資質過剩員工主動性—被動性創新行為雙路徑研究

葉偉嬌，趙慧軍，宋瀟瀟

(首都經濟貿易大學 工商管理學院，北京 100070)

0 引言

員工創新作為企業創新的根源是企業永葆生機的關鍵，如何驅動員工從事創新行為長久以來受到企業和學術界重點關注。同時，隨著全球教育水平的提升，員工資質過剩(Perceived Overqualification)現象在企業中愈發普遍。有學者開始探索資質過剩員工的角色外創新轉化路徑[1]。對一般員工而言，受個體經驗、技能和知識等因素影響，從事創新行為可能缺乏能力支撐，顯得“強人所難”。相比之下，帶有技術或經驗優勢的資質過剩員工可能更適合創新工作[2]，將“懷才不遇”轉為“丹鳳朝陽”，實現企業與資質過剩員工的雙贏。資質過剩員工在主動創新行為[3]、越軌創新[4]與創新績效[5]間的積極作用已經得到證實，這些研究為激發資質過剩員工創新行為以及實現冗余資質向創新轉化提供了理論參考。然而，在中國管理現實情境下，一些組織中資質過剩員工創新性卻不盡如人意。那么，資質過剩員工真的更適合從事創新行為嗎？為什么部分組織中資質過剩員工創新性不足呢？有學者發現，在高權力距離和集體文化主義環境下，在創新成為國家發展重大戰略決策的背景下，中國員工更容易遵從組織制度和權威指令從事創新[6]。國外創新行為相關文獻并未將這種被動性創新納入研究范疇，國內對資質過剩與創新行為的研究對此也缺乏關注，這可能是現有研究無法解釋實際現象的原因。

本研究引入趙斌[6]根據中國創新實際情境提出的被動性創新行為(Reactive Innovation Behavior)，將主動性創新行為(Proactive Innovation Behavior)與被動性創新行為一并納入研究模型。根據自我驗證理論和社會交換理論，引入創新自我效能感(Innovation Self-efficacy)作為主動性創新行為的中介變量，引入組織壓力(Perceived Organizational Pressure)作為被動性創新行為的中介變量，驗證資質過剩員工從事主動性創新行為和被動性創新行為的雙路徑，并進一步考察權變獎勵領導行為(Contingent Reward Leadership)在資質過剩員工通過創新自我效能感影響主動性創新行為和通過組織壓力影響被動性創新行為雙路徑中的調節作用，豐富主動性創新行為和被動性創新行為研究，并深化對資質過剩員工的理解，為企業充分調動資質過剩員工利用冗余資質進行創新轉化提供理論解釋和管理依據。

1 理論基礎與研究假設

1.1 資質過剩員工創新行為(主動/被動)

資質過剩感是指個體感知自己擁有超過工作要求的教育水平、經驗、知識和能力[5]。根據自我驗證理論，自我驗證的想法會驅動個體尋求與自我概念相一致的外部評價，從而保持和強化自己認為的身份角色。主動性創新是一種自我驅動的創新行為，能夠驅使員工堅持不懈地完成創新目標[3,7]。擁有資質過剩感的員工自認為具有超出工作崗位基本要求的學歷水平、知識技能和工作經驗等，往往自我定位較高，對自己有著積極的認知與評價，也期望從外界獲得與認知一致的反饋，擁有更強的動機從事主動性創新行為。根據主動性創新行為的自發性、前瞻性和能動性[8]進行分析，首先，自發性創新行為由員工個人意志決定。資質過剩感的個體對自身資質和才能以及從事創新行為的成功率有著更高的評估，在日常工作中會借助冗余資質優勢，主動從事挑戰性創新行為，以期獲得外界正向評價。Kerstin[9]研究發現，隨著同齡人對資質過高員工積極性評價的提高，具有積極認知的資質過剩員工會有更高的任務績效。其次，前瞻性能夠為執行創新想法預先作好準備。資質過剩員工的冗余資質使他們能夠更快完成組織分配的任務，擁有更多時間進行創造性思考[10]，預先準備創新計劃，提高創新行為成功率。最后，能動性有利于及時解決創新過程中出現的問題。資質過剩員工有著超出工作崗位的能力，更容易解決創新過程中出現的問題。

