組織自尊對知識型員工創新行為的影響機制
——傳統上下級關系與工作投入視角

鄧玉林，王家愛，劉 航

（河海大學商學院，江蘇南京 211100）

1 研究背景

數字時代，組織環境愈加動蕩、充滿了不確定性，增加工作任務的復雜性與知識性，加強創新愈發成為組織應對動態環境、獲取持續競爭優勢的關鍵舉措［1］。知識型員工因其水平高、能力強、富有創新精神，已經成為企業在不確定環境下開展創新活動的核心資源［2］；他們樂于接受新鮮事物、敢于挑戰權威，追求在組織中實現自我價值，希望工作環境寬松和思考自由［3］。但中國文化以集體主義和實用理性作為重要的價值觀，似乎缺少了一般理論中認為創新需要的自由開放和寬松環境［4］。因此，如何在中國組織情境與知識型員工個性特征的沖突中激發知識型員工的創新行為已成為熱點問題。

組織自尊作為個體對自身在組織中的價值性、重要性的積極判斷［5］，恰好捕捉了知識型員工在組織中追求自我價值實現與渴望被尊重認可的發展需求。強烈的成就導向與價值追求是知識型員工開展創新行為的內在動機［6］。制度邏輯理論認為每項制度都由類別因素或構成因素（如身份、控制等）組成，這些因素基于偏好與利益塑造個體或組織的認知與行為［7］，這意味著員工創新行為在考慮個體特征影響的基礎上，還需要在具體社會情境中去尋求解釋。關系導向與尊重權威情境下中國組織中的人際關系，尤其是縱向的上下級關系是影響個體創新行為的重要情境因素［7］，深刻影響著其個性特征與創新行為間的關系。基于此，本研究將聚焦于作為個體特征的組織自尊與作為組織情境的上下級關系互動，探討兩者的交互作用對知識型員工創新行為的影響機制。

組織自尊表達了個體關注自身對組織的重要性及其在組織中實現自我價值的需要［8］，可以概括為知識型員工在組織中追求價值實現的自我認知狀態，作為一種典型的個性特征，對個體態度和行為有很強的解釋力。目前關于組織自尊與員工創新行為的研究，多數是將組織自尊視為一種自我評價或認知狀態，如汪海霞等［9］從自我一致性理論、張征［10］從自我概念理論、Wen 等［11］從社會交換理論視角來探討其對創新行為的影響作用，認為高組織自尊的員工更愿意承擔風險以從事更多的創新行為，同時，在兩者作用機制及其邊界條件方面，探討了知識共享與工作意義感的中介機制，以及組織支持感、結構正式化與差錯反感文化的調節作用。但是，已有研究鮮有將組織自尊視為知識型員工的一種個體特征資源，或是基于資源保存理論視角探討其對創新行為的作用機制，更缺乏將該機制置于上下級關系情境中，探討不同資源間交互影響機制的研究。

資源保存理論認為組織自尊可視為一種個體特征資源，能夠通過影響知識型員工在工作角色投入中的認知、情感，進而影響其行為［12］。這意味著高組織自尊感能夠為個體充分投入工作提供支持和激勵，增強其工作動機與積極性，促進知識型員工全神貫注于工作、堅持不懈地克服創新過程中遇到的各種挑戰。此外，在資源保存理論視角下，傳統上下級關系可視為個體的條件資源，對員工個體資源的利用具有重要影響［13］，即上下級關系質量越高，領導給予員工的信任與資源支持就越多，創造更好的條件緩解知識型員工在工作投入時的高壓力，通過減少消耗并留存更多資源投入到工作中去。這意味著作為個體資源的組織自尊與作為條件資源的上下級關系通過互動，提高個體對資源條件和資源利用水平的感知，增強其工作動機、提高其工作投入水平，從而支持知識型員工更有動力開展有效創新行為。因此，本研究以知識型員工為研究對象，基于資源保存理論，將組織自尊和工作投入視為個體資源、上下級關系視為條件資源。

