同事支持對員工創(chuàng)新的影響及發(fā)生機(jī)制研究

鄧玉林，呂小鹿，劉怡文

(河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”“AI+”時代逐步開啟，知識、產(chǎn)品與服務(wù)更新迭代速度加快，如何培養(yǎng)高素質(zhì)的創(chuàng)新人才來應(yīng)對這一形勢是企業(yè)需考慮的關(guān)鍵問題。從本質(zhì)上來看，員工創(chuàng)新行為是工作場所中不同個體在不同組織層級上交互的復(fù)雜過程，在這一過程中，組織內(nèi)部支持是員工獲取社會資源的重要來源，有助于促進(jìn)員工創(chuàng)新目標(biāo)的實現(xiàn)。其中，同事支持是組織支持中發(fā)生最頻繁、響應(yīng)性和接近性最高的支持形式。研究顯示，員工所獲得的同事支持能有效撫慰員工內(nèi)心，觸發(fā)積極的工作行為。根據(jù)遵循邏輯的不同，同事支持可分為情感性支持與工具性支持，情感性支持遵循非正式的私人關(guān)系邏輯，而工具性支持遵循正式的工作關(guān)系邏輯，二者差別迥異。在我國高權(quán)力距離的文化情境下，現(xiàn)有研究大多聚焦于上司支持，少有研究探討同事支持對員工創(chuàng)新行為的影響，顧遠(yuǎn)東等[1]研究發(fā)現(xiàn)組織支持感的3個維度(組織、主管、同事)均能夠?qū)T工創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向影響，首次驗證了在中國情境下這種影響通過創(chuàng)造力效能感和積極情緒產(chǎn)生作用，但未針對同事支持的二維屬性進(jìn)行深入探究。為此，筆者聚焦于同事支持的二維屬性，從制度邏輯的視角探討情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力差異。

根據(jù)組織支持理論，作為一種組織情境，同事支持需要通過員工自身的心理感知對員工創(chuàng)新產(chǎn)生作用。員工創(chuàng)新行為可以視為一個“破”和“立”的過程，是在一定程度上對既有要素的突破和重組，因此創(chuàng)新個體渴望內(nèi)在動力的驅(qū)動[2]。自我效能感是個體按某一標(biāo)準(zhǔn)完成任務(wù)的信念，員工的自我效能感越高，則越敢于嘗試具有風(fēng)險性的工作。因此，筆者將自我效能感視為中介變量，探索員工創(chuàng)新行為的發(fā)生機(jī)制，并試圖從自我效能感的視角探討情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力差異的成因，研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

1 文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

1.1 情感性支持與員工創(chuàng)新行為

H1同事的情感性支持對員工創(chuàng)新行為具有正向影響。

1.2 工具性支持與員工創(chuàng)新行為

與情感性支持不同，工具性支持與完成工作本身相關(guān)，指的是實質(zhì)的、具體的協(xié)助，包括金錢或分擔(dān)工作等物質(zhì)支持和共享信息、提供建議等信息支持。與情感性支持相比，工具性支持對于員工創(chuàng)新行為主要側(cè)重于創(chuàng)新所需知識與技能的積累。研究顯示，當(dāng)員工感知到自身的工作能力水平較低時，員工實施創(chuàng)新行為的可能性會降低。而同事及時提供的建議、忠告等，能夠有效彌補(bǔ)員工在創(chuàng)新過程中專業(yè)知識或能力的欠缺，豐富員工的知識與技能儲備，滿足創(chuàng)新任務(wù)的要求。另外，創(chuàng)新具有風(fēng)險性，員工一旦在創(chuàng)新過程中受挫，金錢支持或責(zé)任分擔(dān)能有效緩沖員工受到的負(fù)面影響，為員工進(jìn)一步開展創(chuàng)新行為提供了堅實保障。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H2同事的工具性支持對員工創(chuàng)新行為具有正向影響。

1.3 自我效能感在同事支持與員工創(chuàng)新行為間的中介作用

自我效能感指個體對自己能否按要求的水平完成任務(wù)或?qū)崿F(xiàn)目標(biāo)的自我把握與信心[7]。個體的績效成就、模仿或替代經(jīng)驗、言語勸說和情緒生理狀態(tài)是自我效能感的四大來源，影響著個體自我效能感的演變與形成過程。同時，自我效能感作為員工的內(nèi)在動力，需要滿足關(guān)系需求才能發(fā)揮其驅(qū)動作用[8]。情感性支持與工具性支持以不同方式強(qiáng)化了員工的自我效能感。其中，情感性支持是對個體心理的有效支撐，不但降低了員工的焦慮與情緒倦怠，使得員工保持良好的情緒狀態(tài)，而且使創(chuàng)新主體感知到自身價值，促進(jìn)自我效能感的提升[9]。工具性支持依附于同事所提供的物質(zhì)支持和掌握的成功經(jīng)驗，可供員工借鑒、模仿或?qū)W習(xí)，能顯著增強(qiáng)員工的自我效能感[10]。

