發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工主動(dòng)創(chuàng)新行為的影響-工作幸福感的中介作用

[3]開(kāi)發(fā)的發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐量表，對(duì)員工對(duì)績(jī)效反饋的公平感知與滿意度、員工對(duì)培訓(xùn)機(jī)會(huì)的滿意度以及員工感知到的組織對(duì)員工職業(yè)發(fā)展的重視程度進(jìn)行測(cè)量，共計(jì)5個(gè)題項(xiàng)，如：我對(duì)公司提供績(jī)效反饋的方式感到滿意、我能獲得必要的培訓(xùn)機(jī)會(huì)去解決未來(lái)可能會(huì)被委派的新任務(wù)、公司真正關(guān)心我的職業(yè)發(fā)展等。主動(dòng)創(chuàng)新行為：采用Griffin等REF_Ref163142605\r\h[45]編制的主動(dòng)創(chuàng)新行為量表，共計(jì)4個(gè)題項(xiàng)，如我經(jīng)常尋找機(jī)會(huì)改善工作方法等。工作幸福感:采用Zheng等REF_Ref163142622\r\h[46]編制的工作幸福感量表，共計(jì)6個(gè)題項(xiàng)，如我對(duì)我的工作職責(zé)很滿意等?？刂谱兞浚和ㄟ^(guò)查閱文獻(xiàn)以及參考先前的相關(guān)研究，我們將考慮性別、年齡、受教育程度、職位、工作年限以及企業(yè)類(lèi)型作為本項(xiàng)研究所需控制的潛在因素。四、結(jié)果分析本章節(jié)將采用SPSS軟件對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行解析，涵蓋描述性統(tǒng)計(jì)分析、信度檢驗(yàn)、效度檢驗(yàn)、相關(guān)性分析、層次回歸分析等多個(gè)層面的分析方法，用來(lái)探究發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工主動(dòng)創(chuàng)新行為的影響及員工工作幸福感在二者之間的作用。(一)樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征分析根據(jù)上述人口統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，男女性別比例基本相當(dāng)。年齡方面分布較為均勻。受教育程度數(shù)據(jù)顯示，大專(zhuān)或本科學(xué)歷的人群占比最大，初中及以下學(xué)歷的人群占比最低。企業(yè)類(lèi)型方面，民營(yíng)企業(yè)員工占比最高，外資企業(yè)員工占比最低。工作年限分布顯示，工作1年及以下與工作2-5年的這兩個(gè)群體合計(jì)超過(guò)半數(shù)，顯示較高的流動(dòng)性或是行業(yè)新進(jìn)人員的比例較高。6-10年工作年限的人占22.6%，而那些工作11年及以上的人占21.3%。職位方面，基層員工在所有職位中占比最高，而高級(jí)管理人員占比最低，這反映了調(diào)查樣本中基層員工的比例遠(yuǎn)高于管理層。表1樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征分析結(jié)果變量類(lèi)型頻數(shù)百分比性別男14159.0女9841.0年齡25歲及以下5523.026-35歲7431.036-45歲7129.746歲及以上3916.3受教育程度初中及以下3313.8高中或中專(zhuān)4117.2大專(zhuān)或本科11447.7研究生5121.3企業(yè)類(lèi)型個(gè)體經(jīng)營(yíng)7029.3民營(yíng)企業(yè)10845.2國(guó)有企業(yè)4518.8外資企業(yè)166.7工作年限1年及以下6025.12-5年7431.06-10年5422.611年及以上5121.3職位基層員工17171.5一般管理人員4920.5各級(jí)部門(mén)主管104.2高級(jí)管理人員93.8（二）信度檢驗(yàn)為確保問(wèn)卷中所有變量的題項(xiàng)具有內(nèi)部一致性，本研究對(duì)問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)（可靠性檢驗(yàn)）?；诒?，所有變量的Cornbach’sα值均大于0.7，表明每個(gè)變量的測(cè)量題項(xiàng)均具有較好的內(nèi)部一致性，能夠?qū)ψ兞窟M(jìn)行較為一致的測(cè)量。綜上所述，本研究的問(wèn)卷的信度較好。表2信度檢驗(yàn)結(jié)果變量項(xiàng)數(shù)Cornbach’sα工作幸福感60.886主動(dòng)創(chuàng)新行為40.789發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐50.865（三）效度檢驗(yàn)為檢驗(yàn)各變量的題項(xiàng)能否集中測(cè)量對(duì)應(yīng)的變量，以及檢驗(yàn)所有題項(xiàng)之間能否按所測(cè)量的變量進(jìn)行區(qū)分，本研究對(duì)刪去題項(xiàng)后的問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行效度檢驗(yàn)。