自我效能感對個體即興作用機制研究
——基于個體結果期望的中介作用及組織支持的調節作用

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(1.南京航空航天大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210016； 2.宿遷學院 法政學院,江蘇 宿遷 223800)

自我效能感對個體即興作用機制研究
——基于個體結果期望的中介作用及組織支持的調節作用

丁道韌1,2，陳萬明1

(1.南京航空航天大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210016； 2.宿遷學院 法政學院,江蘇 宿遷 223800)

員工即興行為的觸發機制有待深入研究。本文在相關研究的基礎上，構建了自我效能感和個體即興被中介的調節效應模型，其中以個體結果期望為中介變量，組織支持為調節變量。利用82家高新技術產業企業的260份問卷數據，采用層次回歸方法對假設進行驗證。研究結果顯示：自我效能感對個體即興具有明顯的正向作用，個體結果期望在自我效能感與個體即興中具有部分中介作用，組織支持能強化自我效能感對個體即興行為的正向作用。研究為深入探尋個體即興的觸發機制和研究個體即興管理提供了參考。

自我效能感;個體即興;個體結果期望;組織支持

1 引言

經濟環境的不確定性、多變性及模糊性已成為當今企業必須面對的現實。同時技術更新速度日新月異,在面臨如此挑戰性的商業環境中，企業要實現生存并可持續發展，完全依賴組織的正式的計劃與預定的安排，將會面臨多重發展瓶頸。因此在以計劃與控制為特征的傳統的組織理論的有效性遭遇前所未有的挑戰的時候，越來越多的研究者提出了可以解釋和指導組織的非計劃性或突發性行為的組織即興理論[1]。20世紀90年代以韋克為代表的一批學者提出的組織即興理論得到了學者們廣泛的關注[2]。該理論認為，員工在遇到復雜突變的環境時，可以繞過組織的正式計劃和控制，打破常規，依靠個人即興，靈活應對，積極主動地減少不必要的損失或更好地完成工作任務，取得比正式計劃更好的業績,此所謂“將在外軍令有所不受”。雖然目前關于組織即興與組織績效間關系的論點尚存爭議，有的認為二者正相關[3]，有的認為負相關[4],但較為一致的觀點是在組織創新行動過程中，特別是組織應對非計劃的突發情況時，即興行為是必不可少的。正緣于此，即興行為的研究還是得到了學者們的廣泛重視。

現有關于即興行為的研究主要關注如下幾個方面，一是關于基礎理論方面的研究包括即興的概念、特征、分類等[5];二是應用方面，主要是關于即興行為積極結果與消極結果[6];三是介于基礎與應用方面的研究，主要關注于即興行為的觸發機制和影響因素[7]。特別是在即興行為的影響因素方面，已有不少研究從組織因素[8]、團隊因素、個人因素[9]分別進行過有益探討。但是本研究通過梳理發現，關于個體即興的個體影響因素主要集中于個體的知識、技能、才智、愿景對個體即興的影響[10]，而關于個體心理因素如何影響個體即興行為明顯沒有引起研究者的足夠重視。誠然，個體即興行為的發生既受個體心理的影響，同時又受外界組織環境的影響。而個體心理與組織支持如何綜合影響個體即興，既是前述研究者留下的有益啟示，又給本研究留下了較好的研究起點。有鑒于此，本研究將以高新技術企業為研究樣本，構建自我效能感與個體即興之間的概念模型，同時在模型中引入個體結果期望為中介變量，組織支持為調節變量，以探求自我效能感和個體即興之間的作用機理，試圖全面深入地研究個體即興觸發的內外綜合機制，以為企業更好地管理和利用員工即興行為提供一定的理論支持和實踐參考。

