效能研究：分層分析技術(shù)0320.docx

孫彥玲，楊 付，張麗華（中國(guó)人民大學(xué)勞動(dòng)人事學(xué)院，北京 100872）內(nèi)容提要：本文以國(guó)內(nèi)13家大型企業(yè)集團(tuán)75個(gè)工作團(tuán)隊(duì)共334名團(tuán)隊(duì)成員為研究對(duì)象，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型和分層線性模型分析技術(shù)，探討了創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制。結(jié)果表明，創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響，知識(shí)共享在其中起完全中介作用；工作單位結(jié)構(gòu)作為重要的情景因素，調(diào)節(jié)創(chuàng)造力自我效能感同員工知識(shí)共享之間的關(guān)系：相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的知識(shí)共享；工作單位結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)創(chuàng)造力自我效能感同員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系：相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，具有高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。關(guān)鍵詞：創(chuàng)造力自我效能感；知識(shí)共享；創(chuàng)新行為；工作單位結(jié)構(gòu)；分層線性模型中圖分類號(hào): F270文獻(xiàn)標(biāo)志碼: A 文章編號(hào): 10025766（2012）11000 0一、引言創(chuàng)新對(duì)組織效能的重要性已經(jīng)被廣泛接受，創(chuàng)新并不是研發(fā)、設(shè)計(jì)人員等的專利，只要有合適的條件，從事任何工作的員工都能表現(xiàn)創(chuàng)新行為。所以，員工創(chuàng)新行為成為研究者和管理實(shí)務(wù)者非常關(guān)注的問題。已有大量研究指出了創(chuàng)造力自我效能感作為員工創(chuàng)新的內(nèi)驅(qū)力，對(duì)員工創(chuàng)新行為有積極影響(Gong等，2009)。但是，創(chuàng)造力自我效能感通過怎樣的內(nèi)在機(jī)制影響員工創(chuàng)新行為，以往的研究沒有給出清晰的答案。同時(shí)，知識(shí)共享可以促進(jìn)組織最佳實(shí)踐，減少員工冗余學(xué)習(xí)，降低員工重復(fù)工作負(fù)荷(Hansen，2002)，進(jìn)而有助于激發(fā)員工的創(chuàng)新行為(Hu等，2009)。但是，只有個(gè)體因素與情境因素相互作用才能使員工表現(xiàn)出創(chuàng)新行為并實(shí)現(xiàn)知識(shí)共享(Aryee等，2007)。而以往研究中，對(duì)于創(chuàng)造力自我效能感與情境因素的交互效應(yīng)缺乏研究。由于團(tuán)隊(duì)內(nèi)部分工和人員目標(biāo)的多樣性，團(tuán)隊(duì)必須通過一定的結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的一致和統(tǒng)一，因此，工作單位結(jié)構(gòu)是影響員工創(chuàng)新行為和知識(shí)共享的重要“軟環(huán)境”。在預(yù)測(cè)知識(shí)共享和創(chuàng)新行為過程中，創(chuàng)造力自我效能感與工作單位結(jié)構(gòu)是否存在交互效應(yīng)，以往的研究也沒有給出清晰答案。鑒于此，本文主要探討三個(gè)問題：一是創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為有怎樣的內(nèi)在影響機(jī)制；二是工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)新行為間關(guān)系中是否起調(diào)節(jié)作用；三是工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與員工知識(shí)共享間關(guān)系中是否起調(diào)節(jié)作用。澄清這些問題，在理論上可以更清晰地認(rèn)識(shí)創(chuàng)新行為的形成機(jī)制、創(chuàng)造力自我效能感影響效果，實(shí)踐上則有助于認(rèn)識(shí)工作單位結(jié)構(gòu)對(duì)員工知識(shí)共享和創(chuàng)新行為的影響。二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)1、創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響創(chuàng)新的工作需要一些內(nèi)在的、持續(xù)的動(dòng)力去促使個(gè)人在遇到困難的時(shí)候堅(jiān)持不懈。創(chuàng)造力自我效能感是指當(dāng)人們面臨困難的形勢(shì)時(shí)，它可以提高個(gè)人的努力程度，則提供這樣一種動(dòng)力。