差序氛圍感知對員工創新行為的影響

馬 偉，蘇 杭

(青島大學 商學院，山東 青島266071)

0 引言

差序格局普遍存在于中國本土組織中，并在企業發展方面扮演著重要角色[1]。“差”代表組織中偏私資源分配、差別對待，“序”代表權力尊卑有序的組織關系。差序氛圍感知是指員工對組織內部以領導為核心的人際關系疏遠程度的感知[2]。以往研究表明，差序氛圍感知不僅會帶來較低的組織信任[3]和敬業度[4]，還會引發沉默[5]和漠視[6]等消極行為。但是，當前研究卻忽視了差序氛圍感知對創新行為的影響。隨著創新對企業重要性的增加，作為中國傳統文化中組織內部人際關系現象的代表，差序氛圍感知是否使中國情境下創新行為具有某些獨特特征和內在規律，值得深入系統研究。基于此，本文通過探討差序氛圍感知如何影響創新行為，從另一角度為企業創新提供借鑒。

差序氛圍感知如何影響創新行為？兩者間存在哪些內在影響機制？現有文獻尚未給予全面解答。已有研究主要聚焦于情感視角，如組織信任[3]和組織承諾[7]等，忽視了認知在此過程中的作用。鑒于個體認知反應和情感反應交織在一起驅動員工創新行為，本文基于認知—情感加工系統理論，提出差序氛圍感知影響員工創新行為的雙中介模型。根據認知—情感加工系統理論，創新自我效能感和情感承諾是差序氛圍感知與創新行為間的重要認知情感單元，差序氛圍感知通過認知和情感兩條路徑對創新行為產生影響[8]。因此，本文認為創新自我效能感和情感承諾可能在差序氛圍感知與創新行為間發揮中介作用。

即使差序氛圍感知會引起員工認知-情感反應，不同特質員工在面對相同組織情境時，引起的反應程度也不同[9]。其中，作為個體與生俱來的一種特質，調節定向對人們的認知評價、行為傾向等心理過程均存在顯著影響。當員工以努力提升自身價值為中心時(促進定向)，他們因為受到激勵，會竭盡所能為實現目標而奮斗[10]，從而對行為產生積極影響；當員工以預防損失為中心時(防御定向)，責任感督促他們僅將職責內的事情做完，個體雖然處于安全狀態，但會抑制創新行為表現。因此，本文提出并檢驗不同特質個體在差序氛圍感知與認知、情感間關系的調節作用，探討差序氛圍感知的邊界條件。

本研究貢獻主要體現在3個方面：①結合差序格局理論，考察本土情境下差序氛圍感知對員工創新行為的影響效應，為員工創新行為影響因素研究補充新內容，為差序氛圍感知相關研究奠定基礎；②結合認知—情感加工系統理論，提出并檢驗創新自我效能感和情感承諾的雙重中介作用，從認知和情感兩個視角，揭示差序氛圍感知與創新行為間的“黑箱”機制；③指出個體調節定向的調節作用，為差序氛圍感知和創新行為關系提供情景化理論成果。

1 理論與假設

1.1 差序氛圍感知與創新行為

差序氛圍感知源于差序格局理論[11]。該理論認為，以個體為核心的社會關系如“投石入水”泛起的水波紋，離核心越遠的人與該個體關系越疏遠，獲取的資源與權力也越少。對本土企業而言，管理者通過個體能力和關系親疏等對下屬員工進行歸類，對不同員工在資源分配與獎勵提拔等方面實行差異化管理，這些管理實踐上升到組織層面形成組織差序氛圍[2]。差序氛圍感知是指員工對組織內部以個體為核心的人際關系親疏程度的感知，主要表現在兩個方面，即對組織中“差”的感知，包括差別對待、偏私資源分配等；對組織中“序”的感知，包括權力尊卑有序、關系導向、對某些人支持與關心等。

