宋孜宇 高中華

內(nèi)容提要：本文基于“工作要求-資源模型”和社會(huì)交換理論探討工作投入在教練型領(lǐng)導(dǎo)激發(fā)員工創(chuàng)新行為過程中發(fā)揮的中介作用機(jī)制，依據(jù)自我損耗理論分析當(dāng)前職場(chǎng)中普遍存在的午間工作活動(dòng)發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用機(jī)制，并基于計(jì)劃行為理論探析建設(shè)性變革責(zé)任感的調(diào)節(jié)效應(yīng)，從而構(gòu)建一個(gè)雙調(diào)節(jié)模型。通過對(duì)來自中國(guó)多個(gè)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)科技型企業(yè)的504份樣本進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為會(huì)產(chǎn)生積極影響，其內(nèi)在作用機(jī)制部分來自工作投入的中介效應(yīng)，午間工作活動(dòng)對(duì)這一中介效應(yīng)發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用，建設(shè)性變革責(zé)任感發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，而且午間工作活動(dòng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)度大于建設(shè)性變革責(zé)任感。研究結(jié)論表明，“張弛有度”的管理策略更有利于教練型領(lǐng)導(dǎo)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。

一、問題提出

現(xiàn)有研究表明，變革型領(lǐng)導(dǎo)、真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)和包容型領(lǐng)導(dǎo)等多種積極領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格均有利于激發(fā)員工創(chuàng)新行為，但這些領(lǐng)導(dǎo)行為更多側(cè)重于軟性的、間接的激勵(lì)措施，而忽略了員工的個(gè)體差異以及對(duì)員工職業(yè)能力和心智潛能的直接引導(dǎo)與開發(fā)。近年來，教練型領(lǐng)導(dǎo)以其獨(dú)有的“因材施教”“授人以漁”的風(fēng)格和鮮明的技術(shù)性特征直接作用于員工的學(xué)習(xí)、工作和績(jī)效及其心智潛能的開發(fā)[1]，因此具有更強(qiáng)的可操作性并且更易執(zhí)行落地，對(duì)促進(jìn)員工創(chuàng)新行為有著難以替代的特殊價(jià)值，但目前學(xué)界對(duì)此仍未給予充分關(guān)注。此外，個(gè)體創(chuàng)新行為是一種高風(fēng)險(xiǎn)、高投入的計(jì)劃外行為[2]，需要員工全身心投入和保持高度專注的精神狀態(tài)才能持續(xù)激發(fā)，但以往研究忽略了教練型領(lǐng)導(dǎo)所具有的積極調(diào)適性特征和直接引導(dǎo)能力在有效提高員工身心投入水平、激發(fā)員工內(nèi)在精神活力等創(chuàng)新基礎(chǔ)條件中發(fā)揮的重要作用和潛力。索倫塔格(Sonnentag，2003)認(rèn)為，高水平的工作投入意味著足夠的額外精力、充滿熱情以及對(duì)工作的持續(xù)專注，是促成個(gè)體傾向于采取包括創(chuàng)新在內(nèi)的多種主動(dòng)行為的至關(guān)重要的積極影響因素[3]。因此，本研究引入工作投入作為中介變量，從新的視角探究教練型領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的內(nèi)在作用機(jī)制。

此外，當(dāng)前企業(yè)面臨日趨加劇的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，這導(dǎo)致以“996”工作制為代表的加班文化在科技型企業(yè)中越來越常態(tài)化。在這種情境下，員工長(zhǎng)時(shí)間保持高水平身心投入并缺少休息，這將銷蝕個(gè)體工作投入，導(dǎo)致個(gè)體更加難以集中精力完成眼前任務(wù)，并降低創(chuàng)新行為等計(jì)劃外行為的發(fā)生頻率[3]。不過多數(shù)職業(yè)都有午休時(shí)間，它是工作日中時(shí)間最長(zhǎng)的恢復(fù)時(shí)機(jī)，但在當(dāng)前加班文化盛行的組織中，員工迫于種種壓力可能在午休的部分時(shí)間繼續(xù)進(jìn)行與工作相關(guān)的活動(dòng)?？梢?，午間工作活動(dòng)可以成為探析加班文化及其對(duì)創(chuàng)新行為影響機(jī)制的一個(gè)切入點(diǎn)，但目前依此視角基于組織行為學(xué)理論所進(jìn)行的實(shí)證研究依然不足，并且尚未形成一致結(jié)論。圖格科斯等(Trougakos et al.，2014)研究發(fā)現(xiàn)，午休期間較高的工作活動(dòng)強(qiáng)度能夠?qū)T工專注、積極情緒和自控等產(chǎn)生消極影響[4]，這將不利于創(chuàng)新行為的產(chǎn)生[3]。然而，宋琦等(2016)的研究發(fā)現(xiàn)，員工午間工作活動(dòng)有利于獲取相關(guān)重要資源從而對(duì)個(gè)體創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響[5]?？梢?，午間工作活動(dòng)究竟如何對(duì)員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響有待探討和澄清。

