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

[3]。獨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。獨特性可分為四個特征：可視性（Visibility）、可理解性(Understandability)、權(quán)責正當性(Legitimacyofauthority)、相關(guān)性(Relevance)。一致性通常是指在不同的時間和方式下建立一種效果，無論互動形式如何變化，在每次實體出現(xiàn)時都會產(chǎn)生這種效果。一致性可分為充分性（Instrumentality）、有效性（Validity）、一致性（ConsistentHRMmessages）三個特征。共識性則是在員工（人力資源管理系統(tǒng)的預(yù)期影響對象）對事件效果關(guān)系的看法達成一致時所產(chǎn)生的。共識性分為了共識性（AgreementamongprincipalHRMdecisionmakers）、公平性（Fairness）兩個特征。2.1.3人力資源管理強度研究現(xiàn)狀“人力資源管理強度”的概念由Bowen和Ostroff(2004)提出，而該概念傳入國內(nèi)的時間較晚，我國對于人力資源管理強度的研究仍處于起步階段（見表2-1）。表2-1人力資源管理強度的研究現(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：員工對組織支持的感知，即員工感受到的組織對自己貢獻的重視和關(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)果變量進行研究，常見的結(jié)果變量有工作績效，離職傾向和員工創(chuàng)新行為等（見表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)提升自身核心競爭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，也是指個體層面的創(chuàng)新行為。員工創(chuàng)新行為（EmployeeInnovationBehavior）則是指員工在工作中產(chǎn)生、推動和實踐新穎且有意義的思想、產(chǎn)品、過程、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)過許多學(xué)者對員工創(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90年代，國內(nèi)外的學(xué)者就開展了關(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)者從個體、組織等層面入手（見表2-5）。在影響個體產(chǎn)生創(chuàng)新行為的層面上，員工認知方式、主動性人格對員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響，同時也證實了組織創(chuàng)新氛圍的負向調(diào)節(jié)作用，能夠彌補員工主動性的不足。在組織對員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為的影響層面上，組織創(chuàng)新氛圍、人力資源管理強度均對員工創(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人力資源管理強度與組織支持感在一個具有較高人力資源管理強度的情境下，員工能夠充分感知、理解人力資源管理的政策和措施，這不僅僅促進人力資源管理措施及政策的落實，同時在一定程度上促進員工感知組織對其的關(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度作為前因變量對不同結(jié)果變量的影響（見表2-6）。表2-6人力資源管理強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)新行為當員工感知到組織對其的投入、重視與關(guān)心時，即員工具有較高的組織支持感時，會增強員工對組織的認同感，從而促進員工做出對組織有利的行為，促使員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生（見表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人力資源管理強度與員工創(chuàng)新行為近年來，一些學(xué)者開始研究人力資源管理強度與員工創(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（見表2-8）。表2-8人力資源管理強度與員工創(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度對員工個體層面創(chuàng)新行為的產(chǎn)生的影響（見表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)在人力資源管理強度變量上，Bowen等(2004)所劃分的三個維度以及Delmotte等（2012）編制的量表得到了廣泛的應(yīng)用。因此，本文對人力資源管理強度變量的測量將采用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。因此本文對組織支持感的測量將采用Eisenberger（1986）提出的情感性支持維度及其開發(fā)的共有8個題目的量表。在員工創(chuàng)新行為變量上，黃致凱（2004）結(jié)合中國的實際情況，對Kleysen等（2001）開發(fā)的量表進行檢驗和修改，并提出了包含機會探尋、引發(fā)、調(diào)查、擁護、應(yīng)用五個階段的員工創(chuàng)新行為。