摘 要：以内在动机理论和扩展—建构理论为基础，构建了一个被调节的中介模型，探究家庭—工作增益对员工创新行为的影响及作用机理。通过对北京、天津和山西等华北地区多家企业78名主管和303名对应下属的问卷调查，采用SPSS22.0和Mplus7.4软件对数据进行分析。研究得出了部分与前人一致的结果，即家庭—工作增益显著正向影响员工心理资本；员工心理资本在家庭—工作增益和员工创新行为间起中介作用；同时，研究还证实了主管支持对家庭—工作增益心理资本员工创新行为这一中介作用起正向调节作用，相对于低主管支持，在高主管支持下，家庭—工作增益通过心理资本的中介对员工创新行为的正向影响显著更强。
关键词：家庭—工作增益；心理资本；主管支持；员工创新行为
创新是企业获得永续发展的核心驱动力。在竞争日趋激烈、技术变革不断加快的市场环境中，创新的重要性愈发清晰。个体创新作为组织创新的基础，关系到组织能否真正落实创新实践并实现长久发展。因而，如何激发员工创新行为成为组织中十分关注的问题，也是学界重点研究的对象。其中，社会关系被证实是员工创新行为的一个重要影响因素[1]。以往对影响员工创新行为的社会关系研究集中在组织内部、工作领域[2]。然而，“家文化”作为中国传统文化的核心，对我们的认知行为、思维方式和实践活动有着重要的影响[3]。近年来，有学者把员工创新行为影响因素研究扩宽到了家庭领域。Tang等[4]通过研究表明，婚姻满意度通过对心理资源的影响提高员工创新行为。
根据Bruce和Scott[5]认为，员工创新行为是指员工基于问题导向的原则，提出新构想或新解决方案并寻求支持者，进而将创新性想法“产品化”。他们通过研究表明个体创新行为只包含一个维度。黄致凯[6]44-45则在Kleysen和Street[7]的元分析研究基础上揭示个体创新行为包含构想产生和构想执行两个维度。卢小君和张国梁[8]也进一步地证实了黄致凯[6]44-45的研究结果在中国情境中的适用性。本研究也采用黄致凯[6]44-45对员工创新行为的界定。这一界定基于中国情境的文化背景，符合管理实践中对家庭与工作关系的探讨。
以扩展—建构理论为基础，已有研究指出家庭—工作增益会改善员工的积极情绪，促进员工长久资源的建构，心理资本作为员工长久资源的一个重要组成部分，是揭示家庭—工作增益作用机制的重要中介变量。相关研究证实了家庭—工作增益通过产生足够的心理资源，从而影响员工的态度和行为，如员工工作绩效[9]、职业认同等；因而，本研究认为家庭—工作增益可以通过心理资本对员工行为产生影响。同时，考虑到心理资本可以使员工产生创新性的思维和行为[10-11]，本研究进一步提出家庭—工作增益可以改善员工的心理资本，进而提高员工创新行为。此外，根据内在动机理论，在一些研究中，有学者证实组织支持使个体有更高员工的解决问题意愿和驱动力，认为自己的行为能够得到支持与否会直接影响工作投入程度[12-13]，而主管支持则是组织支持中最直接的支持方式。因此，本研究认为主管支持可以进一步提高心理资本对员工创新行为的积极效应，即当主管支持程度高时，心理资本与员工创新行为的正向关系随之增强。
本研究提出一个第二阶段被调节的中介模型，进一步探索家庭—工作增益对员工创新行为影响可能的路径，识别心理资本在家庭—工作增益对员工创新行为影响中的作用机制以及主管支持的边界条件，用更精细的模型进一步探讨家庭领域对员工创新行为的影响，从而为组织管理实践提供对策建议。
一、理论基础和研究假设
（一）家庭—工作增益与心理资本
Carlson等[14]132-134对家庭—工作增益进行了概念的界定。具体而言，家庭—工作增益是指在家庭生活中收获的技能、知识和积极情感等资源可以溢出到工作领域，从而提高员工的工作绩效。Luthans等[15]151-153是最先对心理资本进行定义的，他们指出心理资本是一种积极的心理状态，其包含了自我效能感、乐观、希望和韧性四个因素。自我效能是指有信心通过必要的努力完成具有挑战性的任务；乐观指的是对现在和未来可能取得的成果有着积极的归因；希望是一方面坚定目标，另一方面当有必要时，也可以重新设定目标，从而达成最终目的；韧性则指当遇到困难和逆境时能迎难而上，超越困难直至成功。自我效能感高的员工勇于接受具有挑战性的工作；乐观的员工则对困难的任务也会有自我实现的预期；充满希望的员工可以为任务的完成制定合适的路径；而有韧性的员工则在接受困难挑战时能够及时复原，并越挫越勇。个体从家庭—工作增益中获得的技能、资源和积极情感，会促使个体提高心理资本的积累，并在此基础上提高工作绩效。基于此，本研究提出以下假设：
H1.家庭—工作增益对心理资本有显著的正向影响。
（二）家庭—工作增益、心理资本与员工创新行为