2 理論基礎與研究假設

2.1 資源保存理論

根據資源保存理論，資源是指個體或組織認為有價值的物質、條件、個體特征和能源等以及相應的獲取方式［14］，它的功能與價值是支撐個體目標或組織目標的實現。其中，條件資源是指與身份狀態相關的資源（如社會關系、經驗等），其價值在于協助獲取或利用其他資源；個體特征資源是指與個體特征相關的資源（如自尊、自我效能感等），具有一定的功能和價值［15］。因此，組織自尊、工作投入與上下級關系作為一種資源，對個體行為具有重要意義。

資源保存理論認為個體會盡最大努力獲取、保存并保護他們認為有價值的資源，以避免資源損失［14］，包含兩個基本原理：一是資源損耗優先原理，即相比于資源獲取，個體對資源損耗更為敏感；二是資源投資原理，即個體出于保護自身資源不受損耗、從已發生的資源損耗中快速恢復或者獲取新資源等目的，必須不斷對現有資源進行投資［15］。由此得出以下3 個推論：一是初始資源較多的個體更易作出冒險的資源投資策略與行為；二是資源儲備較少的個體更容易遭受資源損失的壓力，且這種壓力會加速資源損失；三是初始資源較多的個體遭受資源損失的可能性更低，更有能力獲取新資源，使得資源收益呈螺旋式上升［15］。此外，不同資源之間是相互聯系和影響的，具有交互作用［16］。

因此，組織自尊作為個體的自我評價，屬于員工的個體資源，具有一定功能和價值，表現為高質量的組織自尊能讓知識型員工更愿意開展風險行為，如創新行為；工作投入作為個體的認知狀態，也是員工的個體資源，既可以支持知識型員工開展創新行為，又可以促進其組織自尊感更好地發揮功能與價值；上下級關系作為個體的社會關系，是一種條件資源，不僅能幫助知識型員工更好利用組織自尊與工作投入等個體資源，還可以與作為個體資源的組織自尊產生交互作用，共同促進工作投入，進而影響知識型員工的創新行為。

2.2 組織自尊與員工創新行為

組織自尊是指員工對組織情境下角色能夠滿足其需求的相信程度，反映了作為特定組織成員的個體對自己在組織中地位與價值的判斷［8］。高組織自尊的員工認為自己在組織中是重要的、有意義的、有效率的和有價值的。研究表明，擁有高組織自尊感的員工更愿意作出有益于組織的行為，也更傾向于積極主動實施角色外行為［17］；而低組織自尊感的員工常常會懷疑自己的努力是否能夠帶來對組織有價值的新穎想法，還會懷疑自己實施新穎想法的能力［18］。另外，研究也表明，高組織自尊的員工有著積極的自我認知，他們更傾向于將組織的目標和價值體系作為他們自身目標和價值體系的一部分，對組織表現出高水平的使命感和責任感，也更愿意承擔風險并從事更多的創新行為來展現自己的能力與價值［19］。

根據資源保存理論，個體具有保存、保護和獲取資源的傾向，擁有豐富資源的知識型員工會追求獲取更多新的資源［14］。組織自尊作為一種個體特征資源，具有重要的功能與價值，有助于個體獲取更多的新資源。高組織自尊的知識型員工更加相信自己能夠勝任組織中的角色，對資源獲取更為敏感［17］，他們更傾向于通過積極主動實施創新行為來進行冒險的資源投資以獲取新資源，并能夠更好地防止因冒險帶來的資源損耗，從而增加個人與組織的資源收益。在此情況下，知識型員工會將實施創新行為看作獲取新資源的重要途徑，認為通過創新可以獲得諸如組織地位、薪酬待遇等新資源，這些豐富資源又進一步增強個體獲取新資源的動機與能力，從而激發其主動實施創新行為。循此反復，擁有高組織自尊感的知識型員工會越來越愿意開展創新活動以實現自身資源收益的螺旋上升。基于此，提出假設1。

