程 賢，耿 川

（1.中國地質大學（武漢） 公共管理學院，湖北 武漢，430074；2.海南師范大學 經(jīng)濟與管理學院,海南 ?？冢?71127）

一、引言

近年來，隨著社會主義市場經(jīng)濟的深入發(fā)展，在充滿復雜性、不確定性與波動性的國內外市場環(huán)境中，創(chuàng)新日益成為企業(yè)持久發(fā)展的活力源泉。習近平總書記高度重視創(chuàng)新的重要作用，2021 年在《努力成為世界主要科學中心和創(chuàng)新高地》中指出應堅持科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新，竭盡全力沖破創(chuàng)新征途上的一切藩籬和障礙，致力于提高創(chuàng)新體系[1]；2022 年，黨的二十大報告強調“必須堅持科技是第一生產(chǎn)力、人才是第一資源、創(chuàng)新是第一動力[2]”。在民族復興與企業(yè)發(fā)展進程中，創(chuàng)新的地位不言而喻。然而，現(xiàn)今許多企業(yè)忽視創(chuàng)新文化與創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，更加傾向于模仿已有的成功案例模式，開展重復性偽創(chuàng)新，大量相似產(chǎn)品與服務涌入市場，但根源上依舊缺乏競爭優(yōu)勢，無法應對市場變化的沖擊且易導致資源浪費、員工創(chuàng)新動力與創(chuàng)新意愿降低等一系列問題。如何把握好“創(chuàng)新”這把利刃日益成為經(jīng)濟領域關注的重點話題，員工創(chuàng)新行為作為企業(yè)創(chuàng)新的基礎，也受到越來越多學者的關注，在此背景下，探究員工創(chuàng)新行為的影響因素顯得尤為重要。

已有研究表明，領導風格是影響員工創(chuàng)新行為的重要因素之一[3]。以往研究多集中于對變革型領導、交易型領導等的研究，然而在多元價值觀的沖擊下，領導者的倫理道德問題逐漸凸顯，三鹿奶粉事件、瑞幸咖啡“黑天鵝”事件等一系列的商業(yè)道德丑聞對企業(yè)造成極其惡劣的影響，引發(fā)人們對于企業(yè)道德、企業(yè)社會責任承擔的關注，2016 年國務院總理李克強在第十二屆全國人大四次會議采訪中強調“市場經(jīng)濟是法治經(jīng)濟，也應該是道德經(jīng)濟”[4]。在某種程度上，企業(yè)的道德文化與領導者的個人道德同根同源，它們具有高度相似的價值基礎，領導者在塑造企業(yè)道德文化、影響員工行為等方面扮演著重要角色，因此，關注企業(yè)道德問題必然離不開對道德型領導的探討。目前，已有學者基于不同的心理和情感路徑解釋道德型領導是如何通過影響員工的心理安全、情緒與動力、自我效能感、組織倫理氛圍等，進而影響員工的創(chuàng)新行為。以往研究多探討道德型領導與創(chuàng)新行為之間的正向關聯(lián)，但就其中介與調節(jié)機制方面仍有許多值得深入研究的地方，有學者提出積極領導亦存在消極效應[5]1123，那么道德型領導通過何種機制才能減輕消極效應，避免成為員工心中的“偽君子”？又該如何作用才能對員工行為產(chǎn)生積極影響？本文嘗試以社會交換理論與社會學習理論為理論基礎，從領導認同這一心理機制切入，深入探討組織中道德型領導的存在對員工創(chuàng)新行為的影響，以期豐富中國情境下領導力理論的發(fā)展，同時為企業(yè)管理實踐提供參考。

