“张弛有度”方创新有力——教练型领导与员工创新行为关系的双调节模型

宋孜宇 高中华

内容提要：本文基于“工作要求-资源模型”和社会交换理论探讨工作投入在教练型领导激发员工创新行为过程中发挥的中介作用机制，依据自我损耗理论分析当前职场中普遍存在的午间工作活动发挥的调节作用机制，并基于计划行为理论探析建设性变革责任感的调节效应，从而构建一个双调节模型。通过对来自中国多个相对发达地区科技型企业的504份样本进行实证分析，结果表明，教练型领导对员工创新行为会产生积极影响，其内在作用机制部分来自工作投入的中介效应，午间工作活动对这一中介效应发挥负向调节作用，建设性变革责任感发挥正向调节作用，而且午间工作活动的调节效应强度大于建设性变革责任感。研究结论表明，“张弛有度”的管理策略更有利于教练型领导的创新激励效应。

一、问题提出

现有研究表明，变革型领导、真实型领导和包容型领导等多种积极领导风格均有利于激发员工创新行为，但这些领导行为更多侧重于软性的、间接的激励措施，而忽略了员工的个体差异以及对员工职业能力和心智潜能的直接引导与开发。近年来，教练型领导以其独有的“因材施教”“授人以渔”的风格和鲜明的技术性特征直接作用于员工的学习、工作和绩效及其心智潜能的开发[1]，因此具有更强的可操作性并且更易执行落地，对促进员工创新行为有着难以替代的特殊价值，但目前学界对此仍未给予充分关注。此外，个体创新行为是一种高风险、高投入的计划外行为[2]，需要员工全身心投入和保持高度专注的精神状态才能持续激发，但以往研究忽略了教练型领导所具有的积极调适性特征和直接引导能力在有效提高员工身心投入水平、激发员工内在精神活力等创新基础条件中发挥的重要作用和潜力。索伦塔格(Sonnentag，2003)认为，高水平的工作投入意味着足够的额外精力、充满热情以及对工作的持续专注，是促成个体倾向于采取包括创新在内的多种主动行为的至关重要的积极影响因素[3]。因此，本研究引入工作投入作为中介变量，从新的视角探究教练型领导促进员工创新行为的内在作用机制。

此外，当前企业面临日趋加剧的竞争环境，这导致以“996”工作制为代表的加班文化在科技型企业中越来越常态化。在这种情境下，员工长时间保持高水平身心投入并缺少休息，这将销蚀个体工作投入，导致个体更加难以集中精力完成眼前任务，并降低创新行为等计划外行为的发生频率[3]。不过多数职业都有午休时间，它是工作日中时间最长的恢复时机，但在当前加班文化盛行的组织中，员工迫于种种压力可能在午休的部分时间继续进行与工作相关的活动。可见，午间工作活动可以成为探析加班文化及其对创新行为影响机制的一个切入点，但目前依此视角基于组织行为学理论所进行的实证研究依然不足，并且尚未形成一致结论。图格科斯等(Trougakos et al.，2014)研究发现，午休期间较高的工作活动强度能够对员工专注、积极情绪和自控等产生消极影响[4]，这将不利于创新行为的产生[3]。然而，宋琦等(2016)的研究发现，员工午间工作活动有利于获取相关重要资源从而对个体创新产生积极影响[5]。可见，午间工作活动究竟如何对员工创新行为产生影响有待探讨和澄清。

降低午间工作活动强度能够为员工创新行为提供基本的必要条件，但进一步推动个体创新行为仍需探索新的积极情境因素以提供更为充分的有利条件。欧弗顿和纽曼(Overton & Newman,1982)研究发现，个体的责任认同度决定个体展现其能力的意愿与程度[6]。可见，员工能否充分展现创新能力与其对创新的责任意识及程度密切相关，员工创新行为的深层动因可能来自员工为建设组织而主动做出改变的责任意识。研究表明，这种责任意识可以显著促进员工建言[7-8]、持续改进[7]和创新行为[9]等计划外主动行为的产生，但目前仍鲜有研究关注这种责任意识作为边界条件在教练型领导激发员工创新行为过程中可能发挥的调节效应。基于此，本文从建设性变革责任感(felt obligation for constructive change，FOCC)[8]构念出发，进一步探讨有利于教练型领导激发员工创新行为的积极情境因素，并形成一个正负双调节变量的中介过程模型，以更契合现实企业中的管理情境。

