领导成员交换与员工主动创新行为：一个被中介的调节模型

徐本华，邓传军，武恒岳

河南大学 商学院，河南 开封 475004

引言

当前，世界百年未有之大变局加速演进。展望“十四五”，中国将迈入新的发展阶段，中国经济发展将由高速增长阶段转向高质量发展阶段，新一轮科技创新和体制机制创新的“双轮驱动”将进一步助推中国高质量发展，创新在中国现代化建设全局中已居于核心地位。数字经济时代，瞬息万变的商业机遇使组织环境的不确定性增加，这种不确定性要求组织员工能够根据环境变化迅速做出反应，即员工能够根据环境变化自发地革新工作方法和工作程序、创新体制机制，从而更高效地完成工作任务，这种行为被称为员工主动创新行为。员工主动创新行为是员工对环境自发做出的一系列微观层面的变革行为，如创新工作结构和工作流程等，隶属体制机制创新范畴。一方面，这种制度创新打破了原有均衡，带来更多创新机会；另一方面，也具有较大的不确定性，创新风险较大[1]。员工主动创新行为是一种主动性行为，其目的是为了进一步改善组织状况[2-3]。

员工主动创新行为的概念提出以后，学者们从认知因素、动机因素、情感因素和关系因素等多个角度探讨员工主动创新行为的影响因素，以及员工主动创新行为对工作绩效、工作满意度、工作投入和离职倾向的影响。虽然这些研究已经取得一定的进展，但是亟待解决的问题仍然很多，如关于领导成员交换影响员工主动创新行为的作用机制至今未能取得明显进展。领导成员交换描述的是组织中领导与员工之间关系的质量[4]，因时间和资源等限制，领导与员工发展差别化的交换关系，享受到高质量领导成员交换的员工能够获得更多的授权、信任和情感支持[5]，其任务绩效和组织公民绩效也较高[6]。ZHANG et al.[7]基于社会交换理论研究发现，领导成员交换正向驱动员工主动创新行为。但是至今仍然缺乏对二者之间潜在的中介机制和调节机制的研究，因而进一步探讨并揭示领导成员交换与员工主动创新行为之间的潜在中介机制和调节机制具有十分重要的理论价值。LIN et al.[8]研究发现，领导成员交换依次通过积极情感和心理资本对员工主动创新行为产生作用。但是关于二者之间潜在的中介机制和调节机制尚不清晰，依据自我决定理论可以推测，领导成员交换可促使员工体验到心理授权，因此将驱动员工主动创新行为[9]，而核心自我评价将对领导成员交换与心理授权和员工主动创新行为之间关系产生重要影响。核心自我评价指员工对于自身能力和价值的认知和评定，是对内隐自我的深刻描述，被认为是一种高阶的人格特质，因此本研究预测，核心自我评价能够有效提升员工的主动创新行为。心理授权是员工的一种心理状态，是基于对领导行为策略和组织情景等认知形成的心理动机，授权会增强员工建议的能力和实施变革的想法，从而在工作中采取更多的主动创新行为。因此，本研究基于自我决定理论探讨领导成员交换对员工主动创新行为的影响机制，期望能够有效弥补已有研究存在的不足，丰富相关领域的研究成果。

