0 引言

中共十九届五中全会将“坚持创新驱动发展，全面塑造发展新优势”作为“十四五”发展规划的首要目标任务，指出坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位。近年来，各地政府围绕科技创新出台一系列支持政策，积极探索创新绩效提升路径。但无论是区域层面的创新还是组织层面的创新，最终都要落实到个体身上。人才是我国社会经济发展和科技创新的第一资源，《国家中长期人才发展规划纲要（2010-2020）》明确指出：“人才是指具有一定专业知识或专门技能，进行创造性劳动并对社会作出贡献的人，是人力资源中能力和素质较高的劳动者。”在知识经济时代，人才作为创新主体，其创新绩效直接影响到组织生存和发展。如何提高人才创新绩效已经成为公共政策领域和人力资源管理领域的研究热点。

目前，国内外学者围绕创新绩效展开了大量研究。首先，宏观层面的研究多关注区域创新绩效成因。既有文献探索了企业、高校、科研院所等创新主体行为，R&D经费、人力资源等创新资源（肖振江等，2019），创新政策、经济发展水平等创新环境，以及创新网络、产学研合作等协同要素对区域创新绩效的影响。政策环境是宏观层面影响创新绩效的重要因素。创新政策是政策环境的重要组成部分，通过提供资金、场地、设备和税收优惠等资源鼓励人才创新。根据心理场动力理论，各类创新政策相互交织，对创新绩效的影响效果取决于个体对政策的综合感知。有少数研究关注了政策感知对个体创新的积极影响，但尚未系统刻画其中的作用机理。其次，微观层面研究更关注个体创新绩效及其影响因素。创新绩效是多元因素综合作用的结果。当前研究探索了能力、认知水平、价值观、知识结构、生活满意度等个体层面因素，以及领导风格、组织创新氛围、组织文化、薪酬激励制度、组织承诺等组织情境因素对人才创新绩效的作用。作为重要的情境因素，组织创新氛围是人才在组织内部开展创新活动的“软环境”，对人才创新绩效的提升作用已被诸多研究证实，但现有文献仅将其作为中介变量或调节变量。尽管已取得一些有价值的成果，但组织创新氛围激发人才创新绩效的作用机制仍有待进一步探究。上述研究缺口导致现有研究不仅难以详细刻画政策感知与组织创新氛围影响人才创新绩效的内在机理，同时，难以有效比较二者对人才创新绩效的作用差异。因此，有必要将政策感知和组织创新氛围纳入同一研究框架，以弥合两类研究间的鸿沟。

勒温的心理场动力理论认为，个体行为表现是环境因素和个体心理因素综合作用的结果。其中，外在的“环境场”包括个体知觉到的外在环境。作为重要的外在“环境场”，政策感知和组织创新氛围对人才创新绩效的作用需要结合人才心理因素进行考量。根据期望价值理论，个体完成各项任务的动机由其对任务目标的成功期望以及任务价值决定。完成任务目标的期望越高，并认为能够获取较大回报，个体的任务完成动机就越强。从该视角来看，自我创新期待可能是影响人才创新绩效的关键因素。相关研究指出，人才自我创新期待是外部因素影响人才创新绩效的动力机制和桥梁纽带，在外界因素与个体绩效之间发挥积极的中介作用。政策感知和组织创新氛围传递出政府与组织对人才创新绩效的要求及期待，人才将外在期待转化为自我创新期待有助于创新绩效提升。因此，政策感知和组织创新氛围可能通过激发人才自我创新期待进而影响人才创新绩效，即人才自我创新期待可能是两个外在因素发挥作用的中间解释机制。循此逻辑，本文将人才创新绩效作为研究落脚点，探究政策感知、组织创新氛围对人才创新绩效的影响以及人才自我创新期待的中介作用，突破单一视角解释人才创新绩效的局限，尝试在两个变量的研究基础上打破宏微观研究分野和鸿沟，为从宏微观多维度推动人才创新绩效研究提供实证依据和理论支撑。