降低午間工作活動(dòng)強(qiáng)度能夠?yàn)閱T工創(chuàng)新行為提供基本的必要條件，但進(jìn)一步推動(dòng)個(gè)體創(chuàng)新行為仍需探索新的積極情境因素以提供更為充分的有利條件。歐弗頓和紐曼(Overton & Newman,1982)研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的責(zé)任認(rèn)同度決定個(gè)體展現(xiàn)其能力的意愿與程度[6]?？梢姡瑔T工能否充分展現(xiàn)創(chuàng)新能力與其對(duì)創(chuàng)新的責(zé)任意識(shí)及程度密切相關(guān)，員工創(chuàng)新行為的深層動(dòng)因可能來自員工為建設(shè)組織而主動(dòng)做出改變的責(zé)任意識(shí)。研究表明，這種責(zé)任意識(shí)可以顯著促進(jìn)員工建言[7-8]、持續(xù)改進(jìn)[7]和創(chuàng)新行為[9]等計(jì)劃外主動(dòng)行為的產(chǎn)生，但目前仍鮮有研究關(guān)注這種責(zé)任意識(shí)作為邊界條件在教練型領(lǐng)導(dǎo)激發(fā)員工創(chuàng)新行為過程中可能發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；诖耍疚膹慕ㄔO(shè)性變革責(zé)任感(felt obligation for constructive change，F(xiàn)OCC)[8]構(gòu)念出發(fā)，進(jìn)一步探討有利于教練型領(lǐng)導(dǎo)激發(fā)員工創(chuàng)新行為的積極情境因素，并形成一個(gè)正負(fù)雙調(diào)節(jié)變量的中介過程模型，以更契合現(xiàn)實(shí)企業(yè)中的管理情境。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)教練型領(lǐng)導(dǎo)

20世紀(jì)90年代，為應(yīng)對(duì)日趨激烈的競(jìng)爭(zhēng)和動(dòng)態(tài)化的組織環(huán)境，企業(yè)職能部門經(jīng)理開始積極擔(dān)當(dāng)起工作場(chǎng)所中的教練以培養(yǎng)他們的員工[10]，通過員工的迅速成長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)組織的進(jìn)步和績(jī)效的改善。為迅速取得成效，一系列來自體育領(lǐng)域的教練技能被引入管理實(shí)踐，其中至少包括：收集并提供績(jī)效反饋、通過溝通明確目標(biāo)、營(yíng)造并促進(jìn)支持學(xué)習(xí)的組織氛圍、有效觀察和界定問題、提供相關(guān)資源、給員工授權(quán)、拓寬員工視野、樹立榜樣，以及通過新挑戰(zhàn)拓展?jié)撃艿萚1]。隨后，教練型領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)運(yùn)而生。王雁飛等(2016)認(rèn)為教練型領(lǐng)導(dǎo)是一種使用啟發(fā)、誘導(dǎo)和鼓勵(lì)等方式，直接改善員工心智模式、挖掘員工潛能并實(shí)現(xiàn)組織與員工共同發(fā)展的領(lǐng)導(dǎo)方式[1]。

(二)教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為

目前學(xué)界多從過程視角界定員工創(chuàng)新行為，通常指員工在具體工作中產(chǎn)生新想法并付諸實(shí)施的過程，并可歸納為創(chuàng)新構(gòu)想產(chǎn)生和創(chuàng)新構(gòu)想執(zhí)行兩個(gè)關(guān)鍵環(huán)節(jié)[11]。教練型領(lǐng)導(dǎo)是一種善于通過指導(dǎo)、啟發(fā)、觀察和授權(quán)等教練技能為員工提供智力支持和資源供給的管理者，因此能夠積極影響員工創(chuàng)新心理傾向并進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)新行為。具體而言，教練型領(lǐng)導(dǎo)既善于通過專業(yè)的教練技術(shù)提供智力支持，對(duì)員工進(jìn)行個(gè)性化的啟發(fā)與激勵(lì)，以幫助他們突破現(xiàn)有思維框架、改善心智模式，從而激發(fā)創(chuàng)新構(gòu)想的持續(xù)產(chǎn)生；同時(shí)又善于通過積極傾聽和近距離觀察，及時(shí)回應(yīng)員工對(duì)創(chuàng)新資源的迫切需求，有效提供創(chuàng)新資源從而促進(jìn)創(chuàng)新構(gòu)想的執(zhí)行?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為正相關(guān)。

(三)教練型領(lǐng)導(dǎo)與工作投入

肖菲利等(Schaufeli et al.，2002)梳理前人研究，將工作投入定義為在履行工作職責(zé)過程中表現(xiàn)出的持續(xù)、積極的情感自激勵(lì)狀態(tài)，并從活力、奉獻(xiàn)和專注三個(gè)要素來表征工作投入[12]，這一定義具有較強(qiáng)可操作性，因而成為學(xué)界主流。根據(jù)工作要求-資源模型[13]，與工作有關(guān)的物質(zhì)、社會(huì)和組織等方面的資源有益于個(gè)體實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)、減輕工作要求，進(jìn)而有利于激發(fā)個(gè)體成長(zhǎng)、學(xué)習(xí)和發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，進(jìn)而增強(qiáng)員工的工作投入水平。教練型領(lǐng)導(dǎo)重視員工職業(yè)發(fā)展，能夠?yàn)橄聦傺杆偬嵘殬I(yè)技能提供關(guān)鍵性指導(dǎo)、資源支持和發(fā)展機(jī)會(huì)，并善于通過促進(jìn)團(tuán)隊(duì)溝通與合作建設(shè)高績(jī)效團(tuán)隊(duì)，從而為下屬提供充分的物質(zhì)、組織和社會(huì)資源，因此有助于員工全身心投入到工作中去，表現(xiàn)出高水平的工作投入。同時(shí)，根據(jù)社會(huì)交換理論[14]，在教練型領(lǐng)導(dǎo)的栽培下，取得職業(yè)成長(zhǎng)和成就的員工必然會(huì)產(chǎn)生回報(bào)領(lǐng)導(dǎo)及其所代表的組織的意愿，表現(xiàn)出明顯的反惠行為，從而保持高水平的工作投入。由此，本文提出如下假設(shè)：