國內外相關研究大多聚焦于資質過剩與主動性創新行為，忽視了被動性創新行為。被動性創新行為是指員工在組織環境壓力下迫使自己產生與自身認知不一致的非自愿創新行為。趙斌等[6]認為，被動性創新行為是個體非自發、非自愿的角色內行為，其壓力源自組織規范。被動性創新行為與強制性公民行為擁有相似的壓力特征，并且與權威服從、強制性追隨相似，都屬于角色內行為[11]，這也意味著該行為具有義務性。被動性創新行為是在組織規范的壓力下產生而非發自內心意志，其創新動機受到外部壓力控制，因此，應從個體的組織壓力源進行分析。被動性創新行為形成的主要壓力來自領導、同事和組織規章制度等組織規范。一方面，資質過剩員工其冗余資質容易引起組織與領導關注，遇到困難系數較高和創造性較強的事情時，資質過剩員工便成為組織首選。并且，組織往往認為資質過剩員工更有義務從事創新性行為，為組織作貢獻。另一方面，基于能力優勢，資質過剩員工成為同事們關注和崇拜的對象，遇到創新任務時，同事會認為資質過剩者更應該從事創新行為。綜上，本文提出如下假設：

H1：資質過剩感正向影響員工主動性創新行為。

H2：資質過剩感正向影響員工被動性創新行為。

1.2 創新自我效能感在資質過剩感與主動性創新行為路徑中的中介作用

創新自我效能感是指個體在工作中對自身是否有創造性表現和取得創造性成果的信念[12]。一方面相信自己能產生新的想法并對創新性地解決問題充滿自信，另一方面對發現和解決新問題充滿信心，并愿意幫助他人實現創意[13]。資質過剩感的員工擁有超出工作崗位要求的教育水平、工作經驗和技術技能等，而教育水平[14]、工作經歷[15]對創新自我效能感具有積極影響。Luksyte等[5]研究證實，指導他人能夠使資質過剩感員工提高創新績效；Zhang等[16]提出，當個人認為自己資質過高并積極看待差異時，其自我效能感會提高。

自我效能感影響人們對行為的選擇，以及對選擇行為的堅持和努力程度[17]。丁賀等[18]認為高自我效能感的個體在面對創新過程中的困難和阻礙時，會產生積極應對問題的態度，采用問題聚焦的處理策略，形成適應變化和挑戰現狀的行為導向，而低自我效能感的個體則采用情緒聚焦的處理策略，產生逃避態度。創新自我效能感強調員工工作過程中產生的新穎想法和解決辦法，許多研究證實，創新自我效能感與創新行為相關。有學者將自我效能感作為成就動機的一個積極成分，例如，Ford等[19]構建創新行為模型，將自我效能感視為員工創新行為的內在動機；Zhang等[16]指出在執行更廣泛的工作角色和任務時，高自我效能感促進個體目標設定和積極主動作出努力，角色廣度自我效能感作為個體的內在動機對主動性行為具有積極影響。本文認為資質過剩感基于超過工作崗位要求的資質，對創新想法的產生和執行，在客觀上具備條件，在主觀上擁有自信，因而具有較高的創新自我效能感。創新自我效能感作為內在動機，驅動個體開展主動性創新行為。綜上，本研究提出如下假設：

