人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究-組織支持感的中介作用

[3]。獨(dú)特性通常是指使其在環(huán)境中脫穎而出的特征，從而吸引員工注意力并引起興趣。獨(dú)特性可分為四個(gè)特征：可視性（Visibility）、可理解性(Understandability)、權(quán)責(zé)正當(dāng)性(Legitimacyofauthority)、相關(guān)性(Relevance)。一致性通常是指在不同的時(shí)間和方式下建立一種效果，無(wú)論互動(dòng)形式如何變化，在每次實(shí)體出現(xiàn)時(shí)都會(huì)產(chǎn)生這種效果。一致性可分為充分性（Instrumentality）、有效性（Validity）、一致性（ConsistentHRMmessages）三個(gè)特征。共識(shí)性則是在員工（人力資源管理系統(tǒng)的預(yù)期影響對(duì)象）對(duì)事件效果關(guān)系的看法達(dá)成一致時(shí)所產(chǎn)生的。共識(shí)性分為了共識(shí)性（AgreementamongprincipalHRMdecisionmakers）、公平性（Fairness）兩個(gè)特征。2.1.3人力資源管理強(qiáng)度研究現(xiàn)狀“人力資源管理強(qiáng)度”的概念由Bowen和Ostroff(2004)提出，而該概念傳入國(guó)內(nèi)的時(shí)間較晚，我國(guó)對(duì)于人力資源管理強(qiáng)度的研究仍處于起步階段（見(jiàn)表2-1）。表2-1人力資源管理強(qiáng)度的研究現(xiàn)狀2.2組織支持感的概念及研究2.2.1組織支持感的概念及維度Eisenberger等（1986）提出了組織支持感（PerceivedOrganizationalSupport）的概念，將其定義為：?jiǎn)T工對(duì)組織支持的感知，即員工感受到的組織對(duì)自己貢獻(xiàn)的重視和關(guān)心自己福利的程度EisenbergerＲ，HuntingtonＲ，HutchisonS，etal．PerceivedOrganizationalSupport［JEisenbergerＲ，HuntingtonＲ，HutchisonS，etal．PerceivedOrganizationalSupport［J］.JournalofAppliedPsychology，1986，71(3):500－507.隨著對(duì)組織支持感的理論研究的深入，許多學(xué)者提出了關(guān)于組織支持感的維度劃分，其中包括單維、二維、三維、四維的維度劃分（見(jiàn)表2-2）。表2-2組織支持感的維度劃分2.2.2組織支持感研究現(xiàn)狀在對(duì)于組織支持感的研究，多數(shù)的學(xué)者將組織支持感作為中介變量、前因及結(jié)果變量進(jìn)行研究，常見(jiàn)的結(jié)果變量有工作績(jī)效，離職傾向和員工創(chuàng)新行為等（見(jiàn)表2-3）。表2-3組織支持感研究現(xiàn)狀2.3員工創(chuàng)新行為的概念及研究2.3.1員工創(chuàng)新行為的概念及階段1912年，奧地利經(jīng)濟(jì)學(xué)家熊彼特提出“創(chuàng)新”（Innovation）這一概念，，并將創(chuàng)新的概念應(yīng)用于企業(yè)管理中。作為企業(yè)提升自身核心競(jìng)爭(zhēng)力所不可或缺的因素之一，創(chuàng)新不僅是指組織層面的創(chuàng)新，也是指?jìng)€(gè)體層面的創(chuàng)新行為。員工創(chuàng)新行為（EmployeeInnovationBehavior）則是指員工在工作中產(chǎn)生、推動(dòng)和實(shí)踐新穎且有意義的思想、產(chǎn)品、過(guò)程、服務(wù)或方法，許多學(xué)者將其歸為員工角色外的行為。經(jīng)過(guò)許多學(xué)者對(duì)員工創(chuàng)新行為的研究，提出了員工創(chuàng)新行為所需要經(jīng)歷的階段的劃分，其中包括兩階段論、三階段論、四階段論及五階段論（見(jiàn)表2-4）。表2-4員工創(chuàng)新行為階段2.3.2員工創(chuàng)新行為研究現(xiàn)狀早在20世紀(jì)90年代，國(guó)內(nèi)外的學(xué)者就開(kāi)展了關(guān)于員工創(chuàng)新行為的研究。在影響員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為的因素上，許多學(xué)者從個(gè)體、組織等層面入手（見(jiàn)表2-5）。在影響個(gè)體產(chǎn)生創(chuàng)新行為的層面上，員工認(rèn)知方式、主動(dòng)性人格對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響，同時(shí)也證實(shí)了組織創(chuàng)新氛圍的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，能夠彌補(bǔ)員工主動(dòng)性的不足。在組織對(duì)員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為的影響層面上，組織創(chuàng)新氛圍、人力資源管理強(qiáng)度均對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向的影響。表2-5員工創(chuàng)新行為研究現(xiàn)狀2.4相關(guān)變量之間的研究現(xiàn)狀2.4.1人力資源管理強(qiáng)度與組織支持感在一個(gè)具有較高人力資源管理強(qiáng)度的情境下，員工能夠充分感知、理解人力資源管理的政策和措施，這不僅僅促進(jìn)人力資源管理措施及政策的落實(shí)，同時(shí)在一定程度上促進(jìn)員工感知組織對(duì)其的關(guān)心與支持，有利于提高員工的組織支持感。在眾多學(xué)者的研究中，多數(shù)學(xué)者以組織支持感為中介變量，探究人力資源管理強(qiáng)度作為前因變量對(duì)不同結(jié)果變量的影響（見(jiàn)表2-6）。表2-6人力資源管理強(qiáng)度與組織支持感之間的研究現(xiàn)狀2.4.2組織支持感與員工創(chuàng)新行為當(dāng)員工感知到組織對(duì)其的投入、重視與關(guān)心時(shí)，即員工具有較高的組織支持感時(shí)，會(huì)增強(qiáng)員工對(duì)組織的認(rèn)同感，從而促進(jìn)員工做出對(duì)組織有利的行為，促使員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生（見(jiàn)表2-7）。表2-7組織支持感與員工創(chuàng)新行為之間的研究現(xiàn)狀2.4.3人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為近年來(lái)，一些學(xué)者開(kāi)始研究人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新之間的關(guān)系。