領導成員交換與員工主動創新行為：一個被中介的調節模型

徐本華，鄧傳軍，武恒岳

河南大學 商學院，河南 開封 475004

引言

當前，世界百年未有之大變局加速演進。展望“十四五”，中國將邁入新的發展階段，中國經濟發展將由高速增長階段轉向高質量發展階段，新一輪科技創新和體制機制創新的“雙輪驅動”將進一步助推中國高質量發展，創新在中國現代化建設全局中已居于核心地位。數字經濟時代，瞬息萬變的商業機遇使組織環境的不確定性增加，這種不確定性要求組織員工能夠根據環境變化迅速做出反應，即員工能夠根據環境變化自發地革新工作方法和工作程序、創新體制機制，從而更高效地完成工作任務，這種行為被稱為員工主動創新行為。員工主動創新行為是員工對環境自發做出的一系列微觀層面的變革行為，如創新工作結構和工作流程等，隸屬體制機制創新范疇。一方面，這種制度創新打破了原有均衡，帶來更多創新機會；另一方面，也具有較大的不確定性，創新風險較大[1]。員工主動創新行為是一種主動性行為，其目的是為了進一步改善組織狀況[2-3]。

員工主動創新行為的概念提出以后，學者們從認知因素、動機因素、情感因素和關系因素等多個角度探討員工主動創新行為的影響因素，以及員工主動創新行為對工作績效、工作滿意度、工作投入和離職傾向的影響。雖然這些研究已經取得一定的進展，但是亟待解決的問題仍然很多，如關于領導成員交換影響員工主動創新行為的作用機制至今未能取得明顯進展。領導成員交換描述的是組織中領導與員工之間關系的質量[4]，因時間和資源等限制，領導與員工發展差別化的交換關系，享受到高質量領導成員交換的員工能夠獲得更多的授權、信任和情感支持[5]，其任務績效和組織公民績效也較高[6]。ZHANG et al.[7]基于社會交換理論研究發現，領導成員交換正向驅動員工主動創新行為。但是至今仍然缺乏對二者之間潛在的中介機制和調節機制的研究，因而進一步探討并揭示領導成員交換與員工主動創新行為之間的潛在中介機制和調節機制具有十分重要的理論價值。LIN et al.[8]研究發現，領導成員交換依次通過積極情感和心理資本對員工主動創新行為產生作用。但是關于二者之間潛在的中介機制和調節機制尚不清晰，依據自我決定理論可以推測，領導成員交換可促使員工體驗到心理授權，因此將驅動員工主動創新行為[9]，而核心自我評價將對領導成員交換與心理授權和員工主動創新行為之間關系產生重要影響。核心自我評價指員工對于自身能力和價值的認知和評定，是對內隱自我的深刻描述，被認為是一種高階的人格特質，因此本研究預測，核心自我評價能夠有效提升員工的主動創新行為。心理授權是員工的一種心理狀態，是基于對領導行為策略和組織情景等認知形成的心理動機，授權會增強員工建議的能力和實施變革的想法，從而在工作中采取更多的主動創新行為。因此，本研究基于自我決定理論探討領導成員交換對員工主動創新行為的影響機制，期望能夠有效彌補已有研究存在的不足，豐富相關領域的研究成果。

