王 敏， 黃維德

(華東理工大學(xué) 商學(xué)院， 上海 200237)

一、問(wèn)題的提出

隨著市場(chǎng)變化速度的日益加快，創(chuàng)新能力對(duì)企業(yè)生存發(fā)展至關(guān)重要。企業(yè)創(chuàng)新離不開(kāi)員工，如何促進(jìn)員工創(chuàng)新一直是實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界所關(guān)心的熱點(diǎn)問(wèn)題。高績(jī)效工作系統(tǒng)(high-performance work systems，HPWS)被認(rèn)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(diǎn)認(rèn)為，HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。學(xué)者們基于AMO理論、資本視角、社會(huì)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(dòng)機(jī)，進(jìn)而促使員工創(chuàng)新行為發(fā)生[1-4]。然而，近年來(lái)，HPWS的負(fù)面效應(yīng)開(kāi)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(fù)面作用機(jī)制[5-6]。工作要求—資源模型和資源保存理論認(rèn)為HPWS會(huì)給員工同時(shí)帶來(lái)資源的損耗和補(bǔ)給，當(dāng)資源損耗大于補(bǔ)給時(shí)，就會(huì)對(duì)員工造成心理壓力，增加工作負(fù)擔(dān)。自我決定理論認(rèn)為HPWS會(huì)激發(fā)員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)和外在動(dòng)機(jī)，其中，內(nèi)在動(dòng)機(jī)有利于創(chuàng)新，外在動(dòng)機(jī)不利于創(chuàng)新。當(dāng)HPWS激發(fā)了員工過(guò)多的外在動(dòng)機(jī)時(shí)，會(huì)對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，減少員工創(chuàng)新行為。歸因理論則認(rèn)為，HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響是積極還是消極的，取決于員工對(duì)組織實(shí)施HPWS的動(dòng)機(jī)進(jìn)行了正面歸因還是負(fù)面歸因。以上理論均是從HPWS的本質(zhì)特征方面解釋了其負(fù)面影響的機(jī)理。此外，還有學(xué)者從“量”的角度指出，過(guò)度實(shí)施HPWS會(huì)產(chǎn)生“過(guò)猶不及”效應(yīng)，增加員工負(fù)擔(dān)，產(chǎn)生負(fù)面影響[5]。

HPWS與員工創(chuàng)新行為間的關(guān)系之所以存在爭(zhēng)議，其原因可能有以下兩點(diǎn)：其一，對(duì)HPWS影響員工創(chuàng)新行為的中間機(jī)制缺乏更深入、全面的理解。現(xiàn)有證實(shí)HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為起積極作用的研究，其中介機(jī)制很難解釋如何避免對(duì)員工產(chǎn)生負(fù)面影響。更具體地，AMO理論、社會(huì)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(jī)制，但卻無(wú)法說(shuō)明員工是否會(huì)因工作要求的提高而產(chǎn)生負(fù)面情緒。這使得兩方觀點(diǎn)只能各自論證。匹配理論為解決該問(wèn)題提供了思路。匹配理論分為一致性匹配和互補(bǔ)性匹配，其中，互補(bǔ)性匹配是指雙方特征相互彌補(bǔ)、契合。人崗匹配即為互補(bǔ)性匹配：一方面，員工能力等個(gè)體特征應(yīng)符合工作要求；另一方面，工作內(nèi)容、激勵(lì)方式等應(yīng)滿足員工所需[7]。高水平人崗匹配能達(dá)到工作要求與工作資源間的平衡、內(nèi)在激勵(lì)與外在激勵(lì)的平衡，利于員工對(duì)組織實(shí)施HPWS的動(dòng)機(jī)產(chǎn)生正面歸因，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新行為的發(fā)生。而低水平人崗匹配引起的失衡會(huì)對(duì)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(jī)制和作用結(jié)果可能存在差異，但現(xiàn)有研究缺乏對(duì)該方面的關(guān)注。探究HPWS負(fù)面效應(yīng)的研究，大多強(qiáng)調(diào)其中部分管理實(shí)踐會(huì)對(duì)員工產(chǎn)生消極影響。例如，工作設(shè)計(jì)會(huì)增加員工工作要求和工作負(fù)擔(dān)，績(jī)效薪酬會(huì)導(dǎo)致外在動(dòng)機(jī)取代內(nèi)在動(dòng)機(jī)，不利于員工創(chuàng)新。但是，各項(xiàng)人力資源管理實(shí)踐產(chǎn)生的影響與HPWS及其所包含管理實(shí)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(hào)應(yīng)具有一致性。因此，探究HPWS各組成部分的作用機(jī)制和作用結(jié)果，對(duì)理解HPWS的作用機(jī)制十分重要?；谏鲜鰞牲c(diǎn)原因，本文嘗試以人崗匹配為中介，探究HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制和結(jié)果。其次，基于AMO理論，將HPWS細(xì)化為能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理三部分，探究各部分對(duì)員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制和結(jié)果。