二、理论基础与研究假设

(一)教练型领导

20世纪90年代，为应对日趋激烈的竞争和动态化的组织环境，企业职能部门经理开始积极担当起工作场所中的教练以培养他们的员工[10]，通过员工的迅速成长实现组织的进步和绩效的改善。为迅速取得成效，一系列来自体育领域的教练技能被引入管理实践，其中至少包括：收集并提供绩效反馈、通过沟通明确目标、营造并促进支持学习的组织氛围、有效观察和界定问题、提供相关资源、给员工授权、拓宽员工视野、树立榜样，以及通过新挑战拓展潜能等[1]。随后，教练型领导应运而生。王雁飞等(2016)认为教练型领导是一种使用启发、诱导和鼓励等方式，直接改善员工心智模式、挖掘员工潜能并实现组织与员工共同发展的领导方式[1]。

(二)教练型领导与员工创新行为

目前学界多从过程视角界定员工创新行为，通常指员工在具体工作中产生新想法并付诸实施的过程，并可归纳为创新构想产生和创新构想执行两个关键环节[11]。教练型领导是一种善于通过指导、启发、观察和授权等教练技能为员工提供智力支持和资源供给的管理者，因此能够积极影响员工创新心理倾向并进而促进员工创新行为。具体而言，教练型领导既善于通过专业的教练技术提供智力支持，对员工进行个性化的启发与激励，以帮助他们突破现有思维框架、改善心智模式，从而激发创新构想的持续产生；同时又善于通过积极倾听和近距离观察，及时回应员工对创新资源的迫切需求，有效提供创新资源从而促进创新构想的执行。基于此，本文提出如下假设：

H1：教练型领导与员工创新行为正相关。

(三)教练型领导与工作投入

肖菲利等(Schaufeli et al.，2002)梳理前人研究，将工作投入定义为在履行工作职责过程中表现出的持续、积极的情感自激励状态，并从活力、奉献和专注三个要素来表征工作投入[12]，这一定义具有较强可操作性，因而成为学界主流。根据工作要求-资源模型[13]，与工作有关的物质、社会和组织等方面的资源有益于个体实现工作目标、减轻工作要求，进而有利于激发个体成长、学习和发展的内在动机，进而增强员工的工作投入水平。教练型领导重视员工职业发展，能够为下属迅速提升职业技能提供关键性指导、资源支持和发展机会，并善于通过促进团队沟通与合作建设高绩效团队，从而为下属提供充分的物质、组织和社会资源，因此有助于员工全身心投入到工作中去，表现出高水平的工作投入。同时，根据社会交换理论[14]，在教练型领导的栽培下，取得职业成长和成就的员工必然会产生回报领导及其所代表的组织的意愿，表现出明显的反惠行为，从而保持高水平的工作投入。由此，本文提出如下假设：

H2：教练型领导与员工工作投入正相关。

(四)工作投入的中介作用

创新是一个动态而复杂的进程，它需要个体以知识、能力和动机为基础进行大量试错和不断改进，因而更需要投入足够的时间和充沛的精力[15]。拓展-建构理论认为，较高的工作投入所伴随的积极情感体验将有力拓展个体的习惯性思维与活动，扩大个体认知范围，使其瞬间思维-行为序列更加灵活并富有创造性[26]。因此，如果员工敢于面对工作进程中出现的各种问题，全身心地投入其中探求解决之道，将充分激发个体创造力，而伴随其中的专注与坚持会带来更多想法和突破，不断激励个体将其付诸实践，从而表现出高水平的创新行为[16-17]。阿玛比尔(Amabile，1993)认为，当员工全身心投入工作时，会充分调动身边的各种资源以满腔热情的积极状态迎接工作中的挑战，员工将更有可能在工作中产生创新构想，并努力寻找实现新创意的途径，从而在工作中展现出更强的创造力[18]。基于此，本文提出如下假设：

H3：员工工作投入与员工创新行为正相关。

综合以上分析可以发现，教练型领导是员工职业生涯的引路人和迅速发展职业技能、取得职业进步的导师，同时也是组织内部多种工作资源的提供者，在教练型领导的不断启发和引导下，员工能够迅速提升岗位职业技能、突破现有思维方式并充分发挥自身潜能，从而愿意全身心地投入工作，因而在面对工作中的挑战和困难时，能够改变既有工作流程和工作方法以不断突破工作瓶颈，在短时间内取得进步和提升业绩。基于此，本文提出如下假设：

