1. 引言
新技术的发展带来了以技术驱动创新的空前扩张，加快人类社会进入数字化时代。“十四五”规划明确指出：加强数字基础设施建设，赋能传统产业转型升级，不断做强做优做大我国数字经济，为构建数字中国提供有力支撑。在这样一个时代背景下，数字技术已经融入到各行各业，成为企业在市场角逐的关键手段。对企业而言，随着环境不确定性的不断增加，组织的创新能力愈发成为其成功的关键因素[1]。而企业员工是企业进行创新活动的主体，企业创新的关键在于员工。所以员工的创新行为在当今复杂和激烈的竞争环境中对企业的生存和发展有着重要的作用，研究如何激发员工创新行为成为学者们的重要课题。
随着市场环境的高速变化，培养高效的领导力成为企业必须关注的重点。在高不确定性的外部环境影响下，企业不仅需要全面提升整体运营效率，还务必增强自身的创新能力，而领导者在这一进程中扮演着重要的角色。在组织内部，不同领导者拥有的特质对员工行为表现的影响丰富多样。变革型领导是一种值得关注的领导风格，在这种领导风格下，领导对员工更加开放，重视与员工的交流过程中理念和想法的沟通，更加鼓励员工进行创新，因此深入研究变革型领导和员工创新行为之间的关系是非常有必要的。
然而创新行为是个人发挥主观能动性的结果，驱使这一行为的是人的效能信念，即自我效能感是人的能动性的基础。创新自我效能感是个体对于自己是否有能力获得创新性成果的信念，当创新个体产生创新想法或者将创新想法转化实施的过程中常常会受到多方的影响，此时若是对自身具有充足的信心，认为自己有能力将想法变成现实，那么个体的创新行为更可能获得成功。因此我们引入员工创新自我效能感作为中介变量，探究变革型领导能否有效地鼓励和引导员工，从而发掘员工创新潜力，增强员工对创新的信心，激发员工的创新行为。
基于以上分析，本文将员工创新自我效能感纳入变革型领导对员工创新行为影响的机制研究中，探索变革型领导对员工创新行为的作用机制，以期为企业管理者实施变革型领导风格，激发员工创新信心，调动创新行为提供思路参考。
2. 理论基础和假设
2.1. 变革型领导与员工创新行为
在组织管理领域，领导风格对员工态度和行为的影响一直是研究的热点。传统的领导方式注重通过权威和权力对下属员工施加影响[2]，这种方式虽然在一定程度上能够维持组织的稳定和秩序，但也可能限制了员工的主动性和创新性。相比之下变革型领导以其独特的魅力和愿景激发员工潜能，促进员工个人能力的提升，让员工重视并主动承担自己应该承担的责任，从而实现员工与组织的共同发展。变革型领导概念最早由Burns提出，他强调这种领导方式能够挖掘并激发员工潜能、促使员工不断进步以更好地实现员工与组织共同目标的人[3]。Bass在此基础上进一步丰富了变革型领导的内涵，提出变革型领导需要具备出色的领导魅力，能够通过发展员工的个人责任感和兴趣，打造彼此信任高效合作的团队氛围[4]。对于变革型领导的划分，Bass将变革型领导划分为魅力与感召、个性化关怀和智力激发这三个维度。后来将魅力与感召这一维度拆分，变成感召力和领导魅力这两个维度[4]。Podsakoff等对变革型领导进行了进一步细化，将其划分为榜样树立、个性化关怀、表达愿景、智力激发、促进合作、高成果期望六个维度[5]。国内学者对变革型领导的划分不同于国外，李超平将其划分为愿景激励、领导魅力、德行垂范和个性化关怀四个维度，认为管理者既要关心员工工作和员工个人发展，也要关心员工的生活及家庭[6]。在国内这一特殊的文化背景下，道德垂范作为一个独特的维度，着重强调领导者以德行为员工树立正向的榜样，展现了道德的典范作用以及员工对道德楷模的忠诚拥护和深切敬仰，更加符合国内现实情况。
变革型领导理论强调，领导的重要职责之一是鼓励员工创新，激发员工创新行为的产生。创新可以被视为一个连续的过程，在这个过程中，创新者通过产生并实现新颖的想法来开创新的局面[7]。员工创新行为是员工在工作过程中产生创新想法并通过努力将想法付诸实施的一系列创新的行为过程[8]。除了受个体的内在动机[9]、心理资本[10]、工作嵌入[11]的影响，创新行为也受领导风格的影响。梁阜认为变革型领导通过提高成员的心理资本和创新意识，提升员工的创新活力，达到促进创新行为的目的[12]。李永占认为变革型领导着眼于情感和价值，致力于转变员工价值观从而促进员工创新行为[13]。据此本文认为变革型领导通过其独特的领导行为，能够激发员工的创新热情和动力，通过自身魅力吸引员工，使他们对领导产生认同和信任，进而愿意跟随领导追求创新目标；通过对员工的个性化关怀，增强员工的归属感和安全感，让员工更有信心和勇气去创新。基于以上分析，提出以下假设(具体模型框架见图1)：
