領導授權對員工創新績效的影響研究

關鍵詞：領導授權；創新績效；工作壓力；職業韌性；差錯管理氛圍

中圖分類號：C9 文獻標識碼：A DOI：10.3969/j.issn.1003-8256.2024.04.009

組織的結構化改革旨在適應新形勢的變化，而當前時代的發展越來越要求企業朝著扁平化發展，由此領導授權應運而生。目前，高新技術企業正在蓬勃發展，探究該領域的領導授權所帶來的影響是必不可少的。而縱觀已有文獻，當前對于領導授權的研究已經較為豐富，其中有許多學者關注其與創新績效之間的關系，如李偉等［1］認為領導授權能夠提高員工的差錯處理能力進而促進員工的創新行為。陳菲［2］認為領導授權對于員工的創新倡導意向也有顯著的正向影響。大部分研究都證明了領導授權對創新績效所帶來的積極效果，卻少有學者從領導授權所存在的負向效應出發來討論其對創新績效有何影響，其中的作用機制為何，這些問題都有待進一步的研究與檢驗。

受中國傳統文化的影響，上下級在權力方面存在更加不對等的現象，下級的晉升等相關利益都與上級有密切關系，因此下屬十分渴望得到領導的授權與認可，以提高自己在組織中的地位。另一方面，領導對下屬的授權容易造成下屬的角色模糊、角色超載和角色沖突，以致下屬往往也承擔了更大的工作壓力。因此，領導授權行為也可能會給下屬帶來工作壓力，而壓力不僅僅只產生消極影響，需將工作壓力進行二分，分別探討挑戰性工作壓力和阻礙性工作壓力對于創新績效的影響。領導授權的實施效果離不開員工的個體特質，職業韌性視角認為，具備較強韌性的員工可以促使個人完成更復雜多變的具有挑戰性的工作，從而會更加積極主動完成領導授權后的工作。除此之外，組織環境也在這個過程中發揮著重要的作用，對員工個體存在顯著影響，差錯管理氛圍可以為員工提供資源以及抱負性的工作環境，一方面彌補由于授權帶來的資源損耗，另一方面也有利于調動員工積極主動性，減少由授權過載所帶來的壓力。基于此，本文聚焦于高新技術企業員工，研究領導授權對其工作壓力與創新績效的影響效應，并進一步檢驗員工的工作壓力在領導授權與員工創新績效之間是否具有顯著的中介作用，以及檢驗差錯管理氛圍和職業韌性所發揮的雙調節作用。

1 理論基礎與研究假設

1.1 領導授權與創新績效

授權領導被定義為針對個人或整個團隊的領導行為，其包括將權力授予員工、促進員工自主決策，以及在決策時征求員工意見等內容［3］。領導授權作為一種積極的領導風格，在企業組織管理中具有重要意義。創新績效是一個復雜的結構，其不僅包括產生創意思想的行為過程，也包括創新結果，是一個過程與結果的結合體［4］。而領導力被認為是員工創新和組織發展的最有影響力的因素之一［5］，領導的行為結果對于員工創新具有重要影響作用，當前授權型領導是領導風格與領導行為領域的焦點話題，且被許多企業家與管理者應用，因此，探討二者關系是十分必要的。

領導授權可以正向影響員工個體創新。自我決定理論認為，當一個人有對自己行為的控制權時，他的行為會受到抑制而具有更高的目的性，從而更加有效地完成自己的工作。具體而言，領導授權將權力下放給員工，可以增加其工作自主權和決策參與權［6］，而參與決策和對自主性的感知是產生創新成果的重要前提，因此員工在擁有了對某件事的控制權后會增加對相關內容的關注，從而提高創新績效。其次，領導授權會向員工強調工作的意義，可以幫助員工厘清工作職責與強化個體在工作中發揮的價值，讓他們更有信心面對創新的挑戰，滿足了員工的工作使命感，實現了自身價值［7］；再次，領導授權強調在工作中征求與采納員工的意見，從而增加了員工的工作投入與滿足了員工的自主需求，使員工在工作中更具有參與感，增加了工作自主性，從而主動進行角色外的創新行為。基于此，提出假設：

