領導更替時領導能力會影響員工主動行為嗎？

□梁 昊

一、問題的提出

現代企業(yè)領導更替日益頻繁。新領導在接任時常常面臨巨大挑戰(zhàn)，特別是員工對新領導的反應不一。有報告顯示，143 位人力資源專家中的87%認為，領導角色轉變是其職業(yè)生涯中最具挑戰(zhàn)性的事件，因為領導更替將會影響團隊成員的態(tài)度和行為。盡管已有很多關于高管更替研究，然而很少有人關注中層或基層領導更替。這導致了相應研究空白的出現，因為在組織的日常運作中，與高管相比中基層領導在心理上和生理上都更接近員工，領導更替也更能影響員工的行為。因此，探討中基層領導更替是如何影響員工態(tài)度和行為是十分必要的。

從理論的視角來看，以往研究強調新領導接任成功的關鍵在于新領導能夠影響員工及團隊績效的個體特征，例如能力、歷史、地位、魅力型或變革型領導行為等。但是，這其中最大的問題在于，新領導并不是在歷史真空中接任，其個體特征必然要跟前任領導作對比。有證據表明，員工對新任領導的反應會受到與前任領導對比的影響。因此，領導更替時，員工行為會受到前任和新任領導的共同影響。雖然有很多研究關注員工主動行為產生的前因，卻很少有研究關注中基層領導更替過程中領導能力是如何影響員工主動行為的。

基于以上研究不足，本研究目的是重點探索在中基層領導更替時，前/新任領導能力一致性對員工主動行為的影響機制和邊界機制。其研究貢獻為：第一，從領導能力的視角，實證了前/新任領導能力的變化對員工行為影響，豐富了領導更替影響的理論。以往對領導更替的影響結果研究聚焦于在組織和團隊層面，針對領導更替對個體的影響，僅僅有部分理論推導，很少有實證領導更替對員工態(tài)度和行為影響的研究。第二，提出了前/新任領導能力一致性影響員工主動行為的認知路徑。本文按照“環(huán)境—認知—行為”的邏輯，揭示了前新任領導能力一致借助員工自我效能感影響員工主動行為的黑箱機制，豐富了前/新任領導能力一致性對員工主動行為的認知路徑。第三，驗證了前/新任領導能力一致性對員工自我效能感的影響，豐富了領導更替匹配的外部情景對員工自我效能感的影響研究。該研究的理論價值在于揭開了領導更替時前/新任領導能力一致性對員工主動性行為影響的“黑箱”機制和邊界機制，這就啟示企業(yè)選聘新任領導時不僅要重點對其能力進行考核，同時組織和團隊還要營造出和諧的組織支持氛圍，并注重培養(yǎng)和提升員工的自我效能感，由此來強化員工主動行為。

二、理論背景與研究假設

信號傳遞理論認為，在信號傳遞過程中有三個重要的載體，分別為信號發(fā)送者、信號接收者和信號。信號作為連接信號發(fā)送者和信號接收者的重要橋梁，其質量的高低將會直接影響信號傳遞的效果，信號接收者往往會通過觀察來獲取信息。本文認為，在領導更替時，新任領導為了盡快帶領團隊成員實現團隊目標，會最大限度地向員工展示自己的能力，尤其是能力強的領導可能會向成員傳遞兩個信號，一是領導完全有能力帶領團隊實現團隊目標，二是領導有能力幫助下屬更好地成長。同時從員工的視角看，員工通過對前任和新任領導能力對比，一旦發(fā)現新任領導所展現出來的能力明顯高于前任領導或和前任領導能力一樣強時，員工將會對新任領導和自己更有信心，這將會有助于增強員工的自我效能感，進而激發(fā)出更多的員工主動行為。

（一）領導更替及能力配對情況

通過文獻梳理發(fā)現，領導能力的強弱將會影響員工主動行為。在領導更替時，員工總是喜歡對比前/新任領導能力。誠然前/新任領導能力有可能會存在一定的差異，可具體分為四種類型（見圖1）：前/新任領導能力一致時，有①前任強-新任強和③前任弱-新任弱；前/圖1 新任領導能力不一致時，有②前任弱-新任強和④前任強-新任弱。

