真心換真新：真實型領導風格對新員工創新行為的激發機制研究

許 爽,楊 征,劉平青,楊 芳,趙 莉

(北京理工大學 管理與經濟學院，北京 100081)

0 引言

習近平總書記在企業家座談會上提出：百業艱難，唯創新者勝。面對復雜多變的外部經營環境，不斷創新成為企業持續保持競爭優勢的重要保障。許多企業通過吸收“新鮮血液”克服創造力不足的問題，通過新員工的創造性工作激發企業活力[1]。近年來，以“思維活躍，創造性強”為主要特點的“90后”成為新員工的主力軍，他們更具個體主義和自我意識[2-3]，對企業人力資源管理提出了更高要求。在后疫情時代，不確定性持續增加，如何有效激發新員工創新行為，進而提升企業核心競爭力，成為企業界關注的熱點話題。

企業領導者是企業運作過程中的重要角色，其領導風格對新員工創新行為的激發起到關鍵作用。領導是新員工在組織中重要的關系人，其領導風格將影響新員工的個體認知與情感，對其創新行為產生影響。已有研究表明，積極領導風格對員工創新行為起到積極作用[4]，但現有研究多關注變革型領導、授權型領導等表現形式。Shin等[5]發現，變革型領導對員工的智力激發有助于員工創新，但未進一步揭示積極領導風格的本質作用。最新的研究開始關注真實型領導風格，指出真實型領導涵蓋變革型領導等多種積極領導風格的特征，最符合積極領導風格的本質[6]，其對員工心理與行為具有重要影響作用，能促進員工工作投入、提升積極情緒等[7]。真實型領導風格是否有助于激發新員工創新行為，其與新員工創新行為之間存在怎樣的作用路徑和影響機制，是企業人力資源管理亟待探討的現實問題。

真實型領導風格源于危機實踐，是基于信任與透明的領導風格。具有真實型領導風格的領導者可以客觀地認知自我與他人、用行動釋放善意，與“90后”新員工真誠、平等的價值觀高度契合，更有利于引領其從積極的一面認知和理解組織，激發其創新行為[8]。真實型領導配合師帶徒模式，能對組織內部工作氛圍起到積極引導作用。隨著師徒制在企業組織中的普遍推行，師帶徒模式為新員工提供了更多了解組織積極信息的機會，與真實型領導的積極作用產生疊加效果。真實型領導能讓新員工認知到自己的付出將會在組織中得到公平的回報[9]，增強新員工對于組織公平的感知，也能讓新員工在工作中更加樂觀，激發其積極、穩定的工作狀態[10]，提升其工作投入度。同時，“師傅”從積極的角度為“徒弟”提供非正式溝通渠道中的信息，解讀領導和組織傳達的重要觀點，提高其對領導的信任和對組織公平的感知程度，弱化新員工面對不確定性時產生的壓力，進而掃清阻礙創新行為的認知障礙。在理論研究方面，盡管已有學者對真實型領導風格與員工積極行為進行了探討，但基于認知—情感視角，分析真實型領導風格與新員工創新行為間關系，探討其影響機理的研究尚不充分，關于師徒關系對真實型領導風格作用調節效應的研究更是鮮有涉及。

因此，本文基于中國十余家企業配對樣本數據，聚焦于真實型領導風格對新員工創新行為的影響機理，并探討師徒關系的調節效應。首先，研究真實型領導風格對新員工創新行為的作用；其次，基于認知—情感個性系統理論，選取組織公平感和工作投入變量，對真實型領導作用于新員工創新行為的認知—情感雙路徑機理進行探討；最后，進一步探討師徒關系在真實型領導風格內部機理中的調節作用，從理論上厘清組織內部關系人與新員工創新行為的關系，為后疫情時代充滿不確定性的組織管理實踐提供對策建議，具有重要的理論意義與實踐價值。

