The Characteristics of Paternal and Maternal Involvement in Adolescents' Upbringing and the Related Factors
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摘要: 为了解青少年的父母教养投入状况，采用伍新春等人修订的青少年评价父母教养投入行为问卷，对全国2 370名中小学生进行问卷调查。结果发现，其一，父母呈现基本相似的教养投入模式，即规则教导水平最高、生活照顾和学业支持居中、情感休闲水平最低。其二，无论是在总体上，还是在四个子维度(规则教导、生活照顾、学业支持和情感休闲)上，母亲的教养投入水平都显著高于父亲。其三，母亲对女孩的生活照顾、情感休闲和规则教导显著多于男孩；父亲对男孩的规则教导和学业支持显著多于女孩；父母教养投入水平都随青少年年龄的增长而显著下降；父母对独生子女的教养投入水平都显著高于非独生子女；主观家庭社会经济地位越高，父母教养投入水平越高。
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关键词:
- 青少年 /
- 父亲教养投入 /
- 母亲教养投入 /
- 主观家庭社会经济地位
Abstract: In order to understand the status of parental involvement in adolescents' upbringing, the revised Questionnaire of Adolescents Appraising Parental Involvement Behavior was used to investigate 2370 primary and secondary school students in China. The results are as follows. Fathers and mothers demonstrate basically similar patterns of parental involvement, namely the highest level of discipline and reprimand, the middle level of childcare and schoolwork support, and the lowest level of emotion and leisure. Maternal involvement is significantly higher than paternal involvement, both in general and on the four sub-dimensions (discipline and reprimand, childcare, schoolwork support, and emotion and leisure). Adolescents of different genders show a significant difference in the influence on parental involvement. Maternal involvement in childcare, emotion and leisure, and discipline and reprimand for girls is significantly higher than that for boys; paternal involvement in discipline and reprimand and schoolwork support for boys is significantly higher than that for girls. Both paternal and maternal involvement significantly decrease with the growth of adolescents. Both paternal and maternal involvement for only children are significantly higher than that for non-only children. The higher the family's subjective socio-economic status is, the greater the parental involvement is. -
一. 问题提出
创新是企业生命的源泉[1]，员工创新行为是企业创新的基础，因而成为业界和学界共同关注的话题[2]。业界试图通过营造组织创新氛围以激发员工创新行为，但组织创新氛围的营造并不必然激发员工进行创新活动，企业花费诸多资源激励员工创新却未能达成所愿的案例比比皆是。究其主要原因，可能在于组织创新氛围影响员工创新行为的关系受到了其他因素的影响，如虽然组织出台政策营造创新氛围鼓励员工创新，但创新政策的实施并没有得到管理层的支持和贯彻，作为员工的直属上司不支持创新，则组织创新政策就会成为一纸空文，创新氛围的营造也会停留在高层管理者的想象之中。组织创新氛围如何才能激发出员工的创新行为是值得实践界和学术界共同探讨的问题。