1 文献综述与研究假设

1.1 组织创新氛围与人才创新绩效

人才是组织创新的基础，越来越多的学者关注到组织创新氛围对人才创新绩效的促进作用。组织氛围是指人们对工作环境特征的认知，组织创新氛围是组织氛围的一种，其强调个体对组织支持创新的整体感知（毛义华等，2021）。目前关于组织创新氛围的认知存在主客观两种不同倾向。其中，主观倾向认为组织创新氛围是个体对组织是否鼓励创新的主观认知；客观倾向则认为组织创新氛围是组织客观存在的工作环境。随着研究的深入，越来越多的学者认同主观认知倾向观点，因此本文采纳主观倾向的组织创新氛围概念。

关于组织创新氛围与个体创新行为的关系，学界已达成共识，即积极的组织创新氛围有助于激发人才创新活力，提升组织内的人才创新表现。首先，创新氛围浓厚的组织更注重增强人才创新能力，而创新能力作为创新行为的基础，显著影响人才创新绩效。具体为通过技能培训、创新交流和创新思维开发，促进人才之间的信息沟通与团队协作，同时，鼓励内部知识共享，提供创新奖励，不断激发人才创新潜力，增强人才抵抗失败和积极的自我管理能力，加速知识、资本等各类资源转化为创新成果，进而提升人才创新绩效。其次，组织创新氛围反映了个体对所处组织创新环境的认知，这种认知往往会持续影响人才创新态度、内在动机、求知欲和价值观，有助于激发人才创新动力，进而影响人才创新绩效。积极的组织态度有助于促进人才形成主观规范和创新动机，同时，良好的组织创新氛围传递出组织对创新行为的支持、认可以及创新期待，人才在接收到该信号后一般会遵从组织期待，实现更高的创新绩效。最后，创新氛围浓厚的组织往往包容创新失败，不仅为人才提供工作自主权、情感支持以及建设性反馈，还提供物质、资金、时间、知识等创新活动所需资源，有利于降低创新风险。组织提供的创新支持有助于降低人才创新风险，激发人才创新意愿，提升创新活动参与度。因此，本文提出如下研究假设：

H1：组织创新氛围对人才创新绩效具有显著正向影响。

1.2 政策感知与人才创新绩效

结合创新体系相关理论，个体创新不仅受组织环境的影响，还受整个政策环境的制约。政府通过制定和实施一系列创新政策，为人才创新活动提供资金、场地、设备、社会网络、服务等资源。创新创业相关研究已经证实，良好的政策有助于促进人才创新思维开发和创新成果产生，但各类政策并非直接对人才创新绩效发生作用，而是通过个体的政策感知影响人才创新绩效。政策感知是政策客体对政策实施内容、效果以及政策环境等方面的主观感受（倪渊等，2021），是政策落实效果的直接反映。具体为：第一，创新政策虽然在客观上为人才创新提供资金、场地、税收等方面的支持，但只有真正解决创新难题、降低创新风险与创新门槛、满足人才创新需求，才会最大限度地激发人才创新积极性，增强人才创新意愿和知觉行为控制，进而促进人才创新绩效提升。若人才认为创新政策复杂、壁垒较高，感知不到其对创新活动的支持，创新政策效用就会大打折扣。第二，创新政策为人才创新活动提供政策保障，实质上是与人才形成一定交换关系。根据社会交换理论，个体进行社会交换的动机在于获取资源。创新政策为人才创新提供资源，当人才感知到政策支持与创新绩效期待时，才会产生将自身创新绩效提升作为交换的渴望。第三，创新兼具内驱性和复杂性，而创新的复杂性极易削弱人才创新内驱力，导致人才倦怠和退缩。根据JD-R模型，工作资源有助于缓解创新复杂性带来的心理压力和工作倦怠。人才政策大多是为人才“量身定制”，并向人才传递出政府对创新的重视。作为重要的心理资源，政策感知可以影响人才的心理倾向。心理需求的满足有助于激发人才创新的内在动机，调动人才参与创新活动的积极性和主动性，从而利于取得更高水平的创新绩效。基于此，本文提出如下研究假设：

