心理授權與員工創(chuàng)新行為關系的元分析摘要本研究采用元分析的方法探討心理授權及其維度與員工創(chuàng)新行為之間的關系以及影響因素。通過中外文獻檢索和篩選,共有35篇文獻114個獨立樣本符合元分析標準(N=11050)。結果顯示,心理授權及其4個維度（工作意義、自我效能、自我決定、工作影響）均與員工創(chuàng)新行為中等程度正相關，其中心理授權的相關性最大；調節(jié)效應檢驗表明,心理授權及其維度與員工創(chuàng)新行為之間的強弱關系受文化背景和個體差異因素內外源維度影響,不受員工創(chuàng)新行為測量工具的影響。關鍵詞心理授權;員工創(chuàng)新行為;元分析;調節(jié)效應1問題提出創(chuàng)新是推動一個國家與民族向前發(fā)展的重要力量，是企業(yè)經久不衰的根源。創(chuàng)新（innovation）一詞最早由奧地利經濟學家熊彼得1912年在《經濟發(fā)展理論》書中提出，他認為創(chuàng)新是資源以不同方式組合，產生新價值；（Ｋｉｒｔｏｎ，１９７６）、Ｈｕｒｔ（１９７７）、Ａｍａｂｉｌｅ（１９８８）、Ｗｅｓｔ和Ｆａｒｒ（１９８９）等指出創(chuàng)新者在工作中會主動產生一些新穎的“點子”、解決問題的新方法，并把新構想和流程應用于企業(yè)中，其后ADDINNE.Ref.{7E6346F3-B631-44BE-A7E2-70631DDDB310}(SCOTT,SG&BRUCE,RA,1994)、ADDINNE.Ref.{57B28C2F-9D3A-4B8A-8B22-2E144E62DB3A}(ZHOU,J&GEORGE,JM,2001)等明確提出，員工創(chuàng)新行為首先是個體如何認識問題，然后產生創(chuàng)意去積極主動的尋求各方協(xié)助，并將創(chuàng)新的思路付諸于實踐，形成新產品，是多階段的過程；是每一位工作者的基本職責ADDINNE.Ref.{983B3F86-96BD-454D-9C6A-3BD68CF09DB7}(SCHUMPETERJA\?,2009)。在眾多影響員工創(chuàng)新行為的因素中，心理授權(psychologicalempowerment;Spreitzer,1995)被普遍認為是影響較大的因素之一（舉高水準期刊，綜述），因其主要內容是員工關于自己能對工作環(huán)境產生工作意義（meaning）、自我效能（self-efficacyorcompetence）、自我決定（selfdetermination）、工作影響（impact）的認知和信念ADDINNE.Ref.{05B14D6F-066D-4472-89DC-153D43BBC408}(SPREITZER,GM,1995)，這直接關系到員工是否能積極主動、富有創(chuàng)造力的實現組織的目標，而員工的創(chuàng)新行為在組織中的知識創(chuàng)造和分配中起著核心作用（）。因此心理授權與員工創(chuàng)新行為之間的關系一直以來是組織行為學與人力資源管理等研究者們關注的熱點（例子，舉高水準期刊，1995年后）。然而,對于越來越追求工作意義和自我實現的今天，縱觀歷年文獻，大部分研究將心理授權作為中介調解變量，少有研究將心理授權作為前因變量與員工創(chuàng)新行為之間的關系進行直接的定量整合和分析，對于因果關系的推論和作用機制的說服力相對較弱。鑒于此,本研究采用元分析(Meta-analysis)的統(tǒng)計方法，直接探討心理授權作為前因變量與員工創(chuàng)新行為之間的關系以及可能影響二者關系的因素,從而得出關于二者關系更普遍、更準確的結論。1.1心理授權的概念及其測量心理授權的概念是不斷發(fā)展的，其源于心理學對權力的認識，認為權力是一種自我決策的內在心理需求，或者是提高自我效能感知的一個過程。Spreizer（1995）將授權定義為增加內發(fā)工作動機，反應個體對自己工作角色的定位，表現為四個方面的認知：工作意義指用個人的標準看某項工作對自己的價值ADDINNE.Ref.{1794173F-F223-49FF-8C61-FDD86CF2E949}(THOMAS,KWVB,1990)；自我效能指個人對自己完成任務的能力的信念ADDINNE.Ref.{CCC59970-F129-4D79-9A9F-B5609206E5EC}(GIST,1987)；自我決定又叫工作自主性，指個人對工作決策的自主性感覺ADDINNE.Ref.{9E522A4E-3B7C-4375-B11A-25550DD71D7E}(AVOLIO,BJ,ZHU,W,KOH,W&BHATIA,P,2004)；工作影響又叫影響力，指個人對組織的戰(zhàn)略、管理或工作結果的影響程度ADDINNE.Ref.{4897E89E-A4C7-4D9D-B6AD-CD710A382512}(ASHFORTH,BE,1989)ADDINNE.Ref.{A9E81F6D-2C70-4D04-B866-103BA6008160}(SPREITZER,GM,1995)。這四個維度反映了個人對自己工作角色的積極定位而非消極定位ADDINNE.Ref.{383528CC-3006-43A2-9D63-03F6E08901CD}(SPREITZER,GM,DeJANASZ,SC&QUINN,RE,1999)，實證研究表明，四個維度構成了心理授權的一個完整的結構概念ADDINNE.Ref.{406D5C89-79A6-4111-9257-4EC086D1FA6C}(SPREITZER,GM,1995)并據此，開發(fā)設計了心理授權量表；１９９７年進一步補充說明，心理授權的四個維度并不是原因和結果相互轉化的關系，它們分別映射了授權結構的不同角度ADDINNE.Ref.{465FB8AF-4A56-4B80-A109-7D343DA7044C}(SPREITZER,GM,KIZILOS,MA&NASON,SW,1997)。此量表被大部分學者接受使用，ADDINNE.Ref.{62ABDF10-18E3-4A73-A937-16BBEEA00C8A}(李超平，李曉軒，時勘和陳雪峰,2006)等對此量表信效度進行了驗證，結果表明同樣適用于中國文化背景。1.2員工創(chuàng)新行為的概念及其測量SchumpeterADDINNE.Ref.{89EDB048-8064-4C84-93E1-4DCA55DD8CC0}(1941)首次明確提出了影響深遠的創(chuàng)新理論。創(chuàng)新是“生產要素的新組合”，是一種破壞性的變革方式。ADDINNE.Ref.