王 敏， 黃維德

(華東理工大學 商學院， 上海 200237)

一、問題的提出

隨著市場變化速度的日益加快，創(chuàng)新能力對企業(yè)生存發(fā)展至關(guān)重要。企業(yè)創(chuàng)新離不開員工，如何促進員工創(chuàng)新一直是實務(wù)界和學術(shù)界所關(guān)心的熱點問題。高績效工作系統(tǒng)(high-performance work systems，HPWS)被認為是影響員工創(chuàng)新行為的重要因素之一，二者之間的關(guān)系也得到了較為廣泛的研究。主流觀點認為，HPWS對員工創(chuàng)新行為有正向影響。學者們基于AMO理論、資本視角、社會交換理論以及自我決定理論等，發(fā)現(xiàn)HPWS能夠正向影響員工工作態(tài)度，激發(fā)員工工作動機，進而促使員工創(chuàng)新行為發(fā)生[1-4]。然而，近年來，HPWS的負面效應(yīng)開始得到關(guān)注，這使得HPWS與員工創(chuàng)新行為間的正相關(guān)關(guān)系受到質(zhì)疑。

已有研究主要基于工作要求—資源模型和資源保存理論、自我決定理論、歸因理論等，闡釋HPWS的負面作用機制[5-6]。工作要求—資源模型和資源保存理論認為HPWS會給員工同時帶來資源的損耗和補給，當資源損耗大于補給時，就會對員工造成心理壓力，增加工作負擔。自我決定理論認為HPWS會激發(fā)員工的內(nèi)在動機和外在動機，其中，內(nèi)在動機有利于創(chuàng)新，外在動機不利于創(chuàng)新。當HPWS激發(fā)了員工過多的外在動機時，會對內(nèi)在動機產(chǎn)生擠出效應(yīng)，減少員工創(chuàng)新行為。歸因理論則認為，HPWS對員工創(chuàng)新行為的影響是積極還是消極的，取決于員工對組織實施HPWS的動機進行了正面歸因還是負面歸因。以上理論均是從HPWS的本質(zhì)特征方面解釋了其負面影響的機理。此外，還有學者從“量”的角度指出，過度實施HPWS會產(chǎn)生“過猶不及”效應(yīng)，增加員工負擔，產(chǎn)生負面影響[5]。

HPWS與員工創(chuàng)新行為間的關(guān)系之所以存在爭議，其原因可能有以下兩點：其一，對HPWS影響員工創(chuàng)新行為的中間機制缺乏更深入、全面的理解?，F(xiàn)有證實HPWS對員工創(chuàng)新行為起積極作用的研究，其中介機制很難解釋如何避免對員工產(chǎn)生負面影響。更具體地，AMO理論、社會交換理論等只從員工獲得工作資源、產(chǎn)生正面歸因的角度，闡述了HPWS積極影響的作用機制，但卻無法說明員工是否會因工作要求的提高而產(chǎn)生負面情緒。這使得兩方觀點只能各自論證。匹配理論為解決該問題提供了思路。匹配理論分為一致性匹配和互補性匹配，其中，互補性匹配是指雙方特征相互彌補、契合。人崗匹配即為互補性匹配：一方面，員工能力等個體特征應(yīng)符合工作要求；另一方面，工作內(nèi)容、激勵方式等應(yīng)滿足員工所需[7]。高水平人崗匹配能達到工作要求與工作資源間的平衡、內(nèi)在激勵與外在激勵的平衡，利于員工對組織實施HPWS的動機產(chǎn)生正面歸因，進而促進創(chuàng)新行為的發(fā)生。而低水平人崗匹配引起的失衡會對員工產(chǎn)生消極影響，不利于創(chuàng)新。其二，HPWS各組成部分的作用機制和作用結(jié)果可能存在差異，但現(xiàn)有研究缺乏對該方面的關(guān)注。探究HPWS負面效應(yīng)的研究，大多強調(diào)其中部分管理實踐會對員工產(chǎn)生消極影響。例如，工作設(shè)計會增加員工工作要求和工作負擔，績效薪酬會導致外在動機取代內(nèi)在動機，不利于員工創(chuàng)新。但是，各項人力資源管理實踐產(chǎn)生的影響與HPWS及其所包含管理實踐產(chǎn)生的影響可能是不同的。究其原因，HPWS講求內(nèi)部的“協(xié)同作用”[8]，各組成部分向員工傳遞的信號應(yīng)具有一致性。因此，探究HPWS各組成部分的作用機制和作用結(jié)果，對理解HPWS的作用機制十分重要?；谏鲜鰞牲c原因，本文嘗試以人崗匹配為中介，探究HPWS對員工創(chuàng)新行為的作用機制和結(jié)果。其次，基于AMO理論，將HPWS細化為能力管理、動機管理、機會管理三部分，探究各部分對員工創(chuàng)新行為的作用機制和結(jié)果。

