差序氛圍感知對員工創(chuàng)新行為的影響

馬 偉，蘇 杭

(青島大學(xué) 商學(xué)院，山東 青島266071)

0 引言

差序格局普遍存在于中國本土組織中，并在企業(yè)發(fā)展方面扮演著重要角色[1]?！安睢贝斫M織中偏私資源分配、差別對待，“序”代表權(quán)力尊卑有序的組織關(guān)系。差序氛圍感知是指員工對組織內(nèi)部以領(lǐng)導(dǎo)為核心的人際關(guān)系疏遠(yuǎn)程度的感知[2]。以往研究表明，差序氛圍感知不僅會(huì)帶來較低的組織信任[3]和敬業(yè)度[4]，還會(huì)引發(fā)沉默[5]和漠視[6]等消極行為。但是，當(dāng)前研究卻忽視了差序氛圍感知對創(chuàng)新行為的影響。隨著創(chuàng)新對企業(yè)重要性的增加，作為中國傳統(tǒng)文化中組織內(nèi)部人際關(guān)系現(xiàn)象的代表，差序氛圍感知是否使中國情境下創(chuàng)新行為具有某些獨(dú)特特征和內(nèi)在規(guī)律，值得深入系統(tǒng)研究?；诖耍疚耐ㄟ^探討差序氛圍感知如何影響創(chuàng)新行為，從另一角度為企業(yè)創(chuàng)新提供借鑒。

差序氛圍感知如何影響創(chuàng)新行為？兩者間存在哪些內(nèi)在影響機(jī)制？現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未給予全面解答。已有研究主要聚焦于情感視角，如組織信任[3]和組織承諾[7]等，忽視了認(rèn)知在此過程中的作用。鑒于個(gè)體認(rèn)知反應(yīng)和情感反應(yīng)交織在一起驅(qū)動(dòng)員工創(chuàng)新行為，本文基于認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)理論，提出差序氛圍感知影響員工創(chuàng)新行為的雙中介模型。根據(jù)認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)理論，創(chuàng)新自我效能感和情感承諾是差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間的重要認(rèn)知情感單元，差序氛圍感知通過認(rèn)知和情感兩條路徑對創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響[8]。因此，本文認(rèn)為創(chuàng)新自我效能感和情感承諾可能在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間發(fā)揮中介作用。

即使差序氛圍感知會(huì)引起員工認(rèn)知-情感反應(yīng)，不同特質(zhì)員工在面對相同組織情境時(shí)，引起的反應(yīng)程度也不同[9]。其中，作為個(gè)體與生俱來的一種特質(zhì)，調(diào)節(jié)定向?qū)θ藗兊恼J(rèn)知評價(jià)、行為傾向等心理過程均存在顯著影響。當(dāng)員工以努力提升自身價(jià)值為中心時(shí)(促進(jìn)定向)，他們因?yàn)槭艿郊?lì)，會(huì)竭盡所能為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)而奮斗[10]，從而對行為產(chǎn)生積極影響；當(dāng)員工以預(yù)防損失為中心時(shí)(防御定向)，責(zé)任感督促他們僅將職責(zé)內(nèi)的事情做完，個(gè)體雖然處于安全狀態(tài)，但會(huì)抑制創(chuàng)新行為表現(xiàn)。因此，本文提出并檢驗(yàn)不同特質(zhì)個(gè)體在差序氛圍感知與認(rèn)知、情感間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，探討差序氛圍感知的邊界條件。

本研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在3個(gè)方面：①結(jié)合差序格局理論，考察本土情境下差序氛圍感知對員工創(chuàng)新行為的影響效應(yīng)，為員工創(chuàng)新行為影響因素研究補(bǔ)充新內(nèi)容，為差序氛圍感知相關(guān)研究奠定基礎(chǔ)；②結(jié)合認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)理論，提出并檢驗(yàn)創(chuàng)新自我效能感和情感承諾的雙重中介作用，從認(rèn)知和情感兩個(gè)視角，揭示差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間的“黑箱”機(jī)制；③指出個(gè)體調(diào)節(jié)定向的調(diào)節(jié)作用，為差序氛圍感知和創(chuàng)新行為關(guān)系提供情景化理論成果。

1 理論與假設(shè)

1.1 差序氛圍感知與創(chuàng)新行為

差序氛圍感知源于差序格局理論[11]。該理論認(rèn)為，以個(gè)體為核心的社會(huì)關(guān)系如“投石入水”泛起的水波紋，離核心越遠(yuǎn)的人與該個(gè)體關(guān)系越疏遠(yuǎn)，獲取的資源與權(quán)力也越少。對本土企業(yè)而言，管理者通過個(gè)體能力和關(guān)系親疏等對下屬員工進(jìn)行歸類，對不同員工在資源分配與獎(jiǎng)勵(lì)提拔等方面實(shí)行差異化管理，這些管理實(shí)踐上升到組織層面形成組織差序氛圍[2]。差序氛圍感知是指員工對組織內(nèi)部以個(gè)體為核心的人際關(guān)系親疏程度的感知，主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面，即對組織中“差”的感知，包括差別對待、偏私資源分配等；對組織中“序”的感知，包括權(quán)力尊卑有序、關(guān)系導(dǎo)向、對某些人支持與關(guān)心等。

