李桂华 刘佳佳 魏小冲

(中央民族大学 管理学院，北京 100081)

0 引言

“十四五”规划明确指出，“坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位”[1]。企业的创新活动离不开个体,个体创新绩效可以有效提高企业创新能力。长期以来,研发人员创新绩效的影响因素及作用路径一直是理论界与实务界关注的焦点。连智华等(2017)[2]研究指出，自我效能作为个体对自身执行能力的一种自我评价，可以有效激发研发人员的创造潜能，在高压力情境下依然可以表现出高水准的创新绩效。此外,分别有学者研究了高工作嵌入(李永周等，2014)[3]、工作幸福感(黄亮等，2015)[4]、自我监控人格(高鹏等，2020)[5]等个人感知因素对员工创新绩效的影响。然而周叶等(2021)[6]通过研究大量文献提出,员工是心理复杂的“行为人”和“社会人”，现有关于影响其创新行为的心理变量研究仍然太少，还需对其他的心理变量进行挖掘和探索。

职业认同是指个体依据以往成长经历与感受,逐步发展及确认自己职业的过程,是对从事职业作出的肯定性评价。受国外研究的影响,我国最初关于职业认同的研究主要围绕教师和医护职业，随着学者对职业认同研究的深入,职业认同的研究范围和深度日渐丰富。李志等[7](2020)认为基层公务员的职业认同体现为认可自己发挥的社会价值，并坚信自己会有良好的未来职业发展，进而产生积极的自身行为倾向，有效对抗因任务多、压力重而产生的心理倦怠感，增加职业行为投入。除此以外，也有学者将职业认同应用到产业工人[8]、新闻工作者[9]等职业的心理活动和职业行为中进行研究。由此可见,职业认同对员工的心理状态、工作投入、工作绩效等方面都有着重要影响。众所周知，研发人员在实际工作中面临很多困境：操作难度高、研发时间长，失败的可能性大。根据自我决定理论的内部动机理论,当个体的自主需要得到满足时,个体就会有更强的工作动力,会更加积极地完成工作。范宁等[10](2021)提出研发人员的心理因素直接影响他们的工作行为，而心理授权可以通过激发员工工作动机来克服研发工作结果的不确定性，并实施具有潜在风险性的主动创新行为。因此，若企业的研发工作可以得到研发人员的认同，必然可以激发其积极情绪和创造力。

尚玉钒等(2011)[11]提出，调节焦点理论能够很好地解释员工的创造力问题。根据调节焦点理论，个体在追求目标的过程中，会时常对自身的认知、情绪及行为进行必要的调节和管理(Gamache,Mc Namara,Mannor,Johnson,2015)[12]，在这个过程中，个体存在两种不同的自我调节系统,并根据目标的不同而产生不同的调节焦点,进而形成不一样的感知、情绪，并出现不同的决策和行为。尚玉钒等[11]发现，促进焦点下的员工倾向于自主学习，会不断寻找各种信息来进行多种尝试，解决问题能力比较强，因此更容易有创造性行为；防御焦点下的员工更希望维持现状而不愿意进行新尝试，这种相对保守的思想最终阻碍了他们发挥创造力。同时，余璇等(2020)[13]提出当促进焦点下的员工倾向于自主学习、不断探索和尝试时，他们会花费较多的时间和精力在自己的工作，工作投入增多；而更愿意维持现状的防御型焦点的员工追求做好分内之事，通过减少“试错”来满足自身的安全感需要，从而趋向于减少工作投入。工作投入能够有效评价和反映个体对工作的认知以及在工作中的付出程度，并有效预测工作绩效。高工作投入的员工积极主动、充满热情,更易产生“心流”状态而展现出较强的创造能力。由此可见，个体的调节焦点、工作投入很有可能与职业认同及创新绩效间存在某种关系。但回顾以往文献发现，他们之间的相互影响路径研究较少，关系不明确。综上，本文基于自我决定理论的内部动机理论，引入调节焦点和工作投入作为中介变量，探讨职业认同与研发人员创新绩效之间的关系，以期在建设创新型国家战略背景下对提高研发人员的创新绩效有所帮助。

