創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響
——兼論外在激勵的調(diào)節(jié)作用

王 輝， 常 陽

(湘潭大學(xué) 人力資源管理研究所，湖南 湘潭 411105)

【經(jīng)管探新】

創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響
——兼論外在激勵的調(diào)節(jié)作用

王 輝， 常 陽

(湘潭大學(xué) 人力資源管理研究所，湖南 湘潭 411105)

創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的直接動因，激發(fā)員工的創(chuàng)新行為是企業(yè)實行創(chuàng)新的重要手段。基于社會認(rèn)知理論和習(xí)得性勤奮理論，可以引入外在激勵作為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響模型，然后運用SPSS22.0軟件對382名企業(yè)員工的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗。研究結(jié)果表明：創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響；外在激勵在創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間起正向調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果不僅可為解釋創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響提供理論依據(jù)，對企業(yè)組織進(jìn)行管理優(yōu)化進(jìn)而激發(fā)員工創(chuàng)新行為也具有一定的現(xiàn)實意義。

創(chuàng)新自我效能感；外在激勵；員工創(chuàng)新行為

創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的直接動因，是國家提升綜合競爭力的一個關(guān)鍵因素。國家創(chuàng)新發(fā)展的主體在于企業(yè)，企業(yè)持續(xù)發(fā)展之基、市場制勝之道也在于創(chuàng)新，企業(yè)的創(chuàng)新實力就是國家創(chuàng)新能力的具體表現(xiàn)。企業(yè)實行創(chuàng)新的動力在于員工的創(chuàng)新行為，蘊涵在員工中的知識和能力是企業(yè)獲得持續(xù)競爭優(yōu)勢的主要來源，因此，激發(fā)員工創(chuàng)新行為、提升企業(yè)創(chuàng)新績效越來越為企業(yè)管理者所關(guān)注，同時也成為了學(xué)者們要研究的重要主題。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)相關(guān)研究評述

近年來，研究者們開始基于微觀的視角從個人、團(tuán)隊以及組織層面等因素探討如何有效地激發(fā)員工創(chuàng)新行為，但在研究員工創(chuàng)新行為的影響因素時，大多數(shù)學(xué)者都是從員工的態(tài)度、行為以及組織環(huán)境等角度進(jìn)行分析，鮮有學(xué)者從員工的認(rèn)知層面探討其對創(chuàng)新行為的作用。根據(jù)社會認(rèn)知理論，個體自身的認(rèn)知程度對個體行為的塑造有著非常重要的作用，與此同時，自我效能感作為個體對自身能力的一種認(rèn)知，也影響著個體行為的產(chǎn)生[1]。故而，探討員工個體創(chuàng)新行為如何產(chǎn)生，也可以從自我效能感的視角出發(fā)，這對創(chuàng)新行為影響因素的研究可起到促進(jìn)作用。而創(chuàng)新自我效能感(creative self-efficacy)作為個體對自身是否能夠取得創(chuàng)新成果的能力認(rèn)知，比普通的自我效能感更能夠預(yù)測個體的創(chuàng)新行為[2]?；诖耍狙芯烤劢褂趧?chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為影響的實證研究。盡管國內(nèi)外已有部分學(xué)者探討了創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，但是其中大多數(shù)研究主要集中于教育研究領(lǐng)域[3-4]，針對企業(yè)管理領(lǐng)域的實證分析研究相對缺乏。此外，在研究創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間的內(nèi)在作用機制時，學(xué)者們偏向于檢驗其中的中介效應(yīng)[5-6]，對交互效應(yīng)的研究卻是鳳毛麟角。

