領導授權賦能對員工工作投入的影響路徑研究

史 青,郝婷婷,張國風

(新疆財經大學 工商管理學院,新疆 烏魯木齊 830012)

伴隨著數字科技的快速發展,運用互聯網技術進行數字化轉型是企業的大勢所趨[1]。數字經濟帶來的技術和市場的動蕩導致外部環境不穩定,企業在激烈的競爭環境中求生求興則需要進行變革,尤其是疫情的影響使得企業更多采取遠程居家辦公形式,未來員工工作方式和管理模式的轉變是促進企業變革的客觀。信息化時代,企業的組織結構趨向于扁平化,企業與員工的關系由高約束模式逐漸轉向寬松,但內在聯系實則變得更加緊密,因此,如何有效激發員工自主自發的工作態度是企業面臨的現實問題。

研究證明領導行為能夠有效影響員工工作投入,如領導變革擔當行為、領導者信息共享行為、服務型與變革型領導行為等。同樣,領導授權賦能行為作為一種組織支持行為能否以及怎樣對員工的工作投入產生影響目前尚不清楚。領導授權賦能行為是通過將權力下放給下屬并為其提供實施保證的一組管理行為[2],王輝等[3]基于中國企業情境下總結出此行為包括個人發展支持、過程控制、權力委任、結果和目標控制、參與決策和工作指導,這種行為能夠激發員工的內在動機,給員工和組織帶來益處。以往相關研究大多基于社會交換、社會認知、資源保存、自我決定等理論基礎,將領導授權賦能行為視為一種積極因素[4],能夠激發員工做出創新績效[5]、建言行為[6]、創新行為[7]等利組織行為,對企業留住人才、提高競爭力及保持競爭優勢有重要作用。學者們普遍認為可以通過工作要求-資源模型(Job Demands-Resources Model,JD-R)來解釋個體工作投入的產生。因此,本研究試圖通過JD-R模型探討領導授權賦能行為與員工工作投入之間的作用機制。領導授權賦能行為從“授權+賦能”兩方面向員工提供資源,同時也帶來了更多工作要求。此行為不僅讓員工承擔了更多責任,而且提高了下屬內在工作動機進而增強工作積極性,即便面對挑戰性壓力,員工也會激發更多熱情投入工作。隨著JD-R模型的不斷擴展,工作資源拓展到了個體資源,其中自我效能感、心理所有權、心理資本等心理資源受到較多關注。已有研究表明心理所有權[8]、心理資本[9]等心理資源在工作資源對工作投入的影響過程中扮演中介角色,但在JD-R模型中忽視了工作使命感在此過程中的作用。工作使命感是心理資源的一種具體表現形式,體現為對工作的高度個人化和主觀的心理感受[10],相較于其他心理資源具有精神層面的驅動,能夠促進個體做出更積極的工作表現。領導授權賦能行為提供員工資源,驅動員工責任感、歸屬感及價值導向的產生,激發了工作動機和成就動機,進而有效預測個體的工作投入。據此推斷,工作使命感可能在領導授權賦能行為與工作投入之間起中介作用。JD-R模型將視角也拓展到了家庭因素,大量研究表明個體的家庭和工作是不可分割、相互影響的兩個領域,來自家庭領域的支持越多,個體越樂于做出積極的工作表現[11]。已有研究指出,家庭領域支持高的員工認為許多因家庭事務造成的顧慮可以及時消除,從而會在工作時更加的專注和有活力[12]。有關工作-家庭增益的研究主要集中于前因變量和結果變量的討論[13],忽視了其作為一種邊界機制的作用。

鑒于此,本研究基于JD-R模型整合視角和工作-家庭增益理論探討領導授權賦能行為與員工工作投入之間的作用機制及邊界條件。通過對理論模型的構建和驗證,為企業管理變革提出有價值的參考建議。

