心理授权对个体创新行为的影响——同事支持的调节作用

杨 英， 李 伟

（东北电力大学经济管理学院， 吉林 吉林132012）

我国学者对于创新的研究，大多数是从相对宏观的角度研究技术创新与组织创新，从心理学和行为学角度研究个体创新行为还不够深入。阿马比尔（Amabile）[1]认为，个体的创造力是组织创新中最重要的因素，是组织创新的基础。伍德曼、索耶和格里芬（Woodman，Sawyer & Griffin）[2]也认为，创新可以分成个体、群体与组织三个层次，但是个体层次是创新的最终来源，是群体创新与组织创新的基础。因此，研究个体的创新行为及其影响机制具有非常重要的意义。本文将从心理授权和同事支持的角度关注个体的创新行为，试图为管理者提供有益的建议。

一、文献回顾与理论假设

1. 概念界定

（1）心理授权。心理授权最初被定义成一维结构“自我效能”，[3]本质是通过改变个体的内在信念，来导致个体行为的改变。托马斯和维特豪斯（Thomas & Velthouse）[4]认为，心理授权并不是单一维度而是个多维度的概念，它反映了个体对于工作角色的四种认知：工作意义、自我效能、自我决定和工作影响。工作意义指的是个体对于工作目标价值的判断，自我效能指的是个体对自己能够成功完成某种工作的信念，自我决定指的是个体在工作过程中的自主性，工作影响指的是个体能够在工作中影响组织战略、行政管理和经营绩效的程度。

（2）个体创新行为。个体创新行为是指从识别问题开始，产生创新构想或解决方案，并为自己的想法寻找支持，最后将创新的想法“产品化”及“制度化”。在创新中产生的构想既可以是新奇的、别人从没采用过的，也可以是其他人在其他环境中已经采用的。[5]周和乔治（Zhou & George）[6]也认为，个体创新行为不仅仅指创新构想的产生，而是包括创新构想产生、推广与发展执行方案。万德维格特和詹森（Vander Vegt & Janssen）将个体创新行为定义为：在群体或组织的工作角色中，有意识地产生、推动并实施新想法，以利于提高个体、群体和组织绩效。[7]他们认为个体创新行为包括三个不同的阶段：想法产生、想法推动和想法实施。刘云、石金涛[8]在斯科特（Scott）和布鲁斯（Bruce）的研究基础上，将个体创新行为定义为：个体在组织相关活动中，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。

（3）同事支持。同事支持是指在工作背景下，个体从组织中其他同等地位的成员那里获得的关怀和照顾。[9]鞠芳辉等[10]认为同事支持是指当员工在他的工作中需要共享知识和专长，或需要同事的鼓励和支持时，得到来自同事的帮助。戴春林等[11]将同事支持定义为在同一工作单位中，处于同等地位的个体之间相互提供的情感、信息和工具等方面的支持和帮助。

2. 心理授权对个体创新行为的影响

在组织行为学研究中，心理授权是一个广泛使用的术语，通常被看作是个体的内在工作动机。1983 年，哈佛大学的阿马比尔[12]教授提出了个体创造力成分模型，将内在工作动机看成是一个影响个体创新的重要因素。思博瑞泽（Spreitzer）[13]的研究发现，心理授权水平与创新行为水平之间呈显著正相关，詹森[14]则发现心理授权中的影响维度对个体创新行为具有显著的正向影响，同时主管支持在影响维度与个体创新行为之间的关系中具有显著调节作用，主管支持程度越高，影响维度对个体创新行为的影响越强。

刘耀中[15]以我国企业员工及管理人员为研究对象，探讨了员工的心理授权结构维度以及心理授权与员工创新行为之间的关系。结果显示，心理授权四因素结构模型比较理想，四个维度共同解释了个人创新行为49.1%的变异量。心理授权对个体创新行为存在显著的正向影响，心理授权的四个维度中，除目标内化对个体创新行为的影响没有达到显著性水平以外，自我决策、工作价值和自我效能三个维度对个体创新行为都具有显著的正向影响。

袁庆宏和王双龙[16]的研究发现，心理授权增加了个体创新行为形成的心理因素，除了影响维度与个体创新行为关系不显著之外，工作意义、自我效能和自主性三个维度都对个体创新行为有显著正向影响。有授权体验的员工相信他们对工作是有自主性和影响力的，会比其他员工感到更少的技术和规则的限制，因而可能会更积极、更主动，更有创造性。在托马斯和维特豪斯的授权认知模型中，心理授权和个体弹性、灵活性、首创性有关，从而促进创新行为。