高創(chuàng)造力自我效能感個(gè)體善于主動(dòng)學(xué)習(xí)新技能和新知識(shí)，對(duì)于自身的創(chuàng)新性思維比較自信，敢于嘗試，善于將產(chǎn)生的新想法付諸于實(shí)踐，因此，高創(chuàng)造力自我效能感個(gè)體能夠主動(dòng)并持續(xù)地進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)。而低創(chuàng)造力自我效能感個(gè)體往往觀念保守，思維模式較單一，缺乏自信，不敢嘗試，已有想法或觀點(diǎn)也未能得到有效呈現(xiàn)?，F(xiàn)有研究已達(dá)成共識(shí)，創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著的積極影響(楊晶照等，2011)。據(jù)此，提出以下假設(shè)：假設(shè)H1：創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響。2、工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與員工創(chuàng)新行為間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)組織結(jié)構(gòu)作為組織環(huán)境的一個(gè)重要因素，對(duì)創(chuàng)新績(jī)效有著重要的影響。從團(tuán)隊(duì)層面看，團(tuán)隊(duì)成員的創(chuàng)新行為發(fā)生在特定團(tuán)隊(duì)背景下，因而，工作單位結(jié)構(gòu)作為團(tuán)隊(duì)層面的組織結(jié)構(gòu)變量必然影響個(gè)體創(chuàng)新行為。在機(jī)械式組織結(jié)構(gòu)中，集權(quán)化程度較高，降低了員工通過創(chuàng)新性方法解決問題的可能性，其對(duì)員工行為的高度控制不利于員工創(chuàng)新行為(Zhou，2003)。此外，機(jī)械式組織中大量正式規(guī)則和程序也抑制了員工解決問題的努力和嘗試，降低了員工偏離現(xiàn)有知識(shí)的探尋行為(Jansen等，2006)。在有機(jī)式組織結(jié)構(gòu)中，組織結(jié)構(gòu)更為扁平化，促進(jìn)了團(tuán)隊(duì)合作、人際間的持續(xù)互動(dòng)和信息交換，從而推動(dòng)創(chuàng)新行為。其橫向溝通模式也有助于員工建立信任關(guān)系和社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)員工通過搜尋新信息和新想法解決組織問題。此外，有機(jī)式組織結(jié)構(gòu)中相對(duì)異質(zhì)化的員工構(gòu)成，勇于探索和容忍失敗的氛圍，均有利于組織創(chuàng)新。Chong & Ma (2010)的研究證實(shí)了情境因素和創(chuàng)造力自我效能感對(duì)創(chuàng)新行為的影響。對(duì)于具有較高創(chuàng)造力自我效能感的員工而言，他們具有創(chuàng)新的能力，在有機(jī)式組織結(jié)構(gòu)中，權(quán)力的下放、容忍失敗的氛圍、開放靈活的溝通等支持性環(huán)境會(huì)增進(jìn)員工創(chuàng)新行為意愿；而在機(jī)械式組織結(jié)構(gòu)中，高度的集權(quán)、嚴(yán)格的程序和控制等降低了員工的創(chuàng)新意愿。據(jù)此，提出以下假設(shè)：假設(shè)H2：工作單位結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。3、創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工知識(shí)共享的影響知識(shí)是組織內(nèi)部的公共產(chǎn)品，從社會(huì)心理的角度看，知識(shí)共享可以增進(jìn)員工的自我價(jià)值感和人際互惠關(guān)系。Lu等(2006)的研究指出，自我效能感是影響知識(shí)共享的重要因素之一。高自我效能的員工認(rèn)為個(gè)人可以為提供公共產(chǎn)品做出更重要的貢獻(xiàn)，從而增進(jìn)合作，并促進(jìn)其知識(shí)共享行為，最終實(shí)現(xiàn)個(gè)體自我價(jià)值。從權(quán)力角度看，知識(shí)也被視為權(quán)力的來源，知識(shí)共享可以削弱個(gè)體的權(quán)威，將抑制員工的知識(shí)共享行為。但是，從另一個(gè)角度看，知識(shí)共享可以幫助員工獲得專家權(quán)力(Wang & Noe，2010)，尤其對(duì)于創(chuàng)造力自我效能感高的員工而言，因?yàn)橛休^高的自信心，更愿意參與知識(shí)共享以獲得他人的認(rèn)可。據(jù)此，提出以下假設(shè)：假設(shè)H3：創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工的知識(shí)共享行為有顯著正向影響。4、工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與員工知識(shí)共享間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)環(huán)境因素具有信息性和控制性特征（Yuan & Woodman，2010），通過兩方面影響員工的行為：一是為員工間互動(dòng)提供機(jī)會(huì)并限定了互動(dòng)關(guān)系的本質(zhì)和程度；二是設(shè)定目標(biāo)和提供資源。對(duì)于有機(jī)式組織結(jié)構(gòu)而言，結(jié)構(gòu)相對(duì)扁平，專業(yè)化程度較低，不同背景和人際關(guān)系的員工之間的互動(dòng)機(jī)會(huì)較多，進(jìn)而促進(jìn)信息交換。