H1：組織自尊對知識型員工創新行為具有正向作用。

2.3 工作投入的中介效應

工作投入是一種與工作相關的積極、充實的情緒與認知狀態，反映了個體對工作角色的投入程度，其特征是活力、奉獻與專注［20］。活力是指個體具有充沛的精力和良好的心理韌性；奉獻是指個體具有強烈的意義感、自豪感以及飽滿的工作熱情；專注則表現為個體全神貫注于工作，并能以此為樂［21］。

現有研究證明個體所擁有的生理、情緒和情感資源是其工作投入的必要前提，組織自尊作為知識型員工在工作場所中一種重要的心理資源，對其工作投入水平的發展起著重要作用［22］。高組織自尊感的知識型員工擁有豐富資源，能夠付出更少的資源就獲取更多的資源收益，使得他們具有強烈工作動機，對工作崗位十分熱愛和專注，從而表現出更高的工作投入水平；高組織自尊的員工相信自己能勝任工作角色，更傾向于將組織內在化，也更愿意投入工作角色來強化積極的自我認知、滿足自己的資源獲取需求。高組織自尊的個體在工作場所中擁有積極情緒，會更加自信與樂觀地看待工作環境，這種高水平心理安全感能夠減輕知識型員工在工作投入過程中的資源損耗等負面影響。高組織自尊的知識型員工擁有很強的資源獲取能力，相信自己擁有足夠的資源來完成工作任務［23］。可見，組織自尊水平高的知識型員工更可能產生高水平的工作投入和表現。此外，創新行為涵蓋創意的產生和實施等環節，具有不確定性和風險性，既需要員工具備一定的知識、能力，還需要其對工作投入大量的時間和精力［24］。處于高工作投入狀態的知識型員工，具有積極情緒和強烈工作動機，更愿意堅持不懈地主動尋求冒險與創新［25］，因此，高工作投入水平的知識型員工會表現出更多的創新行為。

根據資源保存理論，組織自尊作為個體資源，擁有天然的動機特性，可以激發個體的工作動機、提高其工作投入水平，進而對知識型員工的工作行為產生積極影響［26］。知識型員工的組織自尊水平越高，他們在工作角色投入中越能體驗到更高質量的意義感、安全感和獲得感，進而表現出更高的工作投入水平。工作投入水平越高的知識型員工越能在工作中充滿活力、勇于奉獻、全神貫注，更容易產生創意并在實施過程中堅持不懈，便表現出更多的創新行為［27］。基于此，提出假設2。

H2：工作投入在組織自尊與知識型員工創新行為間起中介作用。

2.4 上下級關系的調節效應

中國素來以關系導向與權威導向著稱，領導在組織中居于主導性地位［28］，因此，個體在組織中對于上下級關系非常敏感。上下級關系是指上下級之間為了共同目標與利益，通過非工作性交往而產生的一種非正式性私人關系，會裹挾一些私人的人情互動［7］。

基于資源保存理論，上下級關系是一種重要的條件資源，能夠支持個體更好利用自身資源去獲取新資源［16］。在和諧的上下級關系中，知識型員工會感受到被尊重與認可，也愈加認同自己的“圈內人”身份，進一步建立起高水平的歸屬感與主人翁意識［29］，從而增強其組織自尊水平，因此，具有高質量上下級關系的知識型員工更容易建立起高水平的組織自尊。另外，高質量上下級關系可以幫助作為“圈內人”的下級獲得更多信任、鼓勵和資源［7］，提高知識型員工在工作投入過程中的心理意義感、安全感與獲得感，進一步緩解個體在工作角色投入中的工作壓力，減少其在工作投入中所消耗的精力、時間等資源，使得員工保存更多的資源投入到工作角色中，也更愿意積極地投入工作來獲取新資源，而上下級關系不佳的知識型員工會為了避免資源損耗而減少對工作角色的投入［25］。可見，知識型員工與上級的良性互動有利于支撐個體更好地利用自身資源，促進其對工作角色的投入。

