劉 鏡，趙曉康，沈華禮

(1.東華大學 旭日工商管理學院，上海200051;2.河南工程學院 工商管理學院，河南 鄭州451191)

1 引言

一個人職業(yè)生涯規(guī)劃能力影響其職業(yè)生涯的高度和廣度。員工依靠觀察、判斷來分析組織創(chuàng)新規(guī)則和目標變化，融入并借助組織平臺實現(xiàn)個人職業(yè)發(fā)展。從組織層面來看，職業(yè)生涯管理有助于提高員工的工作滿意度及組織承諾［1］。從員工層面來看，構(gòu)建自我規(guī)劃有助于員工分辨自身制勝優(yōu)勢和頂端優(yōu)勢，并運用制勝優(yōu)勢形成掌握應對緊迫工作的技能。組織創(chuàng)新中所形成“鯰魚效應”吸引職業(yè)生涯發(fā)展超前的員工主動與組織創(chuàng)新方向靠攏［2］。因此，重視并激發(fā)員工職業(yè)生涯規(guī)劃，對于提升員工與組織創(chuàng)新的契合度，實現(xiàn)二者的雙贏具有重要的推動作用。

創(chuàng)新行為作為驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的重要推手，學者們不但從個人因素(工作動機、自我效能等)、團隊因素(團隊反思、團隊信任、團隊學習等)和組織因素(組織支持、組織認同、組織文化等)考察員工創(chuàng)新行為，還從多種因素交互作用的視角對員工創(chuàng)新行為機理展開研究。隨著組織與創(chuàng)新行為研究的不斷深化，學者們發(fā)現(xiàn)組織職業(yè)生涯管理影響軍工研發(fā)人員的創(chuàng)新行為［3］，但這是從組織職業(yè)生涯管理視角對特定群體展開的研究。雖然部分學者們開始從自我決定理論視角開展研究，發(fā)現(xiàn)員工職場價值導向驅(qū)動主動創(chuàng)新行為，但是，其對創(chuàng)新行為的影響效應尚存在分歧［2］?？傮w來看，從自下而上的視角研究員工職業(yè)生涯規(guī)劃與其創(chuàng)新行為關(guān)系的成果相對較少。

加之，對職業(yè)生涯的研究視角已經(jīng)從傳統(tǒng)靜態(tài)的、可預測的環(huán)境向更加動態(tài)的、個人化的視角轉(zhuǎn)變［4］。學者們?nèi)找骊P(guān)注員工自我認知行為對其創(chuàng)新行為機理產(chǎn)生的影響，已有研究發(fā)現(xiàn)，員工的持續(xù)學習和自我效能可能對這一機理產(chǎn)生影響，但是具體的作用機理尚待厘清［5］。值得注意的是，員工驅(qū)動的創(chuàng)新受制于特定文化情境［6］，尤其是組織氛圍中的領(lǐng)導支持、同事協(xié)作和組織公平因素都會影響員工的心理及行為［7］。倘若忽視影響員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的情境因素，會導致我們無法準確地識別多種因素的互動機制及邊界條件。綜上所述，本文以計劃行為理論為框架，從自我決定理論的視角，以組織氛圍為情境變量，探討員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過持續(xù)學習和自我效能的傳導作用，對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生的影響。本研究的結(jié)論不但豐富了員工創(chuàng)新研究成果，還補充了員工職業(yè)生涯規(guī)劃的相關(guān)理論文獻，揭示了組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃驅(qū)動的員工創(chuàng)新行為機理所產(chǎn)生的影響，具有重要的理論和實踐意義。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

根據(jù)計劃行為理論，本文將員工職業(yè)生涯規(guī)劃作為其創(chuàng)新行為的知覺行為控制，將持續(xù)學習和自我效能作為員工創(chuàng)新行為的意向，將組織氛圍作為員工感知到的主觀規(guī)范，探討上述四個因素對員工創(chuàng)新行為的作用機理。