有鑒于此，本文的理論貢獻主要有以下兩點：其一，從匹配理論視角出發(fā)，拓展了HPWS的作用機制研究，并嘗試為HPWS正面效應(yīng)研究和負面效應(yīng)研究建立對話的可能性。其二，將HPWS細化為能力管理、動機管理、機會管理三個維度，從內(nèi)部構(gòu)成的角度更加細致地探索HPWS對員工創(chuàng)新行為的作用機制。具體而言，本文探索HPWS各維度之間以及維度和整體之間對員工創(chuàng)新行為的作用機制和作用結(jié)果是否存在差異，這也是對Jiang et al.[9]關(guān)于應(yīng)探究HPWS不同組成部分所起不同作用呼吁的回應(yīng)。

二、理論回顧與假設(shè)提出

(一)高績效工作系統(tǒng)

HPWS指的是一個包括員工招聘和選拔、激勵性薪酬與績效管理系統(tǒng)以及員工參與與培訓等內(nèi)容的綜合性體系，系統(tǒng)中各個模塊之間可以形成互補優(yōu)勢甚至協(xié)同效應(yīng)，為組織提供持續(xù)的競爭優(yōu)勢[10]。有研究表明，HPWS能正向影響員工幸福感、工作滿意度，促進組織公民行為的發(fā)生，提升員工工作績效等。

關(guān)于HPWS的研究大致分為兩類：內(nèi)容視角研究、過程視角研究。早期研究大多聚焦于HPWS的內(nèi)容設(shè)計，致力于尋找能夠提升組織績效的最佳人力資源管理實踐組合?，F(xiàn)有研究已涉及許多具體的HPWS管理實踐[10-11]，主要可分為員工能力、動機和參與機會三個方面，即“AMO”框架[8]，這是目前為學者們所廣泛接受的研究模型。其中，員工能力包括人員選拔、廣泛的培訓、信息分享等；動機包括績效考核、激勵系統(tǒng)、薪酬管理、職業(yè)安全等；參與機會包括授權(quán)、申訴、員工參與等。

然而，內(nèi)容視角的研究未就HPWS對員工態(tài)度、行為的具體作用機制做詳盡分析，因而難以解釋相同人力資源管理實踐在不同組織中實施效果的差異。對此，有學者選擇從過程視角，對HPWS的作用機制展開進一步研究。Bowen & Ostroff[12]提出了人力資源管理強度的概念，包含獨特性(能夠引起員工關(guān)注和興趣)、一致性(在時間和方式上保持一致)和共識性(個體對某件事的影響有共同認知)三個維度。這三方面能夠形成特定的管理氣氛，讓員工對HPWS的理解趨同，并得到員工的認可和支持，從而使員工表現(xiàn)出組織所期望的行為。在此基礎(chǔ)上，Ehrnrooth & Bj?rkman[13]認為，HPWS的實施對員工有信號效應(yīng)與期望控制效應(yīng)，通過傳遞明確目標，強化激勵效應(yīng)，建立組織認同，引導員工朝著組織所期望的方向努力。

(二)HPWS與員工創(chuàng)新行為

相關(guān)研究表明，員工創(chuàng)新的影響因素涉及個體、工作和組織多個層面，如員工特質(zhì)、知識和能力、價值觀、工作復雜性、領(lǐng)導風格、組織氛圍等[14-15]。概括起來，這些影響因素可歸納為三類：一是決定員工潛在創(chuàng)新水平高低的能力因素，如員工特質(zhì)、知識和能力；二是驅(qū)動員工創(chuàng)新的內(nèi)部動機因素，如員工價值觀、工作復雜性；三是為員工創(chuàng)新提供必要保障和支持的外部機會與資源因素，如領(lǐng)導風格、組織氛圍。三類因素相輔相成，任何一者成為短板都會限制或降低員工的創(chuàng)新水平。

HPWS正是以這樣一種系統(tǒng)協(xié)同方式來達到促進員工創(chuàng)新的目的。與傳統(tǒng)人事管理局限于處理與“雇用”相關(guān)的事務(wù)性工作(如招聘、計算薪酬、考勤等)不同，HPWS是一套幫助組織實現(xiàn)戰(zhàn)略目標的綜合管理體系。在其構(gòu)建過程中，首先將組織戰(zhàn)略目標分解為能力、動機、機會三方面的子目標，然后通過制定具體人力資源管理政策和實踐來實現(xiàn)這些子目標[8]。因此，HPWS所包含的人力資源管理政策、實踐與組織目標實現(xiàn)緊密相關(guān)并有機配置。這些協(xié)調(diào)一致的人力資源管理政策和實踐向員工傳遞出一致的“信號”(如期望員工更多地創(chuàng)新)，進而影響員工的態(tài)度與行為(如員工創(chuàng)新行為)。

