趙燕梅， 張正堂

一、問題提出

創(chuàng)新是企業(yè)生命的源泉[1]，員工創(chuàng)新行為是企業(yè)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，因而成為業(yè)界和學(xué)界共同關(guān)注的話題[2]。業(yè)界試圖通過營造組織創(chuàng)新氛圍以激發(fā)員工創(chuàng)新行為，但組織創(chuàng)新氛圍的營造并不必然激發(fā)員工進行創(chuàng)新活動，企業(yè)花費諸多資源激勵員工創(chuàng)新卻未能達(dá)成所愿的案例比比皆是。究其主要原因，可能在于組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的關(guān)系受到了其他因素的影響，如雖然組織出臺政策營造創(chuàng)新氛圍鼓勵員工創(chuàng)新，但創(chuàng)新政策的實施并沒有得到管理層的支持和貫徹，作為員工的直屬上司不支持創(chuàng)新，則組織創(chuàng)新政策就會成為一紙空文，創(chuàng)新氛圍的營造也會停留在高層管理者的想象之中。組織創(chuàng)新氛圍如何才能激發(fā)出員工的創(chuàng)新行為是值得實踐界和學(xué)術(shù)界共同探討的問題。

學(xué)界關(guān)于組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的研究不斷涌現(xiàn)[3-4]，近年來學(xué)者開始深入探究組織創(chuàng)新氛圍激發(fā)員工創(chuàng)新行為的機制，如顧遠(yuǎn)東和彭紀(jì)生探究了組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的中介機制[5]；Liu等通過元分析發(fā)現(xiàn)內(nèi)部動機和自我效能感是外部環(huán)境因素影響員工創(chuàng)新的兩個主要動力機制[6]。根據(jù)創(chuàng)造性成分理論，內(nèi)部動機是連接個體因素、環(huán)境因素與創(chuàng)造性的首要動力機制[7]，外部環(huán)境只有激發(fā)員工內(nèi)部動機，讓員工對創(chuàng)新感興趣，才能激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。而根據(jù)社會認(rèn)知理論，自我效能感是解釋個體因素、環(huán)境因素影響個體創(chuàng)新行為的另一動力機制[8-9]，外部環(huán)境只有讓員工感覺能勝任創(chuàng)新工作，才能激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。

雖然理論表明內(nèi)部動機和自我效能感是外部環(huán)境影響員工創(chuàng)新行為的兩大動力機制，但直接檢驗內(nèi)部動機和自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介作用的研究還很少，且既有的檢驗內(nèi)部動機和自我效能感中介外部環(huán)境影響員工創(chuàng)新行為的實證研究出現(xiàn)了爭議性結(jié)果。如Zhang和Bartol發(fā)現(xiàn)了內(nèi)部動機完全中介授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造性的影響[10]；而Shalley和Perry-Smith則發(fā)現(xiàn)內(nèi)部動機在預(yù)期評價對創(chuàng)造性的影響中不具有中介作用[11]；Gong等發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性自我效能中介變革型領(lǐng)導(dǎo)對員工創(chuàng)造性的影響[12]，但Akinlade卻發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性自我效能并不能在變革型領(lǐng)導(dǎo)影響員工創(chuàng)造性的關(guān)系中起到中介作用[13]。內(nèi)部動機和自我效能感在外部環(huán)境影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介作用似乎是不穩(wěn)定的，受到了其他因素的調(diào)節(jié)。鑒于領(lǐng)導(dǎo)在員工創(chuàng)新活動中具有重要性并承擔(dān)著為員工提供創(chuàng)新支持和服務(wù)的角色，本研究嘗試探討服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的兩條動力機制(即內(nèi)部動機和自我效能感)的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及兩條動力機制的獨立性，尋解在高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)下組織創(chuàng)新氛圍能否更好地通過提高員工內(nèi)部動機和自我效能感增加員工的創(chuàng)新行為。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的主效應(yīng)

