组织创新支持对科研人员创新行为的影响
——基于创新自我效能感、知识共享的链式中介效应

许 慧，郭丕斌，暴丽艳

（1.山西大学商务学院，山西太原 030031；2.太原学院管理系，山西太原 030032）

1 研究背景

党的十九大报告中指出创新是引领发展的第一动力。倡导创新文化，实施创新发展战略，就要培养造就一大批科技人才和高水平创新团队。在此背景下，各级政府乃至部分企业陆续出台创新政策，针对科研人员创新的激励力度不断加大，如出台创业投资、财政补贴、税收优惠、和提高科研人员收入等方面的系列政策，但组织内外部各方面的创新支持都需要落实到科研人员个体的创新意愿或活动上。我国各个地方和各用人单位均推出吸引人才的各类政策，这些政策体现为地方政府的外部环境中的创新政策支持和用人单位组织内部的创新支持［1］，那么这些组织创新支持如何对科研人员的创新行为产生影响呢，这是个值得深究的问题。2019 年，我国研究与试验发展（R&D）经费投入总量为22 143.6亿元［2］，但我国科技成果转化率仅为30%，远低于发达国家达60%～70%的水平［3］，主要原因是科技成果的转化率不高，创新能力有待提高。研究表明，我国仍存在科研人员创新行为不明显、创新活力不足的问题，创新激励政策对于科研人员的创新行为的影响也是有差异［4］。所以，研究创新政策的激励问题具有重要现实意义。

不少学者已从心理学、管理学、经济学等多个领域关注科研人员的创新意愿、创新行为、创新激励政策、创新绩效等问题，其中对于科研人员创新行为的研究最为普遍，主要从创新动机、创新品质、人口统计特征、知识共享等多个角度进行研究。组织内外部创新支持能够大大提高科研人员的创新意识，这是影响创新意愿的重要因素，能够帮助科研人员提供更多创新机会、有效组织创新资源、降低创新成本及风险，但目前从组织创新支持视角研究创新激励相对较少。为此，本研究着重从组织内外部创新支持对科研人员创新行为的影响作用进行研究，构建以创新自我效能感、知识共享为中介变量的链式中介效应模型，以探讨组织创新支持如何通过创新自我效能感、知识共享来共同影响科研人员创新行为的内在机制，为激发科研人员创新活力、促进创新意愿、指导创新管理实践工作提供参考。

2 文献回顾和研究模型

2.1 组织创新支持和创新行为

组织创新支持是指员工在组织中感知到组织对其创新想法和创新工作的环境、福利、政策等的一系列支持［1］，既包括组织内部的创新支持，也包括组织外部环境的创新政策支持，如政府部门为推动技术创新出台的金融税收优惠系列政策。宏观上讲，创新政策涉及范围较广，是政府为推动技术创新进行的科技、产业、金融、人才等各类政策的综合。杨洁等［5］认为组织创新鼓励侧重于员工在组织内部环境中感知到的各类创新制度支持，以及领导、同级员工、下属对个人的创新支持，包括组织创新氛围支持、领导创新支持和同事创新支持。

创新行为是创新意识、想法由诞生到转变为现实的复杂过程，是促进和实现创新意识、新颖观点的行为。创新过程具有高不确定性、高风险、高难度和低成功率等特征。创新行为一般包括探索式和利用式两类创新行为，探索式创新行为是一种变革式的创新行为，利用式创新行为是一种渐进式的创新行为［6］。

近几年，众多学者针对组织创新支持和员工创新行为的关系展开了研究，主要是从组织内部创新支持和组织外部创新政策两个角度对创新行为及创新绩效的影响进行研究，如Eisenberger 等［7］指出，组织创新支持对员工创新意向和创新行为有正向作用；顾远东等［8］认为组织创新支持通过组织认同、领导认同和职业认同间接影响员工创新行为。也有学者是从组织外部环境中创新政策支持的角度来进行研究，如范云鹏［9］研究表明，供给政策、需求政策、环境政策等创新政策与企业的创新行为有正相关关系；周江华等［10］构建了创新政策对企业创新绩效的影响机制模型，结果表明政府的财政补贴和税收政策均对企业创新绩效有显著影响；施丽芳等［11］将创新政策在帮助创业家管理不确定方面发挥的作用称为不确定管理效应，从另一个角度揭示了创新政策对企业创新行为的影响。

