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摘 要： 摘要：對于高素質、高追求的知識型員工，傳統(tǒng)激勵因素的影響效用已逐漸下降，內心對于工作的使命感更能驅動其提升工作績效、實現(xiàn)工作創(chuàng)新。基于中國情境，對知識密集型企業(yè)的 207 名知識型員工進行調查，選取職業(yè)召喚作為主要研究變量，通過實證分析探究職業(yè)
摘要：對于高素質、高追求的知識型員工，傳統(tǒng)激勵因素的影響效用已逐漸下降，內心對于工作的使命感更能驅動其提升工作績效、實現(xiàn)工作創(chuàng)新。基于中國情境，對知識密集型企業(yè)的 207 名知識型員工進行調查，選取職業(yè)召喚作為主要研究變量，通過實證分析探究職業(yè)召喚與員工創(chuàng)新行為之間的關系，以及組織支持感在這個關系中所起的影響和作用，同時探討外部環(huán)境因素對員工內部動機的影響。研究表明：職業(yè)召喚對創(chuàng)新行為及其下屬的創(chuàng)新構想和創(chuàng)新執(zhí)行兩個維度均具有顯著的正向影響，組織支持感負向調節(jié)職業(yè)召喚對創(chuàng)新行為及其各維度的正向影響關系。研究結果驗證了中國情境下職業(yè)召喚理論及其對知識型員工創(chuàng)新行為的影響，為企業(yè)的人才激勵管理實踐提供參考。
關鍵詞：知識型員工;職業(yè)召喚;創(chuàng)新行為;組織支持感
1 研究背景
在技術和潮流不斷快速更迭的現(xiàn)代社會，持續(xù)的創(chuàng)新行為對于企業(yè)而言非常重要。從柯達、諾基亞等知名企業(yè)在時代洪流中逐漸沒落的教訓中，我們應該清楚地意識到，企業(yè)的開拓創(chuàng)新是其自身發(fā)展不可或缺的重要動力。創(chuàng)新，是為突破企業(yè)自身的局限，摒棄舊體制和舊方法，追上時代的潮流，迎接市場的競爭。
企業(yè)最寶貴的財富是員工，企業(yè)的創(chuàng)新離不開員工的創(chuàng)新。員工的創(chuàng)新行為能夠增加組織的活力，推動企業(yè)整體的發(fā)展，可以說是企業(yè)創(chuàng)新的重要一環(huán)。近年來，如何激發(fā)員工的創(chuàng)新行為成為了企業(yè)研究中的重要問題。在這方面，知識型員工顯得尤為特別。何為知識型員工呢?這個概念最早是由管理大師德魯克提出的，指的是一群擁有較高綜合素質水平、高成就和價值取向、較強自主思考和學習能力，以知識和價值創(chuàng)造為工作內容的員工。在知識型員工身上，隨著生活水平的提高，傳統(tǒng)的薪酬、獎金等外在激勵因素的效用將呈現(xiàn)邊際遞減，逐步成為雙因素理論中的保健因素[1]。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，自我實現(xiàn)的成就感和工作的意義感將逐步成為知識型員工創(chuàng)新的持續(xù)動力和內在驅動。
因此對于知識型員工，職業(yè)召喚的研究將成為組織行為學研究中新情境下的焦點。職業(yè)召喚(calling)的概念最初來源于西方宗教文化，描述神職人員收到上帝感召而從事特定的職業(yè)，《圣經》中就出現(xiàn)有關職業(yè)召喚的故事。在后來的發(fā)展中，隨著宗教的改革，職業(yè)召喚的概念也應用到了工作中。在工作領域，職業(yè)召喚更多描述的是員工對于自己從事工作的使命感、認可工作的社會價值和意義。職業(yè)召喚在員工的工作動機中可以扮演內在驅動力的角色。從心底里認可自己工作的社會意義，覺得自己就是為了這個工作而存在，在工作中有很強的自我實現(xiàn)的感覺，這樣的工作狀態(tài)將有助于激勵知識型員工在完成本職工作任務的同時不滿現(xiàn)狀、推陳出新，產生更多的創(chuàng)新構想并執(zhí)行推動，帶動企業(yè)不斷發(fā)展。
