开放科学((资源服务)标识码(OSID)：
开放科学((资源服务)标识码(OSID)：
在中国制造2025战略目标推动下，实现由制造大国向制造强国转变，研发人员技术创新至关重要。为此，企业普遍实施创新奖励，如研发项目奖、产品与技术创新奖金、技术改进效益奖等。然而，笔者通过访谈发现，很多企业管理者对创新奖励是否真正能激发研发人员创新存有疑惑，甚至认为相对于外在奖励而言，研发人员应更偏重内在激励。理论界关于外在奖励是促进还是抑制创新行为的观点尚未达成一致，研究结论存在分歧的主要原因在于基于单一理论研究的局限性忽视了外在奖励形式、支付奖励的边界条件[1-2]。此外，对于研发人员究竟是偏重内在激励还是外在激励，已有研究也未涉及。因此，关于外在奖励与创新行为的研究应拓宽理论视野，并区分不同奖励形式和边界条件。
首先，应将创新奖励对于创新行为影响的研究区别于其它奖励形式对创新行为的影响。创新奖励不同于基于日常工作绩效的奖励、基于完成任务的奖励或基于参与的奖励，它是组织根据创新绩效指标对员工创新表现给予的外在奖励，如奖金、奖品、晋升、赞扬和认可等，因此创新奖励对创新行为的作用效应不同于其它奖励形式[2]；其次，有关创新奖励对创新行为影响的研究需引入新理论及相关边界条件。为此，本文基于自我决定理论和特质激活理论提出研究框架，选取创新自我效能感体现自我决定理论，将内在动机作为创新奖励和创新行为的中介变量，同时引入特质激活理论，并选择人格特质变量激励偏好作为创新奖励转化为内在动机的一个边界条件，由此以激励偏好为调节变量、创新自我效能感为中介变量，构建一个有调节的中介模型，以制造和信息业研发人员为样本，可为创新奖励与创新行为关系理论研究提供新诠释，同时解答实践中创新奖励对研发人员创新是否有促进作用的疑惑，并对完善研发人员创新奖励体系提供相关对策与建议。
从理论发展脉络看，在20世纪60-80年代，以认知评价理论为主流的认知学派认为，外在奖励有损于内在动机，继而对创新起消极作用；自20世纪90年代开始，行为学派的习得性勤奋理论占据主流，强调外在奖励对内在动机和创新起积极作用；进入21世纪特别是近10年来，理论上出现了从对立走向融合的趋向[1]，自我决定理论(self-determination theory)被认为是代表之一。该理论是在20世纪80年代中期由Deci & Ryan[3]基于对认知评价理论的拓展而提出的，由于其能够更好地解释外在奖励对内部动机既增强又减弱的效应，进而获得越来越多研究者支持。
自我决定理论假设人们并不天生反感努力，个体被驱使付出努力是为满足自主、胜任和归属的基本心理需要，内在动机在创新过程中起决定性作用。该理论认为，外在奖励效果取决于在某种奖励情境下个体是把外在奖励转化为内在动机、还是感觉外在奖励是对自身的强制和控制；另外，这一理论还引入工作有趣性情景，认为如果奖励满足员工基本心理需要，提高其内在动机，从而产生创新行为；但当奖励被看作是控制时，则会破坏个体基本心理需要，降低内在动机，从而减少创新行为[4-5]。但该理论对外在奖励在何种情形下如何内化的探讨较少，也即对外在奖励内化的边界条件研究不足。
研究表明，可从组织、团队和个人层面探讨外在奖励内化的边界条件。梳理以往研究可知，由于大多数研究者期望奖励对个体的影响是相似的，无需考虑人格特质差异[1]，从而忽略了人格特质这一边界条件。特质激活理论(trait activation theory)则认为，个体行为是个人人格特质及情境因素共同作用的结果，在某种程度上个体决定是否愿意参与被激励的行为，进而影响情境因素中的个体行为作用效应[6]。由此推论，创新奖励对创新行为的影响在某种程度上取决于激活特定人格特质是增强还是削弱了其内在动机，进而作用于创新行为。因此，本文引入个人人格特质激励偏好，基于自我决定理论和特质激活理论整合观点构建有调节的中介模型，探讨不同激励偏好与创新奖励交互如何作用于自我效能感从而对创新行为产生内化影响，研究结论具有一定的理论创新价值。
1.2.1 创新奖励与创新行为
在过去三四十年中，管理科学从个体、团队、组织层面及多层面交叉对创新进行了大量研究[7]，本文则重点关注个体层面创新行为。Scott &Bruce[8]将员工个体创新行为划分为识别和确认问题、寻求认同者和支持者、促成创造性构想的产品化3个阶段，并开发了相应评价量表，这一定义和量表获得许多研究认同[7]，所以本文也采用该界定。
