曲怡穎+任浩

摘要：通過對230名中國企業(yè)員工及直接主管的配對樣本分析了恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力影響的作用機制，結(jié)果表明：恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力呈顯著正向關(guān)系，創(chuàng)造力自我效能感在二者之間發(fā)揮著完全中介作用，并且工作復(fù)雜度負(fù)向調(diào)節(jié)恢復(fù)體驗與創(chuàng)造力自我效能感之間的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：恢復(fù)體驗；員工創(chuàng)造力；創(chuàng)造力自我效能感；工作復(fù)雜度

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.04.13

中圖分類號：F272.92 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）04-0057-04

Abstract： Based on the data collected from 230 employeesupervisor matching sample in China， this paper studies on the mechanism of the effects of recovery experience on employee creativity. Results show that， recovery experience is significantly related to employee creativity， and creative selfefficacy plays a fully mediating role in the above relationship. Job complexity moderates the relationship between recovery experiences and creative selfefficacy.

Key words：recovery experience； employee creativity； creative selfefficacy； job complexity

引言

“互聯(lián)網(wǎng)+”時代的差異化競爭格局會強化組織對持續(xù)創(chuàng)新的依賴，這也必然加強了組織對員工創(chuàng)造力的開發(fā)，過度的開發(fā)使得員工陷入了創(chuàng)造力資源透支的困境[1，2]。暫時從工作中解脫出來進(jìn)而尋求創(chuàng)造力恢復(fù)的體驗——恢復(fù)體驗，成為解決這一困境的重要途徑。雖然研究者對恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力之間關(guān)系進(jìn)行了開創(chuàng)性的研究[1，3]，但還相當(dāng)薄弱，結(jié)論也大相徑庭。因此，如何明確且完整地構(gòu)建恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力影響的作用機制成為本文的研究議題。資源保存理論（COR）認(rèn)為：員工的心理恢復(fù)體驗會影響自我效能資源，進(jìn)而影響個體工作行為[4，5]。由此，創(chuàng)造力自我效能感在恢復(fù)體驗影響員工創(chuàng)造力的過程中發(fā)揮著重要作用；工作特征已被設(shè)置為恢復(fù)體驗發(fā)揮作用的組織情景[6，7]；工作復(fù)雜度會對恢復(fù)體驗作用機制產(chǎn)生怎樣的權(quán)變影響值得深入探究。基于此，結(jié)合COR理論、努力—恢復(fù)模型和創(chuàng)造力成分理論，從恢復(fù)體驗的視角考察員工創(chuàng)造力提高的作用機制——創(chuàng)造力自我效能感的中介作用以及工作復(fù)雜度的調(diào)節(jié)作用，這不僅呼應(yīng)了個體特征要素激發(fā)創(chuàng)造力的重要作用，也再次凸顯了現(xiàn)有研究強調(diào)外部環(huán)境對員工創(chuàng)造力培育的重要途徑，以期為組織如何充分利用恢復(fù)體驗機制激發(fā)員工創(chuàng)造力提供建議。本文的理論模型如圖1所示。

1 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

1.1 恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力

基于體驗對資源的承載，組織領(lǐng)域的學(xué)者傾向于將恢復(fù)體驗界定為員工為應(yīng)對工作資源需求而從資源損失中恢復(fù)的心理過程[2，6]。在這個過程中，員工參與放松體驗、心理脫離、掌握和控制體驗積極保護(hù)、維持并配置有價值的資源，這些資源包括物質(zhì)、個人特征、精力[2，5]，也包括情感和控制資源[8]。COR理論指出：保護(hù)、維持并配置資源的前提是員工對這些資源的價值性做出了預(yù)期判斷并再投入了現(xiàn)有資源；參與恢復(fù)體驗說明了員工認(rèn)為恢復(fù)體驗是值得投入自身現(xiàn)有資源（如時間、精力等），并通過恢復(fù)體驗可以保護(hù)和獲取有價值的資源。

恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力之間的關(guān)系已在現(xiàn)有研究中獲得初步關(guān)注[1，3]。員工創(chuàng)造力通常指產(chǎn)生新穎、有用并切實可行的想法，該想法可以涵蓋產(chǎn)品、服務(wù)以及生產(chǎn)與管理流程等方面[9]。員工參與恢復(fù)體驗之所以可以提高創(chuàng)造力，本文認(rèn)為恢復(fù)體驗通過保護(hù)現(xiàn)有的或（和）獲取新的有價值的資源，補充提高員工的專業(yè)相關(guān)和創(chuàng)造力技能所需要的多樣性資源。首先，由COR理論和努力—恢復(fù)模型可知：工作環(huán)境的要求威脅或損失個體資源，相對應(yīng)地，個體將主動地參與非工作情景的活動保護(hù)或（和）獲取資源。完成創(chuàng)造性任務(wù)可以被分解為一系列待實現(xiàn)的目標(biāo)，而這些目標(biāo)的實現(xiàn)會不同程度地消耗個體有價值的資源；員工參與恢復(fù)體驗獲取有價值資源避免了員工陷入喪失螺旋，也實現(xiàn)了創(chuàng)造性資源的增值螺旋[5]，比如自我效能感[5]和積極情緒[6]，則構(gòu)筑起員工創(chuàng)造力不可或缺的資源庫。其次，在某個生活領(lǐng)域（如下班時間）獲取的新資源具有溢出效應(yīng)，而被應(yīng)用在使用這些資源的其他領(lǐng)域[10]，這種積極溢出被看作是在工作領(lǐng)域中解決問題的路徑[9]，因此恢復(fù)體驗有助于員工在工作中產(chǎn)生解決問題的多樣可替代性的新想法。例如，業(yè)余學(xué)習(xí)詩歌創(chuàng)作，掌握了豐富的語言詞匯，便于員工在團隊中更加清楚明確地表達(dá)復(fù)雜想法。最后，研究員工創(chuàng)造力的學(xué)者們也已經(jīng)證明個體的心理狀態(tài)和情感變量是影響創(chuàng)造力的重要前置因素[11，12]，相應(yīng)地，恢復(fù)體驗?zāi)軌蛴绊憘€體心理幸福感和情感狀態(tài)的功能進(jìn)而促進(jìn)績效相關(guān)結(jié)果[2，6，7]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生顯著的正向影響。

1.2 創(chuàng)造力自我效能感的中介作用

創(chuàng)造力自我效能感是指個體對自己有能力在工作領(lǐng)域內(nèi)產(chǎn)生創(chuàng)造性結(jié)果的信念[13]，換言之，創(chuàng)造力自我效能感是在特定的創(chuàng)造力領(lǐng)域內(nèi)，員工對自己參與創(chuàng)造性活動及行為結(jié)果能力的判斷。Tierney等[13]認(rèn)為個體依據(jù)對自身和環(huán)境資源以及一些約束條件的評估結(jié)果，判斷創(chuàng)造力自我效能感的水平。因此，創(chuàng)造力自我效能感的水平受到個體和環(huán)境資源具體情況的影響。

恢復(fù)體驗本質(zhì)上代表了一種在非工作時間的活動中維持并獲取有價值資源的途徑，該途徑一方面承載了對有價值資源的再投入；另一方面不但阻止了現(xiàn)有資源的不必要損失，而且提供了員工可轉(zhuǎn)移并利用的各種資源，包括新技能、積極情緒、心理抗壓能力等，以期實現(xiàn)預(yù)期的一系列目標(biāo)。具體而言，恢復(fù)體驗是員工為了保護(hù)或（和）獲得有價值的資源而做出的有策略地再投入現(xiàn)有資源[4]，其中，需要保護(hù)的現(xiàn)有資源或（和）新獲取資源的價值在參與恢復(fù)體驗時已得到判定，并在體驗過程中得到價值積累，這提高了員工在具體的創(chuàng)造性任務(wù)中對自身和環(huán)境進(jìn)行評估的準(zhǔn)確性。除此之外，有價值的資源只有滿足員工為了完成創(chuàng)造性任務(wù)或?qū)ふ覇栴}解決途徑而分解的一系列目標(biāo)才會實現(xiàn)預(yù)期價值。盡管這并不是這些資源配置的最優(yōu)化績效結(jié)果，但是資源預(yù)期價值的最優(yōu)化體現(xiàn)對創(chuàng)造性任務(wù)完成的預(yù)期貢獻(xiàn)[10]，增強員工的創(chuàng)造力自我效能感。現(xiàn)有研究也從實證的角度給予本推論一定支持，例如各種資源（情感資源、知識資源、技能）的可獲得性通常是創(chuàng)造力效能感積累的一個直接信號[2，13，14]。因此，當(dāng)員工積極參與恢復(fù)體驗時，創(chuàng)造力自我效能感也會提高。

