員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新績效影響機理的實證研究

王瑞永，王 薇

(內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

近年來，企業(yè)員工的心理問題日益突顯，學(xué)界與實業(yè)界對此給予了高度的關(guān)注，并圍繞員工職業(yè)倦怠感和組織認(rèn)同感進行了大量研究，結(jié)果表明：職業(yè)倦怠感和組織認(rèn)同感的確會對員工的創(chuàng)新行為和績效產(chǎn)生顯著影響。但職業(yè)心態(tài)作為企業(yè)員工的主觀心理情感卻并未得到應(yīng)有重視，其對創(chuàng)新績效的影響更是少有研究。而一項調(diào)查表明：美國企業(yè)與本土企業(yè)之間真正的差距并不在于市場分化程度和核心技術(shù)，而是員工的職業(yè)心態(tài)。基于此，有必要就員工職業(yè)心態(tài)及其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機理進行探究。

二、理論模型的構(gòu)建與假設(shè)的提出

(一)員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

員工職業(yè)心態(tài)意指員工在其職業(yè)生涯中，對所從事的職業(yè)產(chǎn)生主觀心理情感。創(chuàng)新績效作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵指標(biāo)歷來受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注，已有研究主要有結(jié)果論、過程論、結(jié)果與過程綜合論三種觀點。主張結(jié)果論的學(xué)者Coombs將創(chuàng)新績效界定為企業(yè)研發(fā)前期投入和過程學(xué)習(xí)的結(jié)果表現(xiàn)[1]。學(xué)者Mumford主張的過程論，認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新績效還應(yīng)包括科研人員為了實現(xiàn)創(chuàng)新目標(biāo)所產(chǎn)生的創(chuàng)新行為[2]。在上述兩種觀點的基礎(chǔ)上，我國學(xué)者韓毅提出過程與結(jié)果綜合論，將員工創(chuàng)新績效界定為員工的創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新行動、創(chuàng)新建議和創(chuàng)新成果以及創(chuàng)新思維的傳播。

盡管還鮮有以員工職業(yè)心態(tài)作為自變量來直接研究其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，但自梅奧在霍桑實驗的基礎(chǔ)上提出工人是社會人，生產(chǎn)效率的高低主要取決于人的工作態(tài)度以來，人們逐漸意識到態(tài)度、士氣、人際關(guān)系等因素與工作績效之間存在的密切關(guān)系。創(chuàng)新績效作為企業(yè)整體績效的重要組成部分，自然受員工職業(yè)心態(tài)的影響。因此，員工是否熱愛自己所從事的職業(yè)，勢必會影響到其在工作中創(chuàng)新的意愿、創(chuàng)新的有效性，進而影響創(chuàng)新績效。由此提出假設(shè)1：

H1：員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新績效有正向影響。

(二)影響機理與創(chuàng)新行為的中介作用

員工職業(yè)心態(tài)雖是企業(yè)創(chuàng)新績效的影響因素，但作為心理狀態(tài)和主觀感受的員工職業(yè)心態(tài)，并不能直接產(chǎn)生創(chuàng)新績效。其作用是通過一定的機理來達成的。目前已有的研究在一定程度上證實了員工積極心理因素會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向的影響。魏榮的研究證明員工參與創(chuàng)新活動并取得創(chuàng)新成果的根源在于心理內(nèi)部動機，外部影響因素只有在轉(zhuǎn)化為內(nèi)在意愿后才能對員工創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效產(chǎn)生促進或抑制作用[3]。由此可見，在員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機理中，創(chuàng)新行為起著至關(guān)重要的中介作用。據(jù)此提出假設(shè)2：