自我决定理论引入工作有趣性情境，即对于有趣的工作，外在奖励倾向于降低内在动机；而对于无趣的工作，外在奖励倾向于增强内在动机[4，5,9,10]。本文样本研发人员在回答最能激发工作创新的因素中，选择奖金占42.3%、晋升占32.1%、成就感占14.9%、荣誉称号表彰占7.0%、兴趣占3.7%，由此推论样本企业研发创新工作总体上被认为是无趣的。相对于其它形式奖励，创新奖励具有更加清晰的创新行为指向性特征。因此，根据自我决定理论，创新奖励传递的鼓励和认可等创新行为的信号作用有助于满足员工基本心理需要，增强其内在动机，从而激发其创新行为。Byron& Khazanchi[2]通过对2009年8月31日之前以实验研究为主的文献进行元分析发现，创新奖励能够促进创新行为，该结论得到一些后续实验法和问卷调查法研究的支持[11-14]。由此,本文提出如下假设：
H1：创新奖励对创新行为有正向影响。
1.2.2 创新自我效能感的中介作用
Tierney&Farmer[15]将创新自我效能感(creative self-efficacy)界定为员工对自己在工作中具有创新能力的一种信念，指出组织情境可以塑造员工创新自我效能感，并验证了创新自我效能感对创新行为有显著正向影响的结论，该结论也同时得到相关研究支持[16-17]。孙甫丽等[18]认为，创新奖励可从反馈、榜样示范和信号引导、强化成功体验以及培养积极心态等方面强化创新自我效能感来源，并验证了创新奖励正向影响创新自我效能感的结论。另外，创新自我效能感在不同管理情境下与创新行为关系起中介作用的结论也得到较多研究证实，如创新自我效能感在组织创新氛围、人格特征、基于优势的心理氛围、变革型领导、整体薪酬感知和创新行为关系中起中介作用等[17，19-22]。此外，自我决定理论认为，由于外在奖励被认为是对个人能力的一种肯定，其释放了一种积极反馈的信号功能，从而有助于增强内在动机。因此，创新自我效能感体现了满足内在动机的基本心理需要[4]。综上所述，本文提出如下假设：
H2：创新自我效能感在创新奖励对创新行为的影响中起中介作用。
1.2.3 激励偏好的调节作用
激励偏好(motivational preference)是指个体对激励因素的倾向，属于人格特质型工作动机，包括内激励偏好与外激励偏好两个维度。其中，内激励偏好是指个体在工作中容易受到自我决定、胜任、好奇心、愉悦和兴趣等内在动机驱使的人格特质；外激励偏好是指个体在工作中容易受到奖金、货币报酬、认可、评价、被强制等外在动机驱使的人格特质[23-24]。产生内在动机的因素被看作是内在激励因素，产生外在动机的因素被看作是外在激励因素。激励偏好具有跨情景、跨时间稳定性和个体差异性等特征，两种不同激励偏好可以正交。有些员工两种偏好特质可能都高或都低，即双重激励偏好者；有些员工可能其中一种偏好特质较高或较低，即内激励偏好者或外激励偏好者[24]。
特质激活理论指出，人格特质是个体内部一致、个体间表现不同的一种倾向，根据情境需要以某种可识别方式表现出来，是一种潜在构念。特质激活是指使特质-情境关系正式化，即特质行为的表达需要通过与特质相关的情境提示唤起该特质。也即，在与某些人格特质相关的情境提示中，这些特定的人格特质受到激活，进而产生与其相关的行为表达。特质的表达性行为并不等同于行为本身，是指特质在相关行为中的表达，即对特质相关情境提示的反应，并会影响行为本身[4，25]。具体而言，激励偏好通过创新奖励情境提示对创新行为作出反应，表现为创新自信心，激励偏好的表达性行为即创新自我效能感。此外，特质激活理论还提出强情境特征，即外在奖励压制了与内在奖励相关的特质表达的个体差异[25]。本文样本中有超过80%的研发人员将外在激励因素(奖金、晋升、荣誉称号)作为驱动其工作创新的首要因素，由此构成了创新奖励强情境。
由此推论，与低内激励偏好研发人员相比，虽然具有较高内激励偏好的研发人员本来应更容易受内在激励因素的驱使，但由于看重创新奖励提示，他们更有可能将创新奖励传递信息转换为能力认可的积极信号，从而表现出更高的创新自信心。同时，与低外激励偏好研发人员相比，具有较高外激励偏好的员工本身就对创新奖励的积极信号更加敏感，从而表现出更高的创新自信心。尽管还没有实证研究支持激励偏好调节创新奖励与创新自我效能感的关系，但已有研究证实了其它人格特质(如冒险意愿)在奖励与创新自我效能感间的调节作用[26]。由此，本文提出如下假设：
