授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工反饋尋求行為的影響機(jī)制：領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)兩階段的調(diào)節(jié)作用 *

王懷勇 岳思怡 沈曉尋

(上海師范大學(xué)心理學(xué)系，上海 200234)

1 引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，企業(yè)面臨的不確定性日益加深，組織結(jié)構(gòu)扁平化和移動辦公漸趨普遍，這使許多領(lǐng)導(dǎo)與員工陷入“反饋真空”狀態(tài)（倪清, 杜鵬程, 2017; 張建平 等, 2020），僅依靠自上而下的反饋已難以滿足員工和組織發(fā)展的需要，越來越多的員工開始產(chǎn)生反饋尋求行為，即不再滿足于被動地等待反饋，而是主動地尋求反饋來獲得有價值的信息以促進(jìn)自身和組織的發(fā)展（Ashford & Cummings, 1983）。在同事和領(lǐng)導(dǎo)這兩個反饋源中，領(lǐng)導(dǎo)扮演著組織代理人的重要角色，會對員工產(chǎn)生更大影響（George & Zhou, 2007），同時參考以往研究（Gong et al., 2017），本研究主要探討員工對領(lǐng)導(dǎo)的反饋尋求行為。

在知識經(jīng)濟(jì)和信息網(wǎng)絡(luò)的時代，企業(yè)需要更靈活的組織結(jié)構(gòu)和領(lǐng)導(dǎo)方式。在這樣的大環(huán)境下，自上而下的以命令、控制為特征的領(lǐng)導(dǎo)越來越難適應(yīng)和動態(tài)匹配其所面臨的環(huán)境，領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)的意義日益凸顯（陳晨 等, 2020; Qian et al., 2018）。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)作為一種應(yīng)用廣泛的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格備受關(guān)注（郎藝, 王輝, 2016; Lee et al., 2018），已有研究開始關(guān)注授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)在反饋尋求中的作用，但對二者關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)并不一致。有研究發(fā)現(xiàn)，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)可正向影響反饋尋求（Qian et al., 2018;Zhang et al., 2017），但也有研究者認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)不會增加反饋尋求（張燕紅, 廖建橋, 2014; De Stobbeleir et al., 2008）。之所以未取得一致結(jié)論，可能在于沒有深入考察影響二者關(guān)系的“第三變量”（如調(diào)節(jié)、中介變量）。

鑒于社會認(rèn)同理論是解釋領(lǐng)導(dǎo)行為對下屬影響的重要理論視角，而下屬對領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同被認(rèn)為是領(lǐng)導(dǎo)方式影響員工認(rèn)知、態(tài)度和行為的重要中介變量之一（Yang et al., 2020），本研究引入領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同作為中介變量。另外，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的有效性受制于具體的組織情景條件（王宏蕾, 孫健敏,2019）。在實(shí)際組織環(huán)境中，領(lǐng)導(dǎo)很可能根據(jù)情境和下屬的個體差異不平等地分配權(quán)力而表現(xiàn)出差異化授權(quán)（崔楊, 于桂蘭, 2019; 李紹龍 等, 2017）。還有研究者提出，相比分別單獨(dú)探討，研究領(lǐng)導(dǎo)行為與差異化領(lǐng)導(dǎo)的交互作用更能全面地揭示領(lǐng)導(dǎo)行為本質(zhì)（Liden et al., 2006），因此本研究引入領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)作為調(diào)節(jié)變量以深入探討授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)影響反饋尋求的機(jī)制與邊界條件。

1.1 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與反饋尋求行為

Ashford和Cummings（1983）認(rèn)為，對成本與價值的權(quán)衡是反饋尋求是否發(fā)生的決定因素，并且工具性動機(jī)、形象管理動機(jī)和自我防衛(wèi)動機(jī)直接影響個體尋求反饋的意愿（Hays & Williams,2011）。本研究認(rèn)為，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會通過增加工具價值并降低自我保護(hù)成本來激發(fā)員工尋求反饋。首先，反饋尋求可能使員工獲得威脅其自我意識的消極信息（Ashford, 1986），當(dāng)個體認(rèn)為反饋會威脅其自我價值時，便可能出于自我保護(hù)動機(jī)而抑制反饋尋求（Hays & Williams, 2011）。然而，來自領(lǐng)導(dǎo)的授權(quán)一方面會提高員工的自我效能感（Kark et al., 2003），使其對反饋內(nèi)容產(chǎn)生積極預(yù)期；另一方面也賦予員工更大的工作靈活性與自主權(quán)（Lee et al., 2018），這可以增強(qiáng)員工從事主動行為的信心，降低其對反饋尋求風(fēng)險的感知，進(jìn)而更可能尋求反饋（Qian et al., 2018）。其次，授權(quán)對員工工作能力提出了更高要求，當(dāng)其無法勝任當(dāng)前工作而需要領(lǐng)導(dǎo)的反饋來指導(dǎo)自己時，便會出于工具性動機(jī)增加對反饋尋求價值的感知，進(jìn)而更傾向?qū)で蠓答仯◤堁嗉t, 廖建橋, 2014）。據(jù)此提出假設(shè)H1：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測反饋尋求行為。

