授權型領導對員工反饋尋求行為的影響機制：領導差異化授權兩階段的調節作用 *

王懷勇 岳思怡 沈曉尋

(上海師范大學心理學系，上海 200234)

1 引言

隨著經濟全球化的發展，企業面臨的不確定性日益加深，組織結構扁平化和移動辦公漸趨普遍，這使許多領導與員工陷入“反饋真空”狀態（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展的需要，越來越多的員工開始產生反饋尋求行為，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自身和組織的發展（Ashford & Cummings, 1983）。在同事和領導這兩個反饋源中，領導扮演著組織代理人的重要角色，會對員工產生更大影響（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導的反饋尋求行為。

在知識經濟和信息網絡的時代，企業需要更靈活的組織結構和領導方式。在這樣的大環境下，自上而下的以命令、控制為特征的領導越來越難適應和動態匹配其所面臨的環境，領導授權的意義日益凸顯（陳晨 等, 2020; Qian et al., 2018）。授權型領導作為一種應用廣泛的領導風格備受關注（郎藝, 王輝, 2016; Lee et al., 2018），已有研究開始關注授權型領導在反饋尋求中的作用，但對二者關系的研究發現并不一致。有研究發現，授權型領導可正向影響反饋尋求（Qian et al., 2018;Zhang et al., 2017），但也有研究者認為領導授權不會增加反饋尋求（張燕紅, 廖建橋, 2014; De Stobbeleir et al., 2008）。之所以未取得一致結論，可能在于沒有深入考察影響二者關系的“第三變量”（如調節、中介變量）。

鑒于社會認同理論是解釋領導行為對下屬影響的重要理論視角，而下屬對領導的認同被認為是領導方式影響員工認知、態度和行為的重要中介變量之一（Yang et al., 2020），本研究引入領導認同作為中介變量。另外，授權型領導的有效性受制于具體的組織情景條件（王宏蕾, 孫健敏,2019）。在實際組織環境中，領導很可能根據情境和下屬的個體差異不平等地分配權力而表現出差異化授權（崔楊, 于桂蘭, 2019; 李紹龍 等, 2017）。還有研究者提出，相比分別單獨探討，研究領導行為與差異化領導的交互作用更能全面地揭示領導行為本質（Liden et al., 2006），因此本研究引入領導差異化授權作為調節變量以深入探討授權型領導影響反饋尋求的機制與邊界條件。

1.1 授權型領導與反饋尋求行為

Ashford和Cummings（1983）認為，對成本與價值的權衡是反饋尋求是否發生的決定因素，并且工具性動機、形象管理動機和自我防衛動機直接影響個體尋求反饋的意愿（Hays & Williams,2011）。本研究認為，授權型領導會通過增加工具價值并降低自我保護成本來激發員工尋求反饋。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），當個體認為反饋會威脅其自我價值時，便可能出于自我保護動機而抑制反饋尋求（Hays & Williams, 2011）。然而，來自領導的授權一方面會提高員工的自我效能感（Kark et al., 2003），使其對反饋內容產生積極預期；另一方面也賦予員工更大的工作靈活性與自主權（Lee et al., 2018），這可以增強員工從事主動行為的信心，降低其對反饋尋求風險的感知，進而更可能尋求反饋（Qian et al., 2018）。其次，授權對員工工作能力提出了更高要求，當其無法勝任當前工作而需要領導的反饋來指導自己時，便會出于工具性動機增加對反饋尋求價值的感知，進而更傾向尋求反饋（張燕紅, 廖建橋, 2014）。據此提出假設H1：授權型領導正向預測反饋尋求行為。

1.2 領導認同的中介效應

領導認同是員工依據與領導的關系身份，對自我予以定義的狀態，當員工將對領導的認知納入自我概念并對自我予以定義時，領導認同也即形成（Sluss et al., 2012）。根據社會認同理論，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來選擇某群體成員建構自我概念，而這些動機是否滿足直接影響其對該成員的認同（張永軍, 2017）。此外，員工往往會將其對領導的實際認知與對理想領導的期望對比，兩者間的差距也會影響員工對領導的認同（Bunjak et al.,2019）。已有研究發現，授權型領導表現出的民主、信任和認可一方面能在一定程度上滿足員工對理想領導的期望，激發其對領導的認同與學習（郎藝, 王輝, 2016）；另一方面也傳遞出領導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），還使領導成為員工的“重要他人”，進而使其將自我認同延伸至關系密切的領導身上，即形成領導認同（Huang et al., 2014; Zhang & Chen, 2013）。由此提出假設H2：授權型領導正向預測領導認同。