員工創(chuàng)新行為是指員工提出創(chuàng)新想法、發(fā)展思想，并有意識地將解決問題的新思想投入使用的過程，從而提升產(chǎn)品、服務(wù)或程序[14]。創(chuàng)新行為包括創(chuàng)意的產(chǎn)生及其在組織中的應(yīng)用[15]。組織通過營造創(chuàng)新氛圍可以有效促進員工的創(chuàng)新行為，主要是因為：一方面，組織營造創(chuàng)新氛圍會為員工創(chuàng)新活動提供資源，而物資資源、資金資源、時間資源以及專家資源對于創(chuàng)新必不可少[16]，對資源的有效利用會促進員工創(chuàng)新[17]；另一方面，組織營造創(chuàng)新氛圍會增加對員工探索過程中所犯錯誤的包容度。創(chuàng)新是一項充滿風(fēng)險性的活動，需要員工不斷嘗試挑戰(zhàn)現(xiàn)狀打破權(quán)力平衡狀態(tài)，從而會增加對未來的不可預(yù)測性[18]。創(chuàng)新過程中組織容許員工犯錯會激勵員工從事風(fēng)險性的創(chuàng)新活動、員工冒險意愿的提高會增加員工從事創(chuàng)新活動的意愿[19]。此外，組織營造創(chuàng)新氛圍會讓整個公司充滿創(chuàng)新熱情，身處創(chuàng)造性同事之中會增加員工的創(chuàng)新行為[20]。實證研究也表明，組織創(chuàng)新氛圍有助于增加員工的創(chuàng)新行為[5]。基于以上分析，本研究提出假設(shè)1。

假設(shè)1：組織創(chuàng)新氛圍正向影響員工創(chuàng)新行為。

(二)內(nèi)部動機和自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介效應(yīng)

內(nèi)部動機是指人們參與某項活動主要是因為他們發(fā)現(xiàn)活動本身是有趣的、愉快的和富有挑戰(zhàn)性的程度[21]。認(rèn)知評價理論認(rèn)為，內(nèi)部動機的提高是因為外部環(huán)境滿足了個體的內(nèi)部需要，就像一個人餓了會吃飯一樣，為了滿足外部需要產(chǎn)生的是外部動機，為了滿足內(nèi)部需要產(chǎn)生的便是內(nèi)部動機。自主需要和能力感都是人最基本的需要，外部環(huán)境如果讓個體感覺到自主和能勝任，便能提高個體的內(nèi)部動機[22]。一方面，高創(chuàng)新氛圍的組織會給予員工更多的自主性，支持員工試誤，讓員工有更多的自主感；另一方面，高組織創(chuàng)新氛圍的組織還會為員工提供創(chuàng)新土壤[23]，為員工提供資源支持創(chuàng)新從而增強員工的能力感。自主感和能力感的提升都會增強員工的內(nèi)部動機。

根據(jù)創(chuàng)造性成分理論，內(nèi)部動機是創(chuàng)新的主要動力[7]。當(dāng)員工因為興趣而從事創(chuàng)新活動時，會投入更多的時間和精力去探索問題，找到解決方案[24]。面對創(chuàng)新過程中的挫折，基于內(nèi)部動機去探索問題的員工也更傾向于堅持不放棄。實證研究也表明，內(nèi)部動機有助于促進員工創(chuàng)新[10, 25]?；谝陨戏治?，高組織創(chuàng)新氛圍會增強員工的內(nèi)部動機，員工內(nèi)部動機的提高可以提高員工的創(chuàng)新行為，本研究提出假設(shè)2a。

假設(shè)2a：內(nèi)部動機中介組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響。

自我效能感是指個體相信自己可以達(dá)成某一結(jié)果的程度[26]。社會認(rèn)知理論認(rèn)為自我效能感取決于四個因素：過去的成就、替代性經(jīng)驗、言語勸說和生理狀態(tài)[26]。組織創(chuàng)新氛圍可以通過言語勸說和生理狀態(tài)影響員工的自我效能感。高組織創(chuàng)新氛圍下，一方面，員工可能會感受到來自組織的支持，如同周圍同事一起探索共同解決創(chuàng)新問題、收到來自同事的鼓勵、身邊有高創(chuàng)造性同事，會增加員工的創(chuàng)新行為[20]；另一方面，企業(yè)對員工犯錯的包容度也會更高，員工能更好地保持積極的生理和心理狀態(tài)。因此，高組織創(chuàng)新氛圍有助于提升員工的自我效能感。