1 文獻綜述

員工創新行為是組織管理領域的熱點話題，許多學者將其歸納為員工角色外行為，即組織沒有規定但員工自發形成且有利于組織的行為，是超越崗位職責要求的行為表現[11]。創新行為具備一定風險，創新行為的激發需要適宜的社會情境[12]，主要包括積極領導風格，如真實型領導、授權型領導、變革型領導等[5,13]以及組織創新氛圍[14]。在創新行為激發機理方面，學者們主要在動機、情感、認知機理的框架下進行研究[15]。動機方面，學者們主要關注個體對于工作場所內部動機的重要性感知[16]；情感方面，學者們主要關注員工的情緒、心境或情感[17]；認知方面，學者們主要關注個體參與特定的創新過程和具備創新相關技能[18]。除領導外，組織內其他人也與新員工有重要的互動[19]，有學者發現師徒關系能快速拉近新員工與組織的關系[20-21]，有助于緩解新員工的焦慮和壓力，提升新員工的職業技能與創新能力。然而，目前對于新員工的研究主要集中于角色內行為，對其創新行為的探討有待深入，且現有研究視角較為單一，從組織內部關系人視角出發的整體探討較為少見。

以往研究表明，真實型領導風格更貼合積極領導風格的本質，有助于激發員工創新行為。許多學者對真實型領導風格與員工心理、行為的關系進行討論，在心理狀態上，許多研究發現其對心理資本、內在動機等積極心理具有促進作用[22-23]；行為表現上，真實型領導能夠促進員工角色外行為，包括建言行為、創新行為等[24]。真實型領導的內化道德品質，能夠讓領導者言行一致、以身作則，使員工有更多安全感，從而愿意主動承擔更多工作責任[25]。可見，真實型領導能夠通過工作中的信心、樂觀、透明關系等激發員工積極心理和行為，尤其是新員工創新行為。

在真實型領導作用機理方面，已有文獻多基于社會學習理論、社會認知理論和認同理論等進行研究。吳士健等[26]基于社會學習理論視角提出，真實型領導正向影響員工越軌創新行為，組織自尊和建設性責任認知具有中介作用；張苗苗等[27]從社會認知理論視角提出，真實型領導能夠提升員工內部人身份感知程度，讓員工感受到自己是組織的一部分，進而激發更多創新行為；張蕾等[28]從組織認同角度探討真實型領導對下屬真實型追隨的影響，揭示了認同的中介作用以及組織政治知覺的調節作用。然而，這些研究大多關注真實型領導在認知上的影響，而較少關注其在認知—情感上的作用，相關影響機理的探討也有待深入。

綜上所述，盡管真實型領導和創新行為相關研究已經取得一些進展，但以下兩個方面還有待改進：第一，現有研究較少從認知—情感視角進行探討。本文基于認知—情感個性系統理論，提出組織公平感和工作投入的雙路徑作用，探討真實型領導對新員工創新行為的影響機理，有助于擴展真實型領導對創新行為的激發路徑。第二，當前對于新員工行為的研究主要關注領導因素，較少從組織內部人視角進行整體分析，尤其師徒關系對于新員工創新行為激發的邊界作用尚未得到有效探索。因而本文從組織內部關系人的角度對新員工創新行為進行研究，具有一定理論貢獻和實踐價值。

2 理論與假設

2.1 真實型領導與創新行為

真實型領導根植于積極心理學[25]，被認為是最符合積極領導特征的風格。Avolio等[29]提出，真實型領導者能清楚地意識到自身所處環境，并且自信、樂觀、堅韌且充滿希望，有很高的道德標準，了解自己與他人的價值觀、知識和優勢。Luthans & Avolio[30]從過程論角度提出，真實型領導促使下屬有更好的自我管理。還有學者從道德視角進行探討，認為真實型領導為人正直、誠實，能夠與下屬構建真實的信任關系，是一種基于積極心理資本和道德氛圍的行為模式[31]。學界對真實型領導的結構已達成共識，主要包括自我意識、平衡信息加工、關系透明和內化道德[24]。本文認為，真實型領導是能清晰認知自我與他人、言行一致的領導風格，真實型領導能夠客觀地進行決策以及公開分享信息，即便面對社會壓力也能遵照內在道德標準行事，向下屬傳遞積極的心態，建立透明的人際關系。

