角色外行為如何影響員工創(chuàng)新行為
——一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型

□ 李曼麗 孫明貴

一、引言

員工表現(xiàn)出角色外行為是職場(chǎng)中的一種常見(jiàn)現(xiàn)象，學(xué)者們認(rèn)為組織公民行為等角色外行為會(huì)對(duì)組織績(jī)效產(chǎn)生正向影響，但缺乏員工角色外行為影響個(gè)體創(chuàng)新行為的實(shí)證研究。角色外行為是否會(huì)影響員工的創(chuàng)新行為，以及如何影響員工的創(chuàng)新行為，什么因素又會(huì)作為調(diào)節(jié)變量促進(jìn)或抑制其發(fā)揮作用，這是角色外行為和創(chuàng)新行為關(guān)系研究亟待解決的問(wèn)題。

心理授權(quán)是員工感知到授權(quán)后的心理特征變化的體驗(yàn)，是一種積極的動(dòng)機(jī)取向，會(huì)激發(fā)員工的工作積極性與工作潛能。在員工實(shí)施諸如幫助和建言這些角色外行為時(shí)，組織中的其他員工在心理授權(quán)的情況下，會(huì)意識(shí)到角色外行為的合法性，因此推動(dòng)其表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。本文基于現(xiàn)有的研究成果，在相關(guān)理論基礎(chǔ)上，研究員工角色外行為、上下級(jí)關(guān)系、心理授權(quán)、員工創(chuàng)新行為之間的內(nèi)在作用關(guān)系。

二、相關(guān)研究現(xiàn)狀

（一）角色外行為的概念

目前已知，針對(duì)角色外行為的研究最早可溯源到學(xué)者巴納德（Barnard）在1938 年提出的“合作意愿”這一概念[1]。1964 年，卡茨（Katz）從行為性質(zhì)角度將員工角色行為劃分為角色內(nèi)行為和角色外行為兩個(gè)方面[2]。學(xué)者范·戴因（Van Dyne）、康明（Cummings）和麥克萊恩·帕克斯（Mclean Parks）將其定義為“有益于或者想要有益于組織而又超過(guò)現(xiàn)有角色期望的自覺(jué)自愿的行為”[3]。值得注意的是，角色外行為與現(xiàn)有研究最深入廣泛的組織公民行為的概念有所不同。奧根（Organ）在1977 年第一次定義了組織公民行為的概念[4]，他認(rèn)為組織公民行為是“超出了組織角色的正式規(guī)定，且組織正式獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制不能直接識(shí)別，但能提高組織績(jī)效的員工自覺(jué)行為”[5]。從上述定義可以看出，角色外行為相較于組織公民行為，只規(guī)定了有利于組織和自覺(jué)自愿的行為，而對(duì)行為是否被正式組織報(bào)酬體系所識(shí)別不做要求。在提出角色外行為的概念后，范·戴因（Van Dyne）[3]等人從行為性質(zhì)方面將角色外行為分為四類，分別以幫助、建言、監(jiān)管、揭發(fā)為代表。本研究采用范·戴因（Van Dyne）等人對(duì)角色外行為的劃分，選取合作導(dǎo)向性質(zhì)的幫助行為和變革導(dǎo)向性質(zhì)的建言行為作為角色外行為的典型代表，探索角色外行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響。關(guān)于幫助行為和建言行為的概念，范·戴因（Van Dyne）等人也對(duì)其進(jìn)行了定義，他們認(rèn)為幫助行為是自愿幫助他人或防止發(fā)生與工作有關(guān)的問(wèn)題，建言行為是一類出于對(duì)組織和自身發(fā)展的考慮而表達(dá)建設(shè)性意見(jiàn)的促進(jìn)行為[3]。