H2：教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工工作投入正相關(guān)。

(四)工作投入的中介作用

創(chuàng)新是一個(gè)動(dòng)態(tài)而復(fù)雜的進(jìn)程，它需要個(gè)體以知識(shí)、能力和動(dòng)機(jī)為基礎(chǔ)進(jìn)行大量試錯(cuò)和不斷改進(jìn)，因而更需要投入足夠的時(shí)間和充沛的精力[15]。拓展-建構(gòu)理論認(rèn)為，較高的工作投入所伴隨的積極情感體驗(yàn)將有力拓展個(gè)體的習(xí)慣性思維與活動(dòng)，擴(kuò)大個(gè)體認(rèn)知范圍，使其瞬間思維-行為序列更加靈活并富有創(chuàng)造性[26]。因此，如果員工敢于面對(duì)工作進(jìn)程中出現(xiàn)的各種問題，全身心地投入其中探求解決之道，將充分激發(fā)個(gè)體創(chuàng)造力，而伴隨其中的專注與堅(jiān)持會(huì)帶來更多想法和突破，不斷激勵(lì)個(gè)體將其付諸實(shí)踐，從而表現(xiàn)出高水平的創(chuàng)新行為[16-17]。阿瑪比爾(Amabile，1993)認(rèn)為，當(dāng)員工全身心投入工作時(shí)，會(huì)充分調(diào)動(dòng)身邊的各種資源以滿腔熱情的積極狀態(tài)迎接工作中的挑戰(zhàn)，員工將更有可能在工作中產(chǎn)生創(chuàng)新構(gòu)想，并努力尋找實(shí)現(xiàn)新創(chuàng)意的途徑，從而在工作中展現(xiàn)出更強(qiáng)的創(chuàng)造力[18]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H3：?jiǎn)T工工作投入與員工創(chuàng)新行為正相關(guān)。

綜合以上分析可以發(fā)現(xiàn)，教練型領(lǐng)導(dǎo)是員工職業(yè)生涯的引路人和迅速發(fā)展職業(yè)技能、取得職業(yè)進(jìn)步的導(dǎo)師，同時(shí)也是組織內(nèi)部多種工作資源的提供者，在教練型領(lǐng)導(dǎo)的不斷啟發(fā)和引導(dǎo)下，員工能夠迅速提升崗位職業(yè)技能、突破現(xiàn)有思維方式并充分發(fā)揮自身潛能，從而愿意全身心地投入工作，因而在面對(duì)工作中的挑戰(zhàn)和困難時(shí)，能夠改變既有工作流程和工作方法以不斷突破工作瓶頸，在短時(shí)間內(nèi)取得進(jìn)步和提升業(yè)績(jī)?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H4：工作投入在教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間發(fā)揮了中介作用。

(五)午間工作活動(dòng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為應(yīng)對(duì)日趨激烈的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，當(dāng)前科技型企業(yè)中普遍存在以“996”工作制為代表的加班文化。在這種組織文化中，員工迫于業(yè)績(jī)壓力或企業(yè)內(nèi)部的不成文規(guī)定，不斷壓縮休息時(shí)間、延長(zhǎng)在崗時(shí)間，并可能在午休期間繼續(xù)工作[19]，甚至因午休而被意外解雇的現(xiàn)象也并不鮮見。午間工作活動(dòng)內(nèi)容比較豐富，至少包括：繼續(xù)上午的工作、進(jìn)行與工作相關(guān)的練習(xí)、繼續(xù)與客戶溝通或合作以及為將來的工作事件做準(zhǔn)備等[20]。高強(qiáng)度的午間工作活動(dòng)意味著員工長(zhǎng)期處于高強(qiáng)度的身心投入狀態(tài)并可能精力不足。如果精力不足，員工將不愿意充分投入工作，因?yàn)檫@將進(jìn)一步消耗他們的心智資源，進(jìn)而影響員工創(chuàng)新行為。具體而言，根據(jù)自我損耗理論[21]，工作過程中的自我控制機(jī)制會(huì)不斷消耗個(gè)體有限的身心資源，進(jìn)而導(dǎo)致思維、行動(dòng)和感知等身心過程所需的自我控制資源面臨不足，由此可見，及時(shí)恢復(fù)至關(guān)重要；同時(shí)，員工創(chuàng)新行為需要高水平的自我控制或調(diào)節(jié)，但日常工作和創(chuàng)新行為都會(huì)不斷增加疲勞感并弱化后續(xù)自控的努力，而午間工作活動(dòng)會(huì)進(jìn)一步降低其自我控制水平，使其思維、活力和感受能力等也將處于較低水平，從而在一定程度上降低教練型領(lǐng)導(dǎo)的努力，最終削弱員工創(chuàng)新行為?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H5：?jiǎn)T工午間工作活動(dòng)在教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

午間工作活動(dòng)也可能降低教練型領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)由工作投入對(duì)員工創(chuàng)新行為的積極影響。根據(jù)工作要求-資源模型，工作要求以個(gè)體生理和心理為代價(jià)，持續(xù)的工作要求將會(huì)耗盡員工精力、導(dǎo)致工作倦怠，并最終損害健康[13]?？梢?，午間工作活動(dòng)會(huì)妨礙員工工作恢復(fù)進(jìn)程，增加員工長(zhǎng)期處于過高工作負(fù)荷的風(fēng)險(xiǎn)，并使員工處于精力耗竭狀態(tài)，從而銷蝕員工的工作投入，進(jìn)而不利于教練型領(lǐng)導(dǎo)通過提高下屬的工作投入水平促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的努力?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H6：午間工作活動(dòng)負(fù)向調(diào)節(jié)工作投入在教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的中介過程。

(六)建設(shè)性變革責(zé)任感的調(diào)節(jié)效應(yīng)

