發展型人力資源管理實踐與員工主動創新行為：基于信息加工理論視角

李根強，于博祥，孟 勇

（1.新鄉醫學院管理學院，河南新鄉 453003；2.西安交通大學管理學院，陜西西安 710049）

1 研究背景

在新冠疫情的持續沖擊下,企業普遍面臨經營壓力增大、人力資源管理困難、生產及營銷方式亟待升級等困境，這對企業（尤其是中小企業）產生巨大的負面影響［1］。為了應對快速變化的市場環境，許多企業都在不斷尋求創新轉型，如引進共享員工、云辦公、云導購等新技術、新系統及新平臺。當前，創新已經成為組織實現可持續發展的核心推手，員工主動創新是企業創新的中堅力量。如何及時調整組織的人力資源管理政策，以最大程度激發員工的主動創新行為已成為當前組織管理領域的重要話題。發展型人力資源管理實踐（developmental human resource management practices，D-HRMPs）是Kuvaas［2］首次提出的新概念，強調以員工的發展為核心，為員工提供更多的職業培訓以及職業發展機會，并以此來提高員工對組織的情感承諾。由于D-HRMPs 與新時代下員工追求職業能力的提升和自我發展的理念相契合，得到越來越多學者的關注和研究。D-HRMPs 能否有效激發員工的主動創新行為？這種影響是如何進行的，這種影響何時更強或更弱？這一系列問題都是管理實踐中亟待解決的問題。

已有研究表明，D-HRMPs 能夠對員工的各種積極工作行為產生影響［3］，如員工知識共享行為［4,5］，工作績效［6］、團隊創造力［7］等。從信息加工的視角出發，任何一個外部信息被個體所接納并外化為行為都需要經歷“刺激—覺察—內化—反應”四個階段。因此，在將主動創新行為作為D-HRMPs 的一種外在反應表現時，需要進一步關注其內在的覺察與內化過程。已有研究表明，認知因素能夠影響個體的內部動機，同時對個體能否產生創造力也至關重要［8］，已有研究表明，外部環境能夠通過個體的自主感和勝任感，進而轉化為內部動機［9］，同時也有研究者發現D-HRMPs 與員工工作敬業度之間存在促進關系［10］。因此，結合信息加工視角和社會交換理論，工作敬業度作為員工對于企業所實施的D-HRMPs 刺激的內化表現，能否在D-HRMPs 與員工主動創新行為之間發揮一定的中介角色，本文將對其進行深入探討。

工作敬業度作為D-HRMPs 內化而產生的動機，這一過程是否會受到員工原本所具有的內部認知因素的影響，而敬業度對員工主動創新行為的中介作用是否同時也會受到員工原有認知的影響也是本文的研究重點之一，因此本文在研究過程中還將引入職業認同這一變量作為D-HRMPs 與工作敬業度之間的調節變量，以研究其對工作敬業度的中介作用是否具有調節作用，并以此構建包含調節效應的中介效應模型，以期打開D-HRMPs 與員工主動創新行為之間的黑箱。

基于此，本文擬從信息加工理論視角，分析D-HRMPs 對員工主動創新行為的作用，將工作敬業度作為中介變量，職業認同作為調節變量來探討組織層面的人力資源管理實踐對員工主動創新行為影響的內在機制，以期進一步打開主動創新行為的產生機制這一“黑箱”。同時，在人力資源管理日益走向精益化和差異化的趨勢下［11］，本文的研究成果有助于指導管理者采取恰當措施，以期更好地激發主動創新行為的發生。

