工作態度中介下國有企業政策激勵與知識員工創新績效

周雙艷

（安徽新華學院 財會與金融學院，安徽 合肥 230088）

一、引言

國有企業作為我國社會主義公有制經濟的重要形式，其創新能力直接關系到“創新型國家”建設，但在復雜的創新環境下，我國國有企業面臨創新瓶頸，比如工業制造技術創新受制于西方壁壘，產品設計技術創新主動性有限等。因此國有企業通過各種激勵政策激勵員工的創新積極性十分有必要，而政策激勵的對象則應該更多地考慮知識員工。知識員工是國有企業創新的主導力量，其創新績效直接關系到企業整體的創新績效[1]。創新績效是指企業知識員工學習和應用新技術、新方法而獲得的新成果，它是知識員工工作績效的組成部分。政策激勵是指企業在相關規章制度下通過制定、實施針對員工工資、福利等的相關政策以引導、激勵、調整員工的行為方式，進而改善和提高員工工作效果、實現企業發展目標的一種途徑[2]。政策激勵是調動知識員工工作積極性的主要手段，是推動知識員工創新績效提升的主要外部因素。此外，知識員工的創新績效還會受到自身因素——工作態度的影響。工作態度是企業員工在特定工作環境中所形成的對工作內容、薪資待遇、職業理想等的主觀感受和感知[3]，其中，企業給予員工的各種激勵便是員工所處的特定工作環境的重要組成部分。工作態度影響著國有企業知識員工的創新積極性，反映其創新的主觀意愿，在一定程度上決定著創新績效。所以，國有企業政策激勵在直接作用于知識員工創新績效的同時，又會通過工作態度產生間接作用，工作態度在其中具有重要的中介作用。

現有針對企業員工激勵的理論研究主要集中在三個方向：一是政策激勵的主體研究。陸玉梅等（2022）[4]、陳云橋等（2022）[5]的研究多為針對企業層面，研究對象主要限于一般概念下的企業，而針對國有企業知識員工的研究則較為罕見。二是政策激勵的內容研究。關于企業員工激勵內容的研究比較多，比如陳云橋等（2022）[5]研究了股權激勵對中小企業創新的影響，認為股權激勵能夠很好地提升中小企業員工的創新積極性。熊立和占小軍（2022）[6]研究了企業高參與人力資源實踐對員工二元創新的激勵機制，認為高參與人力資源實踐是對員工精神和職業發展上的激勵，能夠激發員工的二元創新。三是政策激勵對員工創新效果的影響研究。現有研究普遍認同政策激勵對員工創新績效存在正向影響，比如郝項超和梁琪（2022）[7]、于海峰等（2023）[8]，但大多數研究僅僅探討了直接影響機制，對于工作態度的中介作用卻很少考慮。

本文針對國有企業知識員工，理論分析政策激勵對員工創新績效的直接作用機制，以及工作態度在其中發揮的中介作用，通過對長三角地區部分國有企業知識員工進行問卷調研，利用結構方程模型（SEM）進行實證檢驗，以期為國有企業有效制定知識員工創新激勵政策提供一點參考，對提升國有企業創新能力及實現“創新型國家”建設目標有所啟示。

二、機制分析與研究假設

（一）直接作用機制

馬斯洛需求層次理論指出，人的需求存在多層次和高低之分，由低到高可以將人的需求劃分為生理、安全、社交、尊重和自我實現五個層次。其中生理需求和安全需求是人的最基本需求，二者是人的所有需求中最容易被滿足的[9]。尊重需求和自我實現需求則屬于高層次需求，是人在精神層面的追求。而社交需求則是一種過渡型需求，是人對參與社會交往和社會活動的追求。該理論還指出，在特定時期個人的需求并不是單一的，有可能同時存在多層次需求，但居主導地位的需求往往只有一種，其他層次需求一般處于次要地位，個人需求的滿足狀況則主要決定于主導需求被滿足狀況。比如在特定時期追求個人職業安全時，也希望自己能夠得到社會的尊重和實現自我價值，但個人職業安全是最急需的，安全需求得到滿足狀況越好，個人在特定時期的整體需求滿足程度越高。國有企業知識員工與一般性員工在個人能力、工作內容等方面均存在較大差異，對物質和精神的需求也有所不同，通過制定不同內容的激勵政策可以滿足國有企業知識員工不同層次的需求，進而激發其創新積極性，提升創新績效。基于以上分析，提出以下假設：