多數(shù)學(xué)者的研究是以人力資源管理強(qiáng)度為前因變量、員工創(chuàng)新行為為結(jié)果變量，并加入不同的中介變量和調(diào)節(jié)變量構(gòu)建關(guān)系模型（見(jiàn)表2-8）。表2-8人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為之間的研究現(xiàn)狀2.4.4以組織支持感為中介變量的研究現(xiàn)狀在相關(guān)研究中，有部分學(xué)者選用了組織支持感作為中介變量，研究人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工個(gè)體層面創(chuàng)新行為的產(chǎn)生的影響（見(jiàn)表2-9）。表2-9以組織支持感為中介變量的研究現(xiàn)狀注：HRMS指人力資源管理強(qiáng)度；POS指組織支持感；EIB指員工創(chuàng)新行為。2.4.5研究現(xiàn)狀總結(jié)通過(guò)上述相關(guān)變量之間研究現(xiàn)狀的分析，發(fā)現(xiàn)在人力資源管理強(qiáng)度變量上，Bowen等(2004)所劃分的三個(gè)維度以及Delmotte等（2012）編制的量表得到了廣泛的應(yīng)用。因此，本文對(duì)人力資源管理強(qiáng)度變量的測(cè)量將采用Bowen等(2004)提出的維度劃分以及Delmotte等（2012）編制的共有31個(gè)題目的量表。在組織支持感變量上，多數(shù)學(xué)者采用Eisenberger（1986）提出的單維度劃分及其編制的量表。因此本文對(duì)組織支持感的測(cè)量將采用Eisenberger（1986）提出的情感性支持維度及其開(kāi)發(fā)的共有8個(gè)題目的量表。在員工創(chuàng)新行為變量上，黃致凱（2004）結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況，對(duì)Kleysen等（2001）開(kāi)發(fā)的量表進(jìn)行檢驗(yàn)和修改，并提出了包含機(jī)會(huì)探尋、引發(fā)、調(diào)查、擁護(hù)、應(yīng)用五個(gè)階段的員工創(chuàng)新行為。經(jīng)過(guò)黃致凱修改的員工創(chuàng)新行為階段和量表，更貼合中國(guó)的實(shí)際情況，也得到許多學(xué)者的采用。因此，本文對(duì)員工創(chuàng)新行為的測(cè)量采用黃致凱（2004）劃分的階段及經(jīng)其編制修改的量表。圖2-1各變量間的研究現(xiàn)狀3.人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為研究（以佛山市員工為例）3.1佛山市員工基本狀況當(dāng)前，佛山市就業(yè)人員2019年年末人數(shù)基本情況（按三次產(chǎn)業(yè)）：第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員年末數(shù)量為19.63萬(wàn)人；第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員年末數(shù)量為248.08萬(wàn)人；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員年末數(shù)量為173.2萬(wàn)人。佛山市就業(yè)人員2019年年末總數(shù)量為440.91萬(wàn)人。佛山市作為建設(shè)粵港澳大灣區(qū)的城市之一，在不斷推進(jìn)人才引進(jìn)、培養(yǎng)工作的同時(shí)，不斷完善各類(lèi)科技政策、提升創(chuàng)新主體的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，吸引更多創(chuàng)新要素的集聚。由此可見(jiàn)，人才與創(chuàng)新是佛山市當(dāng)前發(fā)展的重要熱點(diǎn)，而研究企業(yè)員工的創(chuàng)新行為對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展、保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有重要意義。因此，本次研究將從員工創(chuàng)新行為出發(fā)，研究探討人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響。3.2研究模型基于以上假設(shè)，本文研究以人力資源管理強(qiáng)度為前因變量，員工創(chuàng)新行為為結(jié)果變量，組織支持感為中介變量（見(jiàn)圖3-1）。圖3-1本文理論模型3.3研究假設(shè)3.3.1人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為關(guān)系假設(shè)近年來(lái)，許多學(xué)者開(kāi)始研究人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新之間的關(guān)系。林新奇（2017）林新奇,丁賀.人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為影響機(jī)制研究——一個(gè)被中介的調(diào)節(jié)模型[J].軟科學(xué),2017,31(12):60-64.、李鵬程（2018）李鵬程,唐貴瑤,張麗敏.中小企業(yè)人力資源管理系統(tǒng)強(qiáng)度的影響因素和作用結(jié)果研究[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2018,35(08):6-16.、陳巖和張堯（2020）陳巖,張堯,馬秋瑩.人力資源管理強(qiáng)度能夠提升員工創(chuàng)新行為嗎？基于服務(wù)業(yè)企業(yè)的研究[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2020,37(03):31-42.林新奇,丁賀.人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為影響機(jī)制研究——一個(gè)被中介的調(diào)節(jié)模型[J].軟科學(xué),2017,31(12):60-64.李鵬程,唐貴瑤,張麗敏.中小企業(yè)人力資源管理系統(tǒng)強(qiáng)度的影響因素和作用結(jié)果研究[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2018,35(08):6-16.陳巖,張堯,馬秋瑩.人力資源管理強(qiáng)度能夠提升員工創(chuàng)新行為嗎？基于服務(wù)業(yè)企業(yè)的研究[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2020,37(03):31-42.綜上所述，人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為具有的正向影響作用，并提出以下假設(shè)：H1：人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。