創(chuàng)新行為作為一種角色外行為，是指個(gè)體在工作過程中產(chǎn)生創(chuàng)新構(gòu)想并努力加以實(shí)現(xiàn)，其是企業(yè)在技術(shù)、產(chǎn)品、管理等方面進(jìn)行創(chuàng)新的必要條件[12]。一方面，基于社會(huì)信息加工理論[13]，社會(huì)信息無處不在地影響著個(gè)體行為，如果員工對工作環(huán)境感知與評判結(jié)果傾向于消極，認(rèn)為組織內(nèi)部差序氛圍對自身創(chuàng)造性完成任務(wù)有阻礙，將會(huì)降低其從事創(chuàng)新活動(dòng)的意愿，從而抑制員工創(chuàng)新行為；另一方面，根據(jù)社會(huì)交換理論[14]，當(dāng)員工面臨組織資源與權(quán)力的非對等性分配時(shí)，會(huì)形成一種被隔絕和孤立的感覺，員工認(rèn)為自身利益受損，基于互惠原則，其會(huì)表現(xiàn)出更多消極行為。高差序氛圍感知會(huì)降低組織與個(gè)體間互惠關(guān)系，導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生更多消極情感，不愿意為本職工作付出更多，抑制個(gè)體創(chuàng)新表現(xiàn)。

以往研究表明，個(gè)體對組織資源非對等性配置感知越強(qiáng)烈，越容易形成組織排斥感并降低互動(dòng)公平感知，且產(chǎn)生更多消極情感[15]。當(dāng)員工感知到從組織中獲取的資源、信息和機(jī)會(huì)等與其他人存在差異時(shí)，將會(huì)感覺到組織對自身不公平，由此降低組織忠誠度[4]，從而不愿意為組織發(fā)展付出，并易于采取一些消極行為[16]。由于感知到不公平對待，員工會(huì)消極對待組織內(nèi)創(chuàng)新合作行為[17]，減少與他人合作，進(jìn)而抑制自身創(chuàng)新行為。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：差序氛圍感知負(fù)向影響員工創(chuàng)新行為。

1.2 創(chuàng)新自我效能感與情感承諾的中介作用

認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)理論認(rèn)為，個(gè)體遇到的組織事件與個(gè)體認(rèn)知—情感單元發(fā)生交互作用，包括編碼、預(yù)期和信念、情感、目標(biāo)和價(jià)值、能力等，最終影響個(gè)體行為發(fā)生。認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)理論為理解差序氛圍感知與個(gè)體創(chuàng)新行為間關(guān)系提供了良好視角。具體而言，差序氛圍感知很可能激發(fā)員工創(chuàng)新自我效能感和情感承諾這個(gè)認(rèn)知—情感單元，進(jìn)而影響其創(chuàng)新行為。在差序氛圍感知—?jiǎng)?chuàng)新行為路徑中，創(chuàng)新自我效能感具有作為認(rèn)知反應(yīng)衡量指標(biāo)的合理性。從認(rèn)知反應(yīng)特點(diǎn)看，個(gè)體采用分析式視角加工信息時(shí)，會(huì)慎重觀察事物，根據(jù)邏輯推斷和因果聯(lián)系進(jìn)行評價(jià)[18]。而創(chuàng)新自我效能感是對自己能否創(chuàng)造性完成工作的感知與主觀評價(jià)，需要經(jīng)過嚴(yán)密的邏輯推斷建立[19]。在差序氛圍感知—?jiǎng)?chuàng)新行為路徑中，情感承諾具有作為情感反應(yīng)衡量指標(biāo)的合理性。差序氛圍作為組織情境的一部分，通過抑制組織成員情感機(jī)制，對組織成員情感承諾產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而減少自身創(chuàng)新行為[20]。本文在認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)的基礎(chǔ)上，結(jié)合社會(huì)信息加工理論和社會(huì)交換理論，揭示差序氛圍感知影響創(chuàng)新行為認(rèn)知與情感的路徑。

