杜 璿,邱國棟
(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院,遼寧 大連 116025;2.上海電機(jī)學(xué)院商學(xué)院,上海 201306)
員工創(chuàng)新是企業(yè)創(chuàng)新的基礎(chǔ),是企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的基本動(dòng)力之一。學(xué)者們早在20世紀(jì)中葉就開展了對(duì)員工創(chuàng)新行為的研究并取得了積極成果。早期員工創(chuàng)新行為有關(guān)的研究大多集中在心理學(xué)領(lǐng)域,主要從個(gè)體特征角度展開,研究高創(chuàng)新能力人才所應(yīng)具備的人格特質(zhì)與認(rèn)知特征。20世紀(jì)80年代以后,越來越多的管理學(xué)研究者也開始關(guān)注員工創(chuàng)新行為的問題,研究的側(cè)重點(diǎn)開始從個(gè)體特征轉(zhuǎn)向影響員工創(chuàng)新行為的外部情境因素,其中突出強(qiáng)調(diào)組織氛圍的重要作用。在管理實(shí)踐中,良好的組織氛圍能營造培養(yǎng)員工創(chuàng)造力的環(huán)境、提供員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生的誘因。然而組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響還與員工對(duì)組織管理的認(rèn)知和感受有關(guān),積極有效的組織管理會(huì)讓員工感受到組織的支持與期望,從而形成更深程度的心理涉入,員工也更愿意展現(xiàn)出創(chuàng)新行為。不同學(xué)者研究了組織文化、組織結(jié)構(gòu)、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、同事關(guān)注、企業(yè)激勵(lì)、組織培訓(xùn)以及任務(wù)特征等因素對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為的影響,但大多數(shù)研究只考察單一情境因素對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響,將心理涉入視為組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的中介因素研究還比較欠缺。因此,本文以創(chuàng)新自我效能感和心理涉入為中介變量探討組織創(chuàng)新氛圍的三個(gè)方面,即工作氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能、任務(wù)屬性,對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)理,從而揭示在組織情境因素影響員工創(chuàng)新行為過程中,個(gè)體心理調(diào)適機(jī)制所發(fā)揮的重要作用。
組織氛圍的相關(guān)研究可以追溯至20世紀(jì)30年代Kurt Lewin關(guān)于個(gè)體心理氛圍的研究,其明確了個(gè)體行為形成的情境因素對(duì)個(gè)體行動(dòng)的影響,從而使得個(gè)體創(chuàng)新行為成為組織氛圍與個(gè)體心理交互作用的結(jié)果。眾多學(xué)者的研究也支持了組織氛圍對(duì)個(gè)體行動(dòng)的影響,但對(duì)受組織氛圍影響的個(gè)體心理調(diào)適作用關(guān)注不足,因此組織氛圍如何影響員工創(chuàng)新行為及其機(jī)制是一個(gè)十分值得深入研究的領(lǐng)域。盡管員工創(chuàng)新行為通常與特定任務(wù)有關(guān),但組織層面的因素會(huì)直接支持或抑制員工的創(chuàng)新行為。Kanfer和Ackerman(1989)認(rèn)為,組織結(jié)構(gòu)的完整性和多樣性、組織與外部的多元連接、組織內(nèi)部結(jié)構(gòu)關(guān)系、任務(wù)屬性、任務(wù)劃分、團(tuán)隊(duì)協(xié)作、員工信念與榮譽(yù)感等因素均有利于員工創(chuàng)新活動(dòng)的展開[1]。在此基礎(chǔ)上,Amabile(1996)等學(xué)者認(rèn)為組織創(chuàng)新氛圍是員工對(duì)支持創(chuàng)新的工作環(huán)境的感知,這也是后續(xù)研究中被廣泛接受的概念[2]。Hackman和Lawler(1971)的研究分析了組織創(chuàng)新氛圍與員工對(duì)工作的滿意度和認(rèn)同度、對(duì)相關(guān)決策參與度以及與員工工作績效之間的密切關(guān)聯(lián),從組織層級(jí)、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、領(lǐng)導(dǎo)效能和任務(wù)特征的角度出發(fā),發(fā)現(xiàn)個(gè)體心理變化在組織創(chuàng)新氛圍和員工績效之間發(fā)揮重要橋梁作用,進(jìn)而肯定了組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為的積極影響[3]。Luthans(2008)指出,員工的個(gè)體屬性特征和組織氛圍相結(jié)合,促使員工主動(dòng)進(jìn)行心理調(diào)適,從而揭示出組織創(chuàng)新氛圍對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為的積極影響[4]。在組織創(chuàng)新氛圍與組織績效關(guān)系的研究文獻(xiàn)中,組織創(chuàng)新氛圍的各個(gè)方面與員工工作績效都存在顯著相關(guān)關(guān)系,組織創(chuàng)新氛圍變化較好地解釋了員工工作參與度及其工作績效的變化。通過對(duì)員工人格特質(zhì)及認(rèn)知條件等方面進(jìn)行審視,關(guān)注員工在組織創(chuàng)新氛圍誘導(dǎo)下的積極自我管理和自我激勵(lì),強(qiáng)調(diào)員工積極心理狀態(tài)的維護(hù)與引導(dǎo),推動(dòng)員工心理積極向符合組織價(jià)值觀的方向進(jìn)行調(diào)適,促使員工形成組織所期待的樂觀、堅(jiān)韌的精神品質(zhì)和善于提出新思想、新觀念的心理狀態(tài),從而極大地發(fā)揮出員工的創(chuàng)新能力。
