易 健，關(guān)浩光，楊自偉

(1. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海200433；2.上海市嘉定區(qū)稅務(wù)局，上海201800)

一、前 言

在過去的幾十年里，被Manz等(1989)稱作“超級(jí)領(lǐng)導(dǎo)”的授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)得到了深入研究，有了長足的進(jìn)展(Tekleab等，2008)。作為一種獨(dú)立的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)不僅包括和下屬分享權(quán)力，還包括增加員工的內(nèi)在激勵(lì)。這種領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格還能夠增加下屬的自我效能感、自我控制感，并為下屬創(chuàng)造有權(quán)利控制感的環(huán)境，使下屬在組織中擁有較多的工作自主性及管理過程中的自我導(dǎo)向等(Arnold等，2000)。過去的研究普遍認(rèn)為，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)對下屬工作場所的績效和職業(yè)的成功有積極的影響。如Tung等(2011)的研究發(fā)現(xiàn)，下屬對授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為的感知可以促進(jìn)團(tuán)隊(duì)的知識(shí)分享，提高團(tuán)隊(duì)的凝聚力，進(jìn)而改善團(tuán)隊(duì)的績效；Zhang等(2010)的調(diào)查研究表明，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬的創(chuàng)造力有積極的影響。雖然Zhang等(2012)提出，未來關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)和家庭生活的研究應(yīng)該包括驗(yàn)證授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對家庭生活的影響，但是在現(xiàn)有的研究中，還沒有學(xué)者對此予以充分關(guān)注。關(guān)注授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工家庭生活的影響，一方面可以填補(bǔ)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)研究的一個(gè)理論空白，另一方面對員工工作—家庭的研究也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。隨著女性勞動(dòng)力、單親和雙職工家庭數(shù)量的增加，越來越多的人在工作的同時(shí)還要承擔(dān)諸如撫養(yǎng)子女、照顧老人等家庭責(zé)任，因此工作與家庭的平衡對個(gè)體、組織和社會(huì)都會(huì)產(chǎn)生非常重要的影響(Bond 等，2002)。

家庭是由多個(gè)個(gè)體組成的社會(huì)組織，Poston等(2003)提出用家庭生活質(zhì)量(family quality of life)這個(gè)概念來對家庭成員的生活情況進(jìn)行衡量，以反映家庭成員與家庭環(huán)境的相適應(yīng)程度。根據(jù)Summer等人(2005)開發(fā)的城市家庭生活質(zhì)量量表(beach center family quality of life scales)中對家庭生活質(zhì)量的界定，家庭生活質(zhì)量從家庭互動(dòng)(family interaction)、撫養(yǎng)子女(parenting)、感情健康(emotion well-being)、物質(zhì)福利(physical/material well-being)以及與殘疾相關(guān)的支持(disability related support)五個(gè)方面來反映這種適應(yīng)程度。其中，家庭互動(dòng)又從家庭成員之間的相互支持、公開交流、解決問題和關(guān)心這四個(gè)方面來反映家庭生活的情況，是家庭生活質(zhì)量的重要維度(Summer等，2005)。因此，本研究擬用家庭互動(dòng)來衡量員工家庭生活質(zhì)量。

為了深入認(rèn)識(shí)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工家庭生活質(zhì)量產(chǎn)生影響的過程和潛在機(jī)制，本文在分析授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與員工家庭生活質(zhì)量關(guān)系的基礎(chǔ)上，還將基于工作—家庭增益理論(work-family enrichment theroy)，探索授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)影響員工家庭生活質(zhì)量關(guān)系的中間機(jī)制。工作—家庭增益理論指出，員工從工作場所獲得的資源(例如知識(shí)、觀點(diǎn)、心理資源、社會(huì)資本資源)可以從工作場所轉(zhuǎn)移到家庭場所，提高員工在家庭領(lǐng)域的績效表現(xiàn)。其中，心理資源(例如自我效能、自我尊重)作為一種重要的資源，在員工的工作經(jīng)歷和家庭產(chǎn)出中通常扮演著一個(gè)重要的中介角色。而心理授權(quán)是指下屬對授權(quán)的感知(Spreitzer,1995)，具體包括對工作意義、勝任感、工作自主和工作影響四種工作角色的定位，對這四種工作角色的定位會(huì)轉(zhuǎn)換成心理資源，因此我們認(rèn)為心理授權(quán)是溝通工作和家庭生活的橋梁。本文將探討在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為與員工家庭生活質(zhì)量之間的關(guān)系中，員工的心理授權(quán)所發(fā)揮的中介作用。

