□ 陳艷艷 趙永樂 孫 銳

內容提要 本文以長三角448 家制造企業(yè)為調查對象，從組織情緒的角度分析家長式領導對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并探析組織情緒能力的中介作用。 實證結果顯示：家長式領導風格的仁慈和德行領導通過組織情緒能力對企業(yè)創(chuàng)新績效產生積極影響， 威權領導通過影響組織情緒能力對企業(yè)創(chuàng)新績效產生消極影響。 基于此，管理者可以通過對員工施恩或以身作則，營造良好的組織情緒氛圍，消除創(chuàng)造力發(fā)揮的障礙，調動員工積極性去探索復雜的創(chuàng)新工作，進而增進企業(yè)創(chuàng)新績效。

一、問題的提出

創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力。 黨的十九大報告明確提出，我國要加快建設創(chuàng)新型國家，著力構建以企業(yè)為主體的技術創(chuàng)新體系。 面對新時代高質量發(fā)展的要求和激烈的市場競爭， 技術創(chuàng)新在很大程度上決定了一個企業(yè)的生存和發(fā)展空間。如何有效推動創(chuàng)新、提升創(chuàng)新績效，是當前我國企業(yè)迫切需要解決的重大問題。 創(chuàng)新可以是突變式的全新重大突破，也可以是漸進式的微小改進。目前學術界圍繞突變或漸進創(chuàng)新開展了豐富的前因變量研究， 其中領導風格作為創(chuàng)新的前因變量受到學者們越來越多的關注。戰(zhàn)略領導理論認為，領導風格代表著更高層次的能力， 并隨著領導者的經驗、個性以及價值觀的不同而表現出眾多形式，它能夠影響組織創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇（Finkelstein&Hambrick，1997）。 西方學界關于領導風格對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究多聚焦于轉換型、 授權型領導方式等領導理論層面。從中國的現實來看，我國企業(yè)管理者受傳統(tǒng)思想觀念影響較深， 多采取的是一種不同于西方的家長式行事風格，呈現出威權領導、仁慈領導與德行領導并存的一種“混合型特點”。 因此， 源于西方的領導理論不足以充分解釋中國企業(yè)組織的領導行為、 管理方式及其對企業(yè)創(chuàng)新產生的影響。

同時，組織情緒能力是組織的重要資源，是為組織創(chuàng)新活動提供動力的能量源泉（Ashforth，1995），因為創(chuàng)新產生于復雜的認知過程，是一種情緒性勞動和情感體驗過程。 在國內外關于領導角色對員工創(chuàng)新行為影響的研究中， 少有學者將個體特質的情緒狀態(tài)作為創(chuàng)新行為影響因素。 對于組織情緒能力與創(chuàng)新績效之間的關系， 以及組織情緒能力在領導風格與創(chuàng)新行為之間究竟扮演什么角色的研究更是鮮見。

綜上所述， 家長式領導能否通過組織情緒能力影響企業(yè)創(chuàng)新績效， 是一個源起于中國實踐場景、亟待深化研究的命題。 基于此，本文旨在解決以下幾個問題：其一，家長式領導對企業(yè)創(chuàng)新績效是否產生影響，影響是正面還是負面的，以及仁慈領導、德行領導、威權領導三維度分別對企業(yè)創(chuàng)新績效產生什么影響？其二，家長式領導是否對組織情緒能力產生影響， 以及能否通過組織情緒能力影響企業(yè)創(chuàng)新績效，如果能產生影響，將會以何種方式影響企業(yè)創(chuàng)新績效？

二、文獻回顧與研究框架

（一）概念界定

1.家長式領導風格

本文對家長式領導風格作出以下界定：與父權作風相類似，擁有強大、清晰的權威，且具有樹立典范、體諒及照顧下屬的領導成份，反映為“仁慈領導、威權領導、德行領導”的三維度特征。其中，仁慈領導具體反映為對下屬的維護及照顧，具有“寬容體諒、個別照顧”兩行為維度特征，下屬相應會對領導者者恩情有所感念，犧牲小我，全身投入工作，以作出滿足領導預期的行為；威權領導反映為整飭自身形象并發(fā)生教誨行為，具有“隱匿、專權、嚴峻、威服、教誨”五行為維度特征，下屬則表現出敬畏、順從、羞愧與服從的行為，不唱反調、公開附和、無條件接受領導安排、與領導不發(fā)生公開沖突；德行領導反映為以身作則、公私分明，具有“正直盡責、無私典范、不占便宜”三行為維度特征，下屬受此影響會產生對組織及領導者的認同感，且對領導者的行為予以效仿（周麗芳等，2000）。

