周勁波，宋站陽

（廣西師范大學經(jīng)濟管理學院，廣西桂林 541006）

1 研究背景

自主創(chuàng)新是現(xiàn)代企業(yè)在動態(tài)變化環(huán)境下構建核心競爭力的關鍵，關乎企業(yè)的生存和發(fā)展［1］。而個體創(chuàng)新是組織創(chuàng)新的基礎［2］，員工作為企業(yè)創(chuàng)新的主體，其創(chuàng)新行為正向影響著企業(yè)的創(chuàng)新績效［3-4］。對于員工創(chuàng)新行為的研究已成為當前熱點問題。早期關于員工創(chuàng)新行為的研究大多集中在心理學領域，從個人特質(zhì)的角度展開研究［5］，之后逐漸關注外部情境因素的影響。領導作為外部情境的重要組成部分，在企業(yè)創(chuàng)新方面發(fā)揮重要作用，其風格和方式直接或間接促進員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。領導通過授權使員工感受到企業(yè)對自己的支持和重視，從而會產(chǎn)生創(chuàng)新行為，因此，從領導角度探究如何提高員工的創(chuàng)新行為具有重要的意義。然而大多數(shù)研究僅從領導風格如變革型、真實型領導等角度出發(fā)，探究領導對員工創(chuàng)新行為的影響［6］，有關領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的研究較少。盡管已有研究表明領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為具有正向影響，但是關于兩者之間的作用機制界定并不明確，即領導授權賦能是直接影響還是間接影響員工創(chuàng)新行為？在兩者的影響中，還有哪些因素存在？對此，之前的研究并未詳細證實。

此外，大量研究表明創(chuàng)新自我效能感在領導授權賦能和員工創(chuàng)新行為之間發(fā)揮著重要作用，但在中國高新技術新創(chuàng)企業(yè)的情境下，這種作用是否仍然存在？是完全中介還是部分中介作用？另外，員工創(chuàng)新行為不僅受到外部領導環(huán)境的影響，還受個體因素的影響。國內(nèi)外研究表明，不確定性規(guī)避對員工的創(chuàng)新行為具有顯著影響［7-9］，但是，這種影響是如何作用的，以往研究并未給出明確的答案。此外，組織氛圍已被大量研究證實會對企業(yè)內(nèi)部員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響［10-11］。企業(yè)在運行過程中無法避免差錯的出現(xiàn)［12］，企業(yè)對差錯的態(tài)度如何？是開放還是封閉？這就會形成差錯管理氛圍，而員工對于差錯管理氛圍的感知會對其創(chuàng)新行為會產(chǎn)生影響。

因此，本研究在界定“領導授權賦能”以及“員工創(chuàng)新行為”的概念后，構建了“領導授權賦能-創(chuàng)新自我效能感-員工創(chuàng)新行為”的研究框架，并將不確定性規(guī)避和差錯管理氛圍引入研究框架，基于社會認知和授權賦能理論的視角，探究領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響路徑及作用機理，并且探討不確定性規(guī)避是否能有效調(diào)節(jié)領導授權賦能和創(chuàng)新自我效能感的關系、差錯管理氛圍是否能有效調(diào)節(jié)創(chuàng)新自我效能感和員工創(chuàng)新行為的關系。本研究的結論有可能對員工創(chuàng)新行為研究具有理論意義和管理實踐指導，以期有助于領導者有效地最大化員工創(chuàng)新行為，從而提高企業(yè)創(chuàng)新績效。

2 文獻和研究假設

2.1 概念界定

2.1.1 領導授權賦能

“領導授權賦能”（leadership empowerment）的概念是由Konczak［13］提出的，指領導者賦予員工權力的一系列管理行為，是一種特殊的領導方式，不同于傳統(tǒng)領導［14］。此外，領導授權賦能也是一個實施過程，核心在于領導將權力下放給員工，消除員工無權感并提高員工工作的自主性，從而激發(fā)員工的內(nèi)在動機，促進員工自身和企業(yè)的發(fā)展［15-16］。領導授權賦能的本質(zhì)是一系列管理行為［17］，這種行為是和下屬分享信息、共享權力等［18］，促進心理授權，使員工有更多的機會參與決策，這將提高員工的自我效能感和工作績效［19-20］。學者們對這一獨特的領導行為集合的維度進行了概念化和驗證，以將其與其他相關的領導結構區(qū)分開來，如Arnold等［21］的研究確定了增強領導能力的5個關鍵方面：以身作則、參與式?jīng)Q策、指導、告知和互相關注；Amundsen等［22］研究認為，授權領導的兩個核心維度是自主支持和發(fā)展支持。