H2：政策感知对人才创新绩效具有显著正向影响。

1.3 人才自我创新期待的中介作用

新近研究在分析个体因素和环境因素对创新绩效的复杂作用机理时，将创新意愿、心理资本、情绪智力、内在动机等心理学要素作为中介变量或调节变量，纳入创新行为的外界情境作用因素分析中。作为重要的心理学要素，自我创新期待对人才创新绩效的影响机理尚存在探索空间。基于此，本研究引入人才自我创新期待这一中介变量，将其作为政策感知与组织创新氛围影响人才创新绩效的重要心理机制，系统考察政策感知、组织创新氛围与人才自我创新期待对人才创新绩效的复杂作用机理。

1.3.1 人才自我创新期待与人才创新绩效

人才自我创新期待是指在接收外界信息的基础上，人才感知到外界对自身创新行为的内在要求，并将感知到的外界期待内化为自身行为结果的某种预测性认知。根据自我实现预言理论，当个体行为与期望一致时，高自我期待将导致高绩效。个体对成功的期待越强烈，其任务完成表现就越好，因此自我创新期待对人才创新绩效具有促进作用。具体为：第一，自我创新期待反映了人才对自身创新能力和创新行为的积极态度。积极的自我创新期待通过开启自我实现的预言效应，有助于人才在创新活动中获得更大的心理满足感和成就感，推动人才创新和创新绩效提升。第二，自我创新期待有助于激发人才创新的内在动力，引导人才努力实施创新行为以实现预期绩效。期望价值理论指出，针对某目标的高期望有助于激发个体实现目标的动机。具有较高自我创新期待的人才在创新活动中往往会有意识地收集和关注与创新有关的信息，加大创新投入，主动开展创新探索，最大限度地激发自身创新潜能，实现高水平创新绩效。第三，人才对创新成功的期望越大，面对创新活动中困难复杂事务时就越有信心和耐心，努力工作、主动作为，从而有助于获得更好的创新结果。基于此，本文提出如下研究假设：

H3：人才自我创新期待对人才创新绩效具有显著正向影响。

1.3.2 人才自我创新期待在组织创新氛围与人才创新绩效间的中介作用

关于组织创新氛围与人才创新绩效关系，学界已达成共识，但具体作用机理仍有待深入探究。组织创新氛围对人才创新绩效存在间接作用，人才自我创新期待作为外部因素影响人才创新的内在动力，在组织创新氛围与人才创新绩效之间发挥中介作用。外界的期望效应最终取决于行为主体如何诠释和应对外界期望，以及如何将外界期望转化为自我期望。提高外界创新期待不仅有助于提升个体绩效，还会通过提高个体自我创新期待，带来更好的创新表现。有研究探索了领导行为对个体自我期望的影响，发现组织内对人才自我创新期待的影响因素并非局限于领导行为，还可以扩展到组织创新氛围。首先，组织营造良好创新氛围的过程实质是向人才传递组织期待的过程，即组织期望人才达到的创新绩效水平。感知到组织创新期待有助于提高人才的创新角色认同，促使其开展积极的创新行为。对创新期待的感知越强烈，人才越倾向于相信自己具有较高创新能力，产生的自我创新期待也越高。积极的自我创新期待将引导人才愿意投入认知资源，通过加大创新投入提升创新绩效，以实现组织对自身的创新期待。这一过程符合皮格马利翁效应的作用原理：第一阶段，良好的组织创新氛围将引导人才将组织期待内化为自我创新期待；第二阶段，较高的自我创新期待为人才提供持续的内在激励，激发人才创新热情，促使人才从事创新活动，并提升人才创新绩效。其次，具有良好创新氛围的组织向人才传达出创新支持和信任，当个体感受到组织对其创新活动的支持和信任时，人才往往更加自信，并倾向于取得更高的创新绩效以作为回报。因此，组织创新氛围为人才创新提供了条件和动力，一旦感知到组织对创新的重视，将显著提升人才的自我创新期待，激励人才加大创新资源投入，从而有助于提升人才创新绩效。基于此，本文提出如下假设：