学界关于组织创新氛围影响员工创新行为的研究不断涌现[3-4]，近年来学者开始深入探究组织创新氛围激发员工创新行为的机制，如顾远东和彭纪生探究了组织创新氛围影响员工创新行为的中介机制[5]；Liu等通过元分析发现内部动机和自我效能感是外部环境因素影响员工创新的两个主要动力机制[6]。根据创造性成分理论，内部动机是连接个体因素、环境因素与创造性的首要动力机制[7]，外部环境只有激发员工内部动机，让员工对创新感兴趣，才能激发员工的创新行为。而根据社会认知理论，自我效能感是解释个体因素、环境因素影响个体创新行为的另一动力机制[8-9]，外部环境只有让员工感觉能胜任创新工作，才能激发员工的创新行为。
虽然理论表明内部动机和自我效能感是外部环境影响员工创新行为的两大动力机制，但直接检验内部动机和自我效能感在组织创新氛围影响员工创新行为关系中的中介作用的研究还很少，且既有的检验内部动机和自我效能感中介外部环境影响员工创新行为的实证研究出现了争议性结果。如Zhang和Bartol发现了内部动机完全中介授权型领导对员工创造性的影响[10]；而Shalley和Perry-Smith则发现内部动机在预期评价对创造性的影响中不具有中介作用[11]；Gong等发现创造性自我效能中介变革型领导对员工创造性的影响[12]，但Akinlade却发现创造性自我效能并不能在变革型领导影响员工创造性的关系中起到中介作用[13]。内部动机和自我效能感在外部环境影响员工创新行为关系中的中介作用似乎是不稳定的，受到了其他因素的调节。鉴于领导在员工创新活动中具有重要性并承担着为员工提供创新支持和服务的角色，本研究尝试探讨服务型领导对组织创新氛围影响员工创新行为关系中的两条动力机制(即内部动机和自我效能感)的调节效应以及两条动力机制的独立性，寻解在高服务型领导下组织创新氛围能否更好地通过提高员工内部动机和自我效能感增加员工的创新行为。
二. 理论基础与研究假设
一 组织创新氛围影响员工创新行为的主效应
员工创新行为是指员工提出创新想法、发展思想，并有意识地将解决问题的新思想投入使用的过程，从而提升产品、服务或程序[14]。创新行为包括创意的产生及其在组织中的应用[15]。组织通过营造创新氛围可以有效促进员工的创新行为，主要是因为：一方面，组织营造创新氛围会为员工创新活动提供资源，而物资资源、资金资源、时间资源以及专家资源对于创新必不可少[16]，对资源的有效利用会促进员工创新[17]；另一方面，组织营造创新氛围会增加对员工探索过程中所犯错误的包容度。创新是一项充满风险性的活动，需要员工不断尝试挑战现状打破权力平衡状态，从而会增加对未来的不可预测性[18]。创新过程中组织容许员工犯错会激励员工从事风险性的创新活动、员工冒险意愿的提高会增加员工从事创新活动的意愿[19]。此外，组织营造创新氛围会让整个公司充满创新热情，身处创造性同事之中会增加员工的创新行为[20]。实证研究也表明，组织创新氛围有助于增加员工的创新行为[5]。基于以上分析，本研究提出假设1。
假设1：组织创新氛围正向影响员工创新行为。
二 内部动机和自我效能感在组织创新氛围影响员工创新行为关系中的中介效应
内部动机是指人们参与某项活动主要是因为他们发现活动本身是有趣的、愉快的和富有挑战性的程度[21]。认知评价理论认为，内部动机的提高是因为外部环境满足了个体的内部需要，就像一个人饿了会吃饭一样，为了满足外部需要产生的是外部动机，为了满足内部需要产生的便是内部动机。自主需要和能力感都是人最基本的需要，外部环境如果让个体感觉到自主和能胜任，便能提高个体的内部动机[22]。一方面，高创新氛围的组织会给予员工更多的自主性，支持员工试误，让员工有更多的自主感；另一方面，高组织创新氛围的组织还会为员工提供创新土壤[23]，为员工提供资源支持创新从而增强员工的能力感。自主感和能力感的提升都会增强员工的内部动机。
根据创造性成分理论，内部动机是创新的主要动力[7]。当员工因为兴趣而从事创新活动时，会投入更多的时间和精力去探索问题，找到解决方案[24]。面对创新过程中的挫折，基于内部动机去探索问题的员工也更倾向于坚持不放弃。实证研究也表明，内部动机有助于促进员工创新[10, 25]。基于以上分析，高组织创新氛围会增强员工的内部动机，员工内部动机的提高可以提高员工的创新行为，本研究提出假设2a。
假设2a：内部动机中介组织创新氛围对员工创新行为的影响。
自我效能感是指个体相信自己可以达成某一结果的程度[26]。社会认知理论认为自我效能感取决于四个因素：过去的成就、替代性经验、言语劝说和生理状态[26]。组织创新氛围可以通过言语劝说和生理状态影响员工的自我效能感。高组织创新氛围下，一方面，员工可能会感受到来自组织的支持，如同周围同事一起探索共同解决创新问题、收到来自同事的鼓励、身边有高创造性同事，会增加员工的创新行为[20]；另一方面，企业对员工犯错的包容度也会更高，员工能更好地保持积极的生理和心理状态。因此，高组织创新氛围有助于提升员工的自我效能感。
