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组织创新氛围;
Effectofincentivecompensationonactiveinnovationbehaviorofresearchpersonnel-Willingnesstoinnovateandfunctionoforganizationalinnovationatmosphere
WangYufeng
随着当代科技的不断进步以及知识经济时代的到来,企业生存的内外环境变得更加复杂和动荡,创新成为打造企业核心竞争力的重要支撑点,也是维持企业生存和发展的主要动力。
在十九大报告中也指出,创新是引领发展的第一动力,是建设现代化经济体系的战略支撑。
因此,创新型发展成为企业的必经之路。
尽管企业是创新的市场主体,但企业创新来源于员工创新。
而研发人员是员工创新的核心和代表,是企业核心竞争力的基石。
相较于普通员工,研发人员综合素质高、学习能力强,具有一定的专业特长、成就取向,工作自主性较强;
以自身知识为基础,具有较强的创造力。
而研发人员能否在组织中有效地进行创新活动,对企业整体的创新能力有着决定性影响。
因此,研发人员的主动创新行为成为目前一个有价值的研究课题。
在万众创新背景下,我国各行业的创新成果颇丰,但成果水平还存在不足。
根据2017年中国专利统计数据显示,外观设计、发明及实用新型专利的申请总量共计369.7845万件,3种专利授权量也有183.34万件,但外观设计专利的授权率高达70.5%,而实用新型和发明专利仅有57.7%和30.4%。
这些数据表明,我国创新能力有待提高而且创新质量不高。
其原因除创新资源投入不足[1]、知识产权保护机制不健全、创新能力薄弱等[2]外,员工缺乏积极主动的创新行为也是重要原因之一。
目前,迫于上级或外部环境压力,大量员工不得不从众性创新,而这种创新对于个人以及组织绩效的影响并不明显[3]。
因此,研究研发人员主动创新行为对提高企业创新能力和改善创新质量有着重要意义。
薪酬对创新行为的影响是企业在实践过程中的关注点。
薪酬是员工向企业付出自身劳动之后,企业根据员工的工作成果（绩效、努力、精力等）所给予的相应报酬。
而激励性薪酬作为当今企业普遍使用的薪酬方案之一,必然对员工行为会产生直接或间接影响[4]。
关于激励性薪酬是否能够促进员工创新,研究结论不一,长久以来形成了2种见解。
以Eisenberger等为代表的学习学派以习得性努力理论为基本的理论依据,认为奖励存在强化作用,通过这种作用能够促进个体创造力[5]。
外在奖励会向员工传递出组织认可什么样的行为或何种行为可以得到奖赏的信息,这有助于帮助个体消除惰性,同时帮助员工坚定创新目标,增强内在驱动力,提高创新意愿。
吴治国等也指出,绩效薪酬能够激励员工产生创新动机,从而提高员工创造力[6]。
而以Amabile为代表的人本学派依据认知评价理论,指出外部奖励会产生相反的作用,降低员工的创造力[7]。
组织提供的物质奖励、晋升奖励等是员工努力工作的重要驱动因素,短期内这些因素会起到较强的激励作用,但随着时间的推移和工作的熟悉,员工最初对工作具有的兴趣和乐趣也会减少[8]。
对于薪酬与员工创新之间的关系的分歧,有学者指出一方面是由于处于不同文化环境中个体的思维和心智方面有较大的不同,因此会导致较大的认知与动机系统差异[9]。
另一方面,在激励性薪酬与创新行为之间可能存在着某些因素的调节作用。
因此,本研究为深入考察中国特色环境下本土员工与西方员工的差异,探讨激励性薪酬与研发人员主动创新行为之间的关系,分析如何更有效地引导员工主动创新行为,同时基于计划行为理论和期望理论,实证检验激励性薪酬对员工主动创新行为的影响,以及员工创新意愿的中介作用与组织创新氛围的调节作用,以期为提高员工绩效、增强企业竞争力提供参考。
1理论基础和假设
1.1激励性薪酬与主动创新行为
1.1.1激励性薪酬
差别计件工资制是最早出现的关于激励性薪酬的研究,由科学管理之父泰罗于19世纪末20世纪初提出,随后出现了绩效工资（performancerelatedpay,PRP）、奖励工资（meritpay）等概念。
