員工職業(yè)生涯規(guī)劃有益于其創(chuàng)新行為嗎?
——持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能的中介作用及組織氛圍的調(diào)節(jié)作用

劉 鏡，趙曉康，沈華禮

(1.東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院，上海200051;2.河南工程學(xué)院 工商管理學(xué)院，河南 鄭州451191)

1 引言

一個人職業(yè)生涯規(guī)劃能力影響其職業(yè)生涯的高度和廣度。員工依靠觀察、判斷來分析組織創(chuàng)新規(guī)則和目標(biāo)變化，融入并借助組織平臺實(shí)現(xiàn)個人職業(yè)發(fā)展。從組織層面來看，職業(yè)生涯管理有助于提高員工的工作滿意度及組織承諾［1］。從員工層面來看，構(gòu)建自我規(guī)劃有助于員工分辨自身制勝優(yōu)勢和頂端優(yōu)勢，并運(yùn)用制勝優(yōu)勢形成掌握應(yīng)對緊迫工作的技能。組織創(chuàng)新中所形成“鯰魚效應(yīng)”吸引職業(yè)生涯發(fā)展超前的員工主動與組織創(chuàng)新方向靠攏［2］。因此，重視并激發(fā)員工職業(yè)生涯規(guī)劃，對于提升員工與組織創(chuàng)新的契合度，實(shí)現(xiàn)二者的雙贏具有重要的推動作用。

創(chuàng)新行為作為驅(qū)動經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會進(jìn)步的重要推手，學(xué)者們不但從個人因素(工作動機(jī)、自我效能等)、團(tuán)隊(duì)因素(團(tuán)隊(duì)反思、團(tuán)隊(duì)信任、團(tuán)隊(duì)學(xué)習(xí)等)和組織因素(組織支持、組織認(rèn)同、組織文化等)考察員工創(chuàng)新行為，還從多種因素交互作用的視角對員工創(chuàng)新行為機(jī)理展開研究。隨著組織與創(chuàng)新行為研究的不斷深化，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)組織職業(yè)生涯管理影響軍工研發(fā)人員的創(chuàng)新行為［3］，但這是從組織職業(yè)生涯管理視角對特定群體展開的研究。雖然部分學(xué)者們開始從自我決定理論視角開展研究，發(fā)現(xiàn)員工職場價(jià)值導(dǎo)向驅(qū)動主動創(chuàng)新行為，但是，其對創(chuàng)新行為的影響效應(yīng)尚存在分歧［2］?？傮w來看，從自下而上的視角研究員工職業(yè)生涯規(guī)劃與其創(chuàng)新行為關(guān)系的成果相對較少。

加之，對職業(yè)生涯的研究視角已經(jīng)從傳統(tǒng)靜態(tài)的、可預(yù)測的環(huán)境向更加動態(tài)的、個人化的視角轉(zhuǎn)變［4］。學(xué)者們?nèi)找骊P(guān)注員工自我認(rèn)知行為對其創(chuàng)新行為機(jī)理產(chǎn)生的影響，已有研究發(fā)現(xiàn)，員工的持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能可能對這一機(jī)理產(chǎn)生影響，但是具體的作用機(jī)理尚待厘清［5］。值得注意的是，員工驅(qū)動的創(chuàng)新受制于特定文化情境［6］，尤其是組織氛圍中的領(lǐng)導(dǎo)支持、同事協(xié)作和組織公平因素都會影響員工的心理及行為［7］。倘若忽視影響員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的情境因素，會導(dǎo)致我們無法準(zhǔn)確地識別多種因素的互動機(jī)制及邊界條件。綜上所述，本文以計(jì)劃行為理論為框架，從自我決定理論的視角，以組織氛圍為情境變量，探討員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能的傳導(dǎo)作用，對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生的影響。本研究的結(jié)論不但豐富了員工創(chuàng)新研究成果，還補(bǔ)充了員工職業(yè)生涯規(guī)劃的相關(guān)理論文獻(xiàn)，揭示了組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃驅(qū)動的員工創(chuàng)新行為機(jī)理所產(chǎn)生的影響，具有重要的理論和實(shí)踐意義。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

根據(jù)計(jì)劃行為理論，本文將員工職業(yè)生涯規(guī)劃作為其創(chuàng)新行為的知覺行為控制，將持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能作為員工創(chuàng)新行為的意向，將組織氛圍作為員工感知到的主觀規(guī)范，探討上述四個因素對員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)理。

