开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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知识密集型服务(Knowledge Intensive Business Service，以下简称KIBS)是一种以专业知识为基础、以提供高智力附加值的知识技能密集型产品或服务为主并在知识生产和传播中发挥作用的服务[1]。随着我国服务经济的飞速发展，KIBS企业逐渐成长为驱动产业融合、实现创新发展的中坚力量，而服务创新不仅成为KIBS企业在激烈的行业竞争中取得先发优势、保持持续竞争力的重要途径，更是提升综合国力，促进我国传统产业从低端生产向高端智造转型的有力保障。与传统制造业、服务业甚至部分高新技术企业相比，知识在KIBS企业中的核心地位更加突出[2]，使得员工作为企业知识载体在KIBS企业创新中发挥着举足轻重的作用。因此，如何促进KIBS企业内形成稳定积极的创新氛围，并确保其有效转化为激发员工创新意愿的不竭动力，对KIBS企业显得尤为重要。通过梳理相关文献可知，以往研究从不同层面对组织创新氛围与员工创新意愿间的内在作用机制进行了探讨，证实组织创新氛围能够通过个体因素[3]、环境因素[4]、制度因素[5]等不同路径对员工创新意愿产生影响。尽管先前研究取得了一定成果，但Baer & Frese[6]也指出，采用单一因素解释组织创新氛围作用机制的研究束缚了学界对组织创新过程机制的理解，尤其缺乏基于某一理论框架与综合考量内外部情境，探究组织创新氛围影响员工创新意愿的内部作用过程机制的系统性研究[7]。
计划行为理论是从信息加工角度、以期望价值理论为出发点，解释个体行为一般决策过程的经典理论之一，被认为能够显著解释并预测个体行为意愿[8]。该理论将多种影响个体行为意愿的因素综合归纳为态度、主观规范和感知行为控制3个方面，为个体行为意愿提供了良好的研究框架。大量现有研究证实，计划行为理论对解释与预测创业意愿、员工行为、消费选择[9]等众多个体行为的有效性。但从检索到的国内外现有文献看，该理论在创新管理领域的应用较为匮乏，具体到服务创新领域的研究更是寥寥无几。基于此，本研究从计划行为理论出发，探讨组织创新氛围对员工创新意愿的作用机制。进一步地，考虑到知识型员工创新意愿受其知识技能水平的直接影响，因此引入工作—能力匹配作为调节变量。工作—能力匹配是指组织工作要求与员工自身能力水平的匹配程度。较高的工作—能力匹配度不仅能强化员工角色内行为，还能促进员工角色外行为[10]。也就是说，员工具备的领域相关知识技术水平越高，越容易受到组织创新氛围的鼓舞，进而凭借其对组织工作流程的精准把握与理解展现出更强烈的创新意愿。因此，探讨员工工作—能力匹配程度，对于厘清如何最大程度发挥组织创新氛围的积极作用具有重要意义。
综上所述，本研究以计划行为理论为基础框架，通过对我国知识密集型服务企业进行实证检验，探究组织创新氛围对员工创新意愿的内在作用机制及边界条件，以期在丰富计划行为及服务创新领域相关理论的同时，为企业管理员工创新实践提供有益借鉴与指导。
Fishbein&Ajzen[11]于1975年在前人有关态度的研究基础上提出理性行为理论(Theory of Reasoned Action)，认为分析个体态度、主观规范能够有效预测及理解个体行为。随着研究的深入，Ajzen[12]发现个人意志并不能完全控制个体行为意向，后者同时受到诸如执行行为者能力、机会、资源等一系列非意志因素的制约。基于此，Ajzen[8]在理性行为理论的基础上加入知觉行为变量(感知行为控制)作为条件的替代测量指标，进一步构建了计划行为理论，即个体行为意愿直接影响其实际表现。个人意愿越强烈，越易被激励作出相应行为，而行为意愿又受到3个主要因素的影响——态度、主观规范和感知行为控制。具体而言，当个体对某特定行为的态度越积极、感知重要他人或群体主观规范的影响越正向、感知行为控制越强烈时，其行为意愿越强烈，越可能实际执行该行为。计划行为理论大大提升了原有理论的适用范围以及对个体行为意愿的解释力、预测力，成为能够系统解释个体行为一般决策过程的重要理论。
