The Mechanism for Boosting Innovation Vitality among Talents from the Perspective of Individual-Context-Culture Interaction: A Mediated Moderation Model

Li Yan1,2,Chen Lijun3,4

(1.School of International and Public Affairs, Shanghai Jiao Tong University,Shanghai 200030, China;2.Shanghai Institute for Science of Science, Shanghai 200030, China;3.School of Public Affairs, Zhejiang University, Hangzhou 310058, China;4.Zhejiang Institute of Talent Development, Hangzhou 310058, China)

Abstract：China maintains the world′s largest cohort of scientific and technological talent, yet its persistent reliance on foreign technology in critical domains underscores a paradox between “talent quantity” and “innovation quality,” fundamentally rooted in insufficient innovation vitality that obstructs the upgrading of innovation capabilities. Existing literature exhibits three limitations: first, it insufficiently reveals the transmission mechanism between the macro cultural environment and the meso organizational context; second, it lacks systematic attention to the interactive influence of individual characteristics and environmental factors; third, the moderating effect of negative contextual factors such as hindrance work stress requires further investigation. To address these limitations, this study, based on Social Cognitive Theory and Conservation of Resources Theory, constructs an integrated moderated mediation model. The study examines the mechanisms through which social innovation culture and organizational innovation climate influence talent innovation vitality from a dynamic “macro-cultural, meso-organizational, micro-individual” interactive perspective. It further delineates boundary conditions under which negative contextual factors, such as hindrance work stress, constrain innovation vitality.

The measurement items were developed through a review of relevant literature and refined with reference to established scales, further adapted to the specific context of this study and insights from interview-based research. The Cronbach's alpha coefficients for all dimensions ranged between 0.89 and 0.95. The data collection process was conducted in three phases: a pilot survey, questionnaire refinement, and the formal survey. During the pilot phase, 56 participants were invited to test the initial questionnaire. In the formal survey, 735 questionnaires were distributed, and after excluding those with incomplete information or clearly irregular responses, 581 valid questionnaires were retained, resulting in an effective response rate of 79.05%. The ULMC technique was employed to assess common method bias, and the results indicated no significant common method bias issues in this study; After a series of data treatments, the findings reveal that (1) social innovation culture exerts both direct effects on innovation vitality and indirect effects mediated by innovative self-efficacy; (2) organizational innovation climate indirectly enhances innovation vitality solely through the full mediation of innovative self-efficacy; (3) hindrance work stress moderates the relationships between social innovation culture/organizational innovation climate and innovative self-efficacy, as well as the mediating effect of self-efficacy between organizational climate and innovation vitality. Conversely, it does not moderate the mediation linking social innovation culture to innovation vitality.

The results elucidate a multi-stage psychological pathway through which external environments drive talent innovation vitality and unveil the threshold effect imposed by negative contexts like hindrance work stress. Collectively, this study offers a holistic framework for activating innovation vitality spanning macro-cultural immersion, meso-organizational catalysis, and micro-cognitive activation. On the basis of the empirical insights, the study proposes three recommendations:(1)cultivate social innovation culture through high-visibility storytelling, regular media spotlights, national innovation awards, and viral case studies to normalize risk-taking and build creative self-efficacy; (2) optimize organizational support systems to balance climate empowerment and stress regulation, including "smart-fail" protocols, decision rights, and open channels for cross-functional collaboration and knowledge sharing; (3) reduce administrative burdens by bridging the "last mile" gap in policy implementation, addressing excessive forms, streamlining the talent evaluation system, and extending assessment and appointment periods. These strategies aim to foster an innovation ecosystem capable of transcending the mid-technology trap.

Key Words：Social Innovation Culture; Organizational Innovation Climate; Talent Innovation Vitality; Individual-Context-Culture

收稿日期：2025-03-10

修回日期：2025-08-22

基金项目：国家社会科学基金青年项目(25CKX027);教育部教育强国建设战略支点研究委托专项课题(24JYQG013)

作者简介：李言(1996—),女,四川绵阳人,博士,上海交通大学国际与公共事务学院博士后,上海市科学学研究所助理研究员,研究方向为人才政策与战略性人力资源管理;陈丽君(1967—),女,浙江丽水人,博士,浙江大学公共管理学院教授,浙江省人才发展研究院院长,研究方向为人才政策与人才治理。