已有研究表明，家庭与工作的和谐对心理资本的各个维度都有促进作用[16]，如家庭中获得的技能可以扩宽个体在工作中解决问题的思维，家庭中获得的积极情绪可以引发个体乐观地对待事物，勇敢地应对困难等。此外，心理资本对员工的积极工作感知、工作态度和行为具有正向影响，而其对员工创新行为的影响也已经引起学者的关注。张振刚等[17]基于对310名在职员工的研究发现，心理资本可直接影响员工创新行为，也可通过知识分享意愿对员工创新行为产生间接影响。高建丽和孙明贵[18]对研发人员的调查表明，员工心理资本正向影响其创新行为。Sweetman等[19]的问卷调研证实心理资本同样对员工创新行为具有正向影响作用。
由图4可知，添加红曲红肉脯的红度值明显最好，在任意浓度下均高于其他三类发色剂。随着红曲红浓度的提高，红度值逐渐升高，当浓度为0.008%时，红度值最高，为14.64，与浓度为0.01%时基本持平，因此从成本考虑，红曲红最佳添加浓度为0.008%。亚硝酸盐的发色性能基本与蛋黄粉持平，略有偏高，而辣椒红的发色性能则最低。
再者，员工创新行为是由新思想产生、推广和应用等一系列过程组成的一种积极行为。家庭中获得的知识和技能可以是工作中新思想产生的基础，而家庭中的积极情感则可以影响员工创新的意愿，从而促进员工实施创新行为。TANG等[20]通过研究表明，婚姻满意度可以正向作用于员工创新行为；Mishra等[21]也得出了工作—家庭增益对员工创新行为的正向预测作用。基于此，本研究提出以下假设：
（1）钻井基础理论使用的精准化。基础理论是指导工作的核心，实施“三个一”钻井模式以来不断加强基础理论使用的精准化。如为准确实现高压喷射钻井，进行钻井泵压理论计算和现场回归两种方式的计算；为加强钻井液性能控制，进行钻井液基浆性能研究和固相控制技术研究。
（三）主管支持的调节作用
综合以上分析并结合H1和H2，本研究进一步提出一个第二阶段被调节的中介模型，即主管支持对家庭—工作增益通过心理资本影响员工创新行为的过程起到调节作用。具体为当主管支持程度高时，家庭—工作增益通过心理资本影响员工创新行为的间接效应更强。基于此，本研究提出以下假设：
基于上述说明，本研究假设主管支持可以丰富员工的心理资源，并与员工的心理资本协同促进员工产生创新行为。主管在组织中享受着相应的职位权利，一方面其自身可以影响员工的薪酬、待遇等福利，另一方面其是员工和更上级直接的桥梁。在员工看来，主管可以把对自己的评价传递给更高层，从而影响高层领导对自己的看法。因而，当员工感知到来自主管的支持时，就会对组织产生更强的责任感，更愿意提高自己的工作绩效。此外，主管支持不仅给员工带来良好的心理状态，也包括必要时的资源支援等。因此，当主管支持程度高时，员工可以获得更好的知识、技能和资源等，从而使创新行为得到顺利生产；相反，当主管支持程度低时，相应的资源缺失都有可能阻碍创新的行为。田喜洲和谢晋宇[27]的研究也表明了主管支持和心理资本可以对员工创造性行为产生直接或间接影响。基于此，本研究提出以下假设：
不一会儿，小李被“请”到了办公室。看到面前的物品，他显出一副毫不在意的样子。看到他这副表情，我气不打一处来。开学初，我就在班会上强调严禁在宿舍内使用大功率电器，这才一个月，就违规了，根本就是把我的话当成了耳旁风。我克制住自己的情绪，心平气和地向小李了解了整件事情的缘由：小李是个十足的吃货，嫌学校食堂的饭菜不好吃，就偷偷从家里拿来电炒锅改善伙食。学校对违规使用大功率电器的同学有专门的处理规定，了解完情况后，我让他回教室等待学校的处理决定。
手机APP技术方面包括3部分功能开发。①开发服务器端功能，服务端功能主要包括收发数据和操作数据库。②开发PC管理端功能，PC管理端功能主要是景点管理软件的登录界面、景点信息管理、景点周边信息管理、景点路线管理、用户信息管理以及景点商铺的信息管理，以及对应商铺的活动介绍等。③开发用户端功能，用户端功能包括用户端主页、路线管理以及用户发个人信息管理。
H3.主管支持正向调节心理资本与员工创新行为间的正向关系，即当主管支持程度高时，心理资本与员工创新行为间的正向关系更强。
（四）被调节的中介模型
员工的工作行为除了受家庭领域因素影响之外，工作领域的各种因素对其影响受到了更多的关注[22]。社会交换理论认为，社会交往实质是一个交换过程，其能帮助员工识别什么情况下自身需要付出以及什么情况下自身能够获得报酬。在工作中，主管作为理性和自由的人，其对员工的工作行为一般能产生更快、更便利的影响。研究发现，员工感知到的直接领导对其支持程度越强，其越能在工作中展现越多的创新行为[23]。Greller[24]通过研究证实，在组织环境中，员工可以从直属主管获得比组织给予的更多支持，进而产生更多的责任感和较强的信念。顾远东等[25]和汪点点[26]在研究中把员工知觉主管的工作支持、员工知觉组织的制度支持和组织中员工的价值利益三部分合并成“组织支持”这一变量，结果发现强化组织支持感有助于引发员工的创新行为，并且主管的工作支持对员工创新行为的预测力最强。