H3：創新自我效能感中介資質過剩感與主動性創新行為間關系。

1.3 組織壓力在資質過剩感與被動性創新行為路徑中的中介作用

組織壓力是指員工感知到的來自組織層面的壓力。首先，資質過剩員工受到組織和領導的特別關注，容易分配到具有困難和挑戰性的任務，從而感受到更多的組織期待壓力。其次，資質過剩員工會更加努力完成工作任務以證明自己比一般員工更具價值。有研究表明，資質過剩感與職業相關壓力[20]和創新績效[21]等相關。

趙瑜等[22]研究證實，適度的壓力有利于員工個體發展和績效提高。李錫元等(2020)認為，績效考核結果與員工組織地位相關，績效壓力會使員工產生更加強烈的成就動機。廖建橋等[23]提出在中國的組織氛圍中，員工行為往往受到組織與領導約束。為了在組織中生存和發展，迫于組織壓力，在控制性動機驅動下，員工不得不服從組織規范，從事被動性創新行為。根據趙斌等[6]對被動性創新行為特征的描述，組織對其有明確的期望、評估和獎懲制度，屬于外部約束力很強的角色內行為。員工感知組織壓力，受到獲取獎勵、避免懲罰、取悅領導等外部動機的刺激，進而從事被動性創新行為。因此，本研究認為資質過剩感的員工由于能力優勢，會更多地感受到組織期望，在組織壓力下，為獲取獎勵或避免懲罰，員工會選擇從事被動性創新行為。綜合以上分析，提出如下假設：

H4：組織壓力中介資質過剩感與被動性創新行為間關系。

1.4 權變獎勵領導行為的調節作用

領導行為是組織中員工態度和行為形成的重要變量，尤其在中國高權力距離的組織情境下，領導對下屬的影響不容忽視。權變獎勵領導行為(Contingent Reward Leadership)是指能夠將物質或心理獎勵與追隨者績效建立密切聯系的領導行為[24]，其會對下屬態度和行為產生積極與獨特的影響[25]。Bass等[26]研究發現，建立互惠關系是權變獎勵領導行為的核心。在權變獎勵過程中，領導向下屬提供認可、表揚或資源，換取下屬在工作中的良好表現。與金錢激勵不同的是，權變獎勵領導行為通過權變的方式建立工具性的硬性要求和情感性的軟性要求并存的激勵方式，彌補單一金錢激勵或情感激勵的不足，促進關系型心理契約的履行，強化員工對組織的情感承諾。Robinson等[27]通過兩個對照實驗研究發現，權變獎勵領導條件下的參與者會比單純接受智力刺激的參與者產生更多想法，并且更愿意付出額外努力。Gaudet等[28]也研究發現，權變獎勵領導行為與下屬的情緒耗竭和曠工負相關，與組織公民行為正相關。

社會交換理論(Social Exchange Theory)下，領導和下屬建立尊重、信任的二元關系，領導為下屬提供工作上的物質和情感支持，下屬回報以良好的工作績效[29]。權變獎勵領導行為以互惠性為核心，在交易型關系的基礎上形成相互信任的情感依附關系[9]。權變獎勵領導行為通過提供資源、金錢和情感激勵等方式，增加資質過剩員工的創新自我效能感。權變獎勵領導行為一方面為資質過剩員工提供資源支持，減少創新過程中的阻礙，提高完成創新任務的機率；另一方面，通過金錢的硬性激勵和情感上的軟性激勵等積極反饋，增加下屬的創新自我效能感。班杜拉的社會認知理論(Social Cognition Theory)也提出，組織的賞識、反饋和認可在強化員工行為的同時也會增加員工自我效能感。此外，有研究發現，創新自我效能感不僅受個體內部身份感知和優勢心理氛圍的影響，更受組織創新氛圍和組織創新支持等組織環境的影響[22，29]。因此，本研究認為資質過剩員工獲得領導額外資源支持和情感激勵后，會對完成創新任務更加充滿自信，繼而主動從事創新行為。