H1：变革型领导对员工创新行为存在正向影响。
2.2. 员工创新自我效能感的中介作用
Figure 1. Model framework
图1. 模型框架图
变革型领导能够通过自身的魅力或感召力激发员工的潜能，那么从员工自身出发，能否受到变革型领导的感召并激发创新呢？这与员工自身是否有创造性地完成工作的信心和能力有关，这种信心和能力通常被定义为创新自我效能感。创新自我效能感由自我效能感理论延伸而来，是指个体是否拥有技能并加以整合从而完成特定任务的自信程度[14]。自我效能感是一个主观概念，在特定的情境中影响人的思维行为方式。创新自我效能感是自我效能感在某一特定领域的具体应用。顾远东在研究过程中提出，创新自我效能感是对于获取创新成果的信念和对工作过程中采取创造性方法的信念[15]。Tiemey & Farmer也强调创新自我效能感是个体对于其能否取得创新性成果的一种信念，即自己面对挑战性的任务时，能否创造性地完成工作任务、实现工作目标所需能力的信心评价[16]。据此本文认为，变革型领导通过魅力感召、个性化关怀、模范和激励，激发员工的认同感和信任感，使员工愿意积极投入工作；鼓励员工主动思考，坚定创新目标。这些都有助于提升员工的创新自我效能感。而创新自我效能感的提升，根据自我效能感理论，会使员工更有信心面对创新，积极探索新方法，愿意承担未知风险、勇于挑战，从而促使员工创新行为的产生。因此在高自我效能下的员工能更自信地承担变革型领导赋予的责任，将自身能力投入到工作任务中，更加有信心面对创新，提高创新行为。据此我们提出以下假设(具体模型框架见图1)：
H2：变革型领导通过员工创新自我效能感的部分中介作用，正向促进员工创新行为。
3. 方法
3.1. 问卷设计
本文使用问卷调查法获取一手数据，研究对象为企业在职员工。变革型领导的测量基于员工的感知和评价，属于“他评”；员工创新自我效能感和员工创新行为根据员工的自我认知来测度，属于“自评”；在量表的设计与选择方面，选择信度效度较高的成熟量表进行测量。最终调查问卷的呈现由三部分组成：变革型领导、员工创新行为和员工创新自我效能感的量表。同时使用Likert五分等级量表的评分标准，依次记为1、2、3、4、5。从1到5表示符合程度逐渐提高，分数越高，表示被测试者认为选项符合实际情况的程度越高，即从“非常不符合”到“非常符合”。
3.2. 量表选择
3.2.1. 变革型领导测量项目
Table 1. Transformational leadership scale
表1. 变革型领导量表
维度 |
题项 |
愿景激励 |
A1员工在领导的影响下能够明确了解单位/部门的经营理念和发展目标 |
A2员工在领导的影响下能够明确了解单位/部门的成长潜力 |
A3领导能为员工明确奋斗目标和提供前进方向 |
A4员工能够与领导一起探讨其工作如何影响单位/部门的整体目标 |
A5领导会向员工解释所做工作的长远意义 |
领导魅力 |
A6领导思维活跃，具有较强的创新意识 |
A7领导业务能力强，有指导员工的能力 |
A8领导能够持续学习、不断充实和提升自己 |
A9领导热爱工作，具有较强的事业心和进取心 |
A10领导敢抓敢管，善于处理棘手的问题 |
德行垂范 |
A11领导不会将他人的劳动成果占为己有 |
A12领导吃苦在前，享受在后 |
A13领导廉洁不图私利 |
A14领导能与员工同甘共苦，共同面对工作中的挑战 |
A15领导能将集体利益和他人利益放在第一位 |
个性化关怀 |
A16领导在员工交流时，会充分考虑员工的想法和其实际需求 |
A17领导经常与员工进行沟通交流，以切实了解员工的工作和生活 |
A18领导能够耐心地教导员工，为员工答疑解惑 |
A19领导重视员工的个性化发展，致力于为他们提供适当的培养 |
A20领导能够结合员工的实际情况，使每位员工都能发挥自己的特长 |