效度檢驗(yàn)使用探索性因子分析進(jìn)行，在因子分析之前需要先通過(guò)KMO（kaiser-Meyer-Olykin）檢驗(yàn)與巴特萊特（Bartlett）球型檢驗(yàn)。基于表3，KMO為0.933，非常接近1；同時(shí)p值已通過(guò)Bartlett測(cè)試（p<0.05)，表明該數(shù)據(jù)適合用于因子分析。表3KMO和巴特萊特球形檢驗(yàn)kaiser-Meyer-Olykin統(tǒng)計(jì)量0.933Bartlett球型檢驗(yàn)近似卡方值2167.313自由度（df）105顯著性（Sig.）0.000通過(guò)主成分分析方法，得到表4。當(dāng)因子的特征值大于1時(shí)，表明該因子可用于后續(xù)的實(shí)證分析。由表4中的數(shù)據(jù)顯示得出，提取到3個(gè)特征值大于1的公共因子，旋轉(zhuǎn)后解釋的累積方差為67.057%。表明3個(gè)因子的貢獻(xiàn)率達(dá)到67.057%。這一數(shù)字沒(méi)有確定的界限，但大于50%則是可以接受的，表明數(shù)據(jù)具有良好的結(jié)構(gòu)效度。表4解釋的總方差成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計(jì)方差的%累積%合計(jì)方差的%累積%合計(jì)方差的%累積%17.53050.20150.2017.53050.20150.2013.67824.52124.52121.4249.49459.6951.4249.49459.6953.42422.82947.34931.1047.36267.0571.1047.36267.0572.95619.70867.057由表5可知，所有變量的題項(xiàng)在公共因子上的載荷量均大于0.5，且工作幸福感、發(fā)展型實(shí)踐、主動(dòng)創(chuàng)新行為這3個(gè)變量的題項(xiàng)很好地分別收斂于一個(gè)公共因子。這表明，3個(gè)變量的測(cè)量問(wèn)卷具有較好的區(qū)分效度，所以本研究的問(wèn)卷同時(shí)具有較好的信度與效度。因此，可對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析，以探究變量之間的關(guān)系。表5旋轉(zhuǎn)后因子載荷成份123工作幸福感60.818工作幸福感50.724工作幸福感40.568工作幸福感30.665工作幸福感20.647工作幸福感10.605發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐50.646發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐40.827發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐30.771發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐20.552發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐10.596主動(dòng)創(chuàng)新行為10.730主動(dòng)創(chuàng)新行為20.710主動(dòng)創(chuàng)新行為30.705主動(dòng)創(chuàng)新行為40.749（四）相關(guān)性分析為先探究發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐、工作幸福感、主動(dòng)創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，本研究分析了三個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系。采用皮爾森相關(guān)性檢驗(yàn)，由表6可見(jiàn)，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐與員工工作幸福感具有顯著的相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)=0.881，p<0.05）;發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐與主動(dòng)創(chuàng)新行為具有顯著的相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)=0.819，p<0.05）；工作幸福感與主動(dòng)創(chuàng)新行為具有顯著的相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)=0.792，p<0.05）。