當前的研究中關于職業(yè)召喚的內容集中在國外，國內學者對于職業(yè)召喚的研究相對較少，但在自我實現(xiàn)和工作價值對于知識型員工的影響和激勵程度越來越大的今天，有關職業(yè)召喚的研究顯得愈加重要;同時，國內情境下關于職業(yè)召喚的研究更多停留在相關常見變量的關系上，缺少以開放的視角和深入的挖掘來探究職業(yè)召喚會對員工的行為產生何種影響。本研究針對知識型員工這個群體，探究作為內驅力的職業(yè)召喚與員工的創(chuàng)新行為之間的關系，為企業(yè)人才管理和激勵提出建議，希望可以彌補以往研究的不足。
2 研究評述與研究假設
2.1 概念界定
2.1.1 職業(yè)召喚
職業(yè)召喚(calling)在國內的研究中也被翻譯為呼喚和職業(yè)使命感[1-2]。召喚的說法最早來源于《圣經》，用來描述那些受到上帝感召并響應上帝的行為，其中廣為大眾熟知的便是諾亞方舟的故事中，諾亞的行為便是受到召喚的影響。Davidson 等[3]的研究均認為職業(yè)召喚是受上帝的感召而心生向往，主動去從事某項工作。在宗教的逐步改革的過程中，宗教中的很多理念都逐漸與世俗相結合演化，召喚的概念也逐步從神壇走向普羅大眾。到了 20 世紀 80 年代，組織行為學的研究開始涉足職業(yè)召喚領域。 Robert 等[4]發(fā)現(xiàn)在普通的勞動者心中也存在著強烈的工作意義感和使命感，對為社會帶來效益感到成就和滿足。早期關于職業(yè)召喚的研究集中在界定職業(yè)召喚的含義及其來源上。趙海霞等[1]歸納了職業(yè)召喚研究過程中學界主要的幾點內容：(1)職業(yè)召喚是來自于內心的信仰和追求還是源于外在的社會影響;(2)職業(yè)召喚的相關研究都強調了工作帶來的自我實現(xiàn)的目標感和意義感;(3)職業(yè)召喚普遍是帶親社會屬性的。新古典主義認為職業(yè)召喚是一種內在的心理因素和價值導向，強調個體主觀上對某種職業(yè)產生命中注定的感覺。另外一些觀點認為，職業(yè)召喚來自外界影響。作為外部因素，職業(yè)的特定內容對個人產生的吸引和導向則為職業(yè)召喚。Dik 等[5]的研究指出，召喚是個體感受到的指向特定職業(yè)并超越自我的力量。Hall 等[6]則將職業(yè)召喚看作職業(yè)成功的外在最高水平和標準，是個人視為人生目標的職業(yè)。從總體上看，職業(yè)召喚更多是一個外在因素和內部因素相結合的構念。召喚的產生需要有一個外在的因素對個體產生強烈的吸引，也要有內在主觀認可和使命，內外因素的結合使得個體對這項事業(yè)的投入成為一種沉迷，覺得自己生而注定要做這個工作。
早期關于職業(yè)召喚的研究大部分從召喚來源、心理動機等方面進行定性的探討，缺少定量的研究。在后續(xù)的研究中，Dobrow 等[7]代表性地提出了關于職業(yè)召喚的測量方法，認為職業(yè)召喚是一個連續(xù)性的心理構念，不是用“有”和“無”來進行判別，而是可以定量地描述：職業(yè)召喚是個體從事某個特定領域的工作時表現(xiàn)的激情和滿足感，同時還對自己和社會富有意義。這個定義綜合了外在的因素和內在的驅動，將召喚描述成定量的心理知覺，并開發(fā)了一維的測量量表，推動了職業(yè)召喚的研究。國內關于職業(yè)召喚的研究起步較晚，主要有如：田喜洲等[2]綜述了職業(yè)召喚的相關研究，將職業(yè)召喚的界定區(qū)分為 3 個角度，分別是神學、心理學和組織行為學，認為神學范疇內的概念強調上帝感召，心理學的概念強調自我知覺，組織行為學的概念偏向工作，但這三者之間的概念有所重疊。趙海霞[1]將召喚翻譯為工作使命感，對職業(yè)召喚相關研究進行梳理，提出需要加強對職業(yè)召喚前因變量和結果變量的研究。裴宇晶等[8]綜合前人研究，創(chuàng)新性地研究了中國情境下職業(yè)召喚對員工工作態(tài)度的影響，為職業(yè)召喚在中國情境下的研究提供新的視角。
