International Open Access Journal Platform

迈上中国式现代化新征程，创新是第一动力。一个组织，只有创新才能保持拥有、保持自己的核心竞争力[1]。所以，哪些因素制约或者驱动创新行为一直是研究者关注的焦点[2]。领导者的一些特征，虽在不同文化中表现出一定的适用性，但社会环境影响了它的实践范围[3]。作为一种普遍而潜在的领导方式，家长式领导在亚洲、非洲和拉丁美洲广泛存在［4，5］。家长式领导是基于父母（特别是父亲）与孩子之间预设的一种关系[6]。其特点是领导者对追随者工作范围的内外都表现出个人的关心，并伴随着明确的法定性权威和约束行为。然而这种关心照顾不能使用领导—成员交换理论解释，因为它表现出了对追随者的幸福较为热心的关注。下属倾向于接受领导者的权威和关心，以实现自己的最佳利
益[7]。我国是一个家长式领导较为突出的国家，但不少人据此认为这种领导风格是中国企业缺乏创新的主要原因[8]。关于家长式领导的性质和有效性，是否从整体上导致创新行为的增加，还没有清晰的结论。以往研究表明，家长式领导可能对员工创新行为具有预测作用［9，10］，但是使用同样的测量工具，家长式领导与员工创新行为之间的相关系数从-0.019到0.255不等［11，12］。究竟两者的关系如何，以及何种因素影响了它们的关系，亟需研究者考量。本研究通过元分析方法对家长式领导与部属创新行为的关系及其调节因素进行研究，旨在发挥元分析整合以往研究成果的优势，避免由于单一研究结果造成的误差影响[13]。同时，考虑到家长式领导是一个多维度的构念，需要对每个维度与创新行为的关系进行定量回顾和综合分析，再结合已有研究中两者关系的影响因素予以系统剖析，让结论更加普遍而准确。

1 文献回顾与研究假设

1.1 家长式领导与部属创新行为的关系

领导方式对部属创新行为具有重要的影响。研究表明，变革型领导、涌现型领导、真实型领导等领导风格会对部属创新行为产生直接或间接的影响［14，15］。家长式领导对部属创新行为是否产生影响仍存争议，如张秀娟实证两者没有明显关系，但大多数学者的研究结果支持两者存在直接或间接的关
系［16，17］。首先，家长式领导作为总体变量，与部属创新行为的关系有正向也有负向。针对家长式领导的三个维度，即德行领导、威权领导、仁慈领导与部属创新行为的关系也是不尽相同，有的认为关系是一致的，都存在正相关［12，18］。但是多数研究者认为，三个维度的影响方向并不一致。仁慈领导、德行领导对部属创新行为产生促进作用。德行领导能够增强下属的责任意识和工作动机，不断挖掘自身的创造性。根据社会交换理论，当领导者对下属表现为关心、宽容，下属角色外行为增加，且没有工作中开展创新的后顾之忧。而威权领导则对部属创新行为产生阻碍作用［19，20］。专权、严峻的领导行为会抑制下属的创新想法，减弱创新的能动性。此外，有研究认为不同战略环境下家长式领导对创新行为的影响不同，比如在防守者战略下，仁慈领导对探索式创新具有负向影响[21]。但是，由于控制了变革型领导行为的影响后，家长式领导对下属反应仍然存在额外的解释效用［22，23］。因此，本研究认为仁慈领导、德行领导、威权领导作为家长式领导的基本维度应该得到综合考量，从系统的眼光审视三者之间的交互效果和调节作用的存在，即提出假设：