1.2 領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介效應(yīng)

領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同是員工依據(jù)與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系身份，對自我予以定義的狀態(tài)，當(dāng)員工將對領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)知納入自我概念并對自我予以定義時，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同也即形成（Sluss et al., 2012）。根據(jù)社會認(rèn)同理論，人們會基于提高自尊、安全感、歸屬感和尋找存在意義的動機(jī)來選擇某群體成員建構(gòu)自我概念，而這些動機(jī)是否滿足直接影響其對該成員的認(rèn)同（張永軍, 2017）。此外，員工往往會將其對領(lǐng)導(dǎo)的實(shí)際認(rèn)知與對理想領(lǐng)導(dǎo)的期望對比，兩者間的差距也會影響員工對領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同（Bunjak et al.,2019）。已有研究發(fā)現(xiàn)，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出的民主、信任和認(rèn)可一方面能在一定程度上滿足員工對理想領(lǐng)導(dǎo)的期望，激發(fā)其對領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同與學(xué)習(xí)（郎藝, 王輝, 2016）；另一方面也傳遞出領(lǐng)導(dǎo)對員工的重視與支持，有利于雙方情感紐帶的建立，這不僅能滿足員工的自尊、歸屬等社會情感需要（Lee et al., 2018; Qian et al., 2018），還使領(lǐng)導(dǎo)成為員工的“重要他人”，進(jìn)而使其將自我認(rèn)同延伸至關(guān)系密切的領(lǐng)導(dǎo)身上，即形成領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同（Huang et al., 2014; Zhang & Chen, 2013）。由此提出假設(shè)H2：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同。

進(jìn)一步地，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同形成后，員工會為其下屬身份感到驕傲和自豪，進(jìn)而向領(lǐng)導(dǎo)的行為和價值觀靠攏（周如意 等, 2016），此時，領(lǐng)導(dǎo)的評價與建議對員工而言意義非凡。同時，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同會引發(fā)員工與領(lǐng)導(dǎo)的同一性，員工會將領(lǐng)導(dǎo)的目標(biāo)和利益視為是自己的，從而更愿意為雙方的成功付出額外努力（Huang et al., 2014）。所以，員工會通過主動尋求反饋以更好地追隨領(lǐng)導(dǎo)并幫其實(shí)現(xiàn)目標(biāo)。此外，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同反映了員工對領(lǐng)導(dǎo)的依戀程度（Gong et al., 2017; Kark et al., 2003），高領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同使員工更重視并渴望發(fā)展上下級關(guān)系（Zhang &Chen, 2013），反饋尋求作為一種可能強(qiáng)化上下級關(guān)系的人際互動行為而被經(jīng)常使用（張燕紅, 廖建橋, 2014）。由此提出假設(shè)H3：領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與反饋尋求行為中起中介作用。

1.3 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

受已有關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)成員交換與其差異化對下屬交互影響研究的啟發(fā)（Liden et al., 2006），本研究認(rèn)為，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同對反饋尋求的影響會受領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)的制約。根據(jù)社會比較理論，首先，授權(quán)差異大時，員工的社會比較動機(jī)更強(qiáng)（沈伊默 等, 2017; Liao et al., 2017），被授權(quán)多的員工經(jīng)下行比較感受到領(lǐng)導(dǎo)額外的信任與支持（Chen, Yu, & Son, 2014），產(chǎn)生更強(qiáng)的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同（Zhao et al., 2019）；而被授權(quán)少的員工會通過上行比較體驗到不公平感與相對剝奪感（Chen et al.,2018），抑制領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的產(chǎn)生（崔楊, 于桂蘭,2019）。此時，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同主要取決于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)。相反，授權(quán)差異小時，員工被授予權(quán)力的多少不太可能作為社會比較的標(biāo)準(zhǔn)對領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同發(fā)揮重要作用，因此其對領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的影響較小。由此提出假設(shè)H4a：領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同中起正向調(diào)節(jié)作用，即領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)差異大時，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的預(yù)測作用更強(qiáng)。