具體來說，HPWS所包含的能力管理、動機管理、機會管理三方面因素均能影響員工創(chuàng)新行為。首先，知識是創(chuàng)新的基礎(chǔ)[16]。HPWS通過員工開發(fā)與培訓、工作輪崗等能力管理措施，幫助員工提升工作技能，適應(yīng)工作環(huán)境和工作要求的變化，為員工創(chuàng)新行為的發(fā)生奠定基礎(chǔ)。其次，動機是影響員工創(chuàng)新的重要因素之一[17]。動機管理在為員工提供生活保障的前提下，還對員工的創(chuàng)新貢獻進行嘉獎，有助于提高員工的創(chuàng)新動機。最后，機會管理提高了員工參與度，不僅能夠增強員工的主人翁意識，激勵員工進行創(chuàng)新，也為員工創(chuàng)新提供了平臺。不僅如此，能力、動機和機會三類管理實踐還能相互影響，以促進員工創(chuàng)新。例如，工作輪崗在拓展員工工作技能的同時，給了員工更多進行創(chuàng)新的機會。同樣的，當組織實施激勵政策鼓勵員工創(chuàng)新，員工的創(chuàng)新動機提升，就會主動學習有助于創(chuàng)新的知識和技能，并且盡可能抓住機會表現(xiàn)出創(chuàng)新行為。由此，本文提出假設(shè)如下：

H1：HPWS對員工創(chuàng)新行為有正向影響。

H1a：能力管理對員工創(chuàng)新行為有正向影響。

H1b：動機管理對員工創(chuàng)新行為有正向影響。

H1c：機會管理對員工創(chuàng)新行為有正向影響。

(三)HPWS與人崗匹配

員工與組織間關(guān)系很大程度為人力資源政策所規(guī)范，后者是勞資雙方進行溝通、對話的重要方式和平臺，HPWS傳遞了企業(yè)的價值觀和愿景，用于引導員工展現(xiàn)出組織所期望的行為。當前，企業(yè)競爭優(yōu)勢的取得和維持越來越依賴對員工知識、技能的合理配置及使用。而HPWS之所以能有效提升企業(yè)績效，重要原因在于它能夠通過完善人員與崗位間的相互匹配，實現(xiàn)“適人適位”，進而充分激發(fā)和調(diào)動組織內(nèi)部人力資源優(yōu)勢。

人崗匹配是指員工的知識、技能、能力以及需求等特征與工作屬性相符[7]。具體來講，人崗匹配包含兩個維度：要求—能力匹配(demand-ability fit，簡稱D-A匹配)和需求—供給匹配(need-supply fit，簡稱N-S匹配)。D-A匹配指的是員工的知識、技能和能力與工作要求相一致的程度；N-S匹配指的是工作屬性滿足員工期望、價值觀和需求的程度[18]。

從內(nèi)容視角來看，人崗匹配的提出，最早是作為組織選人、用人的依據(jù)和參考。大量研究表明，人崗匹配與工作績效、工作滿意度、角色內(nèi)行為等積極結(jié)果間存在顯著正向聯(lián)系。而由能力、動機、機會三方面人力資源管理實踐組成的HPWS能夠提高人崗匹配水平。第一，HPWS強調(diào)組織目標的明確性，對于人員招聘與選拔的標準也更加清晰、一致，可通過如工作預覽等手段，降低用人單位與求職者雙向選擇之間的信息不對稱[19]，更好地挑選適合對應(yīng)崗位的員工；同時，求職者能夠?qū)M織愿景、組織文化以及崗位報酬甚至職業(yè)發(fā)展方向有較為清晰的了解，因此可以選擇適合自身需求的工作機會。第二，HPWS對應(yīng)的人力資源管理實踐以員工為導向。傳統(tǒng)人力資源管理政策的制定通常是自上而下的，組織在進行工作設(shè)計時很難將員工的個人需求和知識、技能考慮在內(nèi)。而隨著內(nèi)、外部環(huán)境的快速變化，工作要求頻繁變動，HPWS下以人為核心的工作重塑能夠使員工快速進行調(diào)整，增強人崗匹配水平[20]。第三，HPWS更加關(guān)注員工的長期發(fā)展，通過提供有效的職業(yè)支持、職業(yè)指導等職業(yè)生涯管理手段，一方面能夠提升員工與組織間的價值觀匹配程度[21]，幫助員工快速掌握工作所需的知識、技能，使員工更加勝任崗位工作；另一方面也讓員工對未來的職業(yè)發(fā)展道路更加清晰，滿足員工的自我實現(xiàn)需求。因此，諸如此類的HPWS下的人力資源管理實踐能有效提高D-A匹配和N-S匹配兩方面的人崗匹配水平。

