组织创新氛围对员工创新行为的影响——创新自我效能感和心理涉入的双重中介效应

杜 璿，邱国栋

(1.东北财经大学工商管理学院，辽宁 大连 116025；2.上海电机学院商学院，上海 201306)

一、引 言

员工创新是企业创新的基础，是企业持续健康发展的基本动力之一。学者们早在20世纪中叶就开展了对员工创新行为的研究并取得了积极成果。早期员工创新行为有关的研究大多集中在心理学领域，主要从个体特征角度展开，研究高创新能力人才所应具备的人格特质与认知特征。20世纪80年代以后，越来越多的管理学研究者也开始关注员工创新行为的问题，研究的侧重点开始从个体特征转向影响员工创新行为的外部情境因素，其中突出强调组织氛围的重要作用。在管理实践中，良好的组织氛围能营造培养员工创造力的环境、提供员工创新行为产生的诱因。然而组织创新氛围对员工创新行为的影响还与员工对组织管理的认知和感受有关，积极有效的组织管理会让员工感受到组织的支持与期望，从而形成更深程度的心理涉入，员工也更愿意展现出创新行为。不同学者研究了组织文化、组织结构、领导风格、同事关注、企业激励、组织培训以及任务特征等因素对个体创新行为的影响，但大多数研究只考察单一情境因素对员工创新行为的影响，将心理涉入视为组织创新氛围影响员工创新行为的中介因素研究还比较欠缺。因此，本文以创新自我效能感和心理涉入为中介变量探讨组织创新氛围的三个方面，即工作氛围、领导效能、任务属性，对员工创新行为的影响机理，从而揭示在组织情境因素影响员工创新行为过程中，个体心理调适机制所发挥的重要作用。

二、文献回顾与研究假设

(一)组织创新氛围与员工创新行为

组织氛围的相关研究可以追溯至20世纪30年代Kurt Lewin关于个体心理氛围的研究，其明确了个体行为形成的情境因素对个体行动的影响，从而使得个体创新行为成为组织氛围与个体心理交互作用的结果。众多学者的研究也支持了组织氛围对个体行动的影响，但对受组织氛围影响的个体心理调适作用关注不足，因此组织氛围如何影响员工创新行为及其机制是一个十分值得深入研究的领域。尽管员工创新行为通常与特定任务有关，但组织层面的因素会直接支持或抑制员工的创新行为。Kanfer和Ackerman(1989)认为，组织结构的完整性和多样性、组织与外部的多元连接、组织内部结构关系、任务属性、任务划分、团队协作、员工信念与荣誉感等因素均有利于员工创新活动的展开[1]。在此基础上，Amabile(1996)等学者认为组织创新氛围是员工对支持创新的工作环境的感知，这也是后续研究中被广泛接受的概念[2]。Hackman和Lawler(1971)的研究分析了组织创新氛围与员工对工作的满意度和认同度、对相关决策参与度以及与员工工作绩效之间的密切关联，从组织层级、领导风格、领导效能和任务特征的角度出发，发现个体心理变化在组织创新氛围和员工绩效之间发挥重要桥梁作用，进而肯定了组织创新氛围对员工创新行为的积极影响[3]。Luthans(2008)指出，员工的个体属性特征和组织氛围相结合，促使员工主动进行心理调适，从而揭示出组织创新氛围对个体创新行为的积极影响[4]。在组织创新氛围与组织绩效关系的研究文献中，组织创新氛围的各个方面与员工工作绩效都存在显著相关关系，组织创新氛围变化较好地解释了员工工作参与度及其工作绩效的变化。通过对员工人格特质及认知条件等方面进行审视，关注员工在组织创新氛围诱导下的积极自我管理和自我激励，强调员工积极心理状态的维护与引导，推动员工心理积极向符合组织价值观的方向进行调适，促使员工形成组织所期待的乐观、坚韧的精神品质和善于提出新思想、新观念的心理状态，从而极大地发挥出员工的创新能力。

