政府人才补贴对企业员工创新行为的影响机制

畅晓瑞,杨俊青

(山西财经大学 工商管理学院,山西 太原 030006)

摘 要:高质量创新发展背景下,各地政府重视以提供人才补贴的方式吸引人才就业并期望其发挥创新引领作用。人才补贴能否激励企业员工创新行为在理论机制和实证结论上缺乏深入探讨,基于社会认同理论,通过对468名享受政府人才补贴在职员工的三阶段问卷调研,考察人才补贴对员工创新行为的影响机制。研究发现:政府人才补贴给员工带来社会认同激励效应,会增强其个人创新行为,员工自我效能感在这一过程中起显著完全中介作用;员工外在动机则具有显著负向调节作用,当员工外在动机高时,人才补贴对自我效能感及创新行为的正向影响变得不显著,其产生的创新效应不明显。研究结论揭示政府人才补贴激励员工创新行为的作用机制,以及员工外在动机的负向调节作用,为企业合理利用政府人才补贴激励员工创新提供理论和实证依据。

关键词:人才补贴;社会认同;自我效能感;员工创新行为;外在动机

The Influence Mechanism of Government Talent Subsidies on the Innovative Behavior of Enterprise Employees

Chang Xiaorui, Yang Junqing

(School of Business Administration, Shanxi University of Finance and Economics, Taiyuan 030006, China)

Abstract:Amid the drive for high-quality innovative development, Chinese local governments are prioritizing talent attraction as a means to boost regional innovation. However, attracting talent does not equate to fostering innovation. Whether talent subsidies can truly motivate employees to innovate remains underexplored, leading to gaps in understanding the theoretical and empirical links between the two. Existing research has primarily examined the impact of talent subsidies on innovation at the enterprise or regional level, yielding mixed results. Delving into the micro-mechanisms of how talent subsidies drive employee innovation can not only enrich macro-level research but also offer practical insights for governments and enterprises in leveraging talent subsidy policies effectively. Meanwhile, the literature on social identity in organizational contexts highlights the need to investigate how social policies and socialized identities influence employees' social identity and motivation. Talent subsidies typically involve monetary subsidies, yet its role in motivating innovation is debated. Beyond financial benefits, receiving a subsidy confers a "talent" status, creating a sense of in-group identity that can enhance employees' self-esteem and learning motivation, ultimately stimulating innovative behavior. Thus, this paper employs social identity theory to analyze how talent subsidies trigger social identity and incentivize innovation, addressing the deficiencies in prior studies.

The measurement data for model variables was collected through a structured questionnaire survey, and full-time employees who received government talent subsidies were recruited via the academic research platform "Credamo" in November 2023. The participants were from 30 provinces, cities, and autonomous regions across China, including major economic hubs such as Beijing, Shanghai, and Shandong. The respondents represent diverse industries, including manufacturing, electronic information, renewable energy, finance, and others. To mitigate common method bias, the questionnaire was administered in three distinct phases. A total of 468 valid responses were collected, yielding an overall response rate of 89.5%. Following the completion of variable measurements, a series of analyses were conducted, including tests for common method bias, confirmatory factor analysis, and assessments of main effects and mediating effects. The findings indicate that employees' receipt of government talent subsidies does not directly increase their innovative behavior. Instead, the subsidies enhance innovative behavior indirectly by significantly boosting employees' self-efficacy. External motivation plays a significant moderating role in this relationship. When employees' external motivation is high, the positive effects of talent subsidies on self-efficacy and innovative behavior diminish, and the capacity to motivate innovation is lost. Additionally, compared to the perceived value of talent subsidies, the implementation of human resource management (HRM) practices—such as the amount of talent subsidies provided—has a weaker incentive effect on employees' self-efficacy and innovative behavior.

In terms of theoretical contributions, firstly, this paper provides a micro-mechanical explanation of the impact of government talent subsidy policies on employees' innovative behavior; secondly, this paper uses talent subsidies as a social policy as a social identity antecedent, responding to the academic community's call to strengthen research on the social identity of groups outside the organization and its impact; thirdly, this paper verifies the negative moderating effect of external motivation, expanding the boundaries of social identity in motivating employee behavior; finally, it verifies the difference in the motivational effect and boundary between the amount of talent subsidies and employees' perception of them, contributing to the implementation of human resource management practices and the perception literature.

In practice, companies can help employees achieve "social recognition" and boost innovation by publicly recognizing their achievements, offering additional rewards, and providing knowledge and skills training. To mitigate the negative impact of external motivation, companies could tie subsidies to skill development tasks in performance evaluations. Employees not receiving subsidies may experience psychological disadvantages or feelings of unfairness due to social comparisons, and thus companies should address this by increasing salary, showing more care, and organizing team-building activities to motivate all employees to participate in innovation. Governments should optimize talent subsidy policies by expanding their scope, increasing intensity, and directing them strategically. This includes extending subsidies to more employees, providing group subsidies for research teams and enhancing overall innovation efficiency.

