1. 引言
数字经济时代，企业面临复杂的外部环境和激烈的竞争局面，创新对于企业长久稳定发展意义重大。员工创新是企业创新的动力和源泉，激发员工创新行为成为管理者和学界关注的课题。现有研究从主动性人格等个体特征[1][2]、服务型领导等领导风格[3][4]、差错管理氛围等组织氛围[5][6]以及时间压力等工作特征[7]的角度探究对员工创新行为的影响，然而，组织中普遍存在的绩效压力却没有得到足够的重视。绩效压力是员工感知到必须提高绩效要求以避免不良后果所带来的紧迫感[8]，依照正常流程显然难以实现，必须通过创造性的想法并加以实施才能够达到目标，即展现员工创新行为。可见，绩效压力对员工创新行为可能会产生影响。
回顾相关文献发现，绩效压力作为工作情境下独特的压力源既会让员工产生消极情绪，降低员工的幸福感[9]，也能够提高员工的创造力、工作投入[10][11]等，表现出“双刃剑”的影响结果[12]。情绪和创造力等是员工展现创新的前提，那么绩效压力对员工创新行为到底会产生何种影响？激活理论认为，只有适当的压力水平才能够对员工的行为产生积极的作用[13]，绩效压力对员工创新行为的影响也许存在一个合理的“度”，即适当水平的绩效压力能够促进员工产生创新行为，而随着企业对员工要求提升带来的绩效压力的增加，可能会反过来抑制员工的创新行为，即所谓的“过犹不及”。鉴于此，本研究认为绩效压力与员工创新行为之间存在“过犹不及”的倒U形关系。
面对绩效压力，如何激发员工创新，压力应对的聚焦情感视角和解决问题视角提供了很好的解释框架。从聚焦情感视角，工作活力是员工的积极情感状态，对促进员工创新具有积极意义[14]。根据情感事件理论[15]，绩效压力会引起员工的情绪反应，过高的绩效要求会大量消耗员工有限的资源，降低员工的工作活力，不利于员工展现创新行为。从解决问题视角，绩效压力既一种工作要求，也是员工面对的难题，拥有工作控制的个体可以通过主动的积极行为，缓解工作要求带来的压力感受[16]。工作重塑是员工为了实现工作或个人目标，依据其自身能力和需求主动发起的改变工作要求和工作资源的行为，能够强化个体的工作控制[17]。绩效压力作为工作要求，员工通过工作重塑能够提高员工的创新行为[18][19]，促进工作恢复以及提升员工的任务绩效[20][21]。鉴于以上分析，本研究将基于压力应对的两种视角，探究工作活力和工作重塑在绩效压力和员工创新行为之间的作用机制。
最后，领导作为重要的组织资源可以有效缓解绩效压力可能给员工带来的负面影响，是影响员工面对压力源时如何反应的重要边界条件。服务型领导看重员工利益，能够满足员工要求[22]，在面对绩效压力的情境下，能够及时回应员工的需要，防止员工资源造成较大的损耗，有助于员工创新行为的产生。因此，本研究将探索服务型领导在绩效压力与员工创新行为之间可能的调节作用。
综上，本研究根据激活理论探讨绩效压力对员工创新行为的非线性影响机制和边界条件。从压力应对的两种视角，深入探究工作活力和工作重塑在其中的中介作用，引入服务型领导作为调节变量，揭示其在绩效压力和员工创新行为产生非线性作用的边界条件。
2. 理论基础和研究假设
2.1. 绩效压力和员工创新行为
员工创新行为是员工在工作中面对问题产生创新性的想法，进而采取行动将想法付诸实践的行为[23]。绩效压力是员工感受到的必须提高绩效以避免不良后果而产生的紧迫感，强调完成绩效目标能够获得加薪、升职等奖励，否则员工会面临惩罚、解雇等结果。已有研究证实，绩效压力对员工创造力会产生积极作用[10]，创造力是员工创新的前提。但绩效压力所产生的“双刃剑”效应表明，其对员工创新行为的影响似乎不是简单的线性关系。
激活理论认为，个体都存在一个最佳的激活水平，在这个状态下工作效率、思维灵活性等许多方面都达到最好的水平，有利于员工展现创新行为[12]。绩效压力作为员工重要的激活源，只有适当水平的绩效压力才能激发员工创新行为。具体来说，绩效压力水平较低时，员工能够轻松完成工作任务，有更多的时间关注与工作不相关的事情，会分散其注意力，不利于员工创新。随着组织绩效要求的提高，并在员工可接受范围之内时，员工认为它们是可以克服的，对其成长和发展具有积极意义[24]。员工相信通过增加工作投入、适当学习新技能等方式便能够完成任务要求，持续的工作投入有助于员工更加全面的了解工作的相关信息，从而更容易捕捉创新机会[25]。但绩效压力过高的情况下，员工预估即便投入大量的资源也很难完成目标，无法获得预期的回报水平，为了减少自身资源的损耗会倾向于采取退缩行为[26]，对产生创新行为有极大的负面作用。
