人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效:人才創(chuàng)新行為及工作敬業(yè)度的雙中介作用

陳小平 ,陳 萍,徐 輝

(1. 廣東財(cái)經(jīng)大學(xué) 粵港澳大灣區(qū)人才評(píng)價(jià)與開發(fā)研究院;2.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué) 人力資源學(xué)院,廣東 廣州 510320; 3.科學(xué)技術(shù)部 科技人才交流開發(fā)服務(wù)中心,北京 100045 )

0 引言

目前,科技創(chuàng)新被視為提高生產(chǎn)力和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵,各國(guó)政府對(duì)科技創(chuàng)新進(jìn)行了大量投資[1]。中共二十大報(bào)告指出,必須堅(jiān)持科技是第一生產(chǎn)力,人才是第一資源,創(chuàng)新是第一動(dòng)力。然而,我國(guó)本土科技企業(yè)巨頭數(shù)量不多,國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)不足,面臨市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日益激烈、技術(shù)快速變化、客戶需求多樣化等挑戰(zhàn)[2-4]。因此,解答如何促進(jìn)科技企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升這一問題,具有重要理論意義和實(shí)踐價(jià)值?？苿?chuàng)企業(yè)創(chuàng)新是創(chuàng)新的關(guān)鍵,人才資源是創(chuàng)新第一資源,人才政策是人才工作的核心內(nèi)容。由此,本文聚焦人才政策、人才對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)制。

部分研究致力于探索企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效前因,公共政策被認(rèn)為是重要前因之一[5-7]。與其它國(guó)家相比,我國(guó)政府具有強(qiáng)大的資源分配能力,公共政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響更為突出[8]。公共政策包括行政、財(cái)政稅收、人才、金融等政策。在人才政策方面,少量研究探討了人才政策與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系[9],發(fā)現(xiàn)人才政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有積極影響,但對(duì)于人才政策包括哪些要素尚未達(dá)成一致意見,對(duì)人才政策通過何種途徑影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效理解有限。為解答上述問題,本文構(gòu)建人才政策測(cè)量指標(biāo),同時(shí)基于人才政策通過人才行為或情感對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用機(jī)制,從人才創(chuàng)新行為和人才工作敬業(yè)度兩個(gè)途徑對(duì)人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

(1)基于人才創(chuàng)新行為途徑,分析人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用路徑。公共政策對(duì)人才創(chuàng)新行為具有積極影響[10],而人才政策是公共政策的重要組成部分,并且員工創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升發(fā)揮核心作用[11]。因此,本文認(rèn)為,人才政策能夠影響人才創(chuàng)新行為,進(jìn)而影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。

(2)基于人才工作敬業(yè)度途徑,分析人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用路徑。工作敬業(yè)度是重要的個(gè)人情感變量[12],人才政策對(duì)人才工作敬業(yè)度具有積極影響[13],較高的工作敬業(yè)度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有積極影響[14]。因此,本文認(rèn)為,人才政策通過人才工作敬業(yè)度影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。

1 理論與假設(shè)

1.1 人才政策與科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新行為

中國(guó)政府一直高度重視人才工作,隨著人才政策體系日益完善,在人才引進(jìn)、人才培訓(xùn)、人才激勵(lì)、人才放權(quán)松綁等方面出臺(tái)了一系列政策。本文主要對(duì)中央和地方政府出臺(tái)的科創(chuàng)企業(yè)人才政策進(jìn)行研究,具體內(nèi)容包括為科創(chuàng)企業(yè)引進(jìn)海外高端人才提供補(bǔ)貼、為科創(chuàng)企業(yè)高端人才提供培訓(xùn)支持、為當(dāng)?shù)乜苿?chuàng)企業(yè)人才提供獎(jiǎng)勵(lì)、為當(dāng)?shù)乜苿?chuàng)企業(yè)人才提供個(gè)稅減免和社保補(bǔ)貼、為科創(chuàng)企業(yè)人才住房和子女上學(xué)提供支持、引導(dǎo)支持當(dāng)?shù)乜苿?chuàng)企業(yè)建設(shè)博士后工作站和院士/專家工作站等人才培育平臺(tái)等。人才創(chuàng)新行為涵蓋一系列廣泛行動(dòng),包括提出新想法的能力、采取必要步驟實(shí)現(xiàn)新想法以及尋求改進(jìn)的創(chuàng)造性方法[15]。