另外，有機(jī)式組織通過分權(quán)和決策權(quán)下放，向個(gè)體提供更多的資源，且增進(jìn)了人際信任，促進(jìn)員工的知識(shí)共享行為。相反，在機(jī)械式組織結(jié)構(gòu)中，集權(quán)化程度較高，使得員工依賴于正式溝通渠道，溝通渠道變窄(Cardinal，2001)，不利于知識(shí)共享。根據(jù)個(gè)體情境互動(dòng)理論，知識(shí)共享行為同樣受到個(gè)體特質(zhì)和情景因素共同影響。對(duì)于高創(chuàng)造力自我效能感的員工而言，具有集權(quán)性和正規(guī)性特點(diǎn)的機(jī)械式工作單位結(jié)構(gòu)，對(duì)員工行為的外部約束較高，員工感知到個(gè)體的想法、認(rèn)知和行為受環(huán)境所限，會(huì)削弱創(chuàng)造力自我效能感與知識(shí)共享行為之間的正向關(guān)系。而有機(jī)式工作單位結(jié)構(gòu)鼓勵(lì)員工提出新的創(chuàng)意和想法，個(gè)體感知到來自外部的壓力較少，同時(shí)，個(gè)體也能獲得更多提升個(gè)人能力的信息，所以，有機(jī)式工作單位機(jī)構(gòu)中相對(duì)寬松自由的氛圍會(huì)促進(jìn)創(chuàng)造力自我效能與知識(shí)共享行為之間的正向關(guān)系。據(jù)此，提出以下假設(shè)：假設(shè)H4：工作單位結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)創(chuàng)造力自我效能感與知識(shí)共享之間的關(guān)系，相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。5、知識(shí)共享的中介效應(yīng)如前所述，創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為有積極的影響。這種影響可能是通過知識(shí)共享的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。Lu等(2006)認(rèn)為，自我效能感是知識(shí)共享的重要影響因素，高自我效能感的員工對(duì)自己成功完成某項(xiàng)任務(wù)或者工作行為表現(xiàn)出更強(qiáng)的信心，從而促進(jìn)在任務(wù)或工作過程中表現(xiàn)出更多知識(shí)共享行為。由此可以推出，創(chuàng)造力自我效能感越高的員工，對(duì)于自己產(chǎn)生并執(zhí)行創(chuàng)新構(gòu)想等相關(guān)創(chuàng)新活動(dòng)的能力充滿自信，他們會(huì)主動(dòng)分享和整合專業(yè)知識(shí)和信息，由此激發(fā)的知識(shí)共享促使員工積極應(yīng)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的復(fù)雜性、不確定性、風(fēng)險(xiǎn)性，從而表現(xiàn)出更多創(chuàng)新行為。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：假設(shè)H5：創(chuàng)造力自我效能感通過知識(shí)共享的中介效應(yīng)影響團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為。綜上，提出本文的研究模型如圖1所示：圖1研究模型三、研究方法1、研究樣本本文以13家大型企業(yè)集團(tuán)分布于全國(guó)區(qū)域的81個(gè)獨(dú)立工作團(tuán)隊(duì)為研究樣本，調(diào)查對(duì)象包括團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)在內(nèi)的所有團(tuán)隊(duì)成員(不含派遣制員工)。本文共發(fā)放調(diào)查問卷483份，剔除信息缺失78份，通過團(tuán)隊(duì)配對(duì)比較和團(tuán)隊(duì)識(shí)別刪除71份問卷，最后得到334份有效問卷，涉及75個(gè)團(tuán)隊(duì)，有效回收率為69.15%。團(tuán)隊(duì)規(guī)模最少為3人，最多為12人，均值為4.45人，標(biāo)準(zhǔn)差為1.982。2、研究工具創(chuàng)新行為。采用Scott & Bruce (1994)編制的創(chuàng)新行為問卷，共6個(gè)條目。典型條目如：“我總是尋求應(yīng)用新的流程、技術(shù)與方法”；創(chuàng)造力自我效能感采用Tierney & Farmer(2002)開發(fā)的創(chuàng)造力自我效能感問卷，共3個(gè)條目。典型條目如：“我對(duì)創(chuàng)造性解決問題的能力非常有信心”；知識(shí)共享采用Lu，Leung & Koch(2006)開發(fā)的知識(shí)共享問卷，共5個(gè)條目。典型條目如：“在日常工作中，我主動(dòng)向團(tuán)隊(duì)其他成員傳授業(yè)務(wù)知識(shí)”；工作單位結(jié)構(gòu)采用Aryee等 (2008)編制的工作單位結(jié)構(gòu)問卷，共7個(gè)條目，工作單位結(jié)構(gòu)用機(jī)械化和有機(jī)化兩個(gè)特征來衡量，并成對(duì)地描述員工工作單位結(jié)構(gòu)。條目得分高代表有更多的有機(jī)式結(jié)構(gòu)，條目得分低代表有更多的機(jī)械式結(jié)構(gòu)。典型條目如：“溝通渠道高度結(jié)構(gòu)化并嚴(yán)密限制獲得重要信息VS.