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(1.西安交通大學 管理教學實驗中心(國家級實驗教學示范中心)，陜西 西安 710049； 2.過程控制與效率工程教育部重點實驗室，陜西 西安 710049； 3.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049)

1 引言

隨著全球經(jīng)濟競爭的加劇，越來越多的企業(yè)采用授權管理實踐，以增強組織的靈活性，提升組織效率[1]。在這一背景下，授權領導也逐漸成為學者們關注的焦點。既有研究從參與型領導、授權賦能領導行為、權力共享等多方面進行了探索[2～4]，雖然關注的焦點不同，但總體而言，研究大致可劃分為兩類，即分別針對實際授權領導行為與心理授權領導行為，其中后者在現(xiàn)有研究中得到了較多的關注，前者得到的關注較少。Amundsen和Martinsen[5]指出授權的核心在于賦予員工自主性與責任，信息是權力的基礎，只有做到信息共享才能實現(xiàn)真正的領導者授權。因此，在實際授權領導行為的研究中，有必要對領導者信息共享行為給予重視。事實上，隨著信息技術的發(fā)展及員工掌握知識的增加，領導者通過信息封鎖與壟斷等途徑來獲得權力，并基于此約束員工行為的做法已不再適宜[6]。員工也越來越需要得到充分的信息來進行自主決策以高效應對復雜多變的組織環(huán)境。然而，現(xiàn)有文獻中有關領導者信息共享行為的研究仍較為缺乏，鑒于此，研究將聚焦于領導者信息共享行為在組織中的影響，彌補這一不足。

本研究聚焦于兩個研究問題：第一，領導者信息共享行為是否影響員工績效，其作用機制是什么？結合工作資源要求模型，信息資源的缺乏不僅導致員工對自己的角色和責任認知不足，而且使員工感到行為失控，決策困難，造成工作壓力與工作倦怠。反之，領導者通過信息共享行為可為員工提供豐富的信息資源正向促進員工工作投入，并進一步帶來更高的員工績效[7]。因此，本研究認為工作投入在領導者信息共享行為與員工績效之間發(fā)揮中介作用。

第二，是否存在邊界條件加強或減弱領導者信息共享行為對員工績效的影響？已有研究指出，授權領導的作用并非總是積極的，授權領導行為可以激勵員工，也可以給員工造成壓力[8]。因此，要發(fā)揮信息共享的積極作用，必須對相應的邊界條件有更清晰的認知。本研究認為，授權過程即是領導者與員工相互合作的過程，根據(jù)領導者員工互動的視角，授權領導有效性的發(fā)揮不僅取決于領導者行為本身，還取決于員工對領導者的態(tài)度[9]。情感信任描述了員工對領導者影響的接受程度，信任程度越高，員工對領導者的正面期待越強，越愿意接受領導者的影響[10]，因此，本研究擬對情感信任在領導者信息共享行為與員工績效間的調(diào)節(jié)作用進行探索，以豐富授權管理實踐的權變研究。

2 理論與假設

2.1 領導者信息共享行為與員工績效

領導者信息共享行為描述了領導者與員工公開分享、討論和溝通重要決策信息的行為[1]。較高的領導者信息共享程度意味著，領導者較多向下屬主動傳達組織使命、目標，向員工解釋相關組織決策等。領導者信息共享行為具有多方面的積極作用。Gao等[11]研究認為領導者信息共享行為能夠營造一種授權的氛圍，使員工更好地了解個人目標與組織目標間的緊密聯(lián)系，激勵員工以一種主人翁的心態(tài)，積極參與到促進組織發(fā)展與進步的行動中來。Chan[12]認為領導者信息共享行為以最為直接的方式向員工陳述了工作環(huán)境的現(xiàn)狀，使員工了解自己與組織間的共生關系，進而更加明確自己的角色和責任，可增強員工的工作自主性與意義感。