當(dāng)組織創(chuàng)新氛圍可以激發(fā)員工創(chuàng)新能力并對(duì)員工創(chuàng)新行為給予支持時(shí),員工更容易表現(xiàn)出努力創(chuàng)新的行為[5]。一些學(xué)者認(rèn)為,優(yōu)良的組織創(chuàng)新氛圍能夠促進(jìn)員工創(chuàng)新表現(xiàn)[6],支持創(chuàng)新的組織氛圍和制度、合理的工作任務(wù)目標(biāo)等也會(huì)積極推動(dòng)員工創(chuàng)新意識(shí)[7],因此,組織創(chuàng)新氛圍直接影響到員工的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和行為。員工創(chuàng)新需要應(yīng)對(duì)工作任務(wù)的挑戰(zhàn)和組織行為慣性的干擾,因?yàn)閷?duì)組織慣例的堅(jiān)持會(huì)抑制員工創(chuàng)新的激情,因此員工創(chuàng)新活動(dòng)的成功離不開組織和管理者的支持。組織支持員工的新想法和新措施、容忍不同員工間的多樣性特征,并給予資源的支持十分重要。Amabile(1989)等學(xué)者提出的組織創(chuàng)新氛圍和員工創(chuàng)新行為間關(guān)系的研究框架具有相當(dāng)?shù)挠绊懥?,在其框架模型中,管理者的支持力度、工作的挑?zhàn)性、工作的環(huán)境氛圍(包括組織鼓勵(lì)、團(tuán)隊(duì)鼓勵(lì)、工作資源支持)等對(duì)員工創(chuàng)新行為具有較明顯的積極影響[6]。Amabile和Conti(2011)的研究表明,員工創(chuàng)新行為受到其感知到的組織創(chuàng)新氛圍的影響,并將影響組織創(chuàng)新氛圍的因素區(qū)分為組織激勵(lì)、管理效能、工作氛圍、資源供給、工作的挑戰(zhàn)性、工作自主性、工作壓力等方面[8];Scott和Brunc(1994)的研究證明了領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新行為的積極作用[7],Tierney和Farmer(2002)進(jìn)一步分析了工作任務(wù)特征和員工工作的自主性對(duì)員工創(chuàng)新行為的正向影響[9]。因而,員工創(chuàng)新行為是員工自身、領(lǐng)導(dǎo)者、組織氛圍和工作團(tuán)隊(duì)等因素共同作用的結(jié)果[10]。一些學(xué)者指出,組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響具有明顯的非直接性作用,二者之間存在中介因素的影響。比如,員工創(chuàng)新的自我效能感和心理涉入是組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的重要中介因素[11][12][13][14]。組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為影響的研究中,將組織氛圍具體化并進(jìn)行測度是重點(diǎn)。Conti和Amabile(2011)有關(guān)組織創(chuàng)新氛圍概念和范疇的探討和Shalley和Gilson(2000, 2004, 2017)對(duì)組織創(chuàng)新氛圍內(nèi)容的考察,均從組織、領(lǐng)導(dǎo)者和任務(wù)三類因素展開[8][15][16][17],這為本文從工作氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能和任務(wù)屬性三個(gè)角度考察組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究提供了理論和文獻(xiàn)基礎(chǔ)。其中工作氛圍包括組織鼓勵(lì)、對(duì)創(chuàng)新工作的資源支持和團(tuán)隊(duì)支持等方面,領(lǐng)導(dǎo)效能主要是領(lǐng)導(dǎo)者的工作風(fēng)格及其對(duì)創(chuàng)新行為的支持,任務(wù)屬性主要是任務(wù)的目標(biāo)和特征等方面。從上述三個(gè)角度展開分析,并從創(chuàng)新自我效能感和心理涉入兩個(gè)方面考察個(gè)體心理調(diào)適,以分析組織創(chuàng)新氛圍對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為的影響,以及在這個(gè)過程中個(gè)體心理調(diào)適的中介效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上,本文提出如下假設(shè):
H1:組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向影響。
H1a:工作氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向影響;
H1b:領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向影響;
H1c:任務(wù)屬性對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向影響。