当组织创新氛围可以激发员工创新能力并对员工创新行为给予支持时，员工更容易表现出努力创新的行为[5]。一些学者认为，优良的组织创新氛围能够促进员工创新表现[6]，支持创新的组织氛围和制度、合理的工作任务目标等也会积极推动员工创新意识[7]，因此，组织创新氛围直接影响到员工的创新动机和行为。员工创新需要应对工作任务的挑战和组织行为惯性的干扰，因为对组织惯例的坚持会抑制员工创新的激情，因此员工创新活动的成功离不开组织和管理者的支持。组织支持员工的新想法和新措施、容忍不同员工间的多样性特征，并给予资源的支持十分重要。Amabile(1989)等学者提出的组织创新氛围和员工创新行为间关系的研究框架具有相当的影响力，在其框架模型中，管理者的支持力度、工作的挑战性、工作的环境氛围(包括组织鼓励、团队鼓励、工作资源支持)等对员工创新行为具有较明显的积极影响[6]。Amabile和Conti(2011)的研究表明，员工创新行为受到其感知到的组织创新氛围的影响，并将影响组织创新氛围的因素区分为组织激励、管理效能、工作氛围、资源供给、工作的挑战性、工作自主性、工作压力等方面[8]；Scott和Brunc(1994)的研究证明了领导效能对员工创新行为的积极作用[7]，Tierney和Farmer(2002)进一步分析了工作任务特征和员工工作的自主性对员工创新行为的正向影响[9]。因而，员工创新行为是员工自身、领导者、组织氛围和工作团队等因素共同作用的结果[10]。一些学者指出，组织创新氛围对员工创新行为的影响具有明显的非直接性作用，二者之间存在中介因素的影响。比如，员工创新的自我效能感和心理涉入是组织创新氛围影响员工创新行为的重要中介因素[11][12][13][14]。组织创新氛围对员工创新行为影响的研究中，将组织氛围具体化并进行测度是重点。Conti和Amabile(2011)有关组织创新氛围概念和范畴的探讨和Shalley和Gilson(2000, 2004, 2017)对组织创新氛围内容的考察，均从组织、领导者和任务三类因素展开[8][15][16][17]，这为本文从工作氛围、领导效能和任务属性三个角度考察组织创新氛围对员工创新行为的影响研究提供了理论和文献基础。其中工作氛围包括组织鼓励、对创新工作的资源支持和团队支持等方面，领导效能主要是领导者的工作风格及其对创新行为的支持，任务属性主要是任务的目标和特征等方面。从上述三个角度展开分析，并从创新自我效能感和心理涉入两个方面考察个体心理调适，以分析组织创新氛围对个体创新行为的影响，以及在这个过程中个体心理调适的中介效应。在此基础上，本文提出如下假设：

H1：组织创新氛围对员工创新行为具有正向影响。

H1a：工作氛围对员工创新行为具有正向影响；

H1b：领导效能对员工创新行为具有正向影响；

H1c：任务属性对员工创新行为具有正向影响。

(二)创新自我效能感与心理涉入的中介作用

基于员工个体特征的针对工作环境、管理效能和任务属性认知的心理调适，在员工创新行为的研究中日益得到关注。个体心理调适与组织创新情境、组织创新激励等因素相互叠加，使得针对员工心理变化的积极诱导具有相当的重要性。在员工积极的心理调整状态下，组织创新氛围与个体创新活动间的互动关联促进了高创新绩效的出现，员工创新成为组织因素和个体因素彼此融合和共同作用的结果。事实上，自20世纪中叶以来，学者们就开始对个体特征的创新影响因素进行研究。早期研究更多地关注个体的人格属性特征，将研究焦点放在个体想象力、思维灵活性、挑战新事物的勇气、自信心等个体品格属性方面，认为这些品格与个体创新能力具有正向关系，如个体品格中对风险的忍受度、对模糊性问题的非排斥性、挑战传统的欲望、对新鲜事物的接受、自我激励、个体情商和智商等都可以促进个体创新能力提升。但是还有一些更加值得探讨的方面：一是个体特征解释创新绩效时，是否存在组织因素等外部情境的影响；二是个体行为调整的过程是否与特定组织的支持或干预有关。组织环境与个体特质的内在交互作用会对个体创新产生重要影响，这激发了学者运用成分分析法去探究组织和个体创新的关系[18]，从而对个体创新的分析深入到个体心理感知与外在情境之间关系的探讨中。

