PAGEPAGE81引言員工的創(chuàng)新行為不僅會影響個體的績效，也會影響組織的創(chuàng)新能力。在時代潮流浩浩蕩蕩的今天，想要立足于市場，創(chuàng)新是繞不開的話題。因此，作為一國國民經濟的細胞，企業(yè)應重視創(chuàng)新行為。在組織中，員工是一個至關重要的資產，激勵他們的創(chuàng)造性思維對促進組織創(chuàng)新績效起到關鍵作用。創(chuàng)新不單是企業(yè)競爭力的核心，還是其持續(xù)成長的根基與動力源泉。因此，本研究聚焦變革型領導與員工激進創(chuàng)新行為的互動，運用員工創(chuàng)新行為理論及社會認知理論，構建變量模型來分析心理安全與員工奮發(fā)有為的創(chuàng)新行為之間的關系。通過實證研究方法，本文旨在解析變革型領導如何驅動員工打破常規(guī)的創(chuàng)新舉措，以及心理安全在激發(fā)員工創(chuàng)新積極性中的作用機制，以期為企業(yè)如何調動員工的創(chuàng)新思維情況提供一定的建議與啟示。本文內容結構如下:第一部分為導言；第二部分是文獻綜述；第三部分是研究假設和模型構建；第四部分是研究設計；第五部分是假設的驗證；最后是本文的結論與建議。2文獻綜述本研究探究變革型領導如何影響員工的創(chuàng)新行為，依托員工創(chuàng)新行為和社會認知兩大理論框架，考察心理安全感作為介中介變量所發(fā)揮的功能。因此，涉及對員工創(chuàng)新行為理論和社會認知理論的理論基礎、變革型領導的概念與測量維度以及變革型領導如何推動越軌創(chuàng)新行為的分析探討。2.1理論基礎2.1.1員工創(chuàng)新行為理論通過整理前代學者的研究結果我們可知，員工創(chuàng)新行為的定義涉及面非常廣泛，這使得我們難以對其進行簡單、統(tǒng)一的闡述。大量的研究實證表明員工創(chuàng)新行為概念具有豐富的內涵，因此員工創(chuàng)新行為不是通過簡單的語言就能夠概括歸納的，各位學者的理論都具有其獨特的創(chuàng)新性。通過借鑒前代學者任李林的定義后，整理出了以下表格。由表1.1可知，通過深入的文獻分析和詳細的摘要之后，制定了以下員工創(chuàng)新行為的概念定從而可以在此基礎上進行進一步研究[2]。與此同時，員工的創(chuàng)新行為是整個組織創(chuàng)新的重要組成部分，而且個體與個體，個體與集體之間也會相互產生影響，并且集體的創(chuàng)新性行為還會促進員工的集體歸屬感與認同感，反過來促使創(chuàng)新行為發(fā)生的良性循環(huán)。而員工的創(chuàng)新行為與績效和組織的集體利益之間有著不可分割的聯(lián)系，組織的創(chuàng)新活動離不開員工創(chuàng)新行為與集體創(chuàng)新行為的綜合影響[3]。同時，員工創(chuàng)新行為與員工自身的特性也有一定的關系。相對于處于基層與參與勞動型工作為主的員工，處于高層與參與知識型工作為主的員工更容易實時越軌創(chuàng)新。后者不僅把創(chuàng)新當做嘉獎與績效的表現，更是自我認定的工作目標，也是為下屬做出榜樣的良好渠道[4]。綜上所述，員工的創(chuàng)新行為需要分為多個階段進行討論，而不是一次簡單的操作，創(chuàng)新的行為可能處在各個階段之中，因此需要更加深入的研究。表1.1員工創(chuàng)新行為的定義列表學者（年代）員工創(chuàng)新行為的定義Kirton(1976)創(chuàng)新的主體超越既定規(guī)則，建立全新的認知框架，并致力于從多元視角洞察和應對問題。Kanter(1988)員工的創(chuàng)新行為源于對于工作中新穎想法的認同，并依賴于過程中的支持與鼓勵。此行為能夠促進個人創(chuàng)造力的發(fā)揮，從而產生一個或者一系列的創(chuàng)新模式、原型，進而推動新產品或服務走向廣泛應用。Kahn(1990)在個體的認知、情感或行動層面上，員工的創(chuàng)新活動體現在整個創(chuàng)造新環(huán)境或新工作成果的過程之中。Scott＆Bruce（1994）員工的創(chuàng)新活動通常始于對問題的識別與深入分析，這引發(fā)了其探秘解決方案的思考過程，如通過富有創(chuàng)見的思維構建方案、探索全新的問題對策，并在此過程中尋求組織和團隊的援助。這種積極探究最終導致創(chuàng)意思維的形成，并轉化為具體產品及其標準化實施。Amabile(1996)員工的創(chuàng)新活動可劃分為兩個步驟：首先是知識的產生與構建，隨后是這些創(chuàng)造性知識的有效運用與執(zhí)行。Janssen（2000）員工的創(chuàng)新舉措指的是個體為了自身職責、所屬團隊或企業(yè)目標而啟動與實踐獨特想法的過程，這一行為通常體現在個人、小組或組織業(yè)績的增進上。Kleyse＆Street(2001)創(chuàng)新行為指的是員工在組織內部運用有益的創(chuàng)造性思維、新穎知識與技巧以及形成的獨特想法。Zhou＆Georg(2001)員工的創(chuàng)新活動不只涵蓋創(chuàng)意思考本身，還包括創(chuàng)意觀念的導入與執(zhí)行，以保障創(chuàng)意能夠有效的執(zhí)行。黃致凱等（2004）員工的創(chuàng)意活動起源于職場內部的新穎觀念，并在推動這些創(chuàng)新成果的過程中顯現，涉及到思維創(chuàng)新的形成與落實這兩個環(huán)節(jié)。盧小君等（2007）員工創(chuàng)新行為涉及將個體獨有或創(chuàng)新的思維應用于組織內部，包括這些觀點的落實、執(zhí)行與普及，并涵蓋了參與及贊助整個項目流程的行為。劉云等（2009）員工創(chuàng)新行為是指員工在組織的支持下，將新穎的思想和事物，包括但不限于新技術、新流程以及新的管理方法和策略等，應用于工作實踐中，以此來明顯增進工作的效率與成效。這一過程涉及對現有做法的革新和對工作方法的創(chuàng)意改良。Jong＆Hartog（2010）員工的創(chuàng)新活動指的是把新理念轉換為行動并在職場中應用的一連串過程，分為創(chuàng)意形成與執(zhí)行兩個階段。阮愛君（2011）員工個人的創(chuàng)造行動源自其工作流程中，涉及一連串包括創(chuàng)造、宣傳與實踐的創(chuàng)新性舉措。2.1.2社會認知理論社會認知理論基于早期的行為主義原則，這套理論起初提出個體的活動是對環(huán)境激勵的直接反饋[3]。盡管如此，傳統(tǒng)行為主義關注點局限于可觀察的行動結果，未能闡釋通過模仿他人而習得的技能與知識。進一步分析表明，學習過程實際上是外部信息轉化為內部知識的過程。這些見解導致了社會學習理論的形成，即社會認知理論的雛形。繼續(xù)研究中，Bandura詳盡闡述了認知對活動產生的作用，并整合了前序研究成果，從而正式提出社會認知理論[3]。該理論提出個體、環(huán)境和行動三者相互作用，不同場景下引發(fā)獨特的效果。