（二）心理授權(quán)的概念

瑞裴特（Rapport）于1987 年提出了授權(quán)的概念，認(rèn)為授權(quán)是對(duì)在意和關(guān)注的事情獲得自主控制的過(guò)程。但是授權(quán)在實(shí)際應(yīng)用中效果并不如意，企業(yè)具體授權(quán)決定并未對(duì)員工產(chǎn)生太多激勵(lì)，于是許多學(xué)者將研究視角轉(zhuǎn)向授權(quán)在個(gè)體心理層面的有效性，心理授權(quán)（Psychological Empowerment）因此產(chǎn)生。關(guān)于心理授權(quán)概念最受歡迎的觀點(diǎn)是1990 年托馬斯（Thomas）等人提出的，他們將心理授權(quán)界定為個(gè)體感知到被授權(quán)的一種心理狀態(tài)，是一種包含不同認(rèn)知的復(fù)雜綜合體，主要包括四種認(rèn)知：影響力（impact）、自我效能感（competence）、工作意義（meaning）以及自主性（self-determination）[6]。本研究采用托馬斯（Thomas）等人對(duì)心理授權(quán)的研究成果。

（三）上下級(jí)關(guān)系的概念

徐（Tsui）和法爾（Farh）認(rèn)為，相較于西方社會(huì)，中國(guó)社會(huì)更注重人際關(guān)系[7]。在中國(guó)社會(huì)中，“好”的關(guān)系往往是實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的重要手段。中西方學(xué)者普遍認(rèn)為，中國(guó)式關(guān)系有其特殊性，不能簡(jiǎn)單用同義的英文詞(如relation 或者 networking)進(jìn)行定義[8]，因此使用了漢語(yǔ)拼音 guanxi 來(lái)表示[7]。徐（Tsui）等人指出，下屬往往帶有私人目的性地建立與上級(jí)的高質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系，比如，希望獲得更多的工作報(bào)酬、更好的職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)等[7]。勞（Law）等人對(duì)徐（Tsui）等人的觀點(diǎn)進(jìn)一步延伸，將上下級(jí)關(guān)系定義為“上下級(jí)之間要通過(guò)一系列工作之外的有目的的活動(dòng)建立起來(lái)的關(guān)系質(zhì)量程度”[9]。本研究采用勞（Law）等人對(duì)上下級(jí)關(guān)系的研究成果。

（四）員工創(chuàng)新行為的概念

從現(xiàn)有研究來(lái)看，學(xué)者們主要從創(chuàng)新者個(gè)人特質(zhì)和創(chuàng)新過(guò)程或結(jié)果來(lái)定義員工創(chuàng)新行為。柯頓（Kirton）立足于創(chuàng)新者個(gè)人特質(zhì)，認(rèn)為創(chuàng)新行為是指?jìng)€(gè)體在工作中不愿因循守舊，因此采取措施打破原有規(guī)則并構(gòu)建新架構(gòu)的過(guò)程[10]。斯科特（Scott）和布魯斯（Bruce）從創(chuàng)新過(guò)程或結(jié)果角度提出，員工創(chuàng)新行為是以分析問(wèn)題產(chǎn)生創(chuàng)意為基礎(chǔ)的，在此基礎(chǔ)上尋求組織或他人支持，與團(tuán)隊(duì)一起落實(shí)新想法，并將其最終轉(zhuǎn)化為商品化的產(chǎn)品或服務(wù)的這一系列的過(guò)程[11]。學(xué)者詹森（Janssen）認(rèn)為，創(chuàng)新行為是指員工主動(dòng)創(chuàng)造新構(gòu)想并推動(dòng)其實(shí)施，從而為個(gè)人、團(tuán)隊(duì)或組織創(chuàng)造更高的績(jī)效[12]?；谒箍铺兀⊿cott）和布魯斯（Bruce）的研究，坎特（Kanter）的研究提出，個(gè)人的個(gè)體創(chuàng)新行為包括分析問(wèn)題以產(chǎn)生新的想法，尋求他人的幫助，以及在對(duì)原有產(chǎn)品和服務(wù)進(jìn)行創(chuàng)新改進(jìn)后實(shí)施量化的創(chuàng)新構(gòu)想[13]。綜上所述，員工創(chuàng)新行為是員工以分析問(wèn)題為出發(fā)點(diǎn)，有意識(shí)地提出創(chuàng)意以及實(shí)施新構(gòu)想的一系列行為，包括創(chuàng)新構(gòu)想和創(chuàng)新執(zhí)行兩個(gè)方面。

三、理論模型與研究假設(shè)