1.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

受到外在的来自组织的牵引、激励、诱导和维持的个体心理变化，是员工创新动机形成的重要力量，这促使我们在研究个体创新行为时，必须从内部和外部两个角度展开。基于自身认知所形成的介入性活动是内部角度，来自外部力量诱导、牵引等形成的行为变化属于外部范畴。内部和外部力量对个体创新行为的影响同时具备协同和非协同特征。协同性强调二者为创新行为的实施提供了资源或者信息的支持，而外部力量施加的约束感则属于非协同性特征。事实上，创新的内部与外部影响因素不仅互动共存，且在一定条件下，内部因素可能会强化外部因素所能产生的力量[19]。如果我们将员工主动创新行为区分为启动和执行两个阶段，那么，对新现象或者新问题进行探索形成新构想则是启动阶段，而在新构想的基础上采取新措施、执行新方案并形成新产出就是执行阶段[20][21]，两个阶段的整合使个体创新活动成为一个面对新问题、产生新想法、开发新架构、采取新行动进而形成新产出的过程[22]。在这个过程中，当个体创新行为遭遇阻力，来自工作环境、领导者、同事等的支持能提高个体的自我修复能力，组织对潜在失败的容忍可以降低员工对因失败而带来惩戒的恐惧感受，从而对创新采取更加积极的态度[23]。

Bandura(1977)首次提出个体自我效能感理论，其实质是基于组织目标和组织期待，员工对自身创新行为成功性的信心与评价[24]，是员工对自身达成目标的能力而非价值的自我判断，自我判断的结果会对个体行为产生直接影响。根据自我效能感理论，员工自身所拥有的、某个稳定不变的属性并非其描述的关注点，其强调的是个体在行动中发挥的自我作用，即在个体创新前，员工对创新行动具有的信念、判断和自我感受。因此，员工对组织创新氛围的感知必然影响其思维、动机、身心反应以及选择过程。员工对领导行为的感知、对要从事的工作难度和复杂性的判断，以及员工在工作中的职责、对任务性质等的判断与员工自我效能感具有密切关联。因此，组织对试错性尝试的鼓励与支持，极大地提升了员工创新的自我效能感，员工内心所形成的积极情绪源自组织对个体的心理授权，员工自我心理调适积极力量强化了组织创新氛围对个体创新行为的影响。因此，基于上述分析，本文提出假设：

H2：组织创新氛围对员工创新自我效能感具有正向影响。

H2a：工作氛围对员工创新自我效能感具有正向影响；

H2b：领导效能对员工创新自我效能感具有正向影响；

H2c：任务属性对员工创新自我效能感具有正向影响；

H3：创新自我效能感对员工创新行为具有正向影响。

2.创新心理涉入在组织创新氛围与员工创新行为间的中介作用

员工创新心理涉入的相关研究可以溯至Sherif和Cantril(1947)提出的“自我涉入”，其实质是一种内在的心理状态，受个人地位或组织角色、组织情境等因素的影响，员工感受到事物对自己的重要性，从而产生的对相应工作的关注程度的差异[25]。因此，心理涉入可以描述为员工专注于解决某个特定问题并沉浸其中的状态。以此为基础，部分学者提出了影响心理涉入的重要因素，包括工作任务的挑战性、对任务的专注度、目标的明确性、工作的安全感、外部控制性因素、工作责任心等，这些多数与员工创新过程中对组织氛围的感知有关。从而员工对组织氛围不同方面的感知会影响员工的心理涉入。当员工对某项工作具有较高的心理涉入时，就更愿意将出色地完成某项工作视为自己的责任，也就愿意投入更多的时间和精力，并通过发挥自我想象力来创造性的重构问题进而形成新的解决方案[17][20]。Tierney & Farmer(2002)进一步明确了员工创新自我效能感与员工创新行为之间的正向关系[9]，面对组织情境和组织目标，员工行为的创新自我效能感越高，就越有可能更加积极地投入工作；在组织对创新的激励和诱导下，员工创新付出的努力越多创新绩效通常也越高。国内的学者如顾远东和彭纪生(2010)也证实了员工自我效能感与其创新行为的关联关系[12]。从推动员工高创新绩效所需的组织机制角度来看，特定组织氛围下个体心理涉入和员工创新行为之间存在正向关联关系，在积极的组织创新氛围中，员工更容易沉浸在工作中，高度的工作责任感促使员工积极地提出新的方案和运用新的方法来创造性的解决问题，最终推动员工更高创新绩效的形成。据此，本文假设：