有鑒于此，本文的理論貢獻(xiàn)主要有以下兩點(diǎn)：其一，從匹配理論視角出發(fā)，拓展了HPWS的作用機(jī)制研究，并嘗試為HPWS正面效應(yīng)研究和負(fù)面效應(yīng)研究建立對(duì)話的可能性。其二，將HPWS細(xì)化為能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理三個(gè)維度，從內(nèi)部構(gòu)成的角度更加細(xì)致地探索HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)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(duì)員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制和作用結(jié)果是否存在差異，這也是對(duì)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(jī)效工作系統(tǒng)

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

關(guān)于HPWS的研究大致分為兩類(lèi)：內(nèi)容視角研究、過(guò)程視角研究。早期研究大多聚焦于HPWS的內(nèi)容設(shè)計(jì)，致力于尋找能夠提升組織績(jī)效的最佳人力資源管理實(shí)踐組合。現(xiàn)有研究已涉及許多具體的HPWS管理實(shí)踐[10-11]，主要可分為員工能力、動(dòng)機(jī)和參與機(jī)會(huì)三個(gè)方面，即“AMO”框架[8]，這是目前為學(xué)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(xùn)、信息分享等；動(dòng)機(jī)包括績(jī)效考核、激勵(lì)系統(tǒng)、薪酬管理、職業(yè)安全等；參與機(jī)會(huì)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(duì)員工態(tài)度、行為的具體作用機(jī)制做詳盡分析，因而難以解釋相同人力資源管理實(shí)踐在不同組織中實(shí)施效果的差異。對(duì)此，有學(xué)者選擇從過(guò)程視角，對(duì)HPWS的作用機(jī)制展開(kāi)進(jìn)一步研究。Bowen & Ostroff[12]提出了人力資源管理強(qiáng)度的概念，包含獨(dú)特性(能夠引起員工關(guān)注和興趣)、一致性(在時(shí)間和方式上保持一致)和共識(shí)性(個(gè)體對(duì)某件事的影響有共同認(rèn)知)三個(gè)維度。這三方面能夠形成特定的管理氣氛，讓員工對(duì)HPWS的理解趨同，并得到員工的認(rèn)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(rèn)為，HPWS的實(shí)施對(duì)員工有信號(hào)效應(yīng)與期望控制效應(yīng)，通過(guò)傳遞明確目標(biāo)，強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)，建立組織認(rèn)同，引導(dǎo)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(gè)體、工作和組織多個(gè)層面，如員工特質(zhì)、知識(shí)和能力、價(jià)值觀、工作復(fù)雜性、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織氛圍等[14-15]。概括起來(lái)，這些影響因素可歸納為三類(lèi)：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(shí)和能力；二是驅(qū)動(dòng)員工創(chuàng)新的內(nèi)部動(dòng)機(jī)因素，如員工價(jià)值觀、工作復(fù)雜性；三是為員工創(chuàng)新提供必要保障和支持的外部機(jī)會(huì)與資源因素，如領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織氛圍。三類(lèi)因素相輔相成，任何一者成為短板都會(huì)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(lái)達(dá)到促進(jìn)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(jì)算薪酬、考勤等)不同，HPWS是一套幫助組織實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略目標(biāo)的綜合管理體系。在其構(gòu)建過(guò)程中，首先將組織戰(zhàn)略目標(biāo)分解為能力、動(dòng)機(jī)、機(jī)會(huì)三方面的子目標(biāo)，然后通過(guò)制定具體人力資源管理政策和實(shí)踐來(lái)實(shí)現(xiàn)這些子目標(biāo)[8]。因此，HPWS所包含的人力資源管理政策、實(shí)踐與組織目標(biāo)實(shí)現(xiàn)緊密相關(guān)并有機(jī)配置。這些協(xié)調(diào)一致的人力資源管理政策和實(shí)踐向員工傳遞出一致的“信號(hào)”(如期望員工更多地創(chuàng)新)，進(jìn)而影響員工的態(tài)度與行為(如員工創(chuàng)新行為)。

