同心求變:參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為的影響機(jī)制研究

李紹龍，龍立榮，朱其權(quán)

(1.華中科技大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430074;2.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275;3.廣電運(yùn)通金融電子股份有限公司，廣東 廣州 510663)

1 引言

隨著商業(yè)環(huán)境的急劇變化以及越來(lái)越多不確定因素的沖擊，企業(yè)組織采取抱殘守缺的經(jīng)營(yíng)理念已經(jīng)無(wú)法立足，唯有同心求變來(lái)積極應(yīng)對(duì)內(nèi)外部環(huán)境的變化方能獲得持續(xù)發(fā)展。正因?yàn)槿绱耍M織變革已經(jīng)獲得了管理業(yè)界和理論界的廣泛關(guān)注［1］。然而傳統(tǒng)的組織變革研究多基于組織作為變革發(fā)動(dòng)者的視角［2］，員工僅僅是組織變革的被動(dòng)接受者。同時(shí)，以往的組織變革研究主要從宏觀層面探討組織戰(zhàn)略變革的情境、內(nèi)容、過(guò)程和效果［1］，卻忽視了微觀層面由員工發(fā)起的組織內(nèi)部變革［3］。組織作為一個(gè)協(xié)作系統(tǒng)，其目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)需要依靠員工的支持［4］。同樣的，組織變革的成功不僅需要宏觀層面戰(zhàn)略變革的成功，同時(shí)也依賴于微觀層面員工發(fā)起的內(nèi)部變革。因此，通過(guò)增加員工發(fā)起的有益的變革來(lái)解決工作場(chǎng)所中的問(wèn)題以增強(qiáng)組織的有效性就變得尤為重要。一名員工如果對(duì)工作場(chǎng)所中錯(cuò)誤的工作流程聽(tīng)之任之、放任自流，那么即使其和同事付出再大的努力，也只會(huì)導(dǎo)致南轅北轍而無(wú)法實(shí)現(xiàn)組織的目標(biāo)。但是如果該員工自發(fā)地對(duì)錯(cuò)誤的工作流程進(jìn)行功能性的變革，那么他們可能獲得事半功倍的工作效果。因此，在過(guò)去的10多年中，越來(lái)越多的海外學(xué)者開(kāi)始研究員工的主動(dòng)變革行為(Taking Charge)［3，5～7］，遺憾的是尚未引起國(guó)內(nèi)學(xué)者的足夠重視。基于Morrison和Phelps的研究，主動(dòng)變革行為是指員工自發(fā)地采取建設(shè)性的行為來(lái)促使組織發(fā)生有益的功能性變革［3］，例如變革現(xiàn)有的工作流程、重組工作結(jié)構(gòu)等。通過(guò)對(duì)已有關(guān)于主動(dòng)變革行為研究的分析和梳理，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究存在以下不足。

首先，從主動(dòng)變革行為的研究?jī)?nèi)容來(lái)看，現(xiàn)有研究主要從個(gè)體差異的角度和組織支持、公平等情境因素著手探討與員工主動(dòng)變革行為的關(guān)系，而缺乏領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工主動(dòng)變革行為影響的研究。主動(dòng)變革行為作為一種自發(fā)的變革行為，其本身具有較大的風(fēng)險(xiǎn)性［3］。員工是否實(shí)施主動(dòng)變革行為很大程度上取決于領(lǐng)導(dǎo)是否支持與理解［5］。而參與型領(lǐng)導(dǎo)作為一種與員工分享決策權(quán)力的支持型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格［8］，是對(duì)中國(guó)數(shù)千年來(lái)“一言堂”決策方式和領(lǐng)導(dǎo)行為的偉大變革，對(duì)于激發(fā)員工的主動(dòng)變革行為可能具有重要的影響。因此，本研究的第一個(gè)目的是探究參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為的影響效果。其次，以往研究中關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)行為影響員工主動(dòng)變革行為的作用機(jī)制尚不清晰［9］。主動(dòng)變革行為不僅需要員工具有較強(qiáng)的內(nèi)部動(dòng)機(jī)，同時(shí)還需要其具備相應(yīng)的能力［7］。而員工心理授權(quán)作為一種反映員工工作意義感、影響力、自主性和自我效能感的復(fù)合心理“受”權(quán)狀態(tài)［10］，可能是聯(lián)結(jié)參與型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)變革行為的重要橋梁?；诖?，本研究的第二個(gè)目的是借鑒Parker等提出的“主動(dòng)行為激勵(lì)模型”［7］來(lái)探究員工心理授權(quán)在參與型領(lǐng)導(dǎo)和員工主動(dòng)變革行為之間所起的中介作用。此外，許多學(xué)者指出員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為的反應(yīng)取決于員工本身如何看待上級(jí)的權(quán)威［11，12］。權(quán)力距離導(dǎo)向反映了員工對(duì)權(quán)力在組織內(nèi)部不同層級(jí)之間不平等分配的接受程度［13］，可能會(huì)影響參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理授權(quán)對(duì)員工主動(dòng)變革行為施加的影響效果。因此，本研究的第三個(gè)目的是探討員工權(quán)力距離導(dǎo)向?qū)ι鲜鲫P(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 參與型領(lǐng)導(dǎo)與員工主動(dòng)變革行為

