新生代员工工作场所乐趣与创新行为——工作幸福感的中介作用

□陈柳源

(南宁师范大学 经济与管理学院，广西 南宁 530299)

1 引言

习近平总书记在党的十九大报告中明确指出，要加快建设创新型国家。企业作为创新主体，其地位将进一步强化，2020年，中国企业的研发投入达18 673.8亿元，同比增长10.4%，占全国研发经费总额的76.6%，企业的创新能力持续增强。

创新是企业获取竞争优势，打造核心竞争力，实现可持续发展的关键。简言之，创新是企业发展的灵魂，没有了创新，企业发展就无所依托。而企业的创新驱动实质上源于核心员工的创新活力，怎样在企业内培育一支具备相当规模、拥有创新精神、敢于承担责任与风险的创新型人才队伍，是企业适应创新型国家建设步伐的关键。随着“80后”“90后”逐渐成长为组织的骨干力量，如何成功调动他们的创新积极性，激发他们的创新热情，成为当下每一个企业面临的共同课题。“80后”“90后”群体，也称之为“新生代”，由于其具有独特的个性特征和价值理念，使得企业在激励他们努力工作、提升组织归属感上充满着挑战，这也使得其成为当前及今后一段时间内人力资源管理研究的重要议题之一[1]。工作场所乐趣，倡导营造充满乐趣的工作氛围，推崇适当的娱乐活动，鼓励工作中充满乐趣、幽默感与积极沟通，为成功激励新生代员工提供了有益的思路。学者们很早就关注到愉悦、轻松与充满活力的工作氛围对员工的创造力具有积极影响[2]，并开始逐渐探讨其中的影响机制。研究发现工作投入度在工作场所乐趣与创新行为之间存在中介作用，即员工享受充满乐趣的工作氛围，并增加工作投入度，将有助于产生更多的创新行为[3]。

在中国的管理情境中，“新生代”群体面对工作场所乐趣的感受怎样，他们能否从中体验到工作的幸福感，管理者能否通过工作场所乐趣提升他们的创新热情等一系列问题，还有待实证研究的进一步检验。文章正是基于情感事件理论、资源保存理论与积极情绪拓展-建构理论，依据“组织管理举措-员工认知-员工行为”的思路，以“新生代”员工为研究对象，探索管理举措层面的乐趣活动和社交活动，与员工认知层面的工作幸福感、员工行为层面的创新行为之间的关系。

2 文献回顾与研究假设

2.1 工作场所乐趣与员工创新行为

对工作场所乐趣的认识，目前在学术界并没有取得一致。具有代表性的观点认为工作场所乐趣是指在工作环境里能够为员工带来欢笑、乐趣、愉悦的活动，如庆祝会、游戏、聚会等，其具有社会性、人际性与任务性的特点，与工作有直接或间接的关联。

在对概念进行操作化界定时，部分学者也基于自身对工作场所乐趣概念的认识，提出了不同观点。如将工作场所乐趣划分为“庆祝活动”“社交活动”“个人自由”“整体工作乐趣”四个维度[4]。也有部分学者认为，工作场所乐趣包含“乐趣活动”“社交活动”“管理者对乐趣的支持度”三个维度[5]。国内学者在对工作场所乐趣开展实证研究时，大多采用的是工作场所乐趣四维度量表进行实证分析。但是，正如杨洁(2019)指出的，四维度中的“整体工作乐趣”属于员工认知维度，而三维度中的“管理者对乐趣支持度”则属于管理者认知维度，两者都超出了对工作场所乐趣概念本身具体内容的界定，而在开展实证研究时，需要保持概念维度含义的一致性[6]。同时，由于在四维度中，“个体自由”属于个体维度，而工作场所乐趣所强调的是互动与沟通等特征。综上，在研究中采用四维度与三维度共有的两个维度，即“乐趣活动”和“社交活动”两个维度对工作幸福感及创新行为的影响。“乐趣活动”也即“庆祝活动”，是组织举办的集体或团队活动，意在庆祝或祝贺、纪念或表彰、趣味或娱乐，比如企业周年庆祝会、员工生日庆祝会、友谊比赛等。“社交活动”是指员工之间的日常沟通与交流，如相互开玩笑、吐槽、倾诉等都属于此范畴。无论是乐趣活动还是社交活动，都能消解员工工作中的压力和焦虑等负面情绪，甚至能集聚积极的正面情绪。根据资源保存理论，这些正向的心理能量能够激发员工的创造力[7]。员工创新行为是员工依托组织提供的平台，运用个体的知识、能力、智慧在工作流程、产品研发、工作方法等方面表现出的创造性[8]。员工创新行为不仅受到组织文化、领导风格、管理体系等因素的影响[9]，也取决于员工的工作态度、工作意愿以及相对轻松愉快的工作环境等。“新生代”员工本身就具有一定的革新精神，并且有勇气坚持自己的想法，这些都是创新行为的必要条件。乐趣活动与社交活动能够营造一个宽松、愉悦的工作氛围，这对于激发员工内生的创新热情与行动提供了良好的环境。因此，文章提出以下假设：