創(chuàng)新行為具有天然的復(fù)雜性和不確定性，加之在中國管理文化規(guī)范較強的情境下，企業(yè)員工更傾向于規(guī)避風(fēng)險[7]，偏愛有具體指示的管理方式，因此，企業(yè)員工往往會表現(xiàn)出較少的創(chuàng)新行為。EISENGERBER等指出，企業(yè)的創(chuàng)新績效獎勵對個體的創(chuàng)新行為有指導(dǎo)作用，能夠減少個體采取常規(guī)化方法的行為[8]。故而，本研究認(rèn)為，在創(chuàng)新行為產(chǎn)生的過程中，不僅需要員工擁有強烈的創(chuàng)新信念與內(nèi)在動力，還需要企業(yè)外在激勵的補償。此外，基于習(xí)得性勤奮理論，Eisengerber等人提出，外在激勵具有信息傳遞的作用[9]，它能夠直接反應(yīng)企業(yè)內(nèi)部如何看待員工的創(chuàng)新行為，員工從對企業(yè)外在激勵的理解和判斷中，可以更容易地將自身認(rèn)知落實到實踐之上，從而促發(fā)創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。因此，本研究推論，外在激勵能夠調(diào)節(jié)創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響。

鑒于此，本研究以外在激勵作為調(diào)節(jié)變量，嘗試構(gòu)建并檢驗創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為影響的模型，深化和完善社會認(rèn)知理論在創(chuàng)新活動領(lǐng)域的發(fā)展，從員工認(rèn)知層面為管理者制定如何激發(fā)員工創(chuàng)新行為的策略提供理論依據(jù)。

(二)概念界定

1.創(chuàng)新自我效能感。班杜拉在自我效能理論中提出，針對不同領(lǐng)域、不同任務(wù)、不同問題的自我效能感對個體的行為有著不同的預(yù)測作用[10]。Tierney與Farmer將班杜拉的自我效能理論和AMABILE的創(chuàng)造力模型結(jié)合起來，提出了“創(chuàng)新自我效能感”的概念，并將其定義為“個體對于自己是否能夠取得創(chuàng)造性成果的信念”[2]。它與一般的自我效能感不同，一般自我效能感是個體對自身綜合能力的主觀判斷，而創(chuàng)新自我效能感強調(diào)的是個體對創(chuàng)新活動領(lǐng)域內(nèi)能力的信心認(rèn)知，不僅只是針對獲得創(chuàng)造性成果的信念，還包含是否具有能夠采用創(chuàng)新性方法解決問題的能力認(rèn)知[5]。本研究基于前人對創(chuàng)新自我效能感概念的界定，將創(chuàng)新自我效能感定義為“在工作活動過程中，個人是否具有能夠運用創(chuàng)造性方法并能取得創(chuàng)新成果的能力的信心”。

2.員工創(chuàng)新行為。作為個體層面的創(chuàng)新，員工創(chuàng)新行為是組織創(chuàng)新的基礎(chǔ)，是企業(yè)組織生存與發(fā)展的關(guān)鍵[11]。對員工創(chuàng)新行為的概念界定來源于個體創(chuàng)造力的概念闡述。Amabile等人[12]認(rèn)為個體的創(chuàng)造力是指“個體在組織中產(chǎn)生的有利于個人和組織的新的觀點”，是屬于意識形態(tài)的范疇，并將員工創(chuàng)新行為定義為“員工在組織內(nèi)部將創(chuàng)意付諸于實踐的行為”，區(qū)別于創(chuàng)造力的意識形態(tài)，其強調(diào)創(chuàng)新行為屬于真實發(fā)生的行為范疇。基于認(rèn)知理論，Kirton等人[13]從個體的認(rèn)知形態(tài)出發(fā)，認(rèn)為員工個人在擁有不同認(rèn)知形態(tài)的情況下所產(chǎn)生的行為就是創(chuàng)新行為。綜合前人對員工創(chuàng)新行為概念的描述，Robert和Christopher[14]提出，員工創(chuàng)新行為是員工在工作崗位上有目的地引入和應(yīng)用新想法解決問題，并在組織中予以推廣和應(yīng)用的個人改變行為。

(三)研究假設(shè)

