心理资本、目标取向与创新行为

甄美荣　朱永跃　庄晋财　郭本海��

摘要：基于个体层次和组织层次的双重视角研究心理资本、目标取向在组织创新氛围下对创新行为的影响。通过368名在职员工的数据分析表明：组织创新氛围与个体创新行为呈显著正相关关系；心理资本在此关系中起完全中介作用；证明目标取向和回避目标取向在此关系中通过心理资本起反向调节作用；学习目标取向的调节作用没有得到验证。

关键词：心理资本；目标取向；创新行为；组织创新氛围

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.11.22

中图分类号：F272 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2015）11-0101-04

Abstract：Combining the perspectives of individual level and organizational level， the paper analyzes the interactive effect of organizational innovation climate， phychological capital and goal orientation on innovation behavior. Results show that， organizational innovation climate has positivly and significantly effects on innovation behavior； phychological capital has significant mediating effect between organizational innovation climate and innovation behavior； prove goal orientation which is mediated by psychological capital， has negative moderating effect on the ralationship of organizational innovation climate and innovation behavior， and which is same to avoid goal orientation； leaning goal orientations moderating effect is not significant.

Key words：psychological capital； goal orientation； innovation behavior； organizational innovation climate

员工创新行为是企业创新的关键，为了促进员工创新行为的产生，众多企业用强制手段、外在激励和硬件场地投入等来激发员工创新行为，但效果不佳。此种现象的深层原因是没有组织创新氛围来支持员工的创新行为[1]。同时，本土企业缺失对员工创新的积极心理状态和学习主动性的关注，积极心理状态的缺失会影响员工创新行为的表现[2]。心理资本理论和目标取向理论起源于心理学领域，近来逐渐成为组织、管理领域研究的热点。心理资本是个体一般积极性的核心心理要素，是能够促使员工实施创新行为的积极心理状态[3]。目标取向是个体对成就情景的解释和反应，会影响其成就动机和学习主动性[4]，进而对个体创新行为产生重要影响。因此本文围绕组织创新氛围下心理资本、目标取向对个体创新行为的影响展开研究。

1 文献回顾及假设提出

11组织创新氛围下的个体创新行为

个体创新行为包括个体对问题认知的形成、就创意寻求支持并构建支持者联盟、建立创新模型、形成商品化产品或服务的多个阶段[5]。外部环境层次与个体特征层次是影响个体创新行为的主要因素。组织创新氛围是影响个体创新行为重要的外部情境变量，是创新个体关于影响创新性工作的组织内部环境的认知[6]。West 等指出组织支持性的气氛和导向可以积极影响个体的创新行为 [7]。Amabile认为组织管理方式、任务复杂性等组织变量都会影响员工创新性[6]。因此，提出假设：

H1：组织创新氛围正向影响个体创新行为。

12 心理资本的中介效应

心理资本包含自信、希望、乐观、恢复力4个要素，是可以通过针对性的干预、投入及开发而使个体具备竞争优势的心理状态[3]。Luthans不认同West等人关于支持性的组织氛围能够直接影响个体创新行为的观点，他指出若员工不具备完成任务的心理资本，支持性的组织氛围不会产生显著的效果[3]。支持性的组织氛围可有效提高个体心理资本水平，高心理资本水平可以增加员工创新行为[8]。因此，提出假设：

H2：组织创新氛围通过心理资本影响个体创新行为，心理资本具有中介效应。

13目标取向的调节效应

VandeWalle在Dweck研究的基础上认为目标取向有3个维度：证明目标取向、回避目标取向和学习目标取向。学习目标取向者愿意以多种方式来提升自己的能力，是有利于学习和创新的；证明目标取向者关注有关能力的正面评价，希望表现得强于别人；回避目标取向者更关注有关能力的消极评价，希望回避能力差的表现[9]。

