综述：通过知识分享增强领导力和员工创新能力：韩国高科技企业中心理资源的调节作用

《Acta Psychologica》：Empowering leadership and employee innovation through knowledge sharing: The moderating role of psychological resources in South Korea's high-technology firms

　　尹美灵|甄明英
韩国首尔世宗大学商学院

**摘要**
员工创新对于组织保持竞争优势至关重要。本研究探讨了赋能式领导如何通过知识共享行为促进员工创新，以及调节这一过程的心理因素。基于权变视角，我们重点关注心理安全感、内在动机和主动性作为赋能式领导与知识共享关系之间的调节变量。通过对韩国高科技企业234名员工的调查数据进行分析，我们发现赋能式领导能够提升员工创新能力，且这一效应是通过知识共享实现的。此外，赋能式领导与知识共享的关系还受到心理安全感、内在动机和主动性的调节。这些发现阐明了赋能式领导如何转化为创新成果的机制和边界条件，通过突出心理资源作为调节因素，为希望通过知识共享促进创新的领导者提供了可操作的见解。

**1. 引言**
当代商业环境的复杂性和动态性使得员工的创新行为成为组织可持续性的核心驱动力。在这种背景下，领导力在推动创新方面发挥着关键作用，尤其是在像韩国这样具有较高权力距离的文化中，传统的层级规范限制了员工的自主性（Kim & Fan, 2018）。尽管许多高科技企业正转向更加支持自主性的实践，但在这种文化环境中，赋能式领导的效能尚未得到充分研究。

赋能式领导是指授权和参与式决策（Srivastava et al., 2006），已被证明能够增强创新（Hanafy et al., 2025; Zhang & Bartol, 2010）。通过减少层级壁垒和培养共同身份感（Tajfel & Turner, 1986），它创造了有利于创造性参与的支持性环境。先前的研究一致表明，赋能式领导对创新行为有积极影响，这种影响通常通过心理授权和知识共享等机制来实现（Burhan & Khan, 2024; Pett et al., 2025）。然而，这种对中介效应的关注忽视了赋能式领导在何种条件下更有效。在权力距离较高的环境中，这一局限性尤为凸显，因为员工可能因人际风险和规范期望而犹豫行使自主权。在这种环境下，赋能式领导者赋予的自主权可能不会自动转化为知识共享或创新，其有效性可能取决于员工是否具备利用这种自主权的心理资源。

因此，本研究重点关注内在动机、主动性和心理安全感作为影响员工参与知识共享意愿和能力的关键调节变量。这些资源决定了员工是否感到有动力、有能力且能够安全地贡献，特别是在涉及人际风险的情境中（Jeon, 2024）。通过将这些调节变量与有意图的知识共享结合起来，本研究更为细致地理解了赋能式领导如何促进创新。

本研究做出三项贡献：首先，它将心理资源（包括内在动机、主动性和心理安全感）重新定义为调节变量而非中介变量，将研究重点从机制转向边界条件（Abuzaid et al., 2024; Burhan & Khan, 2024; Hanafy et al., 2025）；其次，它在韩国对赋能式领导进行了关键的情境测试，挑战了其普遍有效性的假设，并解决了以往研究中低权力距离样本占主导地位的问题（Pett et al., 2025; Srivastava et al., 2006; Zhang & Bartol, 2010）；最后，通过采用探索性和验证性因子分析，并同时考察多个心理调节变量，提高了方法论的严谨性（Kim & Yoon, 2025）。此外，本研究为旨在在高权力距离文化中提升创新能力的组织提供了实际建议，强调了将赋能式领导与员工心理资源发展相结合的重要性。

**2. 理论框架**
本研究通过整合领导者-成员交换（LMX）理论和资源基础观（RBV）来解释赋能式领导如何促进知识共享和创新。LMX理论认为，领导效能取决于领导者与追随者之间交流的质量，高质量的关系特点是信任、尊重和相互义务（Graen & Uhl-Bien, 1995）。这种关系基于社会交换理论（Blau, 1964），激励员工通过酌情行为（包括知识共享和创新）回报领导者的支持。然而，LMX理论主要解释了员工为何会回报这种有利待遇，但对这种互惠行为如何转化为创新成果的条件解释有限。

