竞争对员工创新有益还是有害？考察团队与个体反应的双刃剑效应

《International Journal of Hospitality Management》：Is competition good or bad for employee innovation? Examining the double-edged sword effect of team and individual responses

　　

摘要

在竞争日益激烈的大环境下，激发员工创新已成为学术界和商业界共同关注的核心议题。本研究基于资源保存理论（COR），构建了一个多层级框架，以探讨竞争心理气候（CPC）影响员工创新工作行为的内在机制和边界条件。研究收集了中国东南沿海四个省份60个团队中386名酒店员工及其领导的实证数据。结果表明，竞争心理气候通过提升团队合作取向（即资源增益路径）促进员工创新工作行为；同时，通过引发工作场所焦虑（即资源耗竭路径）抑制创新工作行为。此外，心理资本缓冲了资源耗竭路径，而错误容忍强化了资源增益路径。研究结果深化了对竞争心理气候双重影响机制的理论认识，并为在高竞争性酒店行业中激励员工创新提供了实践指导。

1. 引言

在日益动态变化的商业环境中，酒店企业面临激烈的竞争，需要依靠持续创新、服务优化和人力资本开发来确保生存与可持续发展（Hong等，2024）。员工的创新工作行为能够提升组织敏捷性，推动持续创新，并培育长期竞争优势（Kaya和Karatepe，2020）。创新工作行为被定义为有意识地产生和应用有价值的创新想法，能够提升个人和组织绩效（De Jong和Den Hartog，2007）。尽管已有研究探讨了酒店环境下的创新工作行为，但由于该行为依赖于多种个体和团队因素，仍面临诸多挑战（Lin，2024；Shang等，2025）。因此，识别创新工作行为的关键驱动因素，对于推进酒店行业绩效提升、运营卓越和适应性发展至关重要。

职场竞争是现代组织的核心特征，竞争心理气候（CPC）反映了员工对此的感知（Bani-Melhem等，2023；Han等，2021）。研究表明，CPC的结果具有双重性，既可能产生积极影响（如职业发展成功、销售绩效提升和员工投入度提高）（Lee等，2022；Spurk等，2021；Zahn等，2023），也可能引发负面行为，如知识隐藏（Han等，2021）和离职意向（Gim等，2015）。然而，当前酒店管理领域对CPC的研究仍然有限（Bani-Melhem等，2023）。由于酒店员工在高绩效压力和资源竞争下工作，CPC可能对其工作相关行为（包括创新工作行为）产生尤为显著的影响。然而，CPC与员工创新工作行为之间的联系尚未得到探讨。为弥补这一研究空白，本研究旨在深入探讨CPC如何影响员工创新工作行为及其边界条件，从而扩展我们对高压服务环境下个体创新前因变量的知识。

CPC指员工相信职场奖励是根据相对绩效分配的，以及他们在竞争环境中能够超越同事的能力（Brown等，1998）。由于CPC强调相对绩效和对有限组织资源的竞争，员工往往需要不断证明自己的价值并维持相对于同事的竞争优势（Lin和He，2025；Spurk等，2021）。研究表明，CPC既可以发挥挑战作用，也可以构成障碍，触发不同的适应性反应（Lee等，2022；Spurk等，2021）。基于资源保存理论，CPC驱使员工不断通过竞争和绩效比较来证明自己，以获取有价值的资源，如认可、晋升或奖励。然而，这种持续的竞争压力也可能耗竭员工的关键个人资源，如精力、注意力和情绪调节能力。因此，我们提出资源流失威胁促使员工采用两种不同的应对策略：追求资源增益和防止进一步资源耗竭。前者是主动的，涉及增加努力以扩展资源（Yue等，2021）；后者是防御性的，侧重于保存现有资源以避免进一步流失。然而，CPC如何驱动这些策略以及它们如何影响创新工作行为仍有待深入探索。

本研究基于资源保存理论，通过一个多层级调节中介模型（见图1）考察CPC如何影响酒店一线员工的创新工作行为。根据资源保存理论，个体将有限资源分配给感知回报最高的行为，基于对潜在损失和收益的评估（Hobfoll等，2018）。取决于CPC被感知为挑战性压力源还是障碍性压力源，它会产生不同的结果：作为挑战，CPC促进团队合作取向，推动资源整合，提高效率，并促进创新；作为障碍，它增加资源耗竭风险，触发工作场所焦虑，并抑制创新。为阐明这些机制，本研究引入团队合作取向和工作场所焦虑作为CPC与创新工作行为之间的中介变量。

图1. 概念框架

此外，根据资源保存理论，拥有丰富资源的个体能够更好地管理和利用资源，更有可能抓住机遇，且不易受到资源流失的影响（Hobfoll，1989）。在此基础上，本研究识别心理资本和错误容忍作为CPC对创新工作行为间接效应的调节变量。心理资本作为关键的个人资源，能够增强压力管理能力（Lin，2024），缓冲CPC引起的工作场所焦虑，并减轻其对创新的负面影响。错误容忍则培养支持性的氛围，帮助员工调节注意力，减少对小的失误的焦虑，为探索和表达想法提供安全的环境（Wang等，2021）。在竞争环境中，这种容忍度鼓励员工表达想法、追求替代性解决方案，并在团队合作中承担探索性任务。

本研究为理解酒店行业中CPC与创新工作行为之间的关系提供了重要见解。首先，通过识别员工创新工作行为的前因变量，填补了研究空白。其次，揭示了团队合作取向和工作场所焦虑的中介作用，加深了对CPC通过这些路径塑造创新工作行为行为的理解。第三，通过引入心理资本和错误容忍作为边界条件，阐明了CPC何时以及如何在何种条件下影响创新工作行为，丰富了酒店研究的理论讨论。在实践层面，研究结果为管理CPC提供了指导，帮助管理者营造支持性环境，平衡竞争压力，并合理配置资源以提升创新绩效。

2. 理论与假设

2.1 资源保存理论

资源保存理论解释了压力源或不利事件如何影响员工的工作结果（Hobfoll，1989）。该理论认为，人们寻求保存资源，如能力、物质条件、个人特质和社会支持，尤其是在面临威胁时（Gabel-Shemueli等，2019）。在压力下，员工调动资源以应对挑战、维持稳定或防止进一步流失（Schmitt等，2016）。除保存之外，资源保存理论还强调"资源投资"，即个体主动将资源分配给可能带来成长、认可或绩效提升的任务或关系（Hobfoll等，2018）。研究表明，此类投资在不确定环境中建立资源缓冲，使个体能够抵御未来的威胁并实现可持续优势（Chen等，2015；Lin和He，2024）。

确实，资源保存理论常被用于管理学领域，以解释团队/组织氛围如何塑造员工行为（Arshad等，2021）。本研究提出，当员工将CPC视为挑战性压力源时，他们会将其视为成长机会，从而通过团队合作取向调动和补充资源，增强主动性和创新力。相反，当CPC被视为障碍性压力源时，员工经历资源耗竭和工作场所焦虑，导致防御性策略，降低其创新的意愿和能力。此外，心理资本和错误容忍充当关键的调节变量。高水平的心理资本为员工提供信心和韧性，有助于减少焦虑和资源流失（Lin，2024），从而削弱CPC对创新的负面间接效应。错误容忍则营造开放的团队氛围，减少试错顾虑，鼓励协作，并支持新想法的表达（Wang等，2021）。这些因素共同调节了CPC的双重影响——通过资源增益和耗竭——并展示了个人资源和情境资源在应对CPC中的关键作用。总体而言，本研究通过识别CPC影响员工创新工作行为中的关键中介和调节变量，丰富了资源保存理论。