具體來(lái)說(shuō)，HPWS所包含的能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理三方面因素均能影響員工創(chuàng)新行為。首先，知識(shí)是創(chuàng)新的基礎(chǔ)[16]。HPWS通過(guò)員工開(kāi)發(fā)與培訓(xùn)、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(dòng)機(jī)是影響員工創(chuàng)新的重要因素之一[17]。動(dòng)機(jī)管理在為員工提供生活保障的前提下，還對(duì)員工的創(chuàng)新貢獻(xiàn)進(jìn)行嘉獎(jiǎng)，有助于提高員工的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)。最后，機(jī)會(huì)管理提高了員工參與度，不僅能夠增強(qiáng)員工的主人翁意識(shí)，激勵(lì)員工進(jìn)行創(chuàng)新，也為員工創(chuàng)新提供了平臺(tái)。不僅如此，能力、動(dòng)機(jī)和機(jī)會(huì)三類(lèi)管理實(shí)踐還能相互影響，以促進(jìn)員工創(chuàng)新。例如，工作輪崗在拓展員工工作技能的同時(shí)，給了員工更多進(jìn)行創(chuàng)新的機(jī)會(huì)。同樣的，當(dāng)組織實(shí)施激勵(lì)政策鼓勵(lì)員工創(chuàng)新，員工的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)提升，就會(huì)主動(dòng)學(xué)習(xí)有助于創(chuàng)新的知識(shí)和技能，并且盡可能抓住機(jī)會(huì)表現(xiàn)出創(chuàng)新行為。由此，本文提出假設(shè)如下：

H1：HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。

H1a：能力管理對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。

H1b：動(dòng)機(jī)管理對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。

H1c：機(jī)會(huì)管理對(duì)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(jìn)行溝通、對(duì)話的重要方式和平臺(tái)，HPWS傳遞了企業(yè)的價(jià)值觀和愿景，用于引導(dǎo)員工展現(xiàn)出組織所期望的行為。當(dāng)前，企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的取得和維持越來(lái)越依賴對(duì)員工知識(shí)、技能的合理配置及使用。而HPWS之所以能有效提升企業(yè)績(jī)效，重要原因在于它能夠通過(guò)完善人員與崗位間的相互匹配，實(shí)現(xiàn)“適人適位”，進(jìn)而充分激發(fā)和調(diào)動(dòng)組織內(nèi)部人力資源優(yōu)勢(shì)。

人崗匹配是指員工的知識(shí)、技能、能力以及需求等特征與工作屬性相符[7]。具體來(lái)講，人崗匹配包含兩個(gè)維度：要求—能力匹配(demand-ability fit，簡(jiǎn)稱D-A匹配)和需求—供給匹配(need-supply fit，簡(jiǎn)稱N-S匹配)。D-A匹配指的是員工的知識(shí)、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(jià)值觀和需求的程度[18]。