經(jīng)過黃致凱修改的員工創(chuàng)新行為階段和量表，更貼合中國的實際情況，也得到許多學(xué)者的采用。因此，本文對員工創(chuàng)新行為的測量采用黃致凱（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.人力資源管理強度對員工創(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19.63萬人；第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員年末數(shù)量為248.08萬人；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員年末數(shù)量為173.2萬人。佛山市就業(yè)人員2019年年末總數(shù)量為440.91萬人。佛山市作為建設(shè)粵港澳大灣區(qū)的城市之一，在不斷推進人才引進、培養(yǎng)工作的同時，不斷完善各類科技政策、提升創(chuàng)新主體的國際競爭力，吸引更多創(chuàng)新要素的集聚。由此可見，人才與創(chuàng)新是佛山市當前發(fā)展的重要熱點，而研究企業(yè)員工的創(chuàng)新行為對于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展、保持競爭優(yōu)勢具有重要意義。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度對員工創(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人力資源管理強度與員工創(chuàng)新行為關(guān)系假設(shè)近年來，許多學(xué)者開始研究人力資源管理強度與員工創(chuàng)新之間的關(guān)系。林新奇（2017）林新奇,丁賀.人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為影響機制研究——一個被中介的調(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)強度的影響因素和作用結(jié)果研究[J].中國人力資源開發(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].中國人力資源開發(fā),2020,37(03):31-42.林新奇,丁賀.人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為影響機制研究——一個被中介的調(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)強度的影響因素和作用結(jié)果研究[J].中國人力資源開發(fā),2018,35(08):6-16.陳巖,張堯,馬秋瑩.人力資源管理強度能夠提升員工創(chuàng)新行為嗎？基于服務(wù)業(yè)企業(yè)的研究[J].中國人力資源開發(fā),2020,37(03):31-42.綜上所述，人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為具有的正向影響作用，并提出以下假設(shè)：H1：人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為有正向影響。3.3.2人力資源管理強度與組織支持感關(guān)系假設(shè)在一個高人力資源管理強度的情境下，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，進而使員工產(chǎn)生組織支持感。人力資源管理強度分為獨特性、一致性、共識性三個維度。獨特性可分為四個特征：可視性、可理解性、權(quán)責正當性、相關(guān)性。在具有獨特性的人力資源管理實踐中，員工能夠感知到企業(yè)為其提供的外部支持，促進員工組織支持感的形成。一致性可分為充分性、有效性、一致性三個特征。當組織內(nèi)各項人力資源管理措施具有較高的一致性時，員工能夠接受到有效的信息。共識性分為了共識性、公平性兩個特征。當人力資源管理中的主要決策人意見一致、人力資源管理系統(tǒng)具有較高公平性時，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，當組織內(nèi)具有較高的人力資源管理強度時，能夠促使員工產(chǎn)生組織支持感。提出以下假設(shè)：H2：人力資源管理強度對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)當員工感知到組織對他的投入、重視與關(guān)心時，會增強員工對組織的認同感，從而促進員工做出對組織有利的行為。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.組織支持感對員工創(chuàng)新行為的影響研究——目標導(dǎo)向與權(quán)力動機的作用[J].華東經(jīng)濟管理,2018,32(02):43-50.、訾振朝（2021）訾振朝.組織支持感對員工創(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.組織支持感對員工創(chuàng)新行為的影響研究——目標導(dǎo)向與權(quán)力動機的作用[J].華東經(jīng)濟管理,2018,32(02):43-50.訾振朝.組織支持感對員工創(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，當員工組織支持感較強時，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)在一個高人力資源管理強度的情境下，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，提高員工對組織的認同感，進而促進員工做出對組織有利的行為，更有利于員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生（詳見上述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3.4.1研究對象本次研究主要研究對象為佛山市順德區(qū)已有工作經(jīng)驗的企業(yè)員工。