主動(dòng)變革行為不同于組織公民行為等利于維持現(xiàn)狀的角色外行為，其具有較高的風(fēng)險(xiǎn)［14］。因此，員工是否實(shí)施主動(dòng)變革行為取決于其對(duì)實(shí)施這種行為的成功可能性的判斷，而這種判斷在很大程度上受制于領(lǐng)導(dǎo)行為［6，7］。本研究認(rèn)為參與型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)在三個(gè)方面激發(fā)員工的主動(dòng)變革行為。首先，參與型領(lǐng)導(dǎo)為員工提供更多參與決策的機(jī)會(huì)［8］。因此，員工有更多的機(jī)會(huì)在決策過(guò)程中與領(lǐng)導(dǎo)溝通變革的想法和實(shí)施手段，從而爭(zhēng)取領(lǐng)導(dǎo)的理解與支持。雖然員工發(fā)起的工作結(jié)構(gòu)或流程的變革不如戰(zhàn)略變革系統(tǒng)復(fù)雜，但是仍會(huì)顛覆一些現(xiàn)有的工作結(jié)構(gòu)，觸及一些人的利益。如果其主動(dòng)變革行為得不到領(lǐng)導(dǎo)的支持和理解，極有可能會(huì)在其他成員的反對(duì)聲中“胎死腹中”或“半路夭折”。以往的研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，支持性的領(lǐng)導(dǎo)方式和變革參與有利于變革的成功［1，15］。基于此，參與型領(lǐng)導(dǎo)營(yíng)造的“同心求變”的氛圍有助于提高員工對(duì)實(shí)施主動(dòng)變革行為的成功可能性的判斷，從而激發(fā)其主動(dòng)變革行為。其次，參與型領(lǐng)導(dǎo)不僅為員工分享了決策的權(quán)力和其他資源，同時(shí)在此過(guò)程中使員工感受到更高的控制感和影響力，而較高的控制感和影響力會(huì)增強(qiáng)員工的自信，并進(jìn)而提高其對(duì)實(shí)施主動(dòng)變革行為成功可能性的判斷［7，16］。除此之外，中國(guó)人講究互惠。員工會(huì)基于其參與決策機(jī)會(huì)的增加而感受到被領(lǐng)導(dǎo)支持和尊重，會(huì)相應(yīng)地提高其運(yùn)用自身知識(shí)和能力來(lái)回饋領(lǐng)導(dǎo)和組織的積極性，進(jìn)而在組織內(nèi)部開(kāi)展更多有益的變革。綜上所述，本研究假設(shè):

