王炳成 廉貞霞 張士強

摘要：心理資本與創(chuàng)新績效有著密切的聯(lián)系，但當前的研究結論卻并不一致，需要對數(shù)據(jù)進行深入分析，找出差異的原因，并給出一個綜合性的結論，以利于以后的學術研究及指導企業(yè)實踐。論文將25篇中外文獻所包含的30個獨立樣本納入Meta分析，運用CMA 2.0軟件檢驗了心理資本及其4個維度（韌性、希望、樂觀和自我效能感）與創(chuàng)新績效的關系。研究結果顯示：心理資本的4個維度對創(chuàng)新績效的影響，均達到了顯著性水平，且與創(chuàng)新績效的相關性，依次是自我效能感、韌性、樂觀和希望，其中自我效能感和韌性，是影響創(chuàng)新績效的關鍵因素;心理資本整體與創(chuàng)新績效的相關性，大于各維度與創(chuàng)新績效的相關性;測量工具和文化背景，在心理資本與創(chuàng)新績效的關系中，起到了調(diào)節(jié)作用。

關鍵詞：心理資本;創(chuàng)新績效;元分析;調(diào)節(jié)作用;自我效能感中圖分類號：F 270

文獻標識碼：A文章編號：1672-7312（2019）02-0135-10

0引言

心理資本是積極心理學的一個重要研究主題。Luthans，Avolio，Walumbwa & Li（2005）[1]在整合相關研究的基礎上，指出“心理資本是個體一般層次上積極的、核心的心理要素，通過有針對性的投入和開發(fā)能夠使個體獲得競爭優(yōu)勢”。同時，心理資本作為一種核心的積極心理能力，是創(chuàng)新績效增長的基本動因（宋欣，周玉璽與楊陽，2014）[2]。雖然國內(nèi)外的大部分學者都認為心理資本能夠正向影響創(chuàng)新績效，但由于研究對象及研究目的的不同，學術界關于心理資本的構成要素至今也沒有達成共識，使得心理資本與創(chuàng)新績效之間的相關關系方向和強度也未得出一致的結論。如宋欣，周玉璽與楊陽（2014）將心理資本區(qū)分為個體心理資本和團隊心理資本，通過跨層次分析得出2種心理資本對創(chuàng)新績效有顯著正向影響的結論;Gupta & Singh（2014）[3]，Gupta（2014）[4]，Zubair & Kamal（2015）[5]，甄美榮、朱永躍、莊晉財和郭本海（2015）[6]和梁巧轉(zhuǎn)、張真真和李潔（2016）[7]等認同Luthans，Youssef & Avolio（2007）[8]的觀點將心理資本結構區(qū)分為希望、樂觀、自我效能感和韌性4個維度，發(fā)現(xiàn)員工心理資本水平越高越會表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為，從而促進創(chuàng)新績效的產(chǎn)生。而Huang & Luthans（2015）[9]認為心理資本作為一種心理力量，能夠?qū)€體的能力產(chǎn)生顯著影響從而提高創(chuàng)新績效。此外，Jafri（2012）[10]研究發(fā)現(xiàn)雖然心理資本整體與創(chuàng)新行為的相關性較低，但也達到了顯著性水平，其中自我效能感、希望和樂觀對創(chuàng)新行為有積極的顯著影響，而韌性與創(chuàng)新行為的相關性未得到驗證;侯二秀，陳樹文和長青（2012）[11]則將員工心理資本分為學習型、創(chuàng)新型、關系型和任務型4類，并發(fā)現(xiàn)，學習型、創(chuàng)新型和任務型心理資本會通過內(nèi)在動機變量而間接影響創(chuàng)新績效;張宏如（2013）[12]通過實證研究表明心理資本的各維度（堅韌、自我效能、樂觀和情緒智力）對創(chuàng)新績效的直接影響均達到了顯著性水平;董雅楠、韓旭、楊博和賈佳（2014）[13]則通過案例分析認為影響創(chuàng)新績效的心理資本包括自信、希望、韌性、樂觀、幸福感和智慧6個維度，并發(fā)現(xiàn)希望、韌性、樂觀和幸福感均能提高創(chuàng)新績效，智慧對創(chuàng)新績效具有一定的正向作用，且在一定范圍內(nèi)，自信水平與創(chuàng)新績效正相關，但過度自信會阻礙創(chuàng)新行為的發(fā)生;倪超（2014）[14]運用案例研究和內(nèi)容分析法，在六維度基礎上增加了愛國情懷，發(fā)現(xiàn)這7個維度，對創(chuàng)新績效的正向影響，均達到顯著性水平。徐禮平和李林英（2016）[15]運用扎根理論將心理資本分為專注、韌性、希望、智慧、責任感、幸福感6個維度，且發(fā)現(xiàn)這6個維度均與創(chuàng)新績效正相關，同時，社會支持系統(tǒng)在心理資本與創(chuàng)新績效的關系中起中介作用?？v觀當前研究，Luthans，Youssef & Avolio（2007）的四維結構得到大多數(shù)學者的認同，且尚未發(fā)現(xiàn)對這些研究結果及其所產(chǎn)生的差異進行深入分析和探討的文獻。因此，本研究擬在第二部分對心理資本與創(chuàng)新績效的關系進行理論分析;第三部分對能夠提高統(tǒng)計檢驗效能、解決單個研究間的不統(tǒng)一，并能評價研究結果一致性的元分析方法加以介紹;第4部分采用元分析方法對心理資本整體及其韌性、樂觀、希望和自我效能感4個維度與創(chuàng)新績效的關系加以探討。在此基礎上分析不同測量工具和文化背景在心理資本與創(chuàng)新績效關系中的調(diào)節(jié)作用;第5部分對元分析檢驗結果進行討論;最后得出一個綜合性的結論并提出對策建議，在豐富相關理論的同時，為管理者在實踐中通過有針對性地開發(fā)員工心理資本提高創(chuàng)新績效提供思路和方法。