人力資源是企業(yè)的第一生產(chǎn)力，員工的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和創(chuàng)新能力是組織創(chuàng)新的有力保障。當(dāng)員工表現(xiàn)出幫助和建言等角色外行為，會(huì)營(yíng)造良好的工作氛圍，有利于員工之間團(tuán)結(jié)協(xié)作，提高工作效率，激發(fā)員工的創(chuàng)新熱情，鼓勵(lì)組織內(nèi)的其他員工展現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。基于此本研究假定：

H1a：幫助行為正向影響員工創(chuàng)新行為。

H1b：建言行為正向影響員工創(chuàng)新行為。

心理授權(quán)是一種積極的動(dòng)機(jī)取向，是指員工感知到的領(lǐng)導(dǎo)給員工的授權(quán)程度。幫助和建言等角色外行為作為一種積極的組織個(gè)體行為，會(huì)促使組織中的其他員工產(chǎn)生積極的心理動(dòng)機(jī)，使其感知到組織的寬容度，從而充分激發(fā)員工的主動(dòng)性和能動(dòng)性，顯著提高組織內(nèi)其他員工的心理授權(quán)水平?；诖吮狙芯考俣ǎ?/p>

H2a：幫助行為正向影響心理授權(quán)。

H2b：建言行為正向影響心理授權(quán)。

心理授權(quán)被視為員工在組織中體驗(yàn)到的工作意義、責(zé)任和自身在組織中的價(jià)值等方面的綜合結(jié)果，也是員工關(guān)于自身的能力、影響力、意義和自主性等方面的主觀判斷[14]。當(dāng)員工知覺(jué)到心理授權(quán)，會(huì)認(rèn)為個(gè)人的能力明顯強(qiáng)于他人，自己應(yīng)以更有意義的方式影響組織[15]，從而采取更多的創(chuàng)新行為。

H3：心理授權(quán)正向影響員工創(chuàng)新行為。

組織中存在的幫助和建言等角色外行為，使員工知覺(jué)到組織對(duì)于角色外行為的寬容度，使員工體驗(yàn)到組織對(duì)員工自主意識(shí)的尊重，以及對(duì)員工工作能力、自主行為和影響力的肯定，從而減弱創(chuàng)新是高風(fēng)險(xiǎn)行為的認(rèn)知，員工由此敢于承擔(dān)嘗試新方法或新程序遭遇挫折打擊的風(fēng)險(xiǎn)，在工作中敢于施加個(gè)人影響力，開(kāi)展創(chuàng)新行為，提高組織創(chuàng)新水平。換言之，組織中存在的角色外行為令員工體驗(yàn)到了心理授權(quán)，組織中角色外行為越多，其他員工感受到的心理授權(quán)程度會(huì)越強(qiáng)，從而促使他們開(kāi)展更多的創(chuàng)新行為。基于此本研究假定：

H4a：心理授權(quán)在幫助行為和員工創(chuàng)新行為中起中介效應(yīng)。

H4b：心理授權(quán)在建言行為和員工創(chuàng)新行為中起中介效應(yīng)。

在中國(guó)文化中，上下級(jí)關(guān)系是組織運(yùn)行的重點(diǎn)關(guān)注部分。相較于西方社會(huì)，中國(guó)人更注重人際關(guān)系[7]。在高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系中，員工幫助和建言等角色外行為會(huì)讓其他員工感知到上級(jí)對(duì)角色外行為的肯定，高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系使下屬對(duì)上級(jí)的信任感更強(qiáng)，從而更有勇氣開(kāi)展有風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新行為?；诖吮狙芯考俣ǎ?/p>

H5a：上下級(jí)關(guān)系在幫助行為和員工創(chuàng)新行為中有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H5b：上下級(jí)關(guān)系在建言行為和員工創(chuàng)新行為中有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

在高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系中，員工在組織中表現(xiàn)出幫助行為或建言行為時(shí)，上級(jí)表現(xiàn)出肯定鼓勵(lì)、工作支持、權(quán)力下放的正向反饋，有助于增強(qiáng)其他下屬獲得的積極心理暗示，感知到角色外行為的合法性，使員工敢于自主決定工作方式，從而能夠強(qiáng)化員工的心理授權(quán)感。基于此本研究假定：