H1 參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為存在正向影響。

2.2 心理授權(quán)的中介作用

“主動(dòng)行為激勵(lì)模型”指出需要通過(guò)激發(fā)個(gè)體的“可為動(dòng)機(jī)(Can Do Motivation)”和“愿為動(dòng)機(jī)(Reason to Motivation)”來(lái)增加其主動(dòng)行為［7］。而心理授權(quán)是一種反映員工的工作意義感、自主性、影響力和自我效能的復(fù)合心理狀態(tài)［10］，能夠很好地契合“主動(dòng)行為激勵(lì)模型”。本研究推斷參與型領(lǐng)導(dǎo)作為一種員工實(shí)施主動(dòng)變革行為的“遠(yuǎn)因(Distal Antecedent)”，需要通過(guò)影響員工的心理授權(quán)這一“近因(Proximate Antecedent)”［7］來(lái)施加影響。首先，參與型領(lǐng)導(dǎo)為員工提供更多的關(guān)心和支持，在決策過(guò)程中更多地征詢他們的意見(jiàn)和建議［8］，能夠使員工感受到自己的工作是較受重視的，因此能增強(qiáng)其工作意義感。其次，參與型領(lǐng)導(dǎo)為員工提供更多參與決策的機(jī)會(huì)［8］，使其能夠在決策過(guò)程中貢獻(xiàn)自己的知識(shí)和技能，表達(dá)個(gè)人的想法，最后的決策結(jié)果也在一定程度上能夠反映其個(gè)人的意愿。因此參與型領(lǐng)導(dǎo)能夠增強(qiáng)員工的工作自主性、影響力和控制感。最后，員工能夠利用參與型領(lǐng)導(dǎo)提供的參與決策的機(jī)會(huì)來(lái)觀察學(xué)習(xí)領(lǐng)導(dǎo)和其他同事的各種知識(shí)和技能。而觀察學(xué)習(xí)是提升個(gè)體自我效能感的重要途徑［16］，因此參與型領(lǐng)導(dǎo)還能夠在一定程度上提升員工的自我效能感。綜上所述，參與型領(lǐng)導(dǎo)可以增強(qiáng)員工的心理授權(quán)。

當(dāng)員工在參與型領(lǐng)導(dǎo)的影響下獲得較高的心理授權(quán)之后，他們即具備了較強(qiáng)的“可為動(dòng)機(jī)”和“愿為動(dòng)機(jī)”去實(shí)施主動(dòng)變革行為。首先，“可為動(dòng)機(jī)”反映了個(gè)體對(duì)實(shí)施主動(dòng)變革行為的自我效能感、控制感和對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的判斷［7］。如果個(gè)體的“可為動(dòng)機(jī)”較強(qiáng)，員工具有更強(qiáng)的自信心和自主性在組織內(nèi)部開(kāi)展變革，對(duì)主動(dòng)變革行為的風(fēng)險(xiǎn)感知也較低，因此其會(huì)有更強(qiáng)的意愿來(lái)實(shí)施主動(dòng)變革行為。其次，“愿為動(dòng)機(jī)”反映了個(gè)體對(duì)實(shí)施主動(dòng)變革行為的價(jià)值和意義的判斷［7］。如果員工的心理授權(quán)較高，那么其認(rèn)為所從事的工作更有意義［10］，更愿意投入時(shí)間和精力。相應(yīng)的，他們?cè)敢馔ㄟ^(guò)對(duì)工作流程或結(jié)構(gòu)等進(jìn)行變革而使得當(dāng)前所從事的工作更有效率。據(jù)此，我們推斷員工的心理授權(quán)會(huì)增加其主動(dòng)變革行為。在以往的研究中，已經(jīng)有部分學(xué)者的研究結(jié)論間接支持了我們的推斷。例如，Huang等研究發(fā)現(xiàn)心理授權(quán)中介了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)管理人員組織公民行為的影響［17］。因此，本研究假設(shè):

H2 員工心理授權(quán)中介了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其主動(dòng)變革行為的正向影響。