表6皮爾森相關(guān)性分析結(jié)果性別年齡受教育程度公司類(lèi)型工作年限職位發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐員工工作幸福感員工主動(dòng)創(chuàng)新行為性別1年齡-0.0971受教育程度-0.073-0.0041公司類(lèi)型-0.087-0.0800.0911工作年限-0.0580.930**0.035-0.1071職位0.0420.263**0.0990.0400.232**1發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐-0.1060.043-0.0340.233**0.0260.0441工作幸福感-0.0850.117-0.1100.176*0.085-0.0090.765**1主動(dòng)創(chuàng)新行為-0.0440.106-0.0940.127*0.0610.1160.573**0.593**1**表明在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)綜合考慮自變量、中介變量和因變量三者間的相互聯(lián)系，顯示我們可以進(jìn)一步開(kāi)展層次回歸分析，深入探究它們之間的作用機(jī)制，即探究發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)主動(dòng)創(chuàng)新行為的影響及工作幸福感的中介作用。（五）層次回歸分析首先對(duì)模型主效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果，把年齡、公司類(lèi)型、工作年限、職位四個(gè)變量納入回歸模型中作為控制變量。由層次回歸分析的模型M4可知，控制年齡、公司類(lèi)型、工作年限、職位后，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)主動(dòng)創(chuàng)新行為的正向影響顯著（B=0.504，p<0.05），假設(shè)H1得到驗(yàn)證，ΔR2為0.309，表明排除控制變量的影響，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐解釋因變量變化的獨(dú)特貢獻(xiàn)為30.9%。隨后對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，由模型M2可知，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)工作幸福感的正向影響顯著（B=0.759，p<0.05），ΔR2為0.551,表明排除控制變量的影響，發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐解釋中介變量變化的獨(dú)特貢獻(xiàn)為55.1%，初步檢驗(yàn)了發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)工作幸福感的顯著正向影響，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。由模型M5可知，在模型M4的基礎(chǔ)上加入中介變量工作幸福感后，自變量發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)主動(dòng)創(chuàng)新行為的影響仍然顯著，且系數(shù)為0.277，低于模型M4中的系數(shù)0.504；同時(shí)，模型M5的adj-R2為0.402，ΔR2為0.045，表明中介變量進(jìn)入后，解釋因變量變化的貢獻(xiàn)值增長(zhǎng)了4.5%，這表明工作幸福感在發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)主動(dòng)創(chuàng)新行為的影響中起到顯著的中介作用，假設(shè)H2與假設(shè)H4得到驗(yàn)證。表7層次回歸分析結(jié)果因變量自變量工作幸福感主動(dòng)創(chuàng)新行為M1M2M3M4M5年齡0.2170.1570.295*0.255*0.208公司類(lèi)型0.1790.0060.118*0.0040.002工作年限-0.101**-0.076-0.179-0.163-0.140職位-0.043-0.059-0.167*-0.177**-0.160發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐0.759**0.504**0.277工作幸福感0.299adj-R20.0360.5870.0480.3570.402ΔR20.5510.3090.045F3.194*68.693**3.987**27.412**27.622****表明在0.01水平上顯著。五、研究結(jié)論（一）研究結(jié)論當(dāng)面臨90后、00后等新生代員工踏入職場(chǎng)后出現(xiàn)的離職率高、工作缺乏主動(dòng)性等方面的問(wèn)題時(shí)，組織必須通過(guò)尋找以及改變?cè)械娜肆Y源模式去適應(yīng)由于員工年齡架構(gòu)改變帶來(lái)的問(wèn)題，以此來(lái)推動(dòng)組織的可持續(xù)發(fā)展以及提升組織競(jìng)爭(zhēng)力。