雇主品牌对员工创新行为的影响：一个链式中介效应模型

姜友文，杨 洁，王祯敏,2

(1．贵州财经大学 工商学院，贵阳 550025；2．四川大学 经济学院，成都 610065)

一、引言

创新作为企业发展的内源性动力，是确保企业转型升级和可持续发展的关键所在[1]。因此，探寻影响员工创新活力的因素，激发企业员工的创新热情和创新意愿，是理论界和实践界竞相追逐的热点。随着学者们对创新行为驱动因素的不断深入，一些研究者发现当员工在组织中能体验到更多的发展性和物质性等报酬时，员工往往对组织有更高的认同程度和满意感，从而在工作中表现出更高的积极性和更大的创造力[2]。为此，从功能、经济及情感上增强员工的雇佣体验，通过塑造理想雇主品牌来激发员工创新行为成了研究的新视角，已有学者通过实证的方式证实了雇主品牌对组织创新[3]和员工创新行为的积极影响[4]37。但是，目前针对雇主品牌如何影响员工创新行为的内在机制研究仍相对缺乏，其中间机制还是一个大黑箱。

本项研究基于“认知―情感―行为”的研究逻辑，从社会认同和员工体验视角出发，构建了雇主品牌通过组织认同和工作投入的链式中介效应影响员工创新行为的概念模型。事实上，理想雇主品牌能够满足个体的自尊、成就及成长等发展性和情感性要求，因而个体觉得工作更有意义和责任，从而强化个体归属于组织的认知，表现出对组织更高的认同感。根据社会交换理论，当员工对组织表示出更高程度的认同时，员工往往会以更积极的工作投入行为回报自己的组织；而投入水平越高的员工，他们在工作中投入的时间、精力越多，能积极主动地想办法提高工作效率和应对工作出现的各种困难，因而也能产生更多的创新行为[5]74。研究构建了“雇主品牌-组织认同-工作投入-员工创新行为”这条影响路径，从一定程度上揭开了雇主品牌影响员工创新行为的黑箱，研究成果是对员工创新理论的一个有益补充，同时也给“心已远而身未动”的中国企业雇主品牌建设提供了合法性基础。

二、研究假设与概念模型

(一)雇主品牌与员工创新行为

雇主品牌作为雇主价值承诺，是员工在组织内的一种雇佣体验[6]。首先，好的雇佣体验意味着企业文化氛围好，有较多的发展机会、较高的薪酬福利和较好的工作安排等功能性、经济性及心理性利益。当员工从组织获得更多教育、培训及岗位轮换等发展性的机会时，员工的知识、技能体系会不断得以完善，当个体知识存量达到一个阈值时，员工的创新行为就很容易触发[7]。其次，在充满友善的组织氛围中，员工之间沟通成本较低，会产生更多交流讨论的机会，从而形成更多的知识分享和合作行为，而现有研究已经证实了合作与分享更容易激发员工的创新意愿和行为[8]。再次，理想雇主提供给员工是一份较为安全、稳定且报酬较高的工作，容易让员工在心理上产生安全感，会感觉到雇佣有更多的保障，而雇主保障已经被验证是影响员工创新行为的一个重要因素[9]。此外，雇主品牌作为一种人力资源服务产品品牌，它是企业一系列人力资源管理实践活动的结果，而人力资源管理实践正向影响员工创新行为已被学者们证实[10]。因此，本研究提出如下假设：