本文所研究的变革型领导是针对中国国情下的领导者，因此借鉴李超平和时勘开发的量表，该量表将变革型领导的评价体系划分为愿景激励、领导魅力、德行垂范和个性化关怀四个测量维度，目前该量表已得到普遍认可和广泛使用，具有良好的信度与效度。量表内容具体如表1所示。
3.2.2. 员工创新行为测量项目
本研究采用刘云等修订的员工创新行为量表[17]，具体内容见表2。
Table 2. Employee innovation behavior scale
表2. 员工创新行为量表
维度 |
题项 |
员工创新行为 |
B1为了实现我的创想，我会想办法争取资源 |
B2我积极地向同事或领导阐述自己的创新想法，以寻求他们的支持和认可 |
B3在工作中，我经常能够会产生一些创新的想法 |
B4我会积极制定合适的计划来实践我的创新想法 |
B5我会经常给同事们介绍一些新的工作方法 |
3.2.3. 员工创新自我效能感测量项目
本研究使用Tierney & Farmer开发的量表，该量表得到了国内外学者的广泛认可，是一个单维度4题项量表，信度和效度水平都达到了合理水平，具体见表3。
Table 3. Employee innovative self-efficacy scale
表3. 员工创新自我效能感量表
维度 |
题项 |
员工创新自我效能感 |
D1工作中，我对自己运用创意解决问题的能力有信心 |
D2我觉得自己擅长想出新的点子和想法 |
D3我擅长从别人的点子中发展出属于自己的一套想法 |
D4我擅长想出新方法来解决问题 |
3.3. 样本描述
Table 4. Sample frequency analysis
表4. 样本频率分析
|
选项 |
频数 |
百分比(%) |
累计百分比(%) |
性别 |
男 |
97 |
48.0 |
48.0 |
女 |
105 |
52.0 |
52.0 |
年龄 |
18岁以下 |
0 |
0 |
0 |
19~25岁 |
84 |
41.6 |
41.6 |
26~30岁 |
34 |
16.8 |
58.4 |
31~40岁 |
39 |
19.3 |
77.7 |
41~50岁 |
27 |
13.4 |
91.1 |
50岁以上 |
18 |
8.9 |
100.0 |
教育水平 |
高中及以下 |
12 |
5.9 |
5.9 |
专科 |
50 |
24.8 |
30.7 |
本科 |
114 |
56.4 |
87.1 |
硕士及以上 |
26 |
12.9 |
100.0 |
工作年限 |
1年以内 |
56 |
27.7 |
27.7 |
1~3年 |
44 |
21.8 |
49.5 |
4~6年 |
53 |
26.2 |
75.7 |
7~9年 |
30 |
14.9 |
90.6 |
10年及以上 |
19 |
9.4 |
100.0 |
工作岗位 |
技术岗 |
41 |
20.3 |
20.3 |
非技术岗 |
161 |
79.7 |
100.0 |
与当前(直属)领导共事时间 |
1年以内 |
75 |
37.1 |
37.1 |
1~3年 |
59 |
29.2 |
66.3 |
4~6年 |
45 |
22.3 |
88.6 |
7~9年 |
13 |
6.4 |
95.0 |
10年及以上 |
10 |
5.0 |
100.0 |
月收入 |
3000元以下 |
18 |
8.9 |
8.9 |
3000~5000元 |
46 |
22.8 |
31.7 |
5000~7000元 |
65 |
32.2 |
63.9 |
7000~10,000元 |
43 |
21.3 |
85.1 |
10,000~15,000元 |
19 |
9.4 |
94.6 |
15,000元以上 |
11 |
5.4 |
100.0 |
职位种类 |
普通员工 |
151 |
74.8 |
74.8 |
基层管理人员 |
26 |
12.9 |
87.6 |
中层管理人员 |
18 |
8.9 |
96.5 |
高层管理人员 |
7 |
3.5 |
100.0 |
本文在研究过程中，重点分析变革型领导影响员工创新行为的机制。为使研究结果更具可行性与参考性，于2024年5月至6月采取网络问卷形式，以企业职工为研究对象，进行深入调查。本次问卷调查共收回202份有效问卷。