为了解决这一局限，本研究引入了RBV理论，强调员工的知识和专长是推动创新的关键组织资源（Grant, 1996）。这些资源只有在有效共享和整合时才能创造价值。特别是隐性知识需要员工的积极参与（Song et al., 2003）。结合LMX和RBV理论，本研究认为赋能式领导通过高质量交流，促进了创新所需知识资源的激活和共享。

赋能式领导表现为授权、鼓励参与和提供自主权（Amundsen & Martinsen, 2014; Srivastava et al., 2006），它传递出信任和尊重，从而加强了领导者与员工之间的关系。与以往研究不同，本研究将关键心理资源（心理安全感、内在动机和主动性）重新定义为调节变量，将其视为这些过程运作的边界条件。在这些以人际风险和层级约束为特征的环境中，这些资源尤为重要，因为它们决定了员工是否感到安全、有动力并能够参与自愿的知识共享（Crant, 2000; Deci & Ryan, 2000; Edmondson, 1999; Parker et al., 2010）。在这些条件下，除非员工具备相应心理能力，否则赋能式领导可能不会统一转化为创新。通过将心理资源视为边界条件，并将其与知识共享结合作为中介变量，该框架提供了对赋能式领导如何促进创新的更为细致的权变理解。

**3. 假设构建**
3.1. **赋能式领导与员工创新**
员工创新既涉及新颖有用想法的生成，也涉及其实施（Crossan & Apaydin, 2010）。领导力在员工创新中起着关键作用，尤其是赋能式领导减少了层级约束，增加了员工的自主权，从而创造了有利于创新行为的条件（Forrester, 2000）。从领导者-成员交换（LMX）的角度来看，赋能式领导促进了以信任、自主权和相互尊重为特征的高质量关系，进而鼓励员工采取开放和主动的行为（Basu & Green, 1997）。通过培养这种关系，赋能式领导者增强了员工的内在动机和生成创新行为的意愿（Abuzaid et al., 2024）。
实证证据进一步支持了这种关系。例如，Zhang和Bartol（2010）发现赋能式领导对员工创造力有直接积极影响。最近的研究也强调了其在促进创新成果中的作用（Pett et al., 2025）。Burhan和Khan（2024）表明，赋能式领导通过增强员工的认同感和参与度，提升了组织的创新性。
**H1** 赋能式领导对员工创新有积极影响。

3.2. **知识共享行为作为中介机制**
从资源基础观的角度来看，隐性知识是创新的关键驱动力，但只有在员工之间积极共享和整合时才能创造价值（Eapen & Krishnan, 2019; Grant, 1996; Song et al., 2003）。赋能式领导通过增强员工的自主权、参与度和归属感，促进了信任氛围的形成，从而鼓励了经验和想法的交流（Deci & Ryan, 2000; Latilla et al., 2018; Wang & Noe, 2010）。
与社会交换理论一致，员工可能会以合作行为（如知识共享）来回应赋能式领导的行为（Blau, 1964）。通过这些交流，员工整合了多样化的知识，提升了问题解决能力，支持了创新想法的生成和实施。实证证据支持这一逻辑，表明赋能式领导促进了知识共享，而这些行为又促进了创新所需的知识整合过程（Shahid et al., 2024; Srivastava et al., 2006）。因此，知识共享行为是赋能式领导转化为员工创新的关键中介机制。
**H2** 赋能式领导对知识共享行为有积极影响。

3.3. **调节效应**
心理安全感是指在工作中承担人际风险的共同信念（Edmondson, 1999），在促进知识共享和创新中起着关键作用（Edmondson, 2002; Nembhard & Edmondson, 2006）。赋能式领导通过减少层级距离和鼓励参与，增强了员工的心理安全感，从而营造了员工愿意分享想法和专长的环境（Bunderson & Reagans, 2011; Zhang & Bartol, 2010）。然而，在心理安全感较低的情况下，员工会更加谨慎，不愿意参与知识共享，因为担心负面后果。在这种情况下，赋能式领导通过降低感知风险和鼓励知识共享行为起到了补偿作用。实证证据支持这一观点，表明在心理安全感较低时，领导支持尤为重要（Jeon, 2024）。因此，当心理安全感较低时，赋能式领导对知识共享的影响预计会更强烈。
**H5** 心理安全感调节赋能式领导与知识共享行为之间的关系，即在心理安全感较低时，这种关系更为显著。