從內(nèi)容視角來(lái)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(jī)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(dòng)機(jī)、機(jī)會(huì)三方面人力資源管理實(shí)踐組成的HPWS能夠提高人崗匹配水平。第一，HPWS強(qiáng)調(diào)組織目標(biāo)的明確性，對(duì)于人員招聘與選拔的標(biāo)準(zhǔn)也更加清晰、一致，可通過(guò)如工作預(yù)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(duì)稱[19]，更好地挑選適合對(duì)應(yīng)崗位的員工；同時(shí)，求職者能夠?qū)M織愿景、組織文化以及崗位報(bào)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(jī)會(huì)。第二，HPWS對(duì)應(yīng)的人力資源管理實(shí)踐以員工為導(dǎo)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(jìn)行工作設(shè)計(jì)時(shí)很難將員工的個(gè)人需求和知識(shí)、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(dòng)，HPWS下以人為核心的工作重塑能夠使員工快速進(jìn)行調(diào)整，增強(qiáng)人崗匹配水平[20]。第三，HPWS更加關(guān)注員工的長(zhǎng)期發(fā)展，通過(guò)提供有效的職業(yè)支持、職業(yè)指導(dǎo)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(jià)值觀匹配程度[21]，幫助員工快速掌握工作所需的知識(shí)、技能，使員工更加勝任崗位工作；另一方面也讓員工對(duì)未來(lái)的職業(yè)發(fā)展道路更加清晰，滿足員工的自我實(shí)現(xiàn)需求。因此，諸如此類(lèi)的HPWS下的人力資源管理實(shí)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(guò)程視角來(lái)看，HPWS具有更強(qiáng)的信號(hào)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(biāo)和期望，激發(fā)員工士氣，塑造個(gè)人定位，建立起對(duì)組織的高度認(rèn)同，引導(dǎo)員工朝著組織所期望的目標(biāo)而努力[13]，進(jìn)而提高人崗匹配程度。當(dāng)個(gè)人能力未達(dá)到崗位需求時(shí)，員工會(huì)具有強(qiáng)烈的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，主動(dòng)進(jìn)行自我學(xué)習(xí)，提升知識(shí)、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(dāng)現(xiàn)階段工作難以實(shí)現(xiàn)員工個(gè)人價(jià)值或滿足員工個(gè)人需求時(shí)，出于對(duì)組織的高度認(rèn)同感與責(zé)任感，員工也會(huì)尋求內(nèi)部工作輪換的機(jī)會(huì)，為知識(shí)、技能價(jià)值的實(shí)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(duì)人崗匹配有正向影響。

H2a：能力管理對(duì)人崗匹配有正向影響。

H2b：動(dòng)機(jī)管理對(duì)人崗匹配有正向影響。

H2c：機(jī)會(huì)管理對(duì)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(gè)路徑依賴過(guò)程，受制于現(xiàn)有人力資本，特定領(lǐng)域的知識(shí)、能力是主導(dǎo)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(gè)人具備更多與工作領(lǐng)域相關(guān)的知識(shí)、技能，從而有助于創(chuàng)新性想法和觀點(diǎn)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(shí)、技能還意味著個(gè)人能夠有效掌控知識(shí)創(chuàng)新的過(guò)程，從而更有意愿進(jìn)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(shí)是所有創(chuàng)新工作的基礎(chǔ)，能夠形成一系列的認(rèn)知路徑，從而創(chuàng)造性地解決特定問(wèn)題與特殊任務(wù)。因此，員工的知識(shí)、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(dòng)機(jī)[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(dān)創(chuàng)新失敗帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，強(qiáng)化工作卷入，促進(jìn)創(chuàng)新實(shí)踐。第三，根據(jù)社會(huì)交換理論，當(dāng)個(gè)人需求在工作中得到充分滿足時(shí)，基于對(duì)組織回報(bào)的義務(wù)與責(zé)任，員工更可能表現(xiàn)出如知識(shí)創(chuàng)造等有利于組織的行為。此外，還有學(xué)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(qiáng)個(gè)人對(duì)創(chuàng)造性地完成某項(xiàng)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(gè)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(shuō)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(dòng)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(dòng)機(jī)管理與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。