1.創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為?；谏鐣J(rèn)知理論，結(jié)合自我效能感對個體行為與績效的影響研究可以發(fā)現(xiàn)，自我效能感作為個體能動性的基礎(chǔ)，對個體的行為和績效有著顯著正向的預(yù)測作用。而創(chuàng)新自我效能感作為一種特殊的效能感，體現(xiàn)了個體對自身創(chuàng)新能力的信心認(rèn)知情況，它與個體的創(chuàng)新行為必然也有著密切的聯(lián)系。早在Tierney和Farmer界定創(chuàng)新自我效能感的概念時，他們就提出員工在創(chuàng)造性活動過程中表現(xiàn)出的自我信心越強，所取得的創(chuàng)新績效就會隨之增多[2]。隨著對創(chuàng)新自我效能感的逐步研究，近年來國內(nèi)學(xué)者也已經(jīng)開始嘗試揭示在中國管理文化情境下，創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為兩者之間的關(guān)系，并取得了一定的成果。不過，其中大多數(shù)研究主要集中于教育研究領(lǐng)域，針對企業(yè)管理領(lǐng)域的實證分析研究相對缺乏。為拓展和深化企業(yè)創(chuàng)新活動領(lǐng)域內(nèi)的理論研究，顧遠(yuǎn)東等通過實證分析研究，構(gòu)建并檢驗了創(chuàng)新自我效能感通過成就動機和工作卷入的中介作用間接影響員工創(chuàng)新行為的理論模型[5]；孫彥玲等通過對75個工作團(tuán)隊的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行跨層次分析，驗證表明了創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為有著顯著的正向影響，知識共享在其中起完全中介的作用[6]。因此，基于以上論述分析，本研究提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響。

2.外在激勵的調(diào)節(jié)作用。Ryan和Deci按照激勵的來源將其分為內(nèi)在激勵和外在激勵。對比這兩種激勵形式，外在激勵主要指的是來源于工作之外的有形獎勵，如創(chuàng)新績效激勵和薪酬激勵等。有研究發(fā)現(xiàn)，隨著外部環(huán)境的不斷變化，個人要素之間的關(guān)系也會隨之變得愈發(fā)復(fù)雜[15]。故而，員工在創(chuàng)新活動過程中不可避免地會受到外來因素的影響。而中國的企業(yè)管理文化具有較強的規(guī)范性，員工往往會為了避免風(fēng)險而更偏向于程序化的工作行為，這導(dǎo)致了員工創(chuàng)新行為的減少。同時，葉先寶等指出，由于創(chuàng)新活動的不確定性和復(fù)雜性，員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生不僅需要自身強大的信念動力，還需要組織環(huán)境的支持[16]；而公平的物質(zhì)獎賞以及管理者的精神鼓勵都是組織支持的體現(xiàn)[17]。習(xí)得性勤奮理論也認(rèn)為，個體創(chuàng)新需要付出更多的認(rèn)知和精力，這種認(rèn)知和精力的付出會逐步讓個體產(chǎn)生認(rèn)知上的厭惡，出現(xiàn)精力上的耗竭，而外在激勵剛好可以補償個體在認(rèn)知和精力上的損失[9]。這就要求管理者在激發(fā)員工創(chuàng)新行為的同時，要注重外在激勵的補償。因此，在企業(yè)外在激勵的支持下，創(chuàng)新自我效能感更能夠激發(fā)出員工的創(chuàng)新行為?；谝陨险撌雠c分析，本研究提出如下假設(shè)：

H2：外在激勵在創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為間起正向調(diào)節(jié)作用。

綜上分析，本研究構(gòu)建創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響機制以及外在激勵的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，如圖1所示。

圖1 研究理論模型

二、研究設(shè)計

(一)研究樣本

本研究主要采用問卷調(diào)查法進(jìn)行數(shù)據(jù)的收集，在2016年10月到12月期間，選擇湖南、江蘇、北京、上海等地的企業(yè)進(jìn)行問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷500份，收回有效問卷382份，回收有效率為76.4%?？倶颖救丝诮y(tǒng)計基本情況如表1所示。