2.2 CPC的资源增益路径

团队合作取向是团队层面的共同心智模式，反映团队成员倾向于将彼此视为相互依存的伙伴，通过协作、资源共享和相互支持实现共同目标（Lin等，2022）。这一概念建立在个体合作取向的基础上。Chen等（2011）将合作取向概念化为关于个体与他人关系的稳定信念和态度集合，强调相互依存以及在追求集体目标时与他人协作的意愿。我们认为，当这些个体层面的合作信念在团队成员中趋于一致，并通过持续互动发展为共享的团队规范时，便表现为团队层面的合作取向。这种取向有助于培养信任、开放沟通和相互支持，同时鼓励团队内部的集体责任感（Chubala等，2023），从而营造以合作而非个人主义或过度竞争为特征的团队氛围。通过这一协作过程，团队成员可以实现知识整合和集体价值创造（Gratton，2005），进而转化为组织和个人绩效的提升（Wageman和Baker，1997）。在动态环境中，团队必须迅速整合不同观点、进行头脑风暴并制定高效解决方案（Liang等，2015）。这不仅增强了问题解决能力，还使成员接触到多样化的视角和资源，鼓励独特想法、实验和创新。因此，团队合作在应对挑战和机遇时通常能够增强创造力和独创性。

在酒店管理领域，尽管团队合作取向已受到关注（如Lin等，2022），但其在CPC框架内的探索仍然较为有限。我们认为，CPC作为一种挑战性压力源，可以激励员工将竞争视为获取资源（如晋升、奖励、认可）的机会，促使他们通过合作来优化资源。这种取向能够培养心理安全感和资源支持，为创新创造有利条件。首先，现有研究表明，当个体感觉有能力满足高要求并预期获得有价值结果时，挑战性压力源会带来更高的投入度和更优的绩效（Lin等，2015）。根据资源保存理论，人们有动力维护和补充资源以管理耗竭及相关压力（Hobfoll，1989）。在CPC背景下，员工通常面临更大的绩效比较和排名压力，以及资源稀缺感。这些因素会增加其心理负荷和精力消耗，从而提高资源耗竭的风险（Sahadev等，2024；Spurk等，2021）。在这种情况下，团队合作取向可能成为员工获取和补充外部资源的关键策略。具体而言，此类员工更善于识别和创造合作机会，使他们能够利用他人的优势，并利用他人的建议推动集体进步（Lin等，2022）。通过与他人的密切合作，员工可以整合必要的资源——如知识、技能和信息——并创造相互学习和交流的机会，从而应对竞争带来的任务挑战和资源耗竭（He等，2014；Yang和Suntrayuth，2025）。因此，CPC可能促使员工更加重视团队互动和协作关系，形成资源补充、压力缓冲和环境适应的良性循环。

我们进一步认为，团队合作取向与员工创新工作行为正相关。从资源保存理论的角度（Hobfoll，1989），这种取向在员工资源获取和积累中发挥关键作用，因为它使他们能够通过协作获得完成工作所需的信息和社会支持，从而减轻工作约束并增强资源储备（Berg等，2025）。先前的研究表明，具有强烈团队合作取向的员工可能会交流观点、征求反馈并整合多样化经验，从而减少创新障碍，并为制定和应用新颖方案提供必要资源（Lin等，2022；Magni等，2026）。此外，密切合作培养了支持性的团队环境，进而增强员工对资源可获得性的感知并强化其解决问题的信心（Tjosvold，1990）。

因此，员工更愿意尝试新方法、提出改进建议，并积极推动创新解决方案的实施（Ni和Zheng, 2024；Wang等, 2023）。本质上，团队合作使员工能够获得相互支持和共享资源（Lin等, 2022）。随着这些资源的积累，员工在应对创新过程中固有的风险和不确定性时，发展出更强的韧性和信心（Stock等, 2017；Chen等, 2015），从而更积极地参与创新工作行为，包括流程改进、服务优化和新产品开发。基于上述逻辑，我们提出，虽然CPC可能会加剧员工的资源约束，但它也可能促使员工在团队内部积极寻求外部支持。通过与同事进行协作互动，员工可以培养更强的团队合作取向，并进一步整合创新所需的关键资源——如专业知识、反馈和协作协助——从而减轻竞争压力造成的资源耗竭，增加创新工作行为的可能性。基于上述讨论，提出以下假设：

H1. CPC通过团队合作取向与创新工作行为正相关。

2.3. CPC的资源耗竭路径

焦虑作为工作相关压力的信号，促使个体反思并采用降低风险的策略（Moriya, 2018）。它是一种以痛苦或忧虑为特征的主观情绪状态，通常与不确定性或对某些环境缺乏经验有关（Kloutsiniotis等, 2022）。学者们将工作焦虑定义为工作中感知到的威胁所引发的恐惧或不安，通常表现为压力和紧张（McCarthy等, 2016）。确实，员工特别容易产生这种焦虑，这可以促使他们采取预防措施（Clark等, 2020；Yin等, 2023）。研究证实，工作环境因素会影响工作焦虑及相关行为（Liu等, 2024）。因此，我们假设CPC可能会通过资源耗竭加剧工作焦虑，最终抑制员工的创新工作行为。

根据COR理论，个体始终致力于保护现有资源并避免资源损失（Hobfoll, 1989）。当外部环境使个体感知到其资源受到威胁时，他们容易产生压力反应和负面情绪（Demerouti, 2025）。CPC可能代表一种典型的资源威胁情境（Lee等, 2022）。在这种环境中，组织不断强化结果导向和适者生存的评估逻辑。员工必须投入更多的时间、精力和注意力来维持其竞争地位，同时警惕失败、落后或被他人超越的潜在后果（Liao等, 2025）。然而，当员工感知到其资源持续耗竭且未来资源损失风险较高时，他们可能会经历紧张、焦虑和担忧等负面情绪（Liao等, 2025）。简言之，CPC不仅意味着实际资源投入的增加，还意味着潜在资源损失可能性的提高。这可能显著加剧员工对工作结果、人际评价和职业前景不确定性的感知，从而引发更强烈的工作焦虑。特别是在高度竞争的环境中，员工往往担心表现不佳可能导致失去组织认可、发展机会甚至当前地位；这种对资源损失的预期担忧进一步放大了他们的焦虑水平（Spurk等, 2021；Wang等, 2025）。