圖1 前/新任領導能力匹配類型

（二）前/新任領導能力一致性與員工自我效能感

自我效能感是個體對完成某項任務的能力的預估。已有研究表明，影響員工自我效能感的主要因素有個人經驗、他人成功經驗、言語激勵和情景條件。在領導更替中前/新任領導能力的變化，將會影響員工自我效能感。首先，根據信號傳遞理論，在個人經驗方面，員工通過觀察發(fā)現新任和前任領導能力一樣強時，員工會認為新任領導也能幫助自己更好地成長，這有助增強員工的自我效能感；反之，就會降低員工自我效能感。其次，在他人經驗方面，員工也會把能力強的新任領導看作自己學習榜樣，這會增強員工自我效能感；反之，就會降低其自我效能感。再次，在言語激勵方面，能力強的新任領導也會運用自己的人際技能跟員工溝通并激勵員工，這會提升員工自我效能感；反之，就會削弱員工自我效能感。最后，在前任強-新任強時，寬松的團隊氛圍會傳承下來，此時員工更容易適應環(huán)境，這有助于提高員工自我效能感；相反，員工自我效能感就會降低。由上分析可見，前/新任領導能力強強一致時，有助增強員工自我效能感。故提出假設H1：

H1：在前/新任領導能力一致時，前任強-新任強時給員工帶來的自我效能感高于前任弱-新任弱。

在前/新任領導能力不一致時，當員工發(fā)現前/新任領導能力差異較大時，對自我效能感的影響會更顯著。依循信號傳遞理論，首先，在個人經驗方面，當員工根據自己的經驗判定新任領導能力強于前任時，員工將會發(fā)現新任領導有幫助員工的能力，這樣更有助于其自我效能感的提升；反之，前任強-新任弱時，就會降低員工自我效能感。其次，在他人經驗方面，當前任弱-新任強時，員工會從新任領導身上發(fā)現很多前任領導所不具備的優(yōu)點，此時員工將會以新任領導為楷模，進而提升了員工的自我效能感；反之，就會削弱員工自我效能感。再次，在言語激勵方面，如果新任領導能力強于前任領導，此時新任領導就會發(fā)揮自己的言語激勵優(yōu)勢，來提升員工自我效能感；相反，就會降低員工自我效能感。最后，在情景條件方面，當前任弱-新任強時，員工將會感受更寬松的成長空間，這樣有助于員工提升自我效能感；反之，就會降低員工自我效能感。由此可見，前任弱-新任強時對員工自我效能感影響將會更大。因此，提出假設H2：

H2：在前/新任領導能力不一致時，前任弱-新任強時給員工帶來的自我效能感高于前任強-新任弱時。

（三）前/新任領導能力一致性與員工主動行為

領導常常被看作是整個組織或者團隊中的核心人物，是員工重點關注的核心。根據信號傳遞理論，領導在工作中的一言一行會受到團隊員工的關注。能力強的領導會借助不同的渠道向員工展示出個人能力。領導更替后，員工通過對前/新任領導能力進行對比，發(fā)現前/新任領導能力都比較強時，員工不僅對新任領導帶領團隊實現共同目標的能力充滿信心，而且更堅信新任領導有能力幫助自身更好地成長和進步，這將激勵出員工更多的主動行為。反之，當前任弱-新任弱時，員工則會認為新任領導和前任領導同樣不具備幫助員工成長的能力，進而導致了員工主動行為下降。綜上，提出假設H3：