H3c：人崗匹配在機(jī)會(huì)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(duì)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(wèn)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(duì)樣本收集法。其中，企業(yè)問(wèn)卷由企業(yè)人力資源管理部門(mén)負(fù)責(zé)人填寫(xiě)；員工問(wèn)卷由企業(yè)非人力資源管理部門(mén)員工填寫(xiě)。利用校友資源，從上海、浙江、江蘇等8個(gè)省份共83家企業(yè)收集數(shù)據(jù)，共有83名人力資源部門(mén)員工和1 000名其他員工參與問(wèn)卷調(diào)查，剔除信息缺失、全部題項(xiàng)答案相同或有規(guī)律等無(wú)效問(wèn)卷，最終回收83份企業(yè)有效問(wèn)卷和805份員工有效問(wèn)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(lèi)型包括外商獨(dú)資/中外合資(含港澳臺(tái))企業(yè)(37.35%)、國(guó)有企業(yè)(31.33%)、民營(yíng)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(cè)量

本文中各變量的測(cè)量均借鑒國(guó)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(gè)題項(xiàng)，并參考Jiang et al.[9]的研究劃分為能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理3個(gè)維度。能力管理維度有6個(gè)題項(xiàng)，動(dòng)機(jī)管理維度有6個(gè)題項(xiàng)，機(jī)會(huì)管理維度有7個(gè)題項(xiàng)。總量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.926，能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)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(gè)題項(xiàng)，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(gè)題項(xiàng)，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(kāi)發(fā)的員工知識(shí)學(xué)習(xí)績(jī)效量表中知識(shí)創(chuàng)造維度測(cè)量員工創(chuàng)新行為，共4個(gè)題項(xiàng)，如“我不斷改進(jìn)原來(lái)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(gè)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(guó)有企業(yè)，2代表民營(yíng)企業(yè)， 3代表外商獨(dú)資/中外合資(含港澳臺(tái))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(shí)證結(jié)果分析

(一)驗(yàn)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(píng)所得，因此采用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)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(gè)模型，這說(shuō)明D-A匹配、N-S匹配和員工創(chuàng)新行為三個(gè)變量之間具有較好的區(qū)分性。

(二)描述統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)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(yàn)證性因子分析結(jié)果

表2 主要變量均值、標(biāo)準(zhǔn)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(gè)體層次變量，建立2-1-1多層次模型。檢驗(yàn)中介效應(yīng)時(shí)，需要將個(gè)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(guò)計(jì)算兩個(gè)變量的Rwg和ICC(2)，以檢驗(yàn)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(biāo)均滿足聚合標(biāo)準(zhǔn)，因此可以將個(gè)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(jī)制分析

本文采用多層線性回歸模型驗(yàn)證研究假設(shè)，并采用蒙特卡羅法對(duì)跨層中介作用的顯著性進(jìn)行驗(yàn)證。表3顯示了以HPWS為自變量的回歸結(jié)果。實(shí)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(shuō)明存在顯著的組間差異，需要進(jìn)行多層次分析。

模型3檢驗(yàn)了HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)。結(jié)果顯示，HPWS對(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(β=0.284，p<0.001)，說(shuō)明組織HPWS實(shí)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(yàn)證。

模型9和模型12檢驗(yàn)了HPWS對(duì)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(duì)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(shuō)明組織HPWS實(shí)施水平越高，員工人崗匹配水平也越高，H2得到驗(yàn)證。

模型4～模型6檢驗(yàn)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(duì)因變量的組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng)，將個(gè)體層次的中介變量D-A匹配、N-S匹配分別計(jì)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(duì)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(shí)，HPWS對(duì)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(duì)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(shí)，HPWS對(duì)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(gè)中介變量同時(shí)加入模型時(shí)，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(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時(shí)，HPWS對(duì)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(shí)在HPWS與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。進(jìn)一步地，采用蒙特卡羅法對(duì)跨層中介作用的顯著性進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表4所示。HPWS通過(guò)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(guò)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(shí)通過(guò)D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時(shí)，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(shuō)明，HPWS在直接促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的同時(shí)，還能通過(guò)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(yàn)證。

