领导权力分享、组织自尊和员工工作表现：内部人身份感知的调节作用

张好雨 王辉 郭理 刘圣明



领导权力分享、组织自尊和员工工作表现：内部人身份感知的调节作用

张好雨 王辉 郭理 刘圣明

（北京大学光华管理学院 北京 100871）

本研究基于自我一致性理论，通过643位员工及其领导的配对数据分析，考察了领导权力分享与员工的工作绩效及组织公民行为之间的关系以及作用机制。研究结果显示：（1）权力分享行为对员工的工作绩效和组织公民行为有正向作用；（2）组织自尊中介了领导的权力分享对员工工作绩效和组织公民行为的影响；（3）内部人身份感知对这一过程起到了调节作用。本研究为领导权力分享和自我概念领域的研究提供了启示。

权力分享 组织自尊内部人身份感知工作绩效组织公民行为

一、引 言

工作场所的授权行为能够激励员工积极地实现目标、提升工作效率和促进组织公民行为，近年来一直是组织管理领域的重要研究问题。Konczak（2000）等人首先提出了领导授权赋能这一概念，认为领导授权赋能包括权力授予、责任承担、自主决策、信息分享、技能发展以及创新绩效指导六个维度。Arnold（2000）等人通过对组织环境下领导授权赋能行为的研究，发现在被授权赋能的团队中，领导者具备给予指导、提供信息、以身作则、决策参与和关心团队这五个维度的行为。经历了数十年的研究后，学者们发现跨文化因素也对领导的授权赋能行为有着显著影响。例如，某些领导行为在西方文化背景中有助于对下属产生心理上的授权赋能感，但是在中国情境中可能并不适用（王辉、武朝燕、张燕、2008）。

虽然关于领导授权赋能行为的结构存在争议，但在不同文化情境下的领导授权赋能行为均包含两个共同维度：权力授予（authority delegation）和决策参与（participative decision making）。这两个维度共同构成了授权赋能型领导的核心内容（Kirkman和Rosen, 1999），也被称为领导的权力分享行为（Chen, Zhang, 和Wang,2014）。研究领导的权力分享行为，不仅有助于理解组织中领导授权赋能行为的核心维度，也有利于扩展在跨文化因素作用下领导行为的理论知识。

本文主要探讨领导权力分享行为影响员工工作的作用机制，以及其产生影响的边界条件。以往研究指出，权力是一种“带来预期结果的能力”。权力分享一方面能让员工感知到心理赋能（Chen等, 2014），另一方面发出积极的信号，加强员工在组织中价值的主观感受，比如是否认为自己在组织中是重要的、有效的及有价值的一员（Pierce和Gardner, 2004），从而激发员工产生更好的工作表现。因此，我们提出领导的权力分享行为会提高员工组织自尊（organization based self-esteem, OBSE），进而促进员工的工作绩效和组织公民行为。

此外，由于组织中存在不同的员工雇佣关系，员工对自己在组织中身份的感知也存在差异。员工内部人身份感知（perceived insider status, PIS）来自于员工对于自身与组织之间的雇佣关系的认知，代表员工在多大程度上会把自己看作某个组织的一员（Stamper和Masterson, 2002），并在多大程度上将个人的动机诸如心理上的归属感等与组织联系起来（Sui & Wang, 2014）。内部人身份感知强的员工具有积极的自我概念。自我一致性理论（self-consistency theory）认为，积极自我概念高的人会产生更少的偏差行为，且更容易受到激励（Crocker & Park, 2004），并且个体具有维持这种积极自我概念的需求。因此，我们提出，对于具有不同内部人身份感知的员工，领导权力分享行为产生的影响可能不尽相同。

综上，本文将选取领导授权行为在不同文化里的共同维度——权力授予和决策参与，考察权力分享行为如何对员工绩效和组织公民行为产生影响，并讨论员工的内部人身份感知对这一过程的调节作用，文章的整体逻辑结构如图1所示。