創(chuàng)造力自我效能感顯著地影響員工創(chuàng)造力。員工的創(chuàng)造力自我效能感越高，越會相信自己具備了卷入創(chuàng)造性活動的能力，從個體內(nèi)在主動性上提出顛覆性創(chuàng)意或者搜尋多樣化的技能，特別是當(dāng)員工面臨重大的挑戰(zhàn)和困難，強烈的創(chuàng)造力自我效能感會產(chǎn)生執(zhí)著并勇于應(yīng)對的努力[13]。相關(guān)的實證研究成果也驗證了這一理論觀點，研究表明，創(chuàng)造力自我效能感對員工創(chuàng)造力具有顯著的正向作用[13]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：創(chuàng)造力自我效能感在恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

1.3 工作復(fù)雜度的調(diào)節(jié)作用

工作復(fù)雜度是一種工作特征，指工作具體內(nèi)容的復(fù)雜性[15]。從工作要求的視角上看，工作復(fù)雜度體現(xiàn)了工作要求中的數(shù)量、質(zhì)量、任務(wù)困難程度等方面，并對員工提出了更多的挑戰(zhàn)。復(fù)雜程度較高的工作要求更多的個人資源[15]，如情感、技能、生理等，這反映了過多的潛在資源損失。進(jìn)一步地，由努力—恢復(fù)模型和COR理論可知，更多更全面的資源投入引發(fā)了資源的實際喪失螺旋，那么員工會依賴更多的恢復(fù)體驗修復(fù)流失的資源。

一般而言，創(chuàng)造性任務(wù)是多面的、不具體的，也是不服從慣例的，對員工而言，更多的是對新事物的挑戰(zhàn)[9]和對復(fù)雜任務(wù)的努力應(yīng)對。產(chǎn)生應(yīng)激源的工作環(huán)境要求員工在工作領(lǐng)域之外獲取相關(guān)的資源[3]，因此，面對高度復(fù)雜的工作，特別是創(chuàng)造性任務(wù)，員工更傾向于參與較多的恢復(fù)體驗，才能夠達(dá)到簡單工作需要的有價值資源的維持和獲取的水平。如前所述，恢復(fù)體驗仍然需要員工投入現(xiàn)有資源才能保護(hù)或（和）獲取有價值資源，所以無法產(chǎn)生資源盈余的投入加重了員工感知到自身能力的不足、身心的倦怠和信心的受挫，即降低了員工創(chuàng)造力自我效能感。相對地，簡單且低技能要求的工作崗位，并不需要員工非工作時間的過多恢復(fù)體驗，對緩解工作應(yīng)激源而進(jìn)行的有針對性的資源保護(hù)或（和）獲取也隨之減弱，使員工感知到已經(jīng)存續(xù)的有價值資源足以應(yīng)對工作中提出的創(chuàng)造性工作要求，這種對自我能力的認(rèn)可展現(xiàn)了員工較高的創(chuàng)造力自我效能感。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：工作復(fù)雜度負(fù)向調(diào)節(jié)恢復(fù)體驗與創(chuàng)造力自我效能感之間的關(guān)系。

2 研究方法

2.1 研究樣本

數(shù)據(jù)來自長三角地區(qū)的14家企業(yè)和設(shè)計院，涉及的行業(yè)包括機械及儀器制造業(yè)、新能源汽車、IT行業(yè)、金融、電力、建筑設(shè)計等。問卷先后分2個階段發(fā)放，第一階段，研究人員采用郵寄和電子問卷的方式發(fā)放給42位管理者430份問卷，請管理者對共事半年以上的直接下屬進(jìn)行評價并在問卷上標(biāo)記編號；第二階段，研究人員同樣采取郵寄和電子問卷方式發(fā)放給42位管理者430份問卷，由之前已經(jīng)標(biāo)記編號的直接下屬填寫。歷經(jīng)4個多月，問卷全部回收，根據(jù)標(biāo)記編號配對員工問卷和直接上級問卷并進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入。剔除數(shù)據(jù)不全和無法配對的不良問卷后，獲得有效配對問卷共230套。在配對樣本的230名員工中，平均年齡是28.3歲；男性占59.6%，女性占40.4%；大專及同等學(xué)歷占20%，本科及同等學(xué)歷占47%，碩士及以上學(xué)歷占33%；普通員工占77.4%，基層管理者占13%，部門主管占8.3%，高級經(jīng)理占1.3%；工作年限一年及以下占12.2%，2～3年占31.7%，4～5年占18.7%，6～9年占19.6，10年及以上占17.8%；研發(fā)占75.7%，制造占3.5%，銷售占11.3%，財務(wù)占9.1%，其他站0.4%；團隊規(guī)模中少于5人占15.2%，5～10人占44.8%，10～20人占30.4%，20人以上占9.6%。