组织创新氛围的定义强调个体认知的重要性，其与个体创新行为的关系会受到某些边界条件的影响，反映员工不同认知框架的目标取向则是此类边界条件之一[10]。学习目标取向者采用多种方式与资源来寻求问题的解决途径，并不断提高内在能力，可淡化创新过程中失败带来的消极效应。因此，学习目标取向会正向影响组织创新氛围和个体创新行为的关系。证明目标取向者致力于寻找强于他人的机会，在创新活动中，他们无法在短期内获取正面评价，故鼓励创新的环境并不能增加他们的创新行为。因此，证明目标取向会反向影响组织创新氛围和创新行为的关系。回避目标取向者容易在困难和挫折中退缩，害怕挑战和负面评价，在工作中表现出较少的创新行为。因此，回避目标取向会反向影响组织创新氛围和创新行为的关系。提出假设：

H3：目标取向可以调节组织创新氛围和个体创新行为的关系。

H3a：学习目标取向正向调节组织创新氛围和个体创新行为的关系。

H3b：证明目标取向反向调节组织创新氛围和个体创新行为的关系。

H3c：回避目标取向反向调节组织创新氛围和个体创新行为的关系。

14有中介的调节效应模型

学习目标取向者将创新视为学习的机会，他们对创新性任务充满了希望、自信、乐观，能够较快地从失败中恢复过来，以此来不断提高自己的能力，呈现出对创新的“控制模式”；具有证明目标取向和回避目标取向的个体，面对创新会表现得失去信心和希望，呈现出对创新的“无助模式”，证明目标取向者的理想任务是赢得别人的积极评价，使能力得到证明；回避目标取向者则希望不要得到负面评价[9]。二者都会倾向于简单的任务，其行为受外在动机驱使，因此可能通过牺牲某些挑战性的学习机会来避免困难和错误。据此可知，目标取向不同的个体在面对创新这一挑战性任务时呈现出了不同的心理资本水平。组织创新氛围与个体创新行为的关系受到目标取向调节效应的影响，且调节效应是通过心理资本来发挥的。叶宝娟[11]等称此类模型为有中介的调节效应模型，并对模型进行了解释和检验方法的总结，即在调节效应存在的基础上，调节变量对主效应的影响是通过一个中介变量来进行的。因此，提出假设：

H4：目标取向在组织创新氛围和个体创新行为关系间的调节效应是通过心理资本来发挥的。

H4a：学习目标取向在组织创新氛围和个体创新行为关系间的正向调节效应是通过心理资本来发挥的。

H4b：证明目标取向在组织创新氛围和个体创新行为关系间的反向调节效应是通过心理资本来发挥的。

H4c：回避目标取向在组织创新氛围和个体创新行为关系间的反向调节效应是通过心理资本来发挥的。

研究模型如图1。

2 研究设计

21研究对象

2013年5～8月间研究者在浙江、江苏、山东等地的40多家企业共计发放问卷500份，收回437份，回收率874%。其中69份问卷因填写不认真（如选择很有规律、连续5个缺选、超过10个选择相同或正反题得分自相矛盾）视作废卷，有效问卷368份，有效率736%。

22研究测量工具

组织创新氛围测量采用邱皓政等[12]设计的量表，包含7个维度共35个条目。创新行为采用Scott和Bruce[5]设计的单维度量表，包含6个条目。目标取向的测量采用VandeWalle[9]设计的量表，包含3个维度共12个条目。心理资本的测量采用Luthans等[3]设计的量表，包含4个维度共24个条目。依据以往研究惯例，将个体和职业统计变量作为控制变量处理。

3 数据分析与结果

31信效度分析

组织创新氛围量表各维度的α系数在0738～0875之间，量表总的α系数为0953，说明问卷具有良好的信度。建立组织创新氛围的二阶七因子验证性因子分析模型，拟合指标见表1。GFI低于可接受的09的标准，但Bollen认为，若CFI不低于0900，GFI不低于0850，便能够认可模型的拟合度 [13]，本文中CFI为0980， GFI为0869，故组织气氛量表具有良好的结构效度。

目标取向各维度α系数在0723～0819，量表总的α系数为0744，表明问卷具有良好的信度。同时构建目标取向的一阶三个维度的验证性因子分析（目标取向的三个维度分别是三个类别），拟合指标见表1，结果表明目标取向量表具有良好的结构效度。

心理资本量表各维度的α系数在0703～0798之间，量表总的α系数为0891，说明问卷信度好。同时构建心理资本的二阶四因子的验证性因子分析模型，拟合指标见表1，结果表明心理资本量表具有良好的结构效度。