1 相關研究評述

關于領導成員交換驅動員工主動創新行為的機制，ZHANG et al.[7]認為員工主動創新行為是員工作為對領導與自己發展領導成員交換的直接回報。實際上，MORRISON et al.[2]最初提出這一概念時明確指出，主動創新行為屬于員工自發的一種角色外行為，由于具有典型的變革性，因而如果在實施創新的過程中不能獲得領導的授權，極可能因為該行為的潛在風險而不敢積極開展，原因在于員工自主開展這種變革行為打亂了領導的工作計劃安排，因而極可能招致領導和同事的反感、排斥或抵制。從中可以看出，社會交換理論并不能充分解釋領導成員交換是驅動員工主動創新行為的根本原因之所在。姜詩堯等[10]嘗試從資源保存理論的角度闡釋高質量的領導成員交換與員工創新行為的關系，認為高質量的領導成員交換可使員工獲得更多來自組織或領導的資源，使員工自有資源增值，并促使員工將資源轉化為創新行為。這一觀點在員工資源向創新行為轉化上的理論闡述稍顯乏力。通過回顧已有研究可以發現，主動創新行為不能單純地被視為員工對于領導與自己發展領導成員交換的直接回報，而是因為領導與員工發展了領導成員交換，使員工知覺到自己的能力被領導認可，從而自主處理工作環境中存在的問題和不足，施加個人的影響力，影響組織決策[11]，進而激發組織員工的自主性內在動機，驅動員工敢于承擔風險，自發開展主動創新行為。換而言之，領導與員工發展領導成員交換令員工體驗到心理授權，從而促使他們積極開展主動創新行為，但是這一理論邏輯卻被已有研究忽略。依據自我決定理論，個體行為是由其內在動機驅動的，當某種活動或行為目標被內化時，該個體自主性內在動機被激活，因此該活動行為被個體接受而積極開展[12]。心理授權是指員工對于自身工作能力、影響力和自主性的認知[13]，對于主動創新行為蘊含著重要的自主性內在動機。因此，本研究基于自我決定理論的解釋能更充分地揭示領導成員交換作用于員工主動創新行為的相關機制。

關于有效提升員工主動創新行為的前因變量，已有研究主要探討并發現了感知組織支持[14]、組織支持氛圍[15]、組織認同[16]、工作自主性和主動人格[17]、程序公平和分配公平[18]、員工權力距離導向[19]、差異化授權型領導[20]等情景因素對員工主動創新行為的積極影響，卻忽略了對員工核心自我評價的影響的探討。JUDGE et al.[5]將核心自我評價定義為員工對自身能力和價值秉持的基準估計或評價。核心自我評價被認為是預測領導效力的一個關鍵指標，會進一步增強員工的基本需要，包括自主性需要、能力需要和歸屬需要[9]。而依據自我決定理論的觀點，員工行為表現并非由該行為活動的客觀特征決定，而是由這項行為活動賦予員工的心理意義決定的，當一項行為活動具備了較高的自主性或挑戰性，員工就會受到激勵[12]。與低核心自我評價相比，對于高核心自我評價的員工，他們往往選擇更具自主性、挑戰性的任務或行為，使其成就動機被內化，由此該員工的心理授權被進一步強化[21]。因此可以看出，基于自我決定理論視角，把員工核心自我評價納入研究框架，能夠更加系統、深入地探討領導成員交換作用于員工主動創新行為的機制。

2 理論分析和研究假設

2.1 領導成員交換、心理授權和員工主動創新行為

領導成員交換是描述組織中領導與員工之間的關系質量[4]。領導成員交換理論表明，領導會與員工發展差別化的交換關系，享受到高質量領導成員交換的員工能夠從中獲得更多的鼓勵、授權、信任和情感性支持[22-23]；與此相比，基于社會比較或相對剝奪的觀點，低質量領導成員交換令員工獲得較少的授權、信任和情感支持等[11]。可以看出，領導成員交換對于員工的內在動機和行為表現具有很強的正面效應。心理授權是員工的一種心理狀態，是對領導行為策略和組織情景等方面認知形成的心理動機，包括影響力、自我效能感、意義和自我決定4個維度，反映員工渴望在工作中塑造相應的角色且相信自己有能力開展相應的工作或行為[13]。影響力是指員工可以對組織決策、日常管理和績效產生影響的程度，自我效能感是指員工對于自身能夠成功完成工作任務的能力的知覺程度，意義是指員工根據個人價值觀判斷工作目標產生的價值性的認知，自我決定是反映員工在工作中的自主權[24]。學者們普遍將心理授權的4個維度作為整體進行研究，以便提升解釋效力[25]。