创新是一个充满风险的过程，需要员工不断地尝试和努力[27]。高自我效能感的员工会更倾向于挑战现有的标准和惯例，打破传统[28]。面对挫折和失败，高自我效能的个体也更容易抵御失败，付出持续不断的努力，更不容易放弃[29]。实证研究和元分析也表明高自我效能感可以促进创新[6, 12]。基于上述分析，组织创新氛围有助于促进员工的自我效能感，而员工的自我效能感有助于促进员工创新行为，本文提出假设2b。
假设2b：自我效能感中介组织创新氛围对员工创新行为的影响。
三 服务型领导在组织创新氛围影响内部动机与自我效能感关系中的跨层调节效应
高组织创新氛围为员工提供更多的自主性，并为员工提供创新土壤增强员工的能力感[23]，从而提高员工的内部动机。而组织创新氛围对员工内部动机的正向影响可能被服务型领导加强。
服务型领导可以通过加强组织创新氛围影响内部动机过程的能力感，从而强化组织创新氛围对内部动机的正向效应。服务型领导是指领导想要主动为下属服务[30]，与其他领导方式最终目标是企业的成长不同，服务型领导关注的是服务下属[31]。他们会在组织内部创造机会帮助追随者成长，创造出一个氛围鼓励下属成为最好的自己[32]。帮助下属成长、为下属提供服务、鼓励下属成为更好的自己均可提升下属的能力感[33]。实证研究也表明服务型领导可以提高员工的能力感[33]，如Chen等的研究发现主管的服务型领导方式会增加员工的能力感。服务型领导强化的能力感会加强组织创新氛围对内部动机的影响。
服务型领导还可以通过加强组织创新氛围影响员工内部动机过程中的自主感，从而强化组织创新氛围对内部动机的正向效应。服务型领导会给予员工更多的信任和更大的授权，员工会有更多的自由[34-35]。自主感的获得会培养员工无私的态度，反过来也更愿意为领导服务[36]。服务型领导强化的自主感会加强组织创新氛围对内部动机的影响。基于上述分析，服务型领导可以通过强化自主感和能力感来调节组织氛围与内部动机之间的关系，本文提出假设3a。
假设3a：服务型领导跨层调节组织创新氛围与内部动机之间的关系，当领导属于高服务型领导时，组织创新氛围对内部动机的正向效应更强；当领导属于低服务型领导时，组织创新氛围对内部动机的正向效应更弱。
服务型领导和组织创新氛围会协同提高员工自我效能感。高组织创新氛围会为员工提供更多的言语劝说和情感支持，从而提高员工的自我效能感。但组织制度和领导行为并不总是统一的，组织提倡创新并不意味着领导会鼓励下属从事创新工作。如果说组织创新氛围是从企业制度层面倡导创新，给予员工创新支持，那么服务型领导则是从领导层面为员工创新提供支持。
服务型领导关注追随者的成长[31]，鼓励下属成为最好的自己[32]。来自领导的鼓励和支持会在三个方面帮助员工提高自我效能感。第一，当鼓励来自领导直接的言语劝说，正向的支持和反馈会让下属相信自己更能胜任创造性工作[37]。第二，领导的鼓励和支持会为下属提供情感支持，当下属创新面临挫折时，领导的情感支持更有可能让员工坚持下去。第三，领导在组织内部创造条件帮助下属成长会提高员工的能力，而能力和自我效能高相关[38]，能力的提高也会增强员工的自我效能感。基于以上分析，本文提出假设3b。
假设3b：服务型领导跨层调节组织创新氛围与员工自我效能感之间的关系，当领导属于高服务型领导时，组织创新氛围对员工自我效能感的正向效应更强；当领导属于低服务型领导时，组织创新氛围对员工自我效能感的正向效应更弱。
四 服务型领导跨层调节内部动机和自我效能感的中介效应
组织创新氛围通过增强员工自主感和能力感提高员工的内部动机[23]，进而增强员工的创新行为。虽然尚没有研究直接表明组织创新氛围通过内部动机影响员工创新行为，但洪雁和王端旭已发现内部动机中介组织支持氛围对员工创新行为的影响[39]。
高服务型领导下，能从领导层面为员工创新提供支持和服务，加强员工的内部动机，增强组织创新氛围通过内部动机影响员工创新行为的效应；低服务型领导下，即使组织层面倡导创新，但作为员工的直属上司不为员工提供服务，组织的倡导也更可能流于形式。基于以上分析，本文提出假设4a。
假设4a：服务型领导跨层调节内部动机在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介作用，当领导属于高服务型领导时，内部动机的中介作用更强；当领导属于低服务型领导时，内部动机的中介作用更弱。
组织创新氛围能通过提高员工的自我效能感增强员工创新行为。顾远东和彭纪生的研究表明，自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间起到中介作用[5]。高服务领导情境下，领导会给员工更多正面的反馈和鼓励，强化组织创新氛围通过自我效能感影响员工创新行为的效应；而低服务领导情境下，即使组织层面倡导创新，但缺乏领导的支持鼓励和帮助，员工也很难实现创新。基于以上分析，本文提出假设4b。
假设4b：服务型领导跨层调节自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介作用，当领导属于高服务型领导时，自我效能感的中介作用更强；当领导属于低服务型领导时，自我效能感的中介作用更弱。
本研究的模型图如图 1所示。
三. 研究设计
一 研究样本与程序
