員工授權期望與領導授權行為一致性的影響效應:基于關系認同理論

尹 奎 趙 景 侯 楠 聶 琦

(1.北京科技大學 經(jīng)濟管理學院, 北京 100083; 2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學 工商管理學院, 北京 100070;3.南京航空航天大學 經(jīng)濟與管理學院,江蘇 南京 211106)

0 引言

組織外部環(huán)境的不斷變化要求組織運行更加高效、結構設計更加精簡、客戶響應更加及時。為了實現(xiàn)上述目標,合理授權成為關鍵[1-5]。通過授權能夠增強員工工作動機,激發(fā)員工潛能,提高員工應對外部環(huán)境變化的能力[1]。在此情境下,領導需要下屬承擔更多的責任,擁有更多決策自主權[6]。領導授權行為是指領導通過給下屬提供工作決策自主性以及相應的資源與支持等方式分享權力的過程[1,7]。領導授權行為相比于領導命令行為更能預測員工的任務績效與主動性行為[3,7-8]。

領導可以通過塑造下屬的自我概念(如關系自我、集體自我等)對其行為、績效產(chǎn)生影響[9]。Sluss和Ashforth[10]在區(qū)分社會身份(social identity)與社會認同(social identification)基礎上,進一步發(fā)展出關系認同理論,提出關系認同存在于領導-下屬角色關系中,當下屬認為該角色關系有吸引力時,能夠提升下屬的領導關系認同,而領導關系認同能夠促進組織認同,提高員工的合作性、忠誠、工作績效等。自此以后,關系認同理論成為領導行為發(fā)揮作用的重要解釋機制。新近研究探討了悖論式領導[11]、變革型領導[12]、道德型領導[13]、自我犧牲型領導[14]、服務型領導[15]、謙卑型領導[16]、威權型領導[17]等對領導關系認同的影響。關系認同理論是否能夠解釋領導授權行為對下屬工作績效的影響有待考察。

關系認同理論強調(diào)[10]下屬會對領導-下屬這一角色關系進行評價,這種評價不僅取決于領導是否能夠完成角色規(guī)定的職責或在完成過程中所表現(xiàn)出的個人魅力,還受到下屬對領導(作為角色關系一方)期望的影響。而以往基于關系認同理論的領導過程研究更多地強調(diào)領導行為本身對領導關系認同的影響,而忽略了對角色關系另一方(下屬)的領導角色期望的考察。在相對傳統(tǒng)的組織結構中,授權更多地發(fā)生在上下級對偶層次[3,18],即相同領導對不同下屬授權程度不同[1]。在授權的過程中不同下屬會形成領導應該如何授權以及在多大程度上授權的期望[19],當下屬對領導授權期望程度低時,會對領導授權行為進行抵制,對領導-下屬角色關系做出消極評價[5]。不管是期望落差理論[20]、內(nèi)隱領導理論[21]、還是追隨理論[22],均屬于領導過程的認知視角,強調(diào)領導行為是否與員工認為的領導原型(如內(nèi)隱期望)相一致,影響了下屬對角色關系的評價[23],而這種評價影響了領導關系認同[10]。領導關系認同反映的是個體如何定義自我與環(huán)境(如領導)的關系。相比于簡單調(diào)節(jié)效應分析,一致性分析能夠通過三維曲面生動形象地描述下屬期望與領導行為的“匹配關系”及其對領導關系認同的效應,有助于學者更好地理解個體-環(huán)境匹配的效應[24]。相關學者也呼吁,未來有必要從一致性視角分析員工授權期望-領導授權行為匹配對下屬態(tài)度(如領導關系認同)的影響[25,26]。

領導關系認同理論(leader relational identification theory)是解釋員工授權期望-領導授權行為一致性影響效應的潛在理論。一是領導關系認同是指個體在與領導角色關系中定義自我的程度[10],而授權同樣發(fā)生在上下級關系中[3],且涉及彼此角色的分配;二是角色關系的吸引力是關系認同形成的重要影響因素,基于角色關系的另一方如何與自己耦合(如員工授權期望-領導授權行為是否一致)影響了個體對這種角色關系吸引力的評價[10];三是領導關系認同是解釋領導行為影響效應的重要機制[27],對工作結果產(chǎn)生重要影響[28];四是Junker和van Dick在追隨理論中也提到,關系認同理論是解釋下屬內(nèi)隱期望與領導行為一致性影響效應的潛在機制[22],未來值得進一步探討。