2.1 員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為

知覺行為控制既包含對個人技術(shù)、能力、情緒等內(nèi)在因素的控制，又包含對外部信息、機會、障礙等因素的判斷，準確的知覺行為控制可以直接預測行為發(fā)生的概率［8］。員工職業(yè)生涯規(guī)劃既有組織行為也有員工行為，本文所研究的員工職業(yè)生涯規(guī)劃是指員工根據(jù)個人技術(shù)、能力等因素對個人職業(yè)目標進行切實可行的自我設(shè)定，以及根據(jù)組織戰(zhàn)略和外部環(huán)境變化對自我職業(yè)生涯目標所進行的規(guī)劃和調(diào)整［5］，區(qū)別于從組織層面促進員工職業(yè)發(fā)展進而實現(xiàn)組織目標的管理行為［3］。職業(yè)價值追求是促使員工產(chǎn)生職場積極行為的重要因素［2］。一方面，以職業(yè)為導向的科技人員一般期望通過突破工作現(xiàn)狀來獲得預期的職業(yè)目標;另一方面，持職業(yè)導向的科技人員敢于挑戰(zhàn)困難，通過設(shè)置挑戰(zhàn)性的目標來實現(xiàn)自我突破，并且他們會產(chǎn)生更多的主動創(chuàng)新行為［2］。職業(yè)生涯規(guī)劃不僅僅意味著員工朝著預期的生涯目標持續(xù)地付出努力，還意味著員工感知在自身職業(yè)方向變化時所做出的適時調(diào)整。研究表明，改變職業(yè)道路是一種創(chuàng)造雙贏的解決方案，因為它既能適應員工的工作生活偏好，又能提高公司的創(chuàng)新能力［9］。據(jù)此，提出假設(shè):

H1員工職業(yè)生涯規(guī)劃促進其創(chuàng)新行為。

2.2 持續(xù)學習和自我效能的中介作用

員工職業(yè)生涯規(guī)劃作為知覺行為控制可以通過持續(xù)學習這一意向因素影響員工創(chuàng)新行為。員工的職業(yè)成長過程是其將個人的知識、技能、社會資源等與外部環(huán)境交互連接與整合的過程［10］，他們與組織內(nèi)外部人員通過共享知識來更新知識和提升能力［11］，員工源自于實踐的學習成為組織創(chuàng)新的潛在資源［12］。不但員工的職業(yè)控制能力促使他們進行非正式學習［13］，而且以職業(yè)目標結(jié)果為導向的員工更善于通過學習來獲取切實的職業(yè)利益，他們重視學習并取得更好的學習效果［14］。并且以學習目標為導向的員工更愿意從挑戰(zhàn)中學習新技能，因而展現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為［12］。據(jù)此，提出假設(shè):

H2持續(xù)學習在職業(yè)生涯規(guī)劃和員工創(chuàng)新行為之間起到中介作用。

自我效能作為意向因素也會影響員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。員工職業(yè)生涯規(guī)劃是員工根據(jù)主、客觀環(huán)境的判斷而形成的自我成長規(guī)劃。員工的職業(yè)成長激勵其產(chǎn)生積極的態(tài)度［10］，積極的心態(tài)與自我效能顯著正相關(guān)［15］。不但創(chuàng)新中的自我效能感對創(chuàng)新行為具有正向的促進作用［16］，而且自我效能感在員工成長工作價值觀和其主動創(chuàng)新行為之間具有中介作用［17］。據(jù)此，提出假設(shè):

H3自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與其創(chuàng)新行為之間起到中介作用。

2.3 組織氛圍的調(diào)節(jié)作用

組織氛圍是在特定情境下客觀環(huán)境在組織內(nèi)的主觀規(guī)范及其表達。主觀規(guī)范影響行為意圖，而行為意圖是行為主體對其將要開展行為的傾訴與表達［18］。

