企业视角下显性授权与隐性授权的作用机理

肖 柯，何芳芳

（1.山东大学 管理学院，济南 250100；2.山东电力工程咨询院，济南 250100）

企业视角下显性授权与隐性授权的作用机理

肖 柯1，何芳芳2

（1.山东大学 管理学院，济南 250100；2.山东电力工程咨询院，济南 250100）

文章通过对四地企业员工的问卷调查，考察了显性授权行为对于员工个体心理的影响。通过理论分析和实证检验，得到以下结论：显性授权对隐性授权有显著影响；显性授权与隐性授权存在差异；个人特质对显性授权与隐性授权的关系存在显著影响；内控人格特质较高的人对授权感知较高，从而显性授权与隐性授权差异较小；自尊度较高的人对授权感知较高，从而显性授权与隐性授权差异较小。

显性授权；隐性授权；人格特质

0 引言

近年来，基于提升组织凝聚力和竞争力的需要，全球多家公司已开始不断实行授权这一管理行为，相当多的组织行为学者和企业管理专家也开始关注授权的研究，将其视为人力资源理论领域的创新点，不少学者认为企业己进入“授权的时代”。1990年以前，欧美学者主要是在“员工参与管理”、“全面质量管理”、“员工个人职业发展”等理论研究工作中探讨授权的概念。企业界则引进全面质量管理 （Total Quality Management，TQM）制度，通过持续不断地改善管理和流程的质量提高员工和顾客的满意度。20世纪90年代以后，随着企业对员工的创新能力、变革能力的要求越来越高，许多欧美学者开始从员工激励角度，探讨授权的含义，提出了“心理授权”概念。他们从员工个人感受角度，研究员工授权感知问题，进一步推动了授权理论研究的发展。

随着知识经济的到来和全球化的全面推进，人力资本特别是员工工作效率逐渐成为企业间竞争的核心与关键，对于大多数中国的企业管理者而言，授权是个极其充满希望但同时又令人迷惑不解的概念。正确的授权可以降低领导者的工作负担，提升员工工作积极性，反之则会导致员工心理契约受挫，使组织陷入困境。本文将知识员工作为研究对象，将企业的行政授权构念化为显性授权，而员工对授权的感知为隐性授权，探索显性授权与隐性授权之间的作用机理，从而寻求适合我国企业实际的授权方式。

1 研究假设

多位学者的研究表明，显性授权与隐性授权之间的关系显然不同于传统的显/隐研究范式，关于隐性授权的研究多数认为，显性授权改变了劳动者外在工作环境和工作特征，从而影响了个人感知，从而在心理上对于隐性授权产生了影响，同时不同人格特质的个体对于隐性授权的认知也存在着差异，因此，本文提出以下假设：

假设1a:显性授权对隐性授权有显著影响

假设1b:显性授权与隐性授权存在差异

假设2a:个人特质对显性授权与隐性授权的关系存在显著影响

假设2b:内控人格特质较高的人对授权感知较高，从而显性授权与隐性授权差异较小

假设2c:自尊度较高的人对授权感知较高，从而显性授权与隐性授权差异较小

2 实证设计

2.1 问卷设计：

（1）隐性授权的量化

采用Spreitzer编制的心理授权量表 （Psychological Empowerment Scale,PES）,整个量表包括四部分：工作意义、自我效能、自主性和工作影响。每个部分3道题，共12道题。该问卷采用利克特5分等级量表，分别为“1-非常不同意”、“2-比较不同意”、“3-不好确定”、“4-比较同意” 及 “5-非常同意”，分数越高表明对授权的感知程度越高。

（2）显性授权的测量

在显性授权的量化上，采用Arnold(2000)编制的领导授权行为量表（Empowering Leadership Questionnaire，ELQ）,包括以身作则、决策参与、予教于人、信息共享与关注团队五个部分，共38道题。采用利克特5分等级量表，由员工对直接上级进行评价，分别为 “1-非常不同意”、“2-比较不同意”、“3-不好确定”、“4-比较同意”及“5-非常同意”，得分越高越能说明领导者是注重授权的类型。

（3）人格特质的测量

内/外控人格测量采用Rotter(1966)的量表（Internal and External Scale,I-E Scale），每题 1分，要求受试者分辨，选择自己认同的述句，最高可得5分。自尊的测量选用Rosenberg（1965）的《自尊量表》，由10个问题组成，使用五点计分法，依非常不同意、比较不同意、不好确定、同意和非常同意分别给予 1、2、3、4、5 分。