它涉及三大要素：個人特性涵蓋情感狀態(tài)、動機驅使、感知認知；行動要素表現為實際舉止；而環(huán)境要素則關乎外在條件。情緒與動機受環(huán)境的制約，但個別影響因人而異，認知差異導致環(huán)境感受的不一致。同時，個人認知影響其行動，行為歷程中提供反饋修正認知并調適行為。行為本身可塑造環(huán)境，環(huán)境又可反作用于行使。在該理論框架下，觀察和學習是能力增強與行為變革的關鍵渠道。Bandura將觀察學習看作一個動態(tài)復雜的流程，觀察者在其中通過模仿獲取演示者的行為知識，并掌握規(guī)范與規(guī)則，進而在不同語境中應用所得[5]。2.2變革型領導的定義與測量維度2.2.1變革型領導變革型領導者鼓勵員工以優(yōu)先考慮團隊的利益的方式來實現團隊利益的最大化，并通過強調更高層次的理想需求來促使員工實現組織目標[6]。領導者在變革型領導模式下強調工作的意義，并激發(fā)員工追求更高級別的需求。他們依靠自身吸引力與對員工的深入關照，將其塑造為忠誠的追隨者，并激勵團隊成員超越個人利益，共同為企業(yè)目標付出努力。此類領導模式能靈活應對環(huán)境變化，體現為一種流動性的指導過程，在與團隊互動中，將領導者的內在能力轉化為積極正面的互動舉措，著重激發(fā)員工在思想上的工作熱情，并引導之向實踐行動轉化。根據地域不同，變革型領導的特點和分類可能會有所差異。特別是在中國，學者針對中國的文化環(huán)境和社會習俗，進行了特色化的探討。例如，李超平和時勘結合中國文化特點，主張變革型領導者應滿足員工的多樣化需求，建立相互尊重和信任之上的上下級關系，描繪未來愿景和鼓勵員工提高員工的自我實現層面的需求，幫助改善他們的工作。從而使員工充滿熱情，努力實現組織目標，意識到個人價值[9]。在梳理了以上信息之后，變革型領導的核心在于引領團隊形成共享愿景，明確集體追求及個人職業(yè)路徑。它啟發(fā)下屬增長技能與才干，以促進個人及團隊利益的協(xié)調提升，進而達成組織設定的宏偉目標。此外，該領導方式還鼓舞團隊成員邁向自我超越的旅程。簡言之，變革型領導是通過傳遞特定的品質和思想來提升下屬態(tài)度，激勵其工作熱情，并引導他們朝著共同目標前進的領導技巧[10]。2.2.2變革型領導的測量維度變革型領導的發(fā)展與研究歷史并不長久，作為變革型領導理論的專家，Bass不只是給出了一個普適的概念解釋，還把變革型領導的特點細分成四個方面：領導魅力、感召力、智能激勵和個性化關懷。此外，他還研發(fā)了一套《變革型領導測評問卷》來評估上述領導力的不同方面。經過前代學者的研究證實，這些維度和問卷能適用于不同國家的不同情況，證明了該測量方案的普適性[11]。而后，繼Bass之后，后來的學者們將這四個維度作為研究的基礎，不斷地擴展和深化變革型領導力的理論框架。Podsakoff等學者在后續(xù)的研究中將變革型領導的范疇進一步細化，并擴展為六個核心要素，包括：設定高標準的績效預期、給予關懷和定制化支持、鼓勵團隊協(xié)作、作出榜樣行動、明確闡述愿景、智力激發(fā)[12]。但是，西方國家的現有理論在中國無法完全適配。因為中國有著悠久的歷史，在幾千年的發(fā)展過程中，中國特有的社會、文化、經濟和政治背景形成了與西方截然不同的領導風格。在封建傳統(tǒng)和儒家思想的深遠影響下，中國員工傾向于尊重并服從他們的上司。管理者與員工間的交流通常也比西方更為內斂和含蓄。針對這些文化背景下的差異，李超平與時勘提出了富含本土特色的變革型領導評估框架，該框架涵蓋了四個維度：道德模范、關懷個體、啟迪愿景以及領袖魅力[13][14]。2.3變革型領導對越軌創(chuàng)新行為的影響研究在組織變革的進程中培養(yǎng)變革型領袖和對員工進行價值觀的建設非常重要。鼓勵員工不死板的遵守規(guī)定，設身處地挑戰(zhàn)并創(chuàng)造性地執(zhí)行任務,并培養(yǎng)員工更高的創(chuàng)新積極性是變革型領導的特點[15]。變革型領導和員工越軌創(chuàng)新行為都是組織“明變”的重要體現。研究表明，具備變革型特質的積極領導風格可促進下屬進行社會化學習，以此提升其工作能力和認知水平，并對他們在創(chuàng)新方面的績效與行為產生正面作用[16]。社會學習理論指出，變革型領導可以營造一個有利于創(chuàng)新的環(huán)境，增強員工對組織的認同感。通過愿景驅動和定制化的關心，領導者不僅引領員工學習，同時也為他們樹立了榜樣，提升了對組織的忠誠和依賴。這種方式能夠喚起員工對于高級精神需求的追求和變革情緒，進而激發(fā)他們推動非傳統(tǒng)創(chuàng)新的動力。變革型領導通過思維啟發(fā)和魅力影響，提高員工的學習能力，并鼓勵知識的團隊分享，促使員工勇于挑戰(zhàn)現有規(guī)范，從而推動有效的創(chuàng)新實施。該領導方式所營造的組織創(chuàng)新氛圍還可能改變員工的風險態(tài)度，鼓勵他們在變革和創(chuàng)新中承擔風險，從而強化他們的創(chuàng)新動機[17]。在變革型領導理論框架內，領導者的一個核心責任是激發(fā)員工的創(chuàng)新思維，而變革型領導是實現這一目標的一個尤為有效的手段。創(chuàng)新行為是一個包括問題辨識、點子生成、尋求支持和方案實施等多個階段的復雜過程。這一行為并不僅受限于知識和能力，人的動機影響也至關重要，它是一種全面的動機性活動。領導者通過智力挑戰(zhàn)能夠營造一個安全環(huán)境，促使員工對其假設和條件進行重新評估，以創(chuàng)造性的方式重新定義問題并尋求解決方案。目前已有文獻分別對任務沖突、心理授權與請感承諾、批判性思維等當成中介變量，重點研究變革型領導對越軌創(chuàng)新行為產生的影響，證明了變革型領導助推員工進行創(chuàng)新行為的可行性，并提出了自己的結論及對策，也間接的為本文提供了一定的參考價值。當然，前代學者也在他們的論文中注明了自己論文的局限性與不足之處，亦為本文的研究方向提供了指引。2.4越軌創(chuàng)新員工創(chuàng)新行為可被界定為工作中員工提出創(chuàng)新想法，以及他們尋求必要支持以實現這些想法并將之轉化為具體行動的整個過程。工作自主性，工作壓力，工作復雜性等因素均會對員工的創(chuàng)新理念產生影響，且工作的復雜度越高，員工更容易產生創(chuàng)新，對工作的興趣也越濃厚[19]。同時，員工的創(chuàng)造性思維會受到諸多因素的影響，包括個人的性格特質、知識儲備、技能水平以及情感狀態(tài)、內在動機、自我效能感以及對其角色的認同等因素[20]。現有研究文獻指出，員工展現出的積極態(tài)度能夠增強其思維的多樣性和解決問題的能力，從而促進創(chuàng)造性思維的發(fā)揮；同時，成就動機和目標導向可以間接影響員工的創(chuàng)新積極性，而員工的自我效能感可以直接影響員工的創(chuàng)新積極性[21]。另有文獻證明，支持性和鼓勵性的領導風格有助于減輕員工的焦慮感，這種領導方式有利于員工建立和增強自我效能感，進而激勵員工取得創(chuàng)新成果，并且這種方式也能提升員工的自我認同，更能夠接受他人創(chuàng)新性行為的影響，從而充分發(fā)揮進行創(chuàng)造性行為的念頭[22]。