第 30 卷 第 7 期
2012 年 7 月
科 学 学 研 究
Studies in Science of Science
Vol． 30 No． 7
Jul． 2012
文章编号:1003 － 2053(2012)07 － 1110 － 09
自我领导与个体创新行为
———一般自我效能感的中介作用
曹威麟，谭 敏，梁 樑
(中国科学技术大学管理学院，安徽合肥 230026)
摘 要:国外学者对自我领导与个体行为的关系进行了大量研究，但在中国文化背景下有关自我领导对个体
创新行为影响的研究几近尚未涉足。本文基于自我领导概念及其相关理论，通过实证研究方法，验证了自我
领导对个体创新行为具有显著的正向影响，并进一步运用结构方程模型证实一般自我效能感，在自我领导影
响个体创新行为的过程中具有部分中介作用。最后，结合本文研究结论就相关管理问题提出几点启示。
关键词:自我领导;一般自我效能感;个体创新行为
中图分类号:C93 文献标识码:A
收稿日期:2012 － 01 － 03;修回日期:2012 － 03 － 28
基金项目:国家自然基金委创新群体基金(71121061)
作者简介:曹威麟(1957 －) ，男，安徽黄山人，副教授，博士生，研究方向为组织行为、人力资源管理。
谭 敏(1987 －) ，男，安徽安庆人，博士研究生，研究方向为人力资源管理 /技术经济与管理。
梁 樑(1962 －) ，男，安徽合肥人，教授、博士生导师，研究方向为管理科学与工程。
随着知识经济深入发展，科技创新对经济发展
的促进作用不断提升。企业作为技术创新的主体，
其创新能力主要内化于知识型员工，创新活动则是
通过企业内部员工个体创新行为得以实现的。在关
于个体创新行为影响因素的研究中，领导行为成为
学者们关注的重点之一。国外不少研究结果显示，
领导行为对员工个体创新行为具有实质性影
响［1 － 4］。国内也有学者从不同领导理论出发研究了
领导行为对员工创新行为的影响作用:彭正龙等人
研究发现，涌现型领导对员工创新行为具有促进作
用［5］;丁琳等人探讨了变革型领导对员工个体创新
行为的作用机制，结果发现变革型领导通过朋友互
助维度对员工个体创新行为产生影响［6］;霍伟伟等
人依据创新和公平理论，对比分析变革型与交易型
领导影响员工创新的情境限制［7］;吴文华等人在界
定交易型领导风格、变革型领导风格的基础上，探讨
了这两种领导风格对知识型员工创新行为的
影响［8］。
目前的研究大多认为领导者是领导过程最活跃
的主体，是领导有效性的决定因素，过分强调领导者
对下属创新行为的作用，忽视了知识型员工“自我
领导”对其自身创新行为的影响。自 Manz 等人提
出了自我领导概念以来，国外学者对自我领导与个
体行为的关系进行了大量研究，但在中国文化背景
下有关员工自我领导的研究近年才刚有起步，而自
我领导对个体创新行为影响的研究则更是几近尚未
涉足。因此，在我国将自我领导与个体创新行为结
合起来展开深入研究，具有重要理论意义和现实
意义。
本文基于自我领导理论，拟运用国外相关的成
熟量表，通过实证研究方法检验中国文化背景下自
我领导对个体创新行为的影响，并进一步探讨个体
一般自我效能感在这一过程中可能产生的中介效
应，以期相关变量之间的关系在理论上更适合中国
国情，并在此基础上对企业管理者引导和促进组织
中个体的创新行为，同时也提出一些有益的建议。
1 研究设计
1． 1 自我领导概念的导入
自我领导概念来源于自我影响、自我控制和自
我管理［9］。根据 Manz 的定义，自我领导是指个体
为了实现特定目标，通过自我激励、自我指导等方式
进行的自我影响过程［10］［11］。国外学术界通常认
第 7 期 曹威麟 谭 敏 梁 樑:自我领导与个体创新行为
为，自我领导包括三个不同而互补的基本维度，即关
注行为战略、自然报偿战略和积极思维战略［12］［13］。
关注行为战略主要是指一些特定的行为，包括
自我观察、自我目标设定、自我奖励、自我惩罚、自我
暗示等内容。个体通过关注行为战略的实施来提高
自我意识，尤其当个体面对重要的、但并不令人愉快
的任务时，可以通过实施这一战略来引导自身的行
为朝着预期目标努力。
自然报偿战略是指，个体通过提高对特定工作
中积极方面的关注程度，或者有意识的强化特定任
务中令人愉快的属性，来满足个体不同层次的需要。
自然报偿战略可分为两类:一类是针对特定任务，通
过构建令人愉快的属性使工作或任务本身成为激励
因素;另一类是通过忽视工作或任务中不愉快的一
面而关注它固有的积极方面，从而提高个体对需求
满足程度的感知［12］［13］。
积极思维战略是指，个体通过以下三种方式形
成积极的思维模式: (1)增加积极的信念和假设;