Key Words:Talent Subsidy; Social Identity; Self-efficacy; Employee Innovative Behavior; External Motivation

收稿日期:2024-11-27

修回日期:2025-03-31

基金项目:国家社会科学基金重点项目(24AGL029)

作者简介:畅晓瑞(1990—),男,山西运城人,山西财经大学工商管理学院博士研究生,研究方向为人力资源管理;杨俊青(1963—),男,山西运城人,博士,山西财经大学工商管理学院教授,研究方向为人力资源管理。本文通讯作者:杨俊青。

DOI:10.6049/kjjbydc.D22024111005

开放科学(资源服务)标识码(OSID):

中图分类号:F272.92

文献标识码:A

文章编号:1001-7348(2025)09-0130-11

0 引言

党的二十大报告提出,“深化人才发展体制机制改革,真心爱才、悉心育才、倾心引才、精心用才,求贤若渴,不拘一格,把各方面优秀人才集聚到党和人民事业中来”。在“倾心引才”方面,地方政府越来越重视通过提供人才补贴的方式吸引人才就业(牟俊霖等,2025),并期望引进的人才发挥创新引领作用(霍林等,2021))。人才补贴激励效应和机制引发学界广泛关注[1],相关文献主要围绕人才补贴对企业或地区宏观层面创新的影响进行研究,研究结论存在一定分歧。如有研究认为,人才补贴能改善地区人力资本规模和结构并提升企业创新绩效[2];但也有研究认为人才补贴没有显著提升企业和地区专利数量[3],甚至还有可能对企业与地区创新产生负向影响[4]。宏观研究产生分歧的原因可能在于忽视了人才补贴的关键特征,即人才补贴是直接发放给员工个人,而非发放给企业。员工创新行为作为企业创新的根基,其受到政府政策影响[5]。有学者通过探索政府创新政策对创客创新行为的影响机制,为政府创新政策激励企业创新提供了微观支撑[6]。人才补贴作为与人才引进相关的政策,其对员工创新行为的影响机制和作用边界有待探索,本文对其进行研究,可为宏观研究提供理论阐释[7],为企业有效利用人才补贴激励员工创新行为、实现高质量发展提供实践指导。

人才补贴的主要方式是提供货币报酬[8],但货币报酬能否激励员工创新备受争议[9],如有研究认为货币报酬可能对员工工作动机和行为产生挤出效应。有研究发现,获得临时工资会增加员工工作压力并削弱其工作积极性[10]。报酬视角研究多将员工报酬置于企业组织情境下,但人才补贴并非由企业提供的工作报酬,而是由政府提供的社会性报酬[8],向员工传递了对其学历、能力的认可,但同时也对员工提出企业代为申报、按时缴纳社保、保持在职状态等控制性要求[7]。此外,与企业提供的报酬不同,人才补贴的发放与员工完成工作任务的数量、质量没有直接关联[8]。因此,从人才补贴报酬视角论证其对员工创新行为的影响缺乏成熟的理论框架。另外,获得人才补贴意味着员工拥有了人才身份,根据社会认同理论,这种身份划分会引发员工对人才群体的社会认同,鼓舞其提升自尊心和学习动机,从而对创新行为产生激励效应[11]。因此,社会认同理论为探索人才补贴对员工创新行为的影响机制提供了理论框架。

组织情境下的社会认同研究认为,需对社会政策和社会化身份影响企业员工社会认同及其产生的激励效应进行探索[12-15]。此外,身份激活是社会认同产生激励效应的前提(Porck et al.,2018;Van Knippenberg,2000),研究社会认同产生激励效应的边界条件具有重要理论意义[16]。由此,本研究基于社会认同理论,对政府人才补贴激励员工创新行为的过程机制和边界条件进行分析,探索员工自我效能感的中介效应以及员工外在动机的调节作用。

1 理论分析与研究假设

1.1 人才补贴与员工社会认同

社会认同是指个人对自我概念中包含某个社会群体身份的认知,以及这一认知产生的价值和情感意义[17]。社会认同会激励个体产生与群体有关的积极行为,是形成人力资本的要素之一。社会认同来源于个体对群体身份的分类认知以及对该身份的内化认同[18],现有文献将组织情境下员工的社会认同主要分为组织身份认同和团队身份认同[19]。类似于团队身份对员工群体分类的影响,人才补贴同样会造成员工间的群体分类差异,获得人才补贴的员工由政府对其人才身份资格进行认定(徐刚,2023),因此其人才群体身份与企业无关,属于社会政策引发的群体身份。根据社会认同理论中的最小群体范式[18],人才补贴提供的人才身份标签会自动引发员工对这一群体身份的认知和分类,成为员工潜在自我概念的一部分。

员工对群体身份的内化认同需要该身份提供情感或收益支撑[19],获得人才补贴的人才群体分布在不同企业中,缺乏统一的组织结构和工作联系,群体内成员社会联系较少,因此员工对人才群体的社会认同与群体内情感支持联系不密切,而是来源于人才补贴提供的社会声望和报酬收益“给予感”[2,20],这种“给预感”会引导员工对自我概念中的人才群体身份产生社会认同。

1.2 人才补贴与员工创新行为

员工创新行为是指员工为解决工作中遇到的问题,产生新的解决办法和解决措施的过程,知识、能力和动机是员工产生创新行为的主要前提[21]。员工获得人才补贴意味着政府对其人才身份的认可和奖励,隐含着对其创新潜能的社会性认同(戈艳霞,2020)。根据社会认同理论,这种认同和报酬激励对员工创新会产生促进作用(Lin et al.,2022;Malik et al.,2015)。员工获得人才补贴代表政府对其学历和技能稀缺性的认可,这种认可能帮助员工理解自身所处社会环境,对其社会地位产生积极影响[22],员工自尊和自信心也会产生相对优势。这种积极心态会进一步鼓舞员工参与工作的动机[19],有利于其掌握更多工作知识和技能,促进其创新行为的开展。