1.2.1 創(chuàng)新自我效能感的中介作用

創(chuàng)新自我效能感代表個(gè)體對自己能否創(chuàng)造性完成工作、取得創(chuàng)新性成果的感知與主觀評價(jià)[19]，是激勵(lì)個(gè)體從事創(chuàng)新行為的關(guān)鍵認(rèn)知心理機(jī)制[21]。一方面，員工創(chuàng)新自我效能感受到資源可獲取性和完成任務(wù)面臨約束的比較評估影響。員工對差序氛圍感知越強(qiáng)，越認(rèn)為自己掌握的資源少、受到的約束多，通過工作任務(wù)資源條件和約束條件對比，將會(huì)降低員工對創(chuàng)新成功的信念[22]；另一方面，根據(jù)社會(huì)信息加工理論，組織差別對待、偏私資源分配使員工感知到一種受到約束的氛圍，該氛圍造成組織成員在認(rèn)知決策中認(rèn)為自己不太可能創(chuàng)新性完成工作，由此會(huì)抑制員工創(chuàng)新自我效能感。

創(chuàng)新行為是指個(gè)體在工作過程中，產(chǎn)生新穎和有用想法，并通過努力將該想法付諸實(shí)踐的行為[23]。一方面，具有較高創(chuàng)新自我效能感的個(gè)體，認(rèn)為自己有從事創(chuàng)新活動(dòng)的能力，會(huì)為自己設(shè)立一個(gè)挑戰(zhàn)性目標(biāo)，而挑戰(zhàn)性目標(biāo)能夠產(chǎn)生積極應(yīng)對問題的動(dòng)力，驅(qū)使員工在工作過程中表現(xiàn)出更多創(chuàng)新行為；另一方面，創(chuàng)新活動(dòng)具有開拓性、試錯(cuò)性特點(diǎn)，需要個(gè)人付出更多努力不斷嘗試。高創(chuàng)新自我效能個(gè)體具有較強(qiáng)忍耐力[24]，能夠形成適應(yīng)變化、挑戰(zhàn)現(xiàn)狀的行為導(dǎo)向，進(jìn)而激發(fā)員工創(chuàng)新行為。高自我效能感是指個(gè)體面臨困境時(shí)能夠自主調(diào)整認(rèn)知狀態(tài)、保持努力的核心要素[19]，能夠激發(fā)個(gè)體實(shí)施創(chuàng)新行為。

根據(jù)社會(huì)信息加工理論，當(dāng)員工獲取組織資源與權(quán)力受限時(shí)，會(huì)認(rèn)為自己不被組織重視、沒有能力從事創(chuàng)新活動(dòng)，從而形成較低的創(chuàng)新自我效能感，這種消極認(rèn)知指導(dǎo)其消極從事創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而抑制其創(chuàng)新行為。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：員工差序氛圍感知越強(qiáng)，創(chuàng)新自我效能感越弱。

H3：員工創(chuàng)新自我效能感正向影響創(chuàng)新行為。

H4：創(chuàng)新自我效能感在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間起中介作用。

1.2.2 情感承諾的中介作用

組織承諾反映個(gè)體對繼續(xù)留在組織的一種期望、需要和義務(wù)的思維模式或心理狀態(tài)[24]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)普遍將組織承諾分為情感承諾、規(guī)范承諾和持續(xù)承諾3個(gè)維度，并強(qiáng)調(diào)將情感承諾作為考核組織承諾的重點(diǎn)[25]。由于創(chuàng)新行為屬于角色外行為，且創(chuàng)新行為往往由情感驅(qū)動(dòng)，故情感承諾比規(guī)范承諾和持續(xù)承諾更能預(yù)測創(chuàng)新行為[26]。因此，本文選取情感承諾考察組織承諾。情感承諾是指個(gè)體對組織的情感依附、參與和認(rèn)同[24]。

當(dāng)組織采取差別對待與關(guān)系導(dǎo)向管理時(shí)，高差序氛圍感知員工體驗(yàn)到較低的工作公平性、合作機(jī)會(huì)，感受不到來自組織的關(guān)心和支持。根據(jù)社會(huì)交換理論，這會(huì)激發(fā)員工消極互惠意識(shí)，其歸屬感與忠誠度顯著下降，并降低對組織的信任和情感投入。此外，Taylor等[26]的研究表明，個(gè)體情感承諾受組織對員工利益和福祉管理實(shí)踐的影響。當(dāng)組織差別化對待員工利益和福祉時(shí)，會(huì)營造一種組織差序氛圍，員工切身感受到來自組織的偏私對待，會(huì)降低其組織認(rèn)同。因此，高差序氛圍感知員工更排斥組織價(jià)值，進(jìn)而對組織表現(xiàn)出較低的情感承諾。