随着学界对组织环境研究的不断深入以及企业对创新的迫切需求，组织创新氛围已成为组织氛围领域的研究热点。众多学者从不同视角对组织创新氛围进行描述，其中以Amabile等[13]的研究最具代表性。他们认为组织创新氛围是员工对其所处组织环境创新特征的知觉描述，是组织成员感知到的工作环境中支持创造力和创新的程度。具体到知识密集型服务业情境，组织创新氛围是指KIBS企业成员对于组织期望、支持与奖励关于创造新服务或新知识方面采取的政策、程序与行为的共同感知(蔺雷,吴贵生，2003)。而员工创新意愿则是指KIBS企业员工为实现服务创新而愿意投入个人时间和精力去从事创新知识的获取、学习和开发等创新行为的心理状态，是组织成员开展创造、创新活动的主观倾向和态度[14]。众多研究表明，浓厚的组织创新氛围意味着组织对创新活动的支持度高，愿意为员工提供丰富的资源、承担更大的创新风险，并会显著影响员工创新意愿。如Stetzer等[15]对某大型公共服务企业的25个部门员工进行的实证研究表明，员工会根据自身经历、组织接触、与其它组织员工交流形成并修正自身心理模型，因此当其感知到组织内部的创新氛围较高时，会产生较强的创新意愿；Ramamoorthy等[16]以爱尔兰制造业员工为调查对象对创新意愿进行研究，结果显示，组织通过薪酬、员工自主性、组织程序等措施优化内部创新氛围，有助于员工产生更为强烈的内在动力与创新意愿。由于KIBS企业员工向客户提供针对性解决方案的过程便包含着具有创新性的定制化劳动，因此当员工感知到组织对其创新活动重视与鼓励，并且所需资源能够得到满足时，其创新意愿会被进一步激发。由此，本研究提出研究假设。
H1：组织创新氛围对员工创新意愿具有正向影响。
1.3.1 态度
态度是计划行为理论的核心构念，是指个体对某具体行为的心理准备状态[17]，反映了个体支持或反对执行某特定行为的整体倾向，由个体对行为结果的信念以及对结果重要程度的预期所决定[12]。态度作为衡量个体心理倾向的重要变量之一，是将外部环境影响传导至个体行为意愿的重要中介变量。Yesil等[18]通过研究证实，在相同的外部环境下，具有对自主的渴望、对新事物的好奇以及高度想象力等特质的员工更容易展现出更多创造性。而与一般员工相比，知识型员工普遍具有高素质、追求自主性与创新精神等特点，也更喜欢采用和学习新方法，因此在组织创新氛围的引导下持有更积极的创新态度。此外，根据调节定向理论，获得感较强的情境会影响个体心理状态并激活促进定向，促进定向个体对正面结果更敏感并追求与理想状态的匹配[19]。也就是说，知识型员工对组织支持创新的感知和评价在很大程度上影响并塑造其创新活动态度。Jackson等[20]指出，员工对组织工作环境以及其提供的资源与机会的解读影响其创新态度；王辉等[21]也认为，组织创新氛围包括对员工进行强信息性的外在激励，如鼓励员工创新性思考和工作、提供知识技术支持、对员工创意想法进行物质奖励等，这些举措强化了员工的创新积极性，同时激发了原本对创新活动缺乏关注的员工的创新兴趣。由此，本研究提出假设。
H2：组织创新氛围对员工态度具有正向影响。
