職業認同對研發人員創新績效的影響
——調節焦點與工作投入的部分中介及鏈式中介作用

李桂華 劉佳佳 魏小沖

(中央民族大學 管理學院，北京 100081)

0 引言

“十四五”規劃明確指出，“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位”[1]。企業的創新活動離不開個體,個體創新績效可以有效提高企業創新能力。長期以來,研發人員創新績效的影響因素及作用路徑一直是理論界與實務界關注的焦點。連智華等(2017)[2]研究指出，自我效能作為個體對自身執行能力的一種自我評價，可以有效激發研發人員的創造潛能，在高壓力情境下依然可以表現出高水準的創新績效。此外,分別有學者研究了高工作嵌入(李永周等，2014)[3]、工作幸福感(黃亮等，2015)[4]、自我監控人格(高鵬等，2020)[5]等個人感知因素對員工創新績效的影響。然而周葉等(2021)[6]通過研究大量文獻提出,員工是心理復雜的“行為人”和“社會人”，現有關于影響其創新行為的心理變量研究仍然太少，還需對其他的心理變量進行挖掘和探索。

職業認同是指個體依據以往成長經歷與感受,逐步發展及確認自己職業的過程,是對從事職業作出的肯定性評價。受國外研究的影響,我國最初關于職業認同的研究主要圍繞教師和醫護職業，隨著學者對職業認同研究的深入,職業認同的研究范圍和深度日漸豐富。李志等[7](2020)認為基層公務員的職業認同體現為認可自己發揮的社會價值，并堅信自己會有良好的未來職業發展，進而產生積極的自身行為傾向，有效對抗因任務多、壓力重而產生的心理倦怠感，增加職業行為投入。除此以外，也有學者將職業認同應用到產業工人[8]、新聞工作者[9]等職業的心理活動和職業行為中進行研究。由此可見,職業認同對員工的心理狀態、工作投入、工作績效等方面都有著重要影響。眾所周知，研發人員在實際工作中面臨很多困境：操作難度高、研發時間長，失敗的可能性大。根據自我決定理論的內部動機理論,當個體的自主需要得到滿足時,個體就會有更強的工作動力,會更加積極地完成工作。范寧等[10](2021)提出研發人員的心理因素直接影響他們的工作行為，而心理授權可以通過激發員工工作動機來克服研發工作結果的不確定性，并實施具有潛在風險性的主動創新行為。因此，若企業的研發工作可以得到研發人員的認同，必然可以激發其積極情緒和創造力。

尚玉釩等(2011)[11]提出，調節焦點理論能夠很好地解釋員工的創造力問題。根據調節焦點理論，個體在追求目標的過程中，會時常對自身的認知、情緒及行為進行必要的調節和管理(Gamache,Mc Namara,Mannor,Johnson,2015)[12]，在這個過程中，個體存在兩種不同的自我調節系統,并根據目標的不同而產生不同的調節焦點,進而形成不一樣的感知、情緒，并出現不同的決策和行為。尚玉釩等[11]發現，促進焦點下的員工傾向于自主學習，會不斷尋找各種信息來進行多種嘗試，解決問題能力比較強，因此更容易有創造性行為；防御焦點下的員工更希望維持現狀而不愿意進行新嘗試，這種相對保守的思想最終阻礙了他們發揮創造力。同時，余璇等(2020)[13]提出當促進焦點下的員工傾向于自主學習、不斷探索和嘗試時，他們會花費較多的時間和精力在自己的工作，工作投入增多；而更愿意維持現狀的防御型焦點的員工追求做好分內之事，通過減少“試錯”來滿足自身的安全感需要，從而趨向于減少工作投入。工作投入能夠有效評價和反映個體對工作的認知以及在工作中的付出程度，并有效預測工作績效。高工作投入的員工積極主動、充滿熱情,更易產生“心流”狀態而展現出較強的創造能力。由此可見，個體的調節焦點、工作投入很有可能與職業認同及創新績效間存在某種關系。但回顧以往文獻發現，他們之間的相互影響路徑研究較少，關系不明確。綜上，本文基于自我決定理論的內部動機理論，引入調節焦點和工作投入作為中介變量，探討職業認同與研發人員創新績效之間的關系，以期在建設創新型國家戰略背景下對提高研發人員的創新績效有所幫助。