H1：領導授權與員工創新績效正相關。

1.2 領導授權與工作壓力

領導者作為工作場所最重要、最相關的社會信息來源，會影響員工對壓力的認知、評價和反應。根據Cavanaugh等［8］對管理者工作壓力源的研究，工作壓力源分為挑戰性壓力源和阻礙性壓力源。挑戰性壓力源是指員工認為在工作中能夠產生良好結果的壓力源，可以為個人成長創造機會［9］，帶來積極影響。阻礙性壓力源是干擾或阻礙個人實現有價值目標的壓力源，常常會使員工消極處理問題并產生消極后果。其中時間壓力、工作超載、高工作責任等被視為挑戰性壓力；而工作不安全感、角色模糊等被認為是阻礙性壓力。

基于壓力認知理論，領導授權作為一種領導的正向積極的情感表達行為，員工通常認為領導下放權力是一種被認可的表現，將其下放的工作任務看作是具有挑戰性的。基于社會交換理論和角色理論，領導在授權時往往伴隨著領導對于員工的期望，員工在感受到受期待的情感后，易增加自身的責任感，員工在高責任感的影響下為了回報領導與組織的信任，將自己更多的時間與精力投入到工作中。除此之外，領導授權后隨之而來的工作量增加，工作難度加大以及任務更加緊迫，進一步增加了員工的工作負荷和時間壓力，而在這種條件下，更易激發員工活力與挑戰自我的意識；再次，領導授權會給員工提供一定的工作資源，增加控制權，通過強調共同愿景來激勵員工更多的投入到工作中。在這樣的領導下，領導授權所帶來的潛在利益進一步彌補了員工資源的資源損失，因此員工容易把領導授權作為一種挑戰性壓力來克服以實現自我成長與職業發展。

領導授權也會增加員工阻礙性工作壓力。基于角色理論，領導授權會帶來多種工作任務，員工在滿足多項工作需求時也會對自身角色產生影響，容易出現角色沖突、角色超載和角色模糊等阻礙性壓力源。首先，領導授權使得員工感知到更高的工作要求，如工作量、工作復雜性和任務緊迫性，會增加員工資源的損耗。其次，員工接受權力之后也應該擔負起應負的責任，承擔起相應的后果。因此員工在完成工作的過程中會因避免出現差錯而承擔較大的心理壓力。而領導授權后所帶來的工作變動，會增加員工的不安全感，員工在不確定性較大的情況下容易產生過度依賴和屈從的行為，這可能會增加員工的負面壓力感知。此外，領導授權所代表的信任感會促使員工更加努力地工作，而這種信任也會對員工的組織公民行為產生影響［10］，但過度的組織公民行為會導致員工角色內的行為沖突，因此會增加員工的壓力［11］。基于這些見解，提出以下假設：

H2：領導授權與挑戰性工作壓力呈正相關。

H3：領導授權與阻礙性工作壓力呈正相關。

1.3 工作壓力的中介作用

工作壓力會影響員工的心理狀態，產生不一樣行為結果。挑戰性工作壓力對創新績效有積極影響［12］。首先，挑戰性工作壓力會使員工增加對工作的投入，更高效完成工作任務，從而獲得成就感，在這種狀態的持續下，員工個體更傾向于風險較高的活動，如增加自己的創新績效。其次，繁重的工作任務讓員工感受到更高的時間壓力，在這種高強度壓力促使下，員工更傾向于探索新方法、新途徑來解決問題，有利于創新績效的提高［13］。此外，員工認為挑戰性工作壓力可以為自身帶來利益和好處，對自身職業發展起到促進作用，在這種積極的心理暗示下，挑戰性工作壓力被認為可以克服，他們認為只要能夠應對當前所面臨的挑戰，就能更好完成工作目標，獲得更多工作經驗以及更強工作技能，這種想法可以激勵員工抵消挑戰性工作壓力所帶來的潛在消極影響，實現更高水平的績效產出［14］。因此，挑戰性工作壓力可以激發自身活力，促進創新思想和行為的產生，進而提高員工的個人創新績效［15］。