從過程視角來看，HPWS具有更強的信號效應(yīng)與期望控制效應(yīng)，能夠向員工傳遞更為明確的組織目標和期望，激發(fā)員工士氣，塑造個人定位，建立起對組織的高度認同，引導員工朝著組織所期望的目標而努力[13]，進而提高人崗匹配程度。當個人能力未達到崗位需求時，員工會具有強烈的內(nèi)部動機，主動進行自我學習，提升知識、技能水平，努力朝崗位或工作要求靠攏，減少人崗(D-A)不匹配程度；當現(xiàn)階段工作難以實現(xiàn)員工個人價值或滿足員工個人需求時，出于對組織的高度認同感與責任感，員工也會尋求內(nèi)部工作輪換的機會，為知識、技能價值的實現(xiàn)創(chuàng)造更好的客觀條件，減少人崗(N-S)不匹配程度。由此，本文提出假設(shè)如下：

H2：HPWS對人崗匹配有正向影響。

H2a：能力管理對人崗匹配有正向影響。

H2b：動機管理對人崗匹配有正向影響。

H2c：機會管理對人崗匹配有正向影響。

(四)人崗匹配的中介作用

研究表明，創(chuàng)新是一個路徑依賴過程，受制于現(xiàn)有人力資本，特定領(lǐng)域的知識、能力是主導員工創(chuàng)新行為的關(guān)鍵因素[16]。人崗(D-A)匹配水平越高，意味著個人具備更多與工作領(lǐng)域相關(guān)的知識、技能，從而有助于創(chuàng)新性想法和觀點的產(chǎn)生，提高創(chuàng)新行為發(fā)生的可能性。此外，擁有更多的知識、技能還意味著個人能夠有效掌控知識創(chuàng)新的過程，從而更有意愿進行創(chuàng)新并展現(xiàn)出更高的創(chuàng)新行為水平[22]。Amabile[16]指出，與特定領(lǐng)域相關(guān)的專業(yè)知識是所有創(chuàng)新工作的基礎(chǔ)，能夠形成一系列的認知路徑，從而創(chuàng)造性地解決特定問題與特殊任務(wù)。因此，員工的知識、技能與崗位要求間的匹配程度越高，其創(chuàng)新行為水平也就越高。

N-S匹配是員工創(chuàng)新行為的催化劑。第一，把員工放在合適的崗位上、從事自己想要的工作，能夠提高員工的工作興趣。而興趣是創(chuàng)新的重要內(nèi)在動機[16]。第二，物質(zhì)、精神需求的滿足，能夠提高員工的工作安全感，讓員工敢于承擔創(chuàng)新失敗帶來的風險，強化工作卷入，促進創(chuàng)新實踐。第三，根據(jù)社會交換理論，當個人需求在工作中得到充分滿足時，基于對組織回報的義務(wù)與責任，員工更可能表現(xiàn)出如知識創(chuàng)造等有利于組織的行為。此外，還有學者發(fā)現(xiàn)，人崗(N-S)匹配能夠提高員工的創(chuàng)新自我效能感，加強個人對創(chuàng)造性地完成某項具體任務(wù)所具備能力的信念[23]，提高創(chuàng)新行為發(fā)生的可能性。綜上所述，員工的個體需求與崗位供給間的匹配程度越高，員工創(chuàng)新行為水平也就越高。

因此，如果說D-A匹配是員工創(chuàng)新行為的客觀要件，N-S匹配即為員工創(chuàng)新行為的主觀驅(qū)動因素，二者相輔相成。結(jié)合上文H2，本文提出假設(shè)如下：

H3：人崗匹配在HPWS與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

H3a：人崗匹配在能力管理與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

H3b：人崗匹配在動機管理與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

H3c：人崗匹配在機會管理與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

綜上，本文的研究框架如圖1所示。

圖1 HPWS對員工創(chuàng)新行為影響的研究框架

三、研究方法

(一)數(shù)據(jù)收集

本文于2017年采用問卷調(diào)查法收集相關(guān)數(shù)據(jù)。為了避免共同工具偏差，采用配對樣本收集法。其中，企業(yè)問卷由企業(yè)人力資源管理部門負責人填寫；員工問卷由企業(yè)非人力資源管理部門員工填寫。利用校友資源，從上海、浙江、江蘇等8個省份共83家企業(yè)收集數(shù)據(jù)，共有83名人力資源部門員工和1 000名其他員工參與問卷調(diào)查，剔除信息缺失、全部題項答案相同或有規(guī)律等無效問卷，最終回收83份企業(yè)有效問卷和805份員工有效問卷，有效回收率分別為100%和80.5%。