DOI：10.6049/kjjbydc.D72025030354

开放科学(资源服务)标识码(OSID)：

中图分类号：F124.3

文献标识码：A

文章编号：1001-7348(2026)07-0141-10

0 引言

全球科技竞争日趋激烈,释放创新潜能、激发创新活力已成为突破“卡脖子”技术困境、推进国家创新体系建设的核心动能。《中国统计年鉴(2025)》显示,2024年我国R&D人员全时当量达756.9万人年,连续多年保持稳步增长。然而,中国技术发展面临诸多问题,如原创性技术匮乏、关键核心技术“卡脖子”、应用技术领先全球但尚未形成系统化优势等[1]。2024年,全球PCT申请总量27.39万件,中国PCT专利申请量达70 160件,占全球25.61%,但在集成电路、高档液压件等技术领域长期依赖进口,技术对外依存度较高[2]。这种“规模优势”与“质量困境”并存的状况,仅依靠人才数量积累难以实现创新能级的跨越式提升,亟需探索人才创新活力深层次生成机制。

党的二十大报告提出“培育创新文化,弘扬科学家精神,涵养优良学风,营造创新氛围”。习近平总书记在全国科技大会、国家科学技术奖励大会、两院院士大会上的讲话强调,“坚持培育创新文化,传承中华优秀传统文化的创新基因,营造鼓励探索、宽容失败的良好环境”。人才作为创新活动的直接参与主体,其创新活力的激发与维持不仅关乎个体价值实现,更是实现高水平科技自立自强的关键。如何通过培育创新文化、营造创新氛围,将人才集聚优势转化为高质量发展动力,激发人才创新活力,成为当前学者关注的焦点。

有关创新活力影响因素的研究具有多学科、多层次特征。其中,心理学关注创新自我效能感[3]、主动性人格[4]等个体特质对创新行为的影响;组织行为学则探讨工作特征和组织情景,如工作自主性等对创新行为的作用[5]。近年来,组织行为学和人力资源管理领域转向更为复杂的交互视角。从社会建构视角看,员工行为是社会结构、历史文化以及社会情境建构的结果[6],员工积极特质在关系型领导支持下能转化为追随行为。特质激活理论指出,个体行为由外部情境和个体内在特质共同构成[7]。Woodman等[8]强调创造力是创新主体与其环境相互作用的结果,既关注个体特质的影响,又强调外部环境因素的重要性。进一步,有学者引入宏观文化环境,构建个体—情境—文化交互影响创造力的三层次整合框架[9]。创新文化是与创新活动相关的文化形态,是在创新活动中产生并与创新行为发生相互作用的文化环境[10]。整个社会的文化感知会影响创新过程[11],对激发人才创新活力起重要作用。另外,工作压力广泛存在于组织中,直接影响个体态度、行为和绩效。资源保存理论认为,个体倾向于获得、持有和保护重要资源[12]。在任务超负荷、官僚主义等工作环境中,个体往往会对完成角色行为产生焦虑不安或者担忧(曹勇等,2021)。当承受较高工作压力时,为保存有限资源,个体可能会降低标准,导致产生较低的创新绩效。

综上,现有研究为探讨人才创新活力生成机制提供了新视角,但存在三重局限:一是对宏观文化环境与中观组织情境传导机制的研究不足;二是对个体特质与环境因素的交互影响缺乏系统性探讨;三是对负向情境因素(如阻碍性工作压力)的调节效应有待深入考察。为此,本研究基于社会认知理论和资源保存理论,从“个体—情境—文化”交互视角切入,构建一个整合性的有中介的调节模型。社会认知理论为本研究整合多层次因素提供核心理论基础,其强调个体、行为和环境三者之间持续、动态的相互作用。宏观社会创新文化作为远端因素,通过塑造社会规范、价值导向和政策环境,影响个体对创新的认知与期望;中观组织创新氛围作为近端因素,直接影响个体的工作体验、资源获取和行为规范。而创新自我效能感作为关键的个体认知因素,反映个体对自身创新能力的信念,是激发创新活力的内在动力源。社会认知理论框架能够系统考察社会创新文化、组织创新氛围如何影响个体创新效能感,进而共同影响人才创新活力。Hobfoll(1989)提出的资源保存理论为深入解释各层面因素的相互作用提供了支撑。社会创新文化与组织创新氛围是个体进行创新活动所需的关键性支持资源,它们通过塑造心理安全感、提供期望与激励,为个体创新行为赋能;而阻碍性工作压力则是一种“资源威胁”,当个体感知到较高的阻碍性压力时,其心理资源会持续被消耗于应对障碍,从而进入一种资源防御状态。在这种状态下,即使外部存在丰富的支持性资源,个体也倾向于保护现有资源,而非将其投资于高风险性创新活动,因此阻碍性工作压力是创新活力的边界条件。