莫里森和菲爾普斯(Morrison & Phelps，1999)最早探討個(gè)體責(zé)任感與主動(dòng)改進(jìn)等積極行為的關(guān)系并發(fā)現(xiàn)了建設(shè)性變革責(zé)任感這一全新理論構(gòu)念[22]。梁等人(Liang et al.，2012)探討了建設(shè)性變革責(zé)任感的內(nèi)涵，將其概括為“個(gè)人有義務(wù)進(jìn)行建設(shè)性變革的信念”[8]。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，個(gè)體行為取決于個(gè)體所持有的態(tài)度、主觀規(guī)范以及信念[23]。建設(shè)性變革責(zé)任感賦予了員工通過自我改進(jìn)和創(chuàng)新以做得更好的積極信念、態(tài)度和崇尚創(chuàng)新的主觀規(guī)范，因而有利于創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。研究發(fā)現(xiàn)，建設(shè)性變革責(zé)任感能夠充當(dāng)邊界條件正向調(diào)節(jié)員工心理安全感與員工建言之間的關(guān)系[8]。員工創(chuàng)新行為與員工建言行為在本質(zhì)上同屬于員工積極的計(jì)劃外主動(dòng)行為[24]，都需要員工能夠?qū)ψ陨碓诮M織改進(jìn)與完善中的主體責(zé)任存有認(rèn)同或責(zé)任感知。據(jù)此可以推測(cè)，建設(shè)性變革責(zé)任感同樣會(huì)積極影響教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系?；诖?，本研究提出如下假設(shè)：

H7：建設(shè)性變革責(zé)任感正向調(diào)節(jié)教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。

高建設(shè)性變革責(zé)任感員工具有不斷重新定義績(jī)效以做得更好的責(zé)任感，他們更愿意順應(yīng)組織變革進(jìn)程，愿意以更主動(dòng)和靈活的方式運(yùn)用自身的努力，通過不斷改進(jìn)工作方法和流程提高工作績(jī)效[7]。由此可見，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)有效提升下屬工作投入水平的同時(shí)，并在員工具有高建設(shè)性變革責(zé)任感的條件下，員工不但具備精力、活力和專注等積極的工作狀態(tài)，同時(shí)也具備為有益于組織而進(jìn)行改進(jìn)和變革的意愿，基于此，本研究提出如下假設(shè)：

H8：建設(shè)性變革責(zé)任感正向調(diào)節(jié)工作投入在教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間的中介過程。

本文理論模型如圖1所示：

圖1 理論模型

三、研究方法

(一)研究樣本

課題組同時(shí)采用網(wǎng)絡(luò)問卷和紙質(zhì)問卷收集數(shù)據(jù)，其中，紙質(zhì)問卷來自北京市豐臺(tái)區(qū)金偉凱生物科技園區(qū)以生物制造和信息技術(shù)為主的十幾家企業(yè)，通過現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放和回收獲得問卷；網(wǎng)絡(luò)問卷來自北京、上海、廣東、浙江和江蘇等發(fā)達(dá)地區(qū)的科技型企業(yè)，通過問卷星樣本服務(wù)獲得。共發(fā)放問卷595份，其中紙質(zhì)問卷230份，網(wǎng)絡(luò)問卷365份，經(jīng)仔細(xì)審查排除無效問卷后獲得問卷504份，有效回收率達(dá)到84.7%。問卷中，男性占52.2%，女性占47.8%；年齡以35歲以下為主，其中25 歲及以下占14.7%，26～30歲占35.7%，31～35歲占30.1%，36～40歲占11.5%，41～45歲占5.6%，46歲及以上占2.4%。受教育程度以本科為主，其中高中/中專及以下占3.6%，大專/本科占78.7%，碩士及以上占17.7%；任職年限以4年以上為主，其中3年及以下占36.9%，4～10年占54.2%，11年及以上占8.9%；技術(shù)職稱以中級(jí)為主，其中無職稱占17.3%，初級(jí)職稱占25.4%，中級(jí)職稱占42.6%，高級(jí)職稱占14.7%。

(二)測(cè)量工具

問卷分為6個(gè)部分：個(gè)人背景信息、教練型領(lǐng)導(dǎo)、員工創(chuàng)新行為、工作投入、建設(shè)性變革責(zé)任感和午間工作活動(dòng)。除個(gè)人基本信息題項(xiàng)外，其他變量均采用李克特七點(diǎn)記分法，“1”為完全不符合，“7”為完全符合。采用現(xiàn)有文獻(xiàn)已使用過的成熟量表以確保測(cè)量的信度和效度，并通過預(yù)調(diào)研檢驗(yàn)量表的有效性以最終確定測(cè)量量表。其中，教練型領(lǐng)導(dǎo)采用赫斯林等(Heslin et al.，2006)[25]開發(fā)的3維度10題項(xiàng)自陳式量表，包括指導(dǎo)維度4個(gè)題項(xiàng)，引導(dǎo)維度3個(gè)題項(xiàng)，啟發(fā)維度3個(gè)題項(xiàng)；員工創(chuàng)新行為采用蒂爾尼等(Tierney et al.，1999)[11]開發(fā)的2維度8題項(xiàng)自陳式量表，包括創(chuàng)新構(gòu)想產(chǎn)生維度4個(gè)題項(xiàng)，創(chuàng)新構(gòu)想執(zhí)行維度4個(gè)題項(xiàng)；工作投入采用肖菲利等(Schaufeli et al.，2006)[26]開發(fā)的簡(jiǎn)化版跨文化9題項(xiàng)自陳式量表；午間工作活動(dòng)采用宋琦等(2016)[5]改編自圖格科斯等(2014)[4]開發(fā)的3題項(xiàng)自陳式量表；建設(shè)性變革責(zé)任感(FOCC)采用梁等人(2012)[8]開發(fā)的單維度5題項(xiàng)自陳式量表。此外，本文選取性別、年齡、學(xué)歷、職齡和職稱作為控制變量。

(三)信效度檢驗(yàn)

1.信度檢驗(yàn)

