发布时间：2019-10-11所属分类：管理论文浏览：1次
摘 要： 摘要：对于高素质、高追求的知识型员工，传统激励因素的影响效用已逐渐下降，内心对于工作的使命感更能驱动其提升工作绩效、实现工作创新。基于中国情境，对知识密集型企业的 207 名知识型员工进行调查，选取职业召唤作为主要研究变量，通过实证分析探究职业
摘要：对于高素质、高追求的知识型员工，传统激励因素的影响效用已逐渐下降，内心对于工作的使命感更能驱动其提升工作绩效、实现工作创新。基于中国情境，对知识密集型企业的 207 名知识型员工进行调查，选取职业召唤作为主要研究变量，通过实证分析探究职业召唤与员工创新行为之间的关系，以及组织支持感在这个关系中所起的影响和作用，同时探讨外部环境因素对员工内部动机的影响。研究表明：职业召唤对创新行为及其下属的创新构想和创新执行两个维度均具有显著的正向影响，组织支持感负向调节职业召唤对创新行为及其各维度的正向影响关系。研究结果验证了中国情境下职业召唤理论及其对知识型员工创新行为的影响，为企业的人才激励管理实践提供参考。
关键词：知识型员工;职业召唤;创新行为;组织支持感
1 研究背景
在技术和潮流不断快速更迭的现代社会，持续的创新行为对于企业而言非常重要。从柯达、诺基亚等知名企业在时代洪流中逐渐没落的教训中，我们应该清楚地意识到，企业的开拓创新是其自身发展不可或缺的重要动力。创新，是为突破企业自身的局限，摒弃旧体制和旧方法，追上时代的潮流，迎接市场的竞争。
企业最宝贵的财富是员工，企业的创新离不开员工的创新。员工的创新行为能够增加组织的活力，推动企业整体的发展，可以说是企业创新的重要一环。近年来，如何激发员工的创新行为成为了企业研究中的重要问题。在这方面，知识型员工显得尤为特别。何为知识型员工呢?这个概念最早是由管理大师德鲁克提出的，指的是一群拥有较高综合素质水平、高成就和价值取向、较强自主思考和学习能力，以知识和价值创造为工作内容的员工。在知识型员工身上，随着生活水平的提高，传统的薪酬、奖金等外在激励因素的效用将呈现边际递减，逐步成为双因素理论中的保健因素[1]。根据马斯洛的需求层次理论，自我实现的成就感和工作的意义感将逐步成为知识型员工创新的持续动力和内在驱动。
因此对于知识型员工，职业召唤的研究将成为组织行为学研究中新情境下的焦点。职业召唤(calling)的概念最初来源于西方宗教文化，描述神职人员收到上帝感召而从事特定的职业，《圣经》中就出现有关职业召唤的故事。在后来的发展中，随着宗教的改革，职业召唤的概念也应用到了工作中。在工作领域，职业召唤更多描述的是员工对于自己从事工作的使命感、认可工作的社会价值和意义。职业召唤在员工的工作动机中可以扮演内在驱动力的角色。从心底里认可自己工作的社会意义，觉得自己就是为了这个工作而存在，在工作中有很强的自我实现的感觉，这样的工作状态将有助于激励知识型员工在完成本职工作任务的同时不满现状、推陈出新，产生更多的创新构想并执行推动，带动企业不断发展。
当前的研究中关于职业召唤的内容集中在国外，国内学者对于职业召唤的研究相对较少，但在自我实现和工作价值对于知识型员工的影响和激励程度越来越大的今天，有关职业召唤的研究显得愈加重要;同时，国内情境下关于职业召唤的研究更多停留在相关常见变量的关系上，缺少以开放的视角和深入的挖掘来探究职业召唤会对员工的行为产生何种影响。本研究针对知识型员工这个群体，探究作为内驱力的职业召唤与员工的创新行为之间的关系，为企业人才管理和激励提出建议，希望可以弥补以往研究的不足。
2 研究评述与研究假设
2.1 概念界定
2.1.1 职业召唤
