣好玩的工作氛圍[30]，團隊成員對玩興氛圍的知覺影響其內在動機和外在行為表現。玩興氛圍是個體玩興活動有效開展的重要前提，能夠為員工提供良好的玩興環境。在充滿玩興氛圍的組織中，領導更加包容、開放，工作富有趣味性、挑戰性和自主性，員工的一些創新想法很容易受到領導重視[19]，員工更愿意主動投入到創新活動中。

實證研究表明，組織玩興氛圍更有可能促進員工參與創新活動[7-8]。玩興氛圍水平高的團隊，其決策更加民主、靈活，領導更加開放、包容，更易于接受員工觀點、認同員工感受，能夠盡量避免對員工施壓和提出要求[31]，這種情境有利于激發員工個體玩興。具有高水平內在動機的員工由于對創新活動本身充滿樂趣，就會積極投入到創造性活動中。并且，在玩興氛圍水平高的團隊，員工可以大膽嘗試，允許試錯、寬容失敗的工作氛圍可以緩解員工在創新過程中產生的心理壓力，個體參與玩興活動的意愿更強，更容易產生愉悅的情緒體驗并主動將創新行為內化。因此，若組織玩興氛圍水平高，個體玩興活動將有利于員工更加積極主動地投入到創造性活動中，即個體玩興對創造性過程投入的影響作用較強。反之，若組織玩興氛圍水平低，領導者對待玩興缺乏一定的包容和支持，領導者態度和行為將會對個體玩興認知、態度和行為產生消極作用，使員工對創新過程失去興趣和主動性，不愿意過多投入到創新活動中。也即，當組織玩興氛圍水平較低時，個體玩興對創造性過程投入的影響作用較弱。據此，本文提出如下假設：

H4：玩興氛圍調節個體玩興與創造性過程投入的關系，即組織玩興氛圍水平越高，個體玩興對創造性過程投入的正向影響作用越顯著，反之則越弱。

結合假設H3和H4，個人玩興與員工突破性創新行為關系模型表現為一個被調節的中介過程。即員工創造性過程投入在個人玩興與突破性創新行為之間發揮中介作用，且這一中介效果被玩興氛圍所調節。當團隊玩興氛圍較濃時，個人玩興對創造性過程投入的促進作用更強，這會增加員工對自身創新行為和創新能力的信心，使員工敢于嘗試更多挑戰性工作，推動員工突破性創新。因此，創造性過程投入在個人玩興與員工突破性創新行為之間發揮中介效應。反之，當團隊玩興氛圍水平較低時，個體缺乏突破性創新或者后續創新的積極性和主動性，導致個體玩興的積極作用難以發揮。據此，本文提出如下假設：

H5：個人玩興通過創造性過程投入對員工突破性創新的中介作用被團隊玩興氛圍所調節。即與玩興氛圍水平低的團隊相比，在玩興氛圍水平高的團隊中，員工創造性過程投入對個體玩興與員工突破性創新的中介作用更強。

根據上述分析，本研究構建概念模型，如圖1所示。

圖1 概念模型Fig.1 Conceptual model

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本研究采用問卷調查法獲取樣本數據，調查對象為相關企業領導者(部門主管)及其下屬。筆者利用自身擁有的社會資源，通過以下途徑獲取問卷數據：第一，與武漢某高校管理學院和已經建立實習基地的多家企業管理層取得聯系，確定是否愿意參與被試。第二，與已經畢業的武漢某高校管理學院及在職MBA、EMBA或者工程碩士學位在讀人員取得聯系。第三，利用外出培訓、授課及自身社會關系，與相關企業管理層取得聯系。本文研究多層次工作場所中個人玩興與員工突破性創新的關系，需要同時收集個體和團隊兩個層面數據，因此問卷包括員工和領導兩種，采用配對方式對問卷進行收集與整理。首先，聯系60家調研企業，確認企業部門領導是否愿意參與此次問卷調研，并事先向部門領導了解下屬員工人數，以確保問卷發放成功。其次，在企業相關負責人的協同下，向參與此次問卷調研的領導及其下屬闡明此次問卷調研的目的、步驟，承諾對個人信息保密。再次，將具有對應編碼的員工問卷和領導問卷分別發放給員工及其領導，填寫完畢后直接裝入密封袋，并由研究人員現場收集。