同時(shí)，員工在工作與家庭的角色轉(zhuǎn)換過程中，受性別角色社會(huì)化的影響，不同性別的人在處理工作和家庭之間的關(guān)系時(shí)所采用的思維方式也不同(Rothbard，2001)。男性更傾向于采用分割的思維模式，相應(yīng)地，他們在家庭生活中的投入要少于其在工作領(lǐng)域的投入；而女性則主要采用整合的思維方式，相應(yīng)地，她們在家庭領(lǐng)域的投入要多于其在工作領(lǐng)域的投入(Kalleberg等，2000)。因此，在心理授權(quán)影響家庭生活質(zhì)量的過程中，員工性別差異的調(diào)節(jié)作用也是本文的重要研究內(nèi)容。綜上所述，本文將整合授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、心理授權(quán)、家庭生活質(zhì)量和員工性別來探討授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工家庭生活質(zhì)量的影響效果、影響機(jī)制和影響情境，構(gòu)建理論模型(如圖1所示)。

圖1 研究理論模型

二、理論與假設(shè)

(一)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工心理授權(quán)的影響

授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)不是通過權(quán)力或權(quán)威來命令或指導(dǎo)他人，而是通過他們的行為發(fā)展下屬的自我影響能力，使得下屬具備自我控制、自我調(diào)節(jié)、自我管理和自我領(lǐng)導(dǎo)能力。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)不僅是和下屬分享權(quán)力，也包括增加員工內(nèi)在激勵(lì)的行為，具體有：(1)以身作則：表示領(lǐng)導(dǎo)對他自己的工作、對團(tuán)隊(duì)成員的工作負(fù)責(zé)，比如盡可能比團(tuán)隊(duì)成員更努力地工作；(2)鼓勵(lì)參與決策：領(lǐng)導(dǎo)在決策過程中采納團(tuán)隊(duì)成員的建議，鼓勵(lì)團(tuán)隊(duì)成員發(fā)表自己的意見；(3)指導(dǎo)行為：領(lǐng)導(dǎo)關(guān)心團(tuán)隊(duì)成員的培訓(xùn)和個(gè)人發(fā)展，比如領(lǐng)導(dǎo)對提高績效提出建議以及幫助團(tuán)隊(duì)成員形成自我依賴的行為；(4)提供信息：領(lǐng)導(dǎo)為團(tuán)隊(duì)成員提供組織的關(guān)鍵信息，比如組織使命和哲學(xué)等；(5)關(guān)心/互動(dòng)：領(lǐng)導(dǎo)關(guān)心團(tuán)隊(duì)成員的行為，比如領(lǐng)導(dǎo)花費(fèi)一定的時(shí)間精力來滿足員工的需要。

心理授權(quán)是從組織授權(quán)的概念發(fā)展而來，主要從心理學(xué)角度去理解授權(quán)，關(guān)注授權(quán)后員工的心理感知(Spreitzer，1995)。Thomas和Velthouse(1990)從廣義上將心理授權(quán)定義為一個(gè)增強(qiáng)內(nèi)在動(dòng)機(jī)的概念，主要包括反映個(gè)體對其工作角色定位的四種認(rèn)知：(1)工作意義(meaning)：指工作目標(biāo)和目的價(jià)值，主要根據(jù)個(gè)體自己的思想和標(biāo)準(zhǔn)來判斷(Spreitzer，1995)，并涉及工作角色要求與個(gè)體信念、價(jià)值觀和行為的匹配(Hackman等，1980)；(2)勝任感(competence)：又稱為自我效能，指個(gè)體對他自己履行任務(wù)的能力和信念(Gist，1987)，與代理信念、自我掌控或努力績效期望這些概念類似(Bandura，1989)；(3)工作自主(self-determined)：指個(gè)體感覺自己可以選擇開始或調(diào)節(jié)自己的行動(dòng)(Deci等，1989)，反映了個(gè)體在工作行為和工作過程中開始和持續(xù)的自主性，比如決定工作方法、速度和努力程度(Bell等，1989)；(4)工作影響(Impact)：指個(gè)體能夠影響戰(zhàn)略、管理和工作產(chǎn)出的程度(Ashforth，1989)。

授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)對員工的心理授權(quán)產(chǎn)生影響，主要在以下四個(gè)方面：(1)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)傾向于對其下屬的高工作績效和“勝任力”表達(dá)信心；(2)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)幫助下屬了解他們的工作對整個(gè)組織的有效性來增加下屬的“工作意義感”；(3)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)讓下屬自己決定工作的方式(Sims等，1996)，為員工提供自主空間；(4)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)培養(yǎng)下屬參與決策制定(Manz等，1987)，讓下屬感到他們的行為對工作產(chǎn)生影響，從而增加下屬的“工作意義感”。已有研究表明，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)促進(jìn)員工的心理授權(quán)(Gilad等，2011；Zhang等，2010)。如Gilad等(2011)研究發(fā)現(xiàn)，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與下屬心理授權(quán)存在正相關(guān)關(guān)系；Zhang和Bartol(2010)對一家中國IT公司的實(shí)證研究也表明，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬的心理授權(quán)有積極影響?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工心理授權(quán)有正向的影響。