H2：創(chuàng)新行為在員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響機理中起中介作用。

(三)員工職業(yè)心態(tài)的維度分析與界定

員工職業(yè)心態(tài)的維度分析是在借鑒馬廣海四維結(jié)構(gòu)范式的基礎(chǔ)上，作了一定的調(diào)整[4]。最終選取職業(yè)情感、職業(yè)認(rèn)知、職業(yè)行為傾向三個維度來衡量員工的職業(yè)心態(tài)。職業(yè)情感是指：伴隨著員工職業(yè)生涯的不斷發(fā)展，人們會對所從事的職業(yè)產(chǎn)生較為穩(wěn)定和持久的感情。職業(yè)認(rèn)知是個體對職業(yè)世界的認(rèn)知。職業(yè)行為傾向是指在職業(yè)領(lǐng)域的人際交往中，人們將自己的人格特征、態(tài)度和其它心理特征展現(xiàn)出來的連續(xù)性狀態(tài)。基于以上分析，提出文章的理論模型如圖1所示，并相應(yīng)提出如下的假設(shè)：

圖1 員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的細(xì)化機理模型

H1a：員工的職業(yè)情感對企業(yè)創(chuàng)新績效有正向影響。

H1b：員工的職業(yè)認(rèn)知對企業(yè)創(chuàng)新績效有正向影響。

H1c：員工的職業(yè)行為傾向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效有正向影響。

(四)員工職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新行為的影響

雖然有關(guān)職業(yè)心態(tài)和創(chuàng)新行為之間的關(guān)系目前學(xué)術(shù)界文獻較少，但眾多國內(nèi)外學(xué)者都驗證了主觀心理因素和創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。汪國銀、張文靜等人基于自我認(rèn)知視角證實了工作激情對員工創(chuàng)造力有顯著的正向影響[5，9]。國外學(xué)者Asad和Khan以銀行和企業(yè)的職工為調(diào)研對象，探究員工工作倦怠和創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。上述研究都證實了員工的主觀感受對員工創(chuàng)新活動有著不同程度的影響。而職業(yè)心態(tài)就是員工在職業(yè)生涯過程中形成的一種主觀感受，自然也會在一定程度上影響創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。由此提出如下假設(shè)：

H3：員工職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新行為有正向影響。

(五)員工創(chuàng)新行為對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

基于管理學(xué)的視角，績效是企業(yè)期望的產(chǎn)出結(jié)果。創(chuàng)新行為是一種通過對已有方法的改進或找到一種全新的方式來更高效地實現(xiàn)組織既定任務(wù)的行為方式。學(xué)者們通過大量的實證研究證明了創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效之間的關(guān)系。Gilson在研究中發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)新行為會提升工作績效[6]，不同的創(chuàng)新行為會對績效產(chǎn)生不同程度的影響。由此提出如下假設(shè)：

H4：員工創(chuàng)新行為對企業(yè)創(chuàng)新績效有正向影響。

三、研究設(shè)計

(一)變量的測度

1.自變量

目前，對自變量——職業(yè)心態(tài)的測度，還沒有成熟的量表。職業(yè)心態(tài)量表開發(fā)嚴(yán)格遵循了CHURCHILL的研究規(guī)范，按照科學(xué)的步驟與方法最終形成職業(yè)心態(tài)的測量量表。量表由22個題項組成[7]。檢驗的信度系數(shù)值為0.955。

2.因變量

因變量——創(chuàng)新績效的測度借用姚山季和王永貴開發(fā)的成熟量表[8]，并在原量表5個題項的基礎(chǔ)上，新增了6個題項，形成11個題項。量表的信度系數(shù)是0.904(當(dāng)α >0.7時符合要求)。

3.中介變量

中介變量——創(chuàng)新行為的測量借鑒張振剛等人開發(fā)的量表。在原量表的基礎(chǔ)上增加了員工與同事的互動行為，最終共形成11個題項。修改后的量表信度系數(shù)為0.880，量表信度良好。

4.控制變量

由于年齡、性別、個人特征等會在不同程度上對員工職業(yè)心態(tài)產(chǎn)生影響，選取了員工的性別、年齡、受教育程度、工作年限和管理層級五個變量作為控制變量。

