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刘平青等:家和万事兴:家庭—工作增益对员工创新行为的影响

更新时间:2022-02-28 01:14:46
作者: 刘平青 (进入专栏)   杨芳   许爽   赵莉   崔遵康  
在调研中,请员工按照家庭生活真实情况,判断每个说法的不 同意或同意程度。 条目有如“家庭能帮助我获得更多的技能,有助于我成为更好的员工”“家庭能够鼓励我在 工作时专注,有助于我成为更好的员工”等。问卷的Cronbach a系数为0.86。

   2. 心理资本

   本研究参照Luthans等[15]153-155编制的心理资本量表,共24个测量条目,分为自信、乐观、希望和韧性四个 维度。该问卷被证实可适用于中国文化情境。在调研中采用 Likert6 点量表计分,从“1-非常不同意”到“6-非常 同意”,员工根据自身实际情况,回答对题项的同意或不同意程度。 条目有如“我相信自己能分析长远的问题, 并找到解决方案”“我总能很快地从工作的挫折中恢复过来并继续前进”等。问卷的Cronbach a系数为0.86。

   3. 主管支持

   本研究参照Eisenberger㈣等编制的组织支持感量表,共6个测量条目。在问卷中,用“主管”一词替代原 始问卷中的“组织”一词,形成新的测量量表。 在调研中采用 Likert6 点量表计分,从“1-非常不同意”到“6-非常同意”,员工根据工作中实际情况,回答对题项的同意或不同意程度。条目有如“我的主管愿意尽其所能帮 助我把工作做到最好”。问卷的Cronbach a系数为0.92。

   4. 员工创新行为

   本研究中所用的员工创新行为量表采用黄致凯等[6]44-45 修订的量表,一方面这个量表被验证为适用于中 国情境,另一方面本次调研对象多来自互联网行业、培训行业的员工,该量表更适用于这类人群。 该量表包含 构想产生和构想执行两个维度,共 7 个题项。在调研中采用 Likert6 点量表计分,从“1-非常不同意”到“6-非常 同意”,团队领导根据对相应下属的了解进行评价,回答对题项的同意或不同意程度。 条目有如“他/她常常运 用创意,为顾客量身定做不同的商品组合”“他/她的工作成果是有创意的”。 问卷的 Cronbach a 系数为 0.92。

   5. 控制变量 根据以往相关的研究,在调研中本研究获取了领导和员工的相关人口统计学资料,有性别、年龄、婚龄、

   教育程度、工作单位性质、职位等作为控制变量。

   本研究采用 SPSS22.0 和 Mplus7.4 统计软件进行数据分析和处理,主要的统计分析包括:检验各变量的 均值和标准误,用以评估变量的离散程度;通过验证性因子分析,根据各类指标评估模型的区分效度和拟合 度;采用 Pearson 系数法检验各变量间的相关程度;采用单层模型验证因果关系和中介作用,采用多层次线 性模型验证调节作用[29-30];最后采用蒙特卡洛方法检验被调节的中介效应结果。

  

   三、研究结果

   (1) 验证性因子分析 本研究首先对研究中涉及到的四个关 键变量(家庭—工作增益、心理资本、主管 支持和员工创新行为) 之间的效度和变量 的测量量表参数进行验证性因素分析 (Confirmatory Factor Analysis ,CFA), 根 据 分析结果(表 1)可知,四因子模型的数据较 为吻合 # (71) =118.357,0df=1.667 <3,

  

   RMSEA=0.080 08,CFI=0.956>0.9,TLI=0.944>0.9;并且四因子模型的拟合度结果显著优于单因子模型和两 个三因子模型的拟合度,这说明各量表对变量的测量具有较好的区分效度。

  

   (2) 描述性统计结果

   通过 SPSS22.0 软件对各变量的均值、标准差和变量间相关关系的计算, 得到结果如表 2 所示, 家庭一 工作增益、心理资本、主管支持和员工创新行为等各关键变量间存在着两两之间显著的正相关关系, 其中家 庭一工作增益与员工创新行为间具有正相关关系(Y=0.324,P<0.01),家庭一工作增益与心理授权间存在着 显著正向关系(Y=0.526,p<0.01),心理授权与员工创新行为间也存在着显著正向关系(Y=0.529,P<0.01),这 为后续的假设检验奠定了基础;同时,这四个关键变量的信度分别为 0.924、0.807、0.905 和 0.915,均高于管 理学研究中通常认为合格的信度数 0.70,这表明各测量量表具有良好的内部一致性。

  

