授权型领导对员工反馈寻求行为的影响机制：领导差异化授权两阶段的调节作用 *

王怀勇 岳思怡 沈晓寻

(上海师范大学心理学系，上海 200234)

1 引言

随着经济全球化的发展，企业面临的不确定性日益加深，组织结构扁平化和移动办公渐趋普遍，这使许多领导与员工陷入“反馈真空”状态（倪清, 杜鹏程, 2017; 张建平 等, 2020），仅依靠自上而下的反馈已难以满足员工和组织发展的需要，越来越多的员工开始产生反馈寻求行为，即不再满足于被动地等待反馈，而是主动地寻求反馈来获得有价值的信息以促进自身和组织的发展（Ashford & Cummings, 1983）。在同事和领导这两个反馈源中，领导扮演着组织代理人的重要角色，会对员工产生更大影响（George & Zhou, 2007），同时参考以往研究（Gong et al., 2017），本研究主要探讨员工对领导的反馈寻求行为。

在知识经济和信息网络的时代，企业需要更灵活的组织结构和领导方式。在这样的大环境下，自上而下的以命令、控制为特征的领导越来越难适应和动态匹配其所面临的环境，领导授权的意义日益凸显（陈晨 等, 2020; Qian et al., 2018）。授权型领导作为一种应用广泛的领导风格备受关注（郎艺, 王辉, 2016; Lee et al., 2018），已有研究开始关注授权型领导在反馈寻求中的作用，但对二者关系的研究发现并不一致。有研究发现，授权型领导可正向影响反馈寻求（Qian et al., 2018;Zhang et al., 2017），但也有研究者认为领导授权不会增加反馈寻求（张燕红, 廖建桥, 2014; De Stobbeleir et al., 2008）。之所以未取得一致结论，可能在于没有深入考察影响二者关系的“第三变量”（如调节、中介变量）。

鉴于社会认同理论是解释领导行为对下属影响的重要理论视角，而下属对领导的认同被认为是领导方式影响员工认知、态度和行为的重要中介变量之一（Yang et al., 2020），本研究引入领导认同作为中介变量。另外，授权型领导的有效性受制于具体的组织情景条件（王宏蕾, 孙健敏,2019）。在实际组织环境中，领导很可能根据情境和下属的个体差异不平等地分配权力而表现出差异化授权（崔杨, 于桂兰, 2019; 李绍龙 等, 2017）。还有研究者提出，相比分别单独探讨，研究领导行为与差异化领导的交互作用更能全面地揭示领导行为本质（Liden et al., 2006），因此本研究引入领导差异化授权作为调节变量以深入探讨授权型领导影响反馈寻求的机制与边界条件。

1.1 授权型领导与反馈寻求行为

Ashford和Cummings（1983）认为，对成本与价值的权衡是反馈寻求是否发生的决定因素，并且工具性动机、形象管理动机和自我防卫动机直接影响个体寻求反馈的意愿（Hays & Williams,2011）。本研究认为，授权型领导会通过增加工具价值并降低自我保护成本来激发员工寻求反馈。首先，反馈寻求可能使员工获得威胁其自我意识的消极信息（Ashford, 1986），当个体认为反馈会威胁其自我价值时，便可能出于自我保护动机而抑制反馈寻求（Hays & Williams, 2011）。然而，来自领导的授权一方面会提高员工的自我效能感（Kark et al., 2003），使其对反馈内容产生积极预期；另一方面也赋予员工更大的工作灵活性与自主权（Lee et al., 2018），这可以增强员工从事主动行为的信心，降低其对反馈寻求风险的感知，进而更可能寻求反馈（Qian et al., 2018）。其次，授权对员工工作能力提出了更高要求，当其无法胜任当前工作而需要领导的反馈来指导自己时，便会出于工具性动机增加对反馈寻求价值的感知，进而更倾向寻求反馈（张燕红, 廖建桥, 2014）。据此提出假设H1：授权型领导正向预测反馈寻求行为。

1.2 领导认同的中介效应

领导认同是员工依据与领导的关系身份，对自我予以定义的状态，当员工将对领导的认知纳入自我概念并对自我予以定义时，领导认同也即形成（Sluss et al., 2012）。根据社会认同理论，人们会基于提高自尊、安全感、归属感和寻找存在意义的动机来选择某群体成员建构自我概念，而这些动机是否满足直接影响其对该成员的认同（张永军, 2017）。此外，员工往往会将其对领导的实际认知与对理想领导的期望对比，两者间的差距也会影响员工对领导的认同（Bunjak et al.,2019）。已有研究发现，授权型领导表现出的民主、信任和认可一方面能在一定程度上满足员工对理想领导的期望，激发其对领导的认同与学习（郎艺, 王辉, 2016）；另一方面也传递出领导对员工的重视与支持，有利于双方情感纽带的建立，这不仅能满足员工的自尊、归属等社会情感需要（Lee et al., 2018; Qian et al., 2018），还使领导成为员工的“重要他人”，进而使其将自我认同延伸至关系密切的领导身上，即形成领导认同（Huang et al., 2014; Zhang & Chen, 2013）。由此提出假设H2：授权型领导正向预测领导认同。

