包容型领导对员工即兴行为的跨层次影响

王艳子 张 婷

(山西大学经济与管理学院)

1 研究背景

在VUCA时代，仅依靠规范化的计划和安排容易使企业发展陷入瓶颈，传统的计划与控制理论已然无法满足企业发展需求。为了帮助企业适应不断变化的外部环境，学术界提出了组织即兴理论。该理论认为，要及时响应突发性的环境变化，组织及其成员必须采取非计划性的即兴行为[1]。组织即兴建立在个体即兴系统整合基础上，个体即兴行为是指在预先计划无法应对突发的环境变化情况下，员工自发整合或利用现有资源并采用创造性方法有效解决突发问题的行为[2]，该行为具有自发性、创造性和资源依赖性等特征。个体即兴行为不仅是组织变革和创新的源泉，也是员工打破现有认知约束激发创新思维从而提高工作绩效的有效策略[3]。目前，员工即兴行为的研究正处于起步阶段，现有研究探讨了团队凝聚力[2]、组织文化[3]、组织记忆[4]等组织情境因素对员工即兴行为的激发作用。然而，领导风格作为重要的组织情境因素，其对员工即兴行为的作用机制并未引起足够的重视。包容型领导鼓励员工提出新想法，包容员工的错误，促使员工以组织发展为己任，认真履行工作责任，甚至从事超越工作要求的主动行为[5]。PARKER等[6]提出的主动动机模型系统地揭示了员工实施主动行为的组织、领导和个体等层面的影响因素，为学者们探究员工主动行为的产生机制提供了新的理论视角。鉴于此，本研究基于该模型探讨包容型领导对员工即兴行为的影响机制。

即兴行为是在不可能预留出更多时间寻找解决方法的情况下，员工绕过正式的组织计划快速思考并立即行动[3]。如果没有推动员工摆脱规则束缚为组织变革做贡献的内在动力，员工不可能从事该行为，尤其是中国文化强调遵从权威和规范，缺乏较强的动机，员工很难有打破组织规则的意愿[7]。为了更好地诠释个体主动行为的激发机理，PARKER等[6]借鉴动机理论和期望理论的观点提出了主动动机模型，指出员工从事主动行为需要较强的动机状态(包括能力动机、原因动机和能量动机)，员工可以基于单一、两种或三种动机的混合路径实施主动行为。基于此，本研究拟探究外在情境因素包容型领导对员工即兴行为的影响机制，而能力动机更倾向于个体内在特征变量，因此，选择原因动机和能量动机作为中介机制的解释路径。组织自尊反映了员工对自己在组织中角色价值的判断，体现了员工感知到自己在组织中的重要程度[8]。一般而言，组织自尊较高的员工具有较强的原因动机为组织发展做出贡献。有研究表明，组织自尊在包容型领导与员工主动行为之间起到中介作用[9]。鉴于此，本研究拟基于原因动机路径，探究组织自尊是否在包容型领导与员工即兴行为之间也会起到中介作用。

积极情绪是促使员工实施主动行为的能量动机[6]，团队积极情绪氛围反映了成员对团队内部存在积极情绪的共享感知，可以激发员工积极的工作态度和工作行为[10]。包容型领导愿意倾听员工想法，给予员工指导和帮助，这有助于员工产生积极情绪[11]，团队成员之间通过情绪感染促使团队内部形成积极情绪氛围，提供给团队成员从事主动行为的能量动机。由此，本研究基于能量动机路径，探究团队积极情绪氛围的中介作用。此外，主动动机模型指出，工作环境因素在个体从事主动行为的过程中发挥情境调节作用[6]。当处于积极情绪氛围的团队环境中时，员工更可能展现出主动行为，并且会调节动机状态与员工主动行为之间的作用关系。以往研究表明，仅依靠个体心理资源无法促使员工持续实施主动行为，个体心理因素和工作情境因素的交互可以更清晰地解释员工主动行为的产生机制。例如，郑馨怡等[12]的研究发现，高组织自尊的员工在组织给予较多支持的情况下会表现出较高的创新行为。鉴于此，本研究基于主动动机模型，探究团队积极情绪氛围对组织自尊与员工即兴行为关系间的调节作用，以及对组织自尊中介效应的调节作用。