H3a：内激励偏好在创新奖励对创新自我效能感的影响中起正向调节作用；
H3b：外激励偏好在创新奖励对创新自我效能感的影响中起正向调节作用。
1.2.4 激励偏好有调节的中介作用
假设H1、假设H2阐释了创新自我效能感在创新奖励与创新行为间的中介作用，假设H3a、假设H3b阐释了内激励偏好、外激励偏好在创新奖励与创新自我效能感间的调节作用。遵循上述假设逻辑及刘东等[27]的研究，基于自我决定理论与特质激活理论整合观点，本文提出有调节的中介模型，即创新自我效能感在创新奖励与创新行为间的中介作用受到内激励偏好、外激励偏好的调节。由上文所述，在不同水平内激励偏好、外激励偏好下，创新奖励对员工创新自我效能感的影响存在差异，而创新自我效能感又在很大程度上影响创新行为。因而，与低内激励偏好研发人员相比，高内激励偏好研发人员通过寻求创新奖励能力认可信号增强创新自信，提升创新自我效能感；而高创新自我效能感研发人员则更容易从创新奖励感知中汲取动力，从而增加创新行为。与低外激励偏好研发人员相比，高外激励偏好研发人员非常看重创新奖励，此时创新奖励传递的信息提升了高外激励偏好研发人员创新自我效能感，进而激发其创新行为。由此，本文提出如下假设：
H4a：内激励偏好调节创新奖励通过创新自我效能感影响创新行为的中介作用。具体而言，内激励偏好越高，创新自我效能感的中介作用越强；
H4b：外激励偏好调节创新奖励通过创新自我效能感影响创新行为的中介作用。具体而言，外激励偏好越高，创新自我效能感的中介作用越强。
基于以上假设，本文构建研究模型如图1所示。
图1 研究模型
中国制造2025的核心是智能制造，即信息技术与制造业融合。因此，本文以制造和信息业企业研发人员为样本，于2018年1月进行预调查，收回有效问卷150份，并根据预调查数据分析结果对问卷进行调整。同年3月正式发放问卷，共回收问卷418份，其中有效问卷355份，有效回收率为84.9%，其中东部占比为45.9%、中部占比为42.6%、西部占比为11.5%。
样本个人信息如下：①性别分布：男性占64.8%，女性占35.2%；②年龄分布：18-25岁占19.7%，26-35岁占62.3%，36-45岁占15.2%，45岁以上占2.8%；③教育程度分布：高中及以下占2.8%，大专占13.2%，本科占61.4%，硕士占18.6%，博士占4.0%；④职位层级分布：普通员工占42.0%，基层管理者占29.0%，中层管理者占24.5%，高层管理者占4.5%；⑤税后月收入分布：5 000元及以下占14.4%，5 001-10 000元占53.5%，10 001-20 000元占26.5%，20 001-50 000元占4.5%，50 000元以上占1.1%。
样本企业信息如下：①行业分布：制造业(如计算机和其它电子设备制造、医药制造、电气机械和器材制造等)占56.1%，信息业(如软件开发、互联网平台与数据服务、物联网技术等)占43.9%；②企业规模分布：100人及以下占21.4%，101-500人占31.0%，501-1 000人占25.1%，1 001-2 000人占11.0%，2 000人以上占11.5%。
本文主要变量测量均采用已有成熟量表，基于研究目的并根据专家、企业经理、研发人员建议进行修订，为避免语言歧义，对英文量表依据中国情景进行翻译和回译。量表均采用员工自评方式，为控制同源带来的共同方法偏差问题，量表采用随机配置题项、隐匿题项含义、反向题项及李克特六点计分，李克特六点计分中1～6依次代表“完全不符”到“完全符合”的不同程度。
(1)创新奖励。本文采用创新奖励感知(creativity-contingent reward perception)作为测量指标，是指员工对其创新行为与创新奖励间关系密切程度的主观心理感受。本文根据George&Zhou[28]、Baer等[29]的量表，结合访谈进行修订，包括“如果我研发新技术、新工艺、新产品或改进技术、工艺、产品创新给公司带来效益，我很可能获得公司奖金或奖品”等5个题项，Cronbach's α系数为0.807。
(2)创新自我效能感。本文采用Tierney&Farmer[15]的量表，包括“我觉得我擅长提出一些新颖或新奇的想法”等4个题项，Cronbach's α系数为0.779。
