1. 引言
中国数字经济正加速演进，企业数字化转型势在必行。在这股热潮下，众多企业如火如荼地开启数字化转型，《“十四五”规划和2035年远景目标建议》亦着重强调企业要发展数字经济，根据埃森哲[1]发布的《中国数字化转型企业指数(2022)》，我国企业的数字化转型仍处于两难困境，即要不要坚持创新。因此如何加快建设数字化转型进程，实现关键核心技术自主可控，创新成为数字化转型企业当前面临的难题。
员工创新行为可分为主动创新行为和被动创新行为，主动创新行为(Proactive innovative behavior)是指员工积极主动地、心甘情愿地承担创新责任，不畏艰难，创新韧性十足，勇于解决创新过程中出现的一系列难题和挑战[2]。主动意味着超出了规定的角色期望，并非职责内行为，而是其主动与自愿的行为，这必然会为企业带来高创新绩效[3]。近年来对主动创新行为的前因变量研究侧重点逐渐由个性特征转向情境因素，不同学者指出上下级代际冲突[4]、领导成员交换[5]、特质正念[6]、上级发展性反馈[7]等均不同程度地影响着主动创新行为；虽然对于员工主动性创新行为在一定领域有了明显进展，但也存在一些问题亟待解决，比如情境因素中的组织创新氛围对于主动性创新行为的作用机制尚未有明确分析和实证检验。
组织成员创新潜能的激发、创新能力和主动性创新行为均与所处的积极的组织氛围有着不容忽视的关系，组织在提供各种物质层面的支撑的同时，应该越来越关注创新层面的柔性管理，对成员进行组织氛围层面的正面引导。组织创新氛围是指员工对自身所处组织环境的创新导向、创新特性和创新支持程度产生的主观认知[8]。Amabile等学者提出从管理者的支持力度、工作的挑战性、工作的环境氛围等来研究对员工创新行为的影响[9]，王辉等研究具有较强代表性，其将组织创新氛围定义为存在于组织内部，能够被组织内部人员间接或直接感知到其所处工作环境整体层面的创新支持程度并影响员工态度和行为的组织特质，包括自主工作性、团队协作和组织激励3个维度[10]。研究发现组织创新氛围对员工创新行为有着显著的积极影响。因此，探讨组织氛围对创新行为的影响机制，对于提高数字化转型企业的创新能力和竞争力具有重要意义。
社会认知理论认为个体的行为、态度和情感受其对社会环境的认知和解释的影响。在组织氛围中，如果员工认为组织氛围是鼓励创新、容忍失败、积极认可员工的创新成果并拥有适当的工作自主权的，这种自我感受将会增强员工对自身的整体感知，也就是增强了心理授权，心理授权是组织行为学的一个重要概念，包括自尊和自我效能两个方面[11]。积极的组织创新氛围，如开放、支持、鼓励等，可以增强员工的心理授权感，使他们感到自己的创新工作和能力被重视和认可，会更加积极、主动地寻找工作中各种新的解决方案和想法创意，即在这个过程中心理授权感的提升进一步激发了员工产生创新行为。
根据MOA理论，认为动机、机会和能力是个体发生某种行为的三个必要条件，其中动机是指引发某种行为的内在驱动力量，为行为的发生提供能量和方向，创新动机作为推动员工进行创新活动的内在驱动力，将会推动创新行为的发生[12]。根据上述分析我们推论，组织创新氛围通过激发员工的创新动机，最终产生创新行为，即创新动机在组织氛围和创新行为中起到重要的中介作用。
不同学者在研究组织氛围影响创新行为时，分别引进了创新自我效能感、知识共享、角色认同感等中介变量，但大多数的研究只考虑了单一中介变量在影响机制中的作用，因此本研究以“如何激发员工的创新行为”为主题，并嵌入当前数字化转型的时代要求，从组织创新氛围和创新行为的关系入手，分为心理授权和创新行为这两个并行路径，引入到组织创新氛围和员工创新行为的关系中，构建并检验这一作用机制模型将有助于丰富员工主动创新行为前因研究，并为数字化转型企业在知识经济时代的人力资源管理实践提供借鉴和指导。
2. 理论基础与研究假设
2.1. 组织创新氛围与主动性创新行为