1心理資本與創(chuàng)新績效關系的理論分析

1.1心理資本整體與創(chuàng)新績效的關系根據(jù)心理資源理論，當員工擁有如心理資本這類積極心理資源（Fredrickson，2001）[16]時，會努力進行自身塑造，將隱藏在積極心理中的價值開發(fā)出來，通過日積月累，培養(yǎng)個體優(yōu)秀的心理素質(zhì)，使創(chuàng)新成為自身的內(nèi)在要求

（宋欣，周玉璽與楊陽，2014），從而促進創(chuàng)新行為的發(fā)生，提高創(chuàng)新績效。Amabile（1996）[17]指出，創(chuàng)新是一個具有高不確定性、高難度和低成功率等特征的過程，會消耗員工的心理資源，而心理資本所包含的積極心理資源，使員工具備了應對創(chuàng)新風險性的勇氣和信念，能夠有效地促進員工創(chuàng)新行為的發(fā)生（梁巧轉(zhuǎn)，張真真與李潔，2016）。

有關心理資本與創(chuàng)新績效關系的研究也基本認為，心理資本作為一種核心的積極心理能力，是創(chuàng)新績效增長的基本動因。如Judge（2001）[18]指出，員工心理資本與創(chuàng)新績效密切相關，心理資本可以使員工產(chǎn)生更多創(chuàng)新思維、創(chuàng)新傾向及創(chuàng)新行為，并通過內(nèi)在動機對創(chuàng)新績效有顯著的影響（侯二秀，陳樹文和長青，2012）?？梢?，心理資本對創(chuàng)新績效的提高所起的作用得到了大多學者們的認可，這為心理資本與創(chuàng)新績效的關系，提供了豐富的理論依據(jù)。