研究對象的選擇主要基于對變量測量的考慮：第一，對人力資源管理強度、組織支持感變量的測量是基于員工對企業(yè)人力資源管理的政策、措施等內(nèi)容的感知、理解，以及員工對組織支持程度的感知，所以入職三個月以內(nèi)的新員工不在本次研究的研究對象內(nèi)；第二，員工創(chuàng)新行為是指員工在工作中產(chǎn)生、推動和實踐新穎且有意義的思想、產(chǎn)品、過程、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)分研究對象所處行業(yè)。3.4.2問卷設(shè)計本文研究中的變量：人力資源管理強度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為，根據(jù)上述文獻綜述部分對各變量研究現(xiàn)狀的分析，本次研究在人力資源管理強度變量上選擇Bowen和Ostroff(2004)提出的獨特性、一致性、共識性這三個維度，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)合中國情境修改的對Kleysen和Street（2001）的五階段論。問卷題目的選項采用計分方式，分為1-5分五個分數(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”。問卷主要分為兩個部分，第一部分為個人基本情況。第二部分為本次研究中變量的測量，分別包括人力資源管理強度問卷，共31個題項；組織支持感問卷，共8個題項；員工創(chuàng)新行為問卷，共12個題項。（1）“人力資源管理強度”問卷設(shè)計。關(guān)于“人力資源管理強度”變量的問卷設(shè)計，主要沿用Delmotte等（2012）開發(fā)的量表，其中獨特性維度有10個題項、一致性維度有9個題項、共識性維度則有12個題項。該量表經(jīng)過大量國內(nèi)外學(xué)者的驗證，具有較高權(quán)威性（詳見附錄）。（2）組織支持感問卷設(shè)計。本文研究中關(guān)于組織支持感變量的問卷設(shè)計，主要采用由Eisenberger等（1986）編制的并經(jīng)過修訂的量表，該量表包含8個題項（詳見附錄）。（3）員工創(chuàng)新行為問卷設(shè)計。本文研究中關(guān)于員工創(chuàng)新行為變量的問卷設(shè)計，參考黃致凱（2004）結(jié)合中國情境，對Kleysen等（2001）所編制的量表進行檢驗及修改的量表。該量表包含12個題項（詳見附錄）3.4.3問卷預(yù)調(diào)研為確保本次研究中所用問卷的有效性和可靠性，在正式開始問卷調(diào)查前，收集70份問卷進行本次研究的問卷預(yù)調(diào)研。剔除無效問卷（填寫時間過長或過短、均分低于1.5分或高于4.5分的問卷）后，保留有效問卷61份，預(yù)調(diào)研的問卷有效回收率為87.1%。同時對問卷所使用量表進行信度測量，結(jié)果顯示（見表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人力資源管理強度的獨特性量表0.952人力資源管理強度的一致性量表0.943人力資源管理強度的共識性量表0.946組織支持感量表0.903員工創(chuàng)新行為量表0.931通過SPSS25.0對初始問卷進行可靠性分析，結(jié)果顯示（見附錄），在人力資源管理強度的獨特性、一致性、共識性維度上，各題項的刪除項后的克隆巴赫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，各題項的刪除項后的克隆巴赫Alpha均小于總體的克隆巴赫Alpha。因此，人力資源管理強度的獨特性、一致性、共識性維度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為的初始問卷均無需進行修改。3.4.4數(shù)據(jù)分析方法本次研究運用SPSS25.0進行數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析、信度和效度分析、人口統(tǒng)計學(xué)變量頻率分析、相關(guān)性分析、回歸分析及中介檢驗。3.5問卷投放與回收本次問卷調(diào)查采用線上發(fā)放調(diào)查問卷的形式，問卷調(diào)查的對象為佛山市已有工作經(jīng)驗的企業(yè)員工，問卷所研究的組織來自房地產(chǎn)建筑業(yè)、金融保險業(yè)、制造業(yè)等行業(yè)領(lǐng)域。問卷調(diào)查的時間為2022年1月13日-2022年2月5日，問卷共分為兩次發(fā)放，第一次發(fā)放時間為2022年1月13日，回收有效問卷213份，第二次發(fā)放時間為2022年1月27日，共回收有效問卷131份，兩次的問卷發(fā)放共回收387份問卷，剔除無效問卷（填寫時間過長或過短、均分低于1.5分或高于4.5分的問卷）后，獲得有效問卷344份，問卷有效回收率為88.8%。4.實證檢驗4.1信度分析與效度分析4.1.1信度分析（1）人力資源管理強度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為的信度分析。運用SPSS25.0對所收集數(shù)據(jù)進行可靠性分析，結(jié)果顯示（見表4-1），在人力資源管理強度的獨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，問卷題項在總體上具有良好信度。