2.1 員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為

知覺行為控制既包含對個人技術(shù)、能力、情緒等內(nèi)在因素的控制，又包含對外部信息、機(jī)會、障礙等因素的判斷，準(zhǔn)確的知覺行為控制可以直接預(yù)測行為發(fā)生的概率［8］。員工職業(yè)生涯規(guī)劃既有組織行為也有員工行為，本文所研究的員工職業(yè)生涯規(guī)劃是指員工根據(jù)個人技術(shù)、能力等因素對個人職業(yè)目標(biāo)進(jìn)行切實(shí)可行的自我設(shè)定，以及根據(jù)組織戰(zhàn)略和外部環(huán)境變化對自我職業(yè)生涯目標(biāo)所進(jìn)行的規(guī)劃和調(diào)整［5］，區(qū)別于從組織層面促進(jìn)員工職業(yè)發(fā)展進(jìn)而實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)的管理行為［3］。職業(yè)價(jià)值追求是促使員工產(chǎn)生職場積極行為的重要因素［2］。一方面，以職業(yè)為導(dǎo)向的科技人員一般期望通過突破工作現(xiàn)狀來獲得預(yù)期的職業(yè)目標(biāo);另一方面，持職業(yè)導(dǎo)向的科技人員敢于挑戰(zhàn)困難，通過設(shè)置挑戰(zhàn)性的目標(biāo)來實(shí)現(xiàn)自我突破，并且他們會產(chǎn)生更多的主動創(chuàng)新行為［2］。職業(yè)生涯規(guī)劃不僅僅意味著員工朝著預(yù)期的生涯目標(biāo)持續(xù)地付出努力，還意味著員工感知在自身職業(yè)方向變化時所做出的適時調(diào)整。研究表明，改變職業(yè)道路是一種創(chuàng)造雙贏的解決方案，因?yàn)樗饶苓m應(yīng)員工的工作生活偏好，又能提高公司的創(chuàng)新能力［9］。據(jù)此，提出假設(shè):

H1員工職業(yè)生涯規(guī)劃促進(jìn)其創(chuàng)新行為。

2.2 持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能的中介作用

員工職業(yè)生涯規(guī)劃作為知覺行為控制可以通過持續(xù)學(xué)習(xí)這一意向因素影響員工創(chuàng)新行為。員工的職業(yè)成長過程是其將個人的知識、技能、社會資源等與外部環(huán)境交互連接與整合的過程［10］，他們與組織內(nèi)外部人員通過共享知識來更新知識和提升能力［11］，員工源自于實(shí)踐的學(xué)習(xí)成為組織創(chuàng)新的潛在資源［12］。不但員工的職業(yè)控制能力促使他們進(jìn)行非正式學(xué)習(xí)［13］，而且以職業(yè)目標(biāo)結(jié)果為導(dǎo)向的員工更善于通過學(xué)習(xí)來獲取切實(shí)的職業(yè)利益，他們重視學(xué)習(xí)并取得更好的學(xué)習(xí)效果［14］。并且以學(xué)習(xí)目標(biāo)為導(dǎo)向的員工更愿意從挑戰(zhàn)中學(xué)習(xí)新技能，因而展現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為［12］。據(jù)此，提出假設(shè):

H2持續(xù)學(xué)習(xí)在職業(yè)生涯規(guī)劃和員工創(chuàng)新行為之間起到中介作用。

自我效能作為意向因素也會影響員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。員工職業(yè)生涯規(guī)劃是員工根據(jù)主、客觀環(huán)境的判斷而形成的自我成長規(guī)劃。員工的職業(yè)成長激勵其產(chǎn)生積極的態(tài)度［10］，積極的心態(tài)與自我效能顯著正相關(guān)［15］。不但創(chuàng)新中的自我效能感對創(chuàng)新行為具有正向的促進(jìn)作用［16］，而且自我效能感在員工成長工作價(jià)值觀和其主動創(chuàng)新行為之間具有中介作用［17］。據(jù)此，提出假設(shè):

H3自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與其創(chuàng)新行為之間起到中介作用。

2.3 組織氛圍的調(diào)節(jié)作用

組織氛圍是在特定情境下客觀環(huán)境在組織內(nèi)的主觀規(guī)范及其表達(dá)。主觀規(guī)范影響行為意圖，而行為意圖是行為主體對其將要開展行為的傾訴與表達(dá)［18］。

