1. 引言
创新是一个企业的核心，没有创新，企业就失去了核心竞争力。随着新产品和新服务的不断涌现，跨界竞争和市场颠覆促使着企业不断做出改变，创新无疑是企业的重要课题[1]。作为企业的重要组成部分，员工是企业创新的主体，员工创新行为直接影响企业的创新绩效，是企业获取持续竞争优势的关键[2]。我国学者基于创新主体内在动力视角，提炼出员工主动创新行为的概念内涵，员工主动创新行为强调一种未来导向与变革导向，是员工发自内心的、为创新做了充足的准备、勇于面对和敢于解决创新过程中的各种问题的一种自发性行为[3]。由于创新具有高不确定性、模糊性、复杂性和不可预测性等特征[4]，员工发自内心意愿、自主决策与自我激励的主动创新行为相比于迫于绩效指标等外界压力而产生的被动创新行为能带来更为显著与长久的组织绩效[5] [6]。因此，企业如何有效激发员工的主动创新行为从而提高企业的创新绩效以适应外界环境的高速变化成为当前创新研究的重要话题。
职场精神力(workplace spirituality)是一种包含工作意义、团体感、与组织价值观一致等内容的精神资源[7]，组织中的员工认为其所从事的工作是有价值的，由此产生强烈的认同感和归属感，工作与自身内在人生意义相互契合并能够共同成长[8]。国外许多研究证明了员工职场精神力对工作满意度、组织承诺以及工作绩效等具有积极作用[9] [10]。现有研究有关员工主动创新行为影响因素的文献数量从领导因素、工作压力到个体因素依次递减。领导因素方面，学者主要关注公仆型领导[11]、共享型领导[12]、领导成员交换[13]、平台型领导[14]对员工主动创新行为的显著正向促进作用，辱虐管理[15]对员工主动创新行为的抑制作用；工作压力方面，主要集中在挑战–阻碍型压力源对员工创新行为的双向影响[16] [17]。与之相比，关于员工个体影响因素的相关研究较少，且多聚焦于员工自我能力与发展的工作价值观[18]与员工内在特质如特质正念[19]对员工主动创新行为的影响，鲜有从个体精神资源视角探讨其对员工主动创新行为的影响。与此同时，我国是一个具有高度集体主义文化的国家，更加注重情感联系，现有研究未能从感性思维角度而非理性寻找一种促使员工自发实施主动性行为的情感动力。基于上述考虑，引入职场精神力这一高阶精神资源变量，致力于探讨职场精神力对员工主动创新行为的内在作用机理。
自我扩展理论指出当人们对某些重要的有形或无形物体产生占有欲的感觉时，他们会将自我扩展到这些物体上，并将其视为扩展的自我(extended-self)。Pierce等基于自我扩展理论首次提出了心理所有权(psychological ownership)的概念，其描述了一种个体对于目标物(包括工作、团队、组织等)“属于我的”心理状态，并将其视为自我扩展的一部分[20]。基于该理论，工作、团队与员工个体有着密切联系，可能以单一或复合路径(控制、深入了解和自我投入)影响个体对组织的占有心理(组织心理所有权)水平，继而影响员工主动创新行为。在组织心理所有权的驱动下，个体会将组织视为自我的延伸，从而促进主动创新行为。职场精神力水平高的个体与组织的愿景一致，对组织的认同感和归属感更强，更容易产生“组织是我的”的心理拥有感状态(组织心理所有权)，从而增加对工作和组织的投入，实施更多有利于组织发展的行为。Pierce等人研究了企业员工创新行为的影响路径，发现了组织心理所有权对企业转型和员工的创新行为起到积极而显著的媒介作用；Van Dyne等人同样验证了组织中员工的工作所有权和组织心理所有权都能正向预测员工的创新工作行为[21]。与此同时，职场精神力水平高的个体对工作、团队的认可感更高，对组织有更高的情感投入，从而更易突破其知识领地边界[22]，从而促进其产生主动创新行为。鉴于此，本研究拟探讨职场精神力是否通过作用于组织心理所有权进而影响员工主动性创新行为，即探讨组织心理所有权在职场精神力和员工主动创新行为的中介作用。
心理所有权理论认为，社会规范、氛围是影响心理所有权生成的权变因素，会影响个体对知识、组织归属的认知判断[23]。而人–情景交互作用理论同样指出，个体特征与情境因素的交互作用对个体态度、行为的解释力更强[24]。员工的创新行为不仅取决于其个人投入，还取决于良好的信息沟通和组织创新氛围[25]。良好的组织创新氛围有利于满足员工对资金、技术资源与领导工作支持等资源需求，以及团队成员间知识信息交流需求，缓解员工因资源损耗而产生的压力，可以促进员工主动创新行为[26]。因此，本研究引入组织创新氛围作为调节变量，进一步分析组织创新氛围在组织心理所有权影响员工主动创新行为的边界作用。