二、理論基礎與研究假設

（一）道德型領導與員工創(chuàng)新行為的關系

領導者作為組織中的核心要素而存在，在某種程度上他們的領導方式以及價值觀會直接影響員工的行為與態(tài)度。道德型領導是一種以個人行動以及與人相處的過程向員工示范何為規(guī)范適當?shù)男袨椋⑼ㄟ^交流互動以及管理策略促進員工遵照執(zhí)行的領導方式，其內涵具體可概括為兩方面，一是道德的個人，二是道德的管理者[6]117。員工創(chuàng)新行為指在組織活動中出現(xiàn)較難解決的問題時員工個人通過剖析問題產(chǎn)生的原因及過程脈絡，提出相應的解決措施與想法，形成創(chuàng)新的完整流程規(guī)范并得到具體的結果[7]584。許多學者側重于從個體層面以及組織層面對員工創(chuàng)新行為的影響機制進行研究。從個體研究視角來看，員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生會受到員工個人的態(tài)度觀念以及領導者的風格類型的影響。苗曉娜[8]提出具有不同領導風格的領導對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生的影響方式不同，一部分領導會直接坦率地鼓勵員工，也有領導可能會通過營造組織創(chuàng)新的氣氛以及差別管理來實現(xiàn)目的。從組織視角來看，作為組織中的成員，員工創(chuàng)新行為會受組織中多種因素的影響，例如：組織氛圍、工作壓力、組織支持等。王博林[9]在關于組織創(chuàng)新支持與員工創(chuàng)新行為關系的研究中引入員工工作投入度以及創(chuàng)新自我效能感兩個影響因素，結果表明組織中對于創(chuàng)新的支持度很大程度上正向影響著員工的創(chuàng)新行為。在個體與組織兩個層面所有的變量關系研究中，領導者的不同風格與員工產(chǎn)生創(chuàng)新行為的關系是近些年備受關注的研究對象。

根據(jù)社會學習理論，在組織活動中員工行為會受到外部環(huán)境因素的影響，將信任的領導作為學習的對象，并據(jù)此進行自我行為的調節(jié)。一方面，道德型領導將道德價值貫穿生活與組織管理過程之中，員工將他們視為學習的榜樣，努力提升自己的道德素養(yǎng)的同時也會更愿意付出更多的時間與精力提升自己的能力，開展創(chuàng)新的積極行為以期引起領導的關注；另一方面，古語有云：“其身正，不令而行”，道德型領導善于傾聽員工意見、給予員工尊重與關懷、注重與員工的溝通以及賦予員工自主權，可有效激發(fā)員工的內生動力，在這種領導的感召下員工也會更愿意為組織服務，積極投身于組織建設的活動，因此，其更可能產(chǎn)生創(chuàng)新行為，為實現(xiàn)組織目標長久努力?；谏鲜龇治?，提出假設：

H1：道德型領導能夠正向影響員工創(chuàng)新行為。

（二）領導認同的中介作用

領導認同主要是指員工在與領導互動的過程中發(fā)現(xiàn)自身與領導具有相似的價值觀，在行為與態(tài)度方面認可追隨領導的心理狀態(tài)[10]。領導行為、情感承認、情感支持、組織文化、溝通反饋機制等皆是影響領導認同的重要因素。已有研究表明，積極的領導風格會使員工產(chǎn)生正面的認知，進而有利于提高領導認同。此外，王震等[5]1126指出應關注企業(yè)組織中積極型領導風格的陰暗面，道德型領導可能也會存在消極效應，這種消極效應很大程度上會受到員工對領導認同度的影響，當員工心理上不認同道德型領導時，會將他們視為“偽君子”，內心的抵觸與信任的缺乏很可能使員工消極怠工；只有員工真正認同道德型領導的品格及管理方式時才會將其視為榜樣，愿意探索創(chuàng)新，與領導和組織開展高質量的交換。首先，基于社會交換理論，利益交換雙方共處于一個共同體內，道德型領導對待員工公平公正、獎懲分明，員工也會更加信任領導，站在互惠角度，可以維持較高的領導認同。其次，擁有較高領導認同感的員工在感受到領導的重視與關照后會將這種情感轉化為工作的動力，將更多的時間與精力投入工作之中，視領導的成功為自己的成功，也有了更多產(chǎn)生創(chuàng)新行為的可能。綜合來講，在工作中，領導者的行為風格影響著員工的認同感，道德型領導自身具備良好的品德并將倫理價值運用到管理實踐，在員工心中樹立了榜樣作用，員工的領導認同感增強，工作熱情很大程度上也會得到提高，在領導道德規(guī)范的激勵下，他們更加愿意以公司的利益為先，以實現(xiàn)公司發(fā)展目標為目的，投入創(chuàng)新實踐，產(chǎn)生更多的創(chuàng)新行為?；谏鲜龇治觯岢黾僭O：