{34C72CD2-610D-4C33-9328-4F761FBCCBA1}(CROITORU,A,2012)員工作為創(chuàng)新的實施主體，員工創(chuàng)新行為(EmployeeInnovationBehavior，EIB)是個體層面由多種創(chuàng)新活動和行為構成的復雜過程。ADDINNE.Ref.{DD4E0E7C-4710-4F04-943D-5333B69943FE}(SCOTT,SG&BRUCE,RA,1994)這一過程可以分為三個階段：問題識別與構想產生；尋求創(chuàng)新構想的支持；將創(chuàng)意產品化、實現創(chuàng)新構想。其他學者ADDINNE.Ref.{3786844C-A562-4DC5-8666-5994AE060AF2}(ZHOU,J&GEORGE,JM,2001)、ADDINNE.Ref.{C0B423BA-B7AD-46AE-943A-8FD8F03BA87B}(ONNE,etal.,2004)等也認為員工創(chuàng)新行為包括三個維度:創(chuàng)新思維產生、創(chuàng)新思維促進以及創(chuàng)新思維實現。但眾學者目前對其測量維度未達成統(tǒng)一意見，ADDINNE.Ref.{FE3AEE2F-92E9-485D-B78B-9AA25F032F68}(SCOTT,SG&BRUCE,RA,1994)所開發(fā)的單維度量表及ADDINNE.Ref.{D91CBE19-23EC-451C-814F-43576853FD06}(ZHOU,J&GEORGE,JM,2001)、ADDINNE.Ref.{1950F9C7-4238-4A99-8ED4-9BBF65F57A8F}(張文勤，石金濤和劉云,2010)等基于此進行改編的量表應用較為廣泛；同時ADDINNE.Ref.{CEFABD22-FEB4-4D32-9EE2-BD91F114761C}(TIERNEY,P,FARMER,SM&GRAEN,GB,1999)任務測量法、ADDINNE.Ref.{66B2674A-259D-4C38-BD23-8A804EE22FE6}(SHALLEY,CE&PERRY-SMITH,JE,2001)的專家評定法、ADDINNE.Ref.{E4D7B8E7-C8C3-4339-B169-A2B90EEB4513}(JANSSEN,O,2001)的三維度量表等也多有應用。不同研究所使用的測量工具不同，會對員工創(chuàng)新行為的測量結果產生差異，因此本研究將把員工創(chuàng)新行為的測量工具作為調節(jié)變量進行分析，同時把創(chuàng)新思維產生、促進以及實現等均納入文獻篩選的指標，深入考察員工創(chuàng)新行為與心理授權的關系。1.3心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系早期心理學家特別關注個體心理變量對創(chuàng)新行為的影響作用，涉及到員工的人格、認知和思維等方面。ADDINNE.Ref.{BAC4F5E2-702E-4260-AB0B-65CDCE23B88C}(AMABILE,T,1988)指出，創(chuàng)新是一個具有高不確定性、高難度和低成功率等特征的過程，會消耗員工的心理資源。根據心理資源理論，當員工擁有如心理授權這類積極心理資源ADDINNE.Ref.{458DADDC-72B8-4AA2-9374-2ABFD9AC0388}(FREDRICKSON,BL,2001)時，會努力進行自身建構，將隱藏在積極心理中的價值激發(fā)出來，使創(chuàng)新成為自身的內在要求，從而促進創(chuàng)新行為的發(fā)生，提高創(chuàng)新績效ADDINNE.Ref.{CFF06825-B0FE-41BA-84A6-9DCA4D6FC67F}(ANDERSON,N,POTOCNIK,K&ZHOU,J,2014)。大量的心理授權與員工創(chuàng)新行為的實證研究表明，心理授權基本是創(chuàng)新績效增長的重要因素之一（加元分析文章和頂級期刊一份）。而心理授權所包含的四個維度，反映個人對自己工作角色的積極定位，使員工具備應對創(chuàng)新的勇氣和信念，能夠有效地促進員工創(chuàng)新行為的發(fā)生。員工在進入企業(yè)后，會相應地產生心理授權的感知，進而在評判自身工作富有意義的情況下，產生積極的情感，認定自己所從事的工作有趣有意義，有動力投入工作，更愿意改變自己的工作想法與行為。（加一篇實證）而且，也更有自信能夠完成組織分配的工作任務，對自己在工作能力上會有較大程度的肯定，即自我效能感高；高水平自我效能對員工在工作任務的堅持性和選擇性上起著明顯的決定作用ADDINNE.Ref.{67E5C7D3-9BF4-45FB-893C-A68D76F0777A}(GIST,1987)，這類員工更樂于挑戰(zhàn)自我，打破常規(guī)限制，碰到障礙時，會大膽嘗試新方法直至問題解決（加幾篇實證）。同時，員工的創(chuàng)新行為是一個從思維的產生、促進以及實現的連續(xù)性和階段性統(tǒng)一的過程；在具體實踐中，員工在工作決策、工作方法選擇等方面的自主性會直接影響創(chuàng)新行為；如果員工能夠自主地借助公司的資源并對其合理配置，則減少了不必要的限制，避免創(chuàng)新構想被扼殺于搖籃之中，有助于創(chuàng)新行為的轉化。（加幾篇實證）最后，當員工意識到自己正在進行的創(chuàng)新行為已經影響到企業(yè)，對組織有著重要的價值，那么員工便會產生強烈的認同感、工作任務興奮感，從而維持現有行為或是有意識的對工作方式和流程進一步做出創(chuàng)新（加幾篇實證）。但是，心理授權及其不同維度作為前因變量與員工創(chuàng)新行為的關聯(lián)程度強弱，未有學者進行系統(tǒng)的實證研究；也有學者認為心理授權某些維度不影響員工創(chuàng)新行為ADDINNE.Ref.{B836D7F9-494F-432A-BB9E-38960855CAAA}(彭旺,2013;AMUNDSEN,S&MARTINSEN,OL,2015;TSOGTBAATARA,A,KANG-SU,L&HWANG,H,2015)，甚至有些學者認為心理授權對員工創(chuàng)新行為不起作用ADDINNE.Ref.{F9FCA1C2-2BA9-4C9A-B0E3-0A525685D2EB}(HELMY,I,ADAWIYAH,WR&BANANI,A,2019;丁琳和席酉民,2008)。因此，本文采用元分析的方法，基于大量的實證研究，直接探討心理授權作為前因變量與員工創(chuàng)新行為之間的關系，并確認其維度與員工創(chuàng)新行為之間的關聯(lián)強度以及可能影響兩者關系的因素,進而得出更有說服力的結論。心理授權與員工創(chuàng)新行為的調節(jié)變量ADDINNE.Ref.