創(chuàng)新是一個充滿風(fēng)險的過程，需要員工不斷地嘗試和努力[27]。高自我效能感的員工會更傾向于挑戰(zhàn)現(xiàn)有的標(biāo)準(zhǔn)和慣例，打破傳統(tǒng)[28]。面對挫折和失敗，高自我效能的個體也更容易抵御失敗，付出持續(xù)不斷的努力，更不容易放棄[29]。實證研究和元分析也表明高自我效能感可以促進創(chuàng)新[6, 12]?；谏鲜龇治?，組織創(chuàng)新氛圍有助于促進員工的自我效能感，而員工的自我效能感有助于促進員工創(chuàng)新行為，本文提出假設(shè)2b。

假設(shè)2b：自我效能感中介組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響。

(三)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍影響內(nèi)部動機與自我效能感關(guān)系中的跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)

高組織創(chuàng)新氛圍為員工提供更多的自主性，并為員工提供創(chuàng)新土壤增強員工的能力感[23]，從而提高員工的內(nèi)部動機。而組織創(chuàng)新氛圍對員工內(nèi)部動機的正向影響可能被服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)加強。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以通過加強組織創(chuàng)新氛圍影響內(nèi)部動機過程的能力感，從而強化組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機的正向效應(yīng)。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)是指領(lǐng)導(dǎo)想要主動為下屬服務(wù)[30]，與其他領(lǐng)導(dǎo)方式最終目標(biāo)是企業(yè)的成長不同，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)關(guān)注的是服務(wù)下屬[31]。他們會在組織內(nèi)部創(chuàng)造機會幫助追隨者成長，創(chuàng)造出一個氛圍鼓勵下屬成為最好的自己[32]。幫助下屬成長、為下屬提供服務(wù)、鼓勵下屬成為更好的自己均可提升下屬的能力感[33]。實證研究也表明服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以提高員工的能力感[33]，如Chen等的研究發(fā)現(xiàn)主管的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)方式會增加員工的能力感。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)強化的能力感會加強組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機的影響。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)還可以通過加強組織創(chuàng)新氛圍影響員工內(nèi)部動機過程中的自主感，從而強化組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機的正向效應(yīng)。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)會給予員工更多的信任和更大的授權(quán)，員工會有更多的自由[34-35]。自主感的獲得會培養(yǎng)員工無私的態(tài)度，反過來也更愿意為領(lǐng)導(dǎo)服務(wù)[36]。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)強化的自主感會加強組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機的影響?；谏鲜龇治?，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以通過強化自主感和能力感來調(diào)節(jié)組織氛圍與內(nèi)部動機之間的關(guān)系，本文提出假設(shè)3a。

假設(shè)3a：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)組織創(chuàng)新氛圍與內(nèi)部動機之間的關(guān)系，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機的正向效應(yīng)更強；當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于低服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機的正向效應(yīng)更弱。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和組織創(chuàng)新氛圍會協(xié)同提高員工自我效能感。高組織創(chuàng)新氛圍會為員工提供更多的言語勸說和情感支持，從而提高員工的自我效能感。但組織制度和領(lǐng)導(dǎo)行為并不總是統(tǒng)一的，組織提倡創(chuàng)新并不意味著領(lǐng)導(dǎo)會鼓勵下屬從事創(chuàng)新工作。如果說組織創(chuàng)新氛圍是從企業(yè)制度層面倡導(dǎo)創(chuàng)新，給予員工創(chuàng)新支持，那么服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)則是從領(lǐng)導(dǎo)層面為員工創(chuàng)新提供支持。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)關(guān)注追隨者的成長[31]，鼓勵下屬成為最好的自己[32]。來自領(lǐng)導(dǎo)的鼓勵和支持會在三個方面幫助員工提高自我效能感。第一，當(dāng)鼓勵來自領(lǐng)導(dǎo)直接的言語勸說，正向的支持和反饋會讓下屬相信自己更能勝任創(chuàng)造性工作[37]。第二，領(lǐng)導(dǎo)的鼓勵和支持會為下屬提供情感支持，當(dāng)下屬創(chuàng)新面臨挫折時，領(lǐng)導(dǎo)的情感支持更有可能讓員工堅持下去。第三，領(lǐng)導(dǎo)在組織內(nèi)部創(chuàng)造條件幫助下屬成長會提高員工的能力，而能力和自我效能高相關(guān)[38]，能力的提高也會增強員工的自我效能感?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)3b。