1 文獻回顧與假設提煉

1.1 職業認同與創新績效

通常認為創新績效(Innovation Performance)是用新方法解決工作中遇到問題的行為，由Amabile(1983)[14]最早提出。創新績效是員工績效的一個核心組成部分，并能幫助企業保持競爭優勢(Turró et al.，2014)[15]。在個體層面，學者韓翼(2006)[16]和姚艷虹(2013)[17]分別根據自己的研究對個體創新績效的定義與維度提出不同的看法。本文與姚艷虹的定義相一致，認為創新績效由創新行動和創新效果兩個維度構成。

職業認同(Career Identity)是依據Erikson(1968)[18]的“自我同一性(ego identity)”發展而來。后繼學者在其基礎上發展出側重“結果”[19]和“過程”[20]兩種不同的職業認同概念。“結果”型主張職業認同是在認識自我和職業環境后形成的一種職業評價結果，它是一種相對穩定的狀態；“過程”型則主張職業認同是不斷發展和變化的,是個體在自己所在的職業環境和自我意識的互動中對自我職業的逐步認識，它是一種動態的過程。而無論是“結果”還是“過程”,我們在經歷了特定的生命階段后都要進入到譬如教師、警察等某個具體的職業中去進行工作[21]。因此，本文與喬志宏學者的觀點相一致,認為職業認同在實際生活中可以理解為個體對某一具體職業的喜愛或者從事某一具體職業為其帶來的榮譽感和價值感。

張明等(2020)[22]提出知識型員工的職業認同在職業召喚和工作敬業度之間發揮部分中介作用，具備較高職業認同的個體，在工作中會產生積極的情緒體驗，并以此提升職業興趣，促進自我職業技能的開發，進而對工作感知到滿意和自我實現，實現良好的工作績效。對職業具有高度認同感的個體，能夠更加清晰地認知所從事職業的特征、作用和意義感；他們對自身從事的職業滿懷熱情、擁有積極的情感體驗。趙波等(2020)[23]提出職業認同感高的職業群體，越容易做出重視專業知識、工作技能的職業行為,由于對職業具備較高的認同感，即使在工作中面對困境，他們也會意志堅定，全力以赴實現自己的職業目標，從而能夠更加有效地完成工作任務。綜上,本文提出以下假設:

H1:職業認同正向影響研發人員創新績效。

1.2 調節焦點的中介作用

由Higgins(1997)[24]提出的調節焦點理論(Regulatory Focus)強調個體的自我調節的方式,分為促進型調節焦點和防御型調節焦點。不同調節焦點下的個體有不同的態度和行為規律，促進型調節焦點下,員工傾向于采取積極主動的行為策略,更加渴望成長和追求自我；防御型調節焦點下，員工會傾向采取謹慎、保守的行為策略，并在日常工作中害怕失敗和懲罰，抵觸嘗試新方法[11]。

調節焦點理論解釋了個體的心理動機以及為了達到自己不同的期望所采用不同的行為間的關系(Crowe E,1997)[25]。Strobel(2013)等[26]研究指出,個體設置的工作目標越聚焦在未來導向時,越可能產生促進焦點動機而不是防御焦點動機。喬志宏等(2011)[21]提出職業認同與職業決策、職業探索和職業成功都有密切關系。高職業認同者對所從事的職業價值感認同較高,會更加在意自身的成就和發展,因此在設置目標后渴望獲得積極結果，此時，職業認同能夠通過個體對研發職業的濃厚情感和積極態度而對自身的調節焦點產生影響，個體會更易產生采取各種積極行為的促進性調節焦點,阻礙防御性調節焦點產生。綜上，本文提出以下假設:

H2a:職業認同正向影響研發人員促進型調節焦點；

H2b：職業認同負向影響研發人員防御型調節焦點。

調節焦點理論對個體的態度與行為有重要的預測作用(Brockner，2001)[27]。王艷子等發現[28]促進型調節焦點下的個體以滿足成就需求為導向，即使大部分創新活動都存在失敗的風險,他們仍會主動抓住實現個人抱負的潛在機會，積極進行創新工作方法的探索，尋找新的認知路徑；相反，防御型調節焦點下的個體更偏好低風險，擅于規避高不確定性的行為，而抑制了他們應發揮出的創造性思維。