1 文献回顾与假设提炼

1.1 职业认同与创新绩效

通常认为创新绩效(Innovation Performance)是用新方法解决工作中遇到问题的行为，由Amabile(1983)[14]最早提出。创新绩效是员工绩效的一个核心组成部分，并能帮助企业保持竞争优势(Turró et al.，2014)[15]。在个体层面，学者韩翼(2006)[16]和姚艳虹(2013)[17]分别根据自己的研究对个体创新绩效的定义与维度提出不同的看法。本文与姚艳虹的定义相一致，认为创新绩效由创新行动和创新效果两个维度构成。

职业认同(Career Identity)是依据Erikson(1968)[18]的“自我同一性(ego identity)”发展而来。后继学者在其基础上发展出侧重“结果”[19]和“过程”[20]两种不同的职业认同概念。“结果”型主张职业认同是在认识自我和职业环境后形成的一种职业评价结果，它是一种相对稳定的状态；“过程”型则主张职业认同是不断发展和变化的,是个体在自己所在的职业环境和自我意识的互动中对自我职业的逐步认识，它是一种动态的过程。而无论是“结果”还是“过程”,我们在经历了特定的生命阶段后都要进入到譬如教师、警察等某个具体的职业中去进行工作[21]。因此，本文与乔志宏学者的观点相一致,认为职业认同在实际生活中可以理解为个体对某一具体职业的喜爱或者从事某一具体职业为其带来的荣誉感和价值感。

张明等(2020)[22]提出知识型员工的职业认同在职业召唤和工作敬业度之间发挥部分中介作用，具备较高职业认同的个体，在工作中会产生积极的情绪体验，并以此提升职业兴趣，促进自我职业技能的开发，进而对工作感知到满意和自我实现，实现良好的工作绩效。对职业具有高度认同感的个体，能够更加清晰地认知所从事职业的特征、作用和意义感；他们对自身从事的职业满怀热情、拥有积极的情感体验。赵波等(2020)[23]提出职业认同感高的职业群体，越容易做出重视专业知识、工作技能的职业行为,由于对职业具备较高的认同感，即使在工作中面对困境，他们也会意志坚定，全力以赴实现自己的职业目标，从而能够更加有效地完成工作任务。综上,本文提出以下假设:

H1:职业认同正向影响研发人员创新绩效。

1.2 调节焦点的中介作用

由Higgins(1997)[24]提出的调节焦点理论(Regulatory Focus)强调个体的自我调节的方式,分为促进型调节焦点和防御型调节焦点。不同调节焦点下的个体有不同的态度和行为规律，促进型调节焦点下,员工倾向于采取积极主动的行为策略,更加渴望成长和追求自我；防御型调节焦点下，员工会倾向采取谨慎、保守的行为策略，并在日常工作中害怕失败和惩罚，抵触尝试新方法[11]。

调节焦点理论解释了个体的心理动机以及为了达到自己不同的期望所采用不同的行为间的关系(Crowe E,1997)[25]。Strobel(2013)等[26]研究指出,个体设置的工作目标越聚焦在未来导向时,越可能产生促进焦点动机而不是防御焦点动机。乔志宏等(2011)[21]提出职业认同与职业决策、职业探索和职业成功都有密切关系。高职业认同者对所从事的职业价值感认同较高,会更加在意自身的成就和发展,因此在设置目标后渴望获得积极结果，此时，职业认同能够通过个体对研发职业的浓厚情感和积极态度而对自身的调节焦点产生影响，个体会更易产生采取各种积极行为的促进性调节焦点,阻碍防御性调节焦点产生。综上，本文提出以下假设:

H2a:职业认同正向影响研发人员促进型调节焦点；

H2b：职业认同负向影响研发人员防御型调节焦点。

调节焦点理论对个体的态度与行为有重要的预测作用(Brockner，2001)[27]。王艳子等发现[28]促进型调节焦点下的个体以满足成就需求为导向，即使大部分创新活动都存在失败的风险,他们仍会主动抓住实现个人抱负的潜在机会，积极进行创新工作方法的探索，寻找新的认知路径；相反，防御型调节焦点下的个体更偏好低风险，擅于规避高不确定性的行为，而抑制了他们应发挥出的创造性思维。