個(gè)體從事創(chuàng)新活動(dòng)須具備一種內(nèi)在持續(xù)動(dòng)力，員工對工作本身有興趣并時(shí)刻受到激勵(lì)會(huì)形成這種內(nèi)在激勵(lì)[27]。受內(nèi)在動(dòng)力影響的個(gè)體更重視任務(wù)復(fù)雜性和創(chuàng)新性，希望獲得挑戰(zhàn)，更傾向于創(chuàng)新性地解決問題[28]。高情感承諾員工往往能夠體會(huì)到工作本身的樂趣，而工作樂趣屬于員工創(chuàng)新內(nèi)部動(dòng)機(jī)，因此高情感承諾員工會(huì)更加積極主動(dòng)地從事創(chuàng)新活動(dòng)。此外，具有高情感承諾的員工往往高度認(rèn)同自己所屬的組織[29]，認(rèn)為自己有責(zé)任、有義務(wù)參與組織建設(shè)發(fā)展，希望組織能夠始終保持競爭優(yōu)勢，進(jìn)而表現(xiàn)出更多積極行為[25]。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，包括組織承諾在內(nèi)的一般情感道德因素是組織公民行為的重要前因變量，情感承諾與角色外行為有較強(qiáng)的正相關(guān)性[30]。Feldman等[31]實(shí)證研究表明，員工一般不會(huì)主動(dòng)表現(xiàn)出角色外行為，除非在心理上對組織產(chǎn)生情感依附和認(rèn)同。

高差序氛圍感知顯著降低員工與組織間互惠關(guān)系，導(dǎo)致員工歸屬感與忠誠度下降，進(jìn)而降低員工情感承諾。較低的情感承諾無法讓員工體會(huì)到工作樂趣，缺乏內(nèi)在動(dòng)機(jī)，并會(huì)抑制員工創(chuàng)新行為。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H5：差序氛圍感知與員工情感承諾負(fù)相關(guān)。

H6：員工情感承諾正向影響其創(chuàng)新行為。

H7：情感承諾在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間起中介作用。

1.3 調(diào)節(jié)定向的調(diào)節(jié)作用

調(diào)節(jié)定向作為個(gè)體穩(wěn)定的人格特質(zhì)之一，對個(gè)體認(rèn)知評價(jià)、決策判斷和行為傾向等心理過程具有重要影響[32]。根據(jù)調(diào)節(jié)定向理論，個(gè)體內(nèi)部有促進(jìn)定向和防御定向兩種系統(tǒng)。其中，促進(jìn)定向代表個(gè)體通過接近理想而追求進(jìn)步和成就，對資源獲得機(jī)會(huì)更加敏感，更加關(guān)注積極刺激和結(jié)果；防御定向代表個(gè)體通過避免錯(cuò)誤而追求職責(zé)履行，對潛在資源損失更加敏感[33]，更喜歡維持現(xiàn)狀，以避免發(fā)生意外，更關(guān)注負(fù)面刺激和結(jié)果?；谡J(rèn)知—情感加工系統(tǒng)理論，以促進(jìn)和防御為導(dǎo)向的調(diào)節(jié)系統(tǒng)，與組織情境中事件是否被解釋為促進(jìn)資源獲得或資源損失相關(guān)[34]，其通過個(gè)體對外界的感知影響其反應(yīng)方式[35]。盡管差序氛圍感知會(huì)引發(fā)認(rèn)知和情感反應(yīng)，但這些反應(yīng)因人而異[36]。

如前文所述，當(dāng)員工感受到較高的差序氛圍時(shí)，認(rèn)為自己掌握了較少資源、受到較多約束，會(huì)抑制員工對創(chuàng)新成功的信念。對于促進(jìn)聚焦特質(zhì)的個(gè)體來說，他們更注重支持與關(guān)懷，更善于從全面和新穎角度完成任務(wù)。而當(dāng)個(gè)體以促進(jìn)定向?yàn)楹诵臅r(shí)，面臨組織不關(guān)心、不給予資源、權(quán)力支持的情況，他們會(huì)認(rèn)為自身創(chuàng)新活動(dòng)受到限制，從而降低對完成創(chuàng)新任務(wù)的信心。因此，當(dāng)促進(jìn)定向特質(zhì)員工面臨高差序氛圍感知時(shí)，會(huì)降低其對于創(chuàng)新成功的信念。當(dāng)將創(chuàng)新性構(gòu)想付諸實(shí)踐時(shí)，個(gè)體會(huì)面臨許多困難、挑戰(zhàn)和風(fēng)險(xiǎn)。對于防御定向聚焦特質(zhì)個(gè)體來說，他們更關(guān)注職責(zé)和安全，會(huì)采取規(guī)避行為策略預(yù)防損失，使個(gè)體在從事創(chuàng)新性任務(wù)中表現(xiàn)出較低毅力。防御定向可能驅(qū)使員工因創(chuàng)新性任務(wù)的潛在損失，認(rèn)為創(chuàng)新性成果不屬于自己能力范圍之內(nèi)，從而產(chǎn)生一種對自身創(chuàng)造性完成任務(wù)、取得創(chuàng)新性成果的自我否定認(rèn)知。

