高參與人力資源實踐對員工創新行為的影響：一個中介與調節模型

張柏楠，徐世勇

(中國人民大學 勞動人事學院，北京 100872)

0 引言

在快速變化與充滿競爭的商業環境中，員工持續且不間斷的創新行為是保證企業維持自身競爭優勢的關鍵，當員工創造性思維與建議能夠促進組織績效增長時，這些創造性思維的產生與實施過程成為企業獲取持續性發展和核心競爭力的獨特動力來源[1]。在諸多影響企業組織員工創造力與創新行為的因素中，有效的人力資源實踐活動作為一種影響員工工作表現的組織情境因素，能夠顯著提升員工創造力并促進員工創新行為[1, 2]。雖然組織人力資源系統是影響員工績效行為的重要因素[3]，但其對員工創新行為的影響尚未得到充分探討[4]，需要更多研究加以關注[5]。

社會交換理論是研究組織人力資源系統影響員工績效行為的一種普遍視角[6]，而高參與人力資源實踐作為一種以調動員工主動參與工作為核心并重點關注員工成長與發展的人力資源實踐系統[7, 8]，其已經被證明能夠通過激發員工回饋組織的意愿正向預測員工創新行為。對組織而言，這種人力資源實踐系統能夠使員工感受到組織支持與愛護，并通過提升員工工作參與度與歸屬感激發員工創造力以回報組織[9]。在社會交換機制理論視角下，員工工作表現是出于對人力資源實踐系統給予員工優良對待的一種回報，它基于員工對組織的義務與承諾[3, 10]。還有研究基于自我決定理論[11]，發現組織層面高參與人力資源實踐能夠滿足員工自我決定的基本心理需求，進而通過提升員工內部動機正向影響其創造力水平[4]。然而，社會交換視角下員工創新行為仍然是員工針對組織管理措施的被動反應，無法體現組織人力資源系統對員工創新行為選擇的主動激發與良好培育，而單純從員工內部動機這一視角無法體現員工在組織人力資源實踐影響下進行創新活動能否獲得持續成長和活力?；诟邊⑴c人力資源實踐系統關注個體發展的理論內涵，探究這一實踐系統對員工學習成長發展的積極影響，以及對員工創新行為“從被要求做到主動去做”的積極影響，能夠加深這一實踐系統對員工心理狀態與工作行為影響機制的理論認識，并為企業有效提升員工活力與成長水平提供有效管理方法。

員工創新行為是指工作中產生創造性、新穎性想法以及將這些想法成功付諸實踐的過程[12]。以往研究表明，個體活力與毅力[13, 14]、積極情緒及情感狀態[15]以及學習與認知能力[2, 13]是影響員工創新水平的個體層面因素，本研究引入工作繁榮這一概念，并檢驗其作為高參與人力資源實踐促進員工創新行為的中介機制。根據Spreitzer等[16]的定義，工作繁榮是指個體在工作中體驗到的活力與學習成長的心理狀態。其中，活力指個體擁有力量與生機的積極感受，而學習指個體感受到的能夠獲得并運用知識的能力?；谧晕覜Q定理論的員工工作成長綜合模型[17]，組織情境因素諸如決策自主權、信息共享、互信與尊重及有效反饋能夠滿足員工自我決定的3種基本心理需求，進而正向提升員工工作繁榮水平，并激發員工進一步從事創新與探索性活動的意愿，以保持并強化自身工作繁榮狀態。因此，本研究基于員工工作成長綜合模型視角，探究高參與人力資源實踐能否通過促進員工工作繁榮水平實現自主創新行為。

此外，由于員工工作成長綜合模型沒有明確指明在組織情境因素促進員工工作繁榮過程中是否存在邊界條件，因此為探究這一過程可能存在的邊界條件，本研究引入個體與團隊激勵綜合理論模型[18]，探究員工所在部門或團隊領導風格，對員工個體感知的人力資源政策與其個人動機狀態間關系的調節作用。由于工作繁榮可以被理解為一種動機狀態[19]，本研究探究謙卑型領導[20- 21]作為一種能夠促進員工學習成長的積極領導風格，能否調節高參與人力資源實踐通過工作繁榮促進員工創新行為的過程。因個體層面員工感知能夠有效預測其對不同員工心理狀態與工作動機水平的影響[3]，本文借鑒以往研究[22]，從員工個體感知角度研究高參與人力資源實踐對員工工作繁榮及創新行為的影響。