{8D92E3FD-4735-49E9-8759-6BBD0CC23851}(MILLER,D&TOULOUSE,J,1986)指出，如變量之間的關系在不同的研究樣本之間存在差異，而這些樣本又存在某些特質差異，那么這些特質就可能是一個調節(jié)變量。而元分析更進一步強調潛在的調節(jié)變量是分析中所包括的、能夠解釋或是能幫助解釋更多方差變異的任何變量（書）。本研究在文獻回顧的基礎上，認為測量工具、文化背景以及個體差異因素內外源維度等對心理授權起重要的調節(jié)作用。1.4.1測量工具如前所述，研究者們雖對員工創(chuàng)新行為的概念有一個統(tǒng)一的界定，但是鑒于創(chuàng)新行為測量工具的多樣性，我們認為，以上員工創(chuàng)新行為的測量工具還存在以下問題：①測量維度的不統(tǒng)一。如一維量表ADDINNE.Ref.{B185E946-123D-4E07-824B-56F04F2DC4BF}(SCOTT,SG&BRUCE,RA,1994)等，偏重尋求創(chuàng)新構想的支持；而三維度量表等ADDINNE.Ref.{98355E2A-A7CC-4E48-9C2B-A8789F40F7D6}(JANSSEN,O,2001)則對員工創(chuàng)新行為問題的識別與構想產生、尋求創(chuàng)新構想的支持、將創(chuàng)意產品化、實現創(chuàng)新構想的全過程進行測評。②測試條目及計分方式的不統(tǒng)一。使用較為廣泛的ADDINNE.Ref.{C38ACAE1-DDE8-4496-9823-ACA1537233D6}(ZHOU,J&GEORGE,JM,2001)含有13個條目、ADDINNE.Ref.{AE99F638-B841-4ECE-918D-194E74BA7653}(SCOTT,SG&BRUCE,RA,1994)含有6個條目，均是五點計分，從“不認可”到“完全認可”，而ADDINNE.Ref.{27E45C15-ED8B-4A68-AF05-8A5DCB84CE38}(JANSSEN,O,2001)等卻含有9個條目，七點計分，從“不認可”到“強烈認可”。③誘發(fā)員工創(chuàng)新行為的測量情境不一致。如ADDINNE.Ref.{8DF664C1-0C09-4727-A2BF-1464B95DF305}(TIERNEY,P,FARMER,SM&GRAEN,GB,1999)偏重從領導力關系誘發(fā)個體心理差異，從而測量員工的創(chuàng)新行為；而ADDINNE.Ref.{47A07AE0-F68B-4FA1-BDE6-B7BA5557A72B}(SHALLEY,CE&PERRY-SMITH,JE,2001)則是基于外部信息的預期評估、控制及建模，從社會心理因素對創(chuàng)造力的影響著手測量員工的創(chuàng)新行為?？v觀已有實證研究，盡管把心理授權作為前因變量能夠證實其直接或間接地影響員工創(chuàng)新行為，但由于所使用測量員工創(chuàng)新行為的工具不同，使得心理授權對其影響程度存在差異。1.4.2文化背景目前對心理授權與員工創(chuàng)新行為的理論研究大多是基于西方文化背景下，在當前全球化的時代，更應該關注在不同文化背景下，尤其是中國本土文化背景下的適用性，目前來看，這方面的理論與實證研究還比較缺乏。由于心理授權反映了個人對自己工作角色的積極定位ADDINNE.Ref.{F0439327-23FF-48E9-BECA-30CD8830FEB1}(SPREITZER,GM,1996)，故其在個人主義和集體主義文化中受到鼓勵的程度將會有所不同ADDINNE.Ref.{962CB81A-8B69-4FB2-931E-DA0A65CA5302}(HOBFOLL&STEVAN,E,2002)?！百Y源大棚觀”認為文化差異會影響個體在其一生中所獲得的資源集。ADDINNE.Ref.{9AEC0522-F59C-426C-8E25-EF076273C3DF}(HEINE,SJ&HAMAMURA,T,2007)通過元分析表明，西方相較于東方文化背景下的個體表現出更高的樂觀水平和自我提升行為；在國家層面上做的霍夫斯泰德文化維度研究表明，個人主義這一項得分高的國家更有創(chuàng)造力ADDINNE.Ref.{E5E7F966-C989-4672-B64C-BD7DEED59D31}(RINNE,T,STEEL,GD&FAIRWEATHER,J,2013)；比較德國人和中國人的藝術創(chuàng)造力表現，文化差異也會影響創(chuàng)意表演；ADDINNE.Ref.{E9115B78-1404-49BC-9A53-E8ABA3C843B7}(YI,X,HU,W,SCHEITHAUER,H&NIU,W,2013)；ADDINNE.Ref.{2E6E4272-2E6F-44B8-B52D-8AA8B99D0CAA}(SINGH,M&SARKAR,A,2012)對印度的教師來說，心理授權的方法同樣需要根據當地的文化以及期望達成的行為目標做出調整。因此，中國本土文化背景及非中國文化背景下，可能會對心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系起到調節(jié)作用。1.4.3個體差異因素內外源維度心理授權涉及個體的心理認知與體驗，對于不同的人、情境，其授權的意義必然不同，進而會影響到員工的創(chuàng)新行為。從以往將心理授權作為前因變量的相關實證研究結果看，影響個體心理授權的因素可以大致分為三類：①個體因素，如人口統(tǒng)計學變量、人格特征以及解釋風格（interpretivestyles）等；②工作特征因素，如工作自主性、任務反饋等；③團體和組織因素，如團體有效性、單位的社會結構特征（socialstructuralcharacteristics）及領導行為等。ADDINNE.Ref.{CB86DDC3-0EE6-4080-A3A8-7866BDE55D2B}(MUSSNER,T,STROBL,A,VEIDER,V&MATZLER,K,2017)在考察個人創(chuàng)新行為的復雜過程時，考慮個人差異和心理授權維度的聯(lián)系是非常重要的。ADDINNE.Ref.{86E5DA65-BF44-40E8-96FC-B160D0E63FAA}(CRONBACH,LJ,1960)指出對變量概念追求精確性（fidelity）的研究者叫做劈裂者（splitter）；而另一類模塊式研究者（lumpier）則追求概念的包容性（bandwidth），把狹小的概念融合為一個寬泛的概念?；谠治稣{節(jié)變量特點ADDINNE.Ref.