H6a：上下級(jí)關(guān)系在幫助行為和心理授權(quán)中有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H6b：上下級(jí)關(guān)系在建言行為和心理授權(quán)中有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

以下便是本文的研究模型（如圖1）。本文研究?jī)?nèi)容和步驟主要由4 方面內(nèi)容構(gòu)成：首先，驗(yàn)證幫助/建言行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響、幫助/建言行為對(duì)心理授權(quán)的影響和心理授權(quán)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響這三個(gè)主效應(yīng)；其次，驗(yàn)證心理授權(quán)在幫助/建言行為和員工創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)；再次，驗(yàn)證上下級(jí)關(guān)系在幫助/建言行為和員工創(chuàng)新行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)；最后，驗(yàn)證上下級(jí)關(guān)系在幫助/建言行為和員工心理授權(quán)之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

圖1 理論模型

四、研究樣本與方法

（一）數(shù)據(jù)搜集與樣本

本文的研究對(duì)象是企業(yè)的在職員工。正式調(diào)研共發(fā)放512 份問(wèn)卷，問(wèn)卷共收回410 份，其中有效問(wèn)卷338 份，問(wèn)卷有效率為82.4%。本研究的控制變量包含了性別、年齡、學(xué)歷、職位、企業(yè)性質(zhì)等。樣本的具體特征詳見(jiàn)表1。本研究借助SPSS25.0 和AMOS24.0 軟件，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析統(tǒng)計(jì)、信效度分析、同源性方差檢驗(yàn)、皮爾遜相關(guān)性分析、結(jié)構(gòu)方程模型以及分層次回歸等。

表1 樣本特征

（二）變量測(cè)量

本研究使用的量表均為成熟量表，本研究采用的問(wèn)卷均為李克特（Likert）5 點(diǎn)量表，量表中的“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

幫助行為：本研究對(duì)幫助行為的測(cè)量主要借鑒安德森（Anderson）、威廉姆斯（Williams）[16]和錢源源[17]的量表，該量表是包含6 個(gè)題項(xiàng)的5 點(diǎn)李克特（Likert）單維度量表，主要的題目有“當(dāng)部門中其他同事在工作中落后，部門成員會(huì)給予幫助”“部門成員會(huì)相互協(xié)助，分擔(dān)過(guò)重的工作任務(wù)”等。由于HB5 和HB6 項(xiàng)與總計(jì)的相關(guān)性分別是0.403、0.410（小于0.5），在刪除影響量表的HB5（部門成員愿意為其他同事不熟悉的流程提供有利信息）、HB6（部門成員會(huì)向其他同事提供完成任務(wù)的建議）后，最終還剩下4 個(gè)題項(xiàng)。本研究中該量表的Cronbach’α 值為0.72。

建言行為：本研究對(duì)建言行為的測(cè)量借鑒范·戴因（Van Dyne）等人[3]和梁（Liang）等人[18]的量表，該量表是包含6 個(gè)題項(xiàng)的5點(diǎn)李克特（Likert）單維度量表，主要的題目有“部門成員會(huì)出創(chuàng)造性的解決方法來(lái)解決問(wèn)題”和“當(dāng)一個(gè)計(jì)劃或想法行不通時(shí)，部門成員會(huì)直接指出”等。本研究中該量表的Cronbach’α 值為0.833。

心理授權(quán)：本研究借鑒研究界一般認(rèn)同的經(jīng)過(guò)斯佩里策（Spreitzer）編制[19]、李超平等修訂的心理授權(quán)問(wèn)卷[20]，該問(wèn)卷由4 大模塊構(gòu)成，涵蓋了自主權(quán)、自我效能感、工作意義以及影響力，共12 個(gè)題項(xiàng)，主要的題目有“我現(xiàn)在從事工作對(duì)我來(lái)說(shuō)非常有意義”和“我對(duì)自己能夠完成工作非常有信心”。本研究中該量表的Cronbach’α 值為0.885。