在快速變化的當(dāng)代職業(yè)環(huán)境中，持續(xù)學(xué)習(xí)可能是個人職業(yè)發(fā)展的主要策略［19］，并且個人的職業(yè)管理能力受到學(xué)習(xí)與工作探索能力的影響［20］。之所以組織需要為員工提供信任、公平和支持性的工作環(huán)境，是因?yàn)閱T工職業(yè)成長需要平等、自由的成員關(guān)系［11］。組織文化也會影響成員的職業(yè)發(fā)展規(guī)劃和對學(xué)習(xí)的參與［21］。雖然員工也有自身的發(fā)展規(guī)劃，但是組織支持的信號會給他們學(xué)習(xí)的重要提示，而缺乏組織支持的員工會缺乏正式和結(jié)構(gòu)化的學(xué)習(xí)活動［22］。因此，為員工提供學(xué)習(xí)和發(fā)展條件的組織氛圍能夠促使員工同時實(shí)現(xiàn)工作、個人職業(yè)生涯和組織發(fā)展三者的契合與共同成長［11］。據(jù)此，提出假設(shè):

H4組織氛圍在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和持續(xù)學(xué)習(xí)之間起到正向調(diào)節(jié)作用。

員工職業(yè)生涯規(guī)劃是員工圍繞個人與外部情境所設(shè)計(jì)的動態(tài)個人發(fā)展規(guī)劃，是員工基于個人信心、能力所做的系列決策的集合。員工基于個人技術(shù)、才能所形成的對自身工作勝任力的認(rèn)可構(gòu)成了自我效能的基礎(chǔ)［5］。優(yōu)質(zhì)的組織氛圍能夠促進(jìn)成員的職業(yè)發(fā)展，而劣質(zhì)的環(huán)境則起到反作用［19］。員工在職業(yè)發(fā)展中的決策能力、規(guī)劃能力會影響其自我效能［23，24］，在誠懇、被接納的氛圍中，員工更容易與周圍人交流個人經(jīng)驗(yàn)及感受，從而有效達(dá)到預(yù)期目標(biāo)［24］。據(jù)此，提出假設(shè):

H5組織氛圍在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和自我效能之間起到正向調(diào)節(jié)作用。

2.4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

本文提出了一個被調(diào)節(jié)的中介模型，認(rèn)為員工自我效能和持續(xù)學(xué)習(xí)是連接職業(yè)生涯規(guī)劃與員工創(chuàng)新行為的中介變量，組織氛圍則是一個關(guān)鍵的調(diào)節(jié)變量來影響它們的作用機(jī)制。主觀規(guī)范與分配公平在認(rèn)同動機(jī)形成過程中，無論在個體、群體還是組織層面上都發(fā)揮著重要的正向調(diào)節(jié)作用［2］。員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過自我效能或持續(xù)學(xué)習(xí)促進(jìn)員工創(chuàng)新行為，它們之間的作用受制于組織氛圍這一情境。當(dāng)組織氛圍處于高水平時，員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過自我效能或持續(xù)學(xué)習(xí)影響創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)更為顯著。據(jù)此，提出假設(shè):

H6組織氛圍正向調(diào)節(jié)持續(xù)學(xué)習(xí)在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)。

H7組織氛圍正向調(diào)節(jié)自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)。

圖1 理論模型

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本和數(shù)據(jù)收集

本研究擬采用量表對職業(yè)生涯規(guī)劃、員工創(chuàng)新行為、組織氛圍、持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能5 個構(gòu)念進(jìn)行測量，量表按照李克特5 點(diǎn)法設(shè)計(jì)(1 代表非常不符，5 代表非常符合)。本研究聚焦于員工自下而上開展的創(chuàng)新行為，因此，選取中國大陸境內(nèi)，醫(yī)療等多個行業(yè)內(nèi)的員工作為問卷調(diào)查對象。2017年11 月～2018 年3 月，本研究運(yùn)用紙質(zhì)問卷調(diào)查和互聯(lián)網(wǎng)問卷調(diào)查相結(jié)合的方式，對北京、上海、深圳、廣州、鄭州等多個城市的中、基層員工共發(fā)放問卷500 份，剔除無效問卷后，最終共得到383 份有效問卷，回收率為76.6%。男性占46.5%，女性占53.5%。年齡介于21 ～25 歲占35.2%，26 ～30 歲占23.5%，31 ～35 歲占15.9%，36 ～40 歲占16.4%，41 ～45 歲占6.5%，46 歲以上占2.3%。中專/高中學(xué)歷占8.6%，大專學(xué)歷占27.7%，本科學(xué)歷占39.7%，研究生占24%。任職1 ～2 年占42.3%，3 ～5 年占19.1%，6 ～10 年占14.4%，10年以上占24.3%。