本文基于關系認同理論[10],解釋員工授權期望-領導授權行為一致性的影響效應。具體而言,員工授權期望-領導授權行為一致性會影響員工的領導關系認同,最終影響個體的工作績效。當領導授權行為與員工授權期望一致時,員工對這種角色關系的評價更積極,更容易將這種角色關系納入到自我概念中[29],提高了員工領導關系認同。隨著領導關系認同的增長,個體將領導-下屬角色關系納入到自我概念中,更加重視領導目標的實現(xiàn),工作中付出更多努力[10],進而影響了個體的工作績效。

根據(jù)員工授權期望與領導授權行為的程度差異,形成如圖1所示的不同組合:超越期望(領導授權行為＞員工授權期望)、低于期望(領導授權行為＜員工授權期望)、低期望一致、高期望一致。基于上述分類,本研究擬探討:第一,領導授權行為與員工授權期望一致情境下領導關系認同是否高于不一致情境?第二,同樣是一致情境,領導關系認同在高一致情境上的表現(xiàn)是否優(yōu)于低一致情境?第三,領導關系認同是否能夠將領導授權行為與員工授權期望一致性的影響傳遞至工作績效?

圖1 員工授權期望與領導授權行為的組合Figure 1 The combination of employee empowering expectation and leader empowering behavior

上述問題的回答,能夠在以下方面做出理論貢獻:一是將關系認同理論引入領導授權行為研究領域,拓展了關系認同理論的應用情境;二是通過構建員工授權期望-領導授權行為一致性,能夠更好地回答下屬何時對領導-下屬這一角色關系給予更高的評價,從而提高領導關系認同水平,彌補了以往領導關系認同成因研究中過度關注領導行為單一因素的不足;三是,員工授權期望-領導授權行為一致性是領導過程認知視角的重要反映,將領導過程認知視角整合入關系認同理論,體現(xiàn)了整合領導過程認知視角與領導過程認同視角的研究趨勢[30],是對關系認同理論的擴展與深化。

1 理論基礎與研究假設

1.1 期望一致、不一致與領導關系認同

領導授權行為是指領導通過描述工作重要性、提高下屬工作自主權、展現(xiàn)出對下屬能力的信任等方式,與員工共享權力的過程[1]。領導授權行為的本質是領導部分職能和角色的下移,由下屬來承擔[31],核心維度是自主性支持與發(fā)展支持[32]。領導授權行為與其他領導行為的根本區(qū)別在于領導通過給予下屬充分自主權降低員工的無助感[33]。

身處組織結構中的每個個體都會面臨一系列來自組織中其他人的角色期望[34],上級也會面臨來自下屬的期望。根據(jù)角色設定理論[35],下屬會設定上級在各項領導責任與義務上如何做的期望。在此基礎上,Humborstad和Kuvaas將下屬對上級的授權期望定義為有關上級應該如何給自己授權的一系列信念[36]。作為一個參照框架,員工授權期望影響了下屬如何承擔與上級相關的工作角色[37]。期望一致性是指領導授權行為與員工授權期望的一致性程度,體現(xiàn)為領導授權行為評價得分與員工授權期望得分的相近程度。

認同是指個體定義自我(相對于其他人)的方式,包括集體認同、關系認同以及自我認同[38]。關系層次關注基于角色的關系,例如上下級關系、同事之間的關系。Sluss和Ashforth在區(qū)分關系身份(relational identity)與關系認同(relational identification)的基礎上,提出了關系認同理論,將關系認同定義為一個人在給定的角色關系中如何定義自我,反映了個體將關系身份作為自我定義一部分的程度,即這種角色關系對自己意味著什么[10]。在組織眾多關系中,上下級之間的角色關系是最外顯的[39],是影響個體離職、績效的最重要因素[40]。本文將領導關系認同定義為員工將與領導的角色關系納入自我概念的程度。