表3 HPWS影響員工創(chuàng)新行為作用機(jī)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(yàn)結(jié)果

此外，從表4中可以看出，當(dāng)D-A匹配和N-S匹配同時(shí)加入模型時(shí)，HPWS通過(guò)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(guò)N-S匹配的間接效應(yīng)0.080。這可能說(shuō)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(guò)滿足工作要求與員工能力的匹配來(lái)實(shí)現(xiàn)。

(五)能力管理影響員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制分析

下面采用同樣的方法，對(duì)HPWS三個(gè)子維度的相關(guān)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)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(duì)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(shuō)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(yàn)證。

模型14～模型16驗(yàn)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(duì)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(shí)，能力管理對(duì)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(duì)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(shí)，能力管理對(duì)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(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時(shí)，能力管理對(duì)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(duì)跨層中介作用的顯著性進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表6所示。能力管理通過(guò)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(guò)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(shí)通過(guò)D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時(shí)，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(gè)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(shuō)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(yàn)證。

此外，從表6中可以看出，當(dāng)D-A匹配和N-S匹配同時(shí)加入模型時(shí)，能力管理通過(guò)D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)0.065與通過(guò)N-S匹配的間接效應(yīng)0.060大致相同。這可能說(shuō)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(jī)制。

(六)動(dòng)機(jī)管理影響員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制分析

表7顯示了以動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)管理對(duì)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(shuō)明組織的動(dòng)機(jī)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(yàn)證。

模型20～模型22驗(yàn)證了人崗匹配在動(dòng)機(jī)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(duì)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(shí)，動(dòng)機(jī)管理對(duì)員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)未達(dá)到顯著水平(β=0.100，ns)。模型21中，N-S匹配對(duì)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(shí)，動(dòng)機(jī)管理對(duì)員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)未達(dá)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(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時(shí)，動(dòng)機(jī)管理對(duì)員工創(chuàng)新行為的直接效應(yīng)未達(dá)到顯著水平(β=0.048，ns)。采用蒙特卡羅法對(duì)跨層中介作用的顯著性進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表8所示，動(dòng)機(jī)管理通過(guò)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(dòng)機(jī)管理通過(guò)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(dòng)機(jī)管理同時(shí)通過(guò)D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時(shí)，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(gè)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(shuō)明，D-A匹配和N-S匹配在動(dòng)機(jī)管理與員工創(chuàng)新行為之間起完全中介作用，H3b得到驗(yàn)證。

表5 能力管理影響員工創(chuàng)新行為作用機(jī)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(yàn)結(jié)果

表7 動(dòng)機(jī)管理影響員工創(chuàng)新行為作用機(jī)制的回歸結(jié)果

表8 人崗匹配在動(dòng)機(jī)管理與員工創(chuàng)新行為間跨層中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

此外，從表8可以看出，當(dāng)D-A匹配和N-S匹配同時(shí)加入模型時(shí)，動(dòng)機(jī)管理通過(guò)D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為的間接效應(yīng)0.077與通過(guò)N-S匹配的間接效應(yīng)0.078大致相同。這可能說(shuō)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(dòng)機(jī)管理影響員工創(chuàng)新行為的重要作用機(jī)制。

(七)機(jī)會(huì)管理影響員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制分析

表9顯示了以機(jī)會(huì)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(jī)會(huì)管理對(duì)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(shuō)明組織的機(jī)會(huì)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(yàn)證。