H1：國有企業政策激勵對知識員工創新績效具有正向作用效應。

在具體激勵內容上，學者們基于馬斯洛需求層次理論給出了不同觀點。張艷霞等（2020）[10]將員工激勵內容概括為基本薪酬與績效、知識共享成本（創新成本和環境）、精神獎勵和職業發展渠道等方面。張毅和閆強（2022）[11]認為物質激勵、組織激勵和精神激勵是企業激勵員工創新的主要手段。方曉暉等（2023）[12]探討了知識產權保護和研發資金支持對企業員工創新的激勵機制。本文綜合各學者的觀點，將國有企業知識員工政策激勵內容歸納為薪酬福利激勵、職業激勵、榮譽激勵、環境激勵和知識產權保護五個方面，并提出以下假設：

H1a：國有企業薪酬福利激勵對知識員工創新績效存在正向作用效應；

H1b：國有企業職業激勵對知識員工創新績效存在正向作用效應；

H1c：國有企業榮譽激勵對知識員工創新績效存在正向作用效應；

H1d：國有企業環境激勵對知識員工創新績效存在正向作用效應；

H1e：國有企業知識產權保護對知識員工創新績效存在正向作用效應。

（二）工作態度中介下的間接作用機制

員工主觀上不愿意做的事情往往會主觀不努力，工作態度表現較差，完成工作情況不佳。反之，員工具有端正的工作態度，主觀上愿意努力，工作總能夠較好地完成。而員工的工作態度會因為外部因素的刺激而變化，心理學家Rosenberg描述了態度的內在心理結構特征及其在外界刺激和個體反映中的作用，并明確地指出它是外部刺激和個體反應之間的中間變量（刺激→態度→反應）[3]。所以，政策激勵對知識員工創新績效并非完全是直接的作用關系，也存在以工作態度為中介變量的間接作用關系。

首先，政策激勵作用于知識員工的工作態度。個體態度是在外界因素刺激下逐漸形成的。態度并不一定是從某一種行為中表現出來的，它包含在一系列彼此相關的行為或者反應過程中，也就是說，態度是個體在遇到客觀事件刺激時所產生的一致性或共同性行為。企業管理者會通過各種手段刺激知識員工工作態度朝著有利于企業發展的方向調整，政策激勵便是這種手段之一。政策激勵會增加知識員工所獲得的薪酬、福利等物質報酬，也會提升知識員工對職業發展和榮譽等精神上的感知，而工作環境、知識產權保護等外部環境因素也會刺激知識員工工作態度的提升。

其次，工作態度作用于知識員工的創新績效。知識員工在物質或精神上得到滿足是其工作態度發揮作用的前提條件，在工作滿足感產生過程中，工作態度決定著知識員工的工作投入和工作過程中表現出的創新能力，創新績效則是創新能力的自然體現[13]。創造力成分理論指出，個人創新能力作為創新行為的基礎與動力源泉，其水平直接影響到創新行為，對創新績效具有顯著影響[14]。對于知識員工的整個創新過程來說，創新績效是外在的，創新能力是內在的，具有較高創新績效的員工其創新能力往往也較高，而創新能力較強的員工在創新績效表現上一般也會很不錯。所以，只要前提條件得到滿足，知識員工工作態度與創新績效間的內在邏輯關系方可理順，而前提條件的實現則是來自不同內容的激勵政策。

基于以上分析提出如下假設：

H2：工作態度在國有企業政策激勵作用于知識員工創新績效中存在正向中介效應。

三、問卷設計與數據采集

（一）問卷設計

通過設置5級量表的形式收集數據，量表主要包含國有企業政策激勵、知識員工工作態度和創新績效三部分，各部分包含若干維度，各維度分值為各題項得分合計。受訪者根據自身實際情況對各題項打分，備選分值為1至5之間的整數，分值越高表示受訪者對該題項認可度越高。