2 理論基礎與研究假設

2.1 理論基礎

2.1.1 員工即興

即興(improvision)一詞英文詞源是“proviso”,proviso的意思是預先約定，事先規定的事和物。而在“proviso”之前加上“im”之后，此前綴就有相反的意思，即在沒有預定或沒有事先規定計劃的情況下所發生的事和產生的行為。即興行為在音樂、戲劇表演領域是一種普遍存在的現象。而自從Weick將即興一詞作為隱喻概念引入到組織管理理論之后，即興行為作為一種應對非常規性、多變性、復雜性環境時的反常規行為得到了學者和實踐工作者的廣泛關注[11]。關于即興概念的內涵，Moorman和Miner[12]認為，即興行為是在組織外界環境高速變化，而無事先計劃的突發情況下，員工發揮個人臨場應變能力而有效應對并解決問題的行為和能力。Hatch認為即興是未曾預料的，依靠直覺和自發的方式來引導的一種行動[13]。Seham認為即興是“立即反應”和“意圖創造”的混合物[14]。根據Vera和Crossan的研究結論，即興行為是個人充分發揮能動性和創造性自主自發地尋求新方法、新思路解決突發問題或現實問題的行為[15]。因此即興行為是員工在動態的組織環境中，突破原有規則，利用現有資源，充分發揮個人創造性、自主性并有效解決意外的技術和管理問題的行為。

2.1.2 自我效能感

Bandura[16]的研究認為，自我效能感作為心理資本的重要組成部分，它是組織成員通過自我激勵，激發內在動機，努力完成具有一定挑戰性任務的一種自我信念。自我效能感是一種個體對自我評價的概念，它是社會認知理論的一個重要組成部分。同時他認為，自我效能感是個體從事具體任務時對自我能力的自信信念。這種信念會影響個體三個方面的內容：一是對困難與挑戰的態度；二是個體努力程度；三是個體在面對困難時的持久性。Schwarzer[17]在此基礎上，進一步研究認為，自我效能感是個體的一種心理狀態或特質，并將其分為一般自我效能感和特殊自我效能感,并定義了Bandura和Johnson提出的自我效能感是一種特殊自我效能感[18]，即個體在從事特殊任務時，針對某一具體活動時的信心知覺;而一般自我效能感是概括化的個體在應對不同環境和任務時所具備的一種總體的自信信念。

2.1.3 個體結果期望

弗魯姆[19]認為個體結果期望是個體對其某種行為可能帶來的結果的判斷。期望理論認為：人在渴求滿足一定的需要并設定一個目標時，就表現為對目標實現的結果的期望，而這種期望會激勵個體努力行動去實現既定目標。另外，當個體意識到其行為努力會得到較好回報時，他會積極努力按原先目標去行動。所以個體對目標結果的期望對其行為產生強有力的心理激勵作用。

2.1.4 組織支持

社會心理學家Eisenberger和Stinglhamber[20]認為所謂組織支持，是員工在個人努力與組織承諾下，獲得組織的認可和幫助。組織支持感有兩個核心要素，一是對組織認可其工作貢獻的感知，二是對組織關心其福利的感知。當員工對組織的支持感產生正面的認知和體驗時，他們會對組織產生積極正面的看法和信念。McKenny等在研究的基礎上，對組織支持的內涵進行了進一步拓展，認為組織支持應包括尊重(情感)支持、福利支持和工具性支持三個方面[21]。他們的研究認為組織支持對員工的工作態度、工作績效、工作投入、組織公民行為均具有正向影響。

2.2 研究假設

2.2.1 自我效能感與員工即興行為

Kankanhalli[22]的研究認為，自我效能感是一種內生激勵，它會激發個體對目標行為的產生。根據社會認知理論，個體會通過對自我行為方式的判斷來選擇其行為。自我效能高的個體對自己所選擇的行為會具有強烈的能力自信和行動動機。而即興行為是在復雜突變的情況下個體對未知問題的一種應激行動。這種即時行動是建立在個體對自我能力的自信與良好的自我感知基礎上。良好的心理感知是促使員工產生即興行為的強大動力。自我效能感低的員工，由于對自己的能力不自信會采取明哲保身或循規蹈矩的方式來應對現實問題。相反具備較高自我效能感的員工在能力自信的心理驅使下對突發問題會采取積極靈活的解決策略，從而滿足自我實現的需要。所以自我效能感對員工個體即興行為的發生具有正面的積極影響。因此，假設如下：