在樣本結(jié)構(gòu)方面，805名員工中男女比例基本持衡，平均年齡34.53歲，受教育程度以本科為主。具體情況如下：424人是男性，占52.67%；年齡在25周歲以下的占比10.43%，26～35周歲占比51.93%，36～45周歲占比26.58%，46～55周歲占比9.69%，55周歲以上占比1.37%；受教育程度為高中或中專的員工占比0.87%，大專占比14.53%，本科占比51.18%，碩士占比30.43%，博士占比2.98%。

企業(yè)樣本分布上，企業(yè)類型包括外商獨資/中外合資(含港澳臺)企業(yè)(37.35%)、國有企業(yè)(31.33%)、民營企業(yè)(31.32%)；企業(yè)規(guī)模方面，100人及以下占比18.07%，101～500人占比36.14%，501～1 000人占比18.07%，1 000人以上占比27.71%；企業(yè)從事行業(yè)以制造業(yè)和服務(wù)業(yè)為主，分別占比45.78%和44.58%。

(二)變量測量

本文中各變量的測量均借鑒國內(nèi)外成熟量表。所有量表采用Likert五分量表，HPWS量表中，1、5分別代表“極不符合”“非常符合”；人崗匹配、員工創(chuàng)新行為量表中，1、5分別代表“極不同意”“非常同意”。

(1)HPWS。本文借鑒Delery & Doty[24]的HPWS量表，共19個題項，并參考Jiang et al.[9]的研究劃分為能力管理、動機管理、機會管理3個維度。能力管理維度有6個題項，動機管理維度有6個題項，機會管理維度有7個題項?？偭勘淼膬?nèi)部一致性系數(shù)為0.926，能力管理、動機管理、機會管理子量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.862、0.805和0.879。

(2)人崗匹配。本文采用Guan et al.[18]的人崗匹配量表，包括D-A匹配量表和N-S匹配量表。D-A匹配量表包含3個題項，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.821；N-S匹配量表包含3個題項，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.846。

(3)員工創(chuàng)新行為。本文采用蔣天穎[25]開發(fā)的員工知識學習績效量表中知識創(chuàng)造維度測量員工創(chuàng)新行為，共4個題項，如“我不斷改進原來的工作方法”，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.832。

(4)控制變量。本文選取員工性別、年齡、受教育程度以及企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、所處行業(yè)作為控制變量。個體層次控制變量中，性別為虛擬變量，1代表男性；年齡為順序變量，以1～5分別表示25歲及以下、26～35歲、36～45歲、46～55歲、55歲以上；受教育程度為順序變量，1～5分別表示高中或中專、大專、本科、碩士、博士。組織層次控制變量中，企業(yè)性質(zhì)采用虛擬變量，1代表國有企業(yè)，2代表民營企業(yè)， 3代表外商獨資/中外合資(含港澳臺)企業(yè)；企業(yè)規(guī)模為順序變量，1～5分別表示50人及以下、51～100人、101～500人、501～1 000人、1 000人以上；所處行業(yè)采用虛擬變量，1代表高技術(shù)制造業(yè)，2代表傳統(tǒng)制造業(yè)，3代表現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，4代表傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)。

四、實證結(jié)果分析

(一)驗證性因子分析

由于D-A匹配、N-S匹配和員工創(chuàng)新行為數(shù)據(jù)均由員工自評所得，因此采用驗證性因子分析檢驗這三者的區(qū)分效度，結(jié)果如表1所示?？梢钥闯觯蜃幽Ｐ偷臄M合度(χ2/df=4.295，CFI=0.970，TLI=0.958，RMSEA=0.064，SRMR=0.033)優(yōu)于其他四個模型，這說明D-A匹配、N-S匹配和員工創(chuàng)新行為三個變量之間具有較好的區(qū)分性。

(二)描述統(tǒng)計分析與相關(guān)分析

表2顯示了水平1各主要變量的均值、標準差和變量間的相關(guān)系數(shù)(r)。D-A匹配與員工創(chuàng)新行為(r=0.351，p<0.001)顯著正相關(guān)，N-S匹配與員工創(chuàng)新行為(r=0.320，p<0.001)顯著正相關(guān)，這為本文的研究假設(shè)提供了初步支持。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

表2 主要變量均值、標準差和相關(guān)系數(shù)

(三)聚合分析

本文自變量是組織層次的變量，中介變量和因變量是個體層次變量，建立2-1-1多層次模型。檢驗中介效應(yīng)時，需要將個體層次的中介變量——D-A匹配和N-S匹配聚合到組織層次。本文通過計算兩個變量的Rwg和ICC(2)，以檢驗這種聚合是否可行。結(jié)果表明，D-A匹配的Rwg取值范圍在[0.608，1.000]，中位數(shù)為0.901，ICC(2)為0.659；N-S匹配的Rwg取值范圍在[0.614，0.974]，中位數(shù)為0.910，ICC(2)為0.664。各指標均滿足聚合標準，因此可以將個體層次的D-A匹配和N-S匹配聚合到組織層次。