鉴于此,本研究引入社会创新文化、组织创新氛围作为环境变量,创新自我效能感作为个体特质变量,构建社会创新文化和组织创新氛围激发人才创新活力的有中介的调节模型,旨在深化主效应机制研究。本文主要聚焦3个核心问题:社会创新文化和组织创新氛围能否促进人才创新活力提升?其内在机制如何?社会创新文化和组织创新氛围发生积极效用的边界条件是什么?

1 理论分析与研究假设

1.1 社会创新文化对人才创新活力的影响

社会文化因素在创新中起重要作用,体现为人才能否感受到弘扬科创的浓厚氛围、能否感受到对外来人才开放、对失败者包容的城市文化氛围(谭新雨等,2023)。社会对创业的认知态度、社会整体创业氛围以及个体感知到的社会对创业活动的看法对创业决策和创业行为具有重要影响(仲伟伫等,2012)。当个体处于个人主义和低度不确定性的社会文化中时,更容易产生创业行为[13]。当社会文化高度鼓励创新创业时,通过媒体积极宣传报道以及身边榜样的示范带动效应,会显著激发个体开展创业活动[14]。从世界重要人才中心和创新高地实践看,硅谷文化的重要特色就是鼓励冒险、宽容失败的价值观和“勇于创新和敢于冒险”的企业家精神;特拉维夫将城市定位于永不停息的创新之城,通过推广城市品牌效应吸引来自世界各地的移民和投资。可见,通过社会创新文化的渗透可以驱动人才开展创新活动。据此,本文提出如下假设:

H1:社会创新文化对人才创新活力具有正向促进作用。

1.2 组织创新氛围对人才创新活力的影响

对组织氛围的理解主要归为两类:一种观点认为组织氛围是组织特有的客观属性。另一种观点则认为组织氛围是个体主观感知到的心理环境[15]。组织创新氛围是对组织氛围的发展,从知觉性角度进行解释,实质上是个体对组织创新环境的主观认知和知觉体验,而非客观的组织特征[16]。本研究认为,组织创新氛围是投射到人才个体心理所形成的环境感知,强调工作自主性、团队协作等知觉性感知和组织激励属性[17]。在开展创新实践过程中,团队成员之间进行信息和观点交流,有助于促进知识流动和共享,进一步提升成员投入创新活动的积极性。相关研究表明,在团队协作性氛围更强的组织中,团队成员之间更有可能通过沟通与交流获取更多信息和知识,推动创新活动开展,进而对创新绩效产生正向影响[18]。此外,工作环境中较少的束缚是激发创新的又一重要因素。自主工作氛围可减少员工的规范性工作行为,当组织中员工感知到自己可以自主决定如何完成任务时,员工会倾向于采用更为高效和创造性的方法,从而对其创新产出产生正向影响[19]。据此,本文提出如下假设:

H2:组织创新氛围对人才创新活力具有正向促进作用。

1.3 创新自我效能感的中介作用

由于创新结果的不确定性,个体参与创新需要强大的内在支持力量,具体表现为从事创新工作的自信心,可激励个体积极参与创新,且当遇到挫折时,能成为个体坚持创新行动的意志力。自Tierney(2002)提出创造性自我效能感概念以来,相关学者围绕创造性自我效能感与创造力、创新绩效的关系进行积极探索,并得到大量实证支持[20]。实际上,当金融资本与社会资本匮乏时,个体积极投身创业的现象屡见不鲜,其根本在于个体心理认知特征发挥重要作用(程建青等,2019)。

