角色外行为如何影响员工创新行为——一个有调节的中介模型

□ 李曼丽 孙明贵

一、引言

员工表现出角色外行为是职场中的一种常见现象，学者们认为组织公民行为等角色外行为会对组织绩效产生正向影响，但缺乏员工角色外行为影响个体创新行为的实证研究。角色外行为是否会影响员工的创新行为，以及如何影响员工的创新行为，什么因素又会作为调节变量促进或抑制其发挥作用，这是角色外行为和创新行为关系研究亟待解决的问题。

心理授权是员工感知到授权后的心理特征变化的体验，是一种积极的动机取向，会激发员工的工作积极性与工作潜能。在员工实施诸如帮助和建言这些角色外行为时，组织中的其他员工在心理授权的情况下，会意识到角色外行为的合法性，因此推动其表现出更多的创新行为。本文基于现有的研究成果，在相关理论基础上，研究员工角色外行为、上下级关系、心理授权、员工创新行为之间的内在作用关系。

二、相关研究现状

（一）角色外行为的概念

目前已知，针对角色外行为的研究最早可溯源到学者巴纳德（Barnard）在1938 年提出的“合作意愿”这一概念[1]。1964 年，卡茨（Katz）从行为性质角度将员工角色行为划分为角色内行为和角色外行为两个方面[2]。学者范·戴因（Van Dyne）、康明（Cummings）和麦克莱恩·帕克斯（Mclean Parks）将其定义为“有益于或者想要有益于组织而又超过现有角色期望的自觉自愿的行为”[3]。值得注意的是，角色外行为与现有研究最深入广泛的组织公民行为的概念有所不同。奥根（Organ）在1977 年第一次定义了组织公民行为的概念[4]，他认为组织公民行为是“超出了组织角色的正式规定，且组织正式奖励机制不能直接识别，但能提高组织绩效的员工自觉行为”[5]。从上述定义可以看出，角色外行为相较于组织公民行为，只规定了有利于组织和自觉自愿的行为，而对行为是否被正式组织报酬体系所识别不做要求。在提出角色外行为的概念后，范·戴因（Van Dyne）[3]等人从行为性质方面将角色外行为分为四类，分别以帮助、建言、监管、揭发为代表。本研究采用范·戴因（Van Dyne）等人对角色外行为的划分，选取合作导向性质的帮助行为和变革导向性质的建言行为作为角色外行为的典型代表，探索角色外行为对员工创新行为的影响。关于帮助行为和建言行为的概念，范·戴因（Van Dyne）等人也对其进行了定义，他们认为帮助行为是自愿帮助他人或防止发生与工作有关的问题，建言行为是一类出于对组织和自身发展的考虑而表达建设性意见的促进行为[3]。

（二）心理授权的概念

瑞裴特（Rapport）于1987 年提出了授权的概念，认为授权是对在意和关注的事情获得自主控制的过程。但是授权在实际应用中效果并不如意，企业具体授权决定并未对员工产生太多激励，于是许多学者将研究视角转向授权在个体心理层面的有效性，心理授权（Psychological Empowerment）因此产生。关于心理授权概念最受欢迎的观点是1990 年托马斯（Thomas）等人提出的，他们将心理授权界定为个体感知到被授权的一种心理状态，是一种包含不同认知的复杂综合体，主要包括四种认知：影响力（impact）、自我效能感（competence）、工作意义（meaning）以及自主性（self-determination）[6]。本研究采用托马斯（Thomas）等人对心理授权的研究成果。