{5702351B-2A65-4929-B634-30CE68EE9596}(CARD,2012;BORENSTEIN,HHR,2009)，我們把內在動機、自尊、主動性特質等可以直接引起員工心理授權變化的變量歸類于個體差異因素內源維度，而把其他因素，如領導支持、同事支持、知識分享等間接引起員工心理授權變化的因素歸類于外源維度，以此來系統(tǒng)分析不同實證研究中，起中介作用的變量對員工創(chuàng)新行為的潛在調節(jié)效應。2研究方法2.1文獻檢索采用中文和英文文獻檢索的方式系統(tǒng)全面地進行檢索。檢索時間跨度為2001年1月到2019年11月。中文文獻檢索數據庫包括中國學術期刊網數據庫、萬方數據庫、維普中文科技期刊數據庫,以心理授權、工作意義、工作目標、自我效能、自我決定、工作影響和創(chuàng)造力、創(chuàng)新行為、創(chuàng)新績效為關鍵詞進行兩兩配對檢索。英文檢索的數據庫包括SCI數據庫、ProQuest博碩士論文全文數據庫、SpringerLink、Wiley、Emerald、PubMed，以psychologicalempowerment、psychologicalauthorization、workmeaning、self-efficacy、workcompetence、self-determination和creativity、innovation、creativepower、inventive為關鍵詞進行兩兩配對搜索。為了減少發(fā)表偏差,涵蓋的文獻類型包括期刊論文、學位論文、會議論文及專著論文。沒有全文的文獻，以百度學術、互聯(lián)網google學術進行檢索，并以郵件的方式通過館際互借獲得；為了進一步減少選擇偏差,同時檢索了相關綜述論文和實證論文的參考文獻,并對一些文章的原始數據進行了索要。2.2文獻篩選當前研究檢索到的相關文獻，以下述標準作為判斷是否符合納入本文元分析條件：①研究必須是實證研究考察心理授權作為前因變量對員工創(chuàng)新行為的影響；②數據資料完整，樣本大小明確，排除純理論、文獻綜述、元分析類文章；③研究對象為正常人群體，特殊群體被排除在外;④實證研究需含有相關r值或能轉化為r的F值、t值或χ2值,不包括運用回歸分析、結構方程模型等統(tǒng)計方法獲得的數據,并刪除2個標準差以外的數據;⑤同一數據多次發(fā)表的文獻選取較早發(fā)表的文獻，此外排除文獻內容與數據存在明顯表達矛盾以及表達不清的文獻。最終,本研究共納入35篇中英文論文(其中中文20篇),涵蓋中國、美國、英國、韓國、印度等國家35個研究樣本共計114個效應值,被試樣本量達11050。具體文獻檢索及篩選流程見圖1。圖1文獻篩選流程圖2.3文獻編碼本文參考ADDINNE.Ref.{873A11AF-2593-4140-A572-45C25DC6B494}(WILSON,MWLD,2001)建議,按照如下設定的步驟對納入元分析的文獻進行編碼：(1)以獨立樣本為單位，每個獨立樣本編碼一次；若文獻中同時包含多個獨立樣本，則分別編碼；(2)對心理授權不同維度與員工創(chuàng)新行為均做了研究的文獻，則從下位概念到上位概念逐層取值并編碼;(3)文獻若研究了心理授權與員工創(chuàng)新行為不同維度的關系，選取員工創(chuàng)新行為與心理授權相關維度最低值為效應值，即選取保守(相對不顯著)的統(tǒng)計指標且只編碼一次；(4)數據重復發(fā)表的只取優(yōu)先發(fā)表的編碼；學位論文發(fā)表在學術期刊上,則以發(fā)表的期刊論文為準；編碼的有效性主要通過兩位編碼者的一致性來進行考察。(詳見表1)為了控制研究者在編碼時受主觀因素影響所導致的選擇偏倚，當前研究借鑒了ADDINNE.Ref.{CE9C5763-ED84-45DD-BA68-BED2AF4184CE}(任志洪，等,2019)的方法。具體做法是把數據篩取分兩步：第一步是摘取描述研究特征的基礎數據,由一位編碼者初篩,另一位編碼者核對的形式;第二步是針對納入統(tǒng)計分析的核心數據，采用兩位不同的研究者分別編碼,求得評分者一致性信度kappa系數為0.86,根據在0.75及以上被認為一致性非常好的判別標準(Orwin,1994),說明本研究編碼具有較高的一致性。最后,對于不一致處，與本文第一作者協(xié)商后也取得一致，排除了選擇偏倚對元分析結果的影響。2.4數據處理方法本研究采用CMA3.3(ComprehensiveMetaAnalysis3.3)進行元分析,采用相關系數r作為效應值。在編碼過程中,一些文獻沒有直接報告心理授權與員工創(chuàng)新行為之間的相關系數,而是報告了F值、t值或χ2值,我們采用ADDINNE.Ref.{BD3128C8-F65B-47B5-94DE-849D818619E8}(CARD,2012)相關公式將其轉化成r值,具體轉化公式為：r=[t2/(t2+df)]1/2,df=n1+n2-2;r=[F/(F+dferror)]1/2,df=n1+n2-2;r=[χ2/(χ2+N)]1/2。其次,因為相關系數r的分布呈偏態(tài)，且研究中的方差依賴于相關,所以需要通過相關系數合成的方法(r-FisherZ)得到效應值Zr使效應量間具有可比性ADDINNE.Ref.{601E9292-8F0C-44ED-B30C-861714959620}(Borenstein,Hedges,Higgins,&Rothstein,2009)。表1元分析中納入的原始研究作者（發(fā)表時間）樣本量變量維度文化背景測量工具差異因素相關系數李金萍，2018241COMCMULO0.649241SDECMULO0.658241WMECMULO0.586241IMPCMULO0.586241PECMULO0.815241PECMULO-0.82衛(wèi)萌，2013186COMCSINI0.73186SDECSINI0.629186WMECSINI0.734186IMPCSINI0.592彭旺，2013118COMCSINI0.517118SDECSINI0.608118WMECSINI0.513118IMPCSINI0.649118PECSINI0.711朱巧云，2014346COMCSIN？0.488346SDECSIN？0.477346WMECSIN？0.396346IMPCSIN？0.384346PECSIN？0.425李萬明，2016312COMCSINI0.466312SDECSINI0.583312WMECSINI0.456312IMPCSINI0.454劉耀中，2008308PECSIN？