由表4可知，研究样本的男女比例相当，男性97人，占比48%，女性105人，占比52%；从样本年龄分布来看，40岁以下的样本有157人，占比77.7%，说明样本主要集中在青年；从样本教育程度分布来看，本科生的样本有114人，占比56.4%，说明样本中有超过一半为本科生；从工作年限分布来看，工作10年以内的样本有183人，占比90.6%；从工作性质分布来看，大部分样本从事非技术岗，仅有20.3%的从事技术岗；与当前领导的共事时间在1年以内的被调查者最多，占37.1%；而样本中的月收入主要集中在3000~10,000元，共计154人，占比76.3%。
3.4. 同源偏差检验
同源偏差是由相同的数据来源和测量环境等造成的一种系统误差。同源偏差在很大程度上会影响研究结果，为了检验本研究是否存在严重的同源偏差问题，本研究采用Harman单因子检验方法对同源偏差问题进行检验，根据SPSS26.0运行结果，未旋转的第一因子提取的方差为38.10%，同源偏差问题并不严重。
3.5. 变量信效度检验
用SPSS26.0对问卷信度进行验证。本研究所用量表的Cronbach’s α系数位于0.87与0.97之间，均大于0.7的接受标准，说明调查收集的数据均通过信度检验。量表的KMO值为0.975，大于0.5，p值为0.000，小于0.05，表明可以进行因子分析。本研究使用Mplus8软件进行验证性因子分析，建立二阶三因子模型观察拟合指数，其中χ2/df = 1.29，CFI = 0.978 > 0.95，SRMR = 0.034 < 0.05，RMSEA = 0.038 < 0.06，表明量表有较好的效度。
4. 实证分析
4.1. 描述性统计
为进一步了解本研究采用的四个变量的分布情况与总体趋势，本次研究选择的变量共有四个：最大值、最小值、均值、标准差，并采取描述性统计的方式展开，通过峰度和偏度2个指标检验数据是否符合正态分布。具体结果见下表5，各变量的描述性统计与预期相符，符合正态分布。
Table 5. Descriptive statistics of research variables
表5. 研究变量的描述性统计
变量 |
N |
最小值 |
最大值 |
均值 |
标准差 |
偏度 |
峰度 |
变革型领导 |
202 |
1.30 |
5.00 |
3.666 |
0.958 |
−0.849 |
−0.549 |
员工创新自我效能感 |
202 |
1.50 |
5.00 |
3.808 |
0.946 |
−0.878 |
−0.306 |
员工创新行为 |
202 |
1.00 |
5.00 |
3.798 |
0.995 |
−0.991 |
−0.003 |
4.2. 相关性分析
本研究引入自变量变革型领导、因变量员工创新行为、中介变量员工创新自我效能感来进行相关性分析。具体结果如下表6所示。
Table 6. Table of variable correlation coefficients
表6. 变量相关系数表
变量 |
Mean |
SD |
1. |
2. |
3. |
1. 变革型领导 |
3.666 |
0.958 |
1.000 |
0.780** |
0.784** |
2. 员工创新行为 |
3.798 |
0.995 |
|
1.000 |
0.859** |
3. 员工创新自我效能感 |
3.808 |
0.946 |
|
|
1.000 |
注：*代表p < 0.05，**代表p < 0.01，***代表p < 0.001，双尾检验。
表6结果所示，变革型领导与员工创新自我效能感(r = 0.784, p < 0.01)有显著的正相关关系，变革型领导与员工创新行为(r = 0.780, p < 0.01)显著正相关，员工创新自我效能感与员工创新行为(r = 0.859, p < 0.01)显著正相关，说变革型领导水平越高则员工创新自我效能感越高，员工创新自我效能感越高则员工创新行为越多。
4.3. 回归分析
4.3.1. 变革型领导与员工创新行为的回归分析
H1：变革型领导对员工创新行为存在正向影响。