2 理论基础与研究假设

2.1 包容型领导与员工即兴行为

包容型领导是一种典型的关系型领导，具体表现为倾听下属想法，注重与下属的双向互动，下属遇到问题时能够及时给予帮助等[13]。由于包容型领导可以满足员工对工作自主性与追求差异化的需求因而受到关注，其在与下属互动中表现出民主的、支持型的领导行为能够激发员工创新行为[14]等角色外行为。但需要指出的是，包容型领导对员工即兴行为的影响研究目前还较为匮乏。

包容型领导通过为员工提供必要的知识、信息、指导等资源帮助下属有效完成工作，增强了员工实施即兴行为的“能力动机”。一方面，包容型领导提升了员工的能力感知，员工遇到问题时能够及时获得包容型领导的指导和帮助，满足了员工在开展工作时对支持性资源的需要[14]，有效补充了员工因采用新方法解决问题所消耗的资源，这有助于提升员工解决突发问题的能力感知。员工对自身能力的积极认知不仅有助于降低员工对不确定性的敏感度，增强克服障碍的信心[6]，而且能使员工把注意力放在值得追求的事情上面，从而不被组织内的各种规则束缚，增强走出舒适区探索未知世界的动机，进而会采取即兴行为创造性地应对突发情况[15]。另一方面，包容型领导提供给员工施展能力的机会，积极支持员工参与决策，倡导员工表达自己的新想法，并且愿意就改善工作实现预期目标的新方法展开讨论，从而为员工采用新颖性方法解决问题提供更广阔的空间[16]。由此，当面临突发意外情况时，员工会愿意发挥自己的创造性才能，主动采取即兴行为解决问题。

虽然能力动机很重要，但个人即便觉得有能力实施主动行为，也未必去实施该行为，个体实施主动行为还需要有较强的原因动机[6]。鉴于此，本研究基于原因动机路径，从两个方面分析包容型领导如何激发员工即兴行为。首先，包容型领导鼓励员工勇于表达自己的观点，赋予员工必要的工作自主权开展工作，领导的鼓励使得员工产生被信任的感知，授予员工一定的自主权满足了员工的自主性需要，因而员工在工作中会呈现出积极的参与态度[17]，主动实施帮助组织摆脱困境的即兴行为。其次，包容型领导认为工作中的差错是不可避免的，通过开诚布公地倾听员工意见展现对员工观点和差错的包容。这便为员工营造了一个相对安全的工作氛围[14]，使得员工认为在组织中提出新想法并冒险违背常规采用创造性的解决方案是安全的，降低了员工实施即兴行为的风险感知[18]。由此，提出如下假设：

假设1包容型领导对员工即兴行为具有正向影响。

2.2 组织自尊的中介作用

组织自尊是员工对自身在组织中重要性的自我认知和判断，即个体认为自己对组织有用以及有能力为组织创造价值[8]。一般而言，组织并未对员工实施主动行为给予明确的奖励措施，员工需要具备较强的原因动机才会自愿从事主动行为[6]。即兴行为需要员工打破现有的组织规则，采用新颖性方式解决突发问题，这当中蕴含着一定的风险[19]，因此，员工需要较强的原因动机才会实施即兴行为。组织自尊较高的员工会意识到自己是对组织有价值的内部成员，认为个人利益与组织利益密不可分，具有较强的原因动机自愿从事利组织的主动行为[20]。本研究基于原因动机路径，从以下两个方面分析组织自尊的中介作用。

首先，包容型领导与员工积极分享组织权力，向员工传递“上级肯定我的能力并且信任我”的信号，进而产生较高的组织自尊[21]。较高的组织自尊意味着员工意识到自己是组织的重要成员，感知到自己的工作行为对组织的重要意义和价值[22]。根据原因动机路径，当员工发现自己的工作富有意义和价值时，便更有可能实施主动行为[6]。由此，较高的组织自尊提升了员工的工作意义感，进而员工在面对突发情况时会自愿实施即兴行为以便体现个人在企业中的重要价值。

