包容型氛圍對員工創新行為的影響
——基于山西和內蒙古的數據調查*

張蘇串，陳立新

(山西大學 經濟與管理學院，太原 030006)

一、問題提出

新常態背景下，企業必須增強創新發展理念，大力推進產品創新等戰略的實施。員工創新則是企業創新的最終來源。[1][2]所以，能否提升員工創新動機、激發員工創新行為已成為制約企業持續發展的關鍵。另外，在經濟全球化背景下，為了有效管理并且發揮員工多樣化的個體優勢，學者們提出了包容型管理理念。[3][4]其中包容型氛圍是實現包容型管理的重要框架。Bilimoria和Liang(2008)[5]認為包容型氛圍會對員工行為和動機產生影響。但是目前，有關包容型氛圍的研究極為缺乏，尤其是在中國情境下。[6-9]

因此，研究包容型氛圍能否促進員工創新行為具有重要的理論價值和管理啟示。本文試圖解決以下問題：(1)基于主動動機模型，探討包容型氛圍是否以及如何作用于員工創新行為；(2)探討工作繁榮的中介作用；(3)分析工作自主性所起的調節作用。本文在已有研究成果的基礎上，探究包容型氛圍對員工創新行為的作用機制，在豐富包容型氛圍研究的同時，也可以幫助企業更好地激發員工創新行為。

二、理論基礎與研究假設

(一)包容型氛圍與員工創新行為

在社會發展多元化的背景下，學者們提出包容型管理理念。Shore等[10]從包容型領導、包容型氛圍和包容型實踐三個維度歸納了組織包容型的形成因素。其中，包容型領導研究較為成熟，而有關包容型氛圍和包容型實踐的研究則相對缺乏，且相關研究不夠深入。[6][9][11]包容型氛圍是組織內部實現雇傭公平、差異整合以及決策包容的組織氛圍。[12]雇傭公平是指公平地執行雇傭實踐以確保工作環境的公平競爭；差異整合是指不同員工的人際整合方式，在尊重個體差異的基礎上，將不同員工納入組織使命和任務中；決策包容是指積極尋求和整合員工的不同觀點，即使其挑戰了主導觀點。

員工創新行為是指員工在生產過程中產生新構想，并努力將之付諸實施的一系列行為。[13]關于組織氛圍，如組織創新氛圍，對員工創造力和創新行為的影響在已有文獻研究中得到實證支持。[14]而包容型氛圍作為一種積極的組織氛圍，鮮有學者探討其對員工創新行為的影響。[1][2]首先，包容型氛圍注重組織實踐的公平性，可以通過降低雇傭偏見強化員工內在的組織公平感。Masterson等[15]認為員工對組織公平的感知會進一步促使其形成較高的組織支持感，進而轉換為與組織之間積極交換的動力。當員工感知到組織的公平氣氛時，更有可能通過改善組織流程等來回報組織。其次，包容型氛圍充分尊重差異化主體的個性，主張建立個性化的互聯關系來促進互動交融，因此員工可以不用擔心因不同而遭受排擠或者打壓。[16]李懿等[17]認為當員工處在心理安全較高的組織情境時，不必擔心來自其他成員批評或者懲罰的創新風險，可將注意力完全集中在創新本身，大膽地嘗試新知識和新方法。最后，包容型氛圍鼓勵員工為組織決策建言獻策并分享不同的觀點，一方面可以促使員工感知到工作意義，產生較高的內在動機。內在動機強烈的員工敢于承擔創新行為的風險，會主動增加工作投入，提高創新行為發生的頻率；[18]另一方面，員工可以通過分享和整合來自不同背景、不同類型的信息，產生更多新想法和新觀點的組合。[1]少量文獻已證實了包容型氛圍與員工創造力、創新行為正向相關。[1][2]故我們提出假設H1：

H1：包容型氛圍正向影響創新行為。

(二)工作繁榮的中介作用

工作繁榮是指員工體驗到“學習”和“活力”的心理狀態。[19]其中學習是指員工獲取知識，并在工作中應用，進而建立信心和能力的體驗，活力是指員工在工作中富有能量和激情的體驗。依據Parker等[20]提出的主動動機模型，員工做出主動行為主要有三種動機路徑：(1)能力動機論，即個體相信自己有能力實施主動行為；(2)原因動機論，即個體基于某些原因會實施主動行為；(3)能量動機論，即個體的積極情緒驅使其實施主動行為。員工實施主動行為可以是基于單一動機路徑，也可以基于多種動機的混合路徑。[20,21]現有文獻大都將員工創新行為視為自愿性和主動性行為，[13][22][23]故本文將基于主動動機模型，探討工作繁榮在包容型氛圍與員工創新行為之間的中介機制。

