知识型员工知性特质与创新潜能：组织认同的中介调节作用

喻登科，严红玲，吴文君

(南昌大学 管理学院，江西 南昌 330031)

0 引言

在日益激烈的竞争环境中，创新驱动发展战略已成为企业竞争制胜的不二选择。企业层面的创新驱动发展，其任务需要具体落实到每一位知识型员工。已有研究表明，员工创造力能极大促进组织创新和提升组织效率，由此帮助组织适应持续变化的竞争环境[1]。当员工创造力增强时，他们会对生产流程、产品和服务产生新颖的、有价值的想法，这些想法的积累和成功应用是企业技术创新、组织变革、商业模式升级的源泉[2]。员工创造力是创新潜能的外在体现，员工创造力提升是企业持续发掘和培育员工创新潜能的结果。已有较多文献探索员工创新潜能发掘与提升的影响因素，主要包括内在动机[3]、个体人格[4]、智力与认知力[5]、生活与工作环境[6]等方面。

相对于外因，内因在个体创新潜能激发中更具效力。本文在文献梳理的基础上，对影响员工创新潜能的内在因素进行系统归纳，包括3个方面。其一，员工创造力向新产品、新技术、新商业的转化需要多样化、丰富的知识作为支撑[7]。相对于知识匮乏的员工，知识渊博和深厚的知识型员工往往表现出更积极的创新意愿和更强的创新能力。其二，个体主动性人格是影响知识型员工创新潜能的重要因素[8]。具有主动性人格的员工个体更不容易受到情境压力的限制，会勇于表达想法、挑战现状，甚至影响环境改变[9]。相较于逃避型、消极型的员工个体，他们更善于观察、思考和发现机会，并找到实现想法和目标的途径与方法，然后主动付出、取得成效。Hirsh等[10]与Furnham等[11]从大五人格理论出发，证实了开放性、外倾性、尽责性和神经质等性格特质对员工创新潜能的积极影响。其三，知识型员工的工作环境满意、组织角色认同、自我身份肯定，会对他们的创新意愿、资源投入和创新能力自我开发产生重要影响。适配的组织氛围[12]、组织承诺[13]、领导风格[14]等会诱导员工采取超越工作角色的创造性行为。

基于以上认知，本研究构建一个新的理论框架：丰富的知识和主动性人格构成知识型员工创新潜能开发与提升的动力源；组织认同在员工知性特质对创新潜能的作用机制中发挥中介作用，并调节员工知性特质对创新潜能的积极影响。相较于已有研究成果，本研究创新性贡献主要体现在两个方面：第一，本研究是一项整合性工作，将以往研究中的个体人格、智力和认知力等整合归纳为员工知性特质，强调员工的工作环境认知和认同对创新潜能开发的影响；第二，将企业层面的知性管理理论引入员工创新潜能开发情境，致力于强化员工知性特质这一新概念并建构员工知性管理理论。

本研究旨在为上述理论框架提供证据支持，拟重点回答3个科学问题：一是员工的知识与主动性人格是否影响其创新潜能?二是在知识与主动性人格影响其创新潜能成长的路径上，组织认同如何发挥调节作用？三是在以知识和主动性人格为动力源的创新潜能培育过程中，组织认同是否发挥显著中介作用?

1 基础理论与文献回顾

计划行为理论认为，理性个体的行为是经过深思熟虑的计划的结果，个体意愿会有意识地影响个体行为。个体的所有行为都受到行为意向的控制(行为意向越强烈，个体采取行动的可能性越大)，而行为意向的产生受到态度、主观规范、知觉行为控制的共同影响。将计划行为理论引入员工创新潜能发掘这一情境，可推导出员工个体的创新意愿和创新行为都会受到态度、主观规范的影响，而知觉行为控制能力表现为员工个体创新能力和资源投入能力。在人格心理学上，个体态度和主观规范受到其内在固有性格特质以及后天形成的认知能力的影响。从企业组织视角来看，员工对组织成员的身份认同将提升他们对创新潜能发掘的价值感知，从而一定程度上强化他们的创新意愿并提升其资源投入水平，而且，积极主动的性格特质与良好的知识素养有利于个体形成并提升组织认同感。由此本文提出，员工知性特质有利于促进其创新潜能提升，包括增强创新意愿、提升创新能力、提高资源投入水平等，而这种积极作用受到组织认同的中介和调节性影响。围绕这一命题，学术界已经开展的研究主要包括以下几个方面：