H4：组织创新氛围对人才自我创新期待具有显著正向影响。

H5：人才自我创新期待在组织创新氛围与人才创新绩效之间发挥中介作用。

1.3.3 人才自我创新期待在政策感知与人才创新绩效间的中介作用

作为鼓励人才创新的重要手段之一，政府通过出台创新政策支持人才开展创新活动。作为政策客体，人才政策感知是形成政策行为认知机制的先决条件，显著影响政策成效。人才创新绩效是创新政策成效的重要表征，而政策客体的主观感知如何影响政策执行效果仍有待探索。在将政策感知转化为实际创新绩效的过程中往往需要借助基于个体的心理作用机制，尤其是自我创新期待作为重要的心理变量，在政策感知与人才创新绩效之间可能发挥中介作用。一方面，为鼓励人才创新，各地政府发布了涉及资金、税收、金融、场地等外在激励举措。这些举措作为鼓励人才创新的重要驱动因素，对人才自我创新期待具有显著正向影响。感知政策资源的有用性和易用性有助于增强人才创新信心，降低创新风险感知，提升人才创新心理安全感和知觉行为控制，进而针对自身创新表现设定较高期望，促进创新绩效提升。另一方面，根据皮格马利翁效应，人才自我创新期待在一定程度上取决于外界对人才创新的期待。政府创新政策向人才传递出鼓励、支持、保护、重视和认可创新的信号，人才对政策信号形成主观解释和自我判断。感知到政策对创新绩效的内在要求有助于强化人才对自身创新表现的高水平期望，进而促使高创新绩效产生。基于此，本文提出如下假设：

H6：政策感知对人才自我创新期待具有显著正向影响。

H7：人才自我创新期待在政策感知与人才创新绩效之间发挥中介作用。

基于以上研究假设，本文建立理论分析框架如图1所示。

图1 理论框架

2 研究方法

2.1 变量测量

本文使用的测量工具均是国内外较成熟量表，并基于具体场景对相关题项进行修正。所有潜变量均使用李克特5点量表计分方式（1～5分别代表“非常不同意”到“非常同意”）。

人才创新绩效采用韩翼等开发的单维量表，包括“把创新性想法转化成实际应用”、“通过学习，提出一些独创性的问题解决方案”等4个题项。

政策感知采用李晨光（2018）、冉建宇等编制的政策感知量表，包括“政府创新政策有明确的针对性”“政府创新政策能够有效解决创新中的实际问题”等6个题项。

组织创新氛围采用王金凤等开发的创新氛围量表，具体包括“组织内部沟通渠道顺畅”、“领导为员工提供资源与渠道帮助，给予支持”等8个题项。

人才自我创新期待采用Carmeli等开发的员工自我创新期待量表，具体包括“希望自己在工作中富有创造力”、“对自己而言，创新在工作中很重要”等3个题项。

根据以往研究，本文设置4个控制变量，包括性别、年龄、学历和工作年限。其中，女性为“0”，受教育程度分为中专及以下、大专、本科、硕士、博士5个等级，分别为1～5。

2.2 研究样本与数据收集

本文以东部某省域人才为研究对象展开问卷调查。为保证问卷信度和效度，在问卷发放前对17位人才代表进行访谈，并结合访谈结果对原始量表中存有歧义的语句进行修正，形成初始问卷。在正式收集研究数据前，使用初始问卷进行小样本测量，调查对象包括高校、科研院所、企业相关知识型人才、技能型人才等。共发放问卷100份，回收有效问卷91份，有效回收率为91%。问卷的探索性因子分析结果如表1所示。