(2)增加积极的自我对话; (3)增加积极的精神意
向［14］［15］。积极的信念和假设会正向影响个体的情
绪和行为反应，并会对行为结果产生促进作用。积
极的自我对话可以促进个体提高自我效能感，形成
积极的思维和行为，并促进预期行为结果的实现。
积极的精神意向表现为，个体在真正采取行动之前
进行积极的精神预演，进而增强个体对自身能力的
自信［11］。
1． 2 变量关系假设
(1)自我领导与一般自我效能感的关系
自我效能感是 Bandura提出的一个关于个体对
自身能力评价的概念，属于社会认知理论的重要组
成部分。他认为自我效能反映的是个体在从事特定
任务时的能力信念，这种信念影响三个方面的内容:
(1)人们可以承担什么样的挑战和困难，(2)人们将
付出多少努力，(3)人们面临困难时坚持多久。由
于不同领域对个体的能力要求是不同的，起初 Ban-
dura认为自我效能是一个特定领域的概念，但随后
他指出，个体在某一特定领域高度的自我效能感会
随着个体的内在因素而泛化到其他领域中。
Schwarzer、Shere、Chen等学者进一步研究认为，可以
把自我效能感看成个体的一种状态或者特质，他们
把自我效能感分为一般自我效能感和特殊自我效能
感，其中一般自我效能感是一种概括化的自我效能
感，它不是针对某一具体活动的信心知觉，不同于
Bandura早期定义的“个体在从事特定任务时的能
力信念”这种特殊自我效能感。随后，Schwarzer 等
学者把一般自我效能感定义为个体应对不同环境的
需求或面临新环境时的一种总体性的自信心［16］。
在领导行为与自我效能感关系的大量研究中，
以往大多是将下属作为领导客体的，忽视了个体对
自己进行领导时的主体作用。例如，Redmond 和
Mumford发现，领导者行为(包括工作指导和目标设
定)会影响下属的自我效能感。然而，自从 Manz 等
人提出自我领导的概念之后，越来越多的研究者关
注个体对自身进行领导时的主观能动性。Prussia
等人的实证研究表明，自我领导对自我效能感有显
著的正向影响［13］，但是在他们的研究中，没有区分
一般自我效能感和特殊自我效能感。我们接受
Schwarzer等学者关于一般自我效能感与特殊自我
效能感的划分，并采用 Schwarzer关于一般自我效能
感的定义。与此同时，本文研究的自我领导、个体创
新行为与一般自我效能感都不是针对特定领域而言
的，因此都具有一般性的特征，基于此，我们认为，相
比特殊自我效能感，自我领导对一般自我效能感的
影响作用应该会更显著，由此，我们首先提出本文的
第一个假设:
H1:自我领导对一般自我效能感有显著的正向
影响。
(2)自我领导与个体创新行为的关系
个体创新行为是指所有个人产生、导入有益于
组织中任一层次的创新性行动，包括新产品构想和
科技发展、为改善工作关系而做的管理流程及程序
的改变，以及为提升工作效率和效能所运用的新构
想和新技术［17］。Scott 和 Bruce 将个体创新行为分
为三个阶段: (1)问题的确立以及构想或解决方式
的产生;(2)寻求对其构想的支持; (3)由此产生创
新的标准或模式，使其可以被扩散、大量制造，进而
被大量使用，最终完成其创新的构想［18］。Oldham
和 West的研究表明，提高员工个人的创新绩效是组
织获得竞争优势的必经阶段［19］［20］。可见，个体创
新既是组织创新的起始点，也是组织创新的基础所
在，因此，任何组织都期望组织中的个体参与创意的
产生、推进和实施等整个创新过程。
随着社会经济的发展，当今世界经济全球化的
进程加速进行，越来越多的组织和国家更加重视创
新能力的培养。作为组织和国家创新的基础———个
体创新行为，更是被学术界作为重点进行研究。从
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科 学 学 研 究 第 30 卷
Scott和 Bruce对个体创新行为三个阶段的描述可以
看出，个体进行创新行为需要长久的坚持并获得他
人的支持，进而不断克服这个过程中的困难，而自我
领导在这一过程中的作用显而易见。具体说来，在
创新过程的第一阶段，个体可以通过积极的自我对
话和精神意向等方式进行自我激励，更加积极的面
对创新过程中遇到困难。在创新过程的第二阶段和
第三阶段，需要个体努力获得别人的支持，而自我领
导能力强的个体通过合理的自我评价，更加擅长获
得别人的支持。基于此，国外很多学者对自我领导
与创新的关系进行了大量研究，结果显示，自我领导
与创新之间存在着一定的积极联系［12］［21］［22］。Car-
meli还通过实证研究证明:自我领导的三个战略维
度与个体对自身创新能力的评价及上级对个体创新