本研究基于國內外前人研究的結果，綜合了多方面的研究視角，認為在組織行為學領域中，職業(yè)召喚是個體將某種特定工作視為生命意義的一種主觀和連續(xù)的心理知覺，是對職業(yè)的使命感。它的特點是認同職業(yè)的社會價值和貢獻，同時能通過職業(yè)帶來具有意義感和價值感的自我實現(xiàn)。
2.1.2 員工創(chuàng)新行為
在面對當前市場環(huán)境下不確定性的挑戰(zhàn)和跨界競爭的沖擊時，組織中的成員擁有持續(xù)的創(chuàng)新行為是企業(yè)不斷跑贏市場的制勝法寶。員工的創(chuàng)新行為是企業(yè)創(chuàng)新中的一部分，卻也是企業(yè)創(chuàng)新的重要源泉。如何激發(fā)和釋放組織中成員的創(chuàng)造力，產生更多的創(chuàng)新行為，已經成為管理研究和企業(yè)實踐中重要的方向。關于創(chuàng)新行為的研究可以追溯到 20 世紀 80 年代，創(chuàng)新行為的定義在與創(chuàng)造力的比較中不斷明晰。Scott 等[9]指出創(chuàng)新行為既包括新穎想法的產生，也包括相應的實踐和執(zhí)行，而創(chuàng)造力更多指的是創(chuàng)新構想的產生，將創(chuàng)新行為劃分為 3 個階段：(1)問題的確定和解決構想的產生;(2)尋求支持構想的方法;(3)形成模式和標準使之可以被復制和擴散。后續(xù)的研究中，Kleysen 等[10]將創(chuàng)新行為總結為尋找機會、產生想法、形成調查、支持以及應用 5 個維度，也制定了相關的量表。創(chuàng)新行為在國內的研究最早出現(xiàn)在臺灣省，黃致凱[11]采用 Kleysen 等[10]的量表進行中國情境下員工創(chuàng)新行為的研究，將創(chuàng)新行為歸納為構想產生和構想執(zhí)行兩個維度，具有很好的檢驗效果;盧小君等[12]也對 Kleysen 等[10]的量表進行調整和檢驗，驗證并使用了創(chuàng)新行為的構想產生和構想執(zhí)行兩個維度，同時認為員工的內部動機是促進個人創(chuàng)新行為的重要影響因素。
本研究考慮中國情境，認可黃致凱[11]和盧小君等[12]的研究，并采用二維的創(chuàng)新行為量表，將創(chuàng)新行為的概念界定為：員工在工作的過程中產生創(chuàng)新的想法和解決方案，愿意和努力去付出并實現(xiàn)創(chuàng)新行為的過程，這里面包含了創(chuàng)新構想和創(chuàng)新執(zhí)行兩個過程。
2.1.3 組織支持感
20 世 紀 80 年 代， 美 國 著 名 社 會 心 理 學 家 Eisenberger 等[13]依據(jù)成熟的互惠原則和社會交換理論提出了在組織內部影響員工工作績效和離職傾向的因素，即組織支持感，將組織支持感定義為：員工感知到的組織對其工作的評價、對其幸福感的關注，將形成員工對組織支持的綜合的整體性認知。可見，組織支持感主要表現(xiàn)在對員工工作的認可和對員工福利的重視。組織支持感作為一種組織內部性因素，往往對員工的組織承諾、工作績效等存在較大的影響。具有較高組織支持感的員工在進行歸因時，常會作出對組織有利的歸因，員工與組織之間的關系也更傾向于發(fā)展成為“關系型”。其他方面，有較多學者認為組織支持感不僅僅包括員工對組織在自己工作和福利方面的關注和支持，還應包括工具性的支持，如設備、資金等等。國內許多學者對組織支持感進行研究，如凌文輇等[14]提出組織支持感應包括工作支持、關系員工利益和對員工價值認同 3 個維度。總體而言，組織支持感是員工感知中的外部激勵因素。
本研究認可并采用 Eisenberger 等[13]對于組織支持感的概念定義，采用姜薇薇等[15]對 Eisenberger 等[13]的量表進行優(yōu)化后的題項進行組織支持感的測量。
2.2 研究假設
2.2.1 職業(yè)召喚與員工創(chuàng)新行為