内在动机反映了出于内在乐趣、兴趣或个人满足感而参与活动的内在驱动力（Amabile, 1985; Deci & Ryan, 2000）。具有高内在动机的员工自然倾向于参与具有挑战性的任务，并主动分享知识，从而促进创新（Amabile, 1997; Shalley & Perry-Smith, 2008; Zhou & Shalley, 2003）。相比之下，内在动机较低的员工不太可能自主参与知识共享，更依赖外部指导。
在这种情况下，赋能式领导可以通过提供自主权、鼓励和支持来弥补内在动机的不足。先前的研究表明，当内在动机缺乏时，领导干预措施尤其有效（Amabile, 1988; Deci & Ryan, 2000）。因此，当内在动机较低时，赋能式领导对知识共享的积极影响预计会更强烈。
**H6** 内在动机调节赋能式领导与知识共享行为之间的关系，即在内在动机较低时，这种关系更为显著。

3.4. **主动性**
主动性涉及自我发起的、面向未来的行动，旨在改进工作流程和实现有意义的结果（Crant, 2000; Parker et al., 2010）。高度主动的员工倾向于发现机会、主动采取行动并独立参与知识共享。相比之下，较不主动的员工则更为被动，更依赖外部指导。赋能式领导可以通过鼓励参与、提供自主权和促进高质量的领导者-成员交流来激发主动性（Martin et al., 2013; Schilpzand et al., 2018; Yin et al., 2017）。然而，对于高度主动的员工来说，这种领导行为可能无法带来额外价值，因为他们已经具有较强的知识共享能力。相反，对于主动性较低的员工而言，赋能式领导在激活这些行为方面起着更重要的作用。实证证据表明，赋能式领导对主动性较低的员工特别有效（Parker et al., 2010; Wu et al., 2018）。因此，当主动性较低时，赋能式领导对知识共享的积极影响预计会更强烈。
**H7** 主动性调节赋能式领导与知识共享行为之间的关系，即在主动性较低时，这种关系更为显著。

我们提出的研究模型如下（图1）。我们认为赋能式领导通过知识共享行为与员工创新之间存在正向联系。重要的是，心理资源调节了赋能式领导对知识共享的影响。

**4. 方法**
4.1. 样本和程序**
由于本研究以员工创新为因变量，样本选自位于首尔和京畿道的技术密集型企业，这些地区聚集了许多高科技公司。为了提高结果的普遍性，这些组织在强层级规范和权力距离的文化背景下积极追求创新，这被认为是本研究的近似环境。鉴于该行业的高敏感性，数据收集特别具有挑战性。因此，我们最初依靠作者的个人联系获得访问权限，并采用了滚雪球抽样策略招募更多参与者（Dusek et al., 2015）。数据收集是通过在线链接使用问卷调查方法进行的，基于自愿原则，时间跨度从2025年5月到2025年11月。调查包括三项内容，用于衡量赋能式领导力，重点关注参与者对其领导者授予的决策权力的看法（Ahearne等人，2005年；Zhang和Bartol，2010年），以及知识共享（五个项目，衡量参与者与同事分享知识的程度（Bock等人，2005年；Wang和Noe，2010年；Yi，2009年）。员工创新通过六项自我报告量表来衡量，这些量表捕捉员工在创意生成、推广和实施方面的参与程度（Anderson等人，2014年；Scott和Bruce，1994年）。心理安全感通过三项项目来衡量，衡量参与者认为同事不会因为他们直言不讳或表达自己而惩罚他们的程度（Edmondson，1999年）。动机通过三项项目来评估，衡量参与者内在的驱动力、对任务的兴趣以及参与度（Zhang和Bartol，2010年）。所有项目都使用7点的李克特量表进行测量，同时收集了人口统计信息。最后，我们控制了四个可能显著受到赋能式领导力和员工创新能力影响的人口统计变量（例如，性别、年龄、员工数量和职位）。问卷最初是用英语开发的，随后通过严格的前后翻译程序翻译成韩语，以确保语言和文化的等效性。翻译后的版本与原始的前向翻译进行了仔细比较，以识别并纠正任何差异。在这些调整之后，确保了韩语受访者的理解清晰无误，然后通过电子邮件向总共282名员工进行了在线调查。