H4：工作投入在教练型领导与员工创新行为之间发挥了中介作用。

(五)午间工作活动的调节效应

为应对日趋激烈的竞争环境，当前科技型企业中普遍存在以“996”工作制为代表的加班文化。在这种组织文化中，员工迫于业绩压力或企业内部的不成文规定，不断压缩休息时间、延长在岗时间，并可能在午休期间继续工作[19]，甚至因午休而被意外解雇的现象也并不鲜见。午间工作活动内容比较丰富，至少包括：继续上午的工作、进行与工作相关的练习、继续与客户沟通或合作以及为将来的工作事件做准备等[20]。高强度的午间工作活动意味着员工长期处于高强度的身心投入状态并可能精力不足。如果精力不足，员工将不愿意充分投入工作，因为这将进一步消耗他们的心智资源，进而影响员工创新行为。具体而言，根据自我损耗理论[21]，工作过程中的自我控制机制会不断消耗个体有限的身心资源，进而导致思维、行动和感知等身心过程所需的自我控制资源面临不足，由此可见，及时恢复至关重要；同时，员工创新行为需要高水平的自我控制或调节，但日常工作和创新行为都会不断增加疲劳感并弱化后续自控的努力，而午间工作活动会进一步降低其自我控制水平，使其思维、活力和感受能力等也将处于较低水平，从而在一定程度上降低教练型领导的努力，最终削弱员工创新行为。基于此，本文提出如下假设：

H5：员工午间工作活动在教练型领导与员工创新行为之间发挥负向调节作用。

午间工作活动也可能降低教练型领导经由工作投入对员工创新行为的积极影响。根据工作要求-资源模型，工作要求以个体生理和心理为代价，持续的工作要求将会耗尽员工精力、导致工作倦怠，并最终损害健康[13]。可见，午间工作活动会妨碍员工工作恢复进程，增加员工长期处于过高工作负荷的风险，并使员工处于精力耗竭状态，从而销蚀员工的工作投入，进而不利于教练型领导通过提高下属的工作投入水平促进员工创新行为的努力。基于此，本文提出如下假设：

H6：午间工作活动负向调节工作投入在教练型领导与员工创新行为之间的中介过程。

(六)建设性变革责任感的调节效应

莫里森和菲尔普斯(Morrison & Phelps，1999)最早探讨个体责任感与主动改进等积极行为的关系并发现了建设性变革责任感这一全新理论构念[22]。梁等人(Liang et al.，2012)探讨了建设性变革责任感的内涵，将其概括为“个人有义务进行建设性变革的信念”[8]。计划行为理论认为，个体行为取决于个体所持有的态度、主观规范以及信念[23]。建设性变革责任感赋予了员工通过自我改进和创新以做得更好的积极信念、态度和崇尚创新的主观规范，因而有利于创新行为的产生。研究发现，建设性变革责任感能够充当边界条件正向调节员工心理安全感与员工建言之间的关系[8]。员工创新行为与员工建言行为在本质上同属于员工积极的计划外主动行为[24]，都需要员工能够对自身在组织改进与完善中的主体责任存有认同或责任感知。据此可以推测，建设性变革责任感同样会积极影响教练型领导与员工创新行为之间的关系。基于此，本研究提出如下假设：

H7：建设性变革责任感正向调节教练型领导与员工创新行为之间的关系。

高建设性变革责任感员工具有不断重新定义绩效以做得更好的责任感，他们更愿意顺应组织变革进程，愿意以更主动和灵活的方式运用自身的努力，通过不断改进工作方法和流程提高工作绩效[7]。由此可见，当教练型领导有效提升下属工作投入水平的同时，并在员工具有高建设性变革责任感的条件下，员工不但具备精力、活力和专注等积极的工作状态，同时也具备为有益于组织而进行改进和变革的意愿，基于此，本研究提出如下假设：