1.2心理資本各維度與創(chuàng)新績效的關系韌性包括從逆境中、從積極的、充滿挑戰(zhàn)的事件中恢復過來的能力以及非凡的意志力。Goldsmith，Veum & William（1997）[19]認為，個體的心理資本會直接影響員工的行為表現(xiàn)，其中韌性能夠影響其最終行為效果和工作效率。在創(chuàng)新過程中，高韌性水平的員工將逆境和挫折視為挑戰(zhàn)的同時，也認為它們是能夠幫助自己提高、學習新知識和經(jīng)驗（Reivich & Shatté，2002）[20]并超越平凡的機會。相較于低韌性水平的員工而言，他們往往性格開朗，思維活躍，更愿意嘗試新鮮的事物，并注重心理能力的開發(fā)。當面對創(chuàng)新過程中的困難和外界環(huán)境的變化時，能夠積極主動且充滿信心地去應對，在逆境中超越自己并取得成功（Luthans et al.，2007;Avey，Luthans，& Jensen，2009）[21]。因此，研究認為韌性會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響。Seligman（1998）[22]在歸因理論的基礎上，提出樂觀是一種解釋風格，包括預期未來會發(fā)生積極事件的心理傾向和當事情發(fā)生時如何去解釋2個部分。樂觀的員工會通過積極的方式對創(chuàng)新過程中的成功與失敗進行歸因，即將成功歸因于自身所具備的能力，而將失敗歸因于外部的、暫時性的、不能改變的事實或外界環(huán)境的變化，并關注如何利用各種可能出現(xiàn)的機會，來開發(fā)和提升自己的技能，以使自己在將來擁有更多的機會。此外，Luthans，Youssef & Avolio（2007）指出，樂觀可以產(chǎn)生積極的自我實現(xiàn)預言，能夠激勵個體取得長期的成功。高樂觀水平的員工在面對挑戰(zhàn)時會表現(xiàn)出經(jīng)常性的積極情感，而這種積極情感又有助于員工擴展他們的視野與關注范圍，快速排除干擾以探究事物的本質(zhì)，并從錯誤中吸取教訓，從而更易于接觸與吸收新知識、新觀念，產(chǎn)生更多新的創(chuàng)意，在應用新方法將創(chuàng)意付諸實施的過程中，表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造性（Carr，2004）[23]。因此，基于相關理論，本研究認為樂觀是影響創(chuàng)新績效的一個重要因素。

希望理論認為，高希望水平的員工更能夠成功應對創(chuàng)新過程中的困難（Snyder，1994）[24]。Luthans，Youssef & Avolio（2007）指出，合理目標的設置不僅會影響個體的動機水平、努力程度和堅持不懈的程度，也會影響個體為實現(xiàn)目標而尋找創(chuàng)造性途徑的意愿和能力。在創(chuàng)新過程中，充滿希望的員工往往擁有合理的目標，而且會為實現(xiàn)目標制定一系列的行動計劃（Larson & Luthans，2006）[25]。同時，也會因為追求非傳統(tǒng)的、不同尋常的途徑而具有很強的創(chuàng)造力。當面對創(chuàng)新過程中的困難時，會將妨礙目標實現(xiàn)的障礙視為發(fā)展的機遇與挑戰(zhàn)，而不是停滯不前的借口。希望所產(chǎn)生的內(nèi)驅(qū)力滿足了員工積極探索其他解決方案、重新制定計劃并通過不斷的努力克服困難、創(chuàng)造性解決問題從而實現(xiàn)創(chuàng)新目標的需要。反之，缺乏希望的員工，由于動機水平低、固守于有限的途徑，甚至沒有途徑來實現(xiàn)創(chuàng)新目標，從而無法達到創(chuàng)新績效水平的提升。通過對不同希望水平員工的對比分析可見，希望能夠?qū)?chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響。Bandura（1997）[26]認為，人們對自己能夠完成某項特定任務的可能性的估計就是對其自我效能的估計。由社會認知理論可知，自我效能感是個體對自我能力的感知和評價，反映了個體對自身能力、重要性和價值的認同程度（Coopersmith，1967）[27]，而非自身的實際能力（李永周，王月，陽靜寧，2015）[28]，過度的自我效能感可能會成為制約個體創(chuàng)新績效提升的瓶頸（董雅楠、韓旭、楊博和賈佳，2014;張敏，張一力，2015）[29]。研究表明，自我效能感通過影響員工的創(chuàng)新性思考和挑戰(zhàn)精神，最終影響到員工的創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效（陸昌勤，凌文輇，方俐洛，2006）[30]，且自我效能感越高的員工越傾向于通過設定較高的目標，尋求并自愿選擇艱難的任務來不斷挑戰(zhàn)自我。強烈的自我效能感，為創(chuàng)新行為的發(fā)生提供了內(nèi)在動力，使他們相信自己有能力為創(chuàng)意的實施制定合理的方案并達到創(chuàng)新的目標。因此，本研究認為，自我效能感也是創(chuàng)新績效的積極影響因素之一，并采用元分析的方法探討心理資本各維度與創(chuàng)新績效的關系。