假設(shè)3b：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)組織創(chuàng)新氛圍與員工自我效能感之間的關(guān)系，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，組織創(chuàng)新氛圍對員工自我效能感的正向效應(yīng)更強；當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于低服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，組織創(chuàng)新氛圍對員工自我效能感的正向效應(yīng)更弱。

(四)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)內(nèi)部動機和自我效能感的中介效應(yīng)

組織創(chuàng)新氛圍通過增強員工自主感和能力感提高員工的內(nèi)部動機[23]，進而增強員工的創(chuàng)新行為。雖然尚沒有研究直接表明組織創(chuàng)新氛圍通過內(nèi)部動機影響員工創(chuàng)新行為，但洪雁和王端旭已發(fā)現(xiàn)內(nèi)部動機中介組織支持氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響[39]。

高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)下，能從領(lǐng)導(dǎo)層面為員工創(chuàng)新提供支持和服務(wù)，加強員工的內(nèi)部動機，增強組織創(chuàng)新氛圍通過內(nèi)部動機影響員工創(chuàng)新行為的效應(yīng)；低服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)下，即使組織層面倡導(dǎo)創(chuàng)新，但作為員工的直屬上司不為員工提供服務(wù)，組織的倡導(dǎo)也更可能流于形式。基于以上分析，本文提出假設(shè)4a。

假設(shè)4a：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)內(nèi)部動機在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，內(nèi)部動機的中介作用更強；當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于低服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，內(nèi)部動機的中介作用更弱。

組織創(chuàng)新氛圍能通過提高員工的自我效能感增強員工創(chuàng)新行為。顧遠(yuǎn)東和彭紀(jì)生的研究表明，自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間起到中介作用[5]。高服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)情境下，領(lǐng)導(dǎo)會給員工更多正面的反饋和鼓勵，強化組織創(chuàng)新氛圍通過自我效能感影響員工創(chuàng)新行為的效應(yīng)；而低服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)情境下，即使組織層面倡導(dǎo)創(chuàng)新，但缺乏領(lǐng)導(dǎo)的支持鼓勵和幫助，員工也很難實現(xiàn)創(chuàng)新。基于以上分析，本文提出假設(shè)4b。

假設(shè)4b：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，自我效能感的中介作用更強；當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)屬于低服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，自我效能感的中介作用更弱。

本研究的模型圖如圖1所示。

圖1 研究模型圖

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本與程序

本研究以某企業(yè)多個城市公司的一線員工為調(diào)研對象。每個城市公司設(shè)有不同的領(lǐng)導(dǎo)管轄，是一個相對獨立的主體，城市公司的平均規(guī)模在30—40人左右，內(nèi)部實現(xiàn)扁平化管理。調(diào)研開始前，研究者與人力資源部工作人員、一線員工進行了多次訪談，對量表中部分題目進行了適當(dāng)調(diào)整以增加情境適用性。研究人員配合該公司的年度問卷調(diào)查進行調(diào)研，采用紙質(zhì)問卷形式由上至下發(fā)放，保障了問卷的回收率。

此次調(diào)研共發(fā)放并回收1 331份問卷，共獲得1 297份有效數(shù)據(jù)，分布在35個城市公司，平均每個城市公司37.06人。獲取的樣本中，性別：男性541人，女性756；學(xué)歷：碩士及以上24人，本科790人，大專483人；婚姻：未婚868人，已婚426人，離異3人；出生年份：1990年及以后68人，1985—1989年918人，1980—1984年236人，1979年及以前75人。

(二)測量工具

本研究采用的測量工具均為國內(nèi)外研究中的成熟量表，外文量表通過翻譯回譯獲得，所有量表均采用5點評分。

1.組織創(chuàng)新氛圍。本研究采用Bock等[40]的量表測量組織創(chuàng)新氛圍，該量表共包含3個題項。員工評價感知到的組織創(chuàng)新氛圍，從1到5代表“非常不同意”到“非常同意”。例題如：我所在的城市公司鼓勵各種新的嘗試，即使這種嘗試最后很可能失敗。在本研究中，組織創(chuàng)新氛圍的克隆巴赫系數(shù)α=0.85。