2.3 權(quán)力距離導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用

組織行為學(xué)者將權(quán)力距離導(dǎo)向定義為一種個(gè)體的權(quán)力價(jià)值觀，反映了個(gè)體對(duì)權(quán)力在組織中不同層級(jí)之間進(jìn)行不平等分配的接受程度［13］。根據(jù)情境領(lǐng)導(dǎo)理論，員工的個(gè)性或價(jià)值觀可能會(huì)影響領(lǐng)導(dǎo)行為的作用效果［18］。同時(shí)，部分學(xué)者指出員工如何看待領(lǐng)導(dǎo)的權(quán)威會(huì)直接影響到其對(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為的反應(yīng)［11，12］。而參與型領(lǐng)導(dǎo)的實(shí)質(zhì)是領(lǐng)導(dǎo)與員工分享決策的權(quán)力［8，17］，員工的權(quán)力距離導(dǎo)向很可能會(huì)影響其對(duì)參與型領(lǐng)導(dǎo)的反應(yīng)。本研究認(rèn)為員工權(quán)力距離導(dǎo)向能夠強(qiáng)化參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)提高員工心理授權(quán)而增加員工主動(dòng)變革行為的影響效果，主要基于下述原因。權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工較為不認(rèn)可領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間存在較高程度的權(quán)力差異［13］，因此他們可能認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)與員工分享決策的權(quán)力是理所應(yīng)當(dāng)?shù)?，因此?duì)參與型領(lǐng)導(dǎo)的決策權(quán)力分享反應(yīng)淡漠。相應(yīng)的，參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工的心理授權(quán)的影響較弱，并進(jìn)而會(huì)弱化其對(duì)員工主動(dòng)變革行為的正向影響。而對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工來(lái)說(shuō)，其較為認(rèn)可領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間存在較高程度的權(quán)力差異［13］。因此如果參與型領(lǐng)導(dǎo)給予其更多參與決策的權(quán)力，那么這些員工會(huì)對(duì)參與型領(lǐng)導(dǎo)的行為表示感激，會(huì)更多地回饋領(lǐng)導(dǎo)和組織。相應(yīng)的，這部分員工的心理授權(quán)能夠在參與型領(lǐng)導(dǎo)的影響下獲得更大程度的提升，并進(jìn)而會(huì)實(shí)施更多主動(dòng)變革行為。

上述關(guān)系在中國(guó)的員工群體中可能表現(xiàn)得更加明顯。中國(guó)從古至今流傳“士為知己者死”的古諺，在權(quán)力距離很高的古代社會(huì)，如果士大夫獲得了帝王或上級(jí)官僚的認(rèn)可而給予重任，便會(huì)“鞠躬盡瘁，死而后已”。經(jīng)過(guò)時(shí)代的變遷，員工的權(quán)力價(jià)值觀正在逐漸演變。權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工可能仍然會(huì)為領(lǐng)導(dǎo)分享決策權(quán)力而深受感動(dòng)，并進(jìn)而付出更多的回報(bào)，如自發(fā)地在組織內(nèi)部開(kāi)展變革來(lái)提高工作的效率或提升組織的有效性。而對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工，參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其心理授權(quán)以及相應(yīng)的主動(dòng)變革行為可能僅具有較弱的影響。根據(jù)上述分析，本研究做出下述被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè):

H3 員工的權(quán)力距離導(dǎo)向會(huì)正向調(diào)節(jié)參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理授權(quán)而對(duì)員工主動(dòng)變革行為施加的正向影響。相較于權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工，參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理授權(quán)而對(duì)員工主動(dòng)變革行為施加的正向影響在權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工中更加顯著。

圖1展現(xiàn)了本研究的跨層次理論模型。

圖1 本研究的跨層次理論模型

3 研究方法

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本研究共調(diào)查了分布在浙江、湖北、江蘇和廣西的8家企業(yè)。我們共計(jì)為來(lái)自91個(gè)團(tuán)隊(duì)的353名成員發(fā)放了調(diào)查問(wèn)卷。由于事前編號(hào)的疏漏，其中來(lái)自2個(gè)團(tuán)隊(duì)的10名成員的數(shù)據(jù)由于領(lǐng)導(dǎo)和下屬的填答無(wú)法配對(duì)而不得不刪除。因此，本研究最后共獲取了來(lái)自89個(gè)團(tuán)隊(duì)的343名成員及與其領(lǐng)導(dǎo)相配對(duì)的數(shù)據(jù)。在這343名團(tuán)隊(duì)成員中，女性占56%，93%的員工具有大專及以上學(xué)歷，平均年齡為31.31歲(標(biāo)準(zhǔn)差為7.29歲)，在本單位的平均工作年限為5.89年(標(biāo)準(zhǔn)差為5.50年)。在89名團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)中，98.9%的領(lǐng)導(dǎo)具有大專及以上學(xué)歷，在當(dāng)前崗位的平均工作年限為3.65年(標(biāo)準(zhǔn)差為3.28年)。此外，被調(diào)查團(tuán)隊(duì)的平均規(guī)模為8.01人(標(biāo)準(zhǔn)差為2.95人)。