H1：家长式领导对部属创新行为具有正向预测作用。

1.2 家长式领导与创新行为关系的调节变量

（1）测量工具。在家长式领导与部属创新行为关系的研究中，研究者对家长式领导的测量工具基本上都借鉴了台湾地区学者郑伯埙的结构维度与测量标准，但是对创新行为的测量工具却没有统一的规定和标准。艾森伯格（Eisenberg）等人指出，测量方法的不同会直接影响变量之间的关系强度[24]。一是创新行为测量工具的不统一问题。斯科特（Scott）和布鲁斯（Bruce）开发了涉及个人工作场所的6个题项的主观自评量表[25]，Janssen编制了9个题项的创新行为自评量表[26]，这些属于自评量表；而奥尔德姆（Oldham）和卡明斯（Cummings）[27]、蒂尔尼（Tierney）等人[28]分别开发了3题项、9题项的上级评下级创新绩效的量表，以及周（Zhou）和乔治（George）研制的13个题项的领导主观评价部属创新行为表现量表［29］，这些属于他评量表。二是创新行为测量维度不同。斯科特（Scott）、布鲁斯（Bruce）、詹森（Janssen）、周（Zhou）和乔治（George）等人编制的单维量表，台湾地区学者黄致凯编制的是两维量表[30]，而蒂尔尼（Tierney）等人还使用了任务测量法。三是创新测量的内容不同。斯科特（Scott）和布鲁斯（Bruce）侧重于企业员工的整个创新过程的行为表现，周和乔治则对由他人提供被评价者的创新绩效信息进行总体评价，而黄致凯则从产生创新构想、执行创新构想两个方面进行评价。创新行为的结构维度和测量标准不同，会导致测量结果存在差异，这可能影响家长式领导与部属创新行为的强弱。即提出假设：

H2：创新行为的测量工具影响家长式领导与部属创新行为之间的关系。

（2）被试文化背景。家长式领导是郑伯埙等人提出和发展起来的本土化领导理论，其被证明在华人社会的企业管理实践具有一定的普遍性。不同的国家所提出的领导风格构念应该具有不同的理论基础和文化背景，特别是在权力距离倾向较高、人治主义观念较强的华人社会。研究表明，中国文化中的领导与下属的关系常常会明显超越工作范围而延伸到私人生活的领域[31]。此外，领导者与部属之间的私人关系也被发现会对中国组织产生重要影响[32]。其他国家，特别是西方工业化国家多强调个人主义，并不认同组织情境中家长式领导的积极影响。即提出假设：

H3：被试文化背景影响家长式领导与部属创新行为之间的关系。

（3）出版语言。文字是一种文化的载体。一定程度上，出版的学术文章反映了某一领域的研究成果与研究趋向。由于文化背景的差异，不同语言的出版刊物（含硕博士论文）对研究结果的接纳程度不一。英文期刊多倾向与研究的单维与纵向，比如用中层理论的方式去处理经典理论，比较强调功能性、实用性、操作性的使用。而中国的期刊多关注政治质量、学术质量和出版标准等，比较重视研究过程、研究方法、研究设计的创新[33]。由于翻译“家长式”，容易产生父亲的概念而引起对结果的怀疑。另外，崇尚模型建构、定量分析的英文出版物对于研究结果的显著性关注度相对较高，且同行评审制度使得管理学领域很可能会发生一种“自然选择的扭曲”，不愿发表负面的研究结果［34］。即提出假设：

H4：出版语言应会影响家长式领导与部属创新行为之间的关系。

1.3 家长式领导与创新行为关系的中介作用

领导是领导者与部属在特定环境下相互作用的动态过程。虽然有研究认为，家长式领导与成员是不平等的上下级关系[35]，但是随着环境的变化，特别是现代企业管理制度的不断完善，其内涵出现了“现代转型”[22]。领导者指引下属朝目标前进，强调结果导向，往往会减少对下属在工作过程中的贬低和干涉，给予他们更多的空间和自由，以期产生更多的创新成果与更多的创新绩效。心理授权是个体内心不断增长的一种内在动力。领导者的“仁慈”会让下属获得更多的资源、安慰与帮助，进而会更加努力地工作，更加创造性地解决工作中的难题。可以认为，家长式领导对下属心理授权，以及心理授权对创新行为都存在正向影响。加之前述的家长式领导对创新行为的正向影响。不同领导下属间人际关系是不同的，进行着资源、情感的交换，进而对下属的工作资源及绩效产生不同的影响。家长式领导往往将家长的角色带入与下级的互动中，容易形成高质量的领导成员交换关系。当获得组织信任更高、与领导的私人关系更好、获得的资源更多，下属出于回馈心理，在工作中更加投入并不断创新。与领导者良好的社会交换促进了下属对被授予权力的感知，感受到更多的组织信任与自由，增进对组织的情感。即提出假设：