首先，包容型氛圍通過促進員工不斷學習可以提升其工作繁榮水平：包容型氛圍在決策流程中打破了偏見障礙，使員工擁有更多的機會參與決策互動。員工在工作中可以對現有流程和方案提出異議和修正，真正在工作中實現“雙循環學習”，[24]而且包容型氛圍作為知識分享的平臺，可以使員工捕捉到更多異質信息和知識，積累更多信息資源。[1]進一步地，員工的自我學習增強了其識別組織問題和改進組織現狀的能力。[25]所以根據“能力動機路徑”，工作繁榮水平較高的員工會通過不斷學習提升自身的工作能力，減少對創新行為的不安全感和不確定感，進而在工作中更多地運用新知識，表現出更多創新傾向。其次，包容型氛圍可以通過提升工作活力改善員工工作繁榮狀態:包容型氛圍既平等地對待員工，又尊重差異和個性的存在，可減少團隊內的人際沖突，使得員工之間建立職場友誼。[26]這種高質量的工作關系會促使個體更有活力。[27]另外，包容型氛圍接納和重視不同的見解，使員工有機會參與決策，可促使個體在組織中保持旺盛的工作精力。基于主動動機模型，個體積極情緒是員工實施主動行為的“能量動機”。活力作為內在動機的一個指標，可以彌補創新行為的高風險性所導致的心理資源損耗，使員工更有精力和動力參與到創新行為中。[28]綜上所述，根據主動動機模型，包容型氛圍通過激發員工工作繁榮滿足了員工從事主動行為的“能力動機”和“能量動機”，驅使員工從事創新行為。故本文提出假設H2：

H2:工作繁榮在包容型氛圍與員工創新行為之間起著中介作用。

(三)工作自主性的調節作用

基于主動動機模型，原因動機路徑認為是一種內在力量驅使員工實施主動行為。工作自主性可以滿足員工實施創新行為的“原因動機”。首先，工作自主性可以通過激發員工自主性動機并提高員工的歸屬感，滿足員工實施創新行為的“原因動機”。員工根據具體情況靈活安排工作，使自主性需求得到滿足，員工更有可能打破常規，開發新想法。[33]而且研究發現較高的自主選擇權會使員工會感知到來自組織的信任，進而促進員工歸屬感的提升。[29]而歸屬感較高的員工會將組織利益視為自己的利益，[34]更愿意投入創新工作，努力為組織做貢獻。其次，較強的組織責任感是驅使員工實施主動行為的重要內在動機因素。[35][36]工作自主性使員工感知到工作結果依賴于自身的努力，自己需對工作結果承擔責任，[37]從而更加專注于組織運行效能的改善，提出更多建議來保證個人使命的順利完成。綜上，本文提出假設H3a：

H3a：工作自主性正向調節工作繁榮與員工創新行為之間的關系，即工作自主性越強，工作繁榮對員工創新行為的作用越強，反之則相反。

在上述假設的邏輯基礎上，本文進一步提出一個第二階段被調節的中介作用模型，即工作自主性不僅正向調節工作繁榮與員工創新行為之間的關系，同樣正向調節包容型氛圍通過工作繁榮影響員工創新行為這一間接效應。具體而言，當擁有高工作自主性的員工感知到組織內的包容型氛圍時，會強化組織對自身認可和支持的認知，進而產生強烈的工作活力，主動參與到學習過程中。進一步地，員工擁有更多的“能力動機”和“原因動機”來實施創新行為。因此，我們提出假設H3b：

H3b:工作自主性正向調節包容型氛圍影響員工創新行為的間接效應。當工作自主性高時，這一間接效應更強。

綜上，本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

三、研究方法

(一)樣本收集

本次調查對象主要來自山西和內蒙古等地進行培訓的企業員工，在培訓地點進行紙質問卷的現場發放和收集。在開展問卷調查之前，樣本收集人員需告知所有參與者編寫一個代碼，并且要求同一參與者在之后的兩次調查表中使用相同的代碼。數據收集工作分為兩次完成，第一次主要收集人口統計變量、包容型氛圍、工作繁榮和工作自主性方面的數據；第二次調研是在1個月之后開展的，主要收集參與第一次調研的員工在創新行為方面的信息。本次共發放問卷620份，回收545份，剔除無效問卷后，有效問卷472份，有效回收率76.12%。樣本特征如下：男性占47%；25歲及以下占10%，26～35歲占59.3%，36歲以上占30.7%；高中及以下學歷者占15.7%，大專學歷者占18.5%，本科及以上學歷者占65.8%；高層、中層及基層管理者分別占2.8%、11.2%、23.5%，一般員工占61.7%；平均工作年限為2.55年(SD=1.08)。