工作要求—資源(Job Demands-Resources,JD-R)理論[16]可以解釋人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新行為的積極影響。該理論指出,員工工作要求包括工作量、工作創(chuàng)新、情感和工作與非工作沖突等方面,可能成為工作的負(fù)面因素。工作資源包括足夠的工作自主權(quán)、社會(huì)支持、發(fā)展機(jī)會(huì)和工作反饋等方面,可能成為工作的正面因素,幫助員工實(shí)現(xiàn)工作任務(wù)目標(biāo)。該理論從以下3個(gè)方面解釋人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新行為的積極影響。

(1)人才政策作為制度資本,可為科創(chuàng)企業(yè)提供政府資源,有助于科技企業(yè)突破資源瓶頸,加大人才資源投入[17]。由此,科創(chuàng)企業(yè)人才可以獲得來(lái)自科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新資源,滿足工作創(chuàng)新要求,進(jìn)而對(duì)創(chuàng)新行為產(chǎn)生積極影響。

(2)科創(chuàng)企業(yè)人才政策能夠?yàn)榭苿?chuàng)企業(yè)人才帶來(lái)工作資源。例如,科創(chuàng)企業(yè)高端人才引進(jìn)、人才培訓(xùn)支持政策可以幫助科創(chuàng)企業(yè)提升人才創(chuàng)新能力。有研究發(fā)現(xiàn),能力開發(fā)政策[18]和開放性知識(shí)搜索[19]對(duì)人才創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有正向影響,為科創(chuàng)企業(yè)人才提供獎(jiǎng)勵(lì)可以提高其工作積極性,為科創(chuàng)企業(yè)人才住房和子女入學(xué)提供支持可以增強(qiáng)其安全感,從而激勵(lì)其創(chuàng)新行為。Bakker&Demerouti[16]指出,為員工提供必要的資源有助于個(gè)人創(chuàng)新績(jī)效提升。

(3)人才政策能夠?yàn)榭苿?chuàng)企業(yè)人才提供更多工作資源,影響科創(chuàng)企業(yè)人才對(duì)創(chuàng)新的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為,進(jìn)而影響創(chuàng)新意圖[13],促進(jìn)其創(chuàng)新行為。綜上所述,本文提出如下假設(shè):

H1:人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新行為具有正向影響。

1.2 人才政策與科創(chuàng)企業(yè)人才工作敬業(yè)度

借鑒Schaufeli&Bakker[20]的研究成果,工作敬業(yè)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)工作積極、穩(wěn)定的心態(tài),包括3個(gè)維度,即活力、奉獻(xiàn)和專注?；盍κ侵妇Τ渑?、對(duì)工作的適應(yīng)力、在工作中投入精力以及在困難環(huán)境中堅(jiān)持不懈。奉獻(xiàn)包括意義感、熱情、靈感、自豪和挑戰(zhàn)。專注是指對(duì)工作全神貫注?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),上級(jí)授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)力[21]、心理所有權(quán)和職業(yè)認(rèn)同[22]等組織內(nèi)部資源對(duì)人才工作敬業(yè)度具有積極影響。事實(shí)上,組織外部資源(人才政策)對(duì)科創(chuàng)企業(yè)人才工作敬業(yè)度同樣具有積極影響,而工作要求—資源理論可以較好地解釋兩者關(guān)系。

(1)科創(chuàng)企業(yè)人才的工作任務(wù)較為復(fù)雜,工作壓力較大,這種壓力可能會(huì)導(dǎo)致創(chuàng)新工作沖突,因而對(duì)工作敬業(yè)度具有消極影響。充足的資源支持既有助于降低科創(chuàng)企業(yè)人才的工作壓力,也能夠緩解工作要求對(duì)工作敬業(yè)度的不利影響,從而促進(jìn)人才工作敬業(yè)度提升[23]。