基于員工個(gè)體特征的針對(duì)工作環(huán)境、管理效能和任務(wù)屬性認(rèn)知的心理調(diào)適,在員工創(chuàng)新行為的研究中日益得到關(guān)注。個(gè)體心理調(diào)適與組織創(chuàng)新情境、組織創(chuàng)新激勵(lì)等因素相互疊加,使得針對(duì)員工心理變化的積極誘導(dǎo)具有相當(dāng)?shù)闹匾浴T趩T工積極的心理調(diào)整狀態(tài)下,組織創(chuàng)新氛圍與個(gè)體創(chuàng)新活動(dòng)間的互動(dòng)關(guān)聯(lián)促進(jìn)了高創(chuàng)新績效的出現(xiàn),員工創(chuàng)新成為組織因素和個(gè)體因素彼此融合和共同作用的結(jié)果。事實(shí)上,自20世紀(jì)中葉以來,學(xué)者們就開始對(duì)個(gè)體特征的創(chuàng)新影響因素進(jìn)行研究。早期研究更多地關(guān)注個(gè)體的人格屬性特征,將研究焦點(diǎn)放在個(gè)體想象力、思維靈活性、挑戰(zhàn)新事物的勇氣、自信心等個(gè)體品格屬性方面,認(rèn)為這些品格與個(gè)體創(chuàng)新能力具有正向關(guān)系,如個(gè)體品格中對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的忍受度、對(duì)模糊性問題的非排斥性、挑戰(zhàn)傳統(tǒng)的欲望、對(duì)新鮮事物的接受、自我激勵(lì)、個(gè)體情商和智商等都可以促進(jìn)個(gè)體創(chuàng)新能力提升。但是還有一些更加值得探討的方面:一是個(gè)體特征解釋創(chuàng)新績效時(shí),是否存在組織因素等外部情境的影響;二是個(gè)體行為調(diào)整的過程是否與特定組織的支持或干預(yù)有關(guān)。組織環(huán)境與個(gè)體特質(zhì)的內(nèi)在交互作用會(huì)對(duì)個(gè)體創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響,這激發(fā)了學(xué)者運(yùn)用成分分析法去探究組織和個(gè)體創(chuàng)新的關(guān)系[18],從而對(duì)個(gè)體創(chuàng)新的分析深入到個(gè)體心理感知與外在情境之間關(guān)系的探討中。
1.創(chuàng)新自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為間的中介作用
受到外在的來自組織的牽引、激勵(lì)、誘導(dǎo)和維持的個(gè)體心理變化,是員工創(chuàng)新動(dòng)機(jī)形成的重要力量,這促使我們在研究個(gè)體創(chuàng)新行為時(shí),必須從內(nèi)部和外部兩個(gè)角度展開?;谧陨碚J(rèn)知所形成的介入性活動(dòng)是內(nèi)部角度,來自外部力量誘導(dǎo)、牽引等形成的行為變化屬于外部范疇。內(nèi)部和外部力量對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為的影響同時(shí)具備協(xié)同和非協(xié)同特征。協(xié)同性強(qiáng)調(diào)二者為創(chuàng)新行為的實(shí)施提供了資源或者信息的支持,而外部力量施加的約束感則屬于非協(xié)同性特征。事實(shí)上,創(chuàng)新的內(nèi)部與外部影響因素不僅互動(dòng)共存,且在一定條件下,內(nèi)部因素可能會(huì)強(qiáng)化外部因素所能產(chǎn)生的力量[19]。如果我們將員工主動(dòng)創(chuàng)新行為區(qū)分為啟動(dòng)和執(zhí)行兩個(gè)階段,那么,對(duì)新現(xiàn)象或者新問題進(jìn)行探索形成新構(gòu)想則是啟動(dòng)階段,而在新構(gòu)想的基礎(chǔ)上采取新措施、執(zhí)行新方案并形成新產(chǎn)出就是執(zhí)行階段[20][21],兩個(gè)階段的整合使個(gè)體創(chuàng)新活動(dòng)成為一個(gè)面對(duì)新問題、產(chǎn)生新想法、開發(fā)新架構(gòu)、采取新行動(dòng)進(jìn)而形成新產(chǎn)出的過程[22]。在這個(gè)過程中,當(dāng)個(gè)體創(chuàng)新行為遭遇阻力,來自工作環(huán)境、領(lǐng)導(dǎo)者、同事等的支持能提高個(gè)體的自我修復(fù)能力,組織對(duì)潛在失敗的容忍可以降低員工對(duì)因失敗而帶來懲戒的恐懼感受,從而對(duì)創(chuàng)新采取更加積極的態(tài)度[23]。
Bandura(1977)首次提出個(gè)體自我效能感理論,其實(shí)質(zhì)是基于組織目標(biāo)和組織期待,員工對(duì)自身創(chuàng)新行為成功性的信心與評(píng)價(jià)[24],是員工對(duì)自身達(dá)成目標(biāo)的能力而非價(jià)值的自我判斷,自我判斷的結(jié)果會(huì)對(duì)個(gè)體行為產(chǎn)生直接影響。根據(jù)自我效能感理論,員工自身所擁有的、某個(gè)穩(wěn)定不變的屬性并非其描述的關(guān)注點(diǎn),其強(qiáng)調(diào)的是個(gè)體在行動(dòng)中發(fā)揮的自我作用,即在個(gè)體創(chuàng)新前,員工對(duì)創(chuàng)新行動(dòng)具有的信念、判斷和自我感受。因此,員工對(duì)組織創(chuàng)新氛圍的感知必然影響其思維、動(dòng)機(jī)、身心反應(yīng)以及選擇過程。員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為的感知、對(duì)要從事的工作難度和復(fù)雜性的判斷,以及員工在工作中的職責(zé)、對(duì)任務(wù)性質(zhì)等的判斷與員工自我效能感具有密切關(guān)聯(lián)。因此,組織對(duì)試錯(cuò)性嘗試的鼓勵(lì)與支持,極大地提升了員工創(chuàng)新的自我效能感,員工內(nèi)心所形成的積極情緒源自組織對(duì)個(gè)體的心理授權(quán),員工自我心理調(diào)適積極力量強(qiáng)化了組織創(chuàng)新氛圍對(duì)個(gè)體創(chuàng)新行為的影響。因此,基于上述分析,本文提出假設(shè):
H2:組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感具有正向影響。
H2a:工作氛圍對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感具有正向影響;
H2b:領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感具有正向影響;
H2c:任務(wù)屬性對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感具有正向影響;