进一步地，领导认同形成后，员工会为其下属身份感到骄傲和自豪，进而向领导的行为和价值观靠拢（周如意 等, 2016），此时，领导的评价与建议对员工而言意义非凡。同时，领导认同会引发员工与领导的同一性，员工会将领导的目标和利益视为是自己的，从而更愿意为双方的成功付出额外努力（Huang et al., 2014）。所以，员工会通过主动寻求反馈以更好地追随领导并帮其实现目标。此外，领导认同反映了员工对领导的依恋程度（Gong et al., 2017; Kark et al., 2003），高领导认同使员工更重视并渴望发展上下级关系（Zhang &Chen, 2013），反馈寻求作为一种可能强化上下级关系的人际互动行为而被经常使用（张燕红, 廖建桥, 2014）。由此提出假设H3：领导认同在授权型领导与反馈寻求行为中起中介作用。

1.3 领导差异化授权的调节效应

受已有关于领导成员交换与其差异化对下属交互影响研究的启发（Liden et al., 2006），本研究认为，授权型领导通过领导认同对反馈寻求的影响会受领导差异化授权的制约。根据社会比较理论，首先，授权差异大时，员工的社会比较动机更强（沈伊默 等, 2017; Liao et al., 2017），被授权多的员工经下行比较感受到领导额外的信任与支持（Chen, Yu, & Son, 2014），产生更强的领导认同（Zhao et al., 2019）；而被授权少的员工会通过上行比较体验到不公平感与相对剥夺感（Chen et al.,2018），抑制领导认同的产生（崔杨, 于桂兰,2019）。此时，领导认同主要取决于授权型领导。相反，授权差异小时，员工被授予权力的多少不太可能作为社会比较的标准对领导认同发挥重要作用，因此其对领导认同的影响较小。由此提出假设H4a：领导差异化授权在授权型领导与领导认同中起正向调节作用，即领导授权差异大时，授权型领导对领导认同的预测作用更强。

其次，授权差异大时，一方面，员工会倾向通过社会比较来发展清晰的自我概念（沈伊默 等,2017; Liao et al., 2017），并猜测授权差异反映了领导对其能力的评估和其在团体中的相对地位（Zhao et al., 2019），进而更偏好通过反馈寻求等社会互动来自我评估和验证（Anseel et al., 2007）；另一方面，授权差异大意味着有员工会被“特殊对待”而拥有更多权力与资源，这会给员工一种暗示，即相比授权差异小的领导，在授权差异大的领导下工作时自己更有机会成为被青睐之人（Henderson et al., 2009），这也意味着员工间的竞争会更激烈，而反馈寻求可能被视为与领导积极互动并帮自己争取优待的机会（张燕红, 廖建桥,2014），此时无论领导认同高低，反馈寻求都较多，即领导认同对反馈寻求的预测作用较弱。相反，授权差异小时，“一视同仁”的氛围弱化了员工间竞争及社会比较的动机，使反馈寻求主要取决于领导认同水平，即领导认同对反馈寻求的预测作用较强。由此提出假设H4b：领导差异化授权在领导认同与反馈寻求行为中起负向调节作用，即当领导授权差异小时，领导认同对反馈寻求行为的预测作用更强。在假设H3、H4a和4b的基础上，研究构建一个两阶段有调节的中介模型（见图1），进一步考察领导差异化授权是否调节领导认同的中介作用。由此提出假设H5：领导差异化授权调节了领导认同的中介作用。

图1 有调节的中介模型

2 预研究：领导差异化授权问卷的编制

2.1 领导差异化授权问卷题项编制

由于同时探讨授权型领导和领导差异化授权，从科学逻辑上看，领导差异化授权问卷理应匹配于授权型领导量表。因此略去开放式问卷调查等环节，直接对本研究所用的权力分享型领导量表（Chen, Zhang, & Wang, 2014）进行改写，对改写的初始问卷进行项目分析、因子分析等信效度检验。具体步骤为：（1）5名心理学研究生对题项进行差异化改写形成初始题项；（2）3名非心理学研究生对初始题项进行“非差异化”改写，确定领导差异化授权问卷的题项在含义上与权力分享型领导量表相同，只是在授权的差异化上有所不同；（3）最终形成包含权力委派差异化（3个题项）和决策参与差异化（4个题项）两个维度7个题项的领导差异化授权问卷。