3.2 變量測量

(1)員工職業(yè)生涯規(guī)劃。采用王明輝和李宗波［6］編制的量表，共包含4 個題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.804。(2)持續(xù)學(xué)習(xí)。采用劉鏡等［5］在王明輝和李宗波［6］研究基礎(chǔ)上修訂而得的量表，共包含3 個題項(xiàng)，Cronbach’s α 值為0.768。(3)自我效能。采用Riggs 等［25］編制的量表，共包含5 個題項(xiàng)，Cronbach’s α 值為0.870。(4)員工創(chuàng)新行為。采用Scott 和Bruce［26］開發(fā)的量表，共包含6 個題項(xiàng)，Cronbach’s α 值為0.900。(5)組織氛圍。借鑒李建軍［7］開發(fā)的量表，包含組織公平、同事協(xié)作、主管支持3 個維度，共計(jì)6 個題項(xiàng)，Cronbach’s α 值為0.866。(6)控制變量。結(jié)合已有研究成果，本研究將性別、年齡、所處行業(yè)、崗位、學(xué)歷和工作年限等作為控制變量納入模型，以便更好地反映變量之間的關(guān)系。

4 研究結(jié)果與分析

4.1 效度檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用Amos 24.0 軟件對模型整體的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)。首先采用打包策略中的平衡法［27］，根據(jù)題項(xiàng)因子負(fù)荷的大小對各構(gòu)念進(jìn)行打包，被打包后的各構(gòu)念均包含3 個題項(xiàng)。其次，構(gòu)建五因子模型，并與三因子、四因子的競爭模型進(jìn)行比較，結(jié)果表明，五因子模型擬合度良好(χ2/df=1.869，CFI=0.980，TLI=0.973，SRMR=0.038，RMSEA=0.048，NFI=0.958，IFI=0.980)，并明顯優(yōu)于其它競爭模型，表明量表結(jié)構(gòu)效度較好。員工職業(yè)生涯規(guī)劃、持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能、組織氛圍、員工創(chuàng)新行為五個維度組合信度(CR)值分別為0.818、0.753、0.870、0.868、0.901，均大于0.6，5個構(gòu)念的AVE 值均高于0.5，表明量表的聚合效度良好。5 個因子之間的相關(guān)系數(shù)介于0.270 ～0.613之間，低于0.85 的臨界值，體現(xiàn)出量表具有良好的區(qū)分效度?？紤]到其余四個潛變量均與員工創(chuàng)新行為顯著相關(guān)，意味著它們能夠較好地預(yù)測員工創(chuàng)新行為，問卷具有較好的效標(biāo)效度。

4.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

本文運(yùn)用多種措施以減少共同方法偏差對研究結(jié)果的影響。首先，所有的問卷采用匿名填寫，并在問卷調(diào)查時調(diào)整題項(xiàng)的順序。其次，采用網(wǎng)絡(luò)發(fā)放和紙質(zhì)問卷發(fā)放共同結(jié)合的方式來發(fā)放問卷。再次，采用Harman 單因子法，在不旋轉(zhuǎn)因子條件下，被提取的第一個因子解釋的方差為39.241%，沒有超過40%的標(biāo)準(zhǔn)，表明問卷的共同方法偏差尚可接受。另外，構(gòu)建單因子的結(jié)構(gòu)方程模型，模型的擬合情況不理想(χ2/df=9.022，CFI=0.609，TLI=0.575，RMR=0.130，RMSEA=0.145，NFI=0.582，IFI=0.610)。綜合上述分析，說明本研究的共同方法偏差不嚴(yán)重。

