余淑均，寧瑩珂

（武漢科技大學 恒大管理學院，湖北 武漢 430065）

一、引言

信息技術變革風起云涌，AI、區(qū)塊鏈、云計算等一系列豐富多彩的智能媒介，借助數(shù)字化、網(wǎng)絡化之勢正在顛覆我們習慣的社會和行為，并且進一步推動新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)的蓬勃發(fā)展，知識經(jīng)濟的崛起為新經(jīng)濟提供了強大的新動能[1]。企業(yè)的生存發(fā)展面臨著嚴峻挑戰(zhàn)，知識是企業(yè)組織獲得競爭活力與可持續(xù)競爭優(yōu)勢的重要資源[2]，知識共享是促進員工進行知識應用、知識創(chuàng)新、提升組織競爭優(yōu)勢的有效途徑[3]。

知識不同于一般物質資源，在使用過程中沒有被消耗，而是隨著知識共享、知識傳播實現(xiàn)價值增值。從經(jīng)濟學的觀點來看，具有邊際效用價值遞增的趨勢，對于擴大組織內(nèi)部的知識基，增加組織內(nèi)部的智力資本、推動組織的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。然而隨著“職場內(nèi)卷”現(xiàn)象的日益嚴重，企業(yè)內(nèi)部員工之間信息不平衡、不對稱的現(xiàn)象頻繁發(fā)生，員工之間被動地卷進無效競爭的漩渦。為了打破現(xiàn)有困境，迫切需要有效機制來推動員工進行知識共享。庫伯認為，雇員之所以重要，其原因在于員工之間開放共享知識，而不在于員工自身已經(jīng)擁有的有價值的隱匿知識。因此，探討知識共享與相關因素的關系及運行機制，推動員工進行知識共享是當今學者和管理者關注的焦點和熱點問題。

領導者是企業(yè)生產(chǎn)運作過程中的重要角色，是組織的代理人和關鍵決策者，領導者的風格對員工的工作態(tài)度，行為動機有著重要的影響。近20 年來，領導風格與員工行為表現(xiàn)的關系研究里知識共享是其中的熱點問題，現(xiàn)有研究已經(jīng)證實了，倫理型[4]、服務型[5]、魅力型[6]等正性領導風格能夠有力促進員工進行知識共享。已有研究表明正直、誠信和公正的領導者更有可能促進知識共享[7-8]。真實型領導是透明的、可靠的、值得信賴的、有道德的和真實的，他們促進員工的積極態(tài)度和積極行為[9]。作為一種新興的領導風格，目前學者們對于真實型領導的研究視野大多聚焦于員工創(chuàng)新、工作投入等方面的相關機制，而將員工知識共享行為作為其因變量的實證研究還十分有限?；诖?，本文從情感承諾的角度出發(fā)試圖打開二者之間關系的黑箱，探析出一條真實型領導對員工知識共享行為的影響路徑，豐富現(xiàn)有研究內(nèi)容。

二、理論與假設

（一）真實型領導與員工知識共享行為

真實型領導理論誕生于西方研究情景，是學者們?yōu)榱搜芯糠e極領導形式的根源構念，而將積極心理學與組織行為學等相關理論進行融合研究提煉出來的新興的領導風格。真實型領導者堅守個人的深層價值觀保持言行一致，他們能將個人積極的心理資本融入組織發(fā)展情景之中，從而營造積極的工作環(huán)境，建立良好的溝通機制，與員工之間互為“明鏡”，激發(fā)員工的自我與他我意識，彼此之間會采取動態(tài)的自我調控行為，實現(xiàn)員工和自身的雙向成長進步，推動良好發(fā)展[9]。中國傳統(tǒng)文化中，人們期待領導者具有“誠實守信、實事求是、表里如一、以身作則”的個人品德，真實型領導者符合人們對于領導者“才高行潔”的期待[10]。