职业召唤(calling)在国内的研究中也被翻译为呼唤和职业使命感[1-2]。召唤的说法最早来源于《圣经》，用来描述那些受到上帝感召并响应上帝的行为，其中广为大众熟知的便是诺亚方舟的故事中，诺亚的行为便是受到召唤的影响。Davidson 等[3]的研究均认为职业召唤是受上帝的感召而心生向往，主动去从事某项工作。在宗教的逐步改革的过程中，宗教中的很多理念都逐渐与世俗相结合演化，召唤的概念也逐步从神坛走向普罗大众。到了 20 世纪 80 年代，组织行为学的研究开始涉足职业召唤领域。 Robert 等[4]发现在普通的劳动者心中也存在着强烈的工作意义感和使命感，对为社会带来效益感到成就和满足。早期关于职业召唤的研究集中在界定职业召唤的含义及其来源上。赵海霞等[1]归纳了职业召唤研究过程中学界主要的几点内容：(1)职业召唤是来自于内心的信仰和追求还是源于外在的社会影响;(2)职业召唤的相关研究都强调了工作带来的自我实现的目标感和意义感;(3)职业召唤普遍是带亲社会属性的。新古典主义认为职业召唤是一种内在的心理因素和价值导向，强调个体主观上对某种职业产生命中注定的感觉。另外一些观点认为，职业召唤来自外界影响。作为外部因素，职业的特定内容对个人产生的吸引和导向则为职业召唤。Dik 等[5]的研究指出，召唤是个体感受到的指向特定职业并超越自我的力量。Hall 等[6]则将职业召唤看作职业成功的外在最高水平和标准，是个人视为人生目标的职业。从总体上看，职业召唤更多是一个外在因素和内部因素相结合的构念。召唤的产生需要有一个外在的因素对个体产生强烈的吸引，也要有内在主观认可和使命，内外因素的结合使得个体对这项事业的投入成为一种沉迷，觉得自己生而注定要做这个工作。
早期关于职业召唤的研究大部分从召唤来源、心理动机等方面进行定性的探讨，缺少定量的研究。在后续的研究中，Dobrow 等[7]代表性地提出了关于职业召唤的测量方法，认为职业召唤是一个连续性的心理构念，不是用“有”和“无”来进行判别，而是可以定量地描述：职业召唤是个体从事某个特定领域的工作时表现的激情和满足感，同时还对自己和社会富有意义。这个定义综合了外在的因素和内在的驱动，将召唤描述成定量的心理知觉，并开发了一维的测量量表，推动了职业召唤的研究。国内关于职业召唤的研究起步较晚，主要有如：田喜洲等[2]综述了职业召唤的相关研究，将职业召唤的界定区分为 3 个角度，分别是神学、心理学和组织行为学，认为神学范畴内的概念强调上帝感召，心理学的概念强调自我知觉，组织行为学的概念偏向工作，但这三者之间的概念有所重叠。赵海霞[1]将召唤翻译为工作使命感，对职业召唤相关研究进行梳理，提出需要加强对职业召唤前因变量和结果变量的研究。裴宇晶等[8]综合前人研究，创新性地研究了中国情境下职业召唤对员工工作态度的影响，为职业召唤在中国情境下的研究提供新的视角。
本研究基于国内外前人研究的结果，综合了多方面的研究视角，认为在组织行为学领域中，职业召唤是个体将某种特定工作视为生命意义的一种主观和连续的心理知觉，是对职业的使命感。它的特点是认同职业的社会价值和贡献，同时能通过职业带来具有意义感和价值感的自我实现。
2.1.2 员工创新行为
在面对当前市场环境下不确定性的挑战和跨界竞争的冲击时，组织中的成员拥有持续的创新行为是企业不断跑赢市场的制胜法宝。员工的创新行为是企业创新中的一部分，却也是企业创新的重要源泉。如何激发和释放组织中成员的创造力，产生更多的创新行为，已经成为管理研究和企业实践中重要的方向。关于创新行为的研究可以追溯到 20 世纪 80 年代，创新行为的定义在与创造力的比较中不断明晰。Scott 等[9]指出创新行为既包括新颖想法的产生，也包括相应的实践和执行，而创造力更多指的是创新构想的产生，将创新行为划分为 3 个阶段：(1)问题的确定和解决构想的产生;(2)寻求支持构想的方法;(3)形成模式和标准使之可以被复制和扩散。后续的研究中，Kleysen 等[10]将创新行为总结为寻找机会、产生想法、形成调查、支持以及应用 5 个维度，也制定了相关的量表。创新行为在国内的研究最早出现在台湾省，黄致凯[11]采用 Kleysen 等[10]的量表进行中国情境下员工创新行为的研究，将创新行为归纳为构想产生和构想执行两个维度，具有很好的检验效果;卢小君等[12]也对 Kleysen 等[10]的量表进行调整和检验，验证并使用了创新行为的构想产生和构想执行两个维度，同时认为员工的内部动机是促进个人创新行为的重要影响因素。