根據社會交換理論，員工會盡量滿足領導期望和要求，以防領導停止資源交換。權變獎勵領導行為強調根據下屬反應進行權變獎勵以建立和形成互惠關系，領導和下屬就獎勵與贊美達成一致以換取員工未來的努力[30]。當下屬沒有努力完成預計目標時，領導會重新考慮互惠關系或者降低獎勵。而資質過剩員工本就受到更多關注和期望，在權變獎勵領導行為下，其會更加努力完成工作任務以獲得領導獎勵和下一次的資源支持。此外，任務無法完成所帶來的領導負面情緒和打破與領導互惠關系的后果，會加劇員工感知的組織壓力，迫使員工從事被動創新行為。因此，本研究認為在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感的員工為獲取領導的物質和情感獎勵，以及避免打破與領導間互惠關系，感知到的組織壓力會增加，進而從事被動創新行為。綜合以上分析，提出如下假設：

H5：權變獎勵領導行為調節資質過剩感與創新自我效能感間關系，即在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感與創新自我效能感的正向關系被加強，而低權變獎勵領導行為下則影響不顯著。

H6：權變獎勵領導行為調節資質過剩感與組織壓力間關系，即在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感與組織壓力的正向關系被加強，而低權變獎勵領導行為下則影響不顯著。

綜上，本文構建假設理論模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究采用問卷調查法收集相關數據，樣本主要來源于廈門、福州、泉州、武漢、深圳和北京6個城市，包括金融、教育、行政、電子信息技術、生物與醫藥等行業。采用滾雪球抽樣和依托某行業協會向高新技術類企業投遞問卷兩種方法獲取數據，滾雪球抽樣在社會科學研究數據收集中具有廣泛應用。有研究發現滾雪球樣本會導致數據偏差，因為樣本收集容易聚集在相似群體中，使數據出現偏頗。本研究聚焦于資質過剩這一特定群體，并且根據Marcus[31]對滾雪球樣本的數據獲取建議，沒有采用單一的滾雪球抽樣方式。為了降低共同方法偏差，本研究分兩個時間點進行問卷收集。在指導語中告知被試：有權自主決定是否參與本次調查，問卷采用匿名形式，答案無對錯之分，結果僅用于科學研究，可隨時終止并退出調查。在兩份問卷的首頁要求被調查者填寫手機號碼后4位，以便后期數據匹配。第一個時間點為2021年7月，被試需要填答資質過剩感、權變獎勵領導行為、組織壓力和控制變量問卷，第二個時間點為2021年9月，向同一批被試發放問卷，評估其主動性—被動性創新行為、創新自我效能感和主動性人格。

第一輪問卷發放采用滾雪球的方式，向身邊50位從事金融、教育、行政等職業的人員發放網絡問卷，并邀請他們傳遞給身邊的同事，同時，依托某行業協會向電子信息技術、生物與醫藥等企業投遞問卷500份，共回收546份。在第一輪問卷發放2個月后，以同樣的形式發放第二輪問卷。然后，根據填答內容完整性和質量以及手機號碼配對情況對樣本數據進行篩選，最終獲得438份有效問卷，有效回收率為80.2%。其中，男性員工占61.6%，女性占38.3%；年齡主要在21～30歲和31～40歲之間，分別占38.3%和40.4%；受教育程度主要集中在本科和碩士及以上，分別占39%和28.3%；工作年限在1～4年居多，達47.4%；企業成立年限在2年以下和3～4年居多，分別占27.1%和26%。

2.2 測量工具

為了盡可能保證信度與效度，本研究選用國內外權威的成熟量表作為測量工具。在正式調研之前，選取某高校MBA同學進行預調研，并結合問卷回收情況和該領域專家的意見對問卷進行適當修訂。所有問卷均利用Likert七級量表(1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”)進行測量。

資質過剩感。采用Maynard等[20]編制的9題項資質過剩感量表，代表性題項如“我經常覺得我的工作所需的學歷水平低于我現在的學歷”，量表的 Cronbach′s α值為0.923。