图1 权力分享、内部人身份感知和组织自尊对员工工作绩效和组织公民行为作用的理论模型

二、理论与假设

（一）权力分享

领导的权力分享行为包括权力授予和决策参与两种形式（Kirkman& Rosen,1999）。权力授予是指领导给员工一定程度的工作自主权，允许员工自主决策、调整并完成工作任务（Yukl, 998）。决策参与是指领导鼓励员工表达自己的意见，并允许员工参与组织决策（Locke和Schweiger, 1979）。权力授予及决策参与表达了领导对下属能力的信任，以及对下属实现自我价值的支持。因此，领导的权力分享行为通过这两种形式的能够强化员工的工作动机，强化他们对环境的适应性和接受能力。以往研究也发现，领导的权力分享行为会对个体、团队和组织产生重要影响，如权力分享行为对员工的工作绩效、角色外行为、工作满意度和创造力均有正向影响（Chen等., 2014）。

（二）组织自尊

自尊被定义为个体对自我价值的整体评价，它反映了在多大程度上个体认为自己是“有能力的、需求被满足的个体”（Korman, 1970）。员工的自尊与其所在的组织有着不可分割的联系，Pierce等人（1989）拓展了关于自尊的定义，提出组织自尊这一概念，它是指员工在多大程度上认为他们可以在组织中通过扮演相应的工作角色来实现自身的需求。组织自尊是指员工在特定环境中的自我评估，它反映了个体是否感知到自己在组织中的价值和重要性。组织自尊高的员工认为他们能够胜任在组织中承担的工作，相信“我对于组织很有价值”。

（三）权力分享和组织自尊

组织自尊一方面源于个人对于自我效能的感知，另一方面，社会环境中有影响力的他人所传递的信号（Pierce和Gardner, 2004）也会影响到员工的自我概念。我们认为领导的权力分享行为可以通过以下两条路径影响员工组织自尊：第一，满足员工的自主性需求。自主性是指个体对于授权的感知（Thomas和Velthouse, 1990），领导的权力分享行为通过决策参与让员工有更多的参与权，强化员工对于工作的控制感，同时也通过权力授予允许员工有更多的决定权和控制权，使得员工获得更多在工作方面的自由、独立空间以及自主决定的权力。

第二，传递正面的信号（Chen等, 2014）。员工会受到工作场所中对其有重要影响的人（如：团队领导）传递的信息，这种信息的内化会影响员工的自我评定。自我一致性理论指出，个体在处理与自己相关的信息时，会根据这些信息对自我价值和自我感知的影响，选择性地与自我概念进行相关联（Chen和Ayree, 2007）。由于领导者在组织中的意义十分重要，领导的权力分享行为会传递给员工“领导认为我是有价值的，并充分信任我”的积极信号，这一信号会融入个体的自我认知，提高他们关于“我在组织中受重视”和“我对组织有价值”的感知，进而强化其组织自尊水平。因此，我们假设：

假设1. 领导权力分享行为与员工组织自尊正相关。

（四）组织自尊与工作表现

自尊对于解释员工的态度、动机和工作表现时有重要作用。组织自尊水平能够有效解释与工作相关的行为（Bowling等, 2010）。自我一致性理论认为个体将会从事于那些可以最大化他们认知平衡或认知一致的行为和角色，并从中获得满足（Korman, 1970）。拥有积极自我概念的个体倾向于采用能强化其正面形象的态度和行为。对于组织自尊水平高的个体，他们通常认为自己在组织中具有较高的价值，将会主动从事那些有利于维持他人正向态度的行为（Pierce和Gardner, 2004），从而强化积极的自我概念。相反，组织自尊水平低的个体通常缺乏凭借自己能力获得成功的信心。因此，为预防对自尊心更大的损害，他们倾向于减少与任务相关的行动上的努力，从而将可能的失败归因于较少的努力。因此，具有消极自我概念的个体将会倾向于减少工作中的投入，会有较低的工作绩效和组织公民行为。我们假设：

假设2a. 员工组织自尊与员工工作绩效正相关。

假设2b. 员工组织自尊与员工组织公民行为正相关。

（五）组织自尊的中介作用

已有研究表明，组织自尊可以中介组织与个体行为之间的关系。比如，Phillips（2000）发现，组织自尊在组织支持与员工工作绩效的关系中起到中介作用。Ferris, Brown 和Heller（2009）发现，组织自尊中介了感知到的组织支持和员工偏差行为之间的负面关系。上文已经讨论了领导权力分享行为对组织自尊的作用，以及组织自尊对员工工作绩效和组织公民行为的影响。进一步地，我们提出，组织自尊将在领导权力分享行为与员工工作表现的关系中起到中介作用。我们认为，领导的权力分享行为通过提供工作自主性和传递积极信息强化了员工积极的自我概念（Chen等, 2014），从而提升员工组织自尊，最终有利于提高员工的工作绩效和组织公民行为。基于此，我们提出假设：