根据以上分析，本文假设：

H1：心理授权对个体创新行为具有正向影响。

每个个体都有寻找工作意义的动机，当他们认为自己所从事的工作有趣并能体现个人价值时，便会认为工作有意义，就有动力去投入工作。但这种意义能否转化为个体的创新动力，还取决于他们对创新成果的评价，比如创新是否为他们带来了物质报酬或精神奖励、增加了个体技能等。这些期望越能得到满足，个体创新行为就越容易发生，相反，个体创新行为就会减弱。自主性又称为自我决定性，具有自主性的员工会根据自己的想法安排工作，包括工作程序、工作方法等，体现了组织对员工的信任和肯定，因此有助于改善员工对组织的认同感，激发员工主动工作的热情和创造性。自我效能感的高低决定着个体能很好完成某项任务或工作的信心大小。自我效能感高的个体认为自己有能力完成某项任务或工作，因而在遇到困难或挑战的时候，有坚强的意志，能持续地从事某项工作，主动学习新知识和新技能，具有探索精神。而自我效能感低的个体往往缺乏自信，不敢尝试。吉斯特和米切尔（Gist & Mitchell）[17]指出，个体自我效能感的不同会影响到他们工作的结果，自我效能感高的个体工作效果更好。工作影响使员工感知到自身的工作在企业中的价值，如果他们的工作影响到企业战略或管理方法，就会认为对组织有着重要的贡献，从而有动机对工作作出某种调整，这种调整也可以被看作是一种创新行为。

根据以上分析，本文又提出以下4 个子假设：

H1a：工作意义对个体创新行为具有显著的正向影响。

H1b：自主性对个体创新行为具有显著的正向影响。

H1c：自我效能对个体创新行为具有显著的正向影响。

H1d：工作影响对个体创新行为具有显著的正向影响。

3. 同事支持对心理授权与个体创新行为关系的调节作用

国内对于同事支持的研究还比较缺乏，结论也不统一。有的学者发现，同事支持可以显著降低个体的心理压力，与个体绩效也具有一定相关性。也有的学者发现，同事支持通过员工的内部动机和积极情绪的中介作用影响员工的创造力。还有学者将同事支持作为调节变量进行研究，如有学者研究了工作不满、持续承诺与同事支持的交互作用对员工创新性的影响，他们通过实证研究发现，当员工对工作不满意，但持续承诺和同事支持都比较高时，更倾向于发挥他们的创新性。[18]

考利和贾沃斯基（Kohli & Jaworski）[19]对于销售人员的同事反馈与其工作满意度、工作绩效等之间的关系进行了研究，发现积极的同事反馈比消极的同事反馈对个体的影响更大，积极的同事反馈可以提高个体的工作满意度，提升工作绩效。

创新经常意味着将先前不相关的事物通过非传统的方式结合起来，不仅需要人们有强烈的解决问题的动机，也常常需要不同领域相关知识的交叉运用。在人际关系发展过程中，人们通常愿意接近那些与自己职业、地位、目标或价值观相似的人，而同事由于处于相同的工作环境之中，没有正式的上下级关系，相互间有较多的接触与互动，因此和同事间的关系会比较亲近，对其工作上的影响也会比较大一些。

当同事愿意提供支持和帮助时，员工既可以从同事那里得到与任务相关的知识和技能，也容易将同事作为商讨新问题、新想法的伙伴，从而促使产生解决问题的新方法。[20]在决定作出积极的行为之前，员工通常会去评价通过自己和别人的行动能够使工作得到改进的可能性。当一个员工与周围同事关系融洽，同事们愿意与之分享相关知识和技能并给予鼓励时，则该员工就有更多的机会产生新的想法并付诸实施。已有研究证实同事支持是个体创造力的前因变量，但还没有学者将同事支持作为心理授权与个体创新行为之间的调节变量进行研究。通过深度访谈，我们发现同事支持可能是心理授权与个体创新行为之间关系的一个调节变量。如访谈对象谈到，如果得不到同事的支持，即使有创新的想法也不会去实行；领导的授权会提高自己创新的积极性，但也要看同事是否支持自己。基于深度访谈的结果，我们提出假设H2。