员工行为一直为组织行为领域的研究焦点，组织中人力资源管理的研究者探究如何激励员工更好地产生有益于组织的一系列行为，而组织行为学领域的研究者则是探索在特定的组织氛围情景中员工的行为是怎样影响员工个人、员工之间以及组织的目标实现并产生一系列结果的[13]。传统组织行为学存在两个前提：一个是在组织工作过程中，员工的个人主观意愿一般不发挥作用；二是员工对其所处的工作环境的影响力是很小的，员工的行为基本不能改变工作环境[14]。这表示将员工的行为看作是一种被动行为。熊彼特的《经济发展理论》中“创新”一词被第一次正式描绘提出，Scott和Bruce (1994)对员工创新行为进行新的定义，并得到多数学者的认同。他们认为，员工的工作创新行为是指员工识别问题、产生新想法或方案，并寻找组织、领导等支持将新想法落实的过程[15]。这是一种从想法产生、推动想法实施到最终落地的复杂过程，而不是离散化的顺序进程，其分为多个阶段，并且阶段不同，所需要进行的活动和创新行为也随之不同，员工可以在任意一个环节参与到活动中去[16]。这种参与完全是员工自觉、主动、自由决定的一种角色外行为，也就是主动性创新行为。作为服务组织的关键资源，一线员工可以通过主动创新行为有效地提高客户满意度和服务绩效，在复杂和快速变化的外部环境中为组织竞争力做出贡献[17]。
组织创新氛围的研究源自于创造力研究领域和组织氛围研究领域的交叉融合。20世纪90年代以前，对于氛围的研究更多地关注组织整体特性，没有具体明确的特定类型，90年代后，组织氛围开始细化到组织内部的特定领域，与安全、服务、沟通、创新等方面相结合，因此组织创新氛围是对组织氛围研究的拓展和延续[18]。作为现阶段组织创新氛围领域的研究重点，学者们从不同角度探讨了组织创新氛围的定义，大多数学者都赞同组织氛围属于知觉的范畴，只是在感知内容上存在区别，本研究认为组织创新氛围为个体在创新行为过程中的对个体自主性、团队竞争、组织政策以及其他支持创新的要素的感知[17]。
随着科技创新竞争的浪潮越来越汹涌，学者们对于如何更有效地激发员工的主动性创新行为展开了更为丰富的研究。组织创新氛围能够对员工的主动性创新行为产生影响主要可以分为两个方面：第一，一定的组织创新氛围可以提供给员工共创新所需要的物质支持资源，保证员工能够推进创新想法的实施，例如资金资源、人力资源、时间资源、知识资源等[19]；第二，积极的组织创新氛围给员工心理支持，组织对创新行为的鼓励和支持都会影响到个体成员的创造力，这种影响在一定程度上是由员工经常从各种来源的询问得到的反馈程度来调节的[20]，一个支持创新和包容失败的组织氛围可以帮助员工更好地应对工作压力、员工不必担心失败而可以更加自由地尝试新方法。实证研究发现，组织创新氛围对主动性创新行为有显著影响。薛玉品的实证研究发现，团队支持、主管支持对于个人创新都具有显著正向的影响[21]，基于以上理论与实践研究成果，提出假设：
H1：组织创新氛围对员工主动性创新行为有正向影响。
2.2. 心理授权的中介作用
在过去20年里，授权(empowerment)已经被许多管理者所认可和接受，与此同时也受到组织行为学家的广泛关注。Spreitzer将心理授权定义为一种反映对工作前瞻性倾向和控制感的内在动机，分为四个部分：工作意义、自我效能、自我决定以及影响力[22]。
社会认知理论强调个体、行为和环境三者是一种交互作用的关系，这一观点为授权提供了一个良好的分析框架[23]。个体不是完全脱离于组织氛围，也不是完全决定于组织氛围，而是个体积极感知组织氛围的特征并受这些感知的影响，表示在创新行为的产生过程中，员工感知的组织氛围越积极，那么就越有可能感受到工作意义、自我效能、自主性和影响力。授权的核心意图是提高员工参与变革导向活动的能力，并支持他们在工作角色或组织中创造新的或不同的东西，心理授权作为一种内在任务动机，有助于促进创新行为的产生，如面对不寻常的环境和困难时表现出的持续努力和弹性[24]，主动行为和独立行动[25]。因此员工会愿意付出自身的努力自主地努力工作，试图利用各种资源和信息来找到问题的解决方案或创新方案。心理授权的员工相信自己有能力顺利地完成任务，他们在工作中就变得更具有创新性，并产生创新行为[26]。因此，推测组织创新氛围对员工主动性创新行为是以心理授权为中介的，据此，提出：
H2：组织创新氛围对心理授权有正向影响。
H3：心理授权对主动性创新行为有正向影响。
H4：心理授权在组织创新氛围和主动性创新行为之间起中介作用。
2.3. 创新动机的中介作用
许多关于组织创造力和创新行为的研究都建立在内在工作动机的框架之内，这是因为工作动机影响了人们行为的形式、方向、强度和持续时间，是个体行为的重要动力源泉[27]。创新动机分为内部动机和外部动机，内部动机是指个体因为自身认为工作具有挑战性、价值性、趣味性，而自发地、主动地投入其中，以获取个人满足感、成就感、责任感、好奇心和挑战欲等，而非为了奖励、监督、激励、惩罚、评价等外在层面的动机[28]。员工创新动机的激发往往会受到组织创新氛围的影响。王端旭[29]等的研究发现，支持创新的组织氛围可以通过促进员工内部动机提升其员工创造力。因此，本研究认为组织创新氛围致力于满足个体在创新过程中的基本心理需要，同时促使将组织对创新的态度转化为个体对创新的观念，实现外在动机内化，最终激发员工的内部创新动机，促进创新行为的产生。基于此，提出：
