睡眠質(zhì)量視角下創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效

李柏洲， 尹士， 張小燕， 羅小芳

(1. 哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001；2. 河北農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 保定 071000；3. 江蘇科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212003)

睡眠是個(gè)體恢復(fù)能量、增強(qiáng)免疫力、維持大腦代謝平衡、發(fā)生神經(jīng)沖動(dòng)、改善認(rèn)知和情感的重要過程[1]。睡眠質(zhì)量下降的顯著表現(xiàn)是由個(gè)體睡眠時(shí)間不足或睡眠時(shí)間較短而引發(fā)自身功能減弱的狀態(tài)，進(jìn)而引起個(gè)體的情緒、學(xué)習(xí)記憶、免疫功能和生理行為變化[2]。隨著互聯(lián)網(wǎng)支持的生活環(huán)境使員工的工作、家庭與休息的界限逐漸模糊，睡眠時(shí)間呈逐年下降趨勢(shì)?！?017中國(guó)睡眠指數(shù)報(bào)告》指出，2017年我國(guó)居民睡眠不足比例高達(dá)50.3%，其中30.5%的人經(jīng)常為了工作早起，21.6%的人做夢(mèng)夢(mèng)見過工作，12.9%的人出現(xiàn)過越工作越精神的情況。睡眠不足會(huì)給員工的工作績(jī)效、工作安全和工作態(tài)度等方面帶來不良影響[3]，尤其是對(duì)于從事更具創(chuàng)新性、更高精神專注力、更高大腦負(fù)荷強(qiáng)度的創(chuàng)新領(lǐng)域(研發(fā)、設(shè)計(jì)等)的創(chuàng)新型員工而言，這種不良影響更為突出[4]。睡眠通過影響創(chuàng)新型員工心理和生理環(huán)境使其認(rèn)知、自我效能感等行為和個(gè)體知覺發(fā)生變化，進(jìn)而作用于員工創(chuàng)新績(jī)效，影響員工組織的有序運(yùn)轉(zhuǎn)[5]。自我損耗理論和組織創(chuàng)新理論表明，睡眠對(duì)于創(chuàng)新型員工的創(chuàng)新行為和績(jī)效的影響路徑主要包括2方面：一方面，從生理直接影響創(chuàng)新行為，睡眠有助于恢復(fù)能量、增強(qiáng)免疫力、維持大腦代謝平衡，增強(qiáng)創(chuàng)新型員工體能機(jī)能，為創(chuàng)新行為提供基礎(chǔ)支撐[6]；另一方面，從心理環(huán)境作用于創(chuàng)新績(jī)效，高質(zhì)量睡眠激發(fā)和增強(qiáng)創(chuàng)新型員工的認(rèn)知和情感，強(qiáng)化員工提升工作效率，達(dá)成創(chuàng)新行為和績(jī)效的心理預(yù)期和正向判斷，即增強(qiáng)了創(chuàng)新自我效能感[7-8]。這種由睡眠質(zhì)量引發(fā)的以辨識(shí)有效決策信息并應(yīng)用到?jīng)Q策中的認(rèn)知能力和以對(duì)創(chuàng)新方面自我肯定為核心的創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新型員工的創(chuàng)新行為和績(jī)效具有重要影響[9]。在當(dāng)前以互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能為核心的新一代技術(shù)革命和創(chuàng)新制勝的背景下，睡眠質(zhì)量所引發(fā)的員工創(chuàng)新與組織創(chuàng)新對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和變革起著重要作用。因此，關(guān)注創(chuàng)新型員工創(chuàng)新行為和績(jī)效緊密相關(guān)的睡眠問題及由此引發(fā)的創(chuàng)新自我效能感問題更具廣泛的現(xiàn)實(shí)意義。