依據自我決定理論，領導成員交換是促使員工積極開展主動創新行為的一種正面激勵。具體而言，高質量領導成員交換使員工獲得更多的挑戰性任務、決策職責和任務自主權[11]，這些積極信息激活員工心理授權感知，由此促使員工積極開展主動創新行為。心理授權被視為員工對領導者行為的感知，是員工基于領導對待自己的方式做出的心理反應，是員工在組織中體驗到的工作意義、責任和自身在組織中價值等方面的綜合結果，也是員工關于自身的能力、影響力、意義和自主性等方面的主觀判斷[10]。當員工知覺到心理授權，會認為個人的能力明顯強于他人，自己應以更有意義的方式影響組織[26]。還有研究發現，當員工知覺到心理授權，會表現出較高的組織承諾[27]，促使他們積極開展主動創新行為。因此，當上級領導與員工發展高質量的領導成員交換，該員工在團隊內部的影響力或相對地位明顯提高，更易成為同類群體員工中的領袖，他們可以獲得更多的價值信息和外部支持，承擔更多的挑戰性任務，享有更多的決策權和自主權[28]，這些正面激勵促使員工知覺到心理授權，驅動員工主動創新行為[29]。換而言之，領導成員交換之所以正向驅動員工主動創新行為，原因在于員工將領導與自己發展領導成員交換視為一種激勵過程，該過程使員工能夠從中知覺到心理授權，驅動員工主動創新行為。因此，本研究提出假設。

H1心理授權中介領導成員交換與員工主動創新行為之間的關系，即領導成員交換通過心理授權間接驅動員工主動創新行為。

2.2 核心自我評價的調節作用

核心自我評價是指員工對于自身能力和價值所持的基本評價，這種評價包含自我效能感、控制點、神經質和自尊4種特質，能夠有效影響員工的內在動機并預測其行為[30]。自我效能感是指員工能否完成特定環境下某種行為的主觀判斷；控制點包括內控和外控兩種情況，內控是指將行為及其結果視為一致，外控將結果歸因為運氣和機遇等外部因素造成的；神經質是指員工情緒波動的情況；自尊是指員工對自己的積極判斷或評價[31]。雖然包括4個維度，但是作為整體的解釋效力明顯強于單獨的維度，因此通常將核心自我評價作為整體研究其影響效應[32]。

核心自我評價這種個體動機水平特質對員工積極的內在動機產生正面影響[33]，從而顯著提升員工的心理授權。具體而言，與低核心自我評價員工相比，高核心自我評價員工更加相信自己能夠有效支配和掌控外部環境，原因在于他們通常具有強烈的內在動機、較強的能力和積極的社會認知[34]。與此同時，高核心自我評價的員工由于具備高成長性而往往能得到組織更多的培養和器重[35]，更加自信和樂觀，能更積極看待領導成員交換帶來的積極后果，也能夠顯著提高員工的心理授權[36]。核心自我評價能將積極事件轉化為較大的優勢[5]，依據這一觀點可以推測，核心自我評價能夠進一步強化領導成員交換這種積極事件對于員工內在動機的正面意義，使領導成員交換越高，員工心理授權提高的幅度越明顯。因此，在高核心自我評價下，領導成員交換越高，心理授權提升的幅度越明顯；在低核心自我評價下，領導成員交換越高，心理授權降低的幅度越明顯。因此，本研究提出假設。

H2核心自我評價強化領導成員交換與心理授權之間的正向關系。

核心自我評價使員工行為發生明顯變化[30]。首先，與低核心自我評價相比，高核心自我評價員工會自發設定更具挑戰性的任務目標，認為自己可以取得更高的成就，從而堅信個人有能力對團隊或組織產生更大的影響[19]。他們相信個人有能力解決工作中遇到的問題或困難，偏好追求趨向成功的目標，促使他們在工作中自主地設立更高的任務目標[34]。有研究發現，高核心自我評價的員工偏好選擇更具挑戰性的工作任務，對組織環境和機會的評價更為積極[22]。當面對工作環境中亟待改進的問題或不足，高核心自我評價員工對于績效改善目標的承諾相對較強，建設性措施較多；低核心自我評價員工對于績效改善目標的承諾相對較弱，建設性措施較少[21]。因此，可以推測核心自我評價能夠強化領導成員交換與員工主動創新行為之間的正向關系。

