張柏楠,徐世勇
(中國(guó)人民大學(xué) 勞動(dòng)人事學(xué)院,北京 100872)
在快速變化與充滿競(jìng)爭(zhēng)的商業(yè)環(huán)境中,員工持續(xù)且不間斷的創(chuàng)新行為是保證企業(yè)維持自身競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)鍵,當(dāng)員工創(chuàng)造性思維與建議能夠促進(jìn)組織績(jī)效增長(zhǎng)時(shí),這些創(chuàng)造性思維的產(chǎn)生與實(shí)施過程成為企業(yè)獲取持續(xù)性發(fā)展和核心競(jìng)爭(zhēng)力的獨(dú)特動(dòng)力來源[1]。在諸多影響企業(yè)組織員工創(chuàng)造力與創(chuàng)新行為的因素中,有效的人力資源實(shí)踐活動(dòng)作為一種影響員工工作表現(xiàn)的組織情境因素,能夠顯著提升員工創(chuàng)造力并促進(jìn)員工創(chuàng)新行為[1, 2]。雖然組織人力資源系統(tǒng)是影響員工績(jī)效行為的重要因素[3],但其對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響尚未得到充分探討[4],需要更多研究加以關(guān)注[5]。
社會(huì)交換理論是研究組織人力資源系統(tǒng)影響員工績(jī)效行為的一種普遍視角[6],而高參與人力資源實(shí)踐作為一種以調(diào)動(dòng)員工主動(dòng)參與工作為核心并重點(diǎn)關(guān)注員工成長(zhǎng)與發(fā)展的人力資源實(shí)踐系統(tǒng)[7, 8],其已經(jīng)被證明能夠通過激發(fā)員工回饋組織的意愿正向預(yù)測(cè)員工創(chuàng)新行為。對(duì)組織而言,這種人力資源實(shí)踐系統(tǒng)能夠使員工感受到組織支持與愛護(hù),并通過提升員工工作參與度與歸屬感激發(fā)員工創(chuàng)造力以回報(bào)組織[9]。在社會(huì)交換機(jī)制理論視角下,員工工作表現(xiàn)是出于對(duì)人力資源實(shí)踐系統(tǒng)給予員工優(yōu)良對(duì)待的一種回報(bào),它基于員工對(duì)組織的義務(wù)與承諾[3, 10]。還有研究基于自我決定理論[11],發(fā)現(xiàn)組織層面高參與人力資源實(shí)踐能夠滿足員工自我決定的基本心理需求,進(jìn)而通過提升員工內(nèi)部動(dòng)機(jī)正向影響其創(chuàng)造力水平[4]。然而,社會(huì)交換視角下員工創(chuàng)新行為仍然是員工針對(duì)組織管理措施的被動(dòng)反應(yīng),無法體現(xiàn)組織人力資源系統(tǒng)對(duì)員工創(chuàng)新行為選擇的主動(dòng)激發(fā)與良好培育,而單純從員工內(nèi)部動(dòng)機(jī)這一視角無法體現(xiàn)員工在組織人力資源實(shí)踐影響下進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)能否獲得持續(xù)成長(zhǎng)和活力?;诟邊⑴c人力資源實(shí)踐系統(tǒng)關(guān)注個(gè)體發(fā)展的理論內(nèi)涵,探究這一實(shí)踐系統(tǒng)對(duì)員工學(xué)習(xí)成長(zhǎng)發(fā)展的積極影響,以及對(duì)員工創(chuàng)新行為“從被要求做到主動(dòng)去做”的積極影響,能夠加深這一實(shí)踐系統(tǒng)對(duì)員工心理狀態(tài)與工作行為影響機(jī)制的理論認(rèn)識(shí),并為企業(yè)有效提升員工活力與成長(zhǎng)水平提供有效管理方法。
員工創(chuàng)新行為是指工作中產(chǎn)生創(chuàng)造性、新穎性想法以及將這些想法成功付諸實(shí)踐的過程[12]。以往研究表明,個(gè)體活力與毅力[13, 14]、積極情緒及情感狀態(tài)[15]以及學(xué)習(xí)與認(rèn)知能力[2, 13]是影響員工創(chuàng)新水平的個(gè)體層面因素,本研究引入工作繁榮這一概念,并檢驗(yàn)其作為高參與人力資源實(shí)踐促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的中介機(jī)制。根據(jù)Spreitzer等[16]的定義,工作繁榮是指?jìng)€(gè)體在工作中體驗(yàn)到的活力與學(xué)習(xí)成長(zhǎng)的心理狀態(tài)。其中,活力指?jìng)€(gè)體擁有力量與生機(jī)的積極感受,而學(xué)習(xí)指?jìng)€(gè)體感受到的能夠獲得并運(yùn)用知識(shí)的能力?;谧晕覜Q定理論的員工工作成長(zhǎng)綜合模型[17],組織情境因素諸如決策自主權(quán)、信息共享、互信與尊重及有效反饋能夠滿足員工自我決定的3種基本心理需求,進(jìn)而正向提升員工工作繁榮水平,并激發(fā)員工進(jìn)一步從事創(chuàng)新與探索性活動(dòng)的意愿,以保持并強(qiáng)化自身工作繁榮狀態(tài)。因此,本研究基于員工工作成長(zhǎng)綜合模型視角,探究高參與人力資源實(shí)踐能否通過促進(jìn)員工工作繁榮水平實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)新行為。
此外,由于員工工作成長(zhǎng)綜合模型沒有明確指明在組織情境因素促進(jìn)員工工作繁榮過程中是否存在邊界條件,因此為探究這一過程可能存在的邊界條件,本研究引入個(gè)體與團(tuán)隊(duì)激勵(lì)綜合理論模型[18],探究員工所在部門或團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格,對(duì)員工個(gè)體感知的人力資源政策與其個(gè)人動(dòng)機(jī)狀態(tài)間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。由于工作繁榮可以被理解為一種動(dòng)機(jī)狀態(tài)[19],本研究探究謙卑型領(lǐng)導(dǎo)[20- 21]作為一種能夠促進(jìn)員工學(xué)習(xí)成長(zhǎng)的積極領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格,能否調(diào)節(jié)高參與人力資源實(shí)踐通過工作繁榮促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的過程。因個(gè)體層面員工感知能夠有效預(yù)測(cè)其對(duì)不同員工心理狀態(tài)與工作動(dòng)機(jī)水平的影響[3],本文借鑒以往研究[22],從員工個(gè)體感知角度研究高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工工作繁榮及創(chuàng)新行為的影響。