目前，對越軌創(chuàng)新的研究仍處于早期階段，一些學者認為，越軌創(chuàng)新是指下屬違反主管的命令，在下屬提出的想法被主管拒絕的情況下，繼續(xù)改進或執(zhí)行想法的行為[23]。而后，Criscuolo等在此基礎上，通過研究擴充了這個定義，通過4個要素來判斷某個行為是否為越軌創(chuàng)新行為：員工主動產生這一行為;通常不告訴管理者;行為人主觀認為有益;沒有組織的正式支持[24][25]。和抗令創(chuàng)新不同的是，越軌創(chuàng)新雖然也具有“在不聽從上級命令自行創(chuàng)新”的特點，卻更加的柔和：前者更多的是為了反抗不公的待遇或者感到“懷才不遇”等外部影響因素而發(fā)起的創(chuàng)新。而后者更多的是為了實現內在心理的自我肯定及團隊績效而進行的創(chuàng)新。因此后者對于前者而言更加有利于組織管理與創(chuàng)新的齊頭并進，能讓組織在不脫離既有規(guī)章制度的情況下柔和的進行改制與進步，這也是管理者樂于看到的[26]。綜上所述，越軌創(chuàng)新行為是一種高度創(chuàng)新的個人行為，有利于組織發(fā)展。國內外學者們采用兩種不同的視角：從“在不報告上級的情況下進行越軌創(chuàng)新”和“在上級明確表示反對的情況下進行越軌創(chuàng)新”兩方面對越軌創(chuàng)新給予充分分析[27]。綜合并分析了這兩個觀點后，越軌創(chuàng)新行為被定義為：員工即使面對領導的反對或不認同，仍堅持認為自己的創(chuàng)意能夠為團隊創(chuàng)造價值，并堅持采用非常規(guī)方法繼續(xù)實施其創(chuàng)新行為[28]。2.5員工創(chuàng)新行為2.5.1員工創(chuàng)新行為研究現狀領導者的想法和團隊的行為會顯著影響員工個人的創(chuàng)新行為的可能性：外國學者Hunter對組織氛圍如何作用于員工的創(chuàng)新行為進行了實證性研究。在他的研究中，他發(fā)現一個團隊內領導和員工間以及員工彼此之間的良好工作氛圍，對增強員工的創(chuàng)新能力有著積極的影響[29]。前代學者研究的結論揭示了良好的組織氛圍與員工群體層面的創(chuàng)新行為之間的顯著正相關關系[30]。另外，學者陳文品、時勘也針對這一現象進行了研究，他們將心理授權作為研究的中介變量，在研究中，選取變革型領導作為關鍵自變量，員工創(chuàng)新行為則被視為應變量。研究者針對變革型領導、心理授權以及員工的創(chuàng)新行為制定了相應的調查量表，并通過相關性分析，得出結論：心理授權在變革型領導和員工創(chuàng)新行為之間起著部分中介的效應[31][32]。對于中國而言，因為受到傳統(tǒng)社會道德標準的影響，員工既有可能因為“理大于法”的傳統(tǒng)價值觀而為了某個原因而發(fā)揮主觀能動性，采取變通的方式實施越軌創(chuàng)新；也有可能因為注重“守規(guī)矩”的思想而聽從上級的指令放棄可能產生的越軌創(chuàng)新行為。所以在中國文化大背景的影響下，越軌創(chuàng)新行為的影響因素會更為復雜[16]。經過梳理和分析與員工創(chuàng)新性行為有關的資料后，觀察到大部分研究者把越軌創(chuàng)新當做一種輸出變量來對待。為了深入探究更復雜的相互關系，研究者在進行研究時，可能須要以之為起因變量來剖析。對比了國內外學者的研究成果，發(fā)現起因變量基本上包括員工的內在因素，環(huán)境因素，以及內在與環(huán)境因素的交互影響[33]。(1)自身因素。工作效能、領導才干、自我驅動力、精神授權等均屬于關鍵的個體要素。(2)外部因素。除了工作壓力和企業(yè)氣氛，外部因素亦涵蓋了機構配合與領導風格。(3)自身與外部相互作用的因素。一些研究者認為內在與外界要素共同作用于職工創(chuàng)造性行為，但是單一要素無法完整闡釋這一行為的形成[34]。而是會受到許多方面的影響:主要包括個人、領導者、工作團隊、周圍的氛圍以及這些因素的相互作用等[35]。2.5.2員工創(chuàng)新行為的影響因素將前代學者的研究結果進行歸納總結后，發(fā)現創(chuàng)新行為受到兩個方面的影響。一個方面是職工自身：重點表現為自身特性、心理授權和自我效能等方面。其中，行為方式更加主動的人更能做出創(chuàng)造性行為，外向的員工由于傾向于更積極的進行溝通交流和學習，能夠接觸并吸收更多前沿資訊，進而催生新穎的想法[36]。心理授權能夠顯著的影響員工的創(chuàng)新行為[37]。組織內部動機對員工創(chuàng)新行為有正向作用[38]。較高的自我效能感能讓員工對發(fā)展前景產生更高的信心，更容易產生創(chuàng)新行為[39]。另一個方面是工作環(huán)境：員工的工作處于社會化的網絡之中，所以他們的行為與習慣深受外部環(huán)境的影響且關系密切，影響因素主要涉及到組織支持、組織文化和領導行為。其中，自主性較高的工作環(huán)境與員工創(chuàng)新行為有著正相相關性[38]。據學者楊晶趙等人的研究，組織文化對員工的創(chuàng)新行為具有積極影響。此外，不同類型的組織文化對推動員工創(chuàng)新行為效果存在明顯的差異[40]。而領導風格亦會以多樣的方式作用于員工的創(chuàng)新活動，其中上級領導的戰(zhàn)略規(guī)劃和決策能力對員工的創(chuàng)新行為起到正面促進作用[41]。薛靖等人提出了充滿支持性氣氛的工作氛圍能夠顯著提升員工的創(chuàng)新行為[42]。2.6文獻評述組織中員工的內部行為由上級決定，由于外部行為同樣會被上級影響。眾多研究者研討了領導方式與企業(yè)創(chuàng)新能力的關系。在此，變革型領導，作為一種能縮短與員工間隔的方法，主要通過激活員工的內在積極性，以促進他們超越常規(guī)的行為?，F有調查顯示變革領導對于增強組織的創(chuàng)新力和個體的創(chuàng)新能力起正面作用。當此類領導啟發(fā)人員進行創(chuàng)新實踐，同時也引導他們擔當風險。因此，在變革型領導的助推下，鼓動員工勇于接受非常規(guī)創(chuàng)新所帶來風險的策略需進一步探索。近期，學界已將注意轉向對非常規(guī)創(chuàng)新細分領域的深入分析。目前，員工的越軌創(chuàng)新定義受到普遍接受，實證試驗在中國文化環(huán)境中考察了員工創(chuàng)新偏離情況，為未來定性及實證研究打下堅實基礎。盡管如此，越軌創(chuàng)新仍是一個較新的研究領域，并且專門探討越軌創(chuàng)新背后的動因和機制的學術論文仍相對罕見。當前情況呼喚更多深度研究以完善越軌創(chuàng)新的理論結構。本研究將心理安全感納入作為一個介變量，著眼于它在變革領導和非常規(guī)創(chuàng)新之間的中介作用進行實證檢驗。3研究假設和模型構建基于上述文獻梳理，本文擬從變革型領導方式入手，取員工心理安全感為中介，著重探討它們對員工越軌創(chuàng)新行為產生的明顯影響，以此為基礎闡述如下假設。