综合上述观点，本研究基于自我拓展理论、资源保存理论等构建了一个跨层次调节的中介模型，采用定量研究方法探讨组织心理所有权在职场精神力与员工主动创新行为的中介机制及组织创新氛围的调节机制，丰富了职场精神力及员工主动创新行为的研究文献，在中国集体主义文化背景下从员工心理所有权的全新视角出发研究了其对主动创新行为的影响。研究所得结论有助于企业在实际管理中挖掘具有主动创新潜质的人才，有效激发员工的主动创新行为，构建和谐创新的组织氛围，对企业提升组织创新绩效具有一定的实践意义。
2. 理论基础与研究假设
2.1. 职场精神力与员工主动创新行为
职场精神力(workplace spirituality)的正式定义最早来源于Ashmos和Duchon，指的是发生在团体背景下能够支持有意义的工作，同时又靠有意义的工作培育起来的一种内在的自我认知[27]。个体在职场环境中感知到整体意义及完整自我，这种意义感和完整感使个体的内在精神生活得到充实与超越[28]。Milliman等人[29]进一步将职场精神力筛选为“工作意义”、“团体感”和“与组织价值观一致”三个要素。与西方不同的是，在集体主义文化背景下，东方员工对于关系和社会归属有着内在的精神性需求[30]。因此，我国学者柯江林等结合前人研究开发了职场精神力的本土化量表，强调更高层次的超越性(如感恩、牺牲等)。
职场精神力是一种精神性资源，职场精神力越高代表个体精神性需求越是得到了满足，进而产生高度的团队归属感和工作认同感，对个人、团队和组织产生积极效应[31]，与工作绩效、工作满意度呈正相关[32] [33]。根据社会认同理论，个体对群体的强烈认同会促使成员采纳该群体的规范和价值观，激励成员投入资源和努力，主动发现工作及组织中存在的不足并积极改善，努力帮助所在群体达成共同目标[34]。已有研究表明，职场精神力与个体创新行为[35]、创新绩效[36]呈显著相关，对员工的主动性行为有正向预测作用[37]。马俊杰等通过实证分析同样得出了职场精神力能够显著缓和创新压力所致的资源损耗带来的负性影响，有利于主动创新行为的产生[8]。因此，提出假设1：
H1：职场精神力对员工主动创新行为具有正向影响。
2.2. 职场精神力和心理所有权
心理所有权(psychological ownership)的概念来源于自我扩展理论，Pierce最早于2001年进行了概念定义：其描述了一种个体对于目标物(包括工作、团队、组织等)“属于我的”心理状态，并将其视为扩展的自我，主要通过控制、深入了解和自我投入三种单一或复合路径形成[20]。职场精神力较高的个体能体验到工作对自我的意义，其个人目标与组织目标存在更高的一致性，他们发自内心地与组织产生情感联结，从而更容易将工作视为一种目标物，通过对工作的控制感、熟悉度和自我投入产生“工作是我的”所有权意识，主要分为价值认同和团体感知两个路径：
价值认同驱动心理所有权的构建。根据职场精神力的定义，职场精神力水平较高的个体对所在组织产生较强的认同感和归属感，认为自己是组织的一分子，与组织的文化价值观一致，通过对组织施加控制和投入，从而产生较高的“组织属于我”的心理所有权状态感知。当员工感知工作具有深刻意义，如“这份工作能实现我的人生追求”，会将工作视为“自我延伸的载体”，在中国文化“做事求意义、谋长远”的认知框架下，员工不会将工作仅视为“谋生工具”，而是会主动追求对工作流程、内容、结果的掌控权——因为只有掌控工作，才能确保其价值实现与自我使命一致。即工作意义正向影响心理所有权的“控制”形成路径，即工作意义感知越强，员工对工作/组织的自主掌控意愿越强，进而提升心理所有权水平。使命感知驱动持续付出行为。中国文化强调“知行合一”，当员工认可工作意义时，会将“为工作组织投入”视为“自我价值实现”的必经之路。职场精神力中的“工作意义”包含对组织目标的认同，在集体主义文化下，这种认同会转化为“为组织牺牲自我、奉献资源”的内在动机[7]。员工会主动投入时间、精力、知识等资源，甚至愿意为达成工作目标放弃个人利益——这种持续的自我投入会让员工产生“我为组织付出了这么多，组织与我紧密相连”的认知，通过“自我投入”路径强化心理所有权。即工作意义正向影响心理所有权的“自我投入”形成路径，即工作意义感知越强，员工对工作/组织的资源投入(时间、精力、知识)越多，进而提升心理所有权水平。
团体感知促进心理所有权的形成。中国文化是“关系本位”文化，人际信任是行为决策的重要依据。当员工感知到强烈的团体感，会将同事视为“自己人”(差序格局中的核心圈层)，进而降低对“控制行为”的顾虑。在高团体感的组织中，员工不会将“参与组织事务、影响团队决策”视为“越权”，反而会因“人际契合”产生“我是团队一员，有权参与控制”的认知。归属感强化资源投入动机中国文化强调“合群”“归队”，团体感带来的归属感会激活员工的“互惠规范”(社会交换理论)：员工感知到组织/团队的温暖与接纳，会以“自我投入”作为回报。在高团体感的环境中，员工会将团队视为“家庭”(集体主义文化的延伸)，愿意为“家庭”的发展投入资源——这种投入不仅是时间、精力，还包括情感、信任等无形资源。
