員工優勢使用對創新行為的影響機制研究

林新奇，丁 賀

中國人民大學 勞動人事學院，北京 100872

引言

員工創新行為是組織獲得創新發展的核心[1]，深入研究員工創新行為的影響因素對組織實施有效的創新管理具有重要價值。近年來，從個體視角研究個體特征與創新行為之間的關系深受學者們的重視，已有研究證實個體的人格特質[2]、態度[3]和心理因素[4]均在不同程度上對創新行為產生顯著影響。但是，從個體行為方面探討員工創新行為影響因素的研究卻很缺乏。

隨著積極心理學不斷成熟發展，學者們日益重視個體積極行為對個體績效的影響，尤其是優勢理論中的個體優勢使用理論。已有研究表明，優勢使用水平較高的員工，在工作中更傾向于表現出較多的主動性[5]、幫助行為[6]以及較少的反生產行為[7]，能夠更好地適應變革[8]。但是，員工優勢使用與創新行為之間的關系還未受到應有的重視。由工作要求資源理論可知，如樂觀、希望和自我效能等個體資源能夠像工作資源一樣給個體帶來積極的績效結果[9]。優勢使用作為員工重要的個體資源，其能否對員工的角色外績效(如創新行為)產生促進作用，員工優勢使用以怎樣的過程機制對創新行為產生作用，已有研究對這些問題還未做出有效的回應。為此，本研究以工作要求資源理論為基礎，構建員工優勢使用對創新行為的影響的雙重中介模型,即引入中介變量創新自我效能感和創新時間壓力，以期通過實證研究回答上述問題。

1 相關研究評述

優勢理論認為，優勢是反映在個體思想、感受和行為方面的積極特征，如勇敢、好奇心、善良，包括能夠使個體表現優異績效的所有特點；每個個體均有自己的優勢，在優勢的識別、開發和使用上付出努力能夠給個體帶來積極的心理感受，提升生活和工作滿意度、幸福感和工作績效，更容易促使個體取得成功；并且優勢使用是個體取得優異績效的直接手段[9]。已有研究對優勢使用的影響進行過探索。起初有關優勢使用的影響的研究主要集中在優勢干預與結果之間的關系方面，優勢干預是針對個體設計的，旨在識別、開發和使用個體優勢的過程，以提升個體幸福感和其他期望結果[9]。常見的研究模式是，首先采用行為價值優勢詞條庫(values in action inventory of strengths, VIA-IS)對個體的優勢進行識別，然后讓參與者每天通過不同的方式使用它們被識別出的排在前五的優勢一周或更長時間，最后觀察優勢使用帶來的結果變化[10]。HARZER et al.[11]的研究證實，優勢干預對生活滿足感有顯著正向影響。也有研究發現經過優勢干預的個體其幸福感水平顯著提升、憂郁水平顯著降低[12]。

隨著對優勢使用的研究不斷深入，學者們嘗試開發出優勢使用測量量表[13-14]，通過心理測量的手段測量個體優勢使用的程度，有關優勢使用影響的研究逐漸從優勢干預的實驗研究轉向量表測量的實證研究，研究結果表明，實證研究獲得的結論與實驗研究一致。DOUGLASS et al.[15]的實證研究表明，優勢使用不僅能夠促進個體的自尊水平，還能提升個體的生活滿意度；ALLAN et al.[16]通過干預實驗的方法也證實優勢使用是學術滿意度和生活滿意度的顯著預測變量。即便已有研究證實優勢使用能給個體帶來積極的結果，但優勢使用與員工創新行為(員工創新行為是一種角色外績效)之間的關系還未受到應有的重視，對優勢使用以什么過程影響創新行為的理解還很不充分。特別是，從已有研究看，有關優勢使用影響效應的研究基本上都是以國外樣本為研究對象，其研究結論對中國員工樣本的適用性還有待進一步檢驗。綜上，本研究旨在以中國員工樣本為研究對象，以工作要求資源理論為理論基礎，構建員工優勢使用對創新行為的影響機制模型，對上述問題做出回答。

工作要求資源理論將與工作相關的特征因素分為工作要求和工作資源兩類，工作要求與特定的生理和心理成本有關，需要個體持續地進行生理和心理方面的付出；工作資源是與工作相關的身體、心理、社會或組織方面的資源，能夠促進工作目標的實現，減少工作要求和與工作要求相關的生理、心理成本，促進個體成長、學習和發展[17-18]。如樂觀、希望和自我效能等個體資源能夠像工作資源一樣帶來積極的績效[9]。個體優勢使用作為重要的個體資源已被證明與員工的工作投入、自尊、自我效能和績效有顯著的相關關系[19]，但個體優勢使用是否能夠像促進自我效能感一樣提升個體的創新自我效能感，在這方面還未有研究進行驗證。另外，工作資源與工作要求(如身體要求、情緒要求和時間壓力)存在顯著的相關性[20]，在一定程度上可推斷工作資源(或個體資源)可能顯著降低工作要求，但是這一關系需要實證研究進行檢驗[18]。由于創新時間壓力是重要的工作要求，并且是創新心理因素的重要變量之一，本研究也將探討個體優勢使用與創新時間壓力之間的關系，以對上述推斷進行驗證。