综上，本研究提出如下假设：
H1：绩效压力与员工创新行为存在倒U形关系，适当的绩效压力对员工创新成为具有促进作用，较低或过高的绩效压力会负向影响员工创新行为。
2.2. 工作活力的中介作用
情感事件理论认为，绩效压力作为情感事件会对员工的情绪和态度产生影响，进而影响员工的行为。工作活力是个体在工作中的积极情感状态，表现出具有旺盛的精力、敏捷的思维等[27]，且是员工在工作场所中经历中等强度的工作内容带来的结果[27]，同时工作活力能够给员工的工作绩效、创新行为带来积极作用[28][29]。较低水平的绩效压力意味着员工不需要较多的投入便可以完成工作，长期保持这种状态会使员工产生懈怠的情绪降低工作活力，进而不利于员工创新[30]。当绩效压力水平提高时，一方面，完成绩效目标能够获得的奖励是员工提高工作活力的内在动机。另一方面，员工认识到需要付出一定的努力才可以实现绩效目标，会通过学习知识和技能来弥补自身的不足进而完成目标，会增加员工的成就感与自信心，促进员工在工作中面对挑战积极主动、充满活力[31]。在绩效压力水平超过一定限度时，员工感知到即使其全身心的投入也很难实现绩效目标，会使员工产生挫败感，影响员工士气，降低员工的工作活力[32]。据此，我们推断绩效压力与工作活力呈倒U 形关系，即随着绩效压力的增加，工作活力呈现出先上升后下降的趋势。
根据积极情感的拓展–构建理论，工作活力能够促进员工创造力、提高工作绩效等积极行为的产生。工作活力能够提高员工的创新绩效[33]，较高的工作活力可以提高员工的认知灵活性，进而促进员工产生创造性的想法[10]。拥有较高工作活力的员工，有着充足的心理资源，敢于尝试新事物且不怕失败，倾向于参与创新活动。
基于以上分析，本研究提出如下假设：
H2：绩效压力和工作活力之间存在倒U形关系。
H3：工作活力在绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系中起中介作用。
2.3. 工作重塑的中介作用
从压力应对的聚焦问题角度，组织对员工提出高绩效要求，员工首先会倾向于想办法解决问题。工作重塑是员工为了更好地完成工作要求，主动调整任务和自身资源的活动。现有研究证明，工作不安全感可以看作压力，可以影响员工的工作重塑从而对员工的创新行为产生积极的作用[34]。双元压力会对员工的工作重塑行为产生不同影响[35]，进而产生不同的工作幸福感，幸福感能够对员工形成正向反馈，促进工作投入、参与创新活动等。可以看出，工作重塑可能是绩效压力对员工创新行为产生影响的桥梁。
本研究认为绩效压力和工作重塑之间的可能存在非线性关系，且个体工作重塑意愿的不同会影响员工的创新行为。有研究指出，挑战性压力和工作重塑之间存在倒U形关系[36]，中等水平的绩效压力使员工认知到绩效要求具有复杂性和挑战性，且迎接挑战对于自身成长大有裨益，因而会促进员工进行工作重塑。较低的绩效压力下，员工感受不到紧迫性，无需投入很多精力便可完成的任务激发不了员工的工作重塑；同样地，过高的绩效压力对员工而言不是挑战，更是一种负担，很难完成且劳心费力，员工可能更愿意“躺平”，减少工作重塑行为。而充满工作重塑意愿的员工，他们思维活跃、和同事进行大量的信息交流，对完成绩效要求充满信心，不惧怕失败，更容易展现创新行为。相反地，按部就班按照组织要求进行工作的员工可能容易思维僵化，仅仅停留在完成自己的事情上面，缺乏思维灵活性，很难创造性地解决问题。
综上，本研究提出以下假设：
H4：绩效压力和工作重塑之间存在倒U形关系。
H5：工作重塑在绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系起中介作用。
2.4. 服务型领导的调节作用