共收到了240份问卷，其中234份因回答不完整或缺失而被认为适合用于最终分析。在参与者中，110人（47.0%）是女性，124人（53.0%）是男性。年龄分布如下：15人（6.4%）年龄在28岁以下，187人（79.9%）年龄在29-44岁之间，32人（13.7%）年龄在45-60岁之间。关于公司员工数量，39人（16.7%）在员工少于50人的公司工作，30人（12.8%）在员工数量为50-299人的公司工作，37人（15.8%）在员工数量为300-999人的公司工作，35人（15.0%）在员工数量为1000-4999人的公司工作，93人（39.7%）在员工数量为5000人或以上的公司工作。职位方面，32人（13.7%）是一般员工，65人（27.8%）是基层经理，97人（41.5%）是中层经理，23人（9.8%）是高级经理，17人（7.3%）是执行经理。使用G?Power进行的先验功效分析表明，所需的最小样本量为91人（效应量=0.25，α=0.05，功效=0.95）；因此，最终样本量234人满足了统计要求。

4.2. 数据分析
数据分析使用了Smart PLS（版本4）和SPSS（版本27）软件（Ringle等人，2022年）进行，共包括四个步骤。首先，为了确定每个构念的变量结构，我们进行了探索性因子分析（EFA）和基于协方差的结构方程建模（CB-SEM）。其次，进行了Harman的单因素测试，以检查共同方法偏差。第三，进行了相关性分析和方差膨胀因子（VIF）分析，以避免多重共线性问题。第四，通过运行回归模型来检验来自CB-SEM的潜在变量，以验证假设。该过程借鉴了之前的研究（Flatten等人，2015年；Kim和Yoon，2025年；Zhang等人，2024年）。

5. 结果
5.1. 验证性因子分析
表1展示了EFA的结果，包括因子载荷（KMO指数为0.92，p < 0.001）。表2展示了CB-SEM的结果，包括Cronbach's alpha值和复合可靠性（CR），这些值均高于0.8（表2），表明具有良好的可靠性。Fornell-Larcker标准的结果确认，所有AVE值的平方根都高于本研究组分间的估计相关性（Fornell和Larcker，1981年）（表2），从而证明了可接受的区分效度（Henseler等人，2015年）。我们研究模型的拟合指标（χ2/df = 2.316，RMSEA = 0.075，CFI = 0.938，TLI = 0.926，p < 0.001）适用于进一步分析（图2）。

表1. 探索性因子分析。
项目 构念
赋能式领导力 知识共享 创新 安全 动机 主动性
Leadership_1：我的经理会和我一起做很多决定。 0.825 0.207 0.237 0.194 0.072 0.093
Leadership_2：我的经理经常就战略决策征求我的意见。 0.862 0.188 0.261 0.101 0.110 0.054
Leadership_3：我的经理会在可能影响我的决策上发表我的意见。 0.703 0.240 0.133 0.281 0.118 0.137
Knowledge Sharing_1：我愿意与同事分享工作相关的知识和专长。 0.192 0.699 0.088 0.385 0.130 0.237
Knowledge Sharing_2：我会与同事分享我的工作报告和官方文件。 0.050 0.744 0.175 0.331 ?0.088 0.015
Knowledge Sharing_3：我会与其他同事分享我的工作经历或技能。 0.178 0.788 0.104 0.245 0.141 0.234
Knowledge Sharing_4：我会花时间帮助同事解决与知识相关的问题。 0.212 0.767 0.364 0.089 0.089 0.025
Knowledge Sharing_5：即使不是他们任务的直接要求，我也会与他人分享知识。 0.301 0.723 0.216 0.017 0.310 0.071
Innovation_1：我经常提出新的、原创的想法。 0.116 0.117 0.851 0.203 0.204 0.055
Innovation_2：我积极为问题提供创造性的解决方案。 0.105 0.165 0.842 0.206 0.199 0.149
Innovation_3：我经常探索工作中的新方法。 0.186 0.143 0.848 0.148 0.195 0.142
Innovation_4：我能够有效地将新想法转化为实际行动。 0.132 0.165 0.839 0.181 0.246 0.023
Innovation_5：创新想法不仅被提出，还会被实施。 0.213 0.225 0.831 0.150 0.109 0.088
Innovation_6：在过去六个月内，我至少在任务或工作中引入了一个重要的新想法或方法。 0.208 0.192 0.726 ?0.049 0.129 0.318
Safety_1：我感到可以舒适地与所有同事分享我的想法和担忧，无论他们的地位如何。 0.182 0.266 0.254 0.774 0.164 0.097
Safety_2：我可以自由地质疑他人的决定，无论他们的地位如何。 0.260 0.364 0.258 0.703 0.155 0.167
Safety_3：当我不明白某事时，我觉得安全地表达出来。 0.315 0.359 0.225 0.652 0.171 0.100
Motivation_1：我喜欢寻找解决复杂问题的方法。 0.097 0.186 0.277 0.161 0.792 0.095
Motivation_2：我喜欢为工作任务创建新的流程。 0.091 0.029 0.259 0.120 0.858 0.176
Motivation_3：我喜欢改进现有的流程或产品。 0.120 0.137 0.239 0.106 0.757 0.357
Proactive Behavior_1：我提出了改进工作流程或程序的建议。 0.153 0.142 0.179 0.039 0.384 0.789
Proactive Behavior_2：我提出了有助于组织的建议。 0.091 0.195 0.253 0.250 0.199 0.803