現有研究證明，作為個體資源的組織自尊與作為條件資源的上下級關系會發生交互作用，共同促使個體產生更高的工作投入水平［16］。在相同的組織自尊水平下，具有高質量上下級關系的知識型員工能夠更容易從上司手中獲取額外支持與豐富新資源，進而建立起更積極的自我感知與強烈的工作動機，充裕的條件資源也能減輕個體工作角色投入中的消極影響［30］，從而提升知識型員工的工作投入水平；相反，具有低質量上下級關系的員工與上級只有普通的工作關系和經濟性交換，不僅無法從上司那里獲得更多額外資源，甚至有可能由于上司對其他員工的偏私而得到不公平、不公正的對待，使得其對組織的認同感與信任感下降［31］，即使知識型員工的組織自尊水平很高，他們也很難充分投入到工作角色之中。與此同時，個體資源、條件資源以及工作投入三者之間能夠產生資源的增益螺旋，個體資源與條件資源的交互作用能夠顯著增強個體資源對工作投入的預測效果［32］。因此，在高質量上下級關系中，組織自尊對工作投入的正向影響作用更大。基于此，提出假設3。

H3：上下級關系對組織自尊和工作投入之間的關系具有正向調節作用。

上述分析闡明了組織自尊通過工作投入來影響知識型員工創新行為，且組織自尊與工作投入的關系會隨著上下級關系的增強而加強，這種關系進一步表現為有調節的中介作用。具體而言，當上下級關系越好時，組織自尊對工作投入的影響作用越強，且組織自尊對知識型員工創新行為的影響效應更多地通過工作投入來傳導。基于此，提出假設4。

H4：上下級關系正向調節工作投入在組織自尊和知識型員工創新行為間的中介作用。

基于以上分析，構建如圖1 所示的構念模型。

圖1 構念模型

3 研究設計

3.1 樣本選取與數據收集

本研究的調查對象是來自南京、常州、蘇州三地的25 家企業的知識型員工，涉及金融、制造、文化、軟件和信息技術服務等行業。考慮到知識型員工是指利用其豐富知識和智慧創造勞動價值的員工［6］，為保證問卷質量，篩選這些企業中具有本科及以上學歷、掌握一定專業知識和技能且從事知識含量較高的工作的員工作為調研對象，例如研發人員、管理人員、專業人員等。由于知識型員工受到上下級關系的影響后，其工作投入狀態和創新行為變化具有時間滯后性，因此，根據Podsakoff 等［33］的建議，采用問卷調查法分兩階段收集數據，以最大限度地減少橫斷面研究所帶來的共同方法偏差，其中第一階段主要收集組織自尊、上下級關系、控制變量等數據信息；4 周后進行第二階段問卷調查，主要收集工作投入和員工創新行為等數據信息。

在調查過程中，筆者所在課題組（以下簡稱“課題組”）在這25 家企業人力資源部門員工的配合下發放問卷，為滿足員工的保密要求，在指定會議室回收問卷，參與調研的員工直接將問卷交回課題組，不通過其他員工轉交。兩階段均發放400 份問卷，分別回收367 份和358 份，課題組依據配對情況、應答情況對問卷進行了篩選，剔除掉無效問卷后剩下325 份有效問卷，問卷有效回收率為81.25%。

有效樣本的人口統計數據如下：男性占比為58.77%，女性占比為41.23%；26～30 歲的占比為49.23%，31 歲以上的占比為39.69%，25 歲及以下占比為11.08%；本科學歷的員工占69.23%，碩士研究生學歷的員工占24.62%，博士研究生學歷的員工占6.15%；工作年限為4～6 年的員工占比40.31%，1～3 年的占比為27.69%，7～10 年的占比為26.77%，1 年及以下的占比為5.23%。