以上是已有研究中关于创新政策对企业创新行为影响的主要观点，而组织创新支持对组织中的科研人员如何影响是本研究的重点。杨洁等［5］基于认知心理学、角色认同等理论研究发现，组织创新鼓励与创新行为有正相关关系。创新政策支持其实也是组织创新鼓励中的一部分，当科研人员获得组织创新支持时，表现出更积极的新想法和创造活力，能够主动分享其隐性知识，产生更多的创新行为。创新政策支持也能鼓励创新行为，一方面创新政策激励科研人员将个人有限的资源投入到创新中，科研人员会在预期的个人投入与收益的权衡下更加大创新投入；另一方面，创新激励政策帮助科研人员提高创新活动的可能性，降低了科研人员创新创业的门槛。基于此，本研究提出以下假设：

H1：组织创新支持对科研人员创新行为有正相关关系。

2.2 创新自我效能感

创新自我效能感是Tierney 等［12］学者在自我效能感理论和创造力理论的基础上提出的一个衍生概念，是衡量个体在创新活动中的自我期望，是对个体自我创新能力的评估，反映了个体在创新活动中的效能信念，并为个体创造力理论的研究提供了工具。已有研究表明，创新自我效能感影响科研人员创新行为的作用明显：创新自我效能感高的科研人员能够主动获取新知识，遇到挫折时能够坚持继续开展创新活动；创新自我效能感低的科研人员通常信念感不足，消极对待创新活动［13-14］。较高的创新自我效能感能够增强科研人员的创新意愿，有效激发其创新行为。且具有不同知识能力的科研人员的工作意愿不同［15］，知识能力较高的科研人员在研发过程中更乐于从兴趣出发，勇于解决难题，从中获得成就感和满足感［16-17］。赵西萍等［18］验证了科研人员的自我效能感与工作创新绩效之间存在正相关关系。王楠等［19］发现，创新自我效能感通过激发科研人员的内外部动机，进而引发其创新行为。刘追等［20］证实了科技人员的创新自我效能感在不确定性规避与创新行为间有明显中介作用。王永跃等［21］通过调研发现，创新自我效能感部分中介了内部人身份感知对创新行为的影响。林新奇等［22］证实了员工创新自我效能感部分中介了人岗匹配对员工创新行为的影响。由此可知，创新自我效能感可以直接影响或通过其他因素间接影响科研人员创新行为的产生，提高组织创新支持力度会通过对个体创新自我效能感的影响，进一步激发科研人员的创新动机，进而影响其创新行为。基于此，本研究提出以下假设：

H2：科研人员的创新自我效能感在组织创新支持与创新行为之间起中介作用。

2.3 知识共享

知识共享是员工个体通过多渠道愿意，将自身知识转化为他人知识、组织知识的过程，是实现知识传递交流价值最大化的过程［23］。知识共享本质上是员工个体之间双向的互动过程，在很大程度上重塑了员工的知识结构，进而影响到个体的创新行为，有效地提升了组织的创新能力［24］，是创新行为理论中探讨的重要因素。Akram 等［25］调研了中国电信行业，认为知识共享对员工创新工作具有显著的正向作用。李佳宾等［26］提出企业能够灵活运用组织内部的知识共享以激发员工的创新行为，从而提高其创新效率，对创新行为产生积极的指导作用。因此，组织内部的知识共享会显著影响科研人员的创新行为。