表2. 标准化因子载荷、AVE、CR和区分效度。
变量 标准载荷 Cronbach's alpha CRAVE
赋能式领导力 0.892 0.866 0.875 0.699 0.836
知识共享 0.888 0.891 0.627 0.593 0.792
创新 0.709 0.858 0.787 0.761
安全 0.893 0.949 0.950 0.766 0.529
主动性 0.882 0.869 0.879 0.879 0.710 0.645 0.782
动机 0.862 0.869 0.856 0.819 0.825 0.842

5.2. 共同方法偏差的评估
进行了Harman的单因素测试，未旋转的因素解释了总方差的45.08%，低于所有观察指标的50%阈值。此外，单因素模型的拟合效果较差（χ2/df = 8.862，TLI = 0.560，CFI = 0.602，RMSEA = 0.183，SRMR = 0.126），未达到最低可接受阈值。相比之下，六因素模型的拟合效果显著更好（表3）。因此，共同方法偏差在本研究中不是一个显著问题。

表3. 验证性因子分析结果。
模型 χ2/df TLI CFI RMSEA SRMR
六因素模型 44 9 1 9 2.316 0.926 0.938 0.075 0.054
五因素模型 67 6 9 3 2.316 0.926 0.938 0.075 0.054
四因素模型 12 7 6 9 2.316 0.926 0.884 0.101 0.066
三因素模型 14 8 3 9 2.316 0.653 0.690 0.163 0.120
二因素模型 17 5 7 8 2.152 0.988 0.560 0.602 0.183 0.126
单因素模型 18 5 2 9 2.152 0.560 0.602 0.183 0.126

5.3. 描述性分析
表4展示了各变量的平均值、标准差（SD）和相关系数。赋能式领导力与知识共享（r = 0.553，p < 0.01）和创新（r = 0.495，p < 0.01）呈正相关。此外，知识共享与创新也有显著的正相关（r = 0.507，p < 0.01）。VIF分析显示，回归模型中的所有变量的VIF值都低于10，表明没有多重共线性问题。

表4. 平均值、标准差和相关系数（p < 0.01）。
变量 MSD LSD CR r
赋能式领导力 4.75 2.123 1.000 0.553
知识共享 5.09 2.106 0.553 0.700 0.507
创新 4.21 2.171 0.495 0.507 0.548
安全 4.91 2.117 0.592 0.691 0.548
动机 4.50 1.293 0.365 0.399 0.546
主动性 4.79 1.102 0.378 0.444 0.463 0.609

5.4. 假设检验
如模型10所示，在控制了性别、年龄、员工数量和职位后，赋能式领导力与创新之间存在显著的正面关系（β = 0.461，p < 0.001）（表5），从而支持了假设1。