H5：组织创新氛围对创新动机有正向影响。
H6：创新动机对主动性创新行为有正向影响。
H7：创新动机在组织创新氛围和主动性创新行为之间起中介作用。
基于以上研究假设，本文建立理论分析框架如图1所示。
Figure 1. Theoretical framework
图1. 理论框架
3. 研究方法
3.1. 数据收集
本研究采用问卷调查法，选取国内正在或完成数字化转型的企业在职员工作为调查对象，调查对象包括普通员工、基层管理者、中层管理者和高层管理者。共发放问卷185份，回收有效问卷174份，有效回收率为94%。人口统计学特征如下，见表1：性别方面，男女比例较为均衡，男性稍多；年龄方面，31~40岁居多，50岁以上最少；文化程度方面，以本科为主。占55.7%；工作年限方面，5~7年的员工和7年以上的员工人数一样多，1~3年的人数最少；企业性质方面，民营企业数量最多，占41.6%，事业单位占比最少，占8.6%；职级方面，普通员工与管理层均有涉及，管理层以基层管理人员为主。综上所述，本次调研样本地区分布较广、涉及领域齐全，性别和学历结构合理，能够较好地匹配研究主题。
Table 1. Composition of the valid sample
表1. 有效样本构成情况
特征 |
类别 |
样本数 |
占比(%) |
性别 |
男 |
88 |
49.4 |
女 |
86 |
50.6 |
年龄 |
20~30岁 |
37 |
21.3 |
31~40岁 |
78 |
44.8 |
41~50岁 |
47 |
27 |
50岁以上 |
12 |
6.9 |
学历 |
中专及以下 |
21 |
12.1 |
大专 |
31 |
17.8 |
本科 |
97 |
55.7 |
研究生及以上 |
25 |
14.4 |
工作年限 |
1年及以下 |
29 |
16.7 |
1~3年 |
24 |
13.8 |
3~5年 |
37 |
21.3 |
5~7年 |
42 |
24.1 |
7年以上 |
42 |
24.1 |
企业性质 |
国有企业 |
29 |
16.7 |
民营企业 |
72 |
41.4 |
外资企业 |
38 |
21.8 |
事业单位 |
15 |
8.6 |
其他 |
20 |
11.5 |
工作职位 |
普通员工 |
122 |
70.1 |
基层管理者 |
38 |
21.8 |
中层管理者 |
12 |
6.9 |
高层管理者 |
2 |
1.1 |
3.2. 变量测量
本研究使用的测量工具均是国内外较成熟量表，并基于具体情景对相关题项进行修正。所有潜变量均使用李克特7点量表计分方式。
组织创新氛围作为组织行为学研究领域最为重要的情景变量之一。创新氛围是组织成员对客观情景是否鼓励其创新的一种心理知觉。本研究采用刘云和石金涛[15]研究中所使用的量表。
心理授权采用李超平，李晓轩，时勘和陈雪峰(2006) [30]在国内修订的Spreitzer (1995)的心理授权量表(Psychological Empowerment Scale, PES)。结合本文研究内容和实际将量表精简到4个题项。具体包括“我所做的工作对我来说非常有意义”、“我对自己完成工作的能力非常有信心”、“我对发生在本部门的事情的影响很大”。
创新动机采用创新动机量表，共五个题项描述员工想创新的程度，具体包括“我愿意寻求工作中复杂问题的解决方案”、“我经常提出工作的新思路”、“我喜欢从事需要分析的思考工作”等题项。
主动性创新行为采用Belschak FD (2010) [31]开发的创新行为量表，具体包括“他认为创新是一种非常重要的资源”、“关于创新，他敢于冒险”、“他有很多创新性的方法解决问题”。
4. 实证结果与分析
4.1. 描述性统计分析