朱建民等［27］认为，斜向社会关系资本是指与研究机构当地政府以及公共服务机构之间存在的资源，这也在本研究的组织创新支持的研究范围内，他们得出知识共享中的知识吸收能力与创新绩效有显著的正相关。此外，刘志迎等［28］调研了国内若干个众创空间，发现组织创新支持显著的众创空间能够提供更多的资源、优惠政策，利于组织内个体采取持续长期的创新行为。基于此，本研究提出以下假设：

H3：知识共享在组织创新支持与科研人员创新行为之间起中介作用。

同时，刘志迎等［28］对创新自我效能感、知识共享与创新行为的关系进行了实证研究并发现，创客创新自我效能感通过知识共享的中介作用间接影响其创新行为，众创空间的创新支持在模型中起调节效应。基于此，本研究提出下列假设：

H4：组织创新支持通过科研人员的创新自我效能感影响知识共享，进而影响其创新行为。

创新自我效能感、知识共享是两个复杂的变量，已有研究发现二者受到多重因素影响，从而构成了一个多层面的中介变量。不少研究虽然证实了创新自我效能感、知识共享各自对创新行为的影响，但在组织创新支持影响创新行为模型中并未有深入探讨创新自我效能感、知识共享的内在联系，目前涉及该领域的研究较少，因此本研究将重点讨论创新自我效能感、知识共享在其中的影响路径、影响作用和影响效应大小。

综上所述，本研究构建组织创新支持与科研人员创新行为的链式中介效应模型（见图1），其中自变量为组织创新支持，因变量为创新行为，中介变量为创新自我效能感、知识共享。组织创新支持影响科研人员创新行为的路径有以下：第一，组织创新支持直接影响创新行为；第二，创新自我效能感、知识共享分别在组织创新支持与创新行为之间起中介作用；第三，组织创新支持通过创新自我效能感影响知识共享，进而影响创新行为。

图1 研究概念模型

3 数据与方法

3.1 样本数据

本研究采集样本数据的个人基本信息包括被调查对象性别、年龄、职称、专业类别等统计学变量，调查对象主要集中在我国中西部地区，分别来源于高等院校、科研机构、科技企业、政府部门，通过网络、现场走访等方式向以从事技术研发为主的技术人员发放调查问卷。总共发放问卷500 份，收回问卷410 份，有效回收率是82%。其中，男性占比58%、女性占比42%，专业涵盖面较为广泛，涉及经管、理工、人文社科类等类型，年龄、职称结构较为合理。

3.2 变量度量

（1）组织创新支持。组织创新支持包括组织内部支持和组织外部支持，共4 个题项。其中，组织内部创新支持借鉴邱浩政等［29］的组织支持理念，以及杨洁等［5］提出的组织创新鼓励3 类指标，包括组织创新氛围、领导创新支持、同事创新支持构念；组织外部政策支持借鉴社会斜向关系资本中与风险投资机构、政府部门、大学科研机构等的关系，以及相关激励政策支持力度。

（2）创新自我效能感。众多学者对创新自我效能感的指标进行了研究，比如Tierney 等［12］提出的量表注重员工在工作中应用创新方法、方式的程度，Karwowski 等［30］开发的大学生压力量表（SSCS）中用于测量创新自我效能感有6 个题目等，本研究借鉴Carmeli 等［31］的创新自我效能感量表，共包括8个度量指标。

（3）知识共享。本研究的知识共享量表结合牛冲槐等［32］的观点，并借鉴了Chennamaneni［33］开发的知识共享体系，提出了3 个度量指标。

（4）创新行为。结合科研人员创新行为的特点，借鉴 Scott 等［34］的员工创新行为度量指标，主要包括积极获取并实践新的方案“积极探索更多的创新性的思路”等6 个题项。