2.2 研究对象

分两次招募被试完成数据采集：首次招募200名企业员工进行问卷调查，有效数据192份，有效率96.00%。其中，31～40岁占51.56%，男性占54.17%。再次招募200名企业员工进行问卷调查，有效数据189份，有效率94.50%。其中，31～50岁占57.15%，男性占54.50%。

2.3 项目分析

首先，对各题项与所属维度及问卷总分进行相关分析（见表1）。各题项与所属维度和问卷总分的相关均显著，且各项目与其他维度的相关远小于其和所属维度，即题项很好地反映了所测内容。其次，将被试分为高分组（前27%）和低分组（后27%）进行独立样本t检验来计算项目的决断值，结果显示7个题项在两组间的差异均显著。由此，7个题项均被保留。

表1 所有项目与其所属维度和总分的相关及鉴别力指数

2.4 领导差异化授权问卷的结构

首次和第二次收集的数据用于探索性与验证性因子分析。探索性因子分析结果：KMO=0.81，Bartlett球形检验结果：χ2=474.34，p＜0.001，适合进行因子分析。采用主成分分析法提取到特征值大于1的2个公因子（见表2），累积方差贡献率为64.77%。对两因子结构进行验证性因子分析，结果：χ2/df=1.80，RMSEA=0.07，CFI=0.98，TLI=0.97，AGFI=0.93，表明问卷结构效度良好。

表2 旋转后因子载荷矩阵

3 正式研究：授权型领导对员工反馈寻求行为的影响机制

3.1 研究对象

招募400名企业员工进行问卷调查，有效数据388份，有效率97.00%。其中，31～50岁占50.77%，男性占44.07%。

3.2 研究工具

均采用Likert 5级计分，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

3.2.1 授权型领导

采用Chen，Zhang和Wang（2014）编制的权力分享型领导量表，包含权力委派和决策参与两个维度，共7个题项，如“上司不会干涉我职责范围内的工作”。该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

3.2.2 领导认同

采用Kark等（2003）编制的领导认同量表，共8个题项，如“我完全信任我的上司”。该量表的 Cronbach’s α 系数为 0.91。

3.2.3 领导差异化授权

采用自编的领导差异化授权问卷，共7个题项，如“上司通常只会给个别下属表达观点的机会”。该问卷的 Cronbach’s α 系数为 0.88。

3.2.4 反馈寻求行为

采用Gong等（2017）编制的反馈寻求行为量表中的自我反馈寻求维度，该分量表共8个题项，如“我常间接地询问上司有关我的表现良好的信息”。该分量表的 Cronbach’s α 系数为 0.87。

3.2.5 控制变量

将性别、年龄、学历、工作年限、职位及会影响反馈寻求的外向性（Krasman, 2010）作为控制变量。外向性采用王孟成等（2011）编制的中国大五人格量表简版中的外向性分量表，该分量表共8个题项，如“我喜欢参加社交与娱乐聚会”。该分量表的 Cronbach’s α 系数为 0.87。

3.3 结果

3.3.1 变量的描述性统计与相关分析

对研究变量进行相关分析，结果表明：授权型领导与领导认同、反馈寻求行为分别呈显著正相关；领导差异化授权与授权型领导、领导认同分别呈显著负相关；领导认同与反馈寻求行为存在显著正相关（见表3）。

表3 各变量均值、标准差和相关系数

3.3.2 共同方法偏差与区分效度

采用Harman单因子法检验共同方法偏差。探索性因子分析结果表明，未进行因子旋转时第一个因子的解释率为32.88%，低于40%。同时，验证性因子分析结果显示单因子模型拟合很差，χ²/df=7.27，RMSEA=0.13，CFI=0.58，TLI=0.55，GFI=0.56，说明不存在严重共同方法偏差。另外，四因子模型的拟合优度（χ2=1093.32,df=399,χ2/df=2.74, RMSEA=0.04, CFI=0.95, IFI=0.94）显著优于三因子模型 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 授权型领导的主效应与领导认同的中介效应

层次回归结果见表4，授权型领导正向预测反馈寻求（β=0.37,p＜0.001），支持假设H1；授权型领导正向预测领导认同（β=0.66,p＜0.001），支持假设H2；领导认同正向预测反馈寻求（β=0.45,p＜0.001），且此时授权型领导对反馈寻求的直接效应不再显著（β=0.07,p＞0.05），说明领导认同起中介作用。采用Bootstrap法检验中介作用，间接效应ab值为0.30，95%CI=[0.21, 0.39]，不包含0；直接效应c’值为0.07，95%CI=[-0.04, 0.18]，再次验证领导认同的中介作用，支持假设H3。