2.1.2 創(chuàng)新自我效能感

“創(chuàng)新自我效能感”（innovative self-efficacy）的概念是由Tierney等［23］在Bandura等［24］所提出的“自我效能感”基礎上，并結合Amabile［25］的創(chuàng)新理論整合而來，它是一種特殊的自我效能感，是個體對自我創(chuàng)新能力或取得創(chuàng)造性成果的認知和自信程度。這種自信程度來源于個人所具備的特定領域，往往指創(chuàng)新能力領域。它不同于一般自我效能感，具有跨領域能力的自信程度［26］；它還是一種信念，相信自己能夠獲取創(chuàng)造性成果和采取創(chuàng)新方法的信念［27］。

2.1.3 員工創(chuàng)新行為

員工是組織創(chuàng)新的來源［28］，員工創(chuàng)新行為（employee innovation behavior）是員工內(nèi)在創(chuàng)造力的外在表現(xiàn)［29］，對于組織創(chuàng)新和保持競爭優(yōu)勢至關重要［30］。員工創(chuàng)新行為是開發(fā)創(chuàng)造性產(chǎn)品的一種方法，是員工產(chǎn)生和實施新想法以提高績效或解決工作相關問題的過程［31］。這種新想法并不局限于對整個組織創(chuàng)新起作用，只要是對日常工作的改進都可以被稱為創(chuàng)新。員工創(chuàng)新行為開始于個體對問題的認知，經(jīng)過創(chuàng)意產(chǎn)生、推動和實踐3個過程，最后推出產(chǎn)品和服務［11，32］。

2.2 研究假設

2.2.1 領導授權賦能和員工創(chuàng)新行為

領導對員工的創(chuàng)新有著重要的影響。越來越多的研究表明領導是推動創(chuàng)新的關鍵因素［33-34］，即領導的支持和鼓勵對員工創(chuàng)新有顯著的正向影響，領導下放給員工的權力和給員工的支持和鼓勵越多，員工產(chǎn)生的創(chuàng)意就會越多［35］。領導授權賦能強調(diào)與員工共享信息、權利，使其有更多參與決策的機會，強化員工的內(nèi)在動機，從而激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。另外，領導授權賦能有助于增強員工對組織的歸屬感和組織承諾［36］，有利于提升員工對工作的滿意度，會使員工盡可能地為組織考慮，進而提升工作績效（創(chuàng)新績效）［37］，使其產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為，有利于組織創(chuàng)新活動的產(chǎn)生。因此，本研究提出以下假設：

假設1：領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響，即領導授權賦能越多，員工就會產(chǎn)生越多的創(chuàng)新行為。

2.2.2 創(chuàng)新自我效能感和員工創(chuàng)新行為

基于社會認知理論的角度可知，自我效能感在激發(fā)個體動機和預測行為方面有重要作用，自我效能感對個體創(chuàng)新的影響也成為研究的熱點。越來越多的研究表明自我效能感和個體創(chuàng)新存在顯著的正向關系［38-39］：創(chuàng)新需要堅定的效能感，即使困難重重，也應堅持創(chuàng)新［24，27］。Tierney等［23］在效能感的基礎上提出創(chuàng)新自我效能感，并且認為創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響更為明顯。這一觀點也被后續(xù)的研究者證實，如Hsu等［40］研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新自我效能感對員工的創(chuàng)新行為有顯著影響，對創(chuàng)新績效也有影響［41］；Tierney等［42］認為創(chuàng)新自我效能感是員工隨著時間推移對創(chuàng)新行為表現(xiàn)的一個強有力的預測因素。創(chuàng)新自我效能感高的員工更可能會選擇創(chuàng)新行為，因為他們對自己的知識和技能感到自信，從而產(chǎn)生有關創(chuàng)新的想法并在工作中實施［43］；此外，他們將感覺更好地適應在企業(yè)開發(fā)與實施新想法時面臨的挑戰(zhàn)和不確定性［44］。與創(chuàng)新自我效能感水平較低的員工相比，創(chuàng)新自我效能感高的員工更容易將挑戰(zhàn)視為機遇，并在遇到挫折時堅持不懈。因此，本研究提出以下假設：

假設2：創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響，即員工創(chuàng)新自我效能感水平越高，則產(chǎn)生的創(chuàng)新行為就越多。