自我效能感对个体创造力和创业能力具有重要影响,且在情境因素与个体创造力、创业能力关系中发挥重要中介作用[21]。高水平创新自我效能感或创业效能感会使人才感知到更加强烈的创新或创业可行性,促使他们推进创新创业目标;低创新自我效能感个体往往会高估任务难度、低估自身能力,倾向于回避风险和不确定性,导致其在面对创新挑战时表现出退缩或犹豫[22]。当处于可自主决策的灵活组织环境中时,员工更倾向于从事冒险性活动,提升自我效能感,进而促进其创造力和创新绩效提升[23]。但在缺乏社会宽容的创业文化背景下,创业者在经历创业失败后若未能重建创业自我效能感,则再次创业会受到持续抑制(石永东等,2022)。据此,本文提出以下假设:

H3:创新自我效能感在社会创新文化和人才创新活力间发挥中介作用。

H4:创新自我效能感在组织创新氛围和人才创新活力间发挥中介作用。

1.4 阻碍性工作压力的调节作用

在工作要求—资源模型中,组织官僚主义、角色模糊压力源、工作不安全感等阻碍性工作压力属于典型的工作要求。长期面对此类压力下,个体会产生焦虑、悲伤、害怕等负面情绪,其有限的心理资源会被大量消耗于应对压力本身,而非投入到创新活动。这种持续性的消极心理状态,使得个体难以有效利用工作资源来构建个体创造力自我效能感,从而对组织目标的实现以及职业发展产生消极影响。现有研究表明,阻碍性工作压力不仅能直接抑制创新自我效能感,还可能作为调节变量[24],削弱外部积极情境因素的促进作用[25]。张勇和龙立荣(2013)指出,工作不安全感作为一种阻碍性压力,会降低员工获取成功体验、接受社会说服以及维持积极心理状态的能力,从而抑制人—工作匹配对创新自我效能感的正向影响,体现出显著的有中介的调节效应。也即,在高阻碍压力环境下,即使组织氛围和社会文化倡导创新,人才也会倾向于采取消极回避策略,从而导致个体创新自我效能感被削弱。据此,本文提出如下假设:

H5:阻碍性工作压力负向调节社会创新文化对创新自我效能感的影响,即当人才阻碍性工作压力较高时,社会创新文化对创新自我效能感的正向效应会被削弱。

H6:阻碍性工作压力负向调节组织创新氛围对创新自我效能感的影响,即当人才阻碍性工作压力较高时,组织创新氛围对创新自我效能感的正向效应会被削弱。

由上述分析可知,创新自我效能感在社会创新文化、组织创新氛围与人才创新活力之间起中介作用,且阻碍性工作压力对社会创新文化、组织创新氛围与创新自我效能感的关系具有负向调节作用。据此推论,创新自我效能感在社会创新文化、组织创新氛围与人才创新活力之间的中介效应可能会受到阻碍性工作压力的影响。当阻碍性工作压力较高时,社会创新文化、组织创新氛围会弱化个体创新自我效能感,抑制个体创新活力的产生。据此,本文提出以下假设:

H7:阻碍性工作压力负向调节创新自我效能感在社会创新文化与人才创新活力之间的中介效应,即当阻碍性工作压力较高时,社会创新文化通过创新自我效能感对人才创新活力的正向效应会被削弱。

H8:阻碍性工作压力负向调节创新自我效能感在组织创新氛围与人才创新活力之间的中介效应,即当阻碍性工作压力较高时,组织创新氛围通过创新自我效能感对人才创新活力的正向效应会被削弱。

本文通过构建有中介的调节模型,探讨人才创新活力的生成机制及边界条件,如图1所示。

2 研究设计

2.1 主要变量及其测度

通过梳理相关文献,在参考已有成熟量表的基础上,结合本文具体研究情境和访谈调研,进一步设计和完善测量题项。本文主要变量均采用李克特7点量表测量,其中,1表示“非常不同意”,7表示“非常同意”。同时,将年龄、职称、性别等作为控制变量纳入。

(1)人才创新活力:指具有一定知识技能的人才个体在与环境互动过程中产生创新行为、创造价值并实现可持续发展的能力[26]。创新活力量表开发借鉴Scott &Bruce[27]编制的创新行为量表,以及赵斌等(2014)开发的主动创新行为量表,并根据访谈资料进行调整和修改,共包含“我会积极制定计划来实施我的想法”“我的创新成果产出对社会产生一定价值”“我的创新水平在不断提升”等9个题项,该量表的Cronbach′s α值为0.950。