此外，当个体经历高度焦虑时，其认知能力和行为选择会受到显著限制（Robinson等, 2013），从而降低其从事需要大量资源投入行为的意愿和能力。创新工作行为本身是资源密集型的，它要求员工打破常规、承担风险，并产生和实施新想法，这些都依赖于充足的认知资源、心理安全感和行动信心（Lin, 2024）。然而，工作焦虑作为一种典型的资源耗竭状态，会消耗个体大量的认知资源，损害其信息处理、问题解决和创造性思维能力（Ferris等, 2008；Liu等, 2023）。更重要的是，焦虑使员工对潜在损失更加敏感，导致他们倾向于防御性策略——即维持当前绩效水平，而非积极探索新方法或追求创新（Liu等, 2023）。从COR理论的角度来看，焦虑的个体倾向于优先保护现有资源而非进行高风险投资，这使得他们不愿意从事具有高不确定性和失败风险的创新行为。因此，工作焦虑通过占用认知资源和提高对资源损失的敏感度，显著抑制了员工的创新工作行为。

基于CPC可能触发工作焦虑的前提，并考虑到这种焦虑状态会进一步耗竭个体的心理资源并产生负面溢出效应，我们认为，当员工感知到其资源面临风险时，其保存资源的动机可能导致他们专注于CPC的负面影响，而淡化其潜在的激励作用。这种认知取向的转变不仅反映了个体对资源耗竭的防御性反应并触发工作焦虑，还可能进一步削弱其从事积极行为的动机和能力，从而抑制创新工作行为的发生。因此，提出以下假设：

H2. CPC通过工作焦虑与创新工作行为负相关。

2.4. 心理资本的调节作用

心理资本指的是员工的积极心理状态，包括自我效能感、乐观、希望和韧性（Luthans等, 2007）。它使个体能够现实地评估情况，同时保持持久性，提高工作表现和成功率（Lin, 2024）。这种心态使员工能够通过识别替代方案并保持积极预期来应对挑战（Snyder, 2000）。在酒店业中，频繁的人际需求要求情绪、心态和价值观方面具有高度韧性（Prentice等, 2024；Qiu等, 2019）。心理资本支持灵活应对、情绪调节和建设性思维，促进创新工作行为（Kumar等, 2022）。然而，关于心理资本在CPC与员工创新工作行为之间的间接联系（通过工作焦虑）中如何发挥调节作用，目前尚无共识。

借鉴COR理论，个体拥有的资源有限，促使他们积极获取、分配和保护关键资源以优化社会适应（Singh等, 2018）。与资源匮乏的个体相比，资源丰富的员工更可能获得积极回报。研究表明，心理资本作为一种关键的个体资源，增强了压力应对能力，降低了感知的工作风险，从而提高了适应性和表现（Kraus等, 2023；Velasco和Wald, 2025）。具有高心理资本水平的员工往往更加乐观、有韧性且适应任务能力强，这有助于激发他们的认知活力，使他们在复杂或不确定环境中更有效地处理信息和应对挑战（Tsaur等, 2019）。同时，心理资本培养积极情绪，使员工能够保持心理平衡，减少竞争环境中的焦虑（Avey等, 2008）。作为一种关键的 psychological resource，心理资本作为压力的缓冲器，使员工更倾向于积极评估外部环境，识别潜在机会，并在面对竞争压力和任务挑战时保持必要的资源储备和适应性（Lin, 2024），从而减少对资源威胁的感知以及由此产生的紧张和焦虑。在此基础上，员工可以用更丰富的心理资源应对CPC，提高风险承受力，积极参与创新实践，如提出新想法、优化流程或改进产品和服务（Kerksieck等, 2019）。简言之，高心理资本水平通过增强心理资源的可用性、稳定情绪状态和强化认知能力，使员工在面对CPC时不易产生工作焦虑。因此，他们可能将竞争压力转化为创新动力，从而促进创新工作行为。

相反，当员工的心理资本水平较低时，其可用的心理资源有限，应对外部压力和挑战的能力随之下降（Lin, 2024）。在CPC的影响下，心理资本低的员工可能将竞争性绩效要求视为额外负担；其感知到的资源威胁显著增加，导致心理压力加剧和认知负荷加重，进而引发更高水平的工作焦虑。为了防止进一步资源耗竭，这类员工通常采取消极应对策略，如减少在创新工作中投入的认知、情感和行为资源，以避免潜在失败或压力。这种资源防御行为进一步抑制了他们主动创新的潜力（Liu等, 2024）。换言之，低心理资本不仅削弱了员工应对CPC引起的压力的能力，而且通过增加工作焦虑，使他们更倾向于通过坚持既定常规来保存有限资源，而不是参与创新工作行为（Liu等, 2023）。基于上述推理，提出以下假设：

H3. 心理资本调节了CPC通过工作焦虑对创新工作行为的间接效应；对于心理资本水平高的员工，这种间接联系较弱，反之亦然。

2.5. 错误容忍度的调节作用

错误指的是在目标导向活动中因知识、判断或执行方面的偏差而产生的偏差（Van Dyck等, 2005）。尽管组织通常将错误视为能力不足的指标，因为其负面后果（Tulis和Dresel, 2024），但研究表明，错误具有反馈价值，是学习和成长的重要来源（Wang等, 2021）。具体而言，在酒店业中，由于高度依赖人为因素、服务的同时生产和消费以及客户的参与，错误更为普遍（Wang等, 2020）。因此，组织对错误的态度成为影响员工行为的关键因素。在此基础上，Weinzimmer和Esken（2017）引入了"错误容忍度"的概念，指的是允许个体接受风险、寻求创造性解决方案并扩展专业知识而不因错误受到惩罚的组织或团队环境。因此，错误容忍度可以被视为一种团队层面的情境因素，其核心特征是员工对其错误态度的共享感知形成（Schneider等, 2011）。然而，在酒店和旅游管理中，其跨层次效应仍未得到充分探索。

基于H1，我们提出团队错误容忍度水平调节了团队合作取向的中介效应。研究表明，高容忍度团队不会将错误视为负面事件，允许冒险行为以促进心理安全感。这创造了一种环境，员工在其中感知到支持和安全感（Frese和Keith, 2015；Wang等, 2021），从而减少与创新相关的资源浪费和心理负担。CPC可能促使员工在竞争压力下更积极地寻求团队互动和协作，从而获得鼓励、协助、信息共享和情感支持等社会资源，这些为创新活动提供了基础条件。然而，创新工作行为可能涉及失败风险，并且通常依赖于持续试错和不断优化过程（Elsayed等, 2023；Chen等, 2021）。事实上，CPC引发的团队合作取向所获得的资源能否进一步转化为创新投入，可能取决于团队环境是否允许失败和支持实验。在高错误容忍度团队中，即使创新过程中出现错误，成员仍能获得理解、反馈和支持。这不仅有助于补充创新尝试中消耗的认知和情感资源，还减少了因失败导致潜在资源损失方面的担忧，从而增强了继续探索的勇气和信心（Luthans和Ibrayeva, 2006）。在这种环境中，员工倾向于将合作获得的资源投入到创新活动中，保持乐观开放的心态，并持续推动新想法的产生和实施。

相反，在低错误容忍度团队中，错误通常被视为能力不足或表现不佳的指标（Wang等, 2022），并可能导致负面评价、惩罚或资源损失。根据COR理论，当个体感知到其资源受到威胁时，他们通常采取防御性策略以避免进一步资源损失和心理压力（Hunter和Cushenbery, 2011）。值得注意的是，创新被视为具有高不确定性和大量资源投入的活动，潜在失败相关的心理和社会成本进一步放大了其风险属性（Freisinger和McCarthy, 2024）。

