组织创新氛围对员工创新行为的影响——创新自我效能感的中介作用，本文主要内容关键词为：效能论文,氛围论文,中介论文,员工论文,作用论文，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。
引言
在我国经济转型和社会发展进入新阶段、企业开展自主创新的过程中，亟须解决“如何激发员工创新行为”问题，因为个体创新是组织创新的基础，关系到企业的生存与发展。[1]
为了激发员工的创新行为，我国很多企业在资金、设备、场地等硬件设施的投入力度不可谓不大，但是管理者们所期望的“全员创新热潮”却迟迟没有到来。他们甚至还得面对“生在淮南则为桔，生在淮北则为枳”的尴尬现象，即本企业“没有什么能力”的研发人员跳槽到跨国公司后，不久就可以研发出新产品或取得技术突破；相反，本企业从海外引进的“研发骨干”多年来却无所建树。很多学者和管理实践者分析认为，这种现象背后的根本原因并非是没有资金、设备、场地等硬件设施，而是缺乏自由、宽松的、鼓励冒险与试错的创新氛围，无法为创新人才提供良好的创新“软环境”，研究者们将影响员工创新行为的氛围因素称为组织创新氛围（Organizational Climates for Innovation）。[2]正是基于此，本研究聚焦于我国经济与社会转型情境下，组织创新氛围对于员工创新行为的影响。
组织创新氛围如何影响员工创新行为？虽然已有研究表明了组织创新氛围对于员工创新行为有重要影响，[3-10]但是，对于组织创新氛围影响员工创新行为的过程机制还鲜有人进行全面的分析和实证检验。
社会认知理论为解释人类行为的发生机制提供了一个新的视角，它认为影响人类行为的其它激励因素（包括环境因素）可能根植于个体的一个核心信念——人具有通过自己的行动产生效果的力量，“一个人除非相信自己能通过自己的行动产生所期待的效果，否则，他们很少具备行动的动机，因而效能信念是行动的重要基础”。[11-13]针对“消极被动依赖外国技术，缺乏自主创新的信念”这一时弊，有学者认为，自主创新的最大障碍并非物质条件，而是缺乏信心和进取精神。世界上不存在“不自主”的创新，“自主创新”这一概念在中国的提出，也是针对“落后国家就不可能创新，只能接受先进国家技术”这一消极心态而提出的。作为落后国家，要实现技术赶超，需要信念与勇气，日、韩等国能够实现超越，很大程度上在于他们那种敢于实践、勇于实践的精神。[14,15]以社会认知理论来看，“消极被动依赖外国技术，缺乏自主创新信念”这一时弊，其实就是创新自我效能感（Creative Self-efficacy）水平低下的表现——个体缺乏对于自己取得创新成果的信念。根据以上分析我们推论：组织创新氛围（环境因素）通过影响员工的创新自我效能感（个体认知因素），进而影响员工的创新行为，即创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间起着重要的中介作用。
本研究将围绕“如何激发员工创新行为”这一主题，从组织创新氛围和员工创新行为的关系出发，将创新自我效能感引入到组织创新氛围与员工创新行为的关系之中，构建并检验“组织创新氛围→创新自我效能感→员工创新行为”作用机制模型。
一、文献回顾与研究假设
1.概念界定
（1）员工创新行为
上世纪80年代未90初，许多心理学和人力资源管理学者开始关注个体层次的创新。[1,4-7]进入21世纪后，我国学者在国家大力提倡自主创新的背景下，开始关注个体层次的创新行为，特别是企业家的创新行为。[16-20]
大多数管理学家从过程角度来界定个人创新。Scott和Bruce将个人创新行为分为三个阶段：（1）问题的确立以及构想或解决方式的产生；（2）寻求对其构想的支持；（3）藉由产生创新的标准或模式，使其可以被扩散、大量制造，进而被大量使用，最终完成其创新的构想。[4]Zhou和George也认为个人创新的表现程度，不应该单指创新想法的本身，应包括创新想法的产生、内容、推广与发展执行方案，如此才能确保创新想法可以被有效地执行。[21]Kleysen和Street通过对28篇文献中提及的289项创新活动的回顾与总结，归纳出个人创新行为包含寻找机会、产生想法、形成调查、支持以及应用五个阶段，并将个人创新视为有益的创意予以产生、导入以及应用于组织中任一层次的所有行为。[22]黄致凯和卢小君、张国梁都对Kleysen和Street的个人创新五阶段观点进行了检验，发现在中国情境下，个人创新行为可归纳为两个阶段：产生创新构想的行为和执行创新构想的行为。[23,24]
本研究抛开创新和创造力的差异论争，关注个体层次的创新行为，为避免混淆，将之称为“员工创新行为（Employee Innovation Behavior）”。考虑中国情境因素，我们参考黄致凯、卢小君和张国梁的研究结果，认可员工创新行为的两维结构，将员工创新行为界定为：“它是指员工在工作过程中，产生创新构想或问题解决方案，并努力将之赋予实践的行为，包括产生和执行创新构想两个阶段的各种创新行为表现”。其中产生创新构想的行为包括员工为了组织的产品、技术、工作流程以及服务的提升广泛地寻找、发现创新的机会，针对这些机会产生构想或解决方案，并对它们的可行性进行试验等行为表现；执行创新构想的行为包括员工为了实现创新构想，积极调动资源、说服及影响他人支持创新、敢于挑战与冒风险、以及通过个人的努力使创新常规化成为企业日常运作的一部分等行为表现。