表5. 假设结果（*表示p < 0.05；**表示p < 0.01；***表示p < 0.001）。
变量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 模型8 模型9 模型10 模型11 模型12
性别 ?0.317 ?0.158 ?0.097 ?0.128 ?0.090 ?0.134 ?0.090 ?0.170 ?0.481 ?0.328 ?0.311 ?0.268
年龄 0.001 0.008 0.003 0.007 0.012 0.009 0.015 ?0.016 ?0.007 ?0.015 ?0.010
员工数量 0.14 0.078 0.098 0.071 0.057 0.043 0.084 0.036 0.239 0.179 0.494 0.786
基层经理 0.242 ?0.196 ?0.093 ?0.16 ?0.227 ?0.233 ?0.225 0.916 0.494 0.786 0.568
中层经理 0.001 ?0.384 ?0.336 ?0.459 ?0.338 值得注意的是，赋能式领导通过知识共享对创新的间接影响在积极性较低的员工中更为显著（β = 0.186，95%置信区间 = [0.10, 0.28]），而在积极性较高的员工中则不那么明显（β = 0.082，95%置信区间 = [0.02, 0.17]）。总之，赋能式领导对知识共享行为的积极影响受到心理因素的调节，如心理安全感、内在动机和积极性。具体来说，这些心理资源水平较低的员工更容易受到赋能式领导的影响。结果显示，赋能式领导在积极性较低（β = 0.496）和内在动机较低（β = 0.499）的群体中，对知识共享的影响尤为显著，而心理安全感较低的群体中这一影响为β = 0.259。

6. 讨论
本研究探讨了赋能式领导如何通过知识共享行为影响员工创新，以及在何种条件下这种关系会变得更强或更弱。研究结果表明，赋能式领导通过知识共享机制积极影响员工创新。这一结果与先前的研究一致，那些研究指出赋能式领导促进了自主性、参与度和开放沟通，从而鼓励员工分享知识并采取创新行为（Pett等人，2025年）。这些研究强调了现有文献在将赋能式领导作为协作行为和创新驱动力方面的贡献。

然而，尽管有这些成果，现有研究也存在一些局限性。首先，许多文献假设赋能式领导普遍会产生积极效果，但并未充分探讨这些效应可能变化的边界条件。其次，以往的研究主要集中在赋能式领导与创新之间的直接关系上，而相对较少关注塑造员工对领导行为反应的心理机制和个人差异（Dutton等人，2010年；Srivastava等人，2006年；Zhou & Shalley，2003年）。因此，虽然现有文献为理解赋能式领导的有效性提供了坚实的基础，但在解释其适用的时间和对象方面仍不完整。

为了解决这些不足，本研究指出赋能式领导的有效性取决于员工的心理资源。具体而言，心理安全感、内在动机和积极性显著调节了赋能式领导与知识共享行为之间的关系。与先前研究指出赋能式领导通过减少层级距离来增强心理安全感的观点一致（Edmondson，1999年；Jeon，2024年），我们的发现证实了它在促进知识共享环境中的作用。重要的是，本研究进一步表明，当员工的心理安全感、内在动机和积极性较低时，赋能式领导的影响尤为显著。这一发现挑战了先前研究中一个常见的假设，即拥有较强心理资源的员工是创新的主要推动者（Amabile，1988年；Crant，2000年）。相反，结果表明赋能式领导可以弥补心理资源的不足，激活那些可能原本处于被动状态的员工的知识共享和创新行为。这突显了赋能式领导作为一种促进和赋能机制的作用，而不仅仅是强化作用。

本研究的背景设置进一步增强了这些发现的意义。现有文献大多是在西方组织背景下发展的，这些组织的权力距离相对较低，管理模式以参与为主（Srivastava等人，2006年；Zhang & Bartol，2010年）。虽然这在理论发展中是一个优势，但也限制了其在更具层级结构的环境中的普遍性。通过关注韩国的高科技企业——这种环境的权力距离规范相对较高——本研究提供了重要的背景见解。在这种环境下，员工可能因权威和地位担忧而犹豫分享知识。研究结果表明，赋能式领导可以通过培养信任和自主性来缓解这些障碍，从而鼓励知识共享，尤其是在心理资源较低的员工中，突显了其在这些条件下的更强效果。