職業(yè)召喚對員工工作中創(chuàng)新行為關系的研究，衍生于職業(yè)召喚脫離宗教外衣之后對員工工作效率和組織態(tài)度影響的研究。Duffy 等[16]在研究中指出，職業(yè)召喚能夠提升員工的工作滿意度并降低離職傾向。Hirschi[17]也認為職業(yè)召喚會為員工帶來對工作的認同，因此員工有更充足的精力投入工作，注重工作效率和結果。而關于員工創(chuàng)新行為的研究中也提到，員工本身的工作動機對創(chuàng)新行為具有重要影響。Amabile[18]提出內部動機有助于為員工帶來工作中的創(chuàng)新性，不同類型的工作動機會對工作過程帶來不同的結果。國內學者盧小君等[12]也驗證了員工工作的內在動機正向影響了創(chuàng)新行為的產生和執(zhí)行。職業(yè)召喚的使命感和意義感知能為知識型員工帶來強烈的內部工作動機，激勵員工保持積極工作態(tài)度，更好地完成工作任務，這種動機在一定程度上促進員工創(chuàng)新行為的產生。根據(jù) Duffy 等[19]的工作動機的自我決定理論，員工自身的內部驅動力、內在需求和情緒是自我決定的動機來源，職業(yè)召喚中的使命感和意義感為員工提供充足的內驅力，這種自我決定下的工作模式更有利于員工在工作行為上的創(chuàng)新。Amabile[18]也在動機 - 工作匹配理論中提到，個體在處理和解決工作問題時，如果更多是發(fā)自內心投入工作，不受外部因素轉移注意力，會有助于他們產生具有創(chuàng)造力的想法。
但在目前的職業(yè)召喚研究中，直接探究職業(yè)召喚對于員工創(chuàng)新行為的影響的研究存在空白，大部分職業(yè)召喚的研究成果來源于西方國家，西方社會的文化差異可能使得研究結果與國內存在不同。國內關于職業(yè)召喚的研究更多停留在對工作態(tài)度和離職傾向的程度上，對于員工的行為結果方面的研究比較少，也沒有專門針對知識型員工進行研究。因此，本研究希望探究中國情境下職業(yè)召喚對于知識型員工創(chuàng)新行為的影響，對職業(yè)召喚領域的研究進行補充和拓展。另外考慮到創(chuàng)新行為包含創(chuàng)新構想的產生和構想內容的執(zhí)行兩個維度，本研究增加了職業(yè)召喚對創(chuàng)新行為細分維度的假設。本研究提出的假設如下：
H1：職業(yè)召喚與創(chuàng)新行為呈顯著正向影響。
H2：職業(yè)召喚與創(chuàng)新構想的產生呈顯著正向影響。
2.2.2 組織支持感的調節(jié)作用
職業(yè)召喚作為個體內部因素，在對員工行為產生影響的同時必定會受到來自個體外部的因素影響。在組織的范圍內考慮，員工對組織的綜合感知將是影響他們工作付出的重要因素。社會交換理論和互惠原則強調，人與人之間的關系存在著交換的成分，在社會交換中，人們愿意向對自己作出正向積極行為的人反饋積極的回報;在組織中也是如此，當組織為員工提供更多的支持時，外部環(huán)境的收獲和優(yōu)待使得員工更愿意在工作中付出和創(chuàng)造。同時社會需求理論也指出，創(chuàng)新行為是一個具有風險和非流程化的行為，創(chuàng)新的行為個體需要獲得支持感才能更好地付諸行動，來自組織的支持便扮演了環(huán)境支持和幫助的最佳角色。Kraimer 等[20]指出組織支持感能提升員工的工作滿意度和績效。盧紀華等[21]也在研究中提到，員工在感受到組織支持時 , 會更加認同組織環(huán)境，并對于組織工作有更大付出。因此，組織支持感相當于是激勵、推動員工實現(xiàn)創(chuàng)新的外部環(huán)境因素，這個因素以支持和輔助的形式存在，這個環(huán)境因素會對職業(yè)召喚在促進員工創(chuàng)新行為的過程中起到調節(jié)的作用。