（2）组织创新氛围
有关组织氛围的研究主要基于心理学领域对“心理氛围（Psychological Climate）”研究的传统。1951年，勒温在“场”理论（Field Theory）的基础上，首次提出心理氛围概念，用以描述一般环境刺激与人类行为之间的动态复杂关系。随之，许多研究领域开始关注“氛围”研究，并发展出组织氛围的很多观点，主要包括两大类：①强调个体主观知觉心理环境的知觉性观点，这个观点所界定的组织氛围又被称为“组织氛围知觉（认知）”或“个人知觉的组织氛围”等，谢荷锋、马庆国将之称为主观性观点。②强调氛围专属于组织特色或属性的结构性观点，这与谢荷锋和马庆国所划分的客观性观点相近。[25]但受“心理氛围”概念的影响，有关组织氛围的研究多采用知觉性观点，强调个体知觉的作用。[26]例如，Litwin和Stringer认为组织氛围是组织成员直接或间接知觉到工作环境中一组可以测量的组织特质，包括结构、责任、奖励、风险、温暖、支持、标准、冲突以及认同九个维度。[27]James等人认为，就个人而言，组织氛围是组织成员对于其所处组织环境的一种认知诠释（Cognitive Interpretation）。[28]谢荷锋和马庆国认为组织氛围主要指员工对企业组织在创新、公平、支持、人际关系，以及员工身份认同等特性方面的感知。[25]
正如陈威豪的分析，虽然不同研究的侧重点不同，但研究者们一般也采取知觉性观点界定与创造与创新活动相关的组织氛围——组织创新氛围概念。[26]其中最具代表性的是Amabile等人的观点，他们认为组织创新氛围是组织成员对其所处的工作环境的知觉描述，是组织成员感知到的工作环境中支持创造力和创新的程度。她们对组织创新氛围内涵的界定包括五个方面，创造力的促进或激励因素、自治和自由度、资源、压力、阻碍创造力的组织因素。[29]本研究亦采取知觉性观点，以Amabile等人的概念为基础，同时参考了邱皓政的相关研究成果，[30]将组织创新氛围定义为：“组织创新氛围是组织成员直接或间接知觉到工作环境中一组可以测量的，并影响员工创新性行为表现的组织特质，包括环境自由、组织支持、团队合作、学习成长、能力发挥等。”其中环境及工作自由是指工作气氛和谐、自由，可以自由设定工作目标与进度，不受干扰地独立工作；组织支持是指组织鼓励员工创新性思考和试错精神，并提供专业技术、信息与设备等方面的支持；团队合作是指团队成员拥有共同目标，在工作过程中经常交换心得、相互协助，并以沟通协调的方式来解决问题与冲突；学习成长是指组织为员工提供良好的教育机会，鼓励员工参与学习活动；能力发挥是指所从事的工作具有挑战性，工作内容给员工发挥的空间，主管能够适当授权以支持员工创新。
（3）创新自我效能感
在认知心理学和人本主义心理学的影响下，班杜拉通过对人性及其因果决定模式——三元交互决定论的理智把握，在1977年提出自我效能感（Self-efficacy）概念。[11,12]“它是人们对自身完成某项任务或工作行为的信念，它涉及的不是技能本身，而是自己能否利用所拥有的技能去完成工作行为的自信程度”。[31]自我效能感是人的能动性的基础，它不仅以其自身方式影响着人们的适应和变化，而且还通过对认知、情感、动机和生理唤醒的影响调节着人们的思想变化和行为选择。[32]
从概念产生起，自我效能感就一直是与特定领域、特定任务、甚至特定问题相联系的。班杜拉认为，自我效能感随着具体任务和情境的变化而变化。针对特定领域、特定任务、特定问题的自我效能感对于行为或行为绩效最具有预测性。[31]Tierney和Farmer沿着领域相关自我效能感的研究思路，结合Amabile的创造力理论，明确提出“创新自我效能感”这一概念，它是指“个体对于自己能否取得创新成果的信念”。受Amabile和Scott等人的创造力研究影响，这个概念中的“创新”主要是指员工在工作过程中是否产生新颖而适当的想法和解决办法。如其中一条测量项目“我相信自己有能力创造性地解决问题”。[33]从中可以看出，创新自我效能感实质上不仅是指对于获取创新成果的信念，还包括对工作过程中采取创造性方法的信念。因此，Tierney和Farmer提出的创新自我效能感的内涵实质是：个人对于他在工作上能否有创造性表现和获取创造性成果的信念，包括有创意地克服困难与挑战，有信心创造性地完成工作任务、达到工作目标等。这一信念不仅针对行为结果，还针对行为过程。
2.组织创新氛围、创新自我效能感与员工创新行为
（1）组织创新氛围与员工创新行为的关系
有关组织创新氛围与个体创新的关系研究包括两类：一是组织创新氛围与个体创造力的关系，这类研究受心理学中有关智力与能力的研究传统影响比较大，开展得相对比较早；二是组织创新氛围与个体创新行为表现的关系，它是在第一类研究的基础上，重点关注组织创新氛围与员工外显的创新行为的关系。