其次，核心自我評價有助于員工獲得更多的心理資源[34]，幫助員工更好地克服困難、化解壓力，提升員工主動創新行為。具體而言，與低核心自我評價相比，高核心自我評價能夠幫助員工更好地適應組織環境[37]。有研究發現，高核心自我評價員工知覺到的外部壓力更低，面對困難更為樂觀[38]，可以更有效地應對工作環境中存在的問題，并能正確看待解決這些問題帶來的潛在風險[39]。還有研究發現，高核心自我評價員工更加自信、樂觀，他們能夠積極看待變革行為帶來的風險[35]。因此，與低核心自我評價相比，高核心自我評價的員工認為主動創新行為有助于滿足自身的基本需要，體現其價值和影響力，從而有助于提高員工主動創新行為。因此，本研究提出假設。

H3核心自我評價強化領導成員交換與員工主動創新行為之間的正向關系。

根據H2和H3，本研究構建一個被中介的調節模型，即核心自我評價調節領導成員交換與員工主動創新行為之間關系被員工心理授權中介。具體而言，當核心自我評價越高，員工更加積極評價領導成員交換，因而領導成員交換越高員工心理授權進一步提升的幅度越明顯，其主動創新行為提升的幅度也越明顯。換言之，核心自我評價越高，員工主動創新行為提升的幅度越明顯，這是由在核心自我評價的影響下員工心理授權顯著提升導致的。可以推測，核心自我評價的調節作用被心理授權中介。因此，本研究提出假設。

H4核心自我評價調節領導成員交換與員工主動創新行為之間的關系被心理授權中介。

本研究的理論模型見圖1。

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

3 數據收集和變量測量

3.1 數據收集

本研究調查數據收集時間為2017年6月10日至8月31日，數據主要來自武漢、鄭州、石家莊、西安、洛陽和開封6座城市的30家企業，其中，28家是國有體制， 2家是集體體制，涉及的行業包括房地產、制藥、石油化工和機械制造等。為了避免數據同源誤差，采用上下級配對問卷，領導問卷由直線上級領導填答，員工問卷由領導管理的直線下屬員工填答，雙方同時填答。在填答之前，均征求員工意見，以保證員工是自愿參與本次調查。為了提高員工報告的心理安全感，所有問卷均采取匿名填答，填答之前研究小組成員承諾對所有數據進行保密，相關數據僅用于科研。在收集問卷之前，將每份問卷都設置特定編號，對團隊用數字進行編碼，領導問卷采用團隊的數字作為代碼，員工問卷編號為“團隊編碼+英文字母”。共發放500套領導與員工配對問卷，最終研究小組收回372套問卷，回收率為74.400%。剔除填答不清晰、不完整和信息前后矛盾的39套問卷，最終得到有效問卷333套，有效率為66.600%。在這些有效樣本中，平均年齡為30.381歲，標準差為5.514；平均單位工齡為4.405年，標準差為4.839。其他樣本特征的詳細信息見表1。

表1 樣本特征Table 1 Sample Characteristics

3.2 變量和測量

為了保證填答問卷的質量，測量變量時均采用權威量表。對英文量表采用翻譯-返譯流程，確保語義一致后，經過該領域專家討論、審核和修訂，形成最終的問卷。領導成員交換、心理授權和核心自我評價由員工自我報告，主動創新行為由上級領導報告。

(1)領導成員交換。采用GRAEN et al.[4]開發的領導成員交換量表，由于其中兩個題項因子載荷過低，且凈化之后明顯提高了量表信度，因而最終保留5個有效題項。采用Likert 7點評分法，1為完全不屬實，7為完全屬實。

(2)員工主動創新行為。采用MORRISON et al.[2]開發的員工主動創新行為量表，該量表被中國學者采用并具有良好的信度和效度[15]，共有10個題項。采用Likert 7點評分法，1為完全沒有，7為非常有。