本研究考虑中国情境，认可黄致凯[11]和卢小君等[12]的研究，并采用二维的创新行为量表，将创新行为的概念界定为：员工在工作的过程中产生创新的想法和解决方案，愿意和努力去付出并实现创新行为的过程，这里面包含了创新构想和创新执行两个过程。
2.1.3 组织支持感
20 世 纪 80 年 代， 美 国 著 名 社 会 心 理 学 家 Eisenberger 等[13]依据成熟的互惠原则和社会交换理论提出了在组织内部影响员工工作绩效和离职倾向的因素，即组织支持感，将组织支持感定义为：员工感知到的组织对其工作的评价、对其幸福感的关注，将形成员工对组织支持的综合的整体性认知。可见，组织支持感主要表现在对员工工作的认可和对员工福利的重视。组织支持感作为一种组织内部性因素，往往对员工的组织承诺、工作绩效等存在较大的影响。具有较高组织支持感的员工在进行归因时，常会作出对组织有利的归因，员工与组织之间的关系也更倾向于发展成为“关系型”。其他方面，有较多学者认为组织支持感不仅仅包括员工对组织在自己工作和福利方面的关注和支持，还应包括工具性的支持，如设备、资金等等。国内许多学者对组织支持感进行研究，如凌文辁等[14]提出组织支持感应包括工作支持、关系员工利益和对员工价值认同 3 个维度。总体而言，组织支持感是员工感知中的外部激励因素。
本研究认可并采用 Eisenberger 等[13]对于组织支持感的概念定义，采用姜薇薇等[15]对 Eisenberger 等[13]的量表进行优化后的题项进行组织支持感的测量。
2.2 研究假设
2.2.1 职业召唤与员工创新行为
职业召唤对员工工作中创新行为关系的研究，衍生于职业召唤脱离宗教外衣之后对员工工作效率和组织态度影响的研究。Duffy 等[16]在研究中指出，职业召唤能够提升员工的工作满意度并降低离职倾向。Hirschi[17]也认为职业召唤会为员工带来对工作的认同，因此员工有更充足的精力投入工作，注重工作效率和结果。而关于员工创新行为的研究中也提到，员工本身的工作动机对创新行为具有重要影响。Amabile[18]提出内部动机有助于为员工带来工作中的创新性，不同类型的工作动机会对工作过程带来不同的结果。国内学者卢小君等[12]也验证了员工工作的内在动机正向影响了创新行为的产生和执行。职业召唤的使命感和意义感知能为知识型员工带来强烈的内部工作动机，激励员工保持积极工作态度，更好地完成工作任务，这种动机在一定程度上促进员工创新行为的产生。根据 Duffy 等[19]的工作动机的自我决定理论，员工自身的内部驱动力、内在需求和情绪是自我决定的动机来源，职业召唤中的使命感和意义感为员工提供充足的内驱力，这种自我决定下的工作模式更有利于员工在工作行为上的创新。Amabile[18]也在动机 - 工作匹配理论中提到，个体在处理和解决工作问题时，如果更多是发自内心投入工作，不受外部因素转移注意力，会有助于他们产生具有创造力的想法。
但在目前的职业召唤研究中，直接探究职业召唤对于员工创新行为的影响的研究存在空白，大部分职业召唤的研究成果来源于西方国家，西方社会的文化差异可能使得研究结果与国内存在不同。国内关于职业召唤的研究更多停留在对工作态度和离职倾向的程度上，对于员工的行为结果方面的研究比较少，也没有专门针对知识型员工进行研究。因此，本研究希望探究中国情境下职业召唤对于知识型员工创新行为的影响，对职业召唤领域的研究进行补充和拓展。另外考虑到创新行为包含创新构想的产生和构想内容的执行两个维度，本研究增加了职业召唤对创新行为细分维度的假设。本研究提出的假设如下：
H1：职业召唤与创新行为呈显著正向影响。
H2：职业召唤与创新构想的产生呈显著正向影响。
2.2.2 组织支持感的调节作用