職業(yè)召喚作為驅動員工創(chuàng)新的內部動力，與作為外部環(huán)境激勵因素的組織支持感，更多的時候存在互補的關系。職業(yè)召喚來自于員工的內心，是一種自生的對職業(yè)的使命感，與組織的支持沒有因果和輔助的關系。根據(jù)自我決定理論的內容，支持個體發(fā)揮效用的除了自身的自主性之外，便是組織中的關系。當組織支持感較強，企業(yè)為員工的工作和生活提供較多支持和外部福利時，外在動機的內化強度大，外在動機提供了員工創(chuàng)新的自主性，這時候便會減少員工自身內在驅動力對于創(chuàng)新的激勵作用;而在外部組織環(huán)境惡劣的情況下，職業(yè)召喚等內部動機占據(jù)主要的影響地位，更能發(fā)揮自身的驅動作用。另一個方面，Mischel[22]提出的強弱情境假說認為，強情境下環(huán)境因素占主導地位，組織預期一致性較強，個人因素和差異性會被掩蓋和隱藏，這也是一種所謂的“從眾效應”。在組織支持感對職業(yè)召喚于創(chuàng)新行為的關系中，組織支持越充足，職業(yè)召喚等內在因素的作用將不明顯。因此，本研究大膽地作出假設：
H4：組織支持感在職業(yè)召喚作用于創(chuàng)新行為過程中起負向調節(jié)作用。
H5：組織支持感在職業(yè)召喚作用于創(chuàng)新構想的產生過程中起負向調節(jié)作用。
H6：組織支持感在職業(yè)召喚作用于創(chuàng)新構想的執(zhí)行過程中起負向調節(jié)作用。
3 研究方法
3.1 樣本與數(shù)據(jù)收集
本研究的研究對象是知識型員工，知識型員工具有綜合素質高，從事高價值的創(chuàng)造性工作，因此本研究在樣本的選擇上具有一定的偏向性，問卷均具有目的性地派往技術人員、研發(fā)人員和管理人員等手中。本研究的調研工作持續(xù)兩個多月，分別通過網絡發(fā)放和直接發(fā)放兩種方式，樣本集中分布在廣州、深圳和上海的大型知識密集型企業(yè)，部分問卷集中發(fā)放到深圳某大型互聯(lián)網企業(yè)和基金公司、廣州市某著名券商機構和廣州市某著名教育機構等，總體上覆蓋互聯(lián)網、金融、消費品和教育培訓等行業(yè)，地區(qū)分布上也跨越廣東、上海和北京等各大城市，主要集中在珠三角地區(qū)。本研究共發(fā)放問卷 250 份，回收 219 份，剔除數(shù)據(jù)缺失和無效樣本后，最終有效樣本量為 207 份，有效回收率為 94.5%。
通過對調研問卷的統(tǒng)計，在性別方面，男性樣本占 55.07%，女性樣本占 44.93%;年齡方面，處于工作黃金時期的年齡段占了多數(shù)，21 ～ 30 歲的員工占了 65.7%，31 ～ 40 歲的員工占了 23.2%;基于研究對象為知識型員工，故樣本所在行業(yè)也主要分布在互聯(lián)網和金融等行業(yè)，其中互聯(lián)網企業(yè)員工占比達 31.4%，金融從業(yè)者達 14.9%，教育培訓和科研機構從業(yè)者達 11.1%，其余樣本分布在制造業(yè)、房地產和交通能源等行業(yè);從數(shù)據(jù)上看，樣本從事的崗位分布比較平均，其中 14.5% 為技術研發(fā)人員， 17.4% 為專業(yè)人員崗(如律師，會計師)，15.9% 為管理人員，12.6% 為市場公關崗。調研對象均為知識型員工，本科及以上學歷的樣本比例達 96.2%，其中大部分為普通員工，占比為 58.9%，管理層人員占比 41.1%。
3.2 變量的測量
3.2.1 職業(yè)召喚
目前關于職業(yè)召喚的量表主要有 Dobrow 等[7]提出的 CQ12 單維量表、Dik 等[23]提出的 CVQ 三維量表和 Amabile[18]提出的 MCM 三維量表，后兩個量表因為缺少信效度檢驗和過于抽象的題項內容，在研究中采用較少。結合職業(yè)召喚國內外的研究，本研究認可 Dobrow 等[7]關于職業(yè)召喚的定義和相關研究，認可其一維的職業(yè)召喚模型，并且采用其歷時多年開發(fā)，經過 1 500 名參與者測試的 CQ12 單維量表來對職業(yè)召喚進行測量。在引入國內情境下的研究中，國內學者對該量表進行原意不變的語言翻譯調整，裴宇晶等[8]均采用該量表對職業(yè)召喚進行測量，有較成熟的實證驗證驗證。本研究采用的 CQ12 單維量表共有 12 個題項，通過 Linker 五點計分法，讓研究對象對題項的描述從“完全不同意” 到“完全同意”進行 1—5 分的打分，得分越高表示具有更高的職業(yè)召喚。經信度檢驗得到該量表的α 值為 0.916，表明信度良好。