需要注意的是，在工作要求資源理論研究中，大多將工作資源激起的動機過程和工作要求帶來的健康損害過程看作是獨立的兩條路徑，但是BAKKER et al.[18]在最新的工作要求資源理論評述中指出，這兩個過程并不是完全獨立的，相互之間具有一定的聯系，工作資源對健康損害過程的作用應當受到重視。為響應此號召，本研究整合員工優勢使用、創新自我效能感、創新時間壓力和創新行為之間的關系，構建員工優勢使用對創新行為影響的雙路徑模型，探討員工優勢使用(個體資源)是否通過促進創新自我效能感(動機過程)和降低創新時間壓力(健康損害過程)對創新行為產生影響。

2 理論基礎和研究假設

2.1 優勢使用與創新行為

創新行為是指在工作中為提升個體、群體或組織績效，個體有目的進行的新思想的創造、引進和運用過程[21]。創新行為是一種重要的角色外績效，并且具有較強的風險性[22]，在員工表現出創新行為時需要消耗更多的資源[23]。根據工作要求資源理論，工作資源能夠激發員工的動機過程，提升員工的績效表現[24]。HU et al.[25]認為工作控制、同事支持和主管指導3個工作資源均能顯著提升績效水平；XANTHOPOULOU et al.[26]發現有充足工作資源的快餐店員工在客觀的財務績效方面的表現更好。這些實證研究結論均為工作資源與績效結果之間的正向關系提供了有力支撐。

優勢使用作為重要的個體資源，是指員工在工作中為完成工作任務主動使用自己優勢的行為[6]，其能夠發揮與工作資源同樣的作用，通過動機過程顯著促進員工工作投入，進而提升員工績效(如員工創新行為)[18]。員工在工作中使用自身優勢，能夠體會到更多真實的自我，促進其在工作中投入更多的時間和精力[9]，這將有助于為創新行為表現提供更多所需的個體資源，如實現創新的信心、對創新性工作的認同，進而促進員工創新行為。此外，優勢使用還將喚醒個體對自己擁有資源的意識，有利于他們克服在工作中實現創新所遇到的困難和障礙[27]，從而提升員工創新行為。從優勢使用與績效之間的關系研究中也能獲得有效的證據，DUBREUIL et al.[8]采用同源數據研究發現，優勢使用對工作績效有顯著的正向影響；KONG et al.[6]從自我決定視角采用上下級匹配數據研究發現，員工優勢使用同樣能夠顯著促進幫助行為和任務績效，該研究進一步提升了優勢使用與工作績效之間正向關系的穩健性。鑒于創新行為是員工績效的一種表現形式，有理由認為優勢使用可能促進員工創新行為。因此，本研究提出假設。

H1員工優勢使用對創新行為有正向影響。

2.2 優勢使用與創新自我效能感

自提出自我效能感理論，其一直受到學者們的廣泛關注，并且學者們一致認為自我效能感水平高的員工更善于給自己設定高的目標，在成功達成目標上擁有更強的自信[28]。TIERNEY et al.[29]將自我效能感理論與創造力理論結合，創造性地提出創新自我效能感概念，它指個體對自己有能力創造性地完成工作中各項任務的一種信念，是一種重要的個體資源。影響創新自我效能感的因素主要有兩類，即效能預期和結果預期[30]。效能預期是指個體對自己是否具備表現某一行為所需能力的判斷，如個體相信自己具備創新完成工作所需的知識、技能和創新性思維；結果預期是指個體對某一特定行為能夠帶來某一結果的期望，如工作努力能夠得到領導的表揚，優秀的績效表現可獲得高薪酬。

員工優勢使用是一種積極的主動行為，可通過成功經驗和工作重塑提升創新自我效能感。一方面，當員工在工作中發揮自己的優勢時，其更容易獲得成功，這些成功的經驗不斷地聚積，使員工更相信自己具備完成某一特定行為需要的能力，從而提升員工在創新方面的效能預期。另一方面，員工優勢使用能夠通過工作重塑過程，主動尋求完成工作所需的重要工作資源，如主管支持、績效反饋[10]等，并將這些資源充分有效地應用在工作中，擁有更多資源的員工更相信自己在工作中能夠獲得成功[25]，進一步增強了員工能夠成功實現創新的信念。實證研究也為員工優勢使用對創新自我效能感的積極影響提供了初步證據，VAN WOERKOM et al.[31]認為員工優勢使用與上級評價的績效顯著正相關，也就是說員工通過發揮優勢獲得的積極工作結果能夠得到上級領導的認可，這在一定程度上表明優勢使用能夠促進員工對創新工作結果的積極預期，從而提升員工的創新自我效能感。還有研究認為個體優勢使用能夠提升個體對未來的期望[27]，這意味著優勢使用可能對個體實現創新的信心產生積極影響。SETYOBUDI[32]的實證研究發現，員工在工作場所中使用優勢能夠顯著提升員工的自我效能感。因創新自我效能感是自我效能感的具體表現形式之一，基于以上理論闡述和現有可獲得的實證研究證據，本研究推斷員工優勢使用對創新自我效能感產生積極影響。因此，本研究提出假設。