進一步地，領導認同形成后，員工會為其下屬身份感到驕傲和自豪，進而向領導的行為和價值觀靠攏（周如意 等, 2016），此時，領導的評價與建議對員工而言意義非凡。同時，領導認同會引發員工與領導的同一性，員工會將領導的目標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導并幫其實現目標。此外，領導認同反映了員工對領導的依戀程度（Gong et al., 2017; Kark et al., 2003），高領導認同使員工更重視并渴望發展上下級關系（Zhang &Chen, 2013），反饋尋求作為一種可能強化上下級關系的人際互動行為而被經常使用（張燕紅, 廖建橋, 2014）。由此提出假設H3：領導認同在授權型領導與反饋尋求行為中起中介作用。

1.3 領導差異化授權的調節效應

受已有關于領導成員交換與其差異化對下屬交互影響研究的啟發（Liden et al., 2006），本研究認為，授權型領導通過領導認同對反饋尋求的影響會受領導差異化授權的制約。根據社會比較理論，首先，授權差異大時，員工的社會比較動機更強（沈伊默 等, 2017; Liao et al., 2017），被授權多的員工經下行比較感受到領導額外的信任與支持（Chen, Yu, & Son, 2014），產生更強的領導認同（Zhao et al., 2019）；而被授權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），抑制領導認同的產生（崔楊, 于桂蘭,2019）。此時，領導認同主要取決于授權型領導。相反，授權差異小時，員工被授予權力的多少不太可能作為社會比較的標準對領導認同發揮重要作用，因此其對領導認同的影響較小。由此提出假設H4a：領導差異化授權在授權型領導與領導認同中起正向調節作用，即領導授權差異大時，授權型領導對領導認同的預測作用更強。

其次，授權差異大時，一方面，員工會傾向通過社會比較來發展清晰的自我概念（沈伊默 等,2017; Liao et al., 2017），并猜測授權差異反映了領導對其能力的評估和其在團體中的相對地位（Zhao et al., 2019），進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，授權差異大意味著有員工會被“特殊對待”而擁有更多權力與資源，這會給員工一種暗示，即相比授權差異小的領導，在授權差異大的領導下工作時自己更有機會成為被青睞之人（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導積極互動并幫自己爭取優待的機會（張燕紅, 廖建橋,2014），此時無論領導認同高低，反饋尋求都較多，即領導認同對反饋尋求的預測作用較弱。相反，授權差異小時，“一視同仁”的氛圍弱化了員工間競爭及社會比較的動機，使反饋尋求主要取決于領導認同水平，即領導認同對反饋尋求的預測作用較強。由此提出假設H4b：領導差異化授權在領導認同與反饋尋求行為中起負向調節作用，即當領導授權差異小時，領導認同對反饋尋求行為的預測作用更強。在假設H3、H4a和4b的基礎上，研究構建一個兩階段有調節的中介模型（見圖1），進一步考察領導差異化授權是否調節領導認同的中介作用。由此提出假設H5：領導差異化授權調節了領導認同的中介作用。

圖1 有調節的中介模型

2 預研究：領導差異化授權問卷的編制

2.1 領導差異化授權問卷題項編制

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

2.2 研究對象

分兩次招募被試完成數據采集：首次招募200名企業員工進行問卷調查，有效數據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名企業員工進行問卷調查，有效數據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行相關分析（見表1）。各題項與所屬維度和問卷總分的相關均顯著，且各項目與其他維度的相關遠小于其和所屬維度，即題項很好地反映了所測內容。其次，將被試分為高分組（前27%）和低分組（后27%）進行獨立樣本t檢驗來計算項目的決斷值，結果顯示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及鑒別力指數

2.4 領導差異化授權問卷的結構

首次和第二次收集的數據用于探索性與驗證性因子分析。探索性因子分析結果：KMO=0.81，Bartlett球形檢驗結果：χ2=474.34，p＜0.001，適合進行因子分析。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），累積方差貢獻率為64.77%。對兩因子結構進行驗證性因子分析，結果：χ2/df=1.80，RMSEA=0.07，CFI=0.98，TLI=0.97，AGFI=0.93，表明問卷結構效度良好。

表2 旋轉后因子載荷矩陣

3 正式研究：授權型領導對員工反饋尋求行為的影響機制

3.1 研究對象

招募400名企業員工進行問卷調查，有效數據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 授權型領導

采用Chen，Zhang和Wang（2014）編制的權力分享型領導量表，包含權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范圍內的工作”。該量表的Cronbach’s α系數為0.84。

3.2.2 領導認同

采用Kark等（2003）編制的領導認同量表，共8個題項，如“我完全信任我的上司”。該量表的 Cronbach’s α 系數為 0.91。

3.2.3 領導差異化授權

采用自編的領導差異化授權問卷，共7個題項，如“上司通常只會給個別下屬表達觀點的機會”。該問卷的 Cronbach’s α 系數為 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我的表現良好的信息”。該分量表的 Cronbach’s α 系數為 0.87。

3.2.5 控制變量

將性別、年齡、學歷、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 系數為 0.87。

3.3 結果

3.3.1 變量的描述性統計與相關分析

對研究變量進行相關分析，結果表明：授權型領導與領導認同、反饋尋求行為分別呈顯著正相關；領導差異化授權與授權型領導、領導認同分別呈顯著負相關；領導認同與反饋尋求行為存在顯著正相關（見表3）。