近年來，員工心理環(huán)境與創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系已成為學(xué)者研究的熱點(diǎn)，國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)中包括較多認(rèn)知、自我效能感等概念。在研究視角方面，主要集中在認(rèn)知負(fù)荷[10]、認(rèn)知偏差[11]、創(chuàng)造力自我效能感[12]、一般自我效能感[13]、創(chuàng)業(yè)自我效能感[14]等，對(duì)員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系研究較少，缺少一定的理論與實(shí)踐[7-9]；在研究主體方面，主要包括研發(fā)團(tuán)隊(duì)[15]、管理者[16]、員工[17]等，睡眠質(zhì)量相關(guān)研究主要集中在醫(yī)藥健康領(lǐng)域[1-11]，針對(duì)組織管理領(lǐng)域的員工睡眠質(zhì)量研究較少，鮮有以研究綜述形式進(jìn)行研究[5]?？傮w來說，目前有學(xué)者從心理學(xué)領(lǐng)域理論分析了員工睡眠與工作績(jī)效關(guān)系[18-21]，也有學(xué)者關(guān)注了自我效能感與創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系[22-23]、認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系[24-25]。但是，現(xiàn)有研究仍存在缺陷，首先對(duì)于員工睡眠質(zhì)量與工作績(jī)效關(guān)系的研究?jī)H停留在直接效應(yīng)(生理角度)，忽略了睡眠質(zhì)量引發(fā)的心理環(huán)境中的認(rèn)知和創(chuàng)新自我效能感等因素的影響，而且研究方法僅限于理論分析。其次，現(xiàn)有研究相對(duì)比較分散，尚未建立起4者間統(tǒng)一研究框架，運(yùn)用實(shí)證研究方法對(duì)4者間作用關(guān)系研究則是更加缺乏，難以全面反映睡眠質(zhì)量影響下員工創(chuàng)新績(jī)效的全部路徑和效應(yīng)。再次，對(duì)于員工睡眠質(zhì)量與工作績(jī)效的研究中缺乏關(guān)鍵的情景因素的考慮，缺少對(duì)從事創(chuàng)新活動(dòng)員工睡眠影響下的創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)注，導(dǎo)致現(xiàn)有研究結(jié)果缺乏一定普適性和可信性。最后，創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效間的中介作用，睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，及其與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力的關(guān)系尚未得到研究。

為彌補(bǔ)上述研究不足，本文以組織內(nèi)從事創(chuàng)新研發(fā)、設(shè)計(jì)等活動(dòng)的創(chuàng)新型員工及其創(chuàng)新績(jī)效為研究情景，建立起睡眠質(zhì)量影響下創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力、創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新績(jī)效的統(tǒng)一研究框架，運(yùn)用層次回歸方法實(shí)證分析創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效間的中介作用，睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新績(jī)效間的調(diào)節(jié)效應(yīng)及其與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力的關(guān)系。以期在理論上拓展自我損耗理論和組織創(chuàng)新理論，豐富創(chuàng)新氛圍和腦科學(xué)相關(guān)等創(chuàng)新行為的研究體系，深化睡眠質(zhì)量與創(chuàng)新的相關(guān)研究；在實(shí)踐上為創(chuàng)新型組織加強(qiáng)員工管理、提升組織創(chuàng)新績(jī)效提供啟示，為創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效的提升提供實(shí)踐思路。

1 研究假設(shè)

1.1 創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效

員工認(rèn)知能力是指員工能夠在高度不確定的情況下辨識(shí)出對(duì)決策有效的信息并應(yīng)用到?jīng)Q策中的能力[26]。在數(shù)字信息情況下，信息篩選至關(guān)重要，個(gè)體認(rèn)知能力越高，其可將復(fù)雜的信息簡(jiǎn)單化并迅速的做出戰(zhàn)略決策，而且較高的認(rèn)知能力能夠增強(qiáng)個(gè)體與團(tuán)隊(duì)的一致性，優(yōu)化個(gè)體與團(tuán)隊(duì)的理解和協(xié)調(diào)行為[24]。認(rèn)知能力高的員工，能夠較好的把握問題的本質(zhì)做出決策，不受其它邏輯思維約束，運(yùn)用創(chuàng)新思維模式，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新型戰(zhàn)略決策[25]。此外員工認(rèn)知能力也表現(xiàn)在員工對(duì)工作目標(biāo)的信心和偏好的不同程度[17]。較高的認(rèn)知能力能夠增強(qiáng)員工的戰(zhàn)略認(rèn)知基礎(chǔ)，強(qiáng)化整個(gè)團(tuán)隊(duì)的認(rèn)知意識(shí)，對(duì)外部信息更加敏感，提升員工辨別有用信息的能力[27]。認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)新決策有積極的影響，有助于新技術(shù)和新產(chǎn)品的開發(fā)[15,28]。由此看來，高認(rèn)知能力有助于創(chuàng)新型員工做出合理、恰當(dāng)?shù)目茖W(xué)決策，有助于新技術(shù)、新產(chǎn)品的研究和開發(fā)，對(duì)創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效的提高具有重要作用。因此，提出如下假設(shè)：