(2)社会创新文化:采用谭新雨等(2021)和刘新艳等[28]开发的关于创新环境和科技人才创业环境中涉及社会文化环境的量表,根据本文研究情景,在访谈和预调研基础上进行修订,共包含“定期举办国际创新创业大赛或企业家论坛”“我所在地区经常举办人才交流活动”“从事创新活动的人员受到充分尊重和重视”等9个题项,该量表的Cronbach′s α值为0.936。

(3)组织创新氛围:借鉴王辉等[17]根据中国本土管理情景编制与修改的组织创新氛围量表,结合本文具体研究情景进行调整,共包含“我可以自主决定如何完成工作任务”“我可以决定工作程序”“我可以自由选择工作中的方法”等9个题项,该量表的Cronbach′s α值为0.943。

(4)创新自我效能感:参考Tierney等[29]和顾远东等[21]开发的创新自我效能感量表,共包含“我可以创新性地完成绝大多数任务”“我相信自己具有创造力”“在问题面前我善于找到创造性的方法和思路”等4个题项,该量表的Cronbach′s α值为0.954。

(5)阻碍性工作压力:参考Rodell &Judge[30]开发的阻碍性压力量表,结合国内人才群体特点和访谈信息进行修订,共包含“在单位办事需要经过繁琐的审批程序”“单位的考核频次非常频繁”“我需要在短时间内同时进行多项工作任务”等6个题项,该量表的Cronbach′s α值为0.894。

2.2 数据收集与样本选取

在样本地域与对象选取方面,主要选择在我国长三角地区企业、高校和科研院所开展科学技术研究活动的人才群体,数据收集主要经历预调研、调研问卷改进和正式调研3个阶段。在预调研阶段,共邀请56名人才就现有问卷内容进行试调研。根据预调研结果和被调研对象意见或建议,对问卷进行完善,以确保研究问卷在中国情境下的有效性和可靠性。在正式调研阶段,为确保问卷质量,主要通过委托组织部门、高层次人才服务中心等与用人单位联系,对满足条件的人才群体进行问卷调研。共发放问卷735份,剔除信息填写不完整和问卷填写不规范的问卷,回收有效问卷581份,有效问卷回收率为79.05%。样本特征如表1所示。

3 实证结果与分析

3.1 同源方法偏差检验

本研究选取潜在误差变量控制法(ULMC)进行同源方法偏差检验。根据初始构想构建验证性因子分析模型1,将所有量表条目纳入共同方法偏差因子作为与其它变量并列的一个潜变量,构建验证性因子模型2。综合比较两个模型发现,各项核心拟合指标的差值分别为ΔRMSEA=0.003、ΔCFI=0.011、ΔTLI=0.010、ΔSRMR=0.045。参照既有文献判断标准[31],ULMC判断共同方法偏差严重的差值临界点为0.05,说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 信效度检验与描述性统计分析

本研究包含社会创新文化、组织创新氛围、人才创新活力、创新自我效能感、阻碍性工作压力5个变量,模型拟合结果如表2所示。参考吴艳和温忠麟[32]的研究,对题项较多的人才创新活力、组织创新氛围和社会创新文化量表分别进行随机打包,并与其它变量一起进行分析。结果显示,五因子模型拟合系数最高,χ2/df系数为2.915 7,RMSEA系数为0.057(<0.08标准),SRMR系数为0.021(<0.08标准),CFI系数为0.961,TLI系数为0.933,二者均大于0.9。整体模型拟合指标能较好满足判定标准,说明模型拟合程度较高。

表3呈现各变量的描述性统计与相关性分析结果。首先,计算各核心变量的均值得分;其次,根据Pearson相关系数挖掘各核心变量之间的关系,并得到其AVE值、AVE平方根。从中可见,各变量的AVE值均大于0.6,且各变量之间的相关系数均小于AVE的平方根,说明变量存在较高的聚敛效度和区分效度。

一般来说,若变量间相关系数超过0.6, 则需关注是否存在多重共线性问题。表3结果显示,各变量之间的相关系数较大,需要对自变量进行共线性分析。若VIF值大于10,则说明该项存在严重的共线性问题;若容忍度值小于0.1,则说明存在严重共线性问题,也应将其剔除。由表4结果可知,VIF值均远小于10,说明本研究选取的变量均通过共线性检验,没有严重的共线性问题。