本文采用統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS 22.0對(duì)教練型領(lǐng)導(dǎo)、工作投入、員工創(chuàng)新行為、午間工作活動(dòng)和FOCC共5個(gè)量表進(jìn)行克朗巴哈系數(shù)信度檢驗(yàn)，結(jié)果分別為0.875、0.822、0.858、0.750和0.745，所有構(gòu)念的克朗巴哈系數(shù)值都高于0.70，說明測(cè)量量表合理、可靠，具有足夠的一致性與穩(wěn)定性，可用于后續(xù)實(shí)證研究。

2.聚合效度檢驗(yàn)

采用因子平衡法對(duì)各構(gòu)念測(cè)量題項(xiàng)進(jìn)行打包處理后，基于載荷系數(shù)算出平均方差提取值(AVE)來考察各變量的聚合效度，教練型領(lǐng)導(dǎo)、員工創(chuàng)新行為、工作投入、午間工作活動(dòng)和FOCC的AVE分別為0.657、0.498、0.625、0.508和0.507，除員工創(chuàng)新行為略低外，均超過0.5的推薦值，說明各測(cè)量題項(xiàng)穩(wěn)定收斂于對(duì)應(yīng)構(gòu)念。

3.區(qū)分效度檢驗(yàn)

首先通過驗(yàn)證性因子分析(CFA)檢驗(yàn)各構(gòu)念的區(qū)分效度，具體做法是構(gòu)建從五因子模型到單因子模型的多種組合，采用軟件AMOS 22.0評(píng)估比較這些組合模型的擬合優(yōu)度(見表1)。其次，比較各構(gòu)念A(yù)VE的均方根與相應(yīng)構(gòu)念之間的相關(guān)系數(shù)(見表2)，如果前者大于后者則通過檢驗(yàn)。

由表1可知，五因子模型各項(xiàng)擬合優(yōu)度指標(biāo)均高于其他組合模型。由表2可知，各構(gòu)念A(yù)VE值的均方根都明顯高于對(duì)應(yīng)變量之間的相關(guān)系數(shù)值。綜合以上兩種區(qū)分效度的檢驗(yàn)結(jié)果可知，五個(gè)主要構(gòu)念區(qū)分效度良好。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(N=504)

注：CL—教練型領(lǐng)導(dǎo)，WE—工作投入，EIB—員工創(chuàng)新行為，F(xiàn)OCC—建設(shè)性變革責(zé)任感，LBW—午間工作活動(dòng)。

4.共同方法變異檢驗(yàn)

由于本研究采用自報(bào)告的方式收集數(shù)據(jù)，可能會(huì)產(chǎn)生同源方差問題，因此采用Harman單因素檢驗(yàn)法對(duì)問卷進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明第一因子能夠解釋各變量變異的29.61%，小于40%的建議值，說明問卷數(shù)據(jù)的同源方差并不嚴(yán)重，不會(huì)影響研究結(jié)論的可靠性。

四、數(shù)據(jù)結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

五個(gè)主要構(gòu)念的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)值列示于表2。從描述性統(tǒng)計(jì)分析來看，被調(diào)研者的FOCC水平較高，均值超過5.5，處于中等偏上的水平。被調(diào)研者的午間工作活動(dòng)強(qiáng)度略低，沒有超過5，但標(biāo)準(zhǔn)差超過1。從變量間的相關(guān)性分析來看，教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)(r=0.522，p<0.01)、與工作投入顯著正相關(guān)(r=0.522，p<0.01)，工作投入與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)(r=0.550，p<0.01)，從而為本研究所立假設(shè)的論證提供了初步支持。

表2 各主要構(gòu)念的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和信度系數(shù)(N=504)

表2(續(xù))

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，雙尾檢驗(yàn)；從第6行開始，末尾數(shù)字為該變量平均變異萃取量的均方根。

(二)直接效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用線性層次回歸分析法對(duì)教練型領(lǐng)導(dǎo)、工作投入和員工創(chuàng)新行為之間的直接效應(yīng)和中介效應(yīng)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表3 主效應(yīng)和中介效應(yīng)回歸分析結(jié)果(N=504)

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001；CL—教練型領(lǐng)導(dǎo)，WE—工作投入。

由表3中的模型2可知，教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為具有顯著正向影響(β=0.513，p<0.001)，假設(shè)H1得到數(shù)據(jù)支持。模型6結(jié)果表明，教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作投入具有顯著正向影響(β=0.519，p<0.001)，假設(shè)H2得到數(shù)據(jù)支持。由模型3可知，工作投入積極影響員工創(chuàng)新行為(β=0.535，p<0.001)，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。模型4在模型2的基礎(chǔ)上加入中介變量工作投入，可以發(fā)現(xiàn)，教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的回歸系數(shù)降低(β值由0.513降至0.319)，工作投入對(duì)員工創(chuàng)新行為積極影響仍然顯著(β=0.375，p<0.001)，說明工作投入在教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為之間發(fā)揮部分中介作用，假設(shè)H4得到數(shù)據(jù)支持。