H5：心理授权在家长式领导与部属创新行为之间起中介作用。

H6：领导成员交换关系在家长式领导与部属创新行为之间起中介作用。

H7：家长式领导通过领导成员交换关系—心理授权影响部属创新行为。

2 研究方法

2.1 文献搜索

本研究多渠道、较全面地搜索了中英文文献。其中，中文文献主要检索CNKI数据库、万方数据库、中国优秀硕博士论文全文数据库、中国科技期刊数据库、（中国）台湾学术期刊数据库。家长式领导检索词为领导风格、领导方式、家长式领导、家长型领导、威权领导、德行领导、仁慈领导；创新行为检索词为创新行为、创造力、新想法提出、新想法推展、新想法实施。英文文献检索Web of Science、ProQuest、JSTOR、Psy INFO、Elsevier Science Direct、Springer link数据库，以leadership style，paternalistic leadership，authoritarian leadership，moral leadership，benevolent leadership为关键词，同时联合innovation，innovative behavior，creativity，idea promotion，idea generation，idea dissemination进行检索，并通过Google Scholar进行文献补查。为了避免遗缺，还对综述或相关文章的参考文献进行必要的人工搜索。

2.2 文献纳入与排除标准

根据研究主题和元分析技术要求，将文献纳入标准确定如下：（1）必须报告了调查数据的实证研究，纯理论及文献综述类文章予以排除；（2）研究中同时使用了家长式领导（或具体维度）和创新行为量表，并且报告了至少一个家长式领导维度与创新行为之间的相关关系或者其他可以转化为效应量的指标；（3）研究中的样本必须独立，若存在研究样本的重复或重叠，则选取更详细或样本更大的研究；（4）研究数据重复发表的，仅取其一，如果学位论文发表在期刊上，则以期刊论文为准；（5）样本量大小确定。

2.3 文献编码

对已纳入元分析的文献进行编码，依次对文献信息（作者名+发表时间）、样本量大小、创新行为测量工具（Zhou、Scott、其他）、文化背景［中国、非中国］、出版语种（中文、英文）进行Excel录入。效应值依照每个独立样本进行编码，如果一篇文献同时报告了多个独立样本，则分开进行编码，形成多个独立的效果量，本研究共得到112个独立效果量。为了确保编码的信度，2名管理学博士分别针对文献纳入和排除标准进行独立编码，编码的一致性为90.3%，说明文献编码是比较准确可信的。最后纳入元分析的研究文献共53篇，其中中文文献27篇，英文文献26篇。

图 1 文献纳入及排除过程

Figure 1 Process of document inclusion and exclusion

2.4 元分析过程

首先进行效应量计算。本研究使用CMA3.0（Comprehensive Meta Analysis 3.0）软件和HS方法（Hunter-Schmidt）进行元分析。根据变量之间的相关系数r值来进行转换Fisher-Z值，具体公式为z=1/2ln［（1+r）/（1-r）］。在编码过程中发现，有些文献并没有报告家长式领导（或其各个维度）与创新行为之间的相关系数，而是报告了β值。根据Robert A. Peterson等人（2005）的公式将其转换为r值，即r=β+0.05λ（当β<0时，λ=0；当β≥0时，λ=1），然后再将得出的r值进行Fisher-Z值转换。

其次是进行模型选定和异质性检验。目前，元分析常采用固定效应模型（FEM）和随机效应模型（REM）两种模型中的一种，它们所依据的假设是不同的。固定效应模型认为，所有的研究都存在共同的真实效应量，且仅包含这些研究所涉及的总体，不可以进行推广。而随机效应模型的假设是研究的真实效应量会随研究群体、研究工具等的不同而发生改变。本研究通过文献梳理发现，家长式领导与创新行为之间的关系可能受到来自测量工具、被试群体和出版语言的影响。即不同的研究特征可能会影响研究结果，需要选用随机效应模型更为合理[36]。所以，随后的元分析使用随机效应模型。异质性检验可以进一步验证随机效应模型的选择是否合理。为了严谨起见，本研究选取异质性检验的三种主要方法，即Q检验、I2检验和H检验进行。在Q检验中，如果p<0.05，则表明显著异质；在I2检验中，25%、50%、75%的I2值被视为异质性低、中、高的临界值[37]。在H检验中，如果H>1.5，则表明研究间存在高异质性。

最后要进行发表偏倚检验。如果选取的研究文献缺乏代表性，不能系统全面地反映该领域地研究总体，则认为出现了发表偏倚[38]，这势必影响元分析结果的可靠性。为此，先要在文献搜索阶段尽可能多地获取文献（特别是研究结果不显著或未发表的论文），还要通过检验发表偏倚的方法进行验证。本研究使用漏斗图、Rosenthal’s Classic Fail-safe N检验和Egger’s检验三种方法。