社会认同理论指出,员工对人才补贴的人才身份产生社会认同后,人才群体的行为规范和价值观就成为指导员工行为的“原型”[19]。人才群体原型具备丰富的知识和技能,其创新意识和能力较强(谢科范等,2015)。人才群体原型作为一种集体认知参照框架,会对员工的工作目标和行为提出符合集体规范的要求[23],督促其增加自身创新投入和知识摄取,提升认知能力和工作技能。可见,人才补贴反映的人才身份与员工在企业内的工作身份相得益彰,协同促进员工在工作中的创新行为。

人才补贴的主要对象之一是新引进人才[7]。新入职员工对工作任务不太熟悉,与同事和领导人际关系有待建立,其面临较高的地位和关系不确定性[24],面对工作中的创新要求可能缺乏自信心和主动性。人才补贴反映的人才身份恰好为其提供了自尊和社会地位感,能帮助新入职员工减少新人身份带来的不利影响[20],通过认同人才补贴反映的人才身份,新入职员工会增强工作自主性,进而对其创新行为产生激励作用。据此,本研究提出如下假设:

H1:人才补贴正向影响员工创新行为。

1.3 自我效能感的中介作用

自我效能感是指员工对解决问题能力的自我评估(Bandura,1977),高自我效能感意味着员工相信自己掌握了工作中所需知识和技能,能有效完成工作任务。自我效能感的产生主要来源于工作经验,当工作经验不足时,自我效能感会受社会评价信息的影响[25],如受教育程度代表的社会经济地位等(Geca,1989)。高等级受教育水平是获得人才补贴的重要标准,当员工获得人才补贴后,会引发其对人才群体的社会认同,将自身视为人才群体的一员并产生社会经济地位心理优势,从而提高自我效能感[26]。另外,自我效能感与员工过去的成功经验有关,对于享受人才补贴的企业员工而言,即使其缺乏组织内部成功经验,获得人才补贴也是其赢得社会竞争的证明,这种成功经验会对其自我效能感带来积极影响。

根据社会认同理论,人才补贴产生的人才身份不仅会提高员工社会地位和自尊,还会引发其对人才群体规范的学习行为[27]。人才群体原型为员工提供了学习榜样,引导其采取与人才群体价值观和规范相一致的行为[18],主动获取工作知识和技能。由于人才群体原型的工作能力和创新表现广受赞誉,向其学习会提高员工对自我成功的预期,从而提高其自我效能感(Bandura,1977)。此外,人才补贴稳定发放的性质会减少员工收入的不确定性,尤其是对于尚在工作探索期的企业员工而言,不确定性的减少会提高他们的工作安全感和情感状态,增加其对人才身份的社会认同,有利于其提升自我效能感[25],收入稳定和持续性是构成员工创新行为的必要条件(Phillips等,2022)。据此,本研究提出如下假设:

H2:人才补贴会提高员工自我效能感。

员工创新行为的产生离不开其对工作问题的识别、信息搜索、新想法产生和实施等创造性过程[28],需要员工具备灵活的认知能力。自我效能感高的员工具有较强的学习动机(Bandura et al.,2003),面对复杂问题时更有耐心对问题进行分解和信息搜寻,通过对相关信息进行整合和加工,可以更好地掌握创新所需要知识和技能。创新知识和动机是创新行为的重要前因(Amabile,1983),自我效能感高的员工更倾向于设置高工作目标,更容易将人才身份视为自我概念中有价值的显著身份,并因此产生积极的创新印象管理动机,其在追求人才身份过程中会完成创新知识积累;与此同时,在创新行为实施阶段需要员工具有足够韧性,自我效能感会激励员工面对困难时坚持进取[29]。对于创新行为实施的复杂性和风险性,自我效能感高的员工更有勇气坚持既定目标,保持高水平创新能力。据此,本研究提出如下假设:

H3:自我效能感在人才补贴与员工创新行为之间发挥中介作用。

1.4 外在动机的调节作用

社会认同理论认为,组织内部管理者是影响企业员工社会认同的主要因素,管理者通过制定工作愿景和管理实践来塑造员工的集体工作记忆,影响员工对组织与团队的社会认同(Bednar et al.,2020)。然而,人才补贴产生的人才身份,其工作愿景与企业无关,员工对人才身份的社会认同不受企业内部其他成员的影响,员工主观认知倾向是影响其社会认同的关键因素[27]。当员工看重人才身份的价值观与愿景目标时,其思想、情感和行动才会向人才身份靠拢,此时人才补贴的激励效应也会更显著[20]。人才补贴是人才身份与收益的统一体。研究发现,当员工对货币收益过于看重时(即具有高外在动机),可能会降低其对工作目标的关注和坚持[30]。外在动机是指个人参与活动的目的是为得到可分离的结果[31],尤其是货币收益等结果[32]。具有高外在动机的员工可能会将注意力集中在人才补贴收益方面,减少对人才身份目标、规范和价值观的关注,从而不利于其自我效能感的提升。