2.組織情緒能力

情緒是人類的一種基本心理過程， 是人對客觀事物的感知與態(tài)度，是心理活動產生組織力量，使得人的決策與行為受到影響。 組織情緒是組織內的情緒反應，通常涵蓋認知、感覺、價值觀、信念等隱性資源，而創(chuàng)新作為一種情緒勞動，其水平及效率受組織情緒的影響，是強化企業(yè)競爭力、提升員工工作積極性的關鍵因素（George，2007）。 組織情緒能力已然成為組織研究的新興主題， 受到學界的廣泛關注。

對于組織情緒能力，Huy（2008）有以下定義：組織對員工情感監(jiān)測、感知、運用、認知及調整，并運用內部的制度、 管理及規(guī)則對員工情感予以喚醒的能力。 假如管理人員可以對雇員的滿意度及情緒進行及時、精準的評價，進而運用合理方案對員工情緒問題進行處理， 能夠對員工的消極情緒進行疏導， 對各類不同的情緒訴求予以協(xié)調并實現同化，可以使得組織運作更為有效，組織創(chuàng)造力提升。此外，組織內部具有良好情緒氛圍能夠增進員工間的合作與互動， 并實現更為全面的知識共享，推動個體和組織創(chuàng)新的良性發(fā)展。

3.創(chuàng)新績效

本文以組織層面的創(chuàng)新績效作為研究對象，認為企業(yè)的創(chuàng)新績效是個體在組織層面成功運用自身的原創(chuàng)思維（Oldham & Cummings，1996；Gumusluoglu & Ilsev，2009），具體涵蓋創(chuàng)新的產出結果、效率及其對企業(yè)的貢獻（高建等，2004）。 由于國內制造企業(yè)缺乏專利保護意識的現象廣泛存在，利用專利數評估企業(yè)的創(chuàng)新績效有所不足，因此，本文選取新技術、新產品、新市場、新服務等作為主要衡量指標。

（二）研究框架的構建

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展與成長的必然路徑。 創(chuàng)新能夠有效填補企業(yè)自身存在的不足（Leung，2003）。某種意義上， 企業(yè)的發(fā)展成長就是一個持續(xù)創(chuàng)新的過程。在創(chuàng)新產出的眾多影響因素中，領導風格具有決定性作用（王飛絨和陳文兵，2012，呂沖沖等，2018）。根據高階理論，戰(zhàn)略領導者的特征能夠由企業(yè)整體組織績效予以直接體現（Hambrick，2007），他們以自身特征為參照，從個性化視角對面臨的組織情境予以判斷及詮釋， 進而對企業(yè)戰(zhàn)略進行決策， 并由此對組織內其他個體甚至是企業(yè)整體績效及行為施加影響（Hambrick & Mason，1984）。 Wickham（2001）構建的創(chuàng)業(yè)過程模型，從創(chuàng)業(yè)行為方面對創(chuàng)業(yè)者的核心地位進行了肯定，并闡明其承擔的組建隊伍、創(chuàng)業(yè)機會識別、領導團隊、資源管理等職責。 本文以高階理論為基礎，對企業(yè)創(chuàng)新績效與領導風格之間的關系進行探討。

創(chuàng)新作為情緒勞動之一， 其具體執(zhí)行受到眾多因素的影響，譬如：工作環(huán)境、領導風格、個人能力等，情緒也涵蓋在內。 組織是眾多個體構成的，組織內的不同個體均會受他人及自身情緒的作用。組織具有的情緒能力越強，相應的情緒調控能力就會越強， 由此就能夠使得員工產生更多的創(chuàng)新行為，并對組織內部知識共享產生積極影響，而組織公民行為與知識共享能夠顯著影響個體創(chuàng)新與組織創(chuàng)新（劉朝等，2014）。 一定意義上，可以認為領導行為與組織情緒能力是具有關聯的統(tǒng)一整體，兩者能夠發(fā)生交互并影響個體的角色認同，而對自己的創(chuàng)造性角色認同的員工， 會積極地尋求解決問題的新方法，其也具有更高的創(chuàng)新水平（童金根等，2017）。基于此，本文對企業(yè)組織情緒能力在創(chuàng)新績效與領導風格之間具有的中介作用進行探究，從而構建“領導風格特征—組織情緒能力—組織創(chuàng)新績效”研究模型，如圖1 所示。