3.2.2 組織支持感
本研究中組織支持感的測量采用的是改進版的 Eisenberger 等[13]開發(fā)的組織支持感的測量量表。該量表最初的時候有 36 個題項，在后續(xù)的組織支持感研究中，大部分研究者為了便于調研，降低被調查者的測試時間，均選取了量表中因子載荷較高的幾個題項構成獨立量表，經檢驗信效度較高。本研究所采用的獨立量表，借鑒國內學者姜薇薇[15]在依據(jù)國內情境下改良的組織支持感量表，共有 8 個題項，其中有一個反向題，采用 Linker 五點計分法進行測量，讓研究對象對題項的描述從“完全不同意” 到“完全同意”進行 1—5 分的打分，得分越高表示感知到更高的組織支持感。經信度檢驗得到該量表的α 值為 0.821，信度較好。
3.2.3 創(chuàng)新行為
創(chuàng)新行為的研究中，Kleysen 等[10]對于創(chuàng)新行為多個維度的研究具有較大的貢獻，他們通對數(shù)十篇創(chuàng)新行為的文獻中進行創(chuàng)新活動的歸納，得到 5 個維度的創(chuàng)新行為構念和量表，但檢測發(fā)現(xiàn)量表的信效度不夠高。在國內情境的研究中，黃致凱[11]借鑒 Kleysen 等[10]的量表得出創(chuàng)新行為包括創(chuàng)新構想和構想執(zhí)行兩個維度;盧小君等[12]進一步對量表進行優(yōu)化，驗證了信效度，更符合國內情境。本研究借鑒該量表進行檢驗和修訂，信度檢驗得到α 值為 0.911，具有較高的內部一致性。同樣采用 Linker 五點計分法進行測量，量表分為創(chuàng)新構想和構想執(zhí)行兩個部分。
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摘要：企業(yè)靠市場，市場靠產品，產品靠質量，全面涵意上的質量競爭已成為市場競爭的關鍵。研究中外頂尖企業(yè)強企制勝法寶，發(fā)現(xiàn)具有六個方面的質量管理理念及實踐創(chuàng)新。透視其成功做法，有助于我們的企業(yè)及早進行質量創(chuàng)新發(fā)展的倡議訣擇，不斷推進質量管理與效益增長。
4 研究結果
4.1 同源性偏差檢驗
為了防止調研過程中由于數(shù)據(jù)來源單一等原因產生同源性偏差的結果，在數(shù)據(jù)統(tǒng)計過程中先進行同源方差檢驗，本文采用 Harman 單因子檢測方法，將所有量表的題項一起進行因子分析，通過觀察未旋轉的主成分來判斷同源偏差。由結果可得，第一個主成分解釋了 37.16% 的載荷量，未超過 50%，因此本研究沒有出現(xiàn)同源偏差。
4.2 驗證性因子分析
本研究采用 SPSS 21.0 對收集到的樣本數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析，進一步分析職業(yè)召喚、組織支持感和創(chuàng)新行為中創(chuàng)新構想和構想執(zhí)行兩個維度的區(qū)分效度。由表 1 的結果可得，本研究的假設模型中四因素模型的擬合程度最佳，比擬合效果最好的三因素和單因素模型的擬合程度都要高，因此可以認為本研究采用四因素模型是為最佳模型，各個因素之間具有較好的區(qū)分效度。
4.3 描述性統(tǒng)計分析
如表 2 所示為計算得出的各變量的均值、標準差及其相互之間的相關關系。通過結合 Pearson 相關性分析結果可以看出，職業(yè)召喚與創(chuàng)新行為及其各個維度之間都具有相關關系。其中，職業(yè)召喚與創(chuàng)新構想呈顯著正相關(r=0.626,P<0.01)，與構想執(zhí)行呈顯著正相關(r=0.596, P <0.01), 與創(chuàng)新行為呈顯著正相關(r=0.644, P <0.01)。該過程證明模型假設中的變量之間具備正確關系。