表3 各變量均值、標準差和相關系數

3.3.2 共同方法偏差與區分效度

采用Harman單因子法檢驗共同方法偏差。探索性因子分析結果表明，未進行因子旋轉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，說明不存在嚴重共同方法偏差。另外，四因子模型的擬合優度（χ2=1093.32,df=399,χ2/df=2.74, RMSEA=0.04, CFI=0.95, IFI=0.94）顯著優于三因子模型 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 授權型領導的主效應與領導認同的中介效應

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

表4 各變量的層次回歸分析

3.3.4 有調節的中介效應檢驗

使用PROCESS檢驗有調節的中介模型（見表5）。方程1中領導差異化授權和授權型領導的交互項顯著（β=0.10,p=0.001），即領導差異化授權在授權型領導與領導認同中起調節作用；方程2中領導差異化授權與領導認同的交互項顯著（β=-0.12,p=0.026），即領導差異化授權在領導認同與反饋尋求中起調節作用。

表5 有調節的中介效應檢驗

為呈現領導差異化授權的調節作用，將其按M±1SD分為高、低組進行簡單斜率檢驗。第一段調節作用顯示（見圖2）：領導授權差異小時授權型領導正向預測領導認同（bsimple=0.51,t=6.44,p＜0.001），而差異大時授權型領導的預測作用增強（bsimple=0.75,t=12.11,p＜0.001），支持假設 H4a。

圖2 領導差異化授權在授權型領導與領導認同之間的調節作用

第二段調節作用顯示（見圖3）：領導授權差異小時領導認同正向預測反饋尋求行為（bsimple=0.64,t=7.37,p＜0.001），而差異大時領導認同對反饋尋求行為的預測作用減弱（bsimple=0.30,t=3.43,p＜0.001），支持假設 H4b。

圖3 領導差異化授權在領導認同與反饋尋求行為之間的調節作用

綜合來看（見表6），領導授權差異小時領導認同中介效應較大，index=0.30，BootSE=0.06，95% CI=[0.20, 0.45]，而差異大時中介效應變小，index=0.23，BootSE=0.06，95% CI=[0.10, 0.35]，即領導認同的中介作用受領導差異化授權的調節，支持假設H5。

表6 領導差異化授權不同水平上領導認同的中介效應

4 討論

4.1 授權型領導對反饋尋求行為的影響及機制

本研究證實了授權型領導正向預測反饋尋求行為，這一發現與Qian等（2018）的研究結果一致。而De Stobbeleir等（2008）發現，授權型領導與反饋尋求無直接相關，但授權型領導可通過自主目標與合作規范間接影響反饋尋求。因此本研究在證實授權型領導與反饋尋求的關系后進一步揭示關系的內在機制。本研究從社會認同的角度發現領導認同在授權型領導與反饋尋求行為中起中介作用。這與以往研究發現的領導認同在積極型領導（如，變革型領導、真實型領導）對員工態度與行為影響中起中介作用的結果一致（Kark et al., 2003）。根據社會認同理論，領導授權可通過滿足員工自尊、歸屬等社會情感需要而增加其領導認同（郎藝, 王輝, 2016; Lee et al., 2018），這不僅使員工將領導的行為與價值觀作為參照，還會激發其發展上下級關系的愿望（周如意 等, 2016;Zhang & Chen, 2013），進而將反饋尋求作為獲得領導指導和強化上下級關系的互動方式。

4.2 領導差異化授權的調節效應

首先，本研究發現授權差異大時授權型領導對領導認同的預測作用更強，這與沈伊默等（2017）的結果類似，同時也支持社會比較理論。其次，還發現領導差異化授權削弱了領導認同對反饋尋求的預測作用，但這并不意味差異化授權是反饋尋求的不利因素。本研究發現員工在授權差異大時有更多的反饋尋求，這與以往差異化領導產生消極影響的研究發現不太一致（崔楊, 于桂蘭, 2019）。可能是因為授權差異大時員工會出于自我評估與驗證動機將反饋尋求作為了解他人對自己看法的方式來檢驗領導的“區別對待”是否反映了其地位和能力（Anseel et al., 2007）。此時不論領導認同高低，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，研究思路和假設均植根于線性研究，但授權型領導、領導差異化授權、領導認同和反饋尋求之間可能存在非線性關系，未來可借助二次多項式回歸和響應面分析進一步探索。其次，研究僅探討了團隊內領導的授權，未考慮團隊間領導授權差異，未來可基于多層線性模型對領導差異化授權兩階段的調節作用進行跨層次探討。

5 結論

（1）授權型領導正向預測領導認同與反饋尋求行為；（2）領導認同在授權型領導與反饋尋求行為中起中介作用；（3）領導差異化授權調節了領導認同的中介作用，即調節了中介的第一段（授權型領導-領導認同）與第二段（領導認同-反饋尋求行為）。