3.3 研究方法

本研究采用SPSS 统计软件20.0 进行描述性分析和相关分析，并运用层次回归分析法，研究组织创新支持与科研人员创新行为的关系，在控制人口统计变量的前提下，引入中介变量创新自我效能感、知识共享，研究创新自我效能感、知识共享在组织创新支持与创新行为中的作用，在此基础上，利用Amos 软件构建链式中介效应模型，并采用Bootsrap法进行中介效应检验。国内已有相关研究中普遍使用的逐步检验法和Sobel 检验法都有一定的缺点，逐步检验法的统计功能不够强大，Sobel 检验法要求样本数较多，相较之下，Bootstrap 方法统计检验更强大，能够模拟从总体中随机重复抽取大量样本的过程，克服了前两种方法的缺点，因此，本研究采用Bootstrap 法进行中介效应检验。

4 研究结果

4.1 信度和效度检验

利用Amos24.0 统计软件进行数据分析，通过信度系数法检验得到组织创新支持、创新自我效能感、知识共享、创新行为各变量的克朗巴赫系数α值均在0.7 以上，复合信度系数CR 值均大于0.6，说明信度较高，且各维度变量AVE 值都大于0.5，表明变量具有良好的收敛效度。此外，验证性因子分析结果 显 示：x2/df=2 300，CFI=0.919，TLI=0.906，IFI=0.920，RMSEA=0.057，表明模型的整体拟合度较好，能够进行下一步分析。

采用SPSS20.0 软件检验各变量间的相关程度，各变量的均值、标准差、相关结果如表1 所示。由r=0.349、P＜0.01，r=0.452、P＜0.01，r=0.578、P＜0.01 可知，组织创新支持与创新自我效能感、知识共享、创新行为分别为显著的正相关关系；同理，由r=0.565、P＜0.01，r=0.477、P＜0.01 可知，创新自我效能感与知识共享、创新行为分别为显的正相关关系；由r=0.617、P＜0.01 可知，知识共享与创新行为为显著的正相关关系。以上数据初步检验了本研究的假设H1、H2、H3。

表1 样本描述性统计分析和相关分析结果

4.2 各变量回归分析结果

根据Baron 等［35］提出的中介效应检验方法来验证本研究中变量组织创新支持与创新自我效能感、知识共享之间有显著关系，创新自我效能感、知识共享与创新行为之间的显著相关性是证明创新自我效能感、知识共享分别在组织创新支持与创新行为之间体现中介效应的前提条件。此外，控制创新自我效能感、知识共享后，若自变量组织创新支持对因变量创新行为的影响消失，说明创新自我效能感与知识共享发挥完全中介效用；若影响作用减少但显著，说明部分中介。其中：模型M1引入性别、年龄、职称、专业背景等控制变量，创新自我效能感作为因变量；M2在M1的基础上加入自变量组织创新支持；M3引入性别、年龄、职称、专业背景等控制变量，知识共享作为因变量；M4在M3的基础上加入自变量组织创新支持；M5在M4的基础上加入自变量创新自我效能感；M6引入控制变量性别、年龄、职称、专业背景，创新行为作为因变量；M7在M6的基础上加入自变量组织创新支持；M8在M7的基础上加入知识共享；M9引入性别、年龄、职称、专业背景等控制变量和组织创新支持自变量，以创新自我效能感中介变量，将创新行为作为因变量；M10在M9的基础上加入知识共享中介变量。从表2 可知：