4.3 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果

五個構(gòu)念的Cronbach’s α 值介于0.768 ～0.895之間，表明樣本數(shù)據(jù)內(nèi)在一致性較好;員工職業(yè)生涯規(guī)劃與自我效能(r=0.535，p ＜0.01)、持續(xù)學(xué)習(xí)(r=0.609，p ＜0.01)、員工創(chuàng)新行為(r=0.561，p ＜0.01)、組織氛圍(r=0.372，p ＜0.01)正相關(guān);自我效能與持續(xù)學(xué)習(xí)(r=0.565，p ＜0.01)、創(chuàng)新行為(r=0.613，p ＜0.01)、組織氛圍(r=0.270，p ＜0.01)正相關(guān);持續(xù)學(xué)習(xí)與員工創(chuàng)新行為(r=0.609，p ＜0.01)、組織氛圍(r=0.307，p ＜0.01)正相關(guān);員工創(chuàng)新行為與組織氛圍正相關(guān)(r=0.379，p ＜0.01)，這揭示了進(jìn)一步研究它們相互關(guān)系的可能。

4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

4.4.1 員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為關(guān)系檢驗(yàn)

本研究使用SPSS 19.0 對員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w模型擬合結(jié)果通過檢驗(yàn)(R2=0.364，F(xiàn)=30.663，p ＜0.001)，性別和年齡兩個控制變量的回歸系數(shù)分別為-0.317(p ＜0.001)和-0.098(p ＜0.001)，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對創(chuàng)新行為的回歸系數(shù)顯著(β=0.486，p ＜0.001)，表明員工職業(yè)生涯規(guī)劃正向促進(jìn)其創(chuàng)新行為，證明了假設(shè)H1。

4.4.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

對員工而言，持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能可能是同時存在的，因此，構(gòu)建包含持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能的雙重中介模型，運(yùn)用SPSS 中的Process 插件進(jìn)行回歸分析(見表1)。員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為影響的直接效應(yīng)降為0.170(p ＜0.001)，95%置信區(qū)間為［0.086，0.253］，表明持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與其創(chuàng)新行為關(guān)系之間起到部分中介作用。

員工職業(yè)生涯規(guī)劃→持續(xù)學(xué)習(xí)→員工創(chuàng)新行為路徑的間接效應(yīng)為0.162(p ＜0.01)，95%置信區(qū)間為［0.096，0.243］，不包含0，表明持續(xù)學(xué)習(xí)在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和其創(chuàng)新行為之間起到顯著的正向中介作用，驗(yàn)證了假設(shè)H2。員工職業(yè)生涯規(guī)劃→自我效能→員工創(chuàng)新行為路徑的間接效應(yīng)為0.154(p ＜0.01)，95%置 信區(qū) 間為［0.101，0.212］，不包含0，表明自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃和其創(chuàng)新行為之間起到顯著的正向中介作用，驗(yàn)證了假設(shè)H3。

表1 中介作用結(jié)果分析

4.4.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本文按照溫忠麟等［28］設(shè)計(jì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)程序，運(yùn)用層次回歸分析法對組織氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證(見表2)。在以持續(xù)學(xué)習(xí)為因變量的模型中，根據(jù)模型4，員工職業(yè)生涯規(guī)劃和組織氛圍交互項(xiàng)與持續(xù)學(xué)習(xí)的回歸系數(shù)顯著(β=0.095，p ＜0.05)，表明組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃和持續(xù)學(xué)習(xí)之間的關(guān)系具有正向的調(diào)節(jié)作用，即當(dāng)組織氛圍越處于高水平時，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對持續(xù)學(xué)習(xí)的促進(jìn)作用就越明顯，驗(yàn)證了假設(shè)H4。調(diào)節(jié)效應(yīng)圖如圖2 所示。

表2 層次回歸分析結(jié)果

圖2 組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃與持續(xù)學(xué)習(xí)關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖3 組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃與自我效能關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)

在以自我效能為因變量的模型中，在模型8中，員工職業(yè)生涯規(guī)劃和組織氛圍的交互項(xiàng)系數(shù)顯著(β=0.121，p ＜0.01)，表明組織氛圍對員工職業(yè)生涯規(guī)劃和自我效能之間關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即組織氛圍越處于高水平時，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對自我效能的促進(jìn)作用越明顯，驗(yàn)證了假設(shè)H5。調(diào)節(jié)效應(yīng)圖如圖3 所示。