2 理論基礎與研究假設

2.1 D-HRMPs 與員工主動創新行為

Guzzo 等［12］認為，只有被員工所感知到的人力資源管理實踐才能對其在工作場所表現出的行為以及工作績效產生更有效的影響，而根據社會交換理論，在互惠原則的影響下，當員工感知到組織愿意為自己的發展而傾注心血時，潛在地便會表現出更多的親組織行為來回報組織。Kuvaas［2］提出D-HRMPs所強調的是組織要以長期的、培育的觀點來看待員工，通過與員工建立良好的情感關系來維持穩定的雇傭關系，已有研究證明組織與員工的溝通質量能對員工的主動創新行為產生重要影響，而這一過程以員工感知到的人力資源管理實踐強度為中介［13］。在D-HRMPs 指導下，組織要為員工的發展而提供技能培訓、績效反饋以及職業發展，而作為一種以員工發展為導向的人力資源管理實踐，D-HRMPs 能夠保持員工對組織為其進行投資的高強度感知，因此其對員工主動創新行為的影響也必然有獨到之處。

員工主動創新行為是指員工個體為影響組織環境而主動做出有利于環境改善或自我提升的行為［14］。員工主動創新行為主要受個體和組織兩方面因素的影響，個體層面主要包含個體動機、情緒等，組織層面主要包含領導風格和組織管理模式。有研究表明，以員工為導向的人力資源管理實踐能夠通過員工的內在認知和學習目標而影響員工的主動行為［15］。首先，就D-HRMPs 中的技能培訓來說，其所強調的是組織要為員工提供其在完成任何一項由組織所交付的工作之時所需要的知識、技能和行為而進行系統性的培訓。有研究者指出，組織創新氛圍主要是通過員工的自我心理調適而對主動創新行為發生作用［16］，而從某種程度上來說，技能培訓在為員工創造主動學習氛圍的同時，也在積極主動的影響員工對組織與個體關系的內在認知，使員工更傾向于將自己視為組織的一部分。另一方面，D-HRMPs 所提供的技能培訓也能夠為員工主動創新行為提供現實基礎，任何一項創新都不可能憑空而生，員工只有在充分掌握自己所負責的組織角色的所有技能后才有可能對現有事務進行革新。其次，D-HRMPs 中的績效反饋強調的是在組織將員工所要達到的績效目標充分量化的前提下，由員工來將自己所完成的工作與績效標準進行比對來對了解自己的工作進度以及據此來修正完善自己的工作行為。Mansouri 等［17］指出，績效反饋作為D-HRMPs 的常用手段，能夠使員工對自身預期任務目標有一個清晰認知，同時也指引著員工不斷修正自己的行為，在這一過程中，強烈的目的性引導員工主動的思考，因而促進主動創新行為的產生。最后，D-HRMPs 中的職業發展不同于傳統的人力資源發展實踐，其核心所強調的依然是員工自身的發展，強調組織要以員工的知識背景和工作能力為依據，為每個員工提供適合其發展需求的職業發展支持。D-HRMPs 中的職業發展強調對于員工個人的知識背景和工作能力的關注，傳統的職業發展作為員工追求高薪水和高職位的動機之一，對員工的主動行為本身便具有促進作用，而相較于外部動機，員工的內部動機更為重要且對個體的行為更具主導作用［18］，在D-HRMPs 以知識背景和工作能力為主導的職業發展原則下，員工能夠通過對崗位的自主感和勝任感而實現外部動機向內部動機的轉化［19］，同時，相較于外部動機主導的員工行為，內部動機主導下的員工更加主動和專注［20］，而組織對于員工工作能力和知識背景的需求也會促進員工主動的提高自己的工作能力和知識深度。因此，相較于傳統的人力資源管理模式，在D-HRMPs下的員工具有更加積極的創新動機并且有足夠的理由表現出更加主動的主動創新行為。

D-HRMPs 能夠對員工的職業發展提供有力的支持［21］，而在這一環境下必然也會影響員工產生相對應的行為變化，因此D-HRMPs 為員工所提供的技能培訓、績效反饋以及職業發展在一定程度上能夠對員工主動創新行為起到積極促進作用。綜上所述，本文提出以下假設：