3 研究结果与分析

3.1 发表偏倚检验

先运用漏斗图检验元分析可能存在的发表偏差。从图2、图3、图4可以看出，家长式领导（含各维度）与创新行为关系的研究文献基本分布在总效应量的两侧，这它们之间的研究不存在较严重的发表偏倚。

图 2 家长式领导与创新行为关系漏斗图

Figure 2 Funnel diagram of the relationship between paternalistic leadership and innovative behavior

图 3 威权领导与创新行为关系漏斗图

Figure 3 Funnel diagram of the relationship between authoritarian leadership and innovative behavior

图 4 德行领导与创新行为关系漏斗图

Figure 4 Funnel diagram of the relationship between moral leadership and innovative behavior

图 5 仁慈领导与创新行为关系漏斗图

Figure 5 Funnel diagram of the relationship between benevolent leadership and innovative behavior

表 1 发表偏倚检验结果

Table 1 Test of bias results

注：LL、UL表示Egger’s检验的95%的置信区间的下限和上限。

为了更准确地反映发表偏差的情况，本研究进行了Rosenthal’s Classic Fail-safe N检验和Egger’s检验，发现家长式领导、威权领导、德行领导、仁慈领导与部属创新行为的失安全系数分别为1401、2035、3558、686，即还需要相应数量的研究文献才能否定两者的重要关系，这已表明样本代表性良好。此外，相应变量上Egger’s Intercept对应的p值分别为0.22、0.21、0.84、0.84，与零差异（p>0.05）不显著，进一步说明家长式领导（含各维度）与部属创新行为之间的研究文献不存在发表偏倚。

3.2 异质性检验

对家长式领导（含各维度）与部属创新行为之间的关系进行异质性检验，以确定所测得的效应量是否为异质。研究发现，各研究之间效应值的Q检验都显著（p<0.001），这说明各效应值均为异质性的，且I2值在91.07%～93.83%之间，随机误差的占比也比较小，根据Higgins等人的判断标准[37]，各研究之间存在高异质性。Tau-squared的值在3%～5%之间，意味着各研究之间效应量的变异有3%～5%可以用来计算权重。

表 2 异质性检验结果

Table 2 Test of heterogeneity results

3.3 主效应检验

通过对112个独立效应量，共15，355名被试进行元分析，CMA随机效应模型结果显示：家长式领导与部属创新行为关系的效应量在0.17～0.20之间，综合效应量r=0.19，p<0.001；威权领导与部属创新行为关系的效应量在-0.17～0.13之间，综合效应量r=-0.15，p<0.001；德行领导与部属创新行为关系的效应量在0.30～0.33之间，综合效应量r=0.32，p<0.001；仁慈领导与部属创新行为关系的效应量在0.34～0.37之间，综合效应量r=0.36，p< 0.001。再根据Hunter和Schmidt效应值整合计算[39]，发现：家长式领导、威权领导、德行领导和仁慈领导对部属创新行为的总体相关分别为0.19、-0.16、0.30、0.33，与前者相差不大，且95%CI均不包含0，如表3所示。由此可知，H1得证。

表 3 Hunter和Schmidt（2004）效应值整合结果

Table 3 Hunter and Schmidt (2004) integration of effect

3.4 次群体分析

通过异质性检验发现，各研究之间的效应值具有高异质性，这可能源于调节变量的影响。次群体分析旨在探讨异质性的来源及相关研究特征对效应量的调节影响。本研究关注创新行为测量工具（Zhou、Scott、其他）、被试文化背景（中国、非中国）、出版语种（中文、英文）对家长式领导与部属创新行为关系的调节影响，具体如表4、表5、表6所示。

表 4 测量工具对家长式领导与创新行为关系的调节作用

Table 4 The moderating effect of measurement tools on the relationship between paternalistic leadership and innovative behavior

表 5 文化背景对家长式领导与创新行为关系的调节作用

Table 5 The moderating effect of cultural background on the relationship between paternalistic leadership and innovative behavior