本研究以变革型领导为自变量，员工创新行为为因变量，并把员工的性别、年龄、教育水平、工作年限、工作岗位等作为控制变量建立回归方程，通过对变革型领导与员工创新行为的因果关系作为研究因素，得出最终回归分析结果见表7。模型一中有控制变量，模型二是以模型一为基础引入变革型领导作为自变量，得出回归模型F值为36.388，符合显著性检验，此时调整后的R2为0.613，表示变革型领导对员工创新行为的解释力度较高。变革型领导对员工创新行为的回归系数为0.789，在0.001水平显著，即变革型领导显著正向影响员工创新行为，故假设1成立。
Table 7. Regression results of transformational leadership on employee innovative behavior (n = 202)
表7. 变革型领导对员工创新行为回归结果(n = 202)
|
模型一 |
模型二 |
性别 |
0.028 |
0.036 |
年龄 |
−0.085 |
−0.076 |
教育水平 |
0.123 |
0.084 |
工作年限 |
0.021 |
−0.050 |
工作岗位 |
−0.061 |
−0.023 |
与当前(直属)领导共事时间 |
0.143 |
0.122 |
月收入 |
0.120 |
−0.001 |
职位种类 |
0.155* |
−0.039 |
变革型领导 |
|
0.789*** |
R2 |
0.095 |
0.632 |
调整后的R2 |
0.057 |
0.614 |
F |
2.529* |
36.591*** |
注：*代表p < 0.05，**代表p < 0.01，***代表p < 0.001。
4.3.2. 员工创新自我效能感中介效应检验
Table 8. Hierarchical regression results of the mediating effect of employee innovative self-efficacy (n = 202)
表8. 员工创新自我效能感中介作用层次回归结果(n = 202)
变量 |
员工创新自我效能感 |
员工创新行为 |
模型一 |
模型二 |
模型三 |
模型四 |
性别 |
0.024 |
0.033 |
0.007 |
0.016 |
年龄 |
−0.101 |
−0.080 |
0.004 |
−0.010 |
教育水平 |
0.082 |
0.044 |
0.054 |
0.059 |
工作年限 |
0.022 |
−0.055 |
0.001 |
−0.024 |
工作岗位 |
−0.063 |
−0.027 |
−0.007 |
−0.008 |
与当前(直属)领导共事时间 |
0.083 |
0.063 |
0.073 |
0.084 |
月收入 |
0.134 |
0.015 |
0.004 |
−0.012 |
职位种类 |
0.227** |
0.035 |
−0.039 |
−0.062 |
变革型领导 |
|
0.778*** |
|
0.299*** |
员工创新自我效能感 |
|
|
0.854*** |
0.630*** |
R2 |
0.108 |
0.629 |
0.746 |
0.778 |
调整后的R2 |
0.071 |
0.612 |
0.734 |
0.766 |
F |
2.931** |
36.204*** |
62.508*** |
66.761*** |
注：*代表p < 0.05，**代表p < 0.01，***代表p < 0.001。
H2：变革型领导通过员工创新自我效能感的部分中介作用，正向促进员工创新行为。
由于自变量与因变量之间的正向影响关系成立，因此接下来我们通过回归分析检验自变量变革型领导与中介变量员工创新自我效能感的关系，以及检验中介变量对因变量的影响作用是否为正向且显著。最后检验中介变量的中介效应的效果是否显著。具体实证结果如表8所示。
1) 变革型领导与员工创新自我效能感的回归分析