作為能否成功完成任務(wù)的自我感知，員工自我效能感從預(yù)期目標(biāo)設(shè)置與面對困難的努力程度兩方面對員工的創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響[11]。較高的自我效能感作為重要內(nèi)部驅(qū)動因素，能夠激勵員工設(shè)定具有挑戰(zhàn)性的目標(biāo)，并在面對困難時勇于克服困難，進(jìn)而實現(xiàn)創(chuàng)新。TSAI等[12]將擁有不同程度自我效能感的員工進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，倘若員工的自我效能感高，則更能受到鼓舞進(jìn)而產(chǎn)生創(chuàng)新行為。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H3a自我效能感在情感性支持與員工創(chuàng)新行為關(guān)系中起中介作用;

涉眾型經(jīng)濟(jì)犯罪中，很少是單人作案的，所以大部分涉眾型經(jīng)濟(jì)犯罪都是有組織的。犯罪嫌疑人為了提升可信度，往往會通過合法公司的開設(shè)方式實施經(jīng)濟(jì)犯罪，而且在這個過程中需要多個人的分工完成，這也需要組織的嚴(yán)密性和合理性[2]。這些犯罪分子往往是通過對社會上不法分子的勾結(jié)，并與金融機(jī)構(gòu)的員工串通，實施犯罪。銀行部分內(nèi)部人員在大量金錢的誘惑下，意志薄弱，難以抵抗腐敗，這也是導(dǎo)致犯罪分子得逞的重要原因。比如，中國銀行廣州分行會計組長利用職務(wù)之便與某詐騙公司勾結(jié)，偽造存款單據(jù)、偽刻公章，共騙取廣州12家企事業(yè)單位超過8 000萬元。

H3b自我效能感在工具性支持與員工創(chuàng)新行為關(guān)系中起中介作用。

1.4 情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的作用效力差異

情感性支持與工具性支持最本質(zhì)的區(qū)別在于其遵循的制度邏輯，這一差異決定了具體內(nèi)容和表現(xiàn)形式的差別。情感性支持遵循非正式的私人關(guān)系邏輯，體現(xiàn)為員工間的情感依戀，既可能在工作場所中出現(xiàn)，又可能在非工作場所中出現(xiàn)。而工具性支持遵循正式的工作關(guān)系邏輯，依附于工作本身，主要發(fā)生在工作場所。顯然，情感性支持的內(nèi)容超越了工作本身的界限。在中國情境下，非正式私人關(guān)系占據(jù)重要地位，緊密的情感聯(lián)系能促使個體更愿意幫助他人實現(xiàn)互惠。而同事的情感性支持是組織支持的具體表現(xiàn)形式，員工所得到的情感性支持越多，互惠的欲望越強(qiáng)。在“工作生活不分家”的情況下，這種互惠不僅體現(xiàn)為相互依戀的情感聯(lián)系的增強(qiáng)，還會反映在工作場所中，體現(xiàn)為員工創(chuàng)新等積極工作行為。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H4相較于工具性支持，情感性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力更大。

1.5 情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為作用效力差異成因

根據(jù)中介作用的分析，情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響均通過自我效能感得以實現(xiàn)，且情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力存在差異，因此筆者從自我效能感的角度探索上述作用效力差異產(chǎn)生的原因。實際上，私人關(guān)系情感導(dǎo)向的存在不僅使感性聯(lián)系對員工行為表現(xiàn)的影響更大，還使得個體對私人關(guān)系的需求強(qiáng)烈。與工作本身相關(guān)的知識與技能相比，同事的關(guān)心和尊重更能滿足員工的這一需求，進(jìn)而通過皮格馬利翁效應(yīng)使員工表現(xiàn)出更強(qiáng)的自我效能感。由于自我效能感在情感性支持與工具性支持和員工創(chuàng)新行為的關(guān)系中起中介作用，因此，情感性支持與工具性支持對自我效能感的作用效力的差異會進(jìn)一步傳導(dǎo)，導(dǎo)致情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為作用效力的差異。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H5相較于工具性支持，情感性支持對自我效能感的影響效力更大。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