高參與人力資源實(shí)踐重點(diǎn)關(guān)注如何調(diào)動(dòng)員工工作積極性[7],通過激發(fā)員工工作熱情、工作活力與創(chuàng)造力提升員工工作能力與本領(lǐng)[23]。高參與人力資源實(shí)踐理論架構(gòu)最初由Lawler[8]提出,后續(xù)學(xué)者以此為基礎(chǔ)提出一個(gè)多維度整合的高參與人力資源管理實(shí)踐理論架構(gòu),包括充分授權(quán)、能力發(fā)展、信息共享、贊賞認(rèn)同和回報(bào)公平等5項(xiàng)與員工工作態(tài)度、工作表現(xiàn)緊密相關(guān)的人力資源管理實(shí)踐活動(dòng)[24]。
(1)充分授權(quán)是指組織給予員工在日常工作中自主安排與規(guī)劃工作內(nèi)容以及進(jìn)行自主決策的權(quán)限,員工在組織充分授權(quán)管理模式下,能夠獲得較高的工作自主性并感知到組織支持與信任[9]。工作自主性是對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響的工作特征要素,能夠有效增強(qiáng)員工創(chuàng)新內(nèi)部動(dòng)機(jī)[12],改善員工創(chuàng)造性安排工作任務(wù)的方式方法[25],提高員工思考與解決問題的能力[26]。組織實(shí)施能力發(fā)展實(shí)踐活動(dòng)包含知識(shí)技能培訓(xùn)、輪崗及工作輔導(dǎo)等多個(gè)模塊[24]。通過技能與知識(shí)培訓(xùn)及工作輪崗,員工知識(shí)寬度與廣度得到提升,有助于其創(chuàng)造力發(fā)揮以解決新工作問題[27]。能力發(fā)展活動(dòng)還能夠促使員工獲得有利于創(chuàng)造性發(fā)揮的工作技能,增強(qiáng)員工認(rèn)知能力,因而有助于員工在面對(duì)復(fù)雜問題時(shí)產(chǎn)生創(chuàng)造性解決方法[28],而員工在培訓(xùn)與學(xué)習(xí)過程中獲得的與組織戰(zhàn)略、人際關(guān)系相關(guān)的知識(shí)和信息能夠促進(jìn)員工創(chuàng)新思想的產(chǎn)生[1]。信息共享實(shí)踐活動(dòng)能夠使員工獲得與工作相關(guān)的各種信息,而信息是對(duì)創(chuàng)新有重要影響的一種資源。有效的信息共享實(shí)踐活動(dòng)能夠促使組織具備開放的管理氛圍,員工因而可以獲得不同來源知識(shí)并迸發(fā)新思想火花,這為創(chuàng)新活動(dòng)有效開展提供了有力支持[29],并為員工有效判斷與決策提供了信息資源保障[28]。
(2)組織給予員工贊賞認(rèn)同是有效促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的組織情境因素[12-13]。贊賞認(rèn)同活動(dòng)能夠給予員工關(guān)于工作績(jī)效的建設(shè)性反饋意見,幫助員工了解如何改進(jìn)工作方法并提高創(chuàng)新水平[30],這種正面反饋還能夠提高員工學(xué)習(xí)與發(fā)展意識(shí),激勵(lì)員工實(shí)現(xiàn)更高水平的創(chuàng)新[31]。公平回報(bào)是指組織在薪酬水平、績(jī)效評(píng)估及職責(zé)分配等方面按照員工能力與貢獻(xiàn)公平對(duì)待員工,有助于員工感受到組織給予的支持與關(guān)愛[24]。組織按照員工能力貢獻(xiàn)給予各種形式的公平回報(bào),能夠使員工清楚了解自身能力水平,從而對(duì)員工創(chuàng)造力產(chǎn)生積極影響[2],如挑戰(zhàn)更高目標(biāo),員工創(chuàng)新性也更容易被激發(fā)[32]。
以上分析表明,高參與人力資源實(shí)踐活動(dòng)各模塊對(duì)員工創(chuàng)新行為具有積極影響,由于人力資源管理實(shí)踐不同模塊間相互影響,將各模塊視為一個(gè)互相協(xié)同的整體系統(tǒng)會(huì)對(duì)組織運(yùn)行結(jié)果產(chǎn)生更為顯著的影響[33]。因此,本研究依據(jù)員工工作成長(zhǎng)綜合模型,將高參與人力資源實(shí)踐情境因素各模塊視為一個(gè)有機(jī)整體,并作為員工個(gè)人能感受到的一種促進(jìn)員工工作行為的情境性激發(fā)因素。由此,提出以下假設(shè):
H1:高參與人力資源實(shí)踐正向影響員工創(chuàng)新行為。
自我決定理論是解釋工作繁榮產(chǎn)生的基礎(chǔ)理論機(jī)制。該理論認(rèn)為,如果個(gè)體追求自主性、勝任力以及與其他人關(guān)系的3種基本心理需求得到滿足,將有助于激發(fā)個(gè)體活力并促進(jìn)個(gè)體成長(zhǎng)[34]。以自我決定理論為基礎(chǔ)的員工工作成長(zhǎng)綜合模型指出[17],工作環(huán)境中存在的自主決策、信息共享、互信與尊重以及信息反饋等積極因素通過提升個(gè)體自我決定水平,促進(jìn)個(gè)體實(shí)現(xiàn)更高水平的工作繁榮狀態(tài),而這種狀態(tài)以高水平活力與學(xué)習(xí)能力為核心。
(1)組織實(shí)施充分授權(quán)活動(dòng)能夠給予員工較高的工作自主性,員工因而能夠自主按照個(gè)人興趣安排工作方式,他們對(duì)工作流程擁有較高控制權(quán),從而有更多選擇可以安排工作內(nèi)容與工作流程[11],在工作中享有較高的自主性與自由度而不是被嚴(yán)格控制,會(huì)成為促進(jìn)員工工作活力的強(qiáng)有力因素[35]。此外,員工在充分授權(quán)且具備充分機(jī)會(huì)參與決策的環(huán)境中開展工作,更容易學(xué)習(xí)到新知識(shí)與本領(lǐng)[36],員工會(huì)感覺到自身能力提高并更有動(dòng)力從事挑戰(zhàn)性與變革性活動(dòng)[37]。