表1 樣本人口基本情況統(tǒng)計表

變量特征類別人數(shù)/人比例/%婚姻狀況是否13424835．0864．92學(xué)歷高中以下大專本科碩士以上1767221774．4517．5457．8520．16

(二)測量工具

本研究的主要變量包括創(chuàng)新自我效能感、外在激勵和員工創(chuàng)新行為。為了確保測量量表的信度與效度，本研究參考已有研究中使用過的成熟量表進(jìn)行調(diào)查問卷的設(shè)計。創(chuàng)新自我效能感量表采用Tierney和Farmer[2]編制的“創(chuàng)新自我效能感”問卷題項，包涵 “我擅長想出新方法來解決問題”“我覺得自己擅長想出新的點子和想法”“我相信自己具有創(chuàng)造力”“與他人相比，我可以創(chuàng)造性的完成大多數(shù)任務(wù)”4個題項。外在激勵量表借鑒楊百寅等[18]編制的創(chuàng)新氛圍量表中外在激勵分量表，共4個題項：“公司能夠?qū)T工的創(chuàng)新給予獎金、分紅等物質(zhì)獎勵”“公司能夠?qū)T工創(chuàng)新給予榮譽、表彰等精神獎勵”“公司能夠?qū)T工的創(chuàng)新成果給予公正的評價”“在公司，具有創(chuàng)新精神的員工更容易得到重用和提拔”。員工創(chuàng)新行為量表采用的是Scott和Bruce[19]編制的創(chuàng)新行為量表。該量表由國內(nèi)學(xué)者楊付和張麗華[20]翻譯而來，共6個題項：“在工作中，我會主動尋求應(yīng)用新技術(shù)、新程度或新方法”“為實現(xiàn)自己的構(gòu)想或創(chuàng)意，我會想辦法爭取所需要的資源”“我經(jīng)常提出有創(chuàng)意的點子和想法”“我經(jīng)常與別人溝通并推銷自己的新想法”“為了實現(xiàn)新想法，我應(yīng)該制定合適的計劃和規(guī)劃”“總體而言，我是一個具有創(chuàng)新精神的人”。以上量表均采用Likert-5點量表進(jìn)行評價，從1到5 表示“非常不同意”到“非常同意”。由于主要變量所使用的都是成熟量表，所以本研究并未進(jìn)行問卷的預(yù)調(diào)研，而是直接進(jìn)行正式調(diào)研。

關(guān)于控制變量的選取，以往有些研究表明，員工的個體變量會影響員工的創(chuàng)新行為和創(chuàng)新自我效能感，因此本研究將性別、年齡、學(xué)歷、工作年限等作為控制變量。同時，由于本研究所取樣本來自于不同性質(zhì)的企業(yè)，故而將工作性質(zhì)也作為控制變量來處理。

(三)信度與效度分析

本研究采用SPSS22.0統(tǒng)計軟件，運用探索因子分析和信度分析檢驗各量表的信度和內(nèi)容效度，首先對各量表進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(KMO>0.70，Bartlett<0.05)，驗證量表數(shù)據(jù)是否有較好的線性效果；然后采用Gronbach’s a系數(shù)檢驗(Gronbach’s a>0.70)各量表內(nèi)部一致性信度。結(jié)果如表2所示：創(chuàng)新自我效能感分量表KMO值為 0.759，Bartlett球形檢驗結(jié)果在0.001水平上顯著，解釋總方差56.808%，Cronbach α值為0.745；外在激勵分量表KMO值為0.745，Bartlett球形檢驗結(jié)果在0.001水平上顯著，解釋總方差49.540%，Cronbach α值為0.710；員工創(chuàng)新行為分量表KMO值為0.828，Bartlett球形檢驗結(jié)果在0.001水平上顯著，解釋總方差55.020%，Cronbach α值為0.836；結(jié)果表明各分量表具有較好的信度。關(guān)于效度的測量方面，由于本研究借鑒的都是國內(nèi)外成熟的量表，故而具有良好的內(nèi)容效度；同時，各變量平均變異抽取的AVE值均大于0.500， KMO值均大于0.700，說明本研究采用的各量表的收斂效度良好；此外，為檢驗區(qū)分效度，考察所有變量和因子的AVE平方根是否大于其相關(guān)系數(shù)，本研究對各變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計以及相關(guān)性分析(表3)。根據(jù)分析結(jié)果可知，各變量AVE值的平方根均大于其相關(guān)系數(shù)，表明測量量表具有較好的區(qū)分效度。