(二)員工心理授權(quán)對員工家庭生活質(zhì)量的影響

根據(jù)工作—家庭增益理論，員工在一個(gè)領(lǐng)域中獲得的資源(如知識(shí)、觀點(diǎn)、心理資源、社會(huì)資本等)會(huì)因?yàn)橘Y源的可轉(zhuǎn)移性，而對另一個(gè)領(lǐng)域的績效產(chǎn)生影響。該理論認(rèn)為，包括積極的自我評(píng)價(jià)(自我效能、自我尊重)和對未來積極的情緒(樂觀、希望)在內(nèi)的心理資源是工作—家庭增益過程的關(guān)鍵因素(Greenhaus等，2006)。具有更多心理資源的員工會(huì)傾向于關(guān)心和考慮他人的需要，因而在家庭中會(huì)關(guān)心家庭成員的需要，為家庭成員提供支持，幫助家庭成員解決問題，與家庭成員進(jìn)行積極的互動(dòng)。家庭互動(dòng)包含了家庭成員之間的相互支持、公開交流、解決問題和關(guān)心等行為指標(biāo)，心理授權(quán)意味著員工對“工作意義”、“勝任感”、“工作自主”和“工作影響”的感知，這些都被Greenhaus等(2006)稱作心理資源，因此心理授權(quán)在很大程度上會(huì)影響到員工的家庭互動(dòng)。被授權(quán)的個(gè)體會(huì)具有更多的心理資源，因而會(huì)對家庭成員表示關(guān)心和體貼，所以心理授權(quán)有助于員工在家庭角色扮演中的績效表現(xiàn)。另外，被授權(quán)的員工也會(huì)鼓勵(lì)家庭成員表達(dá)他們自己的觀點(diǎn)，從而在家庭中形成積極的互動(dòng)。所以，員工在工作中獲得的心理授權(quán)會(huì)因?yàn)橘Y源的可轉(zhuǎn)移性而增加家庭成員之間的互動(dòng)，促進(jìn)員工家庭生活質(zhì)量的提高?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：員工心理授權(quán)對家庭生活質(zhì)量有正向的影響。

(三)心理授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和家庭生活質(zhì)量之間的中介作用

根據(jù)工作—家庭增益理論，工作場所要素對家庭領(lǐng)域產(chǎn)生影響通過資源的轉(zhuǎn)移而實(shí)現(xiàn)，即資源在其中起著中介作用。按照該觀點(diǎn)，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為不是直接影響員工的家庭生活質(zhì)量，而是通過某種資源的中介作用產(chǎn)生。心理授權(quán)作為一種心理資源，是領(lǐng)導(dǎo)行為和員工行為之間很好的中介變量。例如，Zhang等(2010)的研究表明，心理授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和員工創(chuàng)新行為之間起中介作用。所以我們認(rèn)為，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)通過增加員工的心理授權(quán)，使員工獲得更多的心理資源，讓員工更加積極、樂觀，進(jìn)而使其在家庭領(lǐng)域與家庭成員有更多互動(dòng)，從而實(shí)現(xiàn)對家庭生活質(zhì)量改善?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：心理授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和家庭生活質(zhì)量之間起中介作用。

(四)員工性別對心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

過去對性別差異的研究表明，男性和女性在工作—家庭方面存在很大的性別差異。男性會(huì)將更多時(shí)間和精力投入到工作中，當(dāng)工作與家庭的角色發(fā)生沖突時(shí)，家庭責(zé)任會(huì)為工作任務(wù)做出讓步；而女性在此情況下則相反，她們在工作中會(huì)為家庭責(zé)任做出妥協(xié)(Kalleberg和Brett， 2000)。同時(shí)，過去的研究表明，工作—家庭之間的互動(dòng)對女性的影響會(huì)比對男性的影響要大得多。比如Kossek等(1998)的研究表明，工作—家庭的沖突對女性工作、生活滿意度的影響比男性更強(qiáng)；同時(shí)，Pleck(1985)提出女性的工作與家庭之間的關(guān)系要比男性強(qiáng)，因?yàn)槟行员扰愿鼉A向于分割這些角色。受性別角色的社會(huì)化影響，男性和女性在整合和分割工作—家庭方面存在不同思維模式(Rothbard，2001)。Andrews和Bailyn(1993)發(fā)現(xiàn)，65%的男性在處理工作和家庭時(shí)采用的是分割思維模式，而67%的女性采用的是整合思維模式，即女性會(huì)整合工作和家庭兩個(gè)角色，而男性則會(huì)將這兩個(gè)角色區(qū)別看待。根據(jù)工作—家庭增益理論(Greenhaus等，2006)，女性比男性更有可能將在工作場所獲得的資源轉(zhuǎn)移到家庭場所。同時(shí)，Greenhaus等(2006)研究表明，家庭投入會(huì)對工作—家庭增益的過程進(jìn)行調(diào)節(jié)：家庭投入越多，工作—家庭增益越強(qiáng)，反之則越弱。而根據(jù)Kalleberg等人(2000)的研究結(jié)果，女性在家庭投入上明顯比男性多，女性會(huì)投入更多的時(shí)間和精力在家庭上，會(huì)更加積極地將工作場所的資源轉(zhuǎn)移到家庭場所。由此可知，性別會(huì)對工作—家庭增益的過程，即心理授權(quán)與家庭生活質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié)。由此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)4：員工的性別對心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究樣本和取樣程序