H3：前/新任領導能力一致時，前任強-新任強時給員工帶來的主動行為將會高于前任弱-新任弱時。

當前/新任領導能力不一致時，當員工發(fā)現新任領導能力遠遠弱于前任領導時，即使新任領導有幫助員工的意愿，但是員工仍認為新任領導能力有限，不可能為其成長提供更寬廣的發(fā)展空間，這將會導致員工主動行為的降低。當前/新任領導能力屬于“弱—強”類型時，此時員工發(fā)現新任領導能力明顯高于前任領導時，員工會對新任領導帶領大家實現共同目標的能力更加信服，同時員工也會認為能力強的領導會幫助自己進步，這時員工為了得到領導更大認可，將會更多地展現出主動行為。綜上，提出假設H4：

H4：前/新任領導能力不一致時，前任弱-新任強時給員工帶來的主動行為將會高于前任強-新任弱時。

（四）員工自我效能感在前/新任領導能力一致性與員工主動行為之間的中介作用

已有研究發(fā)現，高自我效能感的員工更樂于對工作及環(huán)境進行調控，所以員工自我效能感能夠較好地預測員工角色外行為。員工自我效能感能夠正向影響期待參與，員工對自我能力越自信，就越會表現出更多的角色外行為。因此，員工自我效能感作為影響員工主動行為的重要因素，其提升將會有助于提高員工主動行為。本文試圖運用信號傳遞理論，打開前/新任領導能力一致對員工主動行為影響的“黑匣子”，即探究員工自我效能感的中介橋梁作用。當員工發(fā)現前/新任領導能力都比較高時，員工也就對新任領導有較高的正面評價，此時新任領導可能會向員工傳遞出其有能力帶領團隊實現目標和幫助員工成長的能力，這不僅有助于員工產生積極的情感，還助于增強員工自我效能感，進而使得員工表現出更多的主動行為。反之，前任弱-新任弱將會導致員工主動行為的降低。因此，可推斷，前/新任領導能力一致將會通過員工自我效能對員工主動行為產生影響。綜上，提出假設H5：

H5：員工自我效能感在前/新任領導能力一致性與員工主動行為中起中介作用。

（五）組織支持的調節(jié)作用

員工作為組織或團隊成員，其行為和態(tài)度不僅會受到主管領導的影響，同樣也會受到組織是否對其支持的影響。因此，員工對組織或者團隊的整體感知是影響員工態(tài)度和行為的關鍵因素。相關實證表明，組織支持不僅會激發(fā)出員工積極樂觀的態(tài)度，而且會提升員工的主動行為。員工切實感受組織支持時，將會表現出較高的組織認同，所以組織支持對于員工而言是一種激勵，這種激勵將會有助于領導更替時員工自我效能感的提升。根據信號傳遞理論，在領導更替時，當員工發(fā)現新任領導能力和前任領導能力一樣強時，會將其看作是驅動員工自我效能感的重要力量。此外，組織支持作為外部激勵因素，在和前/新任領導能力一致共同作用時，會進一步激發(fā)員工自我效能感。尤其是在組織支持強的企業(yè)或者團隊，企業(yè)為員工提供了更多的工作支持和生活福利，這不僅將會增加員工的自信，更有助于員工效能感的提升。反之，這將會削弱員工自我效能感。因此，在此過程中，組織支持力度越大，員工自我效能感將會越強。綜上，故提出假設H6：

H6：組織支持調節(jié)領導能力一致性對員工自我效能感關系。具體而言，在高組織支持時，由前/新任領導能力一致性帶來的員工自我效能感更強，反之更弱。

已有研究表明，員工主動行為作為員工角色外行為，員工實施角色外行為是會經過深思熟慮的，換言之，員工主動行為有很強的目標導向性，只有當員工對實施行為有很大信心時，員工才會有具體的行為表現。具體而言，當員工感知到組織支持較高時，前/新任領導能力一致性對員工自我效能感的影響也會更強；反之，就會變弱。本研究隨后通過對員工自我效能感的中介作用及組織支持的調節(jié)作用進行整合分析，并提出假設H7：

H7：間接通過員工自我效能感，組織支持調節(jié)前/新任領導能力一致性對員工主動行為的關系。具體而言，在組織支持高時，前/新任領導能力一致性對員工主動行為的影響更強，反之則更弱。