首先以变革型领导为自变量，员工创新自我效能感为因变量，并把员工的性别、年龄、教育水平等作为控制变量建立回归方程，探讨变革型领导与员工创新自我效能感之间的关系，回归分析结果如表8所示。模型一中控制变量对员工创新自我效能感的解释力度为7.1%，其中职位种类与创新自我效能感具有关联性；模型二在模型一的基础上添加变革型领导作为自变量，模型的F值36.204，达到显著水平，且调整后的R2为0.612，表示变革型领导对员工创新自我效能感的解释力度较高。同时回归系数为0.778，在0.001水平显著，即变革型领导对员工创新自我效能感具有正向促进作用。
2) 员工创新自我效能感与员工创新行为的回归分析
其次引入员工创新自我效能感作为自变量，员工创新行为作为因变量，构建模型三进行回归分析。其中模型的F值为62.508，符合显著性检验，此时调整后的R2为0.734，创新自我效能感对员工创新行为具有较好的解释作用。中介变量与因变量的回归系数为0.854，在0.001水平显著，证实员工创新自我效能感显著正向影响员工创新行为。
3) 员工创新自我效能感中介效应的回归分析
最后，通过前两步的分析已经明确员工创新自我效能感正向促进员工的创新行为，且效果显著。基于此本研究将自变量、中介变量和因变量同时纳入模型四。具体结果如表8所示。结果显示R2值显著提高，变革型领导与员工创新行为的回归系数为0.299，在0.001水平上显著，表明自变量与因变量显著正相关。但回归系数有所降低，结果显示员工创新自我效能感起到部分中介作用，假设2成立。
考虑到逐步回归分析中可能会出现结果不稳定等问题，本文利用Process插件中的Bootstrap法进一步检验员工创新自我效能感的中介作用，设定样本量为5000。具体结果见下表9，结果表明员工创新自我效能感的间接效应值为0.509，在95%置信区间为[0.401, 0.613]，上下限区间不包括0，则说明员工创新自我效能感的中介效应显著。对创新自我效能感进行有效控制后，直接效应大小为0.311，在95%置信区间为[0.194, 0.428]，不包括0，得出员工创新自我效能感在变革型领导和员工创新行为中具有一定的中介效应。
Table 9. Bootstrap method test for the mediating role of employees’ innovative self-efficacy
表9. 员工创新自我效能感的中介作用Bootstrap法检验
|
系数 |
标准误 |
LLCI |
ULCI |
直接效应 |
0.311 |
0.059 |
0.194 |
0.428 |
间接效应 |
0.509 |
0.054 |
0.401 |
0.613 |
总效应 |
0.820 |
0.049 |
0.723 |
0.917 |
5. 讨论
5.1. 结果讨论
本研究搭建了变革型领导和员工创新行为的理论模型，在研究中将员工创新自我效能感作为中介变量，采用统计分析方法得到各个变量之间的关系，探究了变革型领导对员工创新行为的影响，本文研究结果如下。
第一，变革型领导对员工创新行为有显著的正向影响。这表明变革型领导通过其明确的愿景、魅力引领、德行垂范以及个性化关怀的关键行为特征，能够有效地激发员工的创造力，进而促进员工在工作中产生更多新想法和新成果。领导在工作中越多地表现出鼓励创新，员工的创新行为就会越多。变革型领导通常注重自身职业道德的培养，致力于向员工清晰传达个人和组织发展愿景。领导通常擅长于利用目标的激励作用，为员工设定切实可行且富有挑战性的目标，让员工在追求目标的过程中找到工作动力。此外变革型领导还会对员工的工作和生活进行关心，为员工提供全方位的支持。更重要的是，变革型领导善于引领员工开展创造性活动，他们通过展现自身的领导魅力，进而显著促进员工的创新行为。
第二，变革型领导会对员工创新自我效能感产生积极正向的影响。变革型领导通过清晰阐述富有吸引力的组织愿景，不仅为员工指明工作方向，更让员工深刻理解自身对于组织长远目标的重要意义。当员工意识到自己的工作与组织的目标紧密相关时，会更加坚信积极的创新会推动组织的发展，相信自己有能力实现创新目标，从而增强创新自我效能感。其次变革型领导愿意为员工提供一个勇于尝试的创新环境。在这种氛围中，员工不仅可以不断试错，勇敢地提出新观点新想法，而且还能感受到自身价值，不断思考做出更多有利于组织实现目标的创新行为，进而提升了他们的创新自我效能感。最后，变革型领导关注员工的个人成长以及职业发展，提供个性化的关怀，这种关心与支持无疑让员工感受到极大的尊重和认可，获得心理上的归属感，这种情感上的满足极大地激发了员工的创新动力，更有勇气去探索创新，从而有效提升创新自我效能感。