3.3.2人力資源管理強(qiáng)度與組織支持感關(guān)系假設(shè)在一個(gè)高人力資源管理強(qiáng)度的情境下，員工能夠清晰地感知、理解企業(yè)人力資源管理的政策、措施，使員工感知到組織的關(guān)心與重視，進(jìn)而使員工產(chǎn)生組織支持感。人力資源管理強(qiáng)度分為獨(dú)特性、一致性、共識(shí)性三個(gè)維度。獨(dú)特性可分為四個(gè)特征：可視性、可理解性、權(quán)責(zé)正當(dāng)性、相關(guān)性。在具有獨(dú)特性的人力資源管理實(shí)踐中，員工能夠感知到企業(yè)為其提供的外部支持，促進(jìn)員工組織支持感的形成。一致性可分為充分性、有效性、一致性三個(gè)特征。當(dāng)組織內(nèi)各項(xiàng)人力資源管理措施具有較高的一致性時(shí)，員工能夠接受到有效的信息。共識(shí)性分為了共識(shí)性、公平性兩個(gè)特征。當(dāng)人力資源管理中的主要決策人意見(jiàn)一致、人力資源管理系統(tǒng)具有較高公平性時(shí)，在一定程度上幫助員工理解人力資源管理的政策與措施，并有助于員工感知組織管理的公平性，從而促使了員工組織支持感的形成。綜上所述，當(dāng)組織內(nèi)具有較高的人力資源管理強(qiáng)度時(shí)，能夠促使員工產(chǎn)生組織支持感。提出以下假設(shè)：H2：人力資源管理強(qiáng)度對(duì)組織支持感有正向影響。3.3.3組織支持感與員工創(chuàng)新行為關(guān)系假設(shè)當(dāng)員工感知到組織對(duì)他的投入、重視與關(guān)心時(shí)，會(huì)增強(qiáng)員工對(duì)組織的認(rèn)同感，從而促進(jìn)員工做出對(duì)組織有利的行為。Eisenberger（1986）EisenbergerＲ，HuntingtonＲ，HutchisonS，etal．PerceivedOrganizationalSupport［J］.JournalofAppliedPsychology，1986，71(3):500－507.、陳倩倩（2018）陳倩倩,樊耘,李春曉.組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究——目標(biāo)導(dǎo)向與權(quán)力動(dòng)機(jī)的作用[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2018,32(02):43-50.、訾振朝（2021）訾振朝.組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè),2021,42(28):61-63.EisenbergerＲ，HuntingtonＲ，HutchisonS，etal．PerceivedOrganizationalSupport［J］.JournalofAppliedPsychology，1986，71(3):500－507.陳倩倩,樊耘,李春曉.組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究——目標(biāo)導(dǎo)向與權(quán)力動(dòng)機(jī)的作用[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2018,32(02):43-50.訾振朝.組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè),2021,42(28):61-63.綜上所述，當(dāng)員工組織支持感較強(qiáng)時(shí)，能使員工產(chǎn)生創(chuàng)新性的工作表現(xiàn)和行為。所以提出以下假設(shè)：H3：組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。3.3.4組織支持感中介作用假設(shè)在一個(gè)高人力資源管理強(qiáng)度的情境下，員工能夠清晰明確地感知、理解、接受企業(yè)內(nèi)人力資源管理的政策、措施，同時(shí)也能夠使員工感知到組織的關(guān)心與重視，從而提高員工的組織支持感，提高員工對(duì)組織的認(rèn)同感，進(jìn)而促進(jìn)員工做出對(duì)組織有利的行為，更有利于員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生（詳見(jiàn)上述2.4相關(guān)變量的研究現(xiàn)狀部分）。綜上所述，提出以下假設(shè)：H4：組織支持感在人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為之間起到了中介作用。3.4研究設(shè)計(jì)3.4.1研究對(duì)象本次研究主要研究對(duì)象為佛山市順德區(qū)已有工作經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)員工。研究對(duì)象的選擇主要基于對(duì)變量測(cè)量的考慮：第一，對(duì)人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感變量的測(cè)量是基于員工對(duì)企業(yè)人力資源管理的政策、措施等內(nèi)容的感知、理解，以及員工對(duì)組織支持程度的感知，所以入職三個(gè)月以內(nèi)的新員工不在本次研究的研究對(duì)象內(nèi)；第二，員工創(chuàng)新行為是指員工在工作中產(chǎn)生、推動(dòng)和實(shí)踐新穎且有意義的思想、產(chǎn)品、過(guò)程、服務(wù)或方法，因此不單單指向傳統(tǒng)意義上的發(fā)明創(chuàng)造，員工新穎的改善服務(wù)及提高效率的想法、行為等同樣屬于員工創(chuàng)新行為，因此本次研究不區(qū)分研究對(duì)象所處行業(yè)。3.4.2問(wèn)卷設(shè)計(jì)本文研究中的變量：人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為，根據(jù)上述文獻(xiàn)綜述部分對(duì)各變量研究現(xiàn)狀的分析，本次研究在人力資源管理強(qiáng)度變量上選擇Bowen和Ostroff(2004)提出的獨(dú)特性、一致性、共識(shí)性這三個(gè)維度，在組織支持感變量上則選擇Eisenberger（1986）提出的情感性支持維度，在員工創(chuàng)新行為變量上選擇黃致凱（2004）結(jié)合中國(guó)情境修改的對(duì)Kleysen和Street（2001）的五階段論。問(wèn)卷題目的選項(xiàng)采用計(jì)分方式，分為1-5分五個(gè)分?jǐn)?shù)，其中，1分代表“完全不符合”、2分代表“較為不符合”、3分代表“一般”、4分代表“較為符合”、5分代表“完全符合”。問(wèn)卷主要分為兩個(gè)部分，第一部分為個(gè)人基本情況。第二部分為本次研究中變量的測(cè)量，分別包括人力資源管理強(qiáng)度問(wèn)卷，共31個(gè)題項(xiàng)；組織支持感問(wèn)卷，共8個(gè)題項(xiàng)；員工創(chuàng)新行為問(wèn)卷，共12個(gè)題項(xiàng)。（1）“人力資源管理強(qiáng)度”問(wèn)卷設(shè)計(jì)。