根据计划行为理论，个体对目标行为的态度越积极，其执行该行为的意愿越强烈。员工对创新活动形成正面态度的一个直接结果就是其创新意愿的增强。杨亦民等[22]基于计划行为理论对员工创新意愿的研究发现，积极的创新态度对员工创新意愿具有显著影响；赵斌等[7]在以科技型员工为对象的研究中指出，科技人员对创新活动的态度能够显著预测其创新意愿；Long等[23]通过对182家企业的实证研究发现，员工对环境行为(Enviorment Behavior)的态度显著影响其绿色创新意愿。依此推断，由KIBS企业营造的积极组织创新氛围向员工传递出组织对创新行为的鼓励和期待，这种鼓励和期待能够激发员工的内在动机，从而促使其表现出强烈的创新意愿。由此，本研究提出研究假设。
H3：员工态度在组织创新氛围与员工创新意愿间发挥中介作用。
1.3.2 主观规范
主观规范是指个体选择执行或不执行某特定行为时，从他人或群体所感知到的社会压力。知识型员工对主观规范的感知来源于重要他人或所属群体[12]。首先，领导作为KIBS组织中的“重要他人”，对下属创新意愿具有不容忽视的导向性作用。特别是，中国是一个高权力距离国家，当员工感知到上级的创新期望时，他们会倾向于选择遵从该指令或权威。Scott等[24]的研究证实了这一点，他们通过对10个国家/地区的103个不同组织进行调研后发现，领导层对创新支持方式及力度的差异会不同程度地影响员工的规范信念；Thaman[25]也指出，领导的正面特质和行为能促进员工迸发出足够的主动性与创造性。此外，在社会生活中，环境氛围压力甚至比个人态度更能影响个体决策，这是因为个体行为会受到所处情境的影响，在认知与选择上产生从众心理[26]。Bock等人[27]顺承该逻辑进行了实证研究，结果表明，身处同一积极氛围下的员工由于对服务创新重要性有着共同感受和认知，因此拥有较为一致的主观规范。基于此，本研究认为，企业创新氛围会引导员工形成与之对应的主观知觉与解释，对主观规范形成具有正向促进作用。由此，本研究提出假设。
H4：组织创新氛围对主观规范具有正向影响。
进一步讲，积极的主观规范会激发员工创新意愿。苏杭等[28]对青岛高校MBA学生的实证研究表明，在教学创新氛围对MBA学生创新意愿的影响中，主观规范起到了重要的中介作用；张毅和游达明[29]以国内科技型企业员工为样本的研究也证实，重要个体、团队态度通过影响员工的主观规范进而对其创新意愿产生导向性作用；Otien等[30]在分析不同理论与模型对技术创新的解释力时指出，计划行为理论将成为了解技术创新的有效理论模型之一，其中，主观规范是影响个体或组织技术创新意愿的关键指标。另外，组织层面对创新的支持通常意味着工作场所中开放的沟通环境更有利于信息交流，这对KIBS企业的知识创新活动来说尤为重要。个体可以通过知识共享或反馈从其他同事处获得创新所需资源，丰富的知识和信息会促进新知识发现与重组，进而提升员工创新意愿。综合上述分析，本研究推断，组织创新氛围会通过领导的创新期望与身边同事的示范效应促使员工形成积极的主观规范，进而激发其服务创新意愿。由此，本文提出假设。
H5：主观规范在组织创新氛围与员工创新意愿间起中介作用。
1.3.3 感知行为控制
感知行为控制是指个体对执行某行为难易程度的自我感知[8]。由于个体行为意愿不仅受到其主观意志的影响，同时还受到资金、资源、机会等客观因素的制约，因此感知行为控制作为实际控制条件的替代指标，可以用来反映个体在面对实际限制时执行某特定行为的有效能力[31]。KIBS组织创新主要表现为知识创新，尽管新知识是通过个体开发的，但在个体新知识孕育和形成过程中组织的作用至关重要[32]。积极的组织创新氛围一方面表现为在精神层面对员工进行正向的创新引导，另一方面体现为在物质层面为员工提供资金、设备、知识、机会等外部资源支持，这些均有利于促进员工控制力感知的形成。具体来说，当知识型员工面临自身知识资源无法满足创新需求时，外部的组织支持会为其提供各类交流渠道以及与知识创新相关的技术、知识流动平台，通过丰富的知识信息来源有效填补单独个体的知识缺口，促进其知识体系完善，从而为新知识创造提供可能。George等[33]从外部反馈视角探究组织支持性环境与员工创造力关系，结果表明，支持性环境对员工具有重要影响，员工从组织获得的各项支持促使其形成正向的控制力感知，创造力也因此得以充分显现；Ajzen[12]也指出，那些认为自己拥有执行某特定行为的必需资源并且有机会实施该行为的人具有较高的感知行为控制。由此，本文提出研究假设。