本研究以某企业多个城市公司的一线员工为调研对象。每个城市公司设有不同的领导管辖，是一个相对独立的主体，城市公司的平均规模在30—40人左右，内部实现扁平化管理。调研开始前，研究者与人力资源部工作人员、一线员工进行了多次访谈，对量表中部分题目进行了适当调整以增加情境适用性。研究人员配合该公司的年度问卷调查进行调研，采用纸质问卷形式由上至下发放，保障了问卷的回收率。
此次调研共发放并回收1 331份问卷，共获得1 297份有效数据，分布在35个城市公司，平均每个城市公司37.06人。获取的样本中，性别：男性541人，女性756；学历：硕士及以上24人，本科790人，大专483人；婚姻：未婚868人，已婚426人，离异3人；出生年份：1990年及以后68人，1985—1989年918人，1980—1984年236人，1979年及以前75人。
二 测量工具
本研究采用的测量工具均为国内外研究中的成熟量表，外文量表通过翻译回译获得，所有量表均采用5点评分。
1.组织创新氛围。本研究采用Bock等[40]的量表测量组织创新氛围，该量表共包含3个题项。员工评价感知到的组织创新氛围，从1到5代表“非常不同意”到“非常同意”。例题如：我所在的城市公司鼓励各种新的尝试，即使这种尝试最后很可能失败。在本研究中，组织创新氛围的克隆巴赫系数α=0.85。
2.服务型领导。本研究采用Ehrhart[41]的量表测量服务型领导，该量表共包含11个题项。员工自评感知到的服务型领导的程度，从1到5代表“非常不同意”到“非常同意”。为了提高量表在调研企业的情境适用性，本研究将原题中的“领导”改为了“我所在的城市公司负责人”。例题如：我所在的城市公司的负责人会尽力帮助别人发挥潜能，展现最好的一面。在本研究中，服务型领导的克隆巴赫系数α=0.95。
3.自我效能感。本研究采用Judge等[42]的量表测量员工的自我效能感，共包含2个题项。员工自评自我效能感，从1到5代表“非常不同意”到“非常同意”。例题如：我有足够的竞争力，能够在社会上生存。在本研究中，自我效能感的克隆巴赫系数α=0.73。
4.内部动机。本研究采用Gagné等[43]的量表测量员工的内部动机，共包含3个题项。员工自评内部动机，从1到5代表“非常不符合”到“非常符合”。例题如：我从事我的工作是因为在工作中我能得到乐趣。在本研究中，内部动机的克隆巴赫系数α=0.88。
5.员工创新行为。本研究采用Parker和Collins[44]的量表测量员工创新行为，共含3个题项，员工自评创新行为的频率，从1到5代表“从不”到“非常频繁”。例题如：产生一些很有创意的想法。在本研究中，员工创新行为的克隆巴赫系数α=0.76。
6.控制变量。参照以往的创新研究，本文将性别、学历和工作年限纳入模型加以控制[45-47]。以往研究发现组织的支持会显著影响员工的创造性[47-48], 因此本研究将组织支持感作为控制变量。组织支持感采用Eisenberger等[49]的量表，共包含6个题项，克隆巴赫系数α=0.75。
四. 研究结果
一 验证性因子分析
本研究采用验证性因子分析检验变量之间的区分效度。组织创新氛围、服务型领导、内部动机、自我效能感、员工创新行为的验证性因子分析结果见表 1。如表 1所示，五因子模型拟合度良好：x2(67)= 201.62，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.04，SRMR=0.03，且各项指标均显著优于其他模型，说明本研究的变量之间有较好的区分效度。
表 1 验证性因子分析结果x2 df x2/df CFI TLI RMSEA SRMR 五因子 201.62 67 3.01 0.99 0.98 0.04 0.03 四因子 803.41 71 11.32 0.94 0.92 0.09 0.07 三因子 1 745.71 74 23.59 0.86 0.82 0.13 0.11 二因子 3 120.30 76 41.06 0.74 0.69 0.18 0.11 一因子 4 018.42 77 52.19 0.66 0.60 0.20 0.14 注：五因子模型为组织创新氛围、服务型领导、内部动机、自我效能感、员工创新行为；四因子模型为组织创新氛围、服务型领导、内部动机+自我效能感、员工创新行为；三因子模型为组织创新氛围+服务型领导、内部动机+自我效能感、员工创新行为；二因子模型为组织创新氛围+服务型领导、内部动机+自我效能感+员工创新行为；一因子模型为组织创新氛围+服务型领导+内部动机+自我效能感+员工创新行为。 二 描述性统计
本研究各变量之间的描述性统计分析结果见表 2。由表 2可知，组织创新氛围与自我效能感(r=0.23，p < 0.01)、内部动机(r=0.44，p < 0.01)和员工创新行为(r= 0.26，p < 0.01)均显著相关，自我效能感(r=0.43，p < 0.01)、内部动机(r=0.34，p < 0.01)与员工创新行为也显著相关，为进一步检验内部动机与自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介作用奠定了基础。