阻礙性壓力源對創新績效有負面影響，員工認為阻礙性工作壓力會阻礙自身實現工作目標與職業發展［16］。因此，當員工個體意識到無論付出多少努力都無法應對工作需求時，無論員工承擔何種程度的阻礙性工作壓力，都會造成個人資源失衡，然后出現職業倦怠和情緒損耗等問題。基于資源保存理論，員工在資源流失之后會出于保存資源的目的采取一些規避行為，當員工承擔高強度的壓力時，為避免過度消耗資源，從而傾向于機械化的本職事務，放棄一些具有創造性的想法及角色外的行為。此外，阻礙性工作壓力會帶來負面情緒與心理問題。高工作要求和工作壓力影響員工的健康，導致頭痛、失眠、社交障礙和抑郁等問題［17］，嚴重的甚至會使個體產生自殺想法［18］。阻礙性工作壓力使一些員工處于高壓力狀態，當個人的注意力過于集中時，就會削弱了其判斷能力，增加出現差錯的可能性，使得員工無法提高工作效率和完成創新績效［19］。

綜上所述，員工在獲取權力的同時承擔著下放的壓力，工作壓力是影響員工創新績效重要因素之一［20］，因此承擔壓力的個體必然會對創新績效產生影響。領導授權通過下放權力使得員工獲得了對工作的控制權和自主權，增加了工作資源，在一定程度上減少和彌補了資源的消耗。但下放權力要求在規定時間內完成超額工作量而產生的時間壓力也會給員工帶來緊迫感，員工面臨一定程度的時間壓力和工作負荷，而且員工在承擔工作任務后也需要承擔一定的工作責任，為了回報領導的信任，員工會更加努力履行自己的工作職責。這種高責任感、時間壓力和工作負荷被員工認為是具有挑戰性的工作壓力，對自身未來的職業發展具有一定的幫助。因此，員工在這種認知下，更容易在工作中調動積極性，且為了減少時間上的壓力，員工可以創新性地改造工作流程，以完成創新績效。另一方面，領導授權也會使員工感受到一定程度的工作不安全感。當領導下放權力后，會改變員工原先的工作任務從而產生工作不安全感，且由于面臨多種工作任務，會使員工產生角色模糊等角色壓力，這些壓力被視為阻礙性工作壓力。而員工在面臨阻礙性工作壓力后，會產生抑郁寡歡的負面情緒，員工認為自身難以改變現狀后會喪失斗志與活力，而員工為了應對阻礙性工作壓力產生的負面影響，會盡可能地保存自身資源，以此減少創新行為。基于此，提出以下假設：

H4：挑戰性工作壓力對員工創新績效存在顯著的正向影響作用。

H5：阻礙性工作壓力對員工創新績效存在顯著的負向影響作用。

H6：挑戰性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起中介作用。

H7：阻礙性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起中介作用。

1.4 職業韌性的調節作用

職業韌性（resilience）最初是20世紀80年代的美國學者London提出的職業動機中的一個維度，并被定義為“ 個體在不樂觀的工作環境中對職業擾亂的抵抗”［21］，即個體可以適應環境的變化以及應對職場中的挫折并快速恢復的能力［22］。而隨著研究的不斷深入，越來越多的學者認識到韌性所帶來的積極效果，本文認為職業韌性是職場領域中個體的韌性，是個體適應組織環境變化，積極應對職場中的挫折，規劃職業生涯長期發展，實現職業目標的一種個體特質。

高職業韌性員工在面對復雜的工作環境變化中更易堅守住自己的職業［23］。一方面，高職業韌性員工對于職業發展具有更好的自我管理能力，更易取得較好的工作成果。另一方面，高職業韌性員工會為了實現職業生涯目標而進行長久努力，以及在感知到工作環境和職業方向發生變化時能做出調整［24］。具體而言，領導授權是一種支持型的領導行為，是領導認可的表現，當員工感知到領導的態度從不信任轉為信任這種積極情感表露后，高職業韌性員工出于對自身職業生涯的長期發展，往往為了保持這種認可或者獲得更多的信任而承擔更多工作任務以表現自己。因此，當領導授權時，高職業韌性員工為了盡善盡美地完成領導所下派的工作任務而進行堅持不懈努力，領導授權行為越多，授權程度越高，代表對其信任程度越高，員工所需完成的工作任務也越多，因此往往會增加自己的工作壓力。相對而言，低職業韌性員工的職業自我管理能力較低，缺乏對自身的職業發展規劃，沒有長遠的職業發展意向和明確的職業導向。因此，當領導授權時，低職業韌性員工對于領導的態度轉變可能并不敏感或并不關注，并將領導授權下發的任務看做是一種麻煩事，沒有積極表現的動力以及維持領導信任的心理負擔，當領導授權不符合預期時，更易采取放棄的行為。因此，提出假設：