能力的评价呈显著的正相关关系。与美国鼓励个人
奋斗的文化氛围相比，中国文化更多地倡导集体主
义精神。那么，在中国这样的文化背景之下，自我领
导与个体创新行为之间是否能得出相同的正相关结
论呢?我们认为，在我国文化背景下，这种正相关关
系应当更显著。这是因为，个体创新行为更多的需
要个体的主动性，而自我领导可以有效的促进个体
的主动性［22］，从而激发个体进行创新活动。然而，
我们提倡集体主义精神，这可以使得个体可以利用
集体的力量有效地进行各项工作，包括创新活动。
因此，这种集体主义精神与自我领导行为相结合，将
对创新行为产生更加显著的作用。由此，我们提出
本文的第二个假设:
H2:自我领导对个体创新行为有显著的正向
影响。
(3)一般自我效能感的影响及其中介作用
大量研究表明，较高的自我效能感对个体的行
为与绩效会产生积极影响，这在中西方学者的研究
中也已得到证实。例如，我国学者陆昌勤的实证研
究证明，管理自我效能感与管理创新行为正相
关［23］。Gist还提出了自我效能感影响绩效的机理，
认为个体自我效能感越高，设定的目标就越高;具有
较高自我效能感的个体为了实现较高水平的目标，
将会采取更加积极的行为，从而达到较高的绩
效［24］。此外，Chen和Woodruff 认为 ，一般自我效能
感主要是通过影响特殊自我效能感而对特定的工作
绩效产生间接影响的［25］;Judge 和 Bono 则通过元分
析证明，一般自我效能感对人的思维、动机和行为产
生作用进而影响工作绩效［26］。既有的研究表明，特
定领域的具体行为受到特殊自我效能感影响，一般
自我效能感是通过特殊自我效能感影响个体的具体
行为的。然而，本文研究的个体创新行为并不特指
技术或产品或管理某个领域的具体创新，只有当它
落实到特定对象才是具体的，因此，我们认为，与个
体在特定领域的具体行为不同，个体创新行为具有
一般性的特征，它不同于具体创新行为(管理创新、
营销创新等)受到特殊自我效能感的影响，而应受
到一般自我效能感的影响。基于此，我们提出本文
的第三个假设:
H3:一般自我效能感对个体创新行为有显著的
正向影响。
学术界一致认为，自我领导对绩效的影响不是
直接的，而是间接的。Neck 和 Houghton 结合大量
研究成果，构建了一个自我领导影响绩效的机理模
型［27］。Redmond等人很早就利用详细的数据证明
了自我效能感在自我领导影响绩效过程中的中介作
用。但以往的研究都没有明确指出，起中介作用的
是一般自我效能感还是特殊自我效能感，所说的工
作绩效也很宽泛。我们综合学者们有关自我领导及
自我效能感的研究成果，首次针对个体创新行为提
出了本文第四个假设:
H4:一般自我效能感在自我领导影响个体创新
行为过程中起中介作用。
1． 3 变量的测量
对于国外有关成熟测量量表，本研究首先通过
双向翻译方式来检验题项表达的准确性，并进一步
经小样本预测删除了量表中题意模糊及明显不适合
中国文化背景的题项，从而提高量表的 Cronbach’s
α系数。在正式发放问卷之前，所有分量表均通过
了内部一致性检验。其中，自我领导分量表和个体
创新行为分量表采用 Likert 五级量表，一般自我效
能感分量表采用 Likert四级量表。
对于自我领导的测量，根据已有研究成果，本文
以 RSLQ［28］为基础设计了包含 3 个维度、10 个题项
的量表，用以测量自我领导。其中，关注行为战略包
括 3 个题项，自然报偿战略包括 4 个题项，积极思维
战略包括 3 个题项。关于一般自我效能感的测量，
我们选用 Jerusalem和 Schwarzer编制的 GSES量表。
学者们在不同的文化背景下对 GSES 量表的维度进
行研究发现，该量表 10 个题项是单维度的。对个体
创新行为的测量，本文以 Kleysen 和 Street 开发的
《个体创新行为调查问卷》为蓝本，设计了包括 12
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第 7 期 曹威麟 谭 敏 梁 樑:自我领导与个体创新行为
个题项的测量量表。学术界关于该量表维度的观点
并不一致。其中，黄致凯在中国文化背景下的研究
指出，个体创新行为包括“创新构想产生”和“创新
构想执行”两个维度［29］。
1． 4 样本信息
问卷调查选取了中国科技大学的 MBA班学员及
安徽境内的 4个事业单位作为调查对象。在 MBA班
的调查问卷发放之前，由授课老师向学员解释研究目
的，并声明所填信息严格保密;其余问卷由笔者委托
朋友在其所属部门发放电子版调查问卷，并委托朋友
向填写者说明正确填写问卷的方式，以此来提高回收
的问卷质量。本研究共发放问卷 300 份，回收问卷