(2)組織通過信息共享活動(dòng)能夠使員工掌握更多工作與發(fā)展所需的知識(shí)信息,員工因而具備較強(qiáng)能力解決各種問題并優(yōu)化協(xié)調(diào)自身行為,由此可以感受到更強(qiáng)的自我能力[17]。組織實(shí)施的員工能力發(fā)展實(shí)踐措施可提高員工對(duì)自我能力水平的積極感知[6],員工培訓(xùn)還能夠促進(jìn)員工發(fā)展與成長(zhǎng)[38]并提高員工學(xué)習(xí)能力[39-40]。
(3)組織對(duì)員工的贊賞認(rèn)同是一種員工能夠覺察出的來自組織關(guān)于其工作質(zhì)量與工作成就的非物質(zhì)性獎(jiǎng)勵(lì)[7],員工通過組織贊賞認(rèn)同也能夠感知到來自組織的關(guān)心與重視[24]。由于贊賞認(rèn)同可以使員工體驗(yàn)到組織給予的尊重,員工會(huì)認(rèn)為自己更有工作能力應(yīng)對(duì)環(huán)境不確定性[37],同時(shí)對(duì)自身學(xué)習(xí)新知識(shí)及嘗試新工作方法有更強(qiáng)的自信心與效能感[41]。贊賞認(rèn)同與尊重還能夠增強(qiáng)員工對(duì)組織的歸屬感,員工因而會(huì)產(chǎn)生更加積極的情緒狀態(tài)并提升思維與認(rèn)知能力[15],從而增強(qiáng)自身學(xué)習(xí)能力[17]。
(4)組織贊賞認(rèn)同與公平回報(bào)實(shí)踐活動(dòng)都提倡對(duì)員工工作績(jī)效的積極反饋與公平合理評(píng)價(jià)[24],而有效反饋是促進(jìn)個(gè)體自我決定的顯著因素,能夠正向強(qiáng)化個(gè)體對(duì)自我能力的肯定[17]。積極且客觀的工作評(píng)價(jià)及反饋有助于員工有效評(píng)估自身工作表現(xiàn)與能力水平,清楚自身不足及未來努力目標(biāo),從而激勵(lì)員工調(diào)動(dòng)自身優(yōu)勢(shì)及資源進(jìn)一步學(xué)習(xí)改進(jìn)[42]。
因此,根據(jù)員工工作成長(zhǎng)綜合模型,組織高參與人力資源實(shí)踐作為一種組織情境因素,通過提升員工自我決定狀態(tài)促進(jìn)其工作繁榮水平提升。且根據(jù)該模型,工作繁榮還能夠顯著促進(jìn)員工工作績(jī)效水平提升,提高員工工作主動(dòng)性與學(xué)習(xí)意識(shí)[19],并激發(fā)員工在自身正常工作任務(wù)范疇以外的領(lǐng)域?qū)ふ屹Y源以更好地完成工作任務(wù)[16]。此外,相關(guān)研究表明,工作繁榮能夠在多個(gè)方面促進(jìn)員工創(chuàng)造力與創(chuàng)新行為[14]。①當(dāng)員工體驗(yàn)到較高水平的工作繁榮時(shí),他們會(huì)產(chǎn)生保持并增強(qiáng)這種繁榮狀態(tài)的動(dòng)機(jī)[16],而進(jìn)行創(chuàng)新與探索性活動(dòng)是保持可持續(xù)性工作繁榮的重要途徑,因而員工會(huì)尋求新知識(shí),思索創(chuàng)造性觀點(diǎn)并嘗試創(chuàng)新性工作[43];②個(gè)體從工作繁榮中體會(huì)到的活力與能量能夠帶給個(gè)體更加積極的情緒狀態(tài)[44],這種積極情緒狀態(tài)作為一種有效的情感資源[37],能夠促進(jìn)個(gè)體認(rèn)知活動(dòng)變化并改變個(gè)體行為習(xí)慣,通過拓展個(gè)體思維空間與行為方式促使個(gè)體產(chǎn)生創(chuàng)新思維和創(chuàng)造力[12, 15]。工作繁榮促使個(gè)體產(chǎn)生自我勝任感知,隨之激發(fā)員工應(yīng)對(duì)挫折的能力,并更有激情挑戰(zhàn)那些抵制創(chuàng)新與改變現(xiàn)狀的力量[45]。工作繁榮賦予員工較高的學(xué)習(xí)能力,促使個(gè)體具備更加全面的知識(shí)技能并增加工作與創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)[2, 13],這些知識(shí)經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蛟鲞M(jìn)個(gè)體對(duì)工作技術(shù)與流程層面的認(rèn)識(shí),從而為創(chuàng)新性工作活動(dòng)提供必要的知識(shí)與技能儲(chǔ)備。
總之,在員工工作成長(zhǎng)綜合模型理論框架下,員工在組織中體驗(yàn)到的高參與人力資源實(shí)踐通過滿足員工基本心理需求提升員工工作繁榮狀態(tài),進(jìn)一步提升其實(shí)施創(chuàng)新行為的能力與信心。因此,本文提出以下假設(shè):
H2:工作繁榮在高參與人力資源實(shí)踐影響員工創(chuàng)新行為過程中發(fā)揮中介作用。
員工工作成長(zhǎng)綜合模型沒有明確指出組織情境因素影響員工工作繁榮的邊界條件,本研究引入個(gè)體與團(tuán)隊(duì)激勵(lì)綜合理論模型[18]探究這一問題。依據(jù)該理論模型,員工所在部門或團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是一種重要的周邊氛圍因素,其能夠發(fā)揮“情境可供性”功能[46],與員工在組織中的工作體驗(yàn)產(chǎn)生交互作用,進(jìn)而影響員工工作動(dòng)機(jī)。由于員工實(shí)際體驗(yàn)感知的組織人力資源實(shí)踐政策是一種重要的工作體驗(yàn)[47],該模型強(qiáng)調(diào)只有在員工所處部門領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工個(gè)體經(jīng)歷的工作體驗(yàn)相匹配時(shí),員工工作狀態(tài)才能被有效激發(fā)。因此,即使組織整體能夠有效實(shí)施高參與人力資源實(shí)踐活動(dòng)并影響員工工作繁榮[19],員工所在部門領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格差異性也會(huì)影響高參與人力資源實(shí)踐正向促進(jìn)員工工作繁榮的效果。如果部門領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出的風(fēng)格與員工個(gè)體體驗(yàn)的組織高參與人力資源實(shí)踐相沖突,組織高參與人力資源實(shí)踐對(duì)工作繁榮的正向影響就會(huì)被削弱。