假设3a. 员工组织自尊在领导权力分享行为与员工工作绩效的正向关系中起中介作用。

假设 3b. 员工组织自尊在领导权力分享行为与员工组织公民行为的正向关系中起中介作用。

（六）基于内部人身份感知的调节作用

内部人身份感知代表个体在多大程度上会把自己看作某个组织的一员（Chen和Aryee, 2007），并将个人动机诸，如心理上的归属感等与组织联系起来（Sui和Wang, 2014）。高内部人身份感知的员工能够在组织中获得个人空间，可以不受约束地与其他内部人分享自身的需求和感情，从而创造出亲密感和归属感。由于高内部人身份感知的员工会倾向于维持这种归属感，以使其积极的自我形象保持一致，因此他们面对领导的权力分享行为时，会将其视为组织为其提供的发挥自我能力的机会和高质量员工-组织关系的标志，这使得内部人身份感知水平高的员工更加确信自己在组织中是重要且富有竞争力的，最终提升了其组织自尊水平。相反，对于那些游离于群体之外、被外部化的员工来说，由于没有得到组织给予的足够投入，比如培训、晋升、组织支持等，他们倾向于将领导授权行为当作一种违背自我认为和角色感知的情境，因此很难去改变自己对原有状态的认知，也难以形成“自己是组织中的重要成员”的自我概念。因此，我们认为：

假设4：内部人身份感知会调节领导权力分享行为与员工组织自尊间的关系。与员工低水平内部人身份感知相比，当员工内部人身份感知水平高时，领导权力分享行为和员工的组织自尊间的正向关系更强。

进一步地，内部人身份感知可能调节领导权力分享行为通过组织自尊对工作绩效和组织公民行为的影响过程。具有内部人身份感知的员工通常认为他们在组织中具有中心而且重要的地位，这种观念促使员工倾向于从事有利于组织和个人双赢的事情（Chen和Aryee, 2007）。因此，对于内部人身份感知水平高的员工，在领导授权过程中会感知到更多的责任感和义务感，他们会通过满足组织期望的结果，比如提高工作绩效，以此来加固正面的自我知觉。此外，也会主动从事一些有利于组织和个人的事情，比如帮助同事、阻止妨害组织效率行为，以此来强化自己是组织内部人的自我概念。相反，对于内部人身份感知水平低的员工而言，由于被组织排斥的经历（例如“我不是受组织器重的人”、“我在组织中并不重要”）已经整合进入他们的自我概念，领导授权过程中体现的权力分享和参与式决策行为反而会破坏自我一致性，导致他们需要重新确认自己对于组织-员工关系的认知。与此同时，他们对于满足组织期望结果的责任感和义务感较弱。因此，相比于高内部人身份感知的员工，低内部人身份感知的员工，其组织自尊水平受到领导授权行为的促进作用较弱，因而其组织公民行为和工作绩效水平也相对较低。因此，通过以上分析我们提出假设：

假设5a：内部人身份感知能够调节领导权力分享行为通过组织自尊对工作绩效的间接影响。与员工低水平内部人身份感知相比，当员工内部人身份感知水平高时，组织自尊水平的中介效应更强。

假设5b：内部人身份感知能够调节领导权力分享行为通过组织自尊对组织公民行为的间接影响。与员工低水平内部人身份感知相比，当员工内部人身份感知水平高时，组织自尊水平的中介效应更强。

三、方 法

（一）被试与流程

我们在中国北方两座大型工业城市的四家企业进行问卷调查。领导和员工分别填写不同的问卷，为了减少同源误差问题，两次问卷调查前后间隔了半个月。下属在第一批问卷中报告了领导的权力分享和人口统计学数据，在第二批问卷汇报了组织自尊和感知的内部人身份。领导在第二批问卷中评价了下属的工作绩效和组织公民行为。本次问卷调查为自愿参加，并且保证保密。

通过删除一些填答不全、不匹配的问卷，我们共得到643份数据。下属参与者的平均年龄是25.68岁（56%为男性，方差为4.63）。下属平均受教育年限为13.58年（方差为4.3）。在组织中的工作年限方面，下属平均工作了2.77年（方差为1.39）。领导的平均年龄为33.68岁（76%为男性，方差为3.31）。领导的平均受教育年限为16.74年（方差为5.2）。领导平均在组织中工作了6.77年（方差为2.03）。