1 理論分析與研究假設

1.1 高參與人力資源實踐與員工創新行為

高參與人力資源實踐重點關注如何調動員工工作積極性[7]，通過激發員工工作熱情、工作活力與創造力提升員工工作能力與本領[23]。高參與人力資源實踐理論架構最初由Lawler[8]提出，后續學者以此為基礎提出一個多維度整合的高參與人力資源管理實踐理論架構，包括充分授權、能力發展、信息共享、贊賞認同和回報公平等5項與員工工作態度、工作表現緊密相關的人力資源管理實踐活動[24]。

(1)充分授權是指組織給予員工在日常工作中自主安排與規劃工作內容以及進行自主決策的權限，員工在組織充分授權管理模式下，能夠獲得較高的工作自主性并感知到組織支持與信任[9]。工作自主性是對創新產生重要影響的工作特征要素，能夠有效增強員工創新內部動機[12]，改善員工創造性安排工作任務的方式方法[25]，提高員工思考與解決問題的能力[26]。組織實施能力發展實踐活動包含知識技能培訓、輪崗及工作輔導等多個模塊[24]。通過技能與知識培訓及工作輪崗，員工知識寬度與廣度得到提升，有助于其創造力發揮以解決新工作問題[27]。能力發展活動還能夠促使員工獲得有利于創造性發揮的工作技能，增強員工認知能力，因而有助于員工在面對復雜問題時產生創造性解決方法[28]，而員工在培訓與學習過程中獲得的與組織戰略、人際關系相關的知識和信息能夠促進員工創新思想的產生[1]。信息共享實踐活動能夠使員工獲得與工作相關的各種信息，而信息是對創新有重要影響的一種資源。有效的信息共享實踐活動能夠促使組織具備開放的管理氛圍，員工因而可以獲得不同來源知識并迸發新思想火花，這為創新活動有效開展提供了有力支持[29]，并為員工有效判斷與決策提供了信息資源保障[28]。

(2)組織給予員工贊賞認同是有效促進員工創新行為的組織情境因素[12-13]。贊賞認同活動能夠給予員工關于工作績效的建設性反饋意見，幫助員工了解如何改進工作方法并提高創新水平[30]，這種正面反饋還能夠提高員工學習與發展意識，激勵員工實現更高水平的創新[31]。公平回報是指組織在薪酬水平、績效評估及職責分配等方面按照員工能力與貢獻公平對待員工，有助于員工感受到組織給予的支持與關愛[24]。組織按照員工能力貢獻給予各種形式的公平回報，能夠使員工清楚了解自身能力水平，從而對員工創造力產生積極影響[2]，如挑戰更高目標，員工創新性也更容易被激發[32]。

以上分析表明，高參與人力資源實踐活動各模塊對員工創新行為具有積極影響，由于人力資源管理實踐不同模塊間相互影響，將各模塊視為一個互相協同的整體系統會對組織運行結果產生更為顯著的影響[33]。因此，本研究依據員工工作成長綜合模型，將高參與人力資源實踐情境因素各模塊視為一個有機整體，并作為員工個人能感受到的一種促進員工工作行為的情境性激發因素。由此，提出以下假設：

H1：高參與人力資源實踐正向影響員工創新行為。

1.2 工作繁榮在高參與人力資源實踐與創新行為間的中介作用

自我決定理論是解釋工作繁榮產生的基礎理論機制。該理論認為，如果個體追求自主性、勝任力以及與其他人關系的3種基本心理需求得到滿足，將有助于激發個體活力并促進個體成長[34]。以自我決定理論為基礎的員工工作成長綜合模型指出[17]，工作環境中存在的自主決策、信息共享、互信與尊重以及信息反饋等積極因素通過提升個體自我決定水平，促進個體實現更高水平的工作繁榮狀態，而這種狀態以高水平活力與學習能力為核心。