职业召唤作为个体内部因素，在对员工行为产生影响的同时必定会受到来自个体外部的因素影响。在组织的范围内考虑，员工对组织的综合感知将是影响他们工作付出的重要因素。社会交换理论和互惠原则强调，人与人之间的关系存在着交换的成分，在社会交换中，人们愿意向对自己作出正向积极行为的人反馈积极的回报;在组织中也是如此，当组织为员工提供更多的支持时，外部环境的收获和优待使得员工更愿意在工作中付出和创造。同时社会需求理论也指出，创新行为是一个具有风险和非流程化的行为，创新的行为个体需要获得支持感才能更好地付诸行动，来自组织的支持便扮演了环境支持和帮助的最佳角色。Kraimer 等[20]指出组织支持感能提升员工的工作满意度和绩效。卢纪华等[21]也在研究中提到，员工在感受到组织支持时 , 会更加认同组织环境，并对于组织工作有更大付出。因此，组织支持感相当于是激励、推动员工实现创新的外部环境因素，这个因素以支持和辅助的形式存在，这个环境因素会对职业召唤在促进员工创新行为的过程中起到调节的作用。
职业召唤作为驱动员工创新的内部动力，与作为外部环境激励因素的组织支持感，更多的时候存在互补的关系。职业召唤来自于员工的内心，是一种自生的对职业的使命感，与组织的支持没有因果和辅助的关系。根据自我决定理论的内容，支持个体发挥效用的除了自身的自主性之外，便是组织中的关系。当组织支持感较强，企业为员工的工作和生活提供较多支持和外部福利时，外在动机的内化强度大，外在动机提供了员工创新的自主性，这时候便会减少员工自身内在驱动力对于创新的激励作用;而在外部组织环境恶劣的情况下，职业召唤等内部动机占据主要的影响地位，更能发挥自身的驱动作用。另一个方面，Mischel[22]提出的强弱情境假说认为，强情境下环境因素占主导地位，组织预期一致性较强，个人因素和差异性会被掩盖和隐藏，这也是一种所谓的“从众效应”。在组织支持感对职业召唤于创新行为的关系中，组织支持越充足，职业召唤等内在因素的作用将不明显。因此，本研究大胆地作出假设：
H4：组织支持感在职业召唤作用于创新行为过程中起负向调节作用。
H5：组织支持感在职业召唤作用于创新构想的产生过程中起负向调节作用。
H6：组织支持感在职业召唤作用于创新构想的执行过程中起负向调节作用。
3 研究方法
3.1 样本与数据收集
本研究的研究对象是知识型员工，知识型员工具有综合素质高，从事高价值的创造性工作，因此本研究在样本的选择上具有一定的偏向性，问卷均具有目的性地派往技术人员、研发人员和管理人员等手中。本研究的调研工作持续两个多月，分别通过网络发放和直接发放两种方式，样本集中分布在广州、深圳和上海的大型知识密集型企业，部分问卷集中发放到深圳某大型互联网企业和基金公司、广州市某著名券商机构和广州市某著名教育机构等，总体上覆盖互联网、金融、消费品和教育培训等行业，地区分布上也跨越广东、上海和北京等各大城市，主要集中在珠三角地区。本研究共发放问卷 250 份，回收 219 份，剔除数据缺失和无效样本后，最终有效样本量为 207 份，有效回收率为 94.5%。
通过对调研问卷的统计，在性别方面，男性样本占 55.07%，女性样本占 44.93%;年龄方面，处于工作黄金时期的年龄段占了多数，21 ～ 30 岁的员工占了 65.7%，31 ～ 40 岁的员工占了 23.2%;基于研究对象为知识型员工，故样本所在行业也主要分布在互联网和金融等行业，其中互联网企业员工占比达 31.4%，金融从业者达 14.9%，教育培训和科研机构从业者达 11.1%，其余样本分布在制造业、房地产和交通能源等行业;从数据上看，样本从事的岗位分布比较平均，其中 14.5% 为技术研发人员， 17.4% 为专业人员岗(如律师，会计师)，15.9% 为管理人员，12.6% 为市场公关岗。调研对象均为知识型员工，本科及以上学历的样本比例达 96.2%，其中大部分为普通员工，占比为 58.9%，管理层人员占比 41.1%。
3.2 变量的测量
3.2.1 职业召唤
