领导授权赋能对员工工作投入的影响路径研究

史 青,郝婷婷,张国风

(新疆财经大学 工商管理学院,新疆 乌鲁木齐 830012)

伴随着数字科技的快速发展,运用互联网技术进行数字化转型是企业的大势所趋[1]。数字经济带来的技术和市场的动荡导致外部环境不稳定,企业在激烈的竞争环境中求生求兴则需要进行变革,尤其是疫情的影响使得企业更多采取远程居家办公形式,未来员工工作方式和管理模式的转变是促进企业变革的客观。信息化时代,企业的组织结构趋向于扁平化,企业与员工的关系由高约束模式逐渐转向宽松,但内在联系实则变得更加紧密,因此,如何有效激发员工自主自发的工作态度是企业面临的现实问题。

研究证明领导行为能够有效影响员工工作投入,如领导变革担当行为、领导者信息共享行为、服务型与变革型领导行为等。同样,领导授权赋能行为作为一种组织支持行为能否以及怎样对员工的工作投入产生影响目前尚不清楚。领导授权赋能行为是通过将权力下放给下属并为其提供实施保证的一组管理行为[2],王辉等[3]基于中国企业情境下总结出此行为包括个人发展支持、过程控制、权力委任、结果和目标控制、参与决策和工作指导,这种行为能够激发员工的内在动机,给员工和组织带来益处。以往相关研究大多基于社会交换、社会认知、资源保存、自我决定等理论基础,将领导授权赋能行为视为一种积极因素[4],能够激发员工做出创新绩效[5]、建言行为[6]、创新行为[7]等利组织行为,对企业留住人才、提高竞争力及保持竞争优势有重要作用。学者们普遍认为可以通过工作要求-资源模型(Job Demands-Resources Model,JD-R)来解释个体工作投入的产生。因此,本研究试图通过JD-R模型探讨领导授权赋能行为与员工工作投入之间的作用机制。领导授权赋能行为从“授权+赋能”两方面向员工提供资源,同时也带来了更多工作要求。此行为不仅让员工承担了更多责任,而且提高了下属内在工作动机进而增强工作积极性,即便面对挑战性压力,员工也会激发更多热情投入工作。随着JD-R模型的不断扩展,工作资源拓展到了个体资源,其中自我效能感、心理所有权、心理资本等心理资源受到较多关注。已有研究表明心理所有权[8]、心理资本[9]等心理资源在工作资源对工作投入的影响过程中扮演中介角色,但在JD-R模型中忽视了工作使命感在此过程中的作用。工作使命感是心理资源的一种具体表现形式,体现为对工作的高度个人化和主观的心理感受[10],相较于其他心理资源具有精神层面的驱动,能够促进个体做出更积极的工作表现。领导授权赋能行为提供员工资源,驱动员工责任感、归属感及价值导向的产生,激发了工作动机和成就动机,进而有效预测个体的工作投入。据此推断,工作使命感可能在领导授权赋能行为与工作投入之间起中介作用。JD-R模型将视角也拓展到了家庭因素,大量研究表明个体的家庭和工作是不可分割、相互影响的两个领域,来自家庭领域的支持越多,个体越乐于做出积极的工作表现[11]。已有研究指出,家庭领域支持高的员工认为许多因家庭事务造成的顾虑可以及时消除,从而会在工作时更加的专注和有活力[12]。有关工作-家庭增益的研究主要集中于前因变量和结果变量的讨论[13],忽视了其作为一种边界机制的作用。

鉴于此,本研究基于JD-R模型整合视角和工作-家庭增益理论探讨领导授权赋能行为与员工工作投入之间的作用机制及边界条件。通过对理论模型的构建和验证,为企业管理变革提出有价值的参考建议。