(1)組織實施充分授權活動能夠給予員工較高的工作自主性，員工因而能夠自主按照個人興趣安排工作方式，他們對工作流程擁有較高控制權，從而有更多選擇可以安排工作內容與工作流程[11]，在工作中享有較高的自主性與自由度而不是被嚴格控制，會成為促進員工工作活力的強有力因素[35]。此外，員工在充分授權且具備充分機會參與決策的環境中開展工作，更容易學習到新知識與本領[36]，員工會感覺到自身能力提高并更有動力從事挑戰性與變革性活動[37]。

(2)組織通過信息共享活動能夠使員工掌握更多工作與發展所需的知識信息，員工因而具備較強能力解決各種問題并優化協調自身行為，由此可以感受到更強的自我能力[17]。組織實施的員工能力發展實踐措施可提高員工對自我能力水平的積極感知[6]，員工培訓還能夠促進員工發展與成長[38]并提高員工學習能力[39-40]。

(3)組織對員工的贊賞認同是一種員工能夠覺察出的來自組織關于其工作質量與工作成就的非物質性獎勵[7]，員工通過組織贊賞認同也能夠感知到來自組織的關心與重視[24]。由于贊賞認同可以使員工體驗到組織給予的尊重，員工會認為自己更有工作能力應對環境不確定性[37]，同時對自身學習新知識及嘗試新工作方法有更強的自信心與效能感[41]。贊賞認同與尊重還能夠增強員工對組織的歸屬感，員工因而會產生更加積極的情緒狀態并提升思維與認知能力[15]，從而增強自身學習能力[17]。

(4)組織贊賞認同與公平回報實踐活動都提倡對員工工作績效的積極反饋與公平合理評價[24]，而有效反饋是促進個體自我決定的顯著因素，能夠正向強化個體對自我能力的肯定[17]。積極且客觀的工作評價及反饋有助于員工有效評估自身工作表現與能力水平，清楚自身不足及未來努力目標，從而激勵員工調動自身優勢及資源進一步學習改進[42]。

因此，根據員工工作成長綜合模型，組織高參與人力資源實踐作為一種組織情境因素，通過提升員工自我決定狀態促進其工作繁榮水平提升。且根據該模型，工作繁榮還能夠顯著促進員工工作績效水平提升，提高員工工作主動性與學習意識[19]，并激發員工在自身正常工作任務范疇以外的領域尋找資源以更好地完成工作任務[16]。此外，相關研究表明，工作繁榮能夠在多個方面促進員工創造力與創新行為[14]。①當員工體驗到較高水平的工作繁榮時，他們會產生保持并增強這種繁榮狀態的動機[16]，而進行創新與探索性活動是保持可持續性工作繁榮的重要途徑，因而員工會尋求新知識，思索創造性觀點并嘗試創新性工作[43]；②個體從工作繁榮中體會到的活力與能量能夠帶給個體更加積極的情緒狀態[44]，這種積極情緒狀態作為一種有效的情感資源[37]，能夠促進個體認知活動變化并改變個體行為習慣，通過拓展個體思維空間與行為方式促使個體產生創新思維和創造力[12, 15]。工作繁榮促使個體產生自我勝任感知，隨之激發員工應對挫折的能力，并更有激情挑戰那些抵制創新與改變現狀的力量[45]。工作繁榮賦予員工較高的學習能力，促使個體具備更加全面的知識技能并增加工作與創新經驗[2, 13]，這些知識經驗能夠增進個體對工作技術與流程層面的認識，從而為創新性工作活動提供必要的知識與技能儲備。

總之，在員工工作成長綜合模型理論框架下，員工在組織中體驗到的高參與人力資源實踐通過滿足員工基本心理需求提升員工工作繁榮狀態，進一步提升其實施創新行為的能力與信心。因此，本文提出以下假設：