H3:創(chuàng)新自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向影響。
2.創(chuàng)新心理涉入在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為間的中介作用
員工創(chuàng)新心理涉入的相關(guān)研究可以溯至Sherif和Cantril(1947)提出的“自我涉入”,其實(shí)質(zhì)是一種內(nèi)在的心理狀態(tài),受個(gè)人地位或組織角色、組織情境等因素的影響,員工感受到事物對(duì)自己的重要性,從而產(chǎn)生的對(duì)相應(yīng)工作的關(guān)注程度的差異[25]。因此,心理涉入可以描述為員工專注于解決某個(gè)特定問題并沉浸其中的狀態(tài)。以此為基礎(chǔ),部分學(xué)者提出了影響心理涉入的重要因素,包括工作任務(wù)的挑戰(zhàn)性、對(duì)任務(wù)的專注度、目標(biāo)的明確性、工作的安全感、外部控制性因素、工作責(zé)任心等,這些多數(shù)與員工創(chuàng)新過程中對(duì)組織氛圍的感知有關(guān)。從而員工對(duì)組織氛圍不同方面的感知會(huì)影響員工的心理涉入。當(dāng)員工對(duì)某項(xiàng)工作具有較高的心理涉入時(shí),就更愿意將出色地完成某項(xiàng)工作視為自己的責(zé)任,也就愿意投入更多的時(shí)間和精力,并通過發(fā)揮自我想象力來創(chuàng)造性的重構(gòu)問題進(jìn)而形成新的解決方案[17][20]。Tierney & Farmer(2002)進(jìn)一步明確了員工創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間的正向關(guān)系[9],面對(duì)組織情境和組織目標(biāo),員工行為的創(chuàng)新自我效能感越高,就越有可能更加積極地投入工作;在組織對(duì)創(chuàng)新的激勵(lì)和誘導(dǎo)下,員工創(chuàng)新付出的努力越多創(chuàng)新績效通常也越高。國內(nèi)的學(xué)者如顧遠(yuǎn)東和彭紀(jì)生(2010)也證實(shí)了員工自我效能感與其創(chuàng)新行為的關(guān)聯(lián)關(guān)系[12]。從推動(dòng)員工高創(chuàng)新績效所需的組織機(jī)制角度來看,特定組織氛圍下個(gè)體心理涉入和員工創(chuàng)新行為之間存在正向關(guān)聯(lián)關(guān)系,在積極的組織創(chuàng)新氛圍中,員工更容易沉浸在工作中,高度的工作責(zé)任感促使員工積極地提出新的方案和運(yùn)用新的方法來創(chuàng)造性的解決問題,最終推動(dòng)員工更高創(chuàng)新績效的形成。據(jù)此,本文假設(shè):
H4:組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新心理涉入具有正向影響。
H4a:工作氛圍對(duì)員工創(chuàng)新心理涉入具有正向影響;
H4b:領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新心理涉入具有正向影響;
H4c:任務(wù)屬性對(duì)員工創(chuàng)新心理涉入具有正向影響;
H5:創(chuàng)新心理涉入對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向影響。
基于上述分析和研究假設(shè),本文提出組織氛圍影響員工創(chuàng)新行為的分析架構(gòu),如圖1所示。
圖1 研究框架
本研究通過問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)。根據(jù)李懷祖提出的問卷調(diào)查原則,在正式展開調(diào)查之前,需先進(jìn)行預(yù)調(diào)研。本文選取大連市部分高新技術(shù)企業(yè)的100名員工進(jìn)行預(yù)調(diào)研,并基于探索性因子分析和效度檢驗(yàn)結(jié)果完善測量量表。隨后在大連、武漢和北京三地針對(duì)高科技企業(yè)展開調(diào)研,共發(fā)放800份問卷,收回有效問卷516份,有效回收率為64.5%。有效樣本的特征情況如表1所示。樣本中,被訪男性和女性的比例約為2∶1;從工作類型看,既有各層級(jí)的管理者,也包括研發(fā)人員、產(chǎn)銷人員和行政人員,其在總樣本中的占比分別為38.0%、31.4%、14.9%和15.7%;從被訪人員的受教育程度看,大專及以下占比21.9%,本科及以上占比78.1%;被訪人在當(dāng)前單位持續(xù)工作2年(含)以下的占比32.2%,持續(xù)工作2年以上5年(含)以下的占比37.2%,持續(xù)工作5年以上的占比30.6%。可以看出,被訪人員的特征屬性覆蓋較寬,樣本數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)性態(tài)良好。
表1 有效樣本構(gòu)成情況(N=516)
問卷調(diào)研中,特定個(gè)體對(duì)問卷的作答容易導(dǎo)致主觀性和同源性偏差,對(duì)此需要進(jìn)行預(yù)判和處理。同源性偏差的判斷主要是運(yùn)用Harman單因子因果測試,對(duì)于存在的同源性方差,在小范圍測試的基礎(chǔ)上,根據(jù)Churchill(1979)的方法計(jì)算CITC(Corrected Item-Total Correlation)并刪去CITC小于0.5的題項(xiàng),實(shí)現(xiàn)對(duì)同源性偏差的糾正。
1.組織創(chuàng)新氛圍
以Amabile(2011)[10]和傅世俠(2005)[21]編制的量表為基礎(chǔ),借鑒張進(jìn)(2007)[26]和楊百寅(2013)[27]開發(fā)的量表,從中選擇與本研究密切相關(guān)的測量項(xiàng)目,設(shè)置工作氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能和任務(wù)屬性三個(gè)一階因子17個(gè)題項(xiàng),采用Likert 5點(diǎn)量表,用1-5分別表示完全不同意到完全同意。經(jīng)過信度檢驗(yàn),量表相應(yīng)因子的Cronbach’s α系數(shù)高于0.833;效度檢驗(yàn)反映出,該量表所有測試題項(xiàng)在相應(yīng)因子上的載荷都高于0.672,具備較好的集聚效度和判別效度。