激励性薪酬是员工获得的报酬中存在变化的部分,是员工在达到工作目标、完成组织规定的某种绩效或为组织带来各种利益后报酬增加的部分,它是一种将薪酬与绩效相结合的薪酬体系。
因此,绩效薪酬也可以称之为激励性薪酬。
激励性是这种薪酬体系的根本属性,将个人报酬与绩效相结合,不仅能激发员工创造动力,进一步提高员工努力的意愿,而且有利于推动团队和组织整体业绩的提高[10]。
目前,学术界关于激励性薪酬的研究主要集中在薪酬方案的实施会如何影响员工的工作态度和行为。
Edwards指出个体行为会在外部条件的引导下发生改变,因此可以通过提高报酬的方式引导个体的创新行为[11]。
Schay对美国某研究所研发人员的研究指出,在实施绩效工资之后,员工的工作状态明显改善,同时离职率明显下降[12]。
一些研究也表明激励性薪酬存在负面效应,例如Green的研究表明,激励性薪酬会给员工的精神上带来一定的紧迫感及压力,当这种压力在某种程度之下时会激励员工积极开展工作,但当压力强度过大时员工的积极性和努力意愿又会被抑制[13]。
Dowling等通过在英国的研究指出,激励性薪酬具有两面性,它产生的积极作用或消极作用,很可能与组织的内外部环境有关[14]。
常涛等从本土文化的角度出发,指出绩效薪酬的信息性通过能力面子压力对员工的创造力产生正向影响,而控制性则通过自主面子压力对员工创造力产生负影响[15]。
杜旌以知识型员工为研究对象发现,在个人层面上,绩效薪酬对员工分配公平感和自我发展行为都有正向影响,而在组织层面上,绩效薪酬则对员工的分配公平感和帮助行为的整体水平有较大的负向影响[16]。
1.1.2主动创新行为
在中国社会和企业情境下,充斥着由高绩效压力、强权领导和以组织为中心的集体主义文化带来的被自愿的创造性行为。
创新完全变成了组织强加给员工的任务,导致最终的创新绩效并不显著。
由此,我国学者赵斌等基于我国科研人员的实际情况提出了主动创新行为与被动创新行为的概念;
主动创新行为是指一种发自创新人员内心的,为未来创新充分准备,并勇敢面对和解决创新中出现的一系列的自愿创新行为问题[17]。
关于员工创新行为的研究较为丰富,当前研究探讨了个人层面（人格特质、价值观、知识等）和情境因素（领导方式、社会网络、工作复杂性等）对于创新行为的影响。
例如,张振刚等研究指出,主动性人格对于员工创新行为具有积极影响[18]。
Raja等的研究表明:
大五人格中的开放性与创新直接相关;
当工作内容较多时,情绪稳定性和外倾性对创新产生负面影响;
但当工作内容较少时,开放性对创新有正向影响[19]。
袁凌等从知识学习者的角度出发,探索了知识距离对员工创新行为的影响,研究指出,员工之间以及员工与上级之间较大的知识距离与创新行为负相关[20]。
Hamel也指出员工行为会受到情境的影响,当个体感知到知识距离存在时,会降低个体对外界知识的有效再利用,抑制员工的创造性行为[21]。
马璐等的研究表明,共享型领导通过自我效能感以及情感承诺的中介促进员工主动创新行为[22]。
赵斌等研究发现在差错管理氛围的调节下,工作复杂性能够对员工基本心理需求产生影响,并影响员工的创新行为[23]。
综上所述,有关主动创新行为的研究大多从员工个体因素的视角展开研究,对员工外部的因素,如企业相关的制度或政策的研究还不多见。
1.1.3激励性薪酬与主动创新行为
期望理论认为,当某项工作的奖励能满足个体的期望时,个体会受到激励,积极展开工作,产生与之对应的行为,以满足自身的期望。
反之,个体缺乏动力,甚至会产生抵触的情绪,消极地对待工作[24]。
根据该理论,激励性薪酬的实质在于,它将个体的报酬与其行为结果之间建立了直接和明确的关系,从而促使员工为了满足自己的期望而表现出组织所需要的行为。
由于创新存在一定的风险性和不确定性,个体不会仅仅出于内在兴趣进行创新,而创新之后所带来的收益以及个体所期望的结果,也是个体决定是否进行创新的重要考量[25]。
过去的研究表明,外部奖励与员工的创新之间存在一定的关系。
Eisenberger等认为激励性薪酬许诺的员工的收益会激发员工的外在动机,这种外在动机不仅不会破坏员工的内在动机,还能激发员工的创造性活动[26]。