（1）组织创新支持对创新行为的影响。模型M7比M6的预测效果更好，且标准化回归系数β值等于0.496（P＜0.001），证明组织创新支持对创新行为有正向影响。

（2）组织创新支持对创新自我效能感的影响。模型M2比M1的预测效果更好，且β值等于0.291（P＜0.001），证明组织创新支持对创新自我效能感有正向影响。

（3）创新自我效能感的中介效应检验。第一步在控制人口统计变量的前提下，检验自变量组织创新支持与因变量创新行为的关系，由模型M7结果可知，组织创新支持对创新行为有正向影响（β=0.496，P＜0.001）；第二步在控制人口统计变量的前提下，检验自变量组织创新支持与中介变量创新自我效能感的关系，观察模型M2的结果；第三步在控制人口统计变量的前提下，检验中介变量创新自我效能感与创新行为之间的关系，模型M9的结果创新自我效能感与创新行为有正向相关关系（β=0.317，P＜0.001）。由模型M2、M7、M9的回归结果可知，加入中介变量创新自我效能感后，M9的R2增加到0.477，证实假设H2成立。同理，由模型M2、M4、M5 的检验结果可知，加入中介变量创新自我效能感后，M5的R2增加到0.350，说明创新自我效能感在组织创新支持和知识共享之间起部分中介作用。

（4）知识共享的中介效应检验。比较模型M5、M9、M10的回归结果，加入中介变量知识共享后，模型M10的R2增加到0.583，说明知识共享在创新自我效能感和创新行为之间起部分中介作用；比较模型M4、M7、M8的回归结果，加入中介变量知识共享后，模型M8的R2增加到0.559。由此发现，知识共享在组织创新支持和创新行为之间起部分中介作用。

表2 样本变量回归分析

4.3 链式中介效应的显著性检验

由于SPSS 软件宏程序只能检验单一的中介效应，借鉴温忠麟等［36］的做法，运用非参数百分位Bootstrap法进行中介效应检验。Bootstrap检验原则为：用第2.5 百分位数和第97.5 百分位数来估计95%的中介效应置信区间，若置信区间中不含0，则中介效应显著。创新自我效能感、知识共享中介作用分析结果如表3 所示，可知路径A、B、C的95%的中介效应置信区间中不含0，且所有路径的中介效应均显著（P＜0.05），说明中介变量创新自我效能感和知识共享的中介效应显著，假设H2、H3得到证实；路径A、B、C的效应值分别为 0.043、0.185、0.190，比较各数值大小发现，路径B中知识共享的中介作用比路径A中创新自我效能感更明显，路径C中效应值为0.190，在95%的置信区间为［0.078,0.358］之间，不包括0，表明创新自我效能感与知识共享具有链式中介作用。由此说明，组织创新支持与科研人员个人的创新自我效能感有正向关系，而创新自我效能感通过科研团队成员之间知识共享过程中的相互学习积累能大大激发创新行为，链式中介作用更突出，从而假设H4得到证实。

表3 创新自我效能感和知识共享的中介作用分析

表3 （续）

路径A、B、C阐释了不同的中介变量在组织创新支持与科研人员创新行为之间影响路径、中介效应的大小差别，样本的模型拟合结果如图2 所示。

图2 变量模型拟合结果

5 研究结论与讨论

5.1 主要结论

国内外针对科研人员创新激励与创新行为的研究虽然较为普遍，但是由于创新政策激励的适用性、滞后性等原因，对于变量创新自我效能感、知识共享在组织创新支持与创新行为中发挥的效应没有完全明晰，因此本研究构建以创新自我效能感、知识共享为中介变量的链式中介模型，研究了通过组织创新支持激励科研人员的创新自我效能感及知识共享意愿进而影响其创新行为的内部机制。主要结论如下：（1）组织创新支持与创新行为有直接正相关关系；（2）创新自我效能感、知识共享在组织内外部创新支持和创新行为之间起明显的中介作用；（3）对于科研人员而言，组织内外部的创新支持力度越高，其创新意愿越明显，同时越有利于增加科研团队成员各自的知识共享意愿，进而影响其创新行为；（4）组织创新支持通过创新自我效能感影响知识共享，进而影响创新行为。

5.2 理论启示

（1）进一步丰富了员工创新创造力理论，同时证实了科研人员创新行为是多因素综合作用的结果，为组织支持感促进科研人员创新创造力的相关研究提供了实证支持。组织创新支持不仅对科研人员的创新行为有直接积极的影响，同时创新自我效能感、知识共享能够部分地解释其作用，其中介效应大小也侧面反映了这两个中介变量有一定的作用差异。