1 相关研究评述

关于领导成员交换驱动员工主动创新行为的机制，ZHANG et al.[7]认为员工主动创新行为是员工作为对领导与自己发展领导成员交换的直接回报。实际上，MORRISON et al.[2]最初提出这一概念时明确指出，主动创新行为属于员工自发的一种角色外行为，由于具有典型的变革性，因而如果在实施创新的过程中不能获得领导的授权，极可能因为该行为的潜在风险而不敢积极开展，原因在于员工自主开展这种变革行为打乱了领导的工作计划安排，因而极可能招致领导和同事的反感、排斥或抵制。从中可以看出，社会交换理论并不能充分解释领导成员交换是驱动员工主动创新行为的根本原因之所在。姜诗尧等[10]尝试从资源保存理论的角度阐释高质量的领导成员交换与员工创新行为的关系，认为高质量的领导成员交换可使员工获得更多来自组织或领导的资源，使员工自有资源增值，并促使员工将资源转化为创新行为。这一观点在员工资源向创新行为转化上的理论阐述稍显乏力。通过回顾已有研究可以发现，主动创新行为不能单纯地被视为员工对于领导与自己发展领导成员交换的直接回报，而是因为领导与员工发展了领导成员交换，使员工知觉到自己的能力被领导认可，从而自主处理工作环境中存在的问题和不足，施加个人的影响力，影响组织决策[11]，进而激发组织员工的自主性内在动机，驱动员工敢于承担风险，自发开展主动创新行为。换而言之，领导与员工发展领导成员交换令员工体验到心理授权，从而促使他们积极开展主动创新行为，但是这一理论逻辑却被已有研究忽略。依据自我决定理论，个体行为是由其内在动机驱动的，当某种活动或行为目标被内化时，该个体自主性内在动机被激活，因此该活动行为被个体接受而积极开展[12]。心理授权是指员工对于自身工作能力、影响力和自主性的认知[13]，对于主动创新行为蕴含着重要的自主性内在动机。因此，本研究基于自我决定理论的解释能更充分地揭示领导成员交换作用于员工主动创新行为的相关机制。

关于有效提升员工主动创新行为的前因变量，已有研究主要探讨并发现了感知组织支持[14]、组织支持氛围[15]、组织认同[16]、工作自主性和主动人格[17]、程序公平和分配公平[18]、员工权力距离导向[19]、差异化授权型领导[20]等情景因素对员工主动创新行为的积极影响，却忽略了对员工核心自我评价的影响的探讨。JUDGE et al.[5]将核心自我评价定义为员工对自身能力和价值秉持的基准估计或评价。核心自我评价被认为是预测领导效力的一个关键指标，会进一步增强员工的基本需要，包括自主性需要、能力需要和归属需要[9]。而依据自我决定理论的观点，员工行为表现并非由该行为活动的客观特征决定，而是由这项行为活动赋予员工的心理意义决定的，当一项行为活动具备了较高的自主性或挑战性，员工就会受到激励[12]。与低核心自我评价相比，对于高核心自我评价的员工，他们往往选择更具自主性、挑战性的任务或行为，使其成就动机被内化，由此该员工的心理授权被进一步强化[21]。因此可以看出，基于自我决定理论视角，把员工核心自我评价纳入研究框架，能够更加系统、深入地探讨领导成员交换作用于员工主动创新行为的机制。

2 理论分析和研究假设

2.1 领导成员交换、心理授权和员工主动创新行为

领导成员交换是描述组织中领导与员工之间的关系质量[4]。领导成员交换理论表明，领导会与员工发展差别化的交换关系，享受到高质量领导成员交换的员工能够从中获得更多的鼓励、授权、信任和情感性支持[22-23]；与此相比，基于社会比较或相对剥夺的观点，低质量领导成员交换令员工获得较少的授权、信任和情感支持等[11]。可以看出，领导成员交换对于员工的内在动机和行为表现具有很强的正面效应。心理授权是员工的一种心理状态，是对领导行为策略和组织情景等方面认知形成的心理动机，包括影响力、自我效能感、意义和自我决定4个维度，反映员工渴望在工作中塑造相应的角色且相信自己有能力开展相应的工作或行为[13]。影响力是指员工可以对组织决策、日常管理和绩效产生影响的程度，自我效能感是指员工对于自身能够成功完成工作任务的能力的知觉程度，意义是指员工根据个人价值观判断工作目标产生的价值性的认知，自我决定是反映员工在工作中的自主权[24]。学者们普遍将心理授权的4个维度作为整体进行研究，以便提升解释效力[25]。