根據(jù)關系認同理論[10],當個體認為一種角色關系有吸引力時,會將這種角色關系納入到自我概念中,形成高的關系認同,而基于角色關系的另一方如何與自己耦合影響了個體對這種角色關系的吸引力評價。員工授權期望與領導授權行為的一致性體現(xiàn)了員工與領導在授權方面的耦合,影響了員工對與領導角色關系的吸引力評價。當員工授權期望與領導授權行為一致時,員工更樂意接受決策下沉、將其納入工作中的一部分[37],會將決策制定的參與、鼓勵自主性的領導行為視為領導促進下屬能力提升的途徑[41]。員工會覺得自己的勝任力得到重視,有足夠的能力在工作中做出貢獻,即便是低水平的一致,下屬也樂意接受[42]。當領導授權行為超過員工授權期望時,員工被托付的過度責任不是自己想要的,與個人工作目標不符合。根據(jù)人-工作匹配理論,低自我決定期望的下屬面臨過度的自主性工作任務時,會覺得自己受到干預[42]。而當領導授權行為低于員工授權期望時,員工會認為領導過于控制下屬,降低了他們的自我決定感,更傾向于將這種不一致進行消極歸因[43]。此外,員工授權期望不僅體現(xiàn)為員工渴望領導給予自主權,還渴望領導給予自己信心、幫助自己克服困難等,而低于員工期望的領導授權行為,違反了被關懷、被尊重的基本規(guī)范[44]。Wong和Giessner的研究也發(fā)現(xiàn),當員工授權期望與領導授權行為不一致時,會將上級授權行為評價為放任行為(laissez-faire behavior)[25],即上級忽視下屬的需求,逃避領導應有之責,與下屬保持遠社會距離的一種消極領導行為?；谇楦惺录碚?王聰穎和楊東濤進一步發(fā)現(xiàn)期望落差(期望不一致)會給個體帶來更多的消極情緒[45]?？傊?期望一致時員工會認為與領導的角色關系更積極,更有吸引力,而期望不一致時,員工會對與領導的角色關系做出負面評價,影響領導關系認同。綜上,提出如下假設:

H1當員工授權期望與領導授權行為一致時,員工的領導關系認同水平高于員工授權期望與領導授權行為不一致的情境。

1.2 高、低期望一致與領導關系認同

當員工授權期望與領導授權行為一致時,相比于低一致情境,員工對與領導角色關系的吸引力評價在高期望一致情境中更高。當期望一致時,高授權期望的員工有著更大的角色靈活性來定義他們的工作角色[46],認為工作的情境是動態(tài)的[47],他們追求發(fā)展新技能,體驗更多自主性工作任務[48],在工作上更加主動,有著更強的工作動機[49],會不斷地尋找潛在的機會來獲得更多的授權。與此同時,高領導授權行為的上級幫助下屬理解工作的意義,展現(xiàn)出對下屬完成工作的信心,為下屬提供更多決策自主性[1]。高期望一致性情境下員工與領導之間的角色互動更加積極,更容易被員工評價為是有吸引力的,對員工而言是有意義的。相反,低期望一致時,低授權期望的員工聚焦于工作的具體職責,不期望從領導那獲得更多的自由裁量權。與此同時,領導展現(xiàn)的授權行為較少,對員工的自主性支持與發(fā)展支持也較少,雙方建立的是一種松散的角色關系。在此情境下,員工不會對與領導的角色關系做出過高評價。基于此,提出如下假設:

H2在一致情況下,與“低-低”一致相比,當員工授權期望與領導授權行為在“高-高”一致時,員工的領導關系認同更高。

1.3 領導關系認同的中介作用

根據(jù)關系認同理論[10],隨著領導關系認同的提高,員工會將領導的價值觀與信念納入到自我概念之中[38],對領導的目標與價值觀更加重視,對領導更忠誠[10]。在此情境下,員工會將個體利益與領導利益整合,努力去實現(xiàn)領導目標,促使領導成功[28],具體體現(xiàn)為更愿意支持領導的決策,更愿意付出額外的努力去工作[50]。領導關系認同還可以通過以下幾種途徑對任務績效產(chǎn)生影響:一是,根據(jù)關系認同理論,領導關系認同能夠發(fā)展出更高層次的認同(如組織認同),這是因為產(chǎn)生領導關系認同的角色關系嵌套在組織角色關系網(wǎng)絡中,且領導是組織或團隊的代理人,領導關系認同更容易轉化為組織認同[51]。元分析證實了領導關系認同對組織認同產(chǎn)生積極影響[52],當組織認同高時,員工在工作中會以組織利益為重,也會更加努力;二是,領導關系認同高時,員工會將工作壓力認知為一種挑戰(zhàn)而非威脅,而挑戰(zhàn)性壓力評價相比于威脅性壓力評價與更高的工作績效相關[53];三是,根據(jù)認同理論,個體認同他人的動機之一是實現(xiàn)自我提升,Carnevale等[16]研究也發(fā)現(xiàn)領導關系認同能夠提升下屬的自我效能感,員工更有動機去做好本職工作,為實現(xiàn)領導目標“增磚添瓦”。相關實證研究也證實了領導關系認同與任務績效正相關[54],即使在控制了組織認同[55]、領導信任[56]等變量后,領導關系認同對員工工作績效依然具有解釋力。結合假設1與假設2,當員工授權期望與領導授權行為一致時,領導與員工之間的角色關系更有吸引力,促進了員工對領導-下屬這一角色關系的認同,而領導關系認同促使員工展現(xiàn)出有利于提升績效的態(tài)度與行為[57]?；诖?提出如下假設:

H3員工授權期望與領導授權行為一致性通過影響領導關系認同間接影響工作績效。

2 程序與方法

2.1 研究對象與程序

本研究采用問卷調(diào)查法,聯(lián)系了某大型國有集團公司進行企業(yè)數(shù)據(jù)收集,行業(yè)為制造業(yè),涉及生產(chǎn)制造、技術/研發(fā)、銷售/市場、行政/財務/人力資源等多個部門。之所以選取該對象作為調(diào)研目標,首先是因為在相對傳統(tǒng)的組織結構(如國有制造企業(yè))中,授權更多地發(fā)生在上下級對偶層次[3],符合本研究中對領導授權行為的概念定義;其次,國有企業(yè)是中國社會主義經(jīng)濟實踐的中流砥柱[58],探討其通過授權激活組織活力具有重要意義。

從研究程序看,首先,研究者與集團人力資源部負責人取得聯(lián)系,在人力資源部工作人員的協(xié)助下,向集團下屬單位招募“聯(lián)絡人”,“聯(lián)絡人”負責尋找愿意參加本研究的員工及其主管?！奥?lián)絡人”需要在施測前確定好參與人名單,之后由研究成員根據(jù)名單對問卷進行編號,最后進行現(xiàn)場發(fā)放與回收。本研究通過兩個時間點施測,時間點1邀請347名下屬填寫其基本信息與對直接上級的授權期望。讓員工首先報告授權期望符合期望落差理論[59],該理論強調(diào)期望與體驗是先后關系。時間點2(一個月后)邀請參與時間點1調(diào)研的員工及其直接領導參與,其中員工填寫感知到的領導授權行為、領導關系認同,直接領導填寫其基本信息并對相應下屬的任務績效做出評價。

在剔除了回答帶有明顯規(guī)律性、大量空白作答的問卷后,時間點1回收有效員工問卷312份,有效回收率為89.91%,根據(jù)人員名單的基本信息,對未回收樣本與已回收樣本的性別、年齡、教育程度進行獨立樣本T檢驗,兩者差異不顯著。時間點2同時收集員工問卷與領導問卷,回收員工有效問卷297份,回收率為95.19%,在匹配領導有效問卷后,實際有效配對問卷282份。從員工樣本特征看,男性占53.96%;高中及以下占3.58%,大專占20.43%,本科占50.54%,研究生及以上占25.45%;與直接領導平均共事時間為4.34年(SD=4.00),平均年齡為34.49歲(SD=8.04);生產(chǎn)制造部占9.57%,技術/研發(fā)占36.17%;銷售/市場部占9.22%;財務/行政/人力部占25.53%,其他部門占19.50%。從領導樣本特征看,有效回收111份領導問卷,男性占72.97%;大專及以下占7.34%,本科占65.14%,研究生及以上占27.52%;平均年齡39.22歲(SD=6.99)。評價一個下屬的占23.42%,評價兩個下屬的占33.33%,評價3個下屬的占22.52%,評價3個以上的占20.72%。

2.2 變量測量

所有變量均采用主流期刊發(fā)表的成熟量表,且均在中國組織情境中得到驗證與應用。員工與領導問卷均采用李克特6級評價,從“完全不同意=1”到“完全同意=6”。

員工授權期望:參考Humborstad和Kuvaas[36]的做法,改編Ahearne等[1]開發(fā)的12題項領導授權行為量表,通過參照物轉移改變主語的做法進行測量。該量表是研究領導授權行為的主流測量工具[60],Zhang和Bartol[5]證實了該量表在中國組織情境中的信度與效度。典型測量題目如“我期望我的上級與我共同做很多決定”“我期望我的上級允許我按自己的方式開展工作”。本研究中,該量表分維度內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.80,0.68,0.80,0.75,量表總體信度為0.88。

領導授權行為:采用Ahearne等[1]開發(fā)的12題項領導授權行為量表,典型測量題目如“我的上級與我共同做很多決定”“我的上級允許我按自己的方式開展工作”。本研究中,該量表分維度內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.87,0.84,0.86,0.86,量表總體信度為0.94。

領導關系認同:采用Kark等[61]編制的8題項關系認同量表,典型測量題目如“我在我的上級手下工作,我很自豪”。本研究中,該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.95。

任務績效:采用Chen等[62]編制的4題項任務績效量表,由員工直接上級進行評價。典型測量題目如“該下屬總是按時完成工作任務”。本研究中,該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