3.1研究假設3.1.1變革型領導與越軌創(chuàng)新行為作為推動組織變革的先鋒，領導者對員工的創(chuàng)新思維與變革活動施加深遠影響。變革型領導在促進變革進程中注重創(chuàng)新精神的培養(yǎng)，倡導員工突破傳統(tǒng)思維，運用創(chuàng)造性策略辦事，從而激發(fā)出員工的創(chuàng)新激情。此外，變革型領導亦擁有強大的吸引力，使員工愿意積極參與并享受與領導同行，共同實現公司的未來目標。在變革型領導下，員工與領導者之間會更加的相互信任，從而產生優(yōu)先考慮企業(yè)利益的可能性。在領導者的帶領下，員工能夠更加清楚自己對于企業(yè)的意義與價值，從而主動擔負起責任，增加團隊的凝聚力。同時，內在動機也是影響員工是否選擇進行創(chuàng)新的重要原因。員工在擁有親社會動機的情況下，便會自發(fā)地從組織的視角出發(fā)思考問題，并通過他們積極的舉動來達成促進社會福祉的目標，即如何通過自己的努力才能將公司的利益最大化。當員工意識到自己的行為能對受益人產生積極的影響，并且對受益人有著情感承諾時，員工如果感受到支持的信念，就更可能萌生開展越軌創(chuàng)新行為的動力。變革型領導通過其模范行為和個人魅力增強員工的社會性動機，致使具備社交親和力的員工為了答謝上級的情感投入，而采取越軌創(chuàng)新行動。因此，提出以下假設：H1：變革型領導對越軌創(chuàng)新行為有顯著正向影響。3.1.2員工心理安全感的中介作用變革型領導在職場的指引與關注，構成員工心理上的寶貴資產，員工有意識的培育此類資本。隨著領導層加強激勵與關照，提升交流與對話次數，能夠加深領導與員工間的相互理解產生更多的安全感。員工在有了充分的心理安全感之后，認為即使采用的越軌創(chuàng)新行為沒有達到預期的效果甚至沒有作用也不會被上級懲處時，才會更有動力突破現有規(guī)則，將越軌創(chuàng)新的成功作為自身能力與責任感的體現。所以，幫助員工獲得足夠的心理安全感，也能夠增加他們進行越軌創(chuàng)新的可能性。當領導者展現出較高的道德修養(yǎng)時，他們能使員工察覺到組織的公正性，并且不會讓員工擔憂因創(chuàng)新嘗試不成功而面臨企業(yè)的處罰。反而有依據的、有成功可能性的失敗的創(chuàng)新還會得到上級的鼓勵與指導，那么員工的心理安全感也會更高，他們在今后繼續(xù)進行越軌創(chuàng)新的可能性也就越高。變革型領導扮演著道德楷模的角色，其開明與公正的管理風格使得員工相信，只要其行為對組織有益，即便冒險打破既定的規(guī)范也不會受到處罰，從而增強了員工內心的安全感。這種感受促使員工更傾向于進行非傳統(tǒng)的創(chuàng)新嘗試。因此，提出以下假設：H2：較強的心理安全感對員工實施越軌創(chuàng)新行為有正向影響。3.2研究模型在上述假設的基礎上，本文主要對變革型領導進行研究，以探索心理安全對員工越軌創(chuàng)新行為的影響。由此，本文的研究模型構建如圖3.1所示。圖3.1研究模型4研究設計4.1測量變量的選擇與測度本文主要的變量有變革型領導、心理安全感、員工越軌創(chuàng)新行為等共3個變量。由李超平和時勘于2005年構建的本土化變革型領導量表作為參照，該量表包含了如“廉潔奉公不謀私利”、“堅韌不拔”、以及公正對待員工等23個條目；員工越軌創(chuàng)新行為量表主要參考了Galperin于2012年開發(fā)的量表，主要由“我愿意尋找創(chuàng)新性方法的方法來解決問題”、“我會采用創(chuàng)新型的方式來實現工作目標”、“我會為了提高工作小組的工作績效而改變工作方法”等8個題項構成；綜上，各變量的測量量表整理后如表4.1所示。表4.1測量指標和參考來源變量測試變量參考文獻變革型領導為人廉潔奉公，不圖私利Bass[28]吃苦耐勞愿意犧牲個人利益為組織利益服務尊重他人勞動成果不歧視員工變革型領導會向員工說明部門/單位的發(fā)展前景Bass[28]會向員工說明部門/單位的經營理念和發(fā)展目標會向員工解釋他們所做工作對公司的深遠影響會向大家描繪未來發(fā)展可能能幫助員工分析他們未來的努力方向會向員工解釋他們的工作是單位目標不可忽視的一部分針對員工的實際情況改變與之交涉的方式愿意幫助員工解決工作以外的難題經常與員工溝通交流樂意為員工答疑解惑關心員工的工作、生活和成長鼓勵員工發(fā)揮自己的特長業(yè)務能力過硬自身具有強烈的創(chuàng)新意識熱愛工作，具有上進心對工作保持高度的熱情能不斷學習，以充實提高自己善于處理他人不太樂意處理的問題心理安全感我能在工作中自由表達自己的真實想法Galperin[29]我不會因為說出自己的真實想法而害怕對自己不利當我有不同意見時，領導愿意傾聽員工越軌創(chuàng)新行為我愿意尋找創(chuàng)新性方法的方法來解決問題Galperin[29]我會采用創(chuàng)新型的方式來實現工作目標為了提升工作小組的業(yè)績，我會改進工作方法。我將致力于問題解決，即使這意味著需要偏離公司既定的規(guī)章。為了處理客戶的難題，我愿意調整組織的規(guī)定。我將揭示同事的不當行為，以促進組織正面的變化。我會為了改進工作程序而向上司提出意見我會為了更好的改進現有工作程序而不同意工作小組其他人的意見4.2問卷設計和樣本數據收集本次調查采用的是在線網站“問卷星”進行數據收集。預計的調研期限定于2024年1月20日起至2024年2月10日止，總共的調研周期為20天，調研對象主要針對的是職場工作人群。線上共計發(fā)放問卷120份，有效問卷103份，有效率為85.83%。4.3人口學頻數分析由表4.2可知，在對調研對象進行人口統(tǒng)計特征的頻數分析當中，可以觀察到男性參與者共計56名，占比54.37%；女性參與者有47名，占比45.63%。就年齡分布而言，21-30歲年齡段的年輕人總共有50名，占比為48.54%，其后是31-40歲的年齡段，該群體有27名參與者，占比為26.21%。41-50歲和50歲以上的群體人數相對較少，分別占比12.62%。在學歷方面，?？茖W歷的人數最多，共有47人，占比為45.63%，其次是本科學歷，人數為38人，占比為36.89%。高中及以下學歷和研究生及以上學歷的群體人數相對較少，分別占比10.68%和6.80%。在工作年限方面，1年以下的員工共有23人，占比為22.33%；1-5年的員工人數相當，共有33人，占比為32.04%；6-10年的員工也有33人，占比為32.04%；10年以上的員工人數相對較少，共有14人，占比為13.59%在與現屬上級共事時間方面，3個月以下的員工共有21人，占比為20.39%；3-12個月的員工共有26人，占比為25.24%；1-2年的員工共有32人，占比為31.07%；3年以上的員工共有24人，占比為23.30%。