表2 因子分析與信度分析摘要表

表3 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析系數(shù)摘要表

注：***表示在0.001水平上顯著， **表示在0.01水平上顯著，*表示在0.05水平上顯著，下同。對角線上的數(shù)據(jù)為各變量AVE值的平方根；NA表示不適用。

(四)同源偏差分析

在進(jìn)行問卷調(diào)查時，由于本研究每份問卷所涉及的關(guān)鍵變量量表(創(chuàng)新自我效能感、外在激勵與員工創(chuàng)新行為)均由同一人填寫，所以可能會出現(xiàn)同源偏差的現(xiàn)象。故，為檢驗數(shù)據(jù)是否存有同源偏差的問題，本研究采用Harman單因子檢驗法[21]，對所有題項進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分分析，結(jié)果顯示析出的第一個因子的載荷量為38.082%，未超過Hair等推薦的標(biāo)準(zhǔn)值50%，由此可以說明本研究的變量數(shù)據(jù)的同源偏差在可接受范圍內(nèi)。

三、研究結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

本研究對各變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性檢驗的結(jié)果如表3所示。由變量的相關(guān)系數(shù)可知，創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)(r=0.587，p<0.001)，外在激勵與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)(r=0.478，p<0.001)，為進(jìn)一步的假設(shè)檢驗提供了依據(jù)。此外，控制變量中的工作性質(zhì)與員工創(chuàng)新行為也具有一定的相關(guān)性(r=0.024，p<0.05)，說明不同的工作性質(zhì)對員工的創(chuàng)新行為可能具有不同的影響。

(二)回歸分析與假設(shè)檢驗

本研究采用分層線性回歸方法來檢驗假設(shè)，回歸結(jié)果如表4所示。其中，由模型2可知，創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為的回歸系數(shù)為0.610，且在0.001水平上顯著，由此可以表明創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響，故假設(shè)H1得證。此外，模型3與模型2相比，回歸方程的R2由0.372增加到0.410，且對應(yīng)的F值顯著水平為0.001，表明回歸方程模型3相比模型2解釋能力顯著提升；同時，在模型3中，創(chuàng)新自我效能感與外在激勵的交互項對員工創(chuàng)新行為的回歸系數(shù)為0.375，且在0.001水平上顯著；并由圖2調(diào)節(jié)效應(yīng)圖可知，創(chuàng)新自我效能感越強，員工表現(xiàn)出的創(chuàng)新行為越多，而在高水平的外在激勵相比低水平的外在激勵環(huán)境，員工表現(xiàn)出的創(chuàng)新行為更多，這表明了外在激勵在創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間起正向調(diào)節(jié)作用，故假設(shè)H2得到驗證。此外，在模型1中工作性質(zhì)與員工創(chuàng)新行為的回歸系數(shù)為0.070，且不顯著，說明不同的工作性質(zhì)對員工的創(chuàng)新行為影響不顯著。