第一类研究最具有代表性的是Amabile等人的研究，也最具有影响力。Amabile是创造力研究的积极推动者，KEYS（创造氛围评估量表）正是在其研究基础之上编制而成的。他强调个体对于工作环境的知觉对其创造力的发挥有重要影响，并提出了组织创新氛围与创造力的关系概念框架，其中创造力的鼓励（包括组织鼓励、主管鼓励、团队鼓励）、自主性、足够的资源、挑战性工作对于员工创造力的发挥具有积极影响，而工作负荷、组织障碍起消极作用。[1,34]Shalley发现，委任员工创造性目标能有效的增加员工的创造性绩效，当个体在得到指示，或者被要求，又或者处于实际的创造性目标的任务体系中时，他们可能、也有理由在工作任务中尝试新颖的方法和步骤，充分发挥创造力。[6,7]Shalley和Oldham研究发现，处于竞争环境中的个体比那些处于非竞争环境中的个体产生的观点的总体创造力更高。[8]Gilson和Shalley的研究表明，团队成员的沟通与交流有利于创造性活动的开展，并对创造绩效有积极的作用。[35]这一类研究获得了很多激励员工发挥创造力的重要发现，而员工的创造力发挥与员工创新行为关系密切，因此以上研究是第二类研究的重要基础。
目前有关组织创新氛围与个体创新行为关系的实证研究不多，近期才有少量的实证研究报告问世。Scott和Bruce探讨了“支持创新”的心理氛围与员工创新氛围的关系，他们将支持创新的心理氛围分成“创新的支持（Support for Innovation）”和“资源的支持（Resource Supply）”两个因素，实证研究结果显示，虽然团队成员对“资源的支持”的认知程度与个人创新行为间没有显著关系，但是团队成员对“创新的支持”的认知程度与个人创新行为呈显著的正相关关系。[4]蔡启通和高泉登的实证研究表明，组织的集权化程度越高，则组织成员的整体创造性与组织创新均低，而与集权相反的是分权、授权或高自主性，即相反地，组织成员拥有越高的工作自主性，则其创新性则越高。[36]薛玉品的实证研究发现，团队支持、主管支持对于个人创新都具有显著正向的影响，组织障碍对于创意执行有显著负向的影响。[37]基于以上理论与实践研究成果，本文提出以下假设，假设模型如图1：
假设1：组织创新氛围与员工创新行为正相关，即组织创新氛围越有利于创新，员工的创新行为表现就越多
假设1a：组织创新氛围与产生创新构想的行为正相关，即组织创新氛围越有利于创新，员工的产生创新构想的行为表现就越多
假设1b：组织创新氛围与执行创新构想的行为正相关，即组织创新氛围越有利于创新，员工执行创新构想的行为表现就越多
假设1c：组织创新氛围通过产生创新构想的行为的中介作用影响执行创新构想的行为，即组织创新氛围越有利于创新，员工的产生创新构想的行为表现就越多，进而执行创新构想的行为表现就越多
图1组织创新氛围对员工创新行为的影响假设模型（MA）
（2）创新自我效能感与员工创新行为的关系
无论是企业界还是理论界，对于个体自我效能感的关注，很大程度上是因为自我效能感对工作绩效有重要的影响。Stajkovic和Luthans的元分析结果表明，自我效能感与工作绩效的相关达到了0.38。[38]对于两者关系的理论分析中，Gist和Mitchell提出的自我效能感与绩效的关系理论模型影响较为深远。在该模型中，个体对任务要求的分析，对成功或失败经验的归因判断，以及对个体和环境资源或制约因素的评价三个因素共同决定了个体在某一特殊领域的自我效能感，由此所产生的目标层次和努力的持续状况直接作用于个体的绩效水平。[39]
在创新自我效能感概念提出之前，就有研究者关注自我效能感对于个体创新活动的影响。班杜拉指出，“创新很大程度上是将知识进行重构和综合新的思维和处事方式……创新要有一种不可动摇的效能感，在需要长期投入时间和努力、进步慢得让泄气、结果很不确定或者因与现存方式格格不入而受到社会贬斥等情况下，仍能坚持创造性努力。”[31]Taylor等人实证检验了效能信念对于学术创造过程的影响，结果发现教授如果有信心拿出可发表的研究成果，一方面直接影响他们对其科研目标的设定，另一方面影响他们同时从事多个研究和写作任务的适应性，进而提高研究产出，最终影响其学术创造力。[40]Locke等人发现，效能信念影响个体的创新思考（Creative Thinking）和寻求挑战（Challenge Seeking）。[41]Ford在其构建的个人创造行为的概念模型中，也将创新效能信念作为一个关键的动机因素。[5]
目前有关创新自我效能感的实证研究集中于教育研究领域。Jin NamChoi实证验证了大学生的创新自我效能感与创新行为之问的重要关系。[10]Beghetto的研究发现，高创新自我效能感的学生对自己在各个学科领域的学术能力更具有积极评价，更多地为自己升入大学做计划，更多地参加的课余学术活动和课余团队活动，这有助于创新性研究和实践。[42]在组织管理研究领域，目前研究很少，代表性的还是Tierney与Farmer的开创性研究，他们以Gist和Mitchell提出的自我效能感形成与作用机制理论模型为基础，分析了创新自我效能感的形成与作用机制，并实证检验了创新自我效能感对个体创新行为及绩效的积极作用，他们还发现，创新自我效能感比工作效能感（Job Self-efficacy）更好地预测了个体的创新行为及绩效。[33]基于以上理论与实践研究成果，本文提出以下假设，假设模型如图2。