因此提出假设2：
H2：职场精神力对心理所有权具有正向影响。
2.3. 心理所有权的中介作用
根据自我拓展理论，员工产生较高的组织心理所有权时，由此激发出的责任感与奉献精神，促使他们为组织承担角色内行为，如主动创新行为。员工会将自我的发展与组织的未来紧密联系在一起，以实现更大的组织和社会利益[38]，员工愿意主动承担更多创新责任，以此促进员工主动创新行为的发生[39]。也就是说，高职场精神力水平的员工更容易形成对工作和组织较高的心理所有权状态，从而产生高质量的情感承诺，在此基础上员工愿意增加工作投入，付出个体的时间和精力，进而更有可能催生员工的主动创新行为。
已有研究表明，创新行为的产生在很大程度上由员工的内在因素所决定。在心理所有权状态下，与团队互联的员工拥有了对组织的使命感和超越自我的动力，内在精神性力量的提升就会促使员工产生对工作有益的态度与行为，例如主动创新行为。并且，在员工感知到工作对自我的价值与意义、认同了团队与组织后，就会花更多的时间和精力去解决组织中存在的问题，并聚合自我信息与资源为团队提出创意性的解决方案，实施主动创新行为，从而维持自身在团队中积极的社会认同，并使自身所在内群体在社会比较中获得更为积极的区分[40]。因此，提出假设2、3：
H3：心理所有权在职场精神力与员工主动创新行为的关系中起中介作用。
2.4. 组织创新氛围的调节作用
理论界主要从两种视角解释组织创新氛围的内涵。一是结构性视角，如Kanter (1983)提出组织创新氛围是一系列影响员工创新活动的客观环境因素；二是知觉性视角，主要认为组织创新氛围是个体对创新环境的主观感知，Amabile (1996) [41]提出组织创新氛围是组织成员感知其所处工作环境支持创造力和创新行为的程度，代表员工对组织中政策、制度、文化、资源是否具有创新性的判断。Isaksen (1999)和Badger (2001)也进一步明确，组织创新氛围是组织内个体对组织各项规章制度和运营流程形成的具有一致性的群体感知。随着组织创新氛围研究的深入，大部分学者已达成共识：从知觉性视角解释组织创新氛围，即组织创新氛围属于组织氛围，是一种主观感受且内涵具有多重性[42]。Amabile (1996)从领导鼓励、资源支持、团队合作等10个维度定义组织创新氛围，并开发了经过实证检验最多次的KEYS量表，后续学者对其进行凝练，主要从组织资源供应、领导效能和团队协作3个层面衡量组织创新氛围[43]。
创新本质上是资源、思想和技术等要素的组合[44]，个体进行创新时虽具有一定的基础资源，但往往缺少足够的资源、能力支撑后续创新行为，因此，需要从外部获取资源以保障创新活动的继续[45]。个体创造性表现被认为部分是环境中其他人刺激和支持创造性社会过程的结果[46]，个体获得的工作反馈即组织对创造力的支持能够提高创造性绩效。同时，根据社会交换理论，创新个体感知到创新社区给予的期望利益、保障和资源越多，就越有动力和义务产生更多创新行为来回报创新社区所提供的支持[47]。已有研究表明，良好的组织创新氛围可以满足员工对资金、技术资源和领导支持等方面的需求，以及员工之间的知识互换、知识分享等信息交流需求，缓解员工在创新过程中因资源损耗而产生的压力，可以促进员工的主动创新行为[48]。高心理所有权的员工将工作和组织视为自我的延伸，自我成就意识和工作自主性更强，当组织给予充足的物质、精神和信息等资源时，员工能够充分利用内在的积极心理因素与其进行自我整合与自我调节，提升员工表达创造性想法的意愿，从而促进主动创新行为。因此，提出假设4：
H4：组织创新氛围正向调节心理所有权和员工主动创新行为之间的关系，即组织创新氛围越强，心理所有权对员工主动创新行为的正向影响越明显；反之，则越不明显。
由于组织创新氛围属于组织层次(Level 2)的调节变量，而职场精神力、组织心理所有权和员工主动创新行为均属于个体层次(Level 1)，因此采用多层中介效应模型进行检验，构建了一个跨层次调节的中介研究模型如图1所示：
Figure 1. Theoretical research model
图1. 理论研究模型
3. 研究方法与数据来源
3.1. 数据收集与研究样本