2.創(chuàng)新自我效能感
根據(jù)Tierney & Farmer(2002)[9]開發(fā)的量表,員工自我效能感的測量主要包含4個(gè)項(xiàng)目:是否善于提出新觀點(diǎn)、對(duì)自己創(chuàng)造性解決問題是否自信、是否善于拓展他人觀點(diǎn)、是否能找到解決問題的新方法。檢驗(yàn)結(jié)果表明,Cronbach’s α系數(shù)高于0.861,且量表所有測試題項(xiàng)在相應(yīng)因子上的載荷都高于0.750,具備較好的集聚效度和判別效度。
3.創(chuàng)新心理涉入
參考Amabile(1994)[28]有關(guān)工作投入程度的測量題項(xiàng)和Forbes & Domm(2004)[24]的研究,本文形成了包含6個(gè)測量項(xiàng)目的員工心理涉入的測量方法,包括:對(duì)當(dāng)前的工作的無所謂態(tài)度、經(jīng)常設(shè)法使工作更出色、解決工作難題很重要、很好完成工作的自豪感、介入其他工作的主動(dòng)性、工作中是否易于受外界干擾。檢驗(yàn)結(jié)果表明,Cronbach’s α系數(shù)高于0.843,量表所有測試題項(xiàng)在相應(yīng)因子上的載荷都高于0.782,具備較好的集聚效度和判別效度。
4.員工創(chuàng)新行為
員工創(chuàng)新行為的測量主要借鑒Mumford(2002)[9]和George(2001)[29]開發(fā)的量表,其中包含的13個(gè)題項(xiàng)中存在不同程度的重復(fù),經(jīng)專家訪談對(duì)表述語義接近的項(xiàng)目進(jìn)行剔除,簡化后的量表主要包含7個(gè)題項(xiàng),采用Likert5點(diǎn)量表,用1~5分表表示完全不同意到完全同意。信度檢驗(yàn)結(jié)果表明,該量表自評(píng)的Cronbach’s α系數(shù)為0.824,員工自評(píng)在各條目上的載荷為0.671,在總體上具備較好的效度和信度。
本文在檢驗(yàn)過程中,將工作氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能和任務(wù)屬性三個(gè)變量進(jìn)行CFA分析,結(jié)果顯示,Chi-Square值為187.23,df值為102.03,χ2/df的值為1.840,RMSEA值為0.052,均達(dá)到了統(tǒng)計(jì)要求,各個(gè)測量題項(xiàng)的因子載荷均值大于0.610,反映出較好的變量建構(gòu)效度。對(duì)員工自我效能和心理涉入這兩個(gè)中介變量初步進(jìn)行CFA分析,根據(jù)溫忠麟與侯杰泰(2004)[30]提出的測量題項(xiàng)的因子載荷應(yīng)不低于0.4的標(biāo)準(zhǔn),剔除了心理涉入的第一個(gè)題項(xiàng),條目從6個(gè)降為5個(gè),再次進(jìn)行CFA分析,擬合指標(biāo)Chi-Square值為143.11,df值為82,χ2/df的值為1.75,RMSEA值為0.062,均達(dá)到了統(tǒng)計(jì)要求,各個(gè)測量題項(xiàng)的因子載荷均值大于0.58,反映出較好的擬合情況。采用同樣的過程,對(duì)員工創(chuàng)新變量進(jìn)行CFA分析,刪去員工創(chuàng)新的第二條目后的題項(xiàng)由7個(gè)縮減為6個(gè),雖然剔除條目后的Chi-Square值和df值有小幅降低,但都在統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)之內(nèi),且二者的比值有所提高,剔除條目后因子載荷均值略提高至0.063,達(dá)到了模型建構(gòu)標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)修正量表進(jìn)行信度檢驗(yàn),得到Cronbach’s α系數(shù)均在0.7以上,具備良好的信度。
另外,本文借鑒Chen, Aryee和Lee(2005)[31]的做法,用驗(yàn)證性因子分析來判斷理論模型中變量間的區(qū)分度,檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知,6因子模型的絕對(duì)擬合指數(shù)等均小于其他模型,NNFI和CFI指數(shù)都大于0.95,符合統(tǒng)計(jì)要求且比其他模型顯著,所以假設(shè)的6因子模型建構(gòu)效度較好。
表2 假設(shè)模型的驗(yàn)證性因子分析表
注:5因子模型-a模型是只有創(chuàng)新自我效能中介作用的模型;5因子模型-b模型是只有創(chuàng)新心理涉入中介作用的模型;4因子模型是不含有中介效應(yīng)的模型。
1.相關(guān)性分析
本文對(duì)模型中的各個(gè)變量做Pearson相關(guān)性分析,結(jié)果如表3所示。從表3可看出,模型中的變量間關(guān)系的相關(guān)系數(shù)均為正值,且具有統(tǒng)計(jì)顯著性。
表3 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果
注:雙尾檢驗(yàn),** 表示p<0.01,* 表示p<0.05。
2.結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)