一、理论与假设

1.领导授权赋能行为与工作投入

JD-R模型最初是用以研究职业倦怠,随着人们对工作投入作为职业倦怠对立面的广泛关注,被用来研究其有效性。JD-R模型表明,工作场所中所有的工作要素都可以归类为工作要求和工作资源[14]。工作要求是指对员工的身体和心理提出要求并消耗自身资源的工作因素,如时间压力、角色冲突等。工作资源是指工作中能够为员工提供支持和帮助,致力于员工完成工作目标的因素,如自主性、绩效反馈等[15]。经研究不断深入,Broeck[16]发现工作要求分为工作挑战和工作阻碍,工作挑战也能够促进工作投入。该模型存在三个核心假设,假设一为工作会产生损耗和增益两条路径,称为双路径假设;假设二为高工作要求消耗员工的精力,工作资源可以弥补这种损耗,称为缓冲假设;假设三为工作资源具有激励作用,在高工作要求下更能提升员工的工作效率和内在动机,高工作要求会促进员工充分利用工作资源实现工作目标[17]。

工作投入是员工工作中的情感-认知性动机状态的整体反映,表现出“一种积极的、充实的、与工作有关的心理状态”,特征是活力、奉献和专注[18]。根据JD-R模型,领导授权赋能中的参与决策、工作自主性、分享信息、职业机会等正是对应组织中的工作资源。领导授权赋能行为作为一种支持型领导行为,意味着领导对员工能力的认可,促进员工的组织承诺[2],员工更乐于奉献投入到工作中从而提升工作绩效。在中国情境下的研究发现,领导授权和参与决策是领导授权赋能行为的核心部分[3]。领导愿意权力下放,给予指导,员工感知到领导的信任,提高了义务感和心理需求满足,进而增强员工工作动机[19]。已有研究表明,领导授权赋能行为通过提升员工的心理授权进而诱发员工嵌入[20]。此外,被授权赋能后的员工拥有更大的决策自主权,这种自主性在高度参与的工作中起着关键作用,认为自己的工作受到重视,增强了自尊,因而会激发更多的激情并且不断努力,全身心投入工作。

领导者在授权过程中为了更好地赋能而尊重员工的独立性和自主性[21],主动与员工交流和知识分享,指引方向和纠错,为员工变革提供机会[22],帮助员工提高目标达成的信念与能力。赋能行为提升员工综合能力,促使员工做出利组织行为,产生增益效应。与此同时,员工认为领导授权过多会给自己带来“负担”[23],被授权后的工作职责增多,由于权力下放程度不同加大了工作难度,员工需要投入更多的精力和责任以完成工作任务。因此,工作给员工带来损耗。根据JD-R模型的假设二,领导授权赋能行为产生的积极影响大于消极影响,高工作资源可以缓冲工作要求带来的损耗,且激发员工更乐于做出主动性行为。根据假设三,员工面对挑战性任务时激发了工作主动性并积极与上级不断交流,当员工对已获得的工作资源有清晰的认识时,这有助于他们实现个人增益,并激励他们以高活力、乐奉献、更专注的状态参与工作[24]。基于此,本研究提出假设:

H1:领导授权赋能行为正向影响员工工作投入。

2.工作使命感的中介作用

使命感界定为“一种源于自身并超越自我的召唤,以一种旨在展现或获得目的感或意义感以及以他人导向的价值观和目标作为激励的主要来源的方式去接近特定生命角色[25]。工作使命感是一种心理构念,表现出对工作的高度个人化且主观的心理知觉与感受[10],可以带给个体意义感[26]。Park等[9]提出,具有积极领导视角的领导者可以直接增强员工的心理资源。责任感作为一种内在召唤能够驱动员工更加积极的践行工作使命,根据JD-R模型可知,领导授权行为在组织内部营造了信任氛围,能够提高员工的责任感[27]。领导的赋能行为可培养员工各方面职业能力,注重发展员工自身优势,培养员工发展自我领导的技能,因而员工将追求个人价值视为工作中的重要部分,体会工作带来意义和快乐,从而增加使命感。因此,领导者给予的工作资源给员工带来工作意义感以及对于组织和自我的认同感,不仅满足了员工的权力需要和成就需要,而且促使员工获得了归属感和责任感,形成一种积极的情绪体验和价值导向,有利于员工使命感的提升。