(2)當(dāng)感知到人才政策帶來(lái)的資源支持時(shí),科創(chuàng)企業(yè)人才會(huì)將其視為政府的優(yōu)待,并回報(bào)以更高的工作敬業(yè)度。

根據(jù)上述分析,本文提出如下假設(shè):

H2:人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)人才工作敬業(yè)度具有正向影響。

1.3 人才創(chuàng)新行為與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

Fritsch[24]指出,創(chuàng)新績(jī)效可以通過引進(jìn)新產(chǎn)品、采用新的生產(chǎn)方式、開發(fā)新的市場(chǎng)、構(gòu)建新的供應(yīng)商渠道等方式實(shí)現(xiàn)。部分研究發(fā)現(xiàn),人才創(chuàng)新行為對(duì)員工個(gè)體績(jī)效[25]、組織績(jī)效具有正向顯著影響[26],而人才創(chuàng)新行為是科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的重要來(lái)源。

(1)人才創(chuàng)新行為可以促進(jìn)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升。人才創(chuàng)新行為有助于促進(jìn)差異化產(chǎn)品生產(chǎn),提高產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力,擴(kuò)大市場(chǎng)績(jī)效,從而提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效[27]。

(2)個(gè)人創(chuàng)新行為的示范效應(yīng)能夠強(qiáng)化人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的積極影響。采取創(chuàng)新行為的個(gè)人可能會(huì)受到他人擁護(hù),在新產(chǎn)品或服務(wù)開發(fā)方面發(fā)揮引領(lǐng)作用,并憑借非正式影響力驅(qū)動(dòng)公司內(nèi)部創(chuàng)新與變革,從而促進(jìn)組織創(chuàng)新績(jī)效提升[28]。綜上所述,本文提出如下假設(shè):

H3:人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響。

1.4 人才工作敬業(yè)度與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),工作敬業(yè)度與客戶忠誠(chéng)度[29]、財(cái)務(wù)回報(bào)[30]存在正相關(guān)關(guān)系。本文預(yù)測(cè),人才工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有積極影響。

(1)在活力維度上,活力水平越高,精力和心理韌性越強(qiáng),人才越愿意在工作中投入精力,創(chuàng)新成功概率越大。因此,活力維度有助于科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提高。

(2)在奉獻(xiàn)維度上,個(gè)體對(duì)給定的工作感到自豪,能夠從工作中獲得激勵(lì),即內(nèi)在工作動(dòng)機(jī)[29]。內(nèi)在動(dòng)機(jī)是員工創(chuàng)造力和創(chuàng)新的重要驅(qū)動(dòng)力[31],因而奉獻(xiàn)維度有助于科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升。

(3)在專注維度上,專注度越高,個(gè)體越會(huì)沉浸于某項(xiàng)任務(wù),由此帶來(lái)的幸福感越強(qiáng),有助于個(gè)體發(fā)現(xiàn)復(fù)雜事物間的規(guī)律,進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新成果產(chǎn)生。因此,專注維度有助于科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升。

根據(jù)上述分析,本文提出以下假設(shè):

H4:人才工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響。

1.5 人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度的中介作用

本文推測(cè),人才創(chuàng)新行為、工作敬業(yè)度在人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮中介作用,呈現(xiàn)為人才政策—人才資源過程變量—科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)出的過程機(jī)制。同時(shí),其它變量可能對(duì)人才政策和科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系發(fā)揮中介作用。因此,本文提出以下研究假設(shè):

H5a:人才創(chuàng)新行為在人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮部分中介作用;