0.647張亞靜，2018440COMCSINI0.575440SDECSINI0.622440WMECSINI0.72440IMPCSINI0.47440PECSINI0.619吳曉偉，2017467COMCMULI0.411467SDECMULI0.521467WMECMULI0.431467IMPCMULI0.581467PECMULI0.626張毅，2013266COMCMULI0.315266SDECMULI0.213266WMECMULI0.564266IMPCMULI0.242266PECMULI0.434宋穎，2018316COMCMULO0.582316SDECMULO0.496316WMECMULO0.499316IMPCMULO0.508崔武江，2012196COMCSINO0.397196SDECSIN？0.367196WMECSIN？0.458196IMPCSIN？0.139196PECSIN？0.477苗媛媛，2020169COMCSINI0.446169SDECSINI0.548169WMECSINI0.467169IMPCSINI0.704姜農娟，2017504PECSINO0.591李馥萌，2016448PECSINO0.411劉耀中，2008262PEC？？0.647王萌，2013186COMCSINI0.73186SDECSINI0.629186WMECSINI0.734186IMPCSINI0.592田新民，2011167COMCSINI0.422167SDECSINI0.411167WMECSINI0.412167IMPCSINI0.556李燚，2014209PECMULI0.46胡文斌，2014606PECSINO0.577孫一勤，2015560COMCSIN？0.554560SDECSIN？0.447560WMECSIN？0.456560IMPCSIN？0.491袁慶宏，2010162COMC？I0.258162SDEC？I0.463162WMEC？I0.512162IMPC？I0.304Manjari，2012401COMNCSINI0.15401SDENCSINI0.33401WMENCSINI0.33401IMPNCSINI0.17Helmy，2019360COMNCSINOO.292360SDENCSINO0.165360WMENCSINO0.123360IMPNCSINO0.053360COMNCSINO0.083360SDENCSINO0.125360WMENCSINO0.169360IMPNCSINO0.196Bhatnagar，2012291PENCMULO0.37Hiilya，2014181COMNCSINI0.171181SDENCSINI0.423181WMENCSINI0.259181IMPNCSINI0.427Rawan，2018305PENCSIN？0.549Jabran，2020327PENCSINO0.477Jeannette，2009503COMNCMULI0.284503SDENCMULI0.288503WMENCMULI0.228503IMPNCMULI0.638503PENC？I0.527Chih，2019399PECMULO0.14Altantuya，2015389COMNCSINI0.061389SDENCSINI0.264389WMENCSINI0.246389IMPNCSINI0.495崔益城，2014332PENCSINI0.645菲爾，2016283PENCSINI0.326金孝貞，2019141COMNCSIN？0.63141SDENCSIN？0.61141WMENCSIN？0.62141IMPNCSIN？0.59Altantuya，2015217COMNCSIN？0.146217SDENCSINI0.345217WMENCSINI0.331217IMPNCSINI0.513Minjeong，2020452PENCMULI0.63注：(1)為了減少篇幅,本表只列出第一作者。(2)COM=自我效能；SDE=自我決定；ME=工作意義；IMP=工作影響；PE=心理授權。(3)C=中國本土文化NC=非本土文化。(4)SIN=員工創(chuàng)新行為單維度量表；MUL=員工創(chuàng)新行為多維度量表。(5)I=個體差異因素；O=外界因素；？=缺失值。3研究結果3.1異質性檢驗根據數據誤差來源的不同，元分析分為固定效應模型(Fixedeffectmodel)和隨機效應模型(Randomeffectmodel)，前者認為誤差主要來源于抽樣誤差；而后者認為誤差中不僅有抽樣誤差，還存在真實誤差。ADDINNE.Ref.{80DF6D59-9ADE-42E3-9251-AE0CCA40837B}(BORENSTEIN,HHR,2009)認為在進行元分析以前就應綜合考慮理論和實際情況去選擇分析模型，而不是根據數據來決定選擇哪種模型。由于本研究篩選的實證研究跨度時間長，不同研究之間被試在文化背景、人口統(tǒng)計學等因素存在明顯差異，因而本研究優(yōu)先選擇隨機效應模型，此模型較固定效應模型往往與現實更加吻合，且可以同時考慮研究內和研究間變異的情況,減小評估誤差。為了進一步從實證角度檢驗每一個獨立樣本是否可以代表總體效應量的樣本估計,需要進行異質性檢驗。本研究異質性檢驗結果顯示,Q值為2313(p<0.001),說明本研究適合選擇隨機效應模型來合并效應量；其中I-squared值為95.11,說明由效應值的真實差異造成的變異量占總變異的95.11%，高異質性ADDINNE.Ref.{07260A24-4A78-4B55-9D1D-BD5274D75DCB}(JULIANPTHIGGINS,SGTJ,2003)。Tau-squared值為0.065,說明研究間的變異有6.5%可用于計算權重。3.2發(fā)表偏差檢驗發(fā)表偏差指的是已經選取的文獻無法充分代表該領域所有已經完成的研究ADDINNE.Ref.{8821E6E9-1F8A-4A65-98DC-4AB6B3196782}(HUEDO-MEDINA,TB,SáNCHEZ-MECA,J,MARíN-MARTíNEZ,F&BOTELLA,J,2006)。對此,本研究采用漏斗圖(FunnelPlot)和Egger’s檢驗來評估出版偏差。從漏斗圖(圖2)可以看出,元分析所選取的文獻大都均勻的分布在兩側且集中在上方，呈對稱趨勢,表明元分析存在出版偏差的可能性較小。因漏斗圖有一定的主觀性,本研究進一步采用Egger’s檢驗和失安全系數來評估出版偏差。Egger’s檢驗也叫回歸截距法,回歸方程的截距越大,則表明出版偏差越大,當回歸方程的截距達到顯著性水平時,說明元分析結果可能存在出版偏差ADDINNE.Ref.{F8E29C93-2ED8-4637-B115-579310580D54}(ZAINAL,NZ,BOOTH,S&HUPPERT,FA,2013)。Egger’s檢驗結果表明,Egger’sIntercept為2.18(CI=?1.811~6.16,p>0.05),說明本元分析不存在發(fā)表偏差；ADDINNE.Ref.