暢通的溝通渠道，重要的金融與操作信息在公司十分自由地傳遞”。3、研究程序首先了解13家企業(yè)集團(tuán)的組織結(jié)構(gòu)和人員分布的情況，從而設(shè)置每家企業(yè)集團(tuán)各部門抽取樣本的數(shù)量，然后根據(jù)方便抽樣的方法選擇一定數(shù)量員工，最后由各個(gè)部門主管在同一時(shí)間將所有樣本集中于同一地點(diǎn)填寫問卷，填寫完后可將問卷直接交給公司聯(lián)絡(luò)人或集中交還調(diào)查者，或者直接將問卷寄回給調(diào)查者，以保證問卷保密及匿名。四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果1、同源方差分析根據(jù)Podsakoff等(2003)的建議，本文首先采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)創(chuàng)造力自我效能感、知識(shí)共享、創(chuàng)新行為和工作單位結(jié)構(gòu)進(jìn)行Harman單因子檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。Harman單因子模型擬合結(jié)果并沒有達(dá)到可接受的標(biāo)準(zhǔn)(表1中的M1)。鑒于Harman單因子檢驗(yàn)適用于共同方法變異程度嚴(yán)重的情況，本文采用不可測(cè)量潛在方法因子檢驗(yàn)，無共同方法變異因子的模型(M6)明顯優(yōu)于有共同方法變異因子模型(M5、M4、M3、M2、M1)的擬合指數(shù)，說明各變量間不存在嚴(yán)重的同源方差，上述變量具有良好的區(qū)分效度，確實(shí)是四個(gè)不同的構(gòu)念。表1 同源偏差檢驗(yàn)結(jié)果2AICNNFICFIRMSEAc2dfc模型M6: 四因子模型CSE、KSH、EIB、WUS264.85393350.8530.9560.9660.075M5: 三因子模型aCSE+EIB、KSH、WUS521.556101256.703*591.5560.9100.9240.112M4: 三因子模型bCSE+KSH、EIB、WUS736.051101471.198*806.0510.8870.9050.137M3: 三因子模型cCSE、KSH+EIB、WUS868.208101603.355*938.2080.8640.8860.151M2: 二因子模型CSE+KSH+EIB、WUS1002.631103737.778*1068.6310.8410.8640.162M1: 單因子模型CSE+KSH+EIB+WUS1201.410104936.557*1265.4100.8040.8300.178注：N(團(tuán)隊(duì))=75；n(成員)=334；CSE表示創(chuàng)造力自我效能感；KSH表示知識(shí)共享；EIB表示創(chuàng)新行為； WUS表示工作單位結(jié)構(gòu)；+代表兩個(gè)因子合成一個(gè)變量；*p0.001。2、聚合分析在聚合檢驗(yàn)方面，使用組相關(guān)系數(shù)ICC和組內(nèi)一致性系數(shù)(Rwg)驗(yàn)證團(tuán)隊(duì)中個(gè)體評(píng)價(jià)的工作單位結(jié)構(gòu)聚合到團(tuán)隊(duì)層次的適合性。單因素方差分析顯示，工作單位結(jié)構(gòu)的組間均方和組內(nèi)均方存在顯著差異(F=1.533, p0.01)，ICC(1)和ICC(2)分別為0.188和0.679，Rwg的均值和中值分別為0.837和0.886。工作單位結(jié)構(gòu)的組相關(guān)系數(shù)ICC(1)和ICC(2)均符合高于James(1982)推薦的0.12和Schneider等(1998)推薦的0.47的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到聚合要求；同時(shí)，工作單位結(jié)構(gòu)的Rwg的均值和中值均超過James等(1993)、Klein & Kozlowski (2000)推薦的0.70的標(biāo)準(zhǔn)，符合組內(nèi)評(píng)價(jià)一致性基本標(biāo)準(zhǔn)。數(shù)據(jù)在團(tuán)隊(duì)層次上的聚合是適當(dāng)?shù)暮陀行У摹?、描述性統(tǒng)計(jì)分析個(gè)體層次變量的信度系數(shù)和相關(guān)系數(shù)如表2所示。各變量信度系數(shù)均在0.7以上，滿足心理測(cè)量學(xué)的要求。此外，團(tuán)隊(duì)層次變量工作單位結(jié)構(gòu)在本研究中的內(nèi)部一致性系數(shù)(Cranachs Alpha)為0.786，也滿足心理測(cè)量學(xué)的要求。表2 個(gè)體層次變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣變量均值標(biāo)準(zhǔn)差123456781.創(chuàng)造力自我效能感3.6670.698(0.730)2.知識(shí)共享3.9740.6270.428*(0.796)3.創(chuàng)新行為3.6960.5940.530*0.541*(0.828)4.性別0.5150.5010.218*0.137*0.169*15.年齡2.3710.6930.188*0.0090.0840.287*16.教育水平2.6260.8770.118*0.279*0.163*0.187*0.234*17.婚姻0.4040.4910.201*0.0690.119*0.250*0.607*0.115*18.