H4：组织创新氛围对员工创新心理涉入具有正向影响。

H4a：工作氛围对员工创新心理涉入具有正向影响；

H4b：领导效能对员工创新心理涉入具有正向影响；

H4c：任务属性对员工创新心理涉入具有正向影响；

H5：创新心理涉入对员工创新行为具有正向影响。

(三)研究框架

基于上述分析和研究假设，本文提出组织氛围影响员工创新行为的分析架构，如图1所示。

图1 研究框架

三、研究设计

(一)样本与数据收集

本研究通过问卷调查收集数据。根据李怀祖提出的问卷调查原则，在正式展开调查之前，需先进行预调研。本文选取大连市部分高新技术企业的100名员工进行预调研，并基于探索性因子分析和效度检验结果完善测量量表。随后在大连、武汉和北京三地针对高科技企业展开调研，共发放800份问卷，收回有效问卷516份，有效回收率为64.5%。有效样本的特征情况如表1所示。样本中，被访男性和女性的比例约为2∶1；从工作类型看，既有各层级的管理者，也包括研发人员、产销人员和行政人员，其在总样本中的占比分别为38.0%、31.4%、14.9%和15.7%；从被访人员的受教育程度看，大专及以下占比21.9%，本科及以上占比78.1%；被访人在当前单位持续工作2年(含)以下的占比32.2%，持续工作2年以上5年(含)以下的占比37.2%，持续工作5年以上的占比30.6%。可以看出，被访人员的特征属性覆盖较宽，样本数据的基础性态良好。

表1 有效样本构成情况(N=516)

(二)变量测量

问卷调研中，特定个体对问卷的作答容易导致主观性和同源性偏差，对此需要进行预判和处理。同源性偏差的判断主要是运用Harman单因子因果测试，对于存在的同源性方差，在小范围测试的基础上，根据Churchill(1979)的方法计算CITC(Corrected Item-Total Correlation)并删去CITC小于0.5的题项，实现对同源性偏差的纠正。

1.组织创新氛围

以Amabile(2011)[10]和傅世侠(2005)[21]编制的量表为基础，借鉴张进(2007)[26]和杨百寅(2013)[27]开发的量表，从中选择与本研究密切相关的测量项目，设置工作氛围、领导效能和任务属性三个一阶因子17个题项，采用Likert 5点量表，用1-5分别表示完全不同意到完全同意。经过信度检验，量表相应因子的Cronbach’s α系数高于0.833；效度检验反映出，该量表所有测试题项在相应因子上的载荷都高于0.672，具备较好的集聚效度和判别效度。

2.创新自我效能感

根据Tierney & Farmer(2002)[9]开发的量表，员工自我效能感的测量主要包含4个项目：是否善于提出新观点、对自己创造性解决问题是否自信、是否善于拓展他人观点、是否能找到解决问题的新方法。检验结果表明，Cronbach’s α系数高于0.861，且量表所有测试题项在相应因子上的载荷都高于0.750，具备较好的集聚效度和判别效度。

3.创新心理涉入

参考Amabile(1994)[28]有关工作投入程度的测量题项和Forbes & Domm(2004)[24]的研究，本文形成了包含6个测量项目的员工心理涉入的测量方法，包括：对当前的工作的无所谓态度、经常设法使工作更出色、解决工作难题很重要、很好完成工作的自豪感、介入其他工作的主动性、工作中是否易于受外界干扰。检验结果表明，Cronbach’s α系数高于0.843，量表所有测试题项在相应因子上的载荷都高于0.782，具备较好的集聚效度和判别效度。

4.员工创新行为

员工创新行为的测量主要借鉴Mumford(2002)[9]和George(2001)[29]开发的量表，其中包含的13个题项中存在不同程度的重复，经专家访谈对表述语义接近的项目进行剔除，简化后的量表主要包含7个题项，采用Likert5点量表，用1～5分表表示完全不同意到完全同意。信度检验结果表明，该量表自评的Cronbach’s α系数为0.824，员工自评在各条目上的载荷为0.671，在总体上具备较好的效度和信度。