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

繼續(xù)運(yùn)用層次回歸分析法在表3的基礎(chǔ)上加入交乘項(xiàng)對(duì)假設(shè)H5和H6進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。模型7結(jié)果顯示，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)、午間工作活動(dòng)、教練型領(lǐng)導(dǎo)與午間工作活動(dòng)的交乘項(xiàng)同時(shí)進(jìn)入對(duì)員工創(chuàng)新行為的回歸方程時(shí)，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)不顯著(β=-0.066，p>0.05)，說明午間工作活動(dòng)沒有發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H5沒有得到支持。根據(jù)溫溫忠麟和葉寶娟(2014)[27]對(duì)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟所進(jìn)行的分析和建議，在模型11中將教練型領(lǐng)導(dǎo)、午間工作活動(dòng)、教練型領(lǐng)導(dǎo)與午間工作活動(dòng)的交乘項(xiàng)同時(shí)進(jìn)入對(duì)工作投入的回歸方程，結(jié)果表明交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著(β=-0.133，p<0.01)，在模型8中將教練型領(lǐng)導(dǎo)、午間工作活動(dòng)、工作投入、工作投入與午間工作活動(dòng)的交乘項(xiàng)同時(shí)引入對(duì)員工創(chuàng)新行為的回歸方程，結(jié)果表明交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著(β=0.044，p>0.05)，但中介變量工作投入的系數(shù)顯著(β=0.363，p<0.001)，結(jié)合模型11中交乘項(xiàng)的顯著情況，說明午間工作活動(dòng)對(duì)工作投入的中介過程存在調(diào)節(jié)作用，而且調(diào)節(jié)作用發(fā)生在中介過程的第一階段，假設(shè)H6通過檢驗(yàn)。

模型9結(jié)果顯示，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)、FOCC、教練型領(lǐng)導(dǎo)與FOCC的交乘項(xiàng)同時(shí)進(jìn)入對(duì)員工創(chuàng)新行為的回歸方程時(shí)，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著(β=0.092，p<0.05)，說明FOCC發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H7通過檢驗(yàn)。在模型12中，將教練型領(lǐng)導(dǎo)、FOCC、教練型領(lǐng)導(dǎo)與FOCC的交乘項(xiàng)共同引入對(duì)工作投入的回歸方程，交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著(β=-0.052，p>0.05)，但教練型領(lǐng)導(dǎo)系數(shù)顯著(β=0.349，p<0.001)，繼續(xù)在模型10中，將教練型領(lǐng)導(dǎo)、FOCC、工作投入、FOCC與工作投入的交乘項(xiàng)同時(shí)引入對(duì)員工創(chuàng)新行為的回歸方程，結(jié)果表明交乘項(xiàng)系數(shù)顯著(β=0.074，p<0.05)，結(jié)合模型12中教練型領(lǐng)導(dǎo)的系數(shù)顯著情況，說明FOCC對(duì)工作投入的中介過程存在調(diào)節(jié)作用，并且調(diào)節(jié)作用發(fā)生在中介過程的第二階段，假設(shè)H8得到檢驗(yàn)。

表4 加入交乘項(xiàng)的層次回歸分析結(jié)果(N=504)

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001；CL—教練型領(lǐng)導(dǎo)，WE—工作投入，F(xiàn)OCC—建設(shè)性變革責(zé)任感，LBW—午間工作活動(dòng)。

圖2 FOCC在模型6中的調(diào)節(jié)作用

為了更清晰地顯示假設(shè)H7的調(diào)節(jié)效果，本文繪制了調(diào)節(jié)變量FOCC在取均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，自變量取值(均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)與因變量取值之間的關(guān)系效果圖，如圖2所示。

為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H6和H8，并考察中介效應(yīng)受調(diào)節(jié)變量影響的具體情況，根據(jù)溫忠麟和葉寶娟(2014)[27]提出的檢驗(yàn)方法，本文運(yùn)用海斯(Hayes，2013)[28]開發(fā)的SPSS 22.0宏插件PROCESS 3.0，用非參數(shù)百分位bootstrap法進(jìn)一步驗(yàn)證圖1所示的有調(diào)節(jié)的中介作用模型，具體檢驗(yàn)過程選擇插件中與本研究模型結(jié)構(gòu)相同的model 21并設(shè)置隨機(jī)抽樣次數(shù)為5 000次。結(jié)果顯示，在假設(shè)H6中，教練型領(lǐng)導(dǎo)與午間工作活動(dòng)的交乘項(xiàng)主要參數(shù)為：coeff=-0.124，SE=0.032，t=-3.895，ΔR2=0.020，F(xiàn)=15.174，p=0.000，95%置信區(qū)間為[-0.186，-0.061]，不包括0；在假設(shè)H8中，工作投入與FOCC的交乘項(xiàng)主要參數(shù)為：coeff=0.077，SE=0.030，t=2.537，ΔR2=0.007，F(xiàn)=6.438，p=0.011，95%置信區(qū)間為[0.017，0.137]，也不包括0。由此可知，午間工作活動(dòng)通過負(fù)向調(diào)節(jié)中介過程的第一階段從而實(shí)現(xiàn)對(duì)中介過程的負(fù)向調(diào)節(jié)，進(jìn)而對(duì)員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生負(fù)向影響，假設(shè)H6 得到進(jìn)一步驗(yàn)證；同時(shí)，F(xiàn)OCC通過正向調(diào)節(jié)中介過程的第二階段從而實(shí)現(xiàn)對(duì)中介過程的正向調(diào)節(jié)，進(jìn)而對(duì)員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向影響，假設(shè)H8 得到進(jìn)一步驗(yàn)證。午間工作活動(dòng)和FOCC各自單獨(dú)對(duì)中介過程的具體影響可以通過取其正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差及均值時(shí)的中介效應(yīng)值來顯示(見表5)，同時(shí)，為了直觀比較午間工作活動(dòng)和FOCC對(duì)中介過程的調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)度，本文依據(jù)表5做出兩者的比較圖(見圖3)。

表5 調(diào)節(jié)變量對(duì)中介過程的影響(N=504)

圖3 午間工作活動(dòng)與FOCC對(duì)中介過程的調(diào)節(jié)效應(yīng)

通過表5和圖3可以發(fā)現(xiàn)，午間工作活動(dòng)對(duì)中介過程的調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)度明顯大于FOCC，并且前者是負(fù)向調(diào)節(jié)變量，而后者是正向調(diào)節(jié)變量。