Scholl等(2014)[29]提出，人在匹配自身工作的價值觀時,促進焦點主導下的個體喜歡從事自我導向型的工作,而防御焦點下的個體喜歡從事沒有挑戰性的工作。根據內部動機理論,促進型調節焦點主導的個體行為更加積極、主動,追求成長和發展,這樣的員工更易被組織認可和表揚,個體可以從組織中感知到肯定、關心和安全感,個體的歸屬需要得到滿足,工作驅動力變強;反之，防御型調節焦點下的個體不易被組織接受，來自組織的關心較少，組織歸屬感較弱，因此個體更加傾向去減少與工作創新有關的行為。Lanaj等(2012)[30]提出，促進焦點主導下的個體總是努力獲取高績效以實現理想自我。綜上，本文提出以下假設:

H3a:促進型調節焦點在職業認同和研發人員創新績效關系中起正向中介作用；

H3b：防御型調節焦點在職業認同和研發人員創新績效關系中起負向中介作用。

1.3 工作投入的中介作用

工作投入(Work Engagement)是由Lodahl&Kejner在1965年首次提出[31]。此后各學者在其基礎上分別進行了不同定義,其中最被認可的是Schaufel等人(2002)[32]的觀點,即工作投入是指與工作相關,并擁有積極情緒和動機的一種完滿狀態,其特點是彌散性和持久性。工作投入包括三個維度:活力、奉獻和專注。

根據內部動機理論，職業認同滿足了自我對于工作勝任的需要。當研發人員的職業認同程度較高時，他會認為自己在組織中的存在是有效的，因此會樂于展現自己的工作才能。趙波等(2020)[23]提出職業認同是一個價值認同、發展認同、行為投入的統一體，它可以激發個體的積極情緒，并將其愿意干、想要干的心里訴求轉化為內生動力。顧遠東等(2019)[33]將職業認同作為調節變量納入情緒——創造力的研究框架中，認為高職業認同的員工視消極情緒為對未來發展的一種威脅。而Sonny等(2018)[34]提出積極的情緒狀態可以有效促進員工對工作的投入狀態。綜上，本文提出以下假設:

H4:職業認同正向影響研發人員工作投入。

情緒是影響人們行為的重要因素之一,相關研究也發現任何與情緒相關的環境或事件都會影響員工的創造力,如消極的工作情境或事件會使員工產生消極情緒,從而削弱員工的創造性(Amabile et al,2005)[35]。工作投入可以良性調動個體的身體、情緒和認知等方面，增強個體對工作的積極性(RICH B L,2010)[36]，員工的工作態度和工作成果也可以通過工作投入來衡量和預測，Schaufeli等[32](2002)提出,當員工處在高工作投入狀態下時，在工作中更易表現出不斷挑戰、堅持不懈的探索性行為。黃俊[37]等(2016)發現，有較強工作投入意愿的員工,其創造性思維更易被激發，增加了員工持續創新的可能性。綜上，本文提出以下假設:

H5:工作投入在職業認同和研發人員創新績效關系中起正向中介作用。

1.4 調節焦點與工作投入的鏈式中介作用

不同的調節焦點下，個體對目標的情緒體驗和預期結果不同。曹元坤等(2017)[38]提出，調節焦點可以有效影響工作態度。個體將內心認同的可付出精力全部投入到工作中, 以此來調節最佳自我和職業角色相一致。正如前文所講，促進焦點下的員工追求成功，傾向自主學習、不斷探索和嘗試；而更愿意維持現狀的防御型焦點的員工追求做好分內之事，通過減少“試錯”來滿足自身的安全感需要[13]。Lanaj等(2012)[30]提出，促進焦點個體和工作投入二者的潛在動機相似，都傾向于爭取高績效以追求實現理想自我；防御焦點個體更關注任務的完成情況, 并僅要求自己達到不受到責備的最低績效標準即可。綜上，本文提出以下假設:

H6a:促進型調節焦點正向影響研發人員工作投入；

H6b:防御型調節焦點負向影響研發人員工作投入；

H7:職業認同通過調節焦點和工作投入正向影響研發人員創新績效，存在一個鏈式中介。

綜上，本研究的理論模型圖如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究設計

2.1 樣本與數據

本次研究對象主要是北京、天津、青島等市的高新技術企業研發人員,涉及人工智能、軟件和信息技術服務以及營銷平臺等多個領域,因疫情影響,問卷調查主要通過線上平臺問卷星,歷時20天回收問卷644份,剔除部分草率填寫和無法匹配的無效問卷后，獲得有效問卷568份，問卷有效率為88.2%,具體樣本統計信息見表1:

表1 樣本人口統計學特征分布

2.2 變量測量

由于以往針對研發人員的職業認同與創新績效的研究較少，因此本研究部分量表在借鑒國內外相關成熟量表的基礎上，結合我國研發人員工作情境和研究需要對條目進行適當修訂。然后,對65名企業研發人員進行預調查,預測結果顯示各量表Cronbach’sα系數均大于0.8且效度較好,符合量表測量標準,最終形成本研究的正式量表。各量表均采用Likert5點計分法,1～5表示從“完全不符合”到“完全符合”。

創新績效借鑒姚艷虹等[17]在Scott Bruce、Zhou George以及韓翼等研究的成熟量表基礎上開發的針對知識型員工創新績效量表。同時,本文根據實際需要在保持問卷原有維度劃分不變的基礎上,對相關題項適當修改,最終形成包括創新行動和創新結果兩個維度的測量量表，共8個題項，如:“我因提出創新建議或創新性成果獲得獎勵”等,量表的Cronbach’sα系數為0.92。

職業認同借鑒郝玉芳[39]在Joakim Ohlen的混合模式(A hybrid model for concept development)的基礎上并結合中國背景編制的護士職業認同問卷。本文根據研究對象和實際需要對相關題項進行適當修改,最終得到包括職業發展認同、職業價值認同和職業能力認同三個維度的測量量表，共15個題項,如:“我為自己從事該職業而感到自豪”、“我的性格和興趣適合我從事的職業”等,量表的Cronbach’sα系數為0.95。

工作投入借鑒Schaufeli等[32]開發的簡版UWES量表,包含活力、奉獻和專注3個維度,共9個題項,如:“我對我的工作充滿感情”等,量表的Cronbach’sα系數為0.87。

調節焦點根據LOCKWOOD等[40]開發的GRFM量表適當修改,得到包含促進型調節焦點和防御型調節焦點兩個維度的測量量表，共8個題項，如:“我會注重關注我渴望達到的目標上”、“我將注意力集中在履行職責和義務上”等,量表的Cronbach’sα系數為0.89。

2.3 控制變量

根據以往研究,性別、年齡、受教育程度以及工作年限會影響個體創新績效，因此本文選取上述這4個變量作為控制變量[41]。

2.4 分析方法

在數據的處理上，SPSS 25.0、Mplus 8.0是主要的研究工具。首先，通過SPSS進行單因素檢驗，以確定研究變量不存在共同方法偏差的問題；其次，通過SPSS對各變量進行描述性統計分析；最后，通過Mplus對變量進行聯合顯著性檢驗和Bootstrap檢驗[42]，以此來確定各變量的部分中介及鏈式中介作用。

3 實證檢驗與數據分析

3.1 共同方法偏差檢驗

為控制可能存在的共同方法偏差，本研究采取以下措施進行過程控制：(1)統一線上一對一收集， 并承諾信息絕對保密，且僅用于科研；(2)強調各選項具有主觀性，不同的人選擇不同的結果屬正常現象；(3)所有問卷及時收回。除此以外，采用Harman 單因素檢驗法對問卷結果進行統計檢驗，發現未旋轉和旋轉后得到的第一個因子解釋的變異量低于40%，這說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題[43]。

3.2 變量描述性統計分析

對員工性別、年齡、受教育程度、工作年限、職業認同、工作投入、調節焦點與創新績效進行相關分析，結果見表 2。相關分析結果表明，創新行為、創新結果、職業發展認同、職業價值認同、職業能力認同、活力、奉獻、專注、促進型調節焦點兩兩之間顯著正相關，與防御型調節焦點顯著負相關。可見，職業認同、工作投入、調節焦點和創新績效之間兩兩顯著相關，并且年齡和工作年限與個別變量也存在顯著相關。