模型26～模型28驗(yàn)證了人崗匹配在機(jī)會(huì)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(duì)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(shí)，機(jī)會(huì)管理對(duì)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(duì)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(shí)，機(jī)會(huì)管理對(duì)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(duì)員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響；同時(shí)，機(jī)會(huì)管理對(duì)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(duì)跨層中介作用的顯著性進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表10所示，機(jī)會(huì)管理通過(guò)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(jī)會(huì)管理通過(guò)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(jī)會(huì)管理同時(shí)通過(guò)D-A匹配、N-S匹配影響員工創(chuàng)新行為時(shí)，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(gè)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(shuō)明，D-A匹配和N-S匹配在機(jī)會(huì)管理與員工創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，H3c得到驗(yàn)證。

此外，從表10中可以看出，當(dāng)D-A匹配和N-S匹配同時(shí)加入模型時(shí)，機(jī)會(huì)管理通過(guò)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(guò)N-S匹配的間接效應(yīng)0.063。這可能說(shuō)明，人崗匹配在動(dòng)機(jī)管理和員工創(chuàng)新行為間的中介作用，更多是通過(guò)滿足工作要求與員工能力的匹配來(lái)實(shí)現(xiàn)。

表9 機(jī)會(huì)管理影響員工創(chuàng)新行為作用機(jī)制的回歸結(jié)果

表10 人崗匹配在機(jī)會(huì)管理與員工創(chuàng)新行為間跨層中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(duì)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了HPWS及能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理三個(gè)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(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理對(duì)員工創(chuàng)新行為有正向影響。組織的HPWS及能力管理、動(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)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(dòng)機(jī)管理、機(jī)會(huì)管理與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。HPWS及其三個(gè)子維度均能通過(guò)提高員工的人崗匹配水平來(lái)促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的發(fā)生。(3)通過(guò)對(duì)比分析D-A匹配和N-S匹配兩條中介路徑發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)管理更多通過(guò)D-A匹配對(duì)員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，能力管理、動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)、機(jī)會(huì)三方面管理的HPWS更多通過(guò)D-A匹配影響員工創(chuàng)新行為。這一方面說(shuō)明了HPWS與員工創(chuàng)新行為間的多種中介機(jī)制，其作用強(qiáng)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(jī)制同樣存在差異。

(二)管理啟示

(1)充分發(fā)揮HPWS對(duì)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(dá)成一致，要充分認(rèn)識(shí)到HPWS在促進(jìn)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(shí)踐能通過(guò)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(dòng)機(jī)和機(jī)會(huì)三方面構(gòu)建創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型HPWS。(2)充分重視人崗匹配對(duì)員工創(chuàng)新行為的積極影響。為實(shí)現(xiàn)D-A匹配，組織應(yīng)重視工作設(shè)計(jì)，制定具體的崗位要求；在招聘、選拔員工時(shí)，通過(guò)能力、性格測(cè)試、入職學(xué)習(xí)、崗位輪換等措施，按員工所長(zhǎng)分配工作。為實(shí)現(xiàn)N-S匹配，除物質(zhì)報(bào)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(xiàng)人力資源管理實(shí)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(dòng)機(jī)，更要重視匹配員工工作能力與工作要求對(duì)創(chuàng)新的推動(dòng)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(yuǎn)遠(yuǎn)高于工作所需，會(huì)讓員工感到自己被大材小用，沒(méi)有得到組織和領(lǐng)導(dǎo)重視，降低工作和創(chuàng)新積極性。在實(shí)踐中，上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)可通過(guò)傳授工作經(jīng)驗(yàn)與技巧，提升下屬工作技能；注重與下屬進(jìn)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(zhǎng)。

(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(shuō)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(duì)員工的影響效果應(yīng)滯后于HPWS的實(shí)施時(shí)間。因此，未來(lái)應(yīng)該采用面板數(shù)據(jù)對(duì)變量間因果關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)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(píng)式問(wèn)卷收集，受社會(huì)稱許性影響，結(jié)果可能存在偏差。未來(lái)研究應(yīng)該增加不同的數(shù)據(jù)源或改進(jìn)測(cè)量方法，以增強(qiáng)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(jī)抽樣，樣本的針對(duì)性和普遍代表性都不強(qiáng)，未來(lái)研究應(yīng)改進(jìn)抽樣方法。