其次，包容型领导重视与员工的双向互动，强调机会均等、利益共享，致力于营造公平的组织氛围，员工会感受到自己被尊重而不是受忽视，从而提高自身在组织中重要性的评价形成较高的组织自尊[23]。较高的组织自尊意味着员工认为自己在组织中扮演重要和有意义的角色，因而员工会对组织产生较强的认同感，激发员工采取创造性工作方法努力实现企业目标的组织责任感[24]。根据原因动机路径，组织责任感可以激发员工为组织做贡献的强烈愿望进而从事利组织的主动行为[6]。鉴于此，较高的组织自尊使得员工能够在充满不确定性的紧急情况下冒险整合已有资源解决困难并积极实施即兴行为。由此，提出如下假设：

假设2组织自尊在包容型领导与员工即兴行为之间起到中介作用。

2.3 团队积极情绪氛围的中介作用

团队积极情绪氛围是指团队成员在工作中与其他成员分享各自的积极情感从而形成团队积极情绪状态的共享感知[10]。主动动机模型认为，相较于能力动机和原因动机两种“冷”动机，能量动机这种“热”动机对个体实施主动行为的影响更为直接[6]。由此，本研究基于能量动机路径，探讨团队积极情绪氛围的中介作用。首先，包容型领导帮助员工排忧解难，使员工感到快乐和满足，员工会把个人积极情绪带到团队互动中[11]，通过显性和隐性的过程将积极情绪传递给其他成员进而形成积极情绪氛围，较高的积极情绪氛围可以为员工提供能量激发员工主动行为[25]。其次，包容型领导愿意倾听员工的真实想法，能够就预期目标及实现这些目标的新方法与员工展开讨论，主张与员工建立和谐的上下级关系，而包容型领导表现出的开放性和易接近性等特征会让员工感知到领导是平易近人的[26]。由此，员工对领导的这种积极评估有利于促进员工产生积极情绪。即员工通过人际互动与其他成员彼此分享积极情绪，促进团队内部形成共享的积极情绪感知从而形成积极情绪氛围[25]。能量动机路径认为，积极情绪通过扩展个体认知灵活性促进个体实施更具挑战性的主动行为[6]。积极情绪氛围有利于促进团队内部的良性互动，增强员工对工作中信息和机会的敏感性并对刺激及时做出反应，激发员工采用不同寻常的、具有创造性的思维模式灵活地对突发情境做出响应[27]。另外，积极情绪氛围带给员工的积极情绪感知不仅有利于拓宽员工认知思维，而且还能为员工实施即兴行为提供情感能量，有助于员工从理性的认知要素和感性的情感要素两个方面对即兴行为进行综合判断[28]。即当组织环境发生变化时，员工愿意打破组织规则主动实施即兴行为帮助组织解决突发情况。由此，提出如下假设：

假设3团队积极情绪氛围在包容型领导与员工即兴行为之间起到中介作用。

2.4 团队积极情绪氛围的跨层次调节作用

尽管较高的组织自尊是员工实施即兴行为的重要原因，但是员工嵌套于团队，员工动机状态的积极效果必然会受到团队积极情绪氛围的影响。能量动机路径认为，积极情绪状态可以提升个体应对环境变化的适应能力[6]。在高水平的积极情绪氛围中，员工会产生充满活力的积极情绪状态，高涨的积极情绪状态可以拓宽员工对适应环境变化的即兴行为的积极认知，而非只关注该行为带来的不确定性[29]，这为员工从事即兴行为提供了“能量动机”。即使员工的组织自尊较低，也可以在与团队成员进行积极情绪交流过程中感受到被认可，促使员工通过表现出即兴行为以便对组织内外部环境变化做出积极响应。另外，根据主动动机模型，如果实施具有风险性的主动行为能够彰显个人价值，个体便有动力从事该主动行为[6]。积极情绪氛围可以带来更多的团队内部合作，有利于增强员工对组织的认可与情感依附[10]，增强高组织自尊的员工对实现自我价值的积极认知，从而主动实施即兴行为应对组织环境的变化。相反，低水平的团队积极情绪氛围会削弱组织自尊对员工即兴行为的积极影响。一方面，低水平的团队积极情绪氛围会带给员工担忧、不安、沮丧等消极情绪，这些消极情绪会抑制员工灵活性和创造性的思维模式[28]，而且使员工过于关注即兴行为可能带来的失败。即使员工具有较高的组织自尊，由于长时间处于充满负面情绪的团队中也会弱化帮助组织应对危机的即兴行为。另一方面，低水平的积极情绪氛围容易使员工产生以自我为中心的情绪(如骄傲、愤怒等[29])，即使员工具有较高的组织自尊，受到消极情绪的影响，员工也会由于缺乏能量动机而不会主动实施即兴行为。由此，提出如下假设：