控制變量:參考Wong和Giessner[25]在探討員工授權期望與領導授權行為一致性時的做法,控制上下級在性別、年齡、教育程度的相似性以及上下級共事時間。教育程度、年齡相似性通過計算絕對差值來評價[63]。性別相似性采用0與1虛擬變量,0代表領導-下屬性別一致,1代表性別不一致。此外,由于樣本來自不同部門,部門之間的績效表現(xiàn)形式存在差異,通過設置虛擬變量的方式來控制部門差異對研究結論的影響。

2.3 統(tǒng)計分析工具與方法

本研究采用SPSS24進行描述性統(tǒng)計與相關分析,采用Mplus7.4進行驗證性因子分析以檢驗研究中變量之間的結構效度與區(qū)分效度。對于假設1、2與3的檢驗,采用多項式回歸與響應面分析[64]。該方法模型公式如下:

在上述公式中,Zij代表領導關系認同,X代表員工授權期望,Y代表領導授權行為。在檢驗員工授權期望與領導授權行為一致性對員工領導關系認同時,在不一致線(X=-Y)對應截面上,曲率(b3-b4+b5)用于檢驗假設1。在一致性線(X=Y)對應的截面上,斜率(b1+b2)用于檢驗假設2。

在檢驗假設3時,中介效應前半段路徑系數(shù)為5個多項式對領導關系認同的影響。為了更準確分析這一關系,參考Edwards和Cable[65]的做法,將上述5個多項式生成一個組塊變量(Block Variable),用于后續(xù)中介效應分析,即5個多項式的系數(shù)乘以原始數(shù)值,進行加總。之后,采用Bootstrapping法,設置重復抽取10000次,估計效應值的偏差矯正95%置信區(qū)間以檢驗中介效應。

此外,由于研究中任務績效由上級進行評價,員工數(shù)據(jù)嵌套在每個領導下,為了采用更合適的數(shù)據(jù)分析方法,計算了員工任務績效的設計效應(Design Effect)。本研究中的設計效應為1.79,小于2的臨界值,不需要控制嵌套效應[66-67]。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

為了控制同源方差,本研究在研究設計上采用了多時間點、多來源的數(shù)據(jù)收集方式[68]。Harman單因子檢驗法顯示,未經(jīng)旋轉的探索性因子分析中的第一因子解釋了33.98%,不到總解釋量的一半。如表1所示,單因子模型的擬合度很差(χ2=1685.246,df=166,χ2/df=10.152＞5, RMSEA=0.180＞0.08, CFI=0.639＜0.9, TLI=0.587＜0.9)。鑒于單因子檢驗是一種不靈敏檢驗,在預設模型基礎上加入共同方法潛因子,構建5因子模型,發(fā)現(xiàn)5因子模型與預設4因子模型兩者不存在顯著差異(Δχ2=2.374, Δdf=1,p＜0.05),進一步證實了共同方差偏差問題并不嚴重。

表1 驗證性因子分析結果Table 1 Confirmatory factor analysis results

3.2 驗證性因子分析與區(qū)分效度檢驗

為了檢驗主要研究變量之間的區(qū)分效度,對員工授權期望、領導授權行為、領導關系認同與任務績效進行驗證性因子分析。結果如表1所示,與所有3因子競爭模型比,預設4因子模型擬合指數(shù)更優(yōu)(χ2=425.381,df=160,χ2/df=2.374＜2.5, RMSEA=0.077＜0.08, CFI=0.937＞0.9, TLI=0.925＞0.9),表明研究中的4個變量具有良好的區(qū)分效度。此外,Voorhees等[69]認為在驗證區(qū)分效度的方法中,通過比較平均方差提取量(AVE)與相關系數(shù)最為有效。如表2所示,各變量AVE的平方根高于所在行/列的相關系數(shù),進一步證實了變量之間的區(qū)分效度[70]。

3.3 描述統(tǒng)計與相關分析

由表2可知,員工授權期望與領導授權行為 (r=0.39,p＜0.01)、領導關系認同(r=0.19,p＜0.01)、任務績效(r=0.18,p＜0.01)正相關。領導授權行為與領導關系認同(r=0.62,p＜0.01)、任務績效(r=0.37,p＜0.01)正相關。領導關系認同與任務績效(r=0.36,p＜0.01)正相關。

表2 變量均值、標準差與相關系數(shù)表Table 2 Mean value, standard deviation and correlation coefficient of variables