因此，尽管CPC在某种程度上能够激发员工的团队合作取向，但处于低容错环境中的员工往往表现出谨慎甚至风险规避的行为意识。他们可能不愿提出尚处萌芽阶段的新想法，并试图避免承担失败带来的后果，从而更倾向于维持既有做法而非探索创新路径（Elsayed et al., 2023, Zhan et al., 2025）。此外，这种团队氛围会削弱协作过程中资源的有效转化。尽管员工可以通过协作获得一定的社会支持和信息资源，但在失败风险被放大的情境下，这些资源更可能被用于资源防御而非创新投入（Elsayed et al., 2023）。换言之，低容错环境强化了个体的资源保护取向，使其更加关注避免损失而非获取收益，从而抑制了创新动机和创新行为的产生。基于上述论证，提出如下假设：H4. 容错能力调节CPC通过团队合作取向对创新工作行为的间接效应；当员工感知到高容错水平时，该间接联系更强，反之亦然。

**3. 方法**

**3.1. 样本与程序**

本研究在中国东南地区四个省份的hotel团队领导和员工中收集数据，分别为江苏、浙江、福建和广东。选择这些地区是因为其酒店行业高度市场化，具有竞争激烈和绩效导向性强的特点。这种环境为考察CPC提供了合适的研究情境，因为员工可能会面临来自客户互动和服务绩效要求的巨大压力。值得注意的是，所有参与本研究的酒店均为五星级。这一酒店类别通常与高服务标准、复杂客户需求以及强烈的服务创新需求相关联（Bani-Melhem et al., 2020, Wu et al., 2023）。因此，五星级酒店可能更加依赖员工的创新工作行为来提升服务质量、应对多样化的客户期望并保持竞争优势。将样本来源限定于单一酒店等级也有助于减少不同酒店类别之间的情境差异，从而增强研究场景的一致性（Dong et al., 2020）。

在受访者方面，本研究主要招募了前台、客房和餐饮部门的基层服务员工，包括前台接待员、礼宾员、客房服务员和餐厅服务员。这些岗位涉及直接的客户接触，在塑造客人的服务体验和感知质量方面发挥着重要作用。同时，这些岗位也具有以下特点：频繁的人际互动、较高的服务要求以及较强的绩效期望。基于这些样本特征，本研究在高度竞争的酒店服务情境下考察CPC对员工创新工作行为的影响，并为提升服务质量和优化员工管理实践提供实用见解。

鉴于滚雪球抽样能够触达难以接触到的群体并扩大样本规模（Wang et al., 2024），该抽样方法在酒店研究中被广泛应用（如Bai et al., 2025; Tuan, 2022）。本研究采用了类似的策略，从最初的8家酒店扩展至中国东南沿海四个省份的25家酒店，其中19家酒店同意参与。人力资源经理提供了团队领导和员工名单。遵循Podsakoff等人（2003）的建议，数据在调研期间分多个波次收集，以减少共同方法偏差的潜在影响。本研究使用纸质问卷进行数据收集。在每个波次中，问卷被装入回寄信封并分发给指定的受访者。参与者需在收到问卷后的两周内填写并寄回给研究人员。我们向参与者保证，本研究仅用于学术目的，参与完全是自愿的，且无法追溯任何可识别个人信息的内容。

此外，由于酒店行业具有季节性波动特征，数据收集期间应与当地旅游日历相吻合。本研究的三阶段调查从2025年2月持续至4月，这一时期通常位于中国春节黄金周之后，且早于本研究覆盖区域内后续的国家重大节假日出行高峰。因此，这一时期可被视为酒店的相对正常运营期，而非特殊旅游旺季。尽管不能完全排除季节性效应的影响，但数据采集的时间安排不太可能捕捉到与重大节假日期间通常相关的不寻常高工作负荷和需求压力。按照Wang等人（2024）和Lin（2024）概述的研究程序，问卷调查分为三个阶段进行。在第1阶段（2025年2月），向563名酒店员工发放问卷以收集人口统计信息并评估CPC。参与者还被要求报告其手机号码的最后五位数字。在此阶段，共收到475份有效回复（回应率=84.37%）。在第2阶段（2025年3月），对同一批参与者进行跟踪调查以测量心理资本、职场焦虑、团队合作取向和容错能力。所有参与者均被再次要求提供手机号码最后五位数字，以便将问卷回复与同一被试关联起来。在此轮调查中，我们收到392份有效回复（回应率：82.53%）。在第3阶段（2025年4月），要求团队领导对其下属员工的创新工作行为进行评价，并提供相应员工手机号码的最后五位数字。该程序使员工回复能够与领导的评价一一对应。在此阶段，从团队领导处获得60份有效回复。

在将员工问卷与领导问卷进行匹配并剔除无效或不完整案例后，最终样本由来自19家酒店60个团队的386名员工组成。每家酒店的参与团队数量为2至5个，每个团队参与人数为15至27人。这表明最终样本在不同酒店之间的分布较为均匀，没有哪家酒店过度代表性。关于员工人口统计信息，44.3%为男性，55.7%为女性，年龄范围为25至49岁（M = 33.33, SD = 5.135）。平均工作年限为8.82年（SD = 5.652）。大多数员工持有本科学历（52.8%）或大专学历（28.5%）。在领导层面，57.8%为男性，42.2%为女性，年龄为34至49岁（M = 40.39, SD = 4.452），平均工作年限为16.60年（SD = 4.848）。大多数领导持有本科学历（63.0%）或硕士学位（29.8%）。

**3.2. 测量工具**

本研究使用的测量量表均为成熟量表，已在高质量学术期刊中得到广泛应用，在既往研究中展现出良好的信效度，尤其在酒店服务领域（Li et al., 2019, Lin et al., 2022, Lin, 2024, Wang et al., 2021, Yin et al., 2023）。本研究采用了Brislin（1986）提出的回译法以确保语言等价性。所有题项均使用7点Likert量表进行评估，从1（"非常不同意"）到7（"非常同意"）。

具体而言，CPC采用改编自Fletcher等人（2008）的4题项量表进行评估，示例题项为："我的主管经常将我的表现与其他员工进行比较。"（Cronbach's α = 0.919）。心理资本采用改编自Luthans等人（2007）的12题项量表进行测量，示例题项为："我通常能够从容应对工作中的压力。"（Cronbach's α = 0.973）。职场焦虑采用McCarthy等人（2016）开发的8题项量表进行评估，示例题项为："工作中表现不佳的可能性已经让我感到不堪重负。"（Cronbach's α = 0.967）。团队合作取向采用改编自Chen等人（2011）的7题项量表进行评估，示例题项为："在工作中与他人协调配合是非常重要的。"（Cronbach's α = 0.951）。容错能力采用Weinzimmer和Esken（2017）的5题项量表进行测量，示例题项为："管理者通常能够接受错误。"（Cronbach's α = 0.935）。创新工作行为基于Scott和Bruce（1994）的6题项量表进行评估，示例题项为："我的员工积极向他人推广并倡导自己的想法。"（Cronbach's α = 0.913）。与既往研究一致（Du et al., 2021, Lin, 2024），控制变量包括团队规模以及受访者的性别、年龄、工作年限和教育水平。