H6：组织创新氛围对感知行为控制具有正向影响。
在创新领域，众多研究证实感知行为控制对行为意愿具有直接或间接影响。如Baker等[34]基于计划行为理论对1 088名沙特知识型员工进行调查研究，结果表明，员工采用创新技术的意愿可以通过感知行为控制进行预测；Chou&Chen等[35]基于TPB理论和创新扩散理论构建了影响中国台湾餐饮企业绿色创新实践行为的集成模型，进而对245 家中国台湾餐饮企业进行实证研究，结果表明，感知行为控制对行为意愿具有积极的正向影响。随后，Marcati&Guido等[36]的研究再次验证了感知行为控制在预测创新意愿方面的有效性，他们在对意大利中小企业家创新意愿影响因素的研究中发现，感知行为控制是其中的重要影响因子。通过文献梳理与分析，本研究进一步推测，在组织创新氛围影响下，员工对创新活动相关资源与机会的控制力感知增强，其创新意愿也随之提升。由此，本文提出研究假设。
H7：感知行为控制在组织创新氛围与员工创新意愿间起中介作用。
工作—能力匹配是指个体掌握的知识、技术、能力等与其工作要求相匹配的程度[37]。根据个人—环境匹配理论，环境因素对个体态度、行为的影响会受到个人—环境匹配程度的制约。因此，在探究组织创新氛围与员工意愿的作用机制时，工作—能力匹配可能是一个重要的边界条件。特别地，KIBS企业提供的是以知识为基础的中间产品或服务，该过程的核心是知识生产与创新，而知识生产与创新又根本性地取决于员工对知识技术的掌握及理解水平，所以来自工作—能力匹配的影响更不应被忽视。
首先，由高知识技术水平形成的工作自信使员工在面对组织创新氛围时，更易形成积极态度。一般来说，处于同一组织内的员工或多或少会受到组织氛围的影响，相比不胜任工作的员工，工作—能力匹配程度较高的员工由于掌握的知识技能更丰富、对企业现有流程与制度有着更为深入的了解与思考，因此在向客户输送知识服务或思考企业现有服务流程的过程中，会更积极自信地响应组织的创新号召，创造性地解决难题。同时，当员工感知到组织对创新活动的支持性保障以及因实施创新而获得晋升、加薪等有形或无形回报时，其创新热情会随之进一步提高。其次，高工作—能力匹配的员工能够更好地理解组织要求，更易于形成与组织期望一致的规范信念。Gregory认为[38]，匹配度高的员工对组织环境的体验与匹配度低的员工不同，前者对组织期望和提供的资源有着更为敏锐的感知，并意识到自己更有能力与组织期望保持一致；Hecht[39]也指出，工作—能力匹配程度高的员工更容易从工作中获得成就感与自信，因此对组织期望具有更加积极的心理感知。最后，具有高胜任感的员工对工作具有较强的控制力感知。在高水平的工作—能力匹配状态下，积极的组织创新氛围为员工提供的期望、资源、机会与员工自身的知识、技术、能力达到高度契合，这种契合感会增强员工的感知行为控制，促使其更愿意采取积极行动改善现有工作情境[40]。基于上述分析，本研究推测，组织创新氛围对员工态度、主观规范、感知行为控制的正向驱动作用会随着员工工作—能力匹配程度提升而增强，并进一步强化对员工创新意愿的影响。综上所述，本文提出研究假设。
H8：工作能力匹配在组织创新氛围与员工态度间起调节作用；
H9：工作能力匹配在组织业创新氛围与主观规范间起调节作用；
H10：工作能力匹配在组织创新氛围与感知行为控制间起调节作用。
综上，基于计划行为理论，构建理论模型，如图1所示。
图1 理论模型
