员工职业生涯规划有益于其创新行为吗?——持续学习和自我效能的中介作用及组织氛围的调节作用

刘 镜，赵晓康，沈华礼

(1.东华大学 旭日工商管理学院，上海200051;2.河南工程学院 工商管理学院，河南 郑州451191)

1 引言

一个人职业生涯规划能力影响其职业生涯的高度和广度。员工依靠观察、判断来分析组织创新规则和目标变化，融入并借助组织平台实现个人职业发展。从组织层面来看，职业生涯管理有助于提高员工的工作满意度及组织承诺［1］。从员工层面来看，构建自我规划有助于员工分辨自身制胜优势和顶端优势，并运用制胜优势形成掌握应对紧迫工作的技能。组织创新中所形成“鲶鱼效应”吸引职业生涯发展超前的员工主动与组织创新方向靠拢［2］。因此，重视并激发员工职业生涯规划，对于提升员工与组织创新的契合度，实现二者的双赢具有重要的推动作用。

创新行为作为驱动经济发展和社会进步的重要推手，学者们不但从个人因素(工作动机、自我效能等)、团队因素(团队反思、团队信任、团队学习等)和组织因素(组织支持、组织认同、组织文化等)考察员工创新行为，还从多种因素交互作用的视角对员工创新行为机理展开研究。随着组织与创新行为研究的不断深化，学者们发现组织职业生涯管理影响军工研发人员的创新行为［3］，但这是从组织职业生涯管理视角对特定群体展开的研究。虽然部分学者们开始从自我决定理论视角开展研究，发现员工职场价值导向驱动主动创新行为，但是，其对创新行为的影响效应尚存在分歧［2］。总体来看，从自下而上的视角研究员工职业生涯规划与其创新行为关系的成果相对较少。

加之，对职业生涯的研究视角已经从传统静态的、可预测的环境向更加动态的、个人化的视角转变［4］。学者们日益关注员工自我认知行为对其创新行为机理产生的影响，已有研究发现，员工的持续学习和自我效能可能对这一机理产生影响，但是具体的作用机理尚待厘清［5］。值得注意的是，员工驱动的创新受制于特定文化情境［6］，尤其是组织氛围中的领导支持、同事协作和组织公平因素都会影响员工的心理及行为［7］。倘若忽视影响员工职业生涯规划与创新行为的情境因素，会导致我们无法准确地识别多种因素的互动机制及边界条件。综上所述，本文以计划行为理论为框架，从自我决定理论的视角，以组织氛围为情境变量，探讨员工职业生涯规划通过持续学习和自我效能的传导作用，对员工创新行为产生的影响。本研究的结论不但丰富了员工创新研究成果，还补充了员工职业生涯规划的相关理论文献，揭示了组织氛围对员工职业生涯规划驱动的员工创新行为机理所产生的影响，具有重要的理论和实践意义。

2 理论基础与研究假设

根据计划行为理论，本文将员工职业生涯规划作为其创新行为的知觉行为控制，将持续学习和自我效能作为员工创新行为的意向，将组织氛围作为员工感知到的主观规范，探讨上述四个因素对员工创新行为的作用机理。

2.1 员工职业生涯规划与创新行为

知觉行为控制既包含对个人技术、能力、情绪等内在因素的控制，又包含对外部信息、机会、障碍等因素的判断，准确的知觉行为控制可以直接预测行为发生的概率［8］。员工职业生涯规划既有组织行为也有员工行为，本文所研究的员工职业生涯规划是指员工根据个人技术、能力等因素对个人职业目标进行切实可行的自我设定，以及根据组织战略和外部环境变化对自我职业生涯目标所进行的规划和调整［5］，区别于从组织层面促进员工职业发展进而实现组织目标的管理行为［3］。职业价值追求是促使员工产生职场积极行为的重要因素［2］。一方面，以职业为导向的科技人员一般期望通过突破工作现状来获得预期的职业目标;另一方面，持职业导向的科技人员敢于挑战困难，通过设置挑战性的目标来实现自我突破，并且他们会产生更多的主动创新行为［2］。职业生涯规划不仅仅意味着员工朝着预期的生涯目标持续地付出努力，还意味着员工感知在自身职业方向变化时所做出的适时调整。研究表明，改变职业道路是一种创造双赢的解决方案，因为它既能适应员工的工作生活偏好，又能提高公司的创新能力［9］。据此，提出假设:

H1员工职业生涯规划促进其创新行为。

2.2 持续学习和自我效能的中介作用

员工职业生涯规划作为知觉行为控制可以通过持续学习这一意向因素影响员工创新行为。员工的职业成长过程是其将个人的知识、技能、社会资源等与外部环境交互连接与整合的过程［10］，他们与组织内外部人员通过共享知识来更新知识和提升能力［11］，员工源自于实践的学习成为组织创新的潜在资源［12］。不但员工的职业控制能力促使他们进行非正式学习［13］，而且以职业目标结果为导向的员工更善于通过学习来获取切实的职业利益，他们重视学习并取得更好的学习效果［14］。并且以学习目标为导向的员工更愿意从挑战中学习新技能，因而展现出更多的创新行为［12］。据此，提出假设:

H2持续学习在职业生涯规划和员工创新行为之间起到中介作用。

自我效能作为意向因素也会影响员工职业生涯规划与创新行为之间的关系。员工职业生涯规划是员工根据主、客观环境的判断而形成的自我成长规划。员工的职业成长激励其产生积极的态度［10］，积极的心态与自我效能显著正相关［15］。不但创新中的自我效能感对创新行为具有正向的促进作用［16］，而且自我效能感在员工成长工作价值观和其主动创新行为之间具有中介作用［17］。据此，提出假设:

H3自我效能在员工职业生涯规划与其创新行为之间起到中介作用。

2.3 组织氛围的调节作用

组织氛围是在特定情境下客观环境在组织内的主观规范及其表达。主观规范影响行为意图，而行为意图是行为主体对其将要开展行为的倾诉与表达［18］。

在快速变化的当代职业环境中，持续学习可能是个人职业发展的主要策略［19］，并且个人的职业管理能力受到学习与工作探索能力的影响［20］。之所以组织需要为员工提供信任、公平和支持性的工作环境，是因为员工职业成长需要平等、自由的成员关系［11］。组织文化也会影响成员的职业发展规划和对学习的参与［21］。虽然员工也有自身的发展规划，但是组织支持的信号会给他们学习的重要提示，而缺乏组织支持的员工会缺乏正式和结构化的学习活动［22］。因此，为员工提供学习和发展条件的组织氛围能够促使员工同时实现工作、个人职业生涯和组织发展三者的契合与共同成长［11］。据此，提出假设:

H4组织氛围在员工职业生涯规划和持续学习之间起到正向调节作用。

员工职业生涯规划是员工围绕个人与外部情境所设计的动态个人发展规划，是员工基于个人信心、能力所做的系列决策的集合。员工基于个人技术、才能所形成的对自身工作胜任力的认可构成了自我效能的基础［5］。优质的组织氛围能够促进成员的职业发展，而劣质的环境则起到反作用［19］。员工在职业发展中的决策能力、规划能力会影响其自我效能［23，24］，在诚恳、被接纳的氛围中，员工更容易与周围人交流个人经验及感受，从而有效达到预期目标［24］。据此，提出假设:

H5组织氛围在员工职业生涯规划和自我效能之间起到正向调节作用。

2.4 被调节的中介效应

本文提出了一个被调节的中介模型，认为员工自我效能和持续学习是连接职业生涯规划与员工创新行为的中介变量，组织氛围则是一个关键的调节变量来影响它们的作用机制。主观规范与分配公平在认同动机形成过程中，无论在个体、群体还是组织层面上都发挥着重要的正向调节作用［2］。员工职业生涯规划通过自我效能或持续学习促进员工创新行为，它们之间的作用受制于组织氛围这一情境。当组织氛围处于高水平时，员工职业生涯规划通过自我效能或持续学习影响创新行为的间接效应更为显著。据此，提出假设:

H6组织氛围正向调节持续学习在员工职业生涯规划与创新行为的中介效应。

H7组织氛围正向调节自我效能在员工职业生涯规划与创新行为的中介效应。

图1 理论模型

3 研究设计

3.1 样本和数据收集

本研究拟采用量表对职业生涯规划、员工创新行为、组织氛围、持续学习和自我效能5 个构念进行测量，量表按照李克特5 点法设计(1 代表非常不符，5 代表非常符合)。本研究聚焦于员工自下而上开展的创新行为，因此，选取中国大陆境内，医疗等多个行业内的员工作为问卷调查对象。2017年11 月～2018 年3 月，本研究运用纸质问卷调查和互联网问卷调查相结合的方式，对北京、上海、深圳、广州、郑州等多个城市的中、基层员工共发放问卷500 份，剔除无效问卷后，最终共得到383 份有效问卷，回收率为76.6%。男性占46.5%，女性占53.5%。年龄介于21 ～25 岁占35.2%，26 ～30 岁占23.5%，31 ～35 岁占15.9%，36 ～40 岁占16.4%，41 ～45 岁占6.5%，46 岁以上占2.3%。中专/高中学历占8.6%，大专学历占27.7%，本科学历占39.7%，研究生占24%。任职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 变量测量