上下級(jí)關(guān)系：本研究借助勞（Law）等人[9]開(kāi)發(fā)的上下級(jí)關(guān)系的單維度6 條目量表，主要題目有“在假期或下班后，我會(huì)與上司聯(lián)系或者去拜訪他/她”和“當(dāng)意見(jiàn)出現(xiàn)沖突時(shí)，我一定會(huì)站在我的上司這邊”。該量表較反映出中國(guó)情境下上下級(jí)關(guān)系的實(shí)際情 況，得到了學(xué)界的普遍認(rèn)可與使用。本研究中該量表的Cronbach’α 值為0.897。

員工創(chuàng)新行為：中國(guó)學(xué)者黃致凱根據(jù)我國(guó)本土企業(yè)實(shí)際情況，從創(chuàng)新構(gòu)想產(chǎn)生和創(chuàng)新構(gòu)想執(zhí)行兩個(gè)方面對(duì)員工創(chuàng)新行為進(jìn)行兩維度兩階段劃分。本研究借鑒黃致凱開(kāi)發(fā)出的包括12 個(gè)題項(xiàng)的員工創(chuàng)新行為量表[21]對(duì)員工創(chuàng)新行為進(jìn)行測(cè)量，該量表的主要題目有“我會(huì)找機(jī)會(huì)改善公司部門的工作流程或服務(wù)等”和“我會(huì)主動(dòng)去推動(dòng)新創(chuàng)意的實(shí)施”。本研究中該量表的Cronbach’α 值為0.907。

控制變量：本研究將性別、年齡、學(xué)歷、職位和企業(yè)性質(zhì)作為控制變量加以控制。

五、研究結(jié)果分析

（一）各量表效度檢驗(yàn)

采用SPSS 對(duì)量表進(jìn)行收斂效度和區(qū)分效度分析。幫助行為、建言行為、心理授權(quán)、上下級(jí)關(guān)系和員工創(chuàng)新行為量表的KMO 值分別為0.755、0.855、0.867、0.902、0.937。KMO值均大于0.7，說(shuō)明本研究使用的5 個(gè)量表全部適合做因子分析。各量表的各維度的平均方差萃取量AVE 值均大于標(biāo)準(zhǔn)值0.5，說(shuō)明本研究使用的量表具有良好的收斂效度。具體AVE 值見(jiàn)表2。采用SPSS 計(jì)算各變量之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)。本研究通過(guò)比較AVE 平方根與變量間相關(guān)系數(shù)的大小檢驗(yàn)各量表間的區(qū)分效度。各變量AVE 值與變量間的相關(guān)系數(shù)值見(jiàn)表2。其中對(duì)角線上數(shù)值為各測(cè)量變量AVE 的平方根，非對(duì)角線上數(shù)值為變量之間的相關(guān)系數(shù)。由表2 可知，各測(cè)量變量AVE的平方根大部分都大于所在行列的相關(guān)系數(shù)，表明各測(cè)量變量之間有良好的區(qū)分效度。

（二）同源方差檢驗(yàn)

本研究采用哈曼（Harman）單因素檢驗(yàn)方法中的探索性因素分析進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，將所有變量的測(cè)量題項(xiàng)放入同一模型中進(jìn)行探索性因子分析，所有測(cè)量題項(xiàng)的單因子檢驗(yàn)結(jié)果共提取出6 個(gè)特征值大于1 的因子，共同解釋了60.185%的變異量。最大的因子解釋變異量為39.997%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明本研究所涉及的變量之間不存在明顯的共同方法偏差，可以進(jìn)行后續(xù)的實(shí)證分析。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果

1.各變量描述統(tǒng)計(jì)。本研究使用李克特（Likert）5 點(diǎn)計(jì)分法，各題項(xiàng)的峰度最大值為1.262（不超過(guò)10），偏度最大值為-1.064（不超過(guò)3）。因此，本研究各題項(xiàng)的峰度和偏度值都是可以接受的，并且數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布。

2.變量間的皮爾遜（Person）相關(guān)性分析。本研究中各變量間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表2。所有的相關(guān)系數(shù)均在0.01 的條件下顯著，各變量間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，各變量之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)均小于0.85，說(shuō)明各變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

