授权型领导与员工任务绩效“过犹不及”效应研究——基于长三角高科技企业的调研

蒋丽芹，许艺炜

（江南大学 商学院，江苏 无锡214122）

一、引 言

21世纪以来，随着全球化竞争加剧，为适应内部发展需要及外部环境变化，企业会进行相应规模的组织架构和领导方式变革。越来越多的企业用扁平化组织架构替代传统层级架构，授权型领导是实现组织扁平化架构的有效领导方式，其对个体、团队、组织绩效等影响在理论界与企业界备受关注。任务绩效是指员工通过直接生产活动、提供材料或服务对组织核心技术所做出的贡献［1］。因此任务绩效是衡量员工对组织最直接贡献的变量，也是管理领域重要研究对象。有研究证实，授权型领导等积极领导方式对提升员工任务绩效有正向作用［2］。但近年来学者们也开始关注积极领导风格潜在消极效应［3-4］，并提出授权型领导行为需要均衡施用，因为不加限制的授权行为也会带来不良后果［5-6］。研究发现，在授权过程中，高水平授权会对员工心理、行为及与领导的关系产生赋能过程和负担过程两方面动态性影响，即授权型领导在给予员工更多自我管理机会、提高内部动机的同时［7］，也会因高自主性带来的过量工作压力而降低员工工作效率和幸福感。因此，本研究认为授权型领导与员工任务绩效可能存在更复杂的非线性关系。但目前两者之间非线性关系的结论并不一致，有研究发现两者之间呈U 型关系［8］，也有研究发现呈倒U型关系［9］，因此需要做进一步实证检验。

目前从心理授权角度研究授权型领导消极作用的学者居多［10］，鲜有文献从关系视角来研究授权型领导的“黑暗面”［11］。“圈子”“关系”文化是具有中国特色的文化表征［12］，因此在中国情境下研究授权行为不能忽视企业内部社会网络的人际关系，尤其是直系领导与下属员工的关系问题。领导—成员交换（Leader—Member Exchange，LMX）这一概念涉及领导与员工之间的关系质量和互惠原则，已有研究证实高水平的领导—成员交换能使领导与员工之间相互信任并提供情感支持，员工愿意付出更多时间和精力，面对超出自己职责或能力范围的工作也能发挥其主动性去尽力完成。但也有学者证实了领导—成员交换存在负面影响，Harris（2006）［13］等发现领导—成员交换与压力呈U型关系，即过高的领导—成员交换会导致员工对领导的义务感过强而承担过重压力。领导—成员交换会导致关系良好的上下级之间为了绩效夸大互评结果，领导根据与员工关系质量差异会对员工区别化对待，破坏组织的公平规则，不利于员工对于领导一致性感知，进而影响同事间人际关系［14］。然而，社会交换理论是以理性视角为前提的，仅从社会交换视角解释授权型领导“过犹不及”的作用机制是不够全面的。因此，本研究引入角色理论来进一步解释并补充授权型领导的负面效应来源，尝试探究领导—成员交换在授权型领导与员工任务绩效非线性关系中的作用。

特质调节焦点（Chronic Regulatory Focus）是一种长期个性倾向，反映了员工趋利避害的动机。不同员工个体可能具备不同特质，员工特质上的区别直接决定着个体在认知和行为模式上表现出差异。学者们发现员工特质方面的差异直接影响其对于伦理型领导、变革型领导等积极领导的反应［15，16］。因此，本研究探究授权型领导与任务绩效之间关系是否也受到特质调节焦点的影响。