4.4.4 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表3 持續(xù)學(xué)習(xí)在組織氛圍不同水平上的中介效應(yīng)

表4 自我效能在組織氛圍不同水平上的中介效應(yīng)

進(jìn)一步運(yùn)用Mplus 7.6 軟件驗(yàn)證持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能在不同組織氛圍水平上的中介效應(yīng)。將組織氛圍按照分值劃分為高、低水平兩組(均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差)。在以持續(xù)學(xué)習(xí)為中介變量的模型中，當(dāng)組織氛圍分別處于高和低水平時，間接中介效應(yīng)分別為0.400(p ＜0.001)和0.316(p ＜0.001)，置信區(qū)間均不包含0，兩組的中介效應(yīng)差異系數(shù)顯著(Δβ=0.085，p ＜0.05)。因此，組織氛圍正向調(diào)節(jié)持續(xù)學(xué)習(xí)在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)，證明了假設(shè)H6。

在以自我效能為中介變量的模型中，當(dāng)組織氛圍分別處于高和低水平時，間接中介效應(yīng)分別為0.408(p ＜0.001)和0.301(p ＜0.001)，并且兩組的中介效應(yīng)差異系數(shù)顯著(Δβ=0.107，p ＜0.05)。因此，組織氛圍正向調(diào)節(jié)自我效能在員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)，證明了假設(shè)H7。

本文還借鑒Preacher 等［29］提出的Johnson-Neyman的方法，計(jì)算95%置信區(qū)間及顯著域數(shù)值，并繪制被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)圖。由圖4 可知，持續(xù)學(xué)習(xí)在其取值范圍內(nèi)(1 ～5)，員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過持續(xù)學(xué)習(xí)對員工創(chuàng)新的間接效應(yīng)都是顯著的，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H6;由圖5 可知，當(dāng)自我效能取值小于4.775 時(5 分為滿分)，員工職業(yè)生涯規(guī)劃通過自我效能對員工創(chuàng)新的間接效應(yīng)都是顯著的，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H7。

圖4 持續(xù)學(xué)習(xí)路徑被調(diào)節(jié)的中介作用

圖5 自我效能路徑被調(diào)節(jié)的中介作用

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

本文以計(jì)劃行為理論為分析框架，以員工的自我認(rèn)知和自我決定能力為基礎(chǔ)，試圖解釋員工職業(yè)生涯驅(qū)動下員工創(chuàng)新行為機(jī)理，取得的研究結(jié)論如下:(1)員工職業(yè)生涯規(guī)劃是員工創(chuàng)新行為的前因變量，它能夠促進(jìn)員工創(chuàng)新行為。(2)自我效能和持續(xù)學(xué)習(xí)在員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為影響關(guān)系中起到部分中介作用。(3)在組織公平、同事協(xié)作、主管支持的組織氛圍下，持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能都能夠在職業(yè)生涯規(guī)劃與員工創(chuàng)新行為之間均起到中介作用。然而，在高、低不同水平的組織氛圍情境下，持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能對員工職業(yè)生涯規(guī)劃和其創(chuàng)新行為關(guān)系的中介作用均存在顯著差異。(4)組織氛圍分別正向調(diào)節(jié)員工職業(yè)生涯規(guī)劃與持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能之間的關(guān)系。在高水平的組織氛圍下，員工職業(yè)生涯規(guī)劃對持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能的影響更加顯著。

5.2 理論貢獻(xiàn)與管理啟示

本研究的理論貢獻(xiàn)在于:(1)本研究基于計(jì)劃行為理論和自我決定理論，肯定了員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為的促進(jìn)作用，豐富了員工創(chuàng)新行為研究的前因變量。(2)剖析了以員工職業(yè)生涯規(guī)劃為動因，以持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能為中介變量的員工創(chuàng)新行為作用機(jī)理。以往的研究既很少關(guān)注到員工職業(yè)生涯規(guī)劃與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，也尚未考察持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能與員工職業(yè)生涯規(guī)劃及創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，本研究剖析了它們之間的作用機(jī)理，揭示了員工自下而上開展“草根創(chuàng)新”的可行路徑。(3)考察了員工職業(yè)生涯規(guī)劃對其創(chuàng)新行為作用的邊界條件。學(xué)者們已經(jīng)從自我效能和組織氛圍的視角對創(chuàng)新行為進(jìn)行研究，然而，本文不但考察了組織氛圍分別與持續(xù)學(xué)習(xí)、自我效能的交互作用，還考察了組織氛圍對于持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步明晰了員工職業(yè)生涯規(guī)劃驅(qū)動下員工創(chuàng)新行為的情境條件。