基于以上分析，本文的研究模型如圖2 所示。

圖2 研究模型圖

三、研究方法

（一）樣本及數據

本數據源于12 個城市的采用領導-員工配對式的問卷調查。為最大化降低同源誤差，通過四個時間點且每間隔兩個月來收集數據。其中T1 搜集是在2019 年1 月（領導更替前）開始的，共向3500 名員工和400名直接領導發(fā)放問卷，回收率分別為84.5%和81.2%。同年3 月（領導更替后），在剔除掉未更替領導及對應的員工的樣本后，T2 時向1563 名員工和188 名直接領導發(fā)放問卷，考慮到領導更替，更替后的樣本還屬于正常范圍，本次回收率分別為78.7%和71.8%。5 月T3 時向1122 名員工發(fā)放問卷，回收率分別為70.2%；7月T4 時向148 名直接領導發(fā)放問卷，回收率為64.2%。通過對員工和領導樣本進行匹配，并按照Carter 和Mossholder（2015）的配對標準，將員工人數少于三人的團隊剔除，最終確定有效團隊為92 個包括740 名員工，平均每個直接主管對應的員工人數為8.04。在成功有效的配對樣本中，前任領導的人口結構統(tǒng)計特征具體為：男性占比為54.3%，女性占比為45.7%，平均年齡為33.54 歲；平均文化程度為22.84 年；平均年收入為92756.76 元。新任領導的人口結構特征表現為：男性占比為73%，女性占比為27%，平均年齡為31.4 歲；平均文化程度為23.2 年；平均年收入為94702.70 元。下屬的人口結構特征表現為：男性占比為55.4%,女性占比為44.6%，平均年齡為26.38 歲；平均文化程度為22.25 年；平均年收入為62270.27 元。

（二）測量工具

文中量表均采用國外權威期刊上成熟量表并回譯。所有問卷均采用Likert5 點計分。前任領導能力和新任領導能力均采用Chen 等（2005）開發(fā)的12 題項量表，信度分別為0.951 和0.948；員工主動行為采用Griffin 等（2007）編制3 題項量表，信度為0.775；員工自我效能感采用Scholz 等（2002）編制的10 題項量表，信度為0.949；組織支持采用Eisenberger 等（1986）編制的6 題項量表，信度為0.914。

四、數據分析

（一）方法分析

首先，本文采用多項式回歸以及響應面分析法對假設H1 和H2 進行檢驗。操作方法為，將員工自我效能感/員工主動行為對控制變量和五個多項式回歸，相關變量有前任領導能力（F）、新任領導能力（N）、前任領導能力的平方（F）、前任領導能力與新任領導能力的交互項（F*N）和新任領導能力的平方（N）。接著為了避免出現多重共線性，對前/新任領導能力進行中心化處理，具體方程如下：

其次，遵循Edwards 和Parry（1993）的研究標準，運用多項式回歸中的系數來構建塊變量并驗證中介作用。該部分是為了驗證員工自我效能感在前/新任領導能力一致性與員工主動行為的直/間接中介效應。方程如下：

最后，遵循Edwards 和Parry（1993）的研究標準，通過構建多項式回歸模型來驗證組織支持對前/新任領導能力一致性與員工自我效能感和員工主動行為的調節(jié)效應。

（二）驗證性因子分析

本研究運用驗證性因子分析方法進行分析。借助對前任領導能力、新任領導能力、員工自我效能感、組織支持、員工主動行為進行檢驗，通過對相關數據分析比較發(fā)現，五因子結構模型效果最好（見表1），其中x=2176.698，df=850，RMSEA=0.042，CFI=0.956，NFI=0.910，SRMR=0.045，其他四個模型的擬合程度均不如五因子模型。由此可見，該模型具有較高的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析擬合指標