H2：道德型領導正向影響員工領導認同；

H3：領導認同正向影響員工創(chuàng)新行為；

H4：領導認同中介了道德型領導和員工創(chuàng)新行為之間的關系。

（三）組織創(chuàng)新氛圍的調節(jié)作用

組織創(chuàng)新氛圍是指組織中的成員對組織中存在的影響自身創(chuàng)新行為的因素的認知及描述，一般而言，組織創(chuàng)新氛圍存在于大多擁有蓬勃的生命力與活力且具有創(chuàng)新意識的組織之中[11]。近些年隨著人們對“創(chuàng)新”重視度的提高，許多學者開始關注并探究組織創(chuàng)新氛圍的重要作用以及影響機制。有研究指出，領導支持與組織支持是組織創(chuàng)新氛圍形成的重要維度，在一個高度創(chuàng)新的環(huán)境中，作為組織的管理者與組織創(chuàng)新的支持者，領導的作用會被放大，他們能夠更好地引導員工開展創(chuàng)新實踐活動，促進組織的創(chuàng)新發(fā)展。同時，強烈的組織創(chuàng)新氛圍不僅能夠使員工感受到領導的支持與關懷而且會增強對組織未來發(fā)展的信心，道德型領導注重組織創(chuàng)新氛圍的營造更讓員工感受到領導的遠見卓識，積極產(chǎn)生追隨行為，有利于增強員工的認同感。根據(jù)社會交換理論的互惠原則，交換關系中一方的付出會使另一方產(chǎn)生回報的責任與義務感，在組織中道德型領導積極支持創(chuàng)新氛圍的營造，為員工提供資金、設備與平臺進行創(chuàng)新活動，包容創(chuàng)新過程中的失敗，給予員工物質與精神上的支持與鼓勵，員工為回饋組織與領導，心理層面會產(chǎn)生更強的認同感與歸屬感，并將這種情感轉化為具體行動?；谏鲜龇治?，提出假設:

H5：組織創(chuàng)新氛圍正向調節(jié)了道德型領導與領導認同之間的關系。

三、研究設計

（一）研究對象與數(shù)據(jù)采集

本研究主要采用問卷調查法收集數(shù)據(jù)，調研對象為華南地區(qū)中小型企業(yè)的基層、中層領導以及他們的下屬員工。為降低同源方差的影響，提高研究所需數(shù)據(jù)的質量，此次問卷數(shù)據(jù)共分3 個時點進行收集，各時點之間間隔1 個月。同時，基于研究結論科學性與有效性，問卷收集采用領導與員工互評的方式進行，員工的創(chuàng)新行為由直屬領導負責評價，而道德型領導、領導認同以及組織創(chuàng)新氛圍部分由員工負責評價。參與此次問卷調研的領導共計86 位，下屬346位，剔除空白較多、規(guī)律填寫等無效問卷后，最終獲得有效配套問卷289 套，回收有效率為83?53%。

在收取的289 份數(shù)據(jù)中，男性參與者140 名，占總體研究比例的48?4%，女性參與者149 名，占總體研究比例的51?6%；參與研究被試主要為年齡區(qū)間在18~25 歲的95 后員工，約占比65?4%，31~40 歲的占比11?1%，40~45 歲與51~60 歲的各占比2?4%；教育水平層面，大多被試為本科，占比74?4%；工作年限層面，工作3 年以下的被試居多，占比69?2%；職位層面，被試普通員工占大多數(shù)，共有70?6% 的比例，基層管理者相對較少，共有17?6% 的比例，中層管理者共有9?4%的比例，高層管理者最少，僅有2?4%的比例；公司性質層面，被試者所在組織以民營企業(yè)居多，占比46?4%，國有企業(yè)占比21?8%，機關或事業(yè)單位占比9?3%；公司規(guī)模層面，36?7%的被試所在的公司規(guī)模為100 人以下，31?1%的公司規(guī)模為100~500 人，15?2%的公司規(guī)模為500~1 000人，17?0% 的公司規(guī)模1 000 人以上。

（二）變量測量

在研究過程中，根據(jù)文獻梳理，選取了較為成熟且被國內外學者廣泛運用的測量量表，量表中的題項測量均采用李克特7 點法，其中1 代表“完全不同意”，7 代表“完全同意”，具體量表如下：