本文的管理啟示在于:(1)組織要肯定員工的職業(yè)規(guī)劃能力，鼓勵員工進(jìn)行職業(yè)生涯規(guī)劃。員工能夠在充分認(rèn)識自身需求和利用外部環(huán)境信息的基礎(chǔ)上，根據(jù)組織戰(zhàn)略或結(jié)構(gòu)變化、職業(yè)目標(biāo)設(shè)置、生涯規(guī)劃和生涯實(shí)施方式來調(diào)整自身的職業(yè)生涯規(guī)劃。因此，員工要借助組織的“勢”，而組織要借助員工的“力”來協(xié)同兩者不斷進(jìn)步的方向。組織無需過于忌憚員工可能出現(xiàn)的離職問題而疏于對員工長期發(fā)展規(guī)劃的關(guān)注，反而需要參與員工的職業(yè)生涯規(guī)劃，建立有利于其職業(yè)發(fā)展的多元化通道，在成就員工職業(yè)發(fā)展目標(biāo)的同時，實(shí)現(xiàn)組織的創(chuàng)新目標(biāo)。(2)組織需要重視并允許員工自主持續(xù)學(xué)習(xí)。員工具有根據(jù)工作需求不斷自主學(xué)習(xí)的能力，因此，組織一方面可以借助員工的內(nèi)在學(xué)習(xí)動力，鼓勵員工進(jìn)行定制化的學(xué)習(xí)探索。另一方面，組織可以根據(jù)員工的需求，為員工提供跨組織、跨行業(yè)的學(xué)習(xí)、交流或培訓(xùn)機(jī)會，通過開闊員工的視野使其感知到個人及組織的需求，從而更加積極主動地踐行“干中學(xué)”。通過不斷提升員工的持續(xù)學(xué)習(xí)能力，促進(jìn)員工職業(yè)生涯目標(biāo)到創(chuàng)新行為的落地。(3)組織需要激發(fā)員工的個人自信和專業(yè)自信，進(jìn)而提高其自我效能。一方面組織可以為員工提供展示才華的機(jī)會和舞臺，從而培養(yǎng)其個人自信及展示專業(yè)技能，另一方面，組織需要為員工提供多元化的學(xué)習(xí)途徑或體驗(yàn)式培訓(xùn)活動來增強(qiáng)其專業(yè)自信。(4)組織需要培育領(lǐng)導(dǎo)支持、員工相互協(xié)作，績效評價(jià)合理的組織氛圍。當(dāng)組織營造了高水平的組織氛圍，進(jìn)行職業(yè)生涯規(guī)劃的員工不但愿意通過多種途徑持續(xù)學(xué)習(xí)相關(guān)知識或技能，還會對自身的能力或?qū)I(yè)更有信心。另外，組織營造的良好組織氛圍還是優(yōu)化員工草根創(chuàng)新行為的土壤，能夠更好地激發(fā)員工的職業(yè)生涯規(guī)劃、持續(xù)學(xué)習(xí)和自我效能所帶來的創(chuàng)新潛能。

5.3 研究局限及展望

本研究的結(jié)果依據(jù)截面數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)而產(chǎn)生，可能無法從縱向的維度反映變量之間的因果關(guān)系，在后續(xù)研究中，擬采用實(shí)驗(yàn)法或縱向設(shè)計(jì)來探究變量之間的因果關(guān)系或機(jī)制。另外，本文主要以員工作為數(shù)據(jù)收集的對象，所采用的數(shù)據(jù)可能受到被調(diào)查者個人感知的影響，在后續(xù)研究中將采用配對調(diào)查方式收集問卷，以便獲取更加全面的調(diào)查結(jié)果。本研究的重點(diǎn)在于員工個人與組織層面的互動，然而，面對快速多變的競爭環(huán)境，團(tuán)隊(duì)式管理或運(yùn)作具有更好的柔性，因此，在后續(xù)研究中，考慮融入團(tuán)隊(duì)層面的影響因素，以便更加全面而準(zhǔn)確地揭示員工創(chuàng)新行為的機(jī)理。