250份，回收率为 83． 3%。剔除无效问卷后，共得 222
份有效问卷。在 222 个被试中，其中来自政府部门、
事业单位的占 78． 4%，其他行业占 21． 6%;男性占
75． 6%，女性占 24． 4%;24． 4%的被试具有硕士学历，
67． 8%具有本科学历，其他学历则占 7． 8%。
2 实证分析
2． 1 量表的信度和效度检验
(1)自我领导的信效度
本研究对自我领导量表进行信效度检验。使用
SPSS 17． 0 进行信度分析，三个维度的 Cronbach’s α
系数分别为 0． 832、0． 770、0． 787，均超过了 0． 7 的
门槛，说明自我领导量表的信度较好。然后，运用
Lisrel 8． 7 进行验证性因子分析，检验结果见表 1 和
表 2。
由表 1 可见，所有题项的因子载荷均大于
0. 55，并高度显著(t 值均大于 3． 29) ，且都小于
0. 95 的门槛值，故不存在违反估计问题;所有因子
的方差抽取量(AVE)均大于 0． 5，说明量表的收敛
效度较好。此外，各潜变量的 CR 值均大于 0． 7，
说明量表的组合信度较好。由表 2 可知，三因子
模型的各拟合指标明显优于两个竞争模型(单因
子模型与二因子模型) ;进一步将竞争模型分别与
三因子模型进行 x2差异检验。其中，三因子模型
与二因子模型比较结果为:△x2 = 87． 22，△df = 2，
因为当 df = 2 时，p ＜ 0． 001 的 x2 临界值为 10． 6，
所以△x2 通过显著性检验;三因子模型与单因子
模型比较结果为:△x2 = 227． 03，△df = 3，因为当
df = 3 时，p ＜ 0． 001 的 x2 临界值为 12． 84，所以
△x2 通过显著性检验。由此可知，自我领导量表
采用三因子模型较好。
表 1 自我领导的验证性因子分析结果
因子名称 题项 因子载荷 t值 残差 CR AVE
关注行为战略
SL1 ． 83 10． 39 ． 31
SL2 ． 82 10． 16 ． 33 ． 830 ． 621
SL3 ． 71 8． 58 ． 50
自然报偿战略
SL4 ． 73 8． 25 ． 47
SL5 ． 71 8． 00 ． 50 ． 817 ． 529
SL6 ． 64 7． 15 ． 59
SL7 ． 82 10． 04 ． 33
积极思维战略
SL8 ． 70 8． 28 ． 52
SL9 ． 91 11． 17 ． 17 ． 825 ． 615
SL10 ． 73 8． 74 ． 47
表 2 假设模型与竞争模型的拟合指数对比
模型 df X2 X2 /df RMSEA GFI AGFI NNFI CFI
三因子模型 32 48． 44 1． 51 0． 063 0． 93 0． 88 0． 95 0． 97
二因子模型 34 135． 66 3． 99 0． 17 0． 80 0． 68 0． 73 0． 80
单因子模型 35 275． 47 7． 87 0． 24 0． 68 0． 50 0． 38 0． 52
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科 学 学 研 究 第 30 卷
(2)一般自我领导的信效度
本研究使用 SPSS 17． 0 对一般自我效能感量表
进行因子分析。根据心理测量学相关理论，如果一
个量表经因子分析之后，第一特征值大于检测总特
征值的 20%，则有理由相信该量表是单维的。对
GSES 量表进行因子分析，结果显示:KMO 值为
0. 837，第一因子的特征值为 4． 982，总特征值为
10. 999，且各题项的因子载荷值均大于 0． 50。经计
算，第一因子特征值与总特征值的比值为 44． 38%
(＞ 20%) ，因此 GSES 量表符合单因子结构，Cron-
bach’s α系数为 0． 823。
(3)个体创新行为的信效度
对个体创新行为量表首先运用 SPSS17 进行探
索性因子分析，结果显示:KMO 值为 0． 890，特征值
大于 1 的因子有两个，累积方差解释率达到
59. 177%，两个因子分别命名为“创新构想产生”和
“创新构想执行”，Cronbach’s α 系数分别为 0． 887
和 0． 827。然后运用 Lisrel8． 7 进行验证性因子分
析，结果见表 3。各题项因子载荷均大于 0． 55，均达
到显著水平，且小于 0． 95，不存在违反估计问题，因
此符合要求;二因子模型的拟合结果(x2(53)=
100． 42，RMSEA = 0． 080，CFI = 0． 97，NFI = 0． 94，
IFI = 0． 97)比单因子模型拟合结果(x2(54)=