修水县位于江西省西北部，九江市西部，修河上游，地处幕阜山与九岭山山脉之间，是（赣、湘、鄂）三省，（靖安、奉新、宜丰、铜鼓、平江、通城、崇阳、通山）九县的交界处，其地理位置条件优越，和江西省会城市南昌距离3个小时路程，是对城市居民短期旅游度假的理想之地，因此，不论是从满足人们的旅游增长需求分析，还是从江西省旅游发展前景分析，以及从旅游产业自身的发展方向、产业更新换代角度分析，修水县特殊的地理位置为旅游业发展提供前所未有的发展机遇。
H4.主管支持正向调节家庭—工作增益通过心理资本影响员工创新行为的间接效应，即当主管支持程度高时，这一间接效应更强。
研究总体模型如图1所示。
H2.心理资本对家庭—工作增益与员工创新行为之间的关系起到中介作用。
②以“木”为形符的字：树、柏、松、朵、柿、桃、桩、棍、板；这些字都跟树木有关，“树、柏、松”表示的是树，“朵、柿、桃”表示的是树上长出来的事物，“桩、棍、板”表示跟木头相关的事物[3]。
图1 本文研究模型
二、研究设计
（一）研究样本及程序
1.研究程序
本研究以北京、天津和山西等华北地区多家企业主管和员工为主要研究对象。一方面这些研究对象来自不同行业，工作单位性质也不同，保证样本的多样性；另一方面其中的主管们因在其所在单位有一定的领导职务，对本研究也表现出浓厚兴趣，愿意调动相关资源配合本研究。此外，为避免同源误差，我们采用直接上级—下属的配对数据，对员工及其上级分别收集数据。这当中，主管问卷包含其人口统计学内容和员工创新行为评价内容，而员工问卷则包含人口统计学内容和家庭—工作增益、心理资本和主管支持等变量内容。为保证数据来源的方便性和广泛性，本研究准备了两套方案，一套方案是这些企业的员工填写员工版，其邀请他/她的上级主管填写领导版；另一套方案是企业主管填写领导版，对4位下属员工进行评价，而相应的4位下属员工填写员工版问卷。同时，为了保证数据的有效性和准确度，我们为方案一准备了2个信封，为方案二准备了5个信封，每个被试填写完自己的问卷后可以用胶水进行粘贴，保证大多数被试能够如实填写，他们均填写完成后，邮寄回指定地点，研究人员再进行整理统计。
2.研究样本
本研究首先对研究中涉及到的四个关键变量（家庭—工作增益、心理资本、主管支持和员工创新行为）之间的效度和变量的测量量表参数进行验证性因素分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）， 根据分析结果（表1）可知，四因子模型的数据较为 吻 合 ，χ2（71）=118.357，χ2/df=1.667＜3，RMSEA=0.080 08，CFI=0.956＞0.9，TLI=0.944＞0.9；并且四因子模型的拟合度结果显著优于单因子模型和两个三因子模型的拟合度，这说明各量表对变量的测量具有较好的区分效度。
本研究共发出问卷445份，回收了336份配对问卷，问卷回收率达75.5%，在剔除填写不完整、选项填写都相同等不合格的问卷后，有效的上级—下属配对份数为303份，问卷有效率达90.18%。在员工样本中，从性别而言，男性占50%，女性占50%；从年龄而言，30岁以下占56.85%，31～35岁占27.05%，36～40岁占9.93%，40～45岁占 1.37%，45岁以上占 4.45%； 从婚龄而言，0～5年占 48.29%，6～10年占 16.10%，11～15年占19.52%，16～20年占6.51%，20年以上占9.27%；从教育程度而言，大专及以下占19.52%，本科占57.53%，硕士占20.55%，博士及以上占2.05%；从现上下级关系年限而言，1～5年占73.77%，6～10年占13.01%，11～15年占 9.59%，16～20年占 2.74%，21年以上占 1.71%。
（二）研究工具
1.家庭—工作增益
本研究参照Luthans等[15]153-155编制的心理资本量表，共24个测量条目，分为自信、乐观、希望和韧性四个维度。该问卷被证实可适用于中国文化情境。在调研中采用Likert6点量表计分，从“1-非常不同意”到“6-非常同意”，员工根据自身实际情况，回答对题项的同意或不同意程度。条目有如“我相信自己能分析长远的问题，并找到解决方案”“我总能很快地从工作的挫折中恢复过来并继续前进”等。问卷的Cronbach α系数为0.86。
2.心理资本
沂南县朱家林村和枣庄市千佛崖村，为乡村振兴战略提供了样板。2月8日，东平县在济南召开乡村振兴战略规划纲要新闻发布会，是党的十九大之后，全省首份较为全面系统的县级乡村振兴战略规划。潘鲁生在接受本刊记者采访时指出，乡村振兴要培育乡土情怀，培养扎根乡村、与乡村生死与共、有思想、有意愿、有情怀、有能力的乡村人才队伍，鼓励精英文化知识等回归乡村。