图2 创新自我效能感对员工创新行为的影响假设模型（MB）
假设2：创新自我效能感与员工创新行为正相关，即员工的创新自我效能感越强，那么员工的创新行为表现就越多
假设2a：创新自我效能感与产生创新构想的行为正相关，即员工的创新自我效能感越强，那么员工的产生创新构想的行为表现就越多就越多
假设2b：创新自我效能感与执行创新构想的行为正相关，即员工的创新自我效能感越强，那么员工执行创新想法的行为表现就越多
假设2c：创新自我效能感通过产生创新构想的行为的中介作用影响执行创新构想的行为，即员工的创新自我效能感越强，员工的产生创新构想的行为表现就越多，进而执行创新想法的行为表现就越多
（3）创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为间的中介作用
研究者们虽然发现了组织创新氛围与员工创新行为之间的重要关系，但是，对于组织创新氛围如何影响员工创新行为这一“黑箱”，即组织创新氛围对于员工创新行为的作用机制，还鲜有人进行全面的分析和实证检验。
目前有关这一研究主题的实证研究非常少，也比较零散。Jin NamChoi实证检验了大学生的创新自我效能感与创新行为的关系，结果发现，创新自我效能感在大学生的创新能力与创新行为间起调节作用；在支持性的领导、开放的团队氛围与大学生的创新行为之间也起调节作用。[10]Tierney和Farmer针对研究人员的研究发现，创新自我效能感在主管预期、管理者支持性行为和员工认知对创新行为及绩效的影响中起中介作用。[43]这些研究表明创新自我效能感在情境因素与员工创新行为之间可能起着中介或调节作用。
在Gist和Mitchell的自我效能感与绩效关系理论模型中，“对个体和环境资源或制约因素的评价”作为某一特殊领域的自我效能感的决定因素之一，其内涵本质是对外在环境因素的认知评价，这与本研究中所涉及的“氛围”概念的内涵是重合的。因而，从该理论模型可以推论，某一特殊领域的自我效能感在对于环境因素的认知评价（氛围因素）与个体在此领域的特定行为之间起中介作用，这一推论也可以应用于创新活动领域来分析创新自我效能感的作用。基于以上实证研究与理论分析结果，本文提出以下假设，理论假设模型如图3：
图3 创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为间的中介作用假设模型（MC）
假设3：创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为间起中介作用，即组织创新氛围越有利于创新，那么员工创新自我效能感就越高，进而员工的创新行为越多
假设3a：创新自我效能感在组织创新氛围与产生创新构想的行为间起中介作用，即组织创新氛围越有利于创新，那么员工的创新自我效能感就越高，进而员工产生创新构想的行为表现就越多
假设3b：创新自我效能感在组织创新氛围与执行创新构想的行为间间起中介作用，即组织创新氛围越有利于创新，那么员工的创新自我效能感就越高，进而执行创新构想的行为表现就越多
假设3c：创新自我效能感和产生创新构想的行为在组织创新氛围与执行创新构想的行为间起中介作用，即组织创新氛围越有利于创新，那么员工的创新自我效能感就越高，产生创新构想的行为就越多，进而执行创新构想的行为表现就越多
二、研究方法
1.样本与数据收集
本研究调查分两步：第一是初测问卷的施测，收集的数据主要用于问卷的项目分析、探索性因素分析；第二是正式问卷的施测，收集的数据用于问卷的信效度分析和假设检验。
（1）初测问卷的样本与检测
2008年9月1日—2008年10月30日在南京进行，检测对象为南京江宁开发区内的部分高新技术企业员工及部分MBA学员，共发放问卷250份左右，回收220份。按照一定的标准筛选废卷，筛选标准主要是：①缺选题项超过五题；②连续五个项目的选择相同。最终得到176份有效问卷，问卷有效回收率为69.0％。有效样本构成情况如表1。
（2）正式问卷的样本与施测
在初测问卷经过项目分析、探索性因素分析等删减题目后，形成正式问卷，从2008年11月15日开始正式在南京、苏州两地检测，调查对象主要为南京江宁开发区、苏州高新技术开发区和工业园区内的部分高新技术企业的在职员工。截止2009年5月1日，共收到反馈回来的问卷582份。然后按同样的标准筛选废卷，最终得到478份有效问卷，问卷有效率为82.1.0％，有效样本构成情况见表2。
2.测量工具
（1）员工创新行为
目前有关员工个体创新行为的测量主要有Scott和Bruce开发的创新行为问卷和Kleysen和Street编制的个人创新行为量表。Scott和Bruce的创新行为问卷是个人创新行为的三阶段论基础上，编制的单一维度的Linker五点量表，包括六个项目，得分越高表明创新行为表现越佳。[4]