本研究采用问卷调查法多来源获取所需数据，为了降低样本同源偏差以及提高样本代表性，本研究多渠道多来源收集样本，选取不同地区、不同行业、不同产权性质的企业，样本人群主要分布在山东、江苏、黑龙江、河南、广东等省份。问卷主要采取线上微信平台进行发放与回收，共收集369份样本数据，剔除数据缺失、多变量选项一致、前后逻辑矛盾及问卷回答时间小于200秒等无效样本，最终获得 327份有效问卷，问卷有效回收率为88.62%。327份有效样本数据特征如下：性别比例上，男性164人，女性163人，占比相当；年龄构成上，年龄在18~25岁的有72人，占22.02%，26~35岁的有81人，占24.77%，36~45岁的有69人，占21.1%，46~55岁的有62人，占18.96%，55岁以上的有43人，占13.15%，分布较为均匀；学历构成上，本科学历人数最多，有200人，占比61.16%，本科学历以下的有88人，占26.92%，研究生及以上有39人，占11.93%；现单位工龄大部分为3年以下，占比64.22%；岗位级别为普通一线员工的占比63.61%；单位性质为民营企业的最多，占40.67%，具体样本信息见表1：
Table 1. Statistical data of demograghic variables
表1. 人口变量统计
类别 |
项目 |
频数 |
占比(%) |
类别 |
项目 |
频数 |
占比(%) |
性别 |
男 |
164 |
50.15 |
现单位工龄 |
3年以下 |
210 |
64.22 |
女 |
163 |
49.85 |
3~5年 |
61 |
18.65 |
年龄 |
18~25 |
72 |
22.02 |
6~10年 |
35 |
10.7 |
26~35 |
81 |
24.77 |
11~15年 |
11 |
3.36 |
36~45 |
69 |
21.1 |
15年以上 |
10 |
3.06 |
46~55 |
62 |
18.96 |
当前岗位级别 |
高层管理者 |
15 |
4.59 |
55岁以上 |
43 |
13.15 |
中层管理者 |
32 |
9.79 |
续表
学历 |
高中/中专及以下 |
68 |
20.8 |
|
基层管理者 |
72 |
22.02 |
大学专科 |
20 |
6.12 |
普通一线员工 |
208 |
63.61 |
大学本科 |
200 |
61.16 |
所在单位性质 |
国有企业 |
46 |
14.07 |
研究生及以上 |
39 |
11.93 |
民营企业 |
133 |
40.67 |
|
三资企业 |
54 |
16.51 |
政府/事业单位 |
61 |
18.65 |
其他 |
33 |
10.09 |
3.2. 测量工具
目前关于职场精神力、心理所有权、主动创新行为和组织创新氛围4个变量的研究较为丰富，各变量均已有信效度较高的权威量表。本研究综合考虑测量问卷信效度、适用对象及本土适用性等情况，选定各变量量表，并结合实际情况进行适当的题项删减及修改。各变量量表均采用Likert五点计分法：“1”表示“很不符合”，“2”表示“不符合”，“3”表示“一般”，“4”表示“符合”，“5”表示“很符合”。
3.2.1. 自变量——职场精神力
在中国集体主义文化背景下，员工对于关系和社会归属有着内在的精神性需求。因此，采用我国学者柯江林等人(2014)基于Milliman et al. (2003)开发的职场精神力本土化测量量表，包含三个维度、27个题项：“工作意义感”9个题项，代表问题如“我真心热爱这份工作，愿意为之做出很大牺牲”；“团队归属感”9个题项，代表问题如“我常常与同事有一种志同道合之感”；“与组织价值观一致”9个题项，代表问题如“我认同单位倡导的价值理念”。该量表的Cronbach’s α值为0.976。
3.2.2. 因变量——主动创新行为
主动创新行为的测量目前分为两种，一种继续使用国外的创新行为量表，国外对创新行为的定义默认员工的创新行为就是主动的，所以用创新行为的量表即可；另一种则是使用赵斌学者的量表，认为之前对创新行为的研究主要是基于过程视角，而赵斌学者的主动创新行为量表(2014)还考虑了创新主体内在动力视角，又是结合我国实际国情去设计的，更能揭示我国员工主动创新行为的影响因素。量表包括三个维度，其中自发性(spontaneous)5个题项、前期准备(previous preparation) 7个题项、跨越障碍(cross obstacle)10个题项，共22个题项。该信效度良好，Cronbach’s α值为0.967。
3.2.3. 中介变量——心理所有权
现有的研究对组织心理所有权的测量多采用Van Dyne和Pierce (2004)研究中的量表，因立足于中国本土化情境，使用的是由郑伯埙教授和樊景立教授在中国特色社会文化背景下共同设计的量表，量表共包含七个题项，代表问题如“我认为公司的问题就是我的问题”，属于单因素整体测量。此量表曾经过李新春教授实际运用过，并运用其做过实证研究且验证了相关的信效度，表明该量表具有较好适用性。该量表的Cronbach’s α值为0.91。
3.2.4. 调节变量——组织创新氛围