(1)员工职业生涯规划。采用王明辉和李宗波［6］编制的量表，共包含4 个题项，Cronbach’s α值为0.804。(2)持续学习。采用刘镜等［5］在王明辉和李宗波［6］研究基础上修订而得的量表，共包含3 个题项，Cronbach’s α 值为0.768。(3)自我效能。采用Riggs 等［25］编制的量表，共包含5 个题项，Cronbach’s α 值为0.870。(4)员工创新行为。采用Scott 和Bruce［26］开发的量表，共包含6 个题项，Cronbach’s α 值为0.900。(5)组织氛围。借鉴李建军［7］开发的量表，包含组织公平、同事协作、主管支持3 个维度，共计6 个题项，Cronbach’s α 值为0.866。(6)控制变量。结合已有研究成果，本研究将性别、年龄、所处行业、岗位、学历和工作年限等作为控制变量纳入模型，以便更好地反映变量之间的关系。

4 研究结果与分析

4.1 效度检验

本研究运用Amos 24.0 软件对模型整体的拟合度进行检验。首先采用打包策略中的平衡法［27］，根据题项因子负荷的大小对各构念进行打包，被打包后的各构念均包含3 个题项。其次，构建五因子模型，并与三因子、四因子的竞争模型进行比较，结果表明，五因子模型拟合度良好(χ2/df=1.869，CFI=0.980，TLI=0.973，SRMR=0.038，RMSEA=0.048，NFI=0.958，IFI=0.980)，并明显优于其它竞争模型，表明量表结构效度较好。员工职业生涯规划、持续学习、自我效能、组织氛围、员工创新行为五个维度组合信度(CR)值分别为0.818、0.753、0.870、0.868、0.901，均大于0.6，5个构念的AVE 值均高于0.5，表明量表的聚合效度良好。5 个因子之间的相关系数介于0.270 ～0.613之间，低于0.85 的临界值，体现出量表具有良好的区分效度。考虑到其余四个潜变量均与员工创新行为显著相关，意味着它们能够较好地预测员工创新行为，问卷具有较好的效标效度。

4.2 共同方法偏差检验

本文运用多种措施以减少共同方法偏差对研究结果的影响。首先，所有的问卷采用匿名填写，并在问卷调查时调整题项的顺序。其次，采用网络发放和纸质问卷发放共同结合的方式来发放问卷。再次，采用Harman 单因子法，在不旋转因子条件下，被提取的第一个因子解释的方差为39.241%，没有超过40%的标准，表明问卷的共同方法偏差尚可接受。另外，构建单因子的结构方程模型，模型的拟合情况不理想(χ2/df=9.022，CFI=0.609，TLI=0.575，RMR=0.130，RMSEA=0.145，NFI=0.582，IFI=0.610)。综合上述分析，说明本研究的共同方法偏差不严重。

4.3 描述性统计与相关性分析结果

五个构念的Cronbach’s α 值介于0.768 ～0.895之间，表明样本数据内在一致性较好;员工职业生涯规划与自我效能(r=0.535，p ＜0.01)、持续学习(r=0.609，p ＜0.01)、员工创新行为(r=0.561，p ＜0.01)、组织氛围(r=0.372，p ＜0.01)正相关;自我效能与持续学习(r=0.565，p ＜0.01)、创新行为(r=0.613，p ＜0.01)、组织氛围(r=0.270，p ＜0.01)正相关;持续学习与员工创新行为(r=0.609，p ＜0.01)、组织氛围(r=0.307，p ＜0.01)正相关;员工创新行为与组织氛围正相关(r=0.379，p ＜0.01)，这揭示了进一步研究它们相互关系的可能。