3.3 假设检验

3.3.1 主效应与中介效应检验

对主效应和中介效应进行检验以揭示各变量对人才创新活力的影响作用。采用Mplus 8.3计算路径系数并检验其显著性,结果如表5所示。可见,良好的社会创新文化能够直接激发人才创新活力(β=0.220,p<0.001),即宏观社会层面所倡导的鼓励探索、宽容失败的文化氛围能够直接驱动人才创新,假设H1通过检验。组织创新氛围对人才创新活力的促进作用不显著(β=0.038,p=0.414),假设H2未得到验证。在此基础上引入中介变量,发现社会创新文化对创新自我效能感的正向作用显著(β=0.197,t=2.668,p=0.008);组织创新氛围对创新自我效能感的正向作用显著(β=0.429,t=4.659,p<0.001)。另外,创新自我效能感在社会创新文化、组织创新氛围与人才创新活力之间的间接效应显著,其效应值分别为0.121(p=0.011)和0.264(p<0.001)。这表明,社会创新文化既能直接影响创新活力,同时也能通过提升人才创新效能感进而对创新活力产生促进作用;而组织创新氛围无法直接影响创新活力,而是通过影响个体创新自我效能感来间接实现。

通过Bootstrap抽样法进一步验证中介效应,选择95%置信区间,重复抽样次数为5 000次,结果如表6所示。若置信区间不包含0,则说明该路径中介效应显著。结果表明,创新自我效能感在社会创新文化与人才创新活力之间的中介效应显著,效应值为0.121,95%置信区间不包含0,假设H3得到验证。组织创新氛围通过创新自我效能感影响人才创新活力的中介效应值为0.264,95%置信区间不包含0,假设H4得到验证。可见,创新自我效能感在社会创新文化与组织创新氛围影响人才创新活力过程中扮演关键中介角色。具体而言,社会创新文化作用于人才创新活力的效应有64.52%是通过创新自我效能感实现的,说明社会创新文化既能直接激发人才创新活力,也能通过提升个体创新自我效能感来发挥间接作用。而创新自我效能感在组织创新氛围和人才创新活力关系中发挥完全中介作用,这表明组织创新氛围的核心在于能否有效赋能个体,促使个体对创新持有坚定信念。因此,无论是宏观创新文化塑造还是微观创新氛围营造,其效能作用发挥的关键都在于对个体创新自我效能感的培育。

3.3.2 有中介的调节效应检验

进一步,本研究验证阻碍性工作压力在社会创新文化、组织创新氛围影响创新自我效能感之间的调节作用。结果如表7所示,社会创新文化与阻碍性工作压力交互项对创新自我效能感具有负向调节作用(β=-0.057 7,95%置信区间为[-0.113 5,-0.001 8]),说明阻碍性工作压力负向调节社会创新文化与创新自我效能感的关系,假设H5得到验证。组织创新氛围与阻碍性工作压力交互项对创新自我效能感具有负向调节作用(β=-0.085 1,95%置信区间为[-0.138 4,-0.031 8]),说明阻碍性工作压力负向调节组织创新氛围与创新自我效能感的关系,假设H6得到验证。

为更直观地展现阻碍性工作压力的调节作用,本文绘制在阻碍性工作压力高低不同水平下,社会创新文化、组织创新氛围与创新自我效能感的关系图,见图2和图3。总之,阻碍性工作压力会在整体上削弱社会创新文化和组织创新氛围对创新自我效能感的正向影响,具体表现为当个体感知到的阻碍性工作压力较低时,社会创新文化、组织创新氛围对创新自我效能感所发挥的积极作用较明显。但随着阻碍性工作压力的提升,社会创新文化、组织创新氛围对创新自我效能感的积极作用逐渐降低。

根据Edwards &Lambert(2007)提出的差异检验法,进一步验证阻碍性工作压力对创新自我效能感中介效应的调节作用,通过检验中介效应之差的显著性判断有调节的中介效应是否显著。表8结果显示,阻碍性工作压力对社会创新文化通过创新自我效能感影响人才创新活力的组间差异不显著,效应值为-0.077,95%置信区间为[-0.085,0.029],说明阻碍性工作压力通过创新自我效能感对社会创新文化和人才创新活力的调节作用不显著,假设H7未得到验证。这说明,宏观社会创新文化环境相对更稳定,其部分直接效应不易被组织内部短期压力完全阻断。而阻碍性工作压力通过创新自我效能感对组织创新氛围影响人才创新活力的调节作用显著,组间差异效应值为-0.114,95%置信区间为[-0.096,-0.005],即阻碍性工作压力负向调节创新自我效能感在组织创新氛围与人才创新活力之间的中介效应,假设H8得到验证。这表明,组织内部管理弊端,如官僚主义、角色冲突等会抑制组织创新氛围的积极效应,阻碍其向个体创新自我效能感转化。