本研究采用Carlson等[14]147开发的家庭—工作增益问卷，此为工作—家庭增益问卷两部分的其中一部分，共9个条目，含家庭对工作发展、家庭对工作情感和家庭对工作效率三个维度。该问卷采用Likert6点量表计分，从“1-非常不同意”到“6-非常同意”。在调研中，请员工按照家庭生活真实情况，判断每个说法的不同意或同意程度。条目有如“家庭能帮助我获得更多的技能，有助于我成为更好的员工”“家庭能够鼓励我在工作时专注，有助于我成为更好的员工”等。问卷的Cronbach α系数为0.86。
墙体的切屑过程中，如果墙体的深度小于二十米抗压能力在1MPa时，依据二期槽的要求切割一期槽时要在二期槽内部做好锯齿连接的工作；根据具体墙体深度、槽部的斜率计划合理的切削长度。墙体深度如果突破了40米，一般就会采用到接头管的方法。在发生意外断裂事故之前，做好缝隙之间的连接工作。用冲击钻采用回转的形式使得槽孔周边的槽桩联系在一起，增强其连接性。
3.主管支持
本研究参照Eisenberger[28]等编制的组织支持感量表，共6个测量条目。在问卷中，用“主管”一词替代原始问卷中的“组织”一词，形成新的测量量表。在调研中采用Likert6点量表计分，从“1-非常不同意”到“6-非常同意”，员工根据工作中实际情况，回答对题项的同意或不同意程度。条目有如“我的主管愿意尽其所能帮助我把工作做到最好”。问卷的Cronbach α系数为0.92。
4.员工创新行为
通过SPSS22.0软件对各变量的均值、标准差和变量间相关关系的计算，得到结果如表2所示，家庭—工作增益、心理资本、主管支持和员工创新行为等各关键变量间存在着两两之间显著的正相关关系，其中家庭—工作增益与员工创新行为间具有正相关关系（γ=0.324，p＜0.01），家庭—工作增益与心理授权间存在着显著正向关系（γ=0.526，p＜0.01），心理授权与员工创新行为间也存在着显著正向关系（γ=0.529，p＜0.01），这为后续的假设检验奠定了基础；同时，这四个关键变量的信度分别为0.924、0.807、0.905和0.915，均高于管理学研究中通常认为合格的信度数0.70，这表明各测量量表具有良好的内部一致性。
5.控制变量
根据以往相关的研究，在调研中本研究获取了领导和员工的相关人口统计学资料，有性别、年龄、婚龄、教育程度、工作单位性质、职位等作为控制变量。
本研究采用SPSS22.0和Mplus7.4统计软件进行数据分析和处理，主要的统计分析包括：检验各变量的均值和标准误，用以评估变量的离散程度；通过验证性因子分析，根据各类指标评估模型的区分效度和拟合度；采用Pearson系数法检验各变量间的相关程度；采用单层模型验证因果关系和中介作用，采用多层次线性模型验证调节作用[29-30]；最后采用蒙特卡洛方法检验被调节的中介效应结果。
三、研究结果
（一）验证性因子分析
总之，行知教育思想在教学中的优势不言而喻，从学校的角度出发，要发展好行知教育并非是易事，必须要结合学校的实际情况，科学地落实相关的工作，这样学校才能朝着更好的方向发展，才能真正的提升学生的能力。
表1 验证性因子分析（CFA）结果（N=303）
注：***、**、* 分别表示 p＜0.001、p＜0.01 和 p＜0.05；FW 表示家庭—工作增益，PC表示心理资本，SS表示主管支持，IB表示员工创新行为。
模型 χ2 df χ2/df CFI TLI RMSEA单因子(FW+PC+SS+IB) 542.594 77 7.047 0.572 0.494 0.247三因子(FW,PC+SS,IB) 272.410 74 3.681 0.817 0.773 0.165三因子(FW+PC,SS,IB) 396.242 74 5.355 0.704 0.635 0.210四因子(FW,PC,SS,IB) 118.357 71 1.667 0.956 0.944 0.080
（二）描述性统计结果
本研究中所用的员工创新行为量表采用黄致凯等[6]44-45修订的量表，一方面这个量表被验证为适用于中国情境，另一方面本次调研对象多来自互联网行业、培训行业的员工，该量表更适用于这类人群。该量表包含构想产生和构想执行两个维度，共7个题项。在调研中采用Likert6点量表计分，从“1-非常不同意”到“6-非常同意”，团队领导根据对相应下属的了解进行评价，回答对题项的同意或不同意程度。条目有如“他/她常常运用创意，为顾客量身定做不同的商品组合”“他/她的工作成果是有创意的”。问卷的Cronbach α系数为0.92。
表2 各变量的均值、标准差、相关系数和变量信度（N=303）
注：***、**、* 分别表示 p＜0.001、p＜0.01 和 p＜0.05；对角线上括号里的粗体数字为变量的 Cronbach’s α 值。