Kleysen和Street在其五阶段论的观点的基础上，编制了个人创新行为量表，包括寻找机会、产生想法、形成调查、支持以及应用五个维度。[22]但是，以往研究发现Kleysen和Street个人创新行为量表的五因素模型的结构效度不佳，为此，黄致凯在其研究中对这个量表调查进行了修订，结果发现原来五个维度收敛为“构想产生”和“构想执行”两个维度。[23]国内学者卢小君和张国梁通过交叉验证的方法，也对Kleysen和Street个人创新行为量表进行了修订，结果与黄致凯的研究基本一致。[24]
为了更为全面地考察与分析员工的创新行为，本研究认同员工创新行为测量多维方法，并采用由黄致凯翻译修订的Kleysen和Street的个人创新行为量表，量表包括12个项目，采用Linker五点计分，让受访者自评自己的创造性表现，计分方式从“完全不符合”到“完全符合”依次计1到5分，得分越高表明创新行为表现越多。原始量表a值为0.945，表明量表信度很好。
（2）组织创新氛围
虽然KEYS、WEI等创新或创造氛围问卷在欧美地区应用广泛，都具有较好的信效度资料，但是，考虑到“组织氛围”是一种情境变量，它受地区文化差异的影响较大，我们认同陈维政和李金平的建议，在组织创新氛围量表的选用上，不能照搬国外的量表，必须考虑中国的文化特点进行开发或修订。[44]
本研究采用邱皓政编制的“组织创新氛围量表”。邱皓政在编制量表的过程中，在参考KEYS等在西方应用较广的量表中的部分项目的同时，认真考虑了华人文化圈这一情境。所以，我们认为这一问卷比较适合本研究的要求。组织创新氛围量表的原始量表包括35个项目，包括七个维度，分别为团队合作、学习成长、领导效能、工作方式、环境支持、组织价值和资源提供。采用Linker五点量表，让受访者评估其对工作环境的感知，计分方式从“完全不同意”到“完全同意”依次计1到5分，得分越高表明组织创新氛围越佳。原始量表的a值为0.97，各分量表的a值介于0.85－0.95之间，表明问卷信度良好。
本研究按大陆的语法、文字表述等习惯，对其中部分词句先进行了修订后，再用于初测，修订后，再进行正式测试。
（3）创新自我效能感
Tierney和Farmer在其研究中，最初以三个项目测量创新自我效能感，[33]后来多采用四个项目来测量。[43]但是，他们对于创新自我效能感的界定更多地强调工作过程中创造性方法、方式的应用，而不太关注员工对于自己取得创新性成果的信念。
为弥补这一缺陷，本研究采用Carmeli和Schaubroeck编制的个人创新效能感问卷。[45]该量表基本包含了Tierney和Farmer的调查项目，共八个项目，涉及员工创造性表现得更多方面，包括对自己有创意地完成工作任务、达到工作目标、有创意地克服困难与挑战等能力的信心评价等。采用Linker五点量表，让受访者评估其对自己创造性表现的信念，计分方式从“完全不符合”到“完全符合”依次计1到5分，得分越高表明创新自我效能感越高。原始量表信度a值为0.92。
三、研究结果
1.信效度分析
（1）同源方差检验
在问卷调查时，因每份问卷均由同一人填写，容易出现同源偏差（CMV）的问题。本研究采取Harman的单因子检测方法，即问卷所有条目一起做因子分析。在未旋转时得到的第一个主成份，反映了CMV的量。[46]在本研究中，将问卷所有条目一起做因子分析，在未旋转时得到的第一个主成份，占到的载荷量是16.873％，并没有占到多数，所以同源偏差并不严重。
（2）员工创新行为问卷的信效度
员工创新行为初测问卷包括12个项目。KMO球形检验结果为0.883，Bartlett球形检验结果在0.001水平上显著，表明数据呈较好的线性，适合进行因素分析。12个项目的共同度都在0.40以上，在0.430－0.699之间，这也保证了因素分析的有效性。对12个项目采取主成份分析、正交旋转法、特征根大于1的方法抽取公共因子，结果抽取了两个公共因子，各包括六个项目，因素负荷在0.514－0.813之间，解释总方差的57.5％。探索性因素分析的结果与黄致凯、卢小君和张国梁的研究结果是一致的，原问卷的五因素结构收敛为两个因素，按照项目题议及黄致凯、卢小君和张国梁等人的命名方式，分别将这两个因素命名为“产生创新构想的行为”和“执行的创新构想行为”两个维度。
员工创新行为问卷的a系数为0.901，分半信度为0.870，分量表的a系数分别为0.850、0.835，分半信度为0.804、0.805，表明问卷信度良好，是比较稳定和可靠的。最后构建了员工创新行为的一阶双维验证性因素分析模型，然后用正式调查的数据进行拟合，拟合指标如表3。结果表明，模型与数据拟合良好，员工创新行为问卷的结构效度良好。
（3）组织创新氛围问卷的信效度