研究指出,使命感对工作资源和个人资源的动机作用具有强化功能[28]。由JD-R模型可知,当员工的基本心理需求,如自主性、归属感和胜任力得到满足时,就会产生激励过程,并能驱动内在的动力[29]。当员工的潜在动机通过这个过程被激发出来时,他们的工作使命感就会增加,对工作的投入也随之提高。Clinton[30]认为拥有使命感的员工会由内而外发生成一种强烈的激情,深刻地感知工作赋予自我价值的意义感,以饱满热情的态度对待工作并保持活力。高使命感的员工更加适应工作环境,从内心里享受工作并将其视为使命,从而表现出高度的工作投入。基于此,本研究提出假设:

H2:工作使命感在领导授权赋能行为与工作投入之间起中介作用。

3.家庭支持的调节作用

家庭支持是指员工从家庭领域中获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发展[32]。根据工作-家庭增益理论,个体在家庭角色中的经历会对其工作角色带来高绩效和积极影响[33]。家庭支持作为对员工有价值的支持性资源,能为员工提供情感依靠与放松体验,增强他们的幸福感并使他们产生正面的情绪[32]。家庭支持能和个体自我意识产生互动,家庭氛围和家庭背景对个体自我认同、自我调节、自我价值产生重要影响。高家庭支持的员工感知到来自家庭的更多支持,比如良好的家庭沟通氛围、家庭责任减少、配偶的高情绪智力,会保持良好的心态,视角更为积极。随着对工作了解的加深而提高对工作怀有强烈的目标感,增强自我价值感知,对工作产生一种自发的义务感和使命。这种高使命取向的员工往往同时表现出更高的职业决心、敬业度和信心,愿意将大量的精力和热情奉献到工作中。相反,当员工的家庭支持程度低时,家庭资源的减少会分散员工的精力,工作使命感对工作投入的影响则会变弱。基于此,本研究提出假设:

H3:家庭支持在员工工作使命感与工作投入之间起调节作用。高家庭支持的个体工作使命感对其工作投入的影响会比低家庭支持的个体更强烈。

基于以上分析,本研究进一步认为,员工工作使命感在领导授权赋能行为与员工工作投入之间的中介作用可能受到家庭支持的调节影响。具体来说,在高水平的家庭支持下,员工会得到来自家人更多的情感关怀和工具性支持,工作的热情得以提升,与此同时,领导授权赋能行为提供了一种工作支持,对工作使命感产生有效影响。工作、家庭双领域都为员工提供重要的资源,能够激发员工更加积极的情绪,从而促进员工更为积极的工作行为[11]。相反,在低水平的家庭支持下,工作使命感的间接效应较弱。因此,提出一个被调节的中介效应模型的假设。本研究提出假设:

H4:家庭支持正向调节工作使命感在领导授权赋能行为与员工工作投入之间的中介效应。

综上所述,本文依据提出的理论假设构建如下图所示的理论模型。

图1 理论模型

二、研究设计

1.研究样本

由于新冠疫情原因本研究使用网络问卷,将问卷链接通过微信平台发送给正在工作的朋友,通过滚雪球的方式分享问卷扩大样本,在分享之前会询问是否有过线上远程办公的经历,若没有线上办公经历的不被选择成为被试者。采用不记名作答方式进行为期四周的时间来收集问卷,通过问卷星的地理位置分析,样本数据主要来自辽宁、江苏、浙江、安徽、河南,共回收401份问卷,筛除连续填写和提交时间少于140秒的问卷,最终得到333份有效问卷,有效率83.04%。被试者的具体情况见表1。