H8：建设性变革责任感正向调节工作投入在教练型领导与员工创新行为之间的中介过程。

本文理论模型如图1所示：

图1 理论模型

三、研究方法

(一)研究样本

课题组同时采用网络问卷和纸质问卷收集数据，其中，纸质问卷来自北京市丰台区金伟凯生物科技园区以生物制造和信息技术为主的十几家企业，通过现场发放和回收获得问卷；网络问卷来自北京、上海、广东、浙江和江苏等发达地区的科技型企业，通过问卷星样本服务获得。共发放问卷595份，其中纸质问卷230份，网络问卷365份，经仔细审查排除无效问卷后获得问卷504份，有效回收率达到84.7%。问卷中，男性占52.2%，女性占47.8%；年龄以35岁以下为主，其中25 岁及以下占14.7%，26～30岁占35.7%，31～35岁占30.1%，36～40岁占11.5%，41～45岁占5.6%，46岁及以上占2.4%。受教育程度以本科为主，其中高中/中专及以下占3.6%，大专/本科占78.7%，硕士及以上占17.7%；任职年限以4年以上为主，其中3年及以下占36.9%，4～10年占54.2%，11年及以上占8.9%；技术职称以中级为主，其中无职称占17.3%，初级职称占25.4%，中级职称占42.6%，高级职称占14.7%。

(二)测量工具

问卷分为6个部分：个人背景信息、教练型领导、员工创新行为、工作投入、建设性变革责任感和午间工作活动。除个人基本信息题项外，其他变量均采用李克特七点记分法，“1”为完全不符合，“7”为完全符合。采用现有文献已使用过的成熟量表以确保测量的信度和效度，并通过预调研检验量表的有效性以最终确定测量量表。其中，教练型领导采用赫斯林等(Heslin et al.，2006)[25]开发的3维度10题项自陈式量表，包括指导维度4个题项，引导维度3个题项，启发维度3个题项；员工创新行为采用蒂尔尼等(Tierney et al.，1999)[11]开发的2维度8题项自陈式量表，包括创新构想产生维度4个题项，创新构想执行维度4个题项；工作投入采用肖菲利等(Schaufeli et al.，2006)[26]开发的简化版跨文化9题项自陈式量表；午间工作活动采用宋琦等(2016)[5]改编自图格科斯等(2014)[4]开发的3题项自陈式量表；建设性变革责任感(FOCC)采用梁等人(2012)[8]开发的单维度5题项自陈式量表。此外，本文选取性别、年龄、学历、职龄和职称作为控制变量。

(三)信效度检验

1.信度检验

本文采用统计分析软件SPSS 22.0对教练型领导、工作投入、员工创新行为、午间工作活动和FOCC共5个量表进行克朗巴哈系数信度检验，结果分别为0.875、0.822、0.858、0.750和0.745，所有构念的克朗巴哈系数值都高于0.70，说明测量量表合理、可靠，具有足够的一致性与稳定性，可用于后续实证研究。

2.聚合效度检验

采用因子平衡法对各构念测量题项进行打包处理后，基于载荷系数算出平均方差提取值(AVE)来考察各变量的聚合效度，教练型领导、员工创新行为、工作投入、午间工作活动和FOCC的AVE分别为0.657、0.498、0.625、0.508和0.507，除员工创新行为略低外，均超过0.5的推荐值，说明各测量题项稳定收敛于对应构念。

3.区分效度检验

首先通过验证性因子分析(CFA)检验各构念的区分效度，具体做法是构建从五因子模型到单因子模型的多种组合，采用软件AMOS 22.0评估比较这些组合模型的拟合优度(见表1)。其次，比较各构念AVE的均方根与相应构念之间的相关系数(见表2)，如果前者大于后者则通过检验。

由表1可知，五因子模型各项拟合优度指标均高于其他组合模型。由表2可知，各构念AVE值的均方根都明显高于对应变量之间的相关系数值。综合以上两种区分效度的检验结果可知，五个主要构念区分效度良好。

表1 验证性因子分析结果(N=504)

注：CL—教练型领导，WE—工作投入，EIB—员工创新行为，FOCC—建设性变革责任感，LBW—午间工作活动。

4.共同方法变异检验

由于本研究采用自报告的方式收集数据，可能会产生同源方差问题，因此采用Harman单因素检验法对问卷进行检验。结果表明第一因子能够解释各变量变异的29.61%，小于40%的建议值，说明问卷数据的同源方差并不严重，不会影响研究结论的可靠性。

四、数据结果分析

(一)描述性统计与相关性分析

五个主要构念的均值、标准差以及相关系数值列示于表2。从描述性统计分析来看，被调研者的FOCC水平较高，均值超过5.5，处于中等偏上的水平。被调研者的午间工作活动强度略低，没有超过5，但标准差超过1。从变量间的相关性分析来看，教练型领导与员工创新行为显著正相关(r=0.522，p<0.01)、与工作投入显著正相关(r=0.522，p<0.01)，工作投入与员工创新行为显著正相关(r=0.550，p<0.01)，从而为本研究所立假设的论证提供了初步支持。

