组织创新气氛对员工创新行为的影响过程研究——基于心理授权的中介效应分析，本文主要内容关键词为：效应论文,气氛论文,中介论文,员工论文,过程论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
多数研究表明，组织创新除了必要的物质资源和人力资源支持外，更加需要鼓励创新的气氛。组织只有在内部塑造和培育一种支持与鼓励创新的良好气氛，才能激发组织成员的内在创造动机，鼓励他们勇于实践，并最终实现系统化创新的目的。近年来，创新气氛的研究成了组织行为领域的研究热点，因为创新气氛有助于促进员工的创新行为，是创新行为的催化剂。
20世纪80年代以来，动荡的市场环境要求企业必须拥有一批主动积极、不畏风险、勇于创新和能容忍高度不确定性的员工才能在竞争中立于不败之地。加之，知识经济的到来，追求独立自主和自我价值的知识型员工充斥于各种类型的企业中，这些员工是企业创新的主要承担者，他们的创新动机在创新活动中的作用又不可忽视。这些因素对基于控制和监督的传统管理方法提出了挑战。在这种背景下，授权作为一种新型的管理方式越来越受到企业管理者的欢迎，学者们也对授权表现出了浓厚兴趣，因为授权可以促进员工的灵活性以及组织承诺，从而改进个人和组织的绩效。随着授权管理理论的发展，一部分学者认为授权的研究不应该只局限于管理人员应如何授予员工权利上，还要考虑员工对授权措施的心理体验，由此引起了学术界对心理授权的广泛兴趣，心理授权理论的研究者普遍认为，心理授权可激发员工的内在动机，心理授权是反映内在动机的一个构念。
大量研究探讨了组织创新气氛对员工创新行为的直接效应，但是这两者之间的影响机制却不得而知。Amabile认为社会情境促进与阻碍创造力的产生，主要的机制是个体的动机状态，动机在社会情境与创造性行为的关系中起到中介作用。Thomas和Velthouse认为授权干预及其工作丰富化的努力不一定导致积极的结果，必须考虑个体通过对任务进行评价的授权体验的中介作用。因此本文的目的就是探讨组织创新气氛、心理授权、员工创新行为三者之间的关系，尤其是检验心理授权在创新气氛与创新行为之间的中介效应。
二、概念界定
组织创新气氛可以从客观和主观两个角度进行定义。从客观角度进行定义，组织创新气氛是组织的特性，是能刻画组织生活的态度、感受和行为的集合，是独立于组织成员的认知与理解而存在的，是有别于组织文化的[1]。从主观角度（即认知角度）进行定义，可以采用两种方法，即认知图式法（the cognitive schema approach）和共享认知法（the shared perceptions approach）[2]。
认知图式法把组织创新气氛定义成个体关于创新性工作环境的结构性表征（constructive representations）或者认知图式（cognitive schema），反映了个体对周围工作环境的意义建构（sense－making）。例如，Amabile（1996）认为，组织创新气氛是存在于具有创造性和革新性的组织中的、创新行为产生的心理背景，是对影响创造性工作的组织内部环境的认知[3]。共享认知法把组织创新气氛定义成组织成员对组织政策、实践和程序等创新环境的共享认知，强调群体认知的一致性。例如，Isaksen等（1999）认为，组织创新气氛是存在于组织内部，能够被组织成员一致认知体验，并影响其创新行为的持久特性[4]。目前，研究者们比较青睐主观角度的定义，因为处于同样客观环境中的不同个体所反映的心理环境不一定相同，个体所感受到的心理环境是其行为产生的更重要原因[5]。
从上面的定义可以看出，研究者们普遍认为组织创新气氛是员工对组织创新环境的知觉。不过，关于知觉的内容却出现了分歧，一类研究者（如Amabile等）认为创新气氛是员工对组织环境是否支持创新的心理知觉，另一类研究者（如Isaksen等）认为创新气氛是员工对组织创新环境特征的现象知觉。这是两种截然不同的观点，两类研究者都分别开发了各自的测量工具。