表1 样本情况

2.测量工具

本研究选用的量表均为国内外成熟且被广泛使用的量表,采用五点Likert量表计分,1-5分别代表为非常不同意-非常同意。

领导授权赋能行为:本文采用国内学者王辉等[3]基于中国情境下开发的本土量表,共24个题项,该量表的Cronbach’s α为0.94。

工作使命感:本文采用Dobrow[26]开发的量表,共12个题项,该量表的Cronbach’s α为0.93。

工作投入:本文采用Schaufeli等[18]开发的三维度量表(UWES量表),共9个题项,该量表的Cronbach’s α为0.86。

家庭支持:本文采用李永鑫、赵娜[31]基于中国情景下开发的本土量表,共10个题项,该量表的Cronbach’s α为0.91。

控制变量:参考领导授权赋能行为和工作投入的以往相关文献,本研究选取了性别、年龄、学历、职位层级、工作年限作为控制变量。

三、数据分析与结果

1.共同方法偏差与区分效度检验

首先,本研究采用 Harman单因素法进行检验,发现第一个因子的累计方差贡献率为28.03%,即解释的变异率为28.03%,低于临界值40%,因此,初步说明共同方法偏差不能解释变量间的大部分变异,不存在严重的共同方法偏差。

其次,利用软件AMOS 23.0进行验证性因子分析,检验领导授权赋能行为、工作使命感、工作投入和家庭支持四者的区分效度。验证性因子分析结果见表2,四因子模型拟合(Χ2/df=1.478,RMSEA=0.038,CFI=0.928,TLI=0.924,IFI=0.928)显著优于其他模型,表明各变量间具有良好的区分效度。

表2 变量间的区分效度

2.描述性统计分析

本研究运用spss23.0软件进行相关分析,各变量均值、标准差和相关系数见表3。由表3结果所示:领导授权赋能行为与工作使命感(r=0.242,p<0.001)、工作投入(r=0.404,p<0.001)之间呈正相关关系;工作使命感与工作投入(r=0.378,p<0.001)之间呈正相关关系;家庭支持与工作使命感(r=0.341,p<0.001)、工作投入(r=0.616,p<0.001)呈正相关关系。这些结果为后续研究提供了基础。

表3 各变量的均值、标准差及相关系数

3.假设检验

本研究使用spss23.0软件进行层次回归分析验证研究假设的成立。具体结果见表4。

表4 回归分析结果

(1)直接效应和中介效应检验。由模型四可知,领导授权赋能行为与员工工作投入呈显著正相关(β=0.419,p<0.001),假设H1得到验证。

由模型二和模型五可知,领导授权赋能行为显著正向影响员工工作使命感(β=0.311,p<0.001),工作使命感显著正向影响员工工作投入(β=0.301,p<0.001)。在模型四的基础上将工作使命感纳入模型中得到模型六,领导授权赋能行为依旧与员工工作投入之间呈正相关(β=0.347,p<0.001),影响系数下降但仍显著,同时工作使命感与工作投入也是呈显著正相关(β=0.233,p<0.001),即工作使命感在领导授权赋能行为与员工工作投入之间具有部分中介作用,因此假设H2得到验证。此外,运用process插件中bootstrap(N=5000)对中介效应进行再次检验。领导授权赋能行为对员工工作投入的间接效应值为0.073,95%CI=[0.030,0.124],不包含0,表明中介效应显著,假设H2进一步得到验证。

(2)调节效应检验。本研究对相关变量进行中心化处理后来准确检验家庭支持的调节效应,结果由表4中模型八所示,员工工作使命感和家庭支持的交互项显著正向影响员工工作投入(β=0.088,p<0.05),故假设H3得到验证。同时,将交互作用表示在图2中,并进行简单斜率检验。当员工的家庭支持倾向高时(+1SD),员工工作使命感对其工作投入的正向作用显著,而当员工的家庭支持倾向低时(-1SD),员工工作使命感对其工作投入的正向作用不显著。由此,假设H3进一步得到验证。

图2 调节效应

(3)有调节的中介效应检验。运用bootstrap(N=5000)检验法验证假设H4,结果见表5:在高水平的家庭支持下,领导授权赋能行为对员工工作投入的间接效应值为0.043,95%CI=[0.004,0.090],不包含0,在低水平的家庭支持下,领导授权赋能行为对员工工作投入的间接效应值为-0.001,95%CI=[-0.035,0.039],包含0,而两者差异的效应值为0.044,95%CI=[0.004,0.086],不包含0,故假设H4得到验证。