H2員工優勢使用對創新自我效能感有正向影響。

2.3 優勢使用與創新時間壓力

時間壓力是指員工對自己在多大程度上沒有充足的時間完成工作任務的感知[33]，是由時間限制帶來的壓力感。創新時間壓力作為時間壓力的具體形式，是指員工在多大程度上感覺到自己沒有足夠的時間提出新的想法并將新的想法付諸實施[33]。在當前快速變革的知識經濟時代，組織為獲得生存和可持續發展，要求員工短時間內在流程、業務、技術和產品等方面實現創新，以便組織及時對外界復雜環境做出反應，這無疑會增加員工感受到的創新時間壓力。BAKKER et al.[18]在工作要求資源理論的綜述中指出，工作要求與工作資源之間有顯著的相關性，大多數情形下工作要求與工作資源有著負向相關關系。這一觀點在其他相關研究中也得到了體現[34]，實證研究也有力地證實了工作資源與工作需求之間確實存在顯著的負向關系[35]。這在一定程度上表明，員工擁有的工作資源可能降低員工關于工作要求的感知。優勢使用作為個體的資源和一種積極的主動行為，有助于促使員工感知到獲得了更多的心理資源(如心理資本)[10]，進而降低員工對工作要求即創新時間壓力的感知。兩方面的原因可以說明優勢使用可能對創新時間壓力產生負向影響：①員工發揮自己的特長有助于員工熟練并輕松地應對非創造性要求的工作，提升員工的工作效率，縮短完成這些工作所需的時間，將更多的時間花在有創造性要求的工作上，進而降低員工對沒有充足時間產生創新性的想法并執行創新思想的時間壓力感知；②WOOD et al.[14]的縱向研究證實，在工作中優勢使用能夠降低員工對于心理壓力的感知，因創新時間壓力作為心理壓力的一種特殊形式，在一定程度上意味著優勢使用也可能對創新時間壓力產生負向影響。因此，本研究提出假設。

H3員工優勢使用對創新時間壓力有負向影響。

2.4 創新自我效能感的中介作用

自我效能感對工作績效的正向影響已得到大量的實證檢驗，STAJKOVIC et al.[36]通過元分析研究表明，自我效能感與工作績效之間的相關系數達到0.380；TAYLOR et al.[37]在研究自我效能感對學術創造力的影響時發現，教授的自我效能感水平通過影響“同時進行多項研究和寫作任務”的適應性，進而影響教授的學術創造力。創新自我效能感作為自我效能感的具體形式，其體現出的對創造性地完成工作任務的信心同樣能給員工帶來積極的工作績效，尤其能夠促進員工創新行為，因為效能感正向影響個體的創新思考以及對創新挑戰的尋求[38]。BANDURA[39]認為自我效能感是與行為關系最為密切的認知變量，這為創新自我效能感與創新行為之間的積極關系提供了重要的理論基礎。實證研究對這一關系進行驗證，HSU et al.[40]針對員工創新自我效能感與創新行為之間的關系進行實證探索，研究結果表明，創新自我效能感對員工創新行為有顯著的促進作用，并且在高樂觀的人格特征下兩者之間的正向關系更強。另外，BANDURA[39]還認為自我效能感是將環境資源影響傳導至個體行為的重要中介變量。由于自我效能感是可塑的，會隨個體資源或環境的變化而變化，進而對個體行為或績效產生最佳的預測效力。據此，在創新領域中，由于員工優勢使用是員工重要的個體資源，可推測創新自我效能感將員工在工作中對優勢使用的感知傳導至員工的創新行為上。

由工作要求資源理論可知，員工優勢使用可通過工作重塑過程，將工作任務最大程度與自己的優勢相匹配[41]，進而給員工帶來更高的積極情緒，如自尊、自我效能感等，最終提升員工的績效。大量學者通過實證研究對這一關系進行了驗證[31-32]。更重要的是，擁有較高積極情緒的員工，在工作中更易獲得來自主管和同事的支持，善于抓取并獲得更多的工作資源，進而提升員工實現創新目標的信心，最終促進員工的創新行為。這說明員工優勢使用可通過提升創新自我效能感等積極情緒促進員工創新行為。拓展-構建理論認為，積極情緒能夠隨時在個體的積極思想和行動中得到拓展，并且體驗到更多積極情緒的個體更具有變革性和創造性[42]，在工作中更能夠創造性地解決問題[43]。由于員工優勢使用是積極情緒的顯著預測變量，結合拓展-構建理論，可推斷員工優勢使用能夠通過提升員工的創新自我效能感，進而促進員工的創新行為。因此，本研究提出假設。