第三，员工创新自我效能感对创新行为具有正向的促进作用。创新自我效能感是一种采取创造性方法从而获取创新成果的信念，当员工拥有较高的创新自我效能感时，往往会更积极主动地去学习新知识和搜寻新信息，勇于承担创新过程中遇到的风险，坚持不懈地追求创新目标，不断尝试探索。具有高创新自我效能感的员工更愿意走出传统思维的舒适圈，敢于提出独特的想法和见解。他们相信自己的创造力能为工作带来积极的价值，从而催生出更多创新行为的产生。
第四，在变革型领导与员工创新行为之间，员工创新自我效能感起到了部分中介的作用。变革型领导通过自身魅力和行为示范，为员工树立榜样形象。领导者积极倡导新想法，有助于鼓励员工突破传统思维局限。员工在日常工作中观察并模仿领导者此类行为模式，逐渐影响对自身创新能力的认知，这便增强了创新自我效能感。当员工切实感受到领导的支持和关心，同时被赋予充足行动空间时，员工内心深处的行为动机被进一步激发，这种内在动机的强化使得员工创新自我效能感不断增强，从而促使他们更加主动积极地投入到创新行为中，为组织的创新发展贡献力量。
5.2. 理论贡献
本研究的理论贡献主要有以下二个方面：
一是本次研究将中国文化情境作为探讨变革型领导与员工创新行为的主要研究视角，将变革型领导分为愿景激励、领导魅力、德行垂范和个性化关怀四维度，在此基础上建立实证分析模型，为变革型领导行为模式的研究提供更多分析视角，为变革型领导在中国的发展提供一些参考，丰富了领导风格和员工创新行为的研究结论。
二是引入员工创新自我效能感作为中介变量，不仅拓宽了员工创新行为的前因研究，也为理解变革型领导对员工创新行为的影响提供了一个可供参考的理论框架。
5.3. 实践启示
1) 提升变革型领导水平
随着市场经济的快速发展，对领导者的素质提出了更高的要求，领导者如果能够与时俱进提高自身的管理能力，就能更好地调动下属的工作积极性和创造力，进而促进企业整体的发展。由于变革型领导风格可以较好地鼓励员工创新行为，所以领导者要尽力培养变革型领导风格。首先，领导者要在工作上表现出高能力，要以身作则，为下属树立榜样，这样可以使得员工更加敬佩领导，感受到榜样的力量，从而不断增加自身对于工作的投入，促进创新创造行为的出现。其次，领导者应该将员工的职业生涯规划与组织愿景结合起来，为员工谋划合适的发展路径，激发员工创新特质，不断产生创新行为。领导者还需做好员工关怀工作，在员工遇到困难时给予一定的帮助，让员工感受到关心，提高员工对组织的忠诚度。最后，领导者还需培养自身魅力，拥有个人魅力的领导容易获得员工的喜爱和支持，同时领导者要有工作的热情，这种事业心和进取心也会使员工受到鼓舞，追随效仿从而产生创新行为。
2) 培养员工创新自我效能感
企业的领导者要善于激发员工创新的信念，促使员工不断提高创新意识和创新能力。但企业创新仅仅依靠领导的力量是不够的，更需要员工发挥主观能动性。对员工而言，努力适应领导者独特的领导风格，了解自身的创新能力，积极建立创新信心，培养创新自我效能感，敢于将创新想法落实到实际工作中，积极开展创造性活动。同时员工需要与团队其他成员保持和谐关系，相互学习相互支持，在团队中不断提高自己的创新能力，实现团队创新，从而总体上提升组织的创新能力。
5.4. 研究局限性与未来展望
首先，本研究讨论了变革型领导对员工创新行为的积极作用及其内在作用机制，事实上领导风格对员工行为的影响不是单一的，可能还存在积极和消极的双重影响，因此未来的研究可以探究变革型领导的“双刃剑”效应，不仅仅局限于本文探究的积极作用。其次，本研究的样本数量较为有限，所观察到的变量关系只是特定范围的局部情况，未涉及不同行业、不同规模企业以及在不同组织文化的现实背景，未能实现真正意义上的大规模样本研究，研究结果在普适性上仍存在一定的局限性，未来的研究可以扩大样本数量，提高结论的可靠性。最后，本文以主观且内在的创新自我效能感为中介变量，可以进一步结合实际，引入其他外在客观的中介变量和添加调节变量进行研究，如组织氛围是否会对员工创新行为产生影响等，以对研究结论作进一步的探讨与完善。