Walumbwad 等（2008）[11]提出真實型領導的行為模式具有關系透明、內(nèi)化的道德觀、平衡信息加工以及自我意識四個特點。關系透明，是指領導者以公平公正公開的態(tài)度與全體員工相處，無差別、無保留地分享信息，無顧忌地表達想法，營造公開透明的關系氛圍，增強相互之間的信任[12]；內(nèi)化的道德觀，是指領導者堅守內(nèi)心的道德準則，個人行為由自身的核心價值觀與信念所驅動[12]；平衡信息加工，是指領導者做決策時堅守“兼聽則明”的思想，善于主動向員工納諫，鼓勵員工發(fā)言，尊重他們的想法，并且能夠對收集到的信息進行合理地分析[9]；自我意識，是指領導者對于自身有清晰地認知，能夠對自己與他人的優(yōu)缺點進行客觀地評判。

知識共享是指員工將自己具備的知識提供給他人的行為，是將個體獨有知識轉變?yōu)榻M織知識資源的過程，這一過程意味著個體向組織內(nèi)部其他人提供了解決問題、開發(fā)新想法或者改進工作流程等相關的知識[13-14]。知識共享是員工與組織之間積極的互動形式，對于擴大組織內(nèi)部的生產(chǎn)要素起到關鍵作用[15]。然而，知識的稀缺性決定其經(jīng)濟價值[16]，當員工個體擁有對組織有利的卓絕無雙的知識時，個體占據(jù)高地位的知識勢能可以獲利。此時，若其參與知識共享活動時，真誠無保留地進行分享，卻未得到有利于自身的知識資源時，他們的知識優(yōu)勢就會喪失，個人利益可能受損，因而員工會消極對待知識共享，傾向于囤積自己寶貴的工作經(jīng)驗和專業(yè)知識來維持自身優(yōu)勢。

此時，員工對于知識共享的顧慮和抵觸需要在組織內(nèi)部進行有效化解，領導者是組織的代理人，在一定程度上可以代表組織，因而領導者有責任也有能力推動組織內(nèi)部員工知識共享活動的進行[17]。已有研究表明領導者推動組織內(nèi)部構建公平包容的環(huán)境氛圍，提高員工的信任是促進知識共享的關鍵[18]。

真實型領導風格具有開放和清晰的特點，他們通過自身誠實、正直的品質規(guī)范自己的言行舉止，以真誠的態(tài)度對待員工，與員工之間構建透明的關系[19]，創(chuàng)建公平公正公開的組織氛圍，建立開放自由地溝通渠道，為員工進行知識共享創(chuàng)建良好的軟件環(huán)境，催生知識共享行為的產(chǎn)生[20]。真實型領導者將組織的發(fā)展和員工的發(fā)展放在首位，倡導共享、集體導向的價值觀，誠信無欺地公開分享信息，通過自己的表現(xiàn)樹立榜樣作用，帶動員工效仿自身行為，使員工傾向于與他人分享自己的知識經(jīng)驗。

真實型領導者對于自身和員工的優(yōu)缺點和失誤可以做到正確歸因，是其自我意識的外在體現(xiàn)，取得成功時會與員工分享喜悅共享經(jīng)驗，遭遇失敗時會和員工一起反思進行失敗學習[21]，會欣賞在組織內(nèi)部公開分享個人知識、訣竅或者經(jīng)驗的員工。真實型領導者了解他對于追隨者的影響，因而領導者會傾向于公開贊許知識的貢獻者，滿足員工的面子意識和心理榮譽，使員工的知識共享意愿得到強化。與此同時，真實型領導者可以激發(fā)員工的自我意識與自我調控行為，幫助員工認識到自身的優(yōu)勢與劣勢，促進員工之間有機地進行取長補短，員工為了實現(xiàn)雙向成長，基于互惠原則，會主動地與他人共享知識。