3.2 變量測(cè)量

本研究的變量測(cè)量均具有良好的信度。參與型領(lǐng)導(dǎo)的測(cè)量采用Ahearne等編制的授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)源量表中的領(lǐng)導(dǎo)參與型行為分量表［19］，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.92。同時(shí)，本研究的參與型領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)需要通過(guò)將團(tuán)隊(duì)成員的打分聚合到團(tuán)隊(duì)層面，因此，我們還計(jì)算了團(tuán)隊(duì)成員打分的組內(nèi)一致性和組內(nèi)相關(guān)(平均 rwg=0.85，ICC［1］=0.52，ICC［2］=0.81)，該結(jié)果顯示可以將團(tuán)隊(duì)成員對(duì)參與型領(lǐng)導(dǎo)的打分聚合到團(tuán)隊(duì)層面。心理授權(quán)的測(cè)量采用了 Spreitzer編制的量表［10］，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.94。主動(dòng)變革行為的測(cè)量采用Morrison和 Phelps編制的量表［3］，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.93。權(quán)力距離導(dǎo)向的測(cè)量采用 Dorfman和 Howell編制的量表［20］，該量表的Cronbach α 系數(shù)為 0.82。根據(jù)以往的研究［6，14］，本研究在個(gè)體層次上不僅控制了團(tuán)隊(duì)成員的性別、年齡、學(xué)歷、本單位工作年限等人口學(xué)變量，還控制了互動(dòng)公平和分配公平等可能影響員工主動(dòng)變革行為的變量。互動(dòng)公平和分配公平的測(cè)量均采用了Colquitt編制的量表［21］，上述2個(gè)量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.95和0.93。同時(shí)，本研究在團(tuán)隊(duì)層次上控制了團(tuán)隊(duì)規(guī)模、領(lǐng)導(dǎo)學(xué)歷和領(lǐng)導(dǎo)在本崗位的工作年限。

3.3 數(shù)據(jù)分析方法

基于本研究多層次的研究模型和嵌套的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，同時(shí)心理授權(quán)和主動(dòng)變革行為均具有顯著的組間方差(心理授權(quán):χ2(88)=507.38，p ＜0.001，ICC(1)=0.55;主動(dòng)變革行為:χ2(88)=352.35，p＜0.001，ICC(1)=0.43)，因此我們運(yùn)用多層次線性模型來(lái)檢驗(yàn)各項(xiàng)假設(shè)。在運(yùn)算的過(guò)程中，除了性別這一虛擬變量之外，個(gè)體層次的所有變量都進(jìn)行了中心化處理。

4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.1 區(qū)分效度檢驗(yàn)

在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)之前，我們先對(duì)6個(gè)變量(參與型領(lǐng)導(dǎo)、心理授權(quán)、權(quán)力距離導(dǎo)向、主動(dòng)變革行為、互動(dòng)公平和分配公平)進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析，以檢驗(yàn)上述變量之間是否存在良好的區(qū)分效度。我們運(yùn)用了 Zhang和Bartol的分析策略［22］，將心理授權(quán)按照工作意義、工作影響力、自我效能感和工作自主性4個(gè)子維度進(jìn)行打包，同時(shí)將互動(dòng)公平按照人際公平和信息公平2個(gè)子維度進(jìn)行打包［21］。結(jié)果表明，6因子模型的擬合效果良好(χ2=1081.11，df=362，χ2/df=2.99，CFI=0.90，IFI=0.90，RMSEA=0.08)，同時(shí)其明顯優(yōu)于其他模型，如5因子模型(將參與型領(lǐng)導(dǎo)和心理授權(quán)進(jìn)行合并，χ2=1347.66，df=367，χ2/df=3.67，CFI=0.86，IFI=0.86，RMSEA=0.09)。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果表明本研究的變量之間區(qū)分效度良好。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由于本研究是跨層次研究，因此要對(duì)個(gè)體層次和團(tuán)隊(duì)層次的變量分開(kāi)進(jìn)行相關(guān)分析。在個(gè)體層次上，員工的學(xué)歷(r=0.12，p ＜0.05)、互動(dòng)公平(r=0.25，p＜0.01)、分配公平(r=0.32，p ＜0.01)和心理授權(quán)(r=0.31，p＜0.01)與員工主動(dòng)變革行為均存在正相關(guān)。在團(tuán)隊(duì)層次上，變量之間均不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