6.1. 理论意义
本研究为赋能式领导和员工创新的相关文献做出了重要理论贡献。首先，它将心理资源重新定义为边界条件，而不仅仅是中介机制。虽然以往的研究大多将这些资源视为赋能式领导与创新结果之间关系的中介机制（Burhan & Khan，2024年；Crant，2000年；Islam等人，2024年；Pett等人，2025年；Srivastava等人，2006年），但本研究借鉴了LMX理论和RBV理论，提出了一个权变视角，表明这些资源影响了领导效能的强度。这一转变明确了赋能式领导最具有影响力的情况，而不仅仅是它如何影响结果。其次，本研究通过加强创新研究的微观层面基础，为领导力和创新文献做出了贡献。尽管现有文献主要强调了组织层面的创新结果，但本研究强调了个体层面过程（尤其是知识共享行为）在将领导力转化为创新中的作用。通过这种方式，它将领导力理论与知识交流的行为视角相结合，提供了对组织内创新产生过程更为细致的理解。第三，本研究通过扩展赋能式领导的情境和文化适用性，对其理论进行了扩展。现有研究主要在权力距离较低的背景下发展和验证了赋能式领导（Pett等人，2025年；Srivastava等人，2006年；Zhang & Bartol，2010年），而本研究将其置于权力距离较高的环境中，证明了赋能式领导在理论上的相关性，并强调了应用时的情境敏感性。这一扩展有助于细化赋能式领导理论的边界条件，并支持其在不同文化环境中的普遍性。

6.2. 实践意义
本研究为旨在提高创新绩效的管理者和组织提供了几项实践建议，特别是在权力距离较高的文化环境中，如韩国。首先，在层级结构严格、权限传统的组织环境中，实施赋能式领导至关重要。在这种环境下，赋能式领导有助于减少权力不对称性，建立信任，并缓解员工对犯错的恐惧。然而，由于根深蒂固的文化规范，员工可能不愿意与领导者建立平等的关系，因此仅仅赋予自主权可能不足以产生显著效果。因此，组织应营造一个心理安全的环境，将错误视为学习机会，并鼓励员工分享知识，而不担心负面后果。我们的研究结果进一步强调了员工的心理资源（如内在动机、积极性和心理安全感）在调节赋能式领导有效性方面的关键作用。心理资源水平较低的员工对领导风格特别敏感。为了促进创新，管理者应通过提供明确指导、赋予决策自主权、认可和奖励知识共享行为、促进开放沟通以及推动协作解决问题来积极提升这些心理条件。通过将赋能式领导与心理安全的环境相结合，组织可以促使员工在层级较高、权力距离较大的文化环境中也能自信地主动行动、分享知识并采取创新行为。

6.3. 限制
本研究存在一些局限性，为未来的研究提供了方向。首先，由于难以接触高科技组织，本研究仅聚焦于赋能式领导。未来的研究可以扩展范围，探索和比较其他领导风格（如变革型、指令型或伦理型领导），因为这些风格可能与心理资源的相互作用方式不同，从而影响创新结果。其次，本研究主要依赖个体层面的数据，未来研究应考虑从多个团队成员那里收集数据或采用团队层面的分析方法。

7. 结论
本研究探讨了赋能式领导在通过知识共享行为促进员工创新中的作用，并考虑了心理资源的调节效应，这些资源反映了员工的安全感、动机和能力。研究发现，赋能式领导通过促进知识共享来增强员工创新，其有效性取决于员工的心理资源，当这些资源有限时效果更为显著。通过将领导理论与心理资源视角相结合，并将模型置于权力距离较高的文化背景下，本研究提供了对赋能式领导在员工层面运作方式的更细致理解。总体而言，研究结果强调了促进自主性、信任和知识共享的领导实践作为组织内创新行为关键驱动力的重要性。

**作者贡献声明**
Meiling Yin：撰写——审阅与编辑、撰写——初稿、资源收集、方法论、调查、数据分析、数据管理、概念化。
Mingyeong Jeon：撰写——审阅与编辑、撰写——初稿、资源收集、方法论、调查、数据分析、数据管理、概念化。

**资助**
作者未从该研究的研发、署名和/或发表过程中获得任何财务支持。