   (三)假设检验

   1.家庭—工作增益对心理资本的影响、心理资本的中介作用

   为检验家庭一工作增益对心理资本的影响(即H1),以及心理资本在家庭一工作增益与员工创新行为 间的作用(即H2),本研究拟合了一个全模型,模型结果如表3所示。家庭一工作增益对心理资本有显著的 正向作用效应(Y=0.356,P<0.05),验证了 H1,即家庭一工作增益对心理资本有显著的正向影响;同时,心理 资本对员工创新行为有显著正向地预测作用(Y=0.705,P<0.01);此外,本研究采用蒙特卡洛方法来构建间接 效应的置信区间(bootstrap" 000),结果表明家庭一工作增益通过心理资本影响员工创新行为的间接效应 是 显 著 的(间 接 效 应=0.251,置 信 区 间CI[0.036,0.466]),因而,假设2得以验证,即心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间起到中介作用。

  

   2.主管支持的调节作用

  

   本研究在检验调节作用过程中,用Mplus7.4进行全模型检验,得到结果如表4所示。主管支持对员工创新行为具有显著正向影响(γ=0.398,p<0.05),且主管支持对心理资本与员工创新行为之间有显著正向调节作用(γ=0.580,p<0.05)。此外,为更直接地展示调节作用,本研究选取主管支持在高(均值+1标准差)和低(均值-1标准差)两种取值, 分别对高主管支持和低主管支持两个情况下心里资本对员工创 新行为的影响绘制调节效应图,结果如图 2 所示。 由图2 可知,当主管支 持程度高时, 心里资本与员工创新行为的正向关系更强, 因此, 支持了 H3,即主管支持在心理资本与员工创新行为间起到调节作用,当主管支 持程度高时,心理资本与员工创新行为间的正向关系更强。


  

   3. 被调节的中介作用 

   本研究的假设为一个第二阶段被调节的中介作用 (即调节变量增强 或减弱中介作用)。 通过表 4 得知,主管支持会调节心理资本在家庭一工 作增益与员工创新行为间的中介作用。 无论在高主管支持还是低主管支 持情况下,家庭一工作增益对员工创新行为不具有显著的直接影响,而家 庭一工作增益通过心理授权这一中介变量对员工创新行为的影响在不同 程度的主观支持下有显著差异。 具体而言,对 主管支持程度取高和低两个值, 进行简单效 应的乘积, 并通过蒙特卡洛方法构建置信区 间(bootstrap" 000),结果为:当主管支持程 度高时, 心理资本在家庭一工作增益与员工 创新行为间的中介作用是显著的(间接效应= 0.280,置信区间CI[0.095,0.481]);而当主管 支持程度低时,置信区间CI[0.004,0.017],不 包括 0,即当主管支持程度低时,心理资本在 家庭一工作增益与员工创新行为间的中介作 用也显著;但主管支持程度高低差异情况下, 置信区间CI[0.002,0.011],意味着主管支持 程度高低差异时,中介效应有显著差异,该结 果表明第二阶段被调节的中介作用成立,即 H4 得以验证。

  

   四、研究结论与讨论

   (一) 研究结论

   基于内在动机理论和扩展—建构理论,本研究以上级下属配对样本数据为基础,通过有调节的中介作 用检验程序,探究了家庭—工作增益对员工创新行为的影响及作用机理。研究结果表明:家庭—工作增益显 著正向影响心理资本,心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间有中介效应,这与前人研究结果一致; 同时,本研究验证了主管支持在心理资本和员工创新行为间的调节效应,并且主管支持能对家庭—工作增 益T心理资本T员工创新行为这一中介作用起正向调节作用,即在高主管支持和相对较低主管支持下,家 庭—工作增益通过心理资本的中介对员工创新行为的影响都显著, 但高主管支持和低主管支持有差别, 相 对于较低主管支持,在高主管支持情况下,这一被调节的中介效应显著更强。

   (二) 理论贡献

   本研究的理论贡献主要表现在两个方面。 一方面目前对家庭—工作增益的研究中,主要是探讨家庭— 工作增益的影响因素(如个体特质[31-32]、动机和家庭支持[33])和从角色累积理论和资源保存理论出发探讨家 庭—工作增益的结果变量(如工作投入[34]、工作绩效[35]),而从积极情绪视角的研究不多。 本研究基于扩展— 建构理论的视角,解释了家庭—工作增益可以通过个体心理资源影响个体的情绪,并驱动个体创新行为的 产生,表明了心理资本是家庭—工作增益能够促进员工创新的心理原因;另一方面,除了心理资本外,将主 管支持纳入研究到框架中,提出一个第二阶段被调节的中介模型来探索家庭—工作增益对员工创新行为的 影响机理及其边界条件,这个结果证实了个体内在心理资源与外在工作资源的交互可以影响家庭—工作增 益对员工创新行为的作用。因而,本研究进一步深化了家庭—工作增益与员工创新行为之间的研究,完善了 员工创新行为的边界条件,扩展了创新管理等理论的研究视野。

   (三)管理实践启示

   本研究对管理实践的启示表现在以下三方面:

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本文责编:陈冬冬
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文章来源:北京理工大学学报(社会科学版) 2019年第6期
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