H1自我效能感對員工個體即興具有正向影響。

2.2.2 個體結果期望的中介作用

(1)個體結果期望與個體即興的關系

個體結果期望是指員工對自己采取的即興行為可能產生的結果的判斷。期望理論認為[23]，如果個體預期其行為將得到較好的回報，并且個體結果期望滿足其預期水平時，那么他會選擇采取即興行動。相反，當個體結果期望小于其預期水平時，他就不會積極采取相應的即興行動。因此，假設如下：

H2個體結果期望對員工個體即興具有正向影響。

(2)個體結果期望在自我效能感與員工個體即興間的關系

自我效能感高的成員，其對自我的行為能力的信心越高，其對即興行為的結果預期就會愈積極，會產生良好的結果預期[24]。而這種良好的結果預期會促進其斷然采取即興行為。相反自我效能感較低的成員在遇到特殊情況時，由于對自我能力的信心不足，對即興行為的結果會產生較低的或是消極的預期，而這種消極的結果預期會阻礙其在必要的時候采取積極的即興行為。由此，本研究推論，個體自我效能感可促進個體產生良好的結果期望，并通過個體結果期望對個體即興行為產生積極影響。因此，假設如下：

H3自我效能感對個體結果期望具有正向影響。

H4個體結果期望在自我效能感與員工個體即興關系中起中介作用。

2.2.3 組織支持的調節作用

Tammy[25]的研究認為，組織支持能對員工的學習行為和組織公民行為產生積極的促進作用。外在的組織支持能對員工行為產生積極的內在激勵作用。組織的情感支持是對員工的工作業績和成就的肯定與尊重，它會有效地增強員工對個人能力的自信；而組織的福利支持可以提高員工對物質需要的滿足并提升其對組織的自豪感；而組織的工具性支持，會通過給員工提供更多的培訓學習機會，增強員工的專業技能和綜合素質，從而有利于員工對自我積極感知和自我評價的提升。而隨著自我效能感的提高，會鼓勵其在工作中的即興行為的發生。由此可見，組織支持在自我效能感與個體即興之間起正向調節作用。同樣地，組織支持亦會影響員工個體結果預期，良好的組織支持會通過精神獎勵、物質獎勵、職業發展對員工行為結果產生良好的預期，進而刺激員工實施積極的即興行為。相反，糟糕的組織支持會大大削減員工對自己行為的結果預期，即興行為會遭遇較大的心理反感或心理障礙。由此，組織支持在個體結果期望與個體即興之間關系中起調節作用。因此，假設如下：

H5組織支持對個體即興具有正向影響。

H6組織支持在自我效能感與員工個體即興關系中起正向的調節作用。

H7組織支持在個體結果期望與員工個體即興關系中起正向的調節作用。

根據以上相關理論假設，本文歸納如下概念模型，如圖1。

圖1 本研究的概念模型

3 樣本選取與變量測量

3.1 樣本選取

本研究主要采取調查問卷的方式收集數據，為了保證問卷的有效性，在進行正式調研之前先進行了預調研，最后形成正式問卷。自2015年6月～2015年9月期間進行了正式的問卷調查。考慮到本次調研的主要目的是通過實證研究來識別即興行為的前因變量，所以被調研的企業主要選擇華東地區高新技術產業的相關企業。即興行為與創新密切相關，員工的即興行為是創新型企業創新的源泉，所選企業主要涉及軟件開發、生物制藥、高端制造、智能電子等行業。問卷的發放主要采用實地調查發放，電子郵件發放，召開小型座談會等形式。從以上行業中選取82家企業進行調查，這些企業成立時間一般都在5年左右，符合創新創業型企業的特征。總共發放問卷420份，回收380份，在問卷回收后，剔除無效問卷，得到有效問卷260份，有效問卷回收率為68.4%。被調研的企業中50～100人占36.2%，100～200人占44.3%，200人以上占14.5%。參與問卷調查的員工的具體情況是：59.8%為男性，40.2%為女性；年齡在50歲以上占8.6%，35～50占62.8%，35歲以下占28.6%；研究生以上學歷占27.6%，本科占53.8%，專科以及中專占18.6%；技術崗位占49.6%，銷售崗位占18.9%，一線生產性崗位占22.8%，其他崗位占8.7%。本次調查對象中技術性中青年高學歷占多數，這也正符合本研究的調研目的。