109. 45，RMSEA =0． 089，CFI = 0． 96，NFI = 0． 93，IFI
= 0． 96)好，且通过卡方差异检验(△x2(1)= 9． 03，
p ＜ 0． 01) ，由此说明二因子模型拟合较好，量表的
结构效度较佳;此外，两个因子的 CR 值都在 0． 7 以
上;AVE值虽小于 0． 5，但都非常接近 0． 5，根据 Ke-
arns 等人的观点:在实际估计中，大部分情况下
AVE都会小于 0． 5，因此本研究的理论模型是可以
接受的。由此我们确认:本研究用的一般自我效能
感量表和个体创新行为量表信效度较好。
表 3 个体创新行为的验证性因子分析结果
因子 题项 因子载荷 t值 残差 CR AVE
创新构想产生
IIB 1 ． 74 8． 69 ． 45
IIB 3 ． 60 6． 57 ． 64
IIB 6 ． 72 8． 34 ． 48
IIB 9 ． 81 9． 84 ． 35
IIB 10 ． 64 7． 17 ． 59
IIB 11 ． 73 8． 55 ． 46
IIB 12 ． 67 7． 66 ． 55
． 873 ． 496
创新构想执行
IIB 2 ． 80 9． 55 ． 36
IIB 4 ． 67 7． 58 ． 55
IIB 5 ． 59 6． 43 ． 65
IIB 7 ． 70 7． 93 ． 51
IIB 8 ． 72 8． 21 ． 49
． 825 ． 489
(4)研究变量的区别效度
本文采用 Bagozzi 和 Yi 的建议［30］，对所用问卷
的区别效度进行检验，结果(表 4)显示:潜在变量间
的相关系数均小于所有潜变量的方差抽取量
(AVE)的平方根，表明本研究使用的量表具有较好
的区别效度。
表 4 描述性统计和相关系数矩阵
M SD SL GSE IIB
自我领导(SL) 2． 28 0． 446 0． 839
一般自我效能感(GSE) 2． 84 0． 337 0． 346＊＊＊ 0． 843
个体创新行为(IIB) 3． 45 0． 570 0． 348＊＊＊ 0． 610＊＊＊ 0． 687
注 :对角线上的数字为潜在变量方差抽取量的平方根 ，其余数字代表潜在变量之间的相关系数。＊＊＊，p ＜ 0． 001;＊＊，p ＜ 0． 01;* ，p ＜
0． 05。
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2． 2 假设验证
本研究使用 LISREL8． 7 对实证模型和假设进
行验证。由于有些维度的测量题项较多，而样本数
量相对有限，因此，为了简化模型，本文采用变量组
合［31］方式进行结构方程建模。对于自我领导和个
体创新行为，将每个维度题项的分数进行加总后求
平均值，作为各个维度的总分，因此，自我领导各题
项经变量组合之后共有三个观察变量:关注行为战
略(FBS)、自然报偿战略(NRS)和积极思维战略
(CTS) ;个体创新行为各题项经变量组合之后形成
两个观察变量:创新构想产生(IIG)和创新构想执
行(III)。对于一般自我效能感，根据 Cattell 的辐射
组合变量法［23］，简化成带有两个观察变量(GSE1，
GSE2)的测量模式。运用 LISREL8． 7 对完全中介模
型和部分中介模型进行估计，结果分别见图 1 和
图 2。
表 5 部分中介模型的效应分解
一般自我效能感 个体创新行为
自我领导
直接效应 ． 44＊＊＊ ． 18＊＊＊
间接效应 ． 28＊＊＊
总效应 ． 44＊＊＊ ． 46＊＊＊
一般自我效能感
直接效应 ． 62＊＊＊
间接效应
总效应 ． 62＊＊＊
注:＊＊＊，p ＜ 0． 001;＊＊，p ＜ 0． 01;* ，p ＜ 0． 05。
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科 学 学 研 究 第 30 卷
表 6 完全中介模型和部分中介模型的拟合指数
模型 x2 df x2 /df RMSEA NFI NNFI AGFI GFI CFI
完全中介模型 M1 24． 89 12 2． 07 0． 065 0． 98 0． 98 0． 93 0． 97 0． 99
部分中介模型 M2 18． 44 11 1． 68 0． 051 0． 98 0． 99 0． 94 0． 98 0． 99
模型比较 △x2 = 6． 45 ， △df = 1
注:当△df = 1 时，p ＜ 0． 05 的 x2 临界值为 3． 84
从表 5 可以看出，自我领导对一般自我效能感
的正向影响显著(总效应为 0． 44，p ＜ 0． 001) ，支持