表1 初始问卷探索性因子分析结果

如表1可知，每个量表的KMO值均大于0.7，Bartlett球形检验的p值均为0.000，因此适合作因子分析。探索性因子分析结果显示，各量表题项的因子载荷均在0.8以上，Cronbach's α均大于0.9，表明初始问卷具有良好的内部一致性，据此形成正式问卷。

在正式调查阶段，主要面向样本城市的高校、科研院所、企业人才展开调查，同时，涵盖众创空间、孵化器、加速器、协同创新中心、产业园区人才。该城市共有5个区县，为确保问卷质量，通过该市组织部人才办、各区县组织部与用人单位人事部门联系，在取得用人单位同意后，由用人单位的人事部门配合发放问卷，并向用人单位及人才保证问卷仅作为学术研究而非其它用途。调查对象包括在岗的本科及以上学历人才或具有中级及以上专业技术职务资格的技能型人才。正式问卷共发放500份，最终回收473份。在剔除空白数据、无效数据后，有效样本为455份，有效回收率为91%，符合结构方程模型对样本容量的要求。人才样本兼顾性别、年龄、受教育程度、工作年限等个体差异因素。其中，男性占58.0%，女性占42.0%，平均工作年限为6.02年。年龄方面，25岁及以下占11.4%，26～35岁占42.2%，36～45岁占30.1%，46～55岁占13.2%，56岁及以上占3.1%。受教育程度方面，博士占18.0%，硕士占17.1%，大学本科占42.9%，大学专科及以下占22.0%。

3 数据分析与结果

3.1 共同方法偏差检验

虽然在问卷设计阶段进行了事前控制，但研究数据仍属于自我报告类型，可能存在共同方法偏差的干扰。根据Podsakoff等的建议，采用潜在误差变量控制法，将共同方法偏差作为一个潜变量，将所有量表条目负载到共同方法偏差潜变量上，进行验证性因子分析。结果表明，在上述4个潜变量一阶测量模型的基础上增加一个共同方差潜变量后，测量模型拟合度指标均未明显改变（△RMSEA=0.007，△CFI=0.009，△TLI =0.005，△SRMR=0.005）。根据既有文献中潜在误差变量控制法的一般标准，当RMSEA、SRMR的变化不超过0.05，CFI和TLI变化不超过0.01时，测量模型中无严重的共同方法偏差。因此，本研究不存在明显的共同方法偏差。

3.2 信效度检验与相关性分析

本研究包含政策感知、组织创新氛围、人才自我创新期待、人才创新绩效4个潜变量，整体测量模型拟合系数如表2所示，研究变量相关性分析及信效度检验结果如表3所示。

表2 模型拟合系数

表3 变量相关系数与信效度分析结果

注：*、**、***分别表示p<0.05、p<0.01、p<0.001，下同；对角线粗体字为AVE平方根

由表2可知，χ2/df小于3，RESEA小于0.08，CFI和TLI均大于0.9，SRMR小于0.08，说明测量模型整体拟合度理想。表3的信效度分析结果表明，各潜变量的Cronbach's α值均大于0.9，说明量表具有较好的内部一致性。各变量因子载荷均大于0.6，各潜变量平均方差提取量AVE均远大于0.5，且组合信度CR均大于0.8，说明各潜变量的收敛效度理想。此外，变量相关系数的绝对值均小于对应的AVE平方根，说明各潜变量不仅具有一定相关性，而且具有较高的区分效度。

3.3 假设检验

采用Mplus8.3构建结构方程模型（SEM），计算路径系数并检验其显著性，结构方程模型的数据分析结果如表4所示。在控制性别、年龄、受教育程度、工作年限等相关变量的基础上，政策感知对人才创新绩效的直接效应并不显著（p>0.05），假设H2未得到验证。而组织创新氛围和人才自我创新期待对人才创新绩效具有显著正向影响，标准化系数分别为0.200（p<0.001）、0.716（p<0.001），假设H1和假设H3得到支持。政策感知和组织创新氛围均对人才自我创新期待具有显著的促进效应，标准化系数分别为0.294（p<0.001）、0.491（p<0.001），假设H4、H6得到支持。