各量表的详细题项见附录。

**3.3. 共同方法偏差（CMV）**

为最大限度减少CMV的潜在影响，本研究首先通过程序性措施予以控制，包括向受访者保证匿名性和回答的保密性（Podsakoff et al., 2012）。这些措施旨在缓解参与者对评价的担忧，减少社会赞许性偏差，从而增强回答的真实性和客观性。此外，遵循Podsakoff等人（2003）的指导，本研究采用多波次、多来源（即上下级配对）的数据收集方式。同时，还进行了Harman单因子检验以评估CMV的程度。单因子解释了37.09%的方差，远低于Dupuis等人（2017）建议的50%基准。因此，CMV在本研究中不构成显著问题。

**3.4. 聚合**

研究模型采用多层结构，包含个体层面和团队层面的变量。由于CPC、团队合作取向和容错能力均通过员工评分进行评估，本研究借鉴了现有团队层面研究中对这些变量的处理方式（Li et al., 2019, Lin et al., 2022, Lin and He, 2025, Wang et al., 2021），并采用直接共识构组法来论证个体评分向团队层面的聚合。根据Chan（1998）的构组模型分类，直接共识构组法是多层次研究中最常用的构念测量形式。该方法通过考察下层成员内部的组内一致性，判断在个体层面测量的构念是否能功能性地形成更高层面的共享构念（Wallace et al., 2016, Woehr et al., 2015）。相比之下，参照转换共识法要求个体成员以高层单位作为参照点来回答题项，例如将"我"替换为"我们团队"或"我们"（Biemann et al., 2012, Chen et al., 2005）。尽管参照转换法可以更直接地测量团队层面构念（Kilcullen et al., 2023），但只要满足理论共享性和经验聚合条件（Chan, 1998, James et al., 2008），保留个体层面参照的题项仍可直接共识构组法构建团队层面变量。

基于上述逻辑，尽管相关题项测量的是个体员工的感知且未明确使用团队参照语言，但本研究并不将这些变量概念化为孤立的个体偏好，而是将其视为团队成员在共享工作情境中形成并共有的感知、取向和评价。因此，在进行团队层面分析之前，我们检验了CPC、团队合作取向和容错能力聚合的有效性。具体而言，我们首先通过计算每个量表题项分数的平均值来获得个体层面分数，然后通过计算每个团队内成员的平均分数将这些分数聚合到团队层面（Cole et al., 2011, Lin et al., 2022）。更重要的是，为评估个体分数向团队层面聚合的有效性，我们采用了三种常用指标：组内评分者信度统计量[$r_{wg}(j)$]以及组内相关系数[ICC(1)和ICC(2)]（Klein et al., 2001）。首先，CPC、团队合作取向和容错能力的$r_{wg}(j)$值分别为0.72、0.75和0.78，均超过0.70的建议阈值（Butts and Michels, 2006），表明团队成员对这些变量的评价具有充分的组内一致性。其次，CPC、团队合作取向和容错能力的ICC(1)值分别为0.14、0.15和0.29，均超过0.12的建议标准（James, 1982），表明这三个变量中分别有14%、15%和29%的总方差可归因于组间差异。

最后，CPC、团队合作取向和错误容忍度的ICC(2)值分别为0.52、0.52和0.72，均超过了推荐阈值0.50（Koo和Li，2016），表明聚合的团队均值具有可接受的信度。总之，上述结果为将个体员工得分聚合到团队水平进行后续分析提供了实证支持。

4. 结果

4.1. 正态性、信度和多重共线性

偏度值范围为-1.168至0.613，峰度值范围为-0.981至0.076，均在Fidell和Tabachnick（2014）建议的可接受范围-2至+2之内，表明数据近似正态分布。量表信度采用Cronbach's alpha进行评估，所有系数均超过推荐的0.70阈值（Hair等，2019），反映出各测量工具具有良好的内部一致性。此外，方差膨胀因子（VIF）值在1.262至1.837之间，远低于5的临界值，而容忍度值在0.544至0.792之间，超过0.30的最低标准（Hair等，2019）。这些发现表明模型中不存在多重共线性问题。

4.2. 构念效度

表1展示了研究变量的描述性统计和相关性。收敛效度通过检验因子载荷、组合信度（CR）和平均方差提取量（AVE）来评估。因子载荷范围为0.767至0.970（见表2），均超过通常接受的0.50最低阈值（Hair等，2010）。CR值在0.913至0.974之间，AVE值在0.637至0.790之间，分别超过推荐的CR 0.70和AVE 0.50标准（Hair等，2019）（见表2）。此外，按照Fornell和Larcker（1981）提出的指南评估了区分效度。具体而言，每个构念AVE的平方根大于其与其他变量的相关系数（见表1），表明区分效度处于可接受水平。

表1. 描述性统计与相关性

| 变量 | 均值 | 标准差 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
|------|------|--------|---|---|---|---|---|---|---|---|
| **个体水平（Level-1）** | | | | | | | | | | |
| 1. 员工性别 | 1.56 | 0.50 | | | | | | | | |
| 2. 员工年龄 | 33.33 | 5.13 | -0.004 | | | | | | | |
| 3. 员工工作年限 | 8.82 | 5.65 | 0.001 | 0.893*** | | | | | | |
| 4. 员工学历 | 2.77 | 0.77 | 0.027 | -0.383*** | -0.378*** | | | | | |
| 5. 心理资本 | 4.77 | 1.09 | -0.079 | 0.007 | -0.031 | 0.046 | (0.870) | | | |
| 6. 职场焦虑 | 3.47 | 1.51 | 0.011 | -0.005 | 0.011 | 0.048 | -0.428*** | (0.889) | | |
| 7. 创新工作行为 | 5.06 | 1.25 | 0.016 | 0.110* | 0.133** | -0.007 | -0.013 | -0.248*** | (0.798) | |
| **团队水平（Level-2）** | | | | | | | | | | |
| 1. 领导性别 | 1.42 | 0.49 | | | | | | | | |
| 2. 领导年龄 | 40.39 | 4.45 | -0.063 | | | | | | | |
| 3. 领导工作年限 | 16.60 | 4.85 | -0.065 | 0.876*** | | | | | | |
| 4. 领导学历 | 3.23 | 0.57 | 0.077 | -0.150** | -0.211*** | | | | | |
| 5. 团队规模 | 7.03 | 1.86 | -0.308*** | 0.054 | -0.064 | 0.072 | | | | |
| 6. 竞争心理气候（CPC） | 3.13 | 0.72 | 0.097 | -0.070 | 0.046 | -0.150** | 0.037 | (0.869) | | |
| 7. 团队合作取向 | 3.30 | 0.71 | -0.007 | -0.013 | 0.121* | -0.107* | 0.001 | 0.506*** | (0.862) | |
| 8. 错误容忍度 | 4.63 | 0.88 | 0.048 | -0.072 | -0.013 | 0.172*** | -0.202*** | -0.178*** | -0.281*** | (0.867) |

注：对角线显示AVE的平方根，以括号标注。E=员工；L=领导；CPC=竞争心理气候；*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001。