如前文所述，當(dāng)員工感知到較高的差序氛圍時(shí)，會(huì)引起員工不公平感和孤立感，進(jìn)而降低組織情感承諾。對于促進(jìn)定向聚焦特質(zhì)個(gè)體來說，他們更注重進(jìn)步和收獲，對資源獲取機(jī)會(huì)更加敏感，具有利用機(jī)會(huì)實(shí)現(xiàn)最大收益的特質(zhì)。也即，促進(jìn)定向驅(qū)使員工努力獲取資源，積極利用潛在機(jī)會(huì)，因而他們更容易對理想與現(xiàn)實(shí)間差距產(chǎn)生挫折感。因此，促進(jìn)定向員工更有可能感知到差序氛圍造成的不公平感，并形成較低的情感承諾。但是，對于防御定向聚焦特質(zhì)個(gè)體來說，他們傾向于維持現(xiàn)狀和履行基本職責(zé)，對安全和損失更為關(guān)注，其行為在本質(zhì)上不那么具有主動(dòng)性。個(gè)體防御定向驅(qū)使員工只注重履行份內(nèi)責(zé)任，避免錯(cuò)誤發(fā)生，不主動(dòng)尋求機(jī)會(huì)發(fā)展。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H8：調(diào)節(jié)定向強(qiáng)化差序氛圍感知與創(chuàng)新自我效能感間的關(guān)系。與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進(jìn)定向員工創(chuàng)造自我效能感的影響更強(qiáng)。

H9：調(diào)節(jié)定向強(qiáng)化差序氛圍感知與情感承諾間的關(guān)系。與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進(jìn)定向員工情感承諾的影響更強(qiáng)。

綜上所述，本研究構(gòu)建雙中介理論模型，見圖1。

圖1 理論模型

2 研究方法

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文采取實(shí)地調(diào)研與網(wǎng)絡(luò)調(diào)研兩種方式，樣本調(diào)研時(shí)間為2018年6月到2018年11月。由于創(chuàng)新行為在高新技術(shù)企業(yè)居多，所以選取北京、青島及上海15家科技型企業(yè)為樣本。為降低同源方差問題，本文采取以下兩個(gè)步驟：首先，表明高校身份和研究目的，并承諾本次問卷完全保密且本次調(diào)研結(jié)果僅用于科學(xué)研究，以消除被調(diào)查者顧慮從而獲得真實(shí)有效的問卷；其次，本次調(diào)研采取兩階段調(diào)查法，對15家企業(yè)進(jìn)行實(shí)地調(diào)研，在問卷發(fā)放前依次統(tǒng)計(jì)隨機(jī)抽取354名員工信息并對其編號。第一階段共發(fā)放354份問卷，包括差序氛圍感知、調(diào)節(jié)定向和控制變量，回收327份問卷。間隔3個(gè)月后為獲得員工情感承諾、創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新行為表現(xiàn)，通過電子郵件再對327個(gè)人發(fā)放創(chuàng)新行為調(diào)查問卷，回收有效問卷273份。最終，本次調(diào)研共發(fā)放問卷354份，回收273份，有效問卷回收率為77.12%。其中，男性占52.7%，女性占47.3%；年齡方面，25歲及以下占17.6%，26～35歲占50.2%，36～45歲占24.5%，45歲及以上占7.7%；受教育程度方面，高職及以下占7.3%，本科和?？普?1.6%，碩士研究生占33.0%，博士研究生及以上占8.1%；企業(yè)任職年限方面，1年及以下占18.7%，2～3年占22.7%，4～5年占21.2%，6～10年占18.3%，10年及以上占19.0%。

2.2 變量測量

(1)自變量：差序氛圍感知。目前，差序氛圍感知相關(guān)研究大多采用劉貞抒[17]開發(fā)的量表，該量表共3個(gè)維度。其中，偏私對待反映差別對待，相互依附體現(xiàn)對某些人的關(guān)心與支持，親信角色反映關(guān)系導(dǎo)向，3個(gè)維度均體現(xiàn)了員工對組織內(nèi)部以個(gè)體為核心的人際關(guān)系親疏程度的感知。量表共11個(gè)題項(xiàng)，典型題項(xiàng)如“主管與某些同事情感親密”、“有特定同事代行主管一切職務(wù)”等。該量表3個(gè)維度的Cronbach's α系數(shù)分別為0.822、0.806和0.780，該量表整體Cronbach's α系數(shù)為0.901，各項(xiàng)數(shù)據(jù)均達(dá)到可接受水平。

(2)中介變量：創(chuàng)新自我效能感。本文采用Farmer等[21]開發(fā)的測量量表，共包含3個(gè)題項(xiàng)，如“我擅長產(chǎn)生創(chuàng)造性思路”、“我有解決問題的創(chuàng)造性方法”等。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.860。

(3)中介變量：情感承諾。本文采用Meyer等[24]開發(fā)的測量量表，共包含6個(gè)題項(xiàng)，如“我對這個(gè)企業(yè)有強(qiáng)烈的歸屬感”、“我很高興能在這家公司度過我的余生”等。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.912。