關(guān)于“人力資源管理強(qiáng)度”變量的問(wèn)卷設(shè)計(jì)，主要沿用Delmotte等（2012）開(kāi)發(fā)的量表，其中獨(dú)特性維度有10個(gè)題項(xiàng)、一致性維度有9個(gè)題項(xiàng)、共識(shí)性維度則有12個(gè)題項(xiàng)。該量表經(jīng)過(guò)大量國(guó)內(nèi)外學(xué)者的驗(yàn)證，具有較高權(quán)威性（詳見(jiàn)附錄）。（2）組織支持感問(wèn)卷設(shè)計(jì)。本文研究中關(guān)于組織支持感變量的問(wèn)卷設(shè)計(jì)，主要采用由Eisenberger等（1986）編制的并經(jīng)過(guò)修訂的量表，該量表包含8個(gè)題項(xiàng)（詳見(jiàn)附錄）。（3）員工創(chuàng)新行為問(wèn)卷設(shè)計(jì)。本文研究中關(guān)于員工創(chuàng)新行為變量的問(wèn)卷設(shè)計(jì)，參考黃致凱（2004）結(jié)合中國(guó)情境，對(duì)Kleysen等（2001）所編制的量表進(jìn)行檢驗(yàn)及修改的量表。該量表包含12個(gè)題項(xiàng)（詳見(jiàn)附錄）3.4.3問(wèn)卷預(yù)調(diào)研為確保本次研究中所用問(wèn)卷的有效性和可靠性，在正式開(kāi)始問(wèn)卷調(diào)查前，收集70份問(wèn)卷進(jìn)行本次研究的問(wèn)卷預(yù)調(diào)研。剔除無(wú)效問(wèn)卷（填寫(xiě)時(shí)間過(guò)長(zhǎng)或過(guò)短、均分低于1.5分或高于4.5分的問(wèn)卷）后，保留有效問(wèn)卷61份，預(yù)調(diào)研的問(wèn)卷有效回收率為87.1%。同時(shí)對(duì)問(wèn)卷所使用量表進(jìn)行信度測(cè)量，結(jié)果顯示（見(jiàn)表3-1）量表均具有良好信度，可以在后續(xù)研究中使用。表3-1預(yù)調(diào)研量表信度量表克隆巴赫Alpha人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性量表0.952人力資源管理強(qiáng)度的一致性量表0.943人力資源管理強(qiáng)度的共識(shí)性量表0.946組織支持感量表0.903員工創(chuàng)新行為量表0.931通過(guò)SPSS25.0對(duì)初始問(wèn)卷進(jìn)行可靠性分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)附錄），在人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性、一致性、共識(shí)性維度上，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的克隆巴赫Alpha。在組織支持感和員工創(chuàng)新行為的量表上，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的克隆巴赫Alpha。因此，人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性、一致性、共識(shí)性維度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為的初始問(wèn)卷均無(wú)需進(jìn)行修改。3.4.4數(shù)據(jù)分析方法本次研究運(yùn)用SPSS25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析、信度和效度分析、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量頻率分析、相關(guān)性分析、回歸分析及中介檢驗(yàn)。3.5問(wèn)卷投放與回收本次問(wèn)卷調(diào)查采用線上發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷的形式，問(wèn)卷調(diào)查的對(duì)象為佛山市已有工作經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)員工，問(wèn)卷所研究的組織來(lái)自房地產(chǎn)建筑業(yè)、金融保險(xiǎn)業(yè)、制造業(yè)等行業(yè)領(lǐng)域。問(wèn)卷調(diào)查的時(shí)間為2022年1月13日-2022年2月5日，問(wèn)卷共分為兩次發(fā)放，第一次發(fā)放時(shí)間為2022年1月13日，回收有效問(wèn)卷213份，第二次發(fā)放時(shí)間為2022年1月27日，共回收有效問(wèn)卷131份，兩次的問(wèn)卷發(fā)放共回收387份問(wèn)卷，剔除無(wú)效問(wèn)卷（填寫(xiě)時(shí)間過(guò)長(zhǎng)或過(guò)短、均分低于1.5分或高于4.5分的問(wèn)卷）后，獲得有效問(wèn)卷344份，問(wèn)卷有效回收率為88.8%。4.實(shí)證檢驗(yàn)4.1信度分析與效度分析4.1.1信度分析（1）人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為的信度分析。運(yùn)用SPSS25.0對(duì)所收集數(shù)據(jù)進(jìn)行可靠性分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)表4-1），在人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性維度上的克隆巴赫Alpha為0.954，一致性維度上的克隆巴赫Alpha為0.948，共識(shí)性維度上克隆巴赫Alpha為0.953。在組織支持感量表上和員工創(chuàng)新行為量表上，克隆巴赫Alpha分別為0.940和0.954。因此，問(wèn)卷題項(xiàng)在總體上具有良好信度。表4-1人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為的信度（2）人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性維度信度分析?；诒?-1的信度分析結(jié)果，在人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性維度上的克隆巴赫Alpha為0.954，信度較高，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.954（見(jiàn)表4-2）。因此，獨(dú)特性維度的問(wèn)卷題目具有良好信度。表4-2人力資源管理強(qiáng)度的獨(dú)特性維度信度分析題項(xiàng)刪除項(xiàng)后的標(biāo)度平均值刪除項(xiàng)后的標(biāo)度方差修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的克隆巴赫AlphaQ433.1991.0170.8010.949Q533.1290.7700.8010.949Q633.0591.3030.7690.951Q733.1988.5290.8460.947Q833.2190.2830.8070.949Q933.0990.4730.8070.949Q1033.0189.8780.8150.949Q1133.1990.4310.7940.950Q1233.2292.7620.7590.951Q1333.1089.3180.8120.949（3）人力資源管理強(qiáng)度的一致性維度信度分析。