H2：工作繁榮在高參與人力資源實踐影響員工創新行為過程中發揮中介作用。

1.3 部門謙卑型領導風格的調節作用

員工工作成長綜合模型沒有明確指出組織情境因素影響員工工作繁榮的邊界條件，本研究引入個體與團隊激勵綜合理論模型[18]探究這一問題。依據該理論模型，員工所在部門或團隊領導風格是一種重要的周邊氛圍因素，其能夠發揮“情境可供性”功能[46]，與員工在組織中的工作體驗產生交互作用，進而影響員工工作動機。由于員工實際體驗感知的組織人力資源實踐政策是一種重要的工作體驗[47]，該模型強調只有在員工所處部門領導風格與員工個體經歷的工作體驗相匹配時，員工工作狀態才能被有效激發。因此，即使組織整體能夠有效實施高參與人力資源實踐活動并影響員工工作繁榮[19]，員工所在部門領導風格差異性也會影響高參與人力資源實踐正向促進員工工作繁榮的效果。如果部門領導表現出的風格與員工個體體驗的組織高參與人力資源實踐相沖突，組織高參與人力資源實踐對工作繁榮的正向影響就會被削弱。

本研究認為，員工所在部門領導表現出的高水平謙卑型領導風格能夠與員工體驗的高參與人力資源實踐相匹配，進一步增強高參與人力資源實踐對員工工作繁榮的正向影響。謙卑型領導在社會人際交往過程中所具備的品質行為，能使其正確認清自身缺點與不足，并在部門內部營造一種強調溝通、自我反思及鼓勵反饋的開放氣氛[21]，這種開放氣氛能夠降低領導權威性與控制性并表達出自身對新知識和觀點的渴望，提高下屬工作自主性并營造自主溝通、相互交流學習的工作氛圍，同時激勵下屬通過不斷學習實現成長與發展[20]。謙卑型領導不僅善于贊賞與認同下屬的工作貢獻，也會對下屬能力給予充分肯定，因此能夠提高下屬對自身勝任力的評價并表達出希望下屬參與工作決策的意愿[48]，使下屬獲取更多自主性及工作自主權[49]。謙卑型領導所體現出的這些品質能夠強化部門開放、交流與學習氣氛，同時為員工營造出積極學習、互相促進的良好風氣。謙卑型領導通過示范效應在整個部門形成謙卑品質與作風[50]，這種積極的部門氛圍與高參與人力資源實踐所提倡的對員工的贊賞認同、充分授權及能力發展要求相吻合，能夠在很大程度上滿足員工基本心理需求。因此，部門謙卑型領導風格提供了一種有助于高參與人力資源實踐有效影響員工工作繁榮狀態的積極邊界條件。由此，本文提出以下假設：

H3：部門謙卑型領導風格作為一種部門氛圍，正向調節高參與人力資源實踐對員工工作繁榮的影響，即當部門謙卑型領導風格水平較高時，高參與人力資源實踐對員工工作繁榮的正向影響更強。

1.4 模型整合

通過上述分析，當謙卑型領導風格處于高水平時，下屬感知的高參與人力資源實踐對其工作繁榮的正向影響更大，進而促進員工創新行為表現。本研究提出一個被調節的中介假設，即工作繁榮對高參與人力資源實踐和創新行為的中介作用取決于部門謙卑型領導風格水平。換言之，謙卑型領導風格水平越高，下屬感知到的高參與人力資源實踐對其創新行為的影響越大。謙卑型領導具備欣賞員工能力和提倡溝通、開放與不斷學習的特點，有助于提高員工自主性與決策水平，而體驗到組織高參與人力資源實踐的員工，能夠滿足更高水平的心理需求，從而提升其工作繁榮狀態并促進創新行為的實現。因此，面對高水平謙卑型領導，員工工作繁榮會在更大程度上傳遞高參與人力資源實踐對創新行為的影響；相反，低水平謙卑型領導風格無法與組織高參與人力資源實踐對員工的積極影響形成有效匹配，甚至可能產生反作用。因此，員工工作繁榮狀態受到組織高參與人力資源實踐的正向影響有限，進而不利于創新行為的實現。由此，本文提出以下假設：