根據組織社會化理論，新員工面對不確定性時，會搜集信息并形成自己的判斷，而真實型領導的言行一致、以身作則，能讓他們從積極的一面認知和理解組織，這種積極評價會讓新員工愿意和敢于承擔更多工作責任，做出超越崗位職責要求的創新行為。真實型領導能夠從自我反思以及與他人的互動中，清晰認識自身優勢和劣勢，避免主觀決策，并且能夠接受他人挑戰自己的觀念。在這種領導風格的影響下，新員工也能夠更清晰地認知自我，提升判斷信息的準確性和客觀性，提高自身認知水平，為創新行為提供知識保障。同時，真實型領導能夠與員工建立透明的、相互信任的人際關系，有堅守的道德標準和底線，可以極大地提升“90后”新員工的心理安全感，激發“90后”新員工產生更強的創新動機，堅持和推廣自己的創新性想法。由此，本文提出如下假設：

H1：真實型領導對“90后”新員工創新行為有正向積極影響。

2.2 組織公平感與工作投入的中介作用

認知—情感個性系統理論認為，個體認知與情感反應主要來源于情境信息的作用，進而激活個體行為決策。新員工會依據所獲取的公平信息管理自身不確定性，當公平信息能夠有效判斷自己的回報時，個體更容易產生積極行為。學者提出，下屬與領導關系會影響下屬的組織公平感[32]。真實型領導主張公開透明的自我表達與客觀決策，鼓勵開放和平衡信息處理，能幫助“90后”新員工清晰了解分配過程與依據，增強對績效和組織的信任，從而提升組織公平感知。因此，真實型領導能夠正向影響“90后”新員工的組織公平感。組織公平感作為一種個體動機，會影響員工在組織中的貢獻程度，進而預測員工行為。個體對于獎勵、決策過程以及同事間互動的公平感會影響內部動機[33]，還能夠促進信任關系的產生。創新行為需要動機激勵，當新員工感知到組織公平時能感受到更多支持與安全感，從而愿意為組織作出貢獻，甚至超越工作職責的要求，改進自身任務績效和行為，思考工作中的問題和解決方案，有更強的動機產生新點子和創意，激發創新行為。也就是說，組織公平感有助于提升“90后”新員工創新行為。由此，提出如下假設：

H2：組織公平感在真實型領導與“90后”新員工創新行為之間發揮中介作用。

真實型領導積極影響“90后”新員工的工作投入。真實型領導能夠與員工保持透明關系，幫助“90后”新員工在工作中作出積極改變[34]，增強其對組織的信任和認同，使其具有更強的責任感，提升工作投入水平。同時，真實型領導能強化“90后”新員工對組織資源和氛圍的積極認知，在這種文化氛圍影響下，新員工感到自信、樂觀、充滿希望，情緒狀態積極飽滿，對待工作充分活力，從而有更高的工作投入[7]，激發創新行為。工作投入既包括精力豐沛，也包括專注與奉獻，所以，工作投入水平較高的新員工能更高效地進入工作狀態，進而產生更多創新行為[35]。根據認知—情感個性系統理論，“90后”新員工工作投入度高時能夠充滿責任感和自豪感地完成工作，勇于挑戰，堅持不懈，這種認知上的高度活躍及喚醒狀態能夠促進其創新行為。由此，提出如下假設：

H3：工作投入在真實型領導與“90后”新員工創新行為之間發揮中介作用。

2.3 師徒關系的調節作用

師徒關系能幫助經驗有限的員工提升技能，促進員工組織社會化和職業發展，師傅能為經驗不足但具有發展潛力的徒弟提供社會心理支持、職業支持和角色榜樣[21]。同時，師徒關系能夠為“90后”新員工提供更多關于組織的積極信息，與真實型領導的積極作用產生疊加效果。在組織公平感方面，師傅可以從積極的角度為徒弟解讀組織政策，提供非正式溝通渠道中的信息，還可以提供心理支持與疏導，強化公平感知。公平的本質是社會資源分配[36]，師傅能夠為“90后”新員工提供更多資源，提高其對組織和領導的信任，進而提升其對組織公平的感知程度。而當員工師徒關系較弱時，“90后”新員工很難獲取內部消息，只能根據領導日常行為活動予以判斷，容易弱化自己的組織公平感知。由此，提出如下假設：