圖1 概念模型

三、研究假設

（一）家長式領導風格與創(chuàng)新績效

樊景立和鄭伯塤等（2000）率先提出了與西方領導理論存在差異的家長式領導理論， 認為家長式領導風格具有雙重作風，不僅有包容、關愛、公正與廉潔的道德體系，還含有嚴明的紀律與權威，并進一步將家長式領導風格從兩維度 （施恩、立威）拓展為廣受認同的三維度（德行、仁慈、威權）。Farh & Cheng（2000）的研究顯示，對仁慈領導，下屬一般反映為知恩圖報；對德行領導，下屬一般反映為尊重效法；對威權領導，下屬一般反映為順從敬畏。 也就是說，領導風格的不同，一般下屬會出現差異化反映， 這也是分析家長式領導風格有效性的基礎。

仁慈領導關懷體恤下屬， 能夠提供其所需的資源并構建雙方的密切聯系（黃培倫等，2014）。領導的施恩能夠使得下屬有更高的工作積極性，為決策提供積極意見與智慧 （林春培和莊伯超，2014），最終實現企業(yè)創(chuàng)新績效的整體性提升。 德行領導則反映為以身作則、公私分明、個人修養(yǎng)及操守極佳，給予下屬更多的公平與公正感，使下屬更愿意對領導者的價值觀追隨、順從與認可，并更積極地尋找問題解決方案。反之，威權領導則對等級觀念較為注重， 借助自身具有的權力對下屬進行貶低與打壓， 下屬內心感知的程序公平感及組織認同感被削弱， 進而導致下屬的工作積極性受影響， 使得企業(yè)及員工的創(chuàng)新能力受到直接影響（劉冰等，2017；劉小禹等，2018）。 所以，本文給出下述假設：

H1：對企業(yè)創(chuàng)新績效，仁慈領導具有正向影響；

H2：對企業(yè)創(chuàng)新績效，德行領導具有正向影響；

H3：對企業(yè)創(chuàng)新績效，威權領導具有負向影響。

（二）組織情緒能力與創(chuàng)新績效

作為組織能力的來源之一， 組織情緒會極大地影響組織行為與結果（Amabile 等，2005；Hareli& Rafaeli，2008；趙晨，2017）。 依據“情緒——概念——行為”框架可知，情緒會與個體對一般事務及個體的體驗、經歷、感知密切相關，進而對組織行為的形成機制產生間接影響作用。Huy（2008）提出，作為組織創(chuàng)新的關鍵驅動因素，組織情緒能力會極大地影響到組織創(chuàng)新績效。實質上，較強的組織情緒能力可以提供員工開展交流與溝通所需的氛圍。 員工在此類氛圍下能夠對相互間的工作技巧及情感進行自由分享，如此可對新產品、工序及服務的開發(fā)產生積極影響， 進而推動組織創(chuàng)新績效水平的提升。周飛等（2015）認為，必須使得情緒主體間的互動良性化方可使得組織情緒潛能得到有效激發(fā)，進而實現組織創(chuàng)新效益的優(yōu)化，否則會削弱員工的積極性，影響企業(yè)的創(chuàng)新績效。 因此，若是組織具有較高的情緒能力， 則能夠更有力地對組織情緒資源進行引導、調節(jié)和應用，相應地能夠實現更多創(chuàng)新性資源及生產性資源的轉化。 所以，本文給出以下假設：

H4：組織創(chuàng)新績效與組織情緒能力之間具有正向關系。

（三）家長式領導風格與組織情緒能力

家長式領導需利用組織情緒能力間接地對組織創(chuàng)新績效施加影響。為確保自身的權威，威權領導刻意拉開自身與員工間的距離， 不會與下屬進行充分交流，導致下屬缺乏足夠的安全感，因而對自我創(chuàng)新及團隊交流缺乏積極態(tài)度。 仁慈領導能夠給予員工以寬容與支持， 提供下屬提升所需的平臺，創(chuàng)造下屬所需的自由氛圍，使得員工充分認識到領導對自身的重視與需求， 對推動團隊知識的交流與整合具有積極影響。 德行領導則依靠自身具有的個人魅力（譬如：以身作則、公私分明）對下屬予以感染， 使得員工能夠充分認同團隊的價值觀，進而實現團隊協(xié)作能力的提升。