Daly等对个体创新行为的前因变量进行了研究,指出员工期望的收益是产生创新行为的重要条件[27]。
基于上述分析可以推断,当组织实施激励性薪酬计划时,员工对于创新收益的期望会将这种外部奖励转化为内部动力,从而激发员工更多的主动创新行为。
由此,本研究提出以下假设:
H1:
激励性薪酬对主动创新行为有正向影响。
1.2创新意愿的中介作用
计划行为理论认为意愿很大程度上可以解释行为的产生,行为意向反过来受个体特质、心理状态与组织环境的影响[28]。
在管理创新中的创新意愿是指一种心理状态,是员工在某种因素的影响下为提高组织效益而愿意投入的时间、努力[29]。
Jin认为在特定组织环境下,创新意愿是个体愿意进行创新的望及意愿程度[30]。
报酬是员工努力完成任务的重要驱动力之一,因此外部奖赏对个体创造的意愿有着一定的影响。
张毅等探讨了员工创新行为态度、主观规范、知觉行为控制对员工创新意愿形成的影响,指出创新带来的收益对员工创新意愿具有正向影响[31]。
对于自我效能感高的员工而言,他们更能接受组织采用激励性的薪酬体系,对于工作绩效目标的达成都拥有很大的信心,因此更愿意在这样的体系下工作;
同时员工也更愿意积极地完成目标,获取更高的回报。
激励性薪酬给予员工最直观的刺激,在完成创新任务后得到的报酬,不仅满足了个人的需求,对员工个人能力也是一种认可。
H2:
激励性薪酬对创新意愿有正向影响。
进一步来说,拥有较高创新意愿的员工,在应对创造性任务时,会表现出更高的积极性和主动性。
已有研究表明员工的创新意愿能够直接影响创新行为,例如Armitage等认为,创新意愿对创新行为的解释率达到一半以上[32]。
Bandur提出,个体创新意愿与该行为具有较大的关联,并且其解释结果较为可信,当采取恰当的测量方式,创新意愿可以对大部分的创新行为进行解释[33]。
杨晶照等指出,员工的创新活动受到创新意愿和创新自我效能感共同影响,并共同促进创新行为的产生[34]。
赵斌通过对科技人员的研究发现,行为态度、主观规范、知觉行为控制等变量在创新意愿的中介下作用于创新行为[35]。
虽然创新带有模糊性和不确定性,当员工具有强烈的创新意愿时,则会激发员工对创造活动的兴趣以及好奇心,对创新中产生的问题能够反复仔细思考,以期用更巧妙、新颖的方式来解决问题[36]。
同时,对于创新过程中存在的各种障碍与问题,员工也会以积极的态度来应对[37]。
由此,本研究提出如下假设:
H3:
创新意愿对主动创新行为有正向影响;
H4:
创新意愿中介了激励性薪酬与主动创新行为之间的关系。
1.3组织创新氛围的调节作用
19世纪90年代末,关于组织氛围的研究开始兴起,并产生了关于组织氛围的诸多见解以及各种组织氛围类型。
学术界对组织氛围概念的研究主要分为知觉性观点和结构性观点,而组织创新氛围的研究则是组织氛围研究的细分及发展。
有关组织创新氛围概念界定的研究,学者们都提出了自己的观点,如Bharadwaj等认为,组织创新氛围就是组织创造一定的条件（如提供资源和支持等）引导成员进行创新[38]。
Amabile等指出组织创新氛围是员工对组织工作环境中有关创新特性的知觉性描述,本质在于它是个体对组织内部环境的创新导向、创新特性和创新支持程度的感知[39]。
而我国学者孙锐等综合国内外学者的观点,定义了组织创新氛围:
一种个体对组织政策、管理行为、组织流程以及其他重要环境因素产生的主观认知,并将创新目标具体化为新产品和服务的开发与创意、流程再造以及从整体上提升组织创新能力的环境氛围。
关于组织创新氛围的维度问题,当前的理论观点还存在较大的争议[40]。
郑建君等在已有研究的基础上提出了组织创新氛围的7个维度,分为激励机制、领导躬行、团队协作等[41]。
大多数学者将组织创新氛围分为组织创造力促进因素和创造力阻碍因素。
我国学者刘云等在此基础上,根据我国实际情况,将组织创新氛围分为同事支持、主管支持以及组织支持3个方面[42]。
本研究也基于此,分析组织创新氛围的3个方面对激励性薪酬与主动创新行为的效应。
组织整体环境对组织个体的创造性活动起着激发或抑制的作用,这些因素包括员工以及上下级之间有效的沟通以及知识传递,来自领导或管理层对于创新的重视与支持,以及组织提供的完成创新所必需的资源[43]。
