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影响力感知和主管支持对员工创新行为的共同影响

Onne Janssen*

组织管理学，格罗宁根大学，荷兰

摘要：一项对一家荷兰公司的170名员工进行的问卷调查显示，主管支持能缓和员工在工作场所中感知到的影响力和他们的创新行为水平之间的关系。正如假设的那样，结果表明，当主管被认为是支持员工创新的时候，员工们会受到鼓励利用自己的影响力在工作中进行创新活动，而当主管被认为是不支持员工创新的时候，则会阻碍员工们这样做。

一、引言

员工创新的互动观点认为，个人因素和情境因素相互作用，鼓励或抑制员工在工作场所产生、促进和实现新的和有用的想法(Ford, 1996; Oldham amp; Cummings,1996; Woodman, Sawyer, amp; Griffin, 1993)。本研究的目的是通过考察员工在工作场所的影响力和主管支持如何相互作用，来激励员工参与创新的行动过程，或阻止他们这样做，从而为这一领域做出贡献。我们运用社会政治方法对员工创新进行了研究，形成了影响力和主管支持共同影响的认识。

二、理论与研究假设

创新的想法不属于，也不适合，那些制度化的理论和实践体系。在组织中建立体系的功能是为了提供一种对适当行为的共同理解，使行为可预测，并以最少的努力促进习惯性行为的协调(Dougherty amp; Heller,1994)。为创新改变提出新想法的员工挑战、违反已经建立的理论体系和习惯性行为偏好 (Ford,1996)。从其核心来说，创新是一个社会政治进程，它会受到致力于现有的思想和行动框架的组织成员的抵制是可以预期到的。(Dougherty amp; Heller, 1994; Frost amp; Egri, 1991; Janssen, 2003; Kanter, 1988)。因此，要想在创新的行动过程中取得成功，创新的员工需要获得朋友、支持者和赞助者，这些人能够提供必要的支持以保护和实现他们的想法(Dougherty amp; Heller, 1994; Kanter, 1988)。

考虑到创新过程的社会政治性质，员工对创新活动的实际投资意愿可能取决于他们对工作场所的影响程度。感知到的影响力反映了员工对社会政治进程的影响力，以便提供理想的结果(cf. Ashforth, 1989;Spreitzer,1995)。在进行创新的行动之前，员工可能会考虑他们对社会政治过程的影响，这通常决定了工作中的战略、管理和运营的结果。当他们相信自己有影响力时，员工更有可能投入精力去创造、推动和实现创新的想法，而不是当他们觉得因为缺乏影响力自己不可能有所作用时。因此，这种可以对组织环境中社会政治进程的过程和结果进行控制的感觉区分了影响力和在能力和自决(Spreitzer,1995)和基于组织的自尊(Pierce, Gardner, Cummings， amp; Dunham, 1989)等文献中进行区别的授权的其他方面。而不是专注于影响工作中的社会政治进程，后面的这些方面分别侧重于一种具体工作的自我效能感和自主性，以及一种特定组织的自我价值感。

然而，由于创新和习惯性行为代表着竞争的行为选择(Ford, 1996)，员工并不一定会利用他们的影响力来进行创新行动。相反，只要一种习惯的行为方式更有吸引力，他们就更有可能影响习惯的表现。在组织环境中，员工高度依赖他们的主管来获取信息（数据、专业知识、政治情报）、资源（材料、空间、时间）和社会政治支持（认可、合法性、支持）来发展、保护和实现他们的新想法（Kanter，1988）。考虑到主管的关键角色，员工对其主管支持的看法可能会缓和员工愿意利用他们的影响力去采取创新方法的程度。当管理者被认为不支持员工创新时，员工希望利用他们的影响力获得主管支持可能是毫无意义的。此外，这些主管还可能会让其他潜在的盟友，比如层次结构中的同僚或高层管理者，从创新的忠实支持者中恢复过来。也就是说，员工的同事可能会谨慎地支持一个创新的想法，因为他们认为如果没有主管的支持，这些想法很难幸存。此外，主管还控制着下属员工向更高级别参与者提出创新想法的传递过程，所以，也就掌握了这些想法的命运。因此，被认为是不支持的主管会让员工相信他们很可能会无法获得必要的支持以在创新的行动过程中取得成功。由于这种对失败的预期，有影响力的员工不太可能去危及他们在工作场所的影响力，不会表现出创新的行为。然而，当员工意识到他们的主管以一种支持和尊重的态度回应员工的创新时，他们会感到受到激励，利用他们的影响力说服主管和其他行为者支持他们新想法的发展和实现。这一推理引出了如下的假设，人们对主管支持的看法缓和了员工在工作场所中的影响力和创新行为水平之间的关系，在员工认为他们的主管是支持的而不是不支持的时候，这种影响力与创新行为是正相关的。