如何提升員工績效一直是企業(yè)領導者關注的重要問題之一。員工績效包含兩個方面，任務績效與情境績效，其中任務績效指組織制定的、員工正式職責范圍內(nèi)的任務和要求，而情境績效指員工自愿的、間接促進任務績效達成的工作活動[13]，由于員工工作的復雜性及相互依賴性，僅依據(jù)任務績效來評價員工的表現(xiàn)是不完整的，員工間的互動、合作等不僅能促進人際溝通，還能間接促進任務績效的達成，保證組織良性運轉，因此情境績效同樣不容忽視。員工建言屬于情境績效的一種，指員工主動提出改善組織效率的意見、建議和想法的行為。通過共享與組織相關的信息、建議，員工建言不僅可以改善組織學習，還有助于形成一種開放式的群體討論與信息共享氛圍[11]，間接促進任務績效，并且與領導信息共享行為緊密相關，因此，本研究以員工建言作為情境績效的代表。

通過文獻回顧發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究大多聚焦于授權領導行為對員工情境績效的影響，如OCB、員工建言等[14,15]，較少有研究對領導者信息共享行為與員工任務績效間的關系給予關注。本研究提出領導者信息共享行為對任務績效與員工建言都有促進作用。任務績效指組織規(guī)定的，員工必須完成的工作任務。就領導者信息共享行為與任務績效而言，領導者通過向員工解釋其個人努力如何貢獻于組織目標，可幫助員工了解本職工作如何與組織目標相聯(lián)系，明確自己的角色和責任[16]，提升對工作重要性的認知，從而激勵員工更加努力，帶來更好的任務績效。員工建言則是一種利他的、自愿的角色外行為，該行為顯著受到領導者態(tài)度的影響[4]。領導者信息共享行為的本質(zhì)在于賦予員工自主性與責任感，激勵員工超越本職工作，做出更多的積極行為，主動參與到組織的發(fā)展變革中來，因此，領導者信息共享行為可引導員工承擔更多的責任，帶來更多的員工促進性建言。此外，根據(jù)社會學習理論，當領導者與員工共享信息時，會激發(fā)下屬表現(xiàn)出同樣的信息交換行為[12]，從而有效提升員工建言。多項研究指出，參與型領導與員工建言等角色外行為間顯著正相關[4,12]，該結論在一定程度上也支持了本研究的觀點?；诖?，本研究提出假設：

H1a領導者信息共享行為與任務績效顯著正相關。

H1b領導者信息共享行為與員工建言顯著正相關。

2.2 工作投入的中介作用

Schaufeli等[17]將工作投入定義為一種持久的、充實的、積極的、普遍的情感與認知狀態(tài)，體現(xiàn)了工作中的高能量水平和強烈的工作認同感。Rich等[18]研究表明，當工作投入水平較高時，員工全方位投入工作，與工作建立緊密的情感連接，角色內(nèi)績效顯著提升。此外，工作投入程度較高的員工，會超越本職工作，將更多的角色外行為納入到自己的工作范圍內(nèi)，從而導致更多OCB行為。高水平的工作投入無疑是高績效產(chǎn)出最直接的影響因素，在此，本研究認為領導者信息共享行為發(fā)揮作用的關鍵在于，通過信息共享，改變了員工對工作本身的認知與情感狀態(tài)，使員工全身心投入工作，從而帶來全面的績效提升。

工作資源要求模型指出，工作資源可通過激發(fā)員工內(nèi)在動機，增強員工工作投入，從而帶來更多的積極行為[19]。針對本研究，信息是權力的基礎，是組織中的稀缺資源。信息資源的缺乏不僅導致員工在組織層面上對自己的角色和責任認知不足，而且使員工感到行為失控，工作缺乏自主性，決策困難，抑制工作投入。反之，領導者信息共享行為可通過提供豐富的信息資源正向促進員工工作投入，具體而言：首先，信息的可得性能夠使員工以更為宏觀的視角，認知自己的工作責任，通過了解個人目標如何貢獻于組織目標，增強工作意義感[11]。其次，信息是決策的基礎，當領導者與員工共享信息時，員工對工作的可控性增加，勝任需求及自主需求得到滿足，員工更有動力投入工作[2]。最后，領導者信息共享行為是一種社會資源，代表著領導者對員工的信任、支持，這種支持降低了員工的人際壓力，促使員工將注意力投入工作[12]。因此，領導者信息共享與工作投入正相關。