表4 路径系数检验结果

本研究采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法检验人才自我创新期待的中介效应。Bootstrap方法适用于中小样本的中介效应检验，受到诸多研究者的青睐。重复抽样5 000次，设置95%的置信区间，得到各中介路径的中介效应置信区间如表5所示。若置信区间不包含0，则说明该路径的中介效应显著。研究结果表明，人才自我创新期待在政策感知与人才创新绩效之间的中介效应显著，效应值为0.186（p<0.01），Bias-Corrected 95%和Percentile 95% 的置信区间均不包含0，假设H7成立。组织创新氛围通过人才自我创新期待影响创新绩效，人才自我创新期待在其中的中介效应值为0.340 （p<0.01），占总效应的63.79%，Bias-Corrected 95%和Percentile 95%的置信区间均不包含0，假设H5成立。这说明与政策感知相比，组织创新氛围对人才创新绩效的增进效应更显著。

表5 人才自我创新期待的中介效应检验结果

3.4 稳健性检验

依次采用逐步回归法和Process程序对人才自我创新期待的中介效应进行稳健性检验。第一，采用逐步回归法检验回归系数，结果如表6所示。首先，检验政策感知与组织创新氛围对人才创新绩效的影响。表6中的M2表明，政策感知与组织创新氛围均对人才创新绩效具有显著正向影响。然后，检验政策感知和组织创新氛围对人才自我创新期待的影响。M1表明，政策感知和组织创新氛围均对人才创新自我期待具有显著正向影响。最后，纳入人才自我创新期待，检验政策感知和组织创新氛围对人才创新绩效的影响。M3表明，人才自我创新期待对人才创新绩效具有显著正向影响。在加入人才自我创新期待后，政策感知对人才创新绩效的影响不再显著，组织创新氛围对人才创新绩效仍有显著的促进作用，但效应值减小，由此人才自我创新期待的中介效应进一步得到验证。第二，利用Process程序对人才自我创新期待的中介效应进行分析，抽样次数设置为5 000次，置信区间设置为95%，检验结果进一步证实了上述研究结论，具体见表7，再次证明研究结果稳健。

表6 逐步回归分析结果

表7 Process程序中介效应检验结果

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本文在对国内外研究成果进行梳理的基础上，构建结构方程模型，探究政策感知和组织创新氛围对人才创新绩效的影响机制，以及人才自我创新期待的中介作用。研究结果表明，人才创新绩效是多类因素共同作用的结果，政策感知和组织创新氛围通过人才自我创新期待对人才创新绩效发挥积极作用。该研究结论不仅具有学术意义，而且具有现实启示。

第一，政策感知对人才创新绩效具有正向影响，但政策感知的直接效用并不显著，而是通过人才自我创新期待的中介作用实现人才创新绩效提升。不同于现有探索创新意愿、创新自我效能感中介效应的研究，本文基于期望价值理论，检验人才自我创新期待的中介作用。创新政策会释放出鼓励创新的信号，具有较强的“信号效应”。政府对人才创新活动的支持和认可有助于激发人才更高的自身创新期待，引导人才努力实现预期绩效。当感知到政策期待时，人才会将这种外界期待转化为自我创新期待，从而推动创新绩效提高。上述结论呼应了已有研究成果，即政策感知对人才创新绩效的积极效应是通过其它中介变量实现的。政策感知通过人才自我创新期待对人才创新绩效产生增进效用，该结论丰富了有关政策感知与人才创新绩效关系的研究成果，进一步补充了人才创新绩效的解释因素，揭开了政策感知与人才创新绩效之间传导机制的“黑箱”，为提升人才创新绩效提供了新的本土化经验证据。