组织创新氛围的测量选择的是刘云、石金涛在2009年《管理世界》发表的期刊中研究设计的组织创新氛围量表，该表根据KEYS量表的创新鼓励因素改编而成，包括同事支持(team support)、主管支持(supervisor support)和组织支持(organization support) 3个维度，每个维度4个题项，共12个题项。选择该量表主要是出于以下几个考虑：首先，学者陈维政指出：组织氛围是情境变量，受地区、文化的差异影响较大，如果测量组织创新氛围，不能直接照搬西方量表，需要根据中国文化特点进行修订和处理[49]。目前应用最广泛的CCQ、SOQ、KEYS、TCL等6个量表都是国外学者开发的，中国的文化和西方差距较大，更希望选择国内学者开发的且具有一定权威性的量表；其次，该量表在国内进行2次测试调查，样本也全部来自中国，信效度良好，说明该量表适合中国的情景，能够反映中国企业员工对组织创新氛围的感知情况。最后本研究对组织创新氛围的测量目的和刘云、石金涛相同，都是为了测量员工对工作环境支持创新程度的感知，所以基于上述思考，选择了该量表。该量表的Cronbach’s α值为0.947。
本研究将个体层面的性别、年龄和受教育程度3个变量作为控制变量。其中，性别：1代表“男”，2代表“女”。年龄：1代表“18~25岁”，2代表“26~35岁”，3代表“36~45岁”，4代表“46~55岁”，5代表“55岁以上”。学历：1代表“高中/中专及以下”，2代表“大学专科”，3代表“大学本科”，4代表“研究生及以上”。
3.3. 同源方法偏差检验
由于本研究的调查问卷由被调查者个人填写，难免产生同源方法偏差。为尽可能减少同源误差，首先在问卷设计方面采取相应措施。在问卷指导语部分明确告知被调查者调查数据仅供学术用途，答案无对错之分；采取匿名填写方式并将调查结果严格保密，从而保证调查结果真实可靠。与此同时，本研究采用SPSS 25.0中Harman单因子检测方法来检测同源误差。将问卷的所有条目共同进行因子分析，在未进行任何旋转的情况下，Harman探索性因子分析结果共提取出4个主成分，共同解释总体方差的62.182%，且第一个因子解释总体方差的45.735%，小于50%的临界值，说明研究数据的同源误差问题并不严重，研究结果可接受。另外，本研究运用R 4.3.1软件进行验证性因子分析，以检验变量区分效度。结果显示，由职场精神力、心理所有权、主动创新行为、组织创新氛围构成的四因素模型拟合最优(x2/df = 1.558、CFI = 0.997、TLI = 0.995、RMSEA = 0.041、SRMR = 0.011)，具体结果如表2所示。
Table 2. Results of confirmatory factor analysis
表2. 验证性因子分析结果
模型 |
χ2 |
df |
χ2/df |
CFI |
TLI |
RMSEA |
SRMR |
四因子模型：职场精神力，组织创新氛围，心理所有权，主动创新行为 |
24.932 |
16 |
1.558 |
0.997 |
0.995 |
0.041 |
0.011 |
三因子模型：职场精神力 + 组织创新氛围，心理所有权，主动创新行为 |
98.328 |
18 |
5.463 |
0.975 |
0.962 |
0.117 |
0.073 |
三因子模型：职场精神力 + 心理所有权，主动创新行为，组织创新氛围 |
97.286 |
18 |
5.405 |
0.976 |
0.962 |
0.116 |
0.073 |
三因子模型：职场精神力，心理所有权 + 主动创新行为，组织创新氛围 |
100.995 |
18 |
5.611 |
0.975 |
0.961 |
0.119 |
0.076 |
二因子模型：职场精神力，心理所有权 + 主动创新行为 + 组织创新氛围 |
157.345 |
19 |
8.281 |
0.958 |
0.938 |
0.149 |
0.097 |
单因子模型：职场精神力 + 心理所有权 + 主动创新行为 + 组织创新氛围 |
1076.497 |
20 |
53.825 |
0.677 |
0.548 |
0.402 |
0.170 |
4. 研究结果
4.1. 变量的描述性统计与相关性分析
控制变量选取性别、年龄和学历三个因素，变量的均值、标准差和相关性等信息见表3。各变量的均值和标准差无异常情况，相关性方面，职场精神力、心理所有权、主动创新行为与组织创新氛围变量两两之间均存在显著正相关关系，相关性系数介于0.6~0.65之间，为本研究假设提供初步支持。另外，年龄、学历与心理所有权和主动创新行为呈负相关关系。
Table 3. Variable means, standard deviations and correlation coefficients
表3. 变量均值、标准差及相关系数
变量 |
mean |
sd |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