根據(jù)表4-1的信度分析結(jié)果，在人力資源管理強(qiáng)度的一致性維度上的克隆巴赫Alpha為0.948，信度較高，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.948（見(jiàn)表4-3）。因此，一致性維度的問(wèn)卷題目具有良好信度。表4-3人力資源管理強(qiáng)度的一致性維度信度分析題項(xiàng)刪除項(xiàng)后的標(biāo)度平均值刪除項(xiàng)后的標(biāo)度方差修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的克隆巴赫AlphaQ1429.7470.5820.8400.940Q1529.7973.7070.7400.945Q1629.7470.9340.8430.939Q1729.9673.6280.7520.944Q1829.8873.3280.7550.944Q1929.8273.1340.7740.943Q2029.7571.6590.8040.942Q2129.8271.7690.7960.942Q2229.6869.9900.8470.939（4）人力資源管理強(qiáng)度的共識(shí)性維度信度分析。根據(jù)表4-1的信度分析結(jié)果，在人力資源管理強(qiáng)度的共識(shí)性維度上的克隆巴赫Alpha為0.953，信度較高，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.953（見(jiàn)表4-4）。因此，共識(shí)性維度的問(wèn)卷題目具有良好信度。表4-4“人力資源管理強(qiáng)度”共識(shí)性維度信度分析題項(xiàng)刪除項(xiàng)后的標(biāo)度平均值刪除項(xiàng)后的標(biāo)度方差修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的克隆巴赫AlphaQ2333.3387.8770.8250.947Q2433.5490.5470.7290.951Q2533.4188.2130.7850.948Q2633.3986.8160.8310.946Q2733.5786.9340.8180.947Q2833.4788.7570.7710.949Q2933.4288.6060.8090.947Q3033.3987.1080.8100.947Q3133.3787.7900.7900.948Q3233.3788.0070.7950.948（5）組織支持感信度分析。根據(jù)表4-1的信度分析結(jié)果，在組織支持感上的總體標(biāo)準(zhǔn)化后信度系數(shù)為0.940，信度較高，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.940（見(jiàn)表4-5）。因此，組織支持感的問(wèn)卷題目具有良好信度。表4-5組織支持感信度分析題項(xiàng)刪除項(xiàng)后的標(biāo)度平均值刪除項(xiàng)后的標(biāo)度方差修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的克隆巴赫AlphaQ3324.5257.2760.7950.931Q3424.5157.7670.7770.932Q3524.5556.2480.8150.930Q3624.5557.4320.7880.932Q3724.5057.3000.7740.933Q3824.5058.1920.7900.931Q3924.5258.1390.7630.933Q4024.4657.5670.7790.932（6）員工創(chuàng)新行為信度分析。根據(jù)表4-1的信度分析結(jié)果，在員工創(chuàng)新行為上的總體標(biāo)準(zhǔn)化后信度系數(shù)為0.954，信度較高，各題項(xiàng)的刪除項(xiàng)后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.954（見(jiàn)表4-6）。因此，員工創(chuàng)新行為的問(wèn)卷題目具有良好信度。表4-6員工創(chuàng)新行為信度分析題項(xiàng)刪除項(xiàng)后的標(biāo)度平均值刪除項(xiàng)后的標(biāo)度方差修正后的項(xiàng)與總計(jì)相關(guān)性刪除項(xiàng)后的克隆巴赫AlphaQ4137.54145.4040.7870.949Q4237.76147.7710.7640.950Q4337.74144.2840.7950.949Q4437.72143.6250.8230.948Q4537.74143.7710.8430.947Q4637.65149.8600.7130.951Q4737.69148.3060.7560.950Q4837.71146.4560.7420.951Q4937.61148.2970.7640.950Q5037.60146.8470.7660.950Q5137.69147.1830.7730.950Q5237.75146.9620.7690.9504.1.2效度分析運(yùn)用SPSS25.0進(jìn)行探索性因子分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)表4-7）KMO檢驗(yàn)系數(shù)結(jié)果為0.918，同時(shí)基于巴特利特球形度檢驗(yàn)的可見(jiàn)，本次檢驗(yàn)的顯著性無(wú)限接近于0，拒絕原假設(shè)。所以本次研究所使用的問(wèn)卷具有良好的效度。表4-7KMO和巴特利特檢驗(yàn)4.2人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量頻率分析4.2.1樣本分布情況基于表4-8的樣本分布情況，本次問(wèn)卷的填寫(xiě)人員中，男性占比為54.4%，女性的占比為45.6%，性別比例分別平均。在年齡上，主要集中分布在25-35歲和35-45歲，各占比31.1%和33.7%。在工作年限上，本次受調(diào)查人員的工作年限主要集中在一年至兩年和三年至五年，各占比39.2%和26.5%。表4-8樣本分布情況樣本特征類(lèi)別頻數(shù)頻率性別男18754.40%女15745.60%年齡25歲以下7220.90%25-35歲10731.10%35-45歲11633.70%45歲以上4914.20%工作年限三個(gè)月至一年6920.10%一年至兩年13539.20%三年至五年9126.50%五年以上4914.20%4.2.2性別差異對(duì)各研究變量的影響通過(guò)SPSS25.0進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示（見(jiàn)表4-9）本次研究不同性別的員工在人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感和員工創(chuàng)新行為的三個(gè)變量上，均不存在顯著差異。