本研究選擇四川省成都市一家銀行的員工和其配偶作為研究樣本。這樣選擇是因?yàn)椋恒y行業(yè)從業(yè)人員多，研究結(jié)果具有廣泛的參考價(jià)值；行業(yè)管理水平高，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為在企業(yè)中存在的可能性大；員工大多數(shù)來自雙職工家庭，工作—家庭的平衡對其尤為重要。樣本數(shù)據(jù)收集分三個(gè)階段：第一階段，對300名員工進(jìn)行問卷調(diào)查，收集關(guān)于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為和員工人口統(tǒng)計(jì)學(xué)的信息，收回有效問卷250份；第二階段在兩個(gè)星期后進(jìn)行，從收回的250份問卷的被試者中收集員工之前兩個(gè)星期內(nèi)心理授權(quán)的信息，收回有效問卷200份；第三階段，兩個(gè)星期后再從上一次收回的200份問卷的被試者的配偶處，收集關(guān)于之前兩個(gè)星期內(nèi)家庭生活質(zhì)量和員工配偶人口統(tǒng)計(jì)學(xué)的信息，最終收回193份有效配對問卷，總的問卷有效率為64.3%。在收回的193對有效問卷中，被試員工平均年齡為30.2歲；男性占44%；大學(xué)本科以上學(xué)歷占82.9%；在本企業(yè)的平均工作年限為7.6年。被試員工配偶平均年齡為30.7歲；大學(xué)本科學(xué)歷占82.9%；全職工作占86.5%。

(二)變量的測量

本研究對變量的測量分別采用了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)問卷、心理授權(quán)問卷和家庭生活質(zhì)量問卷。這三個(gè)問卷都采用國外學(xué)者開發(fā)的成熟量表。為確保量表翻譯前后的含義表達(dá)一致，我們先將英文量表翻譯成中文，再將中文量表翻譯成英文，最后再與原英文量表對照并修改完善。問卷的計(jì)分采用Likerts等級(jí)評(píng)分法，1～7分分別代表被測者從“完全不符合”到“完全符合”的不同評(píng)價(jià)。

1.授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)：該量表采用的是Ahearne等(2005)開發(fā)的包含12個(gè)題項(xiàng)的問卷，其中包括增加工作的意義、培養(yǎng)參與決策、對高績效表達(dá)信心和從官僚等級(jí)限制中提供自主性四個(gè)維度，由員工自評(píng)。示例問題如：“我的主管幫助我了解我的個(gè)人目標(biāo)與公司目標(biāo)的關(guān)系”。該量表在本研究中的信度系數(shù)為0.92(大于管理學(xué)研究中常用的0.70)，這表明該量表具有良好的信度。

2.心理授權(quán)：該量表采用的是Spreitzer(1995)開發(fā)的包含12個(gè)題項(xiàng)的量表，包括工作意義、自我效能、工作自主和工作影響四個(gè)維度，由員工自評(píng)。示例問題如：“我的工作對我十分重要”。該量表在本研究中的信度系數(shù)為0.90。

3.家庭生活質(zhì)量：該問卷采用的是Summer等(2005)開發(fā)的城市家庭生活質(zhì)量量表中的家庭互動(dòng)部分，共6個(gè)題項(xiàng)，由員工配偶評(píng)價(jià)。示例問題如：“我的家庭成員喜歡聚在一起”。該量表在本研究中的信度系數(shù)為0.96。

4.員工性別：員工的性別采用的是員工自我報(bào)告的形式在問卷調(diào)查的第一階段獲得。

5.控制變量：本研究分別將員工的年齡、教育程度、在企業(yè)的工作年限作為控制變量，采用員工自我報(bào)告的形式在第一階段的問卷調(diào)查中由員工填寫。