（三）上下级关系的概念

徐（Tsui）和法尔（Farh）认为，相较于西方社会，中国社会更注重人际关系[7]。在中国社会中，“好”的关系往往是实现目标的重要手段。中西方学者普遍认为，中国式关系有其特殊性，不能简单用同义的英文词(如relation 或者 networking)进行定义[8]，因此使用了汉语拼音 guanxi 来表示[7]。徐（Tsui）等人指出，下属往往带有私人目的性地建立与上级的高质量上下级关系，比如，希望获得更多的工作报酬、更好的职业发展机会等[7]。劳（Law）等人对徐（Tsui）等人的观点进一步延伸，将上下级关系定义为“上下级之间要通过一系列工作之外的有目的的活动建立起来的关系质量程度”[9]。本研究采用劳（Law）等人对上下级关系的研究成果。

（四）员工创新行为的概念

从现有研究来看，学者们主要从创新者个人特质和创新过程或结果来定义员工创新行为。柯顿（Kirton）立足于创新者个人特质，认为创新行为是指个体在工作中不愿因循守旧，因此采取措施打破原有规则并构建新架构的过程[10]。斯科特（Scott）和布鲁斯（Bruce）从创新过程或结果角度提出，员工创新行为是以分析问题产生创意为基础的，在此基础上寻求组织或他人支持，与团队一起落实新想法，并将其最终转化为商品化的产品或服务的这一系列的过程[11]。学者詹森（Janssen）认为，创新行为是指员工主动创造新构想并推动其实施，从而为个人、团队或组织创造更高的绩效[12]。基于斯科特（Scott）和布鲁斯（Bruce）的研究，坎特（Kanter）的研究提出，个人的个体创新行为包括分析问题以产生新的想法，寻求他人的帮助，以及在对原有产品和服务进行创新改进后实施量化的创新构想[13]。综上所述，员工创新行为是员工以分析问题为出发点，有意识地提出创意以及实施新构想的一系列行为，包括创新构想和创新执行两个方面。

三、理论模型与研究假设

人力资源是企业的第一生产力，员工的创新动机和创新能力是组织创新的有力保障。当员工表现出帮助和建言等角色外行为，会营造良好的工作氛围，有利于员工之间团结协作，提高工作效率，激发员工的创新热情，鼓励组织内的其他员工展现出更多的创新行为。基于此本研究假定：

H1a：帮助行为正向影响员工创新行为。

H1b：建言行为正向影响员工创新行为。

心理授权是一种积极的动机取向，是指员工感知到的领导给员工的授权程度。帮助和建言等角色外行为作为一种积极的组织个体行为，会促使组织中的其他员工产生积极的心理动机，使其感知到组织的宽容度，从而充分激发员工的主动性和能动性，显著提高组织内其他员工的心理授权水平。基于此本研究假定：

H2a：帮助行为正向影响心理授权。

H2b：建言行为正向影响心理授权。

心理授权被视为员工在组织中体验到的工作意义、责任和自身在组织中的价值等方面的综合结果，也是员工关于自身的能力、影响力、意义和自主性等方面的主观判断[14]。当员工知觉到心理授权，会认为个人的能力明显强于他人，自己应以更有意义的方式影响组织[15]，从而采取更多的创新行为。

H3：心理授权正向影响员工创新行为。

组织中存在的帮助和建言等角色外行为，使员工知觉到组织对于角色外行为的宽容度，使员工体验到组织对员工自主意识的尊重，以及对员工工作能力、自主行为和影响力的肯定，从而减弱创新是高风险行为的认知，员工由此敢于承担尝试新方法或新程序遭遇挫折打击的风险，在工作中敢于施加个人影响力，开展创新行为，提高组织创新水平。换言之，组织中存在的角色外行为令员工体验到了心理授权，组织中角色外行为越多，其他员工感受到的心理授权程度会越强，从而促使他们开展更多的创新行为。基于此本研究假定：

H4a：心理授权在帮助行为和员工创新行为中起中介效应。

H4b：心理授权在建言行为和员工创新行为中起中介效应。

在中国文化中，上下级关系是组织运行的重点关注部分。相较于西方社会，中国人更注重人际关系[7]。在高质量的上下级关系中，员工帮助和建言等角色外行为会让其他员工感知到上级对角色外行为的肯定，高质量的上下级关系使下属对上级的信任感更强，从而更有勇气开展有风险的创新行为。基于此本研究假定：

