员工职业心态对企业创新绩效影响机理的实证研究

王瑞永，王 薇

(内蒙古财经大学 工商管理学院，内蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

近年来，企业员工的心理问题日益突显，学界与实业界对此给予了高度的关注，并围绕员工职业倦怠感和组织认同感进行了大量研究，结果表明：职业倦怠感和组织认同感的确会对员工的创新行为和绩效产生显著影响。但职业心态作为企业员工的主观心理情感却并未得到应有重视，其对创新绩效的影响更是少有研究。而一项调查表明：美国企业与本土企业之间真正的差距并不在于市场分化程度和核心技术，而是员工的职业心态。基于此，有必要就员工职业心态及其对企业创新绩效的影响机理进行探究。

二、理论模型的构建与假设的提出

(一)员工职业心态对企业创新绩效的影响

员工职业心态意指员工在其职业生涯中，对所从事的职业产生主观心理情感。创新绩效作为衡量企业创新的关键指标历来受到学者们的广泛关注，已有研究主要有结果论、过程论、结果与过程综合论三种观点。主张结果论的学者Coombs将创新绩效界定为企业研发前期投入和过程学习的结果表现[1]。学者Mumford主张的过程论，认为企业创新绩效还应包括科研人员为了实现创新目标所产生的创新行为[2]。在上述两种观点的基础上，我国学者韩毅提出过程与结果综合论，将员工创新绩效界定为员工的创新意愿、创新行动、创新建议和创新成果以及创新思维的传播。

尽管还鲜有以员工职业心态作为自变量来直接研究其对企业创新绩效的影响，但自梅奥在霍桑实验的基础上提出工人是社会人，生产效率的高低主要取决于人的工作态度以来，人们逐渐意识到态度、士气、人际关系等因素与工作绩效之间存在的密切关系。创新绩效作为企业整体绩效的重要组成部分，自然受员工职业心态的影响。因此，员工是否热爱自己所从事的职业，势必会影响到其在工作中创新的意愿、创新的有效性，进而影响创新绩效。由此提出假设1：

H1：员工职业心态对企业创新绩效有正向影响。

(二)影响机理与创新行为的中介作用

员工职业心态虽是企业创新绩效的影响因素，但作为心理状态和主观感受的员工职业心态，并不能直接产生创新绩效。其作用是通过一定的机理来达成的。目前已有的研究在一定程度上证实了员工积极心理因素会对创新绩效产生正向的影响。魏荣的研究证明员工参与创新活动并取得创新成果的根源在于心理内部动机，外部影响因素只有在转化为内在意愿后才能对员工创新行为和创新绩效产生促进或抑制作用[3]。由此可见，在员工职业心态对企业创新绩效的影响机理中，创新行为起着至关重要的中介作用。据此提出假设2：

H2：创新行为在员工职业心态对企业创新绩效的影响机理中起中介作用。

(三)员工职业心态的维度分析与界定

员工职业心态的维度分析是在借鉴马广海四维结构范式的基础上，作了一定的调整[4]。最终选取职业情感、职业认知、职业行为倾向三个维度来衡量员工的职业心态。职业情感是指：伴随着员工职业生涯的不断发展，人们会对所从事的职业产生较为稳定和持久的感情。职业认知是个体对职业世界的认知。职业行为倾向是指在职业领域的人际交往中，人们将自己的人格特征、态度和其它心理特征展现出来的连续性状态。基于以上分析，提出文章的理论模型如图1所示，并相应提出如下的假设：

图1 员工职业心态对企业创新绩效影响的细化机理模型

H1a：员工的职业情感对企业创新绩效有正向影响。

H1b：员工的职业认知对企业创新绩效有正向影响。

H1c：员工的职业行为倾向对企业创新绩效有正向影响。

(四)员工职业心态对创新行为的影响

虽然有关职业心态和创新行为之间的关系目前学术界文献较少，但众多国内外学者都验证了主观心理因素和创新行为之间的关系。汪国银、张文静等人基于自我认知视角证实了工作激情对员工创造力有显著的正向影响[5，9]。国外学者Asad和Khan以银行和企业的职工为调研对象，探究员工工作倦怠和创新行为之间的关系。上述研究都证实了员工的主观感受对员工创新活动有着不同程度的影响。而职业心态就是员工在职业生涯过程中形成的一种主观感受，自然也会在一定程度上影响创新行为的产生。由此提出如下假设：