(3)激励偏好。本文采用蔡啓通和高泉丰[30]的量表，分为内激励偏好和外激励偏好，包括“我希望我的工作提供增加知识和技能机会”等12个题项，Cronbach's α系数分别为0.756、0.749。
(4)创新行为。采用Scott&Bruce[8]的量表，包括“我会寻找新技术、流程、技艺或想法解决工作中遇到的问题”等6个题项，Cronbach's α系数为0.764。
(5)控制变量。本研究控制变量包括性别、年龄、教育程度、职位层级、税后收入5个人口特征因素。
测量五因子模型包含创新奖励、创新自我效能感、内激励偏好、外激励偏好和创新行为，通过AMOS软件得出4个备选因子模型和五因子模型拟合指标对比情况，见表1。其中，四因子模型将内激励偏好、外激励偏好合并成一个因子。三因子模型基于四因子模型将创新奖励、创新自我效能感合并成一个因子，二因子模型将创新奖励、创新自我效能感、激励偏好合并成一个因子，单因子模型将所有变量合并成一个因子。从表1看出，五因子模型各项拟合指标均达到评估模型适配度指标标准，χ2/df小于3，RMSEA小于0.080，NFI、CFI、GFI、AGFI数值均大于0.800，且在各种备选模型中，五因子模型对实际数据拟合最为理想，因此五因子模型拟合效度更好，也表明各变量间符合区分效度要求，可继续进行模型分析。
本文虽然采取事前控制和程序控制两种方式降低同源共同方法偏差的影响，以减少回答者的一致性倾向，但由于采取员工自评方法进行测量，获取的是横截面数据，因此仍需要检测共同方法偏差问题。本文采用Harman单因素法进行检验，对创新奖励、创新自我效能感、激励偏好、创新行为的所有题项一起进行探索性因子分析，在特征值根大于1 且未作任何旋转情况下得到第一个主成分解释力为28.657%，未占到总变异解释量的一半，表明本研究共同方法偏差不会对研究结果造成破坏性影响。
如表2所示，运用Wilcoxon 符号秩检验得到内激励偏好显著高于外激励偏好(差均值=-6.929，Asymp.sig = 0.000)，且样本研发人员中内激励偏好者(208人)远远多于外激励偏好者(98人)和内外激励偏好相同者(49人)；而且，表3结果显示，从均值上看，内激励偏好略高于外激励偏好，表明总体上研发人员在工作中容易受到内在激励因素的影响。
描述性统计和相关性分析结果如表3所示，在李克特六点计分下，研发人员创新奖励(CRP)、创新自我效能感(CSE)、内激励偏好(IMP)、外激励偏好(EMP)、创新行为(IB)均值都处于较高水平；创新奖励、创新自我效能感、内激励偏好、外激励偏好与创新行为呈显著正相关关系(r=0.466，r=0.479，r=0.565，r=0.533，p<0.01)；创新奖励、内激励偏好、外激励偏好与创新自我效能感呈显著正相关关系(r=0.285，r=0.330，r=0.375，p<0.01)。
表1 验证性因子分析结果
模型χ2dfχ2/dfNFICFIGFIAGFIRMSEA五因子模型538.8983401.5850.8330.9300.8980.8790.041四因子模型611.7373451.7730.8100.9060.8820.8620.047三因子模型938.0643472.7030.7090.7920.8120.7800.069二因子模型1 065.0633493.0520.6690.7480.7930.7590.076单因子模型1 133.9573503.2400.6480.7240.7810.7460.080
表2 外激励偏好与内激励偏好配对的Wilcoxon 符号秩检验结果
项目秩频数均值秩秩和秩和统计量负秩208164.22634 159.000正秩98130.73512 812.000结49外激励偏好-内激励偏好总计355均值-6.929∗∗∗Asymp.sig( 2-tailed)0. 000
注：***P<0.001
表3 均值、标准差与相关系数结果
均值标准差CRPCSEIMPEMPIBCRP4.9960.6771CSE4.6130.7810.285∗∗1IMP4.9520.5890.545∗∗0.330∗∗1EMP4.7310.6350.428∗∗0.375∗∗0.570∗∗1IB4.8500.5950.466∗∗0.479∗∗0.565∗∗0.533∗∗1