一方面,同事支持可以促进组织成员知识的有效传递,增进不同思想之间的碰撞,从而使员工对创新方法、创新过程中存在的问题等有更加深刻的认识,缩小个体之间的能力差距,为以后的创新做好准备[44]。
再者,主管支持提供一种开放式的领导风格。
这种非控制的管理方式,减轻了个体受到的领导压力。
Lee等通过研究指出,领导支持与员工绩效密切相关,领导支持度越高,组织创新氛围越浓厚,由此带来的创新绩效也就越高[45]。
最后,组织支持为个体主动创新提供了保障,组织鼓励成员不断追求新的知识和方法,对工作中的失败更加宽容,并提供充足的资源（如资金、人力和时间）等为员工创造良好的创新条件。
因此本研究认为,在创新氛围的作用下,薪酬的激励作用会得到进一步激发,员工既能够得到同事之间的帮助,也不用担心来自领导的压力以及因为创新失败而受到组织惩罚。
H5a:
同事支持在激励性薪酬与主动创新行为关系之间具有正向调节作用;
H5b:
主管支持在激励性薪酬与主动创新行为关系之间具有正向调节作用;
H5c:
组织支持在激励性薪酬与主动创新行为关系之间具有正向调节作用。
1.4研究的概念模型
本研究的概念模型图如图1所示。
2研究方法
2.1研究样本
在进行正式的问卷调查之前,首先对本研究所用的调查量表进行了预调查。
预调查在南京市江宁区高新开发区一家IT企业中进行,共发放50份问卷,根据预调研的结果对问卷进行了修订,并确定正式调查问卷。
本次调查时间:
2017年12月至2018年3月。
样本包括IT业8家、材料业5家、光电业5家、生物科技业4家、医药医疗业3家,共计25家企业。
地点位于上海、南京、无锡、苏州、杭州和青岛等地区,通过现场以及电子邮件等方式发放问卷进行数据收集,共计发放450份,回收427份,回收率94.9%,剔除无效问卷后得到有效问卷387份,有效回收率86%。
数据的人口统计学情况如下:
男性员工比例为51.4%;
年龄20岁及以下比例为3.1%,21～30岁比例为70.8%,31～40岁比例为19.9%,41岁及以上的比例为6.2%;
教育背景大专以下比例为9.04%,大专比例为16.5%,本科比例为50.9%,研究生及以上比例为23.56%;
一般工作人员比例为36.7%,基层管理人员比例为33.9%,中层管理人员比例为24%,高层管理人员比例为5.4%;
工作1年以内的比例为15.5%,1～3年比例为39%,3～5年比例为25%,5年以上的比例为20.4%。
2.2变量及测量工具
本次调研所采用的量表皆参考国内外学者的研究文献,学者们对此进行过多次实证研究,具有较好的信效度结构。
研究中变量采用李克特五点计分法,各题项的5个选项依次为:
1,很不符合;
2,不太符合;
3,不确定;
4,比较符合;
5,非常符合,题号同时表示得分的高低。
（1）自变量为激励性薪酬。
测量题项来自Deckop等编制的量表[46],该量表共包括3个题目:
在我们单位,员工工作绩效的提高意味着他可以得到更高的收入;
我的个人绩效对我的奖金影响很小（反向计分）;
事实上我的工作绩效对我的薪水影响不大（反向计分）。
（2）因变量为主动创新行为。
测量题项来自赵斌等编制的量表[17],共22个题项,包括为了解决问题,积极主动提出建议创新前想办法寻找相关的资源（技术、资金、人员、信息）支持创新前寻找类似成功或失败的事例,探究其原因遇到困难,想办法解决,而不是逃避等。
（3）中介变量为创新意愿。
测量题项来自Ajzen和Fishbein（1980）编制的量表,共4个题目[47],包括我愿意主动寻求新的构想或问题解决方式我愿意主动提供计划来验证新的构想或问题解决方式我愿意主动与同事交流我的新的构想或问题解决方式总体而言,我采取新的构想或问题解决方式的意愿相当高。
（4）调节变量为组织创新氛围。
测量题项来自刘云等（2009）编制的量表,该量表把组织创新氛围分为3个方面分别是同事支持、主管支持和组织支持[42]。
同事支持包括工作中,我的同事们乐意分享彼此的方法和技术我的同事们经常就工作中的问题进行交流与探讨等4个测量题项;
主管支持包括我的主管尊重和容忍下属提出不同的意见与异议我的主管会支持和协助下属实现工作上的创意等4个题项;