H1：創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效有顯著的正向影響。

1.2 創(chuàng)新自我效能感的中介作用

1)自我效能感是人們對(duì)自身能否利用所擁有的技能去完成某項(xiàng)工作行為的自信程度[29]。個(gè)體內(nèi)在因素包括認(rèn)知、情感、感受以及因素之間的交互，而外在因素包括行為、環(huán)境以及兩者之間的交互[30-31]。創(chuàng)新自我效能感是完成創(chuàng)新工作行為的自信程度，創(chuàng)新需要挖掘隱藏在員工的認(rèn)知結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新行為和創(chuàng)新方向背后的深層次因素[16,22]。創(chuàng)新自我效能感是組織的無形資產(chǎn)，足夠的創(chuàng)新自我效能感能夠增強(qiáng)員工的創(chuàng)新行為，對(duì)組織創(chuàng)新績(jī)效有重要的影響。個(gè)體創(chuàng)新行為離不開在困境中持續(xù)、堅(jiān)持不懈的努力，而創(chuàng)新自我效能感就是這樣的信念，幫助個(gè)體克服困難，提升努力程度[32]。自我效能感較高的員工，具有較高的創(chuàng)新能力[33]。原因在于高自我效能感的個(gè)體能夠主動(dòng)學(xué)習(xí)新知識(shí)，專心科研實(shí)踐，敢于脫離傳統(tǒng)思維進(jìn)行探索，將新想法、新觀點(diǎn)應(yīng)用于實(shí)踐，更容易產(chǎn)生較好的創(chuàng)造性成果[23]；而低自我效能感的個(gè)體，則處于保守狀態(tài)，遵循傳統(tǒng)創(chuàng)造性思維，缺乏主動(dòng)的創(chuàng)新精神，不敢嘗試創(chuàng)新[34-35]。因此，提出如下假設(shè)：

H2：創(chuàng)新型員工創(chuàng)新自我效能感對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響。

2)創(chuàng)新自我效能感是創(chuàng)新型員工認(rèn)知的一種深層次信念因素，其高低受多方面的因素影響，參與主體的正確認(rèn)識(shí)創(chuàng)新行為能夠提高創(chuàng)新自我效能感。根據(jù)歸因理論，將失敗歸結(jié)于客觀因素的個(gè)體，自我效能感會(huì)降低，而將失敗歸因于主觀個(gè)體，有助于產(chǎn)生完善的心理情景，對(duì)培養(yǎng)高自我效能感具有重要作用[13]。個(gè)體內(nèi)在因素包括認(rèn)知、情感、感受以及因素之間的交互，而外在因素包括行為、環(huán)境以及兩者之間的交互[36]。創(chuàng)新自我效能感是員工創(chuàng)新的核心和基礎(chǔ)，能夠增強(qiáng)員工個(gè)體內(nèi)在因素，進(jìn)而提升創(chuàng)新行為的積極性，而且對(duì)提高員工創(chuàng)新績(jī)效具有顯著作用[14]。而認(rèn)知是創(chuàng)新型員工實(shí)施創(chuàng)新行為的關(guān)鍵點(diǎn)，認(rèn)知方式和能力對(duì)創(chuàng)新行為具有積極影響，員工認(rèn)知能力通過員工心理創(chuàng)新氛圍作用于創(chuàng)新行為[37]。由此看出，創(chuàng)新型員工個(gè)體認(rèn)知——?jiǎng)?chuàng)新自我效能感——績(jī)效三者是有機(jī)聯(lián)合的整體，創(chuàng)新自我效能感處于中間位置，具有重要作用。因此，提出如下假設(shè)：

H3：創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)其創(chuàng)新績(jī)效影響過程中起中介作用。

1.3 創(chuàng)新型員工睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新績(jī)效間的調(diào)節(jié)作用