H4：謙卑型領導風格調節高參與人力資源實踐對員工工作繁榮與創新行為間關系的中介作用。具體而言，當謙卑型領導風格水平較高時，這一中介作用的效果更強，反之更弱。

綜上所述，本研究構建理論模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究方法

2.1 樣本收集與數據選取

根據以往學者建議[40]，本研究從員工個體感知角度探討高參與人力資源實踐對員工的影響，從而體現出不同員工工作體驗對個體心理態度及行為的影響。同時，本研究設計謙卑型領導風格作為部門層面變量，采取員工及部門嵌套數據并采用跨層調節方式進行驗證。為避免數據同源性問題，本文采用領導與員工配對數據進行假設檢驗。

本研究樣本聚焦于技術密集型科技創新企業，并在不同行業科技創新型企業中收集樣本數據。最終，在山東與上海兩地共4家企業進行樣本數據收集，涉及IT技術互聯網營銷、航運物流設備、金融保險與建筑設計等行業。在獲得調查企業各相關部門領導與下屬員工名單后，根據事前設計好的個人信息編號進行配對，所有參與調查的員工均采取自愿原則。在問卷發放過程中，均采用紙質版問卷，首先在時間點一向各部門員工發放問卷，員工填寫完后當場回收并密封保存。時間點二設定為員工問卷收集后的第四周，采用同樣方式向員工所在部門領導發放問卷。

員工問卷包含員工基本信息、高參與人力資源實踐、謙卑型領導及工作繁榮測量量表。部門領導問卷包含領導、團隊基本信息及下屬員工創新行為測量量表，各部門確定參與調研的員工數為3～8人。兩輪數據收集共回收97份領導問卷及461份下屬問卷， 剔除無法配對、空白較多及有效成員低于3人的部門后，最終獲得92個部門領導問卷(有效回收率為94.84%)和402份配對成功的部門員工問卷(有效回收率為87.21%)，平均每個部門有4.37個下屬，該樣本在部門和個體兩個層面的樣本容量符合以往類似研究使用的樣本容量規模[51]。后續數據分析均基于這些數據展開。其中：①在領導樣本中，男性45人，女性47人，分別占48.9%和51.1%。年齡方面，平均年齡36.97歲，30歲及以下領導9人，占9.8%；31～40歲61人，占66.30%；40歲以上22人，占23.91%。大專及以下學歷領導17人，占18.5%；本科學歷者60人，占65.2%；研究生及以上學歷者15人，占16.3%；②在員工樣本中，男性居多，共278人，占69.2%；女性124人，占30.8%。員工平均年齡31.34歲，30歲以下175人，占43.5%，30～40歲198人，占49.3%；40歲以上29人，占7.2%。其中，75.6%的員工擁有本科及以上學歷。在當前單位工作時間不足5年的員工265人，占65.9%；其他員工在當前工作時間均達到或超過5年。

2.2 變量測量

本研究所有量表都采用李克特五點量表進行測量，從“1=非常不同意”到“5=非常同意”。

(1)高參與人力資源實踐：該變量測量采用Yang[7]整理編制的13題項量表，該量表由充分授權、贊賞認同及能力發展等5個維度組成，中文版量表已經在國內情境下運用并被證實具有良好的信效度和預測效果[40]。量表內容包含“我的單位會用不同方式切實認可我的努力”及“我們能經常得到關于企業盈利或虧損的信息”等題項。本研究中，該量表內部一致性系數Cronbach's α為 0.92。

(2)謙卑型領導：該變量采用Owens等[21]開發的9題項量表。該量表中文版已經在國內情境下運用并被證實具有良好的信效度和預測效果[52]。量表包含“我的直接主管能積極尋求反饋，即使反饋是批評性的”等題項。本研究中，該量表的內部一致性系數Cronbach's α為0.91。