2.2.3 創(chuàng)新自我效能感的中介作用

影響員工創(chuàng)新行為的因素大多從內(nèi)部和外部兩個角度展開研究，員工因個人特質(zhì)所形成的自身認識屬于內(nèi)部角度，外部力量誘導致使行為的變化屬于外部角度［45］。領導作為外部情境的重要部分，和員工創(chuàng)新行為之間有著緊密的關系，這種關系可用創(chuàng)新自我效能感進一步解釋。Tierney等［23］研究認為正確合理的領導行為會對創(chuàng)新自我效能感產(chǎn)生影響，并且創(chuàng)新自我效能感對企業(yè)的創(chuàng)新績效有顯著正向影響。與創(chuàng)新自我效能感水平較低的員工相比，創(chuàng)新自我效能感水平較高的員工可能更強烈地認同領導者的榜樣作用，從而更積極地回應領導者給予他們的鼓勵和支持，以開發(fā)和實施創(chuàng)造性的想法，從而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新行為［46］。員工創(chuàng)新過程并不會一帆風順，會遭遇失敗和困難，當領導給予員工指導和關心以及鼓勵和支持員工的創(chuàng)新工作時，員工會感知領導的行為，這會極大提高員工的創(chuàng)新自我效能感，從而使其產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為。因此，本研究提出以下假設：

假設3：創(chuàng)新自我效能感在領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響中起中介作用，即領導授權賦能對創(chuàng)新越有利，員工的創(chuàng)新自我效能感水平就越高，從而產(chǎn)生越多的創(chuàng)新行為。

2.2.4 不確定性規(guī)避的調(diào)節(jié)作用

不確定性規(guī)避（uncertainty avoidance）是指因不確定情況感到威脅的程度，并試圖通過不容忍偏差的想法和行為以及相信絕對真理和專業(yè)知識來避免這些情況［47］。由于員工創(chuàng)新行為是將想法付諸于實踐的過程，這個過程充滿不確定性，高度的不確定性會使員工避免產(chǎn)生創(chuàng)新的想法［48-49］。在面對不確定的情境時，高不確定性規(guī)避的員工會感到焦慮和不安，加劇對創(chuàng)新失敗的恐懼，創(chuàng)新自我效能感水平較低，從而會影響從創(chuàng)新想法到實踐實施的過程。當員工的內(nèi)在特征需要由外部因素來決定時，背景因素（如領導授權賦能）往往具有更大的影響［50］。也就是說，員工的特征決定了領導授權賦能行為的有效性。關于領導授權的研究也表明，領導授權對不同的員工有不同的影響［51］。在不確定的環(huán)境下，當員工被賦予更多的權力時，其面臨的工作和創(chuàng)新環(huán)境會變得更加不確定，這時員工的創(chuàng)新行為將會較之前更可能發(fā)生。低不確定性規(guī)避的員工則會注重成就動機、提升創(chuàng)新自我效能感水平，愿意承擔風險并愿意進行更多的創(chuàng)新行為；而高不確定性規(guī)避的員工則注重安全動機，害怕失敗、不愿冒險，其創(chuàng)新自我效能感不變甚至降低，盡量避免產(chǎn)生創(chuàng)新行為。因此，本研究提出以下假設：

假設4：不確定性規(guī)避在領導授權賦能對創(chuàng)新自我效能感的影響中起調(diào)節(jié)作用，即高不確定性規(guī)避的員工在面對領導授權賦能時，表現(xiàn)出較低水平的創(chuàng)新自我效能感。

2.2.5 差錯管理氛圍的調(diào)節(jié)作用

差錯管理氛圍（error management atmosphere）是一種管理的實踐和程序［52-53］，指員工對組織關于差錯的分享、溝通、處理等采取實踐行為的感知［54］?；谖髅傻挠邢逈Q策理論模型可知，個體在工作過程中的差錯是不可避免的，差錯勢必會給組織造成消極影響，但是差錯在很大程度上也起正向的積極作用，可以促進創(chuàng)新［12］。員工日常所處的工作環(huán)境或氛圍在很大程度上影響著員工的創(chuàng)新行為［55］，差錯管理氛圍作為組織氛圍的一種，對員工創(chuàng)新行為具有正向的刺激作用［56］。張寧俊等［12］通過對四川等地的335名企事業(yè)單位員工的調(diào)研，研究發(fā)現(xiàn)差錯管理氛圍對員工創(chuàng)新行為具有正向的預測作用。當差錯發(fā)生后，組織開放的差錯管理氛圍會使組織成員進行差錯的溝通和分享，這有助于員工從差錯中進行學習，并且處理或防范差錯，從而提升員工解決困難和挑戰(zhàn)的自信心。另外，當員工感受到積極的差錯管理氛圍時，會主動發(fā)現(xiàn)和解決差錯，增強自信并提升創(chuàng)新自我效能感，從而表現(xiàn)出更多的創(chuàng)新自我效能感；當員工感受到消極的差錯管理氛圍時，會產(chǎn)生懼怕犯錯的心理，從而對創(chuàng)新產(chǎn)生消極的心理狀態(tài)。良好的差錯管理氛圍有助于員工進行差錯信息的溝通和共享，提升員工的創(chuàng)新自我效能感，使其產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為［57-58］。因此，本研究提出以下假設：