睡眠是大腦的一種狀態(tài)、過程和行為，是恢復(fù)能量、增強(qiáng)免疫力、維持大腦代謝平衡、發(fā)生神經(jīng)沖動(dòng)、改善認(rèn)知和情感的重要過程。高睡眠質(zhì)量對(duì)提高個(gè)體認(rèn)知能力至關(guān)重要，對(duì)增強(qiáng)自我效能感有積極影響。創(chuàng)新自我效能感表現(xiàn)為個(gè)體對(duì)執(zhí)行創(chuàng)新行為的能力和信念，有助于改善身體機(jī)能，與許多健康行為正相關(guān)[38]。不規(guī)律的睡眠行為影響著員工的心理健康、睡眠質(zhì)量和自我效能感，降低了員工身心健康水平，而睡眠質(zhì)量對(duì)創(chuàng)新自我效能感有積極的影響[8]。醫(yī)學(xué)領(lǐng)域研究認(rèn)為，自我效能感對(duì)于維持穩(wěn)定的健康質(zhì)量至關(guān)重要[39]；高度睡眠障礙與低自我效能感負(fù)相關(guān)，與自我效能感負(fù)相關(guān)性最高的是頻繁的夜醒[40]。此外研究表明睡眠問題與較差的學(xué)術(shù)創(chuàng)新績(jī)效表現(xiàn)相關(guān)，有睡眠問題的學(xué)生創(chuàng)新自我效能感更低[19]。由此看出，員工處于低睡眠質(zhì)量降低了員工自我效能感。因此，提出如下假設(shè)：

H4：創(chuàng)新型員工睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新自我效能感與其創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用。

1.4 創(chuàng)新型員工睡眠質(zhì)量與認(rèn)知能力的關(guān)系

高質(zhì)量睡眠是認(rèn)知功能恰當(dāng)應(yīng)用的前提，對(duì)認(rèn)知功能的影響比較顯著，在不確定情況下，睡眠剝奪能導(dǎo)致人們更加困難的做出決策[41]。目前，睡眠剝奪引起認(rèn)知能力下降主要有以下3種假說：以Lapse等[42]為代表的脫漏假說，以Sanders等[20]為代表的的喚醒水平下降假說，以Broadben等[21]為代表的濾除無關(guān)刺激困難假說。但是，近些年一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，較高的睡眠質(zhì)量似乎需要較多的皮層神經(jīng)元數(shù)量[43]。具體來說，較少的睡眠時(shí)間會(huì)有更長(zhǎng)的活動(dòng)期，進(jìn)而獲得和傳輸新的技能和知識(shí)，而更深的睡眠可能是鞏固這些技能的關(guān)鍵，增強(qiáng)人類的認(rèn)知能力[44]。睡眠質(zhì)量較好時(shí)，創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力能夠更好的通過創(chuàng)新自我效能感影響員工創(chuàng)新績(jī)效；睡眠質(zhì)量較差時(shí)，這種傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)揮有限作用。具體而言，在睡眠質(zhì)量降低初期，個(gè)體認(rèn)知能力不會(huì)因睡眠剝奪而降低，會(huì)有更長(zhǎng)時(shí)間的創(chuàng)新活動(dòng)期，獲取和傳輸新的創(chuàng)新技能和知識(shí)，提升個(gè)體的認(rèn)知能力，但是就長(zhǎng)期來看，這并不利于科研工作人員的身心健康；在睡眠質(zhì)量降低后期，認(rèn)知能力處于較低的水平，削弱了個(gè)體創(chuàng)新行為。因此，提出如下假設(shè)：