本研究包含组织创新氛围、心理授权、创新动机、主动性创新行为4个潜变量，研究变量信度检验如表2所示，效度检验如表3所示。同时根据表4相关性结果可知，组织创新氛围与主动性创新行为的相关系数为0.627，相关显著性为p < 0.01，达到了统计学规定的显著性水平(p < 0.05)，即组织创新氛围与员工主动性创新行为存在显著正相关。同理可得，组织创新氛围与心理授权显著正相关(β = 0.691, p < 0.01)，组织创新氛围与创新动机显著正相关(β = 0.640, p < 0.01)，心理授权与主动性创新行为显著正相关(β = 0.627, p < 0.01)，创新动机与主动性创新行为显著正相关(β = 0.519, p < 0.01)，心理授权与创新动机显著正相关(β = 0.488, p < 0.01)，初步验证了本研究研究假设，为后续检验提供了支持。
Table 2. Reliability analysis of variables
表2. 变量信度分析结果
变量 |
题项 |
Cronbach’s α |
内部一致性 |
组织创新氛围 |
12 |
0.978 |
优秀 |
心理授权 |
4 |
0.891 |
好 |
创新动机 |
5 |
0.905 |
优秀 |
主动性创新行为 |
7 |
0.936 |
优秀 |
Table 3. Validity analysis of variables
表3. 变量效度分析结果
KMO |
0.956 |
组织创新氛围 |
近似卡方 |
4976.616 |
心理授权 |
自由度 |
378 |
创新动机 |
显著性 |
0.000 |
Table 4. Descriptive statistics and correlation matrix
表4. 变量描述性统计结果与相关系数矩阵
|
均值 |
标准差 |
组织创新氛围 |
心理授权 |
创新动机 |
主动性创新行为 |
组织创新氛围 |
5.294 |
1.335 |
1 |
|
|
|
心理授权 |
5.402 |
1.209 |
0.691** |
1 |
|
|
创新动机 |
5.323 |
1.105 |
0.640** |
0.488** |
1 |
|
主动性创新行为 |
5.502 |
1.085 |
0.627** |
0.560** |
0.519** |
1 |
注：**表示p < 0.01，*表示p < 0.5。
4.2. 假设检验
使用SPSS进行直接效应检验以及计算路径系数并检验其显著性。首先，组织创新氛围对主动性创新行为的直接效应显著，效应值为0.288 (p < 0.05)，表明鼓励创新的组织氛围能够显著正向预测组织内员工的主动性创新行为，假设H1得到支持。变量间路径系数分析结果如表5。组织创新氛围→心理授权的路径系数为0.626，且p < 0.05，表明组织创新氛围对心理授权有显著预测作用，即组织创新氛围水平越高，员工的心理授权感就越强烈；组织创新氛围→创新动机的路径系数为0.530，且p < 0.05，表明组织创新氛围对员工的创新动机有显著的预测作用，即组织氛围越支持创新，员工表现出的创新动机越明显；心理授权→主动性创新行为的路径系数为0.204，且p < 0.05，表明员工的心理授权感对员工产生主动性创新行为有显著的预测作用，即员工的心理授权感越强，员工越能表现出更多的创新行为；创新动机→主动性创新行为的路径系数为0.178，且p < 0.05，表明员工的创新动机对员工最终是否产生创新行为有显著的预测作用，以上研究结论为中介效应检验提供了重要基础。
利用Process程序以及Bootstrap方法进行中介效应估计和检验，运行结果见表6。显然两个间接效应得到检验。总效应为0.509，得到检验。这说明与创新动机相比，心理授权的中介效应更显著。因此H2、H3、H4、H5、H6、H7均得到统计验证。
Table 5. Results of path coefficient testing
表5. 路径系数检验结果
路径 |
非标准化系数 |
标准化系数 |
S.E |
LLCI |
ULCI |
P |
创新氛围→心理授权 |
0.626 |
0.691 |
0.05 |
0.528 |
0.725 |
0.000 |
心理授权→创新行为 |
0.204 |
0.227 |
0.071 |
0.063 |
0.345 |
0.005 |
创新氛围→创新动机 |
0.530 |
0.640 |
0.048 |
0.434 |
0.625 |
0.000 |
创新动机→创新行为 |
0.178 |
0.181 |