1.政策激勵測量題項

結合前文內容，從薪酬福利激勵、職業激勵、榮譽激勵、環境激勵、知識產權保護五個維度設置題項，如表1所示。

表1 政策激勵測量題項

2.工作態度測量題項

借鑒現有研究，工作態度包含知識員工對工作環境、內容、待遇等滿意度的測量題項，以及對自己職業發展、工作投入等方面題項（表2）。

3.創新績效測量題項

根據創新的性質，創新有突變式創新和漸進式創新兩種：突變式創新是一種短時間內的快速創新方式，主要表現為新技術、新工藝、新產品等的突破和率先使用；漸進式創新是一種持續時間較長的緩慢創新方式，主要表現為產品質量、產品種類、市場維護等方面的創新。本文從突變式創新績效和漸進式創新績效兩個維度設置測量題項（表3）。

表3 創新績效測量題項

（二）數據采集

在課程組成員的幫助下，筆者于2023年2月中旬至2023年4月中旬進行了問卷調研。通過轉發微信識別碼的方式向長三角地區的41家各類國有企業中的各類知識員工發放調研問卷。共發放問卷1 638份，回收有效問卷1 517份，有效回收率為92.6%。問卷發放范圍涵蓋了不同規模、行業的國有企業中的不同性別、年齡、學歷、崗位的知識員工，調研對象涉及較廣，具有較高代表性。

（三）問卷信度與效度檢驗

從表4 可以看出，各維度的Cronbach'sα值均在0.8 以上，KMO 值均在0.7 以上，Bartlett’test 均通過了0.01 的顯著性水平，各維度的信度和效度均較高。問卷整體的Cronbach'sα值達到了0.981，KMO 值為0.972，Bartlett’test通過了0.01的顯著性水平，問卷整體的信度和效度很高。

表4 問卷信度和效度檢驗

四、實證檢驗

（一）驗證性因子分析

對多維度的政策激勵與創新績效進行驗證性因子分析，工作態度僅有一個維度。政策激勵的初始因子模型包含所有測量題項（因子），模型整體擬合效果較差，除了CFI、CAIC和RMR通過適配標準外，其他統計量均未達標。刪除因子負荷量最低的X12，重新擬合后的因子模型整體效果改善幅度很大，大部分檢驗指標達到或基本達到適配標準。加入誤差變量間的共變關系進一步對模型進行修正，模型擬合效果進一步提升，所有檢驗指標均達到或基本達到適配標準。從圖1可以看出，各因子負荷量均比較高，除了X13的負荷量為0.35外，其他因子負荷量均在0.4以上，大部分在0.5以上，各因子能夠較好地反映相應的因子構念。5個因子構念（薪酬福利激勵、榮譽激勵、職業激勵、環境激勵、知識產權保護）間的因子負荷量的最低值為0.67，最高值為0.91，表明這5個因子構念可以很好地聚合為一個因子，即政策激勵。

圖1 修正的政策激勵因子模型

創新績效的初始因子模型整體擬合效果較好，所有檢驗指標均達到或基本達到適配標準。圖2中的各因子負荷量均比較高，除了Y4的負荷量僅為0.49外，其他因子負荷量均在0.5以上，最大值達到了0.82，各因子均能夠較好地反映相應的因子構念。2個因子構念（突變式創新績效和漸進式創新績效）的因子負荷量達到了0.84，二者能夠很好地聚合為一個因子，即創新績效。

圖2 初始創新績效因子模型

（二）結構方程模型構建與分析

1.模型構建與修正

初始結構方程模型估計結果顯示，17個檢驗指標中只有6個指標達到或基本達到適配標準，初始結構方程模型與調研數據的適配度較低。其中“薪酬福利激勵→突變式創新績效”“環境激勵→突變式創新績效”和“知識產權保護→突變式創新績效”三條路徑的p值均未達到0.1，所以刪除這三條路徑以修正模型，如圖3所示。

圖3 修正的結構方程模型

修正的結構方程模型適配度較好，除了絕對適配度指標中的卡方p值和增值適配度指標中的RFI沒有通過檢驗外，其他檢驗指標均達到或基本達到適配標準。

2.模型擬合結果分析

從表5可以看出，標準誤差（S.E.）均比較小，路徑系數估計值的偏誤較小。在顯著性水平上，除“榮譽激勵→突變式創新績效”和“榮譽激勵→漸進式創新績效”的P值略高于0.1外，其他路徑均通過0.1水平，所以修正后的模型的內在質量較好。有15個檢驗指標達到或基本達到適配標準，修正后的模型的外在質量也較好。所以修正的結構方程模型的整體擬合效果較好。