社会认同理论认为,员工社会认同包括情境认同和深度认同。其中,情境认同来源于社会群体的外显特征,深度认同则需要个人调用认知资源对群体规范加以学习[33]。报酬收益是人才补贴的外显特征,具有高外在动机的员工更偏好于人才补贴的收益特征,因此其容易对人才补贴的人才身份产生情境认同。员工对人才身份的深度建构与自身特质有关[16]。当员工外在动机高时,其对报酬收益的重视导致其从认知上会模糊人才补贴报酬与其它类型报酬的内涵差异[34],无法将人才补贴报酬视为与众不同的人才身份奖励,会导致其学习人才群体规范的动机不足(Malik et al.,2015),难以产生对人才身份的深度认同。创新行为的养成需要员工关注内部目标而非外部目标[35],具有高外在动机的员工对人才身份缺乏深度认同,会忽视对所需知识和技能的学习,无法有效提升自我效能感和创新行为。据此,本研究提出如下假设:

H4:外在动机显著负向调节人才补贴对员工自我效能感的影响。

员工将人才补贴产生的人才身份扎根于自我概念需要外界给予积极反馈[20]。当员工外在动机高时,物质利益的自我验证动机会超过自我展示和自我提升动机[16],其会减少对人才身份的情感依赖和原型追求[20]。人才身份原型需要复杂的知识和技能作为支撑,这种较高的身份要求容易引发员工对自身能力的质疑[16]。外在动机高的员工获取人才补贴更可能出于工具性目的而非归属感需求,这种工具性认知会引发其对自身人才身份的非显著性评价[12]。为保持自我概念和他人评价的一致性,外在动机高的员工更倾向于放弃对人才身份的印象管理,减少对工作中创新知识和技能的持续内在投入(Phillips et al.,2022),采用“躺平”方式来表明自身并不真正认同人才补贴代表的人才身份,也希望他人忽视自己的人才身份,从而实现理想自我与现实自我的统一。据此,本研究提出如下假设:

H5:外在动机显著负向调节人才补贴通过自我效能感对员工创新行为的影响。

综上,本文构建理论模型,如图1所示。

图1 理论模型
Fig.1 Theoretical model

2 研究方法

2.1 样本选取

本研究采用问卷调研收集数据,2023年11月通过“Credamo见数”学术调研平台向获得政府人才补贴的员工发放问卷,样本包括北京、上海、山东等30个省份,涉及制造业、电子信息产业、新能源产业、金融业等行业。在问卷调研开始前向被试者说明调研目的,并采用匿名方式收集问卷。为提高问卷收集效度,提高被试者作答质量,在调研平台中强调参与调研的被试者需要认真填写问卷,并设置注意力甄别题项和反向问题。

为减小共同方法偏差问题,采用3时点方式收集调研问卷。其中,在时点1收集参与调研人员的性别、年龄、学历、岗位、工作年限等信息,以及其对人才补贴的感知和工作复杂性特征,共获得600份有效问卷;两周后在时点2向时点1完成作答的600名员工发放追踪问卷,测量员工的自我效能感和外在动机,获得有效问卷523份(问卷回收率为87.2%);再经过两周后在时点3向时点2完成作答的523名员工发放追踪问卷,测量员工创新行为,最终共获得468名员工的三阶段有效调研问卷(问卷有效回收率为89.5%)。被试者样本人口统计信息如表1所示,从中可知,本研究获得的调研结果在性别、工作年限、岗位方面具有广泛代表性,并且被试者学历普遍较高,与人才补贴对象特征一致,调研结果符合本文研究主题和目的。

表1 样本人口统计信息
Table 1 Demographic information of the sample

类别特征 样本量占比(%)类别特征 样本量占比(%)年龄21~30岁22648.3性别 男性18840.331~40岁20844.5女性28059.741~50岁224.7工作年限小于1年388.151~60岁102.11~3年12426.561岁以上20.44~5年12626.9学历高中及以下71.4大于5年18038.5专科132.8岗位类型研发类岗位22748.5本科32669.7管理类岗位17637.6硕士11725.0一线类岗位6513.9博士51.1

2.2 变量测量

为保证测量效度,问卷主要采用权威文献多次应用的成熟量表,英文量表采用翻译—回译程序并参照国内权威期刊论文进行校准,所有量表均采用李克特7点法进行测量,评分从1(完全不符合)到7(完全符合)。

(1)人才补贴:由于缺乏测量人才补贴的成熟问卷,基于刘凌瑜和柳志(2022)开发的政策经济价值感知问卷,对其进行改编再对变量进行测量[36],共包含3个题项:“政府人才补贴是一种重要收入”“政府人才补贴能有效增加个人收入”“政府人才补贴能有效降低生活成本”。