(三)統(tǒng)計(jì)分析

本研究采用SPSS17.0和AMOS17.0軟件分析數(shù)據(jù)。分析內(nèi)容主要包括：通過信度分析、驗(yàn)證性因素分析檢驗(yàn)調(diào)查問卷的信度和效度；進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析；采用層級(jí)回歸分析考察授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、心理授權(quán)與員工的家庭生活質(zhì)量之間的關(guān)系，以及心理授權(quán)的中介作用和員工性別的調(diào)節(jié)作用。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)區(qū)分效度的驗(yàn)證性因子分析

為了檢驗(yàn)關(guān)鍵變量“授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)”、“心理授權(quán)”和“家庭生活質(zhì)量”之間的區(qū)分效度以及各個(gè)測量量表的相應(yīng)測量參數(shù)，本文研究采用AMOS 17.0對關(guān)鍵變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analyses)，在三因子模型、二因子模型、單因子模型和零模型之間進(jìn)行對比。結(jié)果顯示，三因子模型吻合得很好(χ2(394)=887.74,P<0.01;RMSEA=0.08; CFI=0.89)(詳見表1)，表明測量具有較好的區(qū)分效度。雖然包含心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量的二因子模型也具有較好的擬合度，但是根據(jù)我們提出的理論假設(shè)模型，本研究將根據(jù)三因子模型進(jìn)行后續(xù)分析。

表1 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

注：N=193；a在零模型中，所有測量項(xiàng)目之間沒有關(guān)系；b將授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和心理授權(quán)合并為一個(gè)潛在因子；c將心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量合并為一個(gè)潛在因子；d將所有項(xiàng)目歸屬于同一個(gè)潛在因子。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究采用皮爾遜相關(guān)分析法(pearson correlation analysis)對所有的自變量中介變量、調(diào)節(jié)變量、因變量和控制變量進(jìn)行了相關(guān)分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從分析結(jié)果可知，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和員工心理授權(quán)的相關(guān)系數(shù)為0.35，且顯著(P<0.01)，所以授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和心理授權(quán)正相關(guān)；員工心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.36，且顯著(P<0.01)，所以心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量正相關(guān)。結(jié)果與我們的研究假設(shè)在方向上一致，為假設(shè)驗(yàn)證提供了初步證據(jù)。

表2 各主要變量的均值、方差和相關(guān)關(guān)系

注：**P<0.01，*P<0.05。員工的性別為分類變量，其中 “1”表示女性，“2”表示男性；員工和員工配偶的教育程度：“1”表示初中及其以下，“2”表示高中，“3”表示中專，“4”表示本科，“5”表示碩士及以上；員工配偶是否全職工作為分類變量，其中“1”表示全職，“2”表示非全職。

(三)假設(shè)檢驗(yàn)

1.授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工心理授權(quán)影響的檢驗(yàn)。根據(jù)理論分析，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)傾向于通過幫助員工了解工作，讓員工參與決策等行為增加員工的工作意義感和自我效能，因而授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與員工心理授權(quán)正相關(guān)。為驗(yàn)證假設(shè)1，我們將員工的年齡、教育程度和在本企業(yè)工作年限作為控制變量，對中介變量心理授權(quán)進(jìn)行回歸；再以控制變量為基礎(chǔ)，將授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)作為自變量加入，對中介變量心理授權(quán)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表3(模型1、模型2)。從表3可以看出，在排除了控制變量后，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與心理授權(quán)呈正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.37(P<0.01)，而且授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工心理授權(quán)的解釋力度(ΔR2)為14.0%，具有顯著效果。所以，假設(shè)1得到數(shù)據(jù)支持。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)通過對下屬的“勝任力”表示信心，為下屬提供指導(dǎo)和自主決策權(quán)，將使員工在工作中獲得更多的心理授權(quán)。

2.心理授權(quán)對家庭生活質(zhì)量影響的檢驗(yàn)。為驗(yàn)證假設(shè)2，我們將員工的年齡、教育程度和工作年限作為控制變量，對因變量家庭生活質(zhì)量進(jìn)行回歸；再以控制變量為基礎(chǔ)，將員工的心理授權(quán)作為自變量加入，對因變量進(jìn)行回歸。從表3(模型4)可以看出，在排除了控制變量后，員工的心理授權(quán)與家庭生活質(zhì)量呈正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.37(P<0.01)，而且心理授權(quán)對家庭生活質(zhì)量的解釋力度(ΔR2)為13.0%，具有顯著效果。所以，假設(shè)2得到數(shù)據(jù)支持。研究結(jié)果支持了Grrenhaus等(2006)所提出的觀點(diǎn)：工作場所中的資源可以轉(zhuǎn)移到家庭領(lǐng)域并對家庭生活產(chǎn)生影響。同時(shí)，研究結(jié)果也表明，工作—家庭增益理論在中國銀行業(yè)的背景下同樣適用：心理授權(quán)，作為一種資源通過在工作場所和家庭領(lǐng)域之間轉(zhuǎn)移從而對家庭生活(家庭生活質(zhì)量)產(chǎn)生影響。這對未來關(guān)于我國工作—家庭的研究提供了借鑒，同時(shí)也為相關(guān)企業(yè)管理實(shí)踐提供了指導(dǎo)。