真實型領導者進行平衡信息加工時為員工之間進行信息交流，思想碰撞提供了條件，領導者在做決策之前主動征詢員工的意見，使員工與領導者之間、員工與組織之間以及員工與員工之間的交互作用得以增強，提升員工“圈內(nèi)人”的思想意識，使員工更有意愿主動交流自己在工作中的經(jīng)驗和想法[22]，實現(xiàn)知識共享。真實型領導者待人真誠，重視員工個人的成長發(fā)展，為員工的職業(yè)規(guī)劃提供資源支持，愿意培養(yǎng)員工成為領導者[9]，滿足了員工職業(yè)生涯中的穩(wěn)定性期望和成長性期望，提高了員工為推動組織發(fā)展而努力工作的責任感，員工為了推動個人與組織的同步正向發(fā)展更愿意在組織內(nèi)部分享自己的經(jīng)驗知識。

綜上，本文提出如下假設：

H1：真實型領導能夠顯著正向影響員工的知識共享行為。

（二）情感承諾的中介作用

情感承諾是員工個體在組織內(nèi)部與其他個體互動交往時感受到自己被接納認可，并且感知到友好的工作氛圍，能夠與他人產(chǎn)生情感和價值上的交互作用時，產(chǎn)生了情感上的歸屬感。情感承諾反映的是員工不受外界壓力的影響，出于個人內(nèi)心的主觀意愿樂于在組織內(nèi)部持續(xù)供職[23]，將自己嵌入組織主動為組織的生存發(fā)展做出力所能及的貢獻。情感承諾表達的是員工對于組織的心理認同與情感依戀[24]，是鏈接員工與組織的關系橋梁，相較于組織承諾里的另外兩個維度—規(guī)范承諾和持續(xù)承諾來說，更能衡量組織與員工現(xiàn)有關系的質量。情感承諾的形成受到多方因素的影響，領導者作為組織內(nèi)部關鍵的情境因素，對其具有重要影響作用。已有研究表明，領導者可以利用員工與組織之間的情感形成作為橋梁，對員工的行為表現(xiàn)和工作態(tài)度產(chǎn)生跨層影響[25]。

社會交換理論提出個體之間的緊密互動依靠彼此之間有形無形的資源交換進行鏈接，如果個體能明顯感知與對方之間的互動交換是公平的，就會產(chǎn)生強烈的認同感和責任感，與對方建立基于信任的關系，并且會在組織中采取更多積極行為來維持這種關系[26]。根據(jù)社會交換理論，員工收獲到領導者與組織提供的對其有利的資源時，容易產(chǎn)生心理上的滿足感和依賴性，從而激發(fā)回饋意愿和回饋行為[27]。真實型領導者愿意與員工分享獲取的信息，致力于減少組織內(nèi)部信息不對稱的現(xiàn)象，員工面臨困難時會主動提供資源幫其解決難題，營造良好的工作氛圍，提高員工的工作滿意度與情感承諾水平。在做決策之前會尊重員工，征詢員工的意見，讓員工感受到自己的身份被組織認可和接受，從而對組織產(chǎn)生更多的情感黏性。Carmeli 和Spreitzer（2009）[28]的研究表明員工收獲到來源于真實型領導者提供的支持與幫助時會產(chǎn)生積極情感，工作會更有活力。凌文輇等（2001）[24]的研究表明真實型領導與員工之間建立透明的人際關系促進雙方的友好互信，并且可以提高員工的情感承諾程度。