表2 各主要构念的均值、标准差、相关系数和信度系数(N=504)

表2(续)

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，双尾检验；从第6行开始，末尾数字为该变量平均变异萃取量的均方根。

(二)直接效应和中介效应检验

采用线性层次回归分析法对教练型领导、工作投入和员工创新行为之间的直接效应和中介效应进行假设检验，结果见表3。

表3 主效应和中介效应回归分析结果(N=504)

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001；CL—教练型领导，WE—工作投入。

由表3中的模型2可知，教练型领导对员工创新行为具有显著正向影响(β=0.513，p<0.001)，假设H1得到数据支持。模型6结果表明，教练型领导对工作投入具有显著正向影响(β=0.519，p<0.001)，假设H2得到数据支持。由模型3可知，工作投入积极影响员工创新行为(β=0.535，p<0.001)，假设H3得到验证。模型4在模型2的基础上加入中介变量工作投入，可以发现，教练型领导对员工创新行为的回归系数降低(β值由0.513降至0.319)，工作投入对员工创新行为积极影响仍然显著(β=0.375，p<0.001)，说明工作投入在教练型领导与员工创新行为之间发挥部分中介作用，假设H4得到数据支持。

(三)调节效应检验

继续运用层次回归分析法在表3的基础上加入交乘项对假设H5和H6进行检验，结果见表4。模型7结果显示，当教练型领导、午间工作活动、教练型领导与午间工作活动的交乘项同时进入对员工创新行为的回归方程时，交乘项回归系数不显著(β=-0.066，p>0.05)，说明午间工作活动没有发挥调节作用，假设H5没有得到支持。根据温温忠麟和叶宝娟(2014)[27]对有调节的中介效应的检验步骤所进行的分析和建议，在模型11中将教练型领导、午间工作活动、教练型领导与午间工作活动的交乘项同时进入对工作投入的回归方程，结果表明交乘项回归系数显著(β=-0.133，p<0.01)，在模型8中将教练型领导、午间工作活动、工作投入、工作投入与午间工作活动的交乘项同时引入对员工创新行为的回归方程，结果表明交乘项系数不显著(β=0.044，p>0.05)，但中介变量工作投入的系数显著(β=0.363，p<0.001)，结合模型11中交乘项的显著情况，说明午间工作活动对工作投入的中介过程存在调节作用，而且调节作用发生在中介过程的第一阶段，假设H6通过检验。

模型9结果显示，当教练型领导、FOCC、教练型领导与FOCC的交乘项同时进入对员工创新行为的回归方程时，交乘项回归系数显著(β=0.092，p<0.05)，说明FOCC发挥正向调节作用，假设H7通过检验。在模型12中，将教练型领导、FOCC、教练型领导与FOCC的交乘项共同引入对工作投入的回归方程，交乘项系数不显著(β=-0.052，p>0.05)，但教练型领导系数显著(β=0.349，p<0.001)，继续在模型10中，将教练型领导、FOCC、工作投入、FOCC与工作投入的交乘项同时引入对员工创新行为的回归方程，结果表明交乘项系数显著(β=0.074，p<0.05)，结合模型12中教练型领导的系数显著情况，说明FOCC对工作投入的中介过程存在调节作用，并且调节作用发生在中介过程的第二阶段，假设H8得到检验。

表4 加入交乘项的层次回归分析结果(N=504)

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001；CL—教练型领导，WE—工作投入，FOCC—建设性变革责任感，LBW—午间工作活动。

图2 FOCC在模型6中的调节作用

为了更清晰地显示假设H7的调节效果，本文绘制了调节变量FOCC在取均值加减一个标准差时，自变量取值(均值加减一个标准差)与因变量取值之间的关系效果图，如图2所示。