表 2 描述性统计结果(N=1 297)1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1.学历1 2.学历2 -0.17** 3.性别 -0.07* -0.06* 4.工作年限1 -0.001 -0.05 -0.02 5.工作年限2 -0.01 -0.06* -0.05 0.66** 6.工作年限3 -0.03 -0.01 -0.04 0.41** 0.30** 7.组织支持 0.05 -0.03 0.11** 0.002 -0.04 -0.02 8.组织创新氛围 0.03 -0.01 0.04 0.004 -0.02 -0.01 0.70** 9.自我效能感 -0.02 -0.01 0.10** 0.001 0.001 0.02 0.21** 0.23** 10.内部动机 0.02 -0.07* 0.08** 0.03 0.03 -0.02 0.44** 0.44** 0.31** 11.服务型领导 0.02 -0.03 0.05 -0.004 -0.02 -0.03 0.21** 0.24** 0.07* 0.17** 12.员工创新行为 0.03 0.03 0.16** 0.05 0.06* 0.02 0.27** 0.26** 0.43** 0.34** 0.05 平均值 0.02 0.61 0.42 0.09 0.13 0.5 3.53 3.84 4.11 3.86 3.92 3.54 标准差 0.14 0.49 0.49 0.45 0.49 0.61 0.53 0.60 0.55 0.62 0.21 0.56 注：*为p < 0.05，**为p < 0.01，双侧检验。学历1：硕士及以上为1，其余为0；学历2：本科为1，其余为0;工作年限1:工作年限大于等于5年为1, 其余为0;工作年限2:工作年限大于等于3年小于5年为1, 其余为0；工作年限3：工作年限大于等于1年小于3年为1，其余为0。表 3同。 表 3 跨层次模型检验结果内部动机 自我效能感 员工创新行为 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 个体层面 学历1 -0.06 -0.04 -0.08 -0.08 0.17 0.21* 学历2 -0.08 -0.07 -0.00 -0.01 0.06* 0.08** 性别 0.05 0.04 0.09 0.09 0.16*** 0.13*** 工作年限1 0.02 0.03 0.00 0.01 0.00 0.00 工作年限2 0.05 0.04 0.00 -0.01 0.08 0.07 工作年限3 -0.02 -0.03 0.02 0.02 0.01 0.00 支持 0.30*** 0.27*** 0.08* 0.03 0.16*** 0.09* 组织创新氛围 0.27*** 0.26*** 0.17*** 0.21*** 0.14*** 0.04 自我效能感 0.34*** 内部动机 0.16*** 团队层面 服务型领导 0.32** 0.15* 交互项 组织创新氛围感知×服务型领导 0.03 0.25* 注：*为p < 0.05，**为p < 0.01，***为p < 0.001，双侧检验。 三 数据聚合
在将服务型领导由个体层面汇聚到团队层面之前，首先对聚合指标Rwg(j)、ICC(1)和ICC(2)进行检验，以判定变量是否适合汇聚到团队层面。服务型领导Rwg(j)的平均值分别为0.96，大于0.70的临界值[50]；ICC(1)值为0.06，ICC(2)值为0.70，大于0.5的临界值[51]。其中，ICC(1)虽然略微偏低，但国际有较多研究表明ICC(1)为0.06是可以接受的[52-55]。因此，参照国际通用做法将其汇聚到团队层面。
四 假设检验
鉴于服务型领导处于团队层面，而组织创新氛围、自我效能感、内部动机和员工创新行为处于个体层面，且研究涉及跨层被调节的中介效应，因此本研究采用MPLUS7.11构建多层次被调节的中介效应模型对主要研究假设进行了检验，跨层回归系数如表 3所示。
1 组织创新氛围影响员工创新行为的主效应
为了检验组织创新氛围影响员工创新行为的主效应，用员工创新行为对组织创新氛围做了回归分析，结果表明组织创新氛围对员工创新行为有显著正向影响：β=0.14，p < 0.001(见模型5)，支持了假设1。
2 内部动机和自我效能感在组织创新氛围影响员工创新行为关系中的中介效应
本文采用回归分析、路径分析和拔靴法同时检验内部动机和自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介效应(即假设2a和假设2b)。回归分析中采用三步法检验内部动机和自我效能感的中介作用。第一步，用员工创新行为对组织创新氛围做回归，结果表明组织创新氛围对员工创新行为有显著正向影响(β=0.14，p < 0.001，见模型5)。第二步，用内部动机和自我效能感分别对组织创新氛围做回归，结果发现组织创新氛围对内部动机(β=0.27，p < 0.001)和自我效能感(β=0.17，p < 0.001)均有显著的正向影响(见模型1和模型3)。第三步，在组织创新氛围影响员工创新行为的模型基础上同时加入内部动机和自我效能感，结果表明中介变量内部动机(β=0.16，p < 0.001)和自我效能感(β=0.34，p < 0.001)对员工创新行为均有显著的正向影响，且组织创新氛围对员工创新行为的影响不再显著(β=0.04，p>0.05，见模型6)，说明内部动机与自我效能感能同时中介组织创新氛围对员工创新行为的影响，初步支持了假设2a和假设2b。