綜合素質測評對學生，尤其是對貧困生的心理、學習和經濟狀況的提高等方面的促進作用［17］，對于提升學生綜合素質具有重要意義［18］。

(二)測量工具

本研究所涉及的變量包括包容型氛圍、工作繁榮、工作自主性和員工創新行為，這些變量的測量工具均來自國外已有的成熟量表。按照標準的翻譯—回議程序，本文將上述量表轉換成符合中國人思維習慣的中文量表。題型均采用5點評分法，1為“完全不同意”、5為“完全同意”。具體測量工具如下：

(1)包容型氛圍：采用Nishii[12]開發的量表。樣本題項包括“組織的晉升流程公平公正”和“在組織中，員工可以真實地表現自我”等15個題項。該量表的Cronbach’s α為0.94。

(2)工作繁榮：采用Porath等[38]的量表。題項包括“在工作中，我經常學習”和“在工作中，我精力充沛”等10個題項。該量表的Cronbach’s α為0.92。

(3)工作自主性：采用Hackman和Oldham[39]的工作診斷(Job Diagnostic Survey，JDS)量表，包括“我可以決定怎樣做自己的工作”等3個工作自主性的題項。該量表的Cronbach’s α為0.87。

(4)員工創新行為：采用Scott和Bruce[13]的量表，包括“我經常提出有創意的點子”等6個題項。該量表的Cronbach’s α為0.89。

(5)控制變量：以往研究表明，性別、年齡和學歷等個人特征變量會影響員工創新行為，[1,13]所以本研究將這些變量作為控制變量。

四、研究結果

(一)同源方差分析

由于本研究所有測量數據均來自員工的自我報告，難免存在同源方差問題。為檢驗是否存在嚴重的共同方法偏差，本研究采用SPSS20.0軟件進行Harman單因素檢驗法來檢測數據同源方差問題。其中，未旋轉的第一個因子解釋了28.54%的變異量，小于總體方差解釋量的50%，表明研究數據的同源方差問題存在但不嚴重。

(二)驗證性因子分析

為檢驗構念間的區分效度，本文利用Amos20.0對包容型氛圍、工作繁榮、工作自主性以及員工創新行為4個構念進行驗證性因子分析，如表1所示。四因素模型滿足數據擬合標準(χ2/df= 2.32，最小；GFI= 0.95，大于0.9；IFI= 0.98，大于0.9；TLI= 0.97，大于0.9；CFI= 0.97，大于0.9；RMSEA= 0.05，小于0.08)，擬合度最好，明顯優于其他模型。

表1 驗證性因子分析

(三)描述性統計

包容型氛圍與工作繁榮(r=0.59，p<0.001)，創新行為(r= 0.40，p<0.001)顯著正向相關。工作繁榮與員工創新行為顯著正相關(r= 0.56，p<0.001)，這為本文論證假設奠定了初步基礎。

(四)假設結果檢驗

檢驗結果如表2所示。在控制了員工性別、年齡、學歷、職位和工作年限等條件下，包容型氛圍對員工創新行為具有顯著提升作用(M4，β= 0.35，p<0.001)，所以假設H1得到支持。

表2 回歸分析結果

中介效應檢驗。根據Baro & Kenny(1986)[40]的建議進行檢驗：首先，包容型氛圍正向影響員工工作繁榮(M2，β= 0.54，p<0.001)；其次，工作繁榮正向影響員工創新行為(M5，β= 0.52，p<0.001)；最后，將包容型氛圍和工作繁榮同時納入回歸方程后，包容型氛圍對員工創新行為的影響依然顯著，但有所下降(M6，β= 0.09，p<0.05)，這表明工作繁榮在包容型氛圍與員工創新行為之間充當部分中介，所以假設H2得到支持。接下來，我們利用Mplus7.4來進一步驗證工作繁榮的中介效應。結果顯示：在Bootstrap重復抽樣次數設置為5 000時，包容型氛圍對員工創新行為的間接效應值為0.27，95%CI=[0.20,0.34]，不包含0，所以假設H2再次得到驗證。

調節效應檢驗。在進行層級回歸之前，本文對中介變量工作繁榮和調節變量工作自主性進行了中心化處理來避免變量間的多重共線問題。M8中，工作繁榮與工作自主性的交互項正向影響員工創新行為(β= 0.07，p<0.001)，因而假設H3a得到支持。另外，為了明確調節作用的方向和趨勢，本文以工作自主性均值加減一個標準差為基準，繪制了調節效應圖(見圖2)。

圖2 工作自主性的調節作用圖

被調節的中介效應檢驗。如表3所示，本文按照溫忠麟、張雷和侯杰泰[41]的方法進行驗證：首先，在M10中，包容型氛圍和工作繁榮分別對員工創新行為的回歸系數顯著(β=0.09，p<0.05；β=0.47，p<0.001)；其次，在M11中，包容型氛圍對員工工作繁榮的回歸系數顯著(β=0.45，p<0.001)；接著，在M12中，工作繁榮對創新行為的回歸系數顯著(β=0.41，p<0.001)；最后，在M13中，交互項對創新行為的回歸系數顯著(β=0.06，p<0.001)。綜上，假設H3b得到驗證。同時，本文利用SPSS宏PROCESS對被調節的中介作用進行檢驗。宏分析結果表明，被調節的中介指數為0.06；95%CI =[0.01，0.11]，不包含0，假設H3b再次得到驗證。