其次，授權(quán)差異大時，一方面，員工會傾向通過社會比較來發(fā)展清晰的自我概念（沈伊默 等,2017; Liao et al., 2017），并猜測授權(quán)差異反映了領(lǐng)導(dǎo)對其能力的評估和其在團(tuán)體中的相對地位（Zhao et al., 2019），進(jìn)而更偏好通過反饋尋求等社會互動來自我評估和驗證（Anseel et al., 2007）；另一方面，授權(quán)差異大意味著有員工會被“特殊對待”而擁有更多權(quán)力與資源，這會給員工一種暗示，即相比授權(quán)差異小的領(lǐng)導(dǎo)，在授權(quán)差異大的領(lǐng)導(dǎo)下工作時自己更有機(jī)會成為被青睞之人（Henderson et al., 2009），這也意味著員工間的競爭會更激烈，而反饋尋求可能被視為與領(lǐng)導(dǎo)積極互動并幫自己爭取優(yōu)待的機(jī)會（張燕紅, 廖建橋,2014），此時無論領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同高低，反饋尋求都較多，即領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同對反饋尋求的預(yù)測作用較弱。相反，授權(quán)差異小時，“一視同仁”的氛圍弱化了員工間競爭及社會比較的動機(jī)，使反饋尋求主要取決于領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同水平，即領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同對反饋尋求的預(yù)測作用較強(qiáng)。由此提出假設(shè)H4b：領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)在領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同與反饋尋求行為中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)差異小時，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同對反饋尋求行為的預(yù)測作用更強(qiáng)。在假設(shè)H3、H4a和4b的基礎(chǔ)上，研究構(gòu)建一個兩階段有調(diào)節(jié)的中介模型（見圖1），進(jìn)一步考察領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)是否調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用。由此提出假設(shè)H5：領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)調(diào)節(jié)了領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用。

圖1 有調(diào)節(jié)的中介模型

2 預(yù)研究：領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷的編制

2.1 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷題項編制

由于同時探討授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)，從科學(xué)邏輯上看，領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷理應(yīng)匹配于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)量表。因此略去開放式問卷調(diào)查等環(huán)節(jié)，直接對本研究所用的權(quán)力分享型領(lǐng)導(dǎo)量表（Chen, Zhang, & Wang, 2014）進(jìn)行改寫，對改寫的初始問卷進(jìn)行項目分析、因子分析等信效度檢驗。具體步驟為：（1）5名心理學(xué)研究生對題項進(jìn)行差異化改寫形成初始題項；（2）3名非心理學(xué)研究生對初始題項進(jìn)行“非差異化”改寫，確定領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷的題項在含義上與權(quán)力分享型領(lǐng)導(dǎo)量表相同，只是在授權(quán)的差異化上有所不同；（3）最終形成包含權(quán)力委派差異化（3個題項）和決策參與差異化（4個題項）兩個維度7個題項的領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷。

2.2 研究對象

分兩次招募被試完成數(shù)據(jù)采集：首次招募200名企業(yè)員工進(jìn)行問卷調(diào)查，有效數(shù)據(jù)192份，有效率96.00%。其中，31～40歲占51.56%，男性占54.17%。再次招募200名企業(yè)員工進(jìn)行問卷調(diào)查，有效數(shù)據(jù)189份，有效率94.50%。其中，31～50歲占57.15%，男性占54.50%。

2.3 項目分析

首先，對各題項與所屬維度及問卷總分進(jìn)行相關(guān)分析（見表1）。各題項與所屬維度和問卷總分的相關(guān)均顯著，且各項目與其他維度的相關(guān)遠(yuǎn)小于其和所屬維度，即題項很好地反映了所測內(nèi)容。其次，將被試分為高分組（前27%）和低分組（后27%）進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗來計算項目的決斷值，結(jié)果顯示7個題項在兩組間的差異均顯著。由此，7個題項均被保留。

表1 所有項目與其所屬維度和總分的相關(guān)及鑒別力指數(shù)

2.4 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷的結(jié)構(gòu)