在因素分析前，首先进行变量的线性检验，结果显示，KM0球形检验结果为0.902，Bartlett球形检验结果在0.001水平上显著，表明数据呈较好的线性，适合进行因素分析。然后，对35个项目采取主成份分析、正交旋转法、特征根大于1的方法抽取公共因子，结果发现共有五个特征根大于1公共因子。但是结果表明有些项目质量不佳，主要是因为这些项目在两个或两个以上因素上的负荷都大于0.3（11个项目），或根据项目题意的相似性和因素解释的科学性不恰当（四个项目），考虑删除，共14个项目。
删除14个质量不佳的项目后，对剩余的21个项目重新按照同样的方法与步骤进行因素分析。KMO球形检验结果为0.877，Bartlett球形检验结果在0.001水平上显著，适合进行因素分析。21个项目的共同度都在0.40以上，在0.438－0.799之间，这也保证因素分析的有效性。因素分析结果发现，共有五个特征根大于1公共因子，共可以解释总方差的64.4％，因素负荷在0.497－0.879之间。按照文献回顾和项目题义，分别将这五个因素命名为团队合作、环境及工作自由、组织支持、学习成长、能力发挥。
组织创新氛围问卷的各个因素的a系数在0.782－0.866之间，分半信度在0.691－0.838之间。总量表的a系数接近0.892，分半信度为0.817，说明问卷信度良好。最后，构建了组织创新氛围的二阶五维的验证性因素分析模型，然后用正式调查的数据进行拟合，拟合指标如表3。结果表明，模型与数据拟合良好，组织创新氛围问卷的结构效度良好。
（4）创新自我效能感问卷的信效度
创新自我效能感问卷包括八个项目，KMO球形检验结果为0.883，Bartlett球形检验结果在0.001水平上显著，表明数据呈较好的线性，适合进行因素分析。八个项目的共同度都在0.40以上，在0.401－0.713之间，这也保证因素分析的有效性。对八个项目采取主成份分析、正交旋转法、特征根大于1的方法抽取公共因子，结果抽取了一个公共因子，解释总方差的56.3％，因素负荷在0.630－0.845之间。
创新自我效能感问卷的a系数为0.886，分半信度为0.811，表明问卷信度良好。最后，构建了创新自我效能感的单维验证性因素分析模型，然后用正式调查的数据进行拟合，拟合指标如表3。结果表明，模型与数据拟合良好，创新自我效能感问卷的结构效度良好。
2.假设检验结果
在确保问卷的可信性和有效性基础上，下面将利用正式调查获取的数据，对前文提出的一系列研究假设的进行实证检验。
（1）基于相关分析的假设检验
在对各个假设模型进行结构方程模型检验之前，首先对各个变量进行了相关分析，相关分析的结果如表4，所有相关系数都在0.001水平上显著。
从表4可见，组织创新氛围与产生创新构想的行为（r=0.408，P＜0.01）、执行创新构想的行为之间的相关系数都达到了显著水平（r＝0.425，P＜0.01）；组织创新氛围的五个维度环境及工作自由、组织支持、团队合作、学习成长、能力发挥与产生创新构想的行为、执行创新构想的行为的相关系数也都达到了显著水平，相关系数介于0.215－0.374之间，这样研究假设1a和假设1b得到了检验。创新自我效能感与员工产生创新构想的行为和执行创新构想的行为的相关也都达到了显著水平，分别为0.638、0609，这样研究假设2a和假设2b就得到了初步检验。
（2）基于结构方程建模的假设检验
相关关系只能说明变量问是否存在关系，由于变量之间或变量各维度之间还存在相互影响和相互作用，相关分析无法说明变量间的影响方向和影响作用的大小，为此，本研究在相关分析的基础上，进一步采取结构方程建模技术对研究假设和理论模型依次进行检验，各模型检验的拟合指标见表5。
首先对模型MA进行检验。原假设模型中有组织创新氛围对执行创新构想的行为这一路径，但结果显示路径系数仅为0.02（虚线），不显著。出于简约原则，删除这一路径，重新拟合，得到图4模型，说明组织创新氛围完全通过产生创新构想的行为对执行创新构想的行为产生行为影响。因版面原因，未列出观测变量及其标准化估计结果，以下各模型数据的报告都同此。
从表5可以看出，实际数据与模型MA拟合程度较好。从图4可以看出，模型中组织创新氛围与产生创新构想的行为的标准化路径系数分别为0.44（P＜0.001），这表明创新组织氛围对产生创新构想的行为具有显著的正向影响，假设1a通过了检验；组织创新氛围对执行创新构想的行为这一路径，但结果显示路径系数仅为0.02（虚线），不显著，假设1b未通过检验；产生创新构想的行为到执行创新构想的行为的标准化路径系数为0.877（P＜0.001），这表明组织创新氛围通过员工产生创新构想的行为对执行创新构想的行为也产生显著的正向影响，即对员工创新行为具有显著正向影响，这一间接影响效应为0.384（0.437×0.877），假设1c得到了的验证。
图4 组织创新氛围对员工创新行为的影响结构模型拟合结果（N＝487）
注：***表示在0.001水平显著。