1.3心理資本與創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)變量Miller & Toulouse（1986）[31]指出，如果2個變量的關系在不同的研究樣本之間存在差異，而這些樣本又在某些特質(zhì)方面不同，那么這些特質(zhì)就可能成為一個調(diào)節(jié)變量。元分析中的調(diào)節(jié)變量不同于一般的調(diào)節(jié)變量（林楓，徐金發(fā)與潘奇，2011）[32]，其潛在的調(diào)節(jié)變量是分析中所包括的、能夠解釋或者幫助闡釋更多方差變異的任何變量（Arthur，Bennett，& Huffcutt，2001）[33]。本研究在文獻回顧的基礎上，認為測量工具和文化背景，是在心理資本與創(chuàng)新績效的關系中起到調(diào)節(jié)作用的重要潛在變量。

1.3.1測量工具

王瑾（2013）[34]指出，心理資本并不是一成不變的，還需要進一步地探索和驗證其結構問題，同時需要開發(fā)有效的心理資本測量工具并對已有測量工具的有效性進行檢驗。在心理資本與創(chuàng)新績效關系的研究中，張宏如參考了Wong & Law（2004）[35]的研究成果，編制了適合中國文化情景的自陳式心理資本問卷，并得出其與創(chuàng)新績效的相關系數(shù)從大到小依次是堅韌、自我效能、樂觀和情緒智力，堅韌與自我效能是影響創(chuàng)新績效的2個主要因素;侯二秀，陳樹文和長青（2012）對知識員工心理資本問卷來源于Watson，Clark & Tellegen（1988）[36]、Wong & Law（2002）[37]及Tierney & Farmer（2002）[38]的相關研究，并得出了心理資本通過內(nèi)在動機而間接影響創(chuàng)新績效的結論，其中學習型、創(chuàng)新型和任務型心理資本對內(nèi)在動機的影響達到顯著性水平，而關系型心理資本則通過任務型心理資本間接作用于內(nèi)在動機。沙飛（2014）[39]對心理資本的測量采用柯江林、孫健敏和李永瑞（2009）[40]開發(fā)的本土心理資本量表，包括事務型心理資本和人際型心理資本2個維度，結果顯示事務型和人際型心理資本與創(chuàng)新績效均呈正相關關系，但事務型心理資本與創(chuàng)新績效的相關系數(shù)大于人際型心理資本與創(chuàng)新績效的相關系數(shù)?？v觀上述研究，盡管心理資本能夠直接或間接地影響創(chuàng)新績效，但由于所使用測量工具的不同，使得心理資本對創(chuàng)新績效的影響程度存在著差異。

1.3.2文化背景

由于目前對心理資本與創(chuàng)新績效的理論研究大多是基于西方文化背景開展的，而中國文化與西方文化存在著巨大的差異，因此該理論在中國文化背景下的適用性還應進一步檢驗?！百Y源大棚觀”認為文化差異會影響個體在其一生中所獲得的資源集（Hobfoll，2002）[41]。由于心理資本具有可開發(fā)性，故其在個人主義和集體主義文化中受到鼓勵的程度將會有所不同。如西方個人主義文化注重自主性、獨立性以及創(chuàng)造性，崇尚理性（張武升，肖慶順，2015）[42]。東方集體主義文化則強調(diào)個體的服從性、適應性與從眾性，認為角色化、情景性和依存關系性是個體的屬性，必然會對企業(yè)及個體的行為產(chǎn)生不同的影響（曾德明，孫佳，何文鵬，文金艷，2015）[43]。Heine & Hamamura（2007）[44]通過元分析表明，相較于東方文化，西方文化背景下的個體表現(xiàn)出更高的樂觀水平和自我提升行為。Koo（1987）[45]對中國文化背景下的個體進行了研究，結果顯示中國文化背景下的個體更樂意積極地適應當前的情境，而對未來可能會發(fā)生美好的事情不抱有期望，缺乏對自己能夠改變現(xiàn)狀、提升自我的確信程度。因此，東西方文化背景，可能會對心理資本與創(chuàng)新績效的關系起到調(diào)節(jié)作用。