（三）描述性統(tǒng)計分析

通過描述性統(tǒng)計分析發(fā)現（見表2），新任領導能力與員工主動行為呈顯著正相關（r=0.464，p＜0.01），新任領導能力與員工自我效能感呈顯著正相關（r=0.542，p＜0.01），新任領導能力與組織支持呈顯著正相關（r=0.415，p＜0.01），員工自我效能感與組織支持呈顯著正相關（r=0.946，p＜0.01）。

表2 均值、標準差及相關系數

（四）研究結果分析

表3 中展示了多項式回歸結果。由M1 可以看出，從依據一致性檢驗標準來看，在一致性線上的斜率數值為正且顯著（斜率=0.996，P＜0.01），而曲率不顯著（曲率=-0.074，n.s），研究結果符合驗證的兩個標準。此時，前/新任領導能力在強強一致時的員工自我效能感要好于前/新任領導能力在弱弱一致時，假設H1 得到了驗證。

同樣，依據不一致性檢驗標準來看，在不一致性線上的斜率數值為負且顯著（斜率=-0.348，P＜0.01）；側偏移量數值為負，研究結果也符合驗證的兩個標準。此時，前/新任領導能力在弱強時比強弱時的員工自我效能感要好，假設H2 也得到了驗證。為了更好對假設H1 和H2 進行驗證，本文以表3 中的系數為基礎繪出了相應的響應面圖3，從圖3 可以發(fā)現，當前/新任領導能力強-強時，員工自我效能感最高，假設H1 再次得到了驗證。在不一致性線上看，員工自我效能感在左角（前任弱-新任強）要高于右角（前任強-新任弱），假設H2 也再次得到驗證。

圖3 一致性下對員工自我效能感的響應面分析

表3 多項式回歸結果及響應面分析

同理，由M2 可以看出，依據一致性檢驗標準來看，在一致性線上的斜率數值為正且顯著（斜率=1.114，P＜0.05），且一致性線上的曲率不顯著（曲率=-0.110，n.s），研究結果符合驗證的兩個標準。且前/新任領導能力在強強一致時的員工主動行為要好于前/新任領導能力在弱弱一致，假設H3 得到了驗證。

同樣依據不一致性檢驗標準來看，在不一致性線上的斜率數值為負且顯著（斜率=-0.273，P＜0.05），且側偏移量數值為負，研究結果符合驗證的兩個標準。此時，前/新任領導能力在弱強一致時員工主動行為要強于前/新任領導能力強弱一致，假設H4 也得到了驗證。

為了更好地對假設H3 和H4 進行驗證，以表3 中的系數為基礎繪出了相應的響應面圖4，這會更直觀顯示出前/新任領導能力一致性與員工主動行為的關系。從圖4 可以發(fā)現，當前任強-新任弱時，員工主動行為最高，假設H3 再次得到了驗證。在不一致性線上看，員工主動行為在左角要高于右角，假設H4 也再次得到驗證。

圖4 一致性下對員工主動行為的響應面分析

為了驗證員工自我效能感在前/新任領導能力一致性與員工主動行為的中介效用，本文在表3 中的M2 已有變量的基礎上，把員工自我效能感放到M3 作了多項式回歸。從回歸結果發(fā)現，M3 中的Pseudo R=0.450，其數值遠高于M2 中對應的數值，且員工自我效能感的回歸系數顯著（R=0.239，P＜0.01）。

為了再次佐證員工自我效能感在前/新任領導能力一致性與員工主動行為中的中介效用，本文把F、N、F、F*N 和N設置為一個塊變量并驗證其中介效用，其中塊變量的系數表示前/新任領導能力一致性對員工自我效能感的影響。然后，采用bootstrap 方法對員工自我效能感的間接效應進行檢驗，結果如表4 所示。

表4 前/新任領導能力一致性借助自我效能感對員工主動行為的作用

由表4 可以發(fā)現，前/新任領導能力一致性正向影響員工自我效能感（B=0.735，p＜0.001），員工自我效能感正向影響員工主動行為（B=0.281，p＜0.001）。前/新任領導能力一致性對員工主動行為的直接效用是顯著的（B=0.399，p＜0.001）。前/新任領導能力一致性通過員工自我效能感對員工主動行為的間接效用也是顯著為正（B=0.207，p＜0.001，95%CI=[0.005，0.428]）。由此可見，員工自我效能感部分中介了前/新任領導能力一致性對員工主動行為的影響，故假設H5 得到了驗證。

