在市场竞争日趋激烈的今天，为了获得持续的竞争优势，组织比以往任何时候都更加需要创新（Scott & Bruce, 1994）。员工创新是指员工在与组织领导互动中所产生的新颖的、有价值的思想、产品、过程、服务或方法（Zhou & George, 2001）。员工的创新行为是组织创新的起点和源泉（Amabile, 1993），能够显著预测个体绩效和组织绩效，对个体和组织发展均具有重要意义。已有研究主要从个体特征和组织环境等方面考察了员工创新行为的影响因素，所探索的个体特征集中于心理资本、心理授权、认知风格、知识共享意愿、自我效能等变量（韩翼, 杨百寅, 2011; 梁巧转, 张真真, 李洁, 2016; Rego, Sousa, Marques, & Cunha, 2012），而组织环境主要涉及领导风格、领导–成员交换、权力距离、创新氛围、组织公平等变量（丁琳, 席酉民, 张华, 2010; 郭玮, 李燕萍, 杜旌, 陶厚永, 2012; 刘永安, 2018; 苏屹, 崔明明, 孙莹, 2017），其中，领导风格被认为是员工创新最重要的影响因素之一（李珲, 丁刚, 李新建, 2014）。

在领导风格中，变革型和交易型领导对员工创新的影响较早得到了证实（丁琳等, 2010; Shin & Zhou, 2003; Tierney, Farmer, & Graen, 1999）。近年来，真实型领导对员工创新的影响开始引起学者们的关注，并引发了一些相关研究。当前，真实型领导对员工创新行为的正向预测作用已获得了实证支持（郭玮等, 2012; 韩翼, 杨百寅, 2011; Rego et al., 2012），但关于其内在影响机制的研究仍很薄弱，尤其是有关中介和调节变量的实证研究十分有限（刘永安, 2018; 石冠峰, 杨高峰, 2015; 杨浩, 杨百寅, 韩翼, 毛畅果, 2016）。鉴于此，本研究基于相关文献查阅，将员工工作投入这一变量引入真实型领导与员工创新行为的关系模型之中，着力考察员工工作投入的中介效应。目前已有少量研究探讨了真实型领导与员工工作投入的关系（李永鑫, 周海龙, 田艳辉, 2014），另有研究考察了员工工作投入在某些个体或组织变量（如, 核心自我评价, 组织创新气氛） 与创新行为间的中介作用（钱白云, 苏倩倩, 郑全全, 2011; 苏伟琳, 林新奇, 丁贺, 2018），但尚无研究从影响机制的角度检验员工工作投入是否是真实型领导影响员工创新行为的中介变量。因而，本研究将员工工作投入作为中介变量进行考察具有明显的创新性，不仅有利于增进我们关于员工创新行为影响机制的了解，进一步丰富和拓展真实型领导的相关理论，而且可以为组织领导采取合适的行为方式激励员工创新提供可行性干预路径，有利于提升员工的创新绩效，优化管理者的领导行为，从而为促进组织的长远发展提供一定的实践启示，具有重要的理论价值和实践指导意义。

目前在理论和实证研究中广泛运用的是Avolio，Gardner，Walumbwa，Luthans和May（2004） 对真实型领导的四因素界定：信息平衡处理、内化的道德观、关系透明和自我意识。信息平衡处理是指领导者是在客观分析所有相关数据的基础上作出决策，包括处理与其观点相左的信息。内化道德观是指领导者即使在群体、组织乃至社会压力之下，其行动和决策仍受内在道德标准和价值观引导，其行为与深层次的需求、价值、信念相一致（Walumbwa, Avolio, Gardner, Wernsing, & Peterson, 2008）。关系透明是指领导者对下属展示真实的自我（而不是虚假的或扭曲的自我），包括自身的优点和劣势；在人际互动中尽管考虑到语境因素，仍公开分享信息和表达个人真实的想法和情感，不伪装，不欺骗下属。而自我意识则是指一个达到深入理解个人长处与不足的过程，包括通过向别人自我暴露及别人的反馈不断地重新考量个人的自我概念并了解自己对别人的影响（Gardner, Avolio, & Walumbwa, 2005）。