首先，已有研究从创新意愿、资源投入水平和创新能力3个方面考察个体创新潜力。在创新意愿方面，Tan等[15]认为，个体能否产生创新成就，很大程度上取决于他们对创新型任务的想法和意图。反之，如果一个员工缺乏坚持追求问题解决方案的意愿，那么，其创造力就会下降。在资源投入方面，Zhang等[16]发现如果员工对一个问题投入越多精力和财力，参与创造性活动越充分，其创造力水平就会越高。而且，员工在创新过程中得到越多支持，就越会积极主动地投入更多时间和精力去收集信息、发现问题、寻找解决方案。在创新能力方面，Hass等[17]证实创新思维、创新能力与其它创造性因素都高度相关。

其次，知识和性格都是影响员工工作行为与绩效的重要因素。已有文献将二者合称为知性特质，并认为员工知性特质对其社会认同感[18]、工作业绩等都会产生显著影响。已有研究表明，智力、知识、大五人格特质对个体创造力具有解释和预测力[5]，外向型人格能够正向调节员工信息交流能力对创造力的积极效果[19]。在一类特殊的知识型员工即高校教师身上，喻登科等[20]发现知识与性格之间可以相互促进和转化，知识学习能够帮助个体塑造良好后天性格，同时，积极型人格的塑造有利于强化个体知识学习与获取意愿，此外，二者在影响个体行为与绩效时，会表现出良好的共轭双驱与交互关系。

最后，组织认同对员工个体行为具有很好的解释力，Lee等[21]指出，组织认同与组织中员工态度及员工个体行为显著相关，且组织认同的影响更强烈。对组织高度认同的员工与组织目标和价值观保持一致，他们愿意付出额外努力来支持组织利益获取，以获得高额回报或价值感知[22]，而且，高组织认同感的员工有强烈动机实施促进组织成功的行为[23]。更进一步，Kesen[24]证实了组织认同对员工个体创造力的显著积极影响，当员工认同组织时会表现出更多创造性行为，这些行为显著增强他们形成新想法和创造新产品的能力。

2 研究假设

2.1 知性特质的直接效应

一方面，相较于后天因素，个体性格特质等先天因素会对创新潜能产生更大影响[6]。对目标行为产生积极影响的个体性格特质通常称为主动性人格。积极主动的个体更愿意收集信息、开发想法、寻找方法、采取行动，从而完成创造性工作任务和达成创新目标[25]。积极主动的个体往往更频繁地更新他们的知识和技能，从而改进工作流程，支持组织创新发展[26]。从员工主动性、信息交流和心理安全等视角来看，积极主动的员工更有创造力，因为他们更善于积累信息、知识和技能，为随时抓住机会或接受挑战作好准备[27]。Tai等[28]采用多组分析方法研究发现，主动性人格是个体创新潜能的重要前提，员工主动性越强，其创新潜能越高。

另一方面，知识是创新的基本原料，促使人们重组和搜寻、创造新的知识或产品。员工创新潜能很大程度上取决于他们能否及时获得有效信息，信息搜索以及知识分享、整合和共创是提升员工创新潜能的重要手段[29]。因此，拥有事实知识和相关技能的个体通常会产生创造性反应，领域内专业技能是让创造性反应激发出创造性行为的基础[30]。此外，不同动机所激发的知识管理行为会带给员工不同知识能力，而这些能力最终激发不同等级的创新潜能[31]。Dong等[32]提出，员工可以获取与工作相关的知识和技能，提高与工作相关的长期能力，进而培育个体创造性工作才能。综上，提出如下研究假设：