筆者主要采用問卷調(diào)查的方式獲取數(shù)據(jù)，由于研究中未涉及到具體地域、行業(yè)或企業(yè)類型，因此筆者使用了線上和線下兩種數(shù)據(jù)回收方式。線下方式是指使用紙質(zhì)問卷進(jìn)行實地調(diào)研，而線上方式是指通過電子鏈接，以滾雪球的形式回收問卷。調(diào)查問卷主要分布在北京、浙江、江蘇、上海、安徽等地區(qū)，將一些自相矛盾和數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的無效問卷剔除后，共得到有效問卷210份。樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如下：性別方面，男性占49%，女性占51%；受教育程度方面，高中/中專及以下占1.9%，大專占13.8%，本科占61.9%，研究生占22.4%；出生年代方面，60年代占2.4%，70年代占6.2%，80年代占43.3%，90年代占48.1%；工作年限方面，1年以下占7.6%，1～3年(不含3年)占52.4%，3～5年(不含5年)占14.8%，5年及以上占25.2%。

2.2 測量工具

研究中的所有量表均來源于英文量表。在量表的翻譯問題上，使用翻譯-回譯程序，確保翻譯的準(zhǔn)確性。在量表選項點(diǎn)數(shù)問題上，筆者遵照原始量表的格式，設(shè)置為5點(diǎn)(1=非常不同意，2=不同意，3=不確定，4=同意，5=非常同意)。

對于同事支持，筆者采用了許純嘉[13]編制的兩維度量表，共計15個題項。其中，情感性支持包括10個題項，工具性支持包括5個題項，該量表的Cronbach′sα值為0.920，表明內(nèi)部一致性非常好；對于員工創(chuàng)新行為，筆者采用了SCOTT等[14]編制的單維度量表測量員工創(chuàng)新行為，共6個題項，該量表的Cronbach′sα值為0.910，表明內(nèi)部一致性非常好；對于自我效能感，筆者采用了ZHANG等[15]改編的量表測量員工自我效能感，共10個題項，該量表的Cronbach′sα值為0.910，表明內(nèi)部一致性非常好。此外，筆者選取了性別、出生年代、崗位類型、受教育程度、工作年限作為控制變量。

3 實證檢驗

3.1 共同方法偏差檢驗

為防止共同方法偏差導(dǎo)致的誤差影響研究結(jié)論的有效性，筆者進(jìn)行了共同方法偏差檢驗。結(jié)果顯示，使用變量單個因子的最大方差解釋量為38.07%，未超過建議值40.00%，因此共同方法偏差所造成的影響并不嚴(yán)重。

3.2 驗證性因子分析

筆者通過Amos21.0軟件對量表進(jìn)行了驗證性因子分析，結(jié)果顯示，RESEA=0.02，RMR=0.03，CFI=0.99，TLI=0.99，表明該研究所使用的各個量表具有較好的區(qū)分效度。

3.3 描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

筆者對所使用變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析，結(jié)果顯示：情感性支持(β=0.46，p<0.001)、工具性支持(β=0.37，p<0.001)與員工創(chuàng)新行為都顯著正相關(guān)；自我效能感與員工創(chuàng)新行為也顯著正相關(guān)(β=0.53，p<0.001)。因此該研究的數(shù)據(jù)適合做進(jìn)一步分析。

3.4 假設(shè)檢驗

筆者使用多元線性回歸對假設(shè)H1和假設(shè)H2進(jìn)行了檢驗,總效應(yīng)檢驗結(jié)果如表1所示。從模型2的和模型3的結(jié)果可看出，在控制人口統(tǒng)計學(xué)變量基礎(chǔ)上，情感性支持(β=0.46，p<0.001)和工具性支持(β=0.37，p<0.001)對員工創(chuàng)新均存在顯著正向影響，假設(shè)H1和假設(shè)H2得到驗證。

表1 總效應(yīng)檢驗結(jié)果

注:*表示p<0.05;**表示p<0.01;***表示p<0.001

在檢驗中介作用時，筆者使用Process程序與Bootstrapping方法。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表2所示，可以看出情感性支持→自我效能感→員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.263，SE值為0.060，置信區(qū)間為[0.152,0.386]，不包含0，中介效應(yīng)得到驗證，即假設(shè)H3a得到驗證；工具性支持→自我效能感→員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.239，SE值為0.057，置信區(qū)間為[0.142,0.367]，不包含0，中介效應(yīng)得到驗證，假設(shè)H3b也得到驗證。