（二）测量

权力分享。我们采用王辉等（2008）开发的量表来测量权力分享行为。此量表包含4项问题来测量决策参与（例如：“我的领导在做关于我和关于我的工作的决定时会询问我的意见”），3项问题来检测权力授予（例如：“我的领导充分授权并让我全权负责我的工作”）。所有度量都采用五点里克特量表，从1（非常不同意）到5（非常同意）。该量表的Cronbach’s系数为0.87。

内部人身份感知。内部人身份感知采用的是Stamper和Masterson（2002）开发的6条目量表。此量表的中文版在之前的研究中被采用过（Chen和Aryee, 2007）。问题例子包括“我感觉我在组织里是圈内人”，以及“我的工作组织让我感觉到我是其中的一员。”本研究中该量表的Cronbach’s系数为0.81。

组织自尊。采用Pierce等人（1989）开发的10条目量表来测量组织自尊感，之前在中国情境的研究中此量表被使用过（Chen等, 2005）。问题例子包括“我在这里有重要意义”。结果包括从1（非常不同意）到5（非常同意）。本研究中该量表的Cronbach’s系数为0.90。

工作绩效。改编Tsui等人（1997）开发的11项量表来检测工作绩效。一个问题的例子是“该员工的工作成果的质量远高于平均水平”。领导从1（非常不同意）到5（非常同意）进行打分。本研究中该量表的Cronbach’s系数为0.88。

组织公民行为。采用Podsakoff等人（1990）开发的24项量表的中文版本来测量组织公民行为。此量表测量了组织公民行为的五个维度：利他行为（5项）、尽职行为（5项）、公平竞争精神（5项）和谦恭（5项）和公民道德（4项）。领导从1（非常不同意）到5（非常同意）进行打分。本研究中该量表的Cronbach’s系数为0.81。

控制变量。工作绩效和组织公民行为是由下属的直接上级评估。考虑到对结果可能并且合理的影响，我们选择了下属和领导的性别、年龄（0代表男性，1代表女性）、工作年限和受教育年限作为控制变量。

四、结 果

（一）描述性数据和相关性

各变量的平均值、标准差以及各变量间的相关系数如表1所示。从表中可见，权力分享与组织自尊=.40,.01）、工作绩效.13,.01）、组织公民行为.12,.01）正相关。感知到的内部人身份与组织自尊=.40,.01）和组织公民行为.09,.05）正相关，但是和绩效并没有显著相关。组织自尊和绩效（= .13,< .01）以及组织公民行为（= .14,< .01）正相关。

表1 描述性统计和相关性分析

注：*< .05, **.01。

（二）检测主效应和中介效应

我们首先检测了权力分享行为对于工作绩效和组织公民行为的主效应，然后检测了组织自尊的中介效应。在分析之前，所有连续变量都进行了中心化处理（Aiken和West, 1991）。表2中的结果（模型2）显示权力分享与组织自尊显著= .23,< .01）相关，假设1得到支持。模型5和模型8结果显示，在控制了下属和领导的性别、年龄、工作年限和受教育年限之后，权力分享分别与工作绩效= .11,< .01）和组织公民行为= .07,< .05）显著相关。因此假设2a和假设2b得到支持。

表2 层次回归分析结果

注：N =643，*< .05，**<.01。

对于中介变量的检测，我们首先采用Baron和Kenny（1986）的方法，通过五步来检验中介作用。第一步检验自变量对因变量回归的显著性；第二步检验自变量对中介变量回归的显著性；第三步检验中介变量对因变量回归的显著性。第四步在自变量对因变量回归中加入中介变量，检验此时自变量显著性的变化和中介变量的显著性。由模型6可知，加入中介变量组织自尊之后，自变量对因变量的回归系数由0.11下降到0.08，同时组织自尊显著（= .08,< .05），说明组织自尊在权力分享和工作绩效间起到部分中介的作用。同样地，由模型9可知，在加入组织自尊之后，自变量对因变量的回归系数变得不显著了（=.04，ns），而组织自尊显著（= .07,< .05），这说明组织自尊完全中介了权力分享和组织公民行为之间的关系。