目前关于职业召唤的量表主要有 Dobrow 等[7]提出的 CQ12 单维量表、Dik 等[23]提出的 CVQ 三维量表和 Amabile[18]提出的 MCM 三维量表，后两个量表因为缺少信效度检验和过于抽象的题项内容，在研究中采用较少。结合职业召唤国内外的研究，本研究认可 Dobrow 等[7]关于职业召唤的定义和相关研究，认可其一维的职业召唤模型，并且采用其历时多年开发，经过 1 500 名参与者测试的 CQ12 单维量表来对职业召唤进行测量。在引入国内情境下的研究中，国内学者对该量表进行原意不变的语言翻译调整，裴宇晶等[8]均采用该量表对职业召唤进行测量，有较成熟的实证验证验证。本研究采用的 CQ12 单维量表共有 12 个题项，通过 Linker 五点计分法，让研究对象对题项的描述从“完全不同意” 到“完全同意”进行 1—5 分的打分，得分越高表示具有更高的职业召唤。经信度检验得到该量表的α 值为 0.916，表明信度良好。
3.2.2 组织支持感
本研究中组织支持感的测量采用的是改进版的 Eisenberger 等[13]开发的组织支持感的测量量表。该量表最初的时候有 36 个题项，在后续的组织支持感研究中，大部分研究者为了便于调研，降低被调查者的测试时间，均选取了量表中因子载荷较高的几个题项构成独立量表，经检验信效度较高。本研究所采用的独立量表，借鉴国内学者姜薇薇[15]在依据国内情境下改良的组织支持感量表，共有 8 个题项，其中有一个反向题，采用 Linker 五点计分法进行测量，让研究对象对题项的描述从“完全不同意” 到“完全同意”进行 1—5 分的打分，得分越高表示感知到更高的组织支持感。经信度检验得到该量表的α 值为 0.821，信度较好。
3.2.3 创新行为
创新行为的研究中，Kleysen 等[10]对于创新行为多个维度的研究具有较大的贡献，他们通对数十篇创新行为的文献中进行创新活动的归纳，得到 5 个维度的创新行为构念和量表，但检测发现量表的信效度不够高。在国内情境的研究中，黄致凯[11]借鉴 Kleysen 等[10]的量表得出创新行为包括创新构想和构想执行两个维度;卢小君等[12]进一步对量表进行优化，验证了信效度，更符合国内情境。本研究借鉴该量表进行检验和修订，信度检验得到α 值为 0.911，具有较高的内部一致性。同样采用 Linker 五点计分法进行测量，量表分为创新构想和构想执行两个部分。
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4 研究结果
4.1 同源性偏差检验
为了防止调研过程中由于数据来源单一等原因产生同源性偏差的结果，在数据统计过程中先进行同源方差检验，本文采用 Harman 单因子检测方法，将所有量表的题项一起进行因子分析，通过观察未旋转的主成分来判断同源偏差。由结果可得，第一个主成分解释了 37.16% 的载荷量，未超过 50%，因此本研究没有出现同源偏差。
4.2 验证性因子分析
本研究采用 SPSS 21.0 对收集到的样本数据进行验证性因子分析，进一步分析职业召唤、组织支持感和创新行为中创新构想和构想执行两个维度的区分效度。由表 1 的结果可得，本研究的假设模型中四因素模型的拟合程度最佳，比拟合效果最好的三因素和单因素模型的拟合程度都要高，因此可以认为本研究采用四因素模型是为最佳模型，各个因素之间具有较好的区分效度。
4.3 描述性统计分析
如表 2 所示为计算得出的各变量的均值、标准差及其相互之间的相关关系。通过结合 Pearson 相关性分析结果可以看出，职业召唤与创新行为及其各个维度之间都具有相关关系。其中，职业召唤与创新构想呈显著正相关(r=0.626,P<0.01)，与构想执行呈显著正相关(r=0.596, P <0.01), 与创新行为呈显著正相关(r=0.644, P <0.01)。该过程证明模型假设中的变量之间具备正确关系。
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