H1a：乐趣活动正向影响员工创新行为。

H1b：社交活动正向影响员工创新行为。

2.2 工作幸福感的中介作用

对工作幸福感的研究，最早由学者Warr(1987)首先提出，用于探讨员工在工作中的积极情绪体验，这是促进员工积极投入工作的最强动力源[10]。工作不仅为了生存，也是为了更好的生活，这对于“新生代”员工尤其如此，能否从工作中获得幸福感，几乎成为他们判断是否在当前组织中继续工作的决定性标准。乐趣活动与社交活动能够带给“新生代”员工积极的情绪体验，比如庆祝会、员工聚会、与同事之间的友谊等，这都是调节工作压力、缓解紧张情绪的重要方法。依据情感事件理论，工作中的任何事件与活动，都会引起情绪反应，而积极情绪的持续累积能够让员工有获得感，体验到幸福[11]。工作幸福感高的员工，对工作更加用心，工作的投入程度也会更高，根据积极情绪拓展-建构理论，幸福感等积极情绪能够激发员工的创造性，提升员工的心理资本，且具有积累效应[12]，这是员工努力工作的重要内生动力源。工作的积极性与主动性会促使员工想办法把工作做好，从而表现出更多的创新行为与创造力。因此，文章提出如下假设：

H2a：乐趣活动通过工作幸福感正向影响员工创新行为。

H2b：社交活动通过工作幸福感正向影响员工创新行为。

2.3 乐趣活动和社交活动与工作幸福感的中介效应比较

乐趣活动是由集体或团体发起的，而社交活动是由员工个人发起的。因此，从理论上说，二者与工作幸福感的关系存在一定差异。乐趣活动属于集体活动，如绩效奖励庆祝会、团队素质拓展活动等，能够有效提升集体的凝聚力，增强员工对组织的归属感，让员工感到为这样的组织努力奋斗是值得的。社交活动则属于个体活动，如同事之间的分享、玩笑、谈心等，这是贯穿于员工工作过程中的轻松愉快时刻，特别是在为一个项目焦头烂额的时候，被一个业务上的困难揪住的时候，同事的一个玩笑，或者一个吐槽，或者一句不经意的点拨，都可能让员工倍感亲切，或轻松释然，或茅塞顿开。综合上述分析，可知，社交活动更贴近员工的内心，更容易为员工带来积极的情绪体验与工作幸福感。因此，文章提出假设3：