表4.2人口學頻數分析結果調查指標特征頻次占比/%性別男5654.37女4745.63年齡21-30歲5048.5431-40歲2726.2141-50歲1312.62續(xù)表表4.2人口學頻數分析結果年齡50歲以上1312.62學歷高中（中專以下）1110.68專科4745.63本科16483.70研究生及以上76.80工作年限1年以下2322.331-5年3332.046-10年3332.0410年以上1413.59與現屬上司公事時間3個月以下2120.393-12個月2625.241-2年3231.073年以上2423.30合計1031004.4指標描述性分析由表4.3可知，通過描述性統(tǒng)計分析本次測量所得數據，可以看出所測指標的平均值范圍介于3.417至3.903，而各變量的標準偏差則分布在1.049至1.461的區(qū)域內。測量題項的偏度和峰度的絕對值系數在2以下，因此測量題項的數據聚合效應良好表4.3變量的基礎指標描述分析名稱樣本量峰度偏度平均值標準差1.廉潔奉公，不圖私利103-0.628-0.7933.6311.3792.吃苦耐勞103-0.072-0.8863.8251.1583.愿意犧牲個人利益為組織利益服務103-0.295-0.8243.7281.2384.尊重他人勞動成果103-0.520-0.7923.6021.3605.不歧視員工103-0.452-0.9123.9031.2876.將向團隊闡述部門的未來展望。103-0.496-0.7683.7961.2167.將與成員共享組織的經營哲學和目標追求。103-0.506-0.8413.6311.3868.將解釋工作對未來益處的具體內容。103-0.409-0.7443.7571.1849.將為集體描畫潛在的發(fā)展軌跡。103-0.619-0.7633.8741.22610.能指導團隊設定奮斗目的和進步路線。103-0.338-0.8263.8351.17211.會協(xié)助員工評估他們的工作如何影響組織總目標。103-0.727-0.4943.8351.04912.在交流過程中，將充分考慮到個人狀況。103-0.092-0.9533.6991.28213.愿意協(xié)助團隊成員處理個人生活與家庭問題。103-0.523-0.8413.6991.38514.常與團隊進行對話，以掌握各成員的動態(tài)。103-0.640-0.7743.6121.38815.耐心輔導并解答團隊成員的疑惑。103-0.668-0.5903.5921.27116.關注員工的業(yè)務表現、日常生活及個人成長。103-0.461-0.7783.7091.28117.鼓舞團隊成員發(fā)揮各自特色。103-0.287-0.6723.8061.12118.業(yè)務技能扎實可靠。103-0.777-0.5033.6021.22319.思維開闊，富有創(chuàng)新精神。103-0.446-0.8233.8741.20220.熱愛自己的事業(yè)，并不斷追求進步。103-0.613-0.6473.5441.26621.對待工作充滿持續(xù)的激情。103-0.090-0.7833.7961.10622.始終學習不止，以提升個人能力。103-0.676-0.7203.6411.37123.敢于負責，并能妥善處理復雜挑戰(zhàn)。103-0.480-0.7733.7091.2421.我能在工作中自由表達自己的真實想法103-0.862-0.5093.5051.2822.我不會因為說出自己的真實想法而害怕對自己不利103-0.880-0.3323.4271.2413.當我有不同意見時，領導愿意傾聽103-1.155-0.5093.4661.4611.我愿意尋找創(chuàng)新性方法的方法來解決問題103-0.373-0.7063.7091.2102.我會采用創(chuàng)新型的方式來實現工作目標103-0.904-0.5453.5441.3273.我會為了提高工作小組的工作績效而改變工作方法103-0.701-0.5943.6701.2324.我會為了解決問題而不按公司的規(guī)則辦事103-1.101-0.5273.4171.4385.我會為了解決客戶問題而改變組織的規(guī)則103-0.919-0.5763.4471.3776.我會指出同事的不道德行為以求帶來積極的組織變革103-0.911-0.5043.6211.2617.我會為了改進工作程序而向上司提出意見103-0.905-0.5243.6501.2428.我會為了更好的改進現有工作程序而不同意工作小組其他人的意見103-0.659-0.7133.7091.2734.5信度檢驗在社會科學領域中，Likert量表的內部一致性信度估計，通過應用最廣泛的Cronbach’sα（克朗巴赫系數α系數）對研究構念及其維度進行度量。故克隆巴赫α系數又稱為內部一致性α系數，因而如果量表所包含的題項數愈多，內部一致性α系數一般而言會愈高。Cronbach'sα系數的值域為0至1，該值高度表示信度越高。通常來說，當此系數達到或超過0.7時，認為其信度較佳，若超過0.8，則認為信度相當理想。究竟α系數要多大才算有高的信度，不同的學者亦有不同看法：認為0.70是一個較低但可以接受的界值；0.60-0.65間最好不要；0.65-0.70間是最小可接受可信度值；0.70-0.80之間可信度相當好；0.80-0.90之間可信度非常好。本次測量的變革型領導的信度值為0.977，心理安全感的信度值為0.866，越軌創(chuàng)新行為的信度值為0.940，因此可以證明，不同維度之間影響研究的可靠性良好，本研究采用的關于變革型領導的測量表具有較高的可信度，可以支持接下來的研究。表4.4信度檢驗維度項目數Cronbach'sα系數變革型領導230.977心理安全感30.866越軌創(chuàng)新行為80.9404.6效度檢驗KMO測量指標主要評估問卷調查內容的協(xié)調一致性水平。該指標的范圍介于0至1之間，數值愈靠近1意味著問卷內容的協(xié)調程度愈高。一般認為，超過0.7的KMO值可以被視為可接受的信度水平。根據所示數據，本次研究中有關變革型領導的部分，KMO測量值達到了0.959，而巴特利特球形檢驗的值為2204.069，自由度為253，且P值小于0.05，精確至0.000，表明本數據集通過了信效度檢驗，并適宜進行接下來的因子分析。心理安全感的KMO值為0.737，近似卡方值為148.001，自由度為3，顯著性在0.05以下。越軌創(chuàng)新行為的KMO值為0.942，近似卡方值為607.912，自由度為28，顯著性在0.05以下。表4.5效度分析維度項目數KMO系數近似卡方值自由度顯著性變革型領導230.9592204.0692530.000心理安全感30.737148.00130.000越軌創(chuàng)新行為80.942607.912280.0004.7差異分析由表4.8可知，不同性別對于變革型領導,心理安全感在性別差異方面未達到顯著統(tǒng)計水平（p值超過0.05），這表明對于變革型領導所涉及的心理安全感，不同性別之間展現出了一致的態(tài)度和感受，并未出現明顯的分歧。然而，在越軌創(chuàng)新行為上，性別之間顯示了統(tǒng)計學上的顯著差異（p值小于0.05），意味著男性和女性在這一行為表現上存在差別。