有中介的调节效应检验结果揭示,阻碍性工作压力是影响人才创新活力的“瓶颈”。根据资源保存理论,阻碍性工作压力作为一种资源消耗源,迫使个体进入防御状态,从而无法有效吸收和转化外部环境所提供的支持性资源。因此,组织若想真正激发人才创新活力,需在营造创新氛围的基础上,同步减负、清除障碍。相关政策在倡导创新文化时应引导企业管理者将“减轻人才不必要的负担”作为一项核心任务,否则再好的创新政策也可能因为在执行中出现偏差而削弱政策效力。

3.3.3 稳健性检验

为确保研究结果的稳健性,通过扩充样本容量进行稳健性检验,面向中西部地区发放并回收有效调研问卷共计667份。结果如表9所示,创新自我效能感在社会创新文化和人才创新活力、组织创新氛围和人才创新活力间的间接效应值分别为0.252 6和0.303 3,95%置信区间分别为[0.184 7,0.323 4]和[0.226 7,0.382 1],均不包含0。社会创新文化与阻碍性工作压力交互项对创新自我效能感具有负向调节作用(β=-0.068 8,95%置信区间为[-0.121 6,-0.016 1]),组织创新氛围与阻碍性工作压力交互项对创新自我效能感具有负向调节作用(β=-0.082 5,95%置信区间为[-0.142 6,-0.022 5]),均不包含0,进一步证实了上述研究结论的稳健性。

4 结语

4.1 研究结论

本研究重点探究社会创新文化、组织创新氛围对人才创新活力的影响机制,以及创新自我效能感的中介作用和阻碍性工作压力的调节作用,得出如下结论:

(1)社会创新文化既能对创新活力产生直接影响,也能通过创新自我效能感的中介作用产生间接影响。社会创新文化是创新活动实施和开展的文化土壤,是人才在创新中形成的共同规范、行为表达方式和价值观[33]。当人才感知到所处社会文化环境和价值观念都不鼓励创新时,其个人判断与环境的契合度往往会降低,进而制约其创新活力的实际表现[34]。

(2)组织创新氛围对人才创新活力具有正向影响,但其直接效用不显著,需通过创新自我效能感的中介作用激发人才创新活力。大量研究表明,创新自我效能感对个体创新行为和绩效具有重要影响,并在组织氛围与个体创新行为间发挥中介作用[35]。当个体感受到组织对其创新活动支持和信任程度较高时,其往往会更加自信,并倾向于取得较高的创新绩效作为回报[36]。这表明,创新自我效能感是驱动人才创新活力不可或缺的因素。

(3)阻碍性工作压力不仅调节社会创新文化、组织创新氛围与创新自我效能感的关系,还调节创新自我效能感在组织创新氛围与人才创新活力之间的中介效应,但对创新自我效能感在社会创新文化与人才创新活力之间的中介效应影响不显著。究其原因,阻碍性工作压力本身是对工作情境的判断,而社会创新文化通过长期社会价值观渗透、制度性支持塑造个体创新信念。这种影响路径更多依赖于社会系统的整体韧性,而非人才对组织创新氛围的感知。此外,本研究选取社会创新文化水平较高的长三角地区,个体对社会创新文化的感知更明显,而不同组织创新氛围差异较大,一定程度上会使得阻碍性工作压力调节创新自我效能感在社会创新文化与人才创新活力之间的中介效应未能显现。

4.2 理论贡献

(1)本研究揭示环境因素与心理因素对人才创新活力的共塑逻辑。无论是培育创新文化还是营造创新氛围,因为互动对象和主体是人才,所以个体对外部环境的感知十分重要。Woodman等(1993)提出的创造力交互模型从个体、团队和组织3个层面进行探讨,在情境因素考量上较为宽泛。而创新是一个复杂过程,文化是促进创新不可或缺的重要因素。本研究强调文化作为一个独立宏观驱动因素的重要性,剖析其对个体认知和行为模式的塑造作用,通过个体—情境—文化解释框架,比较社会文化因素和组织情境因素对人才创新活力的影响作用,进一步扩展了个体—情境—文化解释框架的应用情景,验证了解释框架的具体作用路径,为人才创新活力的激发提供了从宏观文化浸润到中观组织催化,再到微观认知激活的传导路径。