假设4a团队积极情绪氛围正向调节组织自尊对员工即兴行为的积极影响。

综合假设2和假设4a，本研究进一步推断团队积极情绪氛围可以调节组织自尊的中介效应。在高水平的团队积极情绪氛围中，由包容型领导促使产生较高组织自尊的员工，可以进一步通过与他人进行积极情绪交流缓解即兴行为引发的压力和心理倦怠，从而使得员工在对即兴行为的认知过程中更关注其带来的积极影响，最终敢于实施逾越规则的即兴行为。相反，在低水平的团队积极情绪氛围中，负面的情绪体验会降低员工对即兴行为的积极认知[30]。即便包容型领导促进员工产生较高的组织自尊，员工也会因为担心即兴行为可能带来消极结果而不愿意主动实施该行为。由此，提出如下假设:

假设4b团队积极情绪氛围对组织自尊在包容型领导与员工即兴行为之间的中介效应起到正向调节作用。

综上，构建如下研究模型(见图1)。

图1 研究模型

3 研究方法

3.1 样本情况

本研究采用领导下属配对方式收集样本，考虑到即兴行为对员工创造性的要求较高，调研企业涉及生物制药、软件开发、建筑设计等行业。调研样本来自于重庆、广州、苏州等城市的13家中小型企业，采用每个团队领导和员工的姓名首字母将两套问卷进行配对，发放问卷时领导员工配对比例为1∶5。为了减少数据的同源方差，本研究分为两个时间点(间隔1个月)收集领导和下属的配对数据。在发放问卷之前，课题组首先与企业负责人取得联系，确定每个团队参与本次问卷调查的领导和员工的姓名首字母。领导版调查问卷由领导评价员工即兴行为，以及领导人口统计学信息，共发放领146份，收回114份，问卷回收率为78.1%。员工版调查问卷以领导的直接下属作为调查对象，调查变量包括包容型领导、组织自尊、团队积极情绪氛围和下属的人口统计学信息，共发放570份，收回问卷502份，问卷回收率为88.1%。剔除掉填写不完整或没有编号无法进行配对、填答前后存在矛盾、全部填写同一个选项的无效问卷之后，获得有效配对的领导问卷100份，员工问卷418份，最后获得领导员工的平均配对比例为1∶4。在领导样本中，性别方面，男性占74.0%、女性占26.0%(1)孔靓等[9]在探究包容型领导对员工主动行为的影响研究中，女性领导样本占比为27.8%，因此，本研究女性领导样本尽管占比较少，但与类似研究的样本规模趋于一致。；年龄方面，30岁及以下占17.0%、31～35岁占26.0%、36岁及以上占57.0%；学历方面，大专及以下占22.0%、本科占63.0%、硕士及以上占15.0%。在员工样本中，性别方面，男性占51.9%、女性占48.1%；年龄方面，25岁及以下占13.4%、26～30岁占48.6%、30岁及以上占38.0%；学历方面，大专及以下占34.0%、本科占54.1%、硕士及以上占11.9%。

3.2 变量测量

(1)包容型领导该变量的测量采用CARMELI等[13]开发的量表，包括“我的领导乐于听取新的观点”等9个题项。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.915。

(2)组织自尊该变量的测量采用PIERCE等[8]开发的量表，包括“我在组织中占有一席之地”等10个题项。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.920。

(3)团队积极情绪氛围该变量的测量，本研究基于LIU等[10]对团队情绪氛围的研究，选取了团队积极情绪氛围维度，包括“团队成员之间气氛融洽”等8个题项。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.922。

(4)员工即兴行为该变量的测量采用MAGNI等[2]开发的量表，包括“他/她能当场处理意外情况”等7个题项。本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.902。