三、样本

（一）样本和步骤

该假设是选取一家荷兰能源行业公司的一个部门的非管理员工为样本进行检验的。数据作为关于工作态度和表现的一份更全面调查的组成部分被搜集。该部门的288名员工都收到了一份调查问卷，187名员工提供了他们所感受到的影响力和主管支持的报告，反馈率为65%。为了避免单一方法的偏差，要求直接主管对员工的创新行为进行评估。在抽样调查的187名受访者中，有170人获得了主管的评分。在最后的170名受访者中，有75%是男性，受访者的年龄从19岁到61岁不等(M= 44.09, SD=9.52)。参与者的组织任期从少于1年到41年不等(M=19.32, SD =10.49)。

（二）测量

主管支持是用7个陈述来衡量的，改编自主管作为声音经理量表的响应性维度，这份量表是由Saunders, Sheppard, Knight, and Roth(1992)所开发和验证的。在7点的范围内给出了答案，从1非常不同意到7非常同意。Cronbachrsquo;s a 系数是0.95。

影响力感知是用Spreitzer(1995)所开发和验证的授权问卷的三个影响项来衡量的。使用了7点响应格式，从1非常不同意到7非常同意。Cronbachrsquo;s a 系数是0.91。

创新行为是用Janssen(2001)的9项个人创新量表来评估的。直接主管评估受访者展示题项所描述的创新行为的频率。7点响应格式，从1从不到7总是。Cronbachrsquo;s a 系数是0.98。协变量：性别(1=男性，2=女性)，年龄(年)，组织任期(年)在分析中作为协变量输入。

四、结果

（一）探索性因子分析

为了获得一些证据来证明这些措施的区别效度，我们将影响力感知、主管支持和创新行为的题项提交主成分分析和倾斜旋转。如表1所示，特征值大于1的三个因子出现，占方差的85%。每一项都负荷在其适当的因子上，主负荷超过0.77，交叉负荷低于0.09。

（二）描述性统计和相关性分析

表2给出了本研究中所调查变量的均值、标准差和零阶相关系数。正如预期的那样，影响力感知和主管支持都与创新行为呈正相关。

（三）假设检验

采用层次多元回归分析方法，对影响力感知和主管支持对创新行为的独立和交互作用进行检测。为了便于解释和最小化多重共线性问题，采用了标准化的独立预测因子。

表3显示了层次回归分析的结果，表明影响力感知和主管支持都与创新行为呈正相关。然而，这些主效应是通过交互作用来实现的。如图1所示，补充分析表明，当员工认为他们的主管支持员工创新时，影响力与创新行为(beta;=0:52, t=3:34, p＜0.001)有积极的关系(M 1 SD)。然而，当员工认为他们的主管不支持创新时(M-1 SD)似乎抵消了影响力和创新行为之间的关系(beta;=0.11, t =0.86, ns)。

14名主管为170名员工提供了绩效评级，因此，由于管理者在绩效评估中的差异，这些数据有可能存在偏见。为了检查可能的主管效应，进行了两级分析，170名受访者被嵌套在14名主管中。这种分析提供了与上面报告的普通层次回归分析相同的结果模式。

表1 主成分分析结果：影响力感知、主管支持和创新行为

表2 变量之间的单变量统计和Pearson相关

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