二、理论基础和研究假设

（一）授权型领导与任务绩效

学者们对于授权型领导积极效应研究主要从两方面开展：一是结构授权视角，强调（2020）领导与员工之间分享权力和责任的过程。Arnold（2000）［17］等发现领导通过鼓励员工表达观点、赋予员工参与决策权力和鼓励团队自主管理等方法实施相关授权行为。二是心理授权视角，强调员工对领导授权的主观感知和评价。Spreitzer（1995）［18］等基于心理授权视角提出授权行为包括工作意义、胜任力、自主性和影响力四个维度。整理近五年文献发现，结构授权和心理授权视角的发展呈现不断整合趋势，既强调授予权力和分配工作责任，也强调提高员工心理认知，激发员工心理动机［19］。本研究采用Vecchio（2010）［20］对授权型领导的界定，即授权型领导指鼓励员工形成自我管理、自我控制并开展自我行动的领导行为。以往研究发现授权型领导不同维度作用效果与机制存在一定差异［21］，Vecchio界定的单维度授权型领导强调权力分享，更符合本研究需要。

“过犹不及”效应是指那些通常被视作“积极”的变量（诸如领导、个体特征、工作情境等），其积极作用具有临界点，到达临界点时，积极变量和因变量的正向关系中止，产生非期望结果［22］。授权型领导虽然已经证实对下属、团队和组织具有重要作用［23］，但本研究认为授权型领导作为积极领导同样具有“过犹不及”效应。当授权型领导从低水平增加至中等水平时，员工通过授权得到工作自主权，提高自我决定感和工作投入。员工有了更多独自解决问题的机会，意识到自己要对工作后果负责，提高了责任意识，工作动力被激发。但随着授权程度进一步增加，过高的授权型领导水平会从三方面降低员工任务绩效：①领导授权在赋予员工自主性和参与决策权力的同时，也会造成工作内容多样化和复杂化，消耗员工大量心理资源，分散员工完成任务绩效的精力［24］；②领导授权赋予员工更多角色要求，需要承担超出原有工作角色的义务，造成员工的角色冲突、模糊和超载［25］；③员工会对领导授权行为进行预期［26］，当领导授权行为与员工对授权的预期不同时，会降低员工内在动机，引发进一步的负面态度和行为。Lee（2016）［9］从动机视角和关系视角证明了授权型领导与任务绩效呈倒U 型关系。Cheong（2016）［27］等认为在领导授权过程中，赋能过程和负担过程是并存的，在承认授权型领导积极作用的同时，过高授权会加重下属工作负担，产生负面作用。基于此，本研究提出假设1。

H1：授权型领导与任务绩效呈倒U型关系。

（二）领导—成员交换的中介作用

基于社会交换理论和角色理论，Graen（1984）［28］等学者提出了领导—成员交换的概念。授权型领导对员工任务绩效的影响体现了社会交换中“互惠”原则，高授权型领导注重员工个性化发展，赋予其一定权力参与重要决策，提高员工工作参与度和投入度。员工与领导频繁且深入的工作交流使员工产生领导将自己当作“圈内人”的认知，这是高质量交换关系的体现。领导和员工会因为高质量领导—成员交换互相提供重要的有形或无形资源，员工有足够的自信完成额外工作任务。而授权水平较低情况下，领导几乎不会向下属提供额外工作资源，员工对于与领导交换期望和义务感会比较弱，因此低水平领导—成员交换下的员工更多是完成自己义务范围内的工作。以往研究也证实了授权型领导促进了领导与员工情感交流，满足员工工作期望，领导—成员交换关系质量也越高［29］。因此提出假设2a。

H2a：授权型领导正向影响领导—成员交换。

过高的领导—成员交换关系不利于工作绩效进一步提升，反而会带来消极影响。一方面，从“圈内人”和“圈外人”的人际关系来看，角色理论认为：员工在承担特定角色时需要完成他人对其角色的期待与要求。Chen（2005）［30］等发现在内部相对独立团队中，员工工作绩效不仅与自己本身能力相关，也与其在团队中承担的角色定位有关。在具有关系文化的团队背景中，授权领导会根据交换关系质量差异和团队员工主动性差异对不同员工给予不同程度授权［31］。在高授权环境下，领导普遍信任作为“圈内人”的员工，“圈内人”需要承担更多领导赋予的责任与权力，普遍更加自信，更相信自己解决问题的能力。“圈内人”会认为“圈外人”同事应具备同样能力完成工作，造成对“圈外人”能力认知偏差。一旦同事之间任务效率出现偏差，为了完成自己的工作可能需要挑战“圈外人”工作方式，引发员工之间的角色冲突，从而影响工作绩效。Mills 和Ungson（2003）［32］证实了授权型领导会对员工的人际关系造成负面影响。而当冲突产生时，高授权型领导放手让双方自己去处理冲突，可能会被员工视为对自身责任的推卸［33］。即使想要亲自处理和解决冲突，过高授权型领导也缺乏足够的公信力和权威来解决相关冲突。