H5b:人才工作敬業(yè)度在人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮部分中介作用。

綜上所述,本文構(gòu)建研究概念模型如圖1所示。

2 研究方法

2.1 樣本與數(shù)據(jù)采集

本文通過問卷調(diào)查采集數(shù)據(jù)。首先,借鑒國(guó)際知名學(xué)術(shù)期刊相關(guān)論文的成熟量表,對(duì)其進(jìn)行英漢互譯,由此形成調(diào)查問卷初稿。其次,根據(jù)兩位管理學(xué)教授和5位高層次科技人才的意見對(duì)調(diào)查問卷進(jìn)行修改,人才政策、科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效測(cè)量題項(xiàng)是修改的重點(diǎn)。第三,進(jìn)行試調(diào)研(最終研究樣本不包括試調(diào)研樣本),根據(jù)試調(diào)研結(jié)果再次進(jìn)行問卷修改,最終形成A、B兩份調(diào)查問卷。A卷主要調(diào)研自變量(人才政策)與中介變量(人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度)等信息,B卷收集因變量(科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效)等信息。問卷填答者均為中國(guó)代表性科創(chuàng)企業(yè)高層管理人員、部門管理者、領(lǐng)軍及骨干人才、研發(fā)人才等科技人才。

本文分兩個(gè)時(shí)間段進(jìn)行數(shù)據(jù)采集:2020年5月,以問卷星網(wǎng)絡(luò)調(diào)查形式,利用A卷進(jìn)行數(shù)據(jù)采集,邀請(qǐng)500位科創(chuàng)企業(yè)CEO填答,最終得到443家公司有效數(shù)據(jù),有效回收率為88.6%;2021年5月,以問卷星網(wǎng)絡(luò)調(diào)查形式,利用B卷對(duì)443家公司進(jìn)行數(shù)據(jù)采集,邀請(qǐng)除企業(yè)CEO外的其他高管團(tuán)隊(duì)成員填答,回收364家公司有效數(shù)據(jù),有效回收率為82.2%。最終,構(gòu)建364家公司的有效數(shù)據(jù)庫(kù)(A卷和B卷)。為檢查非回答偏差,基于企業(yè)一般特征(如行業(yè)分布、組織規(guī)模、組織年齡等),采用均值差異檢驗(yàn)方法比較第二階段調(diào)研中回答者與未回答者的信息差異。結(jié)果顯示,兩組群體間不存在顯著差異。

364家公司樣本來(lái)源于北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、湖北、廣東、重慶、四川、貴州、云南等19個(gè)省(直轄市)。企業(yè)科技園區(qū)分布方面,位于科技園區(qū)的企業(yè)占比為61.8%,不在科技園區(qū)的企業(yè)占比為38.2%。創(chuàng)辦時(shí)長(zhǎng)1～5年、6～10年、11～15年、16～20年、20年以上的企業(yè)分別占比為31.6%、30.2%,15.4%、15.1%、7.7%。企業(yè)員工總數(shù)方面,20人或以內(nèi)、21～300人、301～1 000人、1 000人以上的企業(yè)分別占比為15.7%、64.6%、13.7%、6.0%。主要產(chǎn)品或服務(wù)所屬技術(shù)領(lǐng)域方面,互聯(lián)網(wǎng)與人工智能占比為7.4%,電子信息和光電機(jī)占比為8.8%,生物醫(yī)藥占比為14.0%,先進(jìn)制造占比為17.9%,資源環(huán)境占比為4.7%,新能源占比為1.9%,新材料占比為12.4%,軍工與航空航天占比為1.9%,高技術(shù)服務(wù)業(yè)占比為3.0%,現(xiàn)代農(nóng)業(yè)占比為1.1%。具體情況如表1所示。

2.2 變量測(cè)量

2.2.1 自變量

借鑒Li&Atuahene-Gima[3]的研究成果,結(jié)合實(shí)際工作經(jīng)驗(yàn),本研究開發(fā)“政府為當(dāng)?shù)乜苿?chuàng)企業(yè)聘請(qǐng)海外高級(jí)專家提供補(bǔ)貼”“政府為當(dāng)?shù)乜苿?chuàng)企業(yè)高級(jí)人才提供高層次創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)”等6個(gè)人才政策測(cè)量題項(xiàng)。在正式調(diào)查中,每個(gè)受訪者被要求評(píng)估各項(xiàng)人才政策符合程度(1為“完全不符合”,2為“不太符合”,3為“一般”,4為“比較符合”,5為“完全符合”)。