創新自我效能感。采用Carmeli等[32]開發的量表，由單維度8題項構成，如“在面對艱巨的任務時，我經常會想出多種方法去完成”，量表的 Cronbach′s α值為0.889。

組織壓力。采用Munz 等[33]結合Zhang等[34]的績效壓力量表形成的單維度5題項量表，代表性題項如“我經常覺得只有取得優秀業績，我才能得到公司的認可”。量表的 Cronbach′s α值為0.910，KMO值為0.915，CR值為0.932，AVE值為0.691，說明問卷具有良好的信效度。

權變獎勵領導行為。采用Buengeler等[24]開發的4題項量表，代表性題項如“當我的工作做得比其他同事好時，我的領導會表揚我”，量表的 Cronbach′s α值為0.846。

主動性創新行為。采用Belsehak等(2010)開發的6題項量表，代表性題項如“我經常改變做事的方法以使工作更有效率”，量表的 Cronbach′s α值為0.915。

被動性創新行為。采用趙斌等[6]開發的5題項被動性創新行為量表，代表性題項如“我經常在高壓力、獎懲制度嚴苛的環境中從事創新工作”，量表的 Cronbach′s α值為0.895。

控制變量。根據Bernerth等[35]的控制變量指南，將性別、年齡、受教育程度、工作年限和企業成立時間等因素作為控制變量。性別編碼：0=女性，1=男性。年齡編碼：1=20歲以下，2=20～30歲，3=31～40歲，4=41～50歲，5=50歲以上。受教育程度編碼：1=初中及以下，2=高中/中專，3=大專，4=本科，5=碩士及以上。工作年限編碼：1=2年以內，2=3～4年，3=5～6年，4=7～8年，5=9年及以上。企業成立年限編碼：1=2年以內，2=3～4年，3=5～6年，4=7～8年，5=9年及以上。此外，有研究發現主動性人格是主動性創新行為的重要前置變量[36]，因此，本研究進一步控制主動性人格。主動性人格采用張振剛等[37]根據Bateman和Crant翻譯成中文的量表，共4個題項，代表性題項如“如果我看到別人處在困難中，我會盡我所能地提供幫助”。量表的Cronbach′s α值為0.642，KMO值為0.723。

3 數據分析與結果

3.1 同源方差與驗證性因子分析

盡管本研究分兩個不同時間點收集數據，但采用同一來源的樣本數據且部分題項經過翻譯。根據Podsakoff等[38]的建議，采用Harman單因子檢驗共同方法偏差，測試樣本中自測變量有效性。未旋轉的主成分分析表明，6個因子的特征根大于1，而且第一個因子解釋的變異量為23.88%，小于40%。因此，模型不存在可解釋絕大部分方差的單一公因子，受共同方法偏差的影響有限。

本文采用驗證性因子分析(CFA)，檢驗資質過剩感、創新自我效能感、組織壓力、權變獎勵領導行為、主動性創新行為和被動性創新行為的區分效度。結果如表1所示，六因子模型的擬合結果優于其它模型：χ2=771.821, df=455,χ2/df=1.696, CFI=0.963, GFI=0.905, TLI=0.959, RMSEA=0.040。因此，資質過剩感、創新自我效能感、組織壓力、權變獎勵領導行為、主動性創新行為和被動性創新行為6個變量之間具有良好區分效度。

表1 模型驗證性因子分析結果

3.2 描述性統計及相關分析

變量的平均值、標準差和相關性如表2所示，資質過剩感與創新自我效能感(r=0.192, p<0.01)、主動性創新行為(r=0.246, p<0.01)、組織壓力(r=0.207, p<0.01)和被動性創新行為(r=0.196, p<0.01)均顯著正相關；創新自我效能感與主動性創新行為顯著正相關(r=0.287, p<0.01)；組織壓力與被動性創新行為顯著正相關(r=0.307, p<0.01)；權變獎勵領導行為與創新自我效能感(r=0.273, p<0.01)、主動性創新行為(r=0.35, p<0.01)、組織壓力(r=0.285, p<0.01)和被動性創新行為(r=0.148,p<0.01)均顯著正相關。