3.2 測量工具

為保證測量工具的信效度，采用在國際權威期刊公開發表并且在中國情境下經過多次驗證的成熟量表，所有研究變量的量表均采用李克特（Likert）七點計分法，1 代表非常不同意，7 代表非常同意。

（1）組織自尊（OBSE）。采用Pierce 等［8］開發的量表，共包含10 個題項，典型條目如“我在組織中十分重要”等。在本研究中，該量表的Cronbach' sα為 0.929。

（2）工作投入（WE）。采用Schaufeli 等［34］開發的量表，共包含9 個題項，包括活力、奉獻和專注3 個維度，典型條目如“工作時，我總是干勁十足”等。在本研究中，該量表的Cronbach' sα為0.883。

（3）上下級關系（SSG）。采用Chen 等［35］在中國情境下開發的量表，共包含12 個題項，包括情感依戀、生活卷入和上司順從3 個維度，典型條目如“我和直接上司經常交流各自對生活、工作的感想和看法”等。在本研究中，該量表的Cronbach' sα為0.904。

（4）創新行為（IB）。采用Scott 等［23］開發的量表，共包含6 個題項，典型條目如“在工作中，我會向別人推銷自己的新想法”等。在本研究中，該量表的Cronbach' sα為0.857。

（5）控制變量。借鑒以往關于組織自尊與創新行為關系的探討，將性別、年齡、教育水平、本單位工作年限作為控制變量，以控制人口統計學特征對研究結果的影響。

4 數據分析與結果

4.1 共同方法偏差檢驗

由于研究采集的調查數據是由同一被試自我報告的，雖然是進行兩階段調查，但仍需檢驗是否存在共同方法偏差，因此采用Harman 單因素檢驗法對研究可能存在的共同方法偏差進行檢驗。結果表明，首因子解釋度為32.417%，小于40%的臨界標準，說明研究數據的共同方法偏差問題并不嚴重。

4.2 信度與效度分析

（1）采用SPSS 25.0 檢驗變量的Cronbach'sα，結果顯示Cronbach'sα值均大于0.8（見表1），這表明量表的內部一致性良好。接下來，通過Mplus 8.3進行驗證性因子分析，結果表明四因子模型擬合指標顯著優于其他替代模型（見表2），說明各變量之間具有良好的區分效度。

表1 變量的信度和效度分析結果

表2 變量的驗證性因子分析結果

（2）由表1 可知，組織自尊、工作投入、上下級關系和創新行為測量題項的因子載荷量均大于0.6，說明各潛變量對測量題項的解釋能力較好；并且，各量表的組合信度（CR）均在0.80 以上，表明各因子內部一致性較好。

（3）變量的平均方差提取（AVE）值均大于0.5（見表1），表明變量具有良好的聚合效度；同時，各因子的AVE 開根號值大于其他相關系數（見表3），表明變量之間具有良好的區分效度。

表3 變量的均值、標準差和相關性分析結果

4.3 描述性統計分析

變量的均值、標準差及相關系數如表3 所示。其中，組織自尊與創新行為之間存在顯著的正相關，組織自尊與工作投入之間存在顯著的正相關，工作投入與創新行為之間存在顯著的正相關，上下級關系與創新行為、組織自尊、工作投入之間均存在顯著的正相關，因此本研究的各項假設得到了初步驗證，這些結果也為后續分析提供了基礎。

4.4 假設檢驗

4.4.1 主效應與中介效應檢驗

借鑒Taylor 等［36］的方法建立結構方程模型，并參考溫忠麟等［37］的觀點，運用Bootstrap 方法（抽樣次數設定為10 000 次）對主效應（H1）和中介效應（H2）進行檢驗。組織自尊透過工作投入影響創新行為的中介模型擬合指數結果為：χ2=217.477，df=149，χ2/df=1.460，CFI=0.980，TLI=0.977，RMSEA=0.038，SRMR=0.031。各擬合指標值均符合標準，表明中介模型的擬合度良好。