H1：员工知性特质与其创新潜能正相关。

H1a：员工主动性人格对创新潜能具有显著正向作用；

H1b：员工知识水平对创新潜能具有显著正向影响。

2.2 组织认同的中介效应

人格特质对个体行为的解释需要嵌于特定情境[33]。人格是个体的潜在特质，主导和诱发特定行为的人格特质需要由相关情境线索唤醒和表达，而这些激活线索存在于工作任务、社会环境和组织中。具有主动性人格的个体比悲观主义者更有能力改变自身信仰和行为，他们能更成功地处理负面信息并更彻底、灵活地应对环境变化[34]。因此，主动性人格是个体适应环境这种行为的重要特质。反之，被动性人格的个体无法积极审视环境和寻找改变环境的机会，也不会在机会出现时及时采取有效行动。主动性人格的个体倾向于坚持适应环境变化，即使面对巨大的情境约束障碍[35]。除适应环境外，主动性人格的员工更乐于主动选择、创造和改变自身工作环境，并积极面对和接受环境的持续变化[36]。Lam等[37]指出，员工新进入组织时所表现出的积极主动性越强，就越能快速适应工作环境，并建立身份认同感。而Choi[38]研究发现，与员工工作环境有关的情境因素，如同事的支持，不仅会增强员工组织认同，而且可以通过强化创新态度和创新自我效能提高员工创造意愿。

社会认同是个体自我概念的一部分，这种自我概念源自他们对同一社会群体成员的认知性知识，以及对群体成员价值和情感的建构性知识。社会认同的本质是知识，这一观点揭示了个体知识与组织认同之间的内在联系。有学者提出组织认同取决于组织与成员之间的信息交流，一方面，员工间知识分享是员工接受组织基本价值观和目标的主要原因[39]；另一方面，个体成员间有效的知识分享有利于消除成员对组织身份的自我认知差异[40]。Cheng等[41]建立了社会认同的归纳路径模型，发现个体的知识贡献行为有助于增强社会认同以及促进自我身份认同。

与主动性人格所激发的浅层次情境认同不同，由知识激发的组织认同具有更深层次的力量支撑，这种力量能够建构个体与组织的结构性联系，促进组织内共同价值观、共同心智的形成。由知识支撑的深层结构认同能够极大激发个体对组织的热情、信心和忠诚，使得他们愿意贡献私人资源来提高自我创造潜能以及组织绩效。Hirst等[42]研究指出，员工对团队的认同程度影响其对个人创造力提升的努力程度，进而影响创新绩效。Liu等[43]发现，对组织高度认同的员工愿意投入更多精力以实现组织目标和价值，这也使得他们比组织认同度低的员工表现得更好。综上，提出如下研究假设：

H2：在员工知性特质作用于创新潜能的路径上，组织认同发挥显著正向中介作用。

H2a:情境认同中介员工主动性人格对创新意愿的积极影响;

H2b:深层结构认同中介员工知识水平对创新资源投入的积极影响。

2.3 组织认同的调节效应

个体的隐性态度和意愿由环境线索激发，当组织营造出鼓励员工参与创新的组织情境并且这种情境得到员工高度认可时，员工主动性人格会变得更加活跃和显性化，进而通过自我激励表现出与组织期望一致的行为，例如，提升创新能力、参与创新活动等。变革型领导以及创新和灵活的氛围等情境因素,显著调节员工主动性人格对创造性行为的影响[44]。当员工强烈的主动创新意识与用人单位重视创造性活动的理念相碰撞时，员工创新能力将被激发至最高水平。

虽然情境认同有利于提升员工创新能力，但是，在复杂工作环境下，员工角色的模糊认知可能对其参与创新的内在动机产生负面影响，从而弱化其创新潜能。当工作环境或创新性工作任务变得复杂时，员工知识将比主动性人格发挥更重要作用。员工对客户需求和服务交付全过程的深度理解，将帮助他们感知和正确评价其创新性工作的重要价值，从而自发激发其创新行为。Suleiman等[45]研究发现，积极的组织氛围有利于增强员工深层结构认同，诱导员工对友好环境的积极看法，并以更加主动和高效的方式提升自我与发掘创新潜能。

综上，提出如下研究假设：

H3：在员工知性特质作用于创新潜能的路径上，组织认同发挥显著正向调节作用。

H3a：情境认同调节员工主动性人格对创新能力的积极影响；

H3b：深层结构认同调节员工知识水平对创新能力的积极影响。

3 研究设计

3.1 数据收集

本研究采用调查问卷形式收集数据。问卷主要观测知识水平、主动型人格、深层结构认同、情境认同、创新意愿、创新能力和创新资源投入等7个构念。所有构念题项均采用李克特5级量表方式，用1～5分反映被调查者对题项陈述的同意程度，1为“非常不同意”，5为“非常同意”。