2.2.2 中介變量

(1)人才創(chuàng)新行為。本文借鑒Tang等[32]的研究量表衡量人才創(chuàng)新行為,包括“本企業(yè)人才經(jīng)常會(huì)提出新的工作改進(jìn)思路”“本企業(yè)人才經(jīng)常動(dòng)員他人支持他的工作創(chuàng)新思想”等4個(gè)題項(xiàng),受訪者采用5點(diǎn)量表(1為“完全不符合”,2為“不太符合”,3為“一般”,4為“比較符合”,5為“完全符合”,下同)對(duì)人才在各題項(xiàng)上的表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

(2)人才工作敬業(yè)度。本文借鑒Ehrnrooth等[33]的工作敬業(yè)度量表測(cè)量人才工作敬業(yè)度,包括“本企業(yè)人才對(duì)工作充滿熱情”“本企業(yè)人才為他們所從事的工作感到自豪”等3個(gè)題項(xiàng)。受訪者采取5點(diǎn)量表對(duì)人才在各題項(xiàng)上的表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

2.2.3 因變量

本文借鑒Jin等[34]的研究成果,開發(fā)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效測(cè)量量表,包括“本企業(yè)持續(xù)探索改進(jìn)現(xiàn)有的產(chǎn)品和服務(wù)”“本企業(yè)不斷探索開發(fā)新產(chǎn)品和新服務(wù)”等6個(gè)題項(xiàng)。受訪者采取5點(diǎn)量表對(duì)科創(chuàng)企業(yè)在各題項(xiàng)上的表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

2.2.4 控制變量

本文控制變量為企業(yè)規(guī)模與企業(yè)年齡。企業(yè)規(guī)模以各企業(yè)員工總數(shù)衡量,企業(yè)年齡采用企業(yè)成立至今的年度數(shù)據(jù)衡量。

2.3 分析方法

首先,信度與效度檢驗(yàn)分析。為了檢驗(yàn)量表的有效性,本文采用四因素驗(yàn)證性因素分析 (CFA) 進(jìn)行區(qū)分效度檢測(cè)。第二,描述性統(tǒng)計(jì)分析。分析研究變量間的平均值、標(biāo)準(zhǔn)偏差和相關(guān)性。第三,多層次回歸分析。本文采取多層次分析方法對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。第四,中介路徑檢驗(yàn)分析。本文采用Bootstrap分析方法對(duì)中介路徑作進(jìn)一步檢驗(yàn)。

3 研究結(jié)果

3.1 信度與效度檢驗(yàn)

本文運(yùn)用SPSS 26.0、Amos 26.0軟件對(duì)自變量、中介變量和因變量測(cè)量量表進(jìn)行信度與效度檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示。

(1)自變量人才政策量表信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示,所有題目因子載荷系數(shù)均大于0.600,Cronbach's α值為0.948,組合信度CR(composite reliability)數(shù)值為0.963,高于0.7的可接受門檻[35],平均提取方差A(yù)VE(Average Variance Extracted)數(shù)值為0.813,高于0.5的可接受標(biāo)準(zhǔn)值[36],說明收斂效度較高。

(2)中介變量人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示,所有題目因子載荷系數(shù)均大于0.600,變量的Cronbach's α值分別為0.948、0.949,組合信度CR數(shù)值分別為0.963、0.967,平均提取方差A(yù)VE數(shù)值分別為0.866、0.908,說明收斂效度較高。

(3)因變量科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示,所有題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)均大于0.600,變量的Cronbach's α值為0.953,組合信度CR數(shù)值為0.962,平均提取方差A(yù)VE數(shù)值為0.810,說明收斂效度較高。

