效能研究分层分析技术0320Word文件下载.docx

1、创造力自我效能感对员工创新行为有显著正向影响。2、工作单位结构在创造力自我效能感与员工创新行为间关系的调节效应组织结构作为组织环境的一个重要因素，对创新绩效有着重要的影响。从团队层面看，团队成员的创新行为发生在特定团队背景下，因而，工作单位结构作为团队层面的组织结构变量必然影响个体创新行为。在机械式组织结构中，集权化程度较高，降低了员工通过创新性方法解决问题的可能性，其对员工行为的高度控制不利于员工创新行为（Zhou，2003）。此外，机械式组织中大量正式规则和程序也抑制了员工解决问题的努力和尝试，降低了员工偏离现有知识的探寻行为（Jansen等，2006）。在有机式组织结构中，组织结构更为扁

2、平化，促进了团队合作、人际间的持续互动和信息交换，从而推动创新行为。其横向沟通模式也有助于员工建立信任关系和社会关系网络，促进员工通过搜寻新信息和新想法解决组织问题。此外，有机式组织结构中相对异质化的员工构成，勇于探索和容忍失败的氛围，均有利于组织创新。Chong & Ma （2010）的研究证实了情境因素和创造力自我效能感对创新行为的影响。对于具有较高创造力自我效能感的员工而言，他们具有创新的能力，在有机式组织结构中，权力的下放、容忍失败的氛围、开放灵活的沟通等支持性环境会增进员工创新行为意愿；而在机械式组织结构中，高度的集权、严格的程序和控制等降低了员工的创新意愿。假设H2：工作单位结构调

3、节创造力自我效能感与创新行为之间的关系，相对机械式结构而言，在有机式结构中，高创造力自我效能感的员工在工作中会表现出更多的创新行为。3、创造力自我效能感对员工知识共享的影响知识是组织内部的公共产品，从社会心理的角度看，知识共享可以增进员工的自我价值感和人际互惠关系。Lu等（2006）的研究指出，自我效能感是影响知识共享的重要因素之一。高自我效能的员工认为个人可以为提供公共产品做出更重要的贡献，从而增进合作，并促进其知识共享行为，最终实现个体自我价值。从权力角度看，知识也被视为权力的来源，知识共享可以削弱个体的权威，将抑制员工的知识共享行为。但是，从另一个角度看，知识共享可以帮助员工获得专家权力

4、（Wang & Noe，2010），尤其对于创造力自我效能感高的员工而言，因为有较高的自信心，更愿意参与知识共享以获得他人的认可。假设H3：创造力自我效能感对员工的知识共享行为有显著正向影响。4、工作单位结构在创造力自我效能感与员工知识共享间关系的调节效应环境因素具有信息性和控制性特征（Yuan & Woodman，2010），通过两方面影响员工的行为：一是为员工间互动提供机会并限定了互动关系的本质和程度；二是设定目标和提供资源。对于有机式组织结构而言，结构相对扁平，专业化程度较低，不同背景和人际关系的员工之间的互动机会较多，进而促进信息交换。另外，有机式组织通过分权和决策权下放，向个体提供更

5、多的资源，且增进了人际信任，促进员工的知识共享行为。相反，在机械式组织结构中，集权化程度较高，使得员工依赖于正式沟通渠道，沟通渠道变窄（Cardinal，2001），不利于知识共享。根据个体情境互动理论，知识共享行为同样受到个体特质和情景因素共同影响。对于高创造力自我效能感的员工而言，具有集权性和正规性特点的机械式工作单位结构，对员工行为的外部约束较高，员工感知到个体的想法、认知和行为受环境所限，会削弱创造力自我效能感与知识共享行为之间的正向关系。而有机式工作单位结构鼓励员工提出新的创意和想法，个体感知到来自外部的压力较少，同时，个体也能获得更多提升个人能力的信息，所以，有机式工作单位机构中相