所以，本文給出下述假設：

H5：對組織情緒能力，仁慈領導具有正向影響；

H6：對組織情緒能力，德行領導具有正向影響；

H7：對組織情緒能力，威權領導具有負向影響。

（四）組織情緒能力的中介作用

個體層次情緒問題的相關研究表明， 情緒動態(tài)性在領導風格對組織行為影響過程中起到中介性質的變量作用（劉朝等，2014）。組織情緒能力是情緒動態(tài)性在組織整體上的表現， 在領導風格促進組織整體行為過程中， 同樣起到明顯的中介作用。此外，個體或組織所擁有的有利資源和條件相對穩(wěn)定，其能效較為守恒且能夠實現轉化。從具體層面來分析，高質量領導，即仁慈和德行領導，能夠促進組織內部增加績效水平的期望和動力，有效地激勵員工為提高績效而付出努力， 進而在組織內部凝聚成一股奮發(fā)向上的情緒， 讓員工彼此之間實現相互鼓勵和支持， 使得創(chuàng)新效率得到有效提升；而低質量領導，即威權領導，它將阻礙組織內部產生有利的情緒氛圍， 使員工難以獲得多方面的資源支持， 進而導致員工的工作積極性和情緒都不健康（仲理峰等，2013）。 從上述分析可知， 家長式領導風格中的三個維度對組織行為會產生不同影響，并分別產生不同的集體情緒，進而對組織整體的行為結果產生不同性質的影響。

因此本文作出以下假設：

H8：組織情緒能力在家長式領導風格與組織創(chuàng)新績效之間起中介作用。

四、實證分析

（一）變量選擇

本文采用問卷調查法， 其中家長式領導風格的測量采用Farh et al.（2006） 針對中國情境所開發(fā)的家長式領導風格量表。 該量表沿用鄭伯塤等（2000）開發(fā)的家長式領導三元模型量表，包括仁慈領導、德行領導與威權領導三個維度，包含32個題項，其中仁慈領導11 項（個別照顧6 項、體諒寬容5 項）、德行領導9 項（正直5 項、無私典范4項）、威權領導12 項（威服3 項、專權2 項、隱匿2項、嚴峻3 項和教誨2 項）。 組織情緒能力的測量則基于Byrne et al.（2009）所開發(fā)的組織情緒能力量表，包含21 個題項，其中鼓勵3 項、自由表達4項、環(huán)境氛圍3 項、情感體驗5 項、合作交流3 項、身份認同3 項； 組織創(chuàng)新量表借鑒錢錫紅等（2010）的研究，包含7 個題項，其中管理創(chuàng)新4項， 技術創(chuàng)新3 項。 各量表均采用Likert 五級測量， 分別以1 到5 的分值表達主觀符合程度。 此外，控制變量包括性別、最高學歷、工作年限、企業(yè)性質。

（二）問卷調查與數據來源

本文的調查對象為制造企業(yè)從事技術和研發(fā)創(chuàng)新的員工， 調查企業(yè)選取的具體標準為：（1）企業(yè)創(chuàng)建時間在5年以上；（2）位于長三角地區(qū)；（3）不限定行業(yè)。

調查過程分為兩個階段：第一個階段進行小樣本預測試，共有效回收問卷118 份。參照已有研究中問卷修正的常用做法，本研究采用“修正后的項總相關系數（CITC）”這一指標來凈化預測試問卷的測量項目，并利用內部一致性系數（α 系數）來檢驗測量問卷的信度， 針對小樣本預測試的結果及相關反饋信息， 對問卷進行修正并最終得到正式的調查問卷。 第二階段進行大樣本數據收集和分析，為方便采樣，采用抽樣方法從492 家企業(yè)獲得492 份樣本數據，經仔細篩查，剔除無效問卷44 份， 最終保留448 家企業(yè)的448 份有效問卷。對于樣本數據中存在的缺失值， 本研究采用序列均值替代。有效樣本中:民營企業(yè)占97.8%；男性占45.5%；工作年資5年以下的占59.2%；年齡以35歲以下為主(占78.3%)；學歷以本科及以下為主(占81.5%)。