創新行為作為一種角色外行為，是指個體在工作過程中產生創新構想并努力加以實現，其是企業在技術、產品、管理等方面進行創新的必要條件[12]。一方面，基于社會信息加工理論[13]，社會信息無處不在地影響著個體行為，如果員工對工作環境感知與評判結果傾向于消極，認為組織內部差序氛圍對自身創造性完成任務有阻礙，將會降低其從事創新活動的意愿，從而抑制員工創新行為；另一方面，根據社會交換理論[14]，當員工面臨組織資源與權力的非對等性分配時，會形成一種被隔絕和孤立的感覺，員工認為自身利益受損，基于互惠原則，其會表現出更多消極行為。高差序氛圍感知會降低組織與個體間互惠關系，導致個體產生更多消極情感，不愿意為本職工作付出更多，抑制個體創新表現。

以往研究表明，個體對組織資源非對等性配置感知越強烈，越容易形成組織排斥感并降低互動公平感知，且產生更多消極情感[15]。當員工感知到從組織中獲取的資源、信息和機會等與其他人存在差異時，將會感覺到組織對自身不公平，由此降低組織忠誠度[4]，從而不愿意為組織發展付出，并易于采取一些消極行為[16]。由于感知到不公平對待，員工會消極對待組織內創新合作行為[17]，減少與他人合作，進而抑制自身創新行為。因此，本文提出如下假設：

H1：差序氛圍感知負向影響員工創新行為。

1.2 創新自我效能感與情感承諾的中介作用

認知—情感加工系統理論認為，個體遇到的組織事件與個體認知—情感單元發生交互作用，包括編碼、預期和信念、情感、目標和價值、能力等，最終影響個體行為發生。認知—情感加工系統理論為理解差序氛圍感知與個體創新行為間關系提供了良好視角。具體而言，差序氛圍感知很可能激發員工創新自我效能感和情感承諾這個認知—情感單元，進而影響其創新行為。在差序氛圍感知—創新行為路徑中，創新自我效能感具有作為認知反應衡量指標的合理性。從認知反應特點看，個體采用分析式視角加工信息時，會慎重觀察事物，根據邏輯推斷和因果聯系進行評價[18]。而創新自我效能感是對自己能否創造性完成工作的感知與主觀評價，需要經過嚴密的邏輯推斷建立[19]。在差序氛圍感知—創新行為路徑中，情感承諾具有作為情感反應衡量指標的合理性。差序氛圍作為組織情境的一部分，通過抑制組織成員情感機制，對組織成員情感承諾產生重要影響，進而減少自身創新行為[20]。本文在認知—情感加工系統的基礎上，結合社會信息加工理論和社會交換理論，揭示差序氛圍感知影響創新行為認知與情感的路徑。

1.2.1 創新自我效能感的中介作用

創新自我效能感代表個體對自己能否創造性完成工作、取得創新性成果的感知與主觀評價[19]，是激勵個體從事創新行為的關鍵認知心理機制[21]。一方面，員工創新自我效能感受到資源可獲取性和完成任務面臨約束的比較評估影響。員工對差序氛圍感知越強，越認為自己掌握的資源少、受到的約束多，通過工作任務資源條件和約束條件對比，將會降低員工對創新成功的信念[22]；另一方面，根據社會信息加工理論，組織差別對待、偏私資源分配使員工感知到一種受到約束的氛圍，該氛圍造成組織成員在認知決策中認為自己不太可能創新性完成工作，由此會抑制員工創新自我效能感。

創新行為是指個體在工作過程中，產生新穎和有用想法，并通過努力將該想法付諸實踐的行為[23]。一方面，具有較高創新自我效能感的個體，認為自己有從事創新活動的能力，會為自己設立一個挑戰性目標，而挑戰性目標能夠產生積極應對問題的動力，驅使員工在工作過程中表現出更多創新行為；另一方面，創新活動具有開拓性、試錯性特點，需要個人付出更多努力不斷嘗試。高創新自我效能個體具有較強忍耐力[24]，能夠形成適應變化、挑戰現狀的行為導向，進而激發員工創新行為。高自我效能感是指個體面臨困境時能夠自主調整認知狀態、保持努力的核心要素[19]，能夠激發個體實施創新行為。

