中国企业中员工创新能力与创新绩效的关系：以组织创新气氛为调节变量，本文主要内容关键词为：中国企业论文,创新能力论文,变量论文,绩效论文,气氛论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
分类号 B849：C93
1 问题提出
对于提升组织的创新绩效水平，除了要关注成员的创新能力外，还要重视与创新相对称的、对其具有隐性支持效应的组织创新气氛[1]。良好的创新气氛不仅有利于组织成员提升创新意识，发展和发挥自身的创新能力，更能够有效地推动组织创新发展的进程[2,3]。有研究发现，员工的创新能力和组织的创新气氛对创新绩效的水平均具有一定的相关关系，其中创新能力对创新绩效具有正向的预测作用[4,5]。然而，当考虑创新绩效的动态过程并将其分解为意愿、行动和结果三个部分后，员工创新能力与创新绩效之间是否还具有积极的指向作用？在员工创新能力对创新绩效的影响关系中，组织创新气氛是否会发挥一定的调节作用？这都将成为本研究重点关注的内容。
创新能力是创造力概念在组织行为学研究中的变式。不同学派的学者对于创造力的认识有所差异，从其发展脉络分析大致遵循三个层次的取向：即个性特质取向、认知加工取向和社会心理取向[6]。这三种取向从个体的动机、情感与气质、创新思维与能力开发、创新环境因素等四个方面，为人们精确把握创造力的本质提供了更为广阔的视角。
创新绩效作为在知识不断共享和转移的过程中，个体为获得本身的竞争优势，保持自己的核心竞争力，进而获取持续成长动力和不断转移知识重心的过程模式与表现[7]：着重强调个体有意识的运用某些有新意的观点、过程或方法，以便于有效的提高创新的结果[8]。对于创新绩效的评价目前有两种观点：结果评价和过程评价。特别在“个体创新行为路径模型”提出后[2]，以Janssen为代表开始了对创新绩效过程评价的新趋势，即强调创新思维的“产生”、“促进”和“实现”；在此基础上，Janssen等人进一步确立了从创新的愿望、行动、应用和成果四个方面对创新绩效开展评价[9]。国内研究者依据上述观点对创新绩效从意愿、行动和结果三个层面予以考察[7]。在有关如何提升创新绩效水平的研究中发现，员工创新能力与其创新绩效之间存在显著的正向相关[5,10]，并可能存在一定程度的正向预测作用[1,11]。
不但创新能力与创新绩效具有一定的作用关系，而且组织创新气氛作为环境因素对组织创新也具有显著的影响作用[12]。组织创新气氛作为个体对其创新能力养成、发展和运用产生影响的组织情境的心理认知与体验[13]，是组织创新导向、创新特性和创新支持的一致性认知与解释，它在个体与组织创新行为之间具有重要的链接功能[14]。由于研究者对组织创新气氛进行研究的学科视角不同，因而对其基本概念的界定[15]和测量也具有显著差异[16]。国外研究中最具代表性的测量工具主要有KEYS、TCI、CCQ和SOQ等四种。其中，前两个测量工具多用于商业群体，后两个工具多用于科研被试群体[13]。国内学者对其测量工具的开发研究，主要体现在两个方面：一是对国外成熟量表的翻译修订工作[17-20]：二是依据我国的社会经济发展情况，以本土文化为基础开展的有关组织创新气氛问卷的编制研究[21,22]。
目前，有关创新能力与创新绩效之间的关系及其同组织创新气氛的相互作用机制等问题，国外学者已经进行了广泛而深入的研究[1,2,5,10-12,23]。一方面，通过开发和提升个体的创新能力与水平，可以有效地促进创新绩效的形成、发展；另一方面，组织的创新气氛对创新绩效也具有重要的影响作用。虽然有关上述三个变量关系的研究取得了一些有意义的结果。然而，国内对相关问题进行的研究中仍存在一些问题：(1)有关创新能力与绩效的研究虽然已开始关注环境因素的作用，但多数研究只限于对两两变量之间的关系分析，缺乏对变量间作用机制的深入发掘和系统探讨；(2)国内有关创新环境因素的测量工具多为对国外测量问卷的翻译修订，而自行编制的工具又多在样本代表性或效度上表现不佳，在其基础上所开展的关系研究结果可能无法准确反映出其间所蕴含的关系；(3)多数研究没有关注到同一方法变异对研究结果的影响，缺少对共同方法偏差效应的检控。为此，本研究在充分考虑共同方法变异的基础上，将以组织创新气氛为调节变量来考察中国企业中员工创新能力与其创新绩效之间的关系。