表2 各變量AVE 值的平方根及皮爾遜相關(guān)系數(shù)表

（四）主效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖2、圖3、圖4、圖5 分別是角色外行為影響員工創(chuàng)新行為、員工角色外行為影響心理授權(quán)、心理授權(quán)影響員工創(chuàng)新行為、心理授權(quán)中介效應(yīng)的結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果，這4 個(gè)模型的擬合結(jié)果近似誤差均方根RMSEA分別為0.036、0.070、0.048、0.044，均符合RMSEA小于0.08的要求；比較擬合指數(shù)CFI值分別為0.974、0.932、0.936、0.956，非標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)TLI 分別為0.971、0.916、0.972、0.951，符 合CFI 與TLI 均大于0.9 的要求。各模型的總體擬合結(jié)果良好。

圖5 心理授權(quán)中介效應(yīng)擬合結(jié)果

由圖2 的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知，幫助行為與員工創(chuàng)新行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.2，p＜0.05，說(shuō)明幫助行為對(duì)員工創(chuàng)新行為存在顯著正向影響，假設(shè)H1a 得到支持；建言行為與員工創(chuàng)新行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.79，p＜0.001，說(shuō)明建言行為對(duì)員工創(chuàng)新行為存在顯著正向影響，假設(shè)H1b 得到支持。由圖3 的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知，幫助行為與心理授權(quán)之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.23，p＜0.05，說(shuō)明幫助行為對(duì)員工心理授權(quán)存在顯著正向影響，假設(shè)H2a 得到支持；建言行為與心理授權(quán)之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.65，p＜0.001，說(shuō)明建言行為對(duì)員工心理授權(quán)存在顯著正向影響，假設(shè)H2b 得到支持。由圖4 的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知，心理授權(quán)與員工創(chuàng)新行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.98，p＜0.001，說(shuō)明心理授權(quán)對(duì)員工創(chuàng)新行為存在顯著正向影響，假設(shè)H3 得到支持。

圖2 角色外行為影響員工創(chuàng)新行為擬合結(jié)果

圖3 角色外行為影響心理授權(quán)擬合結(jié)果

圖4 心理授權(quán)影響員工創(chuàng)新行為擬合結(jié)果

由圖5 的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知，幫助行為與員工創(chuàng)新行為之間的路徑不顯著，P＞0.05。通過(guò)進(jìn)一步采取Bootstrap 法對(duì)幫助行為→心理授權(quán)→員工創(chuàng)新行為這一條路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)幫助行為對(duì)員工創(chuàng)新行為間接效應(yīng)的95%的置信區(qū)間為[-0.112,0.669]，包含0，故不定假設(shè)H4a；建言行為與心理授權(quán)之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.65，心理授權(quán)與員工創(chuàng)新行為之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.68，P值均小于0.001，說(shuō)明建言行為通過(guò)心理授權(quán)對(duì)員工創(chuàng)新行為存在顯著正向影響，假設(shè)H4b 得到支持；進(jìn)一步利用Bootstrap 法，將抽樣設(shè)定為1 000 次，在控制了人口統(tǒng)計(jì)變量之后，得出建言行為對(duì)員工創(chuàng)新行為間接效應(yīng)為0.44，95%的置信區(qū)間為［0.317，1.057］，不包含0，建言行為對(duì)員工創(chuàng)新行為直接效應(yīng)95% 的置信區(qū)間為［0.01，0.739］,不包含0，表明心理授權(quán)在建言行為與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，假設(shè)H4b 得到部分支持。