假设 1;自我领导对个体创新行为的正向影响显著
(总效应为 0． 46，p ＜ 0． 001) ，假设 2 得到验证;一般
自我效能感对个体创新行为的正向影响显著(总效
应为 0． 62，p ＜ 0． 001) ，假设 3 成立。
根据表 6，我们首先对比模型 M1 与 M2 的拟合
指数，结果显示，无论是绝对适配度指标(x2，df，x2 /
df，GFI，AGFI，RMSEA) ，还是增值适配度指标
(NFI，NNFI，CFI) ，M2 均优于 M1。其次，我们对 M1
与 M2 进行 x2 差异检验，结果显示△x2 通过显著性
检验(p ＜ 0． 05) ，说明部分中介模型(M2)的拟合优
于完全中介模型(M1)。最后，M2 的各拟合指数中，
绝对适配度指标的 x2 值为 18． 44(df = 11，p =
0. 072) ，表明 M2 与数据的协方差矩阵之间无显著
差异;卡方自由度比 x2 /df 为 1． 68(＜ 2) ，说明拟合
较好;GFI为 0． 98(＞ 0． 9) ，AGFI 为 0． 94(＞ 0． 9) ，
RMSEA为 0． 051(＜ 0． 8) ，说明模型整体拟合度较
高;在增值适配度指标中，NFI 为 0． 98(＞ 0． 9) ，
NNFI为 0． 99(＞ 0． 9) ，CFI 为 0． 99(＞ 0． 95) ，进一
步说明模型拟合较好，从而证明了一般自我效能感
在自我领导影响个体创新行为的过程中起着部分中
介的作用，因此，研究结果支持假设 4。
3 主要研究结论与启示
3． 1 主要结论
本文结合自我领导理论，研究中国文化背景下
自我领导、一般自我效能感及其与个体创新行为的
关系，验证了自我领导对个体创新行为的影响作用，
探讨了一般自我效能感在自我领导影响个体创新行
为过程中的作用。通过研究，我们可以得出以下 3
点结论:(1)自我领导对一般自我效能感具有显著
的正向影响，表明管理者通过员工个体自我领导意
识和能力的开发，总体上可以提升员工在应对各种
新环境的自信心。(2)自我领导对个体创新行为具
有显著的正向影响，表明管理者通过员工个体自我
领导意识和能力的开发，能够有效促进企业整体创
新能力得到提高; (3)一般自我效能感不仅对个体
创新行为具有显著正向效应，而且在自我领导促进
个体创新过程中起着部分中介作用。
本研究不仅拓宽了个体创新行为研究的视角，
弥补了中国文化背景下自我领导与其它相关变量实
证研究的不足，而且发现了影响一般自我效能感的
一个前因变量，并通过自我效能感的干预模型，首次
验证了自我领导在影响个体创新行为过程中，一般
自我效能感起部分中介作用的假设。然而，由于缺
乏中国文化背景下相关研究文献的借鉴，研究中尚
存在一些局限于不足。(1)本文虽然结合国情对国
外成熟量表进行了适当删减修改，但我国特有文化
背景很可能仍然会对某些题项的答题质量产生影
响;(2)受研究条件限制，本文采用个体自评法测量
个体创新行为，可能会使数据分析结果受到同源方
差的影响。这些问题有待于更多学者参与探究并完
善乃至开发出适合我国文化特点的相关量表，从测
量样本角度力求避免或减少同源方差的影响，进一
步改进自我领导与个体创新行为研究。
3． 2 管理启示
创新是组织持续发展和获得竞争优势的根基所
在。员工创新绩效的考核日益受到学术界关注，引
发了大量有关个体创新行为影响因素及其作用机理
的研究。自我领导凭借其在影响个体行为中的独特
作用，受到了国内外学者的高度关注。我国有关自
我领导的研究刚刚起步，管理实务中的运用几无涉
及。本文研究结论在管理上有 3 点启示。
首先，自我领导与个体创新行为之间的正相关
关系，为管理者激发员工个体创新行为提供了一个
全新的视角。管理者不仅应通过有关培训来提高员
工自我领导的意识和能力，而且还注重选聘自我领
导能力较强的员工加盟组织，以使组织的创新能力
能够得到不断提升。
其次，自我领导作为一般自我效能感的一个前
·6111·
第 7 期 曹威麟 谭 敏 梁 樑:自我领导与个体创新行为
因变量，对后者具有显著的正向作用;而员工一般自
我效能感的高低，对其面对新环境、新事物时的自信
心和行为具有重要影响。因此，管理者不仅应该注
重提升员工自我领导的意识和能力，还应该通过赞
赏、鼓励等多种方式，让员工的自我效能感在各种成
功或受挫经历中，能够得到不断的提高。
最后，自我领导与一般自我交通感对员工创新
行为都具有显著而直接的正向影响，且一般自我效
能感在自我领导影响个体创新行为时还起部分中介
作用。因此，管理者在制度安排、文化建设和管理举
措等方面，应该营造促进创新行为这两个前因变量
都可以得到不断强化的环境，从而使员工的创新活
力在一个良好氛围中，能够更为持续、有效而充分地