2 研究方法
2.1 研究样本
研究在科技环保、通讯科技、金融保险、软件开发等10家企业选取被试，共发放问卷500份。数据收集后经检查共获得有效数据413份，有效率为82.6％。其中，被试的年龄在21～58岁之间，平均年龄为29.84岁；在本单位的服务时间在1～35年之间，平均服务年限为6.53年；平均年收入人民币2.81万元(见表1)。
2.2 研究工具
创新能力：采用Tierney等人编制的工具，该工具由7个5点记分的项目组成，用于测量员工的创新能力，并在国内的研究中广泛使用[24]。本研究结合实际情况，改用自评的方式对测量项目进行相关调整。同时，还对其进行了相关的信、效度检验：RMSEA为0.049，GFI，NFI，NNFI，IFI和CFI分别为0.94、0.96、0.94、0.96、0.96，各项目的标准化载荷在0.56～0.80之间；其内部一致性系数为0.87，表明该工具具有良好的效度和信度。
创新绩效：采用韩翼等人编制的工具，该工具由8个项目构成，运用5点记分方式对员工的创新意愿、行动和结果等内容进行测量[7]。经检验，该工具具有良好的信、效度，RMSEA为0.057，GFI，NFI，NNFI，IFI和CFI分别为0.90、0.96、0.94、0.96、0.96，各项目的标准化载荷在0.72～0.93之间；在本研究该工具整体的内部一致性系数为0.85。
组织创新气氛：采用郑建君、金盛华等人编制的组织创新气氛(COIC)测量工具[21]，共七个维度，分别为激励机制、领导躬行、团队协力、上级支持、资源保障、组织促进、自主工作，由23个5点记分的项目构成，其中有反向记分的题目3个。经检验，该工具的RMSEA为0.061，GFI，NFI，NNFI，IFI和CFI分别为0.90、0.97、0.98、0.99、0.99，各项目的标准化载荷在0.74～0.88之间。
2.3 数据管理与统计
在规范问卷指导语、系统培训主试的基础上，本研究对变量的测量采用匿名作答，并通过变化项目顺序、改变项目作答方向等技术在测量程序上予以控制，以避免共同方法偏差效应对研究结果的影响，并对共同方法变异进行了检验[25]。研究采用SPSS 15.0和Lisrel 8.7对数据进行管理与分析，运用结构方程模型检验可能存在的共同方法变异和组织创新气氛对创新绩效的调节作用。
3 结果与分析
3.1 描述性统计结果及各变量的信度
对数据进行分析，各变量的描述统计结果见表2。各变量测量工具的内部一致性系数范围在0.80～0.92之间，均高于心理测量学所要求达到的标准0.60；同时，除去组织创新气氛、创新意愿与创新能力之间的相关未达到显著性水平之外，其余各变量之间的相关系数均达到统计学意义上的显著水平。
3.2 对共同方法偏差效应的检验
对于共同方法变异的控检，一般可以从程序和统计两个方面予以实施。本研究为防止由于共同方法偏差对结果的影响，除在研究程序中通过控制测量项目和数据获得方式外，还采用Harman的“单因素检验”和“加入未可知方法因子”两种方法来检验是否存在共同方法变异[25]。从表3的结果可知，Harman单因素检验结果的各项拟合结果表明，各变量之间不存在严重的共同方法偏差效应。一般情况下，由于所测变量不太可能从属于一个维度。为此，本研究还采用“加入未可知方法因子”的检控技术对共同方法变异进行检验。在原模型中加入未知因子后，控制后模型的
得到了显著的改变(Δ=258.38，Δdf=38)。为避免样本容量对Δ的影响所导致的错误接受，本研究依据温忠麟等人的建议，对两个模型的比较还采用了其他的拟合指数(如ΔNNFI、ΔCFI等)。结果发现，控制后模型中加入公共方法因子，RMSEA、NNFI、IFI和CFI的改善程度均在0.01之内。由此可知控制后模型的拟合情况相对于控制前模型而言，并未有较大程度的改善，由本研究所测量数据所推论的各类关系是可信的。
3.3 运用无约束估计方法对组织创新气氛调节作用的检验
对于某变量调节效应模型的估计，过去国内学者大多在相关变量中心化后采用层级回归分析进行分析。其中一些研究的分析结果，并未细致区分调节作用模型中的因素是显变量还是潜变量[26]。本研究采用“对潜变量调节效应模型估计”的无约束估计法[27]，对组织创新气氛在创新能力影响创新绩效中的调节效应进行分析。依据加入乘积指标的“不重复性”原则，本研究在进行变量的中心化过程中建立了由自变量、调节变量、交互作用和因变量4个潜变量构成的调节效应模型。