1. 性别 |
1.50 |
0.50 |
|
|
|
|
|
|
2. 年龄 |
2.76 |
1.34 |
0.02 |
|
|
|
|
|
3. 学历 |
2.64 |
0.94 |
−0.03 |
0.07 |
|
|
|
|
4. 职场精神力 |
3.68 |
0.99 |
0.07 |
0.01 |
0.01 |
|
|
|
5. 心理所有权 |
3.64 |
1.03 |
0.06 |
−0.04 |
−0.05 |
0.65** |
|
|
6. 主动创新行为 |
3.63 |
0.99 |
0.05 |
−0.01 |
−0.08 |
0.60** |
0.64** |
|
7. 组织创新氛围 |
3.62 |
1.02 |
0.03 |
0.03 |
0.01 |
0.65** |
0.63** |
0.64** |
注：1) **p < 0.01，*p < 0.05；2) 组织创新氛围是未进行团队层次聚合的个体层次变量。
4.2. 总效应及中介效应检验
Table 4. Main effect test results
表4. 主要效应检验结果
变量 |
心理所有权 |
主动创新行为 |
Model 1 |
Model 2 |
Model 3 |
Coeff |
Se |
Coeff |
Se |
Coeff |
Se |
constant |
1.3630 |
0.2536 |
1.6438 |
0.2551 |
1.0878 |
0.2438 |
性别 |
0.0272 |
0.0875 |
0.0104 |
0.0880 |
−0.0007 |
0.0806 |
年龄 |
−0.0312 |
0.0327 |
−0.0036 |
0.0329 |
0.0091 |
0.0301 |
学历 |
−0.0614* |
0.0465 |
−0.0862* |
0.0468 |
−0.0611* |
0.0429 |
职场精神力 |
0.6760** |
0.0444 |
0.6006** |
0.0446 |
0.3248** |
0.0536 |
心理所有权 |
|
|
|
|
0.4079** |
0.0513 |
注：1) **p < 0.01，*p < 0.05；2) 表中系数均为非标准化系数。
以R.4.3.1进行总效应及中介效应分析，如表4所示，模型1以性别、年龄、学历为控制变量，职场精神力为自变量、心理所有权为因变量构建模型，结果显示，职场精神力对心理所有权(β = 0.676, p < 0.01)具有显著正向影响，假设2得到验证。模型2以职场精神力为自变量，员工主动创新行为为因变量，检验总效应，结果显示，职场精神力对员工主动创新行为(β = 0.6, p < 0.01)具有显著正向影响，假设1得到验证。模型3引入心理所有权为中介变量纳入模型检验职场精神力对员工主动创新行为的影响，发现职场精神力对主动创新行为的效应值由原来的0.6降至0.3248，直接效应显著(β = 0.3248, p < 0.01)，同时，心理所有权对主动创新行为(β = 0.4079, p < 0.01)具有显著正向影响，因此心理所有权在职场精神力与主动创新行为之间起中介作用，假设3得到支持。
为了进一步检验心理所有权在职场精神力与主动创新行为间的中介效应，本研究采用Process中的Bootstrap区间方法对间接效应继续检验。经过10000次样本抽样，结果如表5所示，心理所有权的间接效应值β = 0.2758，p < 0.01，且95%的置信区间为[0.1852, 0.3736]内不包含0，表明心理所有权在职场精神力与主动创新行为间的中介效应成立，且为部分中介，假设3得到验证。
Table 5. The results of the mediation effect bootstrap test
表5. 中介效应Bootstrap检验结果
效应 |
Effect |
Se |
LLCI |
ULCI |
总效应 |
0.6006 |
0.0446 |
0.5128 |
0.6884 |
直接效应 |
0.3248 |
0.0536 |
0.2194 |
0.4303 |
间接效应 |
0.2758 |
0.0481 |
0.1852 |
0.3736 |
注：表中系数均为非标准化系数。
4.3. 调节效应检验