H4：師徒關系正向調節真實型領導與組織公平感之間的關系，對于擁有強師徒關系的“90后”新員工，真實型領導對其組織公平感的影響更強。

組織公平感在真實型領導與創新行為之間發揮中介作用，且師徒關系在真實型領導與組織公平感之間發揮調節作用，這些效應共同表明存在一個被調節的中介模型，即師徒關系會調節組織公平感的中介效應，且當師徒關系強時，組織公平感在真實型領導對“90后”新員工創新行為影響中的中介作用更強。由此，提出如下假設：

H5：師徒關系正向調節真實型領導通過組織公平感對創新行為的積極影響，對于有強師徒關系的“90后”新員工，組織公平感的中介作用更強。

師徒關系能夠強化“90后”新員工的活力和奉獻，增強真實型領導對工作投入狀態的激發效應。師徒關系不僅能為徒弟提供資源和信息，幫助其提升工作技能，而且能夠關注員工內在需求，激發積極心理。學者采用薈萃分析方法研究發現，有師傅的員工不僅能夠快速適應企業環境，還會有更高的組織承諾、工作滿意度和更低的離職意愿[37]。當“90后”新員工擁有較強的師徒關系時，其不僅能夠接受專業知識輔導，還可以獲得支持與保護。當工作互動中形成的師徒關系具有一定感情基礎時，新老員工之間的溝通會更為順暢，這種積極的師徒關系有助于員工產生積極情感，提升新員工工作投入。由此，提出如下假設：

H6：師徒關系正向調節真實型領導對工作投入的作用，對于擁有強師徒關系的“90后”新員工，真實型領導對其工作投入的影響更大。

工作投入在真實型領導與創新行為之間發揮中介作用，師徒關系在真實型領導與工作投入之間發揮調節作用，這些效應共同表明存在一個被調節的中介模型，即師徒關系調節工作投入的中介效應，且當師徒關系較強時，工作投入在真實型領導影響“90后”新員工創新行為中的中介作用更強。由此，提出如下假設：

H7：師徒關系正向調節真實型領導通過工作投入對“90后”新員工創新行為的積極影響，對于擁有強師徒關系的“90后”新員工，工作投入的中介作用更強。

綜上，本文構建研究模型，如圖1所示。

圖1 研究模型Fig.1 Conceptual framework

3 研究方法

3.1 數據收集與樣本描述

本研究以我國東中西部十余家技術密集型企業的“90后”新員工及其直接上級為調研對象，通過收集不同來源的數據避免共同方法偏差。每套問卷包括1份領導版問卷(直接領導對特定“90后”新員工創新行為的評價)和3～5份員工版問卷(“90后”新員工對組織公平感、工作投入、師徒關系、真實型領導的評價)。參考已有文獻，定義入職3年內員工為新員工。為保證數據真實性和準確性，在企業人力資源部門的幫助下，采用隨機抽樣方式向入職3年內員工發放問卷。每份問卷詢問員工在同事中是否有自認為的“師傅”存在，回答肯定后才進行問卷填寫。本研究通過現場收集方式，共發放領導版問卷97份、員工版問卷354份，經過數據清理和配對整理，回收有效配對數據326份，有效回收率92%。新員工人口統計情況如下：性別方面，男性占76%，女性占24%；年齡方面，平均年齡26.68歲；工作年限方面，入職1年及以下占30.7%，入職2年占36.6%，入職3年占32.7%；教育水平方面，專科及以下占14.7%，本科占59.6%，研究生及以上占25.7%。

3.2 變量測量

本文采用成熟量表進行變量測量，結合企業具體情境進行條目修正，并通過預調研進行有效性檢驗再確定最終量表。使用Likert六點量表計分，1為“非常不同意”，6為“非常同意”。

真實型領導采用NeiderL & Schriesheim[28]編制的量表，共16個題項，比如“我的上級能向他人表達他真實的意思”等。該量表的內部一致性系數為0.974。