一、理論與假設

1.領導授權賦能行為與工作投入

JD-R模型最初是用以研究職業倦怠,隨著人們對工作投入作為職業倦怠對立面的廣泛關注,被用來研究其有效性。JD-R模型表明,工作場所中所有的工作要素都可以歸類為工作要求和工作資源[14]。工作要求是指對員工的身體和心理提出要求并消耗自身資源的工作因素,如時間壓力、角色沖突等。工作資源是指工作中能夠為員工提供支持和幫助,致力于員工完成工作目標的因素,如自主性、績效反饋等[15]。經研究不斷深入,Broeck[16]發現工作要求分為工作挑戰和工作阻礙,工作挑戰也能夠促進工作投入。該模型存在三個核心假設,假設一為工作會產生損耗和增益兩條路徑,稱為雙路徑假設;假設二為高工作要求消耗員工的精力,工作資源可以彌補這種損耗,稱為緩沖假設;假設三為工作資源具有激勵作用,在高工作要求下更能提升員工的工作效率和內在動機,高工作要求會促進員工充分利用工作資源實現工作目標[17]。

工作投入是員工工作中的情感-認知性動機狀態的整體反映,表現出“一種積極的、充實的、與工作有關的心理狀態”,特征是活力、奉獻和專注[18]。根據JD-R模型,領導授權賦能中的參與決策、工作自主性、分享信息、職業機會等正是對應組織中的工作資源。領導授權賦能行為作為一種支持型領導行為,意味著領導對員工能力的認可,促進員工的組織承諾[2],員工更樂于奉獻投入到工作中從而提升工作績效。在中國情境下的研究發現,領導授權和參與決策是領導授權賦能行為的核心部分[3]。領導愿意權力下放,給予指導,員工感知到領導的信任,提高了義務感和心理需求滿足,進而增強員工工作動機[19]。已有研究表明,領導授權賦能行為通過提升員工的心理授權進而誘發員工嵌入[20]。此外,被授權賦能后的員工擁有更大的決策自主權,這種自主性在高度參與的工作中起著關鍵作用,認為自己的工作受到重視,增強了自尊,因而會激發更多的激情并且不斷努力,全身心投入工作。

領導者在授權過程中為了更好地賦能而尊重員工的獨立性和自主性[21],主動與員工交流和知識分享,指引方向和糾錯,為員工變革提供機會[22],幫助員工提高目標達成的信念與能力。賦能行為提升員工綜合能力,促使員工做出利組織行為,產生增益效應。與此同時,員工認為領導授權過多會給自己帶來“負擔”[23],被授權后的工作職責增多,由于權力下放程度不同加大了工作難度,員工需要投入更多的精力和責任以完成工作任務。因此,工作給員工帶來損耗。根據JD-R模型的假設二,領導授權賦能行為產生的積極影響大于消極影響,高工作資源可以緩沖工作要求帶來的損耗,且激發員工更樂于做出主動性行為。根據假設三,員工面對挑戰性任務時激發了工作主動性并積極與上級不斷交流,當員工對已獲得的工作資源有清晰的認識時,這有助于他們實現個人增益,并激勵他們以高活力、樂奉獻、更專注的狀態參與工作[24]。基于此,本研究提出假設:

H1:領導授權賦能行為正向影響員工工作投入。

2.工作使命感的中介作用

使命感界定為“一種源于自身并超越自我的召喚,以一種旨在展現或獲得目的感或意義感以及以他人導向的價值觀和目標作為激勵的主要來源的方式去接近特定生命角色[25]。工作使命感是一種心理構念,表現出對工作的高度個人化且主觀的心理知覺與感受[10],可以帶給個體意義感[26]。Park等[9]提出,具有積極領導視角的領導者可以直接增強員工的心理資源。責任感作為一種內在召喚能夠驅動員工更加積極的踐行工作使命,根據JD-R模型可知,領導授權行為在組織內部營造了信任氛圍,能夠提高員工的責任感[27]。領導的賦能行為可培養員工各方面職業能力,注重發展員工自身優勢,培養員工發展自我領導的技能,因而員工將追求個人價值視為工作中的重要部分,體會工作帶來意義和快樂,從而增加使命感。因此,領導者給予的工作資源給員工帶來工作意義感以及對于組織和自我的認同感,不僅滿足了員工的權力需要和成就需要,而且促使員工獲得了歸屬感和責任感,形成一種積極的情緒體驗和價值導向,有利于員工使命感的提升。