綜上，本文提出如下假設：

H2：真實型領導能夠顯著正向影響情感承諾。

情感承諾是使員工與組織形成緊密聯(lián)系的橋梁，作為一種積極的情感態(tài)度，對于個人和組織的發(fā)展均有促進作用。員工對于組織有強烈的情感承諾時，對組織會有更深的認同感和歸屬感[29]，會產(chǎn)生更強的組織責任感，認為自己有推動組織發(fā)展參與建設組織的義務，進而產(chǎn)生更多有利于組織發(fā)展的積極行為[30]。情感承諾高的員工對于員工角色認知的范圍會更為廣泛，更有可能擴大員工個人的角色行為，自發(fā)產(chǎn)生有利于組織發(fā)展的主動行為[29]。知識共享作為員工角色外的組織公民行為，有利于員工個人和組織的發(fā)展，對組織情感承諾水平高的員工更樂于為組織提供知識資源。Matzler 等（2011）[31]的研究表明，情感承諾高的員工在工作中愿意采取一些額外行為，并且驗證了情感承諾對于員工知識共享的積極作用。阻礙員工進行知識共享的痛點主要在于個人的私有知識資源具有獨特價值，當員工個人發(fā)展意識與競爭意識較強時，為了保持個人的權威性和競爭優(yōu)勢便不樂于進行知識共享[32]，而當員工將自己納入組織，對組織產(chǎn)生情感承諾時，員工會將個人的發(fā)展與組織的發(fā)展看得同等重要，因此愿意在組織內(nèi)部分享自己的工作經(jīng)驗、個人知識，使得整體的工作效率和工作質量得以提高，達到協(xié)同發(fā)展的效果。

綜上，本文提出如下假設：

H3：情感承諾能夠顯著正向影響員工的知識共享行為。

綜合上述分析可知，員工的知識共享行為受到個人主觀情感意愿的影響，情感承諾對其有促進作用，而真實型領導能夠推動員工情感承諾的產(chǎn)生，進一步積極催生員工的知識共享行為。

由此，本文提出如下假設：

H4：情感承諾中介了真實型領導與員工知識共享行為的關系。

（三）心理安全感的調節(jié)作用

心理安全感是員工在組織內(nèi)部對于個體狀態(tài)和人際風險的感知判斷，是塑造個人定位以及行為表現(xiàn)的重要的心理條件，是指員工可以無所顧忌地表達真實的自我，有利于降低人們刻意的自我保護[33]。知識共享是風險與收益并存的過程，對于知識的提供者來說存在如下兩大風險：第一，員工進行知識共享意味著將個人私有知識轉變?yōu)榻M織公有知識，員工可能喪失了個人獨有知識的權利從而導致個人競爭實力的降低[34]；第二，員工進行知識共享意味著需要公開地表達自己的想法和意見，這一過程可能暴露個人的知識結構缺陷，表達自己的觀點可能會被拒絕被嘲笑[35]。出于員工內(nèi)心的自我保護意愿，以及對于組織內(nèi)部復雜的動態(tài)的人際環(huán)境的顧慮，導致員工在參與知識共享活動時會有所保留[36]。因而，心理安全感的水平對于員工的知識共享行為有一定的限制和約束作用。安全積極的心理感知有助于組織內(nèi)部員工之間進行互動，促進知識流動融合。若員工具有較強的心理安全感，則不會過多關注于組織內(nèi)部的潛在風險，更樂意積極主動地交流想法，推動知識共享的進行。員工進行知識共享的過程中，心理安全感越高對于風險的感知就會被沖淡，可以自由真實地表達自我。

當員工的心理安全感處于低水平狀態(tài)時，即使內(nèi)心有著程度較深的情感承諾，愿意為組織貢獻知識，但由于個人的防御心理放大了知識共享帶來的風險問題，出于自我保護意識，員工會傾向于隱藏和囤積個人私有知識[37]。在低心理安全情景下，員工不傾向于分享個人的知識經(jīng)驗，不樂于表達個人的真實想法，彼此之間互相猜忌，保留意見，用似是而非或者晦澀難懂的方式表達個人觀點，這些行為會阻礙知識共享的進行。然而，員工處于高水平的心理安全情境時，員工能以公開和積極的態(tài)度參與組織內(nèi)部的活動，不用擔心會遭遇不良后果，員工更能按照自己的主觀意愿行事，愿意分享經(jīng)驗、信息和知識。