首次和第二次收集的數(shù)據(jù)用于探索性與驗證性因子分析。探索性因子分析結(jié)果：KMO=0.81，Bartlett球形檢驗結(jié)果：χ2=474.34，p＜0.001，適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法提取到特征值大于1的2個公因子（見表2），累積方差貢獻(xiàn)率為64.77%。對兩因子結(jié)構(gòu)進(jìn)行驗證性因子分析，結(jié)果：χ2/df=1.80，RMSEA=0.07，CFI=0.98，TLI=0.97，AGFI=0.93，表明問卷結(jié)構(gòu)效度良好。

表2 旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣

3 正式研究：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工反饋尋求行為的影響機(jī)制

3.1 研究對象

招募400名企業(yè)員工進(jìn)行問卷調(diào)查，有效數(shù)據(jù)388份，有效率97.00%。其中，31～50歲占50.77%，男性占44.07%。

3.2 研究工具

均采用Likert 5級計分，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

3.2.1 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)

采用Chen，Zhang和Wang（2014）編制的權(quán)力分享型領(lǐng)導(dǎo)量表，包含權(quán)力委派和決策參與兩個維度，共7個題項，如“上司不會干涉我職責(zé)范圍內(nèi)的工作”。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

3.2.2 領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同

采用Kark等（2003）編制的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同量表，共8個題項，如“我完全信任我的上司”。該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.91。

3.2.3 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)

采用自編的領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)問卷，共7個題項，如“上司通常只會給個別下屬表達(dá)觀點(diǎn)的機(jī)會”。該問卷的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.88。

3.2.4 反饋尋求行為

采用Gong等（2017）編制的反饋尋求行為量表中的自我反饋尋求維度，該分量表共8個題項，如“我常間接地詢問上司有關(guān)我的表現(xiàn)良好的信息”。該分量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

3.2.5 控制變量

將性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位及會影響反饋尋求的外向性（Krasman, 2010）作為控制變量。外向性采用王孟成等（2011）編制的中國大五人格量表簡版中的外向性分量表，該分量表共8個題項，如“我喜歡參加社交與娛樂聚會”。該分量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.87。

3.3 結(jié)果

3.3.1 變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

對研究變量進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果表明：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同、反饋尋求行為分別呈顯著正相關(guān)；領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)與授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同分別呈顯著負(fù)相關(guān)；領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同與反饋尋求行為存在顯著正相關(guān)（見表3）。

表3 各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

3.3.2 共同方法偏差與區(qū)分效度

采用Harman單因子法檢驗共同方法偏差。探索性因子分析結(jié)果表明，未進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)時第一個因子的解釋率為32.88%，低于40%。同時，驗證性因子分析結(jié)果顯示單因子模型擬合很差，χ2/df=7.27，RMSEA=0.13，CFI=0.58，TLI=0.55，GFI=0.56，說明不存在嚴(yán)重共同方法偏差。另外，四因子模型的擬合優(yōu)度（χ2=1093.32,df=399,χ2/df=2.74, RMSEA=0.04, CFI=0.95, IFI=0.94）顯著優(yōu)于三因子模型 1（Δχ2=949.88, Δdf=3,p＜0.001）、三因子模型 2（Δχ2=1154.96, Δdf=3,p＜0.001）、三因子模型 3（Δχ2=527.93, Δdf=3,p＜0.001）。

3.3.3 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的主效應(yīng)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介效應(yīng)

層次回歸結(jié)果見表4，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測反饋尋求（β=0.37,p＜0.001），支持假設(shè)H1；授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同（β=0.66,p＜0.001），支持假設(shè)H2；領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同正向預(yù)測反饋尋求（β=0.45,p＜0.001），且此時授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對反饋尋求的直接效應(yīng)不再顯著（β=0.07,p＞0.05），說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同起中介作用。采用Bootstrap法檢驗中介作用，間接效應(yīng)ab值為0.30，95%CI=[0.21, 0.39]，不包含0；直接效應(yīng)c’值為0.07，95%CI=[-0.04, 0.18]，再次驗證領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用，支持假設(shè)H3。

表4 各變量的層次回歸分析

3.3.4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

使用PROCESS檢驗有調(diào)節(jié)的中介模型（見表5）。方程1中領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)和授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的交互項顯著（β=0.10,p=0.001），即領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同中起調(diào)節(jié)作用；方程2中領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的交互項顯著（β=-0.12,p=0.026），即領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)在領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同與反饋尋求中起調(diào)節(jié)作用。

表5 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

為呈現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)的調(diào)節(jié)作用，將其按M±1SD分為高、低組進(jìn)行簡單斜率檢驗。第一段調(diào)節(jié)作用顯示（見圖2）：領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)差異小時授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同（bsimple=0.51,t=6.44,p＜0.001），而差異大時授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的預(yù)測作用增強(qiáng)（bsimple=0.75,t=12.11,p＜0.001），支持假設(shè) H4a。