本研究認(rèn)為,員工所在部門領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出的高水平謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格能夠與員工體驗(yàn)的高參與人力資源實(shí)踐相匹配,進(jìn)一步增強(qiáng)高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工工作繁榮的正向影響。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)在社會(huì)人際交往過程中所具備的品質(zhì)行為,能使其正確認(rèn)清自身缺點(diǎn)與不足,并在部門內(nèi)部營(yíng)造一種強(qiáng)調(diào)溝通、自我反思及鼓勵(lì)反饋的開放氣氛[21],這種開放氣氛能夠降低領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威性與控制性并表達(dá)出自身對(duì)新知識(shí)和觀點(diǎn)的渴望,提高下屬工作自主性并營(yíng)造自主溝通、相互交流學(xué)習(xí)的工作氛圍,同時(shí)激勵(lì)下屬通過不斷學(xué)習(xí)實(shí)現(xiàn)成長(zhǎng)與發(fā)展[20]。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)不僅善于贊賞與認(rèn)同下屬的工作貢獻(xiàn),也會(huì)對(duì)下屬能力給予充分肯定,因此能夠提高下屬對(duì)自身勝任力的評(píng)價(jià)并表達(dá)出希望下屬參與工作決策的意愿[48],使下屬獲取更多自主性及工作自主權(quán)[49]。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)所體現(xiàn)出的這些品質(zhì)能夠強(qiáng)化部門開放、交流與學(xué)習(xí)氣氛,同時(shí)為員工營(yíng)造出積極學(xué)習(xí)、互相促進(jìn)的良好風(fēng)氣。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)通過示范效應(yīng)在整個(gè)部門形成謙卑品質(zhì)與作風(fēng)[50],這種積極的部門氛圍與高參與人力資源實(shí)踐所提倡的對(duì)員工的贊賞認(rèn)同、充分授權(quán)及能力發(fā)展要求相吻合,能夠在很大程度上滿足員工基本心理需求。因此,部門謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格提供了一種有助于高參與人力資源實(shí)踐有效影響員工工作繁榮狀態(tài)的積極邊界條件。由此,本文提出以下假設(shè):
H3:部門謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為一種部門氛圍,正向調(diào)節(jié)高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工工作繁榮的影響,即當(dāng)部門謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格水平較高時(shí),高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工工作繁榮的正向影響更強(qiáng)。
通過上述分析,當(dāng)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格處于高水平時(shí),下屬感知的高參與人力資源實(shí)踐對(duì)其工作繁榮的正向影響更大,進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)新行為表現(xiàn)。本研究提出一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介假設(shè),即工作繁榮對(duì)高參與人力資源實(shí)踐和創(chuàng)新行為的中介作用取決于部門謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格水平。換言之,謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格水平越高,下屬感知到的高參與人力資源實(shí)踐對(duì)其創(chuàng)新行為的影響越大。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)具備欣賞員工能力和提倡溝通、開放與不斷學(xué)習(xí)的特點(diǎn),有助于提高員工自主性與決策水平,而體驗(yàn)到組織高參與人力資源實(shí)踐的員工,能夠滿足更高水平的心理需求,從而提升其工作繁榮狀態(tài)并促進(jìn)創(chuàng)新行為的實(shí)現(xiàn)。因此,面對(duì)高水平謙卑型領(lǐng)導(dǎo),員工工作繁榮會(huì)在更大程度上傳遞高參與人力資源實(shí)踐對(duì)創(chuàng)新行為的影響;相反,低水平謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格無法與組織高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工的積極影響形成有效匹配,甚至可能產(chǎn)生反作用。因此,員工工作繁榮狀態(tài)受到組織高參與人力資源實(shí)踐的正向影響有限,進(jìn)而不利于創(chuàng)新行為的實(shí)現(xiàn)。由此,本文提出以下假設(shè):