2.服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)。本研究采用Ehrhart[41]的量表測量服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)，該量表共包含11個題項。員工自評感知到的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的程度，從1到5代表“非常不同意”到“非常同意”。為了提高量表在調(diào)研企業(yè)的情境適用性，本研究將原題中的“領(lǐng)導(dǎo)”改為了“我所在的城市公司負(fù)責(zé)人”。例題如：我所在的城市公司的負(fù)責(zé)人會盡力幫助別人發(fā)揮潛能，展現(xiàn)最好的一面。在本研究中，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的克隆巴赫系數(shù)α=0.95。

3.自我效能感。本研究采用Judge等[42]的量表測量員工的自我效能感，共包含2個題項。員工自評自我效能感，從1到5代表“非常不同意”到“非常同意”。例題如：我有足夠的競爭力，能夠在社會上生存。在本研究中，自我效能感的克隆巴赫系數(shù)α=0.73。

4.內(nèi)部動機。本研究采用Gagné等[43]的量表測量員工的內(nèi)部動機，共包含3個題項。員工自評內(nèi)部動機，從1到5代表“非常不符合”到“非常符合”。例題如：我從事我的工作是因為在工作中我能得到樂趣。在本研究中，內(nèi)部動機的克隆巴赫系數(shù)α=0.88。

5.員工創(chuàng)新行為。本研究采用Parker和Collins[44]的量表測量員工創(chuàng)新行為，共含3個題項，員工自評創(chuàng)新行為的頻率，從1到5代表“從不”到 “非常頻繁”。例題如：產(chǎn)生一些很有創(chuàng)意的想法。在本研究中，員工創(chuàng)新行為的克隆巴赫系數(shù)α=0.76。

6.控制變量。參照以往的創(chuàng)新研究，本文將性別、學(xué)歷和工作年限納入模型加以控制[45-47]。以往研究發(fā)現(xiàn)組織的支持會顯著影響員工的創(chuàng)造性[47-48],因此本研究將組織支持感作為控制變量。組織支持感采用Eisenberger等[49]的量表，共包含6個題項，克隆巴赫系數(shù)α=0.75。

四、研究結(jié)果

(一)驗證性因子分析

本研究采用驗證性因子分析檢驗變量之間的區(qū)分效度。組織創(chuàng)新氛圍、服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)、內(nèi)部動機、自我效能感、員工創(chuàng)新行為的驗證性因子分析結(jié)果見表1。如表1所示，五因子模型擬合度良好：x2(67)= 201.62，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.04，SRMR=0.03，且各項指標(biāo)均顯著優(yōu)于其他模型，說明本研究的變量之間有較好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

(二)描述性統(tǒng)計

本研究各變量之間的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2。由表2可知，組織創(chuàng)新氛圍與自我效能感(r=0.23，p<0.01)、內(nèi)部動機(r=0.44，p<0.01)和員工創(chuàng)新行為(r=0.26，p<0.01)均顯著相關(guān)，自我效能感(r=0.43，p<0.01)、內(nèi)部動機(r=0.34，p<0.01)與員工創(chuàng)新行為也顯著相關(guān)，為進一步檢驗內(nèi)部動機與自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用奠定了基礎(chǔ)。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=1 297)

(三)數(shù)據(jù)聚合

在將服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)由個體層面匯聚到團隊層面之前，首先對聚合指標(biāo)Rwg(j) 、ICC(1)和ICC(2)進行檢驗，以判定變量是否適合匯聚到團隊層面。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)Rwg(j)的平均值分別為0.96，大于0.70的臨界值[50]；ICC(1)值為0.06，ICC(2)值為0.70，大于0.5的臨界值[51]。其中，ICC(1)雖然略微偏低，但國際有較多研究表明ICC(1)為0.06是可以接受的[52-55]。因此，參照國際通用做法將其匯聚到團隊層面。

(四)假設(shè)檢驗

鑒于服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)處于團隊層面，而組織創(chuàng)新氛圍、自我效能感、內(nèi)部動機和員工創(chuàng)新行為處于個體層面，且研究涉及跨層被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，因此本研究采用MPLUS7.11構(gòu)建多層次被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型對主要研究假設(shè)進行了檢驗，跨層回歸系數(shù)如表3所示。

1.組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的主效應(yīng)

為了檢驗組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的主效應(yīng)，用員工創(chuàng)新行為對組織創(chuàng)新氛圍做了回歸分析，結(jié)果表明組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響：β=0.14，p<0.001(見模型5)，支持了假設(shè)1。

表3 跨層次模型檢驗結(jié)果

2.內(nèi)部動機和自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介效應(yīng)