问卷通过线上和线下相结合的形式发放。在调查中，应答者身份限定为企业员工，他们均被告知“答复仅用于研究目的并严格保密”。问卷调查持续44天，分为3个阶段。第一阶段，通过微信和QQ等社交网络平台进行线上发放，历时24天收回问卷220份。第二阶段，通过在文化广场随机邀请对象和在MEM(工程管理硕士)课堂向非全日制研究生发放纸质问卷，历时8天收回问卷49份。第三阶段，通过问卷星平台的委托服务发放电子问卷，历时12天收回问卷211份。3个阶段总计收回问卷480份。基于测谎分析和逻辑检验对问卷进行人工筛查，识别无效问卷148份，得到有效问卷332份，问卷有效回收率69.2%。问卷调查中，样本选择基本符合滚雪球抽样的随机规律。

应答者分布情况如下：性别，男性占49.7%，女性占50.3%；年龄，21～30岁占55.4%，31～40岁占37%，41～50岁占5.1%，50岁以上占2.1%；受教育水平，高中及以下占1.2%，大专占8.7%，本科占60.2%，研究生及以上占29.8%；工作岗位，研发或技术岗占26.5%，生产制造岗占10.2%，营销岗占14.1%，管理岗占27.4%，财会岗占8.4%，其它占13.2%；工龄，少于1年占15.3%，1～3年占25.6%，4～10年占46.0%，11年及以上占12.9%；公司属性，国有企业占29.2%，外资或合资企业占19.2%，民营企业占42.1%，其它占9.3%；公司规模，10人以下小微企业占2.1%，10～99人小型企业占22.5%，100～299人中型企业占22.5%，300人以上大型企业占52.7%。综上，样本分布情况良好。

3.2 变量设计

所有构念的变量都翻译并改编自国外文献中经过验证的量表，为降低题项翻译时的表达偏差，所有题项都经过中英互译的多轮校正。

主动性人格。该构念的题项改编自Bateman等[9]的研究，主要包括“我经常会寻找更优的办法做事情” 、“当我的新点子变成现实时是我最兴奋的时刻”、“当我有了一个好想法，任何障碍都无法阻止我去实现它”、“每次我将想法变为现实，都会感觉自己有了明显的进步”等4个题项。

知识水平。本研究从工作经验和工作技能两个方面测量员工在工作情境下所具备的知识水平，包括“对于目前的工作，我的知识足够胜任”、“我有从事与当前工作相关的丰富工作经验”、“对于目前的工作需要，我掌握了足够的工作技能”和“我获得了与我目前工作相关的多项职业资格证书”等4个题项。

组织认同。参考借鉴已有文献[46]，从情境认同和深层结构认同两维度开发问卷题项。情境认同包括“作为一个工作场所，组织给了我温暖的感觉”、“我非常喜欢组织的工作文化”、“作为员工，我为我的组织感到骄傲”和“我经常向我的朋友夸赞我的企业”等4个题项。深层结构认同包括“我发现我的价值观与组织的价值观相一致”、“当我谈论起我的工作单位时，我经常称‘我们’而不是‘他们’”、“我真心关心我们公司的未来命运”、“当别人批评我的工作单位时，我会非常恼怒”和“我非常乐意把我的未来都奉献给我的公司”等5个题项。

创新潜能。本研究从创新意愿、创新资源投入和创新能力3个维度测量员工个体创新潜能。其中，创新意愿的4个测量题项包括“我善于创造新的解决方案去解决工作中的难题”、“遇到复杂问题，我总能找到解决方案”、“我总是试着改进我的工作流程或产品”和“我愿意花大量精力去搜集信息和学习知识，以帮助我创造新的工作思路”；创新资源投入的4个测量题项包括“在工作中，我经常学习和应用新技能”、“我经常将复杂问题分解，以对它有更深入的理解”、“我经常尽我所能地用我的智慧和知识去完美完成工作任务”和“一旦我确定工作目标，我将付出一切去完成它，无论它带给我多大挑战”；创新能力的5个测量题项分别是“我经常在工作中做一些冒险的决策，但最后它们总是被发现是明智之举”、“每次我有了新点子，我都有足够能力去实现它”、“我在公司很有声望，因为我总是能创造性地解决问题”、“我经常向领导提一些关于变革的合理化建议”和“我总能找到解决问题和实现目标的新想法与新做法”。