(3)工作繁榮：該變量采用Porath等[19]開發的10題項工作繁榮量表。該量表中文版已經在國內情境下運用并被證實具有良好的信效度和預測效果[53]。該量表分為學習與活力兩個維度，包括“我經常學習”“我充滿能量和精力”等題項。本研究中，該量表內部一致性系數Cronbach's α為0.83。

(4)創新行為：該變量采用Scott & Bruce[54]編制的六題項量表。中文版量表已經在國內情境下運用，并被證實具有良好的信效度和預測效果[51]。量表包含“尋求應用新流程、技術與方法”等題項。本研究中，該量表內部一致性系數Cronbach's α為0.92。

參照相關研究[40, 51]并結合本研究實際情況，選取員工性別、年齡、學歷與工作年限作為控制變量。

2.3 檢驗方法

首先，本研究應用SPSS22.0軟件檢驗假設模型中各變量間的相關系數，采用MPLUS7.4檢驗模型中各變量區分效度并進行模型驗證。由于本研究數據屬于嵌套數據，以員工創新行為為因變量的ANOVA分析顯示F (91, 310) = 3.80(p<0.01)，說明該變量組間差異明顯。因此，本研究使用MPLUS7.4對假設H1進行多層線性模型檢驗。雖然本研究提出的中介模型均在個體層面，但由于為嵌套模型結構并受到部門層面因素的影響，因此采用1-1-1跨層中介模型檢驗方法進行中介效應檢驗[55]，并使用Preacher & Selig[56]設計的軟件，以蒙特卡洛模擬方法對該模型進行驗證。最后，跨層次調節模型也采用多層線性模型分析法進行檢驗，并采用劉東等[57]的方法，對跨層次有調節的中介效應進行蒙特卡洛模擬方法估計檢驗。

3 研究結果

3.1 驗證性因子分析與共同方差檢驗

本研究采用驗證性因子分析方法檢驗變量間的區分效度。對高參與人力資源實踐、謙卑型領導、工作繁榮及創新行為進行驗證性因子分析，結果見表1。由于高參與人力資源實踐包含5個子維度，參考以往對多維度變量進行驗證性因子分析的方法[58]，本文將高參與人力資源實踐各子維度題項進行平均值打包，從而降維至一階模型。結果顯示，4因子模型區分度較好，χ2(393)=899.649，χ2/df=2.29，RMSEA=0.057，CFI=0.922，TFI=0.913，明顯優于其它模型，表明4因子間擁有良好的區分效度。由于本研究中除創新行為由領導在時間點二評價外，其它所有變量仍然為員工自評，因此可能存在共同方法偏差問題。本研究在4因子模型的基礎上加入1個共同方法偏差因子，并進行區分度檢驗。結果表明，該模型的擬合指標為χ2(367)=892.248，卡方指數沒有顯著減少(△χ2=7.401,△df=26，p>0.05)，而χ2/df值=2.43，大于假設模型指標值2.29，其它指標不僅未得到改善，且部分指標低于假設模型指標。此分析結果表明，加入共同方法偏差因子模型沒有使假設模型的解釋效果得到顯著改善，表明共同方法偏差問題不嚴重。

3.2 描述性統計與相關性分析結果

表2 給出主要變量的描述性統計結果與變量間相關系數矩陣。結果表明，高參與人力資源實踐與工作繁榮及員工創新行為均顯著正相關，相關系數分別為r=0.442(p<0.01)和r=0.193(p<0.01)；工作繁榮與創新行為也顯著正相關，相關系數分別為r=0.376(p<0.01)，這些結果初步驗證了本文理論假設。

表1 驗證性因子分析結果

表2 變量均值、標準差與相關系數檢驗結果

3.3 數據聚合

將謙卑型領導由個體層面聚合到團隊層面之前，先檢驗必要的聚合指標Rwg(j) 組內一致度、ICC(1)組內相關(1)和ICC(2)組內相關(2)，從而判斷謙卑型領導是否適合聚合到部門層面。謙卑型領導的Rwg(j)的平均數為0.973，最小值為0.74，均大于組內一致度0.7的臨界值[59]。ICC(1) 的值為0.229，ICC(2) 的值為0.568，分別高于ICC(1)臨界值0.05和ICC(2)臨界值0.5[60]。這些結果說明，謙卑型領導具有較高的組內一致性和組間差異。 因此，可將謙卑型領導從個體層面聚合到部門層面。