如表4所示，测量工具显著调节家长式领导、德行领导，以及仁慈领导与部属创新行为的关系（Qb=53.68，p<0.05；Qb=27.19，p<0.05；Qb=23.55，p<0.05），H2得证。采用Scott编制的测量工具测得的创新行为与家长式领导、德行领导的关系相对较弱，而使用Zhou编制的测量工具测得的创新行为与仁慈领导的关系相对较弱，但与威权领导的关系相对较强。表5结果显示，被试文化背景显著调节家长式领导、德行领导及其仁慈领导与创新行为的关系（Qb=26.66，p<0.05；Qb=4.25，p<0.05；Qb=25.85，p<0.05），H3得证。来自中国文化背景的被试家长式领导、德行领导，以及仁慈领导与部属创新行为的关系强于非中国文化背景的被试。表6结果表明，出版语种显著调节家长式领导、威权领导、德行领导以及仁慈领导与部属创新行为的关系（Qb=4.66，p<0.05；Qb=17.08，p<0.05；Qb=28.27，p<0.05；Qb=83.49，p<0.05），H4得证。英文出版的研究在家长式领导与部属创新行为的关系强于中文出版的研究，而在具体维度上这种关系弱于中文出版的研究。

表 6 出版语种对家长式领导与创新行为关系的调节作用

Table 6 The moderating effect of publishing language on the relationship between paternalistic leadership and innovative behavior

3.5 多变量中介效应检验

构建各个变量之间效应量的相关矩阵，计算出调和平均数（9357），并以此矩阵进行结构方程模型计算，结果如表7所示。当控制领导成员交换关系时，家长式领导正向影响心理授权（β=0.12，p<0.05），心理授权正向影响部属创新行为（β=0.27，p<0.05），由此支持H5。同时，当控制心理授权时，家长式领导正向影响领导成员交换关系（β=0.22，p<0.05），领导成员交换关系正向影响部属创新行为（β=0.37，p<0.05），由此支持H6。并且，家长式领导还通过领导成员交换关系—心理授权的间接效应对部属创新行为产生影响（β=0.02，p<0.05），即支持H7。

表 7 元分析效应值相关矩阵

Table 7 Meta-analysis effect value correlation matrix

注：括号内数字为变量相关研究数量和样本量。

图 6 关系模型

Figure 6 The relationship model

4 讨论

4.1 家长式领导与部属创新行为的关系

综上可知，家长式领导与部属创新行为的关系密切（r=0.19），说明家长式领导分数越高，越有利于下属的创新行为，这与以往的研究结果相一致［40-42］。究其原因包括：一是领导是领导者与下属在特定环境下相互作用的动态过程，领导的职能之一是创新，领导方式对下属的创新行为有显著影响[43]，家长式领导也不例外。二是家长式领导能够增强下属的集体归属感，提升他们的创新自我效能感，从而促进下属产生更多的创新行为[44]。三是家长式领导在施恩、树德两个方面可能会增强下属的心理授权感，更加认可自己的工作价值意义，相信并希望能够塑造自己的工作角色，增加创新动机和工作自主权，表现出更多的创新行为[45]。此外，领导者的“施恩、树德、立威”等行为，下属也会表现出“感恩图报、认同效法、敬畏服从”等认知性心理反应。家长式领导中的仁慈关爱、温暖呵护能够易于使下属产生更多积极情绪。按照积极情绪拓展—建构理论，积极情绪能够拓展个体的瞬间思维—行动范围，让下属的思维模式变得不同寻常、灵活、包容、富有创造性，产生更多创新行为。

4.2 家长式领导与创新行为关系的调节效应

一是创新行为的测量工具。元分析结果表明，创新行为的测量工具会影响家长式领导与部属创新行为之间的关系（Qb=53.68，p<0.05）。具体而言，使用Scott、Zhou量表测得的部属创新行为与家长式领导的关系较弱（r=0.11，r=0.12），而采用Tierney、Oldham等其他量表测得的部属创新行为与家长式领导关系较强（r=0.29）。首先，斯科特（Scott）和周（Zhou）等人都持创新过程论的观点，认为创新行为不只是创新想法本身，还包括创新想法的产生、推介与实施[29]，是一个多阶段过程[25]。Zhou量表是在Scott量表的基础上开发而成的，内容具有相似性，且涉及面广。这可能使得它们对家长式领导与部属创新行为具有偏低的相似影响。另外，蒂尔尼（Tierney）、奥尔德姆（Oldham）等人开发的其他量表都是单维的，通过熟悉员工的上级主观提供下属的创新绩效信息，来评价下属的创新行为。可能由于内容比较聚焦，以既有的创新绩效信息很容易强化事物的连接和影响作用，使得家长式领导与部属创新行为之间的关系趋强。