四、研究结果分析

(一)建构效度和信度分析

本文在检验过程中，将工作氛围、领导效能和任务属性三个变量进行CFA分析，结果显示，Chi-Square值为187.23，df值为102.03，χ2/df的值为1.840，RMSEA值为0.052，均达到了统计要求，各个测量题项的因子载荷均值大于0.610，反映出较好的变量建构效度。对员工自我效能和心理涉入这两个中介变量初步进行CFA分析，根据温忠麟与侯杰泰(2004)[30]提出的测量题项的因子载荷应不低于0.4的标准，剔除了心理涉入的第一个题项，条目从6个降为5个，再次进行CFA分析，拟合指标Chi-Square值为143.11，df值为82，χ2/df的值为1.75，RMSEA值为0.062，均达到了统计要求，各个测量题项的因子载荷均值大于0.58，反映出较好的拟合情况。采用同样的过程，对员工创新变量进行CFA分析，删去员工创新的第二条目后的题项由7个缩减为6个，虽然剔除条目后的Chi-Square值和df值有小幅降低，但都在统计标准之内，且二者的比值有所提高，剔除条目后因子载荷均值略提高至0.063，达到了模型建构标准。根据修正量表进行信度检验，得到Cronbach’s α系数均在0.7以上，具备良好的信度。

另外，本文借鉴Chen, Aryee和Lee(2005)[31]的做法，用验证性因子分析来判断理论模型中变量间的区分度，检验结果如表2所示。由表2可知，6因子模型的绝对拟合指数等均小于其他模型，NNFI和CFI指数都大于0.95，符合统计要求且比其他模型显著，所以假设的6因子模型建构效度较好。

表2 假设模型的验证性因子分析表

注：5因子模型-a模型是只有创新自我效能中介作用的模型；5因子模型-b模型是只有创新心理涉入中介作用的模型；4因子模型是不含有中介效应的模型。

(二)假设检验结果

1.相关性分析

本文对模型中的各个变量做Pearson相关性分析，结果如表3所示。从表3可看出，模型中的变量间关系的相关系数均为正值，且具有统计显著性。

表3 相关性检验结果

注：双尾检验，** 表示p<0.01，* 表示p<0.05。

2.结构方程检验

本文对前面提出的假设模型进行检验，得到各项拟合指数，Chi-Square值为1028.632，df值为564，p值为0.000，χ2/df值为1.824，RMSEA值为0.056，均通过检验；NNFI和CFI的值分别为0.923和0.926，模型的总体拟合性较好。然而，假设H1a、H1c路径的回归系数分别为0.005、0.003，未通过t检验；在创新心理涉入的中介效应的检验中，假设H4c路径的任务属性与员工创新心理涉入之间的回归系数为0.106，也未通过t检验，说明二者之间不具有显著的正向关系。其他各路径都通过检验。因此，我们在模型中剔除了这三条不显著的路径后，得到新的模型，各项拟合指数分别为Chi-Square值为1056.132，df值为582，p值为0.000，χ2/df值为1.815，RMSEA值为0.048，NNFI和CFI的值分别为0.943和0.952，通过检验，删除部分关系后的新模型(记为Z0)的总体拟合性较好。

(三)假设模型的进一步修正检验

根据温忠麟与侯杰泰(2004)[30]的观点，在剔除了部分关系后，可以考虑增加部分路径，前提是所增加路径不能削弱此前模型变量关系的显著性，且增加路径后的模型拟合性得以提高。为此，本文对前述模型中的变量进行了关系探索，进一步发现了员工创新自我效能感和创新心理涉入的影响关系。

1.修正路径一：员工创新自我效能感影响创新心理涉入(Z1)

创新自我效能感并非创新本身，而是员工对以自身拥有的技能和方法创造性完成工作的自信程度，这意味着即使员工拥有解决某些问题的特定技能和方法，在其对自身完成任务缺乏信心的情况下也容易出现不能胜任的情形。因此，当员工的创新自我效能感提升时，员工通常会认为以当前自身拥有的知识、技能等创造性地完成工作比较容易，这个维度上的差别，促使员工在完成工作的过程中强化创新的作用。员工创新自我效能感也可能在强度上产生积极变化，强的创新自我效能感促使员工将工作目标或者任务与过去创新的成功经验相联系，使得员工在创造性地解决问题的过程中，不会因一时的创新受挫而自我否定和自我怀疑，而是坚信自己实现特定目标的可能。员工面对的实际工作往往具有多种特征，在强的创新自我效能感下，员工对创新行为积极后果的确认，不仅仅在特定目标的创新实现中表现出来，也会向其他相同或相近情形延拓。强的创新自我效能感往往会使得员工认为创造性地工作是一种重要的品质或能力，一旦员工认为创新行为有助于其实现职责或价值目标，其对创新性工作的涉入程度就会提高。这意味着，在强的创新自我效能感状态下，员工会认为创造性地工作是重要的，从而提升面对任务时创新工作的意愿。因而，员工拥有强的创新自我效能感，其对创新的心理涉入也会加深。