1.性别 1.56 0.498 1 2.年龄 1.63 0.913 -0.200* 1 3.在本单位工作年限 1.39 0.787 -0.204* 0.588** 1 4.婚龄 2.00 1.311 -0.153 0.785** 0.581** 1 5.学历 2.13 0.646 0.117 -0.005 -0.199*-0.037 1 6.家庭—工作增益 39.73 5.713 0.077 -0.133 -0.081 -0.064 0.044 1（0.924）7.心理资本 115.15 14.359 0.071 -0.049 -0.006 0.030 0.131 0.526**1（0.807）8.主管支持 18.55 3.887 0.023 0.142 0.106 0.214* 0.049 0.429** 0.568**1（0.905）9.员工创新行为 28.05 4.673 -0.205* 0.173 0.073 0.218* 0.089 0.324** 0.529** 0.451**1（0.915）
（三）假设检验
1.家庭—工作增益对心理资本的影响、心理资本的中介作用
为检验家庭—工作增益对心理资本的影响（即H1），以及心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间的作用（即H2），本研究拟合了一个全模型，模型结果如表3所示。家庭—工作增益对心理资本有显著的正向作用效应（γ=0.356，p＜0.05），验证了H1，即家庭—工作增益对心理资本有显著的正向影响；同时，心理资本对员工创新行为有显著正向地预测作用（γ=0.705，p＜0.01）；此外，本研究采用蒙特卡洛方法来构建间接效应的置信区间（bootstrap=1 000），结果表明家庭—工作增益通过心理资本影响员工创新行为的间接效应是显著的 （间接效应=0.251， 置信区间CI[0.036，0.466]），因而，假设 2 得以验证，即心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间起到中介作用。
2.主管支持的调节作用
本研究在检验调节作用过程中，用Mplus7.4进行全模型检验，得到结果如表4所示。主管支持对员工创新行为具有显著正向影响（γ=0.398，p＜0.05），且主管支持对心理资本与员工创新行为之间有显著正向调节作用（γ=0.580，p＜0.05）。
此外，为更直接地展示调节作用，本研究选取主管支持在高（均值+1标准差）和低（均值-1标准差）两种取值，分别对高主管支持和低主管支持两个情况下心里资本对员工创新行为的影响绘制调节效应图，结果如图2所示。由图2可知，当主管支持程度高时，心里资本与员工创新行为的正向关系更强，因此，支持了H3，即主管支持在心理资本与员工创新行为间起到调节作用，当主管支持程度高时，心理资本与员工创新行为间的正向关系更强。
3.被调节的中介作用
本研究的假设为一个第二阶段被调节的中介作用 （即调节变量增强或减弱中介作用）。通过表4得知，主管支持会调节心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间的中介作用。无论在高主管支持还是低主管支持情况下，家庭—工作增益对员工创新行为不具有显著的直接影响，而家庭—工作增益通过心理授权这一中介变量对员工创新行为的影响在不同程度的主观支持下有显著差异。具体而言，对主管支持程度取高和低两个值，进行简单效应的乘积，并通过蒙特卡洛方法构建置信区间（bootstrap=1 000），结果为：当主管支持程度高时，心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间的中介作用是显著的（间接效应=0.280，置信区间 CI[0.095，0.481]）；而当主管支持程度低时，置信区间CI[0.004，0.017]，不包括0，即当主管支持程度低时，心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间的中介作用也显著；但主管支持程度高低差异情况下，置信区间CI[0.002，0.011]，意味着主管支持程度高低差异时，中介效应有显著差异，该结果表明第二阶段被调节的中介作用成立，即H4得以验证。
课中环节主要分成两大部分：检测答疑阶段和拓展阶段。检测答疑首先进行的是听写反馈，教师抽出部分关于开罗的视频中的和课文相关的十个词汇听写（5分钟，收上来），第二步当堂小组概括叙述性描写特征，并且写一个叙述性描写的长句（共25分钟），与此同时，教师巡视全班，即监督各组进度，且同时回答同学预习及课前中遇到的各种疑惑。
表3 中介效应分析结果
注：***、**、* 分别表示 p＜0.001、p＜0.01 和 p＜0.05。
预测变量 因变量心理资本 员工创新行为性别 0.060 -0.179年龄 -0.030 0.090现单位工作年限 0.027 -0.092婚龄 0.140 0.126教育程度 0.011 0.010家庭—工作增益 0.356* 0.023心理资本 0.705**家庭—工作增益→心理资本→员工创新行为间接效应 95%置信区间下限 上限0.251* 0.036 0.466