H1：雇主品牌对员工创新行为具有直接驱动作用。

(二)组织认同的中介作用

组织认同作为个体情感体验的结果，是个体建立与组织同呼吸、共命运，认同和融合组织使命、目标及价值观的过程。组织认同依赖于个体的雇佣体验，是个体与组织同一的结果，其主要来源于个体自尊、安全、归属及心理意义等4种心理动机的满足程度。当个体在组织情境中感受到这4种心理动机满足得越多时，个体对组织的认同水平相对较高，从而产生归属于某一组织的情感，进而产生更多地组织公民行为[11]24。优秀雇主品牌的价值定位于满足员工安全、尊重等多种需求基础之上，注重员工的情感体验，因而能促使员工产生归属于组织的感知。已有研究表明，高认同感的员工创新兴趣强[12]，个体愿意为改进质量或者工作流程提出建议和意见，形成一些有创意及价值的想法[13]。另外，胡建军等学者研究认为，组织认同对员工创新的影响存在团队、工作、自我三条不同的路径[14]。在团队层面，高认同的个体团队合作意愿较强，因而愿意更多的知识分享，从而激发创新行为；在工作层面，高组织认同的个体，工作满意感强，因而对工作表现出更大的兴趣和更多的投入，有利于与激发创新；在自我层面，高认同感的员工认为组织能更好的实现自我，因而表现出更强的自信心，从而提高个体创新意愿。刘佩也通过实证证实了服务企业员工组织认同对员工的创新行为正向影响[15]。

基于以上分析，本研究提出如下假设：

H2：组织认同在雇主品牌对员工创新行为的驱动过程中具有中介作用。

(三)工作投入的中介作用

工作投入是个体在工作中表现出的以活力、奉献、专注为特征的积极认知-情感状态，是个体雇佣体验的一种正面回应，易受个体心理和组织环境的影响。当个体与组织的契合度较高时[16]，在组织中感受到更多的心理意义感、安全感和充沛感[17]，个体的投入水平就越高。好的雇主根据员工的能力、素质安排恰当的工作内容，提供必要的工作设备，并赋予员工一定的工作自主权，乐于倾听员工意见，考虑家庭工作生活平衡，这些都有利于提高员工与组织的契合程度，提高其心理安全感、意义感和充沛感，进一步改变员工的工作投入程度。而工作投入高的员工，其目标指向性越强，其努力和坚持的内在动机也越高，而内在动机已经被证明与创新相关[18]。另外，已有实证研究证明高投入的员工的确能够持续改善他们的工作，能正向影响员工创新行为[5]77。

基于此，本项研究提出如下研究假设：

H3：工作投入可在雇主品牌影响员工创新行为过程中充当中介变量。

(四)组织认同和工作投入的链式中介作用

文献分析表明，组织认同与工作投入作为积极心理变量，易受员工感知的雇主品牌的影响，进而激发员工的创新行为，从而从一定程度上可以充当二者间的中介变量。那么，组织认同和工作投入在雇主品牌对员工创新行为影响是否构成链式中介效应呢？事实上，对组织认同程度越高的员工，对工作的认同感也越强，自身在工作中的自我效能感也越高，认为努力能够实现自我价值及取得高绩效，因而工作中表现更积极，个体也愿意为组织发展奉献更大的热情，从而工作中展示出更多的投入水平。实证研究也表明，组织认同对员工工作投入具有正向影响[19]。另外，对组织认同感高的员工，容易产生与组织同进退的想法，进而从心理和情感上更加关心其工作，将更多地时间和精力分配给工作[11]25。

基于以上分析，本研究提出如下研究假设：

H4：组织认同和工作投入在雇主品牌对员工创新行为驱动过程中具有链式中介作用。

综合学者们的研究成果，同时考虑到雇主品牌属于组织层面变量，而组织认同、工作投入、员工创新行为属于员工层面的变量，本文提出如图1所示的概念模型。

三、研究方法

(一)研究样本与调查过程

在本项研究中，由于所提出的概念模型属于一个多层数据模型，因而研究时我们以企业作为研究单位。为保证研究的科学性，本项研究采用配额抽样法，从北京、广州、武汉、贵州等地方选取一定的企业作为研究对象，通过问卷调查完成数据收集。问卷分为三部分，第一部分为雇主品牌问卷，第二部分为员工行为问卷，第三部分为个人基本信息部分。为有效减少共同方法偏差的影响，数据收集时对雇主品牌问卷和员工行为问卷进行了同一对象分不同时段填写及不同对象同时配对填写处理。同时考虑到本项研究主要对象之一是员工创新行为，因而研究选样以科技企业为主，并随机从每家企业收集10～20个样本。问卷调查工作从2016年2月到2016年4月，获取了92家企业样本，回收问卷1084份。为确保研究的严谨性，我们对问卷进行了质量筛查，剔除了部分不合格问卷，最终保留了81家企业的946份有效问卷。