6、对宽松自由的氛围会促进创造力自我效能与知识共享行为之间的正向关系。假设H4：工作单位结构调节创造力自我效能感与知识共享之间的关系，相对机械式结构而言，在有机式结构中，高创造力自我效能感的员工在工作中会表现出更多的创新行为。5、知识共享的中介效应如前所述，创造力自我效能感对员工创新行为有积极的影响。这种影响可能是通过知识共享的中介效应实现的。Lu等（2006）认为，自我效能感是知识共享的重要影响因素，高自我效能感的员工对自己成功完成某项任务或者工作行为表现出更强的信心，从而促进在任务或工作过程中表现出更多知识共享行为。由此可以推出，创造力自我效能感越高的员工，对于自己产生并执行创新构想等相关创新

7、活动的能力充满自信，他们会主动分享和整合专业知识和信息，由此激发的知识共享促使员工积极应对创新活动的复杂性、不确定性、风险性，从而表现出更多创新行为。据此，本文提出如下假设：假设H5：创造力自我效能感通过知识共享的中介效应影响团队成员创新行为。综上，提出本文的研究模型如图1所示：图1研究模型三、研究方法1、研究样本本文以13家大型企业集团分布于全国区域的81个独立工作团队为研究样本，调查对象包括团队领导在内的所有团队成员（不含派遣制员工）。本文共发放调查问卷483份，剔除信息缺失78份，通过团队配对比较和团队识别删除71份问卷，最后得到334份有效问卷，涉及75个团队，有效回收率为69.15%

8、。团队规模最少为3人，最多为12人，均值为4.45人，标准差为1.982。2、研究工具创新行为。采用Scott & Bruce （1994）编制的创新行为问卷，共6个条目。典型条目如：“我总是寻求应用新的流程、技术与方法”；创造力自我效能感采用Tierney & Farmer（2002）开发的创造力自我效能感问卷，共3个条目。“我对创造性解决问题的能力非常有信心”；知识共享采用Lu，Leung & Koch（2006）开发的知识共享问卷，共5个条目。“在日常工作中，我主动向团队其他成员传授业务知识”；工作单位结构采用Aryee等 （2008）编制的工作单位结构问卷，共7个条目，工作单位结构用机

9、械化和有机化两个特征来衡量，并成对地描述员工工作单位结构。条目得分高代表有更多的有机式结构，条目得分低代表有更多的机械式结构。“沟通渠道高度结构化并严密限制获得重要信息VS.畅通的沟通渠道，重要的金融与操作信息在公司十分自由地传递”。3、研究程序首先了解13家企业集团的组织结构和人员分布的情况，从而设置每家企业集团各部门抽取样本的数量，然后根据方便抽样的方法选择一定数量员工，最后由各个部门主管在同一时间将所有样本集中于同一地点填写问卷，填写完后可将问卷直接交给公司联络人或集中交还调查者，或者直接将问卷寄回给调查者，以保证问卷保密及匿名。四、数据分析与结果1、同源方差分析根据Podsakoff等

10、（2003）的建议，本文首先采用验证性因子分析对创造力自我效能感、知识共享、创新行为和工作单位结构进行Harman单因子检验，检验结果如表1所示。Harman单因子模型拟合结果并没有达到可接受的标准（表1中的M1）。鉴于Harman单因子检验适用于共同方法变异程度严重的情况，本文采用不可测量潜在方法因子检验，无共同方法变异因子的模型（M6）明显优于有共同方法变异因子模型（M5、M4、M3、M2、M1）的拟合指数，说明各变量间不存在严重的同源方差，上述变量具有良好的区分效度，确实是四个不同的构念。表1 同源偏差检验结果2AICNNFICFIRMSEA2df模型M6: 四因子模型CSE、KSH、E

11、IB、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、WUS736.051471.198*806.0510.8870.9050.137M3: 三因子模型cCSE、KSH+EIB、WUS868.208603.355*938.2080.8640.8860.151M2: 二因子模型CSE+KSH+EIB、WUS1002.631103737.778*1068.6310.8410.162M1: 单因子模型CSE+