本文采用回歸分析、路徑分析和拔靴法同時檢驗內(nèi)部動機和自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)(即假設(shè)2a和假設(shè)2b)?；貧w分析中采用三步法檢驗內(nèi)部動機和自我效能感的中介作用。第一步，用員工創(chuàng)新行為對組織創(chuàng)新氛圍做回歸，結(jié)果表明組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(β=0.14，p<0.001，見模型5)。第二步，用內(nèi)部動機和自我效能感分別對組織創(chuàng)新氛圍做回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)組織創(chuàng)新氛圍對內(nèi)部動機(β=0.27，p<0.001)和自我效能感(β=0.17，p<0.001)均有顯著的正向影響(見模型1和模型3)。第三步，在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的模型基礎(chǔ)上同時加入內(nèi)部動機和自我效能感，結(jié)果表明中介變量內(nèi)部動機(β=0.16，p<0.001)和自我效能感(β=0.34，p<0.001)對員工創(chuàng)新行為均有顯著的正向影響，且組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響不再顯著(β=0.04，p>0.05，見模型6)，說明內(nèi)部動機與自我效能感能同時中介組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響，初步支持了假設(shè)2a和假設(shè)2b。

為了增加研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究同時采用路徑分析和拔靴法檢驗內(nèi)部動機和自我效能感的中介作用。路徑分析結(jié)果顯示，內(nèi)部動機在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)顯著(β=0.04,p<0.001)；自我效能在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)顯著(β=0.04,p<0.001)。2 000次拔靴法結(jié)果顯示，內(nèi)部動機中介作用99%的置信區(qū)間為[0.02, 0.07]，中介效應(yīng)顯著, 支持了假設(shè)2a；自我效能感中介作用99%的置信區(qū)間為[0.01, 0.06]，中介效應(yīng)顯著，支持了假設(shè)2b。這說明內(nèi)部動機和自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的關(guān)系中具有獨立中介作用。

3.服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍影響內(nèi)部動機與自我效能感關(guān)系中的跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了檢驗服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)組織創(chuàng)新氛圍與內(nèi)部動機之間的關(guān)系，以組織創(chuàng)新氛圍影響內(nèi)部動機的斜率作為因變量對服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)做回歸(表3中以組織創(chuàng)新氛圍×服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)表示)。回歸結(jié)果表明，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍與內(nèi)部動機之間的調(diào)節(jié)作用不顯著(γ=0.03,p>0.05，見模型2)。2 000次拔靴法95%的置信區(qū)間為[-0.10, 0.11]，包含0，說明服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍與內(nèi)部動機之間的跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，不支持假設(shè)3a。

為了檢驗服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)組織創(chuàng)新氛圍與自我效能感之間的關(guān)系，以創(chuàng)新氛圍影響自我效能感的斜率作為因變量對服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)做回歸(表3中以組織創(chuàng)新氛圍×服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)表示)?；貧w結(jié)果表明，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍與自我效能感之間的調(diào)節(jié)作用顯著：γ=0.25,p<0.05(見模型4)。2 000次拔靴法95%的置信區(qū)間為[0.01, 0.23]，不包含0，說明服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍與自我效能感之間的跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

在調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著的基礎(chǔ)上，為了進一步檢驗服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)在組織創(chuàng)新氛圍與自我效能感之間調(diào)節(jié)作用的方向，根據(jù)路徑分析參數(shù)結(jié)果，在Preacher的網(wǎng)站上畫出了跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)圖，為了方便讀者閱讀，對圖片的坐標(biāo)軸名稱和值域范圍進行了微調(diào)(見圖2)。由圖2可知，當(dāng)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)高時，組織創(chuàng)新氛圍對自我效能感的正向效應(yīng)更強，支持了假設(shè)3b。

圖2 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)圖

4.服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)跨層調(diào)節(jié)內(nèi)部動機和自我效能感的中介效應(yīng)檢驗

本研究用拔靴法和蒙特卡洛檢驗了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)自我效能感與內(nèi)部動機的中介作用。對于內(nèi)部動機中介作用的調(diào)節(jié)效應(yīng)，2 000次拔靴法結(jié)果顯示，95%的置信區(qū)間為[-0.015,0.023]，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不顯著(見表4)。采用蒙特卡洛分析進行再次檢驗，結(jié)果表明服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)內(nèi)部動機的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[-0.015, 0.023]，包含0，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不顯著。假設(shè)4a未得到支持。