0.073 |
0.033 |
0.323 |
0.016 |
创新氛围→创新行为 |
0.288 |
0.354 |
0.073 |
0.143 |
0.432 |
0.000 |
Table 6. Results of mediation effect analysis using Bootstrapping
表6. 中介效应Bootstrapping检验结果
效应 |
effect |
BootSE |
95%下限 |
95%上限 |
总效应 |
0.509 |
0.048 |
0.414 |
0.605 |
直接效应 |
0.288 |
0.073 |
0.143 |
0.432 |
间接效应–心理授权 |
0.157 |
0.074 |
0.005 |
0.292 |
间接效应–创新动机 |
0.116 |
0.059 |
0.014 |
0.251 |
4.3. 回归分析
采用逐步回归法对中介效应进行稳健性检验，结果如表7。首先，M1表明组织创新氛围对主动性创新行为有显著的正向影响。M2表示心理授权和组织创新氛围对主动性创新行为有显著正向影响。最后，M3表明组织创新氛围和创新动机对主动性创新行为有显著正向影响。因此直接效应和心理授权与创新动机的中介效应进一步得到验证。
Table 7. Results of hierarchical regression analysis
表7. 逐步回归分析结果
变量 |
主动性创新行为 |
M1 |
M2 |
M3 |
自变量 |
|
|
|
组织创新氛围 |
0.509** |
0.373** |
0.288** |
中介变量 |
|
|
|
心理授权 |
|
0.218** |
0.204** |
创新动机 |
|
|
0.178** |
R2 |
0.393 |
0.424 |
0.443 |
ΔR2 |
0.393 |
0.031 |
0.019 |
F |
111.374 |
62.903 |
45.096 |
5. 研究结论与讨论
5.1. 研究结论
第一，组织创新氛围对主动性创新行为的影响分析。从假设检验结果分析，良好的组织创新氛围对员工主动性创新行为的产生具有显著的积极作用。表明组织创新氛围确实与员工的主动性创新行为存在密切关系，组织创新的氛围是激发员工主动产生创新行为的重要情境因素。第二，组织创新氛围不仅直接作用主动性创新行为，而且通过提高员工的心理授权感对员工的主动性创新行为发挥促进效应。本研究引入心理授权作为中介变量，发现心理授权在组织创新氛围与主动性创新行为之间发挥中介作用。同时也符合社会认知理论，即个体感知组织氛围并受其影响，最终表现在个体的行为反应中。第三，组织创新氛围对员工主动性创新行为的影响可以通过改变员工的创新动机实现。本研究基于MOA理论，检验创新动机的中介作用。组织支持创新的氛围会向员工传递一种鼓励创新的信号，有助于使员工原有的创新动机更加强烈或者推动创新动机的产生。这种积极的创新动机能够增强员工实施创新行为的意愿进而激发员工表现出主动的真实创新行为。
5.2. 管理启示
第一，在组织制度层面，构建全面的创新支持体系。这包括确立鼓励创新的战略导向，将创新纳入组织核心价值观；建立制度化的资源保障，如设立创新专项基金与孵化器；并将创新行为与成果纳入绩效考核与晋升通道。第二，在领导与团队层面，着力提升员工的心理授权体验。管理者应积极推行授权式领导，通过下放决策权、提供资源支持来增强员工的自主性与影响力；同时强化主管支持，通过定期创新对话为员工提供心理安全与辅导。第三，在个体与任务层面，精准激活员工的创新动机。通过推行工作重塑，允许员工根据自身优势调整工作内容与方法；设计具有挑战性且意义明确的任务，将日常工作与组织宏大目标相关联，最终将创新意愿转化为持续的行动力。
5.3. 不足与展望
第一，本研究对4个潜变量的测量采用员工自评法，所有的测量指标全部来自于同一份调查问卷。因此分析结果或多或少会受到共同方法偏差的影响。在以后的研究中，可以采用主观评价和客观评价相结合或者分时间段进行分批调查的方法来对变量进行测量，以便对研究结论进行对比。第二，由于研究样本的取得不易，以及研究条件受限，在抽样调查时对于数字化转型企业和行业的选择并没有做到全面和随机。因此，本研究的调查样本属于便利抽样，数据是否具有代表性还有待更多的实证研究来进行证明。在以后的研究中可以尽量扩大样本量，尽可能全面地涉及行业、企业和地区。