表4-9各研究變量在性別上的差異比較變量性別個(gè)案數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)偏差tsig人力資源管理強(qiáng)度男187110.3628.4091.9350.054女157104.0531.529組織支持感男18728.388.5570.8490.396女15727.598.721員工創(chuàng)新行為男18740.9313.010-0.2760.783女15741.3213.4174.2.3年齡差異對(duì)各研究變量的影響通過(guò)SPSS25.0進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在本次研究中（見(jiàn)表4-10），人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感和員工創(chuàng)新行為三個(gè)研究變量在年齡上均無(wú)顯著差異。表4-10各研究變量在年齡上的差異比較變量選項(xiàng)個(gè)案數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)偏差F顯著性人力資源管理強(qiáng)度25歲以下72106.8130.971.0700.36225-35歲107109.3228.8635-45歲116104.1331.3945歲以上49112.4127.40組織支持感25歲以下7227.368.712.4990.05925-35歲10729.308.2935-45歲11626.608.8445歲以上4929.538.34員工創(chuàng)新行為25歲以下7240.4913.831.6440.17925-35歲10742.3512.6235-45歲11639.3313.6545歲以上4943.5511.934.2.4工作年限差異對(duì)各研究變量的影響通過(guò)SPSS25.0進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)表4-11）在本次研究中，人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感以及員工創(chuàng)新行為三個(gè)變量在工作年限上并無(wú)顯著差異。表4-11各研究變量在工作年限上的差異比較變量選項(xiàng)個(gè)案數(shù)平均值標(biāo)準(zhǔn)偏差F顯著性人力資源管理強(qiáng)度三個(gè)月至一年69103.5732.9440.5130.673一年至兩年135108.6429.494三年至五年91107.8228.864五年以上49109.1829.528組織支持感三個(gè)月至一年6927.528.9650.8010.494一年至兩年13527.588.752三年至五年9128.158.422五年以上4929.678.222員工創(chuàng)新行為三個(gè)月至一年6940.2013.0272.1090.099一年至兩年13539.7613.116三年至五年9141.6813.445五年以上4945.0412.6044.3相關(guān)性分析運(yùn)用SPSS25.0進(jìn)行皮爾遜相關(guān)性分析，結(jié)果顯示（見(jiàn)表4-12），人力資源管理強(qiáng)度與組織支持感之間顯著正相關(guān)（r＝0.742，p＜0.01）；人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為之間顯著正相關(guān)（r＝0.720，p＜0.01）；組織支持感與員工創(chuàng)新行為之間顯著正相關(guān)（r＝0.752，p＜0.01）。表4-12各變量相關(guān)系數(shù)矩陣變量人力資源管理強(qiáng)度組織支持感員工創(chuàng)新行為人力資源管理強(qiáng)度1組織支持感0.742**1員工創(chuàng)新行為0.720**0.752**1注1：**表示在0.01水平（雙側(cè)），相關(guān)性顯著；注2：表格由SPSS綜合，具體見(jiàn)附錄。4.4回歸分析（1）人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的主效應(yīng)檢驗(yàn)。驗(yàn)證假設(shè)H1。為驗(yàn)證人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響，本次研究運(yùn)用SPSS25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)回歸分析，構(gòu)建回歸模型1和模型2（見(jiàn)表4-13）。在模型2中，在控制性別、年齡、工作年限后，發(fā)現(xiàn)人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響（β＝0.725，p＜0.001），假設(shè)H1成立。表4-13主效應(yīng)與中介效應(yīng)回歸分析結(jié)果變量員工創(chuàng)新行為組織支持感模型1模型2模型3模型4模型5模型6控制變量性別0.0110.089*0.0470.074*-0.0480.031年齡0.002-0.0050.000-0.0030.002-0.005工作年限0.115*0.079*0.0590.0610.0750.038自變量人力資源管理強(qiáng)度-0.725***-0.373***-0.743***中介變量組織支持感--0.750***0.474***--R20.0130.5320.5710.6330.0080.553調(diào)整后的R20.0050.5270.5660.628-0.0010.547F1.54896.531112.944116.6500.888104.746注1：*表示在0.05水平下顯著（雙側(cè)）；***表示在0.001水平下顯著（雙側(cè)）。注2：表格由SPSS綜合，具體見(jiàn)附錄。注3：模型1：控制變量對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響；模型2：控制變量和人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響；模型3：控制變量和組織支持感對(duì)人力資源管理強(qiáng)度的影響；模型4：控制變量、人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響；模型5：控制變量對(duì)組織支持感的影響；模型6：控制變量和人力資源管理強(qiáng)度對(duì)組織支持感的影響。（2）組織支持感中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本次研究將通過(guò)三個(gè)步驟驗(yàn)證組織支持感的中介效應(yīng)。第一步，驗(yàn)證自變量X對(duì)因變量Y是否存在顯著影響，在上述模型2中已驗(yàn)證；第二步，驗(yàn)證自變量X對(duì)中介變量M是否存在顯著影響；第三步，驗(yàn)證中介變量M對(duì)因變量Y是否存在顯著影響；第四步，若以上驗(yàn)證均成立，則驗(yàn)證中介變量M的中介作用。在加入中介變量后，若人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響仍舊顯著，說(shuō)明組織支持感起部分中介作用，反之，組織支持感則起完全中介作用。具體分析如下：第一步，驗(yàn)證假設(shè)H1，在上述模型2中已驗(yàn)證。第二步，驗(yàn)證假設(shè)H2。