道德型領導采用Brown[6]117開發(fā)的量表，該量表共10 題項，包含“我的領導常常與下屬討論商業(yè)道德問題或價值觀”等。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0?931。

領導認同采用Kark[12]的量表，該量表共8 題項，包含“領導展現(xiàn)的價值觀念對作為下屬的我來說意義重大”等。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0?937。

組織創(chuàng)新氛圍采用Popa[13]的量表，該量表共4 題項，包含“在不同的工作組員工可以自由開放地交流”等。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0?859。

員工創(chuàng)新行為采用Scoot 等[7]593開發(fā)的量表，該量表共6 題項，包含“為將想法付諸實踐，我開展調研并尋找資金支持”。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0?867。

四、實證結果與分析

（一）數(shù)據(jù)分析

1?效度分析

為檢驗量表內容與研究所測對象的契合程度，運用AMOS26?0 對道德型領導、領導認同、組織創(chuàng)新氛圍以及員工創(chuàng)新行為四個變量的關系分別進行聚合效度與區(qū)分效度的檢驗，并觀測研究模型的擬合程度。聚合效度的檢驗結果如表1 所示，AVE 值在0?58~0?66 范圍之間，標準化因子載荷皆大于0?5，基于此可知，道德型領導、領導認同、組織創(chuàng)新氛圍、員工創(chuàng)新行為四個量表具有較好的聚合效度。

表1 各量表聚合效度分析結果Tab.1 The aggregated validity analysis results for each scale

基于Podsakoff 等[14]的觀點，采用驗證性因子分析方法進行變量的區(qū)分效度檢驗，數(shù)據(jù)結果如表2 所示，四因子模型χ2/df=2?499，RMSEA= 0?072，CFI=0?921，TLI=0?913，SRMR=0?043，擬合指數(shù)較三因子模型、二因子模型和單因子模型而言更優(yōu)。研究表明，當χ2/df 的絕對值越小，RMSEA<0?08，CFI>0?90,TLI>0?90，SRMR<0?8 時，代表該模型擬合程度合適且變量間的區(qū)分效度相對較好，可進行假設檢驗。

表2 區(qū)分效度（驗證性因子）分析結果Tab.2 Discriminant validity (confirmatory factor) analysis results

2?共同方法偏差檢驗

由于問卷的發(fā)放與收集時間較為集中，調查對象較單一且所有題項無法進行一對一指導填寫，在研究中有可能產(chǎn)生共同方法偏差從而影響結果的可靠性。因此，為檢驗是否具有此類問題，采用單因子驗證性因子分析檢驗，結果如表2 所示，數(shù)據(jù)擬合度結果并不是很理想，單因子模型χ2/df=5?574，RMSEA=0?126，CFI=0?754，TLI=0?735，SRMR=0?082，擬合程度差，說明相關構念并非全部存在共同方法偏差，即測量中并無嚴重的共同方差問題。

3?多重共線性檢驗

使用SPSS26?0 進行多重共線性檢驗，結果如表3 所示，道德型領導、領導認同、組織創(chuàng)新氛圍的方差膨脹因子VIF 值分別為2?855、2?933、2?429。各變量的VIF 值均小于3，表明未出現(xiàn)較嚴重的多重共線性問題。

表3 多重共線性分析結果Tab.3 Results of multicollinearity analysis

（二）描述性統(tǒng)計與相關分析

使用SPSS26?0 測量各變量的均值、標準差以及相關性，具體結果如表4 所示，道德型領導與領導認同、組織創(chuàng)新氛圍、員工創(chuàng)新行為呈正向相關關系（p<0?01），相關系數(shù)分別為0?774、0?718、0?622；領導認同與組織創(chuàng)新氛圍、員工創(chuàng)新行為呈正相關關系(p<0?01)，相關系數(shù)分別為0?727、0?570；組織創(chuàng)新氛圍與員工創(chuàng)新行為呈正相關關系(p<0?01)，相關系數(shù)為0?811。由此可見，本文選取的四個變量間具有較為顯著的相關關系，為研究假設的檢驗奠定了基礎。

（三）假設檢驗

1?直接路徑效應與中介效應檢驗

基于上述分析，首先運用AMOS26?0 構建結構方程模型，而后通過路徑分析分別檢驗假設H1、H2、H3 是否成立。由表2 可知，四因子模型具有較好的擬合度，適于進一步分析。