此外，由于午間工作活動(dòng)和FOCC都能夠?qū)ぷ魍度氲闹薪樽饔卯a(chǎn)生影響，但是兩者調(diào)節(jié)效應(yīng)的方向及大小存在差異，因此有必要進(jìn)一步了解在它們的整體影響下中介效應(yīng)的變化情況，以及兩者之間調(diào)節(jié)效果的主次情況。具體而言，在進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H6和H8的過程中，使用插件PROCESS 3.0可以算出教練型領(lǐng)導(dǎo)通過工作投入間接影響員工創(chuàng)新行為的效應(yīng)值在午間工作活動(dòng)和FOCC的整體影響下的取值情況，具體見表6，以及依此而繪制的直觀圖(見圖4)。

表6 調(diào)節(jié)變量的整體調(diào)節(jié)效應(yīng)(N=504)

圖4 午間工作活動(dòng)和FOCC的整體調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)中介過程的影響

通過表6和圖4可以發(fā)現(xiàn)，在午間工作活動(dòng)和FOCC同時(shí)取值負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)的間接效應(yīng)值(0.134)大于它們同時(shí)取值正一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)的間接效應(yīng)值(0.119)，再次驗(yàn)證了午間工作活動(dòng)對(duì)中介過程的調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)度大于FOCC，因此其對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響更大。同時(shí)也可以發(fā)現(xiàn)，間接效應(yīng)值在午間工作活動(dòng)水平較低、FOCC水平較高時(shí)傾向于取得最大值(0.213)，相反情況時(shí)取得最低值(0.075)。

五、研究結(jié)論與討論

本文從新的視角探究了教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的作用機(jī)制，并就午間工作活動(dòng)和建設(shè)性變革責(zé)任感雙調(diào)節(jié)變量的整體調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了探索性研究。檢驗(yàn)結(jié)果表明，教練型領(lǐng)導(dǎo)與員工創(chuàng)新行為顯著正相關(guān)，工作投入在其中發(fā)揮了部分中介作用，午間工作活動(dòng)負(fù)向調(diào)節(jié)這一過程，建設(shè)性變革責(zé)任感則發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，在員工午間工作活動(dòng)較低而建設(shè)性變革責(zé)任感較高時(shí)，教練型領(lǐng)導(dǎo)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)最強(qiáng)。

(一)理論意義

首先，本文從滿足員工必要身心條件的視角對(duì)教練型領(lǐng)導(dǎo)的創(chuàng)新激勵(lì)效能進(jìn)行了理論拓展。作為一種并未引起學(xué)界足夠關(guān)注的新型領(lǐng)導(dǎo)方式，它能夠提升員工心理品質(zhì)、激發(fā)多種積極工作行為[1]，但它又是如何顯著促進(jìn)員工創(chuàng)新行為的呢？以往研究探討了創(chuàng)造力自我效能感、心理資本和批判性反思等心理要素，然而卻忽略了對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)、高投入的個(gè)體創(chuàng)新行為具有直接促進(jìn)作用的、必要的身心條件因素。本研究表明這種必要的積極身心條件主要表現(xiàn)為工作投入所包含的精力、活力和專注等要素。教練型領(lǐng)導(dǎo)通過提供物質(zhì)的、社會(huì)的和組織層面的多種資源積極影響工作投入，進(jìn)而有利于員工創(chuàng)新。本文結(jié)論拓展了教練型領(lǐng)導(dǎo)及其創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)內(nèi)在作用機(jī)制的研究，豐富了工作投入的積極效應(yīng)及其與個(gè)體創(chuàng)新行為關(guān)系的研究。

其次，本文研究積極響應(yīng)當(dāng)前科技型企業(yè)普遍存在的“996”工作制，引入午間工作活動(dòng)并基于自我損耗理論[21]，從一個(gè)側(cè)面探討了日益盛行的加班文化對(duì)教練型領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的負(fù)向影響機(jī)制。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，午間工作活動(dòng)會(huì)銷蝕工作投入從而不利于教練型領(lǐng)導(dǎo)的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，與圖格科斯等(2014)[4]的研究結(jié)論基本取得了一致，但同時(shí)與宋琦等(2016)[5]的研究結(jié)論形成了反差，從而為理論界進(jìn)一步探討午間工作活動(dòng)的影響機(jī)制提供了新的實(shí)證依據(jù)。本文結(jié)論豐富了工作日午休時(shí)間背景下的工作恢復(fù)研究，拓展了員工創(chuàng)新行為負(fù)向影響因素的研究以及教練型領(lǐng)導(dǎo)情境調(diào)節(jié)變量的范疇，并從組織行為學(xué)視角為深入理解當(dāng)前廣泛存在且倍受爭(zhēng)議的“996”工作制和漠視員工午休權(quán)益的現(xiàn)狀及其影響機(jī)制提供了參考依據(jù)。

再次，建設(shè)性變革責(zé)任感為教練型領(lǐng)導(dǎo)和個(gè)體創(chuàng)新行為提供了積極組織情境，本文充實(shí)了個(gè)體責(zé)任感理論領(lǐng)域的研究，拓展了與創(chuàng)新相關(guān)的積極組織情境因素的研究范疇。責(zé)任感是五種基本人格屬性之一，但與個(gè)體創(chuàng)新和改進(jìn)相關(guān)的責(zé)任意識(shí)或責(zé)任感卻并未引起學(xué)界足夠關(guān)注，也鮮有研究從組織情境的視角探究其效應(yīng)邊界。建設(shè)性變革責(zé)任感是甄別員工創(chuàng)新意愿和變革態(tài)度的有效標(biāo)尺，不但充當(dāng)了教練型領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的催化劑，也有利于強(qiáng)化工作投入與創(chuàng)新行為之間的內(nèi)在聯(lián)系。研究結(jié)論加深了對(duì)責(zé)任感深層屬性的認(rèn)知，將責(zé)任感研究推向了新的層面，同時(shí)也豐富了個(gè)體層面的創(chuàng)新理論和激勵(lì)機(jī)制研究，為有效激勵(lì)個(gè)體創(chuàng)新行為開辟了新的路徑。