实证分析结果表明，人才自我创新期待的中介效应占政策感知对人才创新绩效总效应的89.42%，而政策感知对人才创新绩效的直接效应不显著，说明仍存在其它变量在政策感知与人才创新绩效之间发挥中介效应或遮掩效应。未来研究可以同时纳入多个中介变量，比较不同中介变量的效用和作用方向，探索政策感知对人才创新绩效的不同作用路径。

第二，组织创新氛围不仅直接作用于人才创新绩效，而且通过提高人才自我创新期待对人才创新绩效发挥促进效应。组织创新氛围作为影响人才创新绩效的重要环境因素已经得到广泛关注，但对创新绩效的影响并非是单一路径，还会通过个体心理因素发挥作用。人才自我创新期待来自于感知到的外界期待，人才将外界期待内化为自我创新期待，外显为创新绩效。因此，本文引入人才自我创新期待作为中介变量，发现人才自我创新期待在组织创新氛围与人才创新绩效中发挥中介作用。上述研究结论既呼应了Drazin等的研究结果，也符合经典社会认知理论，即工作氛围可以激发个体的行为反应。当个体感知到良好的组织创新氛围时，便会作出积极的创新行为反应，从而更容易取得较好的创新绩效。

4.2 学术意义

本文突破单一视角研究创新绩效影响因素的局限，从个体心理机制出发，以人才自我创新期待为中介变量，揭示政策感知和组织创新氛围对人才创新绩效的影响机制，丰富了人才创新绩效的政策影响因素和组织影响因素讨论。

（1）探究了以政策感知为表征的创新支持政策对人才创新绩效的影响。人才创新绩效影响因素议题已取得丰富的研究成果，领导风格、组织文化等组织因素以及能力、认知等个体因素对人才创新的影响得到了广泛探索。公共政策支持人力发展，尤其是在中国情境下，各级政府出台大量政策鼓励人才创新。既有研究为政策干预的创新效用提供了大量证据，但多集中于政策本身的功能，且结果变量多为宏观层面的区域创新绩效和中观层面的组织创新绩效，对于政策如何促进人才创新绩效的解释仍然不足，政策客体的主观感受影响人才创新绩效的理论解释和实证分析仍有待进一步探索。在同一政策环境中，不同个体的政策感知有差异，而不同的政策感知可能是造成个体创新绩效差异的重要原因。本文通过回顾以往关于政策与人才创新绩效关系的研究，发现了一种新机制，即对人才政策的积极感知通过自我创新期待促进创新绩效提升。这一发现呼应了勒温的场动力理论，即个体行为表现是知觉到的外在环境和个体心理因素综合作用的结果。

（2）进一步证实了积极的组织创新氛围是提高人才创新绩效的重要情境因素，丰富了人才创新绩效的前因机制。组织创新氛围与创新绩效具有较强关联，诸多研究探讨了组织创新氛围对组织或团队层面创新的作用，以及对个体创新绩效的直接影响。组织创新氛围对人才创新绩效的推动作用已得到广泛认可，但其作用机制仍存在探索空间。本文对人才创新绩效的形成机理提供了一个全新研究视角，并纳入人才自我创新期待这一重要中介变量，揭示了人才创新的微观机制，进一步论证了组织创新氛围对激发个体创新绩效的重要意义。

（3）丰富了自我实现预言在人才创新领域的应用，证实了激励人才创新过程中的皮格马利翁效应。作为提升人才创新绩效的关键性自我认知机制，自我创新期待的动机效能可以引发自我实现预言。鲜有研究从期望角度阐释政策感知和组织创新氛围影响人才创新绩效的过程机制。从自我实现预言的角度看，人才将外在的角色期待内化为自我角色期待，有助于激励其投身于创新活动并提高创新绩效。人才自我创新期待中介效应模型的构建丰富了人才创新绩效的前因变量，揭示了人才自我创新期待是政策感知和组织创新氛围影响人才创新绩效的必要机制，拓展了自我创新期待的诠释范围。