H1：D-HRMPs 對員工主動創新行為有正向影響。

2.2 工作敬業度的中介作用

Kahn［22］將工作敬業度定義為員工在工作中所體現出的一種全身心投入工作角色的心理狀態，外在表現為員工在工作過程中表現出認知上的專注、情感上的活躍以及行為上的努力3 個方面，其本質上是員工優勢自我與工作角色的結合。已有研究表明組織的人力資源管理實踐會對員工敬業度產生重要影響［23］，如Ahmed 等［10］的研究便指出開展D-HRMPs 對提高員工的工作敬業度有顯著意義，而績效評估在這一過程中起著潛在的調節作用。同時，唐春勇等［24］以中國的科技型企業為研究對象，在本土化環境下探討了D-HRMPs 對工作敬業度的影響，并提出了職業認同在這一過程中可能具有一定的中介作用。Mackay 等人［25］提出員工的敬業度受其感知到的工作資源和組織支持影響，如企業給予員工的物質獎勵或精神支持，以及與領導和同事溝通和反饋等能夠對工作敬業度產生正向影響作用。這些研究為D-HRMPs 對工作敬業度的影響提供了充足的證明?；诖?，本文提出如下假設：

H2：D-HRMPs 對員工工作敬業度有正向影響。

Kahn［22］認為敬業的員工能夠對本職工作充滿活力，他們專注且努力，在具有高工作績效的同時也能夠為組織帶來持續的競爭優勢。Rich 等［26］分析了工作敬業度的作用機制，他們認為敬業的員工之所以能夠保持高的工作績效，關鍵就在于高敬業度員工能夠在工作中保持高度的自我投入狀態，并且對自己的工作充滿動力，在為組織帶來持續的競爭優勢的同時追求自我的提升。而Liu 等［18］在對創造力動機機制的研究中提出，內在動機在預測個體創造力方面具有獨特的解釋力，而高度專注的自我投入狀態也為創造力所必須。因此，本研究認為，具有高敬業度的員工能夠在工作中實現“手、腦、心”的有機結合，在這種高度自我投入的狀態下，敬業度高的員工更容易產生創新性的想法并將其付諸實踐。

根據信息加工理論，外在刺激轉化為個體的行為反應需要遵循“刺激—覺察—內化—反應”的邏輯框架。已有研究證明，內部動機是授權型領導和員工主動創新行為之間的關鍵中介變量［27］，即領導的授權行為需要通過員工的認知中介才能轉化為實際工作中的創新性行動，而認知因素則是情景因素與個體創造力之間的聯系紐帶［28］。一方面，D-HRMPs 能夠為員工的主動創新行為提供必要的技能培訓與職業發展支持，而這一切都有利員工在工作過程中表現出更多的主動創新行為。另一方面，D-HRMPs 與員工工作敬業度之間的關系已被眾多研究所證實，D-HRMPs 所提供所有對于員工發展的支持都有利于員工產生更高的工作敬業度，從而在工作中更加努力且專注，同時使員工更加全身心地投入組織所交付的工作。Demerouti 等［29］在一項以針對員工角色外行為的研究之中，提出了工作需求以及資源加工能夠通過工作敬業度的中介作用來影響員工的創造力，而工作敬業度是個體理性認知和與組織互惠交換間所產生的結果［30］。由此，本研究推斷，D-HRMPs 作為員工能夠高度感知到的人力資源管理實踐類型，其對員工主動創新行為產生的影響很可能是通過提高員工對于所從事工作的整體敬業水平，即喚醒員工對于工作的全身心地投入，增強員工對于工作的專注和活力來實現的。換言之，即工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為之間起到中介作用。結合以上分析，本研究提出以下假設：