表2 信效度檢驗(yàn)分析結(jié)果Tab.2 Results of reliability and validity analysis

為進(jìn)一步驗(yàn)證量表區(qū)分效度,本文對(duì)多個(gè)模型的擬合指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,四因子模型的關(guān)鍵擬合指標(biāo)達(dá)到理想狀態(tài)(χ2/df=3.084,GFI =0.901,IFI=0.962,CFI=0.962,RMSEA=0.076),單因子模型關(guān)鍵擬合指標(biāo)不理想(χ2/df=20.268,GFI =0.401,IFI=0.639,CFI=0.638,RMSEA=0.230),二因子模型關(guān)鍵擬合指標(biāo)不理想(χ2/df=13.730,GFI =0.508,IFI=0.763,CFI=0.762,RMSEA=0.187),三因子模型關(guān)鍵擬合指標(biāo)不理想(χ2/df=4.007,GFI =0.841,IFI=0.945,CFI=0.945,RMSEA=0.091)。因此,本文研究量表具有較高的區(qū)分效度,如表3所示。

表3 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Tab.3 Results of confirmatory factor analysis

3.2 相關(guān)性分析

各變量Pearson相關(guān)性分析結(jié)果如表4所示。由表4可知,人才政策與人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度、科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效呈顯著正相關(guān);人才創(chuàng)新行為與人才工作敬業(yè)度、科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效呈顯著正相關(guān);人才工作敬業(yè)度與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效呈顯著正相關(guān),各變量間存在顯著相關(guān)關(guān)系。因此,可以作進(jìn)一步回歸分析。

表4 主要變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)性分析結(jié)果Tab.4 Means (M), standard deviations (SD), and correlations among the main variables

3.3 假設(shè)檢驗(yàn)

3.3.1 多層次回歸分析

實(shí)證結(jié)果顯示,各變量的VIF值均低于5(門檻值為10),因而變量間不存在嚴(yán)重共線性問題。對(duì)本文研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表5所示。模型3回歸結(jié)果顯示,人才政策對(duì)人才創(chuàng)新行為具有顯著正向影響(β=0.308,P<0.001),假設(shè)H1得到驗(yàn)證;模型4回歸結(jié)果顯示,人才政策對(duì)人才工作敬業(yè)度具有顯著正向影響(β=0.330,P<0.001),假設(shè)H2得到驗(yàn)證;模型5回歸結(jié)果顯示,人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著正向影響(β=0.459,P<0.001);模型6回歸結(jié)果顯示,人才工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著正向影響(β=0.356,P<0.001)。模型7中,放入控制變量、自變量和中介變量后,人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效仍具有顯著影響(β=0.207,P<0.001;β=0.201,P<0.001),假設(shè)H3、H4得到驗(yàn)證。人才政策回歸系數(shù)降低(β=0.136,P<0.001),但仍顯著,說明人才創(chuàng)新行為與人才工作敬業(yè)度均發(fā)揮部分中介作用,假設(shè)H5a和H5b得到驗(yàn)證。

3.3.2 中介路徑顯著性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)制,本文采取Bootstrap方法再次進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn),將樣本設(shè)置為2 000,置信區(qū)間設(shè)置為95%,路徑檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表5 回歸分析結(jié)果Tab.5 Results of regression analysis

表6 中介路徑效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.6 Significance test of mediating path effect

結(jié)果顯示,路徑A→B→D和A→C→D的95%置信區(qū)間的上下限不包括0,中介效應(yīng)顯著,人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度在人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮部分中介作用,假設(shè)H5a和H5b再次得到驗(yàn)證。其中,人才政策通過人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用路徑估計(jì)效應(yīng)值與人才工作敬業(yè)度的中介路徑估計(jì)效應(yīng)值接近。

根據(jù)上述分析結(jié)果,本文構(gòu)建人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效作用機(jī)制如圖2所示。

4 結(jié)語(yǔ)

4.1 研究結(jié)論

本文基于工作要求—資源理論,以輸入—中介—結(jié)果模型為依據(jù)進(jìn)行多源、分階段數(shù)據(jù)采集,構(gòu)建并檢驗(yàn)人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系模型,得出以下主要結(jié)論:

(1)人才政策對(duì)人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度具有積極影響。研究發(fā)現(xiàn),人才政策對(duì)人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度具有積極影響,人才政策對(duì)人才創(chuàng)新行為影響的路徑系數(shù)為0.308 5(P<0.001),對(duì)人才工作敬業(yè)度影響的路徑系數(shù)為0.330 6(P<0.001),說明人才政策能夠促進(jìn)人才創(chuàng)新行為并提升其工作敬業(yè)度。

圖2 人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的作用機(jī)制Fig.2 Results of effect of talent policy on innovation performance of scientific and technological innovation firms

(2)人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著正向影響。研究發(fā)現(xiàn),人才創(chuàng)新行為、工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著正向影響,人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效影響的路徑系數(shù)為0.206 9(P<0.001),人才工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效影響的路徑系數(shù)為0.201 1(P<0.001),說明人才創(chuàng)新行為與人才工作敬業(yè)度是促進(jìn)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升的重要前因。

(3)人才政策可以通過人才創(chuàng)新行為、工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效發(fā)揮促進(jìn)作用。具體傳導(dǎo)路徑之一:人才政策通過影響人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效發(fā)揮促進(jìn)作用,中介效應(yīng)估計(jì)值為0.064(P<0.01);具體傳導(dǎo)路徑之二:人才政策通過人才工作敬業(yè)度影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,中介效應(yīng)估計(jì)值為0.066(P<0.01)。上述結(jié)果說明,人才創(chuàng)新行為、工作敬業(yè)度是將人才政策轉(zhuǎn)化為科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的重要路徑。

(4)人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響。研究發(fā)現(xiàn),人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響,作用路徑估計(jì)效應(yīng)值為0.136(P<0.05)。研究表明,人才政策既可以通過人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,也可以直接影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,進(jìn)一步說明人才政策可以通過多條路徑影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。

4.2 理論貢獻(xiàn)

(1)基于人才政策視角,為工作要求—資源理論提供了實(shí)證證據(jù)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)分析了金融、技術(shù)研發(fā)等政策支持對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響,但人才政策與科創(chuàng)企業(yè)績(jī)效關(guān)系研究尚處于探索階段。本文基于工作要求—資源理論檢驗(yàn)了人才政策與人才創(chuàng)新行為及工作敬業(yè)度間的關(guān)系,探討了人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的積極影響,豐富了人才政策與企業(yè)績(jī)效關(guān)系研究。

(2)為解答人才政策通過何種途徑影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提供了新視角。現(xiàn)有文獻(xiàn)就制度資源對(duì)企業(yè)績(jī)效的中介機(jī)制進(jìn)行了探討,但缺乏明確的理論建模和實(shí)證檢驗(yàn)[37]。本文構(gòu)建了人才政策通過人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的雙重中介模型,驗(yàn)證了人才政策可以通過人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度轉(zhuǎn)化為科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的觀點(diǎn),對(duì)現(xiàn)有相關(guān)研究進(jìn)行了有益的補(bǔ)充。

(3)可能存在其它變量在人才政策與科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮中介作用。先前研究發(fā)現(xiàn),區(qū)域人力資本存量、人力資本結(jié)構(gòu)在人才政策、區(qū)域創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出間發(fā)揮部分中介作用[38]。本文發(fā)現(xiàn),人才政策通過工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響與其通過人才創(chuàng)新行為對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響基本接近,并且均為部分中介作用,豐富了人才政策影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的研究。