創新行為采用Farmer[12]編制的量表，共4個題項，如“他會尋求新的想法/方式解決問題”等。該量表的內部一致性系數為0.969。

組織公平感借鑒Niehoff & Moorman[32]編制的量表，共20個題項，如“我的工作權力與職責相對公平”。該量表的內部一致性系數為0.968。

工作投入借鑒Schaufeli等[10]編制的量表，共24道題項，如“我沉浸于自己的工作當中”等。該量表的內部一致性系數為0.961。

師徒關系采用Scandura & Ragins[21]編制的量表，共15道題項，如“我會將師傅的行為視為楷模”等。該量表的內部一致性系數為0.977。

控制變量包括年齡、性別、職齡及教育水平。

4 實證檢驗

4.1 共同方法偏差檢驗

在程序上避免共同方法偏差的基礎上，本文進一步作統計檢驗。對5個變量所有題目進行Harman單因素檢驗，結果顯示主成分分析抽取5個因子，解釋總變異量的78.752%，其中，最大因子解釋23.452%，低于40%，表明沒有單一因子被析出，未出現同源方差問題。

4.2 測量效度檢驗

為檢驗相關變量的區分效度，使用Mplus進行驗證性因子分析，構建5個結構方程模型進行比較。如表1所示，發現單因子模型到三因子模型的擬合指標不完全符合統計要求，五因子模型的擬合指標優于四因子模型，表明5個變量有較高的區分效度，可以進一步開展模型分析。

4.3 描述性統計與相關分析

主要變量的描述性統計與相關系數如表2所示，真實型領導與組織公平感(r=0.810，p<0.001)、工作投入(r=0.495，p<0.001)和創新行為(r=0.201，p<0.001)均顯著正相關，創新行為與組織公平感(r=0.208，p<0.001)、工作投入(r=0.169，p<0.001)也分別顯著正相關，師徒關系與創新行為之間呈現顯著正相關關系(r=0.122，p<0.001)，為本文假設提供了初步支持。

4.4 假設檢驗

4.4.1 主效應與中介效應檢驗

為了檢驗真實型領導對新員工創新行為的主效應，本研究在控制性別、年齡、職齡、教育水平后，將真實型領導納入回歸模型2中，結果如表3所示。結果發現，真實型領導對“90后”新員工創新行為有顯著正向影響(β=0.167，p<0.001)，假設H1成立。

檢驗組織公平感和工作投入的中介效應。第一步，檢驗真實型領導對創新行為的影響，模型2已經驗證。第二步，分別檢驗真實型領導對組織公平感、工作投入的影響，表3中模型7顯示，真實型領導對組織公平感有顯著正向影響(β=0.803，p<0.001)，模型9表明真實型領導顯著正向影響工作投入(β=0.532，p<0.001)。第三步，分別檢驗組織公平感和工作投入在真實型領導與創新行為之間的中介作用，模型3顯示工作投入對創新行為具有顯著正向影響(β=0.138，p<0.001)，模型4顯示組織公平感對創新行為有顯著正向作用(β=0.176，p<0.001)。將真實型領導、組織公平感、工作投入同時納入模型中，如模型5所示，真實型領導對創新行為的影響變得不再顯著(β=0.038，p>0.05)，而組織公平感和工作投入對創新行為的影響依然顯著(β=0.115，p<0.001；β=0.059，p<0.01)，因而假設H2成立。

4.4.2 師徒關系的調節效應檢驗

為了檢驗師徒關系的調節作用，繼續運用層次回歸分析法，在表3的基礎上加入交互項對假設H4和H6進行檢驗，結果見表 4。模型 10的結果表明，將真實型領導、師徒關系、真實型領導與師徒關系的交互項同時納入對組織公平感的回歸方程時，交互項的回歸系數顯著(β=0.064，p<0.01)，假設H4得證；模型11將真實型領導、師徒關系、真實型領導與師徒關系的交互項同時納入對工作投入的回歸方程中，結果顯示交互項回歸系數顯著(β =0.067，p<0.05)，說明假設H6通過檢驗。

表1 競爭模型驗證性因子分析結果Tab.1 Confirmatory factor analysis results

表2 均值、標準差、相關系數與信度系數Tab.2 Means, standard deviations, related coefficients and reliability coefficients