为进一步验证假设H6和H8，并考察中介效应受调节变量影响的具体情况，根据温忠麟和叶宝娟(2014)[27]提出的检验方法，本文运用海斯(Hayes，2013)[28]开发的SPSS 22.0宏插件PROCESS 3.0，用非参数百分位bootstrap法进一步验证图1所示的有调节的中介作用模型，具体检验过程选择插件中与本研究模型结构相同的model 21并设置随机抽样次数为5 000次。结果显示，在假设H6中，教练型领导与午间工作活动的交乘项主要参数为：coeff=-0.124，SE=0.032，t=-3.895，ΔR2=0.020，F=15.174，p=0.000，95%置信区间为[-0.186，-0.061]，不包括0；在假设H8中，工作投入与FOCC的交乘项主要参数为：coeff=0.077，SE=0.030，t=2.537，ΔR2=0.007，F=6.438，p=0.011，95%置信区间为[0.017，0.137]，也不包括0。由此可知，午间工作活动通过负向调节中介过程的第一阶段从而实现对中介过程的负向调节，进而对员工创新行为产生负向影响，假设H6 得到进一步验证；同时，FOCC通过正向调节中介过程的第二阶段从而实现对中介过程的正向调节，进而对员工创新行为产生正向影响，假设H8 得到进一步验证。午间工作活动和FOCC各自单独对中介过程的具体影响可以通过取其正负一个标准差及均值时的中介效应值来显示(见表5)，同时，为了直观比较午间工作活动和FOCC对中介过程的调节效应强度，本文依据表5做出两者的比较图(见图3)。

表5 调节变量对中介过程的影响(N=504)

图3 午间工作活动与FOCC对中介过程的调节效应

通过表5和图3可以发现，午间工作活动对中介过程的调节效应强度明显大于FOCC，并且前者是负向调节变量，而后者是正向调节变量。

此外，由于午间工作活动和FOCC都能够对工作投入的中介作用产生影响，但是两者调节效应的方向及大小存在差异，因此有必要进一步了解在它们的整体影响下中介效应的变化情况，以及两者之间调节效果的主次情况。具体而言，在进一步验证假设H6和H8的过程中，使用插件PROCESS 3.0可以算出教练型领导通过工作投入间接影响员工创新行为的效应值在午间工作活动和FOCC的整体影响下的取值情况，具体见表6，以及依此而绘制的直观图(见图4)。

表6 调节变量的整体调节效应(N=504)

图4 午间工作活动和FOCC的整体调节效应对中介过程的影响

通过表6和图4可以发现，在午间工作活动和FOCC同时取值负一个标准差时的间接效应值(0.134)大于它们同时取值正一个标准差时的间接效应值(0.119)，再次验证了午间工作活动对中介过程的调节效应强度大于FOCC，因此其对员工创新行为的影响更大。同时也可以发现，间接效应值在午间工作活动水平较低、FOCC水平较高时倾向于取得最大值(0.213)，相反情况时取得最低值(0.075)。

五、研究结论与讨论

本文从新的视角探究了教练型领导对员工创新行为的作用机制，并就午间工作活动和建设性变革责任感双调节变量的整体调节效应进行了探索性研究。检验结果表明，教练型领导与员工创新行为显著正相关，工作投入在其中发挥了部分中介作用，午间工作活动负向调节这一过程，建设性变革责任感则发挥正向调节作用，在员工午间工作活动较低而建设性变革责任感较高时，教练型领导的创新激励效应最强。

(一)理论意义

首先，本文从满足员工必要身心条件的视角对教练型领导的创新激励效能进行了理论拓展。作为一种并未引起学界足够关注的新型领导方式，它能够提升员工心理品质、激发多种积极工作行为[1]，但它又是如何显著促进员工创新行为的呢？以往研究探讨了创造力自我效能感、心理资本和批判性反思等心理要素，然而却忽略了对于高风险、高投入的个体创新行为具有直接促进作用的、必要的身心条件因素。本研究表明这种必要的积极身心条件主要表现为工作投入所包含的精力、活力和专注等要素。教练型领导通过提供物质的、社会的和组织层面的多种资源积极影响工作投入，进而有利于员工创新。本文结论拓展了教练型领导及其创新激励效应内在作用机制的研究，丰富了工作投入的积极效应及其与个体创新行为关系的研究。

其次，本文研究积极响应当前科技型企业普遍存在的“996”工作制，引入午间工作活动并基于自我损耗理论[21]，从一个侧面探讨了日益盛行的加班文化对教练型领导创新激励效应的负向影响机制。检验结果发现，午间工作活动会销蚀工作投入从而不利于教练型领导的创新激励效应，与图格科斯等(2014)[4]的研究结论基本取得了一致，但同时与宋琦等(2016)[5]的研究结论形成了反差，从而为理论界进一步探讨午间工作活动的影响机制提供了新的实证依据。本文结论丰富了工作日午休时间背景下的工作恢复研究，拓展了员工创新行为负向影响因素的研究以及教练型领导情境调节变量的范畴，并从组织行为学视角为深入理解当前广泛存在且倍受争议的“996”工作制和漠视员工午休权益的现状及其影响机制提供了参考依据。