(二)正式調(diào)研

通過對問卷進行項目分析、因素分析和信效度分析后形成正式問卷。調(diào)研對象是企業(yè)不同層級的員工。研究選用問卷的樣本服務(wù)進行調(diào)研。經(jīng)過多輪發(fā)放。結(jié)果顯示：從性別來看，男士占總?cè)藬?shù)的41.6%，女士占總?cè)藬?shù)的58.4%；從學(xué)歷上看，專科及以下占10.1%，本科占65.9%，碩士及以上占24%；從年齡段上看，25歲以下占30.3%，25-30歲占9.5%，30-35歲占38.8%，35-40歲占10.4%，40歲以上占11.0%；從工作年限上看，3個月以下占2.2%，3個月-1年占5.7%，1年-3年占13.2%，3年及以上占78.9%；從管理層級上看，高層管理人員占5.4%，中層管理人員占21.8%，基層管理人員占36.0%，普通員工占36.9%。

四、假設(shè)檢驗

(一)同源方差檢驗

文章選用的量表方法獲取數(shù)據(jù)容易產(chǎn)生共同方法偏差。為了對量表可能存在的同源偏差進行控制，在問卷的設(shè)計上采用了問卷隨機編排和匿名調(diào)查等方式。此外，還需作Harman單因子檢驗。結(jié)果顯示，符合要求(即特征值大于1)的因子有10個，第一個因素解釋的累計變異量為27.729%，比標(biāo)準(zhǔn)限定的累積變異量40%低，說明本量表設(shè)計的共同方法偏差問題不明顯。

(二)變量相關(guān)分析檢驗與探求

描述性統(tǒng)計結(jié)果(見表1)。從相關(guān)系數(shù)來看，職業(yè)心態(tài)與創(chuàng)新行為及創(chuàng)新績效均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.421和0.433。從職業(yè)心態(tài)各維度的相關(guān)系數(shù)來看，職業(yè)情感與創(chuàng)新行為及創(chuàng)新績效均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.349和0.355。職業(yè)認(rèn)知與創(chuàng)新行為及創(chuàng)新績效均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.359和0.288。職業(yè)行為傾向與創(chuàng)新行為及創(chuàng)新績效均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.431和0.397。結(jié)果顯示職業(yè)心態(tài)的三個維度均和創(chuàng)新行為及創(chuàng)新績效存在相關(guān)關(guān)系。創(chuàng)新行為與創(chuàng)新績效的相關(guān)系數(shù)為0.541，表明創(chuàng)新行為與創(chuàng)新績效確實顯著相關(guān)。

表1 測量變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=317)

(三)中介效應(yīng)檢驗

選擇AMOS21.0對創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)進行驗證。結(jié)果如表2所示。采用Bootstrap方法對職業(yè)心態(tài)與創(chuàng)新績效之間關(guān)系的中介效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果顯示：職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效總效應(yīng)Z值為7.830，Z值>1.96，Bootstrap的bias-corrected95%置信區(qū)間和percentile 95%置信區(qū)間的上下限分別介于(0.753，1.233)和(0.755，1.235)均不包含0，這表明創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)顯著；職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效的間接效應(yīng)的Z值為3.260，Z值>1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信區(qū)間和percentile 95%置信區(qū)間的上、下限分別介于(0.305，1.093)和(0.312，1.100)均不包含0，這表明創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)顯著；職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)的Z值為1.490，Z值<1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信區(qū)間和percentile 95%置信區(qū)間的上、下限分別介于(-0.750，0.783)和(-0.112，0.746)均包含0，這說明直接效應(yīng)不存在。這表示創(chuàng)新行為在職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效的影響中發(fā)揮了中介作用，職業(yè)心態(tài)只有通過創(chuàng)新行為這個中介變量，轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新行為后才能對企業(yè)創(chuàng)新績效起到顯著的影響，基于以上分析，H2得到驗證。

表2 創(chuàng)新行為的結(jié)構(gòu)方程模型Bootstrap中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(職業(yè)心態(tài))