4.3 實(shí)踐啟示

(1)為提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,政府需要加大科創(chuàng)企業(yè)人才政策支持力度。本文發(fā)現(xiàn),人才政策對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有正向影響。因此,政府可以從人才政策優(yōu)化視角促進(jìn)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升。具體而言,一是注重科創(chuàng)企業(yè)人才政策頂層設(shè)計(jì)。從創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略角度,構(gòu)建科創(chuàng)企業(yè)人才政策框架,實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈、創(chuàng)新鏈、資金鏈、政策鏈、人才鏈等有機(jī)融合。二是根據(jù)人才成長(zhǎng)動(dòng)機(jī),加大人才政策支持力度。例如,制定科技人才引進(jìn)、培訓(xùn)、平臺(tái)等政策,為科技人才成長(zhǎng)提供資源支持。三是根據(jù)人才經(jīng)濟(jì)動(dòng)機(jī),加大人才政策激勵(lì)力度。例如,通過個(gè)稅、社保減免等措施激發(fā)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新動(dòng)力。四是根據(jù)人才自主動(dòng)機(jī),加大人才政策支持力度。例如,對(duì)科創(chuàng)企業(yè)行政管理、項(xiàng)目實(shí)施、經(jīng)費(fèi)使用等方面進(jìn)行松綁,為科技人才創(chuàng)新提供更多機(jī)會(huì)。五是促進(jìn)人才政策創(chuàng)新發(fā)展。對(duì)人才政策進(jìn)行差異化設(shè)計(jì),提高政策精準(zhǔn)度,從而激發(fā)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新活力。

(2)為提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,需要通過人才政策促進(jìn)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新行為并提高其工作敬業(yè)度。本文發(fā)現(xiàn),人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度對(duì)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著正向影響。相較于低水平創(chuàng)新行為與低工作敬業(yè)度情境下的科創(chuàng)企業(yè),高水平創(chuàng)新行為與高工作敬業(yè)度情境下的科創(chuàng)企業(yè)能夠獲得更高的績(jī)效。由于商業(yè)環(huán)境變化,科創(chuàng)企業(yè)需要付出更多成本并借助外部力量促進(jìn)人才創(chuàng)新行為,進(jìn)而提升其工作敬業(yè)度。此外,本文發(fā)現(xiàn),人才政策對(duì)人才創(chuàng)新行為與工作敬業(yè)度具有顯著正向影響。因此,企業(yè)管理者需要理解科創(chuàng)企業(yè)人才政策、人才創(chuàng)新行為及人才工作敬業(yè)度的重要性。一方面,激勵(lì)科創(chuàng)企業(yè)人才創(chuàng)新行為,進(jìn)一步提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效;另一方面,提高科創(chuàng)企業(yè)人才工作敬業(yè)度,使其全身心投入工作,從而進(jìn)一步提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。

(3)為提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效,需要通過人才政策影響其它相關(guān)因素,進(jìn)而影響科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度在人才政策與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮部分中介作用,由此推測(cè)可能存在其它中介路徑。因此,企業(yè)管理者需要對(duì)組織、創(chuàng)業(yè)者、科技人才等要素的某些屬性加以關(guān)注,將人才政策供給與人才政策需求進(jìn)行匹配,通過整合內(nèi)外部資源形成多條中介路徑,從而促進(jìn)科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升。

4.4 不足與展望

(1)數(shù)據(jù)采集方式的局限。雖然本文采用第一手?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),但數(shù)據(jù)采集工作可以進(jìn)一步優(yōu)化。例如,未來(lái)可以通過對(duì)人才政策進(jìn)行實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)操作檢驗(yàn)本文研究假設(shè)。

(2)研究樣本局限。本文研究樣本來(lái)自全國(guó)19個(gè)省(直轄市),大多集中于長(zhǎng)三角區(qū)域,可能會(huì)降低研究結(jié)論的普適性。因此,未來(lái)可以基于更多區(qū)域進(jìn)行問卷調(diào)查,以驗(yàn)證本文理論模型的普適性。

(3)感知型測(cè)量量表的局限。本文采用主觀感知型量表對(duì)人才政策、人才創(chuàng)新行為、人才工作敬業(yè)度、科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效進(jìn)行測(cè)量,數(shù)據(jù)可靠性與有效性受限。因此,未來(lái)可以采用其它數(shù)據(jù)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效進(jìn)行更客觀的評(píng)估,例如專利申請(qǐng)數(shù)量、新產(chǎn)品開發(fā)數(shù)量、新產(chǎn)品收益等。