H4:謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格調(diào)節(jié)高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工工作繁榮與創(chuàng)新行為間關(guān)系的中介作用。具體而言,當(dāng)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格水平較高時(shí),這一中介作用的效果更強(qiáng),反之更弱。
綜上所述,本研究構(gòu)建理論模型,如圖1所示。
圖1 理論模型
根據(jù)以往學(xué)者建議[40],本研究從員工個(gè)體感知角度探討高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工的影響,從而體現(xiàn)出不同員工工作體驗(yàn)對(duì)個(gè)體心理態(tài)度及行為的影響。同時(shí),本研究設(shè)計(jì)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為部門層面變量,采取員工及部門嵌套數(shù)據(jù)并采用跨層調(diào)節(jié)方式進(jìn)行驗(yàn)證。為避免數(shù)據(jù)同源性問題,本文采用領(lǐng)導(dǎo)與員工配對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。
本研究樣本聚焦于技術(shù)密集型科技創(chuàng)新企業(yè),并在不同行業(yè)科技創(chuàng)新型企業(yè)中收集樣本數(shù)據(jù)。最終,在山東與上海兩地共4家企業(yè)進(jìn)行樣本數(shù)據(jù)收集,涉及IT技術(shù)互聯(lián)網(wǎng)營(yíng)銷、航運(yùn)物流設(shè)備、金融保險(xiǎn)與建筑設(shè)計(jì)等行業(yè)。在獲得調(diào)查企業(yè)各相關(guān)部門領(lǐng)導(dǎo)與下屬員工名單后,根據(jù)事前設(shè)計(jì)好的個(gè)人信息編號(hào)進(jìn)行配對(duì),所有參與調(diào)查的員工均采取自愿原則。在問卷發(fā)放過程中,均采用紙質(zhì)版問卷,首先在時(shí)間點(diǎn)一向各部門員工發(fā)放問卷,員工填寫完后當(dāng)場(chǎng)回收并密封保存。時(shí)間點(diǎn)二設(shè)定為員工問卷收集后的第四周,采用同樣方式向員工所在部門領(lǐng)導(dǎo)發(fā)放問卷。
員工問卷包含員工基本信息、高參與人力資源實(shí)踐、謙卑型領(lǐng)導(dǎo)及工作繁榮測(cè)量量表。部門領(lǐng)導(dǎo)問卷包含領(lǐng)導(dǎo)、團(tuán)隊(duì)基本信息及下屬員工創(chuàng)新行為測(cè)量量表,各部門確定參與調(diào)研的員工數(shù)為3~8人。兩輪數(shù)據(jù)收集共回收97份領(lǐng)導(dǎo)問卷及461份下屬問卷, 剔除無法配對(duì)、空白較多及有效成員低于3人的部門后,最終獲得92個(gè)部門領(lǐng)導(dǎo)問卷(有效回收率為94.84%)和402份配對(duì)成功的部門員工問卷(有效回收率為87.21%),平均每個(gè)部門有4.37個(gè)下屬,該樣本在部門和個(gè)體兩個(gè)層面的樣本容量符合以往類似研究使用的樣本容量規(guī)模[51]。后續(xù)數(shù)據(jù)分析均基于這些數(shù)據(jù)展開。其中:①在領(lǐng)導(dǎo)樣本中,男性45人,女性47人,分別占48.9%和51.1%。年齡方面,平均年齡36.97歲,30歲及以下領(lǐng)導(dǎo)9人,占9.8%;31~40歲61人,占66.30%;40歲以上22人,占23.91%。大專及以下學(xué)歷領(lǐng)導(dǎo)17人,占18.5%;本科學(xué)歷者60人,占65.2%;研究生及以上學(xué)歷者15人,占16.3%;②在員工樣本中,男性居多,共278人,占69.2%;女性124人,占30.8%。員工平均年齡31.34歲,30歲以下175人,占43.5%,30~40歲198人,占49.3%;40歲以上29人,占7.2%。其中,75.6%的員工擁有本科及以上學(xué)歷。在當(dāng)前單位工作時(shí)間不足5年的員工265人,占65.9%;其他員工在當(dāng)前工作時(shí)間均達(dá)到或超過5年。
本研究所有量表都采用李克特五點(diǎn)量表進(jìn)行測(cè)量,從“1=非常不同意”到“5=非常同意”。
(1)高參與人力資源實(shí)踐:該變量測(cè)量采用Yang[7]整理編制的13題項(xiàng)量表,該量表由充分授權(quán)、贊賞認(rèn)同及能力發(fā)展等5個(gè)維度組成,中文版量表已經(jīng)在國(guó)內(nèi)情境下運(yùn)用并被證實(shí)具有良好的信效度和預(yù)測(cè)效果[40]。量表內(nèi)容包含“我的單位會(huì)用不同方式切實(shí)認(rèn)可我的努力”及“我們能經(jīng)常得到關(guān)于企業(yè)盈利或虧損的信息”等題項(xiàng)。本研究中,該量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α為 0.92。
(2)謙卑型領(lǐng)導(dǎo):該變量采用Owens等[21]開發(fā)的9題項(xiàng)量表。該量表中文版已經(jīng)在國(guó)內(nèi)情境下運(yùn)用并被證實(shí)具有良好的信效度和預(yù)測(cè)效果[52]。量表包含“我的直接主管能積極尋求反饋,即使反饋是批評(píng)性的”等題項(xiàng)。本研究中,該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α為0.91。
(3)工作繁榮:該變量采用Porath等[19]開發(fā)的10題項(xiàng)工作繁榮量表。該量表中文版已經(jīng)在國(guó)內(nèi)情境下運(yùn)用并被證實(shí)具有良好的信效度和預(yù)測(cè)效果[53]。該量表分為學(xué)習(xí)與活力兩個(gè)維度,包括“我經(jīng)常學(xué)習(xí)”“我充滿能量和精力”等題項(xiàng)。本研究中,該量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α為0.83。