H2：同事支持感越强，心理授权对个体创新行为的影响越大。

综上所述，本文构建的理论模型如图1 所示。

二、研究方法

1. 深度访谈法

为了获得企业员工的真实信息和想法，本研究采用了深度访谈法。一共访谈了10 位员工，其中男性8 位，女性2 位。受访者的职位包括技术人员、营销人员、中层管理者和高层管理者。这些员工所在的企业包括汽车制造企业、化纤制造企业、发电企业、软件企业、通信企业和银行。10 名员工中，工作年限在3~5 年的有2 人，5~10 年的有4 人，15~20 年的有3 人，20 年以上的有1 人。

通过深度访谈，我们了解了访谈对象对于问卷中概念的理解程度，对部分题项的表述作了修改，对于理论模型的合理性进行了初步验证。

2. 问卷调查法

（1）预测试。为保证研究的质量，我们首先进行了小样本预测试，共发放问卷150 份，收回146份，回收率为97.3%。根据以往学者的研究，我们按照以下两个标准剔除问卷：一是问卷没有填写完整；二是调查对象没有认真填写，如果问卷中连续5 个题目的选择相同，那么这份问卷就无效。最终剔除26 份无效问卷，得到有效问卷120 份，样本有效率为82.2%。

图1 理论模型

在预测试中，我们采用修正条款总相关系数（Corrected Item-Total Correlation，CITC）来考察是否删除题项，利用克隆巴赫系数（Cronbach's α）来检验问卷的信度。题项删除的标准主要有两个：一是修正条款总相关系数值小于0.3 的；二是删除该题项后可显著增加克隆巴赫系数值。

（2）正式问卷的发放与回收。正式问卷通过网上填写的方式获取数据，调查范围涉及吉林、长春、成都、上海、北京、广州、深圳、沈阳、石家庄等多个城市，行业涉及化纤、电信、汽车制造、信息技术等多个行业，问卷的剔除标准与预测试相同，共收回553 份有效问卷。研究样本的详细信息如表1 所示。

三、量表的信效度分析

1. 量表选择

（1）心理授权的测量。最有代表性的心理授权量表是思博瑞泽[21]在1995 年开发的，并得到了广泛认同。国内学者李超平等[22]在思博瑞泽的量表基础上，通过专家翻译、企业员工填写问卷、员工访谈、修改问卷、专家回译等过程，形成了心理授权的中文版量表，本研究实证部分采用李超平修订的心理授权量表。

表1 研究样本描述性统计分析

（2）个体创新行为的测量。黄致凯[23]在台湾的研究揭示出个体创新行为由创新构想产生和创新构想执行两个维度组成，所有题项的因素负荷量以及信度都符合研究标准。卢小君[24]在大陆的研究也得出了类似的结果。本研究认为这两个研究比较符合中国的实际情境，因此，在实证部分将采用黄致凯修订的创新行为二维度的量表。

（3）同事支持的测量。波德可夫、阿亨和 麦肯兹（Podsakoff & Ahearne & MacKenzie）通过主成分分析法将组织公民行为分为三个维度：同事帮助、公民道德和运动员精神。苏红玲在其同事帮助维度量表的基础上，通过将其翻译成中文并根据企业主管的访谈对词句加以修订，最终形成了有7 个题目的同事支持中文量表，量表具有良好的信度和效度。本研究实证部分将采用苏红玲修订的同事支持中文量表。

2. 控制变量

以往的文献研究显示，影响个体创新行为的人口统计学变量主要有年龄、性别、学历、任期、职位等，但不同的研究结论并不完全一致。如芒福德和古斯塔夫森（Mumford & Gustafson）以及斯科特和布鲁斯的研究都发现，年龄与教育程度可以显著影响个体的创新行为。[25]刘云和石金涛[26]的研究发现，性别、年龄、教育程度、职位级别和岗位性质与个体创新行为显著相关。结合国内外相关研究，本研究将员工的性别、年龄、学历、工作年限和职位等人口统计学变量作为研究的控制变量。

3. 信度分析

我们使用SPSS16.0 统计软件对本文中使用的各个量表进行了信度分析。心理授权的克隆巴赫系数α 值为0. 899，各个维度的克隆巴赫系数α值分别为0.876、0.859、0.854、0.931，员工创新行为的克隆巴赫系数α 值为0. 939，两个维度的克隆巴赫系数α 值分别为0.936 和0.827，同事支持的克隆巴赫系数α 值为0. 903，均大于0.8，说明心理授权、个体创新行为、同事支持量表及其各个分量表均具有良好的信度。