(2)外在动机:采用Tremblay等[37]开发的3题项量表进行测量,对员工工作动机进行提问,由员工选择题项符合程度,典型题项如“因为工作能让我赚钱”。

(3)自我效能感:采用Schwarzer等[38]开发的10题项量表进行测量,典型题项如“如果我付出必要努力,我一定能解决大多数难题”。

(4)创新行为:采用Scott &Bruce[39]开发的6题项量表进行测量,该量表得到国内学者广泛应用(王甜等,2019),典型题项如“我是个会创新的人”。

(5)控制变量:本研究控制被试者性别、年龄、学历、工作年限、岗位类型等常见人口统计变量。由于工作复杂性会对员工自我效能感产生激励作用(李爱梅等,2015),因此对工作复杂性变量进行控制。采用Morgeson &Humphrey[40]开发的6题项量表进行测量,典型题项如“我的工作需要我同时处理多项任务或活动”。

3 实证结果分析

3.1 变量信效度与验证性因子分析

首先,对变量信效度进行检验,结果均优于推荐值(Cronbach′s α>0.7,因子载荷>0.5,CR值>0.7,AVE值>0.5)(见表2)。使用Mplus 8.3对模型变量进行验证性因子分析,除假设的五因子模型外,根据变量概念特征,设置4个竞争性模型进行拟合优度比较,结果显示五因子模型拟合度超过推荐值,χ2=739.277,df=289,χ2/df=2.558,CFI=0.928,TLI=0.920,SRMR=0.047,RMSEA=0.058,且拟合效果明显优于其它竞争模型,可见假设模型具有较高区分效度(见表3)。

表2 变量测量信效度检验结果
Table 2 Results of the reliability and validity of variable measurement

变量因子载荷Cronbach′s αCRAVEAVE平方根VIF值人才补贴 0.853~0.8780.8330.9000.7500.866 1.127外在动机 0.840~0.9120.8570.9150.7820.885 1.026自我效能感0.713~0.7810.9120.9260.5570.747 1.116创新行为 0.643~0.8010.8170.8690.5250.725 —工作复杂性0.878~0.9080.9120.9390.7920.890 1.026

注: N=468,下同

表3 验证性因子分析结果
Table 3 Confirmatory factor analysis results

模型χ2dfχ2/dfCFITLISRMRRMSEA五因子模型739.2772892.5580.9280.9200.0470.058四因子模型1 231.7652934.204 0.8510.8350.0690.083三因子模型2 504.0532968.460 0.6490.6150.1150.126二因子模型3 186.05629810.691 0.5410.5000.1280.144单因子模型3 353.70329911.216 0.5150.4730.1300.148

注:单因子模型将所有变量合并;二因子模型将除创新行为外的其它变量合并;三因子模型将人才补贴、自我效能感、工作复杂性合并,四因子模型将人才补贴和自我效能感合并

3.2 共同方法偏差检验

本研究问卷通过在线调研平台发放填写,为减少共同方法偏差问题,在调研前对被试者资格进行筛选,开展在线注意力测试,并采取间隔两周的3次问卷收集方法对共同方法偏差进行控制。为提高研究的严谨性,采用Harmer单因子检验法进行检验,结果发现未旋转方差方法提取的首个主成分对总变异的解释率为30.303%,未超过40%的限值且未超过总方差解释量的一半,说明共同方法偏差问题不严重。此外,对变量共线性进行分析,结果发现各变量VIF(方差膨胀因子)平均值为1.074,最大值为1.127(见表2),均远小于10的限值,表明变量间共线性问题不严重,可进行下一步分析。

3.3 描述性统计结果

各变量相关系数和描述性统计结果见表4。由结果可知,人才补贴与自我效能感、创新行为均显著正相关,自我效能感与创新行为显著正相关。变量间相关关系符合预期假设,为后续假设检验提供了初步支持。

表4 描述性统计和相关性分析结果
Table 4 Descriptive statistics and correlation analysis results

变量MSD123456789101.性别0.6000.49112.年龄1.6200.714-0.00313.学历3.2100.5790.069-0.00514.工作年限2.9600.9870.0130.633∗∗0.06515.岗位类型2.2400.6780.0490.0850.149∗∗0.07616.人才补贴5.7340.9720.0620.107∗0.0220.130∗∗0.07617.外在动机5.5331.2750.139∗∗-0.136∗∗0.121∗∗-0.094∗-0.083-0.117∗18.自我效能感5.9680.714-0.0230.192∗∗0.0240.321∗∗0.0690.316∗∗-0.05419.创新行为6.0720.643-0.0030.164∗∗0.0250.256∗∗0.0610.279∗∗-0.0420.738∗∗110.工作复杂性5.4191.186-0.099∗-0.0580.023-0.140∗∗0.249∗∗0.098∗-0.118∗0.093∗0.129∗∗1

注:*表示p<0.05,**表示p<0.01,双尾检验,下同

3.4 假设检验

(1)主效应与中介效应检验。变量层次回归结果见表5,纳入控制变量后,人才补贴对员工自我效能感(M2,β=0.116,p<0.01)和创新行为(M6,β=0.087,p<0.05)均呈显著正向影响,假设H1和H2得到验证。根据Baron &kenny(1986)提出的中介效应检验方法,对自我效能感的中介效应进行初步检验,控制其它变量后,员工自我效能感对其创新行为的影响显著为正(M7,β=0.621,p<0.01),而此时人才补贴对员工创新行为的直接影响则变得不显著(M7,β=0.015,p>0.05),可见自我效能感在人才补贴与创新行为之间起到完全正向中介作用。

表5 直接效应、中介效应、调节效应层次回归结果
Table 5 Hierarchical regression results for direct effect, mediation effect, and moderation effect