最后，本文豐富了現(xiàn)有創(chuàng)新行為實(shí)證研究的模型架構(gòu)，探索了調(diào)節(jié)變量效應(yīng)力比較研究。在現(xiàn)實(shí)企業(yè)組織中，個(gè)體創(chuàng)新行為受多種積極與消極情境因素共同作用的影響而呈現(xiàn)不同狀態(tài)，因此實(shí)證研究應(yīng)當(dāng)考慮模型內(nèi)多種調(diào)節(jié)變量之間的相互關(guān)系并在主次效應(yīng)的對(duì)比中加深對(duì)情境因素影響機(jī)制的理解。本文響應(yīng)了當(dāng)前企業(yè)現(xiàn)實(shí)情境，引入午間工作活動(dòng)作為負(fù)向調(diào)節(jié)變量，以建設(shè)性變革責(zé)任感作為正向調(diào)節(jié)變量，形成了調(diào)節(jié)變量間正反相較、主次分明的理論架構(gòu)。午間工作活動(dòng)作為負(fù)向調(diào)節(jié)變量發(fā)揮了主要調(diào)節(jié)作用，而建設(shè)性變革責(zé)任感作為正向調(diào)節(jié)變量形成了對(duì)主調(diào)節(jié)過程的有力補(bǔ)充，同時(shí)也間接證實(shí)了工作投入對(duì)于個(gè)體創(chuàng)新行為的基礎(chǔ)性、必要性作用。研究結(jié)論加深了對(duì)雙調(diào)節(jié)變量整體效應(yīng)的認(rèn)知，拓展了組織行為學(xué)與創(chuàng)新理論的研究模式，也增強(qiáng)了理論模型的實(shí)踐價(jià)值。

(二)實(shí)踐啟示

首先，鑒于當(dāng)今組織變革和個(gè)體創(chuàng)新行為日益重要并且創(chuàng)新難度不斷提高，管理者應(yīng)當(dāng)重視教練型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，并采用教練技術(shù)對(duì)員工心智潛能和職業(yè)技能進(jìn)行直接開發(fā)與指導(dǎo)，這將有利于提高領(lǐng)導(dǎo)者的管理效能，并有利于員工創(chuàng)新行為的激發(fā)。其次，高水平的工作投入是員工有效應(yīng)對(duì)工作挑戰(zhàn)并通過主動(dòng)創(chuàng)新改進(jìn)工作績(jī)效的重要基礎(chǔ)性身心條件，而教練型領(lǐng)導(dǎo)是一種有利于強(qiáng)化工作投入進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新行為的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。因此，管理者可以通過教練型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，從提高員工工作投入水平入手，全面提升員工積極心理和行為，從而激發(fā)員工的創(chuàng)新行為。再次，本文反證了工作日午間休息的重要性，印證了“中午不睡，下午崩潰”的職場(chǎng)名言，也在一定程度上證實(shí)了“加班文化”對(duì)員工工作績(jī)效、創(chuàng)新水平和身心健康的負(fù)面效應(yīng)。因此，管理者應(yīng)通過多種措施減少工作日內(nèi)的午間工作活動(dòng)，這將更有利于教練型領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)新激勵(lì)效能的發(fā)揮，也將有力地促進(jìn)員工工作投入和創(chuàng)新行為。第四，責(zé)任感是一種深刻的、人格屬性層面的個(gè)體積極心理特征，能夠提供強(qiáng)大而持久的心理動(dòng)力，對(duì)于管理者有效進(jìn)行創(chuàng)新管理并順利推進(jìn)組織變革具有重要的實(shí)踐價(jià)值。因此，管理者應(yīng)當(dāng)充分關(guān)注員工的建設(shè)性變革責(zé)任感，對(duì)其進(jìn)行評(píng)估和強(qiáng)化，這將成為促進(jìn)員工創(chuàng)新、組織變革和績(jī)效提升的有力舉措。最后，本文研究結(jié)論充分啟示管理者，“張弛有度”是激發(fā)員工創(chuàng)新行為的最佳管理策略。具體而言，既要重視并提高員工工作投入水平和建設(shè)性變革責(zé)任感水平，進(jìn)而促進(jìn)員工創(chuàng)新行為，這是管理策略中“張”性的一面；又要重視員工的工作恢復(fù)，通過多種措施減少員工午間工作活動(dòng)、保障員工午休權(quán)益和效果，從而進(jìn)一步提升工作投入、強(qiáng)化員工創(chuàng)新行為，這充分體現(xiàn)了管理策略中“馳”的一面。

(三)研究局限與展望

本文研究取得了一些有價(jià)值的理論成果和實(shí)踐啟示，但也存在不足之處。首先，涉及領(lǐng)導(dǎo)與員工兩個(gè)層面，但并未嚴(yán)格采用多來源配對(duì)收集問卷的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集，在一定程度上會(huì)使研究受到同源方差的影響。其次，午間工作活動(dòng)和加班文化是一種復(fù)雜的職場(chǎng)現(xiàn)象，既有利也有弊，僅從工作恢復(fù)理論和工作投入的視角探討其負(fù)面效應(yīng)仍不夠全面，未來研究應(yīng)考慮從更廣泛的理論視角進(jìn)行全面分析。最后，本文的實(shí)證分析僅采用了橫截面數(shù)據(jù)，因此難以區(qū)別變量之間的反向因果關(guān)系，使研究結(jié)論的完備性存在不足，未來研究應(yīng)收集不同時(shí)點(diǎn)的縱向數(shù)據(jù)進(jìn)一步驗(yàn)證變量之間的因果關(guān)系。