2.2 變量測量

本文借鑒國外經(jīng)典文獻(xiàn)的成熟量表，根據(jù)研究情境進(jìn)行了適當(dāng)?shù)男拚鳛樗鸭瘜嵶C資料的工具，并用5點李克特表進(jìn)行測量。

①員工創(chuàng)造力。采用直接主管他評和員工自評的方式。直接主管他評方式，參考Zhou等[16]開發(fā)的5個題項量表；員工自評方式，參考Subramaniam等[17]開發(fā)的3個題項量表。由相關(guān)性分析可知，員工自評與直接主管他評變量間顯著正相關(guān)（r=0.22，p<0.01），表明該構(gòu)念擁有良好的聚合效度。本文量表信度系數(shù)為0.95。

②恢復(fù)體驗。采用Sonnentag等[6]開發(fā)的恢復(fù)體驗的16個題項量表，包含控制體驗、掌握體驗、放松體驗和心理脫離4個維度。本文進(jìn)行探索性和驗證性因素分析，統(tǒng)計結(jié)果表明恢復(fù)體驗的二階單因子模型顯著優(yōu)于一階4因子模型的擬合優(yōu)度，具有良好結(jié)構(gòu)效度。本文量表信度系數(shù)為0.84。故恢復(fù)體驗由二階因子模型測量，并具有良好的信度和效度。

③創(chuàng)造力自我效能感。采用Tierney[13]開發(fā)的3個題項量表，由員工進(jìn)行自我評價，本文量表信度系數(shù)為0.92。

④工作復(fù)雜度。參考Oldham等[15]開發(fā)的2個題項量表，由直接上級評價，本文量表信度系數(shù)為0.72。

根據(jù)以往研究，本文選取員工的性別、年齡、教育水平、組織層級、工作年限、所在部門作為類別控制變量處理。

3 實證研究

3.1 區(qū)分效度的驗證性因子分析

為確保主要變量之間的區(qū)分效度以及各個測量量表的相應(yīng)測量參數(shù)，本文采用AMOS21.0對主要變量進(jìn)行驗證性因素分析，在驗證的單因子模型、3因子模型以及4因子模型之間進(jìn)行對比。結(jié)果顯示，4因子模型擬合較好，而且在統(tǒng)計學(xué)意義上顯著優(yōu)于其他嵌套模型擬合結(jié)果（見表1）。故本文所用量表工具具有良好的區(qū)分效度。

本文從員工及主管2個來源收集了4個構(gòu)念的數(shù)據(jù)，這在一定程度上緩解了共同方法偏差影響，而且驗證性因子分析也表明這些構(gòu)念具有良好的區(qū)分效度，說明了本文的共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。進(jìn)一步地，本文對由員工自我評價的恢復(fù)體驗和創(chuàng)造力自我效能感這2個構(gòu)念進(jìn)行了Harman單因子檢驗，統(tǒng)計結(jié)果表明本文共同方差偏差問題處于可控水平。故本文的共同方法偏差問題得到了較好的控制。

3.2 變量的描述性統(tǒng)計分析

利用SPSS21.0軟件對變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變量間相關(guān)性進(jìn)行分析（見表2）。由表2可知：恢復(fù)體驗與創(chuàng)造力自我效能感（r=0.48，p<0.01）和員工創(chuàng)造力（r=0.21，p<0.01）呈現(xiàn)顯著正相關(guān)；工作復(fù)雜度與員工創(chuàng)造力（r=0.25，p<0.01）呈現(xiàn)顯著正相關(guān)；創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)造力（r=0.29，p<0.01）呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。

3.3 假設(shè)驗證

本文主要采用層次回歸方法來進(jìn)行假設(shè)的驗證。

（1）主效應(yīng)驗證。假設(shè)H1提出了恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力產(chǎn)生顯著的正向影響。回歸結(jié)果如表3所示?；謴?fù)體驗對員工創(chuàng)造力具有顯著的正向作用（M6，β=0.21，p<0.01），故假設(shè)H1得到驗證。