(二)变量测量

本研究重点关注的变量为雇主品牌、组织认同、工作投入及员工创新行为，其测量工具如下：雇主品牌采用内部雇主品牌测量量表，由张宏[20]及朱勇国等[21]开发的工作体验量表改编而成，共24个题项，包含薪酬福利、企业实力等5个维度。组织认同采用Mael等研究中使用的组织认同问卷进行测量，包括“我所在企业的成功就是我的成功”“如果发现新闻媒体批评我所在的企业，我会感觉不舒服”6个项目[22]。工作投入采用Lin[23]开发的包含活力、奉献及专注等内容的单维度量表，包括“工作中我充满活力”“我专注于我的工作”等6个题项。员工创新行为借鉴Zhou和George[24]对员工创新行为的测量方法并进行改编，包括“产生创新构想”及“执行创新构想”两个维度，共12个题项。

(三)信度和效度检验

对于信度，本项研究采用Cronbach’s 系数来度量。SPSS19.0软件结果显示：雇主品牌、组织认同、工作投入及员工创新行为的Cronbach’s 系数值依次为0.960、0.863、0.926和0.957，均远超过0.7的平稳性标准，表明研究各变量测量具有较高的信度。对于效度，本文通过验证性因子分析得出的卡方与自由度的比值、适配度指数等常见拟合数值来进行分析。运行AMOS17.0，得到如表1所示结果。从各量表的常见拟合指标数值可以看出，量表各项指标值基本达到了可接受水平，表明量表有较好的效度。

表1测量量表的常见拟合指标值[注]依照吴明隆的观点，整体模型的卡方与自由度的比值在1.0～5.0之间，渐进残差均方和平方根低于0.08，适配度指数、调整后适配度指数、规准适配指数、增值适配指数、比较适配指数均高于0.9，表明模型是可以接受的[25]。

(四)聚合检验

从概念模型可知，本项研究建构的是一个跨层分析模型。考虑到我们对雇主品牌的调研是由员工感知的雇主品牌概念所得，因此必须先把基于员工感知的测量结果聚合到组织层面，在能通过基本聚合检验后方可进行下一步操作。已有研究表明，常见的聚合指标有组内一致性rwg(j)、跨级相关系数ICC(1)、个人层次变量聚合成群体层次变量信度ICC(2)等三个指标[4]34。通过计算，最终得到81家企业的三个指标值分别为0.98、0.668和0.993，均远大于0.7、0.12及0.7的临界值，说明雇主品牌聚合指标能得到实证的支持。

四、实证检验

本项研究利用跨层线性回归模型来检验组织认同与工作投入的链式中介效应，研究分两个步骤进行，首先我们对变量进行描述性统计和相关关系，确定各变量在数量上确存在依存关系，其次采用HLM软件对变量间的因果关系进行检验。

(一)描述性统计和相关分析

为保证研究的科学性，除雇主品牌、组织认同、工作投入、员工创新行为等4个核心变量外，我们还引入性别、年龄、学历、职位和工作年限等5个控制变量，研究变量的描述性统计及相关分析结果如表2所示。相关分析结果可以看出，雇主品牌与组织认同、工作投入及员工创新行为等3个变量的相关系数依次为0.668、0.738、0.796，P<0.01，说明雇主品牌与三个变量之间有显著的正相关关系；另外，组织认同与工作投入及员工创新行为、工作投入与员工创新行为在0.01的显著水平下，它们之间的相关系数依次为0.735、0.677、0.69，也同样具有明显的正相关关系，这充分表明各变量之间有很好的依存关系，这为变量间因果假设检验奠定了良好的基础。