图2 主管支持的调节作用
表4 被调节的中介分析结果
注：***、**、* 分别表示 p＜0.001、p＜0.01 和 p＜0.05。
预测变量 因变量心理资本 员工创新行为性别 0.060 -0.179年龄 -0.030 0.090现单位工作年限 0.027 -0.092婚龄 0.140 0.126教育程度 0.011 0.010家庭对工作增益 0.356* 0.023心理资本 0.705**主管支持 0.398*心理资本×主管支持 0.580*当主管支持在高、低两种水平时，家庭对工作增益→心理资本→员工创新行为的间接效应主管支持 有条件的间接效应 下限 上限高（均值+1标准差） 0.280* 0.095 0.481低（均值-1标准差） 0.170* 0.004 0.017高低差异 0.110* 0.002 0.011 95%置信区间
四、研究结论与讨论
（一）研究结论
基于内在动机理论和扩展—建构理论，本研究以上级下属配对样本数据为基础，通过有调节的中介作用检验程序，探究了家庭—工作增益对员工创新行为的影响及作用机理。研究结果表明：家庭—工作增益显著正向影响心理资本，心理资本在家庭—工作增益与员工创新行为间有中介效应，这与前人研究结果一致；同时，本研究验证了主管支持在心理资本和员工创新行为间的调节效应，并且主管支持能对家庭—工作增益→心理资本→员工创新行为这一中介作用起正向调节作用，即在高主管支持和相对较低主管支持下，家庭—工作增益通过心理资本的中介对员工创新行为的影响都显著，但高主管支持和低主管支持有差别，相对于较低主管支持，在高主管支持情况下，这一被调节的中介效应显著更强。
（二）理论贡献
本研究的理论贡献主要表现在两个方面。一方面目前对家庭—工作增益的研究中，主要是探讨家庭—工作增益的影响因素（如个体特质[31-32]、动机和家庭支持[33]）和从角色累积理论和资源保存理论出发探讨家庭—工作增益的结果变量（如工作投入[34]、工作绩效[35]），而从积极情绪视角的研究不多。本研究基于扩展—建构理论的视角，解释了家庭—工作增益可以通过个体心理资源影响个体的情绪，并驱动个体创新行为的产生，表明了心理资本是家庭—工作增益能够促进员工创新的心理原因；另一方面，除了心理资本外，将主管支持纳入研究到框架中，提出一个第二阶段被调节的中介模型来探索家庭—工作增益对员工创新行为的影响机理及其边界条件，这个结果证实了个体内在心理资源与外在工作资源的交互可以影响家庭—工作增益对员工创新行为的作用。因而，本研究进一步深化了家庭—工作增益与员工创新行为之间的研究，完善了员工创新行为的边界条件，扩展了创新管理等理论的研究视野。
利用卷积神经网络模型的自主学习能力，可以实现目标检测，本节主要介绍一种典型的卷积神经网络结构，如图1所示。
（三）管理实践启示
本研究对管理实践的启示表现在以下三方面：
第一，本研究证实了家庭—工作增益对员工创新行为的正向影响作用。这说明企业、组织不仅要关注工作场域的环境和氛围，适当地也要关注员工在家庭场域的情况，把员工家庭纳入到企业的考察和关怀中，给员工的家庭提供相应支持，营造人性化、重亲情的组织氛围，使员工在各个场域的生活中感知到企业的关怀，从而促使员工及其亲属基于交换关系、互惠原则表现出更多的创新行为。第二，本研究证实了心理资本的中介作用，这给予企业的启示是：企业可以把员工心理资本纳入企业管理中，通过一定的培训、训练，提升员工的心理品质，使员工更能接受和完成具有挑战性的任务，并能从逆境中复原并最终达成目标。第三，本研究得出的主管支持的调节效应，意味着主管作为员工的直接上级，其行为、态度对员工有很大的影响。主管除了实施一定的奖励措施外，还应该关注团队的支持氛围，对员工的创新行为给予快速且正向的激励，员工感知到来自主管的支持会产生出更多的创新行为，同时也给员工提供冒险和犯错的空间，促使员工敢于进行创新。
（四）研究局限与展望
虽然本研究丰富了相关的理论研究并取得了若干对企业管理实践有参考作用的成果，但由于客观条件限制，本研究也存在一些局限：一是本研究采用的研究数据为横截面数据，这在一定程度上限制了各变量因果关系和作用机制推演的解释效力，因此，未来可以考虑采用多阶段来源的纵向研究法来获取数据，或者采用实验研究法、扎根方法等，以进一步提高研究结论的可信度；二是本研究的样本数据主要取自于华北地区，这也在一定程度限制了研究结论的外部效度，未来的研究可进一步增加样本量和扩大取样区域，以获得更加严谨的结论。
采用SPSS11.5统计软件包进行各项统计分析。计量资料以均数±标准差s）表示，计数资料以频数表示。不同组别间计量资料的比较进行t检验或单因素方差分析，计数资料比较进行χ2检验或Fisher精确检验。以P＜0.05为差异有统计学意义。
参考文献：
[1]王忠诚，王耀德.员工创新行为的概念厘定、测量及影响[J].技术经济与管理研究，2016（4）：50-54.