從直接作用效應來看，“薪酬福利激勵→漸進式創新績效”的路徑系數為0.594，P值為0.000<0.01，薪酬福利激勵對漸進式創新績效存在顯著的正向直接作用效應。但在模型構建過程中，“薪酬福利激勵→突變式創新績效”沒有通過檢驗，薪酬福利激勵對突變式創新績效的直接作用效應不存在，所以假設H1a 不成立。“榮譽激勵→漸進式創新績效”和“榮譽激勵→突變式創新績效”的路徑系數均為正數，但是P值均大于0.1，分別為0.133和0.205，榮譽激勵對漸進式和突變式創新績效均存在正向直接作用效應，但不顯著，假設H1b成立。“職業激勵→漸進式創新績效”和“職業激勵→突變式創新績效”的路徑系數分別為0.031和0.049，P值均小于0.1，職業激勵對漸進式和突變式創新績效存在顯著的正向直接作用效應，假設H1c成立。“環境激勵→漸進式創新績效”和“知識產權保護→漸進式創新績效”的路徑系數分別為0.154和0.051，P值分別為0.047和0.033，均小于0.05，環境激勵和知識產權保護對漸進式創新績效均存在顯著的正向直接作用效應，但二者對突變式創新績效的路徑不存在，故假設H1d和H1e均不成立。綜合以上分析可以判斷，假設H1不成立。歸納發現，五個維度對漸進性式創新績效均存在正向作用，除了“榮譽激勵→漸進式創新績效”外，其他四條路徑在0.1水平上均顯著。而只有榮譽激勵和職業激勵對突變式創新績效的作用路徑存在，且只有“職業激勵→突變式創新績效”通過了0.1的顯著性水平。所以，國有企業政策激勵對知識員工創新績效的直接作用效應主要體現在漸進式創新績效上，在突變式創新績效上表現很弱。進一步從路徑系數來看，薪酬福利激勵對漸進式創新績效的作用路徑系數最大，為0.594，其次是榮譽激勵，為0.308，其他維度對漸進式創新績效的路徑系數均低于0.2，說明國有企業政策激勵對知識員工漸進式創新績效的直接作用效應突出表現在薪酬福利激勵和榮譽激勵上，其他維度的激勵力度比較低。存在的兩條對突變式創新績效直接作用路徑的系數值分別為0.056和0.049，二者相差較小。

從間接作用效應來看，各維度與工作態度間的路徑系數均為正數，P值均低于0.1，政策激勵對工作態度存在顯著的正向作用。工作態度對漸進式和突變式創新績效的作用路徑系數均為正數，P值均低于0.05，知識員工的工作態度對其漸進式和突變式創新績效存在顯著的正向作用。所以工作態度在國有企業政策激勵作用于知識員工創新績效過程中存在顯著的正向中介作用，假設H2成立。在路徑系數值上，薪酬福利激勵和環境激勵對工作態度的路徑系數分別為0.282和0.266，其他路徑系數均在0.1左右，政策激勵對工作態度的作用突出表現在薪酬福利激勵和環境激勵兩方面。工作態度對漸進式和突變式創新績效的作用路徑系數分別為0.663和0.072，工作態度對漸進式創新績效的作用效應大幅度高于對突變式創新績效的作用效應。所以，工作態度的中介作用主要表現在薪酬福利激勵和環境激勵對漸進式創新績效的作用過程中，在其他作用路徑中的中介作用雖然存在，但力度比較小。由此可以看出，無論是直接作用路徑還是間接作用路徑，國有企業薪酬福利激勵政策對知識員工創新績效的正向作用效應最明顯。

對比不同性質作用路徑可以發現，國有企業政策激勵對知識員工創新績效的直接作用效應主要集中在漸進式創新績效上，所有激勵內容對漸進式創新績效均存在不同程度的直接作用效應；而對突變式創新績效的作用路徑少且力度小，僅有榮譽激勵和職業激勵對突變式創新績效存在相對較小的直接作用力。在間接作用路徑上，所有政策激勵維度均能夠通過工作態度間接作用于漸進式和突變式創新績效，且顯著性均通過0.1水平。所以可以斷定，國有企業政策激勵通過工作態度對知識員工創新績效的間接作用效應比直接作用效應更加明顯。