（三）因子分析與信效度檢驗

本文采用Harman’s 單因子檢驗法來進行同源方法偏差的檢驗， 將所有變量的題項進行未旋轉因子分析來考察共同方法偏差問題。結果表明，第一個主成分的方差解釋變異為19.42%，小于總變異解釋67.11%的一半，可以判定共同方法偏差現象未對本研究造成嚴重影響。

本文運用SPSS 22.0 進行量表的信度和聚合效度檢驗，并利用AMOS 22.0 檢驗各個測量指標的區(qū)別效度。 經檢驗，家長式領導的Cronbach’s α系數為0.732，其中，仁慈領導、德行領導、威權領導 的Cronbach’s α 系 數 分 別 為0.948、0.709、0.928， 表明家長式領導變量以及各個維度的設置都較可信。 仁慈領導、德行領導、威權領導的9 項測量指標的標準化因子載荷系數均大于0.65 的推薦值標準，并且仁慈領導、德行領導、威權領導的平均方差提取值（AVE） 分別為0.580、0.702 與0.630，均大于0.5 的推薦值，表明測量家長式領導風格的變量具有良好的聚合效度。 驗證因子分析顯示， 家長式領導風格指標的絕對擬合指數2/df=2.537〈3，規(guī)范擬合指數NFI=0.926，比較擬合指數CFI=0.954， 良性擬合指標GFI=0.910、IFI=0.954，非標準擬合指標TLI=0.949，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.045〈0.08，說明家長式領導風格量表擬合效果比較理想。

組 織 情 緒 能 力 的Cronbach’s α 系 數 為0.956，高于0.80 的推薦值標準，表明組織情緒能力量表用于測量對應的潛變量是合理且可靠的。組織情緒能力的6 項測量指標的標準化載荷系數均大于0.65 的推薦值標準，并且組織情緒能力的平均方差提取值（AVE）為0.594，大于0.5 的推薦值，表明測量組織情緒能力的變量具有良好的聚合效度。 驗證性因子分析顯示，組織情緒能力指標的絕對擬合指數2/df=2.907〈3， 規(guī)范擬合指數NFI=0.941，比較擬合指數CFI=0.927，良性擬合指標GFI=0.923、IFI=0.970， 非標準擬合指標TLI=0.932，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.054〈0.08， 說明組織情緒能力量表擬合效果比較理想。

組織創(chuàng)新績效的Cronbach’s α 系數為0.944，高于0.80 的推薦值標準，表明組織創(chuàng)新績效量表用于測量對應的潛變量是合理且可靠的。 組織創(chuàng)新績效的2 項測量指標的標準化載荷系數均大于0.65 的推薦值標準， 并且組織創(chuàng)新績效的平均方差提取值（AVE）為0.654，大于0.5 的推薦值，表明測量組織創(chuàng)新績效的變量具有良好的聚合效度。驗證性因子分析顯示，組織創(chuàng)新績效指標的絕對擬合指數2/df=3.142〈5， 規(guī)范擬合指數NFI=0.916，比較擬合指數CFI=0.954，良性擬合指標GFI=0.912、IFI=0.903，非標準擬合指標TLI=0.922，均大于0.9，近似誤差均方根RMSEA=0.072〈0.08， 說明組織創(chuàng)新績效量表擬合效果比較理想。

（四）描述性統(tǒng)計與相關性分析

利用SPSS 22.0 統(tǒng)計軟件對各個變量做描述性統(tǒng)計分析并計算變量之間的Pearson 相關系數，考察變量之間聯系的緊密程度。 描述性統(tǒng)計和相關性分析結果如表1 所示。

（五）直接效應分析

相關性分析結果顯示，家長式領導風格、組織情緒能力與組織創(chuàng)新績效3 個變量間的大部分假設都得到了初步驗證。為進一步驗證相關關系，本文運用AMOS 22.0 軟件對變量間假設關系進行路徑分析，模型的絕對擬合指數2/df=1.87〈3，近似誤差均方根RMSEA=0.052〈0.08，其他相關擬合指數均大于0.9，模型適配指標良好，路徑關系如圖2 所示。