H5：創(chuàng)新型員工睡眠質(zhì)量與認(rèn)知能力存在倒U型關(guān)系。

本研究的理論模型框架如圖1所示。

圖1 理論模型Fig.1 Theoretical model

2 研究設(shè)計(jì)論

2.1 樣本選取

本研究調(diào)查對(duì)象為從事科研創(chuàng)新的員工，即創(chuàng)新型員工，采用問卷調(diào)查方式收集數(shù)據(jù)，調(diào)查樣本來源于河北、北京、浙江、江蘇、上海、廣州、黑龍江、吉林、遼寧、江西等地的企業(yè)和研究所，涵蓋軟件開發(fā)行業(yè)、醫(yī)藥行業(yè)以及汽車制造業(yè)等高技術(shù)企業(yè)。由科研院所的科研人員和企業(yè)的研發(fā)部門人員直接填寫，員工通過問卷以自評(píng)的方式對(duì)自身的認(rèn)知能力、睡眠情況、創(chuàng)新自我效能感進(jìn)行評(píng)價(jià)。為保障研究結(jié)果的可靠性，避免同源偏差，在調(diào)查過程中，主管部門領(lǐng)導(dǎo)對(duì)創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效進(jìn)行評(píng)價(jià)，以配對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。為從源頭保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，在正式調(diào)查之前，采用相關(guān)文獻(xiàn)中指標(biāo)及領(lǐng)域內(nèi)主要學(xué)者的測(cè)量指標(biāo)，制定預(yù)調(diào)查問卷，在哈爾濱工程大學(xué)MBA和EMBA學(xué)員所管理的高技術(shù)企業(yè)中發(fā)放了70份問卷，調(diào)查對(duì)象為高技術(shù)企業(yè)中新產(chǎn)品研發(fā)經(jīng)理、新產(chǎn)品開發(fā)部門經(jīng)理以及產(chǎn)品設(shè)計(jì)師等，最終回收58份。為防止回答者獲取研究的因果關(guān)系暗示，降低被創(chuàng)新型員工主觀性程度，問卷中也沒有出現(xiàn)能力假設(shè)、創(chuàng)新績(jī)效的題名等情況。同時(shí)邀請(qǐng)組織行為相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜壹捌髽I(yè)高級(jí)管理者根據(jù)測(cè)試結(jié)果對(duì)調(diào)查問卷進(jìn)行修改，最后形成正式問卷。本研究調(diào)查問卷采取網(wǎng)絡(luò)答題方式，由人力資源管理部門將問卷鏈接發(fā)送給科研部門，在問卷中注明填寫對(duì)象為企業(yè)或研究所科研人員和企業(yè)的研發(fā)部門人員。

本次共發(fā)放490份問卷，實(shí)際回收問卷473份，對(duì)于作答時(shí)間少于1 min、存在明顯前后矛盾、填答具有顯著規(guī)律性的無效問卷進(jìn)而了人工剔除，共剔除85份無效問卷，得到有效問卷388份，問卷有效回收率為82%。問卷調(diào)查結(jié)果顯示，性別方面，男性占56%、女性占44%；平均年齡為39.82歲；學(xué)歷方面，大專及以下文化程度占35%、本科占57%、碩士占7%、博士占1%；在本行業(yè)的工作年限為1 a占6%、2 a占17%、3 a及以上年占77%。

2.2 偏差檢驗(yàn)

為避免研究樣本的同源偏差，本文通過同源方法偏差和未回應(yīng)者偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。在同源方法偏差上，本文采用Harman單因素分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)行SPSS軟件提供的探索性因子分析(EFA)程序，結(jié)果表明：未旋轉(zhuǎn)的第1個(gè)主成分的載荷量?jī)H是38.69%，參照Podsakoff等[45]提出的40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)及現(xiàn)有方陽(yáng)春等[46]等文獻(xiàn)，可知38.69%<40%，不存在單一因素能解釋大部分變異的因子，表明同源方法偏差不會(huì)造成顯著影響。在未回應(yīng)者偏差上，按照問卷返回排序，選取前1/3和后1/3的樣本進(jìn)行t檢驗(yàn)，結(jié)果表明：92%以上的觀測(cè)變量不存在顯著差異，表明未回應(yīng)者偏差不會(huì)造成顯著影響。

2.3 變量度量及信度、效度

本文信度和效度檢驗(yàn)的方式如下：1)對(duì)每個(gè)變量進(jìn)行Cronbach alpha系數(shù)檢驗(yàn)，以此評(píng)估樣本數(shù)據(jù)內(nèi)部一致性；2)計(jì)算CR值方法檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的組合信度；3)采用KMO值和巴特利特球體方法檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的構(gòu)思效度；4)計(jì)算變量平均方差抽取值的平方根檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的區(qū)分效度；5)研究問卷是經(jīng)過相關(guān)文獻(xiàn)研究結(jié)果總結(jié)、修正的，量表具有較高的內(nèi)容效度。

1)創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力。該變量的測(cè)量借鑒荷蘭工作經(jīng)驗(yàn)和評(píng)價(jià)問量表，這已被驗(yàn)證并廣泛用于科學(xué)研究[25-27]。所有項(xiàng)目的響應(yīng)量表為7點(diǎn)量表，表示從“非常不同意”到“非常同意”?？煽啃苑治鲲@示Cronbach alpha系數(shù)為0.765，其探索性因子載荷值區(qū)間是0.624～0.893，組合信度CR=0.853，巴特利特球顯著，AVE=0.589。

2)創(chuàng)新自我效能感。該變量的測(cè)量借鑒一些學(xué)者設(shè)計(jì)的創(chuàng)新自我效能感量表，已被廣泛用于創(chuàng)新自我效能感研究[33-36]。所有項(xiàng)目的響應(yīng)量表為7點(diǎn)量表?？煽啃苑治鲲@示Cronbach alpha系數(shù)為0.743，其探索性因子載荷值區(qū)間是0.679～0.847，組合信度CR=0.834，巴特利特球顯著，AVE=0.553。