3.4 假設檢驗

在進行多項式回歸與響應面分析之前,首先要檢驗有沒有必要進行一致性分析[71]。根據(jù)Shanock等[56]建議,對兩個預測變量進行標準化處理后分析兩者一致、不一致占總樣本的比例,發(fā)現(xiàn)兩者一致占總樣本的比例為37.23%,高于期望占34.04%,低于期望占28.72%,不一致的比例高于50%,可以進行后續(xù)分析。表3呈現(xiàn)了多項式回歸分析結果。如表3所示,模型3在模型2基礎上引入了平方項和交互項,累計R2=0.45,效應量達到0.82＞0.35,在多元回歸分析中屬于大效應[72],相比于模型2,對領導關系認同帶來額外解釋力(ΔR2=0.03,p＜0.01)?；谀Ｐ?,進行響應面分析,結果如表4所示。為了檢驗假設1,檢驗響應面沿不匹配性線(X=-Y)的曲率(b3-b4+b5)是否顯著。倘若曲率顯著且為負,曲面將由匹配曲線向左右兩側緩慢下降,則說明領導關系認同在員工授權期望與領導授權行為一致時高于不一致情境。如表4所示,曲率(b3-b4+b5)顯著且為負(B=-0.67,SE=0.20,p＜0.01),假設1得到驗證,而斜率(b1-b2)不顯著(B=-0.10,SE=0.33,p=0.76＞0.05),說明此時不匹配曲線的頂點非?？拷黄ヅ淝€和匹配曲線的交點。為了檢驗假設2,檢驗響應面沿匹配性線(X=Y)對應的斜率(b1+b2)與曲率(b3+b4+b5),如果斜率為正,則說明與“低-低”一致相比,領導關系認同在員工授權期望與領導授權行為“高-高”一致時更高。表4所示,在一致性線上斜率(b1+b2)顯著(B=0.67,SE=0.18,p＜0.01),假設2通過檢驗;曲率(b3+b4+b5)不顯著(B=-0.06,SE=0.09,p＜0.01),說明員工授權期望-領導授權行為一致時,兩者的水平與領導關系認同的曲線關系不成立,進一步證實了兩者在一致情況下的水平與領導關系認同的線性關系。

表3 多項式回歸分析結果Table 3 Results of polynomial regression analysis

表4 響應面系數(shù)檢驗Table 4 Response surface coefficient test

基于模型3的系數(shù)估計,進一步繪制響應面,形如凸形響應面(見圖2所示)。領導關系認同在后面藍色部分(員工授權期望-領導授權行為一致且高)時更高,且左腳位置(高員工授權期望-低領導授權行為)與右腳位置(低員工授權期望-高領導授權行為)均低于中間(員工授權期望-領導授權行為一致)位置。這表明領導關系認同在員工授權期望-領導授權行為一致時高于不一致的情況。

圖2 響應面Figure 2 Response surface

為了檢驗假設3,參考Edwards和Cable[65]的做法,將員工授權期望與領導授權行為生成一個組塊變量。組塊變量可以更好地估計員工授權期望與領導授權行為一致與不一致的直接與間接影響,且不改變方程中其他變量的評估系數(shù)與總解釋率。組塊變量對領導關系認同影響的非標準化回歸系數(shù)為1.00(SE=0.07,p＜0.01)①Bootstrapping法適用于非標準化系數(shù),因此有可能出現(xiàn)回歸系數(shù)等于或者大于1的情況,Matta等[59]發(fā)表在AMJ上的研究也發(fā)現(xiàn)組塊變量對中介變量的非標準化影響系數(shù)為1.00。,而根據(jù)表3模型5可知,領導關系認同對任務績效的影響顯著(B=0.18,SE=0.06,p＜0.01)。采用Bootstrap法檢驗中介效應,發(fā)現(xiàn)組塊變量通過領導關系認同對任務績效的中介效應為0.18, 95%CI=[0.07, 0.31],區(qū)間不包括0,假設3通過檢驗。

4 討論

領導關系認同在工作情境中非常重要,因為個體經(jīng)常與上級互動,相比于整個組織,個體與領導有著更近的心理距離[55]?；陉P系認同理論,采用問卷調(diào)查法證實了領導關系認同在員工授權期望-領導授權行為一致情境下的程度高于兩者不一致時,并且隨著員工授權期望水平的增加而提升。員工授權期望-領導授權行為一致性通過領導關系認同對任務績效產(chǎn)生間接積極影響。