(2)本研究识别作为负向情境因素的阻碍性工作压力在人才创新活力生成链条中的“阈值效应”。压力感知是探究个体心理和行为反应的研究热点,现有研究倾向于探究压力感知的直接作用机制,较少将其作为边界机制探索其调节作用。本文发现:较高的阻碍性工作压力会削弱社会创新文化和组织创新氛围对创新自我效能感的正向影响, 同时这种调节效应会通过创新自我效能感的中介效应影响人才创新活力。研究结果丰富了对人才创新活力边界条件的理解,为设计“环境支持—心理赋能—压力缓冲”三位一体的创新生态系统提供了路径参考。

4.3 政策建议

(1)厚植创新文化根基,构建支持性社会环境。做好政策引导和价值传播工作,通过定期报道和表彰创新优秀工作者,推介宣传创新创业成功案例,强化人才对从事创新活动和创新者身份的内化认同。同时,搭建社会全民参与平台,提升公众认同。通过举办多层次创新创业大赛,开展科普文化活动等方式,推动社会大众成为科技创新活动的支持者和参与者,提升对创新者的尊重、支持和认可程度。在基础教育阶段系统性融入科学素养培养体系。通过保障科学课程设置、配齐实验设备和师资,建设校园创新实验室和科普图书角等,为青少年提供良好的科学学习环境,培养个体创新自我效能感,形成长期文化认同。此外,通过媒体叙事重构创新人才的社会形象,弱化“唯结果论”的评价导向,形成鼓励创新、宽容失败的社会文化氛围。

(2)优化组织支持系统,实现组织赋能和压力调控平衡。一方面,构建制度化的创新容错机制。探索制定创新项目容错实施细则,明确容错适用范围、认定程序和免责边界;配套推行工作自主权下放,允许研发人员在预算总额内自主配置资源,自主调整任务节奏;试点弹性工作责任制,在合理区间内容忍人才的绩效波动,减少不必要的行政干预。另一方面,强化组织内部支持网络。通过建立跨部门协同平台,以非正式学术交流等形式鼓励团队内部知识共享。同时,将员工援助计划升级为覆盖人才身心健康、压力调适和职业发展的全方位福祉支持体系,帮助个体恢复被压力损耗的心理资源,提升人才创新自我效能感。

(3)深化减负行动,打通政策落地“最后一公里”。首先,要强化政策执行监督与反馈机制。可由上级部门针对用人单位的政策执行情况开展督查,或委托第三方专业机构开展人才减负专项评估,防止人才减负活动在执行过程中存在偏差、走样、中断情况。其次,通过数字化改革等方式,推行数据一次采集、多方共享的填报模式,切实解决人才领域长期存在的表格多、检查多、重复填等行政负担。最后,推行人才评价体系向长周期、重贡献、看实效转型。通过降低年度考核频次、延长考核聘期、建立以代表性成果和实际贡献为核心的里程碑式评价机制等方式,减轻人才短期压力。此类改革不仅可减轻人才的认知负荷,还会通过信号传递功能重塑人才对外部环境的感知,从而激活其内在创新效能感。

4.4 不足与展望

本研究存在如下不足:第一,对问卷数据运用潜在误差变量控制法可能存在一定偏差,未来可采用更为系统的调研取样方法,综合多来源、多时点配对纵向研究,最大限度增强研究结论的可靠性。第二,仅选取长三角地区581名科技人才作为研究样本,虽然在稳健性检验中扩大了样本容量,但未能覆盖农业、服务业等不同行业,未来应扩大样本容量和收集范围,尽可能覆盖第一、二、三产业等多类型人才群体,以增强研究结论的外部效度和可推广性。第三,在调研问卷设计中,如何融入具有中国特色的创新政策和典型实践还有待拓展,未来可在充分考虑研究可行性的基础上,结合新型举国体制、揭榜挂帅等对量表进行拓展和完善,以开发出更具本土适应性的测量工具,更加精准地捕捉中国情境下影响人才创新活力的创新变量。

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(责任编辑：王敬敏)