依据自我决定理论，领导成员交换是促使员工积极开展主动创新行为的一种正面激励。具体而言，高质量领导成员交换使员工获得更多的挑战性任务、决策职责和任务自主权[11]，这些积极信息激活员工心理授权感知，由此促使员工积极开展主动创新行为。心理授权被视为员工对领导者行为的感知，是员工基于领导对待自己的方式做出的心理反应，是员工在组织中体验到的工作意义、责任和自身在组织中价值等方面的综合结果，也是员工关于自身的能力、影响力、意义和自主性等方面的主观判断[10]。当员工知觉到心理授权，会认为个人的能力明显强于他人，自己应以更有意义的方式影响组织[26]。还有研究发现，当员工知觉到心理授权，会表现出较高的组织承诺[27]，促使他们积极开展主动创新行为。因此，当上级领导与员工发展高质量的领导成员交换，该员工在团队内部的影响力或相对地位明显提高，更易成为同类群体员工中的领袖，他们可以获得更多的价值信息和外部支持，承担更多的挑战性任务，享有更多的决策权和自主权[28]，这些正面激励促使员工知觉到心理授权，驱动员工主动创新行为[29]。换而言之，领导成员交换之所以正向驱动员工主动创新行为，原因在于员工将领导与自己发展领导成员交换视为一种激励过程，该过程使员工能够从中知觉到心理授权，驱动员工主动创新行为。因此，本研究提出假设。

H1心理授权中介领导成员交换与员工主动创新行为之间的关系，即领导成员交换通过心理授权间接驱动员工主动创新行为。

2.2 核心自我评价的调节作用

核心自我评价是指员工对于自身能力和价值所持的基本评价，这种评价包含自我效能感、控制点、神经质和自尊4种特质，能够有效影响员工的内在动机并预测其行为[30]。自我效能感是指员工能否完成特定环境下某种行为的主观判断；控制点包括内控和外控两种情况，内控是指将行为及其结果视为一致，外控将结果归因为运气和机遇等外部因素造成的；神经质是指员工情绪波动的情况；自尊是指员工对自己的积极判断或评价[31]。虽然包括4个维度，但是作为整体的解释效力明显强于单独的维度，因此通常将核心自我评价作为整体研究其影响效应[32]。

核心自我评价这种个体动机水平特质对员工积极的内在动机产生正面影响[33]，从而显著提升员工的心理授权。具体而言，与低核心自我评价员工相比，高核心自我评价员工更加相信自己能够有效支配和掌控外部环境，原因在于他们通常具有强烈的内在动机、较强的能力和积极的社会认知[34]。与此同时，高核心自我评价的员工由于具备高成长性而往往能得到组织更多的培养和器重[35]，更加自信和乐观，能更积极看待领导成员交换带来的积极后果，也能够显著提高员工的心理授权[36]。核心自我评价能将积极事件转化为较大的优势[5]，依据这一观点可以推测，核心自我评价能够进一步强化领导成员交换这种积极事件对于员工内在动机的正面意义，使领导成员交换越高，员工心理授权提高的幅度越明显。因此，在高核心自我评价下，领导成员交换越高，心理授权提升的幅度越明显；在低核心自我评价下，领导成员交换越高，心理授权降低的幅度越明显。因此，本研究提出假设。

H2核心自我评价强化领导成员交换与心理授权之间的正向关系。

核心自我评价使员工行为发生明显变化[30]。首先，与低核心自我评价相比，高核心自我评价员工会自发设定更具挑战性的任务目标，认为自己可以取得更高的成就，从而坚信个人有能力对团队或组织产生更大的影响[19]。他们相信个人有能力解决工作中遇到的问题或困难，偏好追求趋向成功的目标，促使他们在工作中自主地设立更高的任务目标[34]。有研究发现，高核心自我评价的员工偏好选择更具挑战性的工作任务，对组织环境和机会的评价更为积极[22]。当面对工作环境中亟待改进的问题或不足，高核心自我评价员工对于绩效改善目标的承诺相对较强，建设性措施较多；低核心自我评价员工对于绩效改善目标的承诺相对较弱，建设性措施较少[21]。因此，可以推测核心自我评价能够强化领导成员交换与员工主动创新行为之间的正向关系。