(四)HPWS影響員工創(chuàng)新行為的作用機制分析

本文采用多層線性回歸模型驗證研究假設(shè)，并采用蒙特卡羅法對跨層中介作用的顯著性進行驗證。表3顯示了以HPWS為自變量的回歸結(jié)果。實證分析步驟如下。

模型1、模型7、模型10分別以員工創(chuàng)新行為、D-A匹配、N-S匹配為結(jié)果變量建立零模型，分解其組內(nèi)方差和組間方差。員工創(chuàng)新行為的ICC(1)為22.54%，D-A匹配的ICC(1)為16.61%，N-S匹配的ICC(1)為16.92%，說明存在顯著的組間差異，需要進行多層次分析。

模型3檢驗了HPWS對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)。結(jié)果顯示，HPWS對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(β=0.284，p<0.001)，說明組織HPWS實施水平越高，員工表現(xiàn)出的創(chuàng)新行為水平越高，H1得到驗證。

模型9和模型12檢驗了HPWS對中介變量D-A匹配、N-S匹配的直接效應(yīng)。結(jié)果顯示，HPWS對D-A匹配(β=0.243，p<0.01)、N-S匹配(β=0.315，p<0.001)均有顯著正向影響，說明組織HPWS實施水平越高，員工人崗匹配水平也越高，H2得到驗證。

模型4～模型6檢驗了D-A匹配、N-S匹配在HPWS與員工創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)。為了區(qū)分中介變量對因變量的組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)，將個體層次的中介變量D-A匹配、N-S匹配分別計算組均值放入組織層次的回歸方程。模型4結(jié)果顯示，D-A匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.192，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.514，p<0.001)；同時，HPWS對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.163，p<0.01)。因此，D-A匹配在HPWS與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。同樣的，模型5結(jié)果顯示，N-S匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.167，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.482，p<0.001)；同時，HPWS對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.134，p<0.01)。因此，N-S匹配在HPWS與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。模型6結(jié)果顯示，將兩個中介變量同時加入模型時，D-A匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.164，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.383，p<0.01)和N-S匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.129，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.269，p<0.01)均對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時，HPWS對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.109，p<0.05)。因此，D-A匹配和N-S匹配同時在HPWS與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。進一步地，采用蒙特卡羅法對跨層中介作用的顯著性進行驗證，結(jié)果如表4所示。HPWS通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.130，95%置信區(qū)間為[0.043，0.243]，不包含0。HPWS通過N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.143，95%置信區(qū)間為[0.071，0.232]，不包含0。HPWS同時通過D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時，前者間接效應(yīng)為0.097，95%置信區(qū)間為[0.024，0.201]，不包含0；后者間接效應(yīng)為0.080，95%置信區(qū)間為[0.019，0.150]，不包含0。以上結(jié)果說明，HPWS在直接促進員工創(chuàng)新行為的同時，還能通過提高員工的人崗匹配水平，促使員工表現(xiàn)出更高水平的創(chuàng)新行為，H3得到驗證。

表3 HPWS影響員工創(chuàng)新行為作用機制的回歸結(jié)果

表4 人崗匹配在HPWS與員工創(chuàng)新行為間跨層中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

此外，從表4中可以看出，當D-A匹配和N-S匹配同時加入模型時，HPWS通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)0.097大于通過N-S匹配的間接效應(yīng)0.080。這可能說明，人崗匹配在HPWS和員工創(chuàng)新行為間的中介作用，更多是通過滿足工作要求與員工能力的匹配來實現(xiàn)。

(五)能力管理影響員工創(chuàng)新行為的作用機制分析

下面采用同樣的方法，對HPWS三個子維度的相關(guān)假設(shè)進行驗證。表5顯示了以能力管理為自變量的回歸結(jié)果。由模型13、模型17、模型18可知，能力管理對員工創(chuàng)新行為(β=0.245，p<0.001)、D-A匹配(β=0.160，p<0.05)、N-S匹配(β=0.258，p<0.001)均有顯著正向影響，說明組織的能力管理水平越高，員工創(chuàng)新行為水平和人崗匹配水平也越高，H1a、H2a得到驗證。

模型14～模型16驗證了人崗匹配在能力管理與員工創(chuàng)新行為間的中介效應(yīng)。模型14中，D-A匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.192，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.531，p<0.001)；同時，能力管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.162，p<0.001)。模型15中，N-S匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.167，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.492，p<0.001)；同時，能力管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.119，p<0.05)。模型16中，D-A匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.164，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.400，p<0.001)和N-S匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.129，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.254，p<0.05)均對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時，能力管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.116，p<0.01)。采用蒙特卡羅法對跨層中介作用的顯著性進行驗證，結(jié)果如表6所示。能力管理通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.086，95%置信區(qū)間為[0.008，0.182]。能力管理通過N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.117，95%置信區(qū)間為[0.052，0.120]。能力管理同時通過D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時，前者間接效應(yīng)為0.065，95%置信區(qū)間為[0.005，0.153]，后者間接效應(yīng)為0.060，95%置信區(qū)間為[0.011，0.119]。三個模型中，間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含0。以上結(jié)果說明，D-A匹配和N-S匹配在能力管理與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，H3a得到驗證。