本研究以注重員工發(fā)展的角度出發(fā)，通過(guò)改變組織對(duì)員工采取一系列促進(jìn)員工發(fā)展的措施，提升員工的工作幸福感，進(jìn)而促進(jìn)員工自愿的發(fā)起自我革新以及采取主動(dòng)性行為，加入到組織的創(chuàng)新工作，進(jìn)而促使主動(dòng)創(chuàng)新行為的發(fā)生。因此，本研究對(duì)發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工主動(dòng)創(chuàng)新行為的影響機(jī)制進(jìn)行了研究分析，結(jié)論如下：（1）發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐通過(guò)提供績(jī)效反饋、技能培訓(xùn)以及職業(yè)發(fā)展三個(gè)方面的資源來(lái)增強(qiáng)對(duì)員工的支持，這些措施能夠激勵(lì)員工積極參與到組織的創(chuàng)新活動(dòng)中，這種實(shí)踐方式積極促進(jìn)了員工的自主性創(chuàng)新行為，因此發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工主動(dòng)創(chuàng)新行為有正向影響；同時(shí)員工在感知到組織的付出時(shí)，會(huì)更加主動(dòng)的在組織中承擔(dān)更重要的責(zé)任與角色，提供高度滿意的工作幸福感，因此發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工工作幸福感具有正向影響；（2）當(dāng)員工在工作過(guò)程中體會(huì)到高度幸福感時(shí)，會(huì)大大提高員工對(duì)組織創(chuàng)新工作的參與意愿，因此員工工作幸福感對(duì)主動(dòng)創(chuàng)新行為具有正向影響；（3）發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐對(duì)員工進(jìn)行投資，員工感知到組織投資后會(huì)產(chǎn)生相對(duì)應(yīng)的工作幸福感，促使員工更主動(dòng)更自愿參與到組織的創(chuàng)新工作，進(jìn)而采取主動(dòng)創(chuàng)新行為，因此在發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐中，工作幸福感在其中扮演了重要角色，它在一定程度上促進(jìn)了員工主動(dòng)創(chuàng)新行為的發(fā)展，這表明工作幸福感在此影響鏈路中起到了部分中介作用。（二）研究貢獻(xiàn)本研究的理論貢獻(xiàn)在于：（1）本研究深入探討了發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐如何激發(fā)員工的主動(dòng)創(chuàng)新行為，并證實(shí)了其積極效果，也明確揭示了兩者之間的影響關(guān)系，有助于組織可以通過(guò)為員工提供資源支持等行為，不斷的培養(yǎng)、激發(fā)員工的創(chuàng)新思維與行為，進(jìn)而提高員工的創(chuàng)新能力，有利于提高員工的創(chuàng)新績(jī)效水平；（2）本研究著重考察了員工的工作幸福感在發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐與員工主動(dòng)創(chuàng)新行為之間的互動(dòng)橋梁作用，強(qiáng)調(diào)了此中介變量在維持組織與個(gè)體利益均衡中的關(guān)鍵地位。表明組織為提升員工在工作過(guò)程中的情感體驗(yàn)以及滿意程度而改善員工工作環(huán)境和工作氛圍的行為，對(duì)于提升員工對(duì)組織的滿意度與依賴程度十分有益，也能提高員工對(duì)工作的投入程度，促進(jìn)主動(dòng)創(chuàng)新行為的發(fā)生。（三）管理啟示本研究對(duì)于管理實(shí)踐的意義在于：（1）發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐不僅能為員工提供多維度的成長(zhǎng)路徑，包括但不限于績(jī)效反饋、職業(yè)發(fā)展及技能培訓(xùn)，還能推動(dòng)員工個(gè)人成長(zhǎng)與企業(yè)發(fā)展同步前進(jìn)，構(gòu)建起雙贏的工作環(huán)境，提高員工對(duì)組織的依存性，從而將發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的積極作用落實(shí)于員工主動(dòng)創(chuàng)新行為之中；（2）對(duì)于組織實(shí)施人力資源管理措施過(guò)程中，不能一味的追求高績(jī)效而忽略員工在工作中獲得的情感體驗(yàn)與滿意程度，組織可以通過(guò)提升員工的工作幸福感促進(jìn)員工的主動(dòng)創(chuàng)新行為，堅(jiān)持以人為本，重視員工在組織中的作用，通過(guò)投資員工從而促進(jìn)組織發(fā)展；（3）當(dāng)組織對(duì)員工進(jìn)行投資，員工在感知到組織的付出后會(huì)主動(dòng)在組織中承擔(dān)更多的責(zé)任，進(jìn)而進(jìn)行主動(dòng)創(chuàng)新行為，而員工工作幸福感的提升有利于促進(jìn)員工主動(dòng)創(chuàng)新行為的持續(xù)進(jìn)行，最大程度的發(fā)揮發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐的作用。