创新行为量表信度为0811，表明问卷具有良好的信度。同时构建创新行为的单维验证性因子分析模型，拟合指标见表1，结果表明创新行为量表具有良好的结构效度。

32基于相关分析的主效应检验

本文采用Pearson相关分析对组织创新氛围与创新行为进行分析，表2给出了各变量的均值、标准差和相关系数。组织创新氛围与创新行为显著正相关（r=0489，p<0001）。H1得到支持。

33基于结构方程模型的中介效应检验

采用结构方程模型来分析心理资本在组织创新氛围与创新行为关系间的中介作用。模型拟合过程中拟合指数GFI、CFI、NFI、AGFI等大于0900是众多学者认可的标准，但有些研究在实际拟合过程中因模型复杂，多个变量参与拟合，可能导致部分拟合指数低于0900的标准，因此可适当微调部分拟合指数的取值标准[13]。本文的中介效应模型是3个变量共12个维度参与拟合的二阶结构方程模型，颇为复杂，故在CFI 、NFI指标值为0970、0952，AGFI、GFI为0870、0863的情况下（见表3），认为变量间关系尚能得到反映，模型可以接受。

由图2可知，组织创新氛围对心理资本影响的标准化系数是0701，p值于0001水平上显著；心理资本对创新行为影响的标准化系数是0752，p值在0001水平上显著；组织创新氛围对创新行为影响的标准化系数是0020， p值大于005，未通过显著性检验，说明组织创新氛围对个体创新行为的影响完全通过心理资本来完成，间接效应为0525（0701×0752），H2得到验证。

34基于多层回归分析的调节效应检验

按照叶宝娟[11]等给出的方法来检验有中介的调节效应模型。表4显示了各模型对H3、H4的检测结果。模型1纳入了控制变量。模型2将组织创新氛围对创新行为进行回归，结果显示组织创新氛围（β=0531，p<0001）对员工创新行为有显著的正向影响，H1再次得到验证。

模型3、4、5分别检验了学习目标取向、证明目标取向及回避目标取向的调节效应。在此步骤中如果调节效应不显著则停止后续分析[11]。结果显示，学习目标取向的调节作用并不显著，H3a没有得到验证，因此停止后续分析，H4a也没有得到验证；证明目标取向的调节效应显著（β=-0157，p<001），H3b得到验证；回避目标取向的调节效应显著（β=-0113，p<005），H3c得到验证。

模型6、7检验了证明目标取向有中介的调节效应。模型6显示了心理资本对组织创新氛围、证明目标取向及其交乘项的回归，且交乘项的回归系数显著（β=-0117 ，p<001）；模型7显示了创新行为对心理资本的回归系数显著（β=0530，p<0001），创新行为对组织创新氛围与证明目标取向交乘项的回归系数依旧显著（β=-0108，p<005），依据叶宝娟[11]等的方法，这说明证明目标取向对组织创新氛围与个体创新行为间关系的调节作用是部分地通过心理资本来发挥的。H4b得到支持。同理模型8、9检验了回避目标取向有中介的调节效应。模型8显示了心理资本对组织创新氛围、回避目标取向及其交乘项的回归，

且交乘项的回归系数显著（β=-0102，p<005）；模型9显示了创新行为对心理资本的回归系数显著（β=0284，p<0001），同时创新行为对组织创新氛围与回避目标取向交乘项的回归系数不显著，这说明回避目标取向完全地通过心理资本调节组织创新氛围与创新行为的关系，H4c得到验证。

4结语

证明目标取向与回避目标取向有中介的调节效应均得到验证。学习目标取向的调节效应没有得到验证。这主要因为在本土企业的传统文化中，自主学习是不被纳入激励系统之内的角色外行为[14]，且学习目标取向者其内在动机是在任何情境下的能力和智力发展，故不会对组织创新氛围与创新行为间的关系起到明显作用[15]。

本文研究结论对企业实践有一定意义，但不足在于采用截面数据，与纵向追踪研究相比，阐述力较弱，这也是后续研究改进的方向。

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（责任编辑：杨锐）