关于定义方法，本文采取认知图式法对组织创新气氛进行定义。关于知觉内容，本文赞成第一类研究者的观点，即组织创新气氛的实质是人们对组织环境的创新支持程度的感知。于是，在Amabile（1996）定义的基础上，本文将组织创新气氛（简称“创新气氛”）界定为个体对组织政策、管理行为、组织流程以及其它组织环境创新支持要素产生的主观认知。
关于创新行为，Scott和Bruce（1994）认为，员工新行为由个体对问题的认知及观念形成起始，经历创新个体就其创意寻求援助，尝试建立支持者联盟，将创新想法进行实践，建立创新原型（prototype）或模型（model），最后形成商品化产品或服务的多个阶段。这是一种包含想法的产生、推动和实践的复杂过程。创新过程的特点在于它是一系列非连续活动的组合，而非离散化的顺序进程，它具有多个阶段，在不同的阶段有不同的活动和创新行为，个体可以在任意时间参与到这些行为中去[6]。
员工创新行为既不是员工被期望的角色行为，也不是员工与组织所形成的清楚的企业愿景。创新行为完全是一种员工自由决定的角色外行为，不被组织奖励系统认识到。不过，员工的创新行为有利于组织、群体甚至自己有效地完成任务[7]。在Scott和Bruce（1994）的研究基础上，本文将员工创新行为（简称“创新行为”）定义为，员工在组织相关活动中，产生、引进和应用有益的，新颖想法或事物的过程，其中包括形成或开发新的创意或技术，改变现有的管理程序以提升工作效率等。
心理授权（psychological empowerment）指员工通过对工作意义、胜任力、自主决策权、影响力等4方面的评价而形成的内在工作动机（Spreizer,1995）[8]。关于心理授权的概念有一些说明。首先，心理授权是一个内在动机结构。内在动机理论很多，但最普遍的动机理论包括Deci（1985）的认知评价理论和Hackman等（1978）的工作特征模型。Deci（1985）的认知评价理论认为，内在动机来源于个体的胜任感和自我决定感，任务的激励效果不是由任务活动的客观特征决定，而是由这些任务活动赋予人的心理意义所决定，由于任务给个体带来了选择感和胜任感，个体就会受到激励[9]。Hackman等（1978）的工作特征模型是被广泛使用的内在动机模型，该模型认为如果工作特征能给个体带来一种意义感和影响力，那么就能增加个体的内在动机[10]。心理授权补充了这些内在动机理论，因为它把认知评价理论所强调的动机因素（自我决定和能力）和工作特征理论里面强调的动机因素（意义和影响力）整合到一起，从而丰富内在动机理论。其次，心理授权不是一个稳定的、普遍的跨情境个性特征，而是在特定工作情境下形成的一系列认知，因此，个体的心理授权的程度会随着工作情境的变化而变化[11]。另外，心理授权导致一个积极的而非消极工作角色导向，这种积极导向能够使人努力向前而且感到有能力塑造工作角色和工作情境。最后，心理授权的4个维度累加起来构成心理授权的完整结构，缺少其中的一个维度，将会减少（但不会完全根除）整个授权体验水平，心理授权是一个连续变量。
经过上面的分析，本文把员工心理授权（下文简称心理授权）定义为，个体通过对工作情境四个方面（工作意义、胜任力、自我决定和影响力）的评价而形成的内在动机状态，这是一个可变的状态变量。
三、变量关系假设
下面将深入分析创新气氛、心理授权、创新行为三者之间的关系。
（一）创新气氛与创新行为的关系