基于社会交换理论，Ilies，Morgeson和Nahrgang（2005）认为，真实型领导能够平衡加工信息，有助于对员工做出客观评价；真诚对待员工，给予员工个性关怀，与员工保持透明关系，这将增进领导与成员之间的信任和尊重，从而促进员工用更好的工作表现，诸如公民组织行为、创新行为等来回报领导的真诚与信任。实证研究表明，真实型领导能提升员工心理资本，而后者作为一种重要的心理资源能促使员工更具创造力（Rego et al., 2012），产生更多的创新行为（韩翼, 杨百寅, 2011）。

假设1：真实型领导与员工创新行为有正向关系。

工作投入是伴随着积极心理学运动出现的一个研究热点。Schaufeli，Salanova，González-Romá 和Bakker（2002） 将工作投入界定为一种积极、充实的与工作相联的情绪和动机状态，其特征是活力、奉献与专注。活力是指工作中高水平的精力和心理韧性。奉献是指来自工作的意义感、热忱、激情、灵感、挑战等诸多情感体验。专注则是指全神贯注沉浸于工作中，觉得时间过得很快，很难把自己与工作分开。

真实型领导者能够以真实可信的形象展示给下属，营造出一种上下级彼此信任的良好工作氛围，减少了彼此间的互相猜疑和“尔虞我诈”，有利于员工将更多的精力和时间投入到与工作相关的活动中（李永鑫等, 2014）。实证研究已验证了真实型领导对员工工作投入的积极影响。Bamford，Wong和Laschinger（2013）对护士的调查表明，真实型领导正向预测员工工作投入。林海燕（2014）和李永鑫等（2014）对企业员工的调查发现，真实型领导不但直接影响员工的工作投入，还通过员工组织认同及心理资本间接影响员工工作投入。

假设2：真实型领导与员工工作投入有正向关系。

创新行为是由包括创意的产生和实施等诸多环节组成的复杂行为，是一系列具有不确定性和风险性的尝试，不仅需要员工具备一定的知识、能力和动机，还需要对工作投入大量的时间和精力，需要坚持不懈，勇于面对各种困难挫折（Janssen, 2000; Scott & Bruce, 1994）。工作投入是与工作相关的一种积极的情绪和动机状态，这种积极状态能够激发员工的积极性和主动性，从而有助于员工的创新行为。同时，与一般员工相比，具有这种积极状态的员工通常在工作中倾注更多的时间和精力，工作起来更为专注，不辞辛劳，并能承受更多失败和挫折，勇于接受挑战，积极主动地寻找解决问题的办法，努力克服工作中遇到的种种困难。高工作投入员工所具有的这些特征有助于促使其产生更多的创新行为（Janssen, 2000）。此外，有学者认为，通过与部属积极的社会交换，真实型领导可以激发部属更热情地投入工作，从而体验其他一些积极情感（Avolio et al., 2004; Ilies et al., 2005）。这些积极情感有助于扩大员工的注意范围、专注程度和认知范围，从而增加做出创新行为的可能性（Fredrickson, 2001）。

假设3：真实型领导与员工工作投入有正向关系。

假设4：员工工作投入在真实型领导与员工创新行为之间具有中介效应。

选取河南省9家知识型企业（6家金融企业、3家IT企业） 进行问卷调查。数据收集在各企业人力资源部门的配合下完成。为了避免同源偏差（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003），采取管理者–员工配对样本进行研究。先由管理者填答问卷（A卷） 对4～6名直接下属的创新行为进行评价，然后由相应的下属填答问卷（B卷）对其直接上级的真实型领导风格及本人的工作投入状况进行评价。问卷回收后，研究者对这些配对问卷进行筛选和编号。共发放70份管理者问卷（A卷），350份员工问卷（B卷）。最终回收64份管理者有效问卷和302份员工配对有效问卷，有效回收率为87.14%, 平均每位管理者评价4.7名员工。其中，男性员工180人，占59. 60%；女性员工122人，占40.40%。工作年资3年以下者82人，占27.15%；工作年资3年及以上者220人，占72.85%。年龄以35岁以下为主（250人, 占82.78%），平均年龄为27.34（SD=12.5）。学历以本科及以下为主（192人, 占63.97%）。