（2）关注创新自我效能感、知识共享在组织创新支持与科研人员创新行为的作用机制这一“黑箱”。由模型拟合结果可知，创新自我效能感通过科研团队成员之间的知识共享能进一步提高个体的创新行为，该结论反映了创新自我效能感和知识共享在组织创新支持影响科研人员创新行为模型中的内在联系，这是对创新创造力理论的深入探索。其中，创新自我效能感、知识共享对创新行为的影响效果不同，但这两个中介变量之间仍然存在链式中介作用，说明科研人员本身的创新自我效能感确实在很大程度上通过知识共享影响其创新行为。在创新领域，由于隐性知识的共享难度，创新自我效能感高的科研人员能够更主动地学习新的技能、方法和知识，其知识共享水平也就越高，组织内外部的创新支持共同通过创新自我效能感、知识共享来激发其创新行为。这是对创新自我效能感、知识共享的中介作用机制研究在科研人员创新领域的拓展。

5.3 政策建议

（1）重视组织内外部各类创新激励的重要性。当科研人员感知到组织内部领导和同事给予创新支持时，如组织投入更多的研发技术、设备、资金帮助其创新，上级领导支持员工的创新想法，员工之间互相共享信息、降低创新成本等，这些都可以激发科研人员的创新性活动。同时，组织外部的创新政策支持力度越大，创新政策体系、配套设施越完善，则组织外部的创新支持对于科研人员的创新意愿的影响越明显。第一，激励科研人员将个人有限的资源投入到创新中。由于创新活动具有高风险、收益不稳定等特点，基于内外部各类创新激励，科研人员会在所处区域或企业的创新政策导向下进行课题研究，紧跟市场需求，避免资源浪费，合理衡量投入产出比，实现更多有价值的创新成果。第二，给予了科研人员进行创新活动更多的可能性。研发与科技成果转化等创新活动是一个复杂的过程，涉及环节较多，资金补助、金融支持、税收减免等各类创新激励政策能够帮助科研人员解决资源受限的问题，同时降低其创新创业的门槛。

（2）在组织内外部积极构建创新激励机制和知识共享平台，提高科研人员创新效率。组织内部的创新支持力度越大，越能提高科研人员的创新意愿，因此组织可以通过营造组织创新支持氛围和加强企业创新文化、创新愿景和创新激励机制等方面的学习，提升科研人员的创新效能；同时，外部创新政策支持力度越大，越有利于科研团队成员提高各自的知识共享意愿，进而加大其创新行为，因此组织可通过技术、工具支持，搭建知识共享平台，进一步推动科研人员进行资源共享，尤其是新思维、新方法的相互交流。区别于显性知识的交流特点，隐性知识的共享更利于科研人员完成团队创新任务，提高创新实践成效。

（3）组织内外部应注重从科研人员的创新自我效能感、知识共享意愿、知识共享方式等多角度共同制定相关政策，并确保政策的有效性。虽然各级政府乃至企业已出台众多有关鼓励创新的政策，针对科研人员创新的激励力度也不断加大，但政策的适用性、有效性仍存在值得商榷之处，应进一步采取有效措施激发和提升科研人员的创新自我效能感与知识共享意愿，这对创新管理实践具有重要意义。

5.4 不足与展望

本研究主要的局限性在于调查样本多集中在我国的中西部地区，并且采用的是横向截面数据，没有连续对调查样本进行阶段性跟踪，未能很好地揭示其动态发展过程，同时由于创新政策实施效果有一定的滞后性且存在地区差异，因此结论的普适性有待加强。在后续研究中，一方面可扩大研究范围，分地区分类别调研，另一方面可通过纵向数据的持续追踪进行比较研究，并识别出其他的中介变量或调解变量，深入发掘这些变量之间的关系，研究不同时期、不同地区等情况下组织创新支持与科研人员创新行为关系模型的影响差异。