H3：员工职业心态对创新行为有正向影响。

(五)员工创新行为对企业创新绩效的影响

基于管理学的视角，绩效是企业期望的产出结果。创新行为是一种通过对已有方法的改进或找到一种全新的方式来更高效地实现组织既定任务的行为方式。学者们通过大量的实证研究证明了创新行为和创新绩效之间的关系。Gilson在研究中发现：创新行为会提升工作绩效[6]，不同的创新行为会对绩效产生不同程度的影响。由此提出如下假设：

H4：员工创新行为对企业创新绩效有正向影响。

三、研究设计

(一)变量的测度

1.自变量

目前，对自变量——职业心态的测度，还没有成熟的量表。职业心态量表开发严格遵循了CHURCHILL的研究规范，按照科学的步骤与方法最终形成职业心态的测量量表。量表由22个题项组成[7]。检验的信度系数值为0.955。

2.因变量

因变量——创新绩效的测度借用姚山季和王永贵开发的成熟量表[8]，并在原量表5个题项的基础上，新增了6个题项，形成11个题项。量表的信度系数是0.904(当α >0.7时符合要求)。

3.中介变量

中介变量——创新行为的测量借鉴张振刚等人开发的量表。在原量表的基础上增加了员工与同事的互动行为，最终共形成11个题项。修改后的量表信度系数为0.880，量表信度良好。

4.控制变量

由于年龄、性别、个人特征等会在不同程度上对员工职业心态产生影响，选取了员工的性别、年龄、受教育程度、工作年限和管理层级五个变量作为控制变量。

(二)正式调研

通过对问卷进行项目分析、因素分析和信效度分析后形成正式问卷。调研对象是企业不同层级的员工。研究选用问卷的样本服务进行调研。经过多轮发放。结果显示：从性别来看，男士占总人数的41.6%，女士占总人数的58.4%；从学历上看，专科及以下占10.1%，本科占65.9%，硕士及以上占24%；从年龄段上看，25岁以下占30.3%，25-30岁占9.5%，30-35岁占38.8%，35-40岁占10.4%，40岁以上占11.0%；从工作年限上看，3个月以下占2.2%，3个月-1年占5.7%，1年-3年占13.2%，3年及以上占78.9%；从管理层级上看，高层管理人员占5.4%，中层管理人员占21.8%，基层管理人员占36.0%，普通员工占36.9%。

四、假设检验

(一)同源方差检验

文章选用的量表方法获取数据容易产生共同方法偏差。为了对量表可能存在的同源偏差进行控制，在问卷的设计上采用了问卷随机编排和匿名调查等方式。此外，还需作Harman单因子检验。结果显示，符合要求(即特征值大于1)的因子有10个，第一个因素解释的累计变异量为27.729%，比标准限定的累积变异量40%低，说明本量表设计的共同方法偏差问题不明显。

(二)变量相关分析检验与探求

描述性统计结果(见表1)。从相关系数来看，职业心态与创新行为及创新绩效均呈显著正相关，相关系数分别为0.421和0.433。从职业心态各维度的相关系数来看，职业情感与创新行为及创新绩效均呈显著正相关，相关系数分别为0.349和0.355。职业认知与创新行为及创新绩效均呈显著正相关，相关系数分别为0.359和0.288。职业行为倾向与创新行为及创新绩效均呈显著正相关，相关系数分别为0.431和0.397。结果显示职业心态的三个维度均和创新行为及创新绩效存在相关关系。创新行为与创新绩效的相关系数为0.541，表明创新行为与创新绩效确实显著相关。

表1 测量变量的描述性统计结果(N=317)