表3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

注：**P<0.01，*P<0.05。

3.心理授權(quán)中介作用檢驗(yàn)。為驗(yàn)證假設(shè)3，首先，將第一階段收集到的員工年齡、教育程度和工作年限作為控制變量對因變量家庭生活質(zhì)量進(jìn)行回歸分析；其次，以控制變量為基礎(chǔ)，將授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)作為自變量加入對因變量進(jìn)行回歸分析；最后，以控制變量和自變量為基礎(chǔ)，加入中介變量對因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表3所示(模型3、模型7、模型8)。當(dāng)心理授權(quán)作為中介變量加入時(shí)，自變量授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對家庭生活質(zhì)量的關(guān)系變得不顯著(回歸系數(shù)β值由0.15變?yōu)?.02)，所以心理授權(quán)對授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與家庭生活質(zhì)量之間起完全中介的作用。本文進(jìn)一步運(yùn)用Sobel Test Statistic的方法來檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。研究結(jié)果表明，心理授權(quán)在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)影響家庭生活質(zhì)量的過程中起完全中介作用(Z=3.56,P<0.01)。所以假設(shè)3得到了進(jìn)一步的數(shù)據(jù)支持。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工家庭生活質(zhì)量的影響機(jī)制得以驗(yàn)證，即授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)通過增加員工的心理授權(quán)從而提高了員工的家庭生活質(zhì)量。在這個(gè)過程中心理授權(quán)起著中介和橋梁的作用。同時(shí)，這也為未來工作—家庭的相關(guān)研究提供了新視角(心理視角)。

4.員工性別對員工的心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)。本研究做如下數(shù)據(jù)處理：首先，將第一階段收到的員工的年齡、教育程度和工作年限作為控制變量對因變量(家庭生活質(zhì)量)做回歸分析；其次，以控制變量為基礎(chǔ)，將心理授權(quán)和員工性別作為自變量對因變量進(jìn)行回歸；最后，以控制變量、中介變量和調(diào)節(jié)變量為基礎(chǔ)，加入中介變量(心理授權(quán))和調(diào)節(jié)變量(員工性別)中心化后的交互項(xiàng)對因變量(家庭生活質(zhì)量)做回歸。分析結(jié)果顯示(見表3中的模型6)，交互項(xiàng)與結(jié)果變量之間的回歸系數(shù)不顯著(P> 0.05)。這表明員工的性別在心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量之間的調(diào)節(jié)關(guān)系(假設(shè)4)未獲數(shù)據(jù)支持。

五、結(jié)果與分析

本研究可以證明：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)通過增加員工的工作影響力和工作意義感，提高員工的工作自主性和勝任感來增加員工的心理授權(quán)；同時(shí)，員工會(huì)將在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的工作環(huán)境中所獲得的心理資源(心理授權(quán))轉(zhuǎn)移到家庭場所，增加與家庭成員的互動(dòng)，從而提高家庭生活質(zhì)量。在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工家庭生活質(zhì)量影響過程中，心理授權(quán)起著中介作用。但是，員工的性別在心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用的假設(shè)沒有得到數(shù)據(jù)證明。出現(xiàn)這種結(jié)果的原因可能是：(1)樣本選取的原因。本次研究所選取的樣本是銀行業(yè)的員工，員工的平均年齡30.9歲，80%的員工為“80后”，并且81.9%的員工具有本科及其以上的學(xué)歷。這些年輕且受過高等教育的員工，在關(guān)于工作和家庭問題上的思想認(rèn)識(shí)上趨于一致，同時(shí)這些受過高等教育的女性一般都有自己的職業(yè)追求。(2)思想觀念變化的原因。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步，受到男女平等觀念的沖擊，傳統(tǒng)的性別角色和社會(huì)期待被打破，越來越多的女性有更高的職業(yè)追求，同時(shí)男性也越來越被期待承擔(dān)更多的家庭責(zé)任，夫妻在家庭中的投入也越來越均等。(3)研究方法缺陷的原因。由理論分析可知，工作—家庭分割偏好和家庭投入對工作—家庭增益的過程進(jìn)行調(diào)節(jié)，而性別的差異會(huì)表現(xiàn)為工作—家庭分割偏好和家庭投入的差異，所以本研究用性別代替了這兩個(gè)變量。但是，本研究沒有直接測量工作—家庭分割偏好和家庭投入。某些男性也可能具有低程度的工作—家庭分割偏好和高程度的家庭投入，這就使得員工性別對這一過程的調(diào)節(jié)具有不確定性。所以，未來的研究可以直接將工作—家庭分割偏好或家庭投入作為調(diào)節(jié)變量納入心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量影響的研究。