Scholl等(2014)[29]提出，人在匹配自身工作的价值观时,促进焦点主导下的个体喜欢从事自我导向型的工作,而防御焦点下的个体喜欢从事没有挑战性的工作。根据内部动机理论,促进型调节焦点主导的个体行为更加积极、主动,追求成长和发展,这样的员工更易被组织认可和表扬,个体可以从组织中感知到肯定、关心和安全感,个体的归属需要得到满足,工作驱动力变强;反之，防御型调节焦点下的个体不易被组织接受，来自组织的关心较少，组织归属感较弱，因此个体更加倾向去减少与工作创新有关的行为。Lanaj等(2012)[30]提出，促进焦点主导下的个体总是努力获取高绩效以实现理想自我。综上，本文提出以下假设:

H3a:促进型调节焦点在职业认同和研发人员创新绩效关系中起正向中介作用；

H3b：防御型调节焦点在职业认同和研发人员创新绩效关系中起负向中介作用。

1.3 工作投入的中介作用

工作投入(Work Engagement)是由Lodahl&Kejner在1965年首次提出[31]。此后各学者在其基础上分别进行了不同定义,其中最被认可的是Schaufel等人(2002)[32]的观点,即工作投入是指与工作相关,并拥有积极情绪和动机的一种完满状态,其特点是弥散性和持久性。工作投入包括三个维度:活力、奉献和专注。

根据内部动机理论，职业认同满足了自我对于工作胜任的需要。当研发人员的职业认同程度较高时，他会认为自己在组织中的存在是有效的，因此会乐于展现自己的工作才能。赵波等(2020)[23]提出职业认同是一个价值认同、发展认同、行为投入的统一体，它可以激发个体的积极情绪，并将其愿意干、想要干的心里诉求转化为内生动力。顾远东等(2019)[33]将职业认同作为调节变量纳入情绪——创造力的研究框架中，认为高职业认同的员工视消极情绪为对未来发展的一种威胁。而Sonny等(2018)[34]提出积极的情绪状态可以有效促进员工对工作的投入状态。综上，本文提出以下假设:

H4:职业认同正向影响研发人员工作投入。

情绪是影响人们行为的重要因素之一,相关研究也发现任何与情绪相关的环境或事件都会影响员工的创造力,如消极的工作情境或事件会使员工产生消极情绪,从而削弱员工的创造性(Amabile et al,2005)[35]。工作投入可以良性调动个体的身体、情绪和认知等方面，增强个体对工作的积极性(RICH B L,2010)[36]，员工的工作态度和工作成果也可以通过工作投入来衡量和预测，Schaufeli等[32](2002)提出,当员工处在高工作投入状态下时，在工作中更易表现出不断挑战、坚持不懈的探索性行为。黄俊[37]等(2016)发现，有较强工作投入意愿的员工,其创造性思维更易被激发，增加了员工持续创新的可能性。综上，本文提出以下假设:

H5:工作投入在职业认同和研发人员创新绩效关系中起正向中介作用。

1.4 调节焦点与工作投入的链式中介作用

不同的调节焦点下，个体对目标的情绪体验和预期结果不同。曹元坤等(2017)[38]提出，调节焦点可以有效影响工作态度。个体将内心认同的可付出精力全部投入到工作中, 以此来调节最佳自我和职业角色相一致。正如前文所讲，促进焦点下的员工追求成功，倾向自主学习、不断探索和尝试；而更愿意维持现状的防御型焦点的员工追求做好分内之事，通过减少“试错”来满足自身的安全感需要[13]。Lanaj等(2012)[30]提出，促进焦点个体和工作投入二者的潜在动机相似，都倾向于争取高绩效以追求实现理想自我；防御焦点个体更关注任务的完成情况, 并仅要求自己达到不受到责备的最低绩效标准即可。综上，本文提出以下假设:

H6a:促进型调节焦点正向影响研发人员工作投入；

H6b:防御型调节焦点负向影响研发人员工作投入；

H7:职业认同通过调节焦点和工作投入正向影响研发人员创新绩效，存在一个链式中介。

综上，本研究的理论模型图如图1所示。

图1 理论模型

2 研究设计

2.1 样本与数据

本次研究对象主要是北京、天津、青岛等市的高新技术企业研发人员,涉及人工智能、软件和信息技术服务以及营销平台等多个领域,因疫情影响,问卷调查主要通过线上平台问卷星,历时20天回收问卷644份,剔除部分草率填写和无法匹配的无效问卷后，获得有效问卷568份，问卷有效率为88.2%,具体样本统计信息见表1:

表1 样本人口统计学特征分布

2.2 变量测量

由于以往针对研发人员的职业认同与创新绩效的研究较少，因此本研究部分量表在借鉴国内外相关成熟量表的基础上，结合我国研发人员工作情境和研究需要对条目进行适当修订。然后,对65名企业研发人员进行预调查,预测结果显示各量表Cronbach’sα系数均大于0.8且效度较好,符合量表测量标准,最终形成本研究的正式量表。各量表均采用Likert5点计分法,1～5表示从“完全不符合”到“完全符合”。

创新绩效借鉴姚艳虹等[17]在Scott Bruce、Zhou George以及韩翼等研究的成熟量表基础上开发的针对知识型员工创新绩效量表。同时,本文根据实际需要在保持问卷原有维度划分不变的基础上,对相关题项适当修改,最终形成包括创新行动和创新结果两个维度的测量量表，共8个题项，如:“我因提出创新建议或创新性成果获得奖励”等,量表的Cronbach’sα系数为0.92。

职业认同借鉴郝玉芳[39]在Joakim Ohlen的混合模式(A hybrid model for concept development)的基础上并结合中国背景编制的护士职业认同问卷。本文根据研究对象和实际需要对相关题项进行适当修改,最终得到包括职业发展认同、职业价值认同和职业能力认同三个维度的测量量表，共15个题项,如:“我为自己从事该职业而感到自豪”、“我的性格和兴趣适合我从事的职业”等,量表的Cronbach’sα系数为0.95。

工作投入借鉴Schaufeli等[32]开发的简版UWES量表,包含活力、奉献和专注3个维度,共9个题项,如:“我对我的工作充满感情”等,量表的Cronbach’sα系数为0.87。

调节焦点根据LOCKWOOD等[40]开发的GRFM量表适当修改,得到包含促进型调节焦点和防御型调节焦点两个维度的测量量表，共8个题项，如:“我会注重关注我渴望达到的目标上”、“我将注意力集中在履行职责和义务上”等,量表的Cronbach’sα系数为0.89。

2.3 控制变量

根据以往研究,性别、年龄、受教育程度以及工作年限会影响个体创新绩效，因此本文选取上述这4个变量作为控制变量[41]。

2.4 分析方法

在数据的处理上，SPSS 25.0、Mplus 8.0是主要的研究工具。首先，通过SPSS进行单因素检验，以确定研究变量不存在共同方法偏差的问题；其次，通过SPSS对各变量进行描述性统计分析；最后，通过Mplus对变量进行联合显著性检验和Bootstrap检验[42]，以此来确定各变量的部分中介及链式中介作用。

3 实证检验与数据分析

3.1 共同方法偏差检验

为控制可能存在的共同方法偏差，本研究采取以下措施进行过程控制：(1)统一线上一对一收集， 并承诺信息绝对保密，且仅用于科研；(2)强调各选项具有主观性，不同的人选择不同的结果属正常现象；(3)所有问卷及时收回。除此以外，采用Harman 单因素检验法对问卷结果进行统计检验，发现未旋转和旋转后得到的第一个因子解释的变异量低于40%，这说明本研究不存在严重的共同方法偏差问题[43]。

3.2 变量描述性统计分析

对员工性别、年龄、受教育程度、工作年限、职业认同、工作投入、调节焦点与创新绩效进行相关分析，结果见表 2。相关分析结果表明，创新行为、创新结果、职业发展认同、职业价值认同、职业能力认同、活力、奉献、专注、促进型调节焦点两两之间显著正相关，与防御型调节焦点显著负相关。可见，职业认同、工作投入、调节焦点和创新绩效之间两两显著相关，并且年龄和工作年限与个别变量也存在显著相关。