2.修正路径二：员工创新心理涉入影响创新自我效能感(Z2)

根据顾远东和彭纪生(2010)的观点，员工对创新议题影响自我的预期程度、以及创造性工作影响自我目标和价值观的攸关程度，不可避免地促使员工对创新活动的关注，这种感受正是员工创新心理涉入的过程；员工面对创造性解决问题的内心扰动，正是其对外在刺激以及自我认识的积极响应[12]。因而，员工拥有较深的创新心理涉入，创新自我效能感也会增强，从而产生一系列关心创新并采取相应行动的倾向。对创新的强心理涉入，会使得员工沉浸在创新工作之中，集中精力于创新活动，产生较强的创新责任感和创新自豪感。此时，员工往往也会在日常工作中，为创新活动投入更多的个人资源，或者更加充分地利用工作环境中的相关资源，并尽可能地从积极的角度去理解企业行为、领导者行为和同事行为，从而产生自我创新行为具有强大资源保证、制度保证和领导与同事支持的心理感受，这进一步提升了员工创新的信心和对创新成功的个人信念。从而，在实际工作中表现出员工创新心理涉入提升对创新自我效能感增强的积极影响。

3.新增Z1和Z2路径后的模型检验

根据上述分析，在对研究模型的修正中，删去部分路径后，考虑增加的路径分别为员工创新自我效能对创新心理涉入的影响(记为Z1)和员工创新心理涉入对创新自我效能的影响(记为Z2)，检验结果如表4所示，根据温忠麟与侯杰泰(2004)[30]的标准判断，增加这两条路径确实没有对已有路径关系产生影响。由表4可知，Z0、Z1、Z2都通过了拟合性检验，但Z1、Z2模型的拟合情况都优于Z0，说明增加路径是合理的，但是比较增加路径后的Z1和Z2可见，Z1的Chi-Square值明显小于Z2模型下的值，Z1路径的CFI值满足检验要求且明显大于Z2模型的值，故Z1模型总体上优于Z2模型，增加的Z1路径，即创新自我效能感对创新心理涉入有显著正向影响通过检验，而创新心理涉入对创新自我效能感有正向影响的Z2路径被放弃。

表4 Z0、Z1、Z2三个模型拟合性比较

调整后的最终模型如图2所示，图2中的拟合系数均在相应的t值下显著。检验结果说明，员工工作环境氛围、领导效能和任务属性三个因素都对员工创新自我效能感有直接的影响作用；其中领导效能对创新自我效能感的影响最为明显，直接影响效应为0.356，其次是工作氛围，任务属性对员工创新自我效能感的影响最小，说明领导支持最能激发员工的创新自我效能感。员工工作环境氛围、领导效能对员工创新心理涉入有直接作用，任务属性对创新心理涉入的影响不显著，其中领导效能对创新心理涉入的影响强于工作氛围，同样说明了领导支持在员工创新过程中的重要性。从员工自身心理因素方面看，创新自我效能感对员工创新的作用强于创新心理涉入的作用，前者的影响系数为0.382，后者的影响系数为0.258；创新自我效能感的提升有助于推动员工创新心理涉入，进一步提升了创新自我效能感的影响力，凸显出领导支持、员工自我效能感在员工创新绩效形成中的重要性。

图2 修正后的假设模型及其检验结果

表5显示各测量变量影响员工创新行为的直接效应、中介效应和总效应。通过表5可以看出，组织创新氛围的三个变量、员工创新自我效能、创新心理涉入都对员工创新有影响；工作氛围和领导效能对员工创新具有间接影响，其余各变量对员工创新的影响中，创新自我效能的总影响效应最大，值为0.421；组织创新情境因素中任务属性对员工创新的影响最大，影响值为0.287，其次是领导效能为0.214，工作环境氛围对员工创新的影响最小。在员工个体因素方面，创新自我效能感对员工创新的影响大于创新心理涉入的作用。