2研究方法

2.1文獻檢索論文通過篇名搜索中英文文獻。中文文獻主要從CNKI和讀秀數(shù)據(jù)庫獲得。首先，以“創(chuàng)新績效”、“心理資本”、“自我效能感”、“樂觀”、“希望”和“韌性”為檢索詞，發(fā)表時間限定為2000—2016年，其他可能對文獻篩選產(chǎn)生影響的信息如：期刊來源、來源類別、作者、作者單位、支持基金來源等不加限定。其次，通過創(chuàng)新績效、心理資本的定性文獻綜述，找出與其相關的實證研究文獻。最后，通過閱讀所檢索到文獻的參考文獻，找出相關的實證研究文獻加以補充。剔除重復下載的文獻，共獲得31篇。英文文獻與中文文獻的檢索方式一致。以“psychological capital”，“selfefficacy”，“hope”，“resilience”，“optimism”，“innovation performance”，“creative performance”，“innovative”和“creative”為檢索詞，主要從EBSCO數(shù)據(jù)庫搜索篇名獲得。共檢索到文獻9篇，其中非實證文獻1篇。

2.2文獻篩選為最大限度地剔除低質(zhì)量研究，本研究嚴格控制元分析的納入標準，按照如下原則對文獻進行篩選：①必須是實證研究文獻;②必須報告樣本量且有效回收率不低于50%（Griffin，2000）[46];③研究變量必須至少同時包括心理資本或心理資本的一個維度（自我效能感、樂觀、希望和韌性）和創(chuàng)新績效;④必須包含心理資本（或心理資本的某個維度）與創(chuàng)新績效的相關系數(shù)r或者通過推導能夠計算出相關系數(shù)的效應值;⑤采用同一樣本進行實證研究的多篇文獻，同等條件下納入包含變量較多的一篇文獻;⑥剔除研究樣本中變量模糊和描述不清的文獻。經(jīng)過篩選與整理，共獲得29篇文獻。隨后通過全文閱讀進一步篩選，最終獲得25篇文獻。其中，中文文獻18篇，英文文獻7篇。學術論文19篇，學位論文6篇。

2.3文獻編碼對納入元分析的文獻進行編碼。首先，由兩位編碼者討論并制定編碼規(guī)則后獨立完成編碼;其次，對編碼的一致性進行檢驗，即由第三位研究人員逐一檢查核對，結果顯示除個別數(shù)據(jù)有偏差外，內(nèi)部編碼一致性為93.3%;最后，對編碼不一致的文獻進行核查，并請另一位教授作為獨立的第三人進行評議。最終獲得30個效應值，見表1.

編碼規(guī)則如下：①以獨立樣本為單位，每個獨立樣本編碼一次。若文獻中同時包含多個獨立樣本，則分別編碼;②對于研究了心理資本與創(chuàng)新績效不同維度的相關文獻，從下位概念到上位概念逐層取平均，獲得最終效應值并編碼;③如果文獻研究了心理資本各維度與創(chuàng)新績效的關系，為避免從同一樣本中產(chǎn)生多個效應值而使元分析的結果產(chǎn)生偏差，取其效應值的平均值，且只編碼一次;④若文獻中只涉及心理資本的某一維度與創(chuàng)新績效的關系，本研究將單一維度等同于心理資本進行編碼;⑤如果文獻同時報告了總體效應值和各維度效應值，只編碼總體效應值;⑥對于按照不同被試特征（如性別、被試周期等）分別報告效應值的獨立樣本，則分別編碼。

2.4數(shù)據(jù)處理方法元分析是一種對已有實證研究結果進行定量綜合分析的研究方法（賀遠瓊，楊文，陳昀，2009）[47]，能夠解釋多個步驟的統(tǒng)計過程，而且能監(jiān)測出版偏倚。本研究選用CMA 3.0（Comprehensive Meta Analysis 3.0）專業(yè)版軟件進行元分析。運用CMA 3.0軟件進行統(tǒng)計時可以采用固定效應模型或隨機效應模型。其中固定效應模型估計單個效應，并假設每個研究的效應都相同，而隨機效應模型估計效應分布的均值，且在隨機效應模型中研究權重比在固定效應模型中要平衡的多，綜合效應的標準誤差和可信區(qū)間也比固定效應模型寬，從而使結論更為可靠。由于本研究所收集到的樣本是已出版的文獻，根據(jù)Borenstein，Hedges，Higgins & Rothstein（2009）[48]的研究，隨機效應模型更適合。