12、KSH+EIB+WUS1201.410104936.557*1265.4100.8040.8300.178注：N（团队）=75；n（成员）=334；CSE表示创造力自我效能感；KSH表示知识共享；EIB表示创新行为； WUS表示工作单位结构；+代表两个因子合成一个变量；*p0.001。2、聚合分析在聚合检验方面，使用组相关系数ICC和组内一致性系数（Rwg）验证团队中个体评价的工作单位结构聚合到团队层次的适合性。单因素方差分析显示，工作单位结构的组间均方和组内均方存在显著差异（F=1.533, p0.01），ICC（1）和ICC（2）分别为0.188和0.679，Rwg的均值和中值分别为0.8

13、37和0.886。工作单位结构的组相关系数ICC（1）和ICC（2）均符合高于James（1982）推荐的0.12和Schneider等（1998）推荐的0.47的标准，达到聚合要求；同时，工作单位结构的Rwg的均值和中值均超过James等（1993）、Klein & Kozlowski （2000）推荐的0.70的标准，符合组内评价一致性基本标准。数据在团队层次上的聚合是适当的和有效的。3、描述性统计分析个体层次变量的信度系数和相关系数如表2所示。各变量信度系数均在0.7以上，满足心理测量学的要求。此外，团队层次变量工作单位结构在本研究中的内部一致性系数（Cranachs Alpha）为0.

14、786，也满足心理测量学的要求。表2 个体层次变量描述性统计和相关系数矩阵变量均值标准差13456781.创造力自我效能感3.6670.698（0.730）2.知识共享3.9740.6270.428*（0.796）3.创新行为3.6960.5940.530*0.541*（0.828）4.性别0.5150.5010.218*0.137*0.169*5.年龄2.3710.6930.188*0.0090.0840.287*6.教育水平2.6260.8770.118*0.279*0.163*0.187*0.234*7.婚姻0.4040.4910.201*0.0690.119*0.250*0.607*0

15、.115*8.入团队期限2.1471.2450.028-0.205*-0.0760.0810.441*-0.0180.345*1*p0.05；*p0.01。4、假设检验检验结果如表3所示。表3 创造力自我效能感与创新行为间的HLM分析结果M1M2M3M4M5Null ModelLevel-1主效果Level-2主效果Level-2调节效果中介效应00）3.705*（0.039）3.710*（0.040）3.709*（0.037）3.710*（0.037）截距项（Level-1预测因子10）0.409*（0.054）0.403*（0.055）0.404*（0.053）0.022（0.136）CS

16、E（Level-2预测因子01）0.321*（0.105）0.321*（0.115）0.318*（0.110）WUS（交互项11）0.171*（0.072）0.153+（0.089）CSEWUS（中介变量KSH0.449*（0.050）方差0.3070.2080.173000.047*0.071*0.054*0.051*110.064*0.069*0.063*0.062*R20.133R2level-10.3220.2390.2820.0870.101123.771（74）*182.220（73）*151.953（72）*151.805（72）*157.534（72）*103.675（73）*

17、103.598（73）*103.482（72）*116.833（72）*Model Deviance592.750517.495507.952511.757488.893 ）；+p预测变量所对应的数值为在稳健标准误下固定效果的估计值（0.10，*p0.05， *p0.01，*p（1）创造力自我效能感与创新行为间的HLM分析。主要包括以下几个方面：零模型（Null 00=0.047（p2=0.307，代表组间方差的随机截距方差Model）。表3中模型1是以团队成员创新行为作为结果变量的零模型，代表组内方差的第一层残差方差2（74）=123.771,0.01），团队成员创新行为组间方差的百分比为0

18、.133，表示团队成员创新行为的方差有13.3%是来自于组间方差，而86.7%是来自于组内方差。此外，卡方检验结果表明，组间方差是显著的（ p0.001）。由于团队成员创新行为具有显著的组间方差，数据具有多层特征，可以进行后续的跨层分析。=0.409，pLevel-1主效应检验（H1）。表3中模型2的HLM分析结果显示了个体层面变量创造力自我效能感对团队成员创新行为的直接线性影响。分析结果指出，创造力自我效能感对团队成员创新行为有显著的正向影响（00=0.071，p0.001），假设H1得到支持。模型中的R2level-1=0.322，表示团队成员创新行为的组内方差有32.2%可被创造力自我效