另一方面，从“圈内人”自身内部工作角色来说，在工作场所中，领导作为员工获取工作信息的重要来源之一，其与员工角色互动影响着员工对工作特征的感知。过高的领导—成员交换会导致领导希望作为“圈内人”的员工有更好工作表现，提升了领导对员工承担更多工作角色的要求，基于社会交换的“互惠”原则［34］，员工在努力承担高强度工作任务和责任的同时，也会因额外工作需求增加员工工作压力［35］，容易因角色超载过度损耗心理资源，导致高情绪枯竭和低工作满意度。作为领导“意中人”的员工在受益工作资源的同时也要付出身心受累的代价［36］。根据资源保护理论［37］，感受到工作紧张的员工会探究资源损失原因并尽力寻找减少资源损失的办法。对员工过度授权会使员工更集中于进一步构建与领导的关系，并充分利用与授权型领导的关系纽带来减少自身工作负担而不是提升自身的绩效。因此，领导过高期待引发员工工作紧张会降低员工的工作绩效［38］。故提出假设2b、2c。

H2b：领导—成员交换与任务绩效存在倒U 型关系；

H2c：领导—成员交换在授权型领导与任务绩效的倒U型关系中起到中介作用。

（三）特质调节焦点的调节作用

授权的有效性具有显著情境依赖性，需要在特定边界条件下才能实现［39］。员工对领导信息接收、处理和反馈会影响领导与成员之间的契合，影响授权型领导的有效性。彭坚（2016）［40］等基于内隐追随视角发现员工作为领导的追随者，若员工追随特质与领导追随原型相契合，领导授权程度更高。Ahearne等（2005）［41］将员工个人特质作为领导有效性的边界条件，并发现员工只有具备对领导授权认同时，才会对授权有较为积极的认知，领导授权行为才能有良好效果。Higgins（2001）提出的调节焦点理论［42］认为，员工在实现目标过程中具有两种不同动机倾向，即促进焦点和防御焦点，前者更关注成长需求，强调追求理想目标，倾向于情感判断，容易产生多样化想法和创造力；后者更关注安全需求，强调追求责任目标，倾向于理性判断，容易以更高准确率和更高质量完成任务。员工调节焦点差异会影响其对授权型领导所传递信息的处理和反馈，一方面，当授权型领导从低水平增加至中等水平时，员工对授权期望较低，更倾向于只完成自己份内工作任务。具有高防御焦点的员工，更注重遵守工作相关规则，安全稳妥地完成份内任务。对高防御焦点员工来说，在低授权水平情境下相比促进焦点员工往往更能发挥积极效应，提高任务绩效。另一方面，当授权型领导从中等水平增加至高等水平时，具有高促进焦点员工更关注成功和成就，能将领导参与高授权行为视为自我学习和提升的情境，更愿意分享信息和知识，增加与领导沟通与反馈。领导与员工之间的信息能形成对称，有效减少知识管理成本。此外高促进焦点员工会更积极地运用领导授权提升自我，能面对更高强度工作压力，完成相应挑战性工作。对具有高促进焦点员工来说，在高授权水平情境下相比防御焦点员工往往更能发挥积极效应，提高任务绩效。