在快速變化的當代職業(yè)環(huán)境中，持續(xù)學習可能是個人職業(yè)發(fā)展的主要策略［19］，并且個人的職業(yè)管理能力受到學習與工作探索能力的影響［20］。之所以組織需要為員工提供信任、公平和支持性的工作環(huán)境，是因為員工職業(yè)成長需要平等、自由的成員關(guān)系［11］。組織文化也會影響成員的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃和對學習的參與［21］。雖然員工也有自身的發(fā)展規(guī)劃，但是組織支持的信號會給他們學習的重要提示，而缺乏組織支持的員工會缺乏正式和結(jié)構(gòu)化的學習活動［22］。因此，為員工提供學習和發(fā)展條件的組織氛圍能夠促使員工同時實現(xiàn)工作、個人職業(yè)生涯和組織發(fā)展三者的契合與共同成長［11］。據(jù)此，提出假設(shè):

H4組織氛圍在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和持續(xù)學習之間起到正向調(diào)節(jié)作用。

員工職業(yè)生涯規(guī)劃是員工圍繞個人與外部情境所設(shè)計的動態(tài)個人發(fā)展規(guī)劃，是員工基于個人信心、能力所做的系列決策的集合。員工基于個人技術(shù)、才能所形成的對自身工作勝任力的認可構(gòu)成了自我效能的基礎(chǔ)［5］。優(yōu)質(zhì)的組織氛圍能夠促進成員的職業(yè)發(fā)展，而劣質(zhì)的環(huán)境則起到反作用［19］。員工在職業(yè)發(fā)展中的決策能力、規(guī)劃能力會影響其自我效能［23，24］，在誠懇、被接納的氛圍中，員工更容易與周圍人交流個人經(jīng)驗及感受，從而有效達到預期目標［24］。據(jù)此，提出假設(shè):

H5組織氛圍在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和自我效能之間起到正向調(diào)節(jié)作用。

2.4 被調(diào)節(jié)的中介效應

本文提出了一個被調(diào)節(jié)的中介模型，認為員工自我效能和持續(xù)學習是連接職業(yè)生涯規(guī)劃與員工創(chuàng)新行為的中介變量，組織氛圍則是一個關(guān)鍵的調(diào)節(jié)變量來影響它們的作用機制。主觀規(guī)范與分配公平在認同動機形成過程中，無論在個體、群體還是組織層面上都發(fā)揮著重要的正向調(diào)節(jié)作用［2］。員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過自我效能或持續(xù)學習促進員工創(chuàng)新行為，它們之間的作用受制于組織氛圍這一情境。當組織氛圍處于高水平時，員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過自我效能或持續(xù)學習影響創(chuàng)新行為的間接效應更為顯著。據(jù)此，提出假設(shè):

H6組織氛圍正向調(diào)節(jié)持續(xù)學習在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應。

H7組織氛圍正向調(diào)節(jié)自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應。

圖1 理論模型

3 研究設(shè)計

3.1 樣本和數(shù)據(jù)收集

本研究擬采用量表對職業(yè)生涯規(guī)劃、員工創(chuàng)新行為、組織氛圍、持續(xù)學習和自我效能5 個構(gòu)念進行測量，量表按照李克特5 點法設(shè)計(1 代表非常不符，5 代表非常符合)。本研究聚焦于員工自下而上開展的創(chuàng)新行為，因此，選取中國大陸境內(nèi)，醫(yī)療等多個行業(yè)內(nèi)的員工作為問卷調(diào)查對象。2017年11 月～2018 年3 月，本研究運用紙質(zhì)問卷調(diào)查和互聯(lián)網(wǎng)問卷調(diào)查相結(jié)合的方式，對北京、上海、深圳、廣州、鄭州等多個城市的中、基層員工共發(fā)放問卷500 份，剔除無效問卷后，最終共得到383 份有效問卷，回收率為76.6%。男性占46.5%，女性占53.5%。年齡介于21 ～25 歲占35.2%，26 ～30 歲占23.5%，31 ～35 歲占15.9%，36 ～40 歲占16.4%，41 ～45 歲占6.5%，46 歲以上占2.3%。中專/高中學歷占8.6%，大專學歷占27.7%，本科學歷占39.7%，研究生占24%。任職1 ～2 年占42.3%，3 ～5 年占19.1%，6 ～10 年占14.4%，10年以上占24.3%。