组织气氛能够引导组织成员的注意力及行动朝向创新。Amabile等（2004）指出，创新气氛代表着一种个体接受到的信号，这种信号表达着组织对创新相关活动和潜在创新成果的期望信息，个体对这些信息进行解释，以阐明组织的创新期待和进行创新活动时可以利用的资源和手段。如果组织气氛显示组织是支持创新的，那这种认知解释将会进一步调动起员工创新的主观因素，从而产生激励和促进员工对创新的投入，进而为组织创新能力和创新绩效的提升产生作用和贡献[12]。
大量实证研究也证明了创新气氛对创新行为的影响。例如，Scott和Bruce（1994）曾针对美国某家科技公司的工程师、科学家以及技术人员进行研究，以领导、个人问题解决模式以及工作群体关系（Work group relations）等作为个人创新行为的前因变量，并以成员对组织创新气氛的知觉作为中间变量。研究结果表明，组织气氛中的创新支持（support for innovation）对个人创新行为有显著正向的影响[6]。Shalley等（2000）的研究显示员工若能得到主管鼓励及倾听的组织支持（organizational support），则员工在工作上会努力发挥创意且表现出较多的创新性[13]。
基于以上分析，本文提出以下假设：
H1组织创新气氛将正向影响员工创新行为。
（二）创新气氛与心理授权的关系
众多学者认为心理授权受到工作环境的直接影响。Mishra和Spreitzer（1998）指出，如果对工作环境加以改进，给员工提供机会、信息、资源、反馈等要素，可使员工觉得自己具有控制力以及影响力，从而提高员工的自觉性和问题解决的动力[14]。Thomas和Velthouse（1990）指出，组织可以通过干预措施改变环境事件本身或者改变员工解释环境事件的方式来增加员工的心理授权（增加内在工作动机），领导、工作设计、权力转让、报酬系统等都可以作为干预变量[11]。然而，关键的问题在于，到底是客观环境本身还是个体对客观环境的感知在影响心理授权呢？Thomas和Velthouse（1990）认为个体对组织情境的评价是通过对环境的解释形成的，而不是具体的客观事实。例如，资源可能是分散化的（客观现实），但是如果员工在使用资源时候感到受限制（感知事实），那么在资源供应方面就不会增加员工的授权感[11]。因此，理解个体是如何看待他们的环境就显得很重要的了，因为我们知道处于同样环境中的个体对环境的看法可能迥然不同。这些理论意味着，正是个体对工作环境的感知或评价，心理气氛，形成了授权感知。
实证研究也证明了心理气氛对心理授权的影响。Martin和Bush通过调查419名销售人员的心理气氛、心理授权、领导类型和销售绩效水平，研究发现心理气氛正向影响了销售人员的心理授权[15]。此外，Spreitzer（1996）研究发现，在强调员工贡献和主动性的参与气氛中，员工的创造性和自主性是竞争环境中成功的关键因素。反过来，随着感知的组织气氛日趋积极，那么员工更有可能感受到工作意义、胜任感、自主性和影响力[16]。这些发现表明，员工的心理气氛是形成心理授权的关键因素。由于本文所提到的组织创新气氛实质上是一种心理气氛，因此可以推断，组织创新气氛会对员工心理授权产生影响。
基于以上分析，本文提出如下假设：
H2组织创新气氛将正向影响员工的心理授权。
（三）心理授权与创新行为的关系
Block（1987）认为，心理授权可以充分激发出员工的创新热情，使员工在工作中乐于承担责任、主动、大胆，富有创造性[17]。Thomas和Velthouse（1990）等认为，心理授权和个体弹性有关，从而促进创新行为。Conger和Kanungo（1988）指出心理授权对刺激鼓励组织变革非常关键[18]。
Spreitzer（1995）指出，心理授权的员工表现出更多的创新行为，因为作为自主的个体，他们很少受到技术规则的限制，对自己的工作能力感到更自信，乐于提出变化[8]。Spreitzer（1999）也提出了心理授权能够影响员工的创新行为和向上影响行为。向上影响（Upward influence）是指企图影响处于高层次的某个人。Spreitzer认为，充分授权的员工将会积极影响他们的上级来更多支持他们的新想法[19]。