19、能感解释。此外，卡方检验结果显示，组间方差显著（0.001），说明在Level-2模型中可能存在团队层次因子。=0.321，pLevel-2主效应检验。表3中模型3是以截距作为结果变量的模型，结果指出，工作单位结构对团队成员创新行为有显著正向影响（00=0.054，p0.01）。模型中的R2level-2截距式=0.239，说明有23.9%的团队成员创新行为的组间方差可以被工作单位结构解释。卡方检验结果显示，创造力自我效能感与团队成员创新行为的斜率方差显著（0.001），创造力自我效能感可以进入下一步的交互效应分析。=0.171，pLevel-2调节效应检验（H2）。研究估计斜率作为结果变量模

20、型检验创造力自我效能感与工作单位结构的交互作用，即假设H2。结果显示（表3中M4），创造力自我效能感与工作单位结构正向交互效应显著（0.05），假设H2成立。图2显示了工作单位结构在创造力自我效能感与团队成员创新行为间的跨层调节效应，相对机械式结构而言，在有机式结构中，高创造力自我效能感的员工在工作中会表现出更多的创新行为。=0.121，p（2）创造力自我效能感与知识共享间的HLM分析。分析结果如表4所示。与创造力自我效能感与团队成员创新行为间的HLM分析步骤相似。结果显示，在通过零模型检验（表4中M1），创造力自我效能感对知识共享有显著正向影响（=0.325，p0.1，见M2），假设H3得到

21、支持；工作单位结构对知识共享有显著正向影响（=0.077，p0.01，见M3），创造力自我效能感与工作单位结构正向交互效应显著（0.1，见M4），假设H4得到验证。图3显示了工作单位结构在创造力自我效能感与团队成员知识共享间的跨层调节效应，相对机械式结构而言，在有机式结构中，高创造力自我效能感的员工在工作中会表现出更多的知识共享。图2 工作单位结构在创造力自我效能感与创新行为间的调节作用图3 工作单位结构在创造力自我效能感与知识共享间的调节作用 表4 创造力自我效能感与知识共享间的HLM分析结果M4Level-2调节效果3.337*（0.040）3.337*（0.041）3.336*（0.03

22、7）3.336*（0.037）截距项（0.121+（0.070）0.118+（0.070）0.123+（0.068）CSE（0.325*（0.116）0.329*（0.115）WUS（0.077+（0.061）CSE0.4520.4110.4170.4170.019+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）*696.737695.226686.651689.785）；+p

23、注：预测变量所对应的数值为在稳健标准误下固定效果的估计值（0.1）不显著，删除这条路径之后，结果与完全中介模型一致，从而佐证了完全中介模型（如图4所示）为本文的最佳模型。因此，知识共享在创造力自我效能感与创新行为间的关系中起完全中介作用，假设H5得到验证。图4 知识共享完全中介创造力自我效能感与创新行为的结构模型对于知识共享中介效应的检验也可采用Baron & =0.449，pKenny（1986）的方法，通过创造力自我效能感与团队成员创新行为间的HLM分析结果可知（如表3所示），创造力自我效能感对团队成员创新行为产生显著正向影响，且在加入了知识共享后（表3中的M5），不仅知识共享对团队成员创新行为有显著正向影响（=0.121，p0.1）。同时，通过将知识共享作为因变量进行HLM分析发现（表4中的M2），创造力自我效能感对知识共享的正向影响也是显著的（0.1）。这也说明，在多层次线性模型中，创造力自我效能感通过知识共享的完全中介效应影响团队成员创新行为，假设H5也得到验证。五、结论与展望1、研究结论本研究以个体情境互动理论为基础，检验了创造力自我效能感和工作单位结构对