入團(tuán)隊(duì)期限2.1471.2450.028-0.205*-0.0760.0810.441*-0.0180.345*1注：*p0.05；*p0.01。4、假設(shè)檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。表3 創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為間的HLM分析結(jié)果變量M1M2M3M4M5Null ModelLevel-1主效果Level-2主效果Level-2調(diào)節(jié)效果中介效應(yīng)00）3.705*（0.039）3.710*（0.040）3.709*(0.037)3.709*(0.037)3.710*(0.037)截距項(xiàng)（Level-1預(yù)測(cè)因子10）0.409*（0.054）0.403*(0.055)0.404*(0.053)0.022(0.136)CSE（Level-2預(yù)測(cè)因子01）0.321*(0.105)0.321*(0.115)0.318*(0.110)WUS（交互項(xiàng)11）0.171*(0.072)0.153+(0.089)CSEWUS（中介變量KSH0.449*(0.050)方差0.3070.2080.2080.2080.173000.047*0.071*0.054*0.054*0.051*t110.064*0.069*0.063*0.062*tR20.133R2level-10.3220.2390.2820.0870.101123.771（74）*182.220（73）*151.953(72)*151.805(72)*157.534(72)*103.675（73）*103.598(73)*103.482(72)*116.833(72)*Model Deviance592.750517.495507.952511.757488.893注： ）；+p預(yù)測(cè)變量所對(duì)應(yīng)的數(shù)值為在穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下固定效果的估計(jì)值（0.10，*p0.05， *p0.01，*p0.001。（1）創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為間的HLM分析。主要包括以下幾個(gè)方面：零模型（Null 00=0.047（pt2=0.307，代表組間方差的隨機(jī)截距方差sModel）。表3中模型1是以團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為作為結(jié)果變量的零模型，代表組內(nèi)方差的第一層殘差方差2(74)=123.771,c0.01），團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為組間方差的百分比為0.133，表示團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為的方差有13.3%是來自于組間方差，而86.7%是來自于組內(nèi)方差。此外，卡方檢驗(yàn)結(jié)果表明，組間方差是顯著的（ p0.001）。由于團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為具有顯著的組間方差，數(shù)據(jù)具有多層特征，可以進(jìn)行后續(xù)的跨層分析。=0.409，pbLevel-1主效應(yīng)檢驗(yàn)（H1）。表3中模型2的HLM分析結(jié)果顯示了個(gè)體層面變量創(chuàng)造力自我效能感對(duì)團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為的直接線性影響。分析結(jié)果指出，創(chuàng)造力自我效能感對(duì)團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（00=0.071，pt0.001），假設(shè)H1得到支持。模型中的R2level-1=0.322，表示團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為的組內(nèi)方差有32.2%可被創(chuàng)造力自我效能感解釋。此外，卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間方差顯著（0.001），說明在Level-2模型中可能存在團(tuán)隊(duì)層次因子。=0.321，pbLevel-2主效應(yīng)檢驗(yàn)。表3中模型3是以截距作為結(jié)果變量的模型，結(jié)果指出，工作單位結(jié)構(gòu)對(duì)團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為有顯著正向影響（00=0.054，pt0.01）。模型中的R2level-2截距式=0.239，說明有23.9%的團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為的組間方差可以被工作單位結(jié)構(gòu)解釋。卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，創(chuàng)造力自我效能感與團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為的斜率方差顯著（0.001），創(chuàng)造力自我效能感可以進(jìn)入下一步的交互效應(yīng)分析。=0.171，pbLevel-2調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（H2）。