H3：乐趣活动与社交活动在解释工作幸福感影响员工创新行为的机制方面存在差异。其中，社交活动的个别中介作用显著大于乐趣活动。

综上，得到研究模型，如图1所示：

图1 研究模型

3 研究方法

3.1 样本与数据采集

本研究数据采集时间为2021年8月至2021年9月，分为预调查和正式调查两个阶段进行。在预调查阶段，本研究将调查问卷发放给人力资源管理领域的专家与实践者进行小样本测试，共回收数据30份。研究对所收集的数据进行统计分析，并依据被调查者的意见和建议对调查问题的表述、题目顺序等进行完善。在正式调查阶段，问卷在“腾讯问卷”的“回答小组”中进行付费投放，这在一定程度上保证了问卷的填答质量，同时对样本的特征进行了设定。一方面，在问卷投放的“回答人群属性”中进行设置，如是否在民营企业工作，是否具备本科以上学历等；另一方面在对问卷回收之后，再次对样本要求的特征属性进行筛选，如年龄等。此次调查共回收问卷336份，根据问卷的填答时间、完整性、逻辑一致性等标准对问卷进行初选后，再根据样本属性特征进行细选，剔除无效问卷后，最终获得有效问卷247份。调查样本主要来自北京、广东、江苏与浙江等地，调查对象从事互联网、医疗、贸易、金融等不同行业，调查对象的性别、年龄及级别等具体特征如表1所示。

表1 样本特征描述分析表

根据表1可知，样本中男性占比57.1%，女性占比42.9%，样本的性别比例相对均衡。在年龄构成上以“90后”为主，占比68.8%，“80后”占比31.2%，样本均属于“新生代”群体。而员工级别在各个层次上的分配大致与组织内的人员结构相近，具有一定的代表性。

3.2 测量工具

本研究采用经过实证检验的具有良好信效度的成熟量表，同时，为了准确测量研究变量的变化程度，采用Likert7点量表计分方法。工作场所乐趣通过7级频率计分，从“1-完全没有”到“7-非常频繁”。工作幸福感与员工创新行为采用Likert7点量表计分，从“1-非常不认同”到“7-非常认同”。

3.2.1 工作场所乐趣

综合学者们的研究成果，对工作场所乐趣的测量中，选择“乐趣活动”与“社交活动”两个广泛存在于中国企业的工作场所乐趣，并且还考虑到上述两项活动在企业人力资源管理实践中，对企业一方具有更多的主导权，因此，实证研究主要考查这两个因子，共包括9个条目。如：举办庆功会；组织团建活动；举行员工生日会；会和同事彼此分享经历；会和同事彼此开玩笑等。该量表的内部一致性系数(Cronbach’s α)值等于0.889，KMO值是0.894。

3.2.2 工作幸福感

采用郑晓明、刘鑫(2016)开发“员工幸福感”概念中的“工作幸福感”部分[13]，包括6个条目。如：我的工作非常有趣；总体来说，我对我从事的工作感到满意等。该量表的内部一致性系数(Cronbach’s α)值等于0.937，KMO值是0.924。

3.2.3 员工创新行为

采用张振刚等(2016)开发的8个条目测量员工创新行为[14]。如：我会经常寻找机会改善工作方法与工作流程；我会经常尝试采用新的方法解决工作中出现的问题；我会经常从不同的角度来思考问题等。该量表的内部一致性系数(Cronbach’s α)值等于0.925，KMO值是0.926。

3.3 统计方法

本研究采用SPSS25.0、AMOS24.0完成数据的统计分析。首先运用SPSS25.0对变量特征进行描述性统计，分析均值及标准差等基本统计量；接着通过AMOS24.0建立测量模型，检验变量的组成信度、区别效度；最后通过AMOS24.0的结构模型及Bootstrapping方法检验研究假设。

4 研究结果

4.1 信度、效度及共同方法偏差检验

首先，信度检验结果表明，各量表的Cronbach’s α值均大于0.8，具备较高的信度；探索性因子分析表明，各量表的KMO值均大于0.8，巴特利特球形度检验(Bartlett)结果均显著。工作场所乐趣量表按照特征根大于1的标准，提取两个因子，累计方差解释量为68.66%，分别是乐趣活动和社交活动。其次，验证性因素分析结果显示，四因子模型的拟合数据(χ2/df=1.692，GFI=0.891，CFI=0.963，RMSEA=0.053)优于三因子、二因子与单因子模型。最后，采用Harman单因素分析对全部条目进行探索性因子分析后，特征根大于1的因子总方差解释量为70.3%，其中第一个因子的方差解释量为36.3%，小于临界值50%，因此，数据不存在严重的共同方法偏差问题。