3.2 變量測量

(1)員工職業(yè)生涯規(guī)劃。采用王明輝和李宗波［6］編制的量表，共包含4 個題項，Cronbach’s α值為0.804。(2)持續(xù)學習。采用劉鏡等［5］在王明輝和李宗波［6］研究基礎(chǔ)上修訂而得的量表，共包含3 個題項，Cronbach’s α 值為0.768。(3)自我效能。采用Riggs 等［25］編制的量表，共包含5 個題項，Cronbach’s α 值為0.870。(4)員工創(chuàng)新行為。采用Scott 和Bruce［26］開發(fā)的量表，共包含6 個題項，Cronbach’s α 值為0.900。(5)組織氛圍。借鑒李建軍［7］開發(fā)的量表，包含組織公平、同事協(xié)作、主管支持3 個維度，共計6 個題項，Cronbach’s α 值為0.866。(6)控制變量。結(jié)合已有研究成果，本研究將性別、年齡、所處行業(yè)、崗位、學歷和工作年限等作為控制變量納入模型，以便更好地反映變量之間的關(guān)系。

4 研究結(jié)果與分析

4.1 效度檢驗

本研究運用Amos 24.0 軟件對模型整體的擬合度進行檢驗。首先采用打包策略中的平衡法［27］，根據(jù)題項因子負荷的大小對各構(gòu)念進行打包，被打包后的各構(gòu)念均包含3 個題項。其次，構(gòu)建五因子模型，并與三因子、四因子的競爭模型進行比較，結(jié)果表明，五因子模型擬合度良好(χ2/df=1.869，CFI=0.980，TLI=0.973，SRMR=0.038，RMSEA=0.048，NFI=0.958，IFI=0.980)，并明顯優(yōu)于其它競爭模型，表明量表結(jié)構(gòu)效度較好。員工職業(yè)生涯規(guī)劃、持續(xù)學習、自我效能、組織氛圍、員工創(chuàng)新行為五個維度組合信度(CR)值分別為0.818、0.753、0.870、0.868、0.901，均大于0.6，5個構(gòu)念的AVE 值均高于0.5，表明量表的聚合效度良好。5 個因子之間的相關(guān)系數(shù)介于0.270 ～0.613之間，低于0.85 的臨界值，體現(xiàn)出量表具有良好的區(qū)分效度?？紤]到其余四個潛變量均與員工創(chuàng)新行為顯著相關(guān)，意味著它們能夠較好地預測員工創(chuàng)新行為，問卷具有較好的效標效度。

4.2 共同方法偏差檢驗

本文運用多種措施以減少共同方法偏差對研究結(jié)果的影響。首先，所有的問卷采用匿名填寫，并在問卷調(diào)查時調(diào)整題項的順序。其次，采用網(wǎng)絡(luò)發(fā)放和紙質(zhì)問卷發(fā)放共同結(jié)合的方式來發(fā)放問卷。再次，采用Harman 單因子法，在不旋轉(zhuǎn)因子條件下，被提取的第一個因子解釋的方差為39.241%，沒有超過40%的標準，表明問卷的共同方法偏差尚可接受。另外，構(gòu)建單因子的結(jié)構(gòu)方程模型，模型的擬合情況不理想(χ2/df=9.022，CFI=0.609，TLI=0.575，RMR=0.130，RMSEA=0.145，NFI=0.582，IFI=0.610)。綜合上述分析，說明本研究的共同方法偏差不嚴重。