（五）上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

為了驗(yàn)證H5ab和H6ab，按照穆勒（Muller）等人的方法檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)和被中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為避免自變量和因變量之間相關(guān)性過(guò)高而產(chǎn)生共線性問(wèn)題，本研究先將這些變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，再進(jìn)行交互項(xiàng)計(jì)算和檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 中，模型1 和模型6 分別為檢驗(yàn)幫助/建言行為與員工創(chuàng)新行為和心理授權(quán)之間關(guān)系的基礎(chǔ)模型，即僅有控制變量。表3 的模型3加入上下級(jí)關(guān)系以及幫助行為與上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果表明，上下級(jí)關(guān)系正向增強(qiáng)幫助行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響，β=0.114，p＜0.001，即加入上下級(jí)關(guān)系后，幫助行為與員工創(chuàng)新行為的擬合結(jié)果R2增加了0.006，H5a 得到驗(yàn)證。表3 的模型5 加入上下級(jí)關(guān)系以及建言行為與上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果表明，上下級(jí)關(guān)系正向增強(qiáng)建言行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響，β=0.105，p＜0.001，即加入上下級(jí)關(guān)系后，建言行為與員工創(chuàng)新行為的擬合結(jié)果R2增加了0.005，H5b 得到驗(yàn)證。表3 中的模型8 加入上下級(jí)關(guān)系以及幫助行為與上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果表明，上下級(jí)關(guān)系正向增強(qiáng)幫助行為對(duì)心理授權(quán)的影響，β=0.113，p＜0.01，幫助行為與心理授權(quán)的擬合結(jié)果R2增加了0.01，H6a 得到驗(yàn)證。表3 中的模型10 加入上下級(jí)關(guān)系以及建言行為與上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果表明，上下級(jí)關(guān)系正向增強(qiáng)建言行為對(duì)心理授權(quán)的影響，β=0.110，p＜0.01，建言行為與員工創(chuàng)新行為的擬合結(jié)果R2增加了0.008，H6b 得到驗(yàn)證。

表3 分層回歸分析結(jié)果

六、主要研究結(jié)論及啟示

（一）研究結(jié)論

本文的研究結(jié)果顯示，幫助/建言行為對(duì)員工心理授權(quán)和創(chuàng)新行為均有正向影響，并且心理授權(quán)在建言行為和員工創(chuàng)新行為之間起到部分中介作用。上下級(jí)關(guān)系對(duì)幫助/建言行為與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，即上下級(jí)關(guān)系可以增強(qiáng)幫助/建言行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的積極影響。此外，上下級(jí)關(guān)系對(duì)幫助/建言行為與心理授權(quán)之間的關(guān)系也起到正向調(diào)節(jié)作用，即上下級(jí)關(guān)系可以增強(qiáng)幫助/建言行為對(duì)心理授權(quán)的積極影響。

（二）理論貢獻(xiàn)

本文的研究結(jié)果豐富了中國(guó)文化背景下員工角色外行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響機(jī)制研究，具體體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。

第一，本文的研究結(jié)果說(shuō)明幫助行為和建言行為等角色外行為對(duì)增強(qiáng)企業(yè)中其他員工的心理授權(quán)有積極作用。組織中存在的幫助和建言等角色外行為，使員工知覺(jué)到組織對(duì)于角色外行為的寬容度，使員工體驗(yàn)到組織對(duì)員工自主意識(shí)的尊重和對(duì)員工能力的肯定，顯著提高企業(yè)中其他員工的心理授權(quán)程度。現(xiàn)有有關(guān)組織角色外行為的研究大多關(guān)注角色外行為的影響因素，而本文證實(shí)了組織中的角色外行為對(duì)員工心理授權(quán)有顯著的正向影響，豐富了角色外行為的結(jié)果變量研究。

第二，本文的研究結(jié)果充分揭示了角色外行為與員工創(chuàng)新行為之間存在的“黑箱”。本研究發(fā)現(xiàn)組織中表現(xiàn)出來(lái)的建言行為可以有效提高組織中其他員工的心理授權(quán)水平，進(jìn)而激發(fā)其表現(xiàn)出更多的個(gè)體創(chuàng)新行為。建言行為作為一種變革導(dǎo)向的角色外行為，減弱了其他員工將創(chuàng)新作為高風(fēng)險(xiǎn)行為的認(rèn)知，使其他員工敢于用新的方法或程序處理工作環(huán)境中存在的問(wèn)題和不足，不斷觸發(fā)員工的自主性內(nèi)在動(dòng)機(jī)，使員工敢于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，在工作中敢于施加個(gè)人影響力，開(kāi)展創(chuàng)新行為，提高組織創(chuàng)新水平。