其次，对模型MB进行检验。最终拟合结果见图5，拟合指标见表5。从表5可以看出，实际数据与模型MB拟合程度较好。从图5可以看出，模型中创新自我效能感与产生创新构想的行为的标准化路径系数分别为0.721（P＜0.001），这表明组织创新氛围对产生创新构想的行为具有显著的正向影响，假设6a通过了检验；创新自我效能感与执行创新构想的行为的标准化路径系数为0.084（P＜0.001），这表明组织创新氛围对执行创新构想的行为具有显著的直接正向影响，假设6b通过了检验；但是创新自我效能感对执行创新构想的行为的直接影响相对较小，它主要通过产生创新构想的行为对执行创新构想的行为产生影响，间接影响效应为0.623（0.721×0.864），因此，假设2c得到了验证。
图5 创新自我效能感对员工创新行为的影响结构方程模型拟合结果（N＝487）
注：***表示在0.001水平显著。
最后，对模型MC进行了检验。在对初设模型拟合过程中，发现组织创新氛围与执行创新构想的行为之间的路径系数仅为0.02（虚线），未达到显著，出于简约原则，删除该路径得到最终拟合模型及结果如图6，拟合指标见表5。从表5可以看出，实际数据与模型MC拟合较好。
从图6可以看出，组织创新氛围通过创新自我效能感的中介对产生创新构想的行为发生影响，这一路径的间接效应为0.255（0.398×0.641），假设4a通过了检验；组织创新氛围通过创新自我效能感的中介对执行创新构想的行为产生影响，这一路径的间接效应为0.064（0.398×0.160），假设4b通过了检验；组织创新氛围通过创新自我效能感、产生创新构想的行为的中介对执行创新构想的行为产生影响，这一路径的间接效应为0.193（0.398×0.641×0.757），假设4c通过了检验。另外，从模型中可以看出，组织创新氛围对产生创新构想的行为仍具有直接影响，影响效应为0.191，并通过产生创新构想的行为对执行创新构想的行为产生影响，影响效应0.145（0.191×0.757），但是组织创新氛围到执行创新构想的行为这一路径系数未达到显著，假设1b未通过检验，这与模型MA的检验结果一致。
在此模型中，组织创新氛围对产生创新构想的行为的间接效应为0.255，总效应为0.446（0.191＋0.255）；组织创新氛围对执行创新构想的行为的间接效应共为0.401（0.064＋0.145＋0.193），总效应为0.401，即组织创新氛围完全通过创新自我效能感、产生创新构想的行为对执行创新构想的行为产生影响。
图6 创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为间的中介作用假设模型（MC）
注：***表示在0.001水平显著。
四、结论与讨论
1.测量工具
首先，目前国内与本研究的三个主要变量（组织创新氛围、创新自我效能感、员工创新行为）相关的实证研究还非常少，适应中国情境的测量工具还不成熟，本研究引进并修订了国外和中国台湾地区的成熟问卷，并进行了详细的信效度分析，得到了适合中国情境的、信效度良好的测量工具，这是本研究的基础。修订后的问卷可以作为以后相关研究的参考工具，这也是本研究的贡献之一。
2.组织创新氛围与员工创新行为的关系
本研究结果显示，组织创新氛围与员工创新行为显著相关，组织创新氛围的五个维度（环境及工作自由、组织支持、团队合作、学习成长、能力发挥）与员工创新行为的两个维度（产生创新构想的行为、执行创新构想的行为）都显著相关，组织创新氛围影响员工产生创新构想的行为，并完全通过产生创新构想的行为影响执行创新构想的行为。
这一结果与以往有关组织创新氛围（或组织氛围）与员工的创新行为（或创造力）的研究结果是一致的，表明组织创新氛围确实与员工的创新行为存在密切关系，它是激发员工创新行为的重要情景因素。
但是，即便单从员工创新行为的内在过程来看，组织创新氛围与员工创新行为的关系也并非单一的、直接影响关系。现在大多数研究者采用阶段论的方法来界定员工创新行为，如Scott和Bruce三阶段论、[4]Kleysen和Street的五阶段论。[22]从过程看，前一阶段的行为则是下一阶段行为的基础或影响因素，而本研究的实证检验结果也支持员工创新行为的阶段论观点，即组织创新氛围首先影响员工产生创新构想的种种行为表现，如从不同的角度看待问题、针对问题提出构想或解决方式、从事可能产生益处的改变等等，这些行为又是员工执行创新构想行为的基础，只有在先期产生创新构想行为基础上，员工才会冒着风险以支持新构想，积极主动去推动创新构想使其有机会被实施，将改善工作流程、技术、产品或服务的新构想具体实行于每日例行性事务之中等。
3.创新自我效能感与员工创新行为的关系
本研究结果显示，创新自我效能感与员工创新行为及其两个维度都具有显著的正向相关关系。这一结果与Tierney和Farmer在企业场景下的实证研究[33,43]和教育领域的研究结果[10,42]是一致的，说明创新自我效能感是员工创新行为激发的关键个体因素。
另外，在员工创新行为的阶段论基础上，本研究对两者的关系进行了更为深入的分析，并得到了新的发现。创新自我效能感直接影响产生创新构想的行为，而且路径系数达到了0.721，说明影响程度是非常大的；虽然创新自我效能感也直接影响执行创新构想的行为，但这一直接影响相对较小，路径系数仅为0.084，它主要通过产生创新构想的行为对执行创新构想的行为产生间接影响，间接影响效应达到了0.623。所以，从影响的强度来看，最主要的影响路径是创新自我效能感→产生创新构想的行为→执行创新构想的行为，这一路径是本研究的新发现，也是本研究的贡献之一。