[2]BAER M.The strength-of-weak-ties perspective on creativity：a comprehensive examination and extension[J].Journal of Applied Psychology，2010，95（3）：592-601.
[3]刘玉新，王学普，张建卫，等.家庭心理需求及其对家庭幸福的影响——基于1139个家庭的研究证据[J].北京理工大学学报（社会科学版），2016（5）：98-104.
[4]TANG Y，HUANG X，WANG Y.Good marriage at home，creativity at work：family-work enrichment effect on workplace creativity[J].Journal of Organizational Behavior，2017，38（5）：749-766.
[5]BRUCE R A，SCOTT S G.Varieties and commonalities of career transitions：louis’typology revisited[J].Journal of Vocational Behavior，1994，45（1）：17-40.
[6]黄致凯.组织创新气候知觉，个人创新行为，自我效能知觉与问题解决型态关系之研究——以银行业为研究对象[D].高雄：中山大学（台湾）人力资源管理研究所，2004：44-45.
[7]KLEYSEN R F，STREET C T.Toward a multi-dimensional measure of individual innovative behavior[J].Journal of intellectual Capital，2001，2（3）：284-296.
[8]卢小君，张国梁.工作动机对个人创新行为的影响研究[J].软科学，2007（6）：124-127.
[9]仲理峰，王震，李梅，等.变革型领导、心理资本对员工工作绩效的影响研究[J].管理学报，2013（4）：536-544.
[10]王雁飞，梅洁，朱瑜.心理资本对员工创新行为的影响：组织支持感和心理安全感的作用[J].商业经济与管理，2017（10）：24-34.
[11]李凤莲.心理资本对员工创新行为的影响机制研究[J].财经问题研究，2017（12）：138-143.
[12]吴静，卢小兰.员工自我同一性、组织支持感和工作投入度的关系研究[J].中国人力资源开发，2016（22）：48-54.
[13]雷宏振，侯娜.主管支持感、主管信任与组织成员间的知识转移效果[J].科技进步与对策，2012（5）：142-146.
[14]CARLSON D S，KACMAR K M，WAYNE J H，et al.Measuring the positive side of the work-family interface：development and validation of a work-family enrichment scale[J].Journal of Vocational Behavior，2006，68（1）：131-164.
[15]LUTHANS F，YOUSSEF C M.Human，social，and now positive psychological capital management：[J].Organizational Dynamics，2004，33（2）：143-160.
[16]EDWARDS J R，ROTHBARD N P.Mechanisms linking work and family：clarifying the relationship between work and family constructs[J].Academy of Management Review，2000，25（1）：178-199
[17]张振刚，李云健，李娟娟.心理资本、创新氛围感知与创新行为关系研究[J].中国科技论坛，2015（2）：119-124.
[18]高建丽，孙明贵.基于心理资本的包容型领导对创新行为的作用路径[J].软科学，2015（4）：100-103.
[19]SWEETMAN D，LUTHANS F，AVEY J B，et al.Relationship between positive psychological capital and creative performance[J].Canadian Journal of Administrative Sciences/Revue Canadienne des Sciences de l’Administration，2011，28（1）：4-13.
[20]TANG Y，HUANG X，WANG Y.Good marriage at home，creativity at work：family-work enrichment effect on workplace creativity[J].Journal of Organizational Behavior，2017，38（5）：749-766.