变量 自我效能感M1M2M3M4创新行为M5M6M7M8M9性别-0.006-0.015-0.019-0.0200.0180.0120.0210.0190.018年龄0.0070.0010.0050.0040.0270.0220.0220.0230.023学历0.0240.0220.0170.0150.0280.0270.0130.0110.01工作年限0.189∗∗0.187∗∗0.188∗∗0.180∗∗0.124∗0.122∗0.0060.0070.004岗位类型0.001-0.0020.0010.006-0.012-0.015-0.014-0.013-0.01工作复杂性0.100∗0.089∗0.092∗0.0760.135∗∗0.126∗∗0.071∗0.073∗0.065人才补贴0.116∗∗0.119∗∗0.158∗∗0.087∗0.0150.0170.039自我效能感0.621∗∗0.620∗∗0.609∗∗外在动机0.0360.108∗0.0170.057人才补贴×外在动机-0.135∗∗-0.075R20.3860.3970.3990.4110.330∗∗0.337∗0.569∗∗0.5690.573△R20.386∗∗0.012∗∗0.0010.012∗∗0.330∗∗0.0070.232∗∗00.004F41.276∗∗37.849∗∗33.74∗∗31.843∗∗32.405∗∗29.145∗∗67.212∗∗60.423∗∗55.61∗∗

为提高研究结论稳健性,进一步采用Process程序中的Bootstrap方法重复抽样10 000次(Edwards et al.,2007),对自我效能感完全中介效应的可靠性进行检验,结果见表6。在纳入自我效能感的中介作用后,人才补贴对创新行为的直接正向影响不再显著(β=0.044,95% CI=[-0.021,0.110],置信区间包含0),自我效能感在人才补贴与创新行为之间的完全中介作用仍显著为正(β=0.190,95% CI=[0.114,0.281],置信区间不包含0),假设H3得到验证。

表6 中介效应可靠性检验结果
Table 6 Results of reliability tests for mediation effect

中介路径效应效应值标准误95%置信区间下限上限人才补贴→自我效能感→创新行为总效应 0.2340.0440.1480.321直接效应0.0440.033-0.0210.110中介效应0.1900.0430.1140.281

(2)直接调节效应检验。由表5可知,人才补贴和外在动机的交互项显著负向影响员工自我效能感(M4,β=-0.135,p<0.01),外在动机的直接负向调节效应初步成立。采用Process程序中的Bootstrap方法重复抽样10 000次,检验直接调节效应的可靠性,通过绘制调节效应简单斜率图可知(见图2),当外在动机高于均值1个标准差时,人才补贴对自我效能感的正向影响变为不显著(β=-0.015,95% CI=[-0.130,0.100],置信区间包含0)。

图2 直接调节效应简单斜率图
Fig.2 Simple slope plot of direct moderating effect

为更清晰地观察外在动机的负向直接调节效应,绘制带95%置信区间界限的调节效应Johnson-Neyman图(见图3),图中实线表示人才补贴影响员工自我效能感的效应值,实线上下的虚线分别代表效应值95%置信区间的上下界限。当实线处于Y轴0刻度以上时,表明人才补贴对员工自我效能感的影响是正向的。由图3可以看出,随着X轴(外在动机)的不断增强,实线代表的效应值不断减小,因此外在动机显著负向调节人才补贴对员工自我效能感的影响。当外在动机大于均值0.450个标准差时(临界线右侧),实线效应值95%置信区间的下界限由正转负,而上界限依然保持为正,效应值95%置信区间(上下界限之间)开始包含0,说明人才补贴对员工自我效能感的直接影响不再显著。综上所述,假设H4得到支持。

图3 直接调节效应Johnson-Neyman图
Fig.3 Johnson-Neyman plot of direct moderating effect

(3)间接调节效应检验。采用Process程序中的Bootstrap方法重复抽样10 000次,对外在动机的间接调节效应及其可靠性进行检验,结果见表7。当员工外在动机低时(M-1SD),人才补贴通过员工自我效能感影响其创新行为的间接效应值显著更高(β=0.205,95% CI=[0.075,0.337],置信区间不包含0);而当员工外在动机高时(M+1SD),人才补贴通过员工自我效能感影响其创新行为的间接效应值不再显著(β=-0.009,95% CI=[-0.114,0.107],置信区间包含0),间接效应差值显著为负(β=-0.214,95% CI=[-0.413,-0.026],置信区间不包含0),可见外在动机显著负向调节人才补贴通过员工自我效能感对其创新行为产生的间接影响,假设H5得到支持。

表7 间接调节效应检验结果
Table 7 Results of the indirect moderating effect test

中介路径外在动机间接效应值标准误95%置信区间人才补贴→自我效能感→创新行为M-1SD0.2050.075[0.075,0.337]M+1SD-0.0090.056[-0.114,0.107]差值(Δ)-0.2140.099[-0.413,-0.026]