根據社會信息加工理論，當員工獲取組織資源與權力受限時，會認為自己不被組織重視、沒有能力從事創新活動，從而形成較低的創新自我效能感，這種消極認知指導其消極從事創新活動，進而抑制其創新行為。據此，本文提出如下假設：

H2：員工差序氛圍感知越強，創新自我效能感越弱。

H3：員工創新自我效能感正向影響創新行為。

H4：創新自我效能感在差序氛圍感知與創新行為間起中介作用。

1.2.2 情感承諾的中介作用

組織承諾反映個體對繼續留在組織的一種期望、需要和義務的思維模式或心理狀態[24]。現有文獻普遍將組織承諾分為情感承諾、規范承諾和持續承諾3個維度，并強調將情感承諾作為考核組織承諾的重點[25]。由于創新行為屬于角色外行為，且創新行為往往由情感驅動，故情感承諾比規范承諾和持續承諾更能預測創新行為[26]。因此，本文選取情感承諾考察組織承諾。情感承諾是指個體對組織的情感依附、參與和認同[24]。

當組織采取差別對待與關系導向管理時，高差序氛圍感知員工體驗到較低的工作公平性、合作機會，感受不到來自組織的關心和支持。根據社會交換理論，這會激發員工消極互惠意識，其歸屬感與忠誠度顯著下降，并降低對組織的信任和情感投入。此外，Taylor等[26]的研究表明，個體情感承諾受組織對員工利益和福祉管理實踐的影響。當組織差別化對待員工利益和福祉時，會營造一種組織差序氛圍，員工切身感受到來自組織的偏私對待，會降低其組織認同。因此，高差序氛圍感知員工更排斥組織價值，進而對組織表現出較低的情感承諾。

個體從事創新活動須具備一種內在持續動力，員工對工作本身有興趣并時刻受到激勵會形成這種內在激勵[27]。受內在動力影響的個體更重視任務復雜性和創新性，希望獲得挑戰，更傾向于創新性地解決問題[28]。高情感承諾員工往往能夠體會到工作本身的樂趣，而工作樂趣屬于員工創新內部動機，因此高情感承諾員工會更加積極主動地從事創新活動。此外，具有高情感承諾的員工往往高度認同自己所屬的組織[29]，認為自己有責任、有義務參與組織建設發展，希望組織能夠始終保持競爭優勢，進而表現出更多積極行為[25]。相關研究發現，包括組織承諾在內的一般情感道德因素是組織公民行為的重要前因變量，情感承諾與角色外行為有較強的正相關性[30]。Feldman等[31]實證研究表明，員工一般不會主動表現出角色外行為，除非在心理上對組織產生情感依附和認同。

高差序氛圍感知顯著降低員工與組織間互惠關系，導致員工歸屬感與忠誠度下降，進而降低員工情感承諾。較低的情感承諾無法讓員工體會到工作樂趣，缺乏內在動機，并會抑制員工創新行為。據此，本文提出以下假設：

H5：差序氛圍感知與員工情感承諾負相關。

H6：員工情感承諾正向影響其創新行為。

H7：情感承諾在差序氛圍感知與創新行為間起中介作用。

1.3 調節定向的調節作用

調節定向作為個體穩定的人格特質之一，對個體認知評價、決策判斷和行為傾向等心理過程具有重要影響[32]。根據調節定向理論，個體內部有促進定向和防御定向兩種系統。其中，促進定向代表個體通過接近理想而追求進步和成就，對資源獲得機會更加敏感，更加關注積極刺激和結果；防御定向代表個體通過避免錯誤而追求職責履行，對潛在資源損失更加敏感[33]，更喜歡維持現狀，以避免發生意外，更關注負面刺激和結果。基于認知—情感加工系統理論，以促進和防御為導向的調節系統，與組織情境中事件是否被解釋為促進資源獲得或資源損失相關[34]，其通過個體對外界的感知影響其反應方式[35]。盡管差序氛圍感知會引發認知和情感反應，但這些反應因人而異[36]。