綜上，本文提出如下假設：

H5：心理安全感強化了情感承諾與員工知識共享行為之間的正向關系，即員工心理安全感越高，情感承諾對于員工知識共享行為的作用越強。

綜上所述，本文構建了真實型領導通過情感承諾影響員工知識共享行為的研究模型，并分析了心理安全感在其中的調節(jié)作用，理論模型如圖1 所示。

圖1 理論研究模型

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究對鄂、滬、浙、蘇、閩等地企業(yè)員工展開調查，調研方式包含線下實地紙質問卷發(fā)放和線上電子問卷發(fā)放，共發(fā)出500 份問卷，經(jīng)回收篩選最終保留424 份有效樣本，有效率為84.8%。在424 份有效的觀測數(shù)據(jù)中，被調研對象的性別比例分布較為均衡，女性略高于男性7%；從年齡分布來看，21～30歲之間的被調查者居多，占51.41%；從文化程度來看，參與本次調研的對象具有良好的教育基礎，本科及以上的比例達到66.36%；從工齡來看，低于一年約為12.73%，1～3 年占比約為30.89%，4～6 年占比14.38%，7～10 年占比20.51%，10 年以上占比21.46%，新老職員分布均勻；從企業(yè)性質來看，民營企業(yè)偏多，占比42.35%；從職級來看，基礎員工偏多，占比達到64.94%。

（二）變量測量

為了保證問卷的整體質量，本文涉及到的主要研究變量均使用國內(nèi)外成熟且適用于中國情境的量表，首先進行嚴格的中英文互譯，然后進行小規(guī)模的預調查，根據(jù)結果對問卷進行合理的修訂和完善，所有題目均使用李克特5 點計分進行測量。

（1）真實型領導：采用Walumbwa 等（2008）[11]開發(fā)的四維量表共16 個題項，項，如“我的領導直接表露自己的真實感受”等，在本研究中，該量表的Cronbach'sα 系數(shù)為0.911。

（2）情感承諾：來源于組織承諾，采用Meyer 等（1993）[38]開發(fā)的6 題項情感承諾分量表，如“我對于現(xiàn)在的組織有深厚的情感”等，在本研究中，該量表的Cronbach'sα 系數(shù)為0.958。

（3）知識共享行為：采用Lu 等（2006）[39]開發(fā)的6 題項單維量表，如“只要其他同事需要，我會毫無保留地告訴他/ 她我所知道的”等，在本研究中，該量表的Cronbach'sα 系數(shù)為0.965。

（4）心理安全感：采用Detert 和Edmondson（2011）[40]個人層面研究開發(fā)的3 個題項的單維心理安全感量表，如“犯了錯誤是能夠被組織內(nèi)部容忍或接受的”等，在本研究中，該量表的Cronbach'sα 系數(shù)為0.919。

四、數(shù)據(jù)分析與結果

（一）驗證性因子分析

由于本問卷數(shù)據(jù)來源具有同源性，即單份問卷中所有變量的題項都由同一個體進行填寫，因此為了避免同源偏差，在數(shù)據(jù)分析之前，利用AMOS 26.0參照Zhang 和Bartol（2010）[41]的方法構建競爭模型對各個變量的區(qū)分效度進行驗證性分析。結果如表1 所示，由表中數(shù)據(jù)可知模型1 四因子模型的實際數(shù)據(jù)擬合結果良好（x2/df=2.985，RMSEA=0.069，CFI=0.964，TLI=0.958），且明顯優(yōu)于其他模型。這說明本文涉及的四個主要研究變量：真實型領導、情感承諾、心理安全感、員工知識共享行為具有很好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析結果