H5a：上下级关系在帮助行为和员工创新行为中有调节效应。

H5b：上下级关系在建言行为和员工创新行为中有调节效应。

在高质量的上下级关系中，员工在组织中表现出帮助行为或建言行为时，上级表现出肯定鼓励、工作支持、权力下放的正向反馈，有助于增强其他下属获得的积极心理暗示，感知到角色外行为的合法性，使员工敢于自主决定工作方式，从而能够强化员工的心理授权感。基于此本研究假定：

H6a：上下级关系在帮助行为和心理授权中有调节效应。

H6b：上下级关系在建言行为和心理授权中有调节效应。

以下便是本文的研究模型（如图1）。本文研究内容和步骤主要由4 方面内容构成：首先，验证帮助/建言行为对员工创新行为的影响、帮助/建言行为对心理授权的影响和心理授权对员工创新行为的影响这三个主效应；其次，验证心理授权在帮助/建言行为和员工创新行为之间的中介效应；再次，验证上下级关系在帮助/建言行为和员工创新行为之间的调节效应；最后，验证上下级关系在帮助/建言行为和员工心理授权之间的调节效应。

图1 理论模型

四、研究样本与方法

（一）数据搜集与样本

本文的研究对象是企业的在职员工。正式调研共发放512 份问卷，问卷共收回410 份，其中有效问卷338 份，问卷有效率为82.4%。本研究的控制变量包含了性别、年龄、学历、职位、企业性质等。样本的具体特征详见表1。本研究借助SPSS25.0 和AMOS24.0 软件，对数据进行描述性分析统计、信效度分析、同源性方差检验、皮尔逊相关性分析、结构方程模型以及分层次回归等。

表1 样本特征

（二）变量测量

本研究使用的量表均为成熟量表，本研究采用的问卷均为李克特（Likert）5 点量表，量表中的“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

帮助行为：本研究对帮助行为的测量主要借鉴安德森（Anderson）、威廉姆斯（Williams）[16]和钱源源[17]的量表，该量表是包含6 个题项的5 点李克特（Likert）单维度量表，主要的题目有“当部门中其他同事在工作中落后，部门成员会给予帮助”“部门成员会相互协助，分担过重的工作任务”等。由于HB5 和HB6 项与总计的相关性分别是0.403、0.410（小于0.5），在删除影响量表的HB5（部门成员愿意为其他同事不熟悉的流程提供有利信息）、HB6（部门成员会向其他同事提供完成任务的建议）后，最终还剩下4 个题项。本研究中该量表的Cronbach’α 值为0.72。

建言行为：本研究对建言行为的测量借鉴范·戴因（Van Dyne）等人[3]和梁（Liang）等人[18]的量表，该量表是包含6 个题项的5点李克特（Likert）单维度量表，主要的题目有“部门成员会出创造性的解决方法来解决问题”和“当一个计划或想法行不通时，部门成员会直接指出”等。本研究中该量表的Cronbach’α 值为0.833。

心理授权：本研究借鉴研究界一般认同的经过斯佩里策（Spreitzer）编制[19]、李超平等修订的心理授权问卷[20]，该问卷由4 大模块构成，涵盖了自主权、自我效能感、工作意义以及影响力，共12 个题项，主要的题目有“我现在从事工作对我来说非常有意义”和“我对自己能够完成工作非常有信心”。本研究中该量表的Cronbach’α 值为0.885。

上下级关系：本研究借助劳（Law）等人[9]开发的上下级关系的单维度6 条目量表，主要题目有“在假期或下班后，我会与上司联系或者去拜访他/她”和“当意见出现冲突时，我一定会站在我的上司这边”。该量表较反映出中国情境下上下级关系的实际情 况，得到了学界的普遍认可与使用。本研究中该量表的Cronbach’α 值为0.897。