从某种意义上讲，员工创新行为是一种组织公民行为，因此我们也可以从组织公民行为的角度来讨论心理授权与创新行为的关系。当员工体验高水平的心理授权时，就会对组织产生积极的情感，并且作为回报，员工自觉地表现出组织公民行为。心理授权，作为一个内在动机，同样能够预测组织公民行为，因为心理授权增加了自我效能感，因此员工会以组织公民行为回报组织（Conger和Kanungo,1988）[18]。
基于以上分析，本文提出如下假设：
H3员工心理授权将正向影响员工创新行为。
（四）创新气氛、心理授权和创新行为的关系
关于行为的研究，管理学文献直接把环境因素与个体行为联结在一起，把中介机制当成一个黑箱。例如，Kanter（1983）认为，当感知组织结构由机械式转换为有机式时，员工倾向于更具有创新性[20]。然而，Kanter没有指出员工对变化后的环境因素的感知是通过什么机制来促进个体的创新行为。Neilson（1986）认为，改变组织中的社会结构因素不是改变个体行为的充分条件，个体的授权感才是产生那种行为的必要条件。换一句话说，中介变量（即心理授权）代表了生成机制，通过这个生成机制，自变量（即对社会结构因素的感知）能够影响因变量（即个体行为）[21]。
在创造性文献中，心理授权或者内在动机一直以来就被认为是环境与创造绩效之间的中介变量（Amabile,1988）[22]。Amabile（1997）论述了社会环境与创造性的关系，认为社会情境促进与阻碍创造性的产生，主要的机制是个体的动机状态，动机在社会情境与创造性行为的关系中起到中介作用[23]。
Carless（2004）检验了心理授权在心理气氛与工作满意感之间的中介关系，结论清楚地表明员工对工作环境的某些方面（例如领导风格、人际关系、职业发展机会、个人－组织目标的匹配等）的感知直接影响他们的授权感知，授权感知又影响着工作满意感[24]。
Spreitzer（1995）进行了一项实证研究，样本来自一个组织中的不同部门的324个中层经理，结果表明心理授权在社会环境因素和创新性（innovativeness）之间起部分中介作用。研究中所涉及的社会环境因素包括工作任务和职权的模糊性、来自主管和同事的社会支持、关于组织战略和绩效的信息、组织资源和重视人力资本的团队文化[8]。
基于以上分析，本文提出如下假设：
H4心理授权在创新气氛与创新行为之间起中介作用。
（五）控制变量
文献研究显示，员工的背景变量影响心理授权。例如Speitzer（1996）以年龄、教育程度和性别作为个人特征的3个指标，结果发现教育程度与心理授权存在显著正相关[25]；而Koberg等（1999）的研究则发现任期和职位级别与心理授权呈显著正相关，教育程度、性别与心理授权之间的相关并不显著[26]。Schneider（1987）指出，受过良好教育的人们具有典型的职业导向或专业导向，更可能形成职业认同，也更可能体验授权感，尤其是能体验到工作中的胜任感、意义和影响力。任职期限较长的员工，基本上已经适应了工作情形，通过经验得知努力和坚持不懈可以导致胜任感和高绩效，因此他们更能体验授权感[27]。Hayes（1994）调查了某公司的647个员工，发现拥有主管职务的员工体验到更多的授权[28]。
文献研究显示，员工的背景变量与员工创新产生之间具有关联关系，并对创新行为产生影响。Mumford等（1988）的研究表明，员工年龄和教育程度可以显著地预测创新行为[29]。Scott和Bruce（1994）研究结论证实了年龄、教育程度与员工的创新行为间的确存在相关关系[6]。