（二）描述性統(tǒng)計與相關分析

本研究使用SPSS 26.0 對主要研究變量真實型領導、情感承諾、知識共享、心理安全感進行描述性統(tǒng)計和相關分析，結果如表2 所示。由表中數(shù)據(jù)可知，真實型領導與情感承諾（r=0.543，p＜0.01）和知識共享行為（r=0.678，p＜0.01）之間的關系呈現(xiàn)顯著的正向相關性，情感承諾對知識共享行為的影響也具有顯著的正向相關性（r=0.763，p＜0.01），因此，H1，H2，H3 得到初步支持，可以進一步分析。

表2 描述性統(tǒng)計與相關分析

（三）假設檢驗

1.直接效應檢驗。本研究使用Amos 26.0 構建如圖2 所示的結構方程模型，由于真實型領導變量包含的測量題目較多，因此在統(tǒng)計分析時參照吳艷等的方法[42]，將其按照關系透明、內(nèi)化道德、平衡信息加工、自我意識4 個特征維度進行了數(shù)據(jù)打包處理。本研究構建的結構方程模型的擬合指標CMIN/DF=3.601，RMSEA=0.078，GEI=0.911，TLI=0.956，GEI=0.963，IFI=0.963）均達到統(tǒng)計學要求，表示模型的擬合度良好。結構方程的路徑結果如表3 所示，由表3數(shù)據(jù)結果可知，真實型領導對情感承諾的影響呈現(xiàn)顯著的正向相關性（β=0.644，p＜0.001）；情感承諾對員工知識共享行為的影響呈現(xiàn)顯著的正向相關性（β=0.442，p＜0.001）；真實型領導對員工知識共享行為的影響呈現(xiàn)顯著的正向相關性（β=0.543，p＜0.001），由此，H1，H2，H3 得到支持驗證。

圖2 路徑模型

表3 路徑系數(shù)

2.中介效應檢驗。為了驗證情感承諾的中介作用，利用已經(jīng)構建好的結構方程模型，在AMOS 26.0 中通過bootstrapping 方法抽樣5 000 次進行驗證，驗證結果如表4 所示。由表4 可知總效應c=1.151，p＜0.001顯著；直接效應c'=0.751，p＜0.001 顯著；間接效應a*b=0.4，p＜0.001 顯著。中介效應占比=（a*b）/c=34.75%；因而本模型中介效應的總體貢獻率達到34.75%，即情感承諾起到部分中介作用。由此，H4 得到支持驗證。

表4 中介效應分析

3.調節(jié)效應檢驗。為了驗證心理安全感在情感承諾與知識共享之間的調節(jié)作用，本研究利用SPSS 26.0參照Muller 等（2005）[43]的方法進行層次回歸分析。本研究構建了四個模型，檢驗步驟為：首先，對變量進行去中心化處理并生成情感承諾與心理安全感的交互項，在因變量中放入知識共享行為，模型1在自變量中放入控制變量；模型2～模型4 中依次納入情感承諾、心理安全感以及它們的交互項。具體結果如表5 所示，數(shù)據(jù)結果可知，情感承諾與心理安全感的交互項對知識共享行為的影響呈現(xiàn)顯著的正向相關性（β=0.129.p＜0.001），即調節(jié)效應顯著，且為正向調節(jié)，說明員工心理安全感越高，情感承諾對于員工知識共享行為的影響越顯著。由此，H5 得到支持驗證。圖3 表示情感承諾與心理安全感交互作用的影響模式，較之低心理安全感的員工，對于那些心理安全感更高的員工而言，情感承諾對知識共享行為的促進作用更加明顯，這也就說明心理安全感能夠進一步放大情感承諾對員工知識共享行為的積極影響，能夠正向調節(jié)二者之間的關系。

表5 調節(jié)效應分析

圖3 心理安全感的調節(jié)效應

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

本文從現(xiàn)有研究出發(fā)，以情感承諾橋接真實型領導與員工的知識共享行為，研究三者之間的影響機制，與此同時，將心理安全感作為邊界條件進行研究，主要結論如下：