3.2 變量測量

由于變量的測量指標的選定關系到變量的最終調查數據的可信度和效度。因此，本研究盡量借鑒國內外相關變量測量成熟量表，并在此基礎上進行必要的修訂和調整。量表均采用Likert 5點量尺進行測量。

因變量：員工即興(JX)，主要參考了Pavlou[26]的量表，具體包括創造性、自發性和即時性三個維度9個問題，如“我能運用新的辦法解決突發的問題，我能運用現有資源解決新問題，我能即時發現工作中的新問題”等。

自變量：自我效能感(XN)，主要采用了Schwarzer[17]的一般自我效能感量表，包括“我自信能有效應付任何突如其來的事情； 以我的才智，我定能應付意料之外的情況”等10個題項。

中介變量和調節變量：個體結果期望(QW)參考了Bock 和Kim[27]的量表，包括“只要努力就會有良好的業績，我的業績一定會得到公正的獎勵”等4個題項。而組織支持感(ZC)則借鑒了Eisenberger和Stinglhamber[20]的研究成果，提出了包括“組織關心員工的發展，組織尊重員工的價值，對員工的成就予以及時獎勵”等12個題項。

控制變量：考慮到可能有其他變量對研究結果產生影響，本研究采用員工年齡(NL)、員工學歷(XL)，工作年限(GL)三個常用的人口統計變量作為控制變量。

4 實證研究結果及分析

4.1 信度與效度檢驗

為了保證調查問卷結果的有效性和真實性，對于變量的測量，我們在調查過程中，力求被調查單位的領導給予重視，也力求被調查對象的密切配合，同時對調查問卷力求簡潔明了。 對各變量的測量量表，我們在反復征詢被調查者的意見并進行深度訪談的基礎上，進行了反復修改，從而保證了量表的內容效度。為了對所有潛變量量表的信度和結構效度進行測量，我們對量表數據進行了因子分析，分析結果顯示，4個潛變量(自我效能感、個體結果期望、個體即興、組織支持感)量表的KMO值分別為：0.732、0.683、0.751、0.695，說明適合做因子分析，根據通用的對量表的信度測試指標Cronbach’sα作為信度系數，4個潛變量的信度系數分別為0.786、0.732、0.793、0.716，所有量表的信度系數均大于0.7，說明問卷具有較好的信度 。4個測量指標在相應的一階潛變量上的因子載荷均在0.6以上，說明測量結果具有良好的結構效度。任一一階潛變量的因子載荷與其他一階潛變量的因子載荷差距都在0.2以上，說明測量結果具有良好的區別效度。

4.2 變量間的描述性統計分析及相關分析

運用SPSS軟件對4個變量進行描述性統計與相關分析。在相關分析中，自我效能感與個體即興的相關系數為0.596(p<0.01)，說明自我效能感與個體即興顯著正相關；自我效能感與個體結果期望的相關系數為0.469(p<0.05)，說明自我效能感與個體結果期望顯著正相關；個體結果期望與個體即興的相關系數為0.584(p<0.01)，說明個體結果期望與個體即興顯著正相關，以上相關分析初步驗證了前面的研究假設H1～H3。

4.3 直接效應的多元回歸分析

利用表1中的模型分別對變量之間的線性關系進行回歸分析，結果顯示，在所有模型中VIF值小于3，D-W值接近2，說明不存在多重共線性和自相關。模型1中控制變量的系數均不顯著，說明其對本文的主要變量的回歸結果沒有影響。而在控制了年齡、學歷、工齡等變量后，模型2的結果顯示，自我效能感與個體即興顯著正相關(0.454，p<0.05)；模型3結果顯示，組織支持與個體即興顯著正相關(0.434，p<0.05)；模型4結果顯示，個體結果期望與個體即興顯著正相關(0.502，p<0.01)；模型5結果顯示，自我效能感與個體結果期望顯著正相關(0.456，p<0.01)。由此H1、H2、H3和H5得到驗證。