(4)因變量：員工創(chuàng)新行為。本文采用Scott等[37]開發(fā)的測量量表，共包含6個(gè)題項(xiàng)，如“我經(jīng)常提出有創(chuàng)意的點(diǎn)子和想法”等。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.908。

(5)調(diào)節(jié)變量：調(diào)節(jié)定向。本文采用Higgins等[32]開發(fā)的調(diào)節(jié)定向量表，分為促進(jìn)定向和防御定向兩個(gè)維度，共11個(gè)題項(xiàng)，如“在我的生活中，我發(fā)現(xiàn)很多興趣或活動(dòng)能夠激發(fā)我去努力”、“有時(shí)不小心給我?guī)砹寺闊钡?。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.871，表明量表信度較好。最后，用促進(jìn)定向得分平均值減去防御定向得分平均值作為調(diào)節(jié)定向分值，得分大于零分值越高越表現(xiàn)為促進(jìn)性調(diào)節(jié)定向，得分小于零且分值越低越表現(xiàn)為防御性定向[38-39]。

本文所用量表均為國內(nèi)外已使用的成熟量表，其中英文量表采取“翻譯-回譯”方法以保證表達(dá)的準(zhǔn)確性。測量量表均為Likert 7點(diǎn)量表，從“非常不符合”到“非常符合”分別賦值1～7分，在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析前對反向題項(xiàng)采用正向化處理。此外，為控制人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息對本模型的影響，參考相關(guān)研究[5]，分別控制如下4個(gè)變量：性別、年齡、受教育程度及任職年限。本研究使用的統(tǒng)計(jì)軟件為Mplus7.0和SPSS22.0。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 同源方差分析

本文采取匿名方式，采用兩階段法收集數(shù)據(jù)。在進(jìn)行問卷填寫前，承諾本問卷收集數(shù)據(jù)僅用于課題研究，一定程度上降低了同源方差問題。為避免數(shù)據(jù)共同方法偏差的影響，本文通過Harman單因子進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：第一個(gè)主成分變異解釋量為22.47%，累計(jì)變異解釋量為63.46%，未占到總解釋方差的40%，一定程度上認(rèn)為研究數(shù)據(jù)擬合度較好。因此，本文研究數(shù)據(jù)同源方差問題在可接受范圍內(nèi)。

3.2 區(qū)分效度分析

通過驗(yàn)證性因子分析以及基準(zhǔn)模型與備選模型比較，檢驗(yàn)差序氛圍感知(DAP)、創(chuàng)新自我效能感(CSE)、情感承諾(EC)、創(chuàng)新行為(IB)與調(diào)節(jié)定向(AO)五因子區(qū)分效度，結(jié)果見表1。其中，五因子模型的χ2/df=1.714，RMSEA=0.051，CFI=0.911，TLI=0.904，SRMR=0.052，各項(xiàng)指標(biāo)均優(yōu)于其它備選模型且各項(xiàng)指標(biāo)均在參考范圍內(nèi)，表明五因子模型對實(shí)際數(shù)據(jù)擬合最好，差序氛圍感知、情感承諾、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新行為與調(diào)節(jié)定向5個(gè)因子概念相互獨(dú)立，具有較好的區(qū)分效度。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變量間相關(guān)系數(shù)如表2所示。從中可見，差序氛圍感知與創(chuàng)新自我效能感、情感承諾及創(chuàng)新行為存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.257，P<0.01；r=-0.232，P<0.01；r=-0.368，P<0.01)，員工創(chuàng)新行為與創(chuàng)新自我效能感和情感承諾存在顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.358，P<0.01；r=0.399，P<0.01)，為進(jìn)一步探索各變量間關(guān)系提供了初步證據(jù)。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

表2 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)結(jié)果

3.4 假設(shè)檢驗(yàn)

目前，大多數(shù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)采用Baron等提倡的分層回歸法。當(dāng)模型涉及兩個(gè)及以上中介或涉及多條路徑時(shí)，存在單獨(dú)檢驗(yàn)該中介效應(yīng)顯著但置于總模型檢驗(yàn)時(shí)出現(xiàn)不顯著情況。因此，本文通過結(jié)構(gòu)方程模型對假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，并采用Process程序和Bootstrap方法對中介效應(yīng)進(jìn)一步檢驗(yàn)[40]。