表2 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

為比較情感性支持、工具性支持對員工創(chuàng)新行為的作用效力差異，筆者引入了相對權(quán)重RW[16]進(jìn)行分析，RW值越高，表明變量的作用效力越大。相對權(quán)重分析結(jié)果如表3所示，其中，B為非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)；β為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)；RW為原始相對權(quán)重；LLCI和ULCI分別為在95%的顯著性下置信區(qū)間的下限與上限；RS-RW為相對權(quán)重重新調(diào)整為歸因于每個預(yù)測變量預(yù)測方差的百分比；α被設(shè)定為5%；N=210。

表3 相對權(quán)重分析表

注：*表示p<0.05

由表3可以看出,在預(yù)測員工創(chuàng)新行為時，情感性支持的相對權(quán)重RW值為0.14，p<0.05，工具性支持的相對權(quán)重RW值為0.08，p<0.05，且情感性支持的預(yù)測方差百分比為65.24%,大于工具性支持的預(yù)測方差百分比(34.75%)，表明相較于工具性支持，情感性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力更大，假設(shè)H4得到驗證。

在預(yù)測自我效能感的中介作用差異時，情感性支持的相對權(quán)重RW值為0.15，p<0.05，工具性支持的相對權(quán)重RW值為0.11，p<0.05，且情感性支持的預(yù)測方差百分比為59.11%，大于工具性支持的預(yù)測方差百分比(40.89%)，表明相較于工具性支持，情感性支持對自我效能感的影響效力更大，假設(shè)H5得到驗證。

4 結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

筆者聚焦于同事支持的情感性支持和工具性支持兩個維度，探索了情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力差異及其成因，得到以下主要研究結(jié)論：

(1)情感性支持與工具性支持均對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響。

(2)在中國情境下，情感性支持比工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力更大。受私人關(guān)系文化影響，相比正式工作關(guān)系，私人關(guān)系對員工的影響更大，因此情感性支持更能促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。

(3)自我效能感在情感性支持與員工創(chuàng)新行為間和工具性支持與員工創(chuàng)新行為間均起中介作用。

(4)情感性支持與工具性支持對員工創(chuàng)新行為的影響效力差異可以通過自我效能感的心理機(jī)制進(jìn)行解釋。組織中的個體對私人關(guān)系的需求及重視程度更高，當(dāng)這一需求因同事所提供的情感性支持得到滿足時，員工的自我效能感會得到顯著提高并進(jìn)一步向后傳導(dǎo)，極大地促進(jìn)了員工創(chuàng)新行為的發(fā)生。相比而言，正式的工作關(guān)系對自我效能感的影響較小，在向后傳遞時，對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生的影響較小，進(jìn)而造成了作用效力的差異。

4.2 管理啟示

發(fā)掘中國情境下能夠有效激發(fā)員工創(chuàng)新行為的途徑，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新水平，以便適應(yīng)時代動態(tài)變化是本研究的目的之一。基于實證結(jié)果，筆者提出以下管理啟示：

(1)重視組織場所中同事支持對員工創(chuàng)新行為的影響，尤其是情感性支持的重要作用。受傳統(tǒng)文化影響，員工偏愛且慣于身處和諧互助的工作氛圍。同事的關(guān)心、尊重與技術(shù)性支持等有助于營造和諧的工作氛圍，增強(qiáng)員工應(yīng)對壓力與挑戰(zhàn)的信心，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。將同事支持割裂開看，由于關(guān)系文化這一情感導(dǎo)向的存在，員工對于情感聯(lián)系的需求更大，并且情感聯(lián)系對于員工行為的影響更強(qiáng)。因此，員工在提供支持時適當(dāng)?shù)叵蚯楦兄С謨A斜，對員工創(chuàng)新乃至企業(yè)創(chuàng)新有更重要的作用。

(2)重視自我效能感及自我效能感的多途徑強(qiáng)化方式。已有研究表明，個體與組織層面的多個因素，包括員工以往績效、目標(biāo)設(shè)置水平、情緒智力、領(lǐng)導(dǎo)的反饋方式、組織異質(zhì)性水平等均能影響員工的自我效能感。在提升員工的自我效能感時，企業(yè)可從上述不同角度著手，探索構(gòu)建全方位、多維度的員工自我效能感提升策略。