注：**P<0.01
(1)主效应检验。根据研究模型，本文检验创新奖励对创新行为的影响，结果如表4所示。模型1是以创新行为为因变量，对控制变量(性别、年龄、教育程度、职位层级、税后收入)进行回归分析的结果，在此基础上，加入自变量创新奖励，形成模型2。回归结果显示，创新奖励对创新行为有显著正向影响(β=0.400，p<0.001)，假设H1得到验证。
(2)中介作用检验。本文采用逐步分析法，检验创新自我效能感在创新奖励与创新行为关系中的中介作用。模型4是以创新自我效能感为因变量，对控制变量进行回归分析的结果。在此基础上，加入自变量创新奖励，形成模型5。回归结果显示，创新奖励对创新自我效能感有显著正向影响(β=0.317，p<0.001)；在模型2的基础上，加入中介变量创新自我效能感，形成模型3。回归结果显示，创新奖励系数降低(β=0.312，p<0.001)，说明创新自我效能感在创新奖励与创新行为间起部分中介作用，假设H2得到验证。
表4 回归分析结果
变量创新行为模型1模型2模型3创新自我效能感模型4模型5模型6模型7模型8模型9性别-0.015-0.0220.003-0.088-0.093-0.077-0.078-0.065-0.045年龄0.0240.0460.054-0.047-0.029-0.034-0.048-0.056-0.063教育程度0.0790.0500.0480.0320.009-0.0090.0030.0060.007职位层级0.0130.013-0.0070.0700.0690.0730.0690.0690.072税后收入0.0820.0700.0400.1190.1090.1140.1160.0950.093创新奖励0.400∗∗∗0.312∗∗∗0.317∗∗∗0.163∗0.222∗∗0.171∗∗0.224∗∗∗创新自我效能感0.276∗∗∗内激励偏好0.327∗∗∗0.369∗∗∗外激励偏好0.366∗∗∗0.370∗∗∗创新奖励∗内激励偏好0.212∗∗创新奖励∗外激励偏好0.148∗R20.0400.2450.3610.0410.1160.1580.1780.1870.197调整后R20.0270.2320.3490.0270.1010.1410.1580.1700.178F2.932∗18.859∗∗∗28.065∗∗∗2.992∗7.603∗∗∗9.324∗∗∗9.334∗∗∗11.384∗∗∗10.604∗∗∗
注：*P<0.05, **P<0.01, ***P<0.001
为增强中介效应检验的统计效力，本文运用SPSS的process插件进行Bootstrap方法检验[27，31]，其检验力偏差校正效果更强。检验结果显示，95%置信区间为[0.054, 0.132]，不包括0，中介效应值为0.088，再次表明创新自我效能感在创新奖励与创新行为关系中发挥中介效应，结果如表5所示。
表5 创新自我效能感中介效应bootstrap检验结果
效应类别效应大小标准误95%置信区间下限上限直接效应0.3120.0400.2350.390间接效应0.0880.0200.0540.132
(3)调节作用检验。本文运用层次回归分析方法检验激励偏好的调节作用，在构建自变量和调节变量交互项前，先对自变量创新奖励、调节变量激励偏好进行中心化处理，以避免出现共线性问题。
第一，检验内激励偏好、外激励偏好对创新奖励与创新自我效能感关系的调节作用，回归分析结果如表4所示。在模型5的基础上加入内激励偏好、创新奖励与内激励偏好的交互项，形成模型7。回归结果显示，创新奖励与内激励偏好交互项系数显著(β=0.212，p<0.01)，说明内激励偏好对创新奖励与创新自我效能感关系具有正向调节作用，假设H3a得到验证。以调节变量内激励偏好均值加减一个标准差作为分组标准，分别对低内激励偏好和高内激励偏好情况下创新奖励与创新自我效能感关系进行描绘，调节效应见图2。在模型5的基础上加入外激励偏好、创新奖励与外激励偏好交互项，形成模型9。回归结果显示，创新奖励与外激励偏好交互项系数显著(β=0.148，p<0.05)，说明外激励偏好对创新奖励与创新自我效能感关系具有正向调节作用，假设H3b得到验证。以调节变量外激励偏好均值加减一个标准差作为分组标准，分别对低外激励偏好和高外激励偏好情况下创新奖励与创新自我效能感的关系进行描绘，调节效应见图3。