本研究模型并沒有提員工授權期望-領導授權行為一致性對任務績效影響的主效應。原因在于:一是,根據(jù)關系認同理論,該理論只解釋了“角色關系的吸引力評價→關系認同→任務績效”這一邏輯[10],未直接解釋“角色關系的吸引力評價→任務績效”這一邏輯;二是,在一致性研究領域,由于一致性所構建出的情境復雜,多項研究也未提自變量與結果變量的主效應假設,例如雙元領導[73]、領導成員交換質量[74]、自主性期望[46]等研究;三是,統(tǒng)計上,根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[75]的“新的中介效應檢驗流程”的觀點,主效應顯著不是中介效應成立的必須條件。盡管如此,我們進行了主效應的事后分析(表3中模型4),發(fā)現(xiàn)員工授權期望-領導授權行為一致時,其任務績效高于不一致時(響應面沿不匹配曲線上的曲率(b3-b4+b5)邊緣顯著(B=-0.39,SE=0.21,p=0.066))。不同于領導關系認同,當員工授權期望-領導授權行為一致時,任務績效并沒有隨著員工授權期望的增加而提高。這與Wong和Giessner[25]的研究結論相似,其研究只發(fā)現(xiàn)了員工授權期望-領導授權行為一致時,員工對領導有效性的評價高于不一致時,并沒有發(fā)現(xiàn)一致性水平與領導有效性正相關。本研究得出如下主要結論:

第一,員工授權期望-領導授權行為一致時的領導關系認同高于不一致時。當個體進入一種角色關系時,個體會評價他人如何踐行這種關系,這種評價不是抽象的,而是要看他人與自己的耦合程度[10]。在上下級角色關系中,當領導根據(jù)員工授權期望水平給予與之匹配的授權時,表明領導與員工的耦合程度較高,員工會將這種上下級角色關系視為有吸引力的,進而提升領導關系認同。內(nèi)隱領導理論也強調(diào),個體對領導應該具備何種特征會有一種預期,當領導行為符合下屬預期時,有助于領導成員交換關系的發(fā)展[76]。

第二,員工授權期望-領導授權行為一致時,兩者的水平對領導關系認同產(chǎn)生積極影響。這是因為授權是員工對自身工作自主性與效能感的感知,感受到授權的員工能夠獲得自主性與控制感,體驗到自身的價值與影響[77]。隨著員工授權期望-領導授權行為水平的提升,員工在上下級角色關系中更加積極主動,會有更高的內(nèi)在工作動機[36],通過與上級的關系進行自我定義[78],從而對上下級角色關系做出更高的積極評價。

第三,員工授權期望-領導授權行為一致性通過領導關系認同對任務績效產(chǎn)生積極影響。根據(jù)關系認同理論[10],當個體形成領導關系認同時,會激發(fā)人際之間的理解、忠誠、合作、利他等態(tài)度與行為。上述態(tài)度與行為均有利于個體績效的提升。實證研究也發(fā)現(xiàn),領導關系認同能夠提升員工自我效能感[54],促進任務績效[55]。

4.1 理論意義

首先,從員工授權期望與領導授權行為一致性出發(fā)探討了領導授權行為的有效性,豐富了領導授權行為的研究視角。以往對授權的研究分為結構授權(如領導授權行為)與員工心理授權兩個分支(如楊英等[18]),并普遍證實了員工心理授權是解釋領導授權行為影響的重要機制[5],如劉生敏和信歡歡[79]驗證了心理授權在領導授權行為和員工進諫行為間的中介作用。但從研究視角看,依然是以領導為中心的,旨在揭示領導授權行為的影響效果與作用機制[43]。近年來興起的追隨理論強調(diào),從下屬視角出發(fā)是研究領導有效性的重要視角[22]。內(nèi)隱領導理論也強調(diào),領導有效性不取決于領導特質,而是存在于下屬心目之中。追隨者基于個人經(jīng)歷與社會化過程會形成領導應該具有什么樣的特征或行為的期望與信念,當員工遇到處于領導位置的個體時,這種認知圖式將被激活。員工授權期望體現(xiàn)了追隨理論中提到的追隨者角色導向[22],也是內(nèi)隱領導理論中追隨者對內(nèi)隱領導特征的具體體現(xiàn)。例如Chhokar等[80]發(fā)現(xiàn),在不同國家中通用的內(nèi)隱領導特質包括參與性、自主性。盡管Zhang和Bartol[5]在探討領導授權行為時引入的調(diào)節(jié)變量授權角色認同與本研究思路相似,但從概念與視角看還是存在本質差異:一是,授權角色認同指向自我,而授權期望指向他人;二是,Zhang和Bartol[5]的研究還是以領導為中心,探討的是員工授權角色的調(diào)節(jié)作用,而本研究從一致性視角出發(fā),將員工授權期望與領導授權行為作為平行變量。