因此，下文探讨创新气氛、心理授权、创新行为三者之间的关系时，把岗位性质、教育程度、年龄、任职年限、职务级别及性别等6个人口学变量作为控制变量。
四、研究设计
1.理论模型 经过以上的分析，本文提出的理论模型如图1所示。组织创新气氛通过心理授权作用于员工创新行为，同时也直接作用于员工创新行为。
图1 中介效应检验理论模型
2.模型检验思路 首先，本文采用相关分析法来对变量间的相关性进行初步判断，采用复回归分析来检验创新气氛对心理授权的影响、心理授权对创新行为的影响、创新气氛对创新行为的影响；采用层级回归分析方法来检验心理授权的中介效应。其中，相关分析、复回归分析和层级回归分析利用SPSS11.5统计软件完成。
其次，Spreitzer（1995）认为，心理授权由4个维度构成。这4个维度累加起来构成心理授权的完整结构，缺少其中的一个维度，将会减少（但不会完全根除）整个授权的感知，心理授权是一个连续性变量。因此，我们在进行变量关系检验时，把心理授权视为一个整体概念，把心理授权量表12个条目的均值作为心理授权的得分。
最后，在对变量关系进行检验时，把前述的岗位性质、教育程度、年龄、任职年限、职务级别及性别等6个人口学变量作为控制变量。
3.数据收集 问卷调查分为3个阶段。前两个阶段为预测试，第三阶段为正式调查。
第一次预试以国内某著名高校的网络教育学院的在职本科学员为调查对象，学员的分布涉及到上海、浙江、江苏、广州、宁夏等地区，学员大多来自于不同的企业。调查发放500份问卷，共收回有效问卷335份。
第二次预试的调查样本分为两类。首先，以国内某著名高校的网络教育学院的在职本科学员为调查对象，学员分布涉及到上海、浙江、江苏、广州、宁夏等地区，共收回141份有效问卷，此次调查的在职学员样本与第一次预试的在职学员样本分别处于不同的届别。其次，以国内某著名高校的在职MBA学员为调查对象，共收回71份有效问卷。总共收回212份有效问卷。
正式调查以国内企业在职员工为调查对象，包括江苏豪森药业、上海航天控制工程研究所、日月光集团、宝钢集团、格尔软件、雷誉包装、公元建材、美特斯．邦威、九阳股份、申沃汽车、晶澳太阳能、英特尔、上海大众联合、苏州锦祥、四川航天技术研究院、爱迪生电气、浙江烟草、IBM、重庆移动、温州冠盛集团、亚信科技、青岛啤酒、无锡华润上华半导体、国民淀粉化学等24家企业，企业分布涉及到上海市、江苏省、山东省、河北省、浙江省、四川省、重庆市、广东省等地区，共收回956份有效问卷。样本的人口特征分布如表1所示。
五、测量工具
1.组织创新气氛量表 根据不同的定义方法，组织创新气氛应该选取不同的测量工具，理论分析单元也应该不一样。采用认知图式法进行定义，KEYS量表是比较合适的测量工具，理论分析时应该站在个体的角度，进行个体层次的分析；采用共享认知法进行定义，SOQ是比较合适的测量工具，理论分析时应该站在组织的角度，进行组织层次的分析。两种测量工具的测量对象都是个体，实质上测量的是个体的心理创新气氛。不过如果使用SOQ进行测量的话，在样本认知评价的一致性程度达到要求后，就把个体的心理创新气氛集合成组织创新气氛。
由于本文是采用认知图式法对组织创新气氛进行定义，进行个体层次的分析，因此，本文在KEYS量表基础上发展本研究的组织创新气氛量表。KEYS量表包括创造力促进因素和创造力阻碍因素。创造力促进因素包括创新鼓励（组织鼓励、主管鼓励、团队鼓励）、资源供应、挑战性、自由度等方面；创造力阻碍因素包括组织障碍和工作压力等方面。KEYS量表能够关于员工对工作环境的全面认知进行评价，是一个应用比较广泛的工具。不过，由于本研究把组织创新气氛定义为员工对工作环境创新支持程度的感知，所以本文的组织创新气氛量表主要参考KEYS量表的创新鼓励因素，包括同事支持、主管支持和组织支持3个维度。初始量表形成以后，经过两次试调查，反复修改量表，最后形成正式量表。