3)睡眠質(zhì)量。該變量的測(cè)量借鑒Buysse等[47]設(shè)計(jì)匹茲堡睡眠質(zhì)量指數(shù)量表(PSQI)，總分范圍為0～21，已廣泛應(yīng)用于睡眠質(zhì)量評(píng)估?？煽啃苑治鲲@示0.770，其探索性因子載荷值區(qū)間是0.619～0.846，組合信度CR=0.862，巴特利特球顯著，AVE=0.546。

4)創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效。該變量的測(cè)量借鑒一些學(xué)者設(shè)計(jì)的員工創(chuàng)新績(jī)效量表，已被廣泛的用于員工創(chuàng)新績(jī)效研究[22-23, 33-34]。所有項(xiàng)目的響應(yīng)量表為7點(diǎn)量表?？煽啃苑治鲲@示Cronbach alpha系數(shù)為0.762，其探索性因子載荷值區(qū)間是0.833～0.904，組合信度CR=0.857，巴特利特球顯著，AVE=0.759。

由此看出，本文所有變量的Cronbach alpha系數(shù)(0.743～0.770)均高于一般建議的0.7，表明樣本數(shù)據(jù)內(nèi)在一致性信度較高。組合信度0.7是可接受的門坎，表中各變量的CR值從0.834～0.857，均高于一般建議的0.7，表明樣本數(shù)據(jù)組合信度較高。因子分析的結(jié)果顯示所有因子的KMO值(0.714～0.802)均大于0.6，巴特利特球體檢驗(yàn)結(jié)果均顯著，表明樣本數(shù)據(jù)具有合適的構(gòu)思效度。各變量的平均提取方差A(yù)VE(0.546～0.759)均大于0.5，且各變量的AVE平方根大于變量間的兩兩相關(guān)系數(shù)，變量間具備良好的區(qū)分效度。

3 實(shí)證研究

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

在假設(shè)檢驗(yàn)前，為減小研究誤差，研究對(duì)所有變量數(shù)據(jù)進(jìn)行了中心化處理，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1所示。變量間相關(guān)系數(shù)由0.01～0.54不等，均小于0.7的臨界值，多重共線性問題并不嚴(yán)重，滿足假設(shè)檢驗(yàn)要求。創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效顯著正相關(guān)(r=0.54，p<0.01)，創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新績(jī)效顯著正相關(guān)(r=0.44，p<0.01)，且均處于中度相關(guān)水平，適合進(jìn)行下一步回歸檢驗(yàn)。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 主效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。表2中模型1是控制變量對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的回歸結(jié)果，創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力加入模型后，模型2結(jié)果表明創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)新績(jī)效有顯著影響(β=0.633，p<0.01)，假設(shè)1成立。模型4顯示創(chuàng)新自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效有顯著影響(β=0.420，p<0.01)，假設(shè)2成立。在引入創(chuàng)新自我效能感后，模型2和模型5的結(jié)果表明創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響顯著性不變，創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力和創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效均有顯著影響，且在控制創(chuàng)新自我效能感情況下，員工認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響程度降低，由0.633降低到0.466。分析表明創(chuàng)新自我效能感在創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效之間起部分中介作用，假設(shè)3成立。

表2 創(chuàng)新自我效能感的中介效應(yīng)回歸結(jié)果Table 2 The mediating effect regression result of innovative self-efficacy

進(jìn)一步本研究運(yùn)用Hayes[48]制作的SPSS軟件Process插件對(duì)創(chuàng)新自我效能感的中介效應(yīng)進(jìn)行再次檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，創(chuàng)新自我效能感中介效應(yīng)模型顯著(F=10.842 1，p=0.000 0)。在運(yùn)用Bootstrap方法2 000次重復(fù)抽樣和95%的偏差校正置信區(qū)間下，中介檢驗(yàn)的結(jié)果不包含0(LLCI=0.062 3，ULCI=0.252 9；β=0.157 6)?？刂浦薪樽兞縿?chuàng)新自我效能感后，創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)因變量創(chuàng)新績(jī)效依然顯著，區(qū)間(LLCI=0.384 8，ULCI=0.548 0；β=0.466 4)不包含0。直接效應(yīng)系數(shù)為0.466 4，95%的偏差校正置信區(qū)間不包含0(LLCI=0.062 3，ULCI=0.252 9)；間接效應(yīng)系數(shù)為0.053 7，達(dá)到顯著性水平且不包含0(LLCI=0.015 5，ULCI=0.101 6)，與直接效應(yīng)系數(shù)同號(hào)，表明創(chuàng)新自我效能感的中介效應(yīng)顯著。