研究指出,使命感對工作資源和個人資源的動機作用具有強化功能[28]。由JD-R模型可知,當員工的基本心理需求,如自主性、歸屬感和勝任力得到滿足時,就會產生激勵過程,并能驅動內在的動力[29]。當員工的潛在動機通過這個過程被激發出來時,他們的工作使命感就會增加,對工作的投入也隨之提高。Clinton[30]認為擁有使命感的員工會由內而外發生成一種強烈的激情,深刻地感知工作賦予自我價值的意義感,以飽滿熱情的態度對待工作并保持活力。高使命感的員工更加適應工作環境,從內心里享受工作并將其視為使命,從而表現出高度的工作投入。基于此,本研究提出假設:

H2:工作使命感在領導授權賦能行為與工作投入之間起中介作用。

3.家庭支持的調節作用

家庭支持是指員工從家庭領域中獲得有利于其工作的支持,包括情感支持和工具性支持[31]。研究指出,家庭的支持有助于工作的發展[32]。根據工作-家庭增益理論,個體在家庭角色中的經歷會對其工作角色帶來高績效和積極影響[33]。家庭支持作為對員工有價值的支持性資源,能為員工提供情感依靠與放松體驗,增強他們的幸福感并使他們產生正面的情緒[32]。家庭支持能和個體自我意識產生互動,家庭氛圍和家庭背景對個體自我認同、自我調節、自我價值產生重要影響。高家庭支持的員工感知到來自家庭的更多支持,比如良好的家庭溝通氛圍、家庭責任減少、配偶的高情緒智力,會保持良好的心態,視角更為積極。隨著對工作了解的加深而提高對工作懷有強烈的目標感,增強自我價值感知,對工作產生一種自發的義務感和使命。這種高使命取向的員工往往同時表現出更高的職業決心、敬業度和信心,愿意將大量的精力和熱情奉獻到工作中。相反,當員工的家庭支持程度低時,家庭資源的減少會分散員工的精力,工作使命感對工作投入的影響則會變弱。基于此,本研究提出假設:

H3:家庭支持在員工工作使命感與工作投入之間起調節作用。高家庭支持的個體工作使命感對其工作投入的影響會比低家庭支持的個體更強烈。

基于以上分析,本研究進一步認為,員工工作使命感在領導授權賦能行為與員工工作投入之間的中介作用可能受到家庭支持的調節影響。具體來說,在高水平的家庭支持下,員工會得到來自家人更多的情感關懷和工具性支持,工作的熱情得以提升,與此同時,領導授權賦能行為提供了一種工作支持,對工作使命感產生有效影響。工作、家庭雙領域都為員工提供重要的資源,能夠激發員工更加積極的情緒,從而促進員工更為積極的工作行為[11]。相反,在低水平的家庭支持下,工作使命感的間接效應較弱。因此,提出一個被調節的中介效應模型的假設。本研究提出假設:

H4:家庭支持正向調節工作使命感在領導授權賦能行為與員工工作投入之間的中介效應。

綜上所述,本文依據提出的理論假設構建如下圖所示的理論模型。

圖1 理論模型

二、研究設計

1.研究樣本

由于新冠疫情原因本研究使用網絡問卷,將問卷鏈接通過微信平臺發送給正在工作的朋友,通過滾雪球的方式分享問卷擴大樣本,在分享之前會詢問是否有過線上遠程辦公的經歷,若沒有線上辦公經歷的不被選擇成為被試者。采用不記名作答方式進行為期四周的時間來收集問卷,通過問卷星的地理位置分析,樣本數據主要來自遼寧、江蘇、浙江、安徽、河南,共回收401份問卷,篩除連續填寫和提交時間少于140秒的問卷,最終得到333份有效問卷,有效率83.04%。被試者的具體情況見表1。