圖2 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同之間的調(diào)節(jié)作用

第二段調(diào)節(jié)作用顯示（見圖3）：領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)差異小時領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同正向預(yù)測反饋尋求行為（bsimple=0.64,t=7.37,p＜0.001），而差異大時領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同對反饋尋求行為的預(yù)測作用減弱（bsimple=0.30,t=3.43,p＜0.001），支持假設(shè) H4b。

圖3 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)在領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同與反饋尋求行為之間的調(diào)節(jié)作用

綜合來看（見表6），領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)差異小時領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同中介效應(yīng)較大，index=0.30，BootSE=0.06，95% CI=[0.20, 0.45]，而差異大時中介效應(yīng)變小，index=0.23，BootSE=0.06，95% CI=[0.10, 0.35]，即領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用受領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)的調(diào)節(jié)，支持假設(shè)H5。

表6 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)不同水平上領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介效應(yīng)

4 討論

4.1 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對反饋尋求行為的影響及機(jī)制

本研究證實(shí)了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測反饋尋求行為，這一發(fā)現(xiàn)與Qian等（2018）的研究結(jié)果一致。而De Stobbeleir等（2008）發(fā)現(xiàn)，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與反饋尋求無直接相關(guān)，但授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)可通過自主目標(biāo)與合作規(guī)范間接影響反饋尋求。因此本研究在證實(shí)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與反饋尋求的關(guān)系后進(jìn)一步揭示關(guān)系的內(nèi)在機(jī)制。本研究從社會認(rèn)同的角度發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與反饋尋求行為中起中介作用。這與以往研究發(fā)現(xiàn)的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在積極型領(lǐng)導(dǎo)（如，變革型領(lǐng)導(dǎo)、真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)）對員工態(tài)度與行為影響中起中介作用的結(jié)果一致（Kark et al., 2003）。根據(jù)社會認(rèn)同理論，領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)可通過滿足員工自尊、歸屬等社會情感需要而增加其領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同（郎藝, 王輝, 2016; Lee et al., 2018），這不僅使員工將領(lǐng)導(dǎo)的行為與價值觀作為參照，還會激發(fā)其發(fā)展上下級關(guān)系的愿望（周如意 等, 2016;Zhang & Chen, 2013），進(jìn)而將反饋尋求作為獲得領(lǐng)導(dǎo)指導(dǎo)和強(qiáng)化上下級關(guān)系的互動方式。

4.2 領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

首先，本研究發(fā)現(xiàn)授權(quán)差異大時授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的預(yù)測作用更強(qiáng)，這與沈伊默等（2017）的結(jié)果類似，同時也支持社會比較理論。其次，還發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)削弱了領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同對反饋尋求的預(yù)測作用，但這并不意味差異化授權(quán)是反饋尋求的不利因素。本研究發(fā)現(xiàn)員工在授權(quán)差異大時有更多的反饋尋求，這與以往差異化領(lǐng)導(dǎo)產(chǎn)生消極影響的研究發(fā)現(xiàn)不太一致（崔楊, 于桂蘭, 2019）?？赡苁且驗槭跈?quán)差異大時員工會出于自我評估與驗證動機(jī)將反饋尋求作為了解他人對自己看法的方式來檢驗領(lǐng)導(dǎo)的“區(qū)別對待”是否反映了其地位和能力（Anseel et al., 2007）。此時不論領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同高低，員工均傾向于尋求反饋。

4.3 不足與展望

本研究仍存在一些不足。首先，研究思路和假設(shè)均植根于線性研究，但授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)、領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同和反饋尋求之間可能存在非線性關(guān)系，未來可借助二次多項式回歸和響應(yīng)面分析進(jìn)一步探索。其次，研究僅探討了團(tuán)隊內(nèi)領(lǐng)導(dǎo)的授權(quán)，未考慮團(tuán)隊間領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)差異，未來可基于多層線性模型對領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)兩階段的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行跨層次探討。

5 結(jié)論

（1）授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向預(yù)測領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同與反饋尋求行為；（2）領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與反饋尋求行為中起中介作用；（3）領(lǐng)導(dǎo)差異化授權(quán)調(diào)節(jié)了領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用，即調(diào)節(jié)了中介的第一段（授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)-領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同）與第二段（領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同-反饋尋求行為）。