此外，從表6中可以看出，當D-A匹配和N-S匹配同時加入模型時，能力管理通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)0.065與通過N-S匹配的間接效應(yīng)0.060大致相同。這可能說明，工作要求與員工能力的匹配以及員工需求與崗位供給的匹配均是能力管理影響員工創(chuàng)新行為的重要作用機制。

(六)動機管理影響員工創(chuàng)新行為的作用機制分析

表7顯示了以動機管理為自變量的回歸結(jié)果。模型19、模型23、模型24結(jié)果顯示，動機管理對員工創(chuàng)新行為(β=0.205，p<0.001)、D-A匹配(β=0.200，p<0.01)、N-S匹配(β=0.271，p<0.001)均有顯著正向影響，說明組織的動機管理水平越高，員工創(chuàng)新行為水平和人崗匹配水平也越高，H1b、H2b得到驗證。

模型20～模型22驗證了人崗匹配在動機管理與員工創(chuàng)新行為間的中介效應(yīng)。模型20中，D-A匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.192，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.552，p<0.001)；同時，動機管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)未達到顯著水平(β=0.100，ns)。模型21中，N-S匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.167，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.532，p<0.001)；同時，動機管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)未達到顯著水平(β=0.065，ns)。模型22中，D-A匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.164，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.395，p<0.01)和N-S匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.129，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.307，p<0.01)均對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時，動機管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)未達到顯著水平(β=0.048，ns)。采用蒙特卡羅法對跨層中介作用的顯著性進行驗證，結(jié)果如表8所示，動機管理通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.108，95%置信區(qū)間為[0.017，0.231]。動機管理通過N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.135，95%置信區(qū)間為[0.059，0.230]。動機管理同時通過D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時，前者間接效應(yīng)為0.077，95%置信區(qū)間為[0.009，0.187]，后者間接效應(yīng)為0.078，95%置信區(qū)間為[0.023，0.148]。三個模型中，間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含0。以上結(jié)果說明，D-A匹配和N-S匹配在動機管理與員工創(chuàng)新行為之間起完全中介作用，H3b得到驗證。

表5 能力管理影響員工創(chuàng)新行為作用機制的回歸結(jié)果

表6 人崗匹配在能力管理與員工創(chuàng)新行為間跨層中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

表7 動機管理影響員工創(chuàng)新行為作用機制的回歸結(jié)果

表8 人崗匹配在動機管理與員工創(chuàng)新行為間跨層中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

此外，從表8可以看出，當D-A匹配和N-S匹配同時加入模型時，動機管理通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)0.077與通過N-S匹配的間接效應(yīng)0.078大致相同。這可能說明，工作要求與員工能力的匹配以及員工需求與崗位供給的匹配均是動機管理影響員工創(chuàng)新行為的重要作用機制。

(七)機會管理影響員工創(chuàng)新行為的作用機制分析

表9顯示了以機會管理為自變量的回歸結(jié)果。由模型25、模型29、模型30可知，機會管理對員工創(chuàng)新行為(β=0.221，p<0.001)、D-A匹配(β=0.210，p<0.01)、N-S匹配(β=0.227，p<0.001)均有顯著正向影響，說明組織的機會管理水平越高，員工創(chuàng)新行為水平和人崗匹配水平也越高，H1c、H2c得到驗證。

模型26～模型28驗證了人崗匹配在機會管理與員工創(chuàng)新行為間的中介效應(yīng)。模型26中，D-A匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.192，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.525，p<0.001)；同時，機會管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.115，p<0.01)。模型27中，N-S匹配對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.167，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.495，p<0.001)；同時，機會管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.110，p<0.01)。模型28中，D-A匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.164，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.376，p<0.01)和N-S匹配(組內(nèi)效應(yīng)β1=0.129，p<0.001；組間效應(yīng)β2=0.292，p<0.01)均對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時，機會管理對員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)依然顯著(β=0.080，p<0.01)。采用蒙特卡羅法對跨層中介作用的顯著性進行驗證，結(jié)果如表10所示，機會管理通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.119，95%置信區(qū)間為[0.045，0.208]。機會管理通過N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)為0.107，95%置信區(qū)間為[0.044，0.183]。機會管理同時通過D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時，前者間接效應(yīng)為0.085，95%置信區(qū)間為[0.022，0.170]，后者間接效應(yīng)為0.063，95%置信區(qū)間為[0.017，0.122]。三個模型紅，間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含0。以上結(jié)果說明，D-A匹配和N-S匹配在機會管理與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，H3c得到驗證。