假設5：差錯管理氛圍在創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響中起調(diào)節(jié)作用，即差錯管理氛圍越積極，員工創(chuàng)新自我效能感水平就越高，從而促進其產(chǎn)生越多的創(chuàng)新行為。

2.3 研究概念模型

本研究在上述文獻回顧和研究假設分析的基礎上，結合授權賦能理論和社會認知理論，構建了“領導授權賦能-員工創(chuàng)新行為”的研究框架，并將創(chuàng)新自我效能感引入框架作為中介變量，將不確定性規(guī)避和差錯管理氛圍作為調(diào)節(jié)變量，多層次探究領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的關系研究，研究概念模型如圖1所示。

圖1 本研究概念模型

3 研究設計

3.1 樣本和數(shù)據(jù)

本研究對南寧、柳州、桂林、北海、欽州、防城港等地的高新技術新創(chuàng)企業(yè)的員工進行調(diào)研。對于新創(chuàng)企業(yè)的選擇，基于Lechner等［59］的定義：成立10年及以下的企業(yè)為新創(chuàng)企業(yè)，因此，本研究選取成立時間不超過8年、員工數(shù)不超過250人的高新技術新創(chuàng)企業(yè)作為研究對象。本次調(diào)查對象涉及電子信息技術、生物與新醫(yī)藥技術、新材料技術、高技術服務業(yè)及新能源技術等類型的企業(yè)，問卷的發(fā)放主要是通過現(xiàn)場和網(wǎng)絡發(fā)放兩種方式進行，共發(fā)放問卷276份；回收問卷共248份，剔除32份無效問卷，最終有效問卷為216份。樣本的詳細情況如表1所示。

表1 樣本基本情況

3.2 變量測量

本研究對領導授權賦能、員工創(chuàng)新行為、創(chuàng)新自我效能感、不確定性規(guī)避及差錯管理氛圍的測量采取國內(nèi)外廣泛使用的測量量表。為了確保國外的量表能夠在國內(nèi)高新技術新創(chuàng)企業(yè)情境下適用，本研究充分考慮國內(nèi)外文化差異等因素，對量表相關問題選項進行適當刪減和更改。在問卷正式發(fā)放之前，預先對廣西師范大學經(jīng)濟管理學院的MBA及研究生進行調(diào)查，根據(jù)調(diào)查者對問卷的反饋進行相關修改，從而使問卷能夠準確適當。對各量表均采用李克特量表1～5分計分法，經(jīng)SPSS檢驗，計算得到各量表的克朗巴赫系數(shù)（ɑ）都在0.7～1之間，大于0.6，表明各變量的測量信度較好。其中：

（1）領導授權賦能（LE）。對領導授權賦能的測量，采用Arnold等［21］的研究中關于領導授權賦能的問卷，并結合王輝等［17］的量表，共10個題項，如“領導在工作中以身作則”“領導鼓勵員工表達自己看法”等。量表的ɑ系數(shù)為0.813。

（2）員工創(chuàng)新行為（EIB）。對員工創(chuàng)新行為的測量，采用Scott等［11］開發(fā)的員工創(chuàng)新行為量表，共6個題項，如“在實際工作中，我會嘗試去使用新興的方法和技術”等。量表的ɑ系數(shù)為0.796。

（3）創(chuàng)新自我效能感（ISE）。對創(chuàng)新自我效能感的測量，采用Tierney等［23，60］編制的創(chuàng)新自我效能感的問卷，共有4個題項，如“在實際工作中，我對自己的創(chuàng)新想法和能力有信心”等。量表的ɑ系數(shù)為0.821。