表3 主效應與中介效應回歸分析結果Tab.3 Regression results of main effects and mediation effects

為了更清晰地顯示假設H4和H6的調節效果，本文繪制調節變量師徒關系在取均值加減一個標準差時，真實型領導分別與組織公平感、工作投入之間的關系效果圖。如圖2所示，當師徒關系較強時，真實型領導與組織公平感的關系線段更陡，說明真實型領導對組織公平感的積極作用更強。圖3展示了師徒關系在真實型領導與工作投入之間的調節作用，與弱師徒關系相比，強師徒關系下，真實型領導與工作投入的關系線段斜率更大，即真實型領導對工作投入的積極效應更強。因此，H4和H6得到進一步驗證。

表4 調節作用的層次回歸分析結果Tab.4 Moderation effects of hierarchical regression analysis

圖2 師徒關系對真實型領導與組織公平感之間關系的調節作用Fig.2 Moderation effects of mentoring in the relationship between authentic leadership and organizational justice

圖3 師徒關系對真實型領導與工作投入之間關系的調節作用Fig.3 Moderation effects of mentoring in the relationship between authentic leadership and work engagement

借鑒溫忠麟等的研究，本文采用Process Bootstrap方法，同時對組織公平感和工作投入的被調節的中介效應進行檢驗，結果如表5所示。本研究將調節變量師徒關系分為均值減一個標準差、均值、均值加一個標準差的低中高三組，發現師徒關系水平低時，組織公平感和工作投入的中介效應都顯著(β=0.096；β=0.033)，95%的置信區間分別為[0.012，0.173]和[0.000，0.064]，皆不包含0；師徒關系水平高時，組織公平感和工作投入的中介效應更強(β=0.104；β=0.037)，95%的置信區間分別為[0.023，0.188]和[0.004,0.073]，皆不包含0。結果表明，師徒關系對于組織公平感與工作投入的中介作用具有增強效果，并且組織公平感在真實型領導與創新行為之間的中介效應高于工作投入的中介效應。因此，假設H5和H7得到支持。

表5 被調節的中介效應檢驗結果Tab.5 Results of the moderated mediation effects

5 結論與討論

5.1 研究結論

后疫情時代，企業面臨的不確定性進一步增加，提升企業創新活力、保持核心競爭力成為企業迫切需求。“90后”新員工是企業新鮮血液，具有較強創新潛力，其創新能力的施展直接受到不同領導風格的影響。本文基于認知—情感視角，重點探究了真實型領導風格對“90后”新員工創新行為的影響機理，主要結論如下：

(1)真實型領導對新員工創新行為具有積極作用。本文建立真實型領導與“90后”新員工創新行為的理論模型，豐富了員工創新行為影響因素研究。研究結果表明，對于“90后”新員工，真實型領導顯著正向影響其創新行為，真實型領導真誠待人、客觀決策、關系公開透明，能夠對“90后”新員工創新行為產生促進作用。

(2)組織公平感與工作投入是真實型領導影響新員工創新行為的關鍵路徑。從認知—情感雙路徑檢驗真實型領導對新員工創新行為的影響機理，發現組織公平感與工作投入在其中發揮重要作用。以往關于真實型領導的研究，大多采用內部地位感知、心理資本等中介變量，忽略了新員工的組織公平感。本研究提供新的解釋路徑，也在一定程度上響應了學者提出對比真實型領導不同中介變量效應值的號召[6]，發現組織公平感在真實型領導影響下屬創新行為的路徑中作用更強。可見，對于“90后”新員工來說，盡管真實型領導通過組織公平感的認知機理和工作投入的情感機理影響其創新行為，但個體對于組織信息的公平感知占據主導地位。

(3)良好師徒關系對于提升新員工創新行為具有正向調節作用。以往研究大多單獨分析直線領導或師徒關系，同時關注領導風格與師徒關系的研究還相對較少，而對于“90后”新員工來說，組織內部信息線索的一致性對其個體行為至關重要。研究結論表明，良好的師徒關系能夠快速拉近新員工與組織的距離，加強新員工對真實型領導積極信號的感知，提升新員工的積極情感與認知，使得真實型領導對組織公平感和工作投入發揮更高的積極效應，進而產生更多創新行為，即師徒關系正向強化真實型領導的積極作用。本文揭示了師徒關系在真實型領導內部機理中的作用，有助于完善個體創新行為激發的相關研究結論。