创新需要资源投入和组织支持，在绩效压力下，工作活力和工作重塑能够增加员工自身的心理资源等内部资源，而组织支持等外部资源则需要领导者加以补充。服务型领导的关注点始终聚焦员工，看重下属的需求、愿望和利益，能和员工及时交流从而解决问题[37]。在组织中，服务型领导能够给员工提供支持和必要的资源，愿意给与员工适当的权力，促进员工工作中产生积极的行为。大量研究表明，服务型领导既可以直接正向影响员工的创新行为[38][39]，也能够通过调节作用促进员工创新[40][41]。
根据激活理论，即使没有领导者介入，员工凭借自身的能力和资源其创新行为可能随着感知到的绩效压力由低到高的变化，产生先增加后减少的趋势。但服务型领导介入时，员工的创新行为可能会有所提高，且不同水平的服务型领导带来的影响也会有所差异。具体来说，高水平的服务型领导能够给员工提供更实质性的资源和帮助，促进员工提高技能和资源提升，并且赋予员工较高的自主性。员工面对高绩效要求能够从容不迫，充分利用知识和技能、增强思维灵活性，更加高效、创新性地完成任务。较低水平的服务型领导不一定能够及时给与员工所需的资源和帮助，面对高绩效要求员工只能“孤军奋战”，不利于员工展现创新行为。
基于上述分析，本研究提出如下假设：
H6：服务型领导在绩效压力和员工创新行为的倒U形关系之间起调节作用。
3. 研究设计
3.1. 数据收集
本研究采用方便抽样的方式，通过问卷调查收集数据。主要选择长三角等经济较发达地区的企业员工为调研对象，采用线上问卷调查和实地调研两种方式收集数据。调研时向对象说明问卷仅用于学术研究，保证问卷的保密性，尽可能的使调研对象真实地填写问卷。本次共回收523份问卷，通过对问卷的筛选，最终获得450份有效问卷，问卷有效率为86%。
其中，男性占比51.1%，女性占比48.9%，总体相差不大。本科及以上人数最多，有254人，占比56.4%。在工作单位工作年限人数分布较为平均，分别为25.6%、25.8%、29.8%、18.8%。所处的行业类型中，所选行业的人数也较为平均。从工作类型来看，设计类、营销类和生产类的对象占比79.3%。
3.2. 变量测量
本研究采用的是国外成熟量表对变量进行测量，为保证测量准确性，按照“翻译–回译”的步骤将量表翻译为中文，并通过预调研测试问卷题项表达的合理性，确保问卷表达清晰便于理解。对变量测量均采用Likert-5点评分法进行打分，从“1完全不同意”到“5完全同意”。
绩效压力采用Mitchellet al.(2018)[8]开发的量表，包括“工作中，组织给我设定了很高的绩效目标”等4个题项，Cronbach’sα系数为0.890。员工创新行为采用Scott & Bruce (1994)编制的量表[23]，包括“我经常在工作中产生有创意的想法或灵感”等6个题项，涵盖了发现问题、产生新想法、采取行动实现想法的完整过程，Cronbach’sα系数为0.924。工作活力采用后来Carmelietal.(2009)开发的量表[42]，包括“在工作中，我感到有旺盛的精力”等5个题项，Cronbach’sα系数为0.885。工作重塑采用Slempetal.(2013)开发的量表[43]，包括“我会调整工作内容来完善工作”“我会思考工作如何对生活产生积极影响”“我会积极参加公司团建等社交活动”等15个题项，Cronbach’sα系数为0.941。服务型领导采用Dennis编制的量表[44]，包括“领导能够帮助我找到工作的方向”“随着不断增加的责任，领导让我自己做决策”等14个题项，Cronbach’sα系数为0.932。均具有较高信度。
以往研究证明，性别、年龄、学历、工作年限、行业和工作类型等都可能对员工创新行为产生影响，因此将上述变量作为控制变量。
4. 数据分析与假设检验
4.1. 验证性因子分析
为检验各变量之间的区分效度，本研究采用AMOS24.0进行验证性因子分析，常用的拟合指标为2/df、GFI、IFI、CFI、TLI、RMSEA，各指标的参考标准为2/df < 3，GFI、IFI、CFI、TLI > 0.9，RMSEA < 0.08。
本研究用AMOS24.0分别构建了单因子、二因子、三因子、四因子和五因子模型，详细探究各变量之间的区分效度。由表1可知，五因子模型的2/df = 1.276，小于3，CFI、IFI、GFI、TLI值分别为0.984、0.984、0.910、0.981均大于0.9，RMSEA = 0.025，小于0.08，表明五因子模型拟合度较好，具有很好的区分效度。