除了檢驗創(chuàng)新行為在職業(yè)心態(tài)和創(chuàng)新績效之間的關(guān)系外，還采用Bootstrap方法對職業(yè)心態(tài)的三個子維度(職業(yè)情感、職業(yè)認(rèn)知、職業(yè)行為傾向)與創(chuàng)新績效之間關(guān)系的中介效應(yīng)進行檢驗。結(jié)果顯示：職業(yè)情感對創(chuàng)新績效總效應(yīng)的Z值為4.838，Z值>1.96，Bootstrap的bias-corrected95%置信區(qū)間和percentile 95%置信區(qū)間的上下限分別介于(0.522，1.182)和(0.540，1.234)均不包含0，這表明創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)顯著；職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效的間接效應(yīng)的Z值為2.411，Z值>1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信區(qū)間和percentile 95%置信區(qū)間的上、下限分別介于(0.146，0.825)和(0.109，0.768)均不包含0，這表明創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)顯著；職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效的直接效應(yīng)的Z值為1.659，Z值<1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信區(qū)間和percentile 95%置信區(qū)間的上、下限分別介于(-0.141，0.844)和(-0.580，0.908)均包含0，這說明直接效應(yīng)不存在，即H1a未得到驗證。這表示職業(yè)情感無法直接對創(chuàng)新績效產(chǎn)生作用，而只有通過創(chuàng)新行為這個中介變量，轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新行為后才能對企業(yè)創(chuàng)新績效起到顯著的影響。職業(yè)心態(tài)的另外兩個子維度(職業(yè)認(rèn)知和職業(yè)行為傾向)的結(jié)果均證明職業(yè)認(rèn)知(職業(yè)行為傾向)的直接效應(yīng)不存在，即H1b和H1c未得到驗證。這表示職業(yè)認(rèn)知和職業(yè)行為傾向這兩個子維度均無法直接影響創(chuàng)新績效，均需通過創(chuàng)新行為這個中介變量才能對創(chuàng)新績效產(chǎn)生作用。

五、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

文章以中國本土企業(yè)員工作為調(diào)研對象，運用實證研究來驗證員工職業(yè)心態(tài)及其維度對創(chuàng)新績效產(chǎn)生的影響，深化了對員工職業(yè)心態(tài)的縱向研究，對社會心態(tài)的相關(guān)理論也進行了一定的擴充。

研究揭示了員工職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效的影響及具體的影響機理，闡明了職業(yè)心態(tài)是通過創(chuàng)新行為的中介作用影響創(chuàng)新績效，提出并實證驗證：職業(yè)心態(tài)對創(chuàng)新績效具有顯著正向預(yù)測作用，創(chuàng)新行為在職業(yè)心態(tài)與創(chuàng)新績效之間起完全中介作用，職業(yè)情感、職業(yè)認(rèn)知和職業(yè)行為傾向?qū)?chuàng)新績效具有顯著正向預(yù)測作用的一系列假設(shè)。

(二)建議

研究結(jié)論對企業(yè)管理者正確認(rèn)識、有效培育員工的職業(yè)心態(tài)和提高創(chuàng)新效果提供借鑒。

1.創(chuàng)新是企業(yè)不竭的動力，是企業(yè)在激烈競爭中取勝，實現(xiàn)持續(xù)健康發(fā)展的第一動力。管理者應(yīng)深化員工職業(yè)心態(tài)對企業(yè)創(chuàng)新影響的認(rèn)識，把握影響的機理，提高企業(yè)的創(chuàng)新績效。

2.企業(yè)管理者在日常工作中不僅要高度重視員工職業(yè)心態(tài)的變化，采取切實可行的措施對員工的職業(yè)心態(tài)進行引導(dǎo)和培育，激發(fā)員工形成良好的職業(yè)心態(tài)；更要有將員工良好的職業(yè)心態(tài)轉(zhuǎn)化為自發(fā)創(chuàng)新行為的能力，只有這樣才會真正產(chǎn)生創(chuàng)新績效。

3.企業(yè)在員工的招、選、用等各環(huán)節(jié)除了對員工的專業(yè)知識、能力等進行考察外，還要重視員工心理狀態(tài)的考量，為員工塑造積極的職業(yè)心態(tài)提供良好的文化和制度環(huán)境，盡量避免員工因消極的職業(yè)心態(tài)對企業(yè)績效造成的不良影響。