表2 描述性統計結果和變量間相關分析 (n=568)

3.3 假設檢驗

使用 MPLUS 8.0 對模型H1、H2a、H2b、H4、H6a、H6b進行直接路徑分析,結果顯示各模型各項擬合指標見表3。

表3 各模型的擬合指數

可見以上各模型擬合良好,可以接受(溫忠麟等，2004)[44]。因此，職業認同可以顯著正向預測創新績效，其效應值為0.82；職業認同正向預測促進型調節焦點，其效應值為0.87；職業認同負向預測防御型調節焦點，其效應值為0.73；職業認同能夠正向影響工作投入，其效應值為0.92；促進型焦點能夠正向影響工作投入，其效應值為0.76；防御型焦點能夠負向影響工作投入，其效應值為0.65。由于職業認同對創新績效的直接預測作用顯著，再結合表4可以判定工作投入和調節焦點(促進型調節焦點、防御型調節焦點)在職業認同和創新績效間有部分中介的作用。使用 MPLUS 8.0對工作投入和促進型調節焦點及防御型調節焦點在職業認同與創新績效間的鏈式中介作用進行分析。根據研究假設構建的模型，以職業認同為自變量，創新績效為因變量，工作投入和促進型調節焦點及防御型調節焦點為中介變量進行路徑分析，得到的模型各項擬合指標為：χ2=258.362，df=154， RMSEA=0.071，CFI=0.948，TLI=0.929，SRMR=0.029；χ2=273.427，df=154， RMSEA=0.076，CFI=0.935，TLI=0.917，SRMR=0.041。由于年齡和工作年限與個別變量顯著相關，本研究對年齡和工作年限的影響進行控制。重新進行路徑分析，得到的各項擬合指標分別為：χ2=293.74，df=154， RMSEA=0.064， CFI=0.973，TLI=0.936， SRMR=0.025；χ2=312.356，df=154， RMSEA=0.061，CFI=0.962，TLI=0.931，SRMR=0.029 各路徑系數見圖 2。 綜上可知，模型擬合良好，可以接受(溫忠麟等, 2004)[44]。

圖2 職業認同預測創新績效的多重中介作用模型 (控制年齡和工作年限)

目前，進行多重中介檢驗的兩種主要方法是：聯合顯著性檢驗和Bootstrap檢驗。從圖 2 可知，模型中的全部路徑系數均顯著(p<0.001)，因此根據聯合顯著性檢驗可以判斷從職業認同到創新績效的鏈式中介效應顯著。此外，進行偏差矯正非參數百分比 Bootstrap 檢驗，重復取樣1000次，計算 95% 的置信區間。結果發現，職業認同→促進型調節焦點→工作投入→創新績效這條路徑的置信區間為[0.058，0.094]；職業認同→防御型調節焦點→工作投入→創新績效這條路徑的置信區間為[0.062，0.105]，二者區間不包括 0，再次表明該鏈式中介效應顯著。各路徑的具體效應值和中介效果量見表4。職業認同到創新績效的直接效應為0.65，總間接效應(即5條中介路徑的中介效應之和)為0.58，直接效應略大于間接效應；總效應(直接效應與間接效應之和)為1.23。效果量為各中介效應除以總效應，5條中介路徑的效果量分別為：0.12、0.07、0.05、0.04、0.19，總中介效果量為0.47。

表4 職業認同作用于創新績效的中介效應值與效果量

4 研究結論與討論

4.1 研究結論

本研究基于568份企業研發人員問卷數據，探討職業認同對研發人員創新績效的影響，得到以下結論：

(1)研發人員的職業認同能夠正向預測其創新績效。員工職業認同往往代表員工對自身職業能力、職業價值以及職業發展的認同,因此職業認同可以提高員工的工作積極性和能動性,促進員工更多的創造性行為,進而正向影響研發人員的創新績效。在職業認同對創新績效的影響路徑中，職業價值認同的作用大于職業發展和職業能力認同。