第二，检验激励偏好有调节的中介作用，检验结果如表6所示。本文采用Bootstrap法[27，31]检验有调节的中介作用。首先，检验结果显示，在低内激励偏好调节下的中介效应不显著，95%置信区间为[-0.006,0.052]，该区间包含0，即在低内激励偏好情况下，创新奖励通过创新自我效能感影响创新行为的作用不显著；而在中、高两种内激励偏好调节下的中介效应均显著，95%置信区间为[0.020,0.083]和[0.037,0.121]，均不包括0，间接效应值分别为0.048、0.075。这表明，随着内激励偏好的上升，创新自我效能感在创新奖励影响创新行为的中介效应中也呈上升趋势，假设H4a得到验证；其次，检验结果显示，在低、中、高3种外激励偏好调节下的中介效应均显著，95%置信区间为[0.006,0.055]、[0.021,0.082]、[0.029,0.118]，均不包括0，间接效应值分别为0.027、0.046、0.065，说明随着外激励偏好的上升，创新自我效能感在创新奖励影响创新行为的中介效应中也呈上升趋势，假设H4b得到验证。
表6 有调节的中介效应bootstrap检验结果
调节变量效应大小标准误95%置信区间下限上限调节变量效应大小标准误95%置信区间下限上限低内激励偏好0.0210.014-0.0060.052低外激励偏好0.0270.0130.0060.055中内激励偏好0.0480.0160.0200.083中外激励偏好0.0460.0160.0210.082高内激励偏好0.0750.0210.0370.121高外激励偏好0.0650.0220.0290.118
图2 内激励偏好对创新奖励与创新自我效能感关系的调节作用 图3 外激励偏好对创新奖励与创新自我效能感关系的调节作用
研究表明，创新奖励对研发人员创新行为有积极影响，创新自我效能感在创新奖励与创新行为间起部分中介作用，内激励偏好和外激励偏好均会强化创新奖励对创新自我效能感的积极作用；同时，创新自我效能感对创新奖励与创新行为的中介作用受到内激励偏好和外激励偏好的正向调节。其解释和理论贡献主要体现在以下几个方面：
(1)主效应和中介效应检验结论支持自我决定理论。即当研发人员普遍认为创新工作无趣时，研发人员所能体验到的内在激励有限，因此创新奖励鼓励和认可创新行为的信号起主导作用，并在一定程度上对研发创新内在激励不足发挥动机补偿作用。创新奖励不仅对创新行为有直接积极促进作用，而且还部分被创新自我效能感所解释，中介效应也说明创新自我效能感可增强创新奖励内在动机，从而对创新行为产生积极影响。这表明，创新奖励正面影响的放大，一定程度上取决于创新奖励能否提高研发人员创新自我效能感。对研究结论的进一步解释是：当前，我国制造业和信息业企业对研发人员工作设计或管理可能存在缺陷，致使研发人员难以感受到创新工作本身的兴趣和价值，因而更加凸显了创新奖励在促进研发人员创新行为中的重要性。
(2)本文理论贡献体现在基于特质激活理论和自我决定理论整合观点，提出并验证了激励偏好的调节作用和有调节的中介作用，揭示了在不同激励偏好下创新奖励是如何内化并影响创新行为的。样本研发人员内激励偏好强于外激励偏好的结论虽然支持实践推测，但根据特质激活理论的强情境观点，外在奖励压制了与内在奖励相关特质表达的个体差异，从而使得内激励偏好者表现出与外激励偏好者相同的特质行为。这一结论不仅揭示了研发人员激励偏好与激励因素选择不一致的原因，而且也表明在当前真实企业环境中的创新工作，相较于内激励偏好或外激励偏好较低研发人员，内激励偏好或外激励偏好较高研发人员对创新奖励的行为表达更加活跃，更能增强创新奖励对创新自我效能感的积极影响，从而使创新自我效能感在创新奖励影响创新行为的中介效应更显著，由此支持了特质激活理论与自我决定整合的观点。总之，虽然在实践中存在研发人员激励偏好与激励因素选择不一致，但较高内激励偏好或较高外激励偏好与创新奖励的交互可通过作用于创新自我效能感而促使创新奖励内化，从而激发创新行为。