表4.8不同性別的t檢驗分析結果性別(平均值±標準差)tp男(n=56)女(n=47)變革型領導3.67±1.013.79±1.03-0.6230.534心理安全感3.37±1.193.58±1.18-0.9070.366越軌創(chuàng)新行為3.38±1.183.86±0.92-2.3430.021**p<0.05**p<0.01由表4.9可知，不同年齡對于變革型領導,心理安全感,年齡對于變革型領導、心理安全感以及越軌創(chuàng)新行為的影響未顯示出統(tǒng)計學顯著性（p值大于0.05），這表明在受訪者對變革型領導的感知、心理安全感的體驗以及越軌創(chuàng)新行為的展現上，不同年齡組別之間保持了一致性，并沒有表現出實質性的差異。表4.9不同年齡的方差分析結果年齡(平均值±標準差)Fp21-30歲(n=50)31-40歲(n=27)41-50歲(n=13)50歲以上(n=13)變革型領導3.55±1.123.82±0.943.98±0.873.94±0.911.0010.396心理安全感3.22±1.233.73±1.123.72±1.223.62±0.991.4480.233越軌創(chuàng)新行為3.35±1.183.79±1.003.56±1.144.20±0.382.6300.054*p<0.05**p<0.01由表4.10可知，教育程度與越軌創(chuàng)新行為之間的關系并未達到統(tǒng)計學上的顯著水平（p值大于0.05），這表明在越軌創(chuàng)新行為方面，不同學歷層次的個體間呈現出一致的傾向，不存在顯著的差別。學歷對于變革型領導,心理安全感呈現出顯著性(p<0.05)。從具體得分可知，研究生或者本科學歷的群體在領導組織變革行為和心理安全感的得分程度會高于高中或者專科學歷的群體。表4.10不同學歷的方差分析結果學歷(平均值±標準差)Fp高中及以下(n=11)專科(n=47)本科(n=38)研究生及以上(n=7)變革型領導3.15±1.243.57±1.123.97±0.774.40±0.223.5150.018*心理安全感2.97±1.163.19±1.253.79±1.044.33±0.514.0180.010**越軌創(chuàng)新行為3.11±1.133.55±1.133.71±1.004.05±1.151.3030.278*p<0.05**p<0.01由表4.11可知，不同工作年限對于變革型領導,心理安全感,越軌創(chuàng)新行為全部均呈現出顯著性(p<0.05)，意味著不同工作年限對于變革型領導,心理安全感,越軌創(chuàng)新行為均有著差異性。從數據可知，工作時間在1年以下的群體，在對變革型領導,心理安全感,越軌創(chuàng)新行為上的得分會明顯低于其他的群體。表4.11不同工作年限的方差分析結果工作年限(平均值±標準差)Fp1年以下(n=23)1-5年(n=33)6-10年(n=33)10年以上(n=14)變革型領導3.14±1.233.76±0.974.12±0.693.67±1.044.7150.004**心理安全感2.72±1.243.44±1.133.86±1.103.81±0.875.1890.002**越軌創(chuàng)新行為2.84±1.273.58±1.044.02±0.773.88±0.966.6660.000***p<0.05**p<0.01由表4.12可知，與現屬上級共事時間對于變革型領導,心理安全感,越軌創(chuàng)新行為全部均呈現出顯著性(p<0.05)，意味著不同共事時間對于變革型領導,心理安全感,越軌創(chuàng)新行為均有著差異性。表4.12不同共事時間的方差分析結果與現屬上級共事時間(平均值±標準差)Fp3個月以下(n=21)3-12個月(n=26)1-2年(n=32)3年以上(n=24)變革型領導3.06±1.243.84±0.963.95±0.823.88±0.944.1370.008**心理安全感2.95±1.153.97±1.013.23±1.193.68±1.183.9210.011*越軌創(chuàng)新行為2.71±1.224.05±0.813.66±0.993.79±0.967.7600.000***p<0.05**p<0.015假設檢驗5.1相關性分析相關分析是為了驗證變量兩兩之間的相關關系，本文采用SPSS26.0對變量兩兩之間的關系進行研究，從分析結果可知，變革型領導、心理安全感、越軌創(chuàng)新行為兩兩之間均呈現顯著性的正向相關。其中心理安全感和變革型領導的相關系數為0.456（p＜0.05），越軌創(chuàng)新行為和變革型領導的相關系數為0.350（p＜0.05），心理安全感和越軌創(chuàng)新行為的相關系數為0.607（p＜0.05）。這意味著變革型領導力、心理安全感及偏離常規(guī)的創(chuàng)新行為之間存在較強的相關聯(lián)性。表5.1相關性檢驗性別年齡學歷工作年限與現屬上級共事時間變革型領導心理安全感越軌創(chuàng)新行為性別1年齡0.0371學歷-0.018-0.0681工作年限-0.1070.247*0.0761與現屬上級共事時間0.1120.247*0.0060.454**1變革型領導0.0620.1590.310**0.246*0.258**1心理安全感0.0900.1530.321**0.335**0.1050.456**1越軌創(chuàng)新行為0.222*0.237*0.1860.363**0.255**0.350**0.607**1*p<0.05**p<0.015.2變革型領導方式對員工越軌創(chuàng)新行為的關系分析將性別,年齡,學歷,工作年限,與現屬上級共事時間作為控制變量，將變革型領導當成自變量，同時把越軌創(chuàng)新行為當成因變量開展線性回歸分析，通過下表能夠發(fā)現公式：越軌創(chuàng)新行為=0.599+0.516*性別+0.132*年齡+0.160*學歷+0.325*工作年限+0.011*與現屬上級共事時間+0.219*變革型領導，模型R方值為0.285。在對模型進行F檢驗的過程中，結果表明模型通過了F檢驗(F=6.365，p=0.000<0.05)。變革型領導的回歸系數值為0.219(t=2.134，p=0.035<0.05)，這表明變革型領導對越軌創(chuàng)新行為有著顯著的正面促進作用。據此，我們可以確認假設H1是成立的。表5.2變革型領導對越軌創(chuàng)新行為的回歸分析(n=103)非標準化系數標準化系數tp共線性診斷B標準誤BetaVIF容忍度常數0.5990.527-1.1360.259--性別0.5160.1930.2372.6780.009**1.0520.951年齡0.1320.0940.1281.4090.1621.1150.897學歷0.1600.1300.1131.2330.2201.1310.884工作年限0.3250.1120.2932.8980.005**1.3670.731與現屬上級共事時間0.0110.1030.0100.1030.9181.3650.733變革型領導0.2190.1020.2052.1340.035*1.2340.810R