表1 變量的回歸分析結果

注：n=260；***p<0.001,**p<0.01，*p<0.05。

4.4 中介效應的回歸分析

根據中介效應相關理論及實驗要求，由上文對自我效能感與個體即興、自我效能感對個體結果期望、個體結果期望對個體即興之間的顯著關系得到驗證后，在模型中同時加入自變量和中介變量，中介變量對因變量的作用顯著。此時如果自變量的回歸系數依然顯著并變小，說明存在部分中介作用；如果自變量的回歸系數不顯著，則說明存在完全中介作用。如表1中的模型6，結果顯示，自變量(0.173，p<0.001)和中介變量(0.462，p<0.01)對因變量的作用依然顯著。但是，由于中介變量的置入，自變量對因變量的作用系數明顯下降，即自我效能感對個體即興的系數由(0.454，p<0.05)下降到(0.173，p<0.001)，這表明個體結果期望在自我效能感與個體即興之間關系中具有部分中介作用，從而驗證了H4。同時在此步回歸分析過程中，各變量之間的VIF值在1.223～2.765之間，說明變量之間不存在多重共線性問題。

4.5 調節效應的多元回歸分析

為了探討組織支持感的調節作用，我們借鑒了Kenny等[28]的回歸方法，該方法由三個步驟組成，第一步，控制變量進入回歸方程，第二步，調節變量和被調節變量進入回歸方程，第三步，調節變量與被調節變量的乘積項進入回歸方程，如果乘積項的回歸系數顯著，則調節作用成立。

為了減少回歸方程中變量間的多重共線性問題，因此，在進行回歸分析前，對所有的變量包括交互項的乘積項都進行了中心化處理。然后按上述步驟進行回歸分析。最終分析結果如表1所示：當在自變量中同時引入交互變量后，對回歸系數、R2、F值進行檢驗，顯然模型8和模型10分別比模型7和9具有更好的解釋力；同時，交互項：組織支持感×個體自我效能感、組織支持感×個體結果期望的作用系數顯著，分別為(0.312，p<0.01;0.421，p<0.01)，說明組織支持感在個體結果期望與個體即興之間及自我效能感與個體即興之間均具有明顯的調節作用，組織支持感對自我效能感與個體即興之間具有正向的調節作用(自我效能感的作用系數由0.447增加到0.576)，組織支持感對個體結果期望與個體即興之間亦具有正向的調節作用(個體結果期望的作用系數由0.347增加到0.485)，由此驗證了假設H6和H7。

5 研究結論及啟示

5.1 研究結論與討論

本研究旨在探索自我效能感對個體即興行為的作用機理，通過以上實證研究發現：

(1)自我效能感對個體即興行為具有正向影響，說明良好的自我效能感對于心理資本的積累，進而對于提高員工工作中即興行為具有重要作用[29]。員工只有具備良好的自我評價、自信心才能對個人前景和組織愿景具有更為樂觀的預期和良好的期望，如此才能自覺地激勵自己工作中的主動性、積極性，從而激發個體的即興行為。

(2)個體結果期望對個體即興行為具有正向影響，同時個體結果期望在自我效能感與個體即興行為之間具有部分中介作用。這說明自我效能感越高的員工，其個體結果期望越高，這種較高的期望會對員工心理起到良好的激勵作用，從而推動員工即興行為的產生。

(3)組織支持感在自我效能感與個體即興行為之間起著明顯的調節作用。組織支持感能強化自我效能感對員工個體即興行為的正向影響。這說明良好的組織支持能有效提高員工自我效能感，從而激發員工的個體即興行為；同時組織支持在個體結果期望與個體即興中起著明顯的調節作用，這表明良好的組織支持能有效增強個體結果期望，員工對個人和組織的良好預期會催生其在工作中的即興行為。