3研究結果

3.1效應值處理與分析表2是本研究中的相關系數(shù)在隨機效應模型中的森林圖。

在進行元分析時，通常使用文獻中單個相關系數(shù)或經(jīng)過處理的平均相關系數(shù)r作為效應值。在計算過程中，為減少線性偏誤，以利于效應量間的合并分析，首先需要將每個r值轉(zhuǎn)換為對應的Fishers Z分數(shù)來進行元分析，然后再求出Fishers Z分數(shù)的加權平均值，最后轉(zhuǎn)換為相關系數(shù)，得到最終的效應值。經(jīng)分析，相關系數(shù)的綜合效應值為0.454，其95%置信區(qū)間為（0.371，0.537），p<0.001，達到顯著性水平。Cohen & Wills（1985）[49]認為，相關系數(shù)r的絕對值小于等于0.10時，表示效應量較小，有低度關聯(lián)性存在;相關系數(shù)r的絕對值大于等于040時，表示效應量較大，有高度關聯(lián)性存在;其余為中等，表示有中度的關聯(lián)性。因此，本研究所收集的文獻資料具有高度的關聯(lián)性，評價綜合效應具有統(tǒng)計學意義。

3.2出版偏倚檢驗在進行元分析前，為避免出版偏倚的問題，必須先對效應值進行檢驗。朱慧和周根貴（2013）[50]指出，可以用漏斗圖進行初步的判斷，如圖1效應值分布的漏斗圖所示，其中橫軸是已轉(zhuǎn)化過的Fishers Z效應值，縱軸是Fishers Z效應值的標準誤差。從圖1中可以看出，大部分研究處于漏斗圖的頂部，且較為均勻地分布在中線兩側，表明本研究所收集的文獻存在出版偏倚的可能性很小。

由表3可知，Q統(tǒng)計量為441.818，p<0.001，達到顯著性水平，說明研究間的變異超出抽樣誤差的解釋范圍，這可能是由于文獻的樣本差異、測量差異等造成的。另外，I2為93.436，表示93.436%的觀察變異是由效應值的真實差異造成的，而只有6564%的觀察變異是由隨機誤差導致的。Borenstein等（2009）指出，在元分析中，總的效應及標準差（τ）反映了真實效應的分布：0～0.2之間的效應是不重要的，0.2～0.5之間屬于中等效應，0.5以上屬于較強的效應。本研究τ2為0.05，τ為0.223，表示總變異存在的組間誤差為中等影響。整體來看，本研究中相關文獻的效應量是異質(zhì)的，說明各研究結果之間的差異不完全是因為抽樣誤差或隨機誤差所導致的，應該進一步探討是哪些特征變量（潛在調(diào)節(jié)變量）可能會造成研究結果（效應量）之間的差異。

3.4主效應檢驗通過文獻編碼，共有30項（N=8 757，N為獨立個體）報告了心理資本或心理資本各維度與創(chuàng)新績效相關系數(shù)的研究納入元分析，其隨機效應模型分析結果見表4.

由表4可知，心理資本整體與創(chuàng)新績效的相關系數(shù)r=0.454，p<0.001，達到顯著性水平;韌性與

創(chuàng)新績效關系的分析納入了9項（N=3 000）研究，

其相關性r=0.433，p<0.001，達到顯著性水平;樂觀與創(chuàng)新績效關系的分析共有7項（N=2 326）納入研究，相關性r=0.342，p<0.001，達到顯著性水平;希望與創(chuàng)新績效關系的分析有5項（N=1 734）納入研究，相關系數(shù)r=0.309，p<0.001，達到顯著性水平;自我效能感與創(chuàng)新績效關系的分析有24項（N=6 233）研究納入元分析，相關系數(shù)r=0.433，p<0.001，達到顯著性水平。即心理資本整體及心理資本的4個維度（韌性、樂觀、希望和自我效能感），對創(chuàng)新績效均有正向影響。

3.5調(diào)節(jié)效應檢驗隨機效應模型下，相關調(diào)節(jié)變量對心理資本與創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)效應見表5.