雖然假設(shè)4沒有得到數(shù)據(jù)驗(yàn)證，但本研究具有如下重要意義：

第一，本文所建立的理論模型將授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、心理授權(quán)、員工性別和家庭生活質(zhì)量有機(jī)地聯(lián)系起來，驗(yàn)證了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對員工家庭生活質(zhì)量的影響效果、影響機(jī)制和影響情景，很好地響應(yīng)了Zhang和Bartol(2010)、Zhang等(2012)提出的未來對授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的研究應(yīng)該擴(kuò)展到工作場所之外的建議，以及Summer等(2005)提出的未來應(yīng)該結(jié)合更多的工作場所因素來研究家庭生活質(zhì)量問題的建議。而研究結(jié)果也證實(shí)了，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為可以顯著地提高員工的家庭生活質(zhì)量。因此，本研究不僅回應(yīng)了相關(guān)學(xué)者的理論提議，也在一定程度上填補(bǔ)了關(guān)于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)影響研究的一個(gè)理論空白。另外，本研究表明，工作—家庭增益這個(gè)來自西方的理論在我國企業(yè)的情景下同樣適用，這為我們理解工作—家庭之間的相互作用提供了理論基礎(chǔ)，為未來關(guān)于我國企業(yè)員工的工作—家庭問題的研究提供了借鑒。

第二，驗(yàn)證了心理授權(quán)的中介作用。工作—家庭的影響機(jī)制一直是學(xué)者們熱衷的問題，它能夠幫助我們更清楚地了解工作—家庭相互作用的中間過程(Greenhaus等，2006)。本研究通過引入心理授權(quán)這個(gè)中介變量，驗(yàn)證了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)不是直接對家庭生活質(zhì)量產(chǎn)生影響，而是通過心理授權(quán)的中介作用來實(shí)現(xiàn)的，從而打開了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對家庭影響機(jī)制的部分“黑箱”，為未來相關(guān)研究提供了重要的理論依據(jù)。根據(jù)工作—家庭增益理論，可轉(zhuǎn)移性的資源(如知識(shí)、觀點(diǎn)、心理資源、社會(huì)資本資源)是溝通工作和家庭領(lǐng)域的橋梁，而本研究表明心理授權(quán)是工作—家庭增益過程中的重要資源，有助于我們理解授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)影響心理授權(quán)的中間機(jī)制，為未來關(guān)于工作—家庭的相關(guān)研究提供了新的視角。

本研究的結(jié)果對組織也具有重要的實(shí)踐意義。當(dāng)越來越多的組織開始關(guān)心員工的家庭生活時(shí)，企業(yè)和管理者都應(yīng)該看到授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)可以通過員工心理授權(quán)的中介作用來提高員工的家庭生活質(zhì)量。從企業(yè)角度，可以通過制度安排來鼓勵(lì)管理者采取授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，將授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為作為考核管理者行為的指標(biāo)，同時(shí)還可以為企業(yè)的管理者提供相應(yīng)的培訓(xùn)來塑造授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。從企業(yè)管理者自身角度，企業(yè)管理者可以通過加強(qiáng)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)行為實(shí)踐來提高員工的家庭生活質(zhì)量。

本研究的局限性與未來的研究方向：首先，研究采用的是員工自我報(bào)告的方式來收集授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和心理授權(quán)的信息，數(shù)據(jù)會(huì)存在同源方差的問題。其次，被試者對于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、心理授權(quán)和家庭生活質(zhì)量的評(píng)價(jià)較為主觀，這會(huì)影響研究結(jié)果的客觀性。再次，研究所選取的樣本是已婚員工及其配偶，這限制了研究結(jié)果的普遍性。未來的研究應(yīng)包括和家庭成員生活在一起的單身員工以及其他家庭結(jié)構(gòu)的被試者。另外，由于資源有限，本研究只收集到成都市某銀行員工及其配偶的193份有效配對數(shù)據(jù)，整體樣本容量較小，使得本研究實(shí)證結(jié)果的一般性意義受到很大局限。因此，后續(xù)研究可用更大的樣本來驗(yàn)證授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對家庭生活質(zhì)量的影響。最后，本研究僅限于對銀行業(yè)的調(diào)查，而銀行業(yè)作為一種典型的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，其工作性質(zhì)是以顧客為導(dǎo)向，這就使得工作本身賦予了員工更大的自主性和更多的決策機(jī)會(huì)(授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的重要維度)。同時(shí)，由于銀行從業(yè)人員個(gè)人素質(zhì)和社會(huì)地位較高，他們知識(shí)、觀點(diǎn)和社會(huì)資本資源等資源(工作—家庭增益過程中的關(guān)鍵要素)也相應(yīng)較高。這也限制了研究結(jié)論的代表性。未來研究應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)樣本多樣性，將傳統(tǒng)制造業(yè)和傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)等各行各業(yè)的數(shù)據(jù)納入研究范圍，以使研究結(jié)論更具普遍性。

[1]Ashforth B E.The experience of powerlessness in organizations[J].Organizational Behavior and Human Decision Processes, 1989, 43(2): 207-242.