员工创新行为：中国学者黄致凯根据我国本土企业实际情况，从创新构想产生和创新构想执行两个方面对员工创新行为进行两维度两阶段划分。本研究借鉴黄致凯开发出的包括12 个题项的员工创新行为量表[21]对员工创新行为进行测量，该量表的主要题目有“我会找机会改善公司部门的工作流程或服务等”和“我会主动去推动新创意的实施”。本研究中该量表的Cronbach’α 值为0.907。

控制变量：本研究将性别、年龄、学历、职位和企业性质作为控制变量加以控制。

五、研究结果分析

（一）各量表效度检验

采用SPSS 对量表进行收敛效度和区分效度分析。帮助行为、建言行为、心理授权、上下级关系和员工创新行为量表的KMO 值分别为0.755、0.855、0.867、0.902、0.937。KMO值均大于0.7，说明本研究使用的5 个量表全部适合做因子分析。各量表的各维度的平均方差萃取量AVE 值均大于标准值0.5，说明本研究使用的量表具有良好的收敛效度。具体AVE 值见表2。采用SPSS 计算各变量之间的皮尔逊相关系数。本研究通过比较AVE 平方根与变量间相关系数的大小检验各量表间的区分效度。各变量AVE 值与变量间的相关系数值见表2。其中对角线上数值为各测量变量AVE 的平方根，非对角线上数值为变量之间的相关系数。由表2 可知，各测量变量AVE的平方根大部分都大于所在行列的相关系数，表明各测量变量之间有良好的区分效度。

（二）同源方差检验

本研究采用哈曼（Harman）单因素检验方法中的探索性因素分析进行共同方法偏差检验，将所有变量的测量题项放入同一模型中进行探索性因子分析，所有测量题项的单因子检验结果共提取出6 个特征值大于1 的因子，共同解释了60.185%的变异量。最大的因子解释变异量为39.997%，小于40%的临界标准，表明本研究所涉及的变量之间不存在明显的共同方法偏差，可以进行后续的实证分析。

（三）描述性统计与相关分析结果

1.各变量描述统计。本研究使用李克特（Likert）5 点计分法，各题项的峰度最大值为1.262（不超过10），偏度最大值为-1.064（不超过3）。因此，本研究各题项的峰度和偏度值都是可以接受的，并且数据符合正态分布。

2.变量间的皮尔逊（Person）相关性分析。本研究中各变量间的皮尔逊相关系数见表2。所有的相关系数均在0.01 的条件下显著，各变量间存在显著的相关关系。同时，各变量之间的皮尔逊相关系数均小于0.85，说明各变量之间不存在严重的共线性问题。

表2 各变量AVE 值的平方根及皮尔逊相关系数表

（四）主效应和中介效应检验

图2、图3、图4、图5 分别是角色外行为影响员工创新行为、员工角色外行为影响心理授权、心理授权影响员工创新行为、心理授权中介效应的结构方程模型拟合结果，这4 个模型的拟合结果近似误差均方根RMSEA分别为0.036、0.070、0.048、0.044，均符合RMSEA小于0.08的要求；比较拟合指数CFI值分别为0.974、0.932、0.936、0.956，非标准拟合指数TLI 分别为0.971、0.916、0.972、0.951，符 合CFI 与TLI 均大于0.9 的要求。各模型的总体拟合结果良好。

图5 心理授权中介效应拟合结果

由图2 的实证检验结果可知，帮助行为与员工创新行为之间的标准化路径系数为0.2，p＜0.05，说明帮助行为对员工创新行为存在显著正向影响，假设H1a 得到支持；建言行为与员工创新行为之间的标准化路径系数为0.79，p＜0.001，说明建言行为对员工创新行为存在显著正向影响，假设H1b 得到支持。由图3 的实证检验结果可知，帮助行为与心理授权之间的标准化路径系数为0.23，p＜0.05，说明帮助行为对员工心理授权存在显著正向影响，假设H2a 得到支持；建言行为与心理授权之间的标准化路径系数为0.65，p＜0.001，说明建言行为对员工心理授权存在显著正向影响，假设H2b 得到支持。由图4 的实证检验结果可知，心理授权与员工创新行为之间的标准化路径系数为0.98，p＜0.001，说明心理授权对员工创新行为存在显著正向影响，假设H3 得到支持。