通過(guò)構(gòu)建模型5和模型6（見(jiàn)表4-13），結(jié)果顯示，在控制性別、年齡、工作年限后，人力資源管理強(qiáng)度對(duì)組織支持感具有顯著正向影響（β＝0.743，p＜0.001），假設(shè)H2成立。第三步，驗(yàn)證假設(shè)H3。通過(guò)繼續(xù)沿用模型1并構(gòu)建模型3（見(jiàn)表4-13），發(fā)現(xiàn)在控制性別、年齡、工作年限后，組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響（β＝0.750，p＜0.001），假設(shè)H3成立。第四步，驗(yàn)證假設(shè)H4。通過(guò)繼續(xù)沿用模型2并構(gòu)建模型4（見(jiàn)表4-13），發(fā)現(xiàn)在加入中介變量組織支持感后，人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響仍舊正向顯著（β＝0.373，p＜0.001），且組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向顯著的影響（β＝0.474，p＜0.001），所以組織支持感在人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為中起部分中介作用，假設(shè)H4成立。通過(guò)以上四步的假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示（見(jiàn)圖4-1），自變量人力資源管理強(qiáng)度與因變量員工創(chuàng)新行為之間的效應(yīng)為c’＝0.373（p＜0.001），自變量人力資源管理強(qiáng)度與中介變量組織支持感之間的效應(yīng)為a＝0.743（p＜0.001），中介變量組織支持感與因變量員工創(chuàng)新行為之間的效應(yīng)為b＝0.474（p＜0.001），通過(guò)公式c＝a*b+c’計(jì)算得出c＝0.725。 圖4-1組織支持感中介效用4.6假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果本次研究構(gòu)建了以人力資源管理強(qiáng)度為自變量、組織支持感為中介變量、員工創(chuàng)新行為為因變量的假設(shè)模型，并通過(guò)SPSS25.0對(duì)所收集的問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析、信度與效度分析、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量頻率分析、相關(guān)性分析以及回歸分析，本文提出的假設(shè)均得到驗(yàn)證（見(jiàn)表4-14）。表4-14假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果4.7研究結(jié)論與啟示4.7.1研究結(jié)論本文研究基于當(dāng)下社會(huì)現(xiàn)實(shí)，在競(jìng)爭(zhēng)激烈的大環(huán)境及注重科技創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境下，科學(xué)技術(shù)的重要性全面上升，企業(yè)更需要積極尋求創(chuàng)新。企業(yè)內(nèi)員工個(gè)體層面上的創(chuàng)新行為有助于提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，因此研究員工創(chuàng)新行為的前因變量有一定的現(xiàn)實(shí)意義。人力資源管理強(qiáng)度作為一個(gè)評(píng)判人力資源管理系統(tǒng)綜合質(zhì)量的指標(biāo)，區(qū)別于傳統(tǒng)的只關(guān)注人力資源管理政策、措施、制度等內(nèi)容的選擇，更會(huì)關(guān)注人力資源管理的實(shí)施過(guò)程。員工通過(guò)對(duì)企業(yè)人力資源管理政策、措施的感知、理解、認(rèn)可，更能感受到組織對(duì)其的關(guān)心與支持，從而更傾向于做出有利于組織的行為，有利于激發(fā)員工創(chuàng)新行為?；诖耍疚臉?gòu)建以人力資源管理強(qiáng)度為前因變量、員工創(chuàng)新行為為結(jié)果變量、組織支持感為中介變量的研究模型，通過(guò)收集的344份有效問(wèn)卷并結(jié)合SPSS25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為具有正向的顯著影響，同時(shí)組織支持感在人力資源管理強(qiáng)度于員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。本文所提出的全部假設(shè)均得到良好驗(yàn)證。4.7.2管理啟示本文研究發(fā)現(xiàn)人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響，組織支持感在人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。基于此提出以下管理啟示：從人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響可見(jiàn)，企業(yè)的人力資源管理措施不能流于形式，更要能夠落到實(shí)處。同時(shí)結(jié)合佛山市作為國(guó)家的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)綜合改革試點(diǎn)城市，正積極推進(jìn)科技創(chuàng)新，打造面向全球的國(guó)家制造業(yè)創(chuàng)新中心。因此，佛山市的企業(yè)需要關(guān)注人力資源管理政策的制定、實(shí)施，不僅僅是需要設(shè)計(jì)出一套完善的人力資源管理系統(tǒng)，更需要關(guān)注員工對(duì)人力資源管理政策、措施的感知，從人力資源管理強(qiáng)度入手，建立一個(gè)高人力資源管理強(qiáng)度的強(qiáng)情境，使員工能夠清晰準(zhǔn)確理解并認(rèn)可人力資源管理的措施，從而表現(xiàn)出企業(yè)所期望的創(chuàng)新行為。從而推動(dòng)傳統(tǒng)制造業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)、人工智能的融合創(chuàng)新，提高佛山傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。從組織支持感在人力資源管理強(qiáng)度與員工創(chuàng)新行為中起部分中介作用可見(jiàn)，佛山市企業(yè)需要注重員工的組織支持感，要讓員工感受到企業(yè)對(duì)其的關(guān)心與支持，通過(guò)與員工保持溝通，如建立企業(yè)信箱，打破組織內(nèi)部的單向溝通，及時(shí)了解員工的想法、回應(yīng)員工所關(guān)心的問(wèn)題。除了對(duì)員工想法的尊重鼓勵(lì)，還可以通過(guò)培訓(xùn)、薪酬、員工關(guān)系、員工職業(yè)發(fā)展、晉升等途徑，傳遞企業(yè)對(duì)員工的關(guān)心與支持，使員工保持較高的組織支持感，從而促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。