(1)切实重视创新奖励的重要性。管理者必须认识到在当前企业真实经营环境中，研发工作缺乏内在激励，无论是内激励偏好还是外激励偏好研发人员都会看重创新奖励，从而使创新奖励在激发创新行为中起主导作用，所以不能因总体上研发人员以内激励偏好者为主，而忽视创新奖励的重要性；而且，由于研发人员内激励偏好、外激励偏好水平均较高，其创新自我效能感易受到创新奖励的激发。因此，只有真正落实研发人员创新奖励，才能提高创新积极性，且不可将研发人员重视奖金视作斤斤计较而不屑。
(2)构建基于创新绩效的创新奖励体系。根据研发人员工作岗位特点和企业战略，选取适宜的创新绩效指标，确保奖励是基于创新绩效而非日常绩效、完成任务或参与活动；可采用多种创新奖励形式，如晋升加薪、创新项目奖、专利奖、技术成果转化奖、新销售提成、颁发荣誉称号等，其中货币奖金要有足够的吸引力，颁发荣誉称号要有仪式感，从而提升研发人员的创新奖励感知，使创新奖励发挥更强的引导作用。
(3)设置合理的创新绩效指标值，提升研发人员创新自我效能感。研发创新具有较大的风险性和不确定性，创新绩效评价也更加困难，因此公平完善的创新绩效评价体系是创新奖励成功实施的前提条件。其中，创新绩效指标值设定尤为关键，设置的创新绩效指标值应有助于提升研发人员创新自我效能感，因为当研发人员相信自己有能力完成创新绩效目标时，才会积极应对创新过程中的挫折与失败，才能促进其采取更为主动的创新行为。反之，过高的创新绩效目标会导致研发人员失去自信，创新奖励将难以引发创新行为。
本研究仍然存在以下不足：①问卷所有题项均由员工自评回答，虽然在问卷设计和调查中采用了降低和避免共同方差偏差及社会赞许性的技术，但在后续研究中，创新行为评价应由其上级作出，以进一步提高可靠性；②采用截面数据进行分析，只是代表研究样本在某一时间段的状态和信息，后续研究应尽量采用纵向数据验证各变量间的关系；③创新奖励测量采用创新奖励感知这一主观变量，后续研究可采用创新奖励占总薪酬的比例即创新奖励强度这一客观变量；④未将创新工作兴趣纳入研究模型，后续研究可引入该变量，进一步探讨不同激励偏好下创新奖励、创新工作意义与创新行为的关系。
[1] MALIK M A R, BUTT A N.Rewards and creativity:past, present, and future[J].Applied Psychology, 2017,66(2):290-325.
[2] BYRON K, KHAZANCHI S.Rewards and creative performance:a meta-analytic test of theoretically derived hypotheses[J].Psychological Bulletin,2012,138(4):809-830.
[3] DECI E L, RYAN R M.Intrinsic motivation and self-determination in human behavior[M].New York:Plenum Press,1985.
[4] RYAN R M,DECI E L.Self-determination theory[M].New York:The Guilford Press,2017.
[5] GAGNÉ M, DECI E L.Self-determination theory and work motivation[J].Journal of Organizational Behavior,2005,26(4):331-362.
[6] TETT R P, GUTERMAN H A.Situation trait relevance, trait expression, and cross-situational consistency:testing a principle of trait activation[J].Journal of Research in Personality,2000,34(4):397-423.
[7] ANDERSON N,POTOCNIK K, ZHOU J.Innovation and creativity in organizations:a state-of-the-science review, prospective commentary, and guiding framework[J].Journal of Management,2014,40(5):1 297-1333.