[21]MISHRA P，BHATNAGAR J，GUPTA R，et al.How work-family enrichment influence innovative work behavior：role of psychological capital and supervisory support[J].Journal of Management&Organization，2019，25（1）：58-80.
[22]AMO B W.Employee innovation behaviour in health care：the influence from management and colleagues[J].International Nursing Review，2006，53（3）：231-237.
[23]JANSSEN O.The joint impact of perceived influence and supervisor supportiveness on employee innovative behaviour[J].Journal of Occupational And Organizational Psychology，2005，78（4）：573-579.
[24]GRELLER M M.Subordinate participation and reactions to appraisal interview[J].Journal of Applied Psychology，1975，60（5）：544-549.
[25]顾远东，周文莉，彭纪生.组织支持感对研发人员创新行为的影响机制研究[J].管理科学，2014（1）：109-119.
[26]汪点点.组织支持感对研发人员创新行为的影响研究[D].合肥：安徽大学，2016.
[27]田喜洲，谢晋宇.组织支持感对员工工作行为的影响：心理资本中介作用的实证研究[J].南开管理评论，2010（1）：23-29.
[28]EISENBERGER R，HUNTINGTON R，HUTCHISON S，et al.Perceived organizational support[J].Journal of Applied Psychology，1986，71（3）：500-507.
[29]温忠麟，侯杰泰，张雷.调节效应与中介效应的比较和应用[J].心理学报，2005（2）：268-274.
[30]方杰，张敏强.参数和非参数Bootstrap方法的简单中介效应分析比较[J].心理科学，2013（3）：722-727.
[31]WAYNE J H，MUSISCA N，FLEESON W.Considering the role of personality in the work-family experience：relationships of the big five to work-family conflict and facilitation[J].Journal of Vocational Behavior，2004，64（1）：108-130.
[32]BHARGAVA S，BARAL R.Antecedents and consequences of work-family enrichment among Indian managers[J].Psychological Studies，2009，54（3）：213-225.
[33]ARYEE S，SRINIVAS E S，TAN H H.Rhythms of life：antecedents and outcomes of work-family balance in employed parents[J].Journal of Applied Psychology，2005，90（1）：132-146.
[34]TIMMS C，BROUGH P，O'DRISCOLL M，et al.Positive pathways to engaging workers：work-family enrichment as a predictor of work engagement[J].Asia Pacific Journal of Human Resources，2015，53（4）：490-510.
[35]CARLSON D，KACMAR K M，ZIVNUSKA S，et al.Work-family enrichment and job performance：a constructive replication of affective events theory[J].Journal of Occupational Health Psychology，2011，16（3）：297-312.
The Influence of Family-work Enrichment on Employees’Innovative Behavior
LIU Pingqing，YANG Fang， XU Shuang，ZHAO Li， CUI Zunkang
（School of Management and Economics， Beijing Institute of Technology， Beijing 100081， China）
Abstract： Based on intrinsic motivation theory and broaden-and-build theory，this paper constructs a moderated mediation effect model to explore the effect of family-work enrichment on employees’innovative behavior and its mechanism.The data were analyzed by SPSS 22.0 and Mplus 7.4 software based on a questionnaire survey of 78 executives and 303 subordinates from several enterprises in North China，such as Beijing，Tianjin and Shanxi.Some of the results are consistent with previous studies：family-work enrichment has a significant positive effect on employee’s psychological capital，employee’s psychological capital plays a mediating role between family-work enrichment and employee’s innovative behavior；At the same time，this study also confirmed that this mediated was moderated by supervisor support.That is，compare to relative lower supervisor support，the indirect effect of familywork enrichment on employees’ innovative behavior via employee’s psychological capital was significant stronger when supervisor support was higher.
Key words：family-work enrichment;psychological capital;supervisor support;employee innovation behavior
中图分类号：F272.92
文献标识码：A
文章编号：1009-3370（2019）06-0073-07
DOI：10.15918/j.jbitss1009-3370.2019.3027
收稿日期：2018-10-28
基金项目：北京市社会科学基金项目（16JDYJA013）
作者简介： 刘平青（1973—），男，教授，博士生导师，E-mail：liupingqing@bit.edu.cn；杨芳（1991—），女，博士研究生，E-mail：yangfang@bit.edu.cn； 许爽（1992—），女，博士研究生，E-mail：xushuang@bit.edu.cn；赵莉（1984—），女，博士研究生；E-mail：zhaoli@bit.edu.cn；崔遵康（1993—），男，博士研究生，E-mail：cuizunkang@bit.edu.cn
[责任编辑：宋宏]
标签：员工论文; 增益论文; 工作论文; 心理论文; 家庭论文; 社会科学总论论文; 社会学论文; 社会生活与社会问题论文; 《北京理工大学学报(社会科学版)》2019年第6期论文; 北京市社会科学基金项目(16JDYJA013)论文; 北京理工大学管理与经济学院论文;