(三)中介效应检验

选择AMOS21.0对创新行为的中介效应进行验证。结果如表2所示。采用Bootstrap方法对职业心态与创新绩效之间关系的中介效应进行检验，结果显示：职业心态对创新绩效总效应Z值为7.830，Z值>1.96，Bootstrap的bias-corrected95%置信区间和percentile 95%置信区间的上下限分别介于(0.753，1.233)和(0.755，1.235)均不包含0，这表明创新行为的中介效应显著；职业心态对创新绩效的间接效应的Z值为3.260，Z值>1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信区间和percentile 95%置信区间的上、下限分别介于(0.305，1.093)和(0.312，1.100)均不包含0，这表明创新行为的间接效应显著；职业心态对创新绩效的直接效应的Z值为1.490，Z值<1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信区间和percentile 95%置信区间的上、下限分别介于(-0.750，0.783)和(-0.112，0.746)均包含0，这说明直接效应不存在。这表示创新行为在职业心态对创新绩效的影响中发挥了中介作用，职业心态只有通过创新行为这个中介变量，转化为创新行为后才能对企业创新绩效起到显著的影响，基于以上分析，H2得到验证。

表2 创新行为的结构方程模型Bootstrap中介效应检验结果(职业心态)

除了检验创新行为在职业心态和创新绩效之间的关系外，还采用Bootstrap方法对职业心态的三个子维度(职业情感、职业认知、职业行为倾向)与创新绩效之间关系的中介效应进行检验。结果显示：职业情感对创新绩效总效应的Z值为4.838，Z值>1.96，Bootstrap的bias-corrected95%置信区间和percentile 95%置信区间的上下限分别介于(0.522，1.182)和(0.540，1.234)均不包含0，这表明创新行为的中介效应显著；职业心态对创新绩效的间接效应的Z值为2.411，Z值>1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信区间和percentile 95%置信区间的上、下限分别介于(0.146，0.825)和(0.109，0.768)均不包含0，这表明创新行为的间接效应显著；职业心态对创新绩效的直接效应的Z值为1.659，Z值<1.96，bootstrap的bias-corrected95%置信区间和percentile 95%置信区间的上、下限分别介于(-0.141，0.844)和(-0.580，0.908)均包含0，这说明直接效应不存在，即H1a未得到验证。这表示职业情感无法直接对创新绩效产生作用，而只有通过创新行为这个中介变量，转化为创新行为后才能对企业创新绩效起到显著的影响。职业心态的另外两个子维度(职业认知和职业行为倾向)的结果均证明职业认知(职业行为倾向)的直接效应不存在，即H1b和H1c未得到验证。这表示职业认知和职业行为倾向这两个子维度均无法直接影响创新绩效，均需通过创新行为这个中介变量才能对创新绩效产生作用。

五、结论与建议

(一)研究结论

文章以中国本土企业员工作为调研对象，运用实证研究来验证员工职业心态及其维度对创新绩效产生的影响，深化了对员工职业心态的纵向研究，对社会心态的相关理论也进行了一定的扩充。

研究揭示了员工职业心态对创新绩效的影响及具体的影响机理，阐明了职业心态是通过创新行为的中介作用影响创新绩效，提出并实证验证：职业心态对创新绩效具有显著正向预测作用，创新行为在职业心态与创新绩效之间起完全中介作用，职业情感、职业认知和职业行为倾向对创新绩效具有显著正向预测作用的一系列假设。

(二)建议

研究结论对企业管理者正确认识、有效培育员工的职业心态和提高创新效果提供借鉴。

1.创新是企业不竭的动力，是企业在激烈竞争中取胜，实现持续健康发展的第一动力。管理者应深化员工职业心态对企业创新影响的认识，把握影响的机理，提高企业的创新绩效。

2.企业管理者在日常工作中不仅要高度重视员工职业心态的变化，采取切实可行的措施对员工的职业心态进行引导和培育，激发员工形成良好的职业心态；更要有将员工良好的职业心态转化为自发创新行为的能力，只有这样才会真正产生创新绩效。

3.企业在员工的招、选、用等各环节除了对员工的专业知识、能力等进行考察外，还要重视员工心理状态的考量，为员工塑造积极的职业心态提供良好的文化和制度环境，尽量避免员工因消极的职业心态对企业绩效造成的不良影响。