2.2 抽样设计

本研究选择在济南、成都、武汉、沈阳等地企业中进行问卷调查，问卷采用匿名的形式，共发出问卷300份，回收有效问卷280份，有效回收率超过90%，对调查数据运用SPSS 14.0 forWindows数据分析软件进行了数据资料分析。

3 数据分析

3.1 样本特征

在所有被访者中，男性占60.3%，女性占39.7%;从年龄上看，21-30岁之间的被访者最多，约占48.6%，其次是31-40岁之间的被访者，约占20.1%；从学历上看，大部分被访者拥有高等教育经历，51.4%的被访者拥有本科学历；从行业上看，科技行业最多，占24.3%，其次是金融业16.3%和教育业14.9%；而从服务年限来说，35.1%的被访者为两年至三年，其次是半年到一年18.9%。

3.2 量表的效度和信度分析

为探讨各问卷所包含变量的内部一致性，本研究进行因素分析。萃取出特征值(Eigenvalue)大于1的因素，再以最大变异数 (varimax)转轴旋转法，旋转后的因素负荷量(Factor Loading)绝对值必须大于0.5，以组成该问卷的维度，最后参考原始问卷，共删除授权行为量表的第 1、第 10、第 11、第14、第15、第22题；控制点量表的第11题；自尊量表的第8题。通过对各问卷进行主成分分析，心理授权量表萃取出四个维度：工作意义、自主性、自我效能和工作影响力；领导授权行为萃取出五个维度，分别是以身作则、予教于人、信息共享、决策参与和关注团队；控制点和自尊量表分别都是只有一个维度；而工作满足萃取出外在满足和内在满足两个维度。且由上表知，每个量表都具有有效效度。

本研究将以Cronbach a系数检验员工心理授权、领导授权行为、控制点、自尊及工作满足各量表的内部一致性。根据心理测量学的要求，值在0.65-0.70之间是最小可接受值；值介于0.70-0.80之间相当好；通过检验，心理授权量表的Cronbach'alpha系数达到0.7475。授权行为量表总的系数为0.9346，控制点量表Cronbach'alpha系数为0.7292，自尊量表Cronbach'alpha系数为0.7472，结果表明量表具有较高的信度。

3.3 相关分析

（1）显性授权与隐性授权的相关分析

显性授权和隐性授权各维度相关分析结果如下表1所示，心理授权中“工作意义”与授权行为的五个维度都在0.01水平上(双侧检验)显著相关，“影响力”、“自主性”两个维度与授权行为的“信息共享”、“决策参与”都在0.01水平上(双侧检验)显著相关。心理授权中的“自我效能”也与“信息共享”在0.01水平上显著相关。

（2）授权差异与个人特质的相关分析

如表2所示，自尊与内控皆与授权差异在0.01水平上(双侧检验)显著相关。

3.4 回归分析

（1）显性授权在自尊的影响下对隐性授权的回归分析

为了进一步研究自尊对显性授权与隐性授权的调节效应，我们用层次回归的方法，对控制变量、前因变量和交互变量进行回归分析，结果如表3所示。

表1 显性授权与隐性授权的相关分析

从表3得出，在排除了控制变量的影响后，自尊对隐性授权具有额外的解释力，其△R2为0.183；近一步看，在排除了控制变量、授权行为和自尊的影响后，授权行为与自尊的交互变量对隐性授权仍具有额外解释力，△R2为0.013，ß系数是0.089，表明自尊是显性授权与隐性授权的调和变量。

根据层次回归分析结果我们可以得到隐性授权的函数表达式:

其中IP=隐性授权,DP=显性授权,SE=自尊,DP*SE=显性授权与自尊的交互变量。数据分析表明，高自尊调节下隐性授权直线的斜率明显大于低自尊调节下隐性授权直线的斜率，表明显性授权与隐性授权正相关，自尊度高的员工比自尊度低的员工对授权的感知更为强烈。

（2）显性授权在控制点的影响下对隐性授权的回归分析

在控制点对显性授权与隐性授权的调节效应的研究上，仍然用层次回归的方法，对控制变量、前因变量和交互变量进行回归分析。

从表4得出，在排除了控制变量的影响后，控制点对隐性授权具有额外的解释力，其△R2为0.076；近一步看，在排除了控制变量、授权行为和控制点的影响后，授权行为与控制点的交互变量对隐性授权仍具有额外解释力，△R2为0.01，ß 系数是 0.088，表明控制点是显性授权与隐性授权的调和变量。