在檢驗測量工具對心理資本與創(chuàng)新績效關系的調(diào)節(jié)作用時，將心理資本測量工具分為Luthans等（2007）PCQ-24量表、Tierney & Farmer（2002）量表、柯江林等（2009）本土量表和其他量表4類。在檢驗文化背景的調(diào)節(jié)作用時，將其區(qū)分為西方文化、東方文化和其他文化3類。由表5可知，心理資本測量工具的Q值為14.901，p=0.002，達到0.05顯著性水平，即不同心理資本測量工具會影響心理資本與創(chuàng)新績效之間的關系。文化背景的Q值為12141，p=0.002，達到0.05顯著性水平，說明不同文化背景也會影響心理資本與創(chuàng)新績效的關系。

4討論

4.1心理資本各維度與創(chuàng)新績效之間關系的討論與分析

本研究運用元分析方法，對心理資本與創(chuàng)新績效關系的30項研究進行再統(tǒng)計分析。通過探討心理資本各維度（韌性、樂觀、希望和自我效能感）與創(chuàng)新績效的關系發(fā)現(xiàn)：各維度都與創(chuàng)新績效正相關，與Sweetman，Luthans，Avey & Luthans（2011）[52]對心理資本和創(chuàng)造力之間的關系研究結果相一致。心理資本各維度與創(chuàng)新績效的相關性從高到低依次是自我效能感（0.433，p<0001）、韌性（0.432，p<0001）、樂觀（0.342，p<0001）和希望（0.309，p<0001）。不同于張宏如對心理資本與創(chuàng)新績效的實證研究結論，即與創(chuàng)新績效整體相關從高到低依次是：堅韌、自我效能、樂觀和情緒智力，但堅韌與自我效能是影響創(chuàng)新績效的2個最突出因素得以驗證。依據(jù)Bandura的自我效能理論，具有高自我效能感的員工，一般具有較強的信念，相信自己有能力控制結果，成功應對困難和挑戰(zhàn)，因此更愿意承擔具有挑戰(zhàn)性的工作，并且會把遇到的困難視為一種需要應對的挑戰(zhàn)，而不是要極力避免的威脅，這為員工的創(chuàng)新行為的發(fā)生提供了動力;希望水平越高的員工，越有可能為新創(chuàng)意的實施制定合理的方案，并在創(chuàng)意實施過程中遇到困難時能夠積極尋找新的途徑，重新制定行動計劃，運用創(chuàng)造性的方法解決問題;韌性則更側重自我控制和目標達成，無論在積極情境中還是在消極情境中都能發(fā)揮作用。高韌性水平的員工，不僅具有從失敗中恢復過來的能力以及不同尋常的意志力，還能創(chuàng)造出效能;樂觀員工的積極解釋風格易使其產(chǎn)生掌控自己命運的感覺，這種積極的自我預期，能夠增加他們的關注范圍，產(chǎn)生和接受新觀念、新實踐并表現(xiàn)出更多的創(chuàng)造性，從而更容易導致新創(chuàng)意的實現(xiàn)。這是心理資本4個構面對創(chuàng)新績效的影響皆達到顯著性的重要原因。

4.2心理資本整體與創(chuàng)新績效之間關系的討論與分析

通過探討心理資本整體與創(chuàng)新績效的關系發(fā)現(xiàn)：心理資本整體與創(chuàng)新績效的效應值r為0.454，達到0.001顯著性水平，說明心理資本整體與創(chuàng)新績效存在正相關關系，這與Sweetman等（2011）的研究結論一致。從研究結果可以看出，心理資本整體與創(chuàng)新績效的效應值大于心理資本的每個維度與創(chuàng)新績效的效應值。權變理論強調(diào)要素間匹配的重要性，從微觀角度來看，推動員工創(chuàng)新行為的內(nèi)因很多，這些內(nèi)因之間若能達成良好的匹配，員工就有可能發(fā)揮出更多的潛力，創(chuàng)造更高的效能。心理資本聚合了自我效能感、希望、樂觀和韌性的特點，具有高心理資本水平的員工，能夠靈活的匹配“不同的能力”，協(xié)同發(fā)揮各要素的作用，激發(fā)自身潛力，創(chuàng)造出更高的績效。因此，在創(chuàng)新過程中，若員工總是以一種積極的心態(tài)投入到工作中，即使遇到困難和挫折，他們依然能看到充滿希望的未來，并會堅持不懈，樂觀面對眼前的失敗，堅信自己有能力突破困境獲得成功，那么就能夠達到更高的創(chuàng)新績效。