表5 被调节的中介效应结果

四、结论与启示

1.研究结论

本研究探讨了领导授权赋能行为与员工工作投入之间的关系,同时验证了其中的内在机制和边界条件。研究结果显示:第一,领导授权赋能行为对员工工作投入具有显著正向影响;第二,工作使命感在领导授权赋能行为与员工工作投入之间发挥部分中介作用;第三,家庭支持正向调节工作使命感与员工工作投入之间的关系;第四,家庭支持正向调节工作使命感在领导授权赋能行为与员工工作投入行为之间的中介效应。

2.理论贡献

本文的理论贡献主要有:第一,基于JD-R模型整合视角验证了领导授权赋能行为对员工工作投入的影响,目前已有研究主要集中在领导授权赋能行为对创造力、建言行为、创新行为、创新绩效的影响这几个方面,丰富了领导授权赋能行为的结果变量。第二,引入工作使命感作为中介变量,将工作使命感作为个体资源引入JD-R模型中,验证了其在领导授权赋能行为与员工工作投入之间的中介作用,确定了领导授权赋能行为与员工工作投入的内在机理。同时验证了领导授权赋能行为对工作使命感的影响,说明领导授权赋能行为是预测工作使命感的重要前因变量,扩充了工作使命感的相关研究变量。第三,以家庭支持作为调节变量验证了家庭因素对工作领域的作用。以往研究中家庭支持主要作为前因变量或者中介变量出现,以探讨员工工作行为或状态如何受家庭领域因素的影响,本文拓展了家庭支持的边界作用,丰富工作-家庭增益相关研究的内容[34-35]。

3.管理建议

(1)管理者应强化授权赋能行为方式的运用。管理者应该改变领导方式,积极采取授权赋能行为。授权并不是一味将权力下放,而应根据员工的个人情况和工作情况合理授权,避免授权过多使员工产生雇员敌意进而不利于做出主动性行为[4]。更重要的是,领导者应积极做出赋能行为,为员工的个人技能、职业发展提供帮助和指导,主动与员工交流分享信息,鼓励员工自我管理、自我领导,增强员工的工作能力与自我价值肯定,进而提升员工的工作状态,以便员工将高工作资源高效转化为工作绩效。

(2)企业应加强组织文化建设,重视精神激励。管理者要注意培养和引导员工的使命感,应定期开展关于工作使命感的培训,帮助员工挖掘和认同自身工作的意义及对于自我、他人和社会的价值所在。通过精神激励改变员工认为工作只是谋生工具的观念,以“授权+赋能”两方面促进员工积极的工作态度,使得员工获得更深层次的满足和愉悦,增强员工对自己所从事工作的使命感。

(3)企业应重视员工家庭支持的重要性,丰富激励制度设计。家庭支持对于员工的工作产生重要影响,对于组织而言,管理者应认识到家庭因素影响力的重要性,通过加大员工家庭对工作的支持来促进员工的工作投入。组织可以制定相关家庭友好性政策等激励措施来增强员工家庭对员工工作的认同。例如,企业应举办“企业家庭日”,让员工家属参观员工真实工作状态,帮助家属更好地认识员工的切实工作内容,加强员工家属对员工的理解;合理安排“联谊活动”“亲子游”等可以改善家庭亲密关系的活动,促进家庭幸福;采取弹性工作制,当家庭出现子女上学、老人护理等问题需要临时请假时,员工可以将工作转移到第二天完成,打破刻板的时间限制,避免因工作原因造成家庭矛盾;评选“最佳家庭奖”“最佳配偶奖”使员工家属在精神上对企业产生归属感,从而支持员工工作;结合员工的实际状况,设立基金帮扶计划以帮助困难家庭,促使员工家属对组织产生更深层次的认可,从而提升员工家属对于员工工作的支持态度,进而影响员工的工作投入。