其次，核心自我评价有助于员工获得更多的心理资源[34]，帮助员工更好地克服困难、化解压力，提升员工主动创新行为。具体而言，与低核心自我评价相比，高核心自我评价能够帮助员工更好地适应组织环境[37]。有研究发现，高核心自我评价员工知觉到的外部压力更低，面对困难更为乐观[38]，可以更有效地应对工作环境中存在的问题，并能正确看待解决这些问题带来的潜在风险[39]。还有研究发现，高核心自我评价员工更加自信、乐观，他们能够积极看待变革行为带来的风险[35]。因此，与低核心自我评价相比，高核心自我评价的员工认为主动创新行为有助于满足自身的基本需要，体现其价值和影响力，从而有助于提高员工主动创新行为。因此，本研究提出假设。

H3核心自我评价强化领导成员交换与员工主动创新行为之间的正向关系。

根据H2和H3，本研究构建一个被中介的调节模型，即核心自我评价调节领导成员交换与员工主动创新行为之间关系被员工心理授权中介。具体而言，当核心自我评价越高，员工更加积极评价领导成员交换，因而领导成员交换越高员工心理授权进一步提升的幅度越明显，其主动创新行为提升的幅度也越明显。换言之，核心自我评价越高，员工主动创新行为提升的幅度越明显，这是由在核心自我评价的影响下员工心理授权显著提升导致的。可以推测，核心自我评价的调节作用被心理授权中介。因此，本研究提出假设。

H4核心自我评价调节领导成员交换与员工主动创新行为之间的关系被心理授权中介。

本研究的理论模型见图1。

图1 理论模型Figure 1 Theoretical Model

3 数据收集和变量测量

3.1 数据收集

本研究调查数据收集时间为2017年6月10日至8月31日，数据主要来自武汉、郑州、石家庄、西安、洛阳和开封6座城市的30家企业，其中，28家是国有体制， 2家是集体体制，涉及的行业包括房地产、制药、石油化工和机械制造等。为了避免数据同源误差，采用上下级配对问卷，领导问卷由直线上级领导填答，员工问卷由领导管理的直线下属员工填答，双方同时填答。在填答之前，均征求员工意见，以保证员工是自愿参与本次调查。为了提高员工报告的心理安全感，所有问卷均采取匿名填答，填答之前研究小组成员承诺对所有数据进行保密，相关数据仅用于科研。在收集问卷之前，将每份问卷都设置特定编号，对团队用数字进行编码，领导问卷采用团队的数字作为代码，员工问卷编号为“团队编码+英文字母”。共发放500套领导与员工配对问卷，最终研究小组收回372套问卷，回收率为74.400%。剔除填答不清晰、不完整和信息前后矛盾的39套问卷，最终得到有效问卷333套，有效率为66.600%。在这些有效样本中，平均年龄为30.381岁，标准差为5.514；平均单位工龄为4.405年，标准差为4.839。其他样本特征的详细信息见表1。

表1 样本特征Table 1 Sample Characteristics

3.2 变量和测量

为了保证填答问卷的质量，测量变量时均采用权威量表。对英文量表采用翻译-返译流程，确保语义一致后，经过该领域专家讨论、审核和修订，形成最终的问卷。领导成员交换、心理授权和核心自我评价由员工自我报告，主动创新行为由上级领导报告。

(1)领导成员交换。采用GRAEN et al.[4]开发的领导成员交换量表，由于其中两个题项因子载荷过低，且净化之后明显提高了量表信度，因而最终保留5个有效题项。采用Likert 7点评分法，1为完全不属实，7为完全属实。

(2)员工主动创新行为。采用MORRISON et al.[2]开发的员工主动创新行为量表，该量表被中国学者采用并具有良好的信度和效度[15]，共有10个题项。采用Likert 7点评分法，1为完全没有，7为非常有。