H4員工優勢使用通過創新自我效能感的中介作用對創新行為產生影響。

2.5 創新時間壓力的中介作用

根據壓力源-應激理論可知，壓力源會引起個體的應激過程，使個體感受到更多的焦慮、緊張、疲憊等多種形式的壓力，最終導致個體一系列消極的結果，如消極情緒、工作中的退縮行為、工作倦怠、反生產行為等。時間壓力作為個體對時間緊迫性的感知已被證實能夠帶來眾多的消極影響，有研究發現無論在工作領域還是生活領域，時間壓力都與幸福感呈負相關[44]；針對大學生群體的研究也證實，大學生的主觀時間壓力能夠顯著提升其抑郁水平[45]。當員工在工作中體驗到較強的時間壓力時，其績效水平也可能降低。張劍等[46]強調對于許多復雜的需要處理大量信息的工作而言，時間壓力會限制團隊成員考慮信息的數量，影響成員對信息的全面理解，分散成員的注意力，進而降低團隊績效水平。在當今日益復雜、快速變化的市場環境下，組織為獲得生存和可持續發展，需要員工在短時間內表現出更多的創新行為，以便在技術、產品和服務等方面進行創新。由于員工創新行為是一種具有復雜性和風險性特征的角色外績效，遵循以上邏輯可知，較高的創新時間壓力會抑制員工的創新行為。

SCHAUFELI et al.[47]在論述工作要求資源理論時指出，工作資源對工作要求有負向影響，并且工作資源有助于降低健康損害過程對績效結果的消極影響；BAKKER et al.[34]的研究表明，包含自主性、可改善地方的培養和社會支持3個變量的工作資源，與包含工作負荷、情緒需要和工作家庭沖突3個變量的工作要求有顯著的負向關系，并且工作資源能夠降低倦怠對績效的消極影響，此研究結論恰能證實上述觀點。由于個體資源能夠像工作資源一樣在工作要求資源理論中發揮作用[48]，員工優勢使用(個體資源)可降低員工對創新時間壓力這一工作要求的感知，創新時間壓力感知的降低有助于減弱健康損害過程對績效結果的消極影響。因此，本研究提出假設。

H5創新時間壓力在員工優勢使用與創新行為之間發揮中介作用。

根據以上論述提出本研究總體框架，見圖1。

圖1 研究模型Figure 1 Research Model

3 研究方法

3.1 樣本選取和數據收集

本研究主要通過自評式問卷調查的形式獲得研究數據。為盡可能確保研究結論的外部效度，在樣本選取方面盡可能覆蓋各種屬性的組織(如國有企業、政府機關、外資企業等)和各個行業(如金融業、IT行業、制造業等)的員工。在正式的問卷調查時，主要基于網絡問卷調查，采取便利抽樣的方法進行。本次調查共包括3個階段，調查時間從2018年8月12日持續到2018年9月15日。第1階段時間為2018年8月12日至13日，主要獲得員工的人口統計學特征、所在單位特征和員工優勢使用數據。為了確保本階段數據能夠與后面兩個階段的數據進行成功配對，在本階段問卷最后要求被試留下QQ聯系方式，并承諾對問卷內容嚴格保密。第1階段共向390名員工發放問卷，收回308份問卷，樣本回收率為78.974%。FOREST et al.[49]在研究員工工作中的標簽優勢使用與幸福感之間的關系時，在優勢干預活動設計中讓參與者使用已識別的標簽優勢兩周時間，然后讓參與者描述出使用標簽優勢后的積極結果。從此研究設計中可知，使用優勢兩周時間，能夠在一定程度上帶來員工心理和行為的變化，因此，本研究在數據調查時也采用兩周的時間間隔。第1階段完成2周后開始第2階段的數據收集，時間為2018年8月28日至29日。向第1階段回復的被試再次發放問卷，收集創新自我效能感和創新時間壓力數據，同樣地，在調查問卷最后要求被試留下QQ聯系方式，并承諾對問卷內容嚴格保密。第2階段共收回問卷277份，樣本回收率為89.935%。再過約兩周后，向第2階段填答的被試發放第3份問卷，即第3階段，時間為2018年9月14日至15日，收集員工創新行為數據，在問卷最后也要求被試填寫自己與前兩次相一致的QQ號碼。第3階段收到246份問卷，回收率為88.809%。

總體來看，問卷回收率為79.870%。將3次調查數據依據被試在每次調查時留下的QQ號碼進行配對，最終共有238份問卷配對成功，刪除在3個階段中任一階段填答時間明顯過長或過短、所有題項均為同一答案以及規律性作答等問卷12份，最終得到有效樣本226份，有效樣本配對率為73.377%。具體的樣本特征分布見表1。