(2)調節焦點和工作投入在主效應路徑中起中介作用。首先,職業認同增強了個體在工作中對成就和自身發展的渴望,有利于個體形成促進焦點,阻礙個體產生防御焦點。促進焦點的產生會促使個體采取各種主動行為，爭取獲得積極結果,從而提高創新績效。反之,當個體職業認同程度較低時,員工更傾向于產生保守行為的防御焦點,阻礙創新績效的提高。其次,職業認同通過增加工作投入對創新績效產生正向影響。由職業認同引起工作投入的提高,往往代表個體在工作中有更多的活力、奉獻和專注,此時，個體行為更加積極,愿為工作做更多的自我犧牲,從而提高創新績效。

(3) 調節焦點與工作投入在職業認同對創新績效的正向影響中存在鏈式中介作用。促進型調節焦點使個體重視成長和發展，對工作有更多的興趣，因此會在工作中投入更多的時間和精力，工作投入由此增加；防御型調節焦點使個體在面對創新任務時更加關注避免產生消極結果，不愿進行大膽的嘗試,阻礙了更多的工作投入，調節焦點——工作投入中介鏈成立。

4.2 理論意義

(1)本研究基于自我決定理論的內部動機理論,首次探討了職業認同如何通過促進個體內部工作動機而提高研發人員創新績效的內部路徑,為提高研發人員創新績效提供了新的視角。本文有利于我國在推進“創新型國家”的大環境下增加學者們對研發人員職業認同的關注與認識,提高研發人員創新績效。

(2)本研究的結論和發現是對職業認同理論的有效補充與延伸。由于受國外研究影響,職業認同相關理論研究主要集中在教師、醫生等行業,同時,學者們將職業認同應用到其他類別的職業時,很少將其作為自變量進行研究。因此,本文將職業認同作為自變量，并實證檢驗了調節焦點和工作投入在職業認同與創新績效二者間存在的鏈式中介效應，響應了喬志宏等[21]提出的職業認同與工作績效間可能存在中介變量的研究號召。本文豐富了職業認同的相關研究,能夠幫助我們進一步認識和理解職業認同。

(3)本研究拓展了對調節焦點理論影響因素的研究范圍。調節焦點理論是近年來重要的新動機分析理論，以往關于調節焦點影響因素的研究中,學者們多關注大五人格、焦慮和樂觀、領導風格等[38]因素，本文實證檢驗了職業認同也會對個體調節焦點產生影響，一定程度上對調節焦點理論進行了完善與擴充。

4.3 實踐啟示

(1)營造有利于提高職業認同的工作氛圍。學者Bamber等(2002)指出，職業認同受職業環境和個體經驗的相互作用[45]。因此，企業管理者可以通過國家相關人才政策講座、公司研發戰略布局講解等方式在企業內營造“科技改變社會,研發人員改變科技”的環境氛圍,幫助員工發現研發職業的工作價值。

(2)將職業認同應用到企業招聘和企業培訓中。在招聘研發人員時，可使用相關量表篩選出職業認同程度比較高的員工；同時企業應注重研發人員的職業認同培訓，在企業培訓中加入職業認同的相關知識。

(3)重視員工促進型焦點的形成。促進型調節焦點和防御型調節焦點是個體在面對客觀的事物和環境時所產生的不同側重點，二者普遍存在于個體中而又不完全對立[46]。因此企業應塑造有利于員工促進型調節焦點形成的環境，充分調動研發人員在工作時的積極性和創造性。

4.4 研究局限與未來展望

(1)測量量表有待完善。大部分量表直接借鑒了國外開發的成熟量表，雖然本研究根據實際需要做了部分修改，但仍可能不適用于我國的本土化研究，未來可開發立足于我國的本土化情境量表，從而獲取更有說服力的結論。

(2)調查方式及數據質量有待改進。由于資源和時間的限制,問卷調查的取樣結果在年齡、地區、工作年限等方面不均勻,并且樣本量有限,因此對研究結論的普適性可能造成影響,未來應繼續擴大數據的收集量和范圍,同時注意樣本的全面性,降低研究結果偏差。

(3)團隊或組織層面變量缺失。在職業認同與創新績效的影響關系中,本文的考慮因素都集中在個體層面,未來研究應增加團隊或者組織層面的影響變量。