表2 个人特质与授权差异的相关分析

表3 在自尊的影响下显性授权与隐性授权的回归分析

表4 在控制点的影响下显性授权与隐性授权的回归分析

根据层次回归分析结果我们可以得到隐性授权的函数表达式:

其中IP=隐性授权,DP=显性授权,C=控制点,DP*C=显性授权与控制点的交互变量。数据分析表明，内控调节下隐性授权直线的斜率明显大于外控调节下隐性授权直线的斜率，表明显性授权与隐性授权正相关，内控度高的员工比低的员工对授权的感知更为强烈。

4 结论与启示

4.1 结论

综合来看，显性授权与隐性授权的关系主要体现在以下三个方面：

（1）显性授权与隐性授权显著相关。

通过对显性授权和隐性授权各维度相关分析，二者显著相关，其中隐性授权中“工作意义”与显性授权的五个维度都显著相关，“影响力”、“自主性”两个维度与授权行为的“信息共享”、“决策参与”都显著相关。隐性授权中的“自我效能”也与“信息共享”显著相关。

因此假设1a:显性授权对隐性授权显著相关，可验证成立。

这说明善于与下属共享信息的领导者可以有效提高下属对工作意义、工作影响力、自主性和自我效能的感知；鼓励员工参与组织决策的领导行为，可以使员工认识到工作的意义，增强工作的自主性。

（2）在人格特质影响下显性授权与隐性授权正相关。

通过回归分析发现，显性授权与隐性授权正相关，自尊度高的员工比自尊度低的员工对授权的感知更为强烈；内控度高的员工比低的员工对授权的感知更为强烈。因此，人格特质变量中的控制点、自尊是显性授权与隐性授权的调和变量。

假设2a:个人特质对显性授权与隐性授权的关系存在显著影响，验证成立。

（3）显性授权与隐性授权存在差异，即领导对员工的授权行为与员工所感知到的授权，二者是存在差异的。

关于显性授权与隐性授权是否存在差异的题项上，有效样本中分别有40.5%和37.8%的受访者选择了非常同意、同意；而在人口基本资料中，性别、年龄、教育背景不同的员工，在关于显性授权与隐性授权是否存在不同的评价上存在显著差异。这可能是因为研究选取的对象为知识员工，在行业、职位性质上差异性不明显。

人格特质变量与授权差异在0.01水平上显著相关，控制点和自尊与授权差异的相关系数分别为0.608和0.612。这与人格特质对显性授权、隐性授权关系的调节效应是相一致的，因此可以推断内控倾向及高自尊的员工对授权感知程度较高，从而使的显性授权与隐性授权差异较小。

假设1b:显性授权与隐性授权存在差异

假设2b:内控人格特质较高的人对授权感知较高，从而显性授权与隐性授权差异较小

假设2c:自尊度较高的人对授权感知较高，从而显性授权与隐性授权差异较小

均验证成立。

4.2 启示

均衡的组织架构、合理的授权方式是21世纪企业组织可持续发展的优势所在，以人为本、重视员工的个体心理，实现企业组织的盈利目标是一种新的生产力增长模式。在企业间竞争日益激烈的今天，所有员工都应被驱使向组织的目标努力，尤其是企业的知识型员工。本文在研究显性和隐性授权关系的同时也对管理实践提供了一个理论参考。

（1）显性授权与隐性授权显著正相关，因此组织在进行授权实践时，要鼓励领导者：与员工分享有关组织目标、工作绩效等方面的信息，使员工认识到自己的工作意义，增强对自身能力的信念，提高工作的自主性；鼓励员工参与，由于知识员工自身的特点，对成长和尊重的需求要比普通员工强烈，通过参与决策，可以从工作意义、自我效能方面提高员工对授权的感知，使员工认识到自己工作的影响力，从而提高工作满足。

（2）显性授权通过隐性授权对员工工作满足产生影响，因此组织要重视共享信息、决策参与、予教于人的领导行为，更要重视员工对授权的感知，通过提高员工的对工作意义的认识、工作自主性、自我能力的信念和对工作影响的认识，才能使授权行为真正发挥对员工满足的积极作用。

（3）另外，人格特质对显性授权与隐性授权的关系存在显著影响。因此，在企业管理实践中要了解员工的不同个性特点，通过有针对性的授权行为，来提高员工的授权感知。

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F270

A

1002-6487（2011）09-0176-03

肖 柯（1982-），男，山东聊城人，博士研究生，讲师，研究方向：公司治理与企业组织。

何芳芳（1983-），女，山东潍坊人，硕士研究生，研究方向：人力资源管理。

（责任编辑/易永生）