本文中60家樣本企業主要分布在蘇州、廣州、深圳、上海、武漢等地區，涵蓋機械制造、科研服務、電子信息等領域。本文共發放326份員工問卷和60份團隊領導問卷，剔除無效問卷后，最終回收44份團隊有效問卷(有效回收率為73.33%)和237份員工有效問卷(有效回收率為72.70%)。在237份員工有效樣本中，男性占59.07%，女性占40.93%；20～29歲占39.24%，30～39歲占54.43%，40歲以上占6.33%；大專及以下學歷占23.21%，本科學歷占62.45%，研究生及以上學歷占14.34%；團隊平均規模6.56人，團隊成員人數4～16人。

2.2 測量工具

為保證測量工具的有效性，本文量表均來源于國內外主流期刊公開發表的研究文獻，并結合中國情境和企業自身特點，對部分英文量表通過“回譯”方式進行適當修改和完善，以確保量表在中國情境下的適用性。

(1)個人玩興(Ipl)：采用中國臺灣學者余嬪等[20]開發和編制的29條目量表，代表性條目如“從事喜歡的任務時會全神貫注、全力以赴”。問卷采用李克特5點量表，Cronbach's α系數為0.942。

(2)創造性過程投入(CPE)：采用Zhang & Bartol[24]的量表，代表性題項如“我從多個來源搜索信息”、“在我選擇最終解決方案之前，我對同一問題產生了大量備選方案”，共計11個條目。問卷采用李克特5點量表，Cronbach's α系數為0.890。

(3)突破性創新行為(Emc)：采用Madjar等[1]開發的量表，該量表經過張勇等(2014)的修正，共計3個條目，代表性條目如“該員工在工作中常常表現出創新性”“該員工能夠很容易改進現有工作流程以滿足當前需求”。問卷采用李克特5點量表，Cronbach's α系數為0.946。

(4)玩興氛圍(Pcm)：采用中國臺灣學者余嬪等[20]編制的29條目量表，包含5項反式計分，代表性條目如“這里的規矩多，制度僵化”。問卷采用李克特5點量表，Cronbach's α系數為0.901。

此外，有學者指出工作場所中個體人口統計學變量可能會對員工突破性創新行為產生影響。因此，本文將性別、年齡和受教育水平作為個體層次控制變量，將團隊規模(每個項目團隊中的員工個數)作為團隊層次控制變量。

2.3 數據分析

本研究采用Mplus7.4軟件進行數據處理，理論模型包括個體和團隊兩個層面。假設檢驗過程采用劉東等(2012)提出的參數自助法(Parameter-based Bootstrap)和蒙特卡洛(Monte Carol)置信區間估計法，得出創造性過程投入中介效應、玩興氛圍調節效應及被調節中介效應值的置信區間，用于檢驗模型中創造性過程投入中介效應的顯著性以及玩興氛圍調節變量在不同取值條件下(均值加減一個標準差)中介效應的顯著性。在本文假設檢驗中，所有數據回歸分析均納入控制變量。

3 實證結果分析

3.1 驗證性因子分析

為考察個體玩興、創造性過程投入、突破性創新行為、玩興氛圍4個潛變量的聚合效度和區分效度，本文采用結構方程模型對領導-員工配對數據進行驗證性因子分析，并比較各因子模型的擬合優度。結果發現，四因子模型中各因子負荷及t值均達到0.05以上的顯著性水平，并無不恰當解，可見本文變量聚合效度較好。同時，對4個模型進行比較，考察各因子模型的區分效度，結果如表1所示。從中可見，四因子模型與其它模型相比，χ2/df=2.53<3，CFI=0.93>0.9，SRMR=0.06<0.08，TLI=0.91>0.9，RMSEA=0.07<0.08，說明四因子模型具有較好的擬合效果和配適度，其它因子模型皆無法滿足統計學意義上的擬合優度標準。