(3)心理授权。采用SPREITZER[13]开发的员工心理授权权威量表，共有12个题项。采用Likert 7点评分法，1为完全不属实，7为完全属实。

(4)核心自我评价。采用JUDGE[39]开发的员工核心自我评价量表，保留其中的6个有效题项。采用Likert 7点评分法，1为完全不属实，7为完全属实。

(5)控制变量。借鉴BERNERTH et al.[40]对控制变量的选择标准和已有研究的建议[26]，本研究对员工性别、年龄、教育程度和职务4个变量进行控制。

测量以上变量的具体题项以及各变量在本研究中的Cronbach′sα值见表2。

表2 变量测量题项Table 2 Measuring Items of Variables

4 结果分析

4.1 验证性因子分析

表3 验证性因素分析结果Table 3 Results for Confirmatory Factor Analysis

4.2 描述性统计和相关性分析

本研究采用Spss 20.0进行相关统计分析和分层回归，表4给出各变量的均值、标准差和相关系数。由表4可知，领导成员交换、心理授权、核心自我评价与员工主动创新行为均显著相关，但未考虑控制变量的影响，因此还有待进一步检验。

表4 均值、标准差和相关系数Table 4 Means, Standard Deviations and Correlation Coefficients

4.3 心理授权的中介作用回归分析

本研究采取分层回归对研究假设进行实证检验，依据MULLER et al.[41]的方法检验中介效应、调节效应和被中介的调节效应。为有效避免自变量、中介变量和调节变量之间相关性过高而产生的共线性问题，除了采用非同源数据之外，本研究先将这些变量进行标准化，再进行交互项计算和检验，检验结果见表5。

表5 分层回归分析结果Table 5 Results for Hierarchical Regression Analysis

依据MULLER et al.[41]的观点，中介效应是否成立需要3个步骤：第1步要求自变量与因变量关系显著；第2步要求自变量与中介变量关系显著；第3步要求在第1步的基础上加入中介变量之后，中介变量回归系数显著，同时自变量与因变量的回归系数变的不显著或者回归系数明显降低。只有全部满足以上3个条件才能证明中介效应成立。

表5中，模型1和模型3分别为检验领导成员交换与员工主动创新行为和心理授权之间关系的基础模型，即仅有控制变量。由表5的模型2可知，领导成员交换与员工主动创新行为存在显著的正相关关系，β=0.193，p<0.001。由模型4可知，领导成员交换与心理授权存在显著的正相关关系，β=0.443，p<0.001。由模型5可知，领导成员交换与员工主动创新行为之间的关系被心理授权完全中介，β=0.206，p<0.001，即加入心理授权后，领导成员交换与员工主动创新行为的回归系数由原先的0.193下降到0.082，且不再显著，表明二者之间关系被心理授权完全中介，H1得到验证。

4.4 核心自我评价的影响分析

关于核心自我评价调节作用的检验是基于对主效应回归步骤的分析，表5模型6加入核心自我评价以及核心自我评价与领导成员交换的交互项。回归结果表明，核心自我评价正向增强领导成员交换与心理授权之间的关系，β=0.084，p<0.010，H2得到初步验证。为了进一步确保该调节效应足够稳健，本研究进行简单斜率检验，按照加减一个标准差将核心自我评价分为高和低两类，调节效应见图2。由图2可知，当核心自我评价低时，斜率为0.0005(即水平)；t=4.452，p<0.001；当核心自我评价高时，该斜率提升到0.453，t=9.101，p<0.001。当核心自我评价高时，领导成员交换与员工心理授权之间的正相关关系增强；当核心自我评价低时，领导成员交换与员工心理授权之间的正相关关系减弱。H2得到进一步验证。

图2 核心自我评价对领导成员交换 与心理授权之间关系的调节效应Figure 2 Moderating Effect of Core Self-evaluations on Relationship of Leader-member Exchange and Psychological Empowerment

模型7加入核心自我评价以及核心自我评价与领导成员交换的交互项，回归结果表明，核心自我评价正向调节领导成员交换与主动创新行为之间的关系，β=0.114，p<0.010，H3得到初步验证。同样进行简单斜率检验，调节效应见图3。

图3 核心自我评价对领导成员交换 与员工主动创新行为之间关系的调节效应Figure 3 Moderating Effect of Core Self-evaluations on Relationship between Leader-member Exchange and Employees′ Proactive Innovation Behavior