4. 效度分析

本文从内容效度和构念效度两个方面来对量表的效度进行检验。对内容效度的检验，我们请了5 位人力资源管理与组织行为学领域的教授和博士生，以小组座谈的方式，共同来分析所设计的问卷，修改不合适的题项。

构念效度通过收敛效度和判别效度两项指标来进行测量。收敛效度是通过计算各构念的组合信度CR 值和平均方差抽取量AVE 值来评价。本研究首先使用AMOS16.0 软件对各构念进行了验证性因子分析，以此得到了各个题项的标准化因子载荷，然后又以此为基础分别计算出了CR 值和AVE 值。当各个题项的标准化因子载荷大于0.5，且各潜变量的CR 值大于0.7、AVE 值大于0.5 时，则该量表具有良好的收敛效度。此外，我们根据每个潜变量的AVE 值的平方根必须大于各个构念间的相关系数作为判断标准，对各量表的判别效度进行了检验。结果表明，本研究所采用的量表均具有良好的收敛效度和判别效度。

四、假设检验

本研究采用分层多元回归法进行假设检验。我们首先将人口统计学控制变量中的类别变量转化成虚拟变量（Dummy Variable），然后进行回归分析。

1. 心理授权对个体创新行为的直接影响

为了检验心理授权对员工创新行为的影响，我们采用两步分层回归的方法，第一步用控制变量对员工创新行为进行回归，第二步加入自变量心理授权，对个体创新行为进行回归。通过观察△R2的显著性来检验心理授权对个体创新行为的影响，具体结果参见表2。

从表2 可以看出，心理授权对个体创新行为有直接显著的正向影响，即假设H1成立。

2. 心理授权各维度对个体创新行为的影响

将心理授权的四个维度作为自变量，个体创新行为作为因变量，进行两步回归分析，结果如表3所示。

从表3 可以看出，工作意义、自主性、自我效能和工作影响均对个体创新行为产生显著的正向影响，即假设H1a~H1d成立。

3. 同事支持对心理授权与个体创新行为的调节

为了验证同事支持的调节作用，我们采用三个模型来分析数据，并对所有连续变量进行了均值中心化处理，回归分析结果见表4。

从表4 可以看出，心理授权与同事支持对个体创新行为的主效应显著。当交互项进入回归方程后，交互项心理授权×同事支持的回归系数显著，说明同事支持在心理授权与个体创新行为之间起显著调节作用，即假设H2成立。

五、结论与讨论

本研究的实证检验结果表明，心理授权对个体创新行为具有直接显著的正向影响。这与多数研究者的研究结论是一致的，即提高个体的心理授权感受可以提高个体的创新行为。因为心理授权通常被看作是个体的内在动机，有心理授权体验的员工相信他们对工作是有自主性和影响力的，会比其他个体感到更少的技术和规则限制，因而可能会更积极、更主动，更有创造性。想法的伙伴，促使产生解决问题的新方法。

表4 同事支持对心理授权与个体创新行为的调节

因此，一个人与同事之间人际关系的好坏非常重要，如果一个人与同事关系不好，很可能同事就不支持他的工作，因而工作的质量难以保证，更别说是创新性的绩效。作为企业管理者，需要了解和掌握调节变量的作用机理，重视组织中的人际关系，关注同事之间的关系变化，善于营造组织中和谐的人际氛围，避免人与人之间发生过大的冲突，确保在需要的情况下，每个人都能够得到同事最大的支持，从而促进员工的创新行为，提高企业绩效。

工作意义、自主性、自我效能和工作影响四个维度均对个体创新行为具有直接显著的正向影响。同时还发现，心理授权四个维度对员工创新行为的影响程度是不同的，大小依次是自我效能、工作意义、工作影响和自主性。自我效能对个体创新行为有最主要的影响，这首先可以从班杜拉的自我效能理论来解释，自我效能是个体认为自己有能力做好某项工作的信心，是一种主观认知和判断，相对而言，自我效能感高的个体更有信心面对不确定性和以新的方法解决问题，因而会促使员工产生创新行为。工作意义决定了员工如何看待工作，如果员工认为自己从事的工作非常有价值，就会激发他更努力地工作，对于工作中存在的问题就会更用心地思考，从而想出解决问题的新办法。工作影响是员工的工作对于组织战略和政策的影响力，自主性指员工对于如何开展工作是否有决定权，被认为是内在激励的重要组成部分。那些在工作上有充分自主权的员工，从工作中获得的内在激励程度会更高，因而会表现出更多的创新行为。