表1 變量驗證性因子分析結果Tab.1 Results of variable confirmatory factor analysis

為考察四因子模型是否具有跨層次恒等性，本文采用Mplus7.4軟件進行跨層次驗證性因子檢驗(MCFA)，結果如表2所示。從中可見，跨層次驗證性因子分析提供的組間模型適配結果(SRMRB=0.08)顯著好于組間協方差矩陣分析結果(SB=0.12)，組內模型適配結果(SRMRw=0.04)也明顯優于組內協方差矩陣分析結果(SPW=0.08)。此外，跨層次驗證性因子分析得到的RMSEA<0.08、CFI>0.9、χ2/ df<3明顯優于傳統驗證性因子分析檢驗結果。綜上所述，四因子模型在團隊層次和個體層次是等值模式，不會在后續研究中產生跨層次推論誤差。

表2 多層次驗證性因子分析(MCFA)部分指標適配結果Tab.2 Adaptation results of partial indicators of multilevel confirmatory factor analysis (MCFA)

3.2 描述性統計與相關性分析

表3為各主要變量的均值、標準差及相關系數結果。從中可見，個人玩興與員工突破性創新行為顯著正相關(r=0.134，p<0.01)，個人玩興與創造性過程投入顯著正相關(r=0.454，p<0.01)，創造性過程投入與員工突破性創新行為顯著正相關(r=0.230，p<0.01)，假設H1和H2得以驗證。

表3 各變量均值、標準差及相關系數分析結果Tab.3 Analysis results of mean, standard deviation and correlation coefficient of each variable

3.3 結果分析

3.3.1 創造性過程投入中介效應檢驗

本研究采用跨層次結構方程模型和蒙特卡洛(Monte Carol)置信區間估計法檢驗相關假設。本文檢驗創造性過程投入的中介效應，結果如表4所示。從中可見，個人玩興對突破性創新行為具有顯著正向影響(γ=0.201，p<0.05)，即個人玩興對突破性創新行為的直接效應DE顯著，創造性過程投入對突破性創新行為的中介效應AB顯著(γ=0.290，p<0.05)，創造性過程投入對突破性創新行為影響的總體效應顯著(γ=0.491，p<0.05)。蒙特卡洛模擬法檢驗結果表明，中介效應95%無偏置信區間不包含0(LLCI=0.047，ULCI=0.666)，總效應95%無偏置信區間不包含0(LLCI=0.182，ULCI=0.713)，直接效應DE顯著，95%無偏置信區間也不包含0(LLCI=0.022，ULCI=0.483)。這表明，創造性過程投入在個人玩興與突破性創新行為之間發揮中介作用，假設H1、H2得到驗證。

表4 創造性過程投入直接效應及中介效應檢驗結果Tab.4 Test results of direct effect and mediating effect of creative process engagement

3.3.2 玩興氛圍跨層次調節效應檢驗

本研究首先對因變量員工突破性創新進行零模型(Null model)檢驗，根據表5中零模型(Null model)計算ICC，進而判斷是否需要進行多層次檢驗。結果發現，ICC的值為0.138，遠大于0.059，因此需要進行多層次檢驗(Cohen，1977)。

表5 玩興氛圍跨層次調節效應檢驗結果Tab.5 Test results of cross level moderating effect of playfulness climate

由表6可知，在玩興氛圍水平較高的團隊，個人玩興對創造性過程投入的正向影響顯著(β=0.888，p<0.001)；同時，當團隊玩興氛圍水平較低時，個人玩興亦正向影響創造性過程投入(β= 0.315，p<0.05)，且組間差異值結果顯著(β=0.573，p<0.05)。為更加直觀地反映玩興氛圍的調節效應，本文分別繪制玩興氛圍在高于和低于均值一個標準差水平下對個人玩興與創造性過程投入關系的調節效應。從圖2可以看出，假設H4得到進一步驗證。