3.2.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在調(diào)節(jié)效應(yīng)研究中，本文采用回歸分析三步法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。在加入創(chuàng)新自我效能感與睡眠質(zhì)量交互項(xiàng)后，模型1和模型2的結(jié)果顯示主效應(yīng)中的創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力仍然顯著，分別為(β=0.395，p<0.01)和(β=0.154，p<0.01)。雖然交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著性有所下降，但回歸結(jié)果仍顯示睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新自我效能感與創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效之間起反向調(diào)節(jié)作用。根據(jù)睡眠質(zhì)量量表定義內(nèi)容，表明睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新自我效能感與員工創(chuàng)新績(jī)效之間起正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)4成立。在加入創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與睡眠質(zhì)量交互項(xiàng)后，模型3和模型4的結(jié)果表明睡眠質(zhì)量在創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與員工創(chuàng)新績(jī)效之間起正向調(diào)節(jié)作用，即睡眠質(zhì)量與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表3 睡眠質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果Table 3 The regression result of regulatory effect of sleep quality

根據(jù)上述分析，繪制的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖如圖2所示。根據(jù)睡眠質(zhì)量的均值，將樣本分為高和低2個(gè)組，對(duì)2組分別回歸，計(jì)算回歸方程。相比于低睡眠質(zhì)量的樣本，在高睡眠質(zhì)量情況下，創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效的正向影響顯著增強(qiáng)。

圖2 睡眠質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.2 The regulatory effect of sleep quality

3.2.3 倒U型關(guān)系檢驗(yàn)

借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的調(diào)節(jié)路徑分析方法，該方法能夠清晰的顯示出自變量與因變量的調(diào)節(jié)發(fā)生路徑，結(jié)果如表4所示。

表4 睡眠質(zhì)量與員工認(rèn)知能力的關(guān)系Table 4 The relationship between sleep quality and cognitive ability of employees

表4中模型1中只加入了控制變量，模型2和模型3中分別加入了睡眠質(zhì)量、睡眠質(zhì)量的平方項(xiàng)，實(shí)證結(jié)果表明睡眠質(zhì)量與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力顯著正相關(guān)(β=0.453，p<0.01)，但是睡眠質(zhì)量的平方項(xiàng)與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力顯著負(fù)相關(guān)(β=-0.086，p<0.1)，且比較兩模型的R2可知，模型3的擬合程度更好。結(jié)果表明睡眠質(zhì)量與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力兩者之間存在非線性的倒U型相關(guān)關(guān)系，假設(shè)5成立。

4 結(jié)論

1)創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)新自我效能感和創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的正向影響。本結(jié)論從理論層面探究了創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力對(duì)員工創(chuàng)新績(jī)效的顯著的正向影響，為創(chuàng)新型員工創(chuàng)新績(jī)效提供一種解釋途徑。

2)創(chuàng)新型員工創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的正向影響，在創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效間起部分中介作用。本結(jié)論從自信理論和自我效能理論的角度揭示了創(chuàng)新自我效能感是創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力與創(chuàng)新績(jī)效之間一種傳導(dǎo)機(jī)制。

3)創(chuàng)新型員工睡眠質(zhì)量正向調(diào)節(jié)創(chuàng)新自我效能感對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的正向作用，與創(chuàng)新型員工認(rèn)知能力呈倒U型關(guān)系。本結(jié)論為睡眠質(zhì)量對(duì)工作能力的影響研究提供了一定的理論支持，也進(jìn)一步探索了睡眠質(zhì)量在組織管理中的作用。

本研究主要聚焦于睡眠剝奪的個(gè)體效應(yīng)及其內(nèi)部變化影響，而對(duì)企業(yè)情景中組織、團(tuán)隊(duì)與領(lǐng)導(dǎo)、下屬等特殊層面的探究較為薄弱。為此，員工睡眠剝奪對(duì)其團(tuán)隊(duì)工作進(jìn)程以及其成員間關(guān)系的作用機(jī)制，是未來需要進(jìn)一步研究的方向。