研究估計(jì)斜率作為結(jié)果變量模型檢驗(yàn)創(chuàng)造力自我效能感與工作單位結(jié)構(gòu)的交互作用，即假設(shè)H2。結(jié)果顯示（表3中M4），創(chuàng)造力自我效能感與工作單位結(jié)構(gòu)正向交互效應(yīng)顯著（0.05），假設(shè)H2成立。圖2顯示了工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為間的跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)，相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為。=0.121，pb（2）創(chuàng)造力自我效能感與知識(shí)共享間的HLM分析。分析結(jié)果如表4所示。與創(chuàng)造力自我效能感與團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為間的HLM分析步驟相似。結(jié)果顯示，在通過零模型檢驗(yàn)（表4中M1），創(chuàng)造力自我效能感對(duì)知識(shí)共享有顯著正向影響（=0.325，pb0.1，見M2），假設(shè)H3得到支持；工作單位結(jié)構(gòu)對(duì)知識(shí)共享有顯著正向影響（=0.077，pb0.01，見M3），創(chuàng)造力自我效能感與工作單位結(jié)構(gòu)正向交互效應(yīng)顯著（0.1，見M4），假設(shè)H4得到驗(yàn)證。圖3顯示了工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與團(tuán)隊(duì)成員知識(shí)共享間的跨層調(diào)節(jié)效應(yīng)，相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的知識(shí)共享。圖2 工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為間的調(diào)節(jié)作用圖3 工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與知識(shí)共享間的調(diào)節(jié)作用 表4 創(chuàng)造力自我效能感與知識(shí)共享間的HLM分析結(jié)果變量M1M2M3M4Null ModelLevel-1主效果Level-2主效果Level-2調(diào)節(jié)效果00）3.337*（0.040）3.337*（0.041）3.336*（0.037）3.336*（0.037）截距項(xiàng)（Level-1預(yù)測(cè)因子10）0.121+（0.070）0.118+（0.070）0.123+（0.068）CSE（Level-2預(yù)測(cè)因子01）0.325*（0.116）0.329*（0.115）WUS（交互項(xiàng)11）0.077+（0.061）CSEWUS（方差0.4520.4110.4170.4170.019+0.030*0.011+0.011+0.076*0.073*0.070*0.0400.0910.6330.04192.981（74）+101.121（73）*87.104（72）+87.147（72）+95.730（73）*94.295（73）*94.173（72）*Model Deviance696.737695.226686.651689.785）；+p注：預(yù)測(cè)變量所對(duì)應(yīng)的數(shù)值為在穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下固定效果的估計(jì)值（0.10，*p0.05， *p0.01，*p0.1）不顯著，刪除這條路徑之后，結(jié)果與完全中介模型一致，從而佐證了完全中介模型（如圖4所示）為本文的最佳模型。因此，知識(shí)共享在創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為間的關(guān)系中起完全中介作用，假設(shè)H5得到驗(yàn)證。圖4 知識(shí)共享完全中介創(chuàng)造力自我效能感與創(chuàng)新行為的結(jié)構(gòu)模型對(duì)于知識(shí)共享中介效應(yīng)的檢驗(yàn)也可采用Baron & =0.449，pbKenny（1986）的方法，通過創(chuàng)造力自我效能感與團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為間的HLM分析結(jié)果可知（如表3所示），創(chuàng)造力自我效能感對(duì)團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為產(chǎn)生顯著正向影響，且在加入了知識(shí)共享后（表3中的M5），不僅知識(shí)共享對(duì)團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為有顯著正向影響（=0.121，pb0.1）。同時(shí)，通過將知識(shí)共享作為因變量進(jìn)行HLM分析發(fā)現(xiàn)（表4中的M2），創(chuàng)造力自我效能感對(duì)知識(shí)共享的正向影響也是顯著的（0.1）。這也說明，在多層次線性模型中，創(chuàng)造力自我效能感通過知識(shí)共享的完全中介效應(yīng)影響團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為，假設(shè)H5也得到驗(yàn)證。