为了进一步的验证中介作用我们进行了Bootstrapping检验（Preacher和Hayes, 2008）。Bootstrapping是通过对样本进行重复抽样的方法对自回归系数进行检验，能够克服正态分布对样本的限制，我们使用SPSS 22.0软件进行统计分析，采用通用的Preacher，Rucker和Hayes（2007）开发的程序进行检验，通过3000次的抽样，结果显示显示权力分享通过组织自尊来影响工作绩效的间接效应是显著的 （95%= [.01, .06]），其中，权力分享对于工作绩效的主效应显著 （95%= [.01, .15]）；权力分享通过组织自尊影响组织公民行为的间接效应显著（95%= [.01, .05]）。综上，假设3a和假设3b得到支持。

（三）检验调节效应

假设4是关于权力分享和内部人身份感知对组织自尊的交互作用。我们采用层次回归的方法进行验证，首先在模型1中放入控制变量，其次在模型2中加入自变量权力分享和调节变量内部人身份感知，之后在模型3中加入权力分析和内部人身份感知的交互项。模型3结果显示此交互效应显著= .12,< .01），即存在交互效应。进一步地，根据Aiken和West（1991）的方法分别在内部人身份感知高于均值一个标准差和低于均值一个标准差的情况观察权力分享和组织自尊之间的相关关系。结果如图2所示。由图可以看出，当内部人身份感知高时，权力分享与组织自尊正相关（= .32,< .01）；当内部人身份感知低时，二者之间的关系相对减弱，权力分享与组织自尊正相关= .18,< .01）。综上，假设4得到验证。

假设5a需要检验带调节的中介作用（Preacher, Rucker和Hayes, 2008）。结合假设1、假设2a和假设3a可知，权力分享行为与组织自尊及员工绩效正相关，在假设4中，权力分享行为和内部人身份感知对组织自尊的交互作用显著。进一步地，根据员工内部人身份感知将数据分成两组，第一组由高于内部人身份感知水平均值一个标准差的数据组成，第二组由低于内部人身份感知均值一个标准差的数据组成，而后分别对两组的中介作用进行分析。结果显示，当内部人身份感知水平高时（95%= [.01, .03]），该中介作用显著并且更强；而当内部人身份感知低时，该中介作用较弱（95%= [.01, .05]）。中介指数（95%= [.001, .03]）显示内部人身份感知显著地调节了权力分享行为和绩效之间的间接影响效应。因此，假设5a被支持。

类似地，假设1、假设2b和假设3b检验了权力分享行为和组织公民行为的正相关关系，假设4证明权力分享行为和和员工内部人身份感知对员工组织自尊的交互作用。在采取同样的分组方法后，我们发现，当内部人身份感知水平高时，权分享通过组织自尊来影响组织公民行为的间接作用是显著的 （95%= [.01, .04]）；当内部人身份感知水平较低时（低于平均值一个方差），此间接效应依然显著（95%= [.01, .03]）。同时，中介调节指数（95%= [.001, .02]）显示内部人身份感知显著调节了权力分享对组织公民行为的间接影响效应。因此，假设5b被支持。

图2 内部人身份感知对权力分享与组织自尊关系的调节作用

五、讨论与总结

内部人身份感知用来描绘员工与组织间关系（Stamper和Masterson, 2002），它和组织自尊同属于自我概念范畴。基于自我一致性理论，本文检验了领导权力分享对员工的工作绩效和组织公民行为的直接效应，以及组织自尊在其间的中介作用。此外，研究还证实了员工的内部人身份感知对于领导权力分享与组织自尊、以及组织自尊的中介效应均具有正向的调节作用。

（一）理论意义

本文对现有研究尝试做出三点理论贡献。第一，以往关于领导授权赋能领域的研究所使用量表和维度较为多样，并且在不同文化情境中也各有差异，因此关于领导授权赋能行为在组织中产生的效果并无定论。此外，既往研究大多聚焦在领导授权赋能行为对员工满意度、组织承诺等工作态度的研究，较少关注对员工行为的影响。而本研究关注了领导授权赋能行为中最为核心的权力分享行为，证明了领导的权力分享对员工工作绩效和组织公民行为的积极影响，进而丰富了领导授权赋能领域的研究。