表2 描述性统计结果和变量间相关分析 (n=568)

3.3 假设检验

使用 MPLUS 8.0 对模型H1、H2a、H2b、H4、H6a、H6b进行直接路径分析,结果显示各模型各项拟合指标见表3。

表3 各模型的拟合指数

可见以上各模型拟合良好,可以接受(温忠麟等，2004)[44]。因此，职业认同可以显著正向预测创新绩效，其效应值为0.82；职业认同正向预测促进型调节焦点，其效应值为0.87；职业认同负向预测防御型调节焦点，其效应值为0.73；职业认同能够正向影响工作投入，其效应值为0.92；促进型焦点能够正向影响工作投入，其效应值为0.76；防御型焦点能够负向影响工作投入，其效应值为0.65。由于职业认同对创新绩效的直接预测作用显著，再结合表4可以判定工作投入和调节焦点(促进型调节焦点、防御型调节焦点)在职业认同和创新绩效间有部分中介的作用。使用 MPLUS 8.0对工作投入和促进型调节焦点及防御型调节焦点在职业认同与创新绩效间的链式中介作用进行分析。根据研究假设构建的模型，以职业认同为自变量，创新绩效为因变量，工作投入和促进型调节焦点及防御型调节焦点为中介变量进行路径分析，得到的模型各项拟合指标为：χ2=258.362，df=154， RMSEA=0.071，CFI=0.948，TLI=0.929，SRMR=0.029；χ2=273.427，df=154， RMSEA=0.076，CFI=0.935，TLI=0.917，SRMR=0.041。由于年龄和工作年限与个别变量显著相关，本研究对年龄和工作年限的影响进行控制。重新进行路径分析，得到的各项拟合指标分别为：χ2=293.74，df=154， RMSEA=0.064， CFI=0.973，TLI=0.936， SRMR=0.025；χ2=312.356，df=154， RMSEA=0.061，CFI=0.962，TLI=0.931，SRMR=0.029 各路径系数见图 2。 综上可知，模型拟合良好，可以接受(温忠麟等, 2004)[44]。

图2 职业认同预测创新绩效的多重中介作用模型 (控制年龄和工作年限)

目前，进行多重中介检验的两种主要方法是：联合显著性检验和Bootstrap检验。从图 2 可知，模型中的全部路径系数均显著(p<0.001)，因此根据联合显著性检验可以判断从职业认同到创新绩效的链式中介效应显著。此外，进行偏差矫正非参数百分比 Bootstrap 检验，重复取样1000次，计算 95% 的置信区间。结果发现，职业认同→促进型调节焦点→工作投入→创新绩效这条路径的置信区间为[0.058，0.094]；职业认同→防御型调节焦点→工作投入→创新绩效这条路径的置信区间为[0.062，0.105]，二者区间不包括 0，再次表明该链式中介效应显著。各路径的具体效应值和中介效果量见表4。职业认同到创新绩效的直接效应为0.65，总间接效应(即5条中介路径的中介效应之和)为0.58，直接效应略大于间接效应；总效应(直接效应与间接效应之和)为1.23。效果量为各中介效应除以总效应，5条中介路径的效果量分别为：0.12、0.07、0.05、0.04、0.19，总中介效果量为0.47。

表4 职业认同作用于创新绩效的中介效应值与效果量

4 研究结论与讨论

4.1 研究结论

本研究基于568份企业研发人员问卷数据，探讨职业认同对研发人员创新绩效的影响，得到以下结论：

(1)研发人员的职业认同能够正向预测其创新绩效。员工职业认同往往代表员工对自身职业能力、职业价值以及职业发展的认同,因此职业认同可以提高员工的工作积极性和能动性,促进员工更多的创造性行为,进而正向影响研发人员的创新绩效。在职业认同对创新绩效的影响路径中，职业价值认同的作用大于职业发展和职业能力认同。