4.3 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析結(jié)果

五個構(gòu)念的Cronbach’s α 值介于0.768 ～0.895之間，表明樣本數(shù)據(jù)內(nèi)在一致性較好;員工職業(yè)生涯規(guī)劃與自我效能(r=0.535，p ＜0.01)、持續(xù)學習(r=0.609，p ＜0.01)、員工創(chuàng)新行為(r=0.561，p ＜0.01)、組織氛圍(r=0.372，p ＜0.01)正相關(guān);自我效能與持續(xù)學習(r=0.565，p ＜0.01)、創(chuàng)新行為(r=0.613，p ＜0.01)、組織氛圍(r=0.270，p ＜0.01)正相關(guān);持續(xù)學習與員工創(chuàng)新行為(r=0.609，p ＜0.01)、組織氛圍(r=0.307，p ＜0.01)正相關(guān);員工創(chuàng)新行為與組織氛圍正相關(guān)(r=0.379，p ＜0.01)，這揭示了進一步研究它們相互關(guān)系的可能。

4.4 假設(shè)檢驗

4.4.1 員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為關(guān)系檢驗

本研究使用SPSS 19.0 對員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系進行檢驗。回歸模型擬合結(jié)果通過檢驗(R2=0.364，F(xiàn)=30.663，p ＜0.001)，性別和年齡兩個控制變量的回歸系數(shù)分別為-0.317(p ＜0.001)和-0.098(p ＜0.001)，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對創(chuàng)新行為的回歸系數(shù)顯著(β=0.486，p ＜0.001)，表明員工職業(yè)生涯規(guī)劃正向促進其創(chuàng)新行為，證明了假設(shè)H1。

4.4.2 中介效應檢驗

對員工而言，持續(xù)學習和自我效能可能是同時存在的，因此，構(gòu)建包含持續(xù)學習和自我效能的雙重中介模型，運用SPSS 中的Process 插件進行回歸分析(見表1)。員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為影響的直接效應降為0.170(p ＜0.001)，95%置信區(qū)間為［0.086，0.253］，表明持續(xù)學習和自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與其創(chuàng)新行為關(guān)系之間起到部分中介作用。

員工職業(yè)生涯規(guī)劃→持續(xù)學習→員工創(chuàng)新行為路徑的間接效應為0.162(p ＜0.01)，95%置信區(qū)間為［0.096，0.243］，不包含0，表明持續(xù)學習在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和其創(chuàng)新行為之間起到顯著的正向中介作用，驗證了假設(shè)H2。員工職業(yè)生涯規(guī)劃→自我效能→員工創(chuàng)新行為路徑的間接效應為0.154(p ＜0.01)，95%置 信區(qū) 間為［0.101，0.212］，不包含0，表明自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和其創(chuàng)新行為之間起到顯著的正向中介作用，驗證了假設(shè)H3。

表1 中介作用結(jié)果分析

4.4.3 調(diào)節(jié)效應檢驗

本文按照溫忠麟等［28］設(shè)計的調(diào)節(jié)效應程序，運用層次回歸分析法對組織氛圍的調(diào)節(jié)效應進行驗證(見表2)。在以持續(xù)學習為因變量的模型中，根據(jù)模型4，員工職業(yè)生涯規(guī)劃和組織氛圍交互項與持續(xù)學習的回歸系數(shù)顯著(β=0.095，p ＜0.05)，表明組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃和持續(xù)學習之間的關(guān)系具有正向的調(diào)節(jié)作用，即當組織氛圍越處于高水平時，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對持續(xù)學習的促進作用就越明顯，驗證了假設(shè)H4。調(diào)節(jié)效應圖如圖2 所示。

表2 層次回歸分析結(jié)果

圖2 組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃與持續(xù)學習關(guān)系調(diào)節(jié)效應

圖3 組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃與自我效能關(guān)系調(diào)節(jié)效應

在以自我效能為因變量的模型中，在模型8中，員工職業(yè)生涯規(guī)劃和組織氛圍的交互項系數(shù)顯著(β=0.121，p ＜0.01)，表明組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃和自我效能之間關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即組織氛圍越處于高水平時，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對自我效能的促進作用越明顯，驗證了假設(shè)H5。調(diào)節(jié)效應圖如圖3 所示。