图2 角色外行为影响员工创新行为拟合结果

图3 角色外行为影响心理授权拟合结果

图4 心理授权影响员工创新行为拟合结果

由图5 的实证检验结果可知，帮助行为与员工创新行为之间的路径不显著，P＞0.05。通过进一步采取Bootstrap 法对帮助行为→心理授权→员工创新行为这一条路径进行检验，发现帮助行为对员工创新行为间接效应的95%的置信区间为[-0.112,0.669]，包含0，故不定假设H4a；建言行为与心理授权之间的标准化路径系数为0.65，心理授权与员工创新行为之间的标准化路径系数为0.68，P值均小于0.001，说明建言行为通过心理授权对员工创新行为存在显著正向影响，假设H4b 得到支持；进一步利用Bootstrap 法，将抽样设定为1 000 次，在控制了人口统计变量之后，得出建言行为对员工创新行为间接效应为0.44，95%的置信区间为［0.317，1.057］，不包含0，建言行为对员工创新行为直接效应95% 的置信区间为［0.01，0.739］,不包含0，表明心理授权在建言行为与员工创新行为之间起部分中介作用，假设H4b 得到部分支持。

（五）上下级关系的调节作用

为了验证H5ab和H6ab，按照穆勒（Muller）等人的方法检验调节效应和被中介的调节效应。为避免自变量和因变量之间相关性过高而产生共线性问题，本研究先将这些变量进行标准化处理，再进行交互项计算和检验，检验结果见表3。

表3 中，模型1 和模型6 分别为检验帮助/建言行为与员工创新行为和心理授权之间关系的基础模型，即仅有控制变量。表3 的模型3加入上下级关系以及帮助行为与上下级关系的交互项，回归结果表明，上下级关系正向增强帮助行为对员工创新行为的影响，β=0.114，p＜0.001，即加入上下级关系后，帮助行为与员工创新行为的拟合结果R2增加了0.006，H5a 得到验证。表3 的模型5 加入上下级关系以及建言行为与上下级关系的交互项，回归结果表明，上下级关系正向增强建言行为对员工创新行为的影响，β=0.105，p＜0.001，即加入上下级关系后，建言行为与员工创新行为的拟合结果R2增加了0.005，H5b 得到验证。表3 中的模型8 加入上下级关系以及帮助行为与上下级关系的交互项，回归结果表明，上下级关系正向增强帮助行为对心理授权的影响，β=0.113，p＜0.01，帮助行为与心理授权的拟合结果R2增加了0.01，H6a 得到验证。表3 中的模型10 加入上下级关系以及建言行为与上下级关系的交互项，回归结果表明，上下级关系正向增强建言行为对心理授权的影响，β=0.110，p＜0.01，建言行为与员工创新行为的拟合结果R2增加了0.008，H6b 得到验证。

表3 分层回归分析结果

六、主要研究结论及启示

（一）研究结论

本文的研究结果显示，帮助/建言行为对员工心理授权和创新行为均有正向影响，并且心理授权在建言行为和员工创新行为之间起到部分中介作用。上下级关系对帮助/建言行为与创新行为之间的关系起到正向调节作用，即上下级关系可以增强帮助/建言行为对员工创新行为的积极影响。此外，上下级关系对帮助/建言行为与心理授权之间的关系也起到正向调节作用，即上下级关系可以增强帮助/建言行为对心理授权的积极影响。