3.4 假設檢驗

為檢驗主效應的顯著性，參照以往相似模型的檢驗方式[61]進行跨層次簡單回歸分析，結果見表3。表3中模型3顯示，在控制員工個人基本信息后，高參與人力資源實踐對創新行為有顯著正向影響，β=0.151，p<0.01，假設H1成立。

為檢驗中介效應，本文基于MPLUS分析工具，檢驗受部門層面因素影響的1-1-1中介模型，并參照以往此類理論模型數據分析結果的報告輸出方式[62]，以結構模型形式展現該模型分析結果(見圖2)。從中可見，高參與人力資源實踐對工作繁榮影響顯著β=0.34(SE=0.045，p<0.01)，工作繁榮正向影響員工創新行為β=0.33(SE=0.078，p<0.01)。中介模型同時顯示，主效應不再顯著，β=0.04(SE=0.062，p>0.05)。結果表明，工作繁榮能夠中介高參與人力資源實踐對創新行為的正向影響。為進一步檢驗該中介關系的效果，采用Preacher & Selig[56]提出的蒙特卡洛中介效應置信區間估計法估算中介效應顯著性。 估計結果顯示，間接效應為0.13，95%置信區間為[0.003,0.468]，不包含0。分析結果表明，工作繁榮在高參與人力資源實踐與創新行為間發揮完全中介作用，因此假設H2成立。

表3 高參與人力資源實踐對創新行為的影響結果

圖2 1-1-1中介結構模型分析結果

為檢驗謙卑型領導的調節作用，根據Aguinis等[63]的跨層調節過程分析步驟，檢驗假設H3中謙卑型領導跨層的調節效應，結果見表4。結果顯示，跨層調節效應顯著，β=0.345(SE=0.158，p<0.05)。

為進一步驗證假設H3，本研究檢驗在謙卑型領導高于一個標準差和低于一個標準差時，高參與人力資源實踐對工作繁榮的影響效果及顯著性(見圖3)。調節效應檢驗結果顯示，當謙卑型領導水平高時，高參與人力資源實踐對工作繁榮有顯著影響(β=0.45，p<0.01)；與之相比，當謙卑型領導水平低時，高參與人力資源實踐對工作繁榮的影響效果及顯著程度減弱(β=0.19，p<0.05)。這說明，謙卑型領導正向調節高參與人力資源實踐與工作繁榮間的關系。由此，假設H3得到支持。

表4 跨層次調節模型檢驗結果

為檢驗假設H4跨層次有調節的中介效應，參考相關分析方法[57]，對該效應進行蒙特卡洛自舉法估計。蒙特卡洛20 000次重復抽樣結果顯示，謙卑型領導對工作繁榮在高參與人力資源實踐與創新行為的中介作用中發揮調節作用(見表5)。在高謙卑型領導水平下，調節效應顯著(β=0.176，95%CI=[0.094,0.273])；在低謙卑型領導水平下，調節效應減弱，但仍然顯著(β=0.076，95%CI=[0.019,0.146])。同時，二者差異效果顯著(β=0.100，95%CI=[0.013,0.205])。由此，假設H4得到支持。

圖3 謙卑型領導在高參與人力資源實踐與工作繁榮關系間的調節作用

表5 被調節的中介效應對創新行為的檢驗結果

4 結語

4.1 研究結論

在個體自我決定實現過程中，基本心理需求滿足能夠提升以活力與成長發展能力為主要表現的工作繁榮狀態[35]。本文將高參與人力資源實踐與員工工作繁榮這種體現員工活力與學習發展能力的積極心理狀態相結合，檢驗高參與人力資源實踐通過滿足員工基本心理需求促進其工作繁榮并進一步正向影響其創新行為的過程機制。本研究實證檢驗員工工作成長綜合模型在員工工作繁榮及創新行為過程中的適用性，并證明恰當的人力資源實踐活動成為這一理論模型中對工作繁榮及員工工作行為產生積極影響的情境因素。另外，本研究拓展了高參與人力資源實踐影響員工創新行為的路徑，發現這種人力資源實踐能夠促進員工成長，員工創新行為不再是被動的工作反應，而是一種依靠自身活力與意志力自發的工作表現。更重要的是，高參與人力資源實踐在促進員工創新過程中，也同步促進員工成長，提升員工活力與學習能力，從而使員工一直保持積極工作狀態。