3.2 變量測量

采用VAN WOERKOM et al.[31]開發的單維度量表測量員工優勢使用，共有6個題項，但其中有1個題項的因子在該研究中低于0.500，因此本研究將該題項刪除，保留5個題項。由于原版量表為英文，而本研究樣本均為中國企業員工，因此需要將英文量表翻譯為中文。為確保準確表達英文量表所要表達的內涵，首先由兩位人力資源管理專業組織行為研究方

表1 樣本特征分布Table 1 Sample Characteristics Distribution

注：樣本量為226，下同。

TLI=0.934，RMR=0.015。總體來看，該量表效度較好。該量表的Cronbach′sα系數為0.945，由此可見員工優勢使用中文量表具有很好的信度。正式調查時，采用該5題項單維度員工優勢使用中文量表。

采用劉智強等[50]使用的量表測量創新自我效能感，包括4個題項；參照BAER et al.[33]開發的、陳翼然等[51]使用的創新時間壓力量表測量創新時間壓力，包括5個題項；采用劉云等[52]使用的量表測量員工創新行為，包括5個題項。 以上測量變量的具體題項見表2。

以上量表均采用Likert 5點評分法進行計分。RIAZ et al.[53]認為員工的性別、年齡、受教育程度和工作年限可能會解釋創新行為的變異，因此，本研究在探索創新行為的影響因素時將這4個人口統計學特

表2 因子旋轉結果Table 2 Results for Factor Rotating

注：因素1為員工優勢使用，因素2為創新自我效能感，因素3為創新時間壓力，因素4為創新行為。

表3 測量模型的驗證性因子分析結果Table 3 Confirmatory Factor Analysis Results for Measurement Model

征變量作為控制變量。此外，由于VAN WOERKOM etal.[31]認為不足改進與員工優勢使用是一對重要的概念，并且他們的實證研究也發現員工優勢使用和不足改進均與員工的主動行為顯著正相關。還有研究表明員工優勢使用和不足改進均與自我效能、自尊、工作投入顯著正相關[19]。為排除不足改進對創新行為可能帶來的影響，本研究也將不足改進作為控制變量。控制變量均在第1階段進行數據收集。選取VAN WOERKOM et al.[31]開發的量表測量不足改進，包括3個題項，同樣翻譯成中文使用，該量表也采用Likert 5點評分法進行計分。

3.3 信度和效度檢驗

為保證分析數據的質量，需對量表的信度和效度進行檢驗，確保樣本數據可信和有效。檢驗結果表明，對于Cronbach′sα系數，員工優勢使用的為0.835，創新自我效能感的為0.852，創新時間壓力的為0.908，創新行為的為0.886，不足改進的為0.758。各量表的Cronbach′sα系數均在0.700以上，表明各量表的信度較好。

將該研究模型的4個主要研究變量的所有題項作為整體進行探索性因子分析，采用最大方差法進行旋轉，結果表明KMO值為0.891，Bartlett球形檢驗在0.001水平下顯著，表明4個量表題項的整合滿足進行探索性因子分析的要求，因子旋轉結果見表2。由表2可知，旋轉后共析出4個因子，題項聚合與原量表題項一致，累計解釋變異量達到69.296%，表明各量表具有良好的效度。

采用驗證性因子分析對變量的區分效度進行檢驗，結果見表3。將本研究的理論模型作為基準模型，共有4個因子，分別為員工優勢使用、創新自我效能感、創新時間壓力和創新行為。以此為基礎，通過合并潛變量提出7個備選模型，單因子模型是將員工優勢使用、創新自我效能感、創新時間壓力和創新行為合并為1個因子；2因子模型a將員工優勢使用和創新自我效能感合并為1個因子，將創新時間壓力和創新行為合并為1個因子；2因子模型b將員工優勢使用和創新時間壓力合并為1個因子，將創新自我效能感和創新行為合并為1個因子；2因子模型c將員工優勢使用和創新行為合并為1個因子，創新自我效能感和創新時間壓力合并為1個因子；3因子模型a將員工優勢使用和創新時間壓力合并為1個因子；3因子模型b將創新自我效能感和創新時間壓力合并為1個因子；3因子模型c將員工優勢使用和創新自我效能感合并為1個因子。由表3可知，基準模型的匹配指數最好，說明本研究的4個變量之間的區分效度較好。