(3)心理授權。采用SPREITZER[13]開發的員工心理授權權威量表，共有12個題項。采用Likert 7點評分法，1為完全不屬實，7為完全屬實。

(4)核心自我評價。采用JUDGE[39]開發的員工核心自我評價量表，保留其中的6個有效題項。采用Likert 7點評分法，1為完全不屬實，7為完全屬實。

(5)控制變量。借鑒BERNERTH et al.[40]對控制變量的選擇標準和已有研究的建議[26]，本研究對員工性別、年齡、教育程度和職務4個變量進行控制。

測量以上變量的具體題項以及各變量在本研究中的Cronbach′sα值見表2。

表2 變量測量題項Table 2 Measuring Items of Variables

4 結果分析

4.1 驗證性因子分析

表3 驗證性因素分析結果Table 3 Results for Confirmatory Factor Analysis

4.2 描述性統計和相關性分析

本研究采用Spss 20.0進行相關統計分析和分層回歸，表4給出各變量的均值、標準差和相關系數。由表4可知，領導成員交換、心理授權、核心自我評價與員工主動創新行為均顯著相關，但未考慮控制變量的影響，因此還有待進一步檢驗。

表4 均值、標準差和相關系數Table 4 Means, Standard Deviations and Correlation Coefficients

4.3 心理授權的中介作用回歸分析

本研究采取分層回歸對研究假設進行實證檢驗，依據MULLER et al.[41]的方法檢驗中介效應、調節效應和被中介的調節效應。為有效避免自變量、中介變量和調節變量之間相關性過高而產生的共線性問題，除了采用非同源數據之外，本研究先將這些變量進行標準化，再進行交互項計算和檢驗，檢驗結果見表5。

表5 分層回歸分析結果Table 5 Results for Hierarchical Regression Analysis

依據MULLER et al.[41]的觀點，中介效應是否成立需要3個步驟：第1步要求自變量與因變量關系顯著；第2步要求自變量與中介變量關系顯著；第3步要求在第1步的基礎上加入中介變量之后，中介變量回歸系數顯著，同時自變量與因變量的回歸系數變的不顯著或者回歸系數明顯降低。只有全部滿足以上3個條件才能證明中介效應成立。

表5中，模型1和模型3分別為檢驗領導成員交換與員工主動創新行為和心理授權之間關系的基礎模型，即僅有控制變量。由表5的模型2可知，領導成員交換與員工主動創新行為存在顯著的正相關關系，β=0.193，p<0.001。由模型4可知，領導成員交換與心理授權存在顯著的正相關關系，β=0.443，p<0.001。由模型5可知，領導成員交換與員工主動創新行為之間的關系被心理授權完全中介，β=0.206，p<0.001，即加入心理授權后，領導成員交換與員工主動創新行為的回歸系數由原先的0.193下降到0.082，且不再顯著，表明二者之間關系被心理授權完全中介，H1得到驗證。

4.4 核心自我評價的影響分析

關于核心自我評價調節作用的檢驗是基于對主效應回歸步驟的分析，表5模型6加入核心自我評價以及核心自我評價與領導成員交換的交互項。回歸結果表明，核心自我評價正向增強領導成員交換與心理授權之間的關系，β=0.084，p<0.010，H2得到初步驗證。為了進一步確保該調節效應足夠穩健，本研究進行簡單斜率檢驗，按照加減一個標準差將核心自我評價分為高和低兩類，調節效應見圖2。由圖2可知，當核心自我評價低時，斜率為0.0005(即水平)；t=4.452，p<0.001；當核心自我評價高時，該斜率提升到0.453，t=9.101，p<0.001。當核心自我評價高時，領導成員交換與員工心理授權之間的正相關關系增強；當核心自我評價低時，領導成員交換與員工心理授權之間的正相關關系減弱。H2得到進一步驗證。

圖2 核心自我評價對領導成員交換 與心理授權之間關系的調節效應Figure 2 Moderating Effect of Core Self-evaluations on Relationship of Leader-member Exchange and Psychological Empowerment

模型7加入核心自我評價以及核心自我評價與領導成員交換的交互項，回歸結果表明，核心自我評價正向調節領導成員交換與主動創新行為之間的關系，β=0.114，p<0.010，H3得到初步驗證。同樣進行簡單斜率檢驗，調節效應見圖3。

圖3 核心自我評價對領導成員交換 與員工主動創新行為之間關系的調節效應Figure 3 Moderating Effect of Core Self-evaluations on Relationship between Leader-member Exchange and Employees′ Proactive Innovation Behavior