圖2 玩興氛圍對個體玩興與創造性過程投入的調節作用Fig.2 Moderating effect of playfulness climate on individual playfulness and creative process investment

3.3.3 有調節的中介效應檢驗

表6為被調節的中介效應蒙特卡洛(Monte Carol)檢驗結果。從中可見，當組織玩興氛圍水平較高時，個人玩興通過創造性過程投入影響突破性創新行為的間接效應值為0.236，95%無偏置信區間不包括0(LLCI=0.054，ULCI =0.419)；當組織玩興氛圍水平較低時，個人玩興通過創造性過程投入影響突破性創新行為的間接效應值為0.123，95%低值無偏置信區間不包含0(LLCI =0.009，ULCI=0.234)，兩者差異值95%無偏置信區間不包含0(LLCI=0.005，ULCI=0.274)，所有上下限區間都不包含0，達到顯著性水平。由此可見，個人玩興對突破性創新行為的間接效應受玩興氛圍的調節作用，被調節的中介效應得以驗證，假設H5成立。

表6 玩興氛圍調節效應及創造性過程投入被調節的中介效應檢驗結果Tab. 6 Test results of moderating effect of playfulness climate and mediating effect of moderated creative process engagement

4 結語

4.1 研究結論

根據上述分析，本文得出如下結論：

(1)基于個體玩興特征的玩興活動是推動員工開展突破性創新行為的重要驅動因素。一般來說，當員工把某項創新工作當作玩興活動時，就會主動自發地研究或探索其中的奧妙，積極尋求解決問題的方案，從而展現出更多突破性創新行為[18]。

(2)創造性過程投入在個體玩興與員工突破性創新行為之間發揮中介作用。創新不確定性高、風險大，個體玩興通過激發員工好奇心和探索新事物的欲望，能夠緩解員工在創造性過程中產生的心理壓力，促使員工積極主動地投入到創新工作中，主動尋求各種問題解決方案，這一過程對突破性創新行為具有積極影響。因此，創造性過程投入是員工從事個體玩興活動從而展現突破性創新行為的重要媒介。

(3)玩興氛圍強化個體玩興與員工突破性創新行為的關系，同時正向調節創造性過程投入在個體玩興與員工突破性創新行為之間的中介效應。當組織玩興氛圍水平較低時，領導者包容能力有限，個體玩興特質被抑制，創造性思維難以迸發，由此將削弱個體玩興對員工突破性創新行為的促進作用，且個體玩興通過創造性過程投入影響突破性創新行為的作用效果也會大打折扣。反之，當組織玩興氛圍水平較高時，個體玩興通過創造性過程投入影響員工突破性創新行為的作用顯著，玩興氛圍對個體玩興—創造性過程投入—突破性創新作用路徑具有正向影響。

4.2 研究啟示

4.2.1 理論啟示

(1)玩興的概念來源于西方，中國傳統文化雖然早就有“玩”這一概念，但大都認為“玩”是有害的、難登大雅之堂，所以目前國內關于玩興的研究較少，且以孩童和學生為主，未對工作場所中玩興與員工突破性創新行為關系進行深入探討。本文基于心流理論，系統研究和揭示工作場所中個體玩興對員工突破性創新行為的影響機理，發現恰當的玩興有助于員工在工作過程中體驗到更多樂趣，進而能夠激發員工突破性創新行為，這不僅是對工作場所中玩興理論研究的一次嘗試，也有助于人們形成正確的認知，為未來大規模理論研究奠定基礎。