本文對(duì)前面提出的假設(shè)模型進(jìn)行檢驗(yàn),得到各項(xiàng)擬合指數(shù),Chi-Square值為1028.632,df值為564,p值為0.000,χ2/df值為1.824,RMSEA值為0.056,均通過檢驗(yàn);NNFI和CFI的值分別為0.923和0.926,模型的總體擬合性較好。然而,假設(shè)H1a、H1c路徑的回歸系數(shù)分別為0.005、0.003,未通過t檢驗(yàn);在創(chuàng)新心理涉入的中介效應(yīng)的檢驗(yàn)中,假設(shè)H4c路徑的任務(wù)屬性與員工創(chuàng)新心理涉入之間的回歸系數(shù)為0.106,也未通過t檢驗(yàn),說明二者之間不具有顯著的正向關(guān)系。其他各路徑都通過檢驗(yàn)。因此,我們在模型中剔除了這三條不顯著的路徑后,得到新的模型,各項(xiàng)擬合指數(shù)分別為Chi-Square值為1056.132,df值為582,p值為0.000,χ2/df值為1.815,RMSEA值為0.048,NNFI和CFI的值分別為0.943和0.952,通過檢驗(yàn),刪除部分關(guān)系后的新模型(記為Z0)的總體擬合性較好。
根據(jù)溫忠麟與侯杰泰(2004)[30]的觀點(diǎn),在剔除了部分關(guān)系后,可以考慮增加部分路徑,前提是所增加路徑不能削弱此前模型變量關(guān)系的顯著性,且增加路徑后的模型擬合性得以提高。為此,本文對(duì)前述模型中的變量進(jìn)行了關(guān)系探索,進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了員工創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新心理涉入的影響關(guān)系。
1.修正路徑一:員工創(chuàng)新自我效能感影響創(chuàng)新心理涉入(Z1)
創(chuàng)新自我效能感并非創(chuàng)新本身,而是員工對(duì)以自身擁有的技能和方法創(chuàng)造性完成工作的自信程度,這意味著即使員工擁有解決某些問題的特定技能和方法,在其對(duì)自身完成任務(wù)缺乏信心的情況下也容易出現(xiàn)不能勝任的情形。因此,當(dāng)員工的創(chuàng)新自我效能感提升時(shí),員工通常會(huì)認(rèn)為以當(dāng)前自身擁有的知識(shí)、技能等創(chuàng)造性地完成工作比較容易,這個(gè)維度上的差別,促使員工在完成工作的過程中強(qiáng)化創(chuàng)新的作用。員工創(chuàng)新自我效能感也可能在強(qiáng)度上產(chǎn)生積極變化,強(qiáng)的創(chuàng)新自我效能感促使員工將工作目標(biāo)或者任務(wù)與過去創(chuàng)新的成功經(jīng)驗(yàn)相聯(lián)系,使得員工在創(chuàng)造性地解決問題的過程中,不會(huì)因一時(shí)的創(chuàng)新受挫而自我否定和自我懷疑,而是堅(jiān)信自己實(shí)現(xiàn)特定目標(biāo)的可能。員工面對(duì)的實(shí)際工作往往具有多種特征,在強(qiáng)的創(chuàng)新自我效能感下,員工對(duì)創(chuàng)新行為積極后果的確認(rèn),不僅僅在特定目標(biāo)的創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)中表現(xiàn)出來,也會(huì)向其他相同或相近情形延拓。強(qiáng)的創(chuàng)新自我效能感往往會(huì)使得員工認(rèn)為創(chuàng)造性地工作是一種重要的品質(zhì)或能力,一旦員工認(rèn)為創(chuàng)新行為有助于其實(shí)現(xiàn)職責(zé)或價(jià)值目標(biāo),其對(duì)創(chuàng)新性工作的涉入程度就會(huì)提高。這意味著,在強(qiáng)的創(chuàng)新自我效能感狀態(tài)下,員工會(huì)認(rèn)為創(chuàng)造性地工作是重要的,從而提升面對(duì)任務(wù)時(shí)創(chuàng)新工作的意愿。因而,員工擁有強(qiáng)的創(chuàng)新自我效能感,其對(duì)創(chuàng)新的心理涉入也會(huì)加深。
2.修正路徑二:員工創(chuàng)新心理涉入影響創(chuàng)新自我效能感(Z2)
根據(jù)顧遠(yuǎn)東和彭紀(jì)生(2010)的觀點(diǎn),員工對(duì)創(chuàng)新議題影響自我的預(yù)期程度、以及創(chuàng)造性工作影響自我目標(biāo)和價(jià)值觀的攸關(guān)程度,不可避免地促使員工對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)注,這種感受正是員工創(chuàng)新心理涉入的過程;員工面對(duì)創(chuàng)造性解決問題的內(nèi)心擾動(dòng),正是其對(duì)外在刺激以及自我認(rèn)識(shí)的積極響應(yīng)[12]。因而,員工擁有較深的創(chuàng)新心理涉入,創(chuàng)新自我效能感也會(huì)增強(qiáng),從而產(chǎn)生一系列關(guān)心創(chuàng)新并采取相應(yīng)行動(dòng)的傾向。對(duì)創(chuàng)新的強(qiáng)心理涉入,會(huì)使得員工沉浸在創(chuàng)新工作之中,集中精力于創(chuàng)新活動(dòng),產(chǎn)生較強(qiáng)的創(chuàng)新責(zé)任感和創(chuàng)新自豪感。此時(shí),員工往往也會(huì)在日常工作中,為創(chuàng)新活動(dòng)投入更多的個(gè)人資源,或者更加充分地利用工作環(huán)境中的相關(guān)資源,并盡可能地從積極的角度去理解企業(yè)行為、領(lǐng)導(dǎo)者行為和同事行為,從而產(chǎn)生自我創(chuàng)新行為具有強(qiáng)大資源保證、制度保證和領(lǐng)導(dǎo)與同事支持的心理感受,這進(jìn)一步提升了員工創(chuàng)新的信心和對(duì)創(chuàng)新成功的個(gè)人信念。從而,在實(shí)際工作中表現(xiàn)出員工創(chuàng)新心理涉入提升對(duì)創(chuàng)新自我效能感增強(qiáng)的積極影響。
3.新增Z1和Z2路徑后的模型檢驗(yàn)