4.4.4 被調(diào)節(jié)的中介效應檢驗

表3 持續(xù)學習在組織氛圍不同水平上的中介效應

表4 自我效能在組織氛圍不同水平上的中介效應

進一步運用Mplus 7.6 軟件驗證持續(xù)學習、自我效能在不同組織氛圍水平上的中介效應。將組織氛圍按照分值劃分為高、低水平兩組(均值加減一個標準差)。在以持續(xù)學習為中介變量的模型中，當組織氛圍分別處于高和低水平時，間接中介效應分別為0.400(p ＜0.001)和0.316(p ＜0.001)，置信區(qū)間均不包含0，兩組的中介效應差異系數(shù)顯著(Δβ=0.085，p ＜0.05)。因此，組織氛圍正向調(diào)節(jié)持續(xù)學習在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應，證明了假設(shè)H6。

在以自我效能為中介變量的模型中，當組織氛圍分別處于高和低水平時，間接中介效應分別為0.408(p ＜0.001)和0.301(p ＜0.001)，并且兩組的中介效應差異系數(shù)顯著(Δβ=0.107，p ＜0.05)。因此，組織氛圍正向調(diào)節(jié)自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應，證明了假設(shè)H7。

本文還借鑒Preacher 等［29］提出的Johnson-Neyman的方法，計算95%置信區(qū)間及顯著域數(shù)值，并繪制被調(diào)節(jié)的中介效應圖。由圖4 可知，持續(xù)學習在其取值范圍內(nèi)(1 ～5)，員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過持續(xù)學習對員工創(chuàng)新的間接效應都是顯著的，進一步驗證了假設(shè)H6;由圖5 可知，當自我效能取值小于4.775 時(5 分為滿分)，員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過自我效能對員工創(chuàng)新的間接效應都是顯著的，進一步驗證了假設(shè)H7。

圖4 持續(xù)學習路徑被調(diào)節(jié)的中介作用

圖5 自我效能路徑被調(diào)節(jié)的中介作用

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

本文以計劃行為理論為分析框架，以員工的自我認知和自我決定能力為基礎(chǔ)，試圖解釋員工職業(yè)生涯驅(qū)動下員工創(chuàng)新行為機理，取得的研究結(jié)論如下:(1)員工職業(yè)生涯規(guī)劃是員工創(chuàng)新行為的前因變量，它能夠促進員工創(chuàng)新行為。(2)自我效能和持續(xù)學習在員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為影響關(guān)系中起到部分中介作用。(3)在組織公平、同事協(xié)作、主管支持的組織氛圍下，持續(xù)學習和自我效能都能夠在職業(yè)生涯規(guī)劃與員工創(chuàng)新行為之間均起到中介作用。然而，在高、低不同水平的組織氛圍情境下，持續(xù)學習、自我效能對員工職業(yè)生涯規(guī)劃和其創(chuàng)新行為關(guān)系的中介作用均存在顯著差異。(4)組織氛圍分別正向調(diào)節(jié)員工職業(yè)生涯規(guī)劃與持續(xù)學習、自我效能之間的關(guān)系。在高水平的組織氛圍下，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對持續(xù)學習、自我效能的影響更加顯著。

5.2 理論貢獻與管理啟示

本研究的理論貢獻在于:(1)本研究基于計劃行為理論和自我決定理論，肯定了員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為的促進作用，豐富了員工創(chuàng)新行為研究的前因變量。(2)剖析了以員工職業(yè)生涯規(guī)劃為動因，以持續(xù)學習、自我效能為中介變量的員工創(chuàng)新行為作用機理。以往的研究既很少關(guān)注到員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，也尚未考察持續(xù)學習、自我效能與員工職業(yè)生涯規(guī)劃及創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，本研究剖析了它們之間的作用機理，揭示了員工自下而上開展“草根創(chuàng)新”的可行路徑。(3)考察了員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為作用的邊界條件。學者們已經(jīng)從自我效能和組織氛圍的視角對創(chuàng)新行為進行研究，然而，本文不但考察了組織氛圍分別與持續(xù)學習、自我效能的交互作用，還考察了組織氛圍對于持續(xù)學習和自我效能中介效應的調(diào)節(jié)作用，進一步明晰了員工職業(yè)生涯規(guī)劃驅(qū)動下員工創(chuàng)新行為的情境條件。