促进和防御焦点强调对客观事物看法的不同侧重［43］，因此员工可能同时存在高促进和高防御焦点，也可能同时存在低促进和低防御焦点。本质上来说两者之间并非“水火不容”的独立关系。本研究认为，当员工同时拥有高促进和高防御焦点水平时，更能与授权型领导所传递的信息框架形成调节匹配。因此，提出假设3。

H3：员工特质调节焦点正向调节授权型领导与任务绩效之间的“倒U型”关系。

综上所述，本研究的理论模型如图1所示。

图1 研究假设模型

三、研究设计与研究方法

（一）调查程序和样本结构

研究采用线上问卷星调查与线下走访企业发放纸质问卷相结合的方式进行，选取长三角地区高科技企业员工为调查对象，共发放调查问卷435份，回收问卷412份。剔除部分作答规律性较强的问卷后，获得有效问卷343 份，有效回收率为78.9%。调查样本描述性统计结果见表1所列。

表1 样本描述性统计

（二）测量工具

研究的四个潜变量分别为授权型领导、领导—成员交换、员工任务绩效和员工特质调节焦点。在设计问卷时参考国内外相关成熟量表，对问卷进行了适当调整，使之更加契合中国情境。问卷采用李克特七级量表进行打分，“1-7”表示“非常不同意-非常同意”。

（1）授权型领导。借鉴Vecchio［20］的研究，采用10个题项的量表测量，示例问题如“领导鼓励我在没有监管情况下寻找解决方案”。Cronbach'sα值为0.912。

（2）任务绩效。借鉴William 和Anderson（1991）［44］等的研究，采用7 个题项的量表测量，示例问题如“该员工可以圆满地完成单位分配的任务”。Cronbach'sα值为0.842。

（3）领导—成员交换。借鉴Graen（1984）［28］等的研究，采用7个题项的量表测量，示例问题如“我知道我的主管对我工作表现满意程度”。Cronbach'sα值为0.913。

（4）调节焦点。借鉴Lockwood（2002）［43］等的研究，特质调节焦点分为促进型和防御型特质焦点两个维度。促进型焦点的示例问题如“我经常思考如何实现自己的理想与愿望”，防御型焦点的示例问题如“我总是注意防止不好的事情发生”。考虑到两种调节焦点的共存性，本研究取两变量的平均值乘积测量特质调节焦点。促进型焦点的Cronbach'sα值为0.716，防御型焦点的Cronbach'sα值为0.824。

（5）控制变量。为了排除个体和组织特征对研究的影响，客观揭示授权型领导与员工任务绩效的影响机制，本研究选取性别、单位性质等个体和组织层面的变量作为控制变量，此外考虑领导共事时间可能会影响领导—成员交换质量，本研究也将领导共事时间作为控制变量。

（三）信度和效度检验

首先，研究使用SPSS20.0 软件进行信度检验，授权型领导等四个潜变量的Cronbach'sα系数均在0.70以上，说明量表信度较好；其次，对授权型领导等四个潜变量做探索性因子分析来检验量表的结构效度，整体量表的KMO 值为0.884，说明总体量表有较好结构效度；最后，使用AMOS22.0 软件对授权型领导等四个潜变量进行验证性因子分析来检验量表的区别效度。检验结果见表2所列，四因素模型相比其他三个嵌套模型拟合度更好，说明总体量表有良好的区别效度。

表2 各变量结构效度和区分效度检验

（四）同源方差检验

共同方法偏差广泛存在于管理学领域的研究，本研究使用问卷调查法进行实证检验，可能会存在共同方法偏差从而影响研究结果的准确性。因此，通过Harman单因素法检验样本数据是否存在共同方法偏差。通过主成分分析法，将授权型领导、领导—成员交换、员工特质调节焦点和员工任务绩效四个潜变量所有题项在未旋转的情况下进行探索性因子分析。数据结果表明：未旋转的主成分分析共有9 个因子的特征根大于1，而且第一主成分解释总方差为24.194%，低于40%的水平，证明本研究共同方法偏差问题不严重。