表1 研究變量與相關性統(tǒng)計

圖2 路徑系數圖

根據路徑分析結果， 仁慈領導與組織創(chuàng)新績效呈顯著正向關系（β=0.27，p〈0.05），德行領導與組織創(chuàng)新績效呈顯著正向關系（β=0.30，p〈0.05），威權領導與組織創(chuàng)新績效呈顯著性的負向關系（β=-0.1，p〈0.05）， 由此假設H1、H2、H3 得到驗證； 組織情緒能力與組織創(chuàng)新績效呈現顯著的正向關系（β=0.32，p〈0.0,1），由此假設H4 得到驗證。仁慈領導與組織情緒能力呈顯著正向關系 （β=0.45，p〈0.01），德行領導與組織情緒能力呈顯著正向關系（β=0.41，p〈0.01），威權領導與組織情緒能力呈顯著性負向關系（β=-0.19，p〈0.05），因此假設H5、H6、H7 得到驗證。

（六）中介效應分析

本文采用逐步回歸分析檢驗方法對組織情緒能力在家長式領導風格與組織創(chuàng)新績效之間的中介效應進行檢驗。 結果見表2。

表2 中的模型2 表明，在考慮控制變量以后，仁慈領導對創(chuàng)新績效正向影響顯著 （β=0.515，p〈0.001）；模型1 表明，仁慈領導對組織情緒能力正向影響顯著（β=0.551，p〈0.001）；模型3 表明，引入中介變量組織情緒能力以后，組織情緒能力對創(chuàng)新績效的影響顯著（β=0.427，p〈0.001），同時仁慈領導風格對創(chuàng)新績效的影響明顯減?。é?0.280，p〈0.001）， 這表明組織情緒能力在仁慈領導風格與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。 模型5表明，在考慮控制變量以后，德行領導風格對創(chuàng)新績效正向影響顯著（β=0.270，p〈0.001）；模型4 表明， 德行領導對組織情緒能力正向影響顯著（β=0.514，p〈0.001）；模型6 表明引入中介變量組織情緒能力以后， 組織情緒能力對創(chuàng)新績效的影響顯著（β=0.346，p〈0.001），同時德行領導風格對創(chuàng)新績效的影響明顯減小（β=0.215，p〈0.001），這表明組織情緒能力在德行領導風格與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。模型8 表明，在考慮控制變量以后， 威權領導風格對創(chuàng)新績效負向影響顯著（β=-0.292，p〈0.001）；模型7 表明，威權領導對組織情緒能力負向影響顯著 （β=-0.439，p〈0.001）；模型8 表明，引入中介變量組織情緒能力以后，組織情緒能力對創(chuàng)新績效的影響顯著 （β=0.396，p〈0.001）， 同時威權領導風格對創(chuàng)新績效的影響的絕對值明顯減?。é?-0.118，p〈0.001），這表明組織情緒能力在威權領導風格與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到部分中介作用。 由此，假設H8 得到驗證。

五、結論

本文通過448 家制造企業(yè)的調查數據驗證了家長式領導風格、組織情緒能力、組織創(chuàng)新績效之間的關系。研究發(fā)現：家長式領導風格的仁慈領導和德行領導會對企業(yè)的創(chuàng)新績效產生正向影響，威權領導則對組織創(chuàng)新績效產生負向影響； 仁慈領導和德行領導對組織情緒能力產生正向影響，并借助組織情緒能力對組織創(chuàng)新績效產生正向影響，威權領導對組織情緒能力產生負向影響，并借助組織情緒能力對組織創(chuàng)新績效產生負向影響。

表2 組織情緒能力的中介效應分析

上述結論為企業(yè)管理實踐提供了重要參考。情緒問題不但阻礙企業(yè)和諧健康發(fā)展， 還導致從事創(chuàng)新工作的員工工作效率低下， 最終影響企業(yè)的創(chuàng)新績效。因此，企業(yè)領導者應多關注企業(yè)內的情緒狀態(tài)， 采用有利于與員工進行情感交流的領導方式。 具體來說，在上下級互動時，給予研發(fā)人員關懷、體諒與照顧，展示公私分明、以身作則的品行，減少個人專權、行政層級距離感，讓研發(fā)人員感知到輕松愉悅的情緒氛圍， 從而有效地調動其積極性，去探索和認知復雜的工作，進而提高企業(yè)整體的創(chuàng)新績效。