表2. 测量属性

| 构念 | 标准化因子载荷 | CR | AVE |
|------|---------------|----|-----|
| **竞争心理气候（CPC）** | | 0.925 | 0.756 |
| CPC1 | 0.970 | | |
| CPC2 | 0.825 | | |
| CPC3 | 0.818 | | |
| CPC4 | 0.856 | | |
| **团队合作取向（TCO）** | | 0.953 | 0.744 |
| TCO1 | 0.911 | | |
| TCO2 | 0.866 | | |
| TCO3 | 0.846 | | |
| TCO4 | 0.861 | | |
| TCO5 | 0.849 | | |
| TCO6 | 0.850 | | |
| TCO7 | 0.852 | | |
| **职场焦虑（WA）** | | 0.968 | 0.790 |
| WA1 | 0.927 | | |
| WA2 | 0.892 | | |
| WA3 | 0.878 | | |
| WA4 | 0.893 | | |
| WA5 | 0.888 | | |
| WA6 | 0.887 | | |
| WA7 | 0.884 | | |
| WA8 | 0.862 | | |
| **心理资本（PC）** | | 0.974 | 0.758 |
| PC1 | 0.877 | | |
| PC2 | 0.883 | | |
| PC3 | 0.896 | | |
| PC4 | 0.896 | | |
| PC5 | 0.913 | | |
| PC6 | 0.919 | | |
| PC7 | 0.827 | | |
| PC8 | 0.868 | | |
| PC9 | 0.863 | | |
| PC10 | 0.801 | | |
| PC11 | 0.857 | | |
| PC12 | 0.837 | | |
| **错误容忍度（ET）** | | 0.938 | 0.751 |
| ET1 | 0.902 | | |
| ET2 | 0.856 | | |
| ET3 | 0.865 | | |
| ET4 | 0.852 | | |
| ET5 | 0.857 | | |
| **创新工作行为（IWB）** | | 0.913 | 0.637 |
| IWB1 | 0.811 | | |
| IWB2 | 0.769 | | |
| IWB3 | 0.824 | | |
| IWB4 | 0.805 | | |
| IWB5 | 0.811 | | |
| IWB6 | 0.767 | | |

区分效度通过一系列确认性因子分析（CFA）进一步严格评估。结果表明，包含CPC、团队合作取向、职场焦虑、心理资本、错误容忍度和创新工作行为的假设六因子模型与数据拟合良好（χ2 = 1766.327, df = 804, χ2/df = 2.197, CFI = 0.943, TLI = 0.939, RMSEA = 0.056, SRMR = 0.035）。通过组合假设模型中的不同构念构建了若干替代测量模型。模型拟合指数的比较分析表明，六因子解相对于其他可能模型具有更优的拟合（见表3）。因此，假设模型被确定为数据结构的最适宜表征，从而为研究模型中构念的区分效度提供了额外支持。

表3. CFA结果

| 模型 | χ2 | df | χ2/df | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|------|-----|----|-------|-----|-----|-------|------|
| 六因子模型：CPC; TCO; WA; PC; ET; IWB | 1766.327 | 804 | 2.197 | 0.943 | 0.939 | 0.056 | 0.035 |
| 五因子模型：CPC; TCO+WA; PC; ET; IWB | 4208.878 | 809 | 5.203 | 0.799 | 0.786 | 0.104 | 0.143 |
| 四因子模型：CPC; TCO+WA; PC+ET; IWB | 5589.236 | 813 | 6.875 | 0.718 | 0.701 | 0.123 | 0.157 |
| 三因子模型：CPC+PC+ET; TCO+WA; IWB | 6574.538 | 816 | 8.057 | 0.659 | 0.641 | 0.135 | 0.163 |
| 二因子模型：CPC+TCO+WA+PC+ET; IWB | 9065.937 | 818 | 11.083 | 0.512 | 0.487 | 0.162 | 0.154 |
| 一因子模型：CPC; TCO; WA; PC; ET; IWB | 10472.602 | 819 | 12.787 | 0.429 | 0.400 | 0.175 | 0.174 |

注：CPC=竞争心理气候；TCO=团队合作取向；WA=职场焦虑；PC=心理资本；ET=错误容忍度；IWB=创新工作行为。

4.3. 假设检验

使用Mplus 8.3进行路径分析的结果汇总于图2和表4。为检验关于团队合作取向和工作场所焦虑中介作用的H1和H2，评估了CPC对中介变量的直接影响以及中介变量对创新工作行为的直接影响。如图2和表4所示，CPC与团队合作取向（β = 0.331, p < 0.05）和工作场所焦虑（β = 0.489, p < 0.05）正相关。同时，团队合作取向和工作场所焦虑显著正向影响创新工作行为（β = 0.737, p < 0.01；β = -0.838, p < 0.05）。此外，本研究采用R软件中的蒙特卡罗方法（Tofighi和MacKinnon，2011）检验间接效应。作为一种参数化自举技术，蒙特卡罗方法通过基于估计的抽样分布模拟20,000个随机样本，生成CPC平均间接效应的95%置信区间（Selig和Preacher，2008）。该方法已被证明在多层建模环境中能提供更精确的间接效应估计，因为抽样分布往往不对称（Preacher等，2010）。分析表明，CPC通过团队合作取向和工作场所焦虑对创新工作行为的间接效应分别为0.243（95% CI [0.014, 0.547]）和-0.409（95% CI [-0.965, -0.037]）。由于两个置信区间均不包含零，结果表明存在显著的中介效应，支持H1和H2。

表4. 多层分析结果

| 变量 | 团队合作取向 | | 职场焦虑 | | 创新工作行为 | | | | |
|------|-------------|------|---------|------|------------|------|------|------|------|
| | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | | | | |
| **个体水平（Level-1）** | | | | | | | | | |
| 员工性别 | -0.293* | -0.293** | -0.058 | -0.058 | | | | | |
| 员工年龄 | -0.068 | -0.023 | -0.031 | -0.031 | | | | | |
| 员工工作年限 | 0.011 | 0.041 | -0.031 | -0.031 | | | | | |
| 员工学历 | 0.054 | -0.012 | 0.080 | 0.080 | | | | | |
| 心理资本（PC） | | | 0.517 | | | | | | |
| 职场焦虑 | | | | -0.838* | -0.648** | | | | |
| **创新工作行为** | | | | | | | | | |
| **团队水平（Level-2）** | | | | | | | | | |
| 领导性别 | -0.024 | -0.107 | -0.128 | -0.073 | -0.042 | | | | |
| 领导年龄 | -0.063 | 0.051 | 0.051 | -0.032 | -0.037 | | | | |
| 领导工作年限 | 0.063 | -0.003 | -0.002 | 0.033 | 0.030 | | | | |
| 领导学历 | 0.077 | -0.213 | -0.223 | 0.168 | 0.234 | | | | |
| 团队规模 | 0.015 | -0.021 | -0.022 | 0.078 | 0.101 | | | | |
| CPC | 0.331* | 0.489* | 0.498* | -0.095 | 0.025 | | | | |
| 团队合作取向（TCO） | | | | 0.737** | 0.400 | | | | |
| 错误容忍度（ET） | | | | | -0.281** | | | | |
| 跨水平交互 | | | | | | | | | |
| CPC × PC | | | | | -0.303* | | | | |
| TCO × ET | | | | | 0.644*** | | | | |