五、結論與建議

（一）基本結論

1.國有企業政策激勵對知識員工漸進式創新績效的直接作用效應較強，突出表現在薪酬福利和榮譽上，其他內容上的激勵力度比較低；而對突變式創新績效的直接作用效應相對較弱，僅榮譽激勵和職業激勵對突變式創新績效存在直接作用效應，且路徑系數值較低。

2.不同政策激勵內容對知識員工創新績效的直接作用存在差異。薪酬福利激勵對漸進式創新績效的正向直接作用效應最顯著，榮譽激勵對漸進式和突變式創新績效均存在正向直接作用效應，但不顯著。職業激勵對漸進式和突變式創新績效的正向直接作用效應均顯著，環境激勵和知識產權保護均對漸進式創新績效存在顯著的正向直接作用效應。

3.工作態度在國有企業政策激勵作用于知識員工創新績效過程中存在顯著的正向中介作用，主要表現在薪酬福利激勵和環境激勵對漸進式創新績效的作用過程中，在其他作用路徑中的中介作用雖然存在，但是力度卻比較小。

4.國有企業政策激勵通過工作態度對知識員工創新績效的間接作用效應比直接作用效應更加明顯。無論是直接作用途徑還是間接作用途徑，國有企業的薪酬福利激勵政策對知識員工創新績效的正向作用效應都是最明顯的。

（二）政策建議

1.幫助知識員工樹立持續創新意識。國有企業政策激勵對知識員工漸進式創新績效的作用效應更突出，國有企業可以從漸進式創新出發，幫助知識員工樹立持續創新意識。比如，國有企業可以通過自身管理制度的優化，培育開放、上進、堅持不懈的企業文化，鼓勵員工持續創新。再比如，樹立良好的企業形象，提升知識員工的職業歸屬感和企業認同感，同時在公平和效率原則下為知識員工提供良好的薪酬福利，給予知識員工更多的關心、愛護，強化其日常工作中嘗試、堅持創新的意識。

2.突出薪酬福利激勵的價值。首先需要進一步完善薪酬福利結構。知識員工的薪酬福利收入主要由固定收入和績效收入構成，假如固定薪酬福利占比過高，不利于激發知識員工創新積極性。而如果固定薪酬福利占比過低，則知識員工的心理安全需求得不到滿足，也不利于創新績效的提升。所以，國有企業在制定創新激勵政策過程中需要綜合衡量不同行業特點、不同地區經濟發展水平、不同企業創新難度等問題，合理界定知識員工固定薪酬福利和績效薪酬福利的比例。其次，構建科學的績效評價機制。績效評價部門和知識員工之間加強溝通，以便能夠及時設置、調整績效評價指標，全面、客觀地反映知識員工的創新成果。應該盡量避免主觀指標，而采用量化指標，有利于知識員工對考核結果的客觀性、準確性的認同。

3.多元化提升知識員工滿意度。知識員工對工作內容、薪資待遇的滿意度等是其工作態度的重要內容，國有企業需要及時掌握并滿足知識員工多樣化、個性化的工作需求。企業可以采用走訪、問卷調查、召開座談會及開設開放日等方式多方面了解員工需求，對員工的工作需求進行分析和分類，積極組織資源盡力滿足員工正當的工作需求。當員工提出的工作需求超出企業能力范圍時，管理人員也應給予回應，安撫員工情緒，并耐心解釋原因、存在的障礙以及后續打算。

4.職業晉升與榮譽激勵并舉。國有企業除了薪酬福利激勵措施外，還需要在職業晉升、榮譽等方面加大對知識員工的激勵，激勵知識員工在主觀上愿意學習和使用新方法、新技術。企業可以針對知識員工設立技術晉升機制，對于那些創新能力突出的知識員工優先提拔到相關技術管理崗、行政管理崗等，滿足知識員工在職業發展上的需求，推動其創新積極性和創新能力提升。在規范、公平的榮譽評選程序下，基于創新成果適當擴大針對知識員工的榮譽數量和等級，以滿足其精神需求，激發其創新積極性。