{7CAF4B3D-4FD6-4C72-81B0-14A1D8398352}(ZAINAL,NZ,BOOTH,S&HUPPERT,FA,2013)認為失安全系數Nfs大于5K+10(K為納入的獨立樣本數)時方可認為發(fā)表偏倚得到有效地控制，經CMA3.3分析，本研究的Nfs=229321遠遠大于580。以上與漏斗圖觀察的結果是一致的，由此可以認為本研究的分析結果穩(wěn)定性很高，不存在出版偏倚問題。圖2基于FisherZ分數漏斗圖3.3主效應檢驗本元分析包含114個獨立樣本,共11050名被試,隨機效應模型結果表明由表2可知，心理授權整體與員工創(chuàng)新行為的分析納入22項(N=7544)，相關系數r=0.486，p＜0.001，達到顯著性水平;自我效能、自我決定、工作意義、工作影響與員工創(chuàng)新行為關系的分析均納入23項，樣本數均為6324，相關系數r分別為0.426，0.456，0.462，0.464，均達到顯著性水平，p＜0.001。即心理授權整體及心理授權的4個維度(自我效能、自我決定、工作意義、工作影響)對員工創(chuàng)新行為均有正向影響。3.4調節(jié)效應檢驗本研究考察了在隨機效應模型下文化背景(本土文化、非本土文化)、員工創(chuàng)新行為測量工具(單維度、多維度)以及內外源維度導致的個體差異因素對心理授權與員工創(chuàng)新行為的調節(jié)效應,結果見表3。結果表明,文化背景(Qb=15.82,p<0.001)和差異因素(Qb=5.723,p<0.1)都會影響心理授權與員工創(chuàng)新行為之間的關系,即說明不同文化背景、個體內外差異因素會影響心理授權與員工創(chuàng)新行為之間的關系。檢驗測量工具的調節(jié)作用時，Qb=0.212,p>0.1，即不同維度的員工創(chuàng)新行為測量工具不會影響心理授權與員工創(chuàng)新行為之間的關系，證明在測量員工創(chuàng)新行為使用不同維度的測量量表不會對測量結果產生差異影響。3.5調節(jié)變量的元回歸分析為了進一步檢驗員工創(chuàng)新行為是否文化背景和個體差異因素內外源維度的影響，借鑒以往研究ADDINNE.Ref.{55B698E7-C625-45C9-BE4E-439C66CB0A1B}(FERNANDEZ-CASTILLA,B,etal.,2019;任志洪，等,2019)進行文化背景與差異因素對員工創(chuàng)新行為關系的元回歸分析,結果顯示文化背景［QModel(1，k=114)=15.82，p＜0.001］和差異因素［QModel(1，k=93)=4.60，p＜0.05］均對員工的創(chuàng)新行為有顯著影響(見表4)。因此,元回歸分析結果與上述調節(jié)效應檢驗的研究結果一致。4討論4.1心理授權各維度與員工創(chuàng)新行為之間關系的討論與分析本研究運用元分析方法，對心理授權與員工創(chuàng)新行為關系的35項研究進行了系統(tǒng)分析。通過探討心理授權各維度(自我效能、自我決定、工作意義、工作影響)與員工創(chuàng)新行為的關系發(fā)現：各維度均與員工創(chuàng)新行為正相關，與ADDINNE.Ref.{4AC88898-9C68-447B-A9B1-5F8011011B67}(SPREITZER,GM,1995)、ADDINNE.Ref.{9D00D5DA-2EE8-48BF-985F-42EA89CEE2A0}(FREDRICKSON,BL,2001)等對心理授權和員工創(chuàng)新行為之間的關系研究結果相一致，心理授權的四個維度并非原因和結果相互轉化的關系，它們分別映射了授權結構的不同角度，對創(chuàng)造力有顯著的影響ADDINNE.Ref.{CB474A8B-B0AF-4CD7-89D6-2D17FC048CA3}(SPREITZER,GM,KIZILOS,MA&NASON,SW,1997)。心理授權各維度與創(chuàng)新績效的相關性從高到低依次是工作影響(0.464，p＜0.001)、工作意義(0.462，p＜0.001)、自我決定(0.456，p＜0.001)和自我效能(0.426，p＜0.001)。不同于如(ADDINNE.Ref.{E54BFFD3-0E49-43E9-B2B8-DA8A2CBD095D}AMUNDSEN,S&MARTINSEN,OL,2015;TSOGTBAATARA,A,KANG-SU,L&HWANG,H,2015)對心理授權與員工所認定的心理授權某些維度不影響員工創(chuàng)新行為。員工在擇業(yè)過程中，均帶有一定的選擇性和目的性，即動機（加頂級期刊論文），進入企業(yè)后，在評判自身工作富有意義的情況下，產生積極的情感，有動力投入工作，更愿意改變自己的工作想法與行為；對自己在工作能力上有較大程度的肯定，即自我效能感高，這對員工在工作任務的堅持性和選擇性上起著明顯的決定作用ADDINNE.Ref.{0980F140-4EFD-4768-9129-C2B3EBD62719}(GIST,1987)，使其更樂于挑戰(zhàn)自我；同時，員工的創(chuàng)新行為在具體實踐中是一個從思維產生、促進以及實現的過程，如果員工能夠自主地借助公司的資源并對其合理配置，則減少了不必要的限制，避免創(chuàng)新構想被扼殺于搖籃之中，有助于創(chuàng)新行為的轉化，故其在工作決策、工作方法選擇等方面的自主性會直接影響創(chuàng)新行為；最后，當員工意識到自己正在進行的創(chuàng)新行為已經影響到企業(yè)，產生了效益，那么員工更會產生強烈的認同感、工作任務興奮感，使其產生掌握自己工作任務的感覺，從而維持現有行為或是有意識的對工作方式做出進一步的創(chuàng)新。這正是心理授權4個維度對員工創(chuàng)新行為的影響都能達到顯著性的重要成因。4.2心理授權整體與創(chuàng)新績效之間關系的討論與分析通過探討心理授權整體與員工創(chuàng)新行為的關系發(fā)現:心理授權整體與員工創(chuàng)新行為的效應值r為0.486，達到0.001顯著性水平，說明心理授權整體與員工創(chuàng)新行為存在正相關關系，這與【】的研究結論一致。從研究結果可以看出，心理授權整體與員工創(chuàng)新行為的效應值大于心理授權的每個維度與員工創(chuàng)新行為的效應值。從引起員工創(chuàng)新行為的實證研究來看，實際推動其改變的內因很多，但心理授權被普遍認為是影響較大的因素之一。