表2 變量均值、標準差與相關系數

3.3 假設檢驗

(1)資質過剩感與主動性—被動性行為間關系假設檢驗。利用層級回歸分析法檢驗資質過剩感—主動性創新行為和資質過剩感—被動性創新行為兩條主效應，結果如表3所示。第一步，將控制變量與因變量放入模型中(模型3，模型9)。第二步，將主動性人格和自變量資質過剩感放入模型中(模型4)，結果顯示，資質過剩感對主動性創新行為具有顯著正向影響(r=0.292, p<0.001)，驗證了假設H1。第三步，在模型10中驗證了資質過剩感對被動性創新行為具有顯著正向影響(r=0.128, p<0.001)，假設H2得到支持。

(2)中介效應檢驗。本研究依據三步法進行中介效應檢驗，結果如表3所示，在資質過剩感與主動性創新行為的路徑中，資質過剩感與主動性創新行為顯著正相關(r=0.292, p<0.001, 模型4)，資質過剩感與創新自我效能感顯著正相關(r=0.104, p<0.001, 模型2)，創新自我效能感與主動性創新行為顯著正相關(r=0.175, p<0.01, 模型5)。在模型中加入中介變量后，資質過剩感對主動性創新行為(主效應)的影響系數下降，且不顯著(r=0.078, p>0.05, 模型6)，說明創新自我效能感完全中介資質過剩感與主動性創新行為間關系，假設H3得到支持。在資質過剩感與被動性創新行為的路徑中，資質過剩感與被動性創新行為顯著正相關(r=0.128, p<0.001, 模型10)，資質過剩感與組織壓力顯著正相關(r=0.13, p<0.01, 模型8)，組織壓力與被動性創新行為顯著正相關(r=0.271, p<0.001, 模型11)。在模型中加入中介變量后，資質過剩感對被動性創新行為的影響系數有所下降(r=0.095, p<0.01, 模型12)，說明組織壓力部分中介資質過剩感與被動性創新行為間關系，假設H4得到支持。

表3 主效應與中介效應回歸分析結果

此外，采用對抽樣分布沒有限制且具有較高統計效力的Bootstrap中介檢驗法作進一步的中介檢驗，結果如表4所示，資質過剩感通過創新自我效能感影響主動性創新行為的估計系數為正(r=0.059)，且95%置信區間均不包括0，進一步驗證了假設H3。資質過剩感通過組織壓力影響被動性創新行為的估計系數為正(r=0.096)，且95%置信區間均不包括0，進一步驗證了假設H4。

表4 Bootstrap中介檢驗結果

(3)調節效應檢驗。為了驗證假設H5和H6，即權變獎勵領導行為對資質過剩感與創新自我效能感間關系的調節作用以及對資質過剩感與組織壓力間關系的調節作用。對資質過剩感和權變獎勵領導行為作中心化處理，構建乘積項以減少共線性問題。結果如表5所示，資質過剩感和權變獎勵領導行為的交互項顯著正向影響創新自我效能感(r=0.106, p<0.05, 模型14)，資質過剩感和權變獎勵領導行為的交互項顯著正向影響組織壓力(r=0.128, p<0.01, 模型16)。

表5 調節作用檢驗結果

為了更直觀地呈現調節效應，采用Aiken等[39]開發的程序計算斜率，使用高于和低于權變獎勵領導行為平均值的一個標準差呈現相互作用，如圖2和圖3所示。在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感對創新自我效能感的影響更強，對組織壓力的影響也更強，而在低權變獎勵領導行為下則影響不明顯。