真实型领导 采用Walumbwa等人（2008） 所编制的4维量表，共16题。采用Likert-5级评分。该量表已在中国情境下使用，显示良好的信、效度（Walumbwa et al., 2008）。本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.85，关系透明（5题）、内化道德观（4题）、平衡信息处理（3题）和自我意识（4题） 四个分量表的Cronbach’s α系数分别为0.74、0.78、0.84和0.74。验证性因素分析支持了四维结构，χ2/df=3.91，GFI=0.90，NNFI=0.93，CFI=0.95，RMSEA=0.05。

工作投入 选用Schaufeli等（2002） 编制，张轶文等翻译的中文版Utrecht工作投入量表（UWES），包括“活力”（6题）、“奉献”（5题）、“专注”（6题） 3个分量表，共17题，采用Likert-7级记分。本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.92，活力、奉献、专注三个分量表的Cronbach’s α系数依次为0.88、0.90、0.87。验证性因素分析支持了问卷的三维结构，χ2/df=2.67，GFI=0.93，NNFI=0.94，CFI=0.94，RMSEA=0.04。

创新行为 采用Janssen和van Yperen（2004） 开发的量表，共8个题目，包括“创新愿望”（2题）、“创新行动”（4题）和“创新成果”（2题） 三个分量表。该量表良好的信、效度在中国情境下已得到验证（韩翼, 廖建桥, 龙立荣, 2007）。本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.82，三个分量表的Cronbach’s α系数依次为0.78、0.76、0.74。采用Likert-5级记分。验证性因素分析支持了三维结构，χ2/df=2.65，GFI=0.93，NNFI=0.93，CFI=0.94，RMSEA=0.05。

本研究数据嵌套个体和团队两个层次，有跨层次的中介效应假设, 因而采用Baron和Kenny（1986） 推荐的程序来检验所有中介效应。根据Raudenbush和Bryk（2002） 的建议，使用多层线性模型（HLM） 检验跨层次假设。对于假设4（跨层次2-1-1中介模型），本研究在HLM中采用最大似然法来估计系数，个体和团队层次的变量均进行总均值中心化（廖卉, 庄瑷嘉, 2008; Zhang, Zyphur, & Preacher, 2009）。

团队层次的变量是从团队内个体评价聚合而来，在聚合前需检验个体层次数据是否满足聚合指标。本研究采用组内相关系数ICC1、ICC2（Bliese, 2000）及组内一致性指标rwg（James, Demaree, & Wolf, 1984） 来检验个体层次的真实型领导是否满足聚合到团队层次的要求。该变量的ICC1、ICC2、rwg分别为0.472、0.923、0.946，分别高于各自对应的阈值0.12、0.70、0.70（James, Demaree, & Wolf, 1993），表明了变量间的强关联性及高内部一致性，因而团队层次的真实型领导测量是合理的。

表1给出了主要研究变量的均值、标准差及积差相关系数。结果显示，各变量之间均呈显著正相关。其中，奉献与韧性的相关最低（r=0.16），而工作投入与活力的相关最高（r=0.66）。

假设1预测真实型领导与员工创新行为有正向关系。本研究首先检验因变量员工创新行为的零模型，如表2所示。加入个体层面的控制变量后检验自变量真实型领导对因变量员工创新行为的主效应，如模型1所示，真实型领导显著正向预测员工创新行为（γ=0.39, p