為了驗證組織支持對前/新任領導能力一致性與員工自我效能感的調節(jié)作用，即驗證在組織支持高時，前/新任領導能力一致性對員工自我效能感的影響更強，反之更弱；本文在表5 中M1 的基礎上又增加了組織支持與初始五項式的組合乘積項（F×組織支持、N×組織支持、F×組織支持、F×N×組織支持、N×組織支持），通過比較發(fā)現，與M1 中的AIC 和BIC 相比M2 中對應的數值均呈現下降趨勢，且組織支持也顯著（B=0.943，p＜0.001）；這就佐證了組織支持在二者中所起了調節(jié)效應，故假設H6 得到了驗證。

表5 前/新任領導能力一致性對員工自我效能感和員工主動行為的多項式回歸

為了更進一步驗證組織支持所起的調節(jié)效應，本研究通過把總樣本依照調節(jié)變量的中位數分割，用分割后的兩組數據來驗證其對員工自我效能感的調節(jié)效應水平的高低，在此基礎上再次對假設H6 進行驗證，并分別運用高/低組織支持的回歸系數繪出相對應的響應面圖5 和圖6。在高組織支持調節(jié)分組中，前/新任領導能力一致性對員工自我效能感的影響要大于低組織支持分組，故假設H6 再次得到了驗證。

圖5 高組織支持下對員工自我效能感的調節(jié)

圖6 低組織支持下對員工自我效能感的調節(jié)

為了驗證組織支持對前/新任領導能力一致性通過自我效能感對員工主動行為的調節(jié)作用，本文先構建塊變量，然后用MPLUS7.0 對被調節(jié)的中介效應驗證，再把總樣本依照調節(jié)變量的中位數分割，用分割后的兩組數據對員工主動行為多項式回歸及響應面分析，最后依據AIC 和BIC 的變化判斷其被調節(jié)的中介效應。

首先，對組織支持對前/新任領導能力一致性通過自我效能感對員工主動行為的調節(jié)作用進行分析。在構建塊變量的基礎上，發(fā)現員工自我效能感顯著（B=0.089，p＜0.05）；表3 顯示，組織支持呈現的兩組樣本差距明顯（DIF=0.052，p＜0.001，95%CI=[0.034，0.078]），中介變量員工自我效能感僅在高組織支持調節(jié)組中回歸顯著（B=0.836，p＜0.001）；表3 中的M3 中的一致性線的斜率數值（B=1.144，p＜0.01）為正且顯著，這表明組織支持對前/新任領導能力一致性通過自我效能感對員工主動行為得到了強化，相反，在組織支持低的情形下，其變化不顯著。因此，假設H7 得到了驗證。為了進一步驗證組織支持所起的調節(jié)效應，本文運用表6 中的相關數據繪制了響應面圖，從圖7 和圖8 中發(fā)現，高組織支持組所起的調節(jié)效應高于低組織支持組，假設H7 再次得到驗證。

表6 高/低組織支持下對員工自我效能感和員工主動行為的多項式回歸

圖7 高組織支持下對員工主動行為的調節(jié)

圖8 低組織支持下對員工主動行為的調節(jié)