假設(shè)1的檢驗(yàn)。從表1中的模型5中可以看出，在對(duì)相關(guān)控制變量進(jìn)行控制之后，參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為存在顯著的正向影響(γ=0.16，p＜0.05)。因此，假設(shè)1獲得了支持。

假設(shè)2的檢驗(yàn)。我們根據(jù)Baron和Kenny的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)心理授權(quán)的中介作用［23］。首先，參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為存在顯著的正向影響已經(jīng)獲得驗(yàn)證(假設(shè)1);其次，從表1的模型2中可以看出，參與型領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響員工心理授權(quán)(γ =0.31，p＜0.001);最后，從表1的模型6中得出，在多層線性模型中控制了員工心理授權(quán)之后，心理授權(quán)對(duì)主動(dòng)變革行為存在顯著的正向影響(γ =0.14，p＜0.05)，而參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)主動(dòng)變革行為的正向影響不顯著了(γ=0.13，n.s.)。上述分析結(jié)果表明員工心理授權(quán)中介了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為的正向影響。假設(shè)2得到了支持。為了進(jìn)一步確認(rèn)中介效應(yīng)的顯著性，我們還參照Preacher等介紹的“Bootstrap”方法進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗(yàn)［24］?；?0000次的“Monte Carlo”檢驗(yàn)，分析結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)2(間接效應(yīng) =0.04，95%置信區(qū)間 =［0.001，0.099］)。

表1 多層線性模型分析結(jié)果

假設(shè)3的檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè)，我們先需要檢驗(yàn)員工的權(quán)力距離導(dǎo)向是否會(huì)調(diào)節(jié)參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工心理授權(quán)的正向影響。從表1的模型3中可以看出，參與型領(lǐng)導(dǎo)與權(quán)力距離導(dǎo)向的交互項(xiàng)顯著地正向影響員工心理授權(quán)(γ=0.08，p＜0.05)。同時(shí)，我們還繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(見(jiàn)圖2)，并進(jìn)行了簡(jiǎn)單斜率分析以進(jìn)一步確認(rèn)員工權(quán)力距離導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用。分析結(jié)果顯示，對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工，參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其心理授權(quán)具有顯著的正向影響(γ =0.41，p＜0.001)。對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工，雖然參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其心理授權(quán)也具有顯著的正向影響(γ=0.25，p＜0.001)，但是與權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工相比，參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其心理授權(quán)的正向影響效果較弱(Δγ =0.16，p＜0.05)。

圖2 員工權(quán)力距離導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)

我們進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)3。借鑒MacKinnon等提出的方法［25］，首先分別計(jì)算在權(quán)力距離導(dǎo)向較高(均值加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)和較低(均值減1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)的員工中，參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理授權(quán)影響其主動(dòng)變革行為的間接效應(yīng)。這一間接效應(yīng)估計(jì)值是路徑a系數(shù)(Path a，即參與型領(lǐng)導(dǎo)影響員工心理授權(quán)的簡(jiǎn)單斜率，有2個(gè)不同的估計(jì)值分別對(duì)應(yīng)于權(quán)力距離導(dǎo)向較高和較低的員工)和路徑b系數(shù)(Path b，即在控制了參與型領(lǐng)導(dǎo)、員工權(quán)力距離導(dǎo)向及其交互項(xiàng)之后，員工心理授權(quán)對(duì)其主動(dòng)變革行為的影響系數(shù))的乘積。其次，運(yùn)用“Bootstrap”方法來(lái)分析上述2個(gè)間接效應(yīng)估計(jì)值(分別對(duì)應(yīng)于權(quán)力距離導(dǎo)向較高或較低的員工)的顯著性。經(jīng)過(guò)分析，對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工，參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)心理授權(quán)影響其主動(dòng)變革行為的間接效應(yīng)為 0.06(95%置信區(qū)間 =［0.002，0.117］)，而對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工，該間接效應(yīng)為0.04(95%置信區(qū)間 =［0.002，0.095］)。因此，根據(jù)上述分析可以發(fā)現(xiàn)參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理授權(quán)影響其主動(dòng)變革行為的間接效應(yīng)在權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工中更加明顯，假設(shè)3獲得了支持。