4.4 假设检验

4.4.1 员工职业生涯规划与创新行为关系检验

本研究使用SPSS 19.0 对员工职业生涯规划与创新行为之间的关系进行检验。回归模型拟合结果通过检验(R2=0.364，F=30.663，p ＜0.001)，性别和年龄两个控制变量的回归系数分别为-0.317(p ＜0.001)和-0.098(p ＜0.001)，员工职业生涯规划对创新行为的回归系数显著(β=0.486，p ＜0.001)，表明员工职业生涯规划正向促进其创新行为，证明了假设H1。

4.4.2 中介效应检验

对员工而言，持续学习和自我效能可能是同时存在的，因此，构建包含持续学习和自我效能的双重中介模型，运用SPSS 中的Process 插件进行回归分析(见表1)。员工职业生涯规划对其创新行为影响的直接效应降为0.170(p ＜0.001)，95%置信区间为［0.086，0.253］，表明持续学习和自我效能在员工职业生涯规划与其创新行为关系之间起到部分中介作用。

员工职业生涯规划→持续学习→员工创新行为路径的间接效应为0.162(p ＜0.01)，95%置信区间为［0.096，0.243］，不包含0，表明持续学习在员工职业生涯规划和其创新行为之间起到显著的正向中介作用，验证了假设H2。员工职业生涯规划→自我效能→员工创新行为路径的间接效应为0.154(p ＜0.01)，95%置 信区 间为［0.101，0.212］，不包含0，表明自我效能在员工职业生涯规划和其创新行为之间起到显著的正向中介作用，验证了假设H3。

表1 中介作用结果分析

4.4.3 调节效应检验

本文按照温忠麟等［28］设计的调节效应程序，运用层次回归分析法对组织氛围的调节效应进行验证(见表2)。在以持续学习为因变量的模型中，根据模型4，员工职业生涯规划和组织氛围交互项与持续学习的回归系数显著(β=0.095，p ＜0.05)，表明组织氛围对员工职业生涯规划和持续学习之间的关系具有正向的调节作用，即当组织氛围越处于高水平时，员工职业生涯规划对持续学习的促进作用就越明显，验证了假设H4。调节效应图如图2 所示。

表2 层次回归分析结果

图2 组织氛围对员工职业生涯规划与持续学习关系调节效应

图3 组织氛围对员工职业生涯规划与自我效能关系调节效应

在以自我效能为因变量的模型中，在模型8中，员工职业生涯规划和组织氛围的交互项系数显著(β=0.121，p ＜0.01)，表明组织氛围对员工职业生涯规划和自我效能之间关系有显著的正向调节作用，即组织氛围越处于高水平时，员工职业生涯规划对自我效能的促进作用越明显，验证了假设H5。调节效应图如图3 所示。

4.4.4 被调节的中介效应检验

表3 持续学习在组织氛围不同水平上的中介效应

表4 自我效能在组织氛围不同水平上的中介效应

进一步运用Mplus 7.6 软件验证持续学习、自我效能在不同组织氛围水平上的中介效应。将组织氛围按照分值划分为高、低水平两组(均值加减一个标准差)。在以持续学习为中介变量的模型中，当组织氛围分别处于高和低水平时，间接中介效应分别为0.400(p ＜0.001)和0.316(p ＜0.001)，置信区间均不包含0，两组的中介效应差异系数显著(Δβ=0.085，p ＜0.05)。因此，组织氛围正向调节持续学习在员工职业生涯规划与创新行为的中介效应，证明了假设H6。

在以自我效能为中介变量的模型中，当组织氛围分别处于高和低水平时，间接中介效应分别为0.408(p ＜0.001)和0.301(p ＜0.001)，并且两组的中介效应差异系数显著(Δβ=0.107，p ＜0.05)。因此，组织氛围正向调节自我效能在员工职业生涯规划与创新行为的中介效应，证明了假设H7。

本文还借鉴Preacher 等［29］提出的Johnson-Neyman的方法，计算95%置信区间及显著域数值，并绘制被调节的中介效应图。由图4 可知，持续学习在其取值范围内(1 ～5)，员工职业生涯规划通过持续学习对员工创新的间接效应都是显著的，进一步验证了假设H6;由图5 可知，当自我效能取值小于4.775 时(5 分为满分)，员工职业生涯规划通过自我效能对员工创新的间接效应都是显著的，进一步验证了假设H7。