本研究发现，同事支持感越强，心理授权对个体创新行为的影响越大。同事之间由于工作的关系，经常需要相互协作以完成特定的目标，因此同事间会有较多的接触和互动，当同事愿意提供支持和帮助时，员工既可以从同事那里得到与任务相关的知识和技能，也容易将同事作为商讨新问题、新

＊本文系教育部人文社科基金项目“国有控股上市公司高层管理者绩效评价方法研究”（项目编号：11YJA630033）、吉林省社科基金项目“吉林省发展战略新兴产业的人才支撑环境研究”（项目编号：2012B292）、东北电力大学博士科研启动基金项目“推动战略性新兴产业发展的人力资源开发研究”（项目编号：BSJXM-201114）、吉林市科技局软科学项目“吉林市创新型城市建设研究”（项目编号：201243206）的阶段性成果。

[1]Amabile T M.A Model of Creativity and Innovation in Organizations[J].Research in Organizational Behavior，1988，10（1）：123-167.

[2]Woodman R W，Sawyer J E，Griffin R W.Toward a Theory of Organizational Creativity[J].Academy of Management Review，1993，18（2）：293-321.

[3]Conger J A，Kanungo R N.The Empowerment Process：Integrating Theory and Practice [J].Academy of Management Review，1988，13（3）：471-482.

[4]Thomas K W，Velthouse B A.Cognitive Elements of Empowerment：An“ Interpretive”Model of Intrinsic Task Motivation [J].The Academy of Management Review，1990，15（4）：666-681.

[5]Scott S G，Bruce R A.Determinants of Innovative Behavior：A Path Model of Individual Innovation in the Workplace[J].Academy of Management Journal，1994，37（3）：580-607.

[6]、[18]Zhou J，George J M.When Job Dissatisfaction Leads to Creativity：Encouraging the Expression of Voice[J].Academy of Management Journal，2001，44（4）：682-696.

[7]Van der Vegt G S，Janssen O.Joint Impact of Interdependence and Group Diversity on Innovation [J].Journal of Management，2003，29（5）：729-751.

[8]刘云，石金涛.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[J].中国软科学，2010（3）：133-144.

[9]Settoon R P，Mossholder K W.Relationship Quality and Relationship Context as Antecedents of Person-and Yask-Focused Interpersonal Citizenship Behavior.[J].Journal of Applied Psychology，2002，87（2）：255-267.

[10]、[20]鞠芳辉，谢子远，季晓芬.善待员工的工作不满：工作不满与员工创新性的关系实证研究[J].中国工业经济，2008（6）：108-117.

[11]戴春林，李茂平，张松.同事支持研究的回顾与思考[J].企业研究，2011（8）：145-146.

[12]Amabile T M.The Social Psychology of Creativity：A Componential Conceptualization [J].Journal of Personality and Social Psychology，1983，45（2）：357-376.

[13]、[21]Spreitzer G M.Psychological Empowerment in the Workplace：Dimensions，Measurement and Validation[J].The Academy of Management Journal，1995，38（5）：1442-1465.

[14]Janssen O.The Joint Impact of Perceived Influence and Supervisor Supportiveness on Employee Innovative Behaviour[J].Journal of Occupational and Organizational Psychology，2005，78（4）：573-579.

[15]刘耀中.心理授权的结构维度及其与员工创新行为的关系研究[J].西北师大学报（社会科学版），2008，45（6）：90-94.

[16]袁庆宏，王双龙.心理授权与主动性人格对个体创新行为的影响研究[J].当代财经，2010（11）：69-76.

[17]Gist M E，Mitchell T R.Self-Efficacy：A theOretical Analysis of its Determinants and Malleability [J].Academy of Management Review，1992，17（2）：183-211.

[19]Kohli A K，Jaworski B J.The Influence of Coworker Feedback on Salespeople [J].The Journal of Marketing，1994，58（4）：82-94.

[22]李超平，李晓轩，时勘，等.授权的测量及其与员工工作态度的关系[J].心理学报，2006，38（1）：99-106.

[23]黄致凯.组织创新气候知觉、个人创新行为、自我效能知觉与问题解决形态关系之研究——以银行业为研究对象[D].台湾中山大学，2004.

[24]卢小君.学习型文化对个体创新行为的影响机理研究[D].大连理工大学，2007.

[25]Mumford M D，Gustafson S B.Creativity Syndrome：Integration，Application，and Innovation[J].Psychological Bulletin，1988，103（1）：27-43.