表4 各变量的层次回归分析

3.3.4 有调节的中介效应检验

使用PROCESS检验有调节的中介模型（见表5）。方程1中领导差异化授权和授权型领导的交互项显著（β=0.10,p=0.001），即领导差异化授权在授权型领导与领导认同中起调节作用；方程2中领导差异化授权与领导认同的交互项显著（β=-0.12,p=0.026），即领导差异化授权在领导认同与反馈寻求中起调节作用。

表5 有调节的中介效应检验

为呈现领导差异化授权的调节作用，将其按M±1SD分为高、低组进行简单斜率检验。第一段调节作用显示（见图2）：领导授权差异小时授权型领导正向预测领导认同（bsimple=0.51,t=6.44,p＜0.001），而差异大时授权型领导的预测作用增强（bsimple=0.75,t=12.11,p＜0.001），支持假设 H4a。

图2 领导差异化授权在授权型领导与领导认同之间的调节作用

第二段调节作用显示（见图3）：领导授权差异小时领导认同正向预测反馈寻求行为（bsimple=0.64,t=7.37,p＜0.001），而差异大时领导认同对反馈寻求行为的预测作用减弱（bsimple=0.30,t=3.43,p＜0.001），支持假设 H4b。

图3 领导差异化授权在领导认同与反馈寻求行为之间的调节作用

综合来看（见表6），领导授权差异小时领导认同中介效应较大，index=0.30，BootSE=0.06，95% CI=[0.20, 0.45]，而差异大时中介效应变小，index=0.23，BootSE=0.06，95% CI=[0.10, 0.35]，即领导认同的中介作用受领导差异化授权的调节，支持假设H5。

表6 领导差异化授权不同水平上领导认同的中介效应

4 讨论

4.1 授权型领导对反馈寻求行为的影响及机制

本研究证实了授权型领导正向预测反馈寻求行为，这一发现与Qian等（2018）的研究结果一致。而De Stobbeleir等（2008）发现，授权型领导与反馈寻求无直接相关，但授权型领导可通过自主目标与合作规范间接影响反馈寻求。因此本研究在证实授权型领导与反馈寻求的关系后进一步揭示关系的内在机制。本研究从社会认同的角度发现领导认同在授权型领导与反馈寻求行为中起中介作用。这与以往研究发现的领导认同在积极型领导（如，变革型领导、真实型领导）对员工态度与行为影响中起中介作用的结果一致（Kark et al., 2003）。根据社会认同理论，领导授权可通过满足员工自尊、归属等社会情感需要而增加其领导认同（郎艺, 王辉, 2016; Lee et al., 2018），这不仅使员工将领导的行为与价值观作为参照，还会激发其发展上下级关系的愿望（周如意 等, 2016;Zhang & Chen, 2013），进而将反馈寻求作为获得领导指导和强化上下级关系的互动方式。

4.2 领导差异化授权的调节效应

首先，本研究发现授权差异大时授权型领导对领导认同的预测作用更强，这与沈伊默等（2017）的结果类似，同时也支持社会比较理论。其次，还发现领导差异化授权削弱了领导认同对反馈寻求的预测作用，但这并不意味差异化授权是反馈寻求的不利因素。本研究发现员工在授权差异大时有更多的反馈寻求，这与以往差异化领导产生消极影响的研究发现不太一致（崔杨, 于桂兰, 2019）。可能是因为授权差异大时员工会出于自我评估与验证动机将反馈寻求作为了解他人对自己看法的方式来检验领导的“区别对待”是否反映了其地位和能力（Anseel et al., 2007）。此时不论领导认同高低，员工均倾向于寻求反馈。

4.3 不足与展望

本研究仍存在一些不足。首先，研究思路和假设均植根于线性研究，但授权型领导、领导差异化授权、领导认同和反馈寻求之间可能存在非线性关系，未来可借助二次多项式回归和响应面分析进一步探索。其次，研究仅探讨了团队内领导的授权，未考虑团队间领导授权差异，未来可基于多层线性模型对领导差异化授权两阶段的调节作用进行跨层次探讨。

5 结论

（1）授权型领导正向预测领导认同与反馈寻求行为；（2）领导认同在授权型领导与反馈寻求行为中起中介作用；（3）领导差异化授权调节了领导认同的中介作用，即调节了中介的第一段（授权型领导-领导认同）与第二段（领导认同-反馈寻求行为）。