圖2 權變獎勵領導行為對資質過剩感與創新自我效能感間關系的調節效應

圖3 權變獎勵領導行為對資質過剩感與組織壓力間關系的調節效應

(4)被調節的中介效應檢驗。使用Edward等[36]的路徑分析方法進行有調節的中介效應檢驗，結果如表6所示。資質過剩感對主動性創新行為的間接作用在高權變獎勵領導行為下顯著(r=0.602, 95%CI=[0.262, 1.013])，在低權變獎勵領導行為下不顯著(r=0.029, 95%CI=[-0.345, 0.453])，假設H5得到驗證。資質過剩感對被動性創新行為的間接作用在高權變獎勵領導行為下顯著(r=0.884, 95%CI=[0.474, 1.352])，在低權變獎勵領導行為下不顯著(r=0.002, 95%CI=[-0.45, 0.422])，假設H6得到驗證。

表6 有調節的中介效應檢驗結果

4 研究結論與討論

4.1 研究結論

本研究基于自我驗證理論和社會交換理論，利用438份調研數據，通過實證檢驗得出以下結論：第一，資質過剩感對主動性創新具有顯著正向影響，這與周霞[4]、Luksyte[5]、王朝暉[12]等的研究結論相同。并且，本研究進一步證實了資質過剩感對被動性創新行為具有顯著正向影響。主動性創新行為是一種自發性的角色外行為[1]，而被動性創新行為是具有義務性的角色內行為[6]。資質過剩員工容易受到組織和領導對其創新工作表現的期待壓力，從事角色內創新行為，即被動性創新行為。第二，創新自我效能感在資質過剩感與主動性創新行為間關系中起到完全中介作用，組織壓力在資質過剩感與被動性創新行為間關系中起到部分中介作用。第三，高權變獎勵領導行為下，資質過剩感與創新自我效能感和組織壓力之間的正向關系均得到加強。相比低權變獎勵領導行為，在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感對創新自我效能感的正向影響更強，對組織壓力的正向影響也更強。第四，在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感通過創新自我效能感對主動性創新行為的間接作用得到加強，在低權變獎勵領導行為下則不顯著；在高權變獎勵領導行為下，資質過剩感通過組織壓力對被動性創新行為的間接作用得到加強，在低權變獎勵領導行為下則不顯著。

4.2 理論貢獻

首先，從資質過剩員工能力優勢視角，分別分析其從事主動性創新行為和被動性創新行為的驅動機制，拓展了資質過剩感與主動性—被動性創新行為的研究視角。以往研究從地位競爭[2]和壓力源[4]等視角對主動性—被動性創新行為進行探討，為解釋組織情境誘發個體創新行為的關系機制提供了充足的支撐，但缺乏對有能力優勢的員工主動或被動從事創新行為的解釋。雖然有少數學者[1-2,40]探討了資質過剩在創新行為中的作用機制，但并未根據中國管理實際情境進一步深入研究員工創新行為。本研究基于自我驗證理論，以員工能力優勢(資質過剩)作為誘發行為的動機，驗證了資質過剩感與主動性—被動性創新行為間關系，為資質過剩感與創新行為相關研究提供了新的理論解釋框架，豐富了創新行為研究視角。

其次，豐富了從創新自我效能感和組織壓力視角解釋資質過剩感個體主動性—被動性創新行為內在機制的研究。不同于以往研究從目標導向[1]和工作繁榮[2]的角度研究創新行為作用機制，本研究分析具有能力優勢個體從事創新行為的主客觀誘因。主動性創新行為是一種角色外行為[7]，資質過剩的個體具有超過工作崗位的技術技能、工作經驗和知識水平，對完成創新任務的信心更高，因而主觀上誘使他們主動利用冗余資質從事創新行為。被動性創新是角色內行為，資質過剩的個體由于能力優勢受到組織對其完成更多工作任務和創新性完成工作任務的期待，感受到組織壓力，從而被動從事創新行為。這為更深入、全面地了解資質過剩個體從事創新行為的機制提供了新的視角。