图4 持续学习路径被调节的中介作用

图5 自我效能路径被调节的中介作用

5 结论与讨论

5.1 结论

本文以计划行为理论为分析框架，以员工的自我认知和自我决定能力为基础，试图解释员工职业生涯驱动下员工创新行为机理，取得的研究结论如下:(1)员工职业生涯规划是员工创新行为的前因变量，它能够促进员工创新行为。(2)自我效能和持续学习在员工职业生涯规划对其创新行为影响关系中起到部分中介作用。(3)在组织公平、同事协作、主管支持的组织氛围下，持续学习和自我效能都能够在职业生涯规划与员工创新行为之间均起到中介作用。然而，在高、低不同水平的组织氛围情境下，持续学习、自我效能对员工职业生涯规划和其创新行为关系的中介作用均存在显著差异。(4)组织氛围分别正向调节员工职业生涯规划与持续学习、自我效能之间的关系。在高水平的组织氛围下，员工职业生涯规划对持续学习、自我效能的影响更加显著。

5.2 理论贡献与管理启示

本研究的理论贡献在于:(1)本研究基于计划行为理论和自我决定理论，肯定了员工职业生涯规划对其创新行为的促进作用，丰富了员工创新行为研究的前因变量。(2)剖析了以员工职业生涯规划为动因，以持续学习、自我效能为中介变量的员工创新行为作用机理。以往的研究既很少关注到员工职业生涯规划与创新行为之间的关系，也尚未考察持续学习、自我效能与员工职业生涯规划及创新行为之间的关系，本研究剖析了它们之间的作用机理，揭示了员工自下而上开展“草根创新”的可行路径。(3)考察了员工职业生涯规划对其创新行为作用的边界条件。学者们已经从自我效能和组织氛围的视角对创新行为进行研究，然而，本文不但考察了组织氛围分别与持续学习、自我效能的交互作用，还考察了组织氛围对于持续学习和自我效能中介效应的调节作用，进一步明晰了员工职业生涯规划驱动下员工创新行为的情境条件。

本文的管理启示在于:(1)组织要肯定员工的职业规划能力，鼓励员工进行职业生涯规划。员工能够在充分认识自身需求和利用外部环境信息的基础上，根据组织战略或结构变化、职业目标设置、生涯规划和生涯实施方式来调整自身的职业生涯规划。因此，员工要借助组织的“势”，而组织要借助员工的“力”来协同两者不断进步的方向。组织无需过于忌惮员工可能出现的离职问题而疏于对员工长期发展规划的关注，反而需要参与员工的职业生涯规划，建立有利于其职业发展的多元化通道，在成就员工职业发展目标的同时，实现组织的创新目标。(2)组织需要重视并允许员工自主持续学习。员工具有根据工作需求不断自主学习的能力，因此，组织一方面可以借助员工的内在学习动力，鼓励员工进行定制化的学习探索。另一方面，组织可以根据员工的需求，为员工提供跨组织、跨行业的学习、交流或培训机会，通过开阔员工的视野使其感知到个人及组织的需求，从而更加积极主动地践行“干中学”。通过不断提升员工的持续学习能力，促进员工职业生涯目标到创新行为的落地。(3)组织需要激发员工的个人自信和专业自信，进而提高其自我效能。一方面组织可以为员工提供展示才华的机会和舞台，从而培养其个人自信及展示专业技能，另一方面，组织需要为员工提供多元化的学习途径或体验式培训活动来增强其专业自信。(4)组织需要培育领导支持、员工相互协作，绩效评价合理的组织氛围。当组织营造了高水平的组织氛围，进行职业生涯规划的员工不但愿意通过多种途径持续学习相关知识或技能，还会对自身的能力或专业更有信心。另外，组织营造的良好组织氛围还是优化员工草根创新行为的土壤，能够更好地激发员工的职业生涯规划、持续学习和自我效能所带来的创新潜能。

5.3 研究局限及展望

本研究的结果依据截面数据实证检验而产生，可能无法从纵向的维度反映变量之间的因果关系，在后续研究中，拟采用实验法或纵向设计来探究变量之间的因果关系或机制。另外，本文主要以员工作为数据收集的对象，所采用的数据可能受到被调查者个人感知的影响，在后续研究中将采用配对调查方式收集问卷，以便获取更加全面的调查结果。本研究的重点在于员工个人与组织层面的互动，然而，面对快速多变的竞争环境，团队式管理或运作具有更好的柔性，因此，在后续研究中，考虑融入团队层面的影响因素，以便更加全面而准确地揭示员工创新行为的机理。