(1)假設(shè)檢驗(yàn)。模型M1為本文假設(shè)的基準(zhǔn)模型，用以檢驗(yàn)差序氛圍感知對創(chuàng)新行為的直接影響，以及創(chuàng)新自我效能感和情感承諾的中介作用。備選模型M2在M1的基礎(chǔ)上，將差序氛圍感知→創(chuàng)新行為路徑刪除，僅包含創(chuàng)新自我效能感與情感承諾的中介作用。備選模型M3在M1的基礎(chǔ)上，將創(chuàng)新自我效能感→創(chuàng)新行為和情感承諾→創(chuàng)新行為兩條路徑刪除，用以檢驗(yàn)主效應(yīng)。通過Mplus7.0軟件計(jì)算，結(jié)果如表3所示。根據(jù)模型M3，在控制兩個(gè)中介對創(chuàng)新行為的影響后，差序氛圍感知→創(chuàng)新行為路徑系數(shù)為-0.393，且該系數(shù)在0.001水平上顯著，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。盡管M3的各項(xiàng)指標(biāo)優(yōu)于M1，但其是在刪除兩條顯著路徑情況下實(shí)現(xiàn)的，M2在刪除差序氛圍感知→創(chuàng)新行為這一顯著路徑后，各項(xiàng)指標(biāo)均劣于M1，故本文仍以M1作為基準(zhǔn)模型。

從模型分析結(jié)果可知，差序氛圍感知→創(chuàng)新自我效能感路徑系數(shù)為-0.299，P<0.001，假設(shè)H2得到驗(yàn)證，表明員工差序氛圍感知與員工創(chuàng)新自我效能感顯著負(fù)相關(guān)。創(chuàng)新自我效能感→創(chuàng)新行為路徑系數(shù)為0.316，P<0.001，表明員工創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。差序氛圍感知→情感承諾路徑系數(shù)為-0.263， P<0.001，假設(shè)H5得到驗(yàn)證，表明員工差序氛圍感知與員工情感承諾顯著負(fù)相關(guān)。情感承諾→創(chuàng)新行為路徑系數(shù)為0.265，P<0.001，表明員工情感承諾與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)，即員工情感承諾越高，其創(chuàng)新行為表現(xiàn)越好，假設(shè)H6得到驗(yàn)證。差序氛圍感知→創(chuàng)新行為路徑系數(shù)為-0.236，P<0.001，表明員工差序氛圍感知與創(chuàng)新行為顯著負(fù)相關(guān)。

表3 基準(zhǔn)模型與備選模型比較結(jié)果

(2)中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本文基于Hayes[40]的Process程序及Bootstrap方法，對中介效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。Bootstrap抽樣數(shù)設(shè)置為5 000次，運(yùn)行結(jié)果如表4所示。從中可見，創(chuàng)新自我效能感在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間的間接效應(yīng)為-0.141，95%CI值為(-0.279，-0.059)，置信區(qū)間不包括0，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。情感承諾在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間的間接效應(yīng)為-0.139，95%CI值為(-0.258，-0.059)，置信區(qū)間不包括0，假設(shè)H7得到驗(yàn)證。通過構(gòu)造雙中介對比模型，對兩個(gè)中介的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，估計(jì)值為0.002，95%C值I為(-0.139，0.153)，置信區(qū)間包括0，表示兩個(gè)中介在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間的間接效應(yīng)地位相同，即起到同等重要作用。

表4 中介效應(yīng)及雙中介效應(yīng)比較結(jié)果

(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。運(yùn)用層級回歸方法對調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)。為降低多重共線性的影響，在構(gòu)建交互項(xiàng)時(shí)，分別將差序氛圍感知與調(diào)節(jié)定向作標(biāo)準(zhǔn)化處理，以避免多重共線性問題，結(jié)果見表5。由T1、T2和T3可以看出，在加入差序氛圍感知、調(diào)節(jié)定向及二者交互項(xiàng)后模型R2上升，表明二者交互項(xiàng)顯著負(fù)向影響創(chuàng)新自我效能感(r=-0.158，p<0.01)，因此調(diào)節(jié)定向增強(qiáng)了差序氛圍感知對認(rèn)知路徑的影響，假設(shè)H8得到驗(yàn)證。由T4、T5和T6可以看出，在加入差序氛圍感知、調(diào)節(jié)定向及其交互項(xiàng)后模型R2上升，二者交互項(xiàng)與情感承諾顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.204，p<0.01)，故調(diào)節(jié)定向正向調(diào)節(jié)差序氛圍感知對情感路徑的影響，假設(shè)H9得到驗(yàn)證。為進(jìn)一步確認(rèn)調(diào)節(jié)定向在差序氛圍感知對創(chuàng)新自我效能感、情感承諾間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是否符合預(yù)期，將調(diào)節(jié)定向加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差值進(jìn)行繪圖[41]，見圖2。從中可見，與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進(jìn)定向員工創(chuàng)造自我效能感的影響更強(qiáng)；與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進(jìn)定向員工情感承諾的影響更強(qiáng)。由此可見，調(diào)節(jié)作用結(jié)果符合假設(shè)預(yù)期。