在控制4 個控制變量的影響后，檢驗結果見表4。其中，組織自尊對創新行為影響的總效應為0.594，直接效應為0.205（P<0.05），95%置信區間不含0，表明組織自尊能夠對員工創新行為產生顯著的正向影響，由此H1得以驗證；針對工作投入在組織自尊與創新行為間的中介作用，該間接效應為0.389，95%置信區間不含0，表明工作投入能夠部分中介組織自尊和創新行為之間的關系，由此H2得以驗證。

表4 變量的主效應與中介效應檢驗分析結果

4.4.2 調節效應和有調節的中介效應檢驗

參考方杰等［38］的觀點，使用潛調節結構方程（LMS）來檢驗上下級關系的調節效應（H3）。首先，對不含潛調節（交互）項的基準模型進行檢驗，檢驗結果為 2=282.203,df=204,χ2/df=1.383,CFI=0.980，TLI=0.977，RMSEA=0.034，SRMR=0.035。各擬合指標均比較理想，這說明基準模型的擬合度良好。接下來，對加入交互項的調節模型進行檢驗發現，調節模型AIC（16 590.685）要比基準模型（16 602.684）減少11.999，調節模型Loglikelihood（-8 223.342）要比基準模型（-8 230.342）增加7.000，即模型似然比差值（-2LL）為7.000，自由度增加1，-2LL 值的卡方檢驗結果顯著（P<0.05），這說明調節模型要比基準模型的擬合效果更好。

最后，通過檢驗交互項到中介變量路徑系數（A3），來判斷上下級關系對組織自尊和工作投入關系的調節效應是否存在；同時，根據Edwards 等［39］的建議使用差異分析法，進一步檢驗在調節變量不同取值（高低標準差）下，該影響效應是否顯著。在此基礎上，借鑒Hayes［40］的觀點使用系數乘積法對有調節的中介效應進行驗證，即檢驗A3和中介變量與因變量路徑系數（B1）的乘積是否顯著。相關分析結果見表5。

表5 變量的有調節的中介效應分析結果

由表5 中的調節效應檢驗結果可知，影響效應值為正且在0.05水平下顯著，其95%置信區間不含0，說明上下級關系調節了組織自尊和工作投入的關系。根據調節效應的簡單坡度分析（見圖2），當上下級關系取值比均值高一個標準差時，影響效應值為0.815（P<0.001），95%置信區間為［0.546,1.194］，不含0，當上下級關系水平取值比均值低一個標準差時，影響效應值為0.286（P<0.05），95%置信區間為［0.027,0.586］，不含0，均表明影響效應顯著，而組織自尊對工作投入的影響在上下級關系高低組間的差異顯著。由此說明，當上下級關系水平更高時，組織自尊對工作投入的影響效應顯著增強，即上下級關系水平正向調節組織自尊和工作投入的關系，假設3 得以驗證。

圖2 上下級關系對組織自尊與工作投入關系的調節效應

由表5 中有調節的中介作用檢驗結果可知，在組織自尊通過工作投入影響創新行為的中介里，影響效應值為正且在0.05 水平下顯著，95%置信區間不含0，說明工作投入的中介效應受到上下級關系的調節。具體而言，當上下級關系水平取值比均值高一個標準差時，組織自尊對創新行為的間接影響效應值為0.471（P<0.01），95%置信區間為［0.269,0.825］，不包含0，當上下級關系水平取值比均值低一個標準差時，組織自尊到創新行為的間接影響效應值為0.165（P<0.05），95%置信區間為［0.024,0.407］，不包含0，均表明工作投入對組織自尊和創新行為的中介效應顯著，而工作投入在組織自尊和創新行為兩者之間的中介效應在上下級關系高低組間的差異顯著。說明當上下級關系水平更高時，工作投入在組織自尊和創新行為之間的中介效應顯著增強。

綜上，隨著上下級關系水平的增強，組織自尊對工作投入的正向影響不斷增強，工作投入在組織自尊和創新行為之間的中介效應也不斷增強，即上下級關系通過增強組織自尊對工作投入的正向影響，進而顯著調節了中介效應的大小，由此，假設4 得到驗證。