Table1.Confirmatory factor analysis
表1.验证性因子分析
模型 |
2/df |
GFI |
IFI |
CFI |
TLI |
RMSEA |
单因子： PP + WV + JC + SL + EIB |
9.144 |
0.345 |
0.471 |
0.470 |
0.443 |
0.135 |
二因子： SL，PP + WV + JC + EIB |
6.678 |
0.471 |
0.632 |
0.631 |
0.612 |
0.112 |
三因子： SL，EIB，PP + WV + JC |
5.382 |
0.603 |
0.720 |
0.719 |
0.704 |
0.098 |
四因子： SL，WV，JC，PP + EIB |
4.135 |
0.608 |
0.798 |
0.797 |
0.786 |
0.084 |
五因子： PP，WV，JC，SL，EIB |
1.276 |
0.910 |
0.984 |
0.984 |
0.981 |
0.025 |
注：PP为绩效压力；EIB为员工创新行为；WV为工作活力；JC为工作重塑；SL为服务型领导。
4.2. 共同方法偏差检验
本研究的绩效压力、员工创新行为、工作活力、工作重塑和服务型领导量表均是员工单方面填写，虽然通过匿名、多阶段收集等方式，自评方式填写的问卷仍可能会出现同源偏差问题。为保证研究的科学性和严谨性，本文拟检验共同方法偏差问题。通过Harman单因素检验，对样本数据进行未旋转的因子分析，第一个析出的因子方差解释率为32.883%，小于临界值40%，且累计方差解释率为68.827%，本研究所使用的数据不存在严重的共同方法偏差。
4.3. 相关性分析
各观测变量的相关性矩阵见表2。结果表明，变量之间存在显著的相关性，为后续假设检验提供了依据。
Table2.Correlation analysis table
表2.相关性分析表
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
绩效压力 |
2.946 |
1.05 |
1 |
|
|
|
|
工作活力 |
2.791 |
1.03 |
−0.315** |
1 |
|
|
|
工作重塑 |
2.634 |
1.102 |
−0.234** |
0.344** |
1 |
|
|
服务型领导 |
2.781 |
0.813 |
−0.224** |
0.360** |
0.258** |
1 |
|
员工创新行为 |
2.703 |
0.911 |
−0.412** |
0.604** |
0.508** |
0.428** |
1 |
注：***表示P < 0.001；**表示P < 0.01；*表示P < 0.05。
4.4. 假设检验
本研究采用SPSS26.0数据分析软件，通过运用层级回归的方法进行假设检验，并通过SPSS的宏程序PROCESS进行中介效应的检验。
1) 绩效压力对员工创新行为的主效应检验
由于在模型中需要引入绩效压力的平方作为自变量，为避免变量间出现多重共线性问题，对绩效压力进行中心化处理。通过SPSS26.0进行层级回归，得到的结果见表3。模型A1是控制变量对因变量的回归，模型A2、A3是加入绩效压力和绩效压力平方项对因变量的回归。由模型A3可知，其拟合优度(R2= 0.334)相较于模型A1、A2有很大的提升，且绩效压力平方项对员工创新行为的负向影响显著( = −0.372, P < 0.001)，表明绩效压力与员工创新行为之间存在倒U形关系，假设H1成立。
Table3.Regression analysis of performance pressure on employee innovation behavior
表3.绩效压力对员工创新行为的回归分析
变量 |
员工创新行为 |
模型A1 |
模型A2 |
模型A3 |
年龄 |
−0.032 |
−0.088 |
−0.011 |
学历 |
−0.102 |
−0.151 |
−0.066 |
工作年限 |
−0.043 |
0.048 |
−0.048 |
行业 |
0.087 |
0.131* |