得到激发。
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Self － leadership and individual innovational behavior:
the mediating influence of general self － efficacy
CAO Wei － lin，TAN Min，LIANG Liang
(School of Management，University of Science and Technology of China，Hefei 230026，China)
Abstract:There have been a lot of researches on the relationship of self － leadership and individual behavior abroad． However，the
study of the influence of self － leadership on individual innovational behavior has almost not been involved in China． Based on the theo-
ry of self － leadership，this study examines the positive influence of self － leadership on individual innovational behavior by empirical
method． Furthermore，structural equations modeling is used to test that the influence of self － leadership on individual innovational be-
havior is partly mediated by general self － efficacy perceptions． Finally，it presents some enlightenments．
Key words:self － leadership;general efficacy;individual innovational behavior
(上接第 1109 页)
The influence of managers’decision making preferences and
environmental uncertainty on innovation level
WANG Li，MAO Ning，LONG Jing
(School of Management，School of Business，Nanjing University，Nanjing 210093，China )
Abstract:How to promote innovation has been an important question for the government，enterprises and researchers． This study ex-
amined the mechanism of environment characteristics and managers’decision preferences influencing innovation decision － making
through empirical research． The results showed the following:first，environmental uncertainty have a positive impact on innovation in
such way that environmental dynamics have a positive impact on innovation and environmental complexity has not impact on innovation
significantly;second，the managers＇ decision making preferences moderated the relationship between the environmental complexity and
innovation．
Key words:decision － making preference environmental uncertainty innovation
·8111·