首先，对变量进行中心化处理，如表6所示，组织创新氛围对主动创新行为具有显著正向影响(β = 0.301, p < 0.01)，心理所有权与组织创新氛围的交互项对员工主动创新行为具有显著正向影响(β = 0.0309, p<0.01)，假设4得到初步支持。进一步检验该调节作用的方向是否与本研究假设一致，采用选点法绘制调节效应坡度图。一般来讲，若交互效应不存在，两条曲线呈平行趋势，若交互效应存在，两条曲线呈交叉趋势。图1中的两条线出现交叉，表明交互效应是存在的。由于两条曲线的斜率都为正，说明心理所有权对员工主动创新行为具有正向影响，由于高组织创新氛围的斜率大于低组织创新氛围的斜率，说明当组织创新氛围为高水平时，心理所有权对员工主动创新行为的正向影响较大，反之，当组织创新氛围为低水平时，心理所有权对员工主动创新行为的正向影响较小，假设4得到验证(图2)。
Table 6. The Results of the moderation effect test
表6. 调节效应检验结果
变量 |
主动创新行为 |
Model 4 |
Estimate |
Se |
Intercept |
1.4633** |
0.2396 |
性别 |
0.0121 |
0.0785 |
年龄 |
−0.0163 |
0.0342 |
学历 |
0.0658 |
0.0479 |
心理所有权 |
0.303** |
0.052 |
组织创新氛围 |
0.301** |
0.054 |
心理所有权*组织创新氛围 |
0.0309** |
0.045 |
注：1) **p < 0.01，*p < 0.05；2) 表中系数均为非标准化系数。
Figure 2. The moderating effect of organizational innovation atmosphere
图2. 组织创新氛围的调节作用
5. 结论启示及展望
5.1. 研究结论
本研究基于自我拓展理论和社会交换理论等，探讨职场精神力对员工主动创新氛围的影响，心理所有权的中介作用及组织创新氛围的调节作用，通过327份有效问卷数据分析结果得出以下主要结论：
(1) 职场精神力对心理所有权和员工主动创新行为具有正向影响。职场精神力水平较高的员工能够意识到工作的意义，认同工作对自我、他人及社会的价值，这种积极的认同感促使员工增加个人时间精力的投入，积极努力工作。久而久之，员工对自己的工作更为熟练，对工作有着更深入的理解，由此产生强烈的控制感，激发员工产生心理所有权。同时，职场精神力水平较高的员工团队归属感更强，与组织的价值观高度一致，将工作视为实现自我的途径，认同组织的文化和价值观，将自我的发展与组织的未来紧密联系在一起，从而产生有利于组织的创新行为。
(2) 心理所有权在职场精神力与员工主动创新行为中发挥部分中介作用。一方面，职场精神力状态下的员工对工作有着高度的认同感，根据自我拓展理论，员工会将工作视为自我的一部分，从而增加对工作的控制和投入，从而产生工作心理所有权，进而更容易将自我的知识、时间和精力等投入到工作中，积极发展工作中的不足、提出建设性的想法并努力改善，从而实施主动创新行为。另一方面，职场精神力水平高的个体与组织更为契合，在中国集体主义文化背景下，更容易产生“感恩”组织、愿意为组织“牺牲”自我等心理，与组织的情感联系更为紧密，从而对组织产生强烈的“占有欲”和“从属感”，进而激发自我的创造力以帮助组织进步。
(3) 组织创新氛围正向调节心理所有权与员工创新行为之间的正向关系。当组织创新氛围更为浓厚时，组织对员工个体创造力的培养更为重视，为员工提供的创新过程所需的物质精神资源更多，这相当于为员工创造了一个鼓励创新、便利创新的工作环境。在这种环境下，员工的个人想法得到重视，能够有实施自我创造力的空间，从而更能产生主动创新行为。同时，积极的组织创新氛围促进了员工之间的信息交流和资源共享，缓解了员工在创新过程中资源损耗的创新压力，分散了员工在创新过程中可能面临的种种风险，从而降低员工对创新行为的风险感知，增强了组织内成员的创新参与。
5.2. 理论贡献
(1) 现有研究有关员工主动创新行为影响因素的文献数量从领导因素、工作因素到个体因素依次递减，关于员工个体影响因素的相关研究较少，且多聚焦于员工自我能力与员工内在特质，鲜有从个体精神资源的视角探讨其对员工主动创新行为的影响。同时，在高度集体主义文化背景下，中国员工更加注重情感联系，现有研究未能从感性思维而非理性角度寻找一种促使员工自发实施主动性行为的情感动力。本研究引入职场精神力这一高阶精神资源变量，实证检验了相关假设，拓展了主动创新行为影响因素的层次维度，丰富了现有的关于职场精神力与员工主动创新行为的研究，为企业有效激发促进员工主动创新行为提供了理论依据。
(2) 以往研究中，心理所有权变量主要运用于消费者行为学及组织行为学领域，尚未有学者聚焦于员工个体层次，从员工心理的视角出发打开主动创新行为的黑箱。本研究借助于自我拓展理论，创新性地从员工心理所有权的视角出发，验证了组织心理所有权对员工主动创新行为的促进作用及组织心理所有权在职场精神力与员工主动创新行为间的中介作用，揭示了“职场精神力–心理所有权–主动创新行为”的作用路径，对自我拓展理论在员工主动创新行为下的应用提供了新的理解。