路徑分析如表5 所示，道德型領導與領導認同這一路徑的標準化系數(shù)為0?774（p<0?001），表明道德型領導能夠正向地影響領導認同，H2 這一假設得到驗證；領導認同與員工創(chuàng)新行為這一路徑的標準化系數(shù)為0?221（p<0?01），即領導認同對員工創(chuàng)新行為產(chǎn)生正向影響，H3 這一假設得到驗證；同時，道德型領導到員工創(chuàng)新行為這一路徑的標準化系數(shù)為0?450（p<0?001），驗證了假設H1。

表5 路經(jīng)檢驗結果Tab.5 Path analysis results

運用Bootstrap 法檢驗中介效應，通過重復抽樣研究樣本5 000 次，從而計算出中介效應的置信區(qū)間及估計值[15]。由表6 中Bootstrap 檢驗的結果可知，在道德型領導與員工創(chuàng)新行為關系的研究中，領導認同的中介效應顯著（β＝0?163，SE=0?092，p<0?05），95%的置信區(qū)間為[0?002，0?348]，區(qū)間不包含0，表明領導認同在道德型領導與員工創(chuàng)新行為之間起中介作用，驗證了假設H4。

表6 中介效應檢驗結果Tab.6 Mediation effect test results

2?調節(jié)效應檢驗

方杰等[16]在研究中提出若自變量X與調節(jié)變量Z的乘積交互項對因變量Y影響顯著，則可以認為變量Z在X與Y的關系中起調節(jié)作用。運用PROCESS軟件對調節(jié)效應進行檢驗，根據(jù)表7 的數(shù)據(jù)結果顯示，道德型領導與組織創(chuàng)新氛圍的交互項系數(shù)為0?096，p值小于0?001，呈顯著水平，即組織創(chuàng)新氛圍正向調節(jié)道德型領導與領導認同之間的關系，驗證了假設H5。為使組織創(chuàng)新氛圍的調節(jié)作用得到更直觀的展示，根據(jù)回歸分析的數(shù)據(jù)，簡要繪制了組織創(chuàng)新氛圍調節(jié)道德型領導對領導認同影響的簡單斜率圖。如圖2 所示，當組織創(chuàng)新氛圍較濃厚時，道德型領導對領導認同的正向影響更大，當組織創(chuàng)新氛圍較弱時，道德型領導對領導認同的影響較小，即在不同程度的組織創(chuàng)新氛圍中，道德型領導對領導認同的影響程度存在差異。

圖1 組織創(chuàng)新氛圍對道德型領導與領導認同的調節(jié)作用Fig.1 The moderating role of organizational innovation climate on the relationship between ethical leadership and leader identification

表7 調節(jié)效應檢驗結果Tab.7 Moderation effect test results

五、結論與展望

（一）研究結論

本文探討了道德型領導對員工創(chuàng)新行為的影響，并檢驗了領導認同的中介作用和組織創(chuàng)新氛圍的調節(jié)作用。研究結果表明：道德型領導有利于促進員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生，道德型領導通過在組織中扮演“榜樣”的角色，使員工規(guī)范自身行為，增強責任感與歸屬感，有利于產(chǎn)生更多的創(chuàng)新意識與創(chuàng)新行為；領導認同在道德型領導影響員工創(chuàng)新行為的過程中會產(chǎn)生積極的間接效應，道德型領導的存在有利于增強員工的領導認同感，基于對領導的認同與信任，更有可能激發(fā)員工的創(chuàng)新行為；組織創(chuàng)新氛圍能夠正向調節(jié)道德型領導與領導認同之間的關系, 組織創(chuàng)新氛圍與道德型領導的混合效應顯著，在較濃厚的組織創(chuàng)新氛圍中，員工對道德型領導的認同感會增強，反之認同感則會降低。