（2）中介效應(yīng)驗證。驗證創(chuàng)造力自我效能感的中介作用采用經(jīng)典的3步分析步驟。層次回歸的結(jié)果如表3所示?；謴?fù)體驗對員工創(chuàng)造力（M6，β=0.21，p<0.01）具有顯著的正向影響。同時，創(chuàng)造力自我效能感對員工創(chuàng)造力（M7，β=0.29，p<0.01）具有顯著的正向影響。加入了中介變量創(chuàng)造力自我效能感后，恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力（M8，β=0.11，n.s）的正向作用不顯著了，而創(chuàng)造力自我效能感對員工創(chuàng)造力（M8，β=0.29，p<0.01）依然具有顯著的正向影響。由此可得：創(chuàng)造力自我效能感在恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力之間發(fā)揮完全中介作用，假設(shè)2得到一定驗證。本文運用Sobel的方法進(jìn)一步驗證中介效應(yīng)的顯著性。結(jié)果表明，創(chuàng)造力自我效能感上，恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力（Z=3.74，p<0.01）之間發(fā)揮顯著的中介作用。故假設(shè)H2得到驗證。

（3）調(diào)節(jié)效應(yīng)驗證。調(diào)節(jié)效應(yīng)是檢驗工作復(fù)雜度對恢復(fù)體驗與創(chuàng)造力自我效能感之間關(guān)系的作用。層次回歸的結(jié)果如表3所示?；謴?fù)體驗與工作復(fù)雜度之間的交互作用會對創(chuàng)造力自我效能感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響（M4，β=-0.13，p<0.05）。這表明，工作復(fù)雜度越高，恢復(fù)體驗與員工創(chuàng)造力自我效能感之間的正向關(guān)系就越弱，假設(shè)H3得到驗證。進(jìn)一步地，本文進(jìn)行簡單斜率分析，即分別以高于和低于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn)描繪了從事不同復(fù)雜度工作的員工在恢復(fù)體驗中創(chuàng)造力自我效能感水平的差異，詳見圖2。

4 結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論與理論貢獻(xiàn)

基于COR理論和努力—恢復(fù)模型，恢復(fù)體驗有助于保護(hù)和獲取有價值的資源。結(jié)合創(chuàng)造力成分理論，資源的保護(hù)和獲取提高了員工創(chuàng)造力。結(jié)果表明：恢復(fù)體驗通過創(chuàng)造力自我效能感正向促進(jìn)員工創(chuàng)造力；工作復(fù)雜度負(fù)向調(diào)節(jié)恢復(fù)體驗與創(chuàng)造力自我效能感的正向關(guān)系。首先，本文基于非工作情景的視角突出恢復(fù)體驗是對員工創(chuàng)造力有著顯著預(yù)測力的變量，拓展了員工工作情景中的創(chuàng)造性產(chǎn)出中工作恢復(fù)理論的檢驗，為工作恢復(fù)框架與創(chuàng)造力理論之間的內(nèi)在聯(lián)系提供了一定的解釋視角；其次，構(gòu)建并驗證了恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力的影響機制框架，對分析恢復(fù)體驗與個體和團隊創(chuàng)新等變量間的作用機制提供借鑒；最后，考察了工作復(fù)雜度在恢復(fù)體驗與創(chuàng)造力自我效能感關(guān)系中的重要作用。以往研究揭示了恢復(fù)體驗與工作要求和組織環(huán)境的密切關(guān)系[2]，本文更清楚地刻畫出恢復(fù)體驗的作用邊界，也推動工作情景變量與恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力作用機制的相關(guān)研究。

4.2 管理啟示

本文認(rèn)為恢復(fù)體驗為中國情景下組織激發(fā)員工創(chuàng)造力提供了重要的管理啟示。首先，組織內(nèi)部應(yīng)該設(shè)立正式的恢復(fù)體驗制度。例如，組織可以為員工制定完整且多樣化的恢復(fù)體驗培訓(xùn)項目[3]；其次，針對高復(fù)雜度的工作，恢復(fù)體驗制度設(shè)立之際考量員工本身的恢復(fù)偏好。組織給予多樣化的恢復(fù)體驗活動和較多的參與時間，比如重點讓員工學(xué)習(xí)自我管理技巧[2]以及依據(jù)崗位或任務(wù)要求，重新設(shè)定員工的休假體制；此外，針對某些高復(fù)雜性的工作要求，考察員工恢復(fù)體驗狀況，擇優(yōu)錄取，便于提高員工滿意度，并促進(jìn)工作自主性和激發(fā)創(chuàng)造力。最后，組織應(yīng)該提高員工恢復(fù)體驗的意識。公司內(nèi)部發(fā)放宣傳手冊使員工意識到恢復(fù)體驗培訓(xùn)有助于從工作壓力中恢復(fù)并提高工作幸福感。