（舉高水準期刊，綜述）比如從權變理論角度出發(fā)【舉高水準期刊，綜述】，該理論強調要素間匹配的重要性，心理授權集合了自我效能感、自我決定、工作意義、工作影響四個維度，引起心理授權感知的員工能夠根據現實環(huán)境，匹配自己的實際工作能力，協(xié)同發(fā)揮各要素的作用，激發(fā)自身潛力，實現創(chuàng)新行為；再比如從Appelbaum(2000)提出的高績效工作系統(tǒng)AMO模型看，認為組織績效是與員工能力、員工動機和員工參與緊密相關的一個函數，由員工能力(ability)、動機(motivation)和參與機會(opportunitytoparticipate)組成，該模型根據這一模型，當員工具備工作技能，擁有足夠動機，并且工作環(huán)境提供了充分的機會時，他們的工作表現會更好，更富有創(chuàng)造力，產生高績效。ADDINNE.Ref.{C912AECA-DD2A-4673-8A8E-DF522CFFAF2F}(PREUSS,G&MCKENDRICK,LB,2001)4.3心理授權與員工創(chuàng)新行為關系的調節(jié)效應4.3.1文化背景文化背景對心理授權與員工創(chuàng)新行為的調節(jié)效應檢驗的Q值為15.82(p＜0.001)，表明心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系至少會受到一種文化背景的影響。其中，在本土文化和非本土文化背景下的r值分別為0.509和0.354，均達到顯著性水平，說明在本土文化和非本土文化背景下均能正向影響心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系，且在本土文化下，影響的程度更深。ADDINNE.Ref.{146B4BBD-ADD7-4E04-B0EB-0F5915198D3E}(SZCZEPANSKA-WOSZCZYNA,K,2015)認為組織文化可能是有利于發(fā)展創(chuàng)新活動的一個因素；ADDINNE.Ref.{09F85374-70A6-464F-9762-EE1FA570C8EF}(DAMANPOUR,F&SCHNEIDER,M,2006)等認為高層管理人員通過建立組織文化來影響組織的結果，影響組織氣氛，建設變革和創(chuàng)新能力；另外ADDINNE.Ref.{DAA775D0-ADE3-4E4E-BB51-C4A7F063C2D3}(HOBFOLL&STEVAN,E,2002)在“資源大棚觀”認為文化差異會影響個體在其一生中所獲得的資源總和。因此，在集體主義文化環(huán)境下，是否比在個人主義文化下更易影響創(chuàng)新行為，值得進一步的探討。4.3.2個體差異因素內外源維度差異因素對心理授權與員工創(chuàng)新行為的調節(jié)效應檢驗的Q值為5.723(p=0.057)，表明心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系至少會受到個體內部或是外界因素的綜合影響。其中，二者的r值分別是0.482、0.368，均達到顯著性水平(p＜0.001)，說明二者均能正向影響心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系。ADDINNE.Ref.{FEC3284D-39E8-4E32-BF34-13AEEF5D2927}(MUSSNER,T,STROBL,A,VEIDER,V&MATZLER,K,2017)考察個人創(chuàng)新行為的復雜過程時，考慮個人差異和心理授權維度的聯(lián)系是非常重要的。ADDINNE.Ref.{0C675679-6BC4-4B37-A0F0-92EF7EE8646B}(YESIL,S&SOZBILIR,F,2013)等以土耳其員工為調查對象，研究結果表明:人格等個性差異與個人創(chuàng)新行為呈正相關關系，對于工作場所的個人創(chuàng)新行為具有重要意義；領導關系、同事支持和知識分享等外部因素等同樣會通過影響員工創(chuàng)新特征進而作用于員工創(chuàng)新行為。【】也有大量實證研究證明企業(yè)創(chuàng)新氣氛、組織情感承諾等會通過提升員工自我效能感進而作用于員工創(chuàng)新行為【】，這也是心理授權與員工創(chuàng)新行為的關系受個體內源差異因素比外源維度大的重要成因。4.4研究局限及展望本研究嚴格遵循元分析相關標準和程序，但依然存在以下不足：(1)雖然已經盡可能多的使用多種數據庫、多重檢索,但是難以避免有一些因各種原因未發(fā)表或是少數發(fā)表的文獻被遺漏；(2)存在一篇文獻多個效應量同時被納入分析，尤其是心理授權和各維度同時被納入的情況，可能會造成效應量之間的關聯(lián)，減少獨立性；(3)按照ADDINNE.Ref.{37736B53-12CB-4F1E-8106-56C337E62A1F}(CRONBACH,LJ,1960)將心理授權作為前因變量對員工創(chuàng)新行為的影響因素進行個體差異因素內外源維度概念劃分時，因影響因素較多,可能存在因素劃分不準確或是概念能夠進一步細分的可能性，比如個體性別影響，本身屬于個性特質，但是據ADDINNE.Ref.{D0445FB6-45A0-421B-AACD-ED1971367D65}(LUKSYTE,A,UNSWORTH,KL&AVERY,DR,2018)研究發(fā)現，組織環(huán)境良好的績效評估與男性的創(chuàng)新工作行為有關，而與女性無關。這種研究突出了一種以前未被發(fā)現的性別偏見。(4)本研究重點考察心理授權和員工創(chuàng)新行為的本土文化及以外的文化差異影響,并未針對性的考察東西方文化之間的差異。研究展望：(1)通過多渠道更系統(tǒng)全面的搜集分析所需要的相關文獻;(2)進一步探討并精確心理授權與員工創(chuàng)新行為的影響因素維度劃分，以豐富心理授權與員工創(chuàng)新行為的相關研究；(3)需要結合區(qū)域文化背景，探究不同國家甚至是地區(qū)之間，員工創(chuàng)新行為的文化差異；(4)為了進一步將研究間誤差區(qū)分為研究內誤差和研究間誤差，可以參考ADDINNE.Ref.{B0AA571A-753B-48F1-8BF6-B5A27CBD898F}(ASSINK,M&WIBBELINK,CJM,2016)的元分析三級整合模型(Three-levelmetaanalyticmodels)，以使結果更加準確。5結論本研究通過元分析方法，系統(tǒng)分析了心理授權及其各維度作為前因變量與員工創(chuàng)新行為之間均存在中等程度的正相關，之間的關系不受不同員工創(chuàng)新行為測量工具的影響,但受個體差異因素內外源維度及不同文化背景的影響。