(3) 本研究引入组织创新氛围作为调节变量，构建了一个跨层次调节的中介模型，强调了组织资源供应、领导支持及同事支持对员工实施主动创新行为的重要影响，检验了在不同组织创新氛围水平下员工心理所有权作用于主动创新行为的变化情况，即组织创新氛围越强，心理所有权对主动创新行为的促进作用越大，越能够激发员工的主动创新行为。研究结果深入揭示了影响员工主动创新行为的边界条件，为企业如何保障员工主动创新行为顺利完成提供理论方向。
5.3. 实践启示
(1) 组织应当注重培养员工的职场精神力水平，增强员工对于工作的认同感、对组织的归属感和对组织文化价值观的高度认同。在中国集体文化背景下，工作对员工不仅仅是求生的工具，更是一种精神和自我的寄托。高职场精神力的个体往往能够超越自我，主动投入工作并为组织积极贡献。越来越多的学者呼吁企业加强对员工职场精神力的建设，具体体现在加深员工对工作的认同感和使命感，授予员工权利鼓励员工参与工作自主决策；同时，注重组织文化建设与组织价值观的塑造，组织创办各种知识体验活动加强员工对组织价值观的理解和认同，增进团队成员之间的默契和情感联系，凝聚团队战斗力使员工积极融入在组织中。此外，企业在招聘选拔人才时，不能仅仅考察其工作能力，更要考察其对于应聘岗位的理解、评估其工作的内在动机、衡量其个体价值观是否与组织高度契合。只有组织内部的员工人人具有高度的职场精神力水平时，才能发自内心地努力认真工作，并将组织的美好未来视为自我实现价值的途径，从而迸发出各种利于组织和谐、良好发展的行为。
(2) 企业应当注重员工心理所有权状态的培育。依托赋权、信息共享、参与决策三大具体路径，精准对接心理所有权的“控制、深入了解、自我投入”形成逻辑，同时契合中国集体主义文化下员工对“信任、尊重、归属”的核心诉求，最终实现职场精神力(工作意义、团体感、价值观一致)向主动创新行为的高效转化。针对职场精神力中“工作意义感”较强的员工(认同工作价值、追求自我实现)，赋予其创新相关的自主决策权，强化“我的工作我做主”的控制感知，允许员工任务自主设计和创新试错；心理所有权的形成离不开“深入了解”——员工只有全面掌握组织信息，才能将个人发展与组织未来绑定，而中国文化中“信息透明等于被视为自己人”的认知，让信息共享成为强化团体感、价值观一致的关键抓手，进而让职场精神力转化为持续的创新动力，如建立“全层级 + 精准化”信息传递机制，打破信息壁垒；鼓励员工参与决策，强化“投入感”，固化心理所有权的行动逻辑，如建立“分层分类”决策参与机制，让员工“有渠道发声”，建立“反馈–落地–激励”闭环机制，让员工“有动力投入”。
(3) 企业应当注重组织创新氛围的建设，提升团队成员的人均创造水平，为员工提供丰富多样化的创新资源。良好的组织创新氛围使得员工感知到组织对于创新活动的支持，容易激发员工的主动创新行为，更好地为组织的发展做出积极贡献。良好的创新氛围也能直接刺激员工的创新意愿，提升员工积极情绪，进而产生更多的自主性创新行为。组织创新氛围建设的核心是领导对创新工作的重视、同事对创新行为的扶持和组织对创新活动的支持。具体而言，企业管理者应当在组织内带头开展创新活动，创造鼓励创新、勇于创新、敢于试错的氛围，使得组织成员不再将创新视为空中楼阁；同时优化组织沟通环境，为员工提供积极有效的沟通和反馈渠道，鼓励员工之间的知识交流、资源共享与团结协作。最后，企业应当为员工创新提供良好的资金、技术、设备基础，并在规章制度上保障员工创新行为的利益，使组织支持成为员工创新的坚实后盾，协助解决员工在创新中遇到的困难，及时奖励和表彰员工创新行为和创新成果。
5.4. 不足与展望
本研究虽具备一定的理论与实践意义，但仍存在一些不足之处，未来研究中可以针对性地进行深入研究以得出更具有说服力的结论。第一，本研究将主动创新行为聚焦在初期，更多的是一种创新意愿、动机，但是创新行为是一个复杂、持续的过程，在不同的创新阶段，员工的职场精神力水平和心理所有权状态受到多种因素的影响因而可能存在差异，未来可以探究上述变量之间的关系在不同的创新行为阶段是否存在不同；第二，本研究的对象是普遍意义上的企业员工，但不同职级、不同工龄、不同企业性质的员工在主动创新行为的意愿上并不一致，未来研究可以将研究企业及研究对象进行聚焦，将职级、工龄和企业性质等作为控制变量探讨其对主动创新行为的影响差异；第三，本研究仅选取组织创新氛围作为调节变量探讨其对主动创新行为影响的边界机制，未来可选取更多个体、团队层面特征作为调节变量，充分揭示影响主动创新行为的边界条件；第四，未来的研究可采用纵向研究设计，通过多时间点收集数据，以更好地厘清变量间的因果关系。同时，应采用多源数据，例如，由员工自评职场精神力和心理所有权，而由其直接上级来评价其主动创新行为，从而从根本上克服同源方法偏差问题。