表4 內(nèi)部動機被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果

對于自我效能感中介作用的調(diào)節(jié)效應(yīng)，2 000次拔靴法結(jié)果顯示，95%的置信區(qū)間為[0.005, 0.084](見表5)，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。同樣采用蒙特卡洛分析進行再次檢驗，蒙特卡洛分析結(jié)果表明服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)自我效能感的中介效應(yīng)95%置信區(qū)間為[0.003,0.089]，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著。高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)時，自我效能感的中介作用更強，支持了假設(shè)4b。

表5 自我效能感被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果

五、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

在企業(yè)管理實踐中，營造組織創(chuàng)新氛圍是企業(yè)通常采用的激發(fā)員工創(chuàng)新行為的方式，但組織創(chuàng)新氛圍在什么情況下才能激發(fā)員工創(chuàng)新行為尚不清晰。本文基于創(chuàng)造性成分理論和社會認(rèn)知理論探究了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對于組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為動力機制的強化作用，通過實證檢驗得出以下結(jié)論。

1.內(nèi)部動機和自我效能感可以同時中介組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響。本研究將內(nèi)部動機和自我效能感同時納入回歸模型，發(fā)現(xiàn)二者在解釋組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的關(guān)系中均具有獨特的解釋力。組織創(chuàng)新氛圍不僅可以通過提高員工的內(nèi)部動機，也可以通過增強員工的自我效能感提高員工的創(chuàng)新行為。這與以往的研究結(jié)論是一致的，如Shalley 等指出外部環(huán)境可以通過內(nèi)部動機影響個體的創(chuàng)造性[56];顧遠(yuǎn)東和彭紀(jì)生的實證研究則表明自我效能感能中介組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響[5]。但以往的研究更多只關(guān)注到了單獨的中介效應(yīng)，對于兩種動力機制同時起作用的探討還停留于理論層面[6]。本文同時檢驗了內(nèi)部動機和自我效能感的中介效應(yīng)，是對以往實證研究的有益補充。

2. 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)不能調(diào)節(jié)內(nèi)部動機的中介作用。內(nèi)部動機可以中介組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響，但服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)不能調(diào)節(jié)內(nèi)部動機的中介作用。被調(diào)節(jié)的中介作用不顯著，一方面可能是因為組織創(chuàng)新氛圍通過內(nèi)部動機影響員工創(chuàng)新行為這條路徑是較穩(wěn)定的。雖然以往研究表明員工的內(nèi)部動機也受環(huán)境因素影響[7, 56]，但內(nèi)部動機作為環(huán)境影響員工創(chuàng)新的首要動力機制[7]，其中介作用相對于自我效能感的中介作用似乎是更穩(wěn)定的。另一方面則可能是因為服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用力不夠，不足以對內(nèi)部動機的中介作用產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3. 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用。這一研究結(jié)果似乎表明自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介作用是會受到外界環(huán)境改變的。自我效能感會受到四個因素的影響：過去的成就、替代性經(jīng)驗、言語勸說和生理狀態(tài)[26]，而這四個因素都與環(huán)境密不可分。本研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以強化自我效能感的中介作用，與組織創(chuàng)新氛圍協(xié)同影響員工自我效能感。

(二)理論貢獻(xiàn)

1.基于創(chuàng)造性成分理論的內(nèi)部動機在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為中所起的中介作用是更穩(wěn)定的。創(chuàng)造性成分理論認(rèn)為內(nèi)部動機是外部環(huán)境影響員工創(chuàng)新行為首要的動力機制[7]，外部環(huán)境會通過內(nèi)部動機影響個體的創(chuàng)造性[56]。本研究基于創(chuàng)造性成分理論，檢驗了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對內(nèi)部動機在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)不能調(diào)節(jié)內(nèi)部動機的中介效應(yīng)。這似乎表明基于創(chuàng)造性成分理論的內(nèi)部動機所起的中介作用是穩(wěn)定的，組織創(chuàng)新氛圍可以穩(wěn)定地通過內(nèi)部動機影響員工創(chuàng)新行為。