由图3可知，当核心自我评价低时，斜率为0.0004(即水平)；t=2.653，p<0.010；当核心自我评价高时，该斜率提升到0.237，t=4.013，p<0.001。当核心自我评价高时，领导成员交换与员工主动创新行为之间的正相关关系增强；当核心自我评价低时，领导成员交换与员工主动创新行为之间的正相关关系减弱。H3得到进一步验证。

进一步检验核心自我评价的调节效应是否被心理授权所中介。MULLER et al.[41]认为，判断被中介的调节效应结果有效性有3个标准：一是要求在自变量、调节变量以及自变量与调节变量交互项对因变量的回归中，交互项的回归系数显著。由表5模型7可知，β=0.114，p<0.010；二是要求在自变量、调节变量以及自变量与调节变量交互项对中介变量的回归中，交互项的回归系数显著。由表5模型6可知，β=0.084，p<0.010；三是要求在自变量、调节变量、中介变量以及自变量与调节变量交互项对因变量的回归中，中介变量的回归系数显著，同时交互项的回归系数变的不显著或数值降低。由表5模型8可知，核心自我评价的调节作用被心理授权部分中介，β=0.170，p<0.050。在加入心理授权之后，核心自我评价与领导成员交换的交互项与员工主动创新行为的回归系数由模型7的0.114下降到 0.097，显著性也由p<0.010下降到p<0.050，表明核心自我评价对领导成员交换与主动创新行为之间关系的调节效应被心理授权部分中介，H4得到验证。

4.5 稳定性检验

为了进一步检验心理授权在领导成员交换与主动创新行为之间中介效应的稳健性，本研究运用Process 20.0对其进行5 000次样本Boostrapping检验，结果表明，在领导成员交换与主动创新行为的关系中，心理授权的间接效应显著，其间接效应值为0.109，95%置信区间为[0.053,0.206]，不包含0，H1得到进一步验证。同理，为了进一步检验核心自我评价的调节效应是否被心理授权中介，5 000次样本的Boostrapping检验结果表明，核心自我评价调节心理授权的间接效应显著，其间接效应值为0.020，95%置信区间为[0.005,0.051]，不包含0，H4得到进一步验证。

5 结论

5.1 研究结果

本研究基于自我决定理论，构建领导成员交换、心理授权、核心自我评价与员工主动创新行为之间关系模型并进行实证检验。研究结果表明，领导成员交换通过心理授权间接作用于员工主动创新行为，核心自我评价强化领导成员交换与心理授权之间的关系，也强化领导成员交换与员工主动创新行为之间的关系，且该调节效应被心理授权部分中介，本研究的假设全部得到验证。本研究验证了领导成员交换与员工主动创新行为之间的正相关关系，并证实心理授权在二者之间的中介作用，从而验证了高质量的领导成员交换被员工视为一种激励，而不是一种交换，员工从高质量的领导成员交换中感知到心理授权，并驱动员工主动创新行为。本研究证实核心自我评价强化了领导成员交换与员工主动创新行为之间的正向关系，并且这种调节机制还被心理授权部分中介，这一研究结果与已有研究提出的核心自我评价能够有效促进员工自主性角色外行为的观点相一致。

5.2 理论贡献

(1)本研究基于自我决定视角，研究并证实心理授权完全中介领导成员交换与员工主动创新行为之间的关系，不仅充分揭示了二者之间潜在的“黑箱”，而且还有效弥补了已有研究存在的问题和不足。本研究基于自我决定理论，将领导成员交换对员工主动创新行为的影响视为一种激励过程，发现领导成员交换激励员工感知心理授权转而驱动员工主动创新行为。该研究结果充分表明，员工主动创新行为并非作为领导成员交换的一种回报，而是员工受到领导成员交换激励促使其知觉到心理授权的直接结果。从中可以看出，本研究结果不仅有效弥补了已有研究的不足，还为员工主动创新行为补充了新的理论视角。另外，本研究基于自我决定理论得到的关于员工主动创新行为机制的分析为MORRISON et al.[2]将主动创新行为界定为一种员工自发的角色外行为的观点进一步提供了有力证据，丰富了主动创新行为的理论文献。