(5)控制变量本研究中，将员工和领导的性别、年龄与学历作为控制变量进行分析。

4 数据分析与结果

4.1 聚合分析

包容型领导和团队积极情绪氛围属于团队层面变量，但是这两个变量均由员工填答，因此，需要把个体层面数据聚合到团队层面。本研究采用Rwg、ICC(1)和ICC(2)检验员工填答的包容型领导和团队积极情绪氛围的数据是否符合聚合要求。运用SPSS 22.0软件计算得到，包容型领导和团队积极情绪氛围的Rwg值分别为0.912和0.854，均符合Rwg大于0.70的标准，且包容型领导的ICC(1)和ICC(2)分别0.193和0.501，团队积极情绪氛围的ICC(1)和ICC(2)分别为0.331和0.674，符合ICC(1)大于0.05以及ICC(2)大于0.50的标准，因此，将员工填答的这两个变量的数据聚合到团队层次是合理的。

4.2 区分效度与同源偏差检验

本研究分两个时点收集样本数据，包容型领导、团队积极情绪氛围和组织自尊均由员工评价，而员工即兴行为虽然由领导评价，但也可能由于变量选择等方面的原因导致这4个变量的区分效度不佳。由此，本研究对包容型领导、团队积极情绪氛围、组织自尊和员工即兴行为4个变量分别进行单因子、二因子、三因子和四因子验证性因子分析来检验区分效度(见表1)。由表1可知，在四因子模型中，χ2/df小于3、RMSEA小于0.08、SRMR小于0.08、CFI和TLI都大于0.90，各项指标均符合要求，明显优于其他模型，表明区分效度良好。

表1 验证性因子分析结果

注：Il代表包容型领导、Tp代表团队积极情绪氛围、Ob代表组织自尊、Ei代表员工即兴行为。

本研究采用“不可测量潜在方法因子效应控制法”进行共同方法偏差检验，加入共同方法因子的五因子模型拟合指数为χ2=1 211.308、df=495，χ2/df=2.447、RMSEA=0.060、SRMR=0.045、CFI=0.915、TLI=0.904。本研究共同方法偏差影响较小，相较于四因子模型，五因子模型的χ2虽然得到改善，Δχ2=73.357、Δdf=26，但是ΔRMSEA=0.000、ΔSRMR=0.000、ΔCFI=0.006、ΔTLI=0.002，五因子模型的其他拟合指数并没有显著改善。

4.3 相关分析

各变量的描述性统计分析结果见表2。由表2可知，组织自尊与员工即兴行为显著正相关(r=0.312，p<0.01)，包容型领导与团队积极情绪氛围显著正相关(r=0.545，p<0.01)，相关分析结果与本研究的理论预期基本相符。

表2 描述性统计分析结果

注：*、**分别表示p<0.05、p<0.01，下同。

4.4 假设检验

鉴于本研究的研究变量涉及团队和员工两个层次，因此，需要采用跨层次模型检验假设。由此，构建零模型计算结果变量员工即兴行为的组内方差和组间方差。员工即兴行为组内方差(σ2)为0.259，组间方差(τ00)为0.203，总方差为0.462，组间方差占总方差比例为43.9%，远大于0.059的判定标准，因此，本研究数据适合采用跨层次分析。

4.4.1主效应及中介效应检验

主效应及中介效应结果见表 3。表3中，模型4为主效应检验，在控制了员工和领导的性别、年龄和学历后，包容型领导对员工即兴行为具有显著正向影响(γ01=0.585，p<0.001)。由此，假设1得到支持。表3中，由模型1可知，包容型领导正向影响组织自尊(γ01=0.551，p<0.001)；由模型2可知，包容型领导对团队积极情绪氛围产生显著正向影响(γ01=0.576，p<0.001)；模型5中，将包容型领导、组织自尊和团队积极情绪氛围同时纳入回归方程，包容型领导对员工即兴行为的影响系数变小且仍然显著(γ01=0.354，p<0.01)，表明组织自尊在包容型领导与员工即兴行为之间起部分中介作用(γ10=0.130，p<0.05)、团队积极情绪氛围在包容型领导与员工即兴行为之间也起到部分中介作用(γ02=0.416，p<0.001)。由此，假设2和假设3得到支持。