(4)創(chuàng)新行為:該變量采用Scott & Bruce[54]編制的六題項(xiàng)量表。中文版量表已經(jīng)在國(guó)內(nèi)情境下運(yùn)用,并被證實(shí)具有良好的信效度和預(yù)測(cè)效果[51]。量表包含“尋求應(yīng)用新流程、技術(shù)與方法”等題項(xiàng)。本研究中,該量表內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach's α為0.92。
參照相關(guān)研究[40, 51]并結(jié)合本研究實(shí)際情況,選取員工性別、年齡、學(xué)歷與工作年限作為控制變量。
首先,本研究應(yīng)用SPSS22.0軟件檢驗(yàn)假設(shè)模型中各變量間的相關(guān)系數(shù),采用MPLUS7.4檢驗(yàn)?zāi)P椭懈髯兞繀^(qū)分效度并進(jìn)行模型驗(yàn)證。由于本研究數(shù)據(jù)屬于嵌套數(shù)據(jù),以員工創(chuàng)新行為為因變量的ANOVA分析顯示F (91, 310) = 3.80(p<0.01),說明該變量組間差異明顯。因此,本研究使用MPLUS7.4對(duì)假設(shè)H1進(jìn)行多層線性模型檢驗(yàn)。雖然本研究提出的中介模型均在個(gè)體層面,但由于為嵌套模型結(jié)構(gòu)并受到部門層面因素的影響,因此采用1-1-1跨層中介模型檢驗(yàn)方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)[55],并使用Preacher & Selig[56]設(shè)計(jì)的軟件,以蒙特卡洛模擬方法對(duì)該模型進(jìn)行驗(yàn)證。最后,跨層次調(diào)節(jié)模型也采用多層線性模型分析法進(jìn)行檢驗(yàn),并采用劉東等[57]的方法,對(duì)跨層次有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行蒙特卡洛模擬方法估計(jì)檢驗(yàn)。
本研究采用驗(yàn)證性因子分析方法檢驗(yàn)變量間的區(qū)分效度。對(duì)高參與人力資源實(shí)踐、謙卑型領(lǐng)導(dǎo)、工作繁榮及創(chuàng)新行為進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析,結(jié)果見表1。由于高參與人力資源實(shí)踐包含5個(gè)子維度,參考以往對(duì)多維度變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析的方法[58],本文將高參與人力資源實(shí)踐各子維度題項(xiàng)進(jìn)行平均值打包,從而降維至一階模型。結(jié)果顯示,4因子模型區(qū)分度較好,χ2(393)=899.649,χ2/df=2.29,RMSEA=0.057,CFI=0.922,TFI=0.913,明顯優(yōu)于其它模型,表明4因子間擁有良好的區(qū)分效度。由于本研究中除創(chuàng)新行為由領(lǐng)導(dǎo)在時(shí)間點(diǎn)二評(píng)價(jià)外,其它所有變量仍然為員工自評(píng),因此可能存在共同方法偏差問題。本研究在4因子模型的基礎(chǔ)上加入1個(gè)共同方法偏差因子,并進(jìn)行區(qū)分度檢驗(yàn)。結(jié)果表明,該模型的擬合指標(biāo)為χ2(367)=892.248,卡方指數(shù)沒有顯著減少(△χ2=7.401,△df=26,p>0.05),而χ2/df值=2.43,大于假設(shè)模型指標(biāo)值2.29,其它指標(biāo)不僅未得到改善,且部分指標(biāo)低于假設(shè)模型指標(biāo)。此分析結(jié)果表明,加入共同方法偏差因子模型沒有使假設(shè)模型的解釋效果得到顯著改善,表明共同方法偏差問題不嚴(yán)重。
表2 給出主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與變量間相關(guān)系數(shù)矩陣。結(jié)果表明,高參與人力資源實(shí)踐與工作繁榮及員工創(chuàng)新行為均顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)分別為r=0.442(p<0.01)和r=0.193(p<0.01);工作繁榮與創(chuàng)新行為也顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)分別為r=0.376(p<0.01),這些結(jié)果初步驗(yàn)證了本文理論假設(shè)。
表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果
表2 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果
將謙卑型領(lǐng)導(dǎo)由個(gè)體層面聚合到團(tuán)隊(duì)層面之前,先檢驗(yàn)必要的聚合指標(biāo)Rwg(j) 組內(nèi)一致度、ICC(1)組內(nèi)相關(guān)(1)和ICC(2)組內(nèi)相關(guān)(2),從而判斷謙卑型領(lǐng)導(dǎo)是否適合聚合到部門層面。謙卑型領(lǐng)導(dǎo)的Rwg(j)的平均數(shù)為0.973,最小值為0.74,均大于組內(nèi)一致度0.7的臨界值[59]。ICC(1) 的值為0.229,ICC(2) 的值為0.568,分別高于ICC(1)臨界值0.05和ICC(2)臨界值0.5[60]。這些結(jié)果說明,謙卑型領(lǐng)導(dǎo)具有較高的組內(nèi)一致性和組間差異。 因此,可將謙卑型領(lǐng)導(dǎo)從個(gè)體層面聚合到部門層面。
為檢驗(yàn)主效應(yīng)的顯著性,參照以往相似模型的檢驗(yàn)方式[61]進(jìn)行跨層次簡(jiǎn)單回歸分析,結(jié)果見表3。表3中模型3顯示,在控制員工個(gè)人基本信息后,高參與人力資源實(shí)踐對(duì)創(chuàng)新行為有顯著正向影響,β=0.151,p<0.01,假設(shè)H1成立。