注：E=员工；L=领导；CPC=竞争心理气候；*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001。

研究进一步检验了心理资本和错误容忍度的调节影响。考虑到研究模型的多层结构，采用Preacher等（2016）推荐的蒙特卡罗技术评估了有调节的中介效应。具体而言，在心理资本和错误容忍度的不同水平（高水平：+1标准差；低水平：-1标准差）上，检验了CPC与创新工作行为之间的间接关联。如表5所示，通过职场焦虑的间接效应在心理资本低水平时显著（估计值 = -0.059，95% CI = [-0.129, -0.007]），但在心理资本高水平时变得不显著（估计值 = -0.018，95% CI = [-0.067, 0.019]）。相反，通过团队合作取向的间接效应仅在错误容忍度高水平条件下显著（估计值 = 0.321，95% CI = [0.017, 0.717]），在错误容忍度低水平条件下不显著（估计值 = -0.056，95% CI = [-0.282, 0.124]）。此外，CPC通过职场焦虑和团队合作取向对创新工作行为间接效应的有调节中介指数分别为0.041（95% CI [0.001, 0.102]）和0.377（95% CI [0.029, 0.835]）。由于零未落在这些置信区间内，CPC与创新工作行为之间的中介关系（通过团队合作取向和职场焦虑）被发现依赖于心理资本和错误容忍度的水平。此外，这些交互效应如图3和图4所示。总体而言，这些实证发现支持H3和H4，从而进一步验证了理论模型中假定的有调节的中介效应。

表5. 有调节的中介检验

| 调节变量 | 中介路径 | 蒙特卡罗方法 | 间接效应系数 | 下限 | 上限 |
|---------|---------|------------|------------|------|------|
| 低心理资本 | CPC → WA → IWB | | -0.059 | -0.129 | -0.007 |
| 高心理资本 | | | -0.018 | -0.067 | 0.019 |
| | 有调节中介指数 | | 0.041 | 0.001 | 0.102 |
| 低错误容忍度 | CPC → TCO → IWB | | -0.056 | -0.282 | 0.124 |
| 高错误容忍度 | | | 0.321 | 0.017 | 0.717 |
| | 有调节中介指数 | | 0.377 | 0.029 | 0.835 |

注：竞争心理气候=CPC；团队合作取向=TCO；职场焦虑=WA；心理资本=PC；错误容忍度=ET；创新工作行为=IWB。

5. 讨论与结论

本研究基于资源保存理论（COR理论）构建了一个多层研究模型，以检验CPC如何影响酒店行业员工的创新工作行为。系统探讨这一问题的实证研究很少，因此本研究填补了这一空白。随着竞争加剧和服务创新需求的增加，CPC可能既激励又抑制员工的创新，使其机制和条件研究至关重要。研究发现，团队合作取向（H1）和职场焦虑（H2）在CPC与创新工作行为之间起中介作用。心理资本和错误容忍度也调节了这一过程：较高的心理资本削弱了职场焦虑的中介效应（H3），而较强的错误容忍度增强了团队合作取向作为中介的影响（H4）。

5.1. 理论贡献

我们的研究结果在学术视角方面做出了若干贡献。通过将CPC与员工创新工作行为联系起来，本研究丰富了对CPC在酒店业结果效应的理解，而该领域的研究仍然有限（Li等，2019，Murtza和Rasheed，2023）。现有关于CPC与员工行为的研究仍处于初期阶段（Zahn等，2023），此前尚无研究系统检验其对酒店行业员工创新工作行为的影响。本研究通过全面调查弥补了这一空白。此外，CPC具有挑战和阻碍的双重属性（Spurk等，2021），既可能激励提高绩效，也可能引发阻碍绩效的负面情绪（Murtza和Rasheed，2023，Ye等，2020）。然而，以往研究很少将这些双重效应整合到统一框架中，尤其是在酒店行业领域。通过检验CPC在促进和抑制创新中的双重角色，本研究扩展了理论边界，并补充了Bani-Melhem等（2023）强调其双面性的发现。因此，我们的研究既扩展了实证范围，也扩展了理论机制，深化了对CPC影响路径的理解。

其次，现有研究大多在单一层面考察CPC对员工行为的影响（Han等，2021，Zahn等，2023），从多层视角探索其机制的研究有限。最近，学者们开始研究多层关联，如团队氛围与个体创新之间的关系（Liu等，2023，Peng和Chen，2023）。基于这一趋势，本研究使用多层框架探索CPC对创新工作行为的影响，做出了理论和实证贡献。当前工作不仅回应了识别组织/团队氛围在不同层面影响员工行为机制的理论呼吁（Hao和Wang，2022，Kang等，2016），还将COR理论中的资源获取和损耗机制相结合，揭示了CPC与员工创新工作行为之间的影响路径。研究结果凸显了多层方法的價值，表明创新工作行为源于个体因素和团队因素的交互作用。因此，本研究为酒店情境中CPC与创新工作行为之间的多层关系提供了实证支持。

第三，基于COR理论，本研究探索了CPC在酒店情境中如何通过两条路径同时对员工创新工作行为产生不同影响，从而丰富了对这一过程的理解。具体而言，在资源获取路径中，结果表明CPC通过激发团队合作取向提升员工的创新工作行为，揭示出竞争环境在某些条件下可以成为积极的激励力量，促使团队成员协作以增强个体创新。同时，在资源损耗路径中，研究表明CPC也可能引发员工的职场焦虑，从而削弱其创新意愿，抑制其在复杂环境中提出新想法的能力和意愿。这些发现不仅回应了现有研究中关于进一步探索CPC与员工行为结果之间中介机制的呼吁（Y?ld?z等，2024，Zahn等，2023），也实证扩展了Lee等（2022）在非酒店行业情境下的观点，即CPC可以同时引发资源获取和损耗的双重效应。更重要的是，本研究首次验证了这一双重路径机制在酒店行业情境中的适用性，为该领域CPC多层机制提供了新的实证支持和理论见解。

最后，本研究引入了两个不同层面的调节变量（即心理资本和错误容忍度）来检验CPC对员工创新工作行为的影响，填补了团队氛围与员工行为关系研究的空白。结果表明，心理资本缓解了CPC的资源损耗路径，而错误容忍度增强了其资源获取路径。以往关于影响CPC对员工行为影响的边界条件的研究主要关注个体层面的调节变量，如乐观主义（Han等，2021）和学习取向（Zahn等，2023），对团队层面的调节关注有限。

通过整合个体与团队层面因素，本研究阐明了竞争性绩效薪酬（CPC）促进或抑制创新工作行为的具体条件，扩展了酒店管理领域的现有文献。此外，目前有关心理资本与错误容忍度调节作用的研究在该领域仍显匮乏。当前酒店业学者对这些变量的考察仅局限于检验其对员工态度或行为的直接或间接效应（Kang and Busser, 2018; Kumar et al., 2022; Wang et al., 2020），而未能探索其调节功能。本研究回应了Bani-Melhem等人（2023）的研究呼吁，深化了对CPC边界条件的理解，丰富了心理资本与错误容忍度的理论研究。