第三，本文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上下級(jí)關(guān)系是員工創(chuàng)新行為和心理授權(quán)的關(guān)鍵邊界條件。檢驗(yàn)結(jié)果表明，上下級(jí)關(guān)系不僅可以強(qiáng)化幫助/建言行為與員工創(chuàng)新行為之間的正向關(guān)系，而且可以進(jìn)一步強(qiáng)化幫助/建言行為與心理授權(quán)之間的正向關(guān)系。領(lǐng)導(dǎo)與員工發(fā)展了高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系，使員工知覺(jué)到自己的能力被領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)可，從而自主處理工作環(huán)境中存在的問(wèn)題和不足，施加個(gè)人影響力，影響組織決策，自主展開(kāi)主動(dòng)創(chuàng)新行為。由此，本研究豐富了角色外行為與員工創(chuàng)新行為的邊界條件和角色外行為與心理授權(quán)的邊界條件，進(jìn)一步拓展了員工角色外行為的研究范疇。

（三）實(shí)踐啟示

對(duì)于企業(yè)管理者而言，首先，要注重員工幫助和建言等角色外行為在強(qiáng)化員工創(chuàng)新行為中的作用。企業(yè)管理者先要在組織文化建設(shè)層面樹(shù)立員工的責(zé)任心和主人翁意識(shí)，通過(guò)營(yíng)造和諧互助、敢于發(fā)表意見(jiàn)、勇于創(chuàng)新等組織文化氛圍，促使員工表現(xiàn)出更多的幫助和建言等角色外行為。其次，對(duì)于員工表現(xiàn)出的角色外行為，管理者要給予及時(shí)的肯定和鼓勵(lì)，不可隨意否決和公開(kāi)批評(píng)等。再次，在企業(yè)制度層面上建立相應(yīng)的保障機(jī)制。要充分利用正式制度的優(yōu)勢(shì)，將能產(chǎn)生實(shí)際產(chǎn)出的角色外行為與員工的績(jī)效和升職掛鉤。最后，管理者要加強(qiáng)和諧互助的人際關(guān)系氛圍建設(shè)。比如，通過(guò)公司團(tuán)建活動(dòng)、興趣小組或特殊節(jié)日活動(dòng)等方式，強(qiáng)化組織成員間的溝通與交流，將組織文化建設(shè)滲透到這些日常和非日常的活動(dòng)中去。這些活動(dòng)不僅可以成為強(qiáng)化組織成員間交流的重要渠道，也能夠激發(fā)員工的主動(dòng)性和能動(dòng)性，促使其表現(xiàn)出更多的積極角色外行為。

在上下級(jí)關(guān)系管理方面，要注意上下級(jí)關(guān)系可以正向調(diào)節(jié)員工角色外行為與心理授權(quán)和員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系可以促使員工更容易感知到心理授權(quán)，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)他們積極開(kāi)展創(chuàng)新行為。領(lǐng)導(dǎo)者需要加強(qiáng)對(duì)上下級(jí)關(guān)系的管理。領(lǐng)導(dǎo)者在管理中可以有意識(shí)地發(fā)展與員工之間的高質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系，使員工感知到上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)的授權(quán)、信任和情感支持，進(jìn)而驅(qū)動(dòng)員工展開(kāi)創(chuàng)新行為，提高組織的整體創(chuàng)新績(jī)效。

（四）研究不足與未來(lái)研究方法

本研究也存在一定的局限性。第一，本研究采用單一時(shí)點(diǎn)收集數(shù)據(jù)，未考慮到角色外行為對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響存在一定時(shí)間的滯后效應(yīng)，未來(lái)研究可以考慮兩階段來(lái)收集數(shù)據(jù)；第二，限于篇幅，本文并未將員工創(chuàng)新行為分為創(chuàng)新構(gòu)想和創(chuàng)新執(zhí)行兩個(gè)維度，分別考查幫助/建言行為對(duì)它們的影響，未來(lái)研究可以進(jìn)一步探討幫助/建言行為通過(guò)心理授權(quán)的不同維度對(duì)員工創(chuàng)新行為不同維度的具體影響效果；第三，本研究未考慮企業(yè)規(guī)模、企業(yè)管理特點(diǎn)、工作職位特點(diǎn)等對(duì)角色外行為與員工創(chuàng)新行為之間關(guān)系的影響。