為檢驗(yàn)中介效應(yīng),本文基于MPLUS分析工具,檢驗(yàn)受部門層面因素影響的1-1-1中介模型,并參照以往此類理論模型數(shù)據(jù)分析結(jié)果的報(bào)告輸出方式[62],以結(jié)構(gòu)模型形式展現(xiàn)該模型分析結(jié)果(見圖2)。從中可見,高參與人力資源實(shí)踐對(duì)工作繁榮影響顯著β=0.34(SE=0.045,p<0.01),工作繁榮正向影響員工創(chuàng)新行為β=0.33(SE=0.078,p<0.01)。中介模型同時(shí)顯示,主效應(yīng)不再顯著,β=0.04(SE=0.062,p>0.05)。結(jié)果表明,工作繁榮能夠中介高參與人力資源實(shí)踐對(duì)創(chuàng)新行為的正向影響。為進(jìn)一步檢驗(yàn)該中介關(guān)系的效果,采用Preacher & Selig[56]提出的蒙特卡洛中介效應(yīng)置信區(qū)間估計(jì)法估算中介效應(yīng)顯著性。 估計(jì)結(jié)果顯示,間接效應(yīng)為0.13,95%置信區(qū)間為[0.003,0.468],不包含0。分析結(jié)果表明,工作繁榮在高參與人力資源實(shí)踐與創(chuàng)新行為間發(fā)揮完全中介作用,因此假設(shè)H2成立。
表3 高參與人力資源實(shí)踐對(duì)創(chuàng)新行為的影響結(jié)果
圖2 1-1-1中介結(jié)構(gòu)模型分析結(jié)果
為檢驗(yàn)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用,根據(jù)Aguinis等[63]的跨層調(diào)節(jié)過程分析步驟,檢驗(yàn)假設(shè)H3中謙卑型領(lǐng)導(dǎo)跨層的調(diào)節(jié)效應(yīng),結(jié)果見表4。結(jié)果顯示,跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著,β=0.345(SE=0.158,p<0.05)。
為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H3,本研究檢驗(yàn)在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)高于一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差和低于一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí),高參與人力資源實(shí)踐對(duì)工作繁榮的影響效果及顯著性(見圖3)。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,當(dāng)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)水平高時(shí),高參與人力資源實(shí)踐對(duì)工作繁榮有顯著影響(β=0.45,p<0.01);與之相比,當(dāng)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)水平低時(shí),高參與人力資源實(shí)踐對(duì)工作繁榮的影響效果及顯著程度減弱(β=0.19,p<0.05)。這說明,謙卑型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)高參與人力資源實(shí)踐與工作繁榮間的關(guān)系。由此,假設(shè)H3得到支持。
表4 跨層次調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)結(jié)果
為檢驗(yàn)假設(shè)H4跨層次有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng),參考相關(guān)分析方法[57],對(duì)該效應(yīng)進(jìn)行蒙特卡洛自舉法估計(jì)。蒙特卡洛20 000次重復(fù)抽樣結(jié)果顯示,謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作繁榮在高參與人力資源實(shí)踐與創(chuàng)新行為的中介作用中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用(見表5)。在高謙卑型領(lǐng)導(dǎo)水平下,調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(β=0.176,95%CI=[0.094,0.273]);在低謙卑型領(lǐng)導(dǎo)水平下,調(diào)節(jié)效應(yīng)減弱,但仍然顯著(β=0.076,95%CI=[0.019,0.146])。同時(shí),二者差異效果顯著(β=0.100,95%CI=[0.013,0.205])。由此,假設(shè)H4得到支持。
圖3 謙卑型領(lǐng)導(dǎo)在高參與人力資源實(shí)踐與工作繁榮關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用
表5 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)對(duì)創(chuàng)新行為的檢驗(yàn)結(jié)果
在個(gè)體自我決定實(shí)現(xiàn)過程中,基本心理需求滿足能夠提升以活力與成長(zhǎng)發(fā)展能力為主要表現(xiàn)的工作繁榮狀態(tài)[35]。本文將高參與人力資源實(shí)踐與員工工作繁榮這種體現(xiàn)員工活力與學(xué)習(xí)發(fā)展能力的積極心理狀態(tài)相結(jié)合,檢驗(yàn)高參與人力資源實(shí)踐通過滿足員工基本心理需求促進(jìn)其工作繁榮并進(jìn)一步正向影響其創(chuàng)新行為的過程機(jī)制。本研究實(shí)證檢驗(yàn)員工工作成長(zhǎng)綜合模型在員工工作繁榮及創(chuàng)新行為過程中的適用性,并證明恰當(dāng)?shù)娜肆Y源實(shí)踐活動(dòng)成為這一理論模型中對(duì)工作繁榮及員工工作行為產(chǎn)生積極影響的情境因素。另外,本研究拓展了高參與人力資源實(shí)踐影響員工創(chuàng)新行為的路徑,發(fā)現(xiàn)這種人力資源實(shí)踐能夠促進(jìn)員工成長(zhǎng),員工創(chuàng)新行為不再是被動(dòng)的工作反應(yīng),而是一種依靠自身活力與意志力自發(fā)的工作表現(xiàn)。更重要的是,高參與人力資源實(shí)踐在促進(jìn)員工創(chuàng)新過程中,也同步促進(jìn)員工成長(zhǎng),提升員工活力與學(xué)習(xí)能力,從而使員工一直保持積極工作狀態(tài)。