ADDINNE.BibReferences:[1]丁琳，席酉民.(2008).變革型領導對員工創(chuàng)造力的作用機理研究.管理科學,21,40-46.[2]Helmy,I,Adawiyah,WR&Banani,A.(2019).LinkingPsychologicalEmpowerment,KnowledgeSharing,andEmployees'InnovativeBehaviorinIndonesianSMEs.JOURNALOFBEHAVIORALSCIENCE,14,66-79.[3]Hobfoll&Stevan,E.(2002).SocialandPsychologicalResourcesandAdaptation.ReviewofGeneralPsychology,6,307-324.[4]Spreitzer,GM.(1995).PsychologicalEmpowermentintheWorkplace:Dimensions,Measurement,andValidation.AcademyofManagementJournal,38,1442-1465.[5]Scott,SG&Bruce,RA.(1994).DeterminantsofInnovativeBehavior:APathModelofIndividualInnovationintheWorkplace.AcademyofManagementJournal,37,580-607.[6]Zhou,J&George,JM.(2001).WhenJobDissatisfactionLeadstoCreativity:EncouragingtheExpressionofVoice.AcademyofManagementJournal,44,682-696.[7]SchumpeterJosephAlois著\貞旭?麗萍等譯.(2009).經濟發(fā)展理論.中國商業(yè)出版社.[8]Thomas,KWVB.(1990).Cognitiveelementsofempowerment:An'Interpretive'modelofintrinsictaskmotivation.AcademyofManagementReview,666-681.[9]Gist.(1987).Self-efficacy:ImplicationsfororganizationalbehaviorandHumanResourceManagement.AcademyofManagementReview,472-485.[10]Avolio,BJ,Zhu,W,Koh,W&Bhatia,P.(2004).Transformationalleadershipandorganizationalcommitment:mediatingroleofpsychologicalempowermentandmoderatingroleofstructuraldistance.JournalofOrganizationalBehavior,25,951-968.[11]Ashforth,BE.(1989).Theexperienceofpowerlessnessinorganizations.OrganizationalBehaviorandHumanDecisionProcesses,666-681.[12]Spreitzer,GM,DeJanasz,SC&Quinn,RE.(1999).Empoweredtolead:theroleofpsychologicalempowermentinleadership.JournalofOrganizationalBehavior,20.[13]李超平，李曉軒，時勘，陳雪峰.(2006).授權的測量及其與員工工作態(tài)度的關系.心理學報,99-106.[14](1941).BusinessCycles:ATheoretical,HistoricalandStatisticalAnalysisoftheCapitalistProcess.[15]Croitoru,A.(2012).TheTheoryofEconomicDevelopment:AnInquiryintoProfits,Capital,Credit,Interest,andtheBusinessCycle.[16]Onne,Janssen,Nico,W.,Van&Yperen.(2004).Employees'GoalOrientations,theQualityofLeader-MemberExchange,andtheOutcomesofJobPerformanceandJobSatisfaction.AcademyofManagementJournal.[17]張文勤，石金濤，劉云.(2010).團隊成員創(chuàng)新行為的兩層影響因素:個人目標取向與團隊創(chuàng)新氣氛.南開管理評論,13,22-30.[18]Tierney,P,Farmer,SM&Graen,GB.(1999).ANEXAMINATIONOFLEADERSHIPANDEMPLOYEECREATIVITY:THERELEVANCEOFTRAITSANDRELATIONSHIPS.PersonnelPsychology,52.[19]Shalley,CE&Perry-Smith,JE.(2001).EffectsofSocial-PsychologicalFactorsonCreativePerformance:TheRoleofInformationalandControllingExpectedEvaluationandModelingExperience.OrganizationalBehaviorandHumanDecisionProcesses,84,1-22.[20]Janssen,O.(2001).FairnessPerceptionsasaModeratorintheCurvilinearRelationshipsbetweenJobDemands,andJobPerformanceandJobSatisfaction.TheAcademyofManagementJournal,44,1039-1050.[21]Amabile,T.(1988).A

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of

Creativity

and

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in

Organizations.Researchin

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