二是被试文化背景。元分析结果显示，被试的文化背景会影响家长式领导与部属创新行为之间的关系（Qb=26.66，p<0.05）。具体来说，作为中国文化背景的被试所反映的家长式领导与部属创新行为的相关较高（r=0.22），而土耳其、韩国、巴基斯坦、尼日利亚、马来西亚等其他非中国文化背景的研究对象所测得的家长式领导与部属创新行为之间的相关较低（r=0.09）。中国是一个典型的儒家传统文化国家，由于高权力距离，领导对于下属的影响相较于西方国家可能更为明显[46]。中国情境中的员工更多地遵循等级角色观念，并且员工的中国传统性特质对家长式领导的作用适宜，注重人情或良好关系的维护，对创新氛围的营造和创新行为的促发具有积极作用。而非中国背景下（本研究中多为西方文化）的组织中个人主义思想更为多见，家长式领导对部属创新行为的促发相对较弱。

三是出版语种。元分析结果表明，不同出版语言会影响家长式领导与部属创新行为的关系（Qb=4.66，p<0.05）。具体而言，中文出版的研究在家长式领导对部属创新行为的影响略低于英文出版刊物（0.18<0.23），但是在威权领导、德行领导以及仁慈领导与创新行为的关系上，中文明显高于英文。由于家长式领导方式在西方工业化国家出现比较少，在翻译“家长式领导”一词，往往指的是较为压迫的情境，这可能被视为一种攻击性或让人怀疑的方式。在西方所谓民主、文明、工业化的国家，家长式领导一般被认为是一种不可接受的、不被看好的领导方式，虽然实际上在更多情况下被描述为较明显的家长作风［47］。此外，“家长式”一词容易唤起父亲的概念[48]，英文研究中不建议使用含有性别意思的术语，这种由此引发的负面反应，可能很难得到有关国家领导力学者的关注和认同[6]。

4.3 家长式领导与创新行为的中介作用

通过中英文献收集，计算家长式领导、心理授权、领导成员交换关系和创新行为变量之间的元分析平均相关，在构建相关矩阵的基础上探讨家长式领导对部属创新行为作用的心理过程机制，发现家长式领导对部属创新行为的作用同时存在三种心理过程机制，即家长式领导分别通过心理授权、领导成员交换关系，以及领导成员交换关系—心理授权对部属创新行为具有间接效应。前两个简单中介作用与黄玉凤、扎伊尔 （Zazir）等人的研究结果相一致［49，50］。而关于领导成员交换关系—心理授权的序列中介作用的理论假设被本研究证实。下属所感受到的组织授权，可以来自和领导者良好的社会交换［51］，而这种心理授权又会进一步激发下属对组织产生更多的创新行为。作为一种独特的领导风格，家长式领导根植于中国传统文化，广泛存在于华人社会各种组织中，对下属的态度与行为表现出独特的解释
力[7]。本研究从内在心理机制的角度剖析了家长式领导的作用过程，进一步拓展和深化了家长式领导与部属创新行为的关系研究。

5 研究结论与展望

5.1 基本结论

本研究采用元分析技术对家长式领导与部属创新行为的关系进行研究，发现两者之间存在中等程度的正相关。这对于促进和提高部属创新行为具有重要的借鉴指导意义。在部属创新行为的促发上，可以从家长式领导入手。同时，这种关系受到创新行为测量工具类型、被试文化背景及出版语种的调节。这意味着在探讨家长式领导与部属创新行为的关系时，应关注创新行为测量工具的标准化和结构的一致性问题，在可能的情况下开发更为系统化的工具。被试所属文化背景、出版语种也是需要考虑的重要因素。此外，家长式领导通过心理授权、领导成员交换关系和领导成员交换关系—心理授权三种间接作用影响部属创新行为。

5.2 研究局限及展望

由于大多数研究没有报告被试的工作性质，也没有相应的数据结果，故本研究没有分析工作性质的调节作用。未来可以继续关注不同工作性质对家长式领导与部属创新行为之间关系的影响。此外，部分调节效应检验的样本量不多，如Zhou等人编制的工具测量创新行为的样本只有13项，因此，测量创新行为的不同工具在比较时可能会存在误差。由于针对创新行为的测量工具较多，在编码过程中仅选取了使用频率较高的测量工具，未来可以继续关注大样本范式下家长式领导对部属创新行为的影响，纳入更多不同测量工具的研究样本，进一步论证测量工具在两者之间的调节效应，以增强研究的说服力。

参考文献

[1] Anderson N，De Dreu C K，Nijstad B A．The Routinization of Innovation Research：A Constructively Critical Review of the State-of-the-Science［J］．Journal of Organizational Behavior，2004，25（2）：147-173．