3.5 进一步分析

(1)新入职员工可能更容易受到人才补贴的激励,本文对此进行验证。将员工工作年限作为调节变量、将自我效能感作为因变量的层次回归结果显示,人才补贴与工作年限的交互项系数显著为负(β=-0.436,p<0.01),即被试者工作年限越短其自我效能感越高。然而,采用Bootstrap方法重复抽样10 000次检验工作年限直接效应和间接调节效应可靠性时,结果显示工作年限的直接调节效应(β=-0.143,95% CI=[-0.264,0.004],置信区间包含0)和间接调节效应(β=-0.102,95% CI=[-0.187,0.002],置信区间包含0)均不显著(篇幅所限,不再一一列示)。可见,新入职员工更容易被人才补贴引发的社会认同所激励并提升自我效能感,但员工工作年限负向调节效应可靠性不足。

(2)根据战略人力资源管理理论[34],与管理实践相比,员工感知通常对其行为具有更加显著的影响[41],该理论是否也适用于人才补贴这一企业外部管理实践有待探索。进一步地,考察人才补贴金额对员工创新行为的影响,并与前文结论进行对比[34]。本研究进一步收集员工享受的人才补贴金额区间,“1”~“5”代表不同区间(M=2.330,SE=1.155,1<1 000,1 000≤2<2 000, 2 000≤3<3 000, 3 000≤4<4 000,5>4 000,单位:元/月),对理论假设再次进行检验。

层次回归结果见表8,人才补贴金额对员工自我效能感具有显著正向影响(M2,β=0.098,p<0.01),假设H2得到验证,但其对创新行为的直接影响不显著(M6,β=0.063,p>0.05),假设H1未得到支持。与前文表5中的层次回归结果进行对比可知,人才补贴金额对员工自我效能感的直接影响较小(0.098<0.116),对员工创新行为的直接影响则变得不显著。重复抽样10 000次的Bootstrap检验结果显示,自我效能感的中介效应依然显著(β=0.033,95% CI=[0.010,0.059],置信区间不包含0),假设H3得到支持,但此时中介效应值(0.033)比前文表6中的中介效应值(0.190)小,再次证明员工感知的人才补贴对其创新行为具有更强的间接激励效果。

表8 人才补贴金额的层次回归结果
Table 8 Hierarchical regression results for the amount of talent subsidy

变量 自我效能感M1M2M3M4创新行为M5M6M7M8M9 性别-0.006-0.008-0.012-0.0120.0180.0170.0220.0200.021 年龄0.0240.0200.0160.0160.0280.0260.0130.0110.013 学历0.0070.0130.0170.0180.0270.0310.0220.0240.026 工作年限0.189∗∗0.171∗∗0.172∗∗0.175∗∗0.124∗0.112∗0.0060.0060.014 岗位类型0.0010.0090.0120.010-0.012-0.007-0.013-0.012-0.015 工作复杂性0.100∗0.083∗0.086∗0.087∗0.135∗∗0.124∗∗0.072∗0.074∗0.076∗ 人才补贴金额0.098∗∗0.101∗∗0.098∗0.0630.0020.0030.039 自我效能感0.623∗∗0.622∗∗0.618∗∗ 外在动机0.034-0.0530.016-0.155∗ 人才补贴金额×外在动机0.0960.186∗ R20.3860.3950.3960.3970.3300.3340.5690.5690.575 △R20.386∗∗0.009∗∗0.0010.0010.330∗∗0.0040.235∗∗0.0000.006∗ F41.276∗∗37.441∗∗33.360∗∗30.145∗∗32.405∗∗28.770∗∗67.158∗∗60.366∗∗56.022∗∗

员工外在动机与人才补贴金额并没有产生显著直接交互调节效应(M4,β=0.096,p>0.05)(见表8),外在动机的间接调节效应也不显著(β=-0.038,95% CI=[-0.023,0.090],置信区间包含0),假设H4、H5未得到支持。这可能是因为,一定的人才补贴金额带来绝对的人才身份显著性,其激励效应没有被外在动机负向调节。

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本研究基于社会认同理论,从社会认同激励视角探讨政府人才补贴对企业员工创新行为的影响机制与边界条件,得出如下研究结论:

(1)人才补贴通过提升员工自我效能感间接促进其创新行为。依据社会认同理论中的最小群体范式,将人才补贴产生的人才身份作为员工社会认同的群体身份,将自我效能感作为人才补贴的近端结果,发现人才补贴能显著提升员工自我效能感,进而对其创新行为产生积极的间接影响。自我效能感在人才补贴与员工创新行为间起显著完全中介作用,表明自我效能感是人才补贴通过引发社会认同激励员工创新行为的重要过程机制。

(2)员工外在动机对人才补贴影响自我效能感的直接作用以及创新行为的间接作用均起显著负向调节作用。人才补贴引发的社会认同包括情境认同和深度认同两个阶段。当员工外在动机高时,其过于看重报酬收益而仅对人才补贴反映的人才身份产生工具性情境认同,缺乏对人才身份的深度认同,无法有效激活人才身份在自我概念中的显著性,导致其自我效能感和创新行为未得到显著提升。

(3)与战略人力资源管理理论观点一致,员工对人才补贴的感知与人才补贴金额在激励其创新行为效力方面存在差异。与人才补贴金额的激励效果相比,人才补贴感知对员工自我效能感和创新行为具有显著激励效应。与此同时,人才补贴金额的激励效应虽然较弱,但其激励作用没有受员工外在动机的负向调节。这表明,一定的人才补贴金额体现了社会对员工人才身份的显著评价,这种积极的社会性评价信息没有被员工外在动机负向干扰。