再次，建设性变革责任感为教练型领导和个体创新行为提供了积极组织情境，本文充实了个体责任感理论领域的研究，拓展了与创新相关的积极组织情境因素的研究范畴。责任感是五种基本人格属性之一，但与个体创新和改进相关的责任意识或责任感却并未引起学界足够关注，也鲜有研究从组织情境的视角探究其效应边界。建设性变革责任感是甄别员工创新意愿和变革态度的有效标尺，不但充当了教练型领导创新激励效应的催化剂，也有利于强化工作投入与创新行为之间的内在联系。研究结论加深了对责任感深层属性的认知，将责任感研究推向了新的层面，同时也丰富了个体层面的创新理论和激励机制研究，为有效激励个体创新行为开辟了新的路径。

最后，本文丰富了现有创新行为实证研究的模型架构，探索了调节变量效应力比较研究。在现实企业组织中，个体创新行为受多种积极与消极情境因素共同作用的影响而呈现不同状态，因此实证研究应当考虑模型内多种调节变量之间的相互关系并在主次效应的对比中加深对情境因素影响机制的理解。本文响应了当前企业现实情境，引入午间工作活动作为负向调节变量，以建设性变革责任感作为正向调节变量，形成了调节变量间正反相较、主次分明的理论架构。午间工作活动作为负向调节变量发挥了主要调节作用，而建设性变革责任感作为正向调节变量形成了对主调节过程的有力补充，同时也间接证实了工作投入对于个体创新行为的基础性、必要性作用。研究结论加深了对双调节变量整体效应的认知，拓展了组织行为学与创新理论的研究模式，也增强了理论模型的实践价值。

(二)实践启示

首先，鉴于当今组织变革和个体创新行为日益重要并且创新难度不断提高，管理者应当重视教练型领导风格，并采用教练技术对员工心智潜能和职业技能进行直接开发与指导，这将有利于提高领导者的管理效能，并有利于员工创新行为的激发。其次，高水平的工作投入是员工有效应对工作挑战并通过主动创新改进工作绩效的重要基础性身心条件，而教练型领导是一种有利于强化工作投入进而促进创新行为的领导风格。因此，管理者可以通过教练型领导风格，从提高员工工作投入水平入手，全面提升员工积极心理和行为，从而激发员工的创新行为。再次，本文反证了工作日午间休息的重要性，印证了“中午不睡，下午崩溃”的职场名言，也在一定程度上证实了“加班文化”对员工工作绩效、创新水平和身心健康的负面效应。因此，管理者应通过多种措施减少工作日内的午间工作活动，这将更有利于教练型领导创新激励效能的发挥，也将有力地促进员工工作投入和创新行为。第四，责任感是一种深刻的、人格属性层面的个体积极心理特征，能够提供强大而持久的心理动力，对于管理者有效进行创新管理并顺利推进组织变革具有重要的实践价值。因此，管理者应当充分关注员工的建设性变革责任感，对其进行评估和强化，这将成为促进员工创新、组织变革和绩效提升的有力举措。最后，本文研究结论充分启示管理者，“张弛有度”是激发员工创新行为的最佳管理策略。具体而言，既要重视并提高员工工作投入水平和建设性变革责任感水平，进而促进员工创新行为，这是管理策略中“张”性的一面；又要重视员工的工作恢复，通过多种措施减少员工午间工作活动、保障员工午休权益和效果，从而进一步提升工作投入、强化员工创新行为，这充分体现了管理策略中“驰”的一面。

(三)研究局限与展望

本文研究取得了一些有价值的理论成果和实践启示，但也存在不足之处。首先，涉及领导与员工两个层面，但并未严格采用多来源配对收集问卷的方式进行数据收集，在一定程度上会使研究受到同源方差的影响。其次，午间工作活动和加班文化是一种复杂的职场现象，既有利也有弊，仅从工作恢复理论和工作投入的视角探讨其负面效应仍不够全面，未来研究应考虑从更广泛的理论视角进行全面分析。最后，本文的实证分析仅采用了横截面数据，因此难以区别变量之间的反向因果关系，使研究结论的完备性存在不足，未来研究应收集不同时点的纵向数据进一步验证变量之间的因果关系。