H3：工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為之間起中介作用。

2.3 職業認同的調節作用

社會認同理論認為個體需要將自己或他人歸類為不同的社會范疇，即以某群體一分子的身份來界定自己，并以此來獲得自我概念和自我感知［31］。而Johnson 等［32］學者提出，相較于以人口學特征為依據的歸類，在組織情境下與工作相關的身份認同如組織認同和職業認同等，能夠對個體的自我意識和行為產生更大的影響，同時將職業認同定義為“個體對自己與職業是否具有一致性或是否從屬于某個職業的知覺”。職業認同研究一般與特定的職業群體聯系在一起，如教師、醫護人員、律師、審計人員等，它對工作投入、角色外行為及績效具有積極作用［33］，人們的職業成長、職業倦怠、離職意向等職業發展變量具有重要影響。袁慶宏也指出職業認同會更多地與職業所附帶的規則相連，同時受到職業的聲望與形象以及職業價值等因素的影響［34］。

同樣，職業認同作為員工對于個體與職業的關系的認知，它可以調節個體在職業上的行為表現［35］。主動創新行為是員工在工作上的主動探索，可能會受到自身職業認同的影響。D-HRMPs 強調員工培訓和職業發展的投入，對于高職業認同的員工而言，由于其對自身職業生涯持續更為關注、更加注重對自身當前從事職業的投入，因此，D-HRMPs 對員工主動創新行為的正向影響會明顯增強。然而，當職業認同程度較低時，D-HRMPs 對員工培訓和職業發展的投入所產生效果就會大打折扣，員工所獲取的職業成就感和收獲體驗相對較低，D-HRMPs 對主動創新行為的正向影響程度將會降低。基于以上分析，本文提出以下假設：

H4a：職業認同對D-HRMPs 與員工主動創新行為的影響關系具有正向調節作用，即相對于低職業認同，高職業認同條件下D-HRMPs 對員工主動創新行為的影響作用更強。

此外，由于工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為具有中介作用，故本研究預期，職業認同對該間接關系也具有正向調節作用。高職業認同的員工，對組織中D-HRMPs 所提供的員工培訓和職業發展上支持具有較高的敏感度。D-HRMPs 能增強高職業認同員工對其從事工作的積極情感和深度投入，保持較高的工作敬業度，進而更易激發其主動創新行為。而低職業認同的員工由于其對自身職業的認可度較低，對于自身所從事工作缺乏積極的情感體驗，工作敬業度較低，D-HRMPs 很難激發其產生主動創新行為。因此，高水平和低水平的D-HRMPs 對高職業認同員工的工作敬業度影響較小，D-HRMPs 對員工主動創新行為的間接影響也較弱。基于上述理由，本文提出以下假設：

H4b：職業認同對工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為間的中介過程具有正向調節作用。

3 研究方法

3.1 研究樣本

本研究主要采用問卷調查法進行數據采集，調研樣本是來自河南省23 家中小型企業的在職員工，主要包括零售、酒店、咨詢、房地產、金融等行業。調研工作分為兩階段完成。第1 階段主要收集D-HRMPs、職業認同和工作敬業度的數據；間隔1個月后進行第2 階段調研，收集主動創新行為的數據。線下問卷委托企業人力資源管理部門發放問卷，同時，采用問卷星收集部分線上問卷。調研過程中共回收問卷798 份，其中有效問卷773 份，有效率為96.8%，773 份有效被試中，男性員工361 名，占比46.7%；35 歲以下的被試占比78.6%，說明本文所收集數據以新生代員工為主。

3.2 研究工具

在本研究中，所有項目均采用Likert-5 點設計，范圍從1（“非常不同意”）到5（“非常同意”）。

D-HRMPs，采用Kuvaas［2］編制的D-HRMPs 量表，由技能培訓、績效反饋和職業發展三個維度構成，共計21 個項目，如“我認為我們單位對我的職業發展情況比較關注”“我認為我們單位有比較明晰的職業發展路徑”“我認為單位職工有相等的職業晉升機會”等項目。