表4-1人力資源管理強度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為的信度（2）人力資源管理強度的獨特性維度信度分析?；诒?-1的信度分析結(jié)果，在人力資源管理強度的獨特性維度上的克隆巴赫Alpha為0.954，信度較高，各題項的刪除項后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.954（見表4-2）。因此，獨特性維度的問卷題目具有良好信度。表4-2人力資源管理強度的獨特性維度信度分析題項刪除項后的標度平均值刪除項后的標度方差修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫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，在人力資源管理強度的一致性維度上的克隆巴赫Alpha為0.948，信度較高，各題項的刪除項后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.948（見表4-3）。因此，一致性維度的問卷題目具有良好信度。表4-3人力資源管理強度的一致性維度信度分析題項刪除項后的標度平均值刪除項后的標度方差修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫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）人力資源管理強度的共識性維度信度分析。根據(jù)表4-1的信度分析結(jié)果，在人力資源管理強度的共識性維度上的克隆巴赫Alpha為0.953，信度較高，各題項的刪除項后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.953（見表4-4）。因此，共識性維度的問卷題目具有良好信度。表4-4“人力資源管理強度”共識性維度信度分析題項刪除項后的標度平均值刪除項后的標度方差修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫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準化后信度系數(shù)為0.940，信度較高，各題項的刪除項后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.940（見表4-5）。因此，組織支持感的問卷題目具有良好信度。表4-5組織支持感信度分析題項刪除項后的標度平均值刪除項后的標度方差修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫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)新行為上的總體標準化后信度系數(shù)為0.954，信度較高，各題項的刪除項后的克隆巴赫Alpha均小于總體的0.954（見表4-6）。因此，員工創(chuàng)新行為的問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刪除項后的標度平均值刪除項后的標度方差修正后的項與總計相關(guān)性刪除項后的克隆巴赫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效度分析運用SPSS25.0進行探索性因子分析，結(jié)果顯示（見表4-7）KMO檢驗系數(shù)結(jié)果為0.918，同時基于巴特利特球形度檢驗的可見，本次檢驗的顯著性無限接近于0，拒絕原假設(shè)。所以本次研究所使用的問卷具有良好的效度。表4-7KMO和巴特利特檢驗4.2人口統(tǒng)計學(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，本次問卷的填寫人員中，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性別差異對各研究變量的影響通過SPSS25.0進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果顯示（見表4-9）本次研究不同性別的員工在人力資源管理強度、組織支持感和員工創(chuàng)新行為的三個變量上，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案數(shù)平均值標準偏差tsig人力資源管理強度男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年齡差異對各研究變量的影響通過SPSS25.0進行單因素方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在本次研究中（見表4-10），人力資源管理強度、組織支持感和員工創(chuàng)新行為三個研究變量在年齡上均無顯著差異。表4-10各研究變量在年齡上的差異比較變量選項個案數(shù)平均值標準偏差F顯著性人力資源管理強度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工作年限差異對各研究變量的影響通過SPSS25.0進行單因素方差分析，結(jié)果顯示（見表4-11）在本次研究中，人力資源管理強度、組織支持感以及員工創(chuàng)新行為三個變量在工作年限上并無顯著差異。表4-11各研究變量在工作年限上的差異比較變量選項個案數(shù)平均值標準偏差F顯著性人力資源管理強度三個月至一年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)性分析運用SPSS25.0進行皮爾遜相關(guān)性分析，結(jié)果顯示（見表4-12），人力資源管理強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度組織支持感員工創(chuàng)新行為人力資源管理強度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，具體見附錄。