如前文所述，當員工感受到較高的差序氛圍時，認為自己掌握了較少資源、受到較多約束，會抑制員工對創新成功的信念。對于促進聚焦特質的個體來說，他們更注重支持與關懷，更善于從全面和新穎角度完成任務。而當個體以促進定向為核心時，面臨組織不關心、不給予資源、權力支持的情況，他們會認為自身創新活動受到限制，從而降低對完成創新任務的信心。因此，當促進定向特質員工面臨高差序氛圍感知時，會降低其對于創新成功的信念。當將創新性構想付諸實踐時，個體會面臨許多困難、挑戰和風險。對于防御定向聚焦特質個體來說，他們更關注職責和安全，會采取規避行為策略預防損失，使個體在從事創新性任務中表現出較低毅力。防御定向可能驅使員工因創新性任務的潛在損失，認為創新性成果不屬于自己能力范圍之內，從而產生一種對自身創造性完成任務、取得創新性成果的自我否定認知。

如前文所述，當員工感知到較高的差序氛圍時，會引起員工不公平感和孤立感，進而降低組織情感承諾。對于促進定向聚焦特質個體來說，他們更注重進步和收獲，對資源獲取機會更加敏感，具有利用機會實現最大收益的特質。也即，促進定向驅使員工努力獲取資源，積極利用潛在機會，因而他們更容易對理想與現實間差距產生挫折感。因此，促進定向員工更有可能感知到差序氛圍造成的不公平感，并形成較低的情感承諾。但是，對于防御定向聚焦特質個體來說，他們傾向于維持現狀和履行基本職責，對安全和損失更為關注，其行為在本質上不那么具有主動性。個體防御定向驅使員工只注重履行份內責任，避免錯誤發生，不主動尋求機會發展。據此，本文提出以下假設：

H8：調節定向強化差序氛圍感知與創新自我效能感間的關系。與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進定向員工創造自我效能感的影響更強。

H9：調節定向強化差序氛圍感知與情感承諾間的關系。與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進定向員工情感承諾的影響更強。

綜上所述，本研究構建雙中介理論模型，見圖1。

圖1 理論模型

2 研究方法

2.1 樣本選取與數據來源

本文采取實地調研與網絡調研兩種方式，樣本調研時間為2018年6月到2018年11月。由于創新行為在高新技術企業居多，所以選取北京、青島及上海15家科技型企業為樣本。為降低同源方差問題，本文采取以下兩個步驟：首先，表明高校身份和研究目的，并承諾本次問卷完全保密且本次調研結果僅用于科學研究，以消除被調查者顧慮從而獲得真實有效的問卷；其次，本次調研采取兩階段調查法，對15家企業進行實地調研，在問卷發放前依次統計隨機抽取354名員工信息并對其編號。第一階段共發放354份問卷，包括差序氛圍感知、調節定向和控制變量，回收327份問卷。間隔3個月后為獲得員工情感承諾、創新自我效能感和創新行為表現，通過電子郵件再對327個人發放創新行為調查問卷，回收有效問卷273份。最終，本次調研共發放問卷354份，回收273份，有效問卷回收率為77.12%。其中，男性占52.7%，女性占47.3%；年齡方面，25歲及以下占17.6%，26～35歲占50.2%，36～45歲占24.5%，45歲及以上占7.7%；受教育程度方面，高職及以下占7.3%，本科和專科占51.6%，碩士研究生占33.0%，博士研究生及以上占8.1%；企業任職年限方面，1年及以下占18.7%，2～3年占22.7%，4～5年占21.2%，6～10年占18.3%，10年及以上占19.0%。