4.创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为间的中介作用
本研究发现，组织创新氛围对于员工创新行为存在影响，影响效应总共达到了0.446。在考虑创新自我效能的中介作用情况下，虽然组织创新氛围对于员工创新行为仍存在直接影响，但这一直接影响变得非常弱：组织创新氛围对产生创新构想的行为的直接影响路径系数由0.437锐减为0.191；通过产生创新构想的行为的中介对于执行创新构想的行为的间接效应也从0.384锐减为0.145。它主要通过创新自我效能感的中介作用影响产生创新构想的行为，这一间接效应达到0.255，大于直接影响效应（0.191）；通过创新自我效能感中介对执行创新构想的行为产生影响，间接效应共为0.257，大于直接通过产生创新构想的行为的中介产生的间接效应（0.145）。创新自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为的中介作用可以表述为：组织创新氛围→创新自我效能感→产生创新构想的行为→执行创新构想的行为。
这一结果完全支持Jin NamChoi提出的个体特性、情境因素和心理过程决定创新行为的概念模型，这个概念模型强调个体的心理过程，特别是个体的效能信念，在情境因素和个体特性与行为之间的重要性。[10]本研究实证结果证实了这一点，可以作为Jin NamChoi概念模型在企业情景中的实证支持之一。这一结果与Tierney与Farmer的研究结果也是一致的，他们发现并强调创新自我效能感在员工对主管行为的认知和员工创新行为及绩效之间的中介作用。[43]
更为有意义的是，这一结果是对社会认知理论的有力支持。社会认知理论仍然承认环境因素对于人的行为的影响，但是它对于行为主义的刺激→反应（S→R）进行了修订，接受新行为主义的S→O→R观点，在情景与行为之间加入了人的主体性作用，它强调人的能动性在行为激发中的作用，而效能信念是人的能动性的基础。而本研究所发现的组织创新氛围→创新自我效能感→员工创新行为这一影响路径，可以作用社会认知理论在企业情景下、员工的创新活动领域的具体体现和应用。
5.小结
本研究在中国情境下，探索性地从组织创新氛围和创新自我效能感这两个视角，探究如何激发员工创新行为这一基本问题。在此过程中，得到了一些具有理论与实践价值的研究结果。
首先，对组织创新氛围与员工创新行为的关系在中国情境下进行了重新检验，这是氛围与行为的关系研究在中国情境下的拓展，可为中国企业的人力资源管理提供有益的新见解。其次，以自我效能感理论为基础，采用领域相关自我效能感的研究思路，对创新自我效能感与员工创新行为进行了实验检验。这是中国情景下的开拓性研究，是对自我效能感研究在企业工作场景、员工创新活动领域的拓展。最后，创造性地将创新自我效能感引入到组织创新氛围与员工创新行为两者的关系之中，构建了“组织创新氛围→创新自我效能感→员工创新行为”作用机制模型，提出并验证了创新自我效能感作为组织创新氛围影响员工创新行为的中介变量的理论构思，是对原有“组织创新氛围→员工创新行为”直接关联的突破和完善，也为组织创新氛围与员工创新行为的关系提供了新的视角。
但是，由于各种主客观原因的限制，在研究过程中尚存在一些局限之处，在后续研究中需要进一步完善。
首先，受研究成本、时间等条件限制，本研究采用截面研究的方法，对于因果关系的推论和作用机制的检验相对于纵向研究（追踪研究）而言，说服力相对较弱，难以反映出组织创新氛围、创新自我效能感影响员工创新行为的动态过程。因此，在后续研究中，希望通过追踪研究，更深入地分析组织创新氛围、创新自我效能感与员工创新行为的关系，对理论模型进行更具说服力的实证检验，从而提高研究结论的说服力。
其次，本研究的数据采集主要依赖于自陈式问卷调查，这就难以避免同源方差的问题，这会使变量间的关系放大。在将来的研究中，如能够采用准实验或现场实验研究，那就可以更可靠地检验变量间的关系。
再次，本研究尝试打开了组织创新氛围对员工创新行为的影响机制这一“黑箱”，但这只是初步的探索性工作，只是打开了“黑箱”的一角，还有很多问题值得进一步深入探讨。因此，在后续研究中，希望通过更为全面的理论分析以及探索性案例分析，识别出其它的中介变量，将其纳入到组织创新氛围与员工创新行为的关系模型中，以建立更为完善的、有解释力的理论模型，进一步提高研究结论的系统性和针对性。
最后，从上世纪90年代开始，班杜拉针对早期的自我效能感研究忽视集体行为研究这一缺陷，对集体效能概念进行了系统地理论整合和阐释，进一步扩展了其自我效能理论的内涵。目前，企业管理研究领域中的集体效能感的研究还相对较少，在企业技术创新活动领域的集体效能感研究更是少之又少。后续的研究，可以在本研究的基础上，将本研究的理论框架拓展到集体层次，探讨组织创新氛围、集体层次的创新自我效能感和团队及其成员创新行为的关系，这对于企业技术创新管理实践也具有重要的借鉴意义。