工作敬業度，采用Schaufeli［36］開發的工作敬業度簡化版量表，共計9 個項目，如“工作時，我的心情非常開朗，精神愉悅”等。

主動創新行為，采用Griffin 等［37］編制的主動創新行為量表，共計9 個項目，如“我會主動思考如何改善我的工作”等。

職業認同，采用Porfeli 等［38］編制的職業認同問卷，共計5 個項目，如“我為自己所從事的職業而自豪”等。

此外，根據既往研究，考慮到人口統計學變量會影響員工主動創新行為，本研究選擇性別、年齡、最高學歷、工作年限以及職位作為控制變量。

4 結果分析

本研究采用SPSS25.0 和Amos24.0 軟件對數據進行統計分析，在檢驗數據信效度、同源性誤差和多重共線性問題基礎上，運用層次回歸法和Bootstrap法對假設和理論模型進行了驗證。

4.1 同源性偏差檢驗

為保證研究結果的可靠性，本研究采取了過程控制與統計控制兩種方法，除采用匿名法，設計反向計分題項以及提供詳盡說明之外，采用ULMC法來進行共同方法偏差檢驗。在原有特質因子模型的基礎上，將所有項目作為方法因子的指標，建立雙因子模型，同時比較兩模型的主要擬合指數：ΔGFI=-0.027，ΔIFI=-0.019，ΔNFI=-0.022，ΔRMSEA=0.02。各項擬合指數的變化均小于0.03，模型差異并不顯著，說明本研究的共同方法偏差不嚴重。

4.2 信度檢驗與效度檢驗

本研究通過內部一致性系數來檢驗各量表的信度，D-HRMPs、工作敬業度、主動創新行為、職業認同的Cronbach's 系數分別為0.937、0.906、0.801、0.917，均高于最低標準0.7，說明各量表的信度水平較好。

本研究采用運用驗證性因子分析考察D-HRMPs、工作敬業度、職業認同、主動創新行為的區分效度，結果表1 所示。首先，對D-HRMPs進行驗證性因素分析，D-HRMPs 四因子模型擬合指標χ2/df 為2.508，符合理想值準則，達到顯著性水平；IFI、NFI、CFI、AGFI 均大于0.9，優于理想值；RMSEA 為0.055，小于可接受值0.08，各項擬合指標基本符合判斷標準，因此可以說明D-HRMPs所在的測量模型具有比較好的結構效度。而職業認同、主動創新行為以及工作敬業度量表在本研究中只包含單一維度，達到飽和，因此不需要進行驗證性因素分析。其次，為驗證測量模型整體的區分效度，將四因子模型競爭模型進行比較，結果見表1，結果表明四因素模型顯著優于其他比較模型，與樣本數據擬合良好，這說明D-HRMPs、職業認同、工作敬業度以及員工主動創新行為之間具有較好的區分效度。同時，單因子模型的擬合指標并不理想（χ2/df=27.23，RMSEA=0.229，CFI=0.665，NFI=0.657，IFI=0.666），進一步表明本研究的共同方法偏差并不嚴重。最后，利用四因子模型結果結算各個變量的復合信度CR 以及平均萃取方差AVE，所有變量的CR與AVE均大于0.50的建議標準，因此說明本研究所涉及的4 個量表具有較好的收斂效度。

表1 驗證性因子分析結果（N ＝773）

4.3 描述性統計分析

所有變量間的均值、標準差以及相關系數見表2。由表2 可知：首先，員工主動創新行為與D-HRMPs（r=0.466，P＜0.01）之間存在顯著的正相關，H1得到初步支持。其次，工作敬業度與D-HRMPs（r=0.353，P＜0.01）存在顯著正相關，H2得到初步支持。同時，員工主動創新行為與工作敬業度呈顯著正相關（r=0.611，P＜0.01）。

表2 描述性統計結果與相關矩陣(N=773）

4.4 工作敬業度的中介作用

根據溫忠麟等［39］學者的觀點，本文采用分層回歸分析檢驗各變量之間的直接作用和簡單中介作用。首先，檢驗D-HRMPs 對于工作敬業度的直接效應，以驗證D-HRMPs 能否對工作敬業度產生正向影響。其次檢驗D-HRMPs 以及工作敬業度對于員工主動創新行為的直接效應，以驗證D-HRMPs對于員工主動創新行為的直接效應以及變量是否滿足中介效應的前提。在此基礎上，根據研究模型和假設依次驗證工作敬業度的中介作用，以便進一步討論D-HRMPs 對員工主動創新行為的作用機制。