(2)本研究从员工特质角度，研究发现核心自我评价是员工主动创新行为产生的关键边界条件，检验结果表明核心自我评价可以进一步强化领导成员交换与员工主动创新行为之间的正向关系，由此丰富了领导成员交换作用于员工主动创新行为的边界条件。本研究基于自我决定理论发现，核心自我评价有助于提升员工主动创新行为，该结果与已有研究认为核心自我评价能够有效促进员工自主性角色外行为的观点一致[42-43]。本研究将核心自我评价的影响纳入到员工主动创新行为领域，由此进一步拓展了核心自我评价的理论应用范畴。

(3)本研究发现，领导成员交换通过心理授权间接作用于员工主动创新行为，不仅领导成员交换与员工主动创新行为之间关系被核心自我评价调节，且该调节效应还被心理授权部分中介，从而将领导成员交换对员工主动创新行为产生的作用机制进一步深化。因此，本研究相关结果不仅有助于进一步深化员工主动创新行为的形成机制，而且还明确了边界条件发生作用的机制——一个被中介的调节模型，进一步拓展了员工主动创新行为的研究范畴。

5.3 实践启示

(1)领导与员工发展高质量的领导成员交换能够有效促进员工的主动创新行为，领导者需加强对领导成员交换的重视程度，高质量的领导成员交换可促使员工感知到心理授权，进而驱动他们积极开展主动创新行为；此外，领导者在管理中可通过有意识地发展与员工高质量的领导成员交换，与更大范围的员工发展高质量领导成员交换，使更多员工感知到上级领导的授权、信任和情感支持等，进而驱动更多员工开展主动创新行为，提高组织创新绩效。

(2)本研究发现核心自我评价能够有效提高员工主动创新行为，当核心自我评价高时，领导成员交换越高，员工主动创新行为提高的幅度越高；当核心自我评价低时，领导成员交换越高，员工主动创新行为降低的幅度也越大。表明高核心自我评价有助于提高员工主动创新行为，有助于组织目标的顺利实现；而低核心自我评价不利于组织目标的实现，因而组织要尽量避免。这一研究结果至少传递出三方面的实践意义，①加强对核心自我评价概念的宣传，积极引导员工形成高核心自我评价，塑造组织员工高核心自我评价的心理特质，形成积极自信的组织氛围。②组织在员工招募、甄选、配置和晋升工作中，加强对候选人核心自我评价的考察，优先选聘、任用高核心自我评价的员工，优先安排高核心自我评价的员工承担挑战性的任务，从而激发高核心自我评价员工的主动创新行为，提升组织创新绩效。③组织可通过制定有针对性的员工职业发展规划、多样化阶梯式的培训课程、适度授权以及采取发展式绩效反馈等途径，培养、提升员工的核心自我评价特质，提升并强化员工的核心自我评价，从而促进员工主动创新行为，改善组织创新绩效，保障组织管理目标的顺利实现。

5.4 研究不足和未来研究方向

①本研究采用单一时点收集数据，未能考虑到领导成员交换的影响可能存在一定的滞后性。未来研究可以考虑两阶段收集数据，第1个时点收集领导成员交换和员工核心自我评价的数据，第2个时点收集心理授权和员工主动创新行为的数据。②本研究数据主要来自中西部地区，缺少东南沿海等发达地区的样本，因而研究结果的外部有效能可能存在局限。未来研究可以扩大样本的地区代表性，进一步提高本研究结果的外部有效性。③员工主动创新行为的相关概念来源于西方国家，尽管有中国学者研究认为其量表在中国具有一定的适用性，但是能否充分反映出中国组织内部员工主动创新行为的内容还存在一定的质疑[19]。未来研究可以进一步研究员工主动创新行为的本土化概念。④本研究采用的领导成员交换概念为西方情景下的领导成员交换，是基于契约精神的等价互惠的交换，对于探讨员工的态度和行为具有适用性。但也有研究认为，中国的领导成员交换的内容还包含有工作场所之外的部分，又名上下级关系[44]，因而未来研究可以进一步比较并探讨这两种不同的上下级关系对员工主动创新行为的影响及其作用机制存在的异同。