4.3心理資本與創(chuàng)新績效關系的調(diào)節(jié)效應討論與分析

4.3.1測量工具測量工具對心理資本與創(chuàng)新績效關系的調(diào)節(jié)效應檢驗的Q值為14.901（p<0.05），表明至少有一類測量工具對其有調(diào)節(jié)作用。其中Luthans等（2007）PCQ-24量表的r值為-0.198（p=0.058>0.05），未達到顯著性水平;Tierney & Farmer（2002）量表的r值為-0.164（p=0.047<0.05）、柯江林等（2009）開發(fā)的本土量表的r值為0.248（p=0.048<0.05）、其他測量工具的r值為0.528（p<0001），均達到顯著性水平，表示這3類測量工具的選取，會影響心理資本與創(chuàng)新績效的關系。經(jīng)分析可發(fā)現(xiàn)，大多心理資本測量工具的開發(fā)都是基于Luthans等（2007）對心理資本的研究，其信度與效度得到了充分的檢驗，受到了學者們的普遍認可，有較好的適用性。而Tierney & Farmer（2002）的量表，側重于對自我效能感的測量，柯江林等（2009）的量表，則是針對中國人的心理特性所開發(fā)的，其他測量工具也是根據(jù)研究目的的不同而設計的，從而使得這3類量表的使用具有一定的局限性。此外，關于心理資本的維度劃分仍存在一定爭議，而不同測量工具的理論基礎和測量形式也存在著差異，這可能是學者們采用不同測量工具進而得出不同結論的原因。

4.3.2文化背景文化背景對心理資本與創(chuàng)新績效關系的調(diào)節(jié)效應檢驗的Q值為12.141（p<0.05），表明心理資本與創(chuàng)新績效的關系至少會受到一種文化背景的影響。其中，在西方文化背景下的r值為-0.120（p=0.400>0.05），在東方文化背景下的r值為0.190（p=0.138>0.05），均未達到顯著性水平;而其他文化背景下的r值為0.356（p=0.003<0.01），達到顯著性水平，說明其他文化背景能夠影響心理資本與創(chuàng)新績效的關系。東西方文化背景對心理資本與創(chuàng)新績效的關系，均未起到顯著的調(diào)節(jié)作用，其中可能的原因是，隨著“地球村”的發(fā)展，東西方文化不斷的交流與碰撞，使得新思想、新理論、新技術能夠在較短的時間內(nèi)相互融合。而其他文化背景，則由于其特殊的歷史原因，其文化呈現(xiàn)出的多樣性與獨特性，使人們的心理資本相差較大，這可能是其在心理資本與創(chuàng)新績效的關系中起到調(diào)節(jié)作用的重要原因。

5結論與建議本研究在檢索到的25篇文獻、30個獨立樣本的基礎上，運用CMA 3.0對心理資本及其4個維度（韌性、希望、樂觀和自我效能感）與創(chuàng)新績效的關系進行了元分析。研究結果顯示：①心理資本與創(chuàng)新績效的整體相關性大于各維度與創(chuàng)新績效的相關性;②心理資本的韌性、希望、樂觀和自我效能感4個維度對創(chuàng)新績效的影響，均達到了顯著性水平，且與創(chuàng)新績效的相關性從高到低依次是自我效能感、韌性、樂觀和希望，其中自我效能感和韌性是影響創(chuàng)新績效的關鍵因素;③心理資本的測量工具和文化背景在心理資本與創(chuàng)新績效的關系中起到調(diào)節(jié)作用。在企業(yè)實踐中，應加強對員工心理資本的管理與員工韌性、希望、樂觀和自我效能感的開發(fā)，尤其要加強員工的自我效能感和韌性的培養(yǎng)，拓展個體心理資本的應用范圍，從而創(chuàng)造出可預期的績效增長，增加企業(yè)的競爭力。在未來的研究中，應進一步對心理資本的測量工具進行比較、分析與檢驗，進一步提高相關測量工具的信度與效度。同時，要結合當?shù)氐奈幕尘凹訌妼嵶C研究，探討在不同的文化背景下心理資本對創(chuàng)新績效的影響程度與作用機制，以豐富心理資本與創(chuàng)新績效的相關研究。

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