具體結果如表3 所示：在對控制變量進行控制基礎上，模型0 代表工作敬業度的控制變量零模型；模型1 中D-HRMPs 對員工工作敬業度有正向影響作用（β=0.353，P＜0.001），H2進一步得到驗證；模型2 代表主動創新行為的控制變量零模型；在模型3 中，工作敬業度對員工主動創新行為有正向影響作用（β=0.551，P＜0.001）；在模型4 中，D-HRMPs對員工主動創新行為有正向影響作用（β=0.416，P＜0.001），H1進一步得到驗證，D-HRMPs 對員工主動創新行為有正向影響。在此基礎上進一步驗證員工工作敬業度的簡單中介作用：如模型5 所示，當D-HRMPs 和工作敬業度同時進入回歸方程時，D-HRMPs 對員工主動創新行為的影響系數下降（β=0.253，P＜0.001），而工作敬業度對員工主動創新行為影響顯著（β=0.464，P＜0.001），說明工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為間具有部分中介作用，假設H3得到初步驗證。

表3 中介效應檢驗結果

4.5 職業認同的調節作用

根據溫忠麟等［39］學者的觀點，采用分層回歸對職業認同的調節作用進行檢驗，結果見表4。如模型1 所示，結果表明職業認同對員工主動創新行為影響顯著（β=0.615，P＜0.001）。為檢驗職業認同的調節作用，在模型2 的基礎上加入職業認同與D-HRMPs 的乘積項得到模型3，結果如表4 所示，模型3 相較于模型2 顯著改善(ΔF=45.603，P＜0.001)，回歸方程F值為68.242(P＜0.001)，回歸方程顯著，R2增加0.035，DHRMPs 與職業認同的交互作用顯著(β=0.199，P＜0.001)，表明職業認同具有顯著的調節作用，H4a得到初步驗證。

表4 職業認同調節效應層級回歸結果

為了更好地顯示D-HRMPs 對不同職業認同水平員工主動創新行為的影響，分別以職業認同均值(M=3.152)加減一個標準差(SD=0.504)來表示高職業認同和低職業認同。通過回歸分析發現，高職業認同時，D-HRMPs 對員工主動創新行為具有顯著正向影響(β=0.256，P＜0.001)；低職業認同時，D-HRMPs對員工主動創新行為無顯著影響。圖1 進一步說明了職業認同對D-HRMPs 與員工主動創新行為間關系的正向調節作用，假設H4a進一步得到驗證。

圖1 職業認同對D-HRMPs 與主動創新行為關系的調節趨勢

4.6 被調節的中介作用檢驗

為進一步對職業認同在工作敬業度中介作用中的調節效應進行檢驗，使用SPSS24.0內置“PROCESS”宏命令Bootstrap 方法［40］，設定抽樣次數仍為5 000次，取樣方法為偏差校正的非參數百分位法，來檢驗職業認同調節效應的顯著性。結果如表5 所示：在D-HRMPs 對于員工主動創新行為的影響作用中，職業認同的調節作用95%置信區間為［0.082，0.151］，效應量為0.117，表明正向調節效應顯著，假設H4a進一步得到驗證。在工作敬業度對于D-HRMPs 對員工主動創新行為影響的中介作用中，職業認同對中介效應的調節作用95%置信區間為［0.045，0.104］，效應量為0.073，表明正向調節效應顯著，H4b得到驗證。