H8：職業韌性正向調節領導授權與挑戰性工作壓力的關系。即低職業韌性員工在授權后所承擔的挑戰性工作壓力較小，高職業韌性員工在授權后所承擔的挑戰性工作壓力較大。

1.5 差錯管理氛圍的調節作用

差錯管理氛圍包括關于員工應該如何溝通、檢測、分析和糾正差錯的規范［25］。差錯管理氛圍作為一種支持性組織環境，其特點是減少差錯所產生的消極后果，并將差錯視為一種資源，促使員工進行差錯學習，以盡量避免下次差錯的發生，因此在領導授權后員工可以充分體驗領導的授權。具體來說，差錯管理氛圍增加了員工參與識別和溝通差錯的程度，從而增強了責任感，覺得領導授權是對自己有利的，不用過多擔心授權之后的差錯問題，而且差錯管理氛圍會創造一種積極反饋和持續學習的氛圍。這種氛圍會調動員工參與培訓和職業發展的動力與熱情，員工會積極尋找額外的發展機會。其次，差錯管理氛圍規范了在職場環境中哪些行為是被獲準或不被允準的［26］，從一定程度上明晰了員工的工作職責，因此，高差錯管理氛圍可以增加員工心理安全感［27］，減少員工因為授權導致的工作變動而產生的工作不安全感。此外，差錯管理氛圍還有促進溝通幫助員工勝任的特點，有利于組織成員內形成良好團結的關系，可以降低員工因發生差錯而產生的自卑感與畏難情緒，當員工面臨領導授權后，其可以向其他員工進行請教，從而降低壓力。

總之，從認知角度來看，差錯管理氛圍一方面可以提高員工的成就需求，以此減少阻礙性壓力產生的可能性，另一方面也會減少員工在領導授權后所產生的角色壓力［28］。從資源角度來看，工作中個人可利用的相關資源可以減少工作要求過高造成的不利影響。差錯管理氛圍是一種支持型組織氛圍，可以在一定程度上提供心理資源，來彌補領導授權所帶來的資源損耗。因此，提出假設：

H9：差錯管理氛圍負向調節領導授權與阻礙性工作壓力的關系。即在高差錯管理氛圍下員工在授權后所承擔的阻礙性工作壓力較小，低差錯管理氛圍下員工在授權后所承擔的阻礙性工作壓力較大。

綜上，構建本文理論模型如圖1所示。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據收集

采用線上問卷的方式收集數據，共覆蓋以廣東、上海、江蘇為主的全國32個省份的企業，于2022年5月完成，共獲得1 542份問卷，將邏輯不通、缺失值過多的問卷刪除以及篩選高新技術企業后，共獲得1 025份有效問卷，問卷回收率達66%。根據統計結果：在性別方面，男性人數相對較多（59.2%），但總體保持平衡；在年齡方面，青年員工是當前企業員工的主力軍，25～35歲員工占比高達86.5%；在教育程度方面，本科生所占比例較大，達68.8%；在工作年限方面，其中任職4～6年占比最高，達43.2%；在與領導共事年限方面，一年以內占比10.9%，1～3年占比45.2%，4～6年占比35.7%，7～10年占比6.3%，10年以上占比1.9%。

2.2 變量測量

本次問卷調查均采用國內外成熟量表，根據以往研究，除控制變量外，變量測量均采用Likert 五點法對各量表選項進行賦值，1～5 分別表示從“完全不符合”到“完全符合”。

領導授權：選用Ahearne 等［29］所開發的12 題項量表，包括增加工作的意義、培養參與決策、對高績效表達信心和從官僚等級限制中提供自主性4個維度，采用員工自評的方式，Cronbach's α 值為0.825。

創新績效：選用韓翼等［4］編制的8題項量表，包括創新愿望、創新行為和創新結果三個維度，Cronbach's α值為0.899。

工作壓力：選用Cavanaugh［8］編制的11 題項量表，共分為挑戰性工作壓力和阻礙性工作壓力兩部分，其中挑戰性工作壓力Cronbach's α 值為0.906，阻礙性工作壓力Cronbach's α 值為0.926。