2. 基于社會認(rèn)知理論的自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為中所起的中介作用更容易改變。社會認(rèn)知理論認(rèn)為自我效能感也是環(huán)境因素影響個體創(chuàng)造性不可或缺的動力因素[8-9]。本研究基于社會認(rèn)知理論檢驗了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為關(guān)系中的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以調(diào)節(jié)自我效能感的中介效應(yīng)，高服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)下，組織創(chuàng)新氛圍通過自我效能感影響員工創(chuàng)新行為的效應(yīng)更強。這似乎表明，基于社會認(rèn)知理論的自我效能感所起的中介作用是較容易受到環(huán)境影響的，服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)可以強化組織創(chuàng)新氛圍通過自我效能感影響員工創(chuàng)新行為的效應(yīng)。

3. 比較了兩種理論視角下中介效應(yīng)的獨立性。本研究同時基于創(chuàng)造性成分理論和社會認(rèn)知理論檢驗了內(nèi)部動機和自我效能感在組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)二者都具有獨特的解釋力。內(nèi)部動機從某種意義上說明了員工從事創(chuàng)造性工作的意愿，但有意愿并不代表員工就能做好創(chuàng)新工作，而自我效能感從某種意義上說明了員工相信自己是否能做好，是能力的體現(xiàn)[6]。因此，兩種動力機制獨立作用于員工的創(chuàng)新行為。

(三)管理啟示

1.組織應(yīng)注重培養(yǎng)企業(yè)創(chuàng)新氛圍激勵員工創(chuàng)新行為。高組織創(chuàng)新氛圍可以激發(fā)出員工創(chuàng)新行為，而員工創(chuàng)新行為是企業(yè)創(chuàng)新的基礎(chǔ)。未來企業(yè)應(yīng)該完善企業(yè)創(chuàng)新制度，通過多種方式營造組織創(chuàng)新氛圍，如設(shè)置提供創(chuàng)新績效獎、設(shè)置創(chuàng)新團隊小組、為員工創(chuàng)新提供組織支持等。只有支持并且包容犯錯的高組織創(chuàng)新氛圍情境才能孕育出員工的創(chuàng)新行為。

2. 組織要注意保護員工的內(nèi)部動機和自我效能感。組織創(chuàng)新氛圍之所以能促進員工創(chuàng)新行為是因為組織創(chuàng)新氛圍可以提高員工的內(nèi)部動機和自我效能感，組織應(yīng)該盡可能保護其中的機制。如果組織只是在制度層面提倡創(chuàng)新，但做出的實際行動卻打壓了員工的積極性和自我效能感，那么此時即使管理者認(rèn)為企業(yè)已經(jīng)在大力倡導(dǎo)創(chuàng)新，提供創(chuàng)新支持了，企業(yè)也不能孵化出員工的創(chuàng)新行為。

3.員工創(chuàng)新過程中，領(lǐng)導(dǎo)可以采用服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)促進員工的自我效能感。組織創(chuàng)新氛圍影響員工創(chuàng)新行為的路徑中內(nèi)部動機是相對穩(wěn)定的，而自我效能感可以受到服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)。未來領(lǐng)導(dǎo)可以采用服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)方式促進組織創(chuàng)新氛圍通過自我效能感影響員工創(chuàng)新行為的過程，進一步促進組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的積極效應(yīng)。

(四)研究不足與展望

1. 本研究可能存在同源方差。本研究所有數(shù)據(jù)均來自同一批員工，雖然過程中采用一定的措施進行控制，同時服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)屬于團隊層面，數(shù)據(jù)處理時采用個體層面數(shù)據(jù)聚合得到團隊層面數(shù)據(jù)，但同一批員工的數(shù)據(jù)難免仍然會有同源方差問題。未來的研究應(yīng)該增加數(shù)據(jù)的多元性，以盡可能降低研究的同源方差。

2. 可能存在社會贊許效應(yīng)。本研究的員工創(chuàng)新行為采用自評進行數(shù)據(jù)采集，一方面因為創(chuàng)新行為屬于員工的個體行為，旁人很難觀察到；另一方面也因為以往研究中創(chuàng)新行為多采用員工自評進行測量[39,57,58]。但創(chuàng)新行為屬于積極性行為，采用員工自評依然可能出現(xiàn)社會贊許效應(yīng)，出現(xiàn)員工自我高估的傾向。未來的研究可以采用他評來避免社會贊許效應(yīng)。