本研究采用问卷调查法，以知识密集型服务企业(主要包括金融服务业、科技服务业、信息与通讯服务业、物流服务业等)员工为调查对象，员工来自北京、上海、广东、浙江、四川等知识密集型服务较为发达地区的相关企业。在正式调研前，共发放110份问卷进行预调研，收回有效问卷87份，经检验，各量表均具有良好的信效度。正式调研包括电子与纸质问卷两种形式，共发放问卷500份，在剔除填写不完整、测项多数为极端值、全部测项值相同的无效问卷后，最终得到有效问卷426份，有效回收率为85.2%。其中，绝大多数填写者来自科技服务业、信息与通讯服务业，分别占27.9%和23.7%，其它依次是金融服务业(11.7%)、物流服务业(8.5%)、旅游服务业(6.8%)、房地产业(4.5%)、商务服务业(4.0%)、教育服务业(3.3%)、其它服务业(9.6%)。被测者中，性别比例较均衡，其中，女性占50.2%，男性占49.8%，学历以本科为主(占77.5%)，岗位多为管理类(占51.9%)与技术类(占32.9%)。
本研究共涉及6个变量，分别为组织创新氛围、员工创新意愿、态度、主观规范、感知行为控制和工作—能力匹配。为确保测量工具具有良好信度与效度，所有变量均源于现有文献中已得到广泛验证的成熟量表，并通过与相关领域专家的讨论审核，对问卷内表述不清或者可能引起歧义的题项进行修正，最终形成组织创新氛围对员工创新行为影响机制的调查问卷。
其中，组织创新氛围量表主要借鉴Amabile等的KEYS量表，并根据研究情境对题项进行了相应的语境修改。该量表侧重于测度员工对组织鼓励创新的支持感知，较为贴合本研究情景——其将企业创新氛围分为同事支持、主管支持和组织支持3个维度，共计10个测量题项，Cronbach′s α值为0.785。员工创新意愿量表借鉴Ajzen、Jin Nam Choi等人的研究，即反映员工创新动机及计划形成的两个阶段，共计3个测量题项，Cronbach′s α值为0.705。态度、主观规范和感知行为控制借鉴胡婉丽在Fishbein & Ajzen、Phan等人研究基础上，依据中国情景及知识型员工特点修订的量表，其中，态度包含3个测量题项，Cronbach′sα值为0.723；主观规范包含3个测量题项，Cronbach′s α值为0.783；感知行为控制包含3个测量题项，Cronbach′s α值为0.759。工作能力匹配借鉴Cable & Judge、DeRue等人的研究，全面反映员工个体知识、技能和能力与工作要求的匹配度，共计3个测量题项，Cronbach′s α值为0.880。综上可知，所有变量的Cronbach′s α值均高于0.7的临界值，即测量量表的信度全部通过检验。
本研究所有变量的测量题项均以Likert 5点计分法衡量，从1至5代表符合程度递增，其中，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，填写者仅需依照个人情况如实填写。最后，本研究加入性别、年龄、受教育程度、工作岗位和所在行业等5个人口统计变量作为控制变量，以最大程度避免误差。
使用Amos 21.0对组织创新氛围、员工创新意愿、态度、主观规范、感知行为控制、工作能力匹配等6个变量之间的区别效度进行验证性因子分析，结果见表1。对比六因子模型、五因子模型、三因子模型和单因子模型的模型拟合度指标，发现六因子模型明显具有更为优异的模型拟合度(卡方值自由度比为4.676，小于临界值5；RMSEA为0.055，小于临界值0.08；其余检验指标GFI为0.923，AGFI为0.879，IFI为0.820，CFI为0.916，均达到或接近临界值0.9)，证明本研究所选变量具有良好的区别效度。
表1 测量模型验证性因子分析结果(N=426)