由圖3可知，當核心自我評價低時，斜率為0.0004(即水平)；t=2.653，p<0.010；當核心自我評價高時，該斜率提升到0.237，t=4.013，p<0.001。當核心自我評價高時，領導成員交換與員工主動創新行為之間的正相關關系增強；當核心自我評價低時，領導成員交換與員工主動創新行為之間的正相關關系減弱。H3得到進一步驗證。

進一步檢驗核心自我評價的調節效應是否被心理授權所中介。MULLER et al.[41]認為，判斷被中介的調節效應結果有效性有3個標準：一是要求在自變量、調節變量以及自變量與調節變量交互項對因變量的回歸中，交互項的回歸系數顯著。由表5模型7可知，β=0.114，p<0.010；二是要求在自變量、調節變量以及自變量與調節變量交互項對中介變量的回歸中，交互項的回歸系數顯著。由表5模型6可知，β=0.084，p<0.010；三是要求在自變量、調節變量、中介變量以及自變量與調節變量交互項對因變量的回歸中，中介變量的回歸系數顯著，同時交互項的回歸系數變的不顯著或數值降低。由表5模型8可知，核心自我評價的調節作用被心理授權部分中介，β=0.170，p<0.050。在加入心理授權之后，核心自我評價與領導成員交換的交互項與員工主動創新行為的回歸系數由模型7的0.114下降到 0.097，顯著性也由p<0.010下降到p<0.050，表明核心自我評價對領導成員交換與主動創新行為之間關系的調節效應被心理授權部分中介，H4得到驗證。

4.5 穩定性檢驗

為了進一步檢驗心理授權在領導成員交換與主動創新行為之間中介效應的穩健性，本研究運用Process 20.0對其進行5 000次樣本Boostrapping檢驗，結果表明，在領導成員交換與主動創新行為的關系中，心理授權的間接效應顯著，其間接效應值為0.109，95%置信區間為[0.053,0.206]，不包含0，H1得到進一步驗證。同理，為了進一步檢驗核心自我評價的調節效應是否被心理授權中介，5 000次樣本的Boostrapping檢驗結果表明，核心自我評價調節心理授權的間接效應顯著，其間接效應值為0.020，95%置信區間為[0.005,0.051]，不包含0，H4得到進一步驗證。

5 結論

5.1 研究結果

本研究基于自我決定理論，構建領導成員交換、心理授權、核心自我評價與員工主動創新行為之間關系模型并進行實證檢驗。研究結果表明，領導成員交換通過心理授權間接作用于員工主動創新行為，核心自我評價強化領導成員交換與心理授權之間的關系，也強化領導成員交換與員工主動創新行為之間的關系，且該調節效應被心理授權部分中介，本研究的假設全部得到驗證。本研究驗證了領導成員交換與員工主動創新行為之間的正相關關系，并證實心理授權在二者之間的中介作用，從而驗證了高質量的領導成員交換被員工視為一種激勵，而不是一種交換，員工從高質量的領導成員交換中感知到心理授權，并驅動員工主動創新行為。本研究證實核心自我評價強化了領導成員交換與員工主動創新行為之間的正向關系，并且這種調節機制還被心理授權部分中介，這一研究結果與已有研究提出的核心自我評價能夠有效促進員工自主性角色外行為的觀點相一致。

5.2 理論貢獻

(1)本研究基于自我決定視角，研究并證實心理授權完全中介領導成員交換與員工主動創新行為之間的關系，不僅充分揭示了二者之間潛在的“黑箱”，而且還有效彌補了已有研究存在的問題和不足。本研究基于自我決定理論，將領導成員交換對員工主動創新行為的影響視為一種激勵過程，發現領導成員交換激勵員工感知心理授權轉而驅動員工主動創新行為。該研究結果充分表明，員工主動創新行為并非作為領導成員交換的一種回報，而是員工受到領導成員交換激勵促使其知覺到心理授權的直接結果。從中可以看出，本研究結果不僅有效彌補了已有研究的不足，還為員工主動創新行為補充了新的理論視角。另外，本研究基于自我決定理論得到的關于員工主動創新行為機制的分析為MORRISON et al.[2]將主動創新行為界定為一種員工自發的角色外行為的觀點進一步提供了有力證據，豐富了主動創新行為的理論文獻。