4.2 理论贡献

(1)不同于传统报酬视角研究关注报酬资源属性或信息属性对员工动机和行为的影响[42],本研究将社会认同理论和自我效能感纳入人才补贴激励员工创新行为的过程,通过理论推导和实证分析,为政府人才补贴影响企业员工创新行为提供了解释机制。人才补贴对企业员工是一种组织外部报酬,其能否对员工创新行为产生激励效应缺乏理论和实证探索。本文基于社会认同理论,构建人才补贴通过提升员工自我效能感进而激励其创新行为的路径,弥补了现有研究的不足。

(2)回应了相关学者对组织外部群体社会认同及其影响开展研究的呼吁,扩展了组织情境下员工社会认同前因研究。企业员工在组织中的社会认同对象主要涉及团队、组织和职业[11],影响员工社会认同的前因主要包括工作特征、领导或组织实践等。当前,对企业员工在组织之外群体身份的社会认同研究较少,尤其是对政策如何引发员工社会认同并影响其创新行为的探讨更少[13, 15]。本研究将人才补贴产生的人才身份作为员工社会认同的组织外群体身份,将人才补贴这一政策作为员工社会认同的前因,通过论证人才补贴对员工创新行为的影响机制,弥补了组织情境下员工社会认同研究的不足。

(3)通过验证外在动机的调节作用,拓展了社会认同效应激励员工创新行为的边界。组织氛围、领导行为等通常被认为是影响社会认同激励效应的调节因素,本研究进一步验证了员工外在动机的调节作用,丰富了社会认同激励效应研究。薪酬激励研究认为员工外在动机会对其内在动机产生挤出作用,但两者也可能产生协同激励效应[43]。本研究从社会认同视角对员工外在动机的影响进行验证,认为社会认同的激励效应与员工对群体规范的内在学习有关[27],而员工外在动机会对这一内在学习动机产生挤出作用,这一研究结论为员工动机研究提供了参考。

(4)通过验证人才补贴金额和人才补贴感知对员工创新行为的激励效应差异,拓展了战略人力资源管理理论。现有文献主要关注薪酬等企业内部管理实践[41,44],鲜有研究考察企业外部管理实践对员工创新行为的影响。本文发现,相较于人才补贴感知,人才补贴金额对员工自我效能感和创新行为的激励效应更弱,拓展了战略人力资源管理理论。然而,一定程度的人才补贴金额传递了更积极的社会评价信息,员工创新行为激励效果没有受到员工外在动机的负向调节,表明当管理恰当时,其激励能力不会被员工外在动机所抑制。

4.3 实践意义

(1)企业应重视人才补贴给员工创新行为带来的社会认同激励效应。人才补贴为员工提供人才身份,引导他们产生对人才群体的社会认同并激励其创新行为,但这一激励过程需要员工学习相关知识、规范和技能,提升自我效能感和创新行为。企业在此过程中应注重引导,如对享受人才补贴的员工进行公开表彰,甚至提供额外奖励,帮助提升对人才身份的社会认同。同时,加强对人才补贴员工的知识和技能培训,满足他们学习人才群体规范的需求,更有效地促进其创新行为的开展。

(2)企业应削弱员工外在动机对人才补贴激励效果的抑制作用。员工外在动机高时会过于追逐报酬利益,削弱其对人才身份的深度社会认同。企业应从招聘和考核两方面降低员工外在动机的不利影响:①招聘时询问应聘员工对人才补贴和人才身份的看法,如果员工只表现出对人才补贴报酬收益的重视,缺乏对自身成才计划的关注,可能预示着员工具有高外在动机,需谨慎录用;②在考核方面,应为享受人才补贴的员工制定人才培养计划,要求他们完成技能提升任务后才能获得绩效奖金,即使员工外在动机较高,这种将报酬与任务关联的措施也能有效提升其创新表现。

(3)关注未获得人才补贴员工的心理状态和创新表现,在必要时制定干预措施。企业创新需要所有员工参与[45],未获得人才补贴的员工可能会产生不公平感,企业应通过合理增加报酬和关怀等方式,激励他们积极开展创新活动。为避免内群体维护行为引发的身份隔阂,企业应组织团建活动,鼓舞全体员工为组织目标而积极创新。政府可考虑适当加大人才补贴力度,最大程度地激励员工创新;面对制约地区转型发展的重大瓶颈问题,可考虑为相关科研攻关团队提供团体人才补贴,提升整个团队的创新效能,激励其发挥创新引领作用。

4.4 局限与展望

本文存在如下不足:第一,本研究数据尽管采用三阶段数据收集方式,但无法完全避免同源偏差和反向因果关系问题,未来可通过领导—员工匹配问卷调研方法对员工创新行为进行测量,并采用经验取样法(ESM)进行数据收集,提高变量测量与因果关系分析结论的可靠性。第二,基于社会认同理论视角,论证人才补贴通过引发员工对人才群体的社会认同,进而对创新行为产生激励作用,但没有收集员工对其人才身份的社会认同程度,未能排除员工自我效能感由人才补贴报酬直接引发的可能性,未来应开发人才身份的社会认同量表,进一步考察人才补贴产生的社会认同激励效应。

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(责任编辑:王敬敏)