3.3 信效度检验与描述性分析

表1给出了所有构念的描述性统计，包括均值、标准差、相关系数以及内部一致性信度(Cronbach's α)、复合信度(CR)和聚敛效度(AVE)。本研究中，总量表Cronbach's α系数为0.942，各潜变量Cronbach's α系数也均高于0.8，表明信度良好；所有题项的因子载荷均大于0.5，所有构念的CR系数均大于0.6，平均抽取方差AVE均大于0.5，表明潜变量聚敛效度较高；各潜变量AVE平方根均大于它们与其它潜变量的相关系数，表明潜变量之间区分效度较好。此外，所有构念的KMO值均大于0.70，说明数据适合作因子分析；对总量表作探索性因子分析，特征值最大的主成分所提取的方差占总提取方差的34.77%，低于阈值40%，同源方法偏差问题得到有效控制。

采用验证性因子分析对量表区分效度进行评估，7个竞争模型分析结果如表2所示。结果表明，七因子模型卡方统计量(χ2=792.606)显著低于其它模型，且拟合效果最好(RMSEA=0.057，CFI=0.926，TLI=0.916，SRMR=0.056)。各构念提取的方差大于其与其它构念共享的最大方差，支持判别有效性。因此，七因子模型是因子结构的最恰当表示。

表1 信效度与描述性分析

表2 竞争模型验证性因子分析结果

3.4 模型与方法

本文采用结构方程模型分析变量间关系，研究框架如图1所示，模型系数拟合工具为MPLUS 7。有效问卷规模基本满足结构方程模型分析的样本量要求，为更清晰地观测组织认同的中介效应和调节效应，将研究框架分解为两个独立模型(模型I和模型II)，并分别对相关假设进行检验。模型I(图1中实线所示)为基准中介模型，用于测量员工知性特质对创新潜能的直接效应以及组织认同的中介效应；模型II(图中虚线所示)为调节模型，用于测量组织认同在员工知性特质与创新潜能关系路径上的调节效应。基准中介模型采用极大似然估计和Bootstrap过程(重新采样1 000次，使用百分位数方法创建95%置信区间)测算中介效应。调节效应的测量可以采用传统的乘积法构建交互项，但乘积法的产生策略较多，要找到合适的乘积项需多次试验，且乘积法始终存在乘积项非正态分布问题，容易导致显著性检验结果和置信区间估计偏差。此外，潜调节结构方程法也可以检验调节效应，它不需要人为构造交互项，避免了乘积项非正态分布导致的估计偏差问题。相较于乘积法，潜调节结构方程法在参数检验时一般使用似然比检验，它不提供模型拟合指数，只提供信息指数AIC和BIC。经过比较，本研究采用潜调节结构方程法检验调节效应。

图1 研究框架

4 研究结果

4.1 直接效应与中介效应检验

对模型I进行参数拟合，模型拟合指数为χ2=1 460.340、df=395、RMSEA=0.090、CFI=0.806、TLI=0.787、SRMR=0.191，模型拟合结果欠佳。根据修正指数MI进行路径修正，增加情境认同到深层结构认同、创新意愿到创新能力、创新资源投入到创新能力、创新意愿到创新资源投入4条路径。重新进行参数拟合后，模型拟合指数为χ2=1 065.175、df=394、RMSEA=0.072、CFI=0.878、TLI=0.865、SRMR=0.118。拟合指数得到优化，模型接近可接受拟合水平。在此基础上，再次根据MI指数进行路径修正，增加11条观测变量间相关路径。二次修正后，模型拟合指数为χ2=865.124、df=383、RMSEA=0.062、CFI=0.912、TLI=0.900、SRMR=0.106，模型拟合可接受。路径分析结果如图2所示。在样本数N=332的情境下，抽取Bootstrap样本数设置为1 000个，置信区间设置为95%，中介效应分析结果如表3所示。