0.114* |
工作类型 |
0.042 |
0.112* |
0.076 |
绩效压力 |
|
−0.413*** |
1.856*** |
绩效压力平方 |
|
|
−0.372*** |
R2 |
0.024 |
0.181 |
0.334 |
调整后的R2 |
0.011 |
0.168 |
0.322 |
F |
1.796 |
13.982** |
27.659*** |
注：***表示P < 0.001；**表示P < 0.01；*表示P < 0.05。
2) 工作活力的中介作用检验
本研究采用逐步法进行中介作用检验，逐步回归地结果见表4。模型B1是控制变量对工作活力的回归，模型B2是加入绩效压力和绩效压力平方项对工作活力进行回归。根据模型B2，绩效压力平方和工作活力的回归系数为负且显著( = −0.423, P < 0.001)，表明绩效压力和工作活力之间存在倒U形关系，假设H2得证。
同样地，模型B3是控制变量对员工创新行为的回归，模型B4、B5是加入绩效压力和绩效压力平方项对员工创新行为的回归。根据模型B4，绩效压力平方和员工创新行为的回归系数为负且显著( = −0.372, P < 0.001)；在模型B4的基础上加入工作活力对员工创新行为进行回归，相较于模型B4，模型B5中的绩效压力平方项对员工创新行为的回归系数的绝对值降低( = −0.194, P < 0.001)，工作活力对员工创新行为的回归系数为正且显著( = 0.420, P < 0.001)，可以初步检验工作活力在绩效压力和员工创新行为的倒U形关系之间起部分中介作用。同时，用bootstrap方法再次验证工作活力在绩效压力和员工创新行为之间的中介作用。结果表明，工作活力在绩效压力和员工创新行为之间的间接效应值为−0.2253，在95%水平的置信区间上限−0.1747，下限−0.2806，不包含0，工作活力的间接效应显著，表明工作活力能够中介绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系，假设H3得证。
3) 工作重塑的中介作用检验
工作重塑的中介作用检验同样先使用逐步法回归检验，回归的结果如表5所示。根据模型C2，绩效压力平方项对工作重塑的回归系数为负且显著( = −0.316, P < 0.001)，表明绩效压力和工作重塑之间存在倒U形关系，假设H4得证。
Table 4.Regression analysis of the mediating role of work vigor
表4.工作活力中介作用的回归分析
变量 |
工作活力 |
员工创新行为 |
模型B1 |
模型B2 |
模型B3 |
模型B4 |
模型B5 |
年龄 |
−0.055 |
−0.083 |
0.047 |
−0.014 |
0.021 |
学历 |
−0.026 |
−0.037 |
−0.047 |
−0.087* |
−0.073 |
工作年限 |
−0.068 |
0.101* |
−0.177* |
−0.059 |
−0.059 |
行业 |
0.083 |
0.117* |
0.018 |
0.123* |
0.146* |
工作类型 |
0.011 |
0.083 |
0.123* |
0.076 |
0.097 |
绩效压力 |
|
2.256*** |
|
1.853*** |
0.907*** |
绩效压力平方 |
|
−0.423*** |
|
−0.372*** |
−0.194*** |
工作活力 |
|
|
|
|
0.420*** |
R2 |
0.012 |
0.304 |
0.023 |
0.334 |
0.458 |
调整后的R2 |
- |
0.291 |
0.012 |
0.323 |
0.448 |
F |
0.912 |
24.025*** |
2.117* |
31.646*** |
46.570*** |
注：***表示P < 0.001；**表示P < 0.01；*表示P < 0.05。