4.2 描述性统计及收敛效度、区别效度分析

变量的均值、标准差、组成信度CR(Composite Reliability)值，平均变异数萃取量AVE(Average Variance Extracted)值以及相关系数的计算结果如表2所示。

表2 变量的描述性统计及组成信度、区别效度分析

从表2可以看到，乐趣活动、社交互动、工作幸福感与员工创新行为的均值在4.455～5.187之间，标准差在1.042～1.329之间，相关系数在0.471～0.617之间，且都在0.01水平上显著，表明变量间存在中等强度的相关关系。还可看到，变量的组成信度CR值均大于0.7， AVE值均大于0.5，表明变量的具有良好的收敛效度，且潜变量的AVE根号值(粗体数值)均大于所在行与所在列的相关系数数值，这表明变量之间具有良好的区别效度。上述统计结果为后续的实证研究奠定了良好的基础。

4.3 假设检验

本研究采用结构方程模型来检验假设模型。以员工创新行为为因变量，乐趣活动与社交活动为自变量，构建模型1，并在模型1的基础上加入工作幸福感为中介变量，构建模型2。

4.3.1 结构模型拟合度及非标准化路径系数显著性分析

模型1的拟合指数为：χ2=219.173，χ2/df=1.889(<3)，GFI=0.905(>0.8)，CFI=0.959(>0.8)，AGFI=0.875(>0.8)，RMSEA=0.060(<0.08),模型拟合指标均达到良好标准。其中，乐趣活动到员工创新行为的路径系数显著(β=0.238，p<0.001)，社交活动到员工创新行为的路径系数显著(β=0.262，p<0.001),假设H1a，H1b获得支持。模型2的拟合指数为：χ2=408.628，χ2/df=1.824(<3)，GFI=0.876(>0.8)，CFI=0.954(>0.8)，AGFI=0.848(>0.8)，RMSEA=0.058(<0.08)，模型拟合指标均达到良好标准。其中，乐趣活动到工作幸福感的路径系数显著(β=0.458，p<0.001)，社交活动到工作幸福感的路径系数显著(β=0.423，p<0.001)，工作幸福感到员工创新行为的路径系数显著(β=0.295，p<0.001)。

4.3.2 中介效应

参考温忠麟、叶宝娟(2014)中介效应分析的建议文章，采用Bootstrapping方法来检验中介效应[15]。从样本数据中进行随机重复抽样5000次，在95%的置信区间上，若置信区间不包括0，则表明中介效应显著。中介效应统计分析结果如表3所示。

表3 中介效应的Bootstrapping检验分析

根据表3，乐趣活动通过工作幸福感到员工创新活动的间接效应为0.135，Bias corrected 95%置信区间=[0.047,0.268]，Percentile 95%置信区间=[0.042,0.262]。社交活动通过工作幸福感到员工创新活动的间接效应为0.125，Bias corrected 95%置信区间=[0.058,0.238]，Percentile 95%置信区间=[0.043,0.219]。可见，间接效应的置信区间均不包括0，中介效应显著。同理可以看到，乐趣活动与社交活动到员工创新行为的直接效应置信区间均包括0，表明直接效应不显著。乐趣活动与社交活动通过工作幸福感到员工创新行为的总效应置信区间均不包括0。综合上述分析可知，总效应与间接效应均显著，而直接效应不显著，这表明工作幸福感在乐趣活动、社交活动与员工创新行为之间发挥完全中介效应,可知H2a、H2b获得经验数据支持。再将乐趣活动与社交活动的中介效应进行比较发现，Bias corrected 95%置信区间=[-0.078,0.135]，Percentile 95%置信区间=[-0.079,0.133]，置信区间包含0，表明乐趣活动与社交活动的中介效应没有显著差异，H3没有获得数据支持。