職業韌性：選用宋國學［30］從認知-情感-行為角度出發編制的24題項的量表，包括職業熱情、合作意識、適應能力、自我效能、長期導向、學習意愿六個維度，Cronbach's α 值為0.874。

差錯管理氛圍：采用Cigularov［31］等編制的16項測量量表，Cronbach's α 值為0.915。

控制變量：選取員工的性別、年齡、教育程度、工作年限、與領導共事年限作為控制變量。先前的研究已經表明，這些變量都會對結果產生一定的影響。

2.3 共同方法偏差檢驗

為了避免樣本中的共同方法偏差問題，采用Harman單因子法，由分析結果可知，主成分因子分析提出八個因子，其中第一個因子解釋的變異量為28.044%，低于判定標準，表明結果可信。

3 實證研究

3.1 相關性統計分析

統計性結果與相關性分析如表1所示。領導授權正向影響創新績效（β=0.437，plt;0.01），領導授權正向影響挑戰性工作壓力（β=0.213，plt;0.01），也對阻礙性工作壓力產生正向影響（β=0.341，plt;0.01）；挑戰性工作壓力與員工創新績效顯著正相關（β=0.471，plt;0.01），阻礙性工作壓力與員工創新績效顯著負相關（β =-0.124，plt;0.01）。結果為假設H1～H5提供了初步的支持。

3.2 假設檢驗分析

3.2.1 領導授權與工作壓力

以挑戰性工作壓力為結果變量，依次將控制變量和領導授權納入方程得到模型1和模型2，結果如表2所示。性別與挑戰性工作壓力正相關（β=0.1，plt;0.01），工作年限與挑戰性工作壓力正相關（β=0.169，plt;0.001），與領導共事年限與挑戰性工作壓力正相關（β=0.069，plt;0.05）。根據模型2可知，領導授權對挑戰性工作壓力有顯著的正向影響（β=0.196，plt;0.001），授權程度越高，員工的挑戰性工作壓力越大。然后，以阻礙性工作壓力為結果變量，依次將控制變量（性別、年齡、教育程度、工作年限、與領導共事年限）和領導授權納入方程得到模型3和模型4。結果如表2所示，工作年限與阻礙性工作壓力負相關（β=-0.119，plt;0.01）。根據模型4可知，領導授權對阻礙性工作壓力有顯著的正向影響（β=0.463，plt;0.001），授權程度越高，員工的阻礙性工作壓力越大。因此，假設H2和H3成立。

3.2.2 領導授權與員工創新績效

將員工創新績效作為因變量，分別將控制變量和領導授權納入方程中得到模型5和模型8。結果如表3所示。教育程度對員工創新績效有顯著影響（β=0.058，plt;0.05），工作年限對員工創新績效有顯著影響（β =0.135，plt;0.001）。根據模型8可以得知領導授權對員工創新績效有顯著的正向影響（β=0.427，plt;0.001），即領導授權程度越高，員工的創新績效越高。因此，假設H1得到支持。

3.2.3 工作壓力的中介作用

以員工創新績效作為因變量，分別將控制變量、挑戰性工作壓力、阻礙性工作壓力和領導授權納入方程模型（見表3），根據模型6可知，挑戰性工作壓力對于員工創新績效有顯著正向影響（β=0.678，plt;0.001）。結合模型8 和模型9 來看，領導授權對于員工創新績效的值由原來的0.427 變為0.308，顯著性數值變小，挑戰性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起到部分中介效應，假設H4、H6得到初步支持。根據模型7可知，阻礙性工作壓力對于員工創新績效有顯著負向影響（β=-0.073，plt;0.001）。結合模型8和模型10看，領導授權對于員工創新績效的值由原來的0.427 變為0.525，顯著性數值變大，因此，阻礙性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起到部分中介效應，假設H5、H7得到初步支持。