根據(jù)上述分析,在對(duì)研究模型的修正中,刪去部分路徑后,考慮增加的路徑分別為員工創(chuàng)新自我效能對(duì)創(chuàng)新心理涉入的影響(記為Z1)和員工創(chuàng)新心理涉入對(duì)創(chuàng)新自我效能的影響(記為Z2),檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示,根據(jù)溫忠麟與侯杰泰(2004)[30]的標(biāo)準(zhǔn)判斷,增加這兩條路徑確實(shí)沒有對(duì)已有路徑關(guān)系產(chǎn)生影響。由表4可知,Z0、Z1、Z2都通過了擬合性檢驗(yàn),但Z1、Z2模型的擬合情況都優(yōu)于Z0,說明增加路徑是合理的,但是比較增加路徑后的Z1和Z2可見,Z1的Chi-Square值明顯小于Z2模型下的值,Z1路徑的CFI值滿足檢驗(yàn)要求且明顯大于Z2模型的值,故Z1模型總體上優(yōu)于Z2模型,增加的Z1路徑,即創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新心理涉入有顯著正向影響通過檢驗(yàn),而創(chuàng)新心理涉入對(duì)創(chuàng)新自我效能感有正向影響的Z2路徑被放棄。
表4 Z0、Z1、Z2三個(gè)模型擬合性比較
調(diào)整后的最終模型如圖2所示,圖2中的擬合系數(shù)均在相應(yīng)的t值下顯著。檢驗(yàn)結(jié)果說明,員工工作環(huán)境氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能和任務(wù)屬性三個(gè)因素都對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感有直接的影響作用;其中領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)創(chuàng)新自我效能感的影響最為明顯,直接影響效應(yīng)為0.356,其次是工作氛圍,任務(wù)屬性對(duì)員工創(chuàng)新自我效能感的影響最小,說明領(lǐng)導(dǎo)支持最能激發(fā)員工的創(chuàng)新自我效能感。員工工作環(huán)境氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新心理涉入有直接作用,任務(wù)屬性對(duì)創(chuàng)新心理涉入的影響不顯著,其中領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)創(chuàng)新心理涉入的影響強(qiáng)于工作氛圍,同樣說明了領(lǐng)導(dǎo)支持在員工創(chuàng)新過程中的重要性。從員工自身心理因素方面看,創(chuàng)新自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新的作用強(qiáng)于創(chuàng)新心理涉入的作用,前者的影響系數(shù)為0.382,后者的影響系數(shù)為0.258;創(chuàng)新自我效能感的提升有助于推動(dòng)員工創(chuàng)新心理涉入,進(jìn)一步提升了創(chuàng)新自我效能感的影響力,凸顯出領(lǐng)導(dǎo)支持、員工自我效能感在員工創(chuàng)新績效形成中的重要性。
圖2 修正后的假設(shè)模型及其檢驗(yàn)結(jié)果
表5顯示各測量變量影響員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)、中介效應(yīng)和總效應(yīng)。通過表5可以看出,組織創(chuàng)新氛圍的三個(gè)變量、員工創(chuàng)新自我效能、創(chuàng)新心理涉入都對(duì)員工創(chuàng)新有影響;工作氛圍和領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新具有間接影響,其余各變量對(duì)員工創(chuàng)新的影響中,創(chuàng)新自我效能的總影響效應(yīng)最大,值為0.421;組織創(chuàng)新情境因素中任務(wù)屬性對(duì)員工創(chuàng)新的影響最大,影響值為0.287,其次是領(lǐng)導(dǎo)效能為0.214,工作環(huán)境氛圍對(duì)員工創(chuàng)新的影響最小。在員工個(gè)體因素方面,創(chuàng)新自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新的影響大于創(chuàng)新心理涉入的作用。
表5 各測量變量影響員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)、中介效應(yīng)和總效應(yīng)
本文將組織鼓勵(lì)、創(chuàng)新工作的資源支持和團(tuán)隊(duì)支持等方面納入創(chuàng)新工作氛圍,將領(lǐng)導(dǎo)者的工作風(fēng)格及其對(duì)創(chuàng)新行為的支持納入領(lǐng)導(dǎo)者效能,將工作任務(wù)的目標(biāo)和特征等納入任務(wù)屬性,并以工作氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能和任務(wù)屬性三個(gè)方面來測量組織創(chuàng)新氛圍,同時(shí)考慮員工創(chuàng)新過程中的心理調(diào)適帶來的員工創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新心理涉入的中介作用,來探討組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn),組織創(chuàng)新氛圍的不同維度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響存在比較明顯的路徑和效應(yīng)差別,具體來說,任務(wù)屬性對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響最大,領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響其次,工作氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響相對(duì)最小,并且在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的過程中,員工創(chuàng)新自我效能感和心理涉入發(fā)揮了雙重中介效應(yīng)。工作氛圍、領(lǐng)導(dǎo)效能對(duì)員工創(chuàng)新行為雖然存在直接影響,但其主要是通過影響員工的創(chuàng)新心理涉入和創(chuàng)新自我效能感起作用。員工創(chuàng)新心理的主動(dòng)調(diào)適在這些作用的發(fā)揮中具有極其重要的地位,缺乏員工心理的主動(dòng)調(diào)適,組織制度、資源傾斜、團(tuán)隊(duì)協(xié)作和相關(guān)領(lǐng)導(dǎo)的鼓勵(lì)與支持并不一定能有效提升員工的創(chuàng)新績效。任務(wù)屬性與員工創(chuàng)新行為的關(guān)系比較直接,但也通過影響員工創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新心理涉入起作用。