2.2 變量測量

(1)自變量：差序氛圍感知。目前，差序氛圍感知相關研究大多采用劉貞抒[17]開發的量表，該量表共3個維度。其中，偏私對待反映差別對待，相互依附體現對某些人的關心與支持，親信角色反映關系導向，3個維度均體現了員工對組織內部以個體為核心的人際關系親疏程度的感知。量表共11個題項，典型題項如“主管與某些同事情感親密”、“有特定同事代行主管一切職務”等。該量表3個維度的Cronbach's α系數分別為0.822、0.806和0.780，該量表整體Cronbach's α系數為0.901，各項數據均達到可接受水平。

(2)中介變量：創新自我效能感。本文采用Farmer等[21]開發的測量量表，共包含3個題項，如“我擅長產生創造性思路”、“我有解決問題的創造性方法”等。該量表的Cronbach's α系數為0.860。

(3)中介變量：情感承諾。本文采用Meyer等[24]開發的測量量表，共包含6個題項，如“我對這個企業有強烈的歸屬感”、“我很高興能在這家公司度過我的余生”等。該量表的Cronbach's α系數為0.912。

(4)因變量：員工創新行為。本文采用Scott等[37]開發的測量量表，共包含6個題項，如“我經常提出有創意的點子和想法”等。該量表的Cronbach's α系數為0.908。

(5)調節變量：調節定向。本文采用Higgins等[32]開發的調節定向量表，分為促進定向和防御定向兩個維度，共11個題項，如“在我的生活中，我發現很多興趣或活動能夠激發我去努力”、“有時不小心給我帶來了麻煩”等。該量表的Cronbach's α系數為0.871，表明量表信度較好。最后，用促進定向得分平均值減去防御定向得分平均值作為調節定向分值，得分大于零分值越高越表現為促進性調節定向，得分小于零且分值越低越表現為防御性定向[38-39]。

本文所用量表均為國內外已使用的成熟量表，其中英文量表采取“翻譯-回譯”方法以保證表達的準確性。測量量表均為Likert 7點量表，從“非常不符合”到“非常符合”分別賦值1～7分，在進行數據分析前對反向題項采用正向化處理。此外，為控制人口統計學信息對本模型的影響，參考相關研究[5]，分別控制如下4個變量：性別、年齡、受教育程度及任職年限。本研究使用的統計軟件為Mplus7.0和SPSS22.0。

3 實證結果分析

3.1 同源方差分析

本文采取匿名方式，采用兩階段法收集數據。在進行問卷填寫前，承諾本問卷收集數據僅用于課題研究，一定程度上降低了同源方差問題。為避免數據共同方法偏差的影響，本文通過Harman單因子進行檢驗。結果顯示：第一個主成分變異解釋量為22.47%，累計變異解釋量為63.46%，未占到總解釋方差的40%，一定程度上認為研究數據擬合度較好。因此，本文研究數據同源方差問題在可接受范圍內。

3.2 區分效度分析

通過驗證性因子分析以及基準模型與備選模型比較，檢驗差序氛圍感知(DAP)、創新自我效能感(CSE)、情感承諾(EC)、創新行為(IB)與調節定向(AO)五因子區分效度，結果見表1。其中，五因子模型的χ2/df=1.714，RMSEA=0.051，CFI=0.911，TLI=0.904，SRMR=0.052，各項指標均優于其它備選模型且各項指標均在參考范圍內，表明五因子模型對實際數據擬合最好，差序氛圍感知、情感承諾、創新自我效能感、創新行為與調節定向5個因子概念相互獨立，具有較好的區分效度。

3.3 描述性統計分析

各變量平均值、標準差和變量間相關系數如表2所示。從中可見，差序氛圍感知與創新自我效能感、情感承諾及創新行為存在顯著負相關關系(r=-0.257，P<0.01；r=-0.232，P<0.01；r=-0.368，P<0.01)，員工創新行為與創新自我效能感和情感承諾存在顯著正相關關系(r=0.358，P<0.01；r=0.399，P<0.01)，為進一步探索各變量間關系提供了初步證據。