4.4回歸分析（1）人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為的主效應(yīng)檢驗。驗證假設(shè)H1。為驗證人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為的影響，本次研究運用SPSS25.0進行數(shù)據(jù)回歸分析，構(gòu)建回歸模型1和模型2（見表4-13）。在模型2中，在控制性別、年齡、工作年限后，發(fā)現(xiàn)人力資源管理強度對員工創(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，具體見附錄。注3：模型1：控制變量對員工創(chuàng)新行為的影響；模型2：控制變量和人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為的影響；模型3：控制變量和組織支持感對人力資源管理強度的影響；模型4：控制變量、人力資源管理強度、組織支持感對員工創(chuàng)新行為的影響；模型5：控制變量對組織支持感的影響；模型6：控制變量和人力資源管理強度對組織支持感的影響。（2）組織支持感中介效應(yīng)檢驗。本次研究將通過三個步驟驗證組織支持感的中介效應(yīng)。第一步，驗證自變量X對因變量Y是否存在顯著影響，在上述模型2中已驗證；第二步，驗證自變量X對中介變量M是否存在顯著影響；第三步，驗證中介變量M對因變量Y是否存在顯著影響；第四步，若以上驗證均成立，則驗證中介變量M的中介作用。在加入中介變量后，若人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為的影響仍舊顯著，說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，驗證假設(shè)H1，在上述模型2中已驗證。第二步，驗證假設(shè)H2。通過構(gòu)建模型5和模型6（見表4-13），結(jié)果顯示，在控制性別、年齡、工作年限后，人力資源管理強度對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，驗證假設(shè)H3。通過繼續(xù)沿用模型1并構(gòu)建模型3（見表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，驗證假設(shè)H4。通過繼續(xù)沿用模型2并構(gòu)建模型4（見表4-13），發(fā)現(xiàn)在加入中介變量組織支持感后，人力資源管理強度對員工創(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。通過以上四步的假設(shè)檢驗，結(jié)果顯示（見圖4-1），自變量人力資源管理強度與因變量員工創(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），通過公式c＝a*b+c’計算得出c＝0.725。 圖4-1組織支持感中介效用4.6假設(shè)檢驗結(jié)果本次研究構(gòu)建了以人力資源管理強度為自變量、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SPSS25.0對所收集的問卷數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析、信度與效度分析、人口統(tǒng)計學(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)均得到驗證（見表4-14）。表4-14假設(shè)檢驗結(jié)果4.7研究結(jié)論與啟示4.7.1研究結(jié)論本文研究基于當下社會現(xiàn)實，在競爭激烈的大環(huán)境及注重科技創(chuàng)新的經(jīng)濟發(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)實意義。人力資源管理強度作為一個評判人力資源管理系統(tǒng)綜合質(zhì)量的指標，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，更會關(guān)注人力資源管理的實施過程。員工通過對企業(yè)人力資源管理政策、措施的感知、理解、認可，更能感受到組織對其的關(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。基于此，本文構(gòu)建以人力資源管理強度為前因變量、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，通過收集的344份有效問卷并結(jié)合SPSS25.0進行數(shù)據(jù)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為具有正向的顯著影響，同時組織支持感在人力資源管理強度于員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。本文所提出的全部假設(shè)均得到良好驗證。4.7.2管理啟示本文研究發(fā)現(xiàn)人力資源管理強度對員工創(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度與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用?；诖颂岢鲆韵鹿芾韱⑹荆簭娜肆Y源管理強度對員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響可見，企業(yè)的人力資源管理措施不能流于形式，更要能夠落到實處。