为了增加研究结果的稳健性，本研究同时采用路径分析和拔靴法检验内部动机和自我效能感的中介作用。路径分析结果显示，内部动机在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介效应显著(β=0.04, p < 0.001)；自我效能在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介效应显著(β=0.04, p < 0.001)。2 000次拔靴法结果显示，内部动机中介作用99%的置信区间为[0.02, 0.07]，中介效应显著, 支持了假设2a；自我效能感中介作用99%的置信区间为[0.01, 0.06]，中介效应显著，支持了假设2b。这说明内部动机和自我效能感在组织创新氛围影响员工创新行为的关系中具有独立中介作用。
3 服务型领导在组织创新氛围影响内部动机与自我效能感关系中的跨层调节效应
为了检验服务型领导跨层调节组织创新氛围与内部动机之间的关系，以组织创新氛围影响内部动机的斜率作为因变量对服务型领导做回归(表 3中以组织创新氛围×服务型领导表示)。回归结果表明，服务型领导在组织创新氛围与内部动机之间的调节作用不显著(γ=0.03, p>0.05，见模型2)。2 000次拔靴法95%的置信区间为[-0.10, 0.11]，包含0，说明服务型领导在组织创新氛围与内部动机之间的跨层调节效应不显著，不支持假设3a。
为了检验服务型领导跨层调节组织创新氛围与自我效能感之间的关系，以创新氛围影响自我效能感的斜率作为因变量对服务型领导做回归(表 3中以组织创新氛围×服务型领导表示)。回归结果表明，服务型领导在组织创新氛围与自我效能感之间的调节作用显著：γ=0.25, p < 0.05(见模型4)。2 000次拔靴法95%的置信区间为[0.01, 0.23]，不包含0，说明服务型领导在组织创新氛围与自我效能感之间的跨层调节效应显著。
在调节效应显著的基础上，为了进一步检验服务型领导在组织创新氛围与自我效能感之间调节作用的方向，根据路径分析参数结果，在Preacher的网站上画出了跨层调节效应图，为了方便读者阅读，对图片的坐标轴名称和值域范围进行了微调(见图 2)。由图 2可知，当服务型领导高时，组织创新氛围对自我效能感的正向效应更强，支持了假设3b。
4 服务型领导跨层调节内部动机和自我效能感的中介效应检验
本研究用拔靴法和蒙特卡洛检验了服务型领导调节自我效能感与内部动机的中介作用。对于内部动机中介作用的调节效应，2 000次拔靴法结果显示，95%的置信区间为[-0.015, 0.023]，被调节的中介效应不显著(见表 4)。采用蒙特卡洛分析进行再次检验，结果表明服务型领导调节内部动机的中介效应95%置信区间为[-0.015, 0.023]，包含0，被调节的中介效应不显著。假设4a未得到支持。
表 4 内部动机被调节的中介效应分析结果估计值 标准误 95%置信区间 高服务型领导 0.041 0.011 [0.018, 0.063] 低服务型领导 0.037 0.012 [0.014, 0.060] 被调节的中介 0.004 0.010 [-0.015, 0.023] 对于自我效能感中介作用的调节效应，2 000次拔靴法结果显示，95%的置信区间为[0.005, 0.084](见表 5)，被调节的中介效应显著。同样采用蒙特卡洛分析进行再次检验，蒙特卡洛分析结果表明服务型领导调节自我效能感的中介效应95%置信区间为[0.003, 0.089]，被调节的中介效应显著。高服务型领导时，自我效能感的中介作用更强，支持了假设4b。
表 5 自我效能感被调节的中介效应分析结果估计值 标准误 95%置信区间 高服务型领导 0.094 0.017 [0.061, 0.128] 低服务型领导 0.050 0.016 [0.018, 0.081] 被调节的中介 0.045 0.020 [0.005, 0.084] 五. 结论与讨论
一 研究结论
在企业管理实践中，营造组织创新氛围是企业通常采用的激发员工创新行为的方式，但组织创新氛围在什么情况下才能激发员工创新行为尚不清晰。本文基于创造性成分理论和社会认知理论探究了服务型领导对于组织创新氛围影响员工创新行为动力机制的强化作用，通过实证检验得出以下结论。
1.内部动机和自我效能感可以同时中介组织创新氛围对员工创新行为的影响。本研究将内部动机和自我效能感同时纳入回归模型，发现二者在解释组织创新氛围影响员工创新行为的关系中均具有独特的解释力。组织创新氛围不仅可以通过提高员工的内部动机，也可以通过增强员工的自我效能感提高员工的创新行为。这与以往的研究结论是一致的，如Shalley等指出外部环境可以通过内部动机影响个体的创造性[56]; 顾远东和彭纪生的实证研究则表明自我效能感能中介组织创新氛围对员工创新行为的影响[5]。但以往的研究更多只关注到了单独的中介效应，对于两种动力机制同时起作用的探讨还停留于理论层面[6]。本文同时检验了内部动机和自我效能感的中介效应，是对以往实证研究的有益补充。