表2研究变量均值、标准差及相关系数

注：XB、NL、XL、ZW、GZNX、EB、OI、WE、EIB分别表示姓名、年龄、学历、职位、工作年限、雇主品牌、组织认同、工作投入及员工创新行为，**表示在0.01水平下显著

(二)因果检验

依据跨层分析模型的思路，对于本项研究所构建概念模型，分以下四步进行因果关系检验：第一步，检验员工创新行为、组织认同、工作投入等3个变量是否在组织层面具有显著差异；第二步，检验雇主品牌对组织认同是否具有直接效应；第三步，在直接效应成立的基础上，检验组织认同的中介效应是否成立；第四步，检验组织认同及工作投入的链式和中介是否成立。与此同时，对于跨层分析模型，个体层次变量进行总平均中心化处理可有效提高截距的解释力，而组织层面变量不进行总平均中心化处理可避免多重共线性问题。按照此规则，我们对数据进行相应地处理，并列出链式中介效应检验的基本模型。

第一步(M1，M2，M3)：

员工层面：EIBij=β0j+rij, Var(ri)=δ2

(1)

组织层面：β0j=γ00+u0j,Var(u0j)=τ00

(2)

员工层面：OIij=β0j+rij,Var(ri)=δ2

(3)

组织层面：β0j=γ00+u0j,Var(u0j)=τ00

(4)

员工层面：WEij=β0j+rij,Var(ri)=δ2

(5)

组织层面：β0j=γ00+u0j,Var(u0j)=τ00

(6)

第二步(M4)：

员工层面：

OIij=β0j+β1j×XB+β2j×NL+β3j×XL+β4j×ZW+β5j×GZNX+rij

(7)

组织层面：

β0j=γ00+γ01×EBj+u0j

(8)

β1j=γ10；β2j=γ20；β3j=γ30；β4j=γ40；β5j=γ50

(9)

第三步(M5)：

员工层面：

WEij=β0j+β1j×XB+β2j×NL+β3j×XL+β4j×ZW+β5j×GZNX+β6j×WHij+rij

(10)

组织层面：

β0j=γ00+γ01×EBj+u0j

(11)

β1j=γ10；β2j=γ20；β3j=γ30；β4j=γ40；β5j=γ50；β6j=γ60

(12)

第四步(M6)：

员工层面：

EIBij=β0j+β1j×XB+β2j×NL+β3j×XL+β4j×ZW+β5j×GZNX+β6j×OIij+β7j×WEij+rij

(13)

组织层面：

β0j=γ00+γ01×EBj+u0j

(14)

β1j=γ10；β2j=γ20；β3j=γ30；β4j=γ40；β5j=γ50；β6j=γ60；β7j=γ70

(15)

采用HLM软件对上述6个模型进行检验，得表3所示结果。

从模型M1，M2，M3结果可以看出，员工创新行为、组织认同及工作投入的跨级相关系数分别为0.563、0.366、0.503，均远大于0.12的标准，说明员工层面这3个变量存在明显的组间差异，因而跨层分析是必要的；M4表明在控制性别、学历等变量后，雇主品牌对组织认同有跨层直接影响(γ01=0.621，P<0.001)，本文的假设H2、H4得到部分验证；M5说明在控制基本统计学变量后，雇主品牌不仅能直接影响员工的工作投入水平(γ01=0.47，P<0.001)，而且组织认同在二者之间具有部分中介作用(γ60=0.598，P<0.001)，假设H2得到验证；M6不仅表明工作投入在雇主品牌对员工创新行为的驱动过程中有部分中介作用(γ70=0.275，P<0.001；γ01=0.499，P<0.001)，而且说明组织认同与工作投入在雇主品牌与员工创新行为间有链式中介作用(γ60=0.328，P<0.001)，假设H1、H3、H4得到有效验证。同时，从表3还可以得出雇主品牌通过直接和间接效应影响员工的创新行为，直接效应影响系数为0.499，间接影响有组织认同的中介作用、工作投入的中介作用及组织认同与工作投入的链式中介作用等3条路径，间接效用系数分别为0.621×0.328、0.47×0.275、0.621×0.598×0.275，总效应为0.499+0.621×0.328+0.47×0.275+0.621×0.598×0.275=0.936。