第二，我们发现了组织自尊的中介路径，拓展了过往大多数关于领导授权研究中只关注主效应而忽略中介机制的不足。由于组织自尊是自我概念中的一个维度（Chen和Aryee, 2007），我们从个体需求角度解释了领导授权行为对工作结果的影响，以及组织自尊在其中发挥的中介作用。这一结果不仅拓展了基于互惠角度的个体利他主义和个体理性（Sui和Wang, 2014），而且支持了“工作行为是个体为了证实自我概念的一种表现”的结论。

第三，现有研究大多将内部人身份感知当成自变量考察其对工作行为和态度的影响，或者检验它的中介作用，鲜有研究关注内部人身份感知的调节作用。内部人身份感知代表员工在多大程度上认为自己是组织的内团体成员，同时标志着员工过去在组织中的认知经历，这种认知可能影响着员工对领导权力分享行为的感知。以往研究多从社会交换的视角研究内部人身份感知，而本研究则是基于自我一致性角度，发现高内部人身份感知的员工更会整合领导权力分享行为中的积极信息，使得自我概念得到强化；相反，低内部人身份感知的员工，基于既往经验形成的被组织排斥的感知，以及对其组织自尊的损害控制意识，因而在领导授权过程中很难重新确认“自己是组织的重要一份子”。

（二）实践意义

本研究对组织管理有一定实践意义。第一，本研究指出，为了提高员工的工作绩效和组织公民行为，企业可以从增强员工组织自尊入手。当员工感受到较强的权力分享行为时，有利于提高其组织自尊，当员工在组织中感知到受到尊重和认可时，为了维护这种认知，他们会提高绩效和组织公民行为。因此，企业管理者可以通过采取一些适当措施来提高员工的组织自尊，比如尊重员工的意见，对员工表达出认可和尊重等。

第二，本研究发现，对于组织中内部人和外部人这两类群体，提高员工组织自尊的措施存在差异，领导权力分享行为对于内部人来说更为有效。因此企业也可以考虑提高员工的内部人身份感知，形成更加包容的组织环境，打破员工之间的隔阂，从而让更多的员工能够感受到组织的重视，感到自己是内部人。这些措施将有利于提高员工的组织自尊，进而提高工作绩效和组织公民行为水平，也有助于领导权力分享行为取得更好效果，这对于当今企业的员工-组织关系管理尤其重要。

第三，本研究证实，领导的权力分享行为有利于提高员工的工作结果。因此对于团队领导而言，可以考虑通过增加员工的工作自主权和决定权，以及在决策制定过程中增加员工的参与程度，来提高其工作绩效和员工间的互助行为，这最终有利于团队整体工作绩效的提高和团队氛围的改善。

（三）研究局限和未来方向

本研究也存在一些不足之处。第一，横截面数据可能无法充分地证明变量间的因果关系。事实上，过去有研究指出员工自尊和工作绩效之间可能是螺旋促进的关系（Lindsley, Brass,和Thomas, 1995），即员工自尊的提升可能会提升员工的工作绩效，但是员工的高工作绩效也可能会增强员工的组织自尊。Baumeister等人（2003）也指出员工自尊和工作绩效之间也存在交互作用，未来研究可以通过长期观测来探究其间的因果作用。

第二，本文采取的样本中的团队来自不同的公司，不同公司的组织氛围可能对实证结果造成一定的影响，但是通过不同公司的数据也支持和增加了结论的普适性。此外，由于管理者在邀请下属填答问卷的时候，倾向于选择与自己关系好的下属进行填答，因此可能存在一定的偏差，存在过高的积极评价。在数据处理过程中，我们对关键变量进行了中心化处理，一定程度上控制了上述回答偏差的存在。

第三，由于样本数量的限制，一些相关变量，如心理授权、个体自尊等等。这些变量可能对组织自尊和工作绩效造成影响，在本研究中并没有进行控制。未来研究可以继续探索领导权力分享行为对员工工作表现影响机制的其他路径，比如工作因素中工作的压力、任务的合作程度，环境因素中环境波动性、不确定性以及团队的公平氛围，都可能调节领导权力分享行为对员工工作结果带来的影响。

第四，文化氛围可能对领导的授权行为产生影响。中国具有较高的权力距离观，员工可能更加服从领导的权力和尊重权力分配的差异，因此面对领导授权行为，更可能将其视为自己的责任和必须完成的指令。而在低权力距离的文化中，员工对于权力分配的观念更为平等。未来研究可以在不同文化情境中，进一步验证和丰富领导授权赋能领域的研究。

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（HT）