结合图2和表3分析结果可知，员工主动型人格对创新能力的直接作用不显著，但员工知识水平对创新能力的直接作用显著(β=0.373，p<0.001)。因此，假设H1a被拒绝，H1b被接受，H1被部分接受。主动性人格→情境认同→创新意愿的路径系数均显著，Bootstrap检验结果显著，95%置信区间不包含0；在员工知识水平→深层结构认同→创新资源投入的作用路径中，知识水平对深层结构认同的作用不显著，Bootstrap检验结果不显著，95%置信区间包含0。因此，情境认同的中介效应显著，而深层结构认同的中介效应不显著，即假设H2a被接受，H2b被拒绝，H2部分通过检验。

图2 中介模型(模型I)修正后路径分析

表3 中介效应的Bootstrap检验结果

在预设的研究假设之外，发现了另外3条达到显著水平的重要中介作用路径。其一，员工创新意愿通过增加其创新资源投入提升创新能力，这符合创新理论基本逻辑，也揭示了创新潜能的三要素之间不是独立、平等关系，而是存在逻辑上的先后顺序与相互作用。其二，情境认同与深层结构认同之间不独立，情境认同正向影响深层结构认同，这符合组织认同理论基本逻辑。更重要的是，通过情境认同、深层结构认同的联合中介，主动性人格对员工创新资源投入和创新能力均产生间接积极影响。其三，通过情境认同的中介作用，主动性人格均能够与创新潜能的三要素建立作用关系。

4.2 调节效应检验结果

对模型II进行结构方程分析，检验结果如图3所示。该模型信息指数为：AIC=16 623.644，BIC=16 901.419。结果显示，主动性人格和情境认同的交互项对员工创新能力有显著正向作用(β=0.162，p<0.01)，员工知识水平和深层结构认同的交互项对创新能力的作用系数虽然达到显著水平但方向为负(β=-0.123, p<0.01)。因此，在知性特质影响员工创新能力的作用路径上，情境认同发挥显著正向调节作用，而深层结构认同发挥显著负向调节作用，即假设H3a通过检验，而H3b被拒绝，H3部分被接受。深层结构认同的负向调节作用，揭示出知识水平与深层结构认同之间的关系逻辑：二者之间并不是预期的互补关系，而是替代关系，即知识水平与深层结构认同的组合不会在作用效应上互相强化，反而会因为挤出效应削弱二者的独立、直接作用。

图3 调节模型(模型II)路径分析

此外，去除主动性人格的间接作用路径后，主动性人格对创新能力的直接效应也变得显著(β=0.345, p<0.001)，且作用强度高于知识水平的直接效应(β=0.195, p<0.001)。这一结果可以与中介效应检验结果相补充，并修正之前的结论，即假设H1a和H1被接受，组织认同在主动性人格对创新潜能的作用关系中发挥完全中介作用。

5 研究结论与管理启示

5.1 研究结论

本研究得出以下主要结论：第一，员工知性特质对其创新潜能具有显著积极影响，但知识水平与主动性人格在作用机制上存在异质性。其中，员工知识水平主要发挥直接作用，而主动性人格只能发挥间接性影响。在综合效应上，主动性人格的影响比知识水平的影响更强烈。第二，组织认同在员工主动性人格的间接作用路径上发挥完全中介作用，其中，情境认同的中介作用不可或缺，而深层结构认同和创新意愿能够各自主导一条间接作用路径，最终对员工创新资源投入和创新能力提升产生积极影响。第三，组织认同的两维度之间存在作用关系，浅层次的情境认同会对深层结构认同产生影响。这一发现与Riketta等[47]提出的“情境认同是深层结构认同的必要条件”观点相一致。第四，创新潜能的三要素之间存在逻辑关系，即创新意愿作用于创新资源投入，并通过后者的中介作用影响创新能力。这一发现符合创造力理论逻辑，也与计划行为理论相一致。第五，情境认同与深层结构认同的调节效应存在异质性，情境认同正向调节主动性人格与创新能力间关系，深层结构认同负向调节知识水平与创新能力间关系。

由此可以回答开篇提出的3个科学问题：员工知识与主动性人格影响其创新潜能；在知识与主动性人格影响其创新潜能成长的路径上，情境认同和深层结构认同分别发挥正向和负向调节作用；在以知识和主动性人格为动力源的创新潜能培育过程中，组织认同发挥显著完全中介作用。