表3链式中介效应检验分析

注：***、**、*分别表示在0.001、0.01及0.05水平下显著，M1、M2、M3、M4、M5、M6分别表示模型1-6，XB、NL、XL、ZW、GZNX、EB、WE、OI、EIB分别表示姓名、年龄、学历、职位、工作年限、雇主品牌、工作投入、组织认同及员工创新行为

五、结论、启示与不足

(一)结论与贡献

雇主品牌是近期人力资源管理领域一个重要的研究主题，虽然国内外学者已经开展了很多研究，但大部分研究集中在外部雇主品牌视角，更多地考查其对人才的吸引和维持等方面，相反对内部员工的心理和行为影响研究较少。本文在建构的研究假设基础上，通过实证的方式证实了雇主品牌正向影响员工的组织认同感，并进而影响员工的工作投入和创新行为。本文的贡献体现在以下3个方面：

第一，Dutton等[26]和Backhaus等[27]的研究得出雇主品牌能够提升员工的组织认同感，进而促进员工忠诚度和生产效率的提升，本项研究是对他们研究的一个补充和完善。

第二，雇主品牌对内部员工的认知、态度及行为的影响，现有研究主要证实了雇主品牌对员工满意度、组织忠诚度及组织公民行为等的正向影响[28]。本研究挖掘出的雇主品牌影响员工创新行为的4条新路径，从一定程度上拓展了雇主品牌的研究成果。

第三，对工作投入的驱动因素研究，现有学者大都是从个体与组织是否契合工作要求——资源模型及提升员工的心理安全感、意义感及充沛感等角度出发的[29]，本文将研究范畴向前端进行了拓展，进一步丰富了工作投入相关理论。

(二)管理启示

从研究结论可知，雇员感知的雇主品牌形象能提升员工组织认同感，从内心深处促使个体提高其在工作当中的投入水平，个体对工作更加热情和专注，乐于奉献和交流合作，进而产生较多的创新行为，这对管理实践有重要的启示作用。第一，在创新驱动的大背景下，企业不应该把创新的任务固定在特定的岗位上，而是要依靠企业的价值承诺和主张去提高员工的雇佣体验，提升员工对组织的认同感，进而在岗位工作中迸发更大的工作热情，产生更多的创新行为。第二，企业在雇主品牌建设过程中要从工作安排及个人发展等方面去提高员工与组织的契合度，尽可能去满足员工的自主、胜任、关系及安全等心理需求，激活员工的内在动机，提升员工的心理意义感知，激发员工的积极性和主动性，促使更多创新行为的产生。第三，企业作为雇主品牌的塑造者、建设者和管理者，要给员工提供更多的可得资源，要努力营造宜人的组织文化，要引导员工追求能力与成长，激发员工的心理充沛感，促使员工主动调整工作投入水平，促使员工把注意力放在工作流程的改进和创新想法的产生上面，确保企业的可持续发展。

(三)研究不足与展望

本研究的局限性表现在：第一，雇主品牌对员工创新行为的影响是个大黑箱，本文仅从一个小的侧面对其作用机理进行了分析；第二，用员工感知的雇主品牌形象问卷去测量雇主品牌虽具有低成本优势，但很难避免共同方法偏差的影响；第三，尽管跨层分析提高了解释的合理性，但回归分析计算变量值时是采用潜在测量项的平均值，影响拟合结果的精度。基于上述局限性，未来研究可以从以下方面展开：第一，从组织环境、领导支持及与员工心理等多个维度去探究雇主品牌对员工创新行为的影响；第二，采用更科学的方法去衡量雇主品牌和进行拟合回归，提高研究结论的普适性及精确度。