本研究利用正式调查的956份样本来进行信度检验，信度检验的结果显示，3个维度的信度系数（α值）均在0.8以上，其中同事支持的信度系数为0.8568，主管支持的信度系数为0.8775，组织理念的信度系数为0.8647。检验结果说明组织创新气氛的3个分量表都具有良好的测量信度。
2.员工创新行为量表关于创新行为的量表，Scott和Bruce（1994）的量表从问题确立、构想产生、到寻求创新支持、再到创新计划的落实等层面来测量员工在组织内的创新行为，包含6个条目，量表的Cronbach α值为0.89。台湾学者吴静吉等（2006）为了研究科技管理员工的创新行为，采用“回译法”把Scott和Bruce的量表变成中文量表，并加入1个题目“整体而言，我是一个有创意的人”成为7个条目，由公司员工自评创新行为表现程度。经过主成分分析法萃取出一个因素，量表的Cronbachα值为0.88。该创新行为量表在台湾的研究中，具有不错的信度与效度。
本文在Scott和Bruce（1994）、吴静吉等（2006）的量表基础上，参考其他国外量表，最后形成包括5个条目、1个维度的员工创新行为正式量表。此量表从问题确立，构想产生，到寻求创新支持，再到创新计划的落实等层面来测量员工在组织内的创新行为。
本研究利用956份样本来进行信度检验。信度检验的结果显示，员工创新行为量表的信度系数（α值）为0.8647。检验结果说明员工创新行为量表具有良好的测量信度。
3.员工心理授权量表 Spreizer（1995）提出的心理授权4维度模型得到了学者们广泛的认同，普遍应用到实证研究中。我国学者李超平等（2006）采用企业员工样本对该量表在中国文化背景下的适用性进行了检验，结果表明该量表具有较好的信度和效度，因此可用于国内相关的研究。
本研究利用956份样本来进行信度检验。信度检验的结果显示，4个维度的信度系数（α值）均在0.7以上，其中工作意义的信度系数为0.8480，胜任力的信度系数为0.7189，自我决定的信度系数为0.7895，影响力的信度系数为0.8650。检验结果说明员工心理授权的4个分量表都具有良好的测量信度。
六、统计分析
1.控制变量的测量控制变量的具体赋值如表2所示。例如，把岗位性质设为2值变量，非研发岗位得1分，研发岗位得2分；把教育程度设为5值变量，初中文化及以下得1分，高中或中专文化得2分，依次类推，研究生文化及以上得5分。
2.相关性分析我们看看控制变量与心理授权之间的相关状况，相关分析结果如表3所示。
由表3可知，所有控制变量与心理授权之间呈显著的相关关系，其中岗位性质（r＝0.103）、教育程度（r＝0.109）、年龄（r＝0.115）、任职年限（r＝0.085）、职位级别（r＝0.241）与心理授权呈正相关关系，性别（r＝－0.118）与心理授权呈负相关关系。根据控制变量的赋值情况可知，随着教育程度、年龄、任职年限和职位级别的增加，员工的心理授权水平也逐渐增加；岗位性质与心理授权的正相关说明了研发岗位员工的心理授权水平比非研发岗位员工高；性别与心理授权的负相关说明了男性的心理授权水平比女性高。相关分析结果可以表明，控制变量对员工心理授权的影响显著。
控制变量与创新行为之间的相关状况的分析结果如表4所示。
由表4可知，大多数控制变量与创新行为之间呈显著的相关关系，其中岗位性质（r＝0.175）、教育程度（r＝0.139）、年龄（r＝0.070）、职位级别（r＝0.091）与创新行为呈正相关关系，性别（r＝－0.214）与员工创新行为呈负相关关系，任职年限（r＝0.047）与员工创新行为的正相关性不显著。根据控制变量的赋值情况可知，随着年龄、教育程度、任职年限和职位级别的增加，员工更容易表现出创新行为；岗位性质与创新行为的正相关说明了有创新任务要求的岗位更容易表现出创新行为；性别与创新行为的负相关说明了男性比女性更容易表现出创新行为。相关分析的结论可以得出以下结论：（1）人口学变量对创新行为的影响显著；（2）创新行为具有组织公民行为性质。因为，随着年龄、任职年限和职位级别的增加，员工越容易表现出组织公民行为。