四、数据分析与结果

（一）描述性统计与相关分析

研究使用SPSS22.0软件分析了授权型领导、领导—成员交换、特质调节焦点和员工任务绩效四个变量的相关性程度，结果见表3 所列，表中四个变量之间均存在显著正相关关系。这些相关系数的结果为本研究假设提供了初步支持。

表3 描述性统计和相关分析

（二）假设检验的回归分析

（1）主效应检验。首先检验授权型领导对任务绩效是否具有“倒U型”影响关系，本研究对授权型领导这一变量进行去中心化处理，以减少模型中主效应的非线性路径可能存在的多重共线性。研究根据Aiken 和West 建议的曲线效应检验步骤进行层级回归分析，结果见表4所列。模型2和模型3发现授权型领导一次项对任务绩效具有正向影响（β＝0.280，p＜0.001），授权型领导平方项对任务绩效具有负向影响（β＝-0.218，p＜0.001），说明授权型领导与任务绩效存在“倒U型”关系，H1得到验证。

（2）中介效应检验。根据模型8，授权型领导正向影响领导—成员交换（β＝0.375，p＜0.001），H2a得到支持。根据模型5，领导—成员交换2与任务绩效显著负相关（β＝-0.122，p＜0.001），H2b 得到支持。在模型3基础上，引入中介变量领导—成员交换、领导—成员交换2构建模型8，发现领导—成员交换（β＝0.105，p＜0.05）、领导—成员交换2（β＝-0.057，p＜0.05）分别对任务绩效产生正向和负向影响，因此H2c得到支持。领导—成员交换的中介作用得到了初步验证。授权型领导、领导—成员交换对任务绩效的倒U型作用如图2和图3所示。

表4 主效应和中介效应结果项目EL EL2 LMX LMX2性别年龄学历单位性质工作年限公司职位领导共事时间部门R2 ΔR2 F任务绩效模型1 β 0.109 0.222 0.301**-0.070-0.142-0.034 0.053-0.033 0.036 0.015 1.728模型2 β 0.380***0.033 0.218 0.190-0.076-0.215***0.010 0.084-0.037 0.251 0.232 13.360***模型3 β 0.280***-0.218***-0.004 0.115 0.173-0.046-0.140*-0.074 0.105*-0.012 0.393 0.376 22.885***模型4 β 0.313***0.068 0.081 0.197-0.093-0.066 0.010 0.072-0.015 0.180 0.159 8.747***模型5 β 0.266***-0.122***0.046 0.064 0.267**-0.097-0.047-0.013 0.072-0.006 0.231 0.210 10.641***模型6 β 0.204***-0.201***0.105*-0.057*-0.011 0.059 0.190*-0.058-0.090-0.070 0.104 0.006 0.416 0.396 20.490***领导—成员交换模型7 β 0.074 0.259**0.190*0.042-0.139**-0.081*-0.036-0.029 0.074 0.053 3.628**模型8 β 0.375***0.030 0.256***0.081 0.037-0.212***-0.037-0.005-0.035 0.472 0.458 35.600***

图2 授权型领导对任务绩效的倒U型作用

H1证实了授权型领导与员工任务绩效之间存在倒U 型曲线关系，Baron 和Kenny 所提出的传统中介效应检验主要是研究变量之间的线性关系，因此无法完全验证本研究的中介效应假设。根据Stolzenberg（1980）［45］提出的理论，当自变量（X）通过中介变量（M）作用于因变量（Y）的路径中存在非线性关系时，由于X变化导致M变化所引起Y的间接变化率用θ表示公式如下：