(2)以往研究主要從個體層面探討個人玩興的成因和影響效應，團隊層面卻鮮有涉及。工作團隊中的玩興既包括個體層面玩興又包括團隊層面玩興，僅從個體層面研究員工玩興對員工創造力的影響而忽視團隊層面玩興所發揮的作用，既會削弱理論解釋力，又會降低研究結論外部效度。本文引入團隊層面玩興氛圍變量，從個體和團隊兩個層面考察工作場所玩興對于員工突破性創新行為的作用機制，不僅彌補了個體層面研究局限，而且能夠更加全面、系統地詮釋工作場所中玩興對員工突破性創新行為的影響。未來將整合個體、團隊、組織、行業甚至是國家層面變量，進一步探究突破性創新的誘發因素。

(3)基于心流理論，本文引入創造性過程投入這一中介變量，構建個體玩興—創造性過程投入—突破性創新行為研究框架，揭示創造性過程投入在個體玩興與員工突破性創新行為之間的中介作用；另外，將玩興氛圍納入這一框架，揭示個體玩興通過創造性過程投入作用于員工突破性創新行為的情境條件，挖掘中介機制發揮作用的調節器，從而全面展現了工作場所中玩興與員工突破性創新行為之間復雜的理論聯系。中介機制和調節器相結合的研究范式，為后續相關研究提供了方法論上的有益借鑒。

4.2.2 實踐啟示

(1)個體玩興特質與員工創新行為有著天然的聯系，企業激發員工突破性創新行為需要做好工作場所中玩興管理工作。企業應在日常管理中對員工的適度玩興活動給予積極肯定和鼓勵，鼓勵員工將玩興與工作相結合，從工作中尋找玩的樂趣，緩解釋放心理壓力，激發創造性思維，進而實現突破性創新。此外，企業在招聘、選拔員工時對創新能力要求高的崗位，如產品設計、廣告設計、技術研發、文案策劃、市場推廣等，可通過簡歷篩選、面試等環節將應聘者的玩興特質考慮在內。

(2)創造性過程投入在個體玩興與突破性創新行為之間發揮關鍵作用。員工在創造性過程中識別與克服問題的能力，可以極大程度上促進突破性創新行為的涌現[21-22]。因此，企業一方面應給予員工充分的自主權，積極引導員工投入到與創新相關的產品設計、技術服務等方案討論中；另一方面，對員工考核應從“過程導向”轉向“結果導向”，使員工能夠積極主動地投入到創新性活動中，享受玩興帶來的樂趣；同時，引入創新競爭激勵機制，對于創新表現突出的員工給予豐厚的獎勵，充分激發員工的創新激情，促進員工突破性創新行為的涌現。

(3)在企業通過員工創造性投入激發員工突破性創新行為過程中，玩興氛圍的作用不容小覷。玩興氛圍是促進員工突破性創新行為涌現的前提條件，員工突破性創新內驅力高度依賴企業的玩興氛圍。因此，互聯網企業或者對產品創新要求高的企業應借鑒谷歌、IBM等公司的成功經驗，將玩興管理理念引入企業，塑造允許試錯、寬容失敗、開放包容的文化氛圍，將員工的玩興特質與工作結合在一起，最終營造高水平的玩興氛圍，提高員工創新積極性和主動性，促使員工主動將創新行為內化，激發員工的突破性創新行為。

4.3 不足與展望

本文仍存在一些不足：第一，基于橫斷面設計無法嚴格對變量關系進行因果歸因。未來將使用縱向追蹤法進行數據收集，或者采用實驗設計，精準檢驗變量之間的關系，提高研究結論信效度。第二，基于心流理論視角探究個人玩興與突破性創新行為之間的中介機制和調節機制，以及玩興氛圍在個人玩興與創造性過程投入之間的調節作用，其它情境因素如領導風格、“圈子文化”等也有可能發揮影響作用，未來將通過更為全面的理論推導和實證分析，探索其它中介作用、調節作用機制和邊界影響條件，使跨層次個人玩興與員工突破性創新模型更加完善。第三，本文重點探討工作場所中玩興給員工突破性創新行為帶來的積極影響，未來將進一步考察玩興對員工創新行為的消極影響以及不適切的玩興是否會對組織績效、員工工作投入產生不利影響，以有效發揮工作場所中玩興的積極作用。