4.3 研究局限性及未來研究方向

本文尚存在以下幾點不足，也是未來的研究方向。首先，本文結(jié)果無法完全規(guī)避共同方法偏差問題。后續(xù)研究中，可以考慮增設(shè)變量測量題項和多時間點采集數(shù)據(jù)等方式以達(dá)到更好的穩(wěn)健性。其次，本文數(shù)據(jù)分兩個階段采集，但是并沒有對員工的恢復(fù)體驗進(jìn)行動態(tài)研究?；謴?fù)體驗可能具有顯著的短期波動效應(yīng)[7]，所以恢復(fù)體驗對員工創(chuàng)造力的影響在時間層面的差異如何，值得探究。最后，本文僅考察了工作情景變量中工作復(fù)雜度的調(diào)節(jié)作用，未來研究中可以更多地考察其他情景變量的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]De Jonge J， Spoor E， Sonnengta S，et al. “Take a Break！” Off-job Recovery， Job Demands， and Job Resources as Predictors of Health， Active Learning and Creativity[J]. European Journal of Work and Organizational Psychology，2012，21（3）：321-348.

[2]吳偉炯，劉毅，謝雪賢.國外恢復(fù)體驗研究述評與展望[J].外國經(jīng)濟與管理，2012，34（11）：46-53.

[3]Eschlema K J， Madsen J， Alarcon G， et al. Benefiting from Creative Activity： The Positive Relationships between Creative Activity， Recovery Experiences and Performance-related Outcomes[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology，2014，87（3）：579-598.

[4]Halbesleben J R B， Neveu J， Paustian-Underdahl S C， et al. Getting to the “COR”：Understanding the Role of Resources in Conservation of Resources Theory[J]. Journal of Management，2014，40（5）：1334-1364.

[5]Hobfoll S E. Conservation of Resources： A New Attempt at Conceptualizing Stress[J]. American Psychologist，1989， 44（3），513-524.

[6]Sonnentag S，F(xiàn)ritz C. The Recovery Experience Questionnaire： Development and Validation of a Measure for Assessing Recuperation and Unwinding from Work[J]. Journal of Occupational Health Psychology，2007，12（3）： 204-221.

[7]Binnewies C， Sonnentag S， Mojza E J. Recovery during the Weekend and Fluctuations in Weekly Job Performance： A Week-level Study Examining Intra-individual Relationships[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology，2010，83（2）：419-441.

[8]Trougakos J P， Hideg I， Cheng B，et al. Lunch Breaks Unpacked： The Role of Autonomy as a Moderator of Recovery during Lunch[J]. Academy of Management Journal，2014，57（2）：405-421.

[9]Amabile T M. Social Psychology of Creativity： A Componential Conceptualization[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1983，45（2）：357-377.

[10]Ivcevic Z. Artistic and Everyday Creativity： An Act-frequency Approach[J]. The Journal of Creativity Behavior， 2007，41（4），271-290.

[11]黃勇，彭紀(jì)生.情緒對創(chuàng)造力的影響——情感承諾的中介作用[J].軟科學(xué)，2016，30（7）：81-85.

[12]Amabile T M， Barsade S G， Mueller J S， Staw B M. Affect and Creativity at Work[J]. Administrative Science Quarterly， 2005，50（3）：367-403.

[13]Tierney P， Farmer S M. Creative Self-efficacy： Potential Antecedents and Relationship to Creative Performance[J]. Academy of Management Journal，2002，45（6）：1137-1148.

[14]Hackman J R， Oldham G R. Development of the Job Diagnostic Survey[J]. Journal of Applied Psychology，1975，60（2）， 159-170.

[15]Oldham G R， Cummings A， Mischel L J，et al. Listen While You Work？ Quasi-Experimental Relations between Personal-stereo Headset Use and Employee Work Responses[J]. Journal of Applied Psychology，1995，80（5）： 547-564.

[16]Zhou J， George J M. When Job Dissatisfaction Leads to Creativity： Encouraging the Expression of Voice[J]. Academy of Management Journal，2001，44（4）：682-696.

[17]Subramaniam M， Youndt M A. The Influence of Intellectual Capital on the Types of Innovative Capabilities[J]. Academy of Management Journal，2005，48（3）：450-463.

（責(zé)任編輯：冉春紅）