表3 主效应及中介效应结果

注：***表示p<0.001，下同。

4.4.2团队积极情绪氛围的跨层次调节效应检验

团队积极情绪氛围的跨层次调节效应结果见表4。表4中，由模型2可知，组织自尊对员工即兴行为具有显著正向影响(γ10=0.216，p<0.01)；模型3将组织自尊和团队积极情绪氛围同时纳入回归方程；模型4进一步将组织自尊和团队积极情绪氛围的交互项纳入回归方程。由模型4可知，组织自尊和团队积极情绪氛围的交互项对员工即兴行为具有显著正向影响(γ11=0.182，p<0.01)。这表明团队积极情绪氛围可以正向调节组织自尊与员工即兴行为之间的关系。由此，假设4a得到支持。有关调节效应图见图2。即当团队积极情绪氛围较高时，组织自尊对员工即兴行为的正向影响较强(β=0.141，p<0.05)；当团队积极情绪氛围较低时，组织自尊对员工即兴行为的正向影响不显著(β=0.021，p>0.05)，假设4a得到进一步支持。

表4 团队积极情绪氛围的跨层次调节效应结果

图2 调节效应图

4.4.3被调节的中介效应检验

本研究采用MPLUS 7.0软件分别计算团队积极情绪氛围在正负一个标准差情况下的条件间接效应值，并使用R软件的参数自助法估计置信区间。被调节的中介效应分析结果见表5。由表5可知，团队积极情绪氛围水平较高时，组织自尊在包容型领导与员工即兴行为之间的中介作用显著，条件间接效应为0.119，95%的置信区间为[0.047，0.207]，不包含0；团队积极情绪氛围水平较低时，组织自尊的中介作用不再显著，条件间接效应0.042，95%的置信区间为[-0.027，0.117]，包含0。由此，假设4b得到支持。

表5 被调节的中介效应分析结果

4.5 稳健性检验

本研究采用MPLUS 7.0程序生成的参数，在R软件中分别对组织自尊和团队积极情绪氛围的中介效应、团队积极情绪氛围的跨层次调节效应以及被调节的中介效应进行稳健性检验，利用参数自助法，设置抽样5 000次，如果95%置信区间不包括0，则表明结果显著，假设进一步得到验证。

4.5.1中介效应的稳健性检验

中介效应的稳健性检验结果见表6。由表6可知，组织自尊的中介效应显著，其值为0.054，95%的置信区间为[0.007，0.138]不包含0；团队积极情绪氛围的中介效应显著，其值为0.193，95%的置信区间[0.081，0.402]，不包含0。另外，组织自尊和团队积极情绪氛围的总中介效应也显著，其值为0.247，95%的置信区间为[0.114，0.380]，不包含0。这表明，本研究在控制了其中一个中介变量的影响之后，另一个中介变量的作用效果仍然显著。由此，假设2和假设3再次得到支持。此外，由表3中的模型5可知，包容型领导对员工即兴行为的直接效应显著(γ01=0.354，p<0.01)。这表明组织自尊和团队积极情绪氛围起到部分中介作用。

表6 中介效应的稳健性检验结果

4.5.2调节效应的稳健性检验

调节效应的稳健性检验结果见表7。由表7可知，团队积极情绪氛围水平较高时，调节效应系数为0.216，95%的置信区间为[0.101，0.336]，不包含0；团队积极情绪氛围水平较低时，调节效应系数为0.079，95%的置信区间为[-0.043，0.196]，包含0。由此，假设4a得到支持。进一步的分析表明，高低差值对应的效应为0.137，95%的置信区间为[0.069，0.203]，不包含0。由此，假设4a再次得到支持。

表7 调节效应的稳健性检验结果

4.5.3被调节的中介效应稳健性检验

本研究通过调节变量取高值和低值时的间接效应差值的显著性做出判断，如果间接效应差值的置信区间不包含0，则表明被调节的中介效应显著。由表5可知，高、低积极情绪氛围下间接效应系数的差异值为0.077，95%置信区间为[0.034，0.128]，不包含0，表明被调节的中介效应显著。由此，假设4b得到支持。