本文的研究結(jié)論說明,員工創(chuàng)造力是內(nèi)部和外部因素共同作用的結(jié)果,外部因素主要是通過自我心理調(diào)適來發(fā)揮影響力。企業(yè)創(chuàng)新績效形成的過程中,人本思想和促進(jìn)員工發(fā)展是制度建設(shè)的關(guān)鍵,激勵(lì)員工創(chuàng)新需要關(guān)注員工心理變化和工作過程中的組織情境,營造一種寬松且容錯(cuò)、能給予情感支持和資源支持的工作環(huán)境異常重要。由于組織氛圍的不同維度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響不盡相同,從而組織內(nèi)部層級(jí)和機(jī)制設(shè)計(jì)成為提升員工創(chuàng)新能力的重要方面,企業(yè)內(nèi)部合理地定義任務(wù)屬性也是一個(gè)值得深入探討的問題。另一方面,在員工創(chuàng)新的主動(dòng)心理調(diào)適過程中,員工基于特定的任務(wù)和目標(biāo),當(dāng)其感受到組織在制度、資源和團(tuán)隊(duì)協(xié)作方面的支持,以及來自組織和管理者的鼓勵(lì),其基于創(chuàng)新行為的自我效能感提升,推動(dòng)員工更加積極地投入時(shí)間、精力和各種資源在工作任務(wù)的創(chuàng)新方面,這無疑提高了員工創(chuàng)新的心理涉入程度,進(jìn)一步強(qiáng)化了創(chuàng)新過程中員工心理調(diào)適的積極影響,形成推動(dòng)員工創(chuàng)新的新合力。
根據(jù)本文的研究結(jié)論,我們提出如下政策建議:(1)企業(yè)激發(fā)員工創(chuàng)新,要從員工個(gè)體發(fā)展出發(fā),讓每個(gè)員工在他們喜愛和擅長的工作崗位上工作,工作興趣和成就感是員工創(chuàng)新的動(dòng)力與源泉,只有對(duì)所從事的工作充滿興趣的員工才會(huì)自發(fā)地鉆研進(jìn)而創(chuàng)新,而創(chuàng)新帶來的成就感進(jìn)一步激勵(lì)員工從事創(chuàng)新活動(dòng)。同時(shí),企業(yè)可以協(xié)調(diào)員工個(gè)人的價(jià)值追求與企業(yè)的價(jià)值追求,將員工個(gè)人發(fā)展目標(biāo)與企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)相協(xié)調(diào),增強(qiáng)員工創(chuàng)新行為的心理涉入度,從內(nèi)在激勵(lì)員工創(chuàng)新。(2)企業(yè)在經(jīng)營過程中,貫徹人本思想,關(guān)注員工主動(dòng)的心理調(diào)適過程和結(jié)果,并進(jìn)行引導(dǎo)和適當(dāng)干預(yù)。組織一方面要激發(fā)員工創(chuàng)新意識(shí),充分尊重與信任員工,尊重員工的人格特征、自尊、工作職權(quán)與意見建議,創(chuàng)造出一種鼓勵(lì)創(chuàng)新、尊重創(chuàng)新的工作氛圍。另一方面,組織對(duì)員工的創(chuàng)新行為應(yīng)當(dāng)給予充分支持,不僅是政策方面的支持,還包括資金支持以及為員工創(chuàng)造更多的學(xué)習(xí)、培訓(xùn)機(jī)會(huì)等。組織創(chuàng)新的良性、可持續(xù)發(fā)展要求企業(yè)管理、激勵(lì)的過程中不僅要關(guān)注物質(zhì)方面,員工的精神健康也是影響創(chuàng)新效能的至關(guān)重要的方面。(3)組織對(duì)員工創(chuàng)新失敗應(yīng)持有相對(duì)包容的態(tài)度,營造出一種較為寬松的創(chuàng)新環(huán)境,但應(yīng)注意經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)的總結(jié)工作,為后續(xù)創(chuàng)新成功創(chuàng)造條件。同時(shí),組織需要注意,過度的人文關(guān)懷也可能帶來創(chuàng)新的懈怠,從而導(dǎo)致組織資源的低效甚至是無效利用。(4)組織應(yīng)重視創(chuàng)新制度建設(shè),但單純的制度建設(shè)并不足以推動(dòng)員工創(chuàng)新績效提升,組織應(yīng)當(dāng)注意內(nèi)部管理制度的彈性,充分考慮組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的機(jī)制,由于員工創(chuàng)新存在心里調(diào)適的中介效應(yīng),企業(yè)應(yīng)將塑造愉悅地、積極地、富有自信心的員工工作心理狀態(tài)作為企業(yè)創(chuàng)新管理的重要問題并為之付出更多的努力,才能有效地將員工創(chuàng)新潛能激發(fā)出來。
總體上來說,組織所期待的員工創(chuàng)新績效的提升,是員工工個(gè)體因素和組織因素以及二者共同影響的結(jié)果,員工創(chuàng)新自我效能感能夠通過影響創(chuàng)新心理涉入度作用于員工創(chuàng)新行為,而外部因素又可以通過影響員工自我心里調(diào)適來影響員工創(chuàng)新,因此,員工創(chuàng)新能力的提升不僅需要關(guān)注員工工作過程中的組織情境塑造,還要關(guān)注員工的心理變化因素,這是一項(xiàng)復(fù)雜而又具有挑戰(zhàn)性的工作。