同時結(jié)合佛山市作為國家的制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級綜合改革試點城市，正積極推進科技創(chuàng)新，打造面向全球的國家制造業(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、實施，不僅僅是需要設(shè)計出一套完善的人力資源管理系統(tǒng)，更需要關(guān)注員工對人力資源管理政策、措施的感知，從人力資源管理強度入手，建立一個高人力資源管理強度的強情境，使員工能夠清晰準確理解并認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)的核心競爭力。從組織支持感在人力資源管理強度與員工創(chuàng)新行為中起部分中介作用可見，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)對其的關(guān)心與支持，通過與員工保持溝通，如建立企業(yè)信箱，打破組織內(nèi)部的單向溝通，及時了解員工的想法、回應(yīng)員工所關(guān)心的問題。除了對員工想法的尊重鼓勵，還可以通過培訓(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，從而促進員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。5.結(jié)語本文基于對344位佛山市已工作的被試進行問卷調(diào)查及數(shù)據(jù)分析，探討了人力資源管理強度對員工創(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)均得到驗證。而在本文的準備和驗證過程中仍存在一些不足，現(xiàn)總結(jié)如下：5.1研究不足本文通過構(gòu)建研究模型并結(jié)合問卷調(diào)查及數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：人力資源管理強度對員工創(chuàng)新行為具有顯著正向的影響。雖然在研究的過程中力求嚴謹，但仍存在一些不足。首先，本次研究的問卷數(shù)據(jù)不夠全面。在通過對本次問卷調(diào)查所收集的數(shù)據(jù)進行整理、分析后，發(fā)現(xiàn)本次研究在對員工基本情況的調(diào)查中，忽視了員工自身的受教育程度對其感知企業(yè)人力資源管理政策、措施的影響，同時也沒有根據(jù)行業(yè)類型對員工進行區(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度對其創(chuàng)新行為的影響。其次，為了真實了解員工對人力資源管理強度、組織支持感的感知，本次問卷調(diào)查采用匿名的方式，但仍不排除個別被調(diào)查者出于個人理由提高自己的創(chuàng)新行為的程度，或者存在被調(diào)查者會潛意識地隱藏其真實感受或作出對自己有利的答案，可能會對最終數(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，對于變量各個維度之間的關(guān)系仍有待進一步探索。5.3未來展望結(jié)合上述的研究不足，提出以下幾點未來研究的展望：首先，完善問卷調(diào)查的題目設(shè)置。在對企業(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)問卷題目，進一步在不同的行業(yè)類型進行相關(guān)變量的調(diào)查研究。其次，完善研究方法及研究體系。為進一步提高所得數(shù)據(jù)的可靠性、真實性，可以在問卷調(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），爭取通過進一步完善研究體系來減少數(shù)據(jù)的偏差，更客觀準確地展現(xiàn)相關(guān)變量間關(guān)系。最后，探討變量各個維度之間的關(guān)系。在后續(xù)的研究中，可以通過細分變量維度進一步地探究人力資源管理強度、組織支持感、員工創(chuàng)新行為三個變量的不同維度之間的關(guān)系。參考文獻陳倩倩,樊耘,李春曉.組織支持感對員工創(chuàng)新行為的影響研究——目標導(dǎo)向與權(quán)力動機的作用[J].華東經(jīng)濟管理,2018,32(02):43-50.陳巖,張堯,馬秋瑩.人力資源管理強度能夠提升員工創(chuàng)新行為嗎？基于服務(wù)業(yè)企業(yè)的研究[J].中國人力資源開發(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建言嗎？——一個被調(diào)節(jié)的中介模型[J].企業(yè)經(jīng)濟,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).顧遠東,彭紀生.組織創(chuàng)新氛圍對員工創(chuàng)新行為的影響:創(chuàng)新自我效能感的中介作用[J].南開管理評論,2010,13(01):30-41.黃勇,楊潔,胡賽賽.組織支持感與員工創(chuàng)造力——相對組織支持感和情感承諾的影響[J].貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2020(05):80-87.韓靜.人力資源管理強度、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.人力資源管理強度的研究回顧及在中國情境下的理論框架建構(gòu)[J].中國人力資源開發(fā),2017(10):6-15.賈建鋒,陳宬,焦玉鑫.如何喚醒“裝睡的員工”:人力資源管理強度對知識共享的影響機制研究[J].東北大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2021,23(04):26-33+9