基于個(gè)體與團(tuán)隊(duì)激勵(lì)綜合理論模型,本研究發(fā)現(xiàn)部門領(lǐng)導(dǎo)所具備的謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格在高參與人力資源實(shí)踐影響工作繁榮關(guān)系中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。這一結(jié)果為員工工作成長(zhǎng)綜合模型找到了可行的邊界條件,即員工所在部門領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等部門氛圍因素作為邊界機(jī)制,能夠進(jìn)一步增強(qiáng)或削弱人力資源實(shí)踐這一組織情境因素通過滿足員工基本心理需求促進(jìn)其工作繁榮的效果。這一發(fā)現(xiàn)豐富了對(duì)該理論模型的認(rèn)識(shí),即員工工作繁榮的形成除受直接促進(jìn)個(gè)體基本心理需求的組織情境因素影響外,其所處部門或團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格能夠發(fā)揮與組織人力資源政策影響相互匹配[11]與補(bǔ)充的作用。目前,已有文獻(xiàn)表明謙卑型領(lǐng)導(dǎo)能夠?qū)ο聦倩拘睦硇枨鬂M足產(chǎn)生直接效應(yīng)[52],而本文發(fā)現(xiàn)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為一種部門層面影響因素對(duì)組織高參與人力資源實(shí)踐效果發(fā)揮補(bǔ)充與調(diào)節(jié)作用,這也進(jìn)一步拓展了對(duì)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)角色與功能作用的認(rèn)識(shí)。
由于高績(jī)效人力資源系統(tǒng)以提高工作績(jī)效為中心,其對(duì)員工內(nèi)控動(dòng)機(jī)的強(qiáng)化可降低員工創(chuàng)新行為水平[64],因此這種人力資源系統(tǒng)對(duì)創(chuàng)新行為的正向影響存在較高的不確定性[51]。高參與人力資源實(shí)踐系統(tǒng)以員工投入與成長(zhǎng)發(fā)展為中心,不強(qiáng)調(diào)對(duì)員工績(jī)效結(jié)果的高度期望及行為控制,因此關(guān)于高參與人力資源實(shí)踐系統(tǒng)對(duì)員工工作績(jī)效影響的研究在未來應(yīng)進(jìn)一步深化。
在應(yīng)對(duì)外部環(huán)境高度不確定性與動(dòng)態(tài)變化時(shí),企業(yè)應(yīng)優(yōu)先激發(fā)員工創(chuàng)新與創(chuàng)造力[4]。本文結(jié)果表明,組織通過有效實(shí)施高參與人力資源實(shí)踐活動(dòng)所包含的授權(quán)、能力發(fā)展、信息共享、贊賞認(rèn)同和回報(bào)公平等,不僅能夠直接促進(jìn)員工創(chuàng)新行為,還能夠有效滿足員工追求自主性、勝任力以及與他人互動(dòng)合作的基本心理需求,進(jìn)而通過強(qiáng)化員工工作繁榮的積極心理狀態(tài),進(jìn)一步促進(jìn)員工創(chuàng)新水平提升。這種人力資源實(shí)踐有利于企業(yè)賦能型組織氛圍建設(shè),使員工具備更高的工作自主性,促進(jìn)個(gè)人成長(zhǎng)及自我價(jià)值發(fā)揮。
本研究同時(shí)表明,組織應(yīng)在部門領(lǐng)導(dǎo)力開發(fā)與提升方面,培養(yǎng)部門領(lǐng)導(dǎo)謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格,并積極構(gòu)建部門謙卑型工作氛圍,促使組織整體高參與人力資源實(shí)踐對(duì)員工工作繁榮狀態(tài)及創(chuàng)新水平的積極影響在部門層面得到進(jìn)一步增強(qiáng)。所以,組織應(yīng)積極構(gòu)建整體人力資源實(shí)踐層面與部門層面在人力資源管理原則、價(jià)值定位上的一致性及協(xié)調(diào)性,強(qiáng)化部門領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織高參與人力資源實(shí)踐活動(dòng)的支持。這要求員工直線領(lǐng)導(dǎo)主動(dòng)在下屬中營(yíng)造與組織人力資源實(shí)踐精神相一致的工作氛圍,從而進(jìn)一步加強(qiáng)員工對(duì)組織人力資源政策的理解與感知[38]。
本文仍存在以下局限性:①?zèng)]有完全避免同源偏差問題對(duì)研究結(jié)論的影響,雖然結(jié)果變量與其它變量相比采用跨時(shí)間點(diǎn)它評(píng)方式進(jìn)行測(cè)評(píng),但前因變量和中介變量仍在同一時(shí)間點(diǎn)由員工自評(píng),未來可采用3個(gè)時(shí)間點(diǎn)測(cè)評(píng)方式,以更好地檢驗(yàn)中介機(jī)制效果;②將員工個(gè)體層面感知的高參與人力資源實(shí)踐作為模型前因變量,將謙卑型領(lǐng)導(dǎo)作為部門層面氛圍變量,主要考察組織人力資源實(shí)踐對(duì)員工的正式和直接影響,但部門領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格在實(shí)際情況中存在跨部門差異,且是一種非正式、局限在部門內(nèi)部的情境因素。因此,將謙卑型領(lǐng)導(dǎo)作為研究前因變量、將人力資源實(shí)踐作為調(diào)節(jié)變量是未來該領(lǐng)域研究的一個(gè)重要方向。