此外，從表10中可以看出，當D-A匹配和N-S匹配同時加入模型時，機會管理通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)0.085大于通過N-S匹配的間接效應(yīng)0.063。這可能說明，人崗匹配在動機管理和員工創(chuàng)新行為間的中介作用，更多是通過滿足工作要求與員工能力的匹配來實現(xiàn)。

表9 機會管理影響員工創(chuàng)新行為作用機制的回歸結(jié)果

表10 人崗匹配在機會管理與員工創(chuàng)新行為間跨層中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

五、總結(jié)與討論

(一)研究結(jié)論

本文基于83家企業(yè)、805名員工的配對數(shù)據(jù)，檢驗了HPWS及能力管理、動機管理、機會管理三個維度與員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系，以及人崗匹配在上述關(guān)系間的中介作用，得到結(jié)論如下：(1)HPWS及能力管理、動機管理、機會管理對員工創(chuàng)新行為有正向影響。組織的HPWS及能力管理、動機管理、機會管理水平越高，員工表現(xiàn)出的創(chuàng)新行為水平越高。(2)人崗匹配在HPWS及能力管理、動機管理、機會管理與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。HPWS及其三個子維度均能通過提高員工的人崗匹配水平來促進員工創(chuàng)新行為的發(fā)生。(3)通過對比分析D-A匹配和N-S匹配兩條中介路徑發(fā)現(xiàn)，機會管理更多通過D-A匹配對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，能力管理、動機管理影響員工創(chuàng)新行為的兩條中介路徑作用力度大致相同，而協(xié)同能力、動機、機會三方面管理的HPWS更多通過D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為。這一方面說明了HPWS與員工創(chuàng)新行為間的多種中介機制，其作用強度存在差異；另一方面也表明HPWS的各組成部分影響員工創(chuàng)新行為的作用機制同樣存在差異。

(二)管理啟示

(1)充分發(fā)揮HPWS對員工創(chuàng)新行為的積極影響。一方面，組織高層應(yīng)就HPWS的重要性達成一致，要充分認識到HPWS在促進員工創(chuàng)新方面的系統(tǒng)效應(yīng)，即構(gòu)成HPWS的各人力資源管理實踐能通過協(xié)同作用產(chǎn)生“1+1>2”的效果，從而最大化創(chuàng)新的投入產(chǎn)出比。另一方面，組織應(yīng)從能力、動機和機會三方面構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動型HPWS。(2)充分重視人崗匹配對員工創(chuàng)新行為的積極影響。為實現(xiàn)D-A匹配，組織應(yīng)重視工作設(shè)計，制定具體的崗位要求；在招聘、選拔員工時，通過能力、性格測試、入職學習、崗位輪換等措施，按員工所長分配工作。為實現(xiàn)N-S匹配，除物質(zhì)報酬外，組織還應(yīng)充分考慮員工生活、精神、健康等方面的多樣化需求。要注意的是，各項人力資源管理實踐不能“各自為政”，而應(yīng)該發(fā)揮HPWS的協(xié)同作用。(3)相比于激發(fā)員工創(chuàng)新動機，更要重視匹配員工工作能力與工作要求對創(chuàng)新的推動作用。若員工能力不滿足工作要求，員工尚不能完成基本工作，更遑論在工作中有所創(chuàng)新；若員工能力遠遠高于工作所需，會讓員工感到自己被大材小用，沒有得到組織和領(lǐng)導重視，降低工作和創(chuàng)新積極性。在實踐中，上級領(lǐng)導可通過傳授工作經(jīng)驗與技巧，提升下屬工作技能；注重與下屬進行工作溝通，讓下屬獲得更多與工作相關(guān)的信息，以便員工在工作中充分發(fā)揮自己所長。

(三)不足與展望

首先，本文使用的是截面數(shù)據(jù)，不能充分說明HPWS、人崗匹配以及員工創(chuàng)新行為之間的因果關(guān)系。理論上，HPWS對員工的影響效果應(yīng)滯后于HPWS的實施時間。因此，未來應(yīng)該采用面板數(shù)據(jù)對變量間因果關(guān)系進行驗證。其次，人崗匹配和員工創(chuàng)新行為的數(shù)據(jù)均采用自評式問卷收集，受社會稱許性影響，結(jié)果可能存在偏差。未來研究應(yīng)該增加不同的數(shù)據(jù)源或改進測量方法，以增強樣本數(shù)據(jù)的客觀性。最后，本文中使用的是方便抽樣而非隨機抽樣，樣本的針對性和普遍代表性都不強，未來研究應(yīng)改進抽樣方法。