5.結(jié)語(yǔ)本文基于對(duì)344位佛山市已工作的被試進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查及數(shù)據(jù)分析，探討了人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響，以及組織支持感在其中的中介作用，最后本文提出的全部假設(shè)均得到驗(yàn)證。而在本文的準(zhǔn)備和驗(yàn)證過(guò)程中仍存在一些不足，現(xiàn)總結(jié)如下：5.1研究不足本文通過(guò)構(gòu)建研究模型并結(jié)合問(wèn)卷調(diào)查及數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：人力資源管理強(qiáng)度對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向的影響。雖然在研究的過(guò)程中力求嚴(yán)謹(jǐn)，但仍存在一些不足。首先，本次研究的問(wèn)卷數(shù)據(jù)不夠全面。在通過(guò)對(duì)本次問(wèn)卷調(diào)查所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理、分析后，發(fā)現(xiàn)本次研究在對(duì)員工基本情況的調(diào)查中，忽視了員工自身的受教育程度對(duì)其感知企業(yè)人力資源管理政策、措施的影響，同時(shí)也沒(méi)有根據(jù)行業(yè)類(lèi)型對(duì)員工進(jìn)行區(qū)分，難以繼續(xù)探討不同行業(yè)在職員工感知的人力資源管理強(qiáng)度對(duì)其創(chuàng)新行為的影響。其次，為了真實(shí)了解員工對(duì)人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感的感知，本次問(wèn)卷調(diào)查采用匿名的方式，但仍不排除個(gè)別被調(diào)查者出于個(gè)人理由提高自己的創(chuàng)新行為的程度，或者存在被調(diào)查者會(huì)潛意識(shí)地隱藏其真實(shí)感受或作出對(duì)自己有利的答案，可能會(huì)對(duì)最終數(shù)據(jù)存在一定的影響。最后，本文在探討人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為三者的關(guān)系中，更多地是圍繞主要變量之間的關(guān)系，對(duì)于變量各個(gè)維度之間的關(guān)系仍有待進(jìn)一步探索。5.3未來(lái)展望結(jié)合上述的研究不足，提出以下幾點(diǎn)未來(lái)研究的展望：首先，完善問(wèn)卷調(diào)查的題目設(shè)置。在對(duì)企業(yè)員工基本情況的調(diào)查中，可增加員工受教育程度及員工所處行業(yè)的相關(guān)問(wèn)卷題目，進(jìn)一步在不同的行業(yè)類(lèi)型進(jìn)行相關(guān)變量的調(diào)查研究。其次，完善研究方法及研究體系。為進(jìn)一步提高所得數(shù)據(jù)的可靠性、真實(shí)性，可以在問(wèn)卷調(diào)查的基礎(chǔ)上，加入一些其他的研究工具及研究方法（如訪談法），爭(zhēng)取通過(guò)進(jìn)一步完善研究體系來(lái)減少數(shù)據(jù)的偏差，更客觀準(zhǔn)確地展現(xiàn)相關(guān)變量間關(guān)系。最后，探討變量各個(gè)維度之間的關(guān)系。在后續(xù)的研究中，可以通過(guò)細(xì)分變量維度進(jìn)一步地探究人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為三個(gè)變量的不同維度之間的關(guān)系。參考文獻(xiàn)陳倩倩,樊耘,李春曉.組織支持感對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響研究——目標(biāo)導(dǎo)向與權(quán)力動(dòng)機(jī)的作用[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2018,32(02):43-50.陳巖,張堯,馬秋瑩.人力資源管理強(qiáng)度能夠提升員工創(chuàng)新行為嗎？基于服務(wù)業(yè)企業(yè)的研究[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2020,37(03):31-42.DavidE.Bowen,CheriOstroff.UnderstandingHRM-FirmPerformanceLinkages:TheRoleofthe"Strength"oftheHRMSystem[J].TheAcademyofManagementReview,2004(2)竇吉芳,江靜,楊百寅,王坦.感知到組織支持就會(huì)建言嗎？——一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介模型[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì),2021,40(02):113-123.EisenbergerＲ，HuntingtonＲ，HutchisonS，etal．PerceivedOrganizationalSupport［J］.JournalofAppliedPsychology，1986，71(3):500－507.EdwardsM，PecceiR，PerceivedOrganizationalSupport，OrganizationalIdentification，andEmployeeOutcomes［J］.JournalofPersonnelPsychology，2010(1).顧遠(yuǎn)東,彭紀(jì)生.組織創(chuàng)新氛圍對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響:創(chuàng)新自我效能感的中介作用[J].南開(kāi)管理評(píng)論,2010,13(01):30-41.黃勇,楊潔,胡賽賽.組織支持感與員工創(chuàng)造力——相對(duì)組織支持感和情感承諾的影響[J].貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2020(05):80-87.韓靜.人力資源管理強(qiáng)度、組織支持感與員工創(chuàng)新行為的影響關(guān)系研究[D].上海：華東師范大學(xué),2019.賈建鋒,周舜怡,唐貴瑤.人力資源管理強(qiáng)度的研究回顧及在中國(guó)情境下的理論框架建構(gòu)[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2017(10):6-15.賈建鋒,陳宬,焦玉鑫.如何喚醒“裝睡的員工”:人力資源管理強(qiáng)度對(duì)知識(shí)共享的影響機(jī)制研究[J].東北大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2021,23(04):26-33+9