表1 驗證性因子分析結果

表2 變量均值、標準差與相關系數結果

3.4 假設檢驗

目前，大多數中介效應檢驗采用Baron等提倡的分層回歸法。當模型涉及兩個及以上中介或涉及多條路徑時，存在單獨檢驗該中介效應顯著但置于總模型檢驗時出現不顯著情況。因此，本文通過結構方程模型對假設進行檢驗，并采用Process程序和Bootstrap方法對中介效應進一步檢驗[40]。

(1)假設檢驗。模型M1為本文假設的基準模型，用以檢驗差序氛圍感知對創新行為的直接影響，以及創新自我效能感和情感承諾的中介作用。備選模型M2在M1的基礎上，將差序氛圍感知→創新行為路徑刪除，僅包含創新自我效能感與情感承諾的中介作用。備選模型M3在M1的基礎上，將創新自我效能感→創新行為和情感承諾→創新行為兩條路徑刪除，用以檢驗主效應。通過Mplus7.0軟件計算，結果如表3所示。根據模型M3，在控制兩個中介對創新行為的影響后，差序氛圍感知→創新行為路徑系數為-0.393，且該系數在0.001水平上顯著，假設H1得到驗證。盡管M3的各項指標優于M1，但其是在刪除兩條顯著路徑情況下實現的，M2在刪除差序氛圍感知→創新行為這一顯著路徑后，各項指標均劣于M1，故本文仍以M1作為基準模型。

從模型分析結果可知，差序氛圍感知→創新自我效能感路徑系數為-0.299，P<0.001，假設H2得到驗證，表明員工差序氛圍感知與員工創新自我效能感顯著負相關。創新自我效能感→創新行為路徑系數為0.316，P<0.001，表明員工創新自我效能感與員工創新行為顯著正相關，假設H3得到驗證。差序氛圍感知→情感承諾路徑系數為-0.263， P<0.001，假設H5得到驗證，表明員工差序氛圍感知與員工情感承諾顯著負相關。情感承諾→創新行為路徑系數為0.265，P<0.001，表明員工情感承諾與員工創新行為顯著正相關，即員工情感承諾越高，其創新行為表現越好，假設H6得到驗證。差序氛圍感知→創新行為路徑系數為-0.236，P<0.001，表明員工差序氛圍感知與創新行為顯著負相關。

表3 基準模型與備選模型比較結果

(2)中介效應檢驗。本文基于Hayes[40]的Process程序及Bootstrap方法，對中介效應進行估計和檢驗。Bootstrap抽樣數設置為5 000次，運行結果如表4所示。從中可見，創新自我效能感在差序氛圍感知與創新行為間的間接效應為-0.141，95%CI值為(-0.279，-0.059)，置信區間不包括0，假設H4得到驗證。情感承諾在差序氛圍感知與創新行為間的間接效應為-0.139，95%CI值為(-0.258，-0.059)，置信區間不包括0，假設H7得到驗證。通過構造雙中介對比模型，對兩個中介的中介效應進行檢驗。結果顯示，估計值為0.002，95%C值I為(-0.139，0.153)，置信區間包括0，表示兩個中介在差序氛圍感知與創新行為間的間接效應地位相同，即起到同等重要作用。