（四）不足與展望盡管本研究取得了一定成果，但仍存在若干局限性：（1）樣本選擇偏差：該研究采用問(wèn)卷調(diào)查法作為數(shù)據(jù)采集手段，這種方法可能導(dǎo)致樣本選擇偏誤、樣本數(shù)量的收集以及樣本范圍的選取可能存在不廣泛或代表性不足的問(wèn)題，同時(shí)研究依賴于短期內(nèi)的數(shù)據(jù)收集，忽視了長(zhǎng)期跟蹤所能提供的更深層次見(jiàn)解，有可能導(dǎo)致研究結(jié)果有所偏差，出現(xiàn)某些組織或企業(yè)存在不適用的情況。（2）測(cè)量工具的限制：本研究采用的測(cè)量量表都是已經(jīng)在期刊公開(kāi)發(fā)表過(guò)的，但由于制作問(wèn)卷時(shí)為了提高問(wèn)卷的回收率以及提高參與者的填寫(xiě)意愿，對(duì)量表的題項(xiàng)做了適當(dāng)增減，有可能出現(xiàn)使用的測(cè)量工具無(wú)法完全捕捉到所有相關(guān)的變量或者測(cè)量的準(zhǔn)確性和可靠性有限等問(wèn)題。（3）忽略其他潛在變量：本研究只是對(duì)發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐、員工主動(dòng)創(chuàng)新行為、員工工作幸福感三個(gè)變量之間的關(guān)系進(jìn)行研究，研究結(jié)果略顯簡(jiǎn)單，可能還存在其他未被納入研究的變量，比如本文將工作幸福感作為中介變量進(jìn)行研究，但其本身可能也受到其他因素的影響，這些因素可能沒(méi)有在研究中得到充分探討，因此這些變量可能同樣影響員工的創(chuàng)新行為和工作幸福感。以上局限性提示研究者在解釋和應(yīng)用研究結(jié)果時(shí)應(yīng)該謹(jǐn)慎，并考慮到這些潛在的限制因素。但未來(lái)的研究可以通過(guò)改進(jìn)研究設(shè)計(jì)、擴(kuò)大樣本范圍、使用更精確的測(cè)量工具和方法來(lái)克服這些局限性。參考文獻(xiàn)：顏愛(ài)民,郭好,謝菊蘭.新時(shí)代下中國(guó)情境人力資源管理的創(chuàng)新與發(fā)展——第7屆中國(guó)人力資源管理論壇暨國(guó)際研討會(huì)述評(píng)[J].管理學(xué)報(bào),2019,16(06):821-827.唐春勇,李亞莉,趙曙明.發(fā)展型人力資源管理實(shí)踐研究：概念內(nèi)涵、量表開(kāi)發(fā)及檢驗(yàn)[J].南開(kāi)管理評(píng)論,2021,24(04):85-97.KuvaasB.Anexplorationofhowtheemployee–organizationrelationshipaffectsthelinkagebetweenperceptionofdevelopmentalhumanresourcepracticesandemployeeoutcomes[J].JournalofManagementstudies,2008,45(1):1-25.孫健敏,李秀鳳,林叢叢.工作幸福感的概念演進(jìn)與測(cè)量[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2016,(13):38-47.陳興華,吳能全.人力資源管理由“控制型”向“經(jīng)營(yíng)型”轉(zhuǎn)型——以A公司為例[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2015,(06):62-68.凌云.論人力資源管理角色的轉(zhuǎn)換——從命令的執(zhí)行者到企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展的戰(zhàn)略伙伴[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索,2002,(10):67-69.林叢叢,李秀鳳,張慶紅,等.不同人力資源管理構(gòu)型對(duì)員工主動(dòng)行為的影響與邊界條件:基于資源保存理論的視角[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā),2018,35(08):17-28.DeleryJE,DotyDH.ModesofTheorizinginStrategicHumanResourceManagement:TestsofUniversalistic,Contingency,andConfigurationalPerformancePredictions[J].AcademyofManagementJournal,1996,39(4):802-835.劉善仕,劉輝健.投資型人力資源管理系統(tǒng)與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系研究[J].管理工程學(xué)報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