2.服务型领导不能调节内部动机的中介作用。内部动机可以中介组织创新氛围对员工创新行为的影响，但服务型领导不能调节内部动机的中介作用。被调节的中介作用不显著，一方面可能是因为组织创新氛围通过内部动机影响员工创新行为这条路径是较稳定的。虽然以往研究表明员工的内部动机也受环境因素影响[7, 56]，但内部动机作为环境影响员工创新的首要动力机制[7]，其中介作用相对于自我效能感的中介作用似乎是更稳定的。另一方面则可能是因为服务型领导的调节作用力不够，不足以对内部动机的中介作用产生调节效应。
3.服务型领导可以调节自我效能感的中介作用。这一研究结果似乎表明自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介作用是会受到外界环境改变的。自我效能感会受到四个因素的影响：过去的成就、替代性经验、言语劝说和生理状态[26]，而这四个因素都与环境密不可分。本研究发现服务型领导可以强化自我效能感的中介作用，与组织创新氛围协同影响员工自我效能感。
二 理论贡献
1.基于创造性成分理论的内部动机在组织创新氛围影响员工创新行为中所起的中介作用是更稳定的。创造性成分理论认为内部动机是外部环境影响员工创新行为首要的动力机制[7]，外部环境会通过内部动机影响个体的创造性[56]。本研究基于创造性成分理论，检验了服务型领导对内部动机在组织创新氛围影响员工创新行为关系中的中介效应的调节作用，发现服务型领导不能调节内部动机的中介效应。这似乎表明基于创造性成分理论的内部动机所起的中介作用是稳定的，组织创新氛围可以稳定地通过内部动机影响员工创新行为。
2.基于社会认知理论的自我效能感在组织创新氛围影响员工创新行为中所起的中介作用更容易改变。社会认知理论认为自我效能感也是环境因素影响个体创造性不可或缺的动力因素[8-9]。本研究基于社会认知理论检验了服务型领导对自我效能感在组织创新氛围影响员工创新行为关系中的中介效应的调节作用，发现服务型领导可以调节自我效能感的中介效应，高服务型领导下，组织创新氛围通过自我效能感影响员工创新行为的效应更强。这似乎表明，基于社会认知理论的自我效能感所起的中介作用是较容易受到环境影响的，服务型领导可以强化组织创新氛围通过自我效能感影响员工创新行为的效应。
3.比较了两种理论视角下中介效应的独立性。本研究同时基于创造性成分理论和社会认知理论检验了内部动机和自我效能感在组织创新氛围与员工创新行为之间的中介效应，发现二者都具有独特的解释力。内部动机从某种意义上说明了员工从事创造性工作的意愿，但有意愿并不代表员工就能做好创新工作，而自我效能感从某种意义上说明了员工相信自己是否能做好，是能力的体现[6]。因此，两种动力机制独立作用于员工的创新行为。
三 管理启示
1.组织应注重培养企业创新氛围激励员工创新行为。高组织创新氛围可以激发出员工创新行为，而员工创新行为是企业创新的基础。未来企业应该完善企业创新制度，通过多种方式营造组织创新氛围，如设置提供创新绩效奖、设置创新团队小组、为员工创新提供组织支持等。只有支持并且包容犯错的高组织创新氛围情境才能孕育出员工的创新行为。
2.组织要注意保护员工的内部动机和自我效能感。组织创新氛围之所以能促进员工创新行为是因为组织创新氛围可以提高员工的内部动机和自我效能感，组织应该尽可能保护其中的机制。如果组织只是在制度层面提倡创新，但做出的实际行动却打压了员工的积极性和自我效能感，那么此时即使管理者认为企业已经在大力倡导创新，提供创新支持了，企业也不能孵化出员工的创新行为。
3.员工创新过程中，领导可以采用服务型领导促进员工的自我效能感。组织创新氛围影响员工创新行为的路径中内部动机是相对稳定的，而自我效能感可以受到服务型领导的调节。未来领导可以采用服务型领导方式促进组织创新氛围通过自我效能感影响员工创新行为的过程，进一步促进组织创新氛围对员工创新行为的积极效应。
四 研究不足与展望
1.本研究可能存在同源方差。本研究所有数据均来自同一批员工，虽然过程中采用一定的措施进行控制，同时服务型领导属于团队层面，数据处理时采用个体层面数据聚合得到团队层面数据，但同一批员工的数据难免仍然会有同源方差问题。未来的研究应该增加数据的多元性，以尽可能降低研究的同源方差。
2.可能存在社会赞许效应。本研究的员工创新行为采用自评进行数据采集，一方面因为创新行为属于员工的个体行为，旁人很难观察到；另一方面也因为以往研究中创新行为多采用员工自评进行测量[39, 57, 58]。但创新行为属于积极性行为，采用员工自评依然可能出现社会赞许效应，出现员工自我高估的倾向。未来的研究可以采用他评来避免社会赞许效应。
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表 1 样本人口统计学变量描述统计