為了進一步驗證工作壓力在領導授權和員工創新績效之間中介效應的穩健性，需要進行Bootstrap 檢驗。從領導授權-挑戰性工作壓力-創新績效路徑來看，領導授權對員工創新績效的主效應顯著，95% 的置信區間（［0.380 5，0.490 3］）不包含0，領導授權與員工創新績效之間的直接效應顯著，95%的置信區間（［0.264 7，0.349 5］）不包含0，挑戰性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間的間接效應顯著，95% 的置信區間［0.084 5，0.177 0］不包含0，說明挑戰性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起到部分中介作用。綜上，假設H6再次得到支持。從領導授權-阻礙性工作壓力-創新績效路徑來看，領導授權對員工創新績效的主效應顯著；95%的置信區間（［0.380 5，0.490 3］）不包含0，領導授權與員工創新績效之間的直接效應顯著；95% 的置信區間（［0.485 2，0.595 8］）不包含0，挑戰性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間的間接效應顯著；95% 的置信區間（［-0.139 0，-0.074 6］）不包含0，說明阻礙性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起到部分中介作用。綜上所述，假設H7再次得到驗證。

3.2.4 職業韌性的調節作用

為避免共線性問題，對領導授權、挑戰性工作壓力和職業韌性進行了標準化處理，并以挑戰性壓力為因變量，將控制變量、領導授權、職業韌性以及二者的交互項依次加入到模型12、13和14中（見表4）。可以得知職業韌性在領導授權與挑戰性工作壓力之間起到顯著的正向調節作用（β=0.077，plt;0.001），即職業韌性越高，領導授權對挑戰性工作壓力影響越大，意味著越能激發員工的挑戰性壓力認知，假設H8得到驗證。

3.2.5 差錯管理氛圍的調節效應

對領導授權、阻礙性工作壓力和差錯管理氛圍進行了標準化處理，并以阻礙性工作壓力為因變量，檢驗差錯管理氛圍在領導授權與阻礙性工作壓力之間的調節作用，將控制變量、領導授權、差錯管理氛圍以及二者的交互項依次加入到模型15、16和17中。可知，差錯管理氛圍在領導授權與阻礙性工作壓力之間的起到負向調節作用（β=-0.07，plt;0.01），即差錯管理氛圍越高，領導授權對阻礙性工作壓力影響越小，意味著越能緩解員工的阻礙性壓力認知，假設H9得到支持。

為了更直觀地了解職業韌性所發揮的調節作用，以均值上下1個標準差為標準，將職業韌性劃分為高、低兩個水平，建立領導授權對工作壓力與工作壓力對員工創新績效的回歸效應圖。圖2顯示，低職業韌性斜率更大，與高職業韌性相比，低職業韌性下領導授權對挑戰性工作壓力的正向影響增強；圖3顯示，與高差錯管理氛圍相比，低差錯管理氛圍下領導授權對阻礙性工作壓力的影響相應增強。至此假設H8、H9得到驗證。

4 結論與討論

4.1 研究結論

采用層級回歸分析探討了高新技術企業下領導授權對員工創新績效的影響機制，構建了以領導授權為自變量，員工創新績效為因變量的結構模型，其中挑戰性工作壓力與阻礙性工作壓力為中介變量，職業韌性和差錯管理氛圍發揮調節作用。研究發現，領導授權對員工創新績效有顯著正向影響，而領導授權對工作壓力也有顯著的正向作用。其中，領導授權對挑戰性工作壓力與阻礙性工作壓力均有顯著的正向效應，并且挑戰性工作壓力與阻礙性工作壓力在領導授權與員工創新績效之間起著部分中介的作用。另外，職業韌性在領導授權與挑戰性工作壓力之間起到正向調節作用，即高職業韌性員工在領導授權后可能會承擔更多壓力。差錯管理氛圍在領導授權與阻礙性工作壓力之間起到負向調節作用，即差錯管理氛圍可以在一定程度上減弱領導授權所帶來的阻礙性工作壓力的消極影響，從而能夠增加員工創新績效產出。