基于個體與團隊激勵綜合理論模型，本研究發現部門領導所具備的謙卑型領導風格在高參與人力資源實踐影響工作繁榮關系中發揮調節作用。這一結果為員工工作成長綜合模型找到了可行的邊界條件，即員工所在部門領導風格等部門氛圍因素作為邊界機制，能夠進一步增強或削弱人力資源實踐這一組織情境因素通過滿足員工基本心理需求促進其工作繁榮的效果。這一發現豐富了對該理論模型的認識，即員工工作繁榮的形成除受直接促進個體基本心理需求的組織情境因素影響外，其所處部門或團隊領導風格能夠發揮與組織人力資源政策影響相互匹配[11]與補充的作用。目前，已有文獻表明謙卑型領導能夠對下屬基本心理需求滿足產生直接效應[52]，而本文發現謙卑型領導風格作為一種部門層面影響因素對組織高參與人力資源實踐效果發揮補充與調節作用，這也進一步拓展了對謙卑型領導角色與功能作用的認識。

由于高績效人力資源系統以提高工作績效為中心，其對員工內控動機的強化可降低員工創新行為水平[64]，因此這種人力資源系統對創新行為的正向影響存在較高的不確定性[51]。高參與人力資源實踐系統以員工投入與成長發展為中心，不強調對員工績效結果的高度期望及行為控制，因此關于高參與人力資源實踐系統對員工工作績效影響的研究在未來應進一步深化。

4.2 實踐啟示

在應對外部環境高度不確定性與動態變化時，企業應優先激發員工創新與創造力[4]。本文結果表明，組織通過有效實施高參與人力資源實踐活動所包含的授權、能力發展、信息共享、贊賞認同和回報公平等，不僅能夠直接促進員工創新行為，還能夠有效滿足員工追求自主性、勝任力以及與他人互動合作的基本心理需求，進而通過強化員工工作繁榮的積極心理狀態，進一步促進員工創新水平提升。這種人力資源實踐有利于企業賦能型組織氛圍建設，使員工具備更高的工作自主性，促進個人成長及自我價值發揮。

本研究同時表明，組織應在部門領導力開發與提升方面，培養部門領導謙卑型領導風格，并積極構建部門謙卑型工作氛圍，促使組織整體高參與人力資源實踐對員工工作繁榮狀態及創新水平的積極影響在部門層面得到進一步增強。所以，組織應積極構建整體人力資源實踐層面與部門層面在人力資源管理原則、價值定位上的一致性及協調性，強化部門領導對組織高參與人力資源實踐活動的支持。這要求員工直線領導主動在下屬中營造與組織人力資源實踐精神相一致的工作氛圍，從而進一步加強員工對組織人力資源政策的理解與感知[38]。

4.3 局限與未來展望

本文仍存在以下局限性：①沒有完全避免同源偏差問題對研究結論的影響，雖然結果變量與其它變量相比采用跨時間點它評方式進行測評，但前因變量和中介變量仍在同一時間點由員工自評，未來可采用3個時間點測評方式，以更好地檢驗中介機制效果；②將員工個體層面感知的高參與人力資源實踐作為模型前因變量，將謙卑型領導作為部門層面氛圍變量，主要考察組織人力資源實踐對員工的正式和直接影響，但部門領導風格在實際情況中存在跨部門差異，且是一種非正式、局限在部門內部的情境因素。因此，將謙卑型領導作為研究前因變量、將人力資源實踐作為調節變量是未來該領域研究的一個重要方向。