5.2 理论启示

本研究建构了一个整合员工特质、组织认同与创新潜力的理论框架，验证了员工创新潜能发掘中知性特质的前因作用以及组织认同的中介调节作用，丰富了个体创造力理论，拓展了知性管理理论的解释范围。与已有文献比较，本研究在3个方面形成了新的理论启示：

(1)已有研究证实了个体智力与创造力的关系[5]，但显然知识和智力在本质上存在区别，而关于知识与创造力关系的研究相对较少。同时，已有研究讨论了个体性格对创造力的影响，但大多基于大五人格理论建构测度模型[4]。然而，个体性格除维度外，还存在方向问题。本研究致力于验证主动性人格对员工创新潜能的积极影响，是对前人研究工作的补充。最后，将员工个体知识水平与主动性人格纳入同一框架，并提出知性特质概念，这不仅是对企业层面知性管理理论的扩展，而且会激发更多学者从整体视角观察员工特质。

(2)已有研究大多从外生视角关注环境对个体创造力的影响，例如组织承诺、组织文化和领导风格等[13]，但这些研究忽略了员工主观意识在创新潜能发挥中的能动性。少数研究讨论了组织认同与员工创造力的关系，它们基本都建立在Patchen[48]与Mael[49]等的研究之上，没有从情境认同和深层结构认同这一层面作深度分析。本研究不仅深入考察了组织认同的中介效应与调节效应，而且细致探究了情境认同和深层结构认同的异质性影响，也为情境认同与深层结构认同之间的作用关系提供了证据，研究结论深化了对于组织认同理论的认识。

(3)大多数关于个体创造力的研究成果都建立在创造力成分理论基础之上，认为专业技能、创造能力及内在动机是创造力产生的前因，由此聚焦于能力和动机分析。本研究在计划行为理论的指导下，不仅在创新意愿、创新能力的基础上补充创新资源投入概念，而且验证了三者之间的逻辑关系，形成了关于个体创新潜能的系统认识，完善了个体创造力理论。

5.3 管理建议

我国政府提出大众创新、万众创业战略，明确将创新驱动发展战略着力点落实到个体身上。人才是发展的第一资源，也是创新活动不可或缺的要素。然而，从我国人口素质(如平均受教育年限)来看，很大一部分个体都难以满足高质量创新创业活动的要求。企业员工是就业人口中的核心构成，是创新创业活动的主体。本研究以企业员工为对象，致力于探索影响个体创新潜能的前驱因素和提升路径，一定程度上为政府双创战略落地提供了微观机制的理论指导。

根据研究结论，提出以下5点管理建议：第一，从企业立场出发，在员工招聘时着重考察主动性人格特质与知识水平，引进高学历且具有主动性人格特质的专技人才；第二，对企业人力资源管理部门而言，招聘新员工时，考察其主动性人格特质比考察受教育水平和专业技能更重要；第三，企业组织需要树立培育员工组织认同感的理念，通过制度建设、文化建设、组织建设、环境建设等塑造员工情境认同感，并提升他们的深层结构认同感，这对于员工创新潜能提升具有重要作用；第四，员工创新潜能的发掘与提升要求他们投入资源(付出时间、努力等)，但根据资源保存理论，员工主动的资源投入行为受到很多条件的约束，因此，企业需要建立有效的创新激励机制和创新成果保护制度；第五，企业组织需要将员工知性特质培育、组织认同感提升、创新潜能发掘等策略性行为系统化，打造健全、高效的员工创新潜能提升系统，提高创新潜能，提升效率与效果。

5.4 不足与展望

本文还存在一些不足：第一，量表设计存在一定缺陷，尤其是情境认同和深层结构认同，这两个概念目前尚未有专门量表，只能参考其它关于组织认同的量表，一定程度上可能影响构念测量信度与效度。第二，部分结论如深层结构认同的负向调节效应，可能与本研究样本情境有关，其普适性还有待验证。未来研究可作如下改进：一是更加科学地开发情境认同和深层结构认同量表，提高信效度水平；二是扩大样本规模，引入多样性样本，增强研究结论稳健性和外部效度。