3.4 控制和檢驗同源方法偏差

因本研究數據均來自于員工，采取PODSAKOFF et al.[54]提出的程序和統計上的方法控制和檢驗同源方法偏差。在程序上，采取3個時間點收集數據；在調查時采用匿名形式，并在調查問卷中對數據的保密性做出承諾，以保證員工如實填寫問卷。在統計上，一方面，采用Harman單因素方差分析，對同源方法偏差進行檢驗，結果共析出4個因子，并且第1個因子解釋的變量最大，其值為19.601%，并未超過建議值40%；另一方面，分別構建2個模型，模型1為測量的4因子模型，因子包括員工優勢使用、創新自我效能感、創新時間壓力、創新行為；模型2將同源方法偏差作為一個潛變量代入模型，并將所有標識變量在這個潛在變量上負載。結果表明，模型2的擬合度優于模型1，模型2中潛變量同源方法偏差的變異解釋率為7.896%，遠低于WILLIAMS et al.[55]建議的25%的標準。所以，本研究的各變量并不存在嚴重的同源方法偏差。

4 研究結果

4.1 描述性統計和相關分析

本研究中變量的均值、標準差和相關系數見表4。由表4可知，員工優勢使用、創新自我效能感、創新時間壓力和創新行為之間均顯著相關，這為后續的研究提供了初步證據。

4.2 假設檢驗

本研究利用多元分層線性回歸分析和Bootstrap檢驗，回歸分析結果見表5。表5中，模型1為控制變量對創新行為的預測模型；模型2為控制變量和員工優勢使用對創新行為的預測模型；模型3為控制變量、員工優勢使用、中介變量創新自我效能感對創新行為

表4 均值、標準差和相關系數Table 4 Means, Standard Deviations and Correlation Coefficients

注：**為在0.010水平上顯著，*為在0.050水平上顯著。

表5 回歸分析結果Table 5 Results for Regression Analysis

注：***為在0.001水平上顯著相關。

的預測模型；模型4為控制變量、員工優勢使用、中介變量創新時間壓力對創新行為的預測模型；模型5為控制變量對創新自我效能感的預測模型；模型6為控制變量和員工優勢使用對創新自我效能感的預測模型；模型7為控制變量對創新時間壓力的預測模型；模型8為控制變量和員工優勢使用對創新時間壓力的預測模型。

依據BARON et al.[56]的中介步驟檢驗創新自我效能感和創新時間壓力在員工優勢使用與創新行為之間的中介作用。第1步，以員工優勢使用為自變量，以創新行為為因變量進行回歸分析，由模型2可知，員工優勢使用對員工創新行為有顯著的正向影響，β=0.486，p<0.001，H1得到驗證。第2步，分別以創新自我效能感和創新時間壓力為因變量、以員工優勢使用為自變量進行回歸分析，由模型6可知，員工優勢使用對創新自我效能感有顯著的正向影響，β=0.332，p<0.001；由模型8可知，員工優勢使用對創新時間壓力有顯著的負向影響，β=-0.327，p<0.001。H2和H3得到驗證。第3步檢驗創新自我效能感的中介作用，由模型3可知，創新自我效能感的回歸系數為0.363，p<0.001，并且員工優勢使用的回歸系數仍然顯著，β=0.366，p<0.001。因此，創新自我效能感在員工優勢使用對創新行為的影響中起部分中介作用，H4得到初步驗證。第4步，檢驗創新時間壓力的中介作用，由模型4可知，創新時間壓力的回歸系數為-0.221，p<0.001，并且員工優勢使用的系數仍然顯著，β=0.414，p<0.001。因此，創新時間壓力在員工優勢使用與創新行為之間起部分中介作用，H5得到初步驗證。

為進一步說明創新自我效能感和創新時間壓力的中介作用，需要對中介效應的顯著性進行檢驗。本研究采用偏差校正Bootstrap法，該方法適用于中、小樣本，提供的置信區間估計也更準確[57]。本研究使用Process程序中的模型4對中介效應進行偏差校正Bootstrap檢驗，Bootstrap重復抽樣次數為5 000次。檢驗結果表明，創新自我效能感在員工優勢使用與創新行為之間的中介效應在95%水平上的置信區間為[0.071, 0.230]，創新時間壓力在員工優勢使用與創新行為之間的中介效應在95%水平上的置信區間為[0.036, 0.158]，置信區間均不包含0，說明中介效應存在。因此，H4和H5得到驗證。

為比較不同中介作用的強度，根據PREACHER et al.[58]多重中介的整體檢驗模型，采用偏差校正Bootstrap法，重復抽樣次數為5 000次。檢驗結果表明，中介效應的總效應值為0.156，置信區間為[0.080, 0.252]；創新自我效能感的中介效應值為0.115，置信區間為[0.044, 0.213]；創新時間壓力的中介效應值為0.042，置信區間為[0.009, 0.105]。中介效應值的置信區間均未包含0，說明員工優勢使用顯著通過創新自我效能感和創新時間壓力的雙重路徑對創新行為產生影響。從中介效應的強度看，創新自我效能感的中介作用更強。該研究結論與工作要求資源理論內涵一致，也就是說，工作資源主要通過動機過程對結果產生影響，較少通過健康損害過程對結果產生影響。