（二）管理啟示

本研究的結論在一定程度上對企業(yè)管理實踐具有啟示作用。第一，應注重培養(yǎng)領導者的道德倫理素質。在當今復雜多變的市場環(huán)境下，領導者是影響組織發(fā)展的重要因素之一，且隨著社會發(fā)展水平的提高，員工所關心的不僅限于薪酬，更多的也會注重公司企業(yè)文化、管理者風格等。道德型領導在中國式現(xiàn)代化的背景下，能夠有效推動組織的現(xiàn)代化發(fā)展，同時在管理中體現(xiàn)中國優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的特色和優(yōu)勢。因此，一方面應建立明確的道德準則和價值觀，并將其納入組織文化和行為準則中，鼓勵領導者在工作中表現(xiàn)出道德行為。同時，通過強化道德文化、提供培訓和教育、建立反饋機制等手段，進一步加強領導者的道德倫理素質。另一方面在招聘和晉升過程中，注重道德素質的考量。在招募與引進領導者時，可以有針對性地將道德品質納入考察范圍，選擇道德型領導行為顯著的候選者。同時輔之以培訓手段引導領導者在管理與生活中展現(xiàn)道德品質，將倫理道德融入日常的管理之中。

第二，在組織管理過程中，領導者應以身作則建立基于價值認同的新式領導下屬關系。大量研究與實踐表明，較高的領導認同感有利于提升員工自身的工作績效、工作滿意度與創(chuàng)新性，減少離職傾向、反生產(chǎn)行為的產(chǎn)生，這也要求領導者關注員工對其認同的重要性，真正做到尊重員工、關心員工、鼓勵員工，切實為組織與員工著想。古語有云：“以令率人，不若身先”，領導者應以身作則，以自己的優(yōu)良品德引導員工，以獎懲分明、公平公正的管理風格感染員工，努力提升員工對自身以及組織的認同感，建立基于相似價值觀的新型上下級關系。

第三，注重組織內部創(chuàng)新氛圍的營造。在組織管理過程中，一是應向員工展現(xiàn)組織對創(chuàng)新的重視，展示領導者的遠見卓識，強調創(chuàng)新對個人發(fā)展與組織發(fā)展的重要性。例如制定創(chuàng)新激勵制度，從戰(zhàn)略層面進行長遠部署；設定創(chuàng)新績效獎，給予取得重大成果的創(chuàng)新人才精神與物質的雙重獎勵；領導者在組織內部重要場合傳達對人才創(chuàng)新的關注與期望等。二是應為員工提供資源與平臺進行創(chuàng)新，加大對創(chuàng)新的支持力度。創(chuàng)新是一項復雜的工程，需要耗費大量的時間與精力，組織應積極提供技術、設備、資金的支持，同時為員工提供學習機會進行知識的積累，為創(chuàng)新奠定基礎。三是在可接受的范圍內允許犯錯，營造勇敢挑戰(zhàn)、不懼挫折、容錯創(chuàng)新的氛圍。領導者應鼓勵員工自主探索，加強合作交流，積極為員工們提供溝通渠道，幫助解決創(chuàng)新過程中的困難，避免因一次受挫而停滯不前。

（三）研究局限與未來展望

本研究存在一些不足：首先，被試樣本數(shù)量存在局限，收集的樣本量相對較少，可能導致數(shù)據(jù)結果存在偏差，后續(xù)研究中會考慮增加樣本量，提高研究結論的準確性。其次，研究過程中缺乏對控制變量的充分考量，無法完全排除其他因素對研究結果的影響。再者，研究中所收集的主要為橫截面數(shù)據(jù)，對道德型領導、領導認同與員工創(chuàng)新行為關系的解釋存在局限性，未來研究中可分多時段收集數(shù)據(jù)，以縱向的研究設計更加科學合理地檢驗變量間的因果關系，使研究結論更具普適性。最后，中國歷來被公認為禮儀之邦，《論語·為政》寫道“道之以德，齊之以禮，有恥且格”，倫理道德早已深刻地浸入中華文化內涵之中。然而在進行文獻梳理時發(fā)現(xiàn)，由于道德型領導的研究最初起源于西方國家，其構念也多是基于西方情境，目前大部分開發(fā)的有關道德型領導的主流量表普遍適用于西方國家相關研究，而中西方文化差異對研究會產(chǎn)生一定影響。因此，隨著中國式現(xiàn)代化的穩(wěn)步推進，未來基于中國情境開發(fā)道德型領導的測量量表，使測量工具本土化可作為一個研究方向，這樣既有利于學術研究，也契合相關領域時代發(fā)展需求，展現(xiàn)國人自身的文化自信。