根据模型C4，绩效压力平方项对员工创新行为的回归系数为负且显著( = −0.549, P < 0.001)；在模型C4的基础上加入工作重塑对员工创新行为进行回归，相较于模型C4，模型C5中的绩效压力对员工创新行为的回归系数绝对值减小( = −0.445, P < 0.001)，工作重塑对员工创新行为的回归系数显著( = 0.330, P < 0.001)，能够初步验证工作重塑在绩效压力和员工创新行为的倒U形关系之间起中介作用。同时，用bootstrap方法再次验证工作重塑在绩效压力和员工创新行为之间的中介作用。结果表明，工作重塑的间接效应值为−0.1226，95%水平的置信区间上限为−0.0849，下限为−0.1638，不包含0，工作重塑的间接效应显著，表明工作重塑能够中介绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系，假设H5得证。
Table5.Regression analysis of the mediating role of job remodeling
表5.工作重塑中介作用的回归分析
变量 |
工作重塑 |
员工创新行为 |
模型C1 |
模型C2 |
模型C3 |
模型C4 |
模型C5 |
年龄 |
−0.073 |
−0.086 |
−0.032 |
−0.011 |
0.017 |
学历 |
−0.067 |
−0.067 |
−0.102 |
−0.066 |
−0.044 |
工作年限 |
−0.018 |
0.079 |
−0.083 |
−0.128* |
−0.155* |
行业 |
0.076 |
0.087 |
0.086 |
0.120* |
0.105* |
工作类型 |
−0.002 |
−0.004 |
0.042 |
0.037 |
0.038 |
绩效压力 |
|
−0.146*** |
|
−0.097* |
−0.048 |
绩效压力平方 |
|
−0.316*** |
|
−0.549*** |
−0.445*** |
工作重塑 |
|
|
|
|
0.330*** |
R2 |
0.007 |
0.215 |
0.009 |
0.388 |
0.451 |
调整后的R2 |
- |
0.203 |
- |
0.378 |
0.441 |
F |
0.644 |
17.337*** |
0.815 |
40.020*** |
45.287*** |
注：***表示P < 0.001；**表示P < 0.01；*表示P < 0.05。
4) 服务型领导的调节作用检验
利用层级回归的方法检验服务型领导的调节作用，将控制变量和员工创新行为进行回归得到模型D1；加入绩效压力、服务型领导和绩效压力平方项后得到模型D2；将绩效压力和服务型领导的交互项加入模型D2得到模型D3；最后，在模型D3中加入绩效压力平方和服务型领导的交互项得到模型D4，具体回归的结果见表6。
根据表6，绩效压力平方和服务型领导交互项对员工创新行为的回归系数为负且显著( = −0.146, P < 0.001)，表明服务型领导能够显著调节绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系，假设H6得证。
Table6.Regression analysis of the moderating role of servant leadership
表6.服务型领导调节作用的回归分析
变量 |
员工创新行为 |
模型D1 |
模型D2 |
模型D3 |
模型D4 |
年龄 |
−0.032 |
−0.069 |
−0.069 |
−0.066 |
学历 |
−0.102 |
−0.051 |
−0.051 |
−0.052 |
工作年限 |
−0.043 |
0.130* |
0.108* |
0.138* |
行业 |
0.056 |
0.087 |
0.138* |
0.113* |
工作类型 |
0.042 |
0.039 |
0.038 |
0.041 |
绩效压力 |
|
−0.032 |
−0.054 |
−0.039 |
服务型领导 |
|
0.533*** |
0.536*** |
0.663*** |
绩效压力平方 |
|
−0.422*** |
−0.420*** |
−0.042 |
绩效压力*服务型领导 |
|
|
0.009 |
−0.012 |