最后，引入權變獎勵領導行為作為調節變量，拓展了資質過剩感的邊界條件?，F有文獻中關于資質過剩感的邊界條件變量主要包括分配公正氛圍[2]、包容型領導[8]和工作不安全感[41]等，較少基于社會交換理論考察領導獎勵行為對資質過剩感個體認知和行為的作用。本研究關注到以互惠為核心的權變獎勵領導行為在增強個體創新自我效能促進主動性創新行為，以及增加員工組織壓力促進被動性創新行為中具有重要作用。通過整合有調節的中介模型，探討了資質過剩感—創新自我效能感—主動性創新行為以及資質過剩感—組織壓力—被動性創新行為在不同權變獎勵領導行為水平下的變化機制，拓展了資質過剩感與創新行為間關系邊界的研究。

4.3 管理啟示

目前勞動力市場供大于求的情況仍舊突出，特別是大學畢業生群體，而企業員工招聘原則仍舊是擇優錄取，這就意味著許多資質過剩的員工進入企業。雖然被動性創新行為被認為是“無奈”的“被”創新，但其確實存在于中國管理實際情境中。根據現實情境，正視主動性創新與被動性創新是實現資質過剩員工冗余資質向創新轉化的必由之路。因此，本研究提出以下管理啟示：

第一，企業管理者要充分了解資質過剩者并進行良好引導。當前，許多企業聘用知識和技能水平較高的員工，用于人才儲備或者“裝點門面”。企業未根據自身實際，也未了解這些員工特長就安排創新任務，使得創新任務與員工能力不匹配，導致創新效果不佳，降低員工效能感和積極性。因此，企業在招聘環節就應根據實際用工情況，了解員工特長，避免資源浪費和員工積極性的消耗。此外，資質過剩并不意味著洞悉一切，特別是對較新的創新任務，需要提供相應的幫助與引導，以充分利用冗余資質，并提高創新積極性。

第二，企業管理者要根據實際情況安排創新任務。多任務同時進行是很多企業工作常態，盡管資質過剩員工有著某方面突出技能，但創新任務需要集中精力，多任務可能導致任務完成質量參差不齊。因此，適當的創新工作安排有利于提高任務完成質量，增強創新自我效能感，避免”敷衍式”創新。另外，對有些資質過剩員工而言，組織期待的壓力可能導致事倍功半的結果，同時，在資質過剩個體處于比較散漫狀態時，適當增加組織壓力有利于驅動其調整工作狀態。因此，有的放矢利用組織壓力，才能促進資質過剩員工更好地完成創新任務。

第三，企業管理者要利用領導行為促進員工由被動性創新轉變為主動性創新。在領導的權變獎勵較高時，一些資質過剩員工對創新任務完成的信心隨之提高，同時，組織壓力也會增加。因此，領導應對不同類型資質過剩員工進行分類激勵，特別是對期待壓力較為敏感的員工。領導應通過多種途徑了解員工被動性創新的緣由，例如艱難的任務、糟糕的創新環境和創新氛圍，將被動性創新轉變為主動性創造，提高員工創新性。

4.4 研究不足與展望

雖然本文研究過程中盡量采用客觀方式，但是，仍然無法避免存在一些局限性。首先，雖然采用兩階段數據收集法，并且單因素檢驗結果表明不存在共同方法偏差，但是，問卷數據均通過員工自我報告的方式獲得，未來研究可以采用客觀的方法替代自我報告。其次，采用橫截面數據可能無法對變量間因果關系進行嚴謹推論，未來研究可使用縱向數據，例如員工每日創新自我效能感和創新行為，或利用實驗法作進一步的因果推斷。最后，關于資質過剩感與主動性—被動性創新行為間關系機制，可能存在其它研究視角，未來研究可從員工個人興趣、人格特質等角度分析主動性—被動性創新行為。