表4 中介效應及雙中介效應比較結果

(3)調節效應檢驗。運用層級回歸方法對調節作用進行檢驗。為降低多重共線性的影響，在構建交互項時，分別將差序氛圍感知與調節定向作標準化處理，以避免多重共線性問題，結果見表5。由T1、T2和T3可以看出，在加入差序氛圍感知、調節定向及二者交互項后模型R2上升，表明二者交互項顯著負向影響創新自我效能感(r=-0.158，p<0.01)，因此調節定向增強了差序氛圍感知對認知路徑的影響，假設H8得到驗證。由T4、T5和T6可以看出，在加入差序氛圍感知、調節定向及其交互項后模型R2上升，二者交互項與情感承諾顯著負相關(r=-0.204，p<0.01)，故調節定向正向調節差序氛圍感知對情感路徑的影響，假設H9得到驗證。為進一步確認調節定向在差序氛圍感知對創新自我效能感、情感承諾間關系的調節作用是否符合預期，將調節定向加減一個標準差值進行繪圖[41]，見圖2。從中可見，與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進定向員工創造自我效能感的影響更強；與防御定向員工相比，差序氛圍感知對促進定向員工情感承諾的影響更強。由此可見，調節作用結果符合假設預期。

4 結語

4.1 研究結論

本文基于認知-情感加工系統理論，提出差序氛圍感知、創新行為、創新自我效能感、情感承諾與調節定向間關系模型。通過對273份有效數據樣本進行假設檢驗，結果表明：差序氛圍感知對情感承諾有負向影響，對創新自我效能感有負向影響；差序氛圍感知通過情感承諾對創新行為產生影響，通過創新自我效能感對創新行為產生影響；調節定向正向調節差序氛圍感知對情感承諾的負向影響，正向調節差序氛圍感知對創新自我效能感的負向影響。

4.2 管理啟示

綜上所述，本文提出以下管理啟示：

(1)企業應高度重視差序氛圍感知對創新行為的抑制作用，通過降低員工差序氛圍感知，提升員工創新行為。具體而言，企業應對所有員工盡可能做到一視同仁。企業應以員工能力為標準，取代偏私關系進行組織資源分配，盡可能公平對待每一位員工。通過程序公平、信息公平等營造公平的組織氛圍，抑制組織差序氛圍擴大，有利于員工表現出更多創新行為，進而促進組織發展。

(2)企業應認識到員工創新自我效能感和情感承諾是差序氛圍感知影響創新行為的兩個重要機制，通過提升員工創新自我效能感與情感承諾，可增加員工創新行為。具體而言，一方面，企業應滿足員工對創新資源的需求，對創新成功的員工進行獎勵和宣傳，調動員工創新積極性，加強員工創新能力認知，促進員工形成創新信念；另一方面，企業可通過關注員工意見、幫助員工成長等措施，有意識地影響員工，使員工認同組織，對組織產生情感依戀。同時，還應營造關系融洽的工作氛圍，通過情感關懷等方式激勵和鼓舞員工，促使員工表現出更多有益于組織發展的創新行為。

表5 調節定向回歸分析結果

圖2 調節路徑

(3)企業應認識到不同調節定向特質個體對差序氛圍的不同反應，在降低組織差序氛圍的同時增強員工調節定向，培養員工促進定向特質以更好地提升員工創新行為。具體而言，管理者在進行個體職位匹配時，應綜合考慮個體特質、能力和認知。企業在招聘和管理員工時，對促進定向個體加以識別和重用，在制定薪酬、晉升和激勵等獎勵措施時充分考慮促進定向員工的心理需求，以激勵其開展創新行為。對于防御定向個體制定對應懲罰機制，以便更好地調動其創新積極性。

4.3 不足與展望

然而，本文仍然存在以下不足：①雖然采用橫截面數據，實證結果證實雙中介模型具有合理性，但差序氛圍感知對創新行為的影響并非靜態的，在不同時點影響力不同。因此，未來有必要采用跨時間點縱向研究方法，進一步探討差序氛圍感知對創新行為的動態影響；②雖然采取兩階段法且數據顯示同源方差問題不嚴重，但由于數據出于同一被試仍可能存在同源方差問題。未來可采取交換評價方式進一步降低同源方差問題；③本文僅探討情感承諾與創新自我效能感的中介效應，現有文獻指出組織信任、組織自尊等也會影響創新行為。因此，未來研究可將上述變量納入認知—情感加工系統，進一步探討這些變量在差序氛圍感知與創新行為間的中介作用。