5 結論與討論

5.1 研究結論

本研究基于資源保存理論，從資源的功能視角探究組織自尊透過工作投入對知識型員工創新行為的影響機制，從條件資源支撐個體更好利用自身資源的視角分析傳統上下級關系對該作用機制的調節效應，并得出以下結論：

（1）組織自尊顯著正向影響知識型員工創新行為。擁有高組織自尊感的員工認為自己對組織是有意義的，更樂意主動開展創新活動、體現自己的能力與價值，他們通過實施創新行為獲取組織地位、薪酬待遇等新資源，這些已獲得的資源會增強其獲取其他資源的動機與能力，進一步促進創新活動的開展。

（2）工作投入能夠中介組織自尊對創新行為的積極影響。高組織自尊感的員工更加熱愛自己的工作，有著更高的心理安全感和資源獲取能力，因而有著更高水平的工作投入和表現；工作投入水平高的員工會有更強烈的工作動機，充滿活力、全神貫注，并且擁有更充足的知識，有動機和能力展現出更多的創新行為。

（3）上下級關系正向調節組織自尊與工作投入之間的關系。在高質量的上下級關系中，知識型員工感受到被尊重和認可，更容易建立起高水平的組織自尊；同時，作為“圈內人”的下級會獲得更多的信任和資源，在工作中的壓力與損耗相對較少，更愿意積極投入工作。此外，上下級關系也正向調節工作投入在組織自尊和知識型員工創新行為間的中介作用。當上下級關系越好時，組織自尊對工作投入的影響作用越強，并且對知識型員工創新行為的影響更多通過工作投入來傳導，這意味著傳統上下級關系有利于知識型員工更好地將其個體資源作用于創新過程，進而催生創新行為。

5.2 管理啟示

（1）關注知識型員工獨特個性特征，增強知識型員工組織自尊感。企業可以基于知識型員工具有強烈自我價值實現需求與成就導向這一獨特的個性特征，在工作設計、積極反饋和獎勵等方面采取措施，提升知識型員工的組織自尊感，以促進其創新行為。例如，增加知識型員工的管理參與度、增強其工作自主性、讓其承擔更多挑戰性任務并對工作結果直接負責等，以此提高知識型員工在企業中的存在感、價值感和獲得感，從而促進知識型員工表現出更多的創新行為。

（2）塑造良好的上下級關系，提高知識型員工創新的信心與能力。上級可以主動打破權力壁壘，構建開放寬松的工作氛圍，積極給予下屬關心與資源支持，增強其組織自尊感，從而幫助知識型員工積累到更多有價值的心理資源與物質資源，提高其創新與冒險的信心與能力。例如，積極支持知識型員工提出不同觀點，任人唯賢；公平對待知識型員工下屬，給予全方位的關心，并提供各種資源支持，以增強知識型員工的活力、專注與奉獻水平，從而促使其積極主動創新。

5.3 研究局限與未來展望

本研究存在以下不足：首先，樣本數據來源于南京、常州、蘇州三地的企業，這可能會影響研究結論的適用范圍；未來研究可以考慮擴大調查的行業范圍、區域范圍，通過多樣化的數據來驗證或修正研究結論。其次，采用員工自我報告的方式收集了兩階段數據，雖然Harman 單因子檢驗表明同源方差在可接受范圍之內，但未來的研究可以從不同來源對不同變量進行測量收集數據（如上級主管評估下屬的創新行為等），從而提高研究的嚴謹性。最后，主要關注知識型員工與上級的互動關系，基于個體資源與條件資源的交互作用探討了組織自尊對知識型員工創新行為的作用機制，但中國文化中的很多特質都可能會對創新行為產生影響；未來可以將面子意識、中庸思想、權力距離等具有中國文化特點的資源因素引入創新行為的研究，探討不同資源對員工創新行為的交互影響作用。