表1 樣本情況

2.測量工具

本研究選用的量表均為國內外成熟且被廣泛使用的量表,采用五點Likert量表計分,1-5分別代表為非常不同意-非常同意。

領導授權賦能行為:本文采用國內學者王輝等[3]基于中國情境下開發的本土量表,共24個題項,該量表的Cronbach’s α為0.94。

工作使命感:本文采用Dobrow[26]開發的量表,共12個題項,該量表的Cronbach’s α為0.93。

工作投入:本文采用Schaufeli等[18]開發的三維度量表(UWES量表),共9個題項,該量表的Cronbach’s α為0.86。

家庭支持:本文采用李永鑫、趙娜[31]基于中國情景下開發的本土量表,共10個題項,該量表的Cronbach’s α為0.91。

控制變量:參考領導授權賦能行為和工作投入的以往相關文獻,本研究選取了性別、年齡、學歷、職位層級、工作年限作為控制變量。

三、數據分析與結果

1.共同方法偏差與區分效度檢驗

首先,本研究采用 Harman單因素法進行檢驗,發現第一個因子的累計方差貢獻率為28.03%,即解釋的變異率為28.03%,低于臨界值40%,因此,初步說明共同方法偏差不能解釋變量間的大部分變異,不存在嚴重的共同方法偏差。

其次,利用軟件AMOS 23.0進行驗證性因子分析,檢驗領導授權賦能行為、工作使命感、工作投入和家庭支持四者的區分效度。驗證性因子分析結果見表2,四因子模型擬合(Χ2/df=1.478,RMSEA=0.038,CFI=0.928,TLI=0.924,IFI=0.928)顯著優于其他模型,表明各變量間具有良好的區分效度。

表2 變量間的區分效度

2.描述性統計分析

本研究運用spss23.0軟件進行相關分析,各變量均值、標準差和相關系數見表3。由表3結果所示:領導授權賦能行為與工作使命感(r=0.242,p<0.001)、工作投入(r=0.404,p<0.001)之間呈正相關關系;工作使命感與工作投入(r=0.378,p<0.001)之間呈正相關關系;家庭支持與工作使命感(r=0.341,p<0.001)、工作投入(r=0.616,p<0.001)呈正相關關系。這些結果為后續研究提供了基礎。

表3 各變量的均值、標準差及相關系數

3.假設檢驗

本研究使用spss23.0軟件進行層次回歸分析驗證研究假設的成立。具體結果見表4。

表4 回歸分析結果

(1)直接效應和中介效應檢驗。由模型四可知,領導授權賦能行為與員工工作投入呈顯著正相關(β=0.419,p<0.001),假設H1得到驗證。

由模型二和模型五可知,領導授權賦能行為顯著正向影響員工工作使命感(β=0.311,p<0.001),工作使命感顯著正向影響員工工作投入(β=0.301,p<0.001)。在模型四的基礎上將工作使命感納入模型中得到模型六,領導授權賦能行為依舊與員工工作投入之間呈正相關(β=0.347,p<0.001),影響系數下降但仍顯著,同時工作使命感與工作投入也是呈顯著正相關(β=0.233,p<0.001),即工作使命感在領導授權賦能行為與員工工作投入之間具有部分中介作用,因此假設H2得到驗證。此外,運用process插件中bootstrap(N=5000)對中介效應進行再次檢驗。領導授權賦能行為對員工工作投入的間接效應值為0.073,95%CI=[0.030,0.124],不包含0,表明中介效應顯著,假設H2進一步得到驗證。

(2)調節效應檢驗。本研究對相關變量進行中心化處理后來準確檢驗家庭支持的調節效應,結果由表4中模型八所示,員工工作使命感和家庭支持的交互項顯著正向影響員工工作投入(β=0.088,p<0.05),故假設H3得到驗證。同時,將交互作用表示在圖2中,并進行簡單斜率檢驗。當員工的家庭支持傾向高時(+1SD),員工工作使命感對其工作投入的正向作用顯著,而當員工的家庭支持傾向低時(-1SD),員工工作使命感對其工作投入的正向作用不顯著。由此,假設H3進一步得到驗證。

圖2 調節效應

(3)有調節的中介效應檢驗。運用bootstrap(N=5000)檢驗法驗證假設H4,結果見表5:在高水平的家庭支持下,領導授權賦能行為對員工工作投入的間接效應值為0.043,95%CI=[0.004,0.090],不包含0,在低水平的家庭支持下,領導授權賦能行為對員工工作投入的間接效應值為-0.001,95%CI=[-0.035,0.039],包含0,而兩者差異的效應值為0.044,95%CI=[0.004,0.086],不包含0,故假設H4得到驗證。