五、結(jié)論與展望1、研究結(jié)論本研究以個(gè)體情境互動(dòng)理論為基礎(chǔ)，檢驗(yàn)了創(chuàng)造力自我效能感和工作單位結(jié)構(gòu)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響。研究結(jié)果驗(yàn)證了創(chuàng)造力自我效能感通過知識(shí)共享的完全中介效應(yīng)影響員工創(chuàng)新行為，在理論上澄清了創(chuàng)造力自我效能感影響員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)了知識(shí)共享的完全中介作用。同時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)，工作單位結(jié)構(gòu)在創(chuàng)造力自我效能感與員工知識(shí)共享、創(chuàng)新行為間起著調(diào)節(jié)作用：相對(duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，高創(chuàng)造力自我效能感的員工在工作中會(huì)表現(xiàn)出更多的知識(shí)共享和創(chuàng)新行為。2、理論意義本研究的理論意義體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，揭開了創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為作用的黑箱。長(zhǎng)期以來，關(guān)于創(chuàng)造力自我效能感的研究?jī)H僅是把創(chuàng)造力自我效能感作為其他變量影響員工創(chuàng)新行為的一個(gè)中間變量，忽略了創(chuàng)造力自我效能感對(duì)員工創(chuàng)新行為影響機(jī)制的探究，本研究所發(fā)現(xiàn)的知識(shí)共享機(jī)制為改善員工的創(chuàng)新行為提供了新的有效路徑；第二，考慮到個(gè)體情境的互動(dòng)關(guān)系，將工作單位結(jié)構(gòu)作為重要情境因素納入到員工創(chuàng)新行為研究模型。以往研究中對(duì)于創(chuàng)造力自我效能感與情境因素的交互效應(yīng)缺乏研究，本研究可以克服從單一個(gè)體或情境角度分析的不足，深化對(duì)創(chuàng)新行為影響因素間互動(dòng)關(guān)系的認(rèn)識(shí)。3、實(shí)踐意義本研究的實(shí)踐價(jià)值在于：第一，知識(shí)共享是員工創(chuàng)新行為的關(guān)鍵要素，只有當(dāng)員工自愿交換自己的知識(shí)并創(chuàng)造新的知識(shí)時(shí)，才會(huì)在工作中表現(xiàn)更多的創(chuàng)新行為。因此，分析知識(shí)共享應(yīng)是研究員工創(chuàng)新行為的核心任務(wù)。實(shí)踐中，組織應(yīng)通過調(diào)整組織結(jié)構(gòu)、搭建溝通平臺(tái)、營(yíng)造開放靈活的組織氛圍等促進(jìn)員工間的知識(shí)共享，以此激發(fā)員工的創(chuàng)新行為；第二，團(tuán)隊(duì)成員創(chuàng)新行為發(fā)生在特定團(tuán)隊(duì)背景下，這就意味著必須選擇恰當(dāng)?shù)慕M織結(jié)構(gòu)來實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)。當(dāng)創(chuàng)造力自我效能感與有機(jī)式結(jié)構(gòu)相匹配時(shí)，員工就能夠快速識(shí)別其周圍環(huán)境信息重要程度，并及時(shí)發(fā)現(xiàn)和捕捉重要的信息，從而適應(yīng)環(huán)境的變化，實(shí)現(xiàn)所期望的個(gè)體行為。如果創(chuàng)造力自我效能感與機(jī)械式結(jié)構(gòu)相匹配時(shí)，員工就難以及時(shí)發(fā)現(xiàn)和捕捉重要信息，從而無法實(shí)現(xiàn)所期望的個(gè)體行為。這表明，有機(jī)式結(jié)構(gòu)有助于增強(qiáng)個(gè)體創(chuàng)造力自我效能感對(duì)創(chuàng)新行為的積極作用，而機(jī)械式結(jié)構(gòu)限制了個(gè)體意愿或可以實(shí)現(xiàn)的期望目標(biāo)。因此，在無法改變個(gè)體創(chuàng)新意愿或特質(zhì)的條件下，藉由分權(quán)和低正規(guī)化的有機(jī)式結(jié)構(gòu)可以激發(fā)員工創(chuàng)新行為。4、研究局限與展望本研究仍存在一定的不足和有待進(jìn)一步完善的方面。首先，本文采用橫截面研究設(shè)計(jì)，這對(duì)揭示變量間的因果關(guān)系略顯不夠，未來研究應(yīng)采用縱向研究設(shè)計(jì)來彌補(bǔ)這種不足；其次，本文的數(shù)據(jù)采集主要依賴于自陳式問卷調(diào)查，盡管研究者在問卷與統(tǒng)計(jì)中進(jìn)行了一定處理，但這仍難以避免同源方差的問題，變量間的關(guān)系可能被潛在地放大。因此，未來研究可采用包含主管、同事與員工自評(píng)等不同來源的評(píng)比方式，或者采用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)或現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)研究；最后，盡管本研究的數(shù)據(jù)取自于多個(gè)企業(yè)，但是，分析層次僅集中于團(tuán)隊(duì)層面，沒有檢驗(yàn)組織層面的差異，未來的研究可以進(jìn)一步研究組織間差異性的影響。