20.285調整R

20.240FF

(6,96)=6.365,p=0.000D-W值0.883因變量：越軌創(chuàng)新行為*

p<0.05**

p<0.01將性別,年齡,學歷,工作年限,與現屬上級共事時間作為控制變量,需要把心理安全感當成自變量，同時把越軌創(chuàng)新行為當成因變量開展線性回歸分析，通過下表能夠發(fā)現公式：越軌創(chuàng)新行為=0.524+0.388*性別+0.098*年齡+0.028*學歷+0.159*工作年限+0.095*與現屬上級共事時間+0.471*心理安全感，模型R方值為0.452，意味著性別,年齡,學歷,工作年限,與現屬上級共事時間,心理安全感能解釋越軌創(chuàng)新行為變異的45.2%。模型F檢驗的結果顯示，該模型是顯著的（F=13.190，p值遠小于0.05），指出該模型在統(tǒng)計上是有效的。此外，心理安全感對越軌創(chuàng)新行為有著顯著的正相關影響，這由心理安全感的回歸系數0.471以及其對應的t值5.936和p值遠小于0.01所證實。據此，可以確認假設H2是成立的。表5.3心理安全感對越軌創(chuàng)新行為的回歸分析結果(n=103)?非標準化系數標準化系數tp共線性診斷B標準誤BetaVIF容忍度常數0.5240.443-1.1850.239--性別0.3880.1700.1782.2770.025*1.0720.932年齡0.0980.0820.0951.1940.2351.1160.896學歷0.0280.1140.0200.2470.8051.1360.881工作年限0.1590.1030.1431.5480.1251.5000.667與現屬上級共事時間0.0950.0900.0921.0550.2941.3430.745心理安全感0.4710.0790.5125.9360.000**1.3020.768R

20.452調整R

20.418FF

(6,96)=13.190,p=0.000D-W值1.046因變量：越軌創(chuàng)新行為*p<0.05**p<0.015.3心理安全感對員工越軌創(chuàng)新行為的中介效應分析在探討變革型領導通過心理安全感對越軌創(chuàng)新行為的中介效應時，初步分析已經證實變革型領導對心理安全感和越軌創(chuàng)新行為均有顯著的正向作用。進一步的回歸分析中同時納入變革型領導和心理安全感作為自變量，對越軌創(chuàng)新行為進行預測。分析結果表明，心理安全感對越軌創(chuàng)新行為的影響還是顯著的，而變革型領導直接對越軌創(chuàng)新行為的影響作用則不再顯著。這一發(fā)現表明，在變革型領導與越軌創(chuàng)新行為關系中，心理安全感發(fā)揮了完全中介的角色。表5.4中介模型檢驗結果越軌創(chuàng)新行為心理安全感越軌創(chuàng)新行為常數0.599