五、結果討論與實踐啟示

（一）結果討論

采取多時段的形式從動態(tài)的視角研究領導更替對員工行為的研究剛剛起步，既有助于全面探究領導更替對員工行為的影響，也有助于解決領導更替帶來的員工適應問題。為了全面準確掌握領導更替對員工主動行為的真實影響，本文在采集數據時，分別從領導更替前和領導更替后客觀地獲取了領導和員工的匹配數據，共獲取92 個團隊740 名員工的有效樣本，運用了多項式回歸和響應面分析方法來驗證一致性效果，因此這種方法比以往的差異分數法更精確。研究結果表明：第一，前/新任領導能力一致性會分別影響員工自我效能感和員工主動行為；第二，前/新任領導能力一致性會借助員工自我效能感來影響員工主動行為，具體而言，強強一致時要強于弱弱一致時，弱強不一致時要強于強弱不一致時；第三，組織支持調節(jié)領導能力一致性對員工自我效能感關系，具體而言，在高組織支持時，由前/新任領導能力一致性帶來的員工自我效能感更強，反之則更弱；第四，間接通過員工自我效能感，組織支持調節(jié)前/新任領導能力一致性對員工主動行為的關系，具體而言，在組織支持高時，前/新任領導能力一致性對員工主動行為的影響更強，反之則更弱。

（二）實踐啟示

1.選聘新任領導時重點對其能力進行考核。領導更替時無論前任領導能力如何，新任領導能力對員工的認知和行為的影響均最大，這就啟示企業(yè)選聘新任領導時要重點對其能力進行考核。企業(yè)選聘新任領導時可以嘗試用以下方法：根據團隊成員的需求，設定要選聘的新任領導能力勝任標準，并面向社會公開招聘。在其他應聘條件大體一致的情況，優(yōu)先從團隊內部或者企業(yè)內部選拔符合條件的新任領導。這樣不僅可以激發(fā)團隊成員的工作積極性，而且能有助新任領導更易適應環(huán)境和開展工作。

2.組織和團隊應為員工營造出和諧的組織支持氛圍。研究發(fā)現，組織支持會正向調節(jié)前/新任領導能力一致性與員工自我效能感和員工主動行為的關系。這啟示企業(yè)應為員工營造出和諧的組織支持氛圍，具體做法：企業(yè)根據員工需求，采用多元化激勵模式，來滿足員工不同的需求，讓員工真正感受到組織的認可和支持；通過為員工創(chuàng)設順暢的溝通反饋渠道，讓員工想法及時傳遞給領導和組織；通過設計出體現員工成長和員工展示自我的渠道，讓員工真正感受到組織的支持和關愛。

3.注重培養(yǎng)和提升員工的自我效能感。研究發(fā)現，前/新任領導能力一致性會借助員工自我效能感來影響員工主動行為。其他相關研究也顯示，員工自我效能感不僅有助于提高工作績效、組織公民行為、自我創(chuàng)造力和工作滿意度等；而且有助于降低員工消極行為。管理者可以嘗試通過以下方法來提高員工自我效能感：一是通過積極溝通交流的方式，領導可以把自己的技能經驗傳授給員工，并給予員工充分的支持和幫助，進而提升員工自我效能感；二是協(xié)助員工制定理想目標,在工作中為員工樹立樣本，來激發(fā)員工的積極性和主動性，進而提高員工自我效能感；三是為員工創(chuàng)設有利的、寬松的和認同的成長環(huán)境，使得員工能夠充分展現自己的才能，進而提高員工自我效能感。

（三）研究局限及展望

首先，研究樣本企業(yè)相對有限，可能會對研究的適用性產生一定的影響。本研究限于國內發(fā)展比較迅速的二手房產企業(yè)，沒有涉及其他行業(yè)的企業(yè)，這有可能會使樣本數據產生一定的抽樣誤差，未來研究可以進一步加大樣本量并擴展采集樣本的行業(yè)和區(qū)域。其次，對自變量和因變量的評價主體還比較單一。目前本文對自變量的評價是由員工評價的，因變量的評價是由領導評價的。未來對自變量和因變量的評價測量可以嘗試自評和他評相結合，在研究中相互驗證佐證。最后，領導更替對員工態(tài)度和行為影響，其有效性不僅會受到外部環(huán)境的影響，而且還有可能受到信號接收者個人特質的影響，本文僅探討了組織支持這個外部環(huán)境這個邊界條件，因此，未來研究可以嘗試從員工不同特質對領導更替與員工行為的影響進行研究。