5 研究结论与讨论

5.1 研究结论

本研究基于情感事件理论、资源保存理论与积极情绪拓展-建构理论，从工作场所乐趣(乐趣活动、社交活动)与员工创新行为的关系出发，探讨了工作幸福感在其间的中介作用。在通过对247份“新生代”员工的调查样本数据进行建模分析之后，得到结果：第一，乐趣活动与社交活动均显著正向影响员工创新行为；第二，工作幸福感在乐趣活动、社交活动与员工创新行为之间起到完全中介作用；第三，乐趣活动与社交活动在解释工作幸福感影响员工创新行为的机制方面不存在显著差异。

5.2 理论意义

本研究成果的理论意义主要有：第一，拓展了工作场所乐趣对员工创新行为影响机制的研究。在实证层面，一方面印证了工作场所乐趣对员工创新行为的积极影响，另一方面在乐趣体验、工作繁荣、工作投入[16]等中介变量得到实证支持的基础上，探讨了工作幸福感的中介作用，这有助于深入理解“新生代”员工对工作场所乐趣的态度，以及工作场所乐趣与员工创新行为的内部作用机制。第二，完善了员工创新行为的形成机制研究。员工创新行为，特别是“新生代”员工的创新意愿与行为已成为当前管理理论研究的新兴热点问题，本研究结果表明工作幸福感是影响员工创新行为的重要变量，幸福感程度高的员工也更容易表现出更强的创新行为。第三，比较了工作场所乐趣中的两个重要维度(乐趣活动与社交活动)对员工创新行为的影响，为进一步剖析工作场所乐趣的不同维度对员工心理状态与绩效表现的影响奠定了理论基础。综上，从理论角度分析，在中国本土的管理情境中，为了激励“新生代”员工的创新行为，适度的工作场所乐趣是值得提倡的。

5.3 实践意义

本实证研究的结论对于管理实践者具有一定的启示意义。首先，对于“新生代”员工已经成为核心骨干员工的企业而言，为了提升员工工作的幸福感，激发员工的创新能力，保持企业的创新活力，管理者可积极组织丰富多彩、形式多样的、具有一定纪念意义的集体或团队活动。比如企业的周年庆祝会、优秀员工与团队表彰会，员工生日、结婚聚会等，这可以充分展现出组织对员工辛勤付出的认可、肯定与重视，并为员工提供更广阔的非正式场合沟通交流平台。其次，在人力资源管理实践上，还可以通过工作轮换、岗位调换、跨部门协作等举措，以此促进员工之间的合作与交流，从而帮助员工构建基于组织的社会支持系统。这些管理举措能够有效提升员工的工作幸福感，从而激励员工在工作中表现出更多的创新行为。最后，员工的创新行为是员工积极工作、主动作为的重要行为表现，而这些表现的重要前提和基础是员工在工作过程中的获得感与幸福感。因此，管理者在日常的管理工作中，应对员工的心理状态给予一定程度的关注，这不仅对员工的工作积极性与绩效表现具有重要的影响，而且也关乎员工的身心健康。

5.4 研究局限与展望

本研究存在的局限性主要表现在：(1)采用同一时点的问卷调查方法采集样本数据，虽然数据的共同方法检验结果在许可范围内，但是对研究效度的威胁仍然在一定程度上存在，因此未来对工作场所乐趣的研究，可考虑采用配对的方式采集多源数据，如员工创新行为等结果变量的测量量表由员工的直接上级领导填写，工作幸福感的测量量表由员工本人填写等，可从源头上尽可能降低存在共同方法偏差的风险。(2)本研究选取“新生代”员工为研究对象，而对于员工的代际差异、领导与员工关系、组织文化等重要变量的调节作用还有待进一步探讨，以深化对工作场所乐趣的认识。(3)在中国企业管理情境中，除乐趣活动、社交活动外，是否还存在独特的工作场所乐趣的维度，同时，对员工创新行为的影响过程中，是否还存在其他中介变量等问题，这都值得在未来进行深入探讨。