组织支持包括公司赏识和认可有创新和进取精神的员工公司崇尚自由开放与创新变革等4个题项。
（5）控制变量:
性别、教育程度、职位、工作年限。
3数据分析和结果
3.1同源偏差检验
本研究所用数据均来自员工,因此可能存在同源偏差的问题。
本研究采用被大多数研究普遍接受的Harman单因子分析法检验同源偏差,把所有变量放到一个探索性因素分析中,在特征根大于1的情况下检验未旋转的因素分析结果,判断是否会仅仅析出一个因子或者出现某个解释程度非常高的因子,以观察是否存在同源偏差问题。
按照上述过程对所有题项进行因子分析,共计析出5个因子,解释程度最高的因子其方差贡献率是28.84%,并未占多数且小于50%。
因此,可认为本研究的调查结果并不存在严重的同源偏差问题。
3.2信度与效度分析
首先本研究运用SPSS22.0对本研究中所使用的量表的信度进行了检验。
结果显示,激励性薪酬量表的Cronachs系数为0.800;
创新意愿量表的Cronachs系数为0.721;
组织创新氛围量表的Cronachs系数为0.945（其中同事支持、主管支持及组织支持维度的Cronachs系数分别为0.867、0.827和0.799）;
主动创新行为量表的Cronachs系数为0.935。
为进一步检验关键变量激励性薪酬创新意愿同事支持主管支持组织支持及主动创新行为之间的区分效度及相应的测量参数,采用AMOS24.0进行验证性因素分析,对CMIN/df、CFI、TLI、IFI、GFI、RMSEA等参数的比较来检验各量表的区分效度。
由表1可知,6因子模型拟合度较好,各项指标均优于其他模型,表明6因子模型的各变量间区分效度良好,适合做变量间的相关分析。
表1验证性因子分析结果
注:
IP代表激励性薪酬;
CS代表同事支持;
SS代表主管支持;
OS代表组织支持;
WI代表创新意愿;
AI代表主动创新行为。
+代表2个因子合并为一个因子。
3.3变量间的相关性分析
如表2所示,激励性薪酬与创新意愿显著正相关（r=0.228,P0.01）,激励性薪酬与主动创新行为显著正相关（r=0.304,P0.01）,创新意愿与主动创新行为显著正相关（r=0.338,P0.01）。
这些相关性均与理论预期的相关关系一致。
3.4创新意愿的中介作用
对于假设1至假设4,采用多元线性回归分析进行检验。
首先,将控制变量性别、学历、职位和工作年限纳入回归方程,然后将预测变量纳入回归方程。
由表3可知,模型2显示激励性薪酬对创新意愿具有显著的正向影响（=0.201,P0.01）,假设1得到支持。
模型4显示组织激励性薪酬对主动创新行为有显著的正向影响（=0.462,P0.01）,假设2得到支持。
模型6显示创新意愿对主动创新行为有显著的正向影响（=0.316,P0.01）,假设3得到支持。
模型8是创新意愿作为中介加入模型后,激励性薪酬对主动创新行为的回归模型。
由模型8对比模型4可以发现:
激励性薪酬对主动创新行为的影响仍然显著（=0.265,P0.01）,说明创新意愿在激励性薪酬与主动创新行为关系中起部分中介作用,假设4得到支持。
表2变量的均值、标准差以及相关系数（N=387）
*、**、***分别表示在0.05、0.01、0.001水平上显著相关。
下表同。
表3假设1至假设4检验结果
3.5组织创新氛围的调节作用
本研究参照温忠麟等的层级回归分析方法来检验组织创新氛围的调节作用[48]。
首先,将性别、学历、职位、工作年限等控制变量放入回归方程,随后放入激励性薪酬与调节变量组织创新氛围（同事支持、主管支持和组织支持）,最后将激励性薪酬与组织创新氛围是3个方面的交叉项纳入回归方程。
由表4至表6可见,激励性薪酬与组织创新氛围3个方面的交互项的回归系数均显著,假设H5a、H5b及H5c得到验证。
为了深入探究组织创新氛围调节作用的模式是否与假设一致,本研究选择Aik等的方案[49],画出了组织创新氛围3个方面的激励性薪酬和主动创新行为之间的调节效应图。
由图2至图4可见,激励性薪酬与员工主动创新行为的关系在组织
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