5.2 理論貢獻

(1)本研究基于認知—情感個性系統理論視角，識別真實型領導對“90后”新員工創新行為的認知—情感機理，擴展了真實型領導影響機理的研究路徑。在真實型領導研究領域，學者多采取社會學習理論、社會認知理論或認同理論研究其內部機理。本研究選取認知—情感個性系統理論，將真實型領導作為影響個體行為的情境，強調社會認知和情感加工過程的影響，現有研究較少從這一理論視角進行探討。本文相關結論有助于擴展認知—情感個性系統理論的應用范圍，也為真實型領導與員工創新行為相關研究提供了新的理論路徑。

(2)本研究從組織社會化理論中的組織內部關系人視角出發，探討了師徒關系與真實型領導對于“90后”新員工創新行為的交互影響，揭示了師徒關系對于真實型領導作用效果的促進作用。在新員工行為研究領域，許多學者探討了組織內部關系人的重要作用[19]，但現有研究要么只關注領導風格，要么僅關注師徒關系，只有較少的研究同時關注師徒關系與領導風格。本文基于“90后”新員工追求個體成就與平等人際氛圍的價值觀特征，探討師徒關系對真實型領導作用的調節效應，從人際互動關系視角豐富了新員工相關研究，也豐富了社會化理論中組織內部關系人相關研究，并推動了創新相關研究。

5.3 管理啟示

(1)領導者以真誠之心對待新員工，在日常工作中保持言行一致，更有利于激發新員工創新行為，提升企業競爭優勢。領導者在日常工作生活中堅守道德和內在價值觀行事，尤其在面對壓力時更要注意言行一致，保持信息公開，進行客觀決策；在與下屬相處過程中，既要以身作則，保持對自我與他人的清晰認知，與下屬保持透明的人際關系，也要平衡聽取下屬想法，以真實的行為傾向向下屬傳遞積極態度，讓新員工對企業發展和個體成長充滿希望，使他們能夠發自內心地投入工作，激發其創新行為，促進企業發展。

(2)企業可以通過倡導建立師徒關系提升新員工創新行為。企業可以選拔優秀員工作為新員工的師傅，充分發揮師徒關系的橋梁作用，以較低的管理成本激發新員工積極行為。對于優秀員工，可以采取榮譽、薪酬等激勵方式，提高其榮譽感和責任感，引導他們主動承擔師傅角色，提升其在基層員工隊伍中的指導示范作用；對于新員工，企業可以積極組織團體活動，為新員工提供建立師徒關系的機會，加強新老員工之間的互動交流，通過師徒關系激發創新活力。

(3)領導者可以從分配過程、人際交往等維度提升新員工的組織公平感，激發其創新行為。領導者需要幫助新員工充分了解企業規章制度，尤其是薪酬及績效規則，為新員工提供公平的判斷依據；在分配過程中，提高新員工參與感，幫助其客觀認知分配結果，避免產生誤解或疑慮；在人際交往中，領導要讓下屬感受到均等待遇與關注，弱化人際差異性，維護新員工的公平感知。同時，領導者可以積極推進組織公平感的動態評估和調研，確保新員工擁有積極的個體感知和心理狀態，從而做出更多創新行為。

5.4 研究不足與展望

本文通過構建認知—情感的雙路徑理論模型，探討了新員工創新行為激發機理，并進行了實證檢驗，但仍存在一些不足。首先，本文采用多來源配對樣本數據，能夠避免共同方法偏差，但本質上仍是橫截面數據，這對于檢驗變量之間的因果關系有一定局限性，不能從時序上對真實型領導與新員工創新行為的關系進行動態檢驗。其次，盡管本文采取定量分析方法，探討了真實型領導與師徒關系的共同影響，但研究方法仍較為單一，對于深層挖掘新員工心理和行為轉變過程的作用還較為有限。

由此，本文提出以下研究展望：首先，針對橫截面數據的不足，未來研究可以增加多時點數據進行時序演變分析，從動態研究視角揭示真實型領導、師徒關系與新員工創新行為之間的關系及內部機理；其次，本文采用定量分析方法檢驗理論假設，未來可以結合案例研究等定性方法進行深入探討，提煉出其它可能的影響因素，采用定量與定性相結合的方法，深入分析新員工創新行為激發過程，進一步完善社會化與創新等領域相關研究。