5 結(jié)論與討論

5.1 研究結(jié)論

本研究深入探討了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為的影響效果和作用機(jī)制。研究結(jié)果顯示參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為存在顯著的正向影響，而員工心理授權(quán)中介了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其主動(dòng)變革行為的正向影響。此外，員工權(quán)力距離導(dǎo)向?qū)ι鲜鲋薪樾?yīng)存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

5.2 理論意義

本研究首先假設(shè)并證實(shí)了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為存在顯著的正向影響。以往雖然有研究呼吁挖掘領(lǐng)導(dǎo)行為等情境因素對(duì)主動(dòng)變革行為的影響［6，9］，但是相應(yīng)的研究卻非常稀少。為了彌補(bǔ)上述主動(dòng)變革行為的研究缺陷，本研究做了有益的探索，并發(fā)現(xiàn)參與型領(lǐng)導(dǎo)是激發(fā)員工自發(fā)實(shí)施組織內(nèi)變革的重要因素。這一研究結(jié)論不僅豐富了主動(dòng)變革行為的前因變量研究，同時(shí)還對(duì)以往的主動(dòng)變革行為研究做了有力的回應(yīng)和支撐。比如我們的研究間接印證了Chiaburu和Baker的研究結(jié)論，其研究發(fā)現(xiàn)管理控制會(huì)抑制員工的主動(dòng)變革行為［26］。此外，本研究也對(duì)以往的組織變革研究做了一定的擴(kuò)展。在現(xiàn)有的組織變革研究中，員工被視為變革的被動(dòng)接受者，因此學(xué)者主要探究了員工對(duì)變革的反應(yīng)［27］，例如變革抵制、變革開(kāi)放性、變革承諾、變革犬儒主義以及變革應(yīng)對(duì)等。然而實(shí)際上員工也是變革的重要力量［3］，本研究從員工作為變革發(fā)動(dòng)者的視角切入，對(duì)以往組織變革的研究做了有力的補(bǔ)充。

其次，本研究揭示了員工心理授權(quán)在參與型領(lǐng)導(dǎo)和員工主動(dòng)變革行為之間所起的中介作用，從而揭開(kāi)了領(lǐng)導(dǎo)行為與員工主動(dòng)變革行為之間的“黑箱”。與此同時(shí)，“主動(dòng)行為激勵(lì)模型”以往主要運(yùn)用于主動(dòng)行為的研究中［7］，本研究通過(guò)理論推導(dǎo)和實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)該模型可以良好地運(yùn)用到員工變革的相關(guān)研究中?！霸笧閯?dòng)機(jī)”和“可為動(dòng)機(jī)”反映了員工對(duì)變革行為進(jìn)行評(píng)估后形成的一種心理狀態(tài)，會(huì)直接影響到其實(shí)際的變革意愿和變革行為。因此，本研究對(duì)“主動(dòng)行為激勵(lì)模型”做了有效的檢驗(yàn)和一定程度的拓展。