Hayes 和Preacher（2010）［46］将间接变化率θ定义为瞬时间接效应（Instantaneous Indirect Effect），通过给自变量X赋予特定值x来计算θ，并利用Bootstrap 法来检验特定值x的瞬时中介效应，结果见表5所列。以1 000次的Bootstrap 重复抽样次数为例，当授权型领导从均值-1×标准差增加到均值（从4.746 8 到5.529 7）时，瞬时中介效应值从0.285 4 减弱到0.246 9，其对应的95%置信区间不包括0，说明领导—成员交换瞬时中介效应显著；当授权型领导从均值增加到均值+1×标准差（5.529 7 到6.312 7）时，瞬时中介效应从0.246 9 减弱到0.208 4，对应的95%置信区间也不包括0。由此可见，随着授权型领导水平的提高，领导—成员交换的瞬时中介效应逐渐减弱，假设H2 得到部分支持。

图3 领导—成员交换对任务绩效的倒U型作用

（3）调节效应检验。检验特质调节焦点的调节效应，将授权型领导和特质调节焦点两个变量进行去中心化处理，将授权型领导的一次交互项和平方交互项纳入回归模型，层级回归结果见表6 所列：模型4 相较模型3 增加了特质调节焦点，证实了特质调节焦点与任务绩效两者间存在正向作用关系（β＝0.083，p＜0.05）。模型5 相较模型4 上加入特质调节焦点与授权型领导及其平方项的交互项后，授权型领导平方项x特质调节焦点的回归系数显著（β＝0.080，p＜0.001），H3得到支持。

表5 瞬时中介效应检验

表6 调节效应结果

为进一步解释特质调节焦点的调节作用，将特质调节焦点小于其均值-1×标准差的样本分为低关系组，高于均值+1×标准差样本分为高关系组。结果显示特质调节焦点正向调节授权型领导对任务绩效的“倒U型”关系。如图4所示，对于低特质调节焦点员工，授权型领导与任务绩效呈倒U型关系；对于高特质调节焦点员工，任务绩效随着授权型领导的提高有所提升，但整体上变化不大。可见，随着特质调节焦点水平提高，授权型领导对任务绩效的“倒U 型”影响减弱，即减弱了过度授权型领导对任务绩效的消极效应，使“过犹不及”效应的临界点在更高授权型领导水平上。实证检验也证明具备高特质调节焦点员工能加强授权型领导对任务绩效的正向积极作用，H3 得到进一步验证。

图4 调节焦点在授权型领导与任务绩效两者间的调节效应

五、结论与讨论

（一）研究结论

本研究以长三角高科技企业员工为样本，考察了授权型领导对员工任务绩效的“过犹不及”效应和影响机制。研究结果表明：授权型领导与员工任务绩效倒U 型关系显著，领导—成员交换在两者倒U 关系中起到部分中介作用，特质调节焦点正向调节授权型领导与任务绩效之间的倒U 型关系。

（二）理论意义

首先，证实了授权型领导对员工任务绩效的“过犹不及”效应，验证并丰富了Pierce 和Aguinis（2013）［47］提出“过犹不及”效应的研究。研究结论证实了授权型领导对员工的影响不是“多多益善”，当授权型领导从低水平到达中等水平时，员工任务绩效随着授权程度的增加而提高；当授权型领导从中等水平升到高水平时，员工任务绩效反而有所下降。研究结论拓展了研究者对授权型领导与任务绩效两者关系的认知范围，有助于研究者更全面地评估授权型领导的作用，丰富了领导有效性的研究。

其次，验证了领导—成员交换对任务绩效具有倒U 型关系，并从关系质量视角证实了领导—成员交换在授权型领导与员工任务绩效之间的中介作用，理论上厘清了三者之间的关系。证实了过高领导—成员交换的负面作用会给员工带来“内忧”和“外患”两方面影响。“内忧”是过高的授权型领导和领导—成员交换会激发员工“亏欠感”，而这一情感认知使得员工需要承受领导过高的期望而消耗大量心理和关系资源，员工会评估从事积极行为成本远大于收益。因此员工会主动抑制角色外行为，造成工作绩效下滑。“外患”是过高的领导—成员交换会引发“圈内人”和“圈外人”角色关系冲突，造成两者之间人际关系紧张，从而导致员工重处理关系而轻工作绩效的负面影响。研究结论丰富了领导—成员交换负面作用的影响机制。