5 結論

5.1 研究結果

本研究以工作要求資源理論為框架，以中國企業員工為對象，采用三階段樣本數據收集方法，對員工優勢使用與創新行為之間的作用機制進行研究。研究結果表明，員工優勢使用對創新行為和創新自我效能感均有顯著的正向影響，對創新時間壓力有顯著的負向影響，創新自我效能感和創新時間壓力在員工優勢使用與創新行為之間起顯著的部分中介作用。

5.2 理論價值

本研究主要有4個方面的理論價值。

(1)首次從員工優勢理論視角探討員工優勢使用對創新行為的積極影響，為創新行為的驅動力研究提供了新的視角。已有關于創新行為的影響因素研究大多關注個體的人格、認知、態度和心理因素，本研究另辟蹊徑，深入考察員工個體行為即員工優勢使用對創新行為的影響。研究結果證實員工在工作中使用自身優勢的程度越高，在工作中表現出創新行為的可能性就越大，原因在于優勢使用為員工表現創新行為提供了必要的個體資源條件。雖然，VAN WOERKOM et al.[59]探討過組織層面的基于優勢的心理氛圍對創造力的影響，研究結果發現基于優勢的心理氛圍顯著正向影響員工的創造力，但是該研究并未具體研究員工優勢使用的影響效應。總之，該研究為從個體層面如何提升創新行為提供了新的視角。

(2)本研究發現員工優勢使用不僅能夠提升員工創新行為和創新自我效能感，而且還能降低員工感知到的創新時間壓力，這有助于進一步豐富優勢使用的影響的研究。大量研究已經證實優勢使用在提升個體的工作投入、留職意愿、績效、自尊、精力和活力感等方面發揮著積極的作用，KONG et al.[6]從自我決定的視角對員工在工作中的優勢使用行為與任務績效和助人行為之間的關系進行研究，認為在工作中使用優勢的員工容易獲得更多的能量，更傾向于投入工作，自尊水平得到較大提升，并且還能體驗到更多的和諧性的激情，進而帶來員工任務績效和助人行為的提升。很少有研究探討優勢使用與創新行為和創新心理因素之間的關系，本研究基于工作要求資源理論考察員工優勢使用對創新行為、創新自我效能感和創新時間壓力的影響，研究結果表明員工優勢使用對3個變量均有顯著的直接影響，說明在工作中使用優勢的員工較容易獲得更多的心理資源和工作資源。這些資源的獲得不僅提升了應對風險性工作即創新性工作的信心，而且還降低了因創新性工作緊迫性和復雜性帶來的員工感知到的創新時間壓力。因此，本研究有助于豐富員工優勢使用影響的研究。

(3)研究結果表明員工優勢使用能顯著通過創新自我效能感和創新時間壓力的中介作用對創新行為產生影響，這有助于深化理解優勢使用與績效的中間轉化機制以及打開兩者之間的黑箱。理論界一直試圖揭示優勢使用與績效之間的機制和黑箱，并做出過相應的努力，MEYERS et al.[60]發現優勢干預與個體成長主動性之間的關系受到希望的中介(希望是心理資本的重要維度，是指個體感知到的為實現目標自己所具備的能力)，但此方面的研究還很缺乏。本研究關于優勢使用通過促進創新自我效能感進而轉化為員工的創新行為的研究，有助于填補優勢使用與創新行為之間轉化機制的研究。雖然，GHIELEN et al.[61]進一步將積極的工作資源作為兩者之間關系的機制過程，但其并未考慮消極的工作要求在優勢使用與工作績效之間的作用。本研究把創新時間壓力作為優勢使用與創新行為之間的中介變量，研究結果表明在工作中使用優勢能夠通過降低員工感知到的創新時間壓力，進而降低創新時間壓力對創新行為的負向影響。因此，本研究對揭示優勢使用與績效之間的黑箱做出了相應的貢獻。另外，本研究基于中國企業員工樣本數據實證檢驗員工優勢使用對創新行為的雙重中介影響機制，有助于拓展員工優勢與創新關系理論的跨文化適用性。

(4)本研究有助于豐富工作要求資源理論的應用范圍和內涵。工作要求資源理論是一個內容豐富、使用范圍較廣的理論，該理論自提出以來，已受到廣泛的關注和應用。CARLSON et al.[62]結合工作要求資源理論，提出基于技術的工作要求和工作資源對員工離職傾向的影響模型，實證研究發現技術性工作自主性通過動機過程降低員工離職傾向，而技術性工作負荷和技術性工作監控通過健康損害過程提升員工離職傾向。但是，BAKKER et al.[18]認為工作資源與工作要求的關系以及工作資源對健康損害過程的作用還未受到應有的重視。本研究通過構建員工優勢使用對創新行為影響的兩條路徑模型，不僅是對BAKKER et al.[18]呼吁的一種回應，而且還拓展了工作要求資源理論在優勢使用理論研究中的應用，研究結果也證實員工優勢使用作為員工個體資源，其對動機過程的作用比健康損害過程的影響要強，這一結論與工作要求資源理論的命題相一致。此外，本研究還豐富了工作要求資源理論的內涵，即某種個體資源有助于個體獲得更多的其他個體資源。