表3 被調節的中介效應檢驗

五、結論與啟示

(一)研究結論

員工創新行為是一種主要的職場主動行為。基于主動動機模型，本文的結論如下：第一，包容型氛圍對員工創新行為具有正向促進作用。與以往的研究結果一致，作為一種積極的組織氛圍，包容型氛圍對員工工作績效具有顯著的提升作用。[42]包容型氛圍可以通過向員工傳遞有關組織公平、安全以及開放的信息，驅使員工實施創新行為。這一結論回應了學術界要求關注包容型范圍影響結果的呼吁，[6]是對包容型氛圍理論的補充，同時也能夠豐富員工創新行為理論。第二，工作繁榮起著部分中介作用，即包容型氛圍通過使員工在工作中不斷體驗到“學習”和“活力”的心理狀態，滿足了員工實施創新行為的“能力動機”和“能量動機”。因此，本文認為工作繁榮是員工實施創新行為的重要路徑之一。員工實施創新行為需要投入大量的時間和精力，會不斷消耗自身資源。工作繁榮有利于個體不斷積累心理和社會資源，有利于員工減輕工作倦怠，投入創新行為中。第三，工作自主性滿足了員工實施創新行為的“原因動機”，不僅正向調節工作繁榮與員工創新行為之間的關系，而且正向調節整個間接效應。這一結論也驗證了Spreitzer等[19]提出工作繁榮的社會嵌入模型，探討了組織情境(包容型氛圍)以及工作資源(工作自主性)對工作繁榮的影響。根據自我決定理論的觀點，工作自主性使員工在決定如何工作方面擁有很大的自由處置權，可以滿足員工的自主需求，增加員工對工作的主人翁感。因此，擁有高度工作自主權的員工會對工作中出現的問題更加負責，不斷探索新的問題并尋求解決方案，尋找最佳的工作流程等。

(二)管理啟示

首先，包容型氛圍作為一種支持性的組織氛圍，有利于激發員工的積極心理體驗，從而提升組織績效。所以組織管理者應從雇傭公平、差異整合和決策兼容三方面入手進行改進：首先，應用公平準則，實施非歧視策略，從招聘等方面建立公平的人力資源管理系統；實施“整合戰略”，營造一種尊重個體差異的組織文化，支持和鼓勵差異化員工表現自我，提升自我價值；完善組織決策流程，打破固有的偏見障礙，為員工提供積極進言獻策的平臺。其次，工作繁榮的構成要素對個體和組織績效的提升效應須得到重視。組織可以通過提供培訓和挑戰性工作等為員工提供學習資源，還應通過精神性激勵來幫助員工在組織中獲得更多活力和積極情緒體驗。最后，工作自主性被認為是促進員工工作投入的重要工作資源，所以管理者要學會放權，在工作方法、工作安排以及工作標準等方面給予員工一定的自主權，充分發揮其主動性，使員工愿意為組織發展進行創新。但也要注意過度的工作自主性會導致員工的工作“盲目感”，繼而引發職業倦怠。[43]

(三)不足與未來研究方向

首先，本研究在數據收集上存在不足。本研究的調查問卷主要是借助山西和內蒙古參與企業培訓的員工進行收集，在外部適用度方面確實存在一定的影響。后續研究應考慮擴大調查范圍與樣本量，來進一步驗證本研究結論的適用性與準確性。本研究所用的測量工具雖然均是國外成熟量表，但基于中國情境所得出的結論不一定準確。比如TANG等[8]認為包容分為“包”和“容”兩個維度，其中“包”與國外的內涵一致，體現了對差異的平等對待，而“容”則是體現了中國文化背景下上級體諒員工，包容下屬的失敗，故未來需開發本土化量表來進一步展開研究。其次，研究表明包容型氛圍和工作繁榮均是多維度結構，[5,31]故未來研究可分別探析包容型氛圍各維度與工作繁榮維度之間的中介作用效果，以清晰化包容型氛圍下員工創新行為的具體實施路徑研究。再次，本研究驗證了工作繁榮的部分中介作用，這意味著還有其他中介變量(如心理所有權、知識分享等)尚待挖掘，也可進一步考察該中介效應是否受其他變量(如工作倫理等)的調節。最后，本文的研究層次僅停留在個體層面，未來研究可構建多層面的包容型氛圍——員工創新行為的模型，來探討團隊或組織層面的結論。