模型CMIN/DFRMSEACFIGFIAGFI六因子模型:员工创新意愿,组织创新氛围,态度,主观规范,感知行为控制,工作能力匹配4.6760.0550.9160.9230.879五因子模型:员工创新意愿,组织创新氛围,态度,主观规范,感知行为控制+工作能力匹配4.9010.0550.6890.8080.768三因子模型;员工创新意愿,组织创新氛围,态度+主观规范+感知行为控制+工作能力匹配4.9490.0560.6850.8060.748单因子模型:员工创新意愿+组织创新氛围+态度+主观规范+感知行为控制+工作能力匹配5.1410.0570.6620.7900.709
此外，由于本研究所涉变量均源于同一被试者提供的信息，可能存在共同方法偏差，造成变量间出现虚假关系。因此，采用Harman单因子法检验共同方法偏差。具体来说，利用SPSS软件对全部变量作探索性因子分析，若未旋转下仅析出一个因子或第一个因子方差解释量超过40%，则说明变量间存在较高的共同方法偏差。本研究中第一个因子的方差解释率为28.221%，未超过40%，说明共同方法偏差在可接受范围内。
本研究涉及的6个变量，即组织创新氛围、员工创新意愿、态度、主观规范、感知行为控制、工作-能力匹配间的相关系数如表2所示。结果表明，除控制变量外，各变量间均存在显著正相关关系，与研究假设基本一致，为进一步验证研究假设提供了初步支持。
表2 变量相关系数矩阵(N=426)
变量12345678910111.性别12.年龄-0.4913.教育程度0.039-0.07314.工作岗位-0.017-0.124*-0.267**15.所在行业-0.147**0.163**-0.179**0.183**16.组织创新氛围-0.098*0.0570.215**-0.341**-0.216**17.员工创新意愿-0.185**0.217**0.193**-0.329**0.109*0.542**18.态度-0.0700.0790.146**-0.150**-0.0630.493**0.416**19.主观规范-0.129**0.130**0.157**-0.309**-0.0170.548**0.584**0.512**110.感知行为控制-0.0830.0050.231**-0.328**-0.161**0.608**0.542**0.458**0.585**111.工作能力匹配0.0750.099*0.262**-0.185**-0.158**0.459**0.242**0.324**0.316**0.370**1
注：*表示p<0. 05；**表示p<0. 01
首先，使用SPSS软件进行多元线性回归分析，共构建5个回归模型分别对变量间的直接关系进行检验，各回归模型均将性别、年龄、受教育程度、工作岗位和所在行业等5个变量作为控制变量，检验结果如表3所示。由Model 2可知，组织创新氛围对员工创新意愿具有显著正向影响(M2，β=0.460，p <0.001)，假设H1得到验证。
表3 组织创新氛围、态度、主观规范、感知行为控制、员工创新意愿直接影响关系的回归检验结果
变量 M1M2员工创新意愿M3态度M4主观规范M5感知行为控制组织0.460***0.495***0.506***0.548***创新氛围控制变量性别-0.179***0.140***-0.027-0.100*-0.037年龄0.192***0.169***0.0510.060-0.039受教育程度0.135*0.0790.0610.0420.079*工作岗位-0.265***-0.137**0.033-0.144***-0.127*所在行业-0.0410.0230.0450.131**0.007F20.05641.03823.43237.09745.530R20.1930.3700.2510.3470.395ΔR20.1830.3610.2410.3380.386
注：样本容量为426，***表示显著性水平p<0.001，**表示显著性水平p<0.01，*表示显著性水平p<0.05。回归系数为标准化系数