4 讨论
4.1 研究数据与结果的可靠性
数据收集方法或来源单一等因素所造成的共同方法变异，在一定程度上可能会对变量之间的关系判定造成干扰，形成错误的研究结论[25]。虽然也有学者认为共同方法变异的作用不足以对研究结论形成重大的影响[28]。但是，本研究仍然希望这种错误概率被降至最低。为此，在测量程序上对此偏差效应进行了相应的控制，并在统计分析中对其予以了检验。结果发现，模型在加入未知方法因子后，其结果与控制前模型相比并未产生显著性改善。表明本研究所测量变量数据及由此所进行的统计处理，没有受到共同方法变异的干扰，保证了本研究结果与推论的有效、可靠。此外，在以往有关调节效应的分析中，研究者多采用层级回归分析，大多忽略了调节因素是何种属性的测量变量。本研究采用无约束估计法对“潜变量调节效应模型”进行了检验，进一步在统计上保证了研究结果的准确性与可信度。
4.2 创新能力对创新绩效的预测作用
大量研究表明，创新能力和创新绩效之间具有显著的相关，同时创新能力能够有效地预测创新绩效产生的可能性与水平[1,5,11]，这与本研究的发现具有一致性，即员工个人的创新能力对创新绩效中的创新行动、创新结果具有显著的正向预测作用。创新能力的培育能够有效激发个体的创新思维，促使其通过探索性的创新行为获得有效地产品创新[29]；而个体创新能力与创新行为既有联系又有区别，并共同对创新结果的产生形成推动作用[30]；新近研究也发现，创新能力对于创新绩效的结果水平具有直接的正向相关关系，而且个体的高创新能力水平能够增强其在创新过程中的效能感和满意感[10]。
本研究的另一个结果还发现，个体的创新能力对创新绩效动态过程中的创新意愿方面，并没有显示出具有统计学意义的指向作用。一方面，由于在个体的能力与其行为意向之间，可能并不存在有彼此对应的启动效应。因而，个体的创新能力没有激发和导致其创新意愿的产生，并进一步转化为行为。另一方面，由于个体的创新行为受到其所处环境的影响，并受到组织中可能存在创新气氛因素的制约[31]。可以推断，即便个体具有一定的创新能力，但是启动其创新行为的意愿因素必然要受到个人所处组织创新气氛因素的影响，由此也引发了人们对组织创新气氛在个体创新能力与创新绩效关系中所起作用的讨论。
4.3 组织创新气氛的调节效应
组织创新气氛作为推动员工创新的重要因素[14]，其与创新绩效具有显著相关[4]。良好的创新气氛对个体的创新行为以及将创新能力有效转化为创新结果均能够产生积极的影响[24,29,32,33]。本研究将组织创新气氛作为调节变量，假设其在员工创新能力对创新绩效的关系中具有调节作用。采用结构方程建模技术对潜变量之间的交互效应进行分析发现，组织创新气氛在个体创新能力对创新意愿、创新行动和创新结果的影响中具有显著的调节作用。
对于实际运行中的企业而言，员工具备了良好的创新能力并不意味着高水平的创新绩效能够得以产出，这其中可能会受到员工所处企业的创新气氛的影响。在本研究中，组织创新气氛在员工创新能力与创新绩效的关系中表现出了正向的调节效应，特别是在创新意愿不受创新能力影响的情况下所表现出的作用。上述结果进一步说明，创新气氛这一环境因素在激发创新意愿、启动创新思维过程中所显现的重要作用，而创新气氛对于创新行动和创新结果的调节作用则更具联动性。在创新能力变量水平一定的情况下，具有良好创新气氛的企业能够通过有效的激励[12]、多层次的支持[24,29]、充足的资源[32]、团队间协作和自主化工作[33]等方式直接或间接地使员工的创新意愿得以激发、创新行动得以促进、创新结果得以实现，进而提升创新绩效的水平；而在我国文化背景中所显现的创新气氛构成要素“领导躬行”，也提示人们在今后提升企业创新绩效过程中要着重发挥领导表率作用，进而引导企业员工树立创新意识，鼓励员工勇于创新实践。
5 结论
本研究结果发现员工创新能力对其创新绩效动态过程中的创新行动和创新结果具有正向的预测作用，而组织创新气氛作为调节变量在创新能力对创新绩效(意愿、行动和结果)的影响关系中表现出显著的调节效应。这也提示企业在今后的生产实践中，不但要重视员工创新能力的提升，更要加强对企业良好创新气氛的营造，以有效促进其创新绩效的提高。