类别 人数(N=2 370) 百分比(%) 青少年性别 男 1 094 46.2 女 1 259 53.1 缺失 17 0.7 年级 小学五年级 715 30.2 初中二年级 1 041 43.9 高中二年级 614 25.9 独生子女 是 1 491 62.9 否 856 36.1 缺失 23 1.0 
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表 2 父母教养投入的描述性统计
教养投入 父亲
M±SD母亲
M±SD总均分 2.08±0.84 2.52±0.84 生活照顾 2.14±0.96 2.87±0.82 学业支持 1.98±1.08 2.31±1.11 情感休闲 1.85±0.96 2.29±1.00 规则教导 2.96±0.94 3.18±0.86
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表 3 青少年特征在父母教养投入上的描述性统计
教养投入 性别 年龄 是否独生子女 男生
n=1 094
M±SD女生
1 259
M±SD早期
715
M±SD中期
1 041
M±SD晚期
614
M±SD独生
1 491
M±SD非独
856
M±SD父亲生活照顾 2.16±0.94 2.11±0.97 2.40±0.94 2.13±0.93 1.83±0.92 2.22±0.97 1.99±0.91 父亲学业支持 2.04±1.07 1.93±1.09 2.42±1.02 2.01±1.04 1.42±0.96 2.14±1.07 1.70±1.70 父亲规则教导 3.04±0.90 2.90±0.97 3.18±0.84 2.99±0.91 2.67±1.00 3.05±0.92 2.82±0.94 父亲情感休闲 1.85±0.94 1.85±0.98 2.25±0.92 1.84±0.93 1.39±0.83 2.03±0.96 1.54±0.86 母亲生活照顾 2.75±0.84 2.97±0.80 3.16±0.74 2.83±0.81 2.60±0.83 2.98±0.79 2.66±0.84 母亲学业支持 2.26±1.10 2.35±1.11 2.82±0.96 2.34±1.07 1.68±1.00 2.51±1.07 1.97±1.08 母亲规则教导 3.12±0.88 3.24±0.84 3.44±0.72 3.20±0.83 2.87±0.96 3.26±0.84 3.04±0.89 母亲情感休闲 2.10±0.96 2.46±0.99 2.68±0.92 2.27±0.98 1.87±0.92 2.49±0.96 1.93±0.96
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表 4 主观家庭社会经济地位对父亲与母亲教养投入的回归分析
父亲教养投入 母亲教养投入 自变量 生活照顾 学业支持 情感休闲 规则教导 自变量 生活照顾 学业支持 情感休闲 规则教导 β β β β β β β β M1 年龄 -0.19*** -0.33*** -0.31*** -0.19*** M1 年龄 -0.23*** -0.36*** -0.28*** -0.23*** 性别 0.03 0.05** 0.01 -0.08*** 性别 0.13*** 0.03 0.18*** 0.07** 是否独生 -0.09*** -0.14*** -0.20*** -0.08** 是否独生 -0.16*** -0.18*** -0.23*** -0.09*** R2 0.05 0.15 0.15 0.06 R2 0.11 0.19 0.18 0.08 F 42.98*** 131.50*** 104.81*** 44.83*** F 92.37*** 174.37*** 173.36*** 62.68*** M2 年龄 -0.12*** -0.25*** -0.21*** -0.13*** M2 年龄 -0.17*** -0.29*** -0.19*** -0.18*** 性别 -0.05* -0.07** 0.02 -0.09*** 性别 0.12*** -0.02 0.16*** 0.06** 是否独生 -0.06** -0.12 -0.17*** -0.07*** 是否独生 -0.14*** -0.16*** -0.20*** -0.08*** 家庭SSS 0.19*** 0.19*** 0.25*** 0.16*** 家庭SSS 0.15*** 0.19*** 0.22*** 0.15*** R2 0.08 0.18 0.21 0.08 R2 0.12 0.21 0.22 0.09 ΔR2 0.03 0.03 0.05 0.02 ΔR2 0.01 0.02 0.04 0.01 F 50.45*** 123.18*** 150.26*** 46.71*** F 81.91*** 155.69*** 166.58*** 59.23*** 注：*P < 0.05, * *P < 0.01, * * *P < 0.001。虚拟变量编码：独生子女编码为0，非独生子女编码为1；男生编码为0，女生编码为1。
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