（4）不確定性規(guī)避（UA）。對不確定性規(guī)避的測量，采用Jung等［61］開發(fā)的關于個體層面不確定性規(guī)避的量表，共有7個題項，如“當我沒有了解到工作的結果時，我會焦慮和不安”等。量表的ɑ系數(shù)為0.763。

（5）差錯管理氛圍（EMA）。對差錯管理氛圍的測量，采用Van DYCK等［54］的量表，并借鑒Cigularov等［62］、杜鵬程等［58］的研究，共8個題項，如“在工作中，對于差錯我能和領導以及其他同事進行很好的溝通”等。量表的ɑ系數(shù)為0.807。

4 實證分析

4.1 區(qū)分效度檢驗

本研究運用Amos24.0軟件進行變量的區(qū)分效度檢驗。經(jīng)CFA檢驗可知，與四因子、三因子、二因子及單因子模型相比，五因子模型擬合度更好（見表2）。

表2 樣本測量模型驗證性因子分析結果

4.2 相關性分析

利用SPSS24.0對各個變量進行相關性分析，結果如表3所示。由表3的相關系數(shù)可知，除了差錯管理氛圍之外，其他各變量的相關系數(shù)都達到了顯著相關水平，而差錯管理氛圍僅和部分變量的相關系數(shù)顯著。由相關系數(shù)可知，本研究提出的部分研究假設已得到了初步支持，這為下一步的假設檢驗提供了基礎。

表3 樣本變量相關分析結果

4.3 假設檢驗

4.3.1 主效應檢驗

如表4所示，本研究運用統(tǒng)計分析軟件SPSS24.0對模型1（M1）至模型6（M6）進行多元回歸分析，進一步檢驗研究假設。由M1、M3和M5可知，4個控制變量對創(chuàng)新自我效能感和員工創(chuàng)新行為沒有顯著的影響；由M2可知領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響(β=0.376，P＜0.01)，則假設1得到驗證；由M5可知，創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響(β=0.462，P＜0.01)，則假設2得到驗證。

4.3.2 中介效應檢驗

本研究依據(jù)溫忠麟等［63］的中介效應檢驗流程，采用層級回歸分析的方法分步檢驗創(chuàng)新自我效能感是否在領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響中起中介作用，具體步驟如下：第一步，由M2可知，領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為有顯著正向影響(β=0.376，P＜0.01)，這表明中介作用存在，但是需要一些前提條件；第二步，由M5可知，創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響(β=0.462，P＜0.01)；第三步，創(chuàng)新自我效能感歸入領導授權賦能和員工創(chuàng)新行為，控制領導授權賦能的影響后，由M6可知，創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β=0.516，P＜0.001），這表明創(chuàng)新自我效能感的間接效應是顯著的；第四步，控制創(chuàng)新自我效能感后，由M6可知，領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β=0.247，P＜0.01），這表明存在中介效應，是部分中介效應，則可知創(chuàng)新自我效能感在領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響中起部分中介作用，即假設3得到驗證。

表4 領導授權賦能、創(chuàng)新自我效能感對樣本企業(yè)員工創(chuàng)新行為的回歸結果

4.3.3 調(diào)節(jié)效應檢驗

（1）不確定性規(guī)避的調(diào)節(jié)效應檢驗。為檢驗不確定性規(guī)避在領導授權賦能對創(chuàng)新自我效能感的影響中是否起調(diào)節(jié)作用，本研究采用層級回歸分析法來驗證。將領導授權賦能和不確定性規(guī)避作中心化處理并得到交互項，如表5所示。由M7可知，領導授權賦能對創(chuàng)新自我效能感有顯著的正向影響（β=0.463，P＜0.01），而不確定性規(guī)避對創(chuàng)新自我效能感有顯著的負向影響（β=-0.506，P＜0.01）；又由M8可知，領導授權賦能和不確定性規(guī)避的交互項對創(chuàng)新自我效能感有顯著的負向影響（β=-0.278，P＜0.05），則可知不確定性規(guī)避在領導授權賦能對創(chuàng)新自我效能感的影響中起負向調(diào)節(jié)效應，假設4得到驗證。