再次，本研究還發(fā)現(xiàn)員工權(quán)力距離導(dǎo)向會(huì)正向調(diào)節(jié)參與型領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)提升員工的心理授權(quán)而對(duì)員工的主動(dòng)變革行為施加的正向影響。這一研究結(jié)論對(duì)部分學(xué)者呼吁的“在領(lǐng)導(dǎo)行為研究中考慮員工權(quán)力價(jià)值觀的影響［11，12］”作了有力的呼應(yīng)，同時(shí)也豐富了權(quán)力距離導(dǎo)向的研究。在以往關(guān)于權(quán)力距離導(dǎo)向調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究中存在著不一致的研究結(jié)論，而本研究認(rèn)為權(quán)力距離導(dǎo)向發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)要視情況而定。對(duì)于參與型領(lǐng)導(dǎo)來(lái)說(shuō)，其本質(zhì)是決策權(quán)力在上級(jí)與下級(jí)之間的傳遞和分享［8，17］。權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工，本身就不太認(rèn)可權(quán)力在組織內(nèi)部不同層級(jí)之間的不平等分配［13］，因此他們會(huì)認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)與員工分享決策的權(quán)力是理所應(yīng)當(dāng)?shù)?，而受參與型領(lǐng)導(dǎo)的正向影響較弱。以往已經(jīng)有研究證實(shí)權(quán)力距離導(dǎo)向較低的員工受授權(quán)行為的影響較弱［28］。而權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工，會(huì)認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)破除“一言堂”的作風(fēng)而與其分享決策權(quán)力是一種恩惠，因此會(huì)更加主動(dòng)地回報(bào)領(lǐng)導(dǎo)，比如自主地發(fā)起一些有益于工作和組織的變革。特別是在中國(guó)情境下，員工更加注重“知恩圖報(bào)”［29］。所以本研究也在一定程度上厘清了權(quán)力距離導(dǎo)向在領(lǐng)導(dǎo)行為和員工反應(yīng)之間所起的調(diào)節(jié)作用。

5.3 管理啟示

本研究對(duì)組織管理者有如下管理啟示。首先，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該重視普通員工的變革行為。由于員工長(zhǎng)期處于生產(chǎn)第一線，非常熟悉工作場(chǎng)所中存在的問(wèn)題，因此由其主導(dǎo)的相應(yīng)變革能夠有效地提高工作效率和組織效益。其次，為了激發(fā)員工更加主動(dòng)地開(kāi)展有益的變革，領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)該為員工提供更多參與決策的機(jī)會(huì)。讓員工感受到自身是組織的一份子，是組織的主人。領(lǐng)導(dǎo)與員工之間心往一處想，勁往一處使，從而增強(qiáng)員工的工作意義感、影響力、自主性和自我效能感。這些心理狀態(tài)是促使員工實(shí)施主動(dòng)變革行為的重要心理要素。最后，領(lǐng)導(dǎo)為了有效激發(fā)員工發(fā)起有益的變革，在管理過(guò)程中還要考慮員工的權(quán)力價(jià)值觀。對(duì)于權(quán)力距離導(dǎo)向較高的員工，領(lǐng)導(dǎo)施展參與型領(lǐng)導(dǎo)行為的作用效果可能較好。

5.4 研究局限和展望

本研究也存在一定的研究局限。首先，本研究收集的是截面數(shù)據(jù)，因此無(wú)法驗(yàn)證變量之間的因果關(guān)系。未來(lái)希望有研究采用縱向研究設(shè)計(jì)或?qū)嶒?yàn)研究設(shè)計(jì)來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證我們的研究結(jié)論。其次，除了本研究發(fā)現(xiàn)的參與型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)對(duì)員工主動(dòng)變革行為產(chǎn)生影響之外，還存在其他因素會(huì)對(duì)員工的主動(dòng)變革行為存在影響，如員工個(gè)性和組織環(huán)境等。在研究的過(guò)程中，如果能夠控制這些因素，則我們的研究結(jié)論將更加穩(wěn)健。當(dāng)然，本研究已經(jīng)控制了員工的互動(dòng)公平和分配公平等影響主動(dòng)變革行為的重要因素，使得我們的檢驗(yàn)程序比較嚴(yán)謹(jǐn)，能夠緩解上述研究局限所帶來(lái)的威脅。最后，受研究范圍的限制，本研究?jī)H探討了參與型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工主動(dòng)變革行為的影響以及員工心理授權(quán)的中介作用，后續(xù)研究可以拓展研究的深度和廣度，探索其他影響員工主動(dòng)變革行為的前因變量和心理機(jī)制，以期進(jìn)一步豐富員工主動(dòng)變革行為的研究。

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