(1.136)0.274

(0.493)0.473

(1.019)性別0.516**

(2.678)0.280

(1.380)0.387*

(2.263)年齡0.132

(1.409)0.080

(0.803)0.096

(1.156)學歷0.160

(1.233)0.308*

(2.254)0.018

(0.156)工作年限0.325**

(2.898)0.361**

(3.055)0.159

(1.539)與現屬上級共事時間0.011

(0.103)-0.167

(-1.533)0.087

(0.951)變革型領導0.219*

(2.134)0.394**

(3.646)0.038

(0.391)心理安全感0.460**

(5.403)樣本量103103103R

20.2850.3250.453調整R

20.2400.2830.412F

值F

(6,96)=6.365,p=0.000F

(6,96)=7.714,p=0.000F

(7,95)=11.228,p=0.000*p<0.05**p<0.01括號里面為t值6結論及對策建議6.1結論本文將心理安全的中介作用當作重要前提，設定變革型領導對員工的創(chuàng)新行為能夠提供充足的動力。換句話說，變革性領導風格被用作自變量，員工的越軌創(chuàng)新行為被用作因變量，員工的心理安全被用作中間變量，以探索這三個因素的影響關系。通過第五章的數據分析，得出三者之間的關系如下：（1）變革型領導對越軌創(chuàng)新行為有顯著正向影響。（2）較強的心理安全感對員工實施越軌創(chuàng)新行為有正向影響。6.2對策建議基于以上數據的分析與總結，在此提出以下理論可行的實施對策建議。（1）營造和諧氛圍，引導員工進步變革型領導相對于其他領導方式，其中的一大特點就是關注與下屬之間的互動，它不會直接強硬的吩咐下屬該怎么做，而是通過自身的領導魅力形成感召力吸引員工跟隨，加上溝通與激勵的方式來引導下屬做他們認為正確的事，這有利于創(chuàng)造良好的上下級關系?；诖耍霞壞芙o予下屬更多的心理安全感，塑造一個良好的工作氛圍。而員工在信任上級，沒有后顧之憂的情況下，更容易發(fā)揮創(chuàng)造性思維，用創(chuàng)新的方法來解決問題，從而加大產生越軌創(chuàng)新行為的可能性。再者，員工在良好環(huán)境與前景激勵的情況下，更容易產生自我進步的觀念，自發(fā)性的去加強自己的學習與工作能力。這時上級再給予正確與及時的指導，就能為企業(yè)培養(yǎng)出更好的人才。（2）規(guī)范組織紀律，講求長遠發(fā)展俗話說“沒有規(guī)矩，不成方圓”。雖然越軌創(chuàng)新行為是企業(yè)尋求進步的一種方式，但是本質上也是在挑戰(zhàn)現有的制度。如何在越軌創(chuàng)新的同時穩(wěn)定組織紀律同樣是個問題。所以上級不應盲目的追求越軌創(chuàng)新，需要讓員工認識到組織紀律的嚴肅性，防止員工為了創(chuàng)新卻無法判斷利弊從而傷害組織利益。所以，上級可以發(fā)揮變革型領導的優(yōu)勢，以身作則，用自己的魅力與感召力來為員工樹立一個榜樣，起到示范與帶頭作用。在確保制度規(guī)范的情況下恩威并施，保證組織的正常運行。同時，領導者應有意識的培養(yǎng)員工的創(chuàng)新思維，例如定期開展“面對面”談話日，傾聽員工的創(chuàng)新思維或者計劃，并且在平日的工作中為員工的創(chuàng)新行為提供具有針對性的指導與幫助。也可以在績效考核中額外加入創(chuàng)新行為的評估，讓員工意識到創(chuàng)新行為能給他們帶來正面的效益，以此潛移默化的讓創(chuàng)新意識感染更多的員工，從而追求持續(xù)性創(chuàng)新發(fā)展的可能。（3）追求自我進步，樹立正面形象變革型領導所需的一個前提就是需要自身具備充足的感召力。因此，領導者自身也需要注重能力素質與道德修養(yǎng)的修煉，通過樹立榜樣來贏得員工的尊敬和忠誠。例如：精通業(yè)務，知識廣博，以誠相待，采用適度的管理與威懾，不斷的學習與提高等。通過這些做法來獲得員工的認可與追隨，從而更好的實行管理。（4）拓寬溝通渠道，完善激勵機制上下級之間保持良好的溝通是提升員工績效與工作熱情的重要舉措之一，所以，開拓一個暢通的溝通渠道是非常有必要的。在溝通的過程中，員工不僅能夠體會到上級對他們的關心，拉近上下級之間的關系，感受到公司對于他們的重視與肯定，也利于上級能及時發(fā)現下級所遇到的問題并給予具有針對性的幫助。只有給予了員工足夠多的關心與幫助，盡量幫助員工排除干擾他們工作的不利因素，減輕員工的負擔，他們才能更好的投入到創(chuàng)造績效中去。同時，建立一個合理的激勵機制也是提升員工成就感，激發(fā)員工工作熱情的良好方式之一。對于員工來說，良好的激勵機制能夠增加他們的自我認同感與歸屬感，促使他們產生創(chuàng)新心理，積極地去探索可能的創(chuàng)新方式來增加自己的績效；對于管理者來說，良好的激勵機制能夠反映出員工的工作情況：對于績效良好者給予一定的表揚和鼓勵，對于表現不佳者可與他們進行深度的交流，幫助員工發(fā)現他們的問題所在并給予一定的針對性的幫助。當員工感受到激勵時，會更加富有激情，樂于主動思考創(chuàng)新舉措，致力于不斷進步，打造一個良好的競爭與合作氛圍，才能更好的為企業(yè)創(chuàng)造效益。（5）培養(yǎng)變革領導，展現領導風格為了更好的使用變革型領導來培養(yǎng)員工進行越軌創(chuàng)新，領導者自身的領導風格也需要有意識的進行培養(yǎng)。在領導下屬的過程中，要有意識的以身作則為下屬樹立榜樣。同時，領導者要放下身段，與員工進行談話，關心員工，給予員工生活與工作中的幫助，減輕員工的外在負擔，力促創(chuàng)造一個自由、輕松、友好的工作環(huán)境，讓員工能夠專心著眼于工作，相互間充滿信任，能夠交換創(chuàng)新想法并進行融會貫通。當發(fā)生重大事件或需要領導者站出來維護組織利益時，領導者也需要愿意挺身而出擔負責任，讓下屬產生歸屬感與信任感，使其樂于跟隨領導者一起公事，在今后即使遇到了一些問題，員工也會樂于與之溝通，獲得員工的支持。因此，變革型領導的培養(yǎng)與使用是齊頭并進的，管理者充分發(fā)揮變革型領導風格的同時也是在培養(yǎng)自身的領導意識，這樣才能使員工和領導共同進步。PAGEPAGE12參考文獻[1]Goldsmith.R.,Convergentvalidityoffourinnovativenessscales[J].EducationalandPsychologicalmeasurement.1986,(46):78-90.[2]任李林.變革型領導對員工創(chuàng)新行為的影響[D].西南財經大學,2021.[3]PiccoloRF,ColquittJA.Transformationalleadershipandjobbehaviors:Themediatingroleofcorejobcharacteristics[J].AcademyofManagementJournal,2006,49(2):327-340.[4]GibsonCB,BirkinshawJ.THEANTECEDENTS,CONSEQUENCES,ANDMEDIATINGROLEOFORGANIZATIONALAMBIDEXTERITY[J].AcademyofManagementJournal,2004,47(2):p.209-226.[4]BanduraA.Sociallearningtheory.[J].ScottsValley,California,ReCAPP,[2000],1977,1(1):33-52[5]Bandura,A.Socialfoundationsofthoughtandaction:Asocialcognitivetheory.[J].EnglewoodCliffs,NJ,1986[6]BassBM,RiggioRE.TransformationalLeadership,2ndEdition[M].2006.[7]方迪慧.先斬后奏：變革型領導對員工建設性越軌行為的影響研究[D].江西師范大學,2020.[8]李崯.變革型領導對員工建設性越軌行為的影響研究[D].陜西科技大學,2023.[9]蘇波宇.變革型領導對新生代員工創(chuàng)新行為的影響研究[D].鄭州大學,2019.[10]趙斌斌.變革型領導對員工越軌創(chuàng)新行為的影響——基于被調節(jié)的鏈式中介作用[J].西安建筑科技大學學報(社會科學版),2022,41(05):[11]BassBM.Leadershipandperformancebeyondexpectations[M].NY:FreePress,1985.[12]PodsakoffPM,MackenzieSB,MoormanRH,etal.Transformationalleaderbehaviorsandtheireffectsonfollowers\"trustinleader,satisfaction,andorganizationalcitizenshipbehaviors[J].TheLeadershipQuarterly,1990,1(2):107-142.[13]李超平,時勘.變革型領導的結構與測量[J].心理學報,2005(06):97-105.[14]劉田甜.變革型領導對員工創(chuàng)新行為的影響機制[D].廣西大學,2020.[15]馮彩玲,張麗華.變革/交易型領導對員工創(chuàng)新行為的跨層次影響[J].科學學與科學技術管理.2014,35(08):172-180.[16]陳曉暾,李崯,鹿祎璇.變革型領導對員工越軌創(chuàng)新行為的影響——基于中國管理情境的實證分析[J].華東經濟管理,2022,36(09):[17]張弘,劉士平.變革型領導、員工責任感與越軌創(chuàng)新行為[J].西南政法大學學報,2020,22(02):[18]李永占.變革型領導對員工創(chuàng)新行為的影響:心理授權與情感承諾的作用[J].科研管理,2018,39(07):[19]Farmer,Tierney,&Kung-McIntyre,2003;Gilson,Mathieu,Shalley,&Ruddy,2005;Shalleyetal.,2009[20]YoonJD，ShinJH，NianAL，etal．Religion，senseofcalling，andthepracticeofmedicine：Findingsfromanationalsurveyofprimarycarephysiciansandpsychiatrists[J]．SouthernMedicalJournal，2015，108(3)：189-195．[21]WrzesniewskiA，MccauleyCR，RozinP，SchwartzB．Jobs，careers，andcallings：people'srelationstotheirwork[J]．JournalofResearchinPersonality，1997，31(1)：21-33[22]Praskova，A．，M．HoodandP．A．Creed，TestingacallingmodelofpsychologicalcareersuccessinAustralianyoungadults：Alongitudinalstudy[J]．JournalofVocationalBehavior，2014．85(1)：125-135．[23]WarrenDE.ConstructiveandDestructiveDevianceinOrganizations[J].TheAcademyofManagementReview,2003,28(4):622-632.[24]CＲISCUOLOP，SALTEＲAJ，TEＲWALALJ．Goingunderground:bootleggingandindividualinnovativeperformance［J］．OrganizationScience，2014，25(5):1287－1305．[25]王永,譚灝哲,馬君."懷才不遇"的員工為何抗令創(chuàng)新:基于心理抗拒理論的解釋[J].中國人力資源開發(fā),2023(12):8-22.[26]王弘鈺,鄒純龍.變革型領導對員工越軌創(chuàng)新的影響——一個有調節(jié)的中介模型[J].科技管理研究,2019,39(02):[27]MainemelisC．Stealingfire：cre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