本文的管理啟示在于:(1)組織要肯定員工的職業(yè)規(guī)劃能力，鼓勵員工進行職業(yè)生涯規(guī)劃。員工能夠在充分認識自身需求和利用外部環(huán)境信息的基礎(chǔ)上，根據(jù)組織戰(zhàn)略或結(jié)構(gòu)變化、職業(yè)目標設(shè)置、生涯規(guī)劃和生涯實施方式來調(diào)整自身的職業(yè)生涯規(guī)劃。因此，員工要借助組織的“勢”，而組織要借助員工的“力”來協(xié)同兩者不斷進步的方向。組織無需過于忌憚員工可能出現(xiàn)的離職問題而疏于對員工長期發(fā)展規(guī)劃的關(guān)注，反而需要參與員工的職業(yè)生涯規(guī)劃，建立有利于其職業(yè)發(fā)展的多元化通道，在成就員工職業(yè)發(fā)展目標的同時，實現(xiàn)組織的創(chuàng)新目標。(2)組織需要重視并允許員工自主持續(xù)學習。員工具有根據(jù)工作需求不斷自主學習的能力，因此，組織一方面可以借助員工的內(nèi)在學習動力，鼓勵員工進行定制化的學習探索。另一方面，組織可以根據(jù)員工的需求，為員工提供跨組織、跨行業(yè)的學習、交流或培訓機會，通過開闊員工的視野使其感知到個人及組織的需求，從而更加積極主動地踐行“干中學”。通過不斷提升員工的持續(xù)學習能力，促進員工職業(yè)生涯目標到創(chuàng)新行為的落地。(3)組織需要激發(fā)員工的個人自信和專業(yè)自信，進而提高其自我效能。一方面組織可以為員工提供展示才華的機會和舞臺，從而培養(yǎng)其個人自信及展示專業(yè)技能，另一方面，組織需要為員工提供多元化的學習途徑或體驗式培訓活動來增強其專業(yè)自信。(4)組織需要培育領(lǐng)導支持、員工相互協(xié)作，績效評價合理的組織氛圍。當組織營造了高水平的組織氛圍，進行職業(yè)生涯規(guī)劃的員工不但愿意通過多種途徑持續(xù)學習相關(guān)知識或技能，還會對自身的能力或?qū)I(yè)更有信心。另外，組織營造的良好組織氛圍還是優(yōu)化員工草根創(chuàng)新行為的土壤，能夠更好地激發(fā)員工的職業(yè)生涯規(guī)劃、持續(xù)學習和自我效能所帶來的創(chuàng)新潛能。

5.3 研究局限及展望

本研究的結(jié)果依據(jù)截面數(shù)據(jù)實證檢驗而產(chǎn)生，可能無法從縱向的維度反映變量之間的因果關(guān)系，在后續(xù)研究中，擬采用實驗法或縱向設(shè)計來探究變量之間的因果關(guān)系或機制。另外，本文主要以員工作為數(shù)據(jù)收集的對象，所采用的數(shù)據(jù)可能受到被調(diào)查者個人感知的影響，在后續(xù)研究中將采用配對調(diào)查方式收集問卷，以便獲取更加全面的調(diào)查結(jié)果。本研究的重點在于員工個人與組織層面的互動，然而，面對快速多變的競爭環(huán)境，團隊式管理或運作具有更好的柔性，因此，在后續(xù)研究中，考慮融入團隊層面的影響因素，以便更加全面而準確地揭示員工創(chuàng)新行為的機理。