表4 回歸系數(shù)摘要表

注：橫軸代表創(chuàng)新自我效能感，縱軸代表員工創(chuàng)新行為。

圖2 調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

四、研究結(jié)論與管理啟示

(一)研究結(jié)論

激發(fā)員工的創(chuàng)新行為一直是企業(yè)實行創(chuàng)新的關(guān)鍵。本研究以外在激勵作為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響機制模型，通過實證研究發(fā)現(xiàn)：(1)創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為具有顯著的正向影響。這表明了基于認(rèn)知層面的創(chuàng)新自我效能感可以作為個體的創(chuàng)新行為顯著預(yù)測的變量。(2)外在激勵在創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間起著正向的調(diào)節(jié)作用。這一實證結(jié)果表明，在中國企業(yè)的情境下，外在激勵在員工個體因素之間有著不可忽視的作用，同時為創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在作用機制提供了新的解釋。

本研究系統(tǒng)地將創(chuàng)新自我效能感、外在激勵與員工創(chuàng)新行為三者有機結(jié)合在一起進(jìn)行實證分析，研究結(jié)論具有一定的理論意義：(1)雖然員工創(chuàng)新行為的前因變量和結(jié)果變量已經(jīng)有很多被研究所證實，但從認(rèn)知層面的角度解釋員工創(chuàng)新行為的實證研究還比較匱乏，本研究聚焦于創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響研究，拓展了兩者之間因果關(guān)系的認(rèn)識。(2)以往大多數(shù)研究主要是從個體視角的中介變量來解釋創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為之間的作用機制，外部環(huán)境的調(diào)節(jié)作用沒有受到足夠的重視。本研究基于中國企業(yè)規(guī)范文化的背景，從企業(yè)外在激勵的調(diào)節(jié)視角檢驗創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響。這也是本研究的創(chuàng)新之處，有助于形成創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新行為更加全面的認(rèn)識，也為以后研究提供了基礎(chǔ)。

(二)管理啟示

本研究的結(jié)論可以啟示企業(yè)管理者如何有效激發(fā)員工的創(chuàng)新行為，從而實行企業(yè)創(chuàng)新，保持競爭優(yōu)勢。創(chuàng)新自我效能感作為個體對自身創(chuàng)新能力的內(nèi)在信念，管理者在招聘員工的過程中，需要對應(yīng)聘者的心理特征有一定的了解，將員工與工作崗位有機匹配，這樣員工就能更快地適應(yīng)工作環(huán)境，實現(xiàn)自身期望的個體行為。此外，企業(yè)管理者應(yīng)注重對員工的外在激勵，針對性地調(diào)整激勵機制，加大對創(chuàng)新等常規(guī)工作之外的行為的獎勵力度，肯定員工為創(chuàng)新付出的努力和成果，并給予其相應(yīng)的物質(zhì)獎勵，以此激發(fā)員工更多的創(chuàng)新行為。

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TheInfluenceofCreativitySelf-efficacyonEmployees’CreativeBehavior—The Moderating Effect of Extrinsic Incentive

WANG Hui， CHANG Yang

(TheInstituteofHumanResourceManagement,XiangtanUniversity,Xiangtan411105，China)

Innovation is the direct cause of economic development, stimulating employee’s innovative behavior is an important means for enterprise innovation. Based on the social cognitive theory and the learned industriousness theory, this research constructed a moderating effect model, and examined whether the extrinsic incentive moderated the link between creativity self-efficacy and employees’ creative behavior, the questionnaire survey has been done among 382 employees from different companies. According to the empirical results, several findings are as follows: Self-efficacy is significantly and positive influence the employee’s innovative behavior; Autonomy orientation plays a positive regulatory role between self-efficacy and employee’s innovative behavior. The results can not only provide the basis to explaining how the self-efficacy influence the employee’s innovative behavior, but also has practical significance for enterprise innovation.

creativity self-efficacy; extrinsic incentive; employees’ creative behavior

F272

A

10.15926/j.cnki.hkdsk.2017.05.013

1672-3910(2017)05-0070-07

2017-04-06

湖南省哲學(xué)社會科學(xué)基金一般項目(16YBA333)

王輝(1982— )，女，湖南冷水江人，副教授，博士，主要從事人力資源管理研究；常陽(1993— )，男，江蘇泰州人，碩士生，主要從事人力資源管理研究。