[2]Andrews A and Bailyn L. Segmentation and synergy: Two models linking work and family [A]. In Hood J C (ed.), Men, work, and family [C]. Newbury Park, CA: Sage,1993:262-275.

[3]Arnold J A,et al.The empowering leadership questionnaire: The construction and validation of a new scale for measuring leader behaviors [J]. Journal of Organizational Behavior,2000, 21(3): 249-269.

[4]Ahearne M,et al.To empower or not to empower your sales force? An empirical examination of the influence of leadership empowerment behavior on customer satisfaction and performance [J]. Academy of Applied Psychology, 2005, 90(5): 945-955.

[5]Bandura A. Human agency in social cognitive theory [J]. American Psychologist,1989,44(3): 1175-1184.

[6]Bell N E and Staw B M. People as sculptors versus sculpture [M].New York: Cambridge University Press,1989: 35-78.

[7]Bond J T,et al. Highlights of the national study of the changing workforce[M]. New York: Families and Work Institute. 2002: 124-135.

[8]Deci E L and Ryan R M. The support of autonomy and the control of behavior [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1989, 53(6): 1024-1037.

[9]Gist M.Self-efficacy:Implications for organizational behavior and human resource management [J]. Academy of Management Review,1987,12(3):472-485.

[10]Greenhaus J and Powell G.When work and family are allies: a theory of work-family enrichment [J].Academy of Management Review,2006,31(1):72-92.

[11]Gilad C,et al. Motivating and demotivating forces in team: Cross-level influence of empowering leadership and relationship conflict [J]. Journal of Applied Psychology, 2011, 96(3): 541-557.

[12]Hackman J R and Oldman G R.Work redesign [M]. Addison-Wesley: Reading, MA, 1980: 134-167.

[13]Kalleberg A L and Rosenfeld R A. Work in the family and in the labor market:A cross-national, reciprocal analysis [J]. Journal of Marriage and the Family, 1990.52(2): 331-346.

[14]Kossek E E and Ozeki O. Work-family conflict, policies, and the job-life satisfaction relationship: A review and directions for organizational behavior-human resources research[J]. Journal of Applied Psychology, 1998, 83(2): 139-149.

[15]Manz C C and Sims H P.Leading workers to lead themselves: The external leadership of self-managing work teams[J]. Administrative Science Quarterly, 1987, 32(1): 106-129.

[16]Manz C C and Sims H P. Superleadership:Leading others to lead themselves [M]. New York: Prentice Hall, 1989: 67-84.

[17]Poston D,et al. Family quality of life: a qualitative inquiry. Mental Retardation, 2003, 41(5): 313-328.

[18]Rothbard N P. Enriching or depleting? The dynamics of engagement in work and family roles [J]. Administrative Science Quarterly, 2001, 46(4): 655-684.

[19]Spreitzer G M. Psychological empowerment in the workplace: Dimensions, measurement, and validation [J]. Academy of Management Journal, 1995, 38(5):1442-1465.

[20]Sims H P and Manz C C. Company of heroes: Unleashing the power of self-leadership [M]. New York: Wiley, 1996: 137-182.

[21]Summers J A,et al. Conceptualizing and measuring family quality of life [J]. Journal of Intellectual Disability Research, 2005, 49(10): 777-783.

[22]Thomas K W and Velthouse B A. Cognitive elements of empowerment:An interpretive model of intrinsic task motivation [J]. Academy of Management Review, 1990, 15(4): 666-681.

[23]Tekleab A G, et al. Are we on the same page? Effects of empowering and transformation leadership [J]. Journal of Leadership & Studies, 2008, 14(3): 185-201.

[24]Tung H L and Chang Y H. Effects of empowering leadership on performance in management team: Mediating effects of knowledge sharing and team cohesion [J]. Journal of Chinese Human Resource Management, 2011, 2(1): 43-60.

[25]Zhang X M and Bartol K M. Linking empowering leadership and employee creativity: The influence of psychological empowerment, intrinsic motivation, and creative process engagement [J]. Academy Journal of Management, 2010, 53(1): 107-128.

[26]Zhang H,et al. Servant leadership, organizational identification and work-family enrichment:The moderating role of work climate for sharing family concern [J]. Human Resource Management, 2012, 51(5): 747-768.