5.3 管理啟示

本研究的管理啟示主要有兩個方面。一方面，員工優勢使用對創新行為的促進作用表明，組織為提升員工的創新行為應盡可能地實施有利于員工發揮優勢的管理實踐。為此提出3點建議：①幫助員工準確識別他們的優勢。GOVINDJI et al.[13]認為，知道自己具備什么優勢的個體更容易使用自己的優勢，但是大多數人卻不知道自己的優勢是什么。所以組織可以采用優勢識別工具幫助員工發現自己的優勢，進而促進員工優勢使用，最終帶來更多的員工創新行為。目前，較為常用的優勢識別工具有兩種，分別是克利夫頓優勢識別器和行為價值優勢目錄調查工具。②實施基于優勢的績效評價和績效反饋。VAN WOERKOM et al.[63]認為目前的績效評價一般都是采用相同的績效評價指標對具有不同優勢的員工進行評價，這樣不利于員工充分發揮自己的優勢，以最大程度地提升績效水平。因此，為促進員工在工作中使用自己的優勢完成創新性的工作任務，組織應該實施具有彈性的基于優勢的績效評價體系。AGUINIS et al.[64]認為，領導通過識別員工在杰出的績效表現中體現的員工優勢，并對員工利用優勢所做的成功事件進行積極的反饋，鼓勵其進一步在工作中發揮優勢，有助于提升員工的優勢使用水平，促使員工在工作中表現出更多的創新行為。③秉持員工優勢與工作崗位要求相匹配的招聘思想。在招聘過程中，應在充分了解崗位需求以及準確把握崗位所需要的技能、知識和能力等的基礎上，最大限度識別出應聘者具有的優勢，并判斷其與崗位要求是否匹配。在傳統的招聘過程中，往往重視應聘者是否勝任崗位，而不太關注應聘者的優勢是否與崗位要求匹配。勝任崗位并不意味著在此方面具有優勢，所以在迫切要求員工實現創新的背景下，組織可通過員工優勢與崗位要求相匹配的招聘思想，招攬人才，促使人才在工作中充分發揮優勢，表現出更多的創新行為。

另一方面，研究結果表明員工優勢使用能夠分別通過創新自我效能感和創新時間壓力對創新行為產生影響，說明組織實施促進員工優勢使用的管理措施時，同時也應該關注如何提升員工創新自我效能感以及如何避免員工感受到較大的創新時間壓力。在提升創新自我效能感方面，結合BANDURA[39]提出的提升自我效能的途徑，提出4點建議：①過去成功的經驗。領導應對員工的創新工作進行積極的反饋，幫助員工一起回顧其過去做得比較成功的創新事件，并給予積極的表揚和獎勵。②替代榜樣。領導可經常性地給員工分享他人取得的創新成功事件，這樣無形之中將可能激發員工的替代榜樣作用，增強員工對自己成功實現創新的信念。③口頭說服。領導可通過口頭勸說的方式，說服員工相信自己具備創新完成工作所需的知識和能力素質，提升員工創新性地完成工作的信心。④情緒喚醒。領導可以為員工提供成功實現創新所需的人力、財力和物力以及心理資源，喚醒員工在工作中主動表現創新的積極情緒，進而促進員工創新行為表現。在降低員工的創新時間壓力感知方面，領導者可基于員工優勢的工作安排，使其能夠在擅長的崗位上發揮作用，有助于減少員工實施創新所需的時間，進而降低其感知到的時間壓力；此外，對于要求快速完成創新任務的員工，可以減少對他們的非創新性任務的安排，盡可能地為員工創新提供充足的時間，這也有助于降低員工的創新時間壓力感知，最終提升員工的創新行為。

5.4 研究局限和展望

雖然，本研究具有一定的理論貢獻和實踐價值，但仍存在以下3個方面的不足。①本研究收集的雖然是三階段數據，同源方法偏差檢驗結果也證實樣本數據并不存在嚴重的同源方法偏差，但未來可通過領導評價員工創新行為的方法完成員工創新行為的數據收集，進一步提高樣本數據的有效性。②本研究只探討了創新自我效能感和創新時間壓力的中介作用，已有研究表明優勢使用也可通過積極的思想、積極的行為和需求滿足感提升員工的績效表現，因此未來可進一步研究其他變量在員工優勢使用與創新行為之間的中介作用。③本研究未探討員工優勢使用對創新行為影響的邊界條件。根據情景理論可知，積極的行為能否帶來積極的績效結果受到情景變量的調節。當員工所在的組織環境不支持員工使用優勢時，員工可能就不再有較大的動力通過發揮優勢實現創新，也就是說，不支持優勢使用的環境可能削弱員工優勢使用對創新行為的積極影響。因此，未來應重視情景變量在員工優勢使用與創新行為之間的調節作用研究。