绩效压力平方*服务型领导 |
|
|
|
−0.146** |
R2 |
0.009 |
0.549 |
0.549 |
0.561 |
调整后的R2 |
− |
0.541 |
0.540 |
0.551 |
F |
0.815 |
67.023*** |
59.450*** |
56.090*** |
注：***表示P < 0.001；**表示P < 0.01；*表示P < 0.05。
5. 结论与讨论
5.1. 研究结论
本研究证明，绩效压力和员工创新行为之间存在“过犹不及”的倒U形关系，即绩效压力不是“洪水猛兽”，只有过高或过低的绩效压力不利于员工展现创新行为，在适当水平的绩效压力下，能够激发员工的创新行为；工作活力和工作重塑在绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系中起中介作用，这说明绩效压力是通过工作活力和工作重塑来影响员工的创新行为的；服务型领导能够调节绩效压力和员工创新行为之间的倒U形关系。
5.2. 理论贡献
首先，丰富了员工创新行为的前因变量研究。现有研究从压力源视角较多关注时间压力等对员工创新行为的影响，工作场所中普遍存在的绩效压力对员工创新行为带来的影响鲜有学者进行讨论。而本研究以绩效压力为切入点，深入探究绩效压力如何对员工创新行为产生影响，深化对员工创新行为的影响因素研究。
其次，拓展了绩效压力的影响研究。以往研究大多探索绩效压力带来的消极、积极或双刃剑影响，较少探究绩效压力产生的非线性作用。而本文根据激活理论，认为不同水平的绩效压力对员工创新行为的会产生不同的效果，即绩效压力和员工创新行为之间可能存在倒U形关系，为更加深刻理解绩效压力给组织和员工带来的影响提供了客观依据。此外，通过证明绩效压力对员工创新行为的“过犹不及”效应，在一定程度上缓和了绩效压力利弊的争论，拓展了绩效压力对员工创新行为的研究。
最后，揭开了绩效压力与员工创新行为之间作用的“黑箱”。通过压力应对的聚焦情绪和聚焦问题视角，结合情感事件理论和工作要求–资源模型构建绩效压力与员工创新行为之间的路径关系，引入服务型领导探究其在绩效压力对员工创新行为影响过程的调节作用，深化了驱动员工创新行为内在机制的认识与理解。
5.3. 管理启示
第一，把握绩效目标设置的“度”，确保绩效压力发挥最佳效用。绩效压力不仅可以通过工作活力和工作重塑来提高员工创新行为，但过犹不及，也可能阻碍员工创新。不合理的绩效目标的存在，会让员工产生畏难心理甚至是抵触情绪，不仅不利于工作的完成，也会降低员工的创新热情。因此，企业需要认真考量绩效目标设置的“度”，保证与员工期望同频共振。
第二，帮助员工平衡工作与生活，激发员工工作活力。研究表明，工作活力中介了绩效压力和员工创新行为之间的关系，因而，绩效压力并不是“洪水猛兽”，尽可能激发员工的工作活力对提高企业创新大有裨益。例如：倡导灵活的工作时间安排，减少对非工作时间挤占，帮助员工平衡工作和生活，促进员工更快地恢复到积极的情绪状态之中，促进员工展现创新行为。
第三，鼓励员工进行工作重塑，提升员工的获得感和意义感。绩效压力的存在能够让员工识别在工作中的问题，进而提出解决方法。工作重塑可从任务重塑、认知重塑和关系重塑三个方面帮助员工更好地认识和处理工作，鼓励员工为找寻工作意义、实现自我价值与完成工作任务的有机统一而做出的对工作特征、认知以及关系边界的改变，促进创新工作开展。
5.4. 研究不足和展望
第一，调研样本的选择具有一定的局限性。由于调研的资源和渠道有限，本研究的样本主要分布在长三角等经济发达地区，样本覆盖范围较小，不一定能能够说明相对不发达地区的状况。未来研究可以进一步拓宽样本选择的空间范围，同时增加调研问卷的数量，强化研究结果的普适性。第二，问卷题项全是以员工自评的方式进行填写，可能会存在共同方法偏差问题。尽管检验结果表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题，但为了保证研究的科学和严谨，未来可以采取自评和他评相结合的方式以及通过多阶段收集问卷的方式来进行测量。第三，本研究仅探究了工作活力和工作重塑作为两条路径分别对绩效压力和员工创新行为的关系起中介作用，没有考察是否存在链式中介作用，未来可以这个视角进行探究。