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

本文基于認(rèn)知-情感加工系統(tǒng)理論，提出差序氛圍感知、創(chuàng)新行為、創(chuàng)新自我效能感、情感承諾與調(diào)節(jié)定向間關(guān)系模型。通過對273份有效數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果表明：差序氛圍感知對情感承諾有負(fù)向影響，對創(chuàng)新自我效能感有負(fù)向影響；差序氛圍感知通過情感承諾對創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，通過創(chuàng)新自我效能感對創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響；調(diào)節(jié)定向正向調(diào)節(jié)差序氛圍感知對情感承諾的負(fù)向影響，正向調(diào)節(jié)差序氛圍感知對創(chuàng)新自我效能感的負(fù)向影響。

4.2 管理啟示

綜上所述，本文提出以下管理啟示：

(1)企業(yè)應(yīng)高度重視差序氛圍感知對創(chuàng)新行為的抑制作用，通過降低員工差序氛圍感知，提升員工創(chuàng)新行為。具體而言，企業(yè)應(yīng)對所有員工盡可能做到一視同仁。企業(yè)應(yīng)以員工能力為標(biāo)準(zhǔn)，取代偏私關(guān)系進(jìn)行組織資源分配，盡可能公平對待每一位員工。通過程序公平、信息公平等營造公平的組織氛圍，抑制組織差序氛圍擴(kuò)大，有利于員工表現(xiàn)出更多創(chuàng)新行為，進(jìn)而促進(jìn)組織發(fā)展。

(2)企業(yè)應(yīng)認(rèn)識(shí)到員工創(chuàng)新自我效能感和情感承諾是差序氛圍感知影響創(chuàng)新行為的兩個(gè)重要機(jī)制，通過提升員工創(chuàng)新自我效能感與情感承諾，可增加員工創(chuàng)新行為。具體而言，一方面，企業(yè)應(yīng)滿足員工對創(chuàng)新資源的需求，對創(chuàng)新成功的員工進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)和宣傳，調(diào)動(dòng)員工創(chuàng)新積極性，加強(qiáng)員工創(chuàng)新能力認(rèn)知，促進(jìn)員工形成創(chuàng)新信念；另一方面，企業(yè)可通過關(guān)注員工意見、幫助員工成長等措施，有意識(shí)地影響員工，使員工認(rèn)同組織，對組織產(chǎn)生情感依戀。同時(shí)，還應(yīng)營造關(guān)系融洽的工作氛圍，通過情感關(guān)懷等方式激勵(lì)和鼓舞員工，促使員工表現(xiàn)出更多有益于組織發(fā)展的創(chuàng)新行為。

表5 調(diào)節(jié)定向回歸分析結(jié)果

圖2 調(diào)節(jié)路徑

(3)企業(yè)應(yīng)認(rèn)識(shí)到不同調(diào)節(jié)定向特質(zhì)個(gè)體對差序氛圍的不同反應(yīng)，在降低組織差序氛圍的同時(shí)增強(qiáng)員工調(diào)節(jié)定向，培養(yǎng)員工促進(jìn)定向特質(zhì)以更好地提升員工創(chuàng)新行為。具體而言，管理者在進(jìn)行個(gè)體職位匹配時(shí)，應(yīng)綜合考慮個(gè)體特質(zhì)、能力和認(rèn)知。企業(yè)在招聘和管理員工時(shí)，對促進(jìn)定向個(gè)體加以識(shí)別和重用，在制定薪酬、晉升和激勵(lì)等獎(jiǎng)勵(lì)措施時(shí)充分考慮促進(jìn)定向員工的心理需求，以激勵(lì)其開展創(chuàng)新行為。對于防御定向個(gè)體制定對應(yīng)懲罰機(jī)制，以便更好地調(diào)動(dòng)其創(chuàng)新積極性。

4.3 不足與展望

然而，本文仍然存在以下不足：①雖然采用橫截面數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果證實(shí)雙中介模型具有合理性，但差序氛圍感知對創(chuàng)新行為的影響并非靜態(tài)的，在不同時(shí)點(diǎn)影響力不同。因此，未來有必要采用跨時(shí)間點(diǎn)縱向研究方法，進(jìn)一步探討差序氛圍感知對創(chuàng)新行為的動(dòng)態(tài)影響；②雖然采取兩階段法且數(shù)據(jù)顯示同源方差問題不嚴(yán)重，但由于數(shù)據(jù)出于同一被試仍可能存在同源方差問題。未來可采取交換評價(jià)方式進(jìn)一步降低同源方差問題；③本文僅探討情感承諾與創(chuàng)新自我效能感的中介效應(yīng)，現(xiàn)有文獻(xiàn)指出組織信任、組織自尊等也會(huì)影響創(chuàng)新行為。因此，未來研究可將上述變量納入認(rèn)知—情感加工系統(tǒng)，進(jìn)一步探討這些變量在差序氛圍感知與創(chuàng)新行為間的中介作用。