[2] Yuan F，Woodman R W．Innovative Behavior in the Workplace：The Role of Performance and Image Outcome Expectations［J］．Academy of Management Journal，2010，53（2）：323-342．

[3] House R J．Illustrative examples of GLOBE findings［M］// In R J House，P J Hanges，M Javidan，et al（Eds．）．Culture，leadership，and organizations：The GLOBE study of 62 societies．Thousand Oaks，CA：Sage，2004：3-8．

[4] Ma L，Tsui A S．Raditional Chinese philosophies and contemporary leadership［J］．The Leadership Quarterly，2015，26（1）：13-24．

[5] Pellegrini E K，Scandura T A．Paternalistic leadership：A review and agenda for future research［J］．Journal of Management，2008，34（3）：566-593．

[6] Aycan Z．Paternalism：Towards conceptual refinement and operationalization［M］// In K S Yang，K K Hwang，U Kim（Eds．）．Scientific advances in indigenous psychologies：Empirical，philosophical，and cultural contributions．London：Cambridge University Press，2006：445-466．

[7] Farh J L，Cheng B S．A Cultural Analysis of Paternalistic Leadership in Chinese Organizations［M］/ / Li J T，Tsui A S，Weldon E．Management and organizations in the Chinese Context．London：Macmillan，2000：84-127．

[8] 李忆．家长式领导的创新模式［J］．北大商业评论，2013（2）：97-99．

[9] Hou B，Hong J，Zhu K，et al．Paternalistic leadership and innovation：the moderating effect of environmental dynamism［J］．European Journal of Innovation Management，2019，22（3）：562-582．

[10] 朱阔江．家长式领导对员工创新行为的影响——基于自我效能感的调节作用［D］．南京师范大学，2016．

[11] Dedahanov A T，Bozorov F，Sung S．Paternalistic Leadership and Innovative Behavior：Psychological Empowerment as a Mediator［J］．Sustainability，2019，11（6）：1-14．

[12] 李意茹．家长式领导对员工创新行为的影响研究［D］．河南财经政法大学，2017．

[13] Lipsey M W，Wilson D B．Practical meta-analysis［M］．Thousand Oaks，CA：Sage，2001．

[14] 蒲晓芳．变革型领导对新生代知识型员工创新行为的影响研究［D］．山东大学，2015．

[15] 彭正龙，王红丽，谷峰．涌现型领导对团队情绪、员工创新行为的影响研究［J］．科学学研究，2011，29（3）：471-480．

[16] Nazir S，Shafi A，Asadullah M A，et al．How does ethical leadership boost follower’s creativity? Examining mediation and moderation mechanisms［J］．European Journal of Innovation Management，2020（9）．

[17] 杜小武，汪岩．家长式领导、组织认同对员工创新行为的影响研究［J］．西安石油大学学报（社会科学版），2020，29（1）：39-45，52．

[18] 陈峥．家长式领导对新生代员工创新行为影响的实证研究——基于创新自我效能感的中介作用［D］．暨南大学，2018．

[19] 李珲，丁刚，李新建．基于家长式领导三元理论的领导方式对员工创新行为的影响［J］．管理学报，2014，11（7）：1005-1013．

[20] 王振华．家长式领导对员工创新行为的影响研究［J］．山东社会科学，2014（4）：151-154．

[21] 李忆，桂婉璐，刘曜．家长式领导对双元创新的影响：与企业战略匹配［J］．华东经济管理，2014，28（1）：113-118．

[22] 郑伯埙．华人文化与组织领导：由现象描述到理论验证［J］．本土心理学研究，2004（22）：195-251．

[23] Cheng B S，Chou L F，Wu T Y，et al．Paternalistic leadership and subordinate responses：Establishing a leadership model in Chineseorganizations［J］．Asian Journal of Social Psychology，2004，7（1）：89-117．

[24] Eisenberg N，Miller P A．The relation of empathy to prosocial and related behaviors［J］．Psychological Bulletin，1987，101（1）：91-119．

[25] Scott S G，Bruce R A．Determinants of innovative behavior：a path model of individual innovation in the workplace［J］．Academy of Management Journal，1994，37（3）：580-607．

[26] Janssen O．Job demands，perceptions of effort-reward fairness and innovative work behavior［J］．Journal of Occupational and Organizational Psychology，2000，73（3）：287-302．