接下来，Model 3-Model 5分别检验了组织创新氛围对员工态度、主观规范与感知行为控制的影响。可以看到，组织创新氛围对员工态度具有显著正向影响(M3，β=0.495，p <0.001)，假设H2得到验证；组织创新氛围对主观规范具有显著正向影响(M4，β=0.506，p <0.001)，假设H4得到验证；组织创新氛围对感知行为控制具有显著正向影响(M5，β=0.548，p<0.001)，假设H6得到验证。
其次，对组织创新氛围与员工创新意愿间的3条中介路径进行检验。在检验多重中介效应时，Amos只能得到总的中介效应估计值，而无法给出每条特定中介路径的中介效应分析结果。大量实证研究结果表明，若要分析每条路径的特定中介效应，可以使用Bootstrap区间法。因此，本研究参考Hayes[41]提出的Bootstrap中介效应检验法，设置在95%的置信区间下进行5 000次抽样，若该水平下间接效应的Bias-corrected置信区间(CI)不包含0，则表示存在中介效应，检验结果如表4所示。在组织创新氛围和员工创新意愿关系间，基于态度(BC 95%，CI=[0.045 9，0.184 6])、主观规范(BC 95%，CI=[0.167 4，0.345 8])和感知行为控制(BC 95%，CI=[0.140 9，0.331 7])的中介效应都显著，即组织创新氛围能够通过态度影响员工创新意愿，假设H3成立；组织创新氛围能够通过主观规范影响员工创新意愿，假设H5成立；组织创新氛围能够通过感知行为控制影响员工创新意愿，假设H7成立。
表4 中介效应检验结果(N=426)
中介路径间接效应SE95%CILLCIULCI组织创新氛围→态度→员工创新意愿 0.110 10.034 00.045 90.184 6组织创新氛围→主观规范→员工创新意愿 0.255 40.047 30.167 40.345 8组织创新氛围→感知行为控制→员工创新意愿0.232 40.048 30.140 90.331 7
最后，参考Hayes提出的Bootstrap置信区间法，将中介和调节效应纳入同一分析框架进行整合，以分别验证工作—能力匹配对组织创新氛围—态度—员工创新意愿、组织创新氛围—主观规范—员工创新意愿、组织创新氛围—感知行为控制—员工创新意愿3条间接路径的调节作用。由表5可知，工作—能力匹配在组织创新氛围与态度间具有显著的正向调节作用(0.224 9，0.458 6)，作用值为0.341 7，假设H8成立；工作—能力匹配在组织创新氛围与主观规范间具有显著的正向调节作用(0.391 3，0.647 2)，作用值为0.519 2，假设H9成立；工作—能力匹配在组织创新氛围与感知行为控制间具有显著的正向调节作用(0.274 0，0.543 0)，作用值为0.408 5，假设H10成立。这些表明员工个人能力与其工作的匹配度越高，态度、主观规范和感知行为控制在组织创新氛围与员工创新意愿之间的中介作用越显著。
本研究基于计划行为理论构建了一个多重中介模型，探讨了组织创新氛围与员工创新意愿关系，分析了态度、主观规范和感知行为控制在组织创新氛围与员工创新意愿之间的中介作用，以及工作—能力匹配在整个影响机制中的调节作用。研究结果表明：①组织创新氛围对员工创新意愿具有显著正向影响；②组织创新氛围通过态度、主观规范和感知行为控制的中介作用对员工创新意愿产生正向影响；③工作—能力匹配在组织创新氛围对态度、主观规范、感知行为控制的驱动作用中均发挥显著正向调节作用。
表5 调节效应检验结果(N=426)