表5 各测量变量影响员工创新行为的直接效应、中介效应和总效应

五、结论与启示

本文将组织鼓励、创新工作的资源支持和团队支持等方面纳入创新工作氛围，将领导者的工作风格及其对创新行为的支持纳入领导者效能，将工作任务的目标和特征等纳入任务属性，并以工作氛围、领导效能和任务属性三个方面来测量组织创新氛围，同时考虑员工创新过程中的心理调适带来的员工创新自我效能感和创新心理涉入的中介作用，来探讨组织创新氛围对员工创新的影响。研究发现，组织创新氛围的不同维度对员工创新行为的影响存在比较明显的路径和效应差别，具体来说，任务属性对员工创新行为的影响最大，领导效能对员工创新行为的影响其次，工作氛围对员工创新行为的影响相对最小，并且在组织创新氛围影响员工创新行为的过程中，员工创新自我效能感和心理涉入发挥了双重中介效应。工作氛围、领导效能对员工创新行为虽然存在直接影响，但其主要是通过影响员工的创新心理涉入和创新自我效能感起作用。员工创新心理的主动调适在这些作用的发挥中具有极其重要的地位，缺乏员工心理的主动调适，组织制度、资源倾斜、团队协作和相关领导的鼓励与支持并不一定能有效提升员工的创新绩效。任务属性与员工创新行为的关系比较直接，但也通过影响员工创新自我效能感和创新心理涉入起作用。

本文的研究结论说明，员工创造力是内部和外部因素共同作用的结果，外部因素主要是通过自我心理调适来发挥影响力。企业创新绩效形成的过程中，人本思想和促进员工发展是制度建设的关键，激励员工创新需要关注员工心理变化和工作过程中的组织情境，营造一种宽松且容错、能给予情感支持和资源支持的工作环境异常重要。由于组织氛围的不同维度对员工创新行为的影响不尽相同，从而组织内部层级和机制设计成为提升员工创新能力的重要方面，企业内部合理地定义任务属性也是一个值得深入探讨的问题。另一方面，在员工创新的主动心理调适过程中，员工基于特定的任务和目标，当其感受到组织在制度、资源和团队协作方面的支持，以及来自组织和管理者的鼓励，其基于创新行为的自我效能感提升，推动员工更加积极地投入时间、精力和各种资源在工作任务的创新方面，这无疑提高了员工创新的心理涉入程度，进一步强化了创新过程中员工心理调适的积极影响，形成推动员工创新的新合力。

根据本文的研究结论，我们提出如下政策建议：(1)企业激发员工创新，要从员工个体发展出发，让每个员工在他们喜爱和擅长的工作岗位上工作，工作兴趣和成就感是员工创新的动力与源泉，只有对所从事的工作充满兴趣的员工才会自发地钻研进而创新，而创新带来的成就感进一步激励员工从事创新活动。同时，企业可以协调员工个人的价值追求与企业的价值追求，将员工个人发展目标与企业的发展目标相协调，增强员工创新行为的心理涉入度，从内在激励员工创新。(2)企业在经营过程中，贯彻人本思想，关注员工主动的心理调适过程和结果，并进行引导和适当干预。组织一方面要激发员工创新意识，充分尊重与信任员工，尊重员工的人格特征、自尊、工作职权与意见建议，创造出一种鼓励创新、尊重创新的工作氛围。另一方面，组织对员工的创新行为应当给予充分支持，不仅是政策方面的支持，还包括资金支持以及为员工创造更多的学习、培训机会等。组织创新的良性、可持续发展要求企业管理、激励的过程中不仅要关注物质方面，员工的精神健康也是影响创新效能的至关重要的方面。(3)组织对员工创新失败应持有相对包容的态度，营造出一种较为宽松的创新环境，但应注意经验教训的总结工作，为后续创新成功创造条件。同时，组织需要注意，过度的人文关怀也可能带来创新的懈怠，从而导致组织资源的低效甚至是无效利用。(4)组织应重视创新制度建设，但单纯的制度建设并不足以推动员工创新绩效提升，组织应当注意内部管理制度的弹性，充分考虑组织创新氛围影响员工创新行为的机制，由于员工创新存在心里调适的中介效应，企业应将塑造愉悦地、积极地、富有自信心的员工工作心理状态作为企业创新管理的重要问题并为之付出更多的努力，才能有效地将员工创新潜能激发出来。

总体上来说，组织所期待的员工创新绩效的提升，是员工工个体因素和组织因素以及二者共同影响的结果，员工创新自我效能感能够通过影响创新心理涉入度作用于员工创新行为，而外部因素又可以通过影响员工自我心里调适来影响员工创新，因此，员工创新能力的提升不仅需要关注员工工作过程中的组织情境塑造，还要关注员工的心理变化因素，这是一项复杂而又具有挑战性的工作。