[8] SCOTT S G, BRUCE R A.Determinants of innovative behavior:a path model of individual innovation in the workplace[J].Academy of Management Journal,1994,37(3):580-607.
[9] DECI E L, KOESTNER R, RYAN R M.A meta-analytic review of experiments examining the effects of extrinsic rewards on intrinsic motivation[J].Psychological Bulletin,1999,125(6):627-668.
[10] 赵燕梅, 张正堂, 刘宁,等.自我决定理论的新发展述评[J].管理学报,2016,13(7):1095-1104.
[11] VOLF N V, TARASOVA I B.The influence of reward on the performance of verbal creative tasks:behavioral and EEG effects[J].Human Physiology, 2013, 39(3):302-308.
[12] 王辉, 常阳.组织创新氛围、工作动机对员工创新行为的影响[J].管理科学, 2017,30(3):51-62.
[13] 涂乙冬, 陆欣欣.重赏之下必有勇夫?创新奖励与员工及团队创造力的机制研究[J].珞珈管理评论, 2017,13(1):62-76.
[14] 刘宁, 张正堂, 赵燕梅.组织创新奖酬对研发人员创新行为影响机制的实证研究[J].科研管理, 2019, 40(1):151-158.
[15] TIERNEY P, FARMER S M.Creative self-efficacy:its potential antecedents and relationship to creative performance[J].Academy of Management Journal,2002,45(6):1137-1148.
[16] 王楠, 张立艳, 王洋.创新自我效能感对创新行为的影响：多重中介效应分析[J].心理与行为研究,2016,14(6):811-816.
[17] 李珲, 丁刚.员工创新行为的心理因素：基于AMO理论的整合研究[J].中国人力资源开发,2015(7):39-45.
[18] 孙甫丽, 蒋春燕, 黄庆.创新奖励与员工创造力角色认同关系研究——结果公平感知的调节效应[J].科技进步与对策, 2018,35(13):78-85.
[19] 王艳平, 赵文丽.人格特质对员工创造力的影响研究[J].软科学,2018,32(3):93-96.
[20] 丁贺, 林新奇, 徐洋洋.基于优势的心理氛围对创新行为的影响机制研究[J].南开管理评论,2018,21(1):28-38.
[21] GONG Y, HUANG J C, FARH J L.Employee learning orientation, transformational leadership, and employee creativity:the mediating role of employee creative self-efficacy[J].Academy of Management Journal,2009,52(4):765-778.
[22] 李杰义, 来碧波.整体薪酬感知与创新自我效能感对员工创新行为的影响——基于长三角地区制造企业的实证研究[J].华东经济管理, 2018,32(12):63-70.
[23] AMABILE T M.Motivational synergy:toward new conceptualizations of intrinsic and extrinsic motivation in the workplace[J].Human Resource Management Review,1993,3(3):185-201.
[24] AMABILE T M, HILL K G, HENNESSEY B A, et al.The work preference inventory:assessing intrinsic and extrinsic motivational orientations[J].Journal of Personality and Social Psychology, 1994,66(5):950-967.
[25] TETT R P, BURNETT D D.A personality trait-based interactionist model of job performance[J].Journal of Applied Psychology, 2003, 88(3):500-517.
[26] ZHANG Y, LONG L R, ZHANG J W.Pay for performance and employee creativity:the importance of procedural justice and willingness to take risks[J].Management Decision, 2015, 53(7):1378-1397.
[27] 刘东, 张震, 汪默.单层与多层被调节的中介和被中介的调节:理论构建与模型检验.陈晓萍, 沈伟.组织与管理研究的实证方法(第三版)[M].北京:北京大学出版社,2018.
[28] GEORGE J M, ZHOU J.Understanding when bad moods foster creativity and good ones don't:the role of context and clarity of feelings[J].Journal of Applied Psychology,2002,87(4):687-697.
[29] BAER M, OLDHAM G R, CUMMINGS A.Rewarding creativity:when does it really matter？[J].The Leadership Quarterly,2003, 14(4):569-586.
[30] 蔡啓通, 高泉丰.动机取向、组织创新气候与员工创新行为之关系：Amabile动机综效模型之验证[J].管理学报,2004,21(5):571-592.
[31] 陈瑞, 郑毓煌, 刘文静.中介效应分析:原理、程序、Bootstrap方法及其应用[J].营销科学学报,2013,9(4):120-135.