**5.2 管理启示**

本研究为酒店业管理者提供了重要的实践启示。首先，研究发现表明，虽然CPC能够激发员工的创新工作行为，但它也可能在一定程度上阻碍创新成果的实施。因此，管理者在引入竞争机制时，应避免零和竞争，营造一个更具协作性、目标导向的管理环境。例如，管理者可以建立公平、透明的评价与奖励体系，将员工的创新参与程度、协作技能以及服务流程优化绩效纳入考核，而非仅关注最终结果。这一做法可以减少员工对失败的恐惧，增强其持续探索和实验的意愿（Wong and Pang, 2003）。同时，管理者应在竞争环境中恰当地运用正向激励措施——如公开表扬、社会认可、员工风采展示计划和特别奖励——以传递组织支持创新和追求卓越的信息（Lee et al., 2022）。这些举措不仅能增强员工的投入度，还能激励他们主动探索新方法、推动运营改进，从而促进创新想法的落地。此外，酒店企业可定期组织跨部门创新工作坊、"微创新挑战赛"或目标设定活动，引导员工围绕实际服务问题开展协作与交流，从而增强其组织目标认同感，减少因过度个人竞争造成的内部摩擦（Lin, 2024; Yang et al., 2021）。在日常管理中，组织可以树立创新榜样，组织最佳实践分享会，并实施导师制，鼓励员工向优秀同事学习（Lin and He, 2025）。这有助于培育一种以互助支持和共同成长为特征的文化氛围，有效激励员工持续开展创新实践。

其次，酒店管理者应通过促进协作和减少焦虑来培育员工的创新工作行为。管理者可以组建跨部门项目组，设定阶段性目标以提升宾客体验、优化服务流程并改进运营。这一做法鼓励来自不同岗位（如前台接待员与客房服务员）的员工在共同解决实际问题的过程中建立稳定的协作关系，从而促进知识、经验和创新想法的交流。为进一步提升协作效能，管理者可建立定期的跨部门沟通机制（Jia et al., 2026），如项目会议、案例复盘和经验分享讨论，以推动创新想法的整合、完善和落地。在设计和实施绩效评估与奖励体系时，应适当设置团队层面的考核指标，关注员工在协作支持、知识共享和创新推进方面的实际贡献（Lin et al., 2022; Nieves and Diaz-Meneses, 2018）。此外，团队奖励、共享绩效指标和集体表彰等措施有助于对抗过度个人主义，营造更有利于创新的支持性氛围。同时，应优化任务分配和工作流程，合理平衡员工的工作负荷，防止因长期处于高压竞争环境而产生的焦虑和情绪耗竭。组织应持续关注员工心理健康的变化，通过定期沟通及时了解其心理需求和情绪状态。为此，可以通过保持透明的信息沟通、建立合理的绩效标准、提供充分的协助以及鼓励健康的工作与生活平衡来有效降低焦虑水平（Akhtar et al., 2025）。同时，酒店管理者可以设立情绪调节空间或心理咨询室，为员工提供安全、支持的渠道来表达和处理情绪，帮助其及时化解负面情绪、增强心理韧性，从而进一步培育积极健康的工作环境（Yin et al., 2023）。通过上述措施，管理者能够更好地发挥CPC的协作潜力，减轻其对心理健康的负面影响，并为创新创造更加系统化的激励机制。

最后，研究表明心理资本和错误容忍度在CPC对员工创新工作行为的影响中发挥着关键作用。管理者应在这两个领域共同发力，以最大化收益并减少弊端。在心理资本方面，组织可以在招聘过程中引入心理资本测评工具，并将其作为人才选拔的重要参考，从而招聘高心理资本水平的员工（Lin, 2024）。同时，应实施系统性培训干预以培育员工的心理资本（Li et al., 2021）。例如，可以组织包含小组学习、目标设定和路径规划的短期培训项目，以进一步促进其发展（Luthans et al., 2006）。此外，组织可以采用关键策略来培育员工的心理资本，包括建立个性化发展路径、培养员工调动个人资源实现目标的信念、引导其以积极方式解读和应对问题，以及提供必要的支持和反馈（Ergun et al., 2023）。另一个重要领域是培育组织文化，尤其是发展错误容忍文化。具体而言，组织可以在绩效评估和激励机制中预留合理的容错空间，从而营造一个鼓励实验而非单纯规避错误的工作环境（Wang et al., 2021）。这种环境可能减少员工对失败的过度焦虑，提升其在追求目标和开展创新活动时的心理安全感（Weinzimmer and Esken, 2017）。基于这一文化导向，组织可以进一步通过鼓励员工在工作中讨论失误及教训，同时不对非故意性错误进行惩罚性回应，来创建开放包容的组织氛围（Weinzimmer and Esken, 2017）。此外，分享失败经验的论坛、工作问题反思会议以及关于挫折与失误的开放讨论等实践，可以强化员工对失败价值的积极认知。这些措施可能逐步将"失败即学习与成长"的理念融入组织文化，缓解员工对失败的恐惧，提升其探索创新想法的意愿，从而增强其对新工作模式和服务方式的开放度。

**6. 研究局限与未来研究方向**

尽管本研究做出了贡献，但仍需注意以下几点局限。首先，样本取自中国东南四省的酒店，这可能限制了研究结果的外部推广性。未来研究应将抽样扩展至不同地区、文化和服务领域（如餐饮、旅行社），以检验跨文化适用性。其次，采用滚雪球抽样可能增加选择偏差的风险，未来研究建议采用更具代表性的方法，如随机抽样。第三，由于本研究样本仅取自五星级酒店，可能存在一定的情境局限性。例如，不同档次的酒店在服务标准、组织资源、管理风格和客户期望方面可能存在差异，这些情境差异可能影响研究变量及其关系，从而限制本研究结论对其他档次酒店的适用性。因此，未来研究可以纳入不同星级酒店的样本，考察CPC的影响机制在不同档次酒店中是否保持一致。第四，尽管本研究将CPC、团队协作导向和错误容忍度概念化为团队层面构念，并提供了支持其聚合至团队层面的实证证据，但这些变量的测量并未使用明确的参照转换措辞。未来研究可以采用参照转换法，例如将"我"改为"我们团队"，以更直接地捕捉团队层面的共享感知和导向。第五，虽然本研究关注了中介和调节机制，但未能捕捉所有可能的路径。未来研究可考察额外的中介变量（如工作动机、团队知识共享）和调节变量（如领导风格、组织支持感知）。最后，尽管本研究采用了多波次、多来源设计，但未能完全捕捉CPC的长期影响，未来研究可鼓励采用纵向或实验设计，以更好地评估其对创新工作行为的因果效应。

**CRediT作者贡献声明**

林清津：论文撰写——审阅与编辑、论文撰写——初稿、可视化、验证、软件、资源、项目管理、方法论、形式分析、数据整理、概念化。何鹭琪：论文撰写——审阅与编辑、论文撰写——初稿、验证、概念化。

**资助**

本研究受中国社会科学院基金（项目编号：FJ2026C144）和集美大学科研启动基金（项目编号：Q202509）资助。

林清津 | 何鹭琪
集美大学工商管理学院，福建厦门，361021，中国