表5 職業認同調節效應Bootstrap 法檢驗結果

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本研究基于信息加工理論對D-HRMPs 對員工主動創新行為的影響機制進行了實證分析，結論以下：（1）D-HRMPs 對員工主動創新行為有正向影響；（2）職業認同在D-HRMPs 與員工主動創新行為之間具有部分中介作用；（3）職業認同對D-HRMPs與員工主動創新行為的關系具有正向調節作用。（4）D-HRMPs 通過工作敬業度進而影響員工主動創新行為的中介效應也受到員工職業認同的正向調節。

5.2 理論貢獻

本研究的理論貢獻在于：第一，探討了D-HRMPs對于員工主動創新行為的影響機制，發現D-HRMPs既能對員工主動創新行為產生直接的積極影響，也能夠通過間接路徑對主動創新行為產生影響，明晰了D-HRMPs 對員工主動創新行為產生積極效應的邊界與渠道，進一步豐富了本土化的人力資源管理理論，將D-HRMPs 與員工主動創新行為相結合，同時也是對以往研究視角的有益補充。第二，揭示了工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為之間所發揮的部分中介作用。對工作敬業度這一中介變量的揭示，能夠進一步證實認知因素是情景因素與個體創造力之間的聯系紐帶，同時，依據“刺激—覺察—內化—反應”的信息加工視角，證實了工作敬業度在員工進行信息內化階段所發揮的重要作用。第三，厘清了職業認同是D-HRMPs 對員工個體工作敬業度直接作用以及工作敬業度在D-HRMPs 與員工主動創新行為中介作用的重要邊界條件。本研究對于職業認同調節效應的證實，解釋了組織對于員工個人發展的投資并非單純的正向作用，并非越多的投資便能得到員工越多的回報，進一步完善了D-HRMPs 的相關理論。

5.3 管理啟示

本研究對于管理實踐的意義在于：第一，對于以創新為導向的組織可以在員工管理中導入D-HRMPs 系統，針對職業發展、技能培訓以及績效反饋展開精心設計，通過對員工個人發展的支持投入來與員工建立長期的互惠關系，強化員工的組織承諾；企業可根據自身的實際情況將D-HRMPs各種手段進行組合使用，從而將D-HRMPs 的積極作用落實于員工的具體主動創新行為之中。第二，企業在實施各種人力資源管理實踐的同時，要高度重視員工個人的心理感受與情感體驗，通過培養員工的敬業度來促進員工的主動創新行為；同時企業需要貫徹以人為本的原則來實施員工管理，開展以員工為主導的人力資資源管理實踐，促成員工與企業的共同成長與發展，通過構建一支敬業的員工隊伍來形成自己獨特的競爭優勢。第三，組織在實施D-HRMPs 時，為了最大程度上發揮D-HRMPs 的積極效應，應該充分考慮員工對于自身所從事職業的自我認同，在進行員工招募的過程中企業應該有意識篩選高職業認同的個體作為企業的培養對象，給予這些員工更多的發展性投入，以最大程度地發揮D-HRMPs 的作用，有效提高員工的工作敬業度以及主動創新行為。

5.4 不足與展望

本研究也存在一定的局限性：第一，雖然本研究基于信息加工視角論證了工作敬業度在D-HRMPs與員工主動創新行為之間存在一定的中介作用，進一步討論了D-HRMPs 發揮積極效應的作用機制，但是，研究結果也揭示了D-HRMPs 對于員工主動創新行為仍有很強的直接效應，因此，后續研究可進一步引入其他變量，綜合多個視角分析可能存在的中介機制。第二，雖然本研究采用跨時間段的縱向數據收集，通過ULMC 法檢驗，但依然無法做出因果關系的結論。但是在員工職業發展的不同階段，變量之間的作用也可能發生相應的變化，因此未來研究需要進一步增強縱深度，采用更加科學的數據收集方式，在增強研究過程科學性的同時，深度挖掘變量間的動態變化關系。第三，研究采用自我報告法收集變量數據的，因此不可避免地存在一定程度的主觀認知偏差和社會贊許效應，后續研究可采用實驗室研究或者員工自評和管理者評價相結合的方式進行調研，以增強研究結果的客觀性，減少測量誤差。