最后，我们检验主要研究变量之间的相关关系，检验结果如表5所示。
相关性检验的结果表明，主要研究变量及其维度之间存在显著的相关关系。接下来，本文用复回归法探讨创新气氛、心理授权、创新行为之间的关系。
3.回归分析 本研究所有测量指标来自于同一份调查问卷，因此分析结果可能会受到共同方法偏差的影响。为评估共同方法偏差可能造成问题的程度，传统的做法是把所有变量放到一个探索性因子分析中，检验未旋转的因子分析结果，如果只析出一个因子或某个因子解释力特别大，即可判定存在严重的共同方法偏差（周浩、龙立荣，2004）[30]。我们把组织创新气氛测量指标（3个维度12个条目）、心理授权测量指标（4个维度12个条目）和创新行为的测量指标（1个维度5个条目）合并一起进行经过未旋转的因子分析，结果析出了8个因子，解释了71.86％的总体方差，其中最大的因子方差解释率为33.53％，最小的3.55％。这表明共同方法偏差问题对研究的影响不严重。
我们采用复回归方法来探讨创新气氛、心理授权、创新行为之间的关系，检验过程中把心理授权视为一个整体概念，把心理授权量表所有条目的均值作为心理授权得分，检验结果如表6所示。
从表6可知，模型1表示心理授权对控制变量和创新气氛的回归，其F值为44.719，F值的显著性为0.000，通过F检验；模型1的调整
为0.292，意味着预测变量解释了29.2％的方差，其中职务级别（β＝0.271）、性别（β＝－0.064）、同事支持（β＝0.119）、主管支持（β＝0.151）、组织支持（β＝0.293）对心理授权的影响比较显著。模型1中预测变量的VIF值最大值为1.895，远小于临界值10（Neter等，1998），因此模型1不存在严重的多重共线性问题。模型1的回归标准化方程可由下式表示：
方程中，解释变量前的数值为Beta系数，括号里面的数值为显著性。模型1检验结果表明，假设H2得到支持，即创新气氛（同事支持、主管支持、组织支持）正向影响员工心理授权。同时，心理授权中介效应检验的第一步得以通过。
模型2表示创新行为对控制变量和心理授权的回归，其F值为90.653，F值的显著性为0.000，通过F检验；模型2的调整为0.397，意味着所有预测变量解释了39.7％的方差，其中岗位性质（β＝0.074）、职务级别（β＝－0.068）、性别（β=－0.134）、心理授权（β＝0.594）对创新行为的影响比较显著。模型2中预测变量的VIF值最大值为1.743，远小于临界值10（Neter等，1998），因此模型2也不存在严重的多重共线性问题。模型2的回归标准化方程可由下式表示：
方程中，解释变量前的数值为β系数，括号里面的数值为显著性。模型2检验结果表明，假设H3得到支持，即员工心理授权正向影响员工创新行为。同时，心理授权中介效应检验第二步得以通过。
模型3和模型4分别属于层级回归的两级。模型3表示创新行为对控制变量和创新气氛的回归，其F值为36.137，F值的显著性为0.000，通过F检验；模型3的调整为0.249，意味着所有预测变量解释了24.9％的方差，其中职务级别（β＝0.107）、性别（β＝－0.169）、同事支持（β＝0.181）、主管支持（β＝0.093）、组织支持（β＝0.245）对创新行为的影响比较显著。模型3中预测变量的VIF值最大值为1.895，远小于临界值10（Neter等，1998），因此模型3也不存在严重的多重共线性问题。模型3的回归标准化方程可由下式表示：