參考文獻(xiàn)：1 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However, in previous studies, no clear conclusions have been drawn on the relationship between creative self-efficacy and both employees knowledge sharing and innovative behavior. This study is to examine a conceptual model to identify the roles of creative self-efficacy predicts both employees knowledge sharing and innovative behavior in China. Meanwhile, we also discuss conceptualizing work unit structure with regard to context and multiple levels of analysis. That is, examine whether work unit structure moderates the relationship between creative self-efficacy and employees knowledge sharing, or moderates the relationship between creative self-efficacy and employees innovative behavior. And examine whether knowledge sharing mediates the link between creative self-efficacy and employees innovative behavior. The sample is constituted of 75 teams comprising 334 employees collected from 13 large companies in China. The questionnaire for employee included creative self-efficacy, knowledge sharing and innovative behavior. The questionnaire for team included work unit structure. Creative self-efficacy, knowledge sharing and innovative behavior were rated by employees, while work unit structure was rated by employees and their immediate supervisors. Theoretical hypotheses were tested by hierarchical linear modeling. We explored three models to test individual-level effects, team-level effects, and cross-level interaction effects on employee innovative behavior respectively. At individual level, we examine the relationship both between creative self-efficacy and innovative behavior and between creative self-efficacy and knowledge sharing. At cross level, we also examine whether work unite structure has a moderate effect both between creative self-efficacy and individual innovative behavior and between creative self-efficacy and knowledge sharing. As the result showed, creative self-efficacy had positive effect on innovative behavior; knowledge sharing was found mediated the relationships of creative self-efficacy to innovative behavior; creative self-efficacy had positive effect on knowledge sharing; work unit structure moderated the relationship between creative self-efficacy and knowledge sharing such that the relationship were stronger in organic than in mechanistic structure; meanwhile, work unit structure moderated the relationship between creative self-efficacy and innovative behavior such that the relationship were stronger in organic than in mechanistic structures. The findings of this stud