理論貢獻主要存在以下幾點：第一，不同于以往學者對于領導授權的積極效果的單一研究，聚焦于領導授權所帶來的積極影響和消極影響兩方面共同探索領導授權對于員工的影響，進一步厘清了領導授權的有效性邊界，并為Cheong提出的從挑戰性和阻礙性工作壓力角度探討領導授權的影響研究展望提供了經驗實證上的支持［32］。第二，以工作壓力為切入點探究了領導授權對員工創新績效的內部作用機制。領導授權可以增加員工的工作壓力，這一方面是由于領導授權后新任務的不確定性會使員工產生工作不安全感，從而加重心理負擔，增加自身的阻礙性工作壓力；另一方面，基于社會交換理論，領導授權行為表達了領導對員工的高績效期望，員工感知到領導認同后會進行感恩行為，努力保證工作任務的完成以不辜負領導的信任，因而增加了挑戰性工作壓力。第三，引入職業韌性和差錯管理氛圍作為調節變量。從職業韌性角度來看，職業韌性在領導授權與挑戰性工作壓力之間發揮著強化作用。高職業韌性員工能夠察覺到領導態度的積極轉變，出于對職業生涯的規劃與職業目標的實現，會更堅持不懈地完成領導下派的任務而不得不承受更大的挑戰性工作壓力，這一調節效應進一步擴展并證實了職業韌性有效性的邊界。同時，差錯管理氛圍在領導授權與阻礙性工作壓力之間發揮負向調節作用。差錯管理氛圍對緩解領導授權對阻礙性工作壓力所帶來的消極影響具有重要意義，這一新的視角拓展了相關理論分析以及實踐意涵。

通過研究得到以下管理啟示：首先，管理者應該認識到授權并不是越多越好，領導授權會帶來積極影響和消極后果。一方面領導在授權決策時可詢問員工意見等以調動員工自主性，并提供支持性的工作環境與資源來增加員工的挑戰性壓力，從而激發員工活力，促進員工創造性行為的發生。另一方面，領導下放權力的同時會額外附加工作任務從而增加員工的角色壓力并占用其相應資源而導致資源過度消耗，增加了員工的阻礙性壓力。因此，領導者在授權時可以采取多種授權方式并結合員工自身特點與狀況做到適當授權。其次，組織不可忽視員工承擔的工作壓力，應該及時做好壓力的疏解工作，并且領導者在日常管理活動中須區分兩種不同類型的壓力，并分別采取針對性的措施。再次，組織應關注員工的職業韌性，做好培育提升的同時也要警惕韌性的疊加效應。當前職業韌性所帶來的良好效果已被企業管理者所熟知與重視，但是管理者應該認識到職業韌性可能有帶來疊加效用的消極影響。高職業韌性的員工往往擁有過高的目標導向，會為了成果產出而給自己不斷地施加工作壓力。最后，組織應該創造一個包容、容錯的開放環境，管理者應該認識到差錯是不可避免的，也要員工認識到出現差錯并不是自愧自責不可恕的事情，應該在差錯中學會反思、交流、借鑒經驗，防止下次出現差錯，而不是讓員工產生畏懼情緒，必要時可以進行差錯管理的分層分類設計以及學習培訓或交流分享，通過鼓勵明智的冒險來幫助員工克服對失敗的恐懼。

4.2 研究局限與展望

主要存在以下不足：在數據選擇方面，本研究采用橫截面數據，忽視了從動態視角探討領導的授權行為。領導授權是一個過程，在授權過程中往往因實際情況的波動而產生不同，未來可以通過跟蹤調查采用時間序列數據進行研究。在研究工具方面，所采用的量表除員工創新績效和職業韌性之外，其他多為國外情境下研制的成熟量表，未來可以開發和采用我國的本土量表進行研究。就領導授權來看，本文將領導授權作為一個整體概念進行研究，在未來可以對領導授權進行維度劃分加以研究，如可以將領導授權劃分為挑戰性授權要求與阻礙性授權要求。另外，本文也只研究了領導授權對員工的影響，而授權是管理者與員工的一種聯系和關系，其行為結果同時對二者產生影響，在以后的研究中可以發掘領導授權對于領導自身產生怎樣影響，以及員工自身何種特質及其如何行為可以進行“向上管理”，促使領導實施授權，這些都有待更為深入的探討。此外，就職業韌性來看，本研究發現了職業韌性會增加員工的挑戰性工作壓力，這一觀點挑戰了現有常識，未來可以更進一步探究韌性與壓力之間的關系。在研究視角方面，本文主要關注個體特征與組織環境的影響，未來還可以從其他視角進行探討，如領導成員交換關系、權力距離等也會影響員工對于領導授權的認知。