方程中，解释变量前的数值为Beta系数，括号里面的数值为显著性。模型3检验结果表明，假设1得到支持，即创新气氛（同事支持、主管支持、组织支持）正向影响员工创新行为。同时，心理授权中介效应的第三步得以通过。
模型4表示创新行为对控制变量、创新气氛、心理授权的回归，其F值为71.566，F值的显著性为0.000，通过F检验；模型4的调整为0.425，意味着所有预测变量解释了42.5％的方差，其中性别（β＝－0.138）、同事支持（β=0.121）、组织支持（β＝0.099）、心理授权（β＝0.500）对创新行为的影响比较显著。模型4的Δ为0.175，ΔF显著性为0.000，意味着步骤2进入模型的心理授权解释了17.5％的方差。模型4中解释变量的VIF值最大值为1.928，远小于临界值10（Neter等，1998），因此模型4也不存在严重的多重共线性问题。模型4的回归标准化方程可由下式表示：
方程中，解释变量前的数值为Beta系数，括号里面的数值为显著性。模型4检验结果表明，心理授权的回归系数依然显著，同事支持的系数也显著，但其系数（β＝0.121）比第三步中的系数（β＝0.181）有所降低，因此员工心理授权在同事支持与员工创新行为之间起着部分中介作用。另外，模型4中，组织支持的系数也显著，但其系数（β＝0.099）比第三步中的系数（β＝0.245）有所降低，因此员工心理授权在组织支持与员工创新行为之间起部分中介作用。不过，模型3中的主管支持系数显著，模型4中的主管支持系数不显著，因此员工心理授权在主管支持与员工创新行为之间起完全中介作用。到此为止，心理授权的中介效应检验第四步完成，假设4得到支持。
七、结论与讨论
本研究探讨了中国背景下组织创新气氛对员工创新行为的影响过程。虽然Amabile认为动机在工作情境与创造性行为的关系中起到中介作用，但是Amabile后来并没有对动机的中介作用机制进行实证研究。本研究把心理授权作为中介变量，探讨组织创新气氛对员工创新行为的影响过程，从而对Amabile的动机中介理论进行了验证。
本研究采用层级回归法对员工心理授权的中介效应进行了检验，结论表明心理授权在组织创新气氛与员工创新行为之间起中介作用，其中，心理授权在同事支持与创新行为间起部分中介作用，心理授权在主管支持与员工创新行为间起完全中介作用，心理授权在组织支持与创新行为间起部分中介作用。
由于研究条件的限制，本研究对因变量（员工创新行为）的测量采用员工自评法，所有测量指标来自于同一份调查问卷，因此分析结果或多或少会受到共同方法偏差的影响。在以后的研究中，可以采用主观评价（员工自评）和客观评价（主管或同事评价）相结合的方法来对员工创新行为进行测量，以便对研究结论进行对比。
Amabile定义的组织创新气氛实质上是个体层次上的心理气氛，KEYS量表实质上是测量心理气氛的量表。本研究在Amabile的研究基础上对组织创新气氛进行定义，因此分析时候主要站在个体层次上进行分析。然而，真正的组织创新气氛是一个组织层次的研究变量，因此有必要把个体层次的心理气氛集合成高层次的组织创新气氛，进行组织创新气氛对员工创新行为的跨层次分析。不过，进行组织创新气氛测量的时候，最好是使用SOQ量表，SOQ量表的理论前提就是把组织创新气氛视为可感知的客观现象，这种客观现象如果被多数人知觉到，那么组织创新气氛就形成了。
在实证研究中，应该采取随机抽样的方式选取被试者，但由于研究样本的不易取得，在抽样调查时，我们在哪家企业有熟人就去调查哪家企业，也就是说样本选取是采用方便抽样的方式。因此，本研究的调查样本是一个便利样本，数据是否具有代表性还有待于更多的实证研究来进行检验。尽管真正的随机抽样很难做到，不过以后的研究中可以尽量扩大样本量，调查企业涉及的行业和地区尽量广阔些。
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