5 研究结论、理论贡献与管理启示

本研究主要得到以下结论：①包容型领导对员工即兴行为具有促进作用。包容型领导对员工的多样化观点持开放态度，员工在需要帮助时能够及时获得支持和指导，这为员工实施即兴行为构建了支持性的组织环境。②包容型领导通过提升员工的组织自尊水平进而激发员工即兴行为。包容型领导对员工的尊重和认可促使员工认为自己在组织中具有一定地位，因此，激发了员工较高的组织自尊。为了维持这种正面的自我认知，员工会通过实施即兴行为帮助组织应对突发情况。③包容型领导通过塑造团队积极情绪氛围进而激发员工即兴行为。包容型领导能够激活员工的积极情绪，通过团队成员之间的情绪感染进而形成团队积极情绪氛围，员工在积极情绪资源的驱使下会表现出即兴行为。④团队积极情绪氛围有助于增强组织自尊对员工即兴行为的积极影响，且组织自尊的中介效应被团队积极情绪氛围所调节。

本研究的理论贡献主要在于：①把即兴研究由宏观视角拓展到微观视角，深化了对即兴研究的认识。现有研究主要从宏观层面探讨了组织即兴的概念、影响因素和影响效果，尽管也有学者对个体即兴展开研究，但与组织即兴研究相比，个体即兴的实证研究相对较少。本研究则将研究对象聚焦于员工个体层面，丰富了即兴研究的范畴。此外，以往即兴研究通常关注单一层次的影响因素，而MAGNI等[2]则认为即兴研究应当采用跨层次分析方法，考虑个人所嵌入的团队因素对员工即兴行为的影响机理。鉴于此，本研究探究了包容型领导对员工即兴行为的跨层次影响，响应了学者们对员工即兴行为开展跨层次研究的呼吁，加深了对员工即兴行为触发机制的认识。②将主动动机模型作为构建研究框架的理论基础，拓展了员工即兴行为形成机制的理论视角。目前，对员工即兴行为的实证研究主要基于自我调节理论，尚未有研究基于主动动机模型揭示员工即兴行为的形成机理。PARKER等[6]提出的主动动机模型为揭示员工主动行为的产生机制提供了全新的理论视角，认为能力动机、原因动机和能量动机是激发员工产生主动行为的重要路径。

本研究的管理启示主要在于：①领导者应采取包容型的管理风格，为员工实施即兴行为创造有利条件。具体而言，领导者要在管理过程中践行包容型领导行为，采取开放式沟通模式，鼓励员工畅所欲言、表达不同的观点和意见，包容员工的差错行为，从而激发员工在工作中敢于实施即兴行为。②领导者要采取措施提升员工的组织自尊，激发员工实施即兴行为的原因动机。换言之，领导者要通过给予员工参与工作决策的机会，让员工承担具有挑战性的工作任务，对员工提出的建设性意见给予褒奖等措施增强员工的工作成就感，使员工感知到自己在组织中具有重要价值进而产生较高的组织自尊，提升员工实施即兴行为的内在动力。③团队内部要营造积极的情绪氛围，提升员工实施主动行为的能量动机。一方面，领导应当充分发挥榜样作用，鼓励员工以积极心态面对工作中的各种问题，尤其是面临挫折和困境时，引导团队成员之间良性互动进而形成团队积极情绪氛围；另一方面，组织可以在培训课程中纳入情绪管理，邀请专业人员对员工进行心理疏导，提升员工调节自我情绪的能力，通过组织聚餐或集体外出活动缓解员工工作压力，塑造积极的团队情绪氛围。

6 研究局限与展望

本研究也存在一定的局限性：①虽然分两个时点收集领导下属配对数据，但是仍未较好地满足追踪研究至少需要3个时点收集数据的要求，因此，本研究的有关研究结论尚不能完全准确识别出变量之间的因果关系。未来可以采用3个及以上时点收集数据进行追踪研究，或者采用实验研究法，准确识别出变量之间的因果关系。②西方学者对包容的理解偏向于接纳差异和鼓励多元，中国文化对包容的理解涵盖了多元和容错两层含义，因此，根植于西方文化的包容型领导量表未必完全适应中国本土研究。未来应当考虑中国组织情境下“包容”的特定内涵，开发出适合中国情境的包容型领导量表，为后续的本土化实证研究提供更有效的测量工具。③研究模型未考虑中国传统文化对员工即兴行为的影响，未来应把中国传统文化因素纳入研究模型。中国传统文化强调中庸价值观，领导与员工之间有着较高的权力距离，员工传统性比较高，这些特征都会导致员工遵从组织规则，不愿意冒险从事具有风险的即兴行为。未来可以进一步探究员工中庸价值观、员工权力距离、员工传统性等变量的调节作用效果。