表5 不確定性規(guī)避對樣本企業(yè)員工創(chuàng)新行為的調(diào)節(jié)效應分析

（2）差錯管理氛圍的調(diào)節(jié)效應檢驗。對于差錯管理氛圍的調(diào)節(jié)效應檢驗，同樣采用層級回歸分析法進行驗證，將創(chuàng)新自我效能感和差錯管理氛圍作中心化處理并得到交互項，如表6所示。由M9可知，創(chuàng)新自我效能感和差錯管理氛圍都對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β=0.432，P＜0.01；β=0.523，P＜0.01），又由M10可知，創(chuàng)新自我效能感和差錯管理氛圍的交互項對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響（β=0.324，P＜0.01）?？芍铄e管理氛圍在創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響作用中起正向調(diào)節(jié)作用，則假設5得到驗證。

表6 差錯管理氛圍對樣本企業(yè)員工創(chuàng)新行為的調(diào)節(jié)效應分析

5 結論

5.1 研究結論

本研究通過對南寧、柳州、桂林、防城港等地高新技術新創(chuàng)企業(yè)的調(diào)研，對領導授權賦能和員工創(chuàng)新行為的關系進行實證研究，并探討了創(chuàng)新自我效能感的中介作用、不確定性規(guī)避及差錯管理氛圍的調(diào)節(jié)作用，具體的研究結論主要有以下幾個方面：第一，在高新技術新創(chuàng)企業(yè)的情境下，領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為有顯著的正向影響；第二，創(chuàng)新自我效能感在領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響中起部分中介作用；第三，不確定性規(guī)避在領導授權賦能對創(chuàng)新自我效能感的影響中起負向調(diào)節(jié)作用，即員工的不確定性規(guī)避程度越高，就會產(chǎn)生越少的創(chuàng)新行為；第四，差錯管理氛圍在創(chuàng)新自我效能感對員工創(chuàng)新行為的影響中起正向調(diào)節(jié)作用，即企業(yè)的差錯管理氛圍越積極，員工就會產(chǎn)生越多的創(chuàng)新行為。

5.2 管理啟示

本研究對于企業(yè)管理實踐有重要的啟示：（1）企業(yè)應將領導方式從集權逐漸轉向授權。領導授權賦能有助于員工接觸到更多的資源，并且可以使員工感受到企業(yè)的支持、重視及鼓勵，會增強員工的歸屬感和忠誠度，從而提高員工的創(chuàng)新自我效能感，進一步激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。因此，在企業(yè)組織結構穩(wěn)定的前提下，授權領導對于企業(yè)的發(fā)展是極其有利的。（2）企業(yè)應注重員工性格與崗位的匹配。員工的性格對于其創(chuàng)新行為的展開有著密切的影響。正如本研究證實的，高不確定性規(guī)避的員工注重安全動機且害怕失敗、創(chuàng)新自我效能感水平較低，產(chǎn)生較少的創(chuàng)新行為，而低不確定性規(guī)避的員工恰好相反，因此，高不確定性規(guī)避的員工不再適合與創(chuàng)新有關的崗位，低不確定性規(guī)避的員工則適合與創(chuàng)新相關的崗位。為此，企業(yè)應分析員工的性格特點，注重員工與崗位匹配，這有利于企業(yè)的持續(xù)性發(fā)展。（3）企業(yè)應營造積極的差錯管理氛圍，將差錯防范策略轉向差錯管理策略。企業(yè)應該意識到在工作的實際開展過程中差錯是不可避免的，因此不應投入大量的成本去杜絕差錯的產(chǎn)生，而是應以積極的管理策略去應對差錯；在差錯發(fā)生以后，不要一味地懲罰，應鼓勵員工對差錯進行溝通、處理、思考以及學習，盡可能減少差錯造成的損失，并充分利用因差錯產(chǎn)生的學習機會，從而提升員工處理差錯的能力。這將有助于提升員工的創(chuàng)新自我效能感水平，激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。

5.3 未來研究展望

盡管本研究取得了一些研究成果，但是在一些方面仍存在不足：（1）樣本容量有限。樣本范圍大部分涉及廣西境內(nèi)，樣本的深度和廣度較為欠缺，在今后的研究中，應將研究范圍擴展到全國其他城市，并增大研究企業(yè)數(shù)量、豐富行業(yè)類型，這將有助于對員工創(chuàng)新行為更加深入的分析。此外，在增加樣本的同時，應該注意中高層管理人員的結構比例，可以更深入地探究領導授權賦能，有助于降低樣本測量誤差，從而提高研究結論的可靠性。（2）其他因素的影響。本研究僅從個體層面的視角出發(fā)，探究領導授權賦能對員工創(chuàng)新行為的影響，但是員工創(chuàng)新與組織層面和團隊層面也有密切的聯(lián)系，在今后的研究中應考慮其他層面因素的影響。