最后，验证了特质调节焦点的正向调节作用，挖掘了授权型领导消极效应的边界条件，证实了授权型领导不是“放之四海而皆准”，授权型领导的有效性会受个体特质认知的影响。特质调节焦点缓和了授权型领导与任务绩效的“倒U 型”关系，能削弱过度授权型领导对任务绩效的消极效应。随着员工特质调节焦点水平降低，授权型领导对员工任务绩效的积极作用减弱，当员工特质调节焦点水平提高时，授权型领导对员工任务绩效的倒U 型转为逐渐增强的正向作用。本研究发现具有高促进和高防御焦点的员工相比其他员工能够更有效地发挥授权型领导的有效性，说明促进和防御焦点的影响是可以共存且各有侧重的。从矛盾视角丰富了调节焦点对领导力的作用机制研究。

（三）管理启示

研究发现过度授权会形成“过犹不及”效应从而影响员工工作质量和效率，因此授权型领导需要正视自己工作预期，对授权进程及时控制和调整，掌握好授权尺度，做到适时、适量、适度授权，从而实现授权效用最大化。

适时授权是领导者对员工授权要与员工的疲劳感相适应。本研究从关系视角发现，授权型领导对“圈内人”过度信任会产生对员工过度授权问题［48］。对“圈内人”员工授权一方面能增加员工的兴奋感，另一方面员工压力也随之而至。授权时间越长，员工工作负担过重，员工疲劳感也会更明显，影响员工工作效率。因此领导者需要适时授权来解决员工的“内忧”。适时授权要求：①领导在授权时与“圈内人”建立良好关系的同时还需要客观评估员工工作能力；②领导者要把握好员工兴奋感与疲劳感之间的尺度，一旦员工疲劳感超出应有范围时，领导应及时停止授权。

适量授权是领导者对员工授权要与员工承担的角色相吻合。除了对“圈内人”授权要足够重视以外，领导者应该平衡好“圈内人”与“圈外人”之间的授权差异程度，如果授权程度差异过大，容易引发两者角色定位冲突，造成人际关系恶化。因此领导者需要适量授权来解决员工的“外患”。领导者在授权的同时也必须执行好控制职能，时刻保持在组织活动中的公信力和权威。领导需要做好相应权责分配，使得员工对绩效的评价标准和权责范围有更清晰的了解。

适度授权是领导者对员工授权要与员工的能力和性格相匹配。本研究通过探索员工特质调节焦点这一认知特质的调节作用，证实了员工对领导的认知对领导授权有效性产生一定影响。领导应该与被授权员工及时沟通，解决上下级信息不对称问题，使员工对授权认知能有更清晰的认识，符合员工工作需要。因此适度授权要求：①对于关注成长需求的高促进焦点员工来说，他们能更主动地获取相关知识和信息，也更愿意将信息分享出去。因此领导对他们的授权程度要尽可能高，满足其能力和动机需求。②对于关注安全需求的高防御焦点员工来说，他们更关注履行好自身工作责任，强调将工作任务有条不紊地完成。过多授权会使员工形成工作内压力，形成阻碍型压力源。因此领导应根据高防御焦点员工的工作状态和工作要求，适当授予权力。

（四）研究局限和展望

尽管本研究得到了一些有关授权型领导与员工任务绩效“过犹不及”效应影响机制的启发性结论，但仍存在一定研究局限：①本研究局限在横截面设计，无法完全排除存在共同方法偏差，未来可以采用纵向研究，更深入地探索变量之间的因果关系；②本研究探讨了个体特质调节焦点这一个体特质对授权型领导的影响，未来可从资源视角（组织支持）、角色视角（工作任务特征）等探索授权型领导消极效应的其他边界条件；③本研究探索领导—成员交换这一作用机制时采用了单维度量表，未来可以从中国情境出发，探讨领导—成员交换的多个维度［49］分别在授权型领导与任务绩效之间的中介作用。