调节路径CoeffSEt值p值LLCIULCI组织创新氛围与工作—能力匹配的交互项→态度 0.341 70.059 55.748 30.000 00.224 90.458 6组织创新氛围与工作—能力匹配的交互项→主观规范 0.519 20.065 17.974 90.000 00.391 30.647 2组织创新氛围与工作—能力匹配的交互项→感知行为控制0.408 50.068 45.970 30.000 00.274 00.543 0
KIBS提供以知识为基础的中间产品或服务,该过程的核心在于知识生产与创新。因此，员工的创造性也是其工作产出的重要内容，是企业建立可持续竞争优势的重要组成部分。本研究通过实证分析证实，组织创新氛围对员工创新意愿具有显著正向影响，该结论与以往有关组织创新氛围能够影响员工创新意愿的研究结论一致，表明积极的组织创新氛围的确是激发员工创新意愿的重要情景因素。但是，从企业营造鼓励创新的氛围到员工产生创新意愿之间并非是单一的影响路径，其中存在员工的一个理性心理过程，即受到态度、主观规范、感知行为控制的影响。基于此，本文突破以往选取单一中介变量研究对组织创新氛围影响的思路，创新性地运用计划行为理论对员工创新意愿受到组织创新氛围影响的复杂过程进行系统性分析，证实组织创新氛围通过员工态度、主观规范和感知行为控制3个方面对员工创新意愿产生显著正向影响。此外，在探究环境与个体的交互过程中，将员工关于工作—能力匹配度的认知作用纳入考量，验证了组织创新氛围与员工态度、主观规范和感知行为控制的关系会随着员工工作—能力匹配程度的差异而出现转变，即员工的工作—能力匹配度越高，其在组织创新氛围影响下形成的态度、主观规范和感知行为控制越积极。以上研究结论揭开了组织创新氛围与员工创新意愿之间传导机制的“黑箱”，进而对现有计划行为理论和人—环境匹配理论研究进行了有意义的拓展。
在实践上，本研究对KIBS企业提升员工创新意愿同样具有一定借鉴。根据研究结果，企业管理者应从以下方面提升员工创新意愿：①KIBS企业应充分考虑员工兴趣爱好并制定出科学合理的选拔调配制度，保障员工与岗位的高度匹配，同时，应对工作权限予以适度放宽，让员工充分感受到工作自主性，形成宽松、自由、鼓励试错的工作氛围；②在中国的集体文化情境下，领导以及周围同事的创新行为会形成积极的示范作用，潜移默化地影响员工创新意愿。因此，企业领导首先应该身体力行，从口号式创新转向实践式创新，形成带头创新的示范效应。其次，应着重挖掘和发现创新“领袖”成员，对于取得一定创新成果的员工给予奖励和支持，如升职奖励或物质支持等，形成星级标杆效应。此外，开放的沟通更有利于现有知识重组与新知识发现，因此应加强员工之间的联系，增强高层次非正式组织间的沟通等；③知识创新的系统性、复杂性要求企业除加大资源、经费、技术等方面投入外，还应放宽员工对创新过程中所需资源、经费等方面的使用权限以增强员工的控制力感知。当员工感知到创新所需资源在组织内部可以轻易获取、创新活动更易开展时，更易于产生创新意愿；④组织在员工招募过程中应倾向较高学历者或相关工作经验丰富者，注重员工自身能力与岗位的契合度，并为优秀员工提供外派深造机会，同时增加内部定期培训，这些都是激发员工创新意愿的有效途径。
尽管本研究通过实证检验了相关理论假设并得出一些结论，但仍不可避免地存在一定局限性。局限之一是本研究行业仅限定在知识密集型服务业，研究结论能否推广至其它行业仍有待进一步检验，未来可以将研究拓展至其它行业以增强结论的普适性；局限之二是本研究采取的横截面数据分析(Cross-sectional Data)无法严格证明变量间因果关系，未来可以作进一步的纵向动态追踪以建立更为确切的因果关系。此外，尽管本研究考虑到了员工能力—工作匹配程度对组织创新氛围权变作用的影响，但个体创新意愿的形成是一个复杂过程，存在大量影响因素，如个体人格特质、组织情境因素等，这也是未来研究的一个重要方向。
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