其次,通過引入關系認同理論,揭示了員工授權期望-領導授權行為一致性的影響機制。盡管期望落差理論(metexpectations theory)強調(diào),下屬對結果產(chǎn)生前期都懷有期望(如上級是否授權),并將這種期望作為后期比較性判斷的參考框架[81],期望落差會影響個體的工作滿意度[82]。但Wong和Kuvaas[26]的研究并沒有證實員工授權期望-領導授權行為一致性會影響員工工作滿意度。授權是一個存在于上下級對偶層次的過程,涉及雙方的角色定位,能夠影響領導關系認同,相比于期望落差理論,關系認同理論在解釋員工授權期望-領導授權行為一致性時更有針對性。角色關系(如上下級關系)是關系認同形成的基礎[10],在組織角色系統(tǒng)中,領導關系認同是最重要的關系自我形式[39]。角色關系中,能夠準確把握對方期望時,更容易產(chǎn)生親密關系[83]。本研究證實了員工授權期望-領導授權行為一致性對領導關系認同的積極影響,繼而影響員工任務績效,驗證了關系認同理論在解釋領導授權行為與員工任務績效關系上的合理性,擴大了關系認同理論的應用范疇。

最后,深化對關系認同前因的認識,拓展了關系認同理論。盡管關系認同理論強調(diào),角色關系的吸引力是關系認同形成的重要影響因素,基于角色關系的另一方如何與自己耦合(如員工授權期望-領導授權行為是否一致)影響了個體對這種角色關系的吸引力評價[10],但是一直以來多數(shù)實證研究大都聚焦于探討領導行為對關系認同的直接影響,例如自我犧牲型領導[84]、領導-部屬交換[57]等,并沒有體現(xiàn)角色關系中領導如何與下屬耦合這一問題。Junker和van Dick[22]在追隨理論研究中提到,從認同理論視角來探討追隨者與領導的匹配是未來研究的重要方向。本研究回應上述號召,驗證了員工授權期望與領導授權行為一致性對提升領導關系認同的重要性,這也啟發(fā)未來研究應該關注角色關系中的雙方,探討領導-下屬匹配對關系認同的影響。

4.2 實踐意義

提升員工工作績效一直是組織管理中的重要實踐議題[73]。本文通過揭示員工授權期望-領導授權行為一致性、領導關系認同與工作績效的關系,為提升員工績效提供了新的思考。首先,員工授權期望-領導授權行為一致相比于不一致的情境下,員工領導關系認同、任務績效更高,這啟示組織管理者在推行組織授權的同時,應該加強與下屬的溝通,理解下屬的期望,考慮下屬對領導授權的期望,采取差異化的授權策略,做到分類管理,實現(xiàn)領導授權的有的放矢。其次,研究發(fā)現(xiàn)當員工授權期望-領導授權行為一致時,兩者水平與領導關系認同正相關,這啟示組織管理者在大力推進授權計劃的同時,應該激發(fā)員工的工作自主性需求,提高員工授權期望,以與自身授權行為形成“高-高”一致,進而提升領導關系認同;最后,研究證實了領導關系認同的中介作用,這啟示管理者應該重視員工對領導的關系認同,積極塑造良好的上下級角色關系,強化員工的關系身份感,進而提升員工工作績效。

4.3 局限與展望

本研究尚存在如下局限:一是,員工授權期望與領導授權行為均由員工進行評價,在此情境下,更多測量的是員工感知到的領導授權行為,不一定是上級真實的授權水平。根據(jù)期望落差理論[80],個體事前期望與事后體驗的一致性會影響個體的事后評價,這里的事后體驗更多強調(diào)的是個體感知。未來研究中領導授權行為可以采用領導自評[25],以進一步驗證本文研究結論的可靠性。二是,本研究將領導授權行為作為一個整體來對待,考慮到領導授權行為不同維度可能通過不同的中介對不同結果產(chǎn)生影響[60,85],未來可以進一步分維度探討其不同維度的一致性對結果變量的影響。三是,本研究基于關系認同理論探討了員工授權期望-領導授權行為一致性的影響,未來還可以基于人-環(huán)境匹配理論的不同視角(如一致性匹配與互補性匹配)探索新的解釋機制[86],例如員工授權期望-領導授權行為一致性通過互補性匹配對員工態(tài)度與行為的影響[87]。四是控制變量的選擇上模仿Wong和Giessner[25]的研究,雖然考慮了控制變量在核心變量的關系中可能發(fā)揮的作用,但缺乏理論解釋,未來可以從研究設計之初就考慮具有理論意義的控制變量[88]。最后,領導關系認同對任務績效的影響存在多種路徑,例如改變認知[53]、提升組織認同[52]等,限于研究模型的復雜性與縱向數(shù)據(jù)收集的難度,本研究并未檢驗領導關系認同與任務績效的中介機制,未來可以集中探討兩者的關系,挖掘并比較多種路徑的差異。