（1）真實型領導對于員工的知識共享行為呈現(xiàn)顯著地正向線性關系。

（2）真實型領導通過情感承諾的部分中介作用積極影響員工的知識共享行為。

（3）心理安全感正向調節(jié)了情感承諾對于員工知識共享行為的影響作用，即心理安全感越高，兩者之間的正向相關性越強。

（二）理論貢獻與實踐啟示

1.理論貢獻

（1）本文闡明了真實型領導通過情感承諾的橋梁作用對員工的知識共享行為產(chǎn)生影響的作用機理，使得真實型領導對員工的情感態(tài)度以及行為表現(xiàn)的影響內(nèi)容得以豐富，關于此種領導風格的研究理論體系的建設得以拓展。

（2）本文證實了員工的知識共享行為能夠通過真實型領導有影響力的領導方式得以有效促進，豐富了領導風格與員工知識共享行為的關系研究，拓展了與員工知識共享行為相關的影響因子的探討。

（3）情感承諾起到部分中介作用的結論，本文從邏輯上和數(shù)據(jù)上驗證了情感承諾可以作為真實型領導與員工知識共享行為之間的橋梁傳遞影響效應，證實了三者之間具有內(nèi)在的相關性，厘清了相互影響機制的研究思路。

（4）心理安全感的調節(jié)效應結論，本文首次將心理安全感引入到情感承諾和員工知識共享的研究領域，進一步拓展了理論解釋邊界。

2.實踐啟示

（1）員工的情感態(tài)度和行為表現(xiàn)受到真實型領導的重要影響，組織要培養(yǎng)領導者的道德情操，約束領導者的行為表現(xiàn)，塑造領導者良好的個人形象和角色模型，領導者個人要注重自身言行一致，公開平等地對待員工。

（2）情感承諾是鏈接真實型領導與員工知識共享行為的重要媒介，組織可以采取多種舉措，從制度、文化等軟件建設出發(fā)優(yōu)化人文氛圍，潛移默化地強化員工的情感承諾，提高員工與組織之間的粘性，從而促進員工積極主動地踐行知識共享等一系列有利于組織的公民行為。

（3）心理安全感作為調節(jié)因子，能夠強化情感承諾對員工知識共享的促進作用，使情感承諾的影響更加凸顯，組織可以建立靈活的規(guī)范制度讓員工感受到在“確定的規(guī)范內(nèi)活動”提高員工的心理安全水平。工作場所具有社會屬性，領導者要重視員工的心理需求，關心尊重他們，鼓勵彼此之間的相互理解與認可，滿足員工組織歸屬感需求，進而使心理安全感得到有效提高，有效促進員工踐行對組織有利的角色外行為。

（三）研究局限與展望

本文引用了國內(nèi)外的經(jīng)典文獻探討了一個相對空白的影響機制，研究存在以下幾點不足之處：

（1）本文的觀測數(shù)據(jù)來源于一個時間點，屬于橫截面研究，雖然理論上證明了研究結論，但是領導對員工行為的影響是一個長期動態(tài)的變化過程，不能有力說明彼此之間的因果關系。未來學者進行研究時可以采用多次發(fā)放問卷進行調研，將研究時間拉長，以便更精準更有說服力地進行驗證研究。

（2）本研究僅對員工個體進行了單維調查，單份數(shù)據(jù)中各個變量的測度值均來源于同一員工，雖然嚴格進行了區(qū)分效度檢驗證明不受影響，但在一定程度上仍存在同源偏差。因而未來學者們在研究領導者對于員工個體的跨層次影響時，可以分層進行配對調查，使同源偏差盡可能地降低。

（3）本文證實了情感承諾可以作為領導對員工行為表現(xiàn)產(chǎn)生影響的橋梁，是員工采取積極行為的重要驅動力，但本文僅進行了單路徑分析。未來學者們可以進一步擴寬研究視角，探析更多的中介機制，如領導組織化身、職場靈性等變量的中介作用，豐富真實型領導的相關研究內(nèi)容。