表5 被調節的中介效應結果

四、結論與啟示

1.研究結論

本研究探討了領導授權賦能行為與員工工作投入之間的關系,同時驗證了其中的內在機制和邊界條件。研究結果顯示:第一,領導授權賦能行為對員工工作投入具有顯著正向影響;第二,工作使命感在領導授權賦能行為與員工工作投入之間發揮部分中介作用;第三,家庭支持正向調節工作使命感與員工工作投入之間的關系;第四,家庭支持正向調節工作使命感在領導授權賦能行為與員工工作投入行為之間的中介效應。

2.理論貢獻

本文的理論貢獻主要有:第一,基于JD-R模型整合視角驗證了領導授權賦能行為對員工工作投入的影響,目前已有研究主要集中在領導授權賦能行為對創造力、建言行為、創新行為、創新績效的影響這幾個方面,豐富了領導授權賦能行為的結果變量。第二,引入工作使命感作為中介變量,將工作使命感作為個體資源引入JD-R模型中,驗證了其在領導授權賦能行為與員工工作投入之間的中介作用,確定了領導授權賦能行為與員工工作投入的內在機理。同時驗證了領導授權賦能行為對工作使命感的影響,說明領導授權賦能行為是預測工作使命感的重要前因變量,擴充了工作使命感的相關研究變量。第三,以家庭支持作為調節變量驗證了家庭因素對工作領域的作用。以往研究中家庭支持主要作為前因變量或者中介變量出現,以探討員工工作行為或狀態如何受家庭領域因素的影響,本文拓展了家庭支持的邊界作用,豐富工作-家庭增益相關研究的內容[34-35]。

3.管理建議

(1)管理者應強化授權賦能行為方式的運用。管理者應該改變領導方式,積極采取授權賦能行為。授權并不是一味將權力下放,而應根據員工的個人情況和工作情況合理授權,避免授權過多使員工產生雇員敵意進而不利于做出主動性行為[4]。更重要的是,領導者應積極做出賦能行為,為員工的個人技能、職業發展提供幫助和指導,主動與員工交流分享信息,鼓勵員工自我管理、自我領導,增強員工的工作能力與自我價值肯定,進而提升員工的工作狀態,以便員工將高工作資源高效轉化為工作績效。

(2)企業應加強組織文化建設,重視精神激勵。管理者要注意培養和引導員工的使命感,應定期開展關于工作使命感的培訓,幫助員工挖掘和認同自身工作的意義及對于自我、他人和社會的價值所在。通過精神激勵改變員工認為工作只是謀生工具的觀念,以“授權+賦能”兩方面促進員工積極的工作態度,使得員工獲得更深層次的滿足和愉悅,增強員工對自己所從事工作的使命感。

(3)企業應重視員工家庭支持的重要性,豐富激勵制度設計。家庭支持對于員工的工作產生重要影響,對于組織而言,管理者應認識到家庭因素影響力的重要性,通過加大員工家庭對工作的支持來促進員工的工作投入。組織可以制定相關家庭友好性政策等激勵措施來增強員工家庭對員工工作的認同。例如,企業應舉辦“企業家庭日”,讓員工家屬參觀員工真實工作狀態,幫助家屬更好地認識員工的切實工作內容,加強員工家屬對員工的理解;合理安排“聯誼活動”“親子游”等可以改善家庭親密關系的活動,促進家庭幸福;采取彈性工作制,當家庭出現子女上學、老人護理等問題需要臨時請假時,員工可以將工作轉移到第二天完成,打破刻板的時間限制,避免因工作原因造成家庭矛盾;評選“最佳家庭獎”“最佳配偶獎”使員工家屬在精神上對企業產生歸屬感,從而支持員工工作;結合員工的實際狀況,設立基金幫扶計劃以幫助困難家庭,促使員工家屬對組織產生更深層次的認可,從而提升員工家屬對于員工工作的支持態度,進而影響員工的工作投入。