(2)本研究從員工特質角度，研究發現核心自我評價是員工主動創新行為產生的關鍵邊界條件，檢驗結果表明核心自我評價可以進一步強化領導成員交換與員工主動創新行為之間的正向關系，由此豐富了領導成員交換作用于員工主動創新行為的邊界條件。本研究基于自我決定理論發現，核心自我評價有助于提升員工主動創新行為，該結果與已有研究認為核心自我評價能夠有效促進員工自主性角色外行為的觀點一致[42-43]。本研究將核心自我評價的影響納入到員工主動創新行為領域，由此進一步拓展了核心自我評價的理論應用范疇。

(3)本研究發現，領導成員交換通過心理授權間接作用于員工主動創新行為，不僅領導成員交換與員工主動創新行為之間關系被核心自我評價調節，且該調節效應還被心理授權部分中介，從而將領導成員交換對員工主動創新行為產生的作用機制進一步深化。因此，本研究相關結果不僅有助于進一步深化員工主動創新行為的形成機制，而且還明確了邊界條件發生作用的機制——一個被中介的調節模型，進一步拓展了員工主動創新行為的研究范疇。

5.3 實踐啟示

(1)領導與員工發展高質量的領導成員交換能夠有效促進員工的主動創新行為，領導者需加強對領導成員交換的重視程度，高質量的領導成員交換可促使員工感知到心理授權，進而驅動他們積極開展主動創新行為；此外，領導者在管理中可通過有意識地發展與員工高質量的領導成員交換，與更大范圍的員工發展高質量領導成員交換，使更多員工感知到上級領導的授權、信任和情感支持等，進而驅動更多員工開展主動創新行為，提高組織創新績效。

(2)本研究發現核心自我評價能夠有效提高員工主動創新行為，當核心自我評價高時，領導成員交換越高，員工主動創新行為提高的幅度越高；當核心自我評價低時，領導成員交換越高，員工主動創新行為降低的幅度也越大。表明高核心自我評價有助于提高員工主動創新行為，有助于組織目標的順利實現；而低核心自我評價不利于組織目標的實現，因而組織要盡量避免。這一研究結果至少傳遞出三方面的實踐意義，①加強對核心自我評價概念的宣傳，積極引導員工形成高核心自我評價，塑造組織員工高核心自我評價的心理特質，形成積極自信的組織氛圍。②組織在員工招募、甄選、配置和晉升工作中，加強對候選人核心自我評價的考察，優先選聘、任用高核心自我評價的員工，優先安排高核心自我評價的員工承擔挑戰性的任務，從而激發高核心自我評價員工的主動創新行為，提升組織創新績效。③組織可通過制定有針對性的員工職業發展規劃、多樣化階梯式的培訓課程、適度授權以及采取發展式績效反饋等途徑，培養、提升員工的核心自我評價特質，提升并強化員工的核心自我評價，從而促進員工主動創新行為，改善組織創新績效，保障組織管理目標的順利實現。

5.4 研究不足和未來研究方向

①本研究采用單一時點收集數據，未能考慮到領導成員交換的影響可能存在一定的滯后性。未來研究可以考慮兩階段收集數據，第1個時點收集領導成員交換和員工核心自我評價的數據，第2個時點收集心理授權和員工主動創新行為的數據。②本研究數據主要來自中西部地區，缺少東南沿海等發達地區的樣本，因而研究結果的外部有效能可能存在局限。未來研究可以擴大樣本的地區代表性，進一步提高本研究結果的外部有效性。③員工主動創新行為的相關概念來源于西方國家，盡管有中國學者研究認為其量表在中國具有一定的適用性，但是能否充分反映出中國組織內部員工主動創新行為的內容還存在一定的質疑[19]。未來研究可以進一步研究員工主動創新行為的本土化概念。④本研究采用的領導成員交換概念為西方情景下的領導成員交換，是基于契約精神的等價互惠的交換，對于探討員工的態度和行為具有適用性。但也有研究認為，中國的領導成員交換的內容還包含有工作場所之外的部分，又名上下級關系[44]，因而未來研究可以進一步比較并探討這兩種不同的上下級關系對員工主動創新行為的影響及其作用機制存在的異同。