（二）理论贡献

本文的研究结果丰富了中国文化背景下员工角色外行为对员工创新行为的影响机制研究，具体体现在以下几个方面。

第一，本文的研究结果说明帮助行为和建言行为等角色外行为对增强企业中其他员工的心理授权有积极作用。组织中存在的帮助和建言等角色外行为，使员工知觉到组织对于角色外行为的宽容度，使员工体验到组织对员工自主意识的尊重和对员工能力的肯定，显著提高企业中其他员工的心理授权程度。现有有关组织角色外行为的研究大多关注角色外行为的影响因素，而本文证实了组织中的角色外行为对员工心理授权有显著的正向影响，丰富了角色外行为的结果变量研究。

第二，本文的研究结果充分揭示了角色外行为与员工创新行为之间存在的“黑箱”。本研究发现组织中表现出来的建言行为可以有效提高组织中其他员工的心理授权水平，进而激发其表现出更多的个体创新行为。建言行为作为一种变革导向的角色外行为，减弱了其他员工将创新作为高风险行为的认知，使其他员工敢于用新的方法或程序处理工作环境中存在的问题和不足，不断触发员工的自主性内在动机，使员工敢于承担风险，在工作中敢于施加个人影响力，开展创新行为，提高组织创新水平。

第三，本文的研究结果发现，上下级关系是员工创新行为和心理授权的关键边界条件。检验结果表明，上下级关系不仅可以强化帮助/建言行为与员工创新行为之间的正向关系，而且可以进一步强化帮助/建言行为与心理授权之间的正向关系。领导与员工发展了高质量的上下级关系，使员工知觉到自己的能力被领导认可，从而自主处理工作环境中存在的问题和不足，施加个人影响力，影响组织决策，自主展开主动创新行为。由此，本研究丰富了角色外行为与员工创新行为的边界条件和角色外行为与心理授权的边界条件，进一步拓展了员工角色外行为的研究范畴。

（三）实践启示

对于企业管理者而言，首先，要注重员工帮助和建言等角色外行为在强化员工创新行为中的作用。企业管理者先要在组织文化建设层面树立员工的责任心和主人翁意识，通过营造和谐互助、敢于发表意见、勇于创新等组织文化氛围，促使员工表现出更多的帮助和建言等角色外行为。其次，对于员工表现出的角色外行为，管理者要给予及时的肯定和鼓励，不可随意否决和公开批评等。再次，在企业制度层面上建立相应的保障机制。要充分利用正式制度的优势，将能产生实际产出的角色外行为与员工的绩效和升职挂钩。最后，管理者要加强和谐互助的人际关系氛围建设。比如，通过公司团建活动、兴趣小组或特殊节日活动等方式，强化组织成员间的沟通与交流，将组织文化建设渗透到这些日常和非日常的活动中去。这些活动不仅可以成为强化组织成员间交流的重要渠道，也能够激发员工的主动性和能动性，促使其表现出更多的积极角色外行为。

在上下级关系管理方面，要注意上下级关系可以正向调节员工角色外行为与心理授权和员工创新行为之间的关系。高质量的上下级关系可以促使员工更容易感知到心理授权，进而驱动他们积极开展创新行为。领导者需要加强对上下级关系的管理。领导者在管理中可以有意识地发展与员工之间的高质量上下级关系，使员工感知到上级领导的授权、信任和情感支持，进而驱动员工展开创新行为，提高组织的整体创新绩效。

（四）研究不足与未来研究方法

本研究也存在一定的局限性。第一，本研究采用单一时点收集数据，未考虑到角色外行为对员工创新行为的影响存在一定时间的滞后效应，未来研究可以考虑两阶段来收集数据；第二，限于篇幅，本文并未将员工创新行为分为创新构想和创新执行两个维度，分别考查帮助/建言行为对它们的影响，未来研究可以进一步探讨帮助/建言行为通过心理授权的不同维度对员工创新行为不同维度的具体影响效果；第三，本研究未考虑企业规模、企业管理特点、工作职位特点等对角色外行为与员工创新行为之间关系的影响。