（4）比较了政策因素和组织因素对人才创新绩效的作用。政策因素与组织因素共同作用于人才创新绩效，但何者作用更大，现有研究并未给出明确解答。因此，本研究将政策因素和组织因素纳入同一研究框架，尝试通过政策感知和组织创新氛围两个变量打破宏微观研究的分野。研究发现，与政策感知相比，组织创新氛围对人才创新绩效具有更显著的影响力。这表明，组织创新氛围感知是比外界政策感知更具影响力的创新绩效前置因素。因此，在激发人才创新活力、提升人才创新绩效的实践中，除政策感知因素外，更重要的是鼓励用人单位营造良好的组织创新氛围，发挥用人主体对人才创新的促进作用。

4.3 现实启示

在全球抢人大战的背景下，人力资本和知识成为区域及组织的关键资源。基于研究结论，本文提出以下现实启示。

（1）对于政策制定者而言，在为人才提供资金、平台、设备等创新保障的同时，不断拓展政策宣传和沟通渠道，优化政策信息呈现和获取方式，增强人才政策感知，传达政策对人才创新的积极期待。具体而言，探索以岗位绩效工资为主体的薪酬激励制度，增加保障性经费供给；营造全社会鼓励创新的氛围，对人才参与创新活动给予充分认可和肯定，积极倡导尊重人才、鼓励创新的社会文化，最大程度激发各类人才创新热情和自我创新期待；积极宣传和大力推介人才政策与创新政策，及时汇编和解读各类相关政策，降低人才对相关政策的搜寻成本和理解成本，提高人才对创新政策的积极感知；简化政策执行流程，压缩政策兑现时间，鼓励人才参与创新政策制定，并就政策内容、执行方式、兑现流程等进行宣讲，提高政策执行效率。

（2）对组织管理者而言，一是向人才传达出创新对组织发展和个人发展的重要性，使人才感知到组织的创新期待。如出台创新激励制度和规范，对组织创新进行战略部署；主动表率对创新的重视，在不同重要场合积极表达对人才创新的高度期望；设置创新绩效奖，对参与创新活动或取得优秀创新成果的人才给予物质和精神奖励。二是加大对人才创新的资源支持，保证有创新能力、创新想法的人才能顺利开展创新活动。创新是高风险活动，需要消耗大量资源、时间和精力。因此，组织应该为人才创新提供良好的设备、资金、技术与学习机会，不断完善组织创新制度，向人才传达组织对创新的支持。如，将开展创新活动明确纳入岗位职责，积极搭建人才培训和交流平台，提高人才专业素养和创新能力，传达组织对人才创新的积极期望，以此提升人才自我创新期待。三是建立创新容错机制，为人才营造宽松包容、自由探索的氛围。如鼓励人才自由交流合作和搭建创新团队，营造良好的团队合作氛围；给予人才一定的创新自主权，鼓励人才自由探索；宽容创新失败，为人才提供积极的沟通和反馈渠道，帮助人才解决创新过程中的阻碍和困难，及时总结创新失败经验，鼓励人才持续探索，避免人才因创新失败降低自身创新期待。

4.4 研究局限与展望

本研究也存在一定不足。第一，本研究采用同源数据，虽然同源偏差在可接受范围内，但同源偏差的存在会干扰研究结论的信服力，未来研究可以通过他评、追踪研究等事前控制方式来减少同源偏差。第二，本研究采用的是截面数据，对政策感知、组织创新氛围与人才创新绩效关系的解释力存在局限，未来可以采用面板数据进行严格的动态检验，以获取更可靠的研究结果。第三，本文样本来自同一城市，研究模型和结论是否适用于其它城市仍有待检验，未来可以在考虑地区差异的基础上，以多个城市人才为样本，在更大范围内开展研究，提高本研究结论的代表性和解释力。