5.2 研究啟示

基于以上研究結論，我們對企業管理者在實踐中激發員工個體即興行為提出如下策略和建議：

(1)管理者在進行員工招聘時，應盡量挑選自我激勵和自我效能感高的員工；另外管理者在平時管理中要注重對員工自我效能感的培養與管理，通過培訓提高員工的能力和素質，同時加強員工自我激勵的教育，做好員工的職業生涯規劃和企業愿景的宣講，從而讓員工提高個人的工作能力，并增強對自我發展和組織發展的良好預期，能以積極樂觀的心態投入到工作中；在薪酬與激勵方面，要制定更科學的激勵機制，以有效地激發員工的自我效能感。

(2)管理者在實踐中要有效地激發員工對個人和組織的結果期望，增強員工對組織的期望值。在績效管理和薪酬管理中，要在不斷提高硬報酬的同時，注重軟報酬的管理，以更好滿足員工不同層次的需要。讓員工參與管理，了解員工在組織中的結果期望，并通過不同方式較好地滿足員工的期望。

(3)不斷提高員工福利，改善其工作條件與工作環境；加強與員工的工作交流和感情溝通；改善組織氛圍、加強組織文化建設，以為員工即興行為提供更好的組織支持。另外，要有效地激發員工的個體即興行為，作為領導者或組織管理者更應身體力行。一方面作為管理者個人在工作中更要消除墨守陳規的陋習和打破僵化的思維方式，要保持開放的胸懷，靈活的心態。另一方面，要重視組織的支持性文化建設，在組織中要營造一種開放包容和積極向上氛圍，要鼓勵員工的即興行為和包容員工的試錯行為。

5.3 研究展望

本文通過實證方法對個體即興行為的誘發機理從個體心理層面進行了一定的探索，并得出了一些初步性結論。但依然存在一定的研究局限和可供進一步研究的空間。一是本研究所采用的實證數據是截面的靜態的數據，不能完全反映自我效能感對于個體即興行為之間的動態關系，由此，進一步的研究，可以嘗試運用縱向數據和時間序列數據來對二者之間的動態關系進行研究。二是本研究著重從個體心理層面和組織支持方面研究個體即興行為，而影響個體行為的因素除了個體心理因素之外，還有其它個體和組織方面的因素，這些因素是如何影響個體即興行為也是一個值得探討的方向。三是從團隊層面去研究團隊即興行為是一個可行的選擇。

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AStudyabouttheImpactofSelf-efficacyonIndividualImprovisation:TheMediatingEffectofExpectationofIndividualOutcomeandtheModeratingEffectofOrganizationalSupport

DING Dao-ren1,2, CHEN Wan-ming1

(1.SchoolofEconomicsManagement,NanjingUniversityofAeronauticsandAstronautics,Nanjing210016,China; 2.SchoolofLawandPolitics,SuqianCollege,Suqian223800,China)

The trigger mechanism of employee improvisation needs further research. Based on the corresponding research, a concept model of the self-efficacy on individual improvisation is constructed, regarding expectation of individual outcome as a mediator and organizational support as a moderator.Then the hierarchical regression method is applied to test the hypotheses by means of 260 questionnaires. The results show: self-efficacy has a positive impact on individual improvisation, the expectation of individual outcome plays a mediating role partly between self-efficacy and individual improvisation, organizational support can strengthen the positive impact of self-efficacy and individual improvisation. It provides a reference for further exploring trigger mechanism of the individual improvisation and the management of individual improvisation.

self-efficacy; individual improvisation; expectation of individual outcome; organizational support

2015-12-19

江蘇省教育科學“十二五”規劃2013年重點資助項目(B-a/2013/01/031)；2014年國家軟科學研究計劃資助項目(2014GXS4B054)

C936

：A

：1003-5192(2017)01- 0021- 07doi：10.11847/fj.36.1.21