[27] Oldham G R，Cummings A．Employee creativity：Personal and contextual factors at work［J］．Academy of Management Journal，1996，39（3）：607-634．

[28] Tierney P，Farmer S M，George B G．An Examination Of Leadership And Employee Creativity：The Relevance of Traits And Relationships［J］．Personnel psychology，1999，52（3）：591-620．

[29] Zhou J，George J M．When job dissatisfaction leads to creativity：Encouraging the expression of voice［J］．Academy of Management Journal，2001，44（4）：682-696．

[30] 黄致凯．组织创新气候知觉，个人创新行为，自我效能知觉与问题解决型态关系之研究——以银行业为研究对象［D］．高雄：中山大学（台湾）人力资源管理研究所，2004．

[31] 郭晓薇．中国情境中的上下级关系构念研究述评——兼论领导—成员交换理论的本土贴切性［J］．南开管理评论，2011，14（2）：61-68．

[32] 郑伯埙．差序格局与华人组织行为［J］．本土心理学研究，1995（3）：214-219．

[33] 李玉军，王春，尹玉吉．中西学刊评价体系比较研究论纲［J］．编辑之友，2019（6）：37-41．

[34] Edwards M A，Roy S．Academic Research in the 21st Century：Maintaining Scientific Integrity in a Climate of Perverse Incentives and Hypercompetition［J］．Environmental engineering science，2017，34（1）：51-61．

[35] 周浩，龙立荣．家长式领导与组织公正感的关系［J］．心理学报，2007，39（5）：909-917．

[36] Borenstein M，Hedges L V，Higgins J P T，et al．An Introduction to Meta-Analysis［M］．Hoboken，NJ：John Wiley & Sons Inc，2009．

[37] Higgins J P，Thompson S G，Deeks J J，et al．Measuring inconsistency in meta-analyses［J］．Bmj，2003（327）：557-560．

[38] Rothstein H R，Sutton A J，Borenstein M．Publication bias in meta-analysis： Prevention，assessment and adjustments［M］．Hoboken，NJ：Wiley，2006．

[39] Hunter J E，Schmidt F L．Fixed effects vs．random effects meta-analysis models：Implications for cumulative research knowledge［J］．International Journal of Selection and Assessment，2000，8（4）：275-292．

[40] 张银，李燕萍．领导风格、心理授权与员工创造力：基于中国电力行业的实证研究［J］．科技进步与对策，2011，28（21）：140-146．

[41] Song C．Supervisors’ Paternalistic Leadership Influences College English Teachers’ Teaching Efficacy In China［J］．Social Behavior and Personality，2016，44（8）：1315-1328．

[42] Jung H S，Yoon H H．Why is supervisor leadership important? The effects of leadership styles on work engagement and innovative behavior among flight attendant［J］．International Journal of Tourism and Hospitality Research，2020，34（4）：75-90．

[43] Amabile T M，Elizabeth A S，Giovanni B M．Leader behaviors and thework environment for creativity：Perceived leader support［J］．The Leadership Quarterly，2004（15）：5-32．

[44] 王双龙，周海华．家长式领导对个人创新行为的影响机理研究［J］．软科学，2013（12）：53-57．

[45] 张秀娟．公仆型领导与家长式领导对员工创新行为的多层次影响——员工心理受权的中介作用［J］．中大管理研究，2014，9（2）：156-173．

[46] Pellegrini E K，Scandura T A．Paternalistic leadership： a review and agenda for future research［J］．Journal of management，2008，34（3）：566-593．

[47] Henrich J，Heine S J，Norenzayan A．Beyond WEIRD：Towards a broad-based behavioral science［J］．Behavioral and Brain Sciences，2010（33）：111-135．

[48] Eagly A H，Steffen V J．Gender stereotypes stem from the distribution of women and men into social roles［J］．Journal of Personality and Social Psychology，1984，46（4）：735-754．

[49] 黄玉凤．家长式领导对下属工作创新行为的影响：心理授权的中介作用［D］．上海交通大学，2012．

[50] Nazir S，Shafi A，Asadullah M A，et al．Linking paternalistic leadership to follower’s innovative work behavior：the influence of leader-member exchange and employee voice［J］．European Journal of Innovation Management，2020（7）．

[51] Graen G B，Uhlbien M．Relationship-Based Approach to Leadership：Development of Leader-Member Exchange（LMX）Theory of Leadership over 25 Years：Applying a Multi-Level Multi-Domain Perspective［J］．Leadership Quarterly，1995（6）：219-247．