(2)调节焦点和工作投入在主效应路径中起中介作用。首先,职业认同增强了个体在工作中对成就和自身发展的渴望,有利于个体形成促进焦点,阻碍个体产生防御焦点。促进焦点的产生会促使个体采取各种主动行为，争取获得积极结果,从而提高创新绩效。反之,当个体职业认同程度较低时,员工更倾向于产生保守行为的防御焦点,阻碍创新绩效的提高。其次,职业认同通过增加工作投入对创新绩效产生正向影响。由职业认同引起工作投入的提高,往往代表个体在工作中有更多的活力、奉献和专注,此时，个体行为更加积极,愿为工作做更多的自我牺牲,从而提高创新绩效。

(3) 调节焦点与工作投入在职业认同对创新绩效的正向影响中存在链式中介作用。促进型调节焦点使个体重视成长和发展，对工作有更多的兴趣，因此会在工作中投入更多的时间和精力，工作投入由此增加；防御型调节焦点使个体在面对创新任务时更加关注避免产生消极结果，不愿进行大胆的尝试,阻碍了更多的工作投入，调节焦点——工作投入中介链成立。

4.2 理论意义

(1)本研究基于自我决定理论的内部动机理论,首次探讨了职业认同如何通过促进个体内部工作动机而提高研发人员创新绩效的内部路径,为提高研发人员创新绩效提供了新的视角。本文有利于我国在推进“创新型国家”的大环境下增加学者们对研发人员职业认同的关注与认识,提高研发人员创新绩效。

(2)本研究的结论和发现是对职业认同理论的有效补充与延伸。由于受国外研究影响,职业认同相关理论研究主要集中在教师、医生等行业,同时,学者们将职业认同应用到其他类别的职业时,很少将其作为自变量进行研究。因此,本文将职业认同作为自变量，并实证检验了调节焦点和工作投入在职业认同与创新绩效二者间存在的链式中介效应，响应了乔志宏等[21]提出的职业认同与工作绩效间可能存在中介变量的研究号召。本文丰富了职业认同的相关研究,能够帮助我们进一步认识和理解职业认同。

(3)本研究拓展了对调节焦点理论影响因素的研究范围。调节焦点理论是近年来重要的新动机分析理论，以往关于调节焦点影响因素的研究中,学者们多关注大五人格、焦虑和乐观、领导风格等[38]因素，本文实证检验了职业认同也会对个体调节焦点产生影响，一定程度上对调节焦点理论进行了完善与扩充。

4.3 实践启示

(1)营造有利于提高职业认同的工作氛围。学者Bamber等(2002)指出，职业认同受职业环境和个体经验的相互作用[45]。因此，企业管理者可以通过国家相关人才政策讲座、公司研发战略布局讲解等方式在企业内营造“科技改变社会,研发人员改变科技”的环境氛围,帮助员工发现研发职业的工作价值。

(2)将职业认同应用到企业招聘和企业培训中。在招聘研发人员时，可使用相关量表筛选出职业认同程度比较高的员工；同时企业应注重研发人员的职业认同培训，在企业培训中加入职业认同的相关知识。

(3)重视员工促进型焦点的形成。促进型调节焦点和防御型调节焦点是个体在面对客观的事物和环境时所产生的不同侧重点，二者普遍存在于个体中而又不完全对立[46]。因此企业应塑造有利于员工促进型调节焦点形成的环境，充分调动研发人员在工作时的积极性和创造性。

4.4 研究局限与未来展望

(1)测量量表有待完善。大部分量表直接借鉴了国外开发的成熟量表，虽然本研究根据实际需要做了部分修改，但仍可能不适用于我国的本土化研究，未来可开发立足于我国的本土化情境量表，从而获取更有说服力的结论。

(2)调查方式及数据质量有待改进。由于资源和时间的限制,问卷调查的取样结果在年龄、地区、工作年限等方面不均匀,并且样本量有限,因此对研究结论的普适性可能造成影响,未来应继续扩大数据的收集量和范围,同时注意样本的全面性,降低研究结果偏差。

(3)团队或组织层面变量缺失。在职业认同与创新绩效的影响关系中,本文的考虑因素都集中在个体层面,未来研究应增加团队或者组织层面的影响变量。