基于以上論述，本研究認為工作投入在領導者信息共享行為與員工績效間發(fā)揮中介作用。Li和Qi[2]有關權力共享與任務績效間的研究對這一結論提供了一定的支持?；诖?，本研究提出假設：

H2領導者信息共享行為與工作投入顯著正相關。

H3a工作投入在領導者信息共享行為與任務績效間起中介作用。

H3b工作投入在領導者信息共享行為與員工建言間起中介作用。

2.3 情感信任的調(diào)節(jié)效應

信任指員工基于對領導者意圖和行為的積極預期而愿意向領導者暴露自己的弱點并且不擔心被利用的心理狀態(tài)[10]。信任包含認知信任與情感信任，其中認知信任建立在員工對領導者的勝任力與可靠性評價的基礎上，受到領導者的能力、過往績效等因素的影響，而情感信任建立在與領導者的情感互動、對領導者利他性歸因的基礎上，受到與領導者積極互惠體驗及互動頻率的影響[20]。多項研究指出，相比于認知信任，情感信任是一種更深層次的、更為特殊的心理狀態(tài)，一旦形成，便會對員工產(chǎn)生穩(wěn)定、持久的影響[21]。既有研究中，多將領導行為視為員工信任的前因，并基于社會交換的視角，揭示員工信任在領導因素與員工績效間的中介作用[22]。本研究認為，以往的互動經(jīng)驗會導致員工對領導者形成不同程度的情感信任。隨著時間的推移，這種初步的判斷會固化為員工對領導者的穩(wěn)定認知，從而影響后續(xù)領導行為的有效性，因此，本研究聚焦于員工情感信任的調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)領導者員工交互作用的觀點，領導行為的有效性取決于領導者與員工彼此間的良性互動與配合。領導者信息共享行為展現(xiàn)了領導者對員工的信任、支持與肯定，其是否能夠發(fā)揮作用，還取決于員工如何認知與回應領導者的行為與期望[23]。高情感信任的員工，通常對領導者的行為持有積極的認知傾向，相信領導者會為自己的利益考慮，即領導者的信息共享行為被歸因于領導者對自己的信任，對自我能力的肯定和未來發(fā)展的投資。此時，員工更愿意接受領導者的影響，主動承擔領導者賦予的責任，并回報以高水平的工作投入和任務績效，甚至超越正式工作范疇，做出更多的利于自我與組織發(fā)展的建言行為。而當員工對領導者的情感信任程度較低時，員工則會對領導者的行為采用消極的認知傾向，將領導者信息共享行為視為一種壓力，害怕被利用，害怕承擔更多的責任和風險。此時，這種恐懼的心理使得員工不但不接受領導者的影響，甚至對領導行為進行負面歸因，此時領導者信息共享行為對工作投入及員工績效的激勵作用不顯著?；诖耍狙芯刻岢黾僭O：

H4a情感信任在領導者信息共享行為與任務績效間起調(diào)節(jié)作用，即對高情感信任的員工而言，領導者信息共享行為對任務績效的影響作用更強。

H4b情感信任在領導者信息共享行為與員工建言間起調(diào)節(jié)作用，即對高情感信任的員工而言，領導者信息共享行為對員工建言的影響作用更強。

H5情感信任在領導者信息共享行為與工作投入間起調(diào)節(jié)作用，即對高情感信任的員工而言，領導者信息共享行為對工作投入的影響作用更強。

進一步，本研究提出，情感信任加強了工作投入在領導者信息共享行為與員工績效間的中介作用，即對高情感信任的員工而言，領導者信息共享行為通過工作投入對任務績效、員工建言的影響作用更強?；诖?，本研究提出假設：

H6a情感信任加強了工作投入在領導者信息共享行為與任務績效之間的中介作用。

H6b情感信任加強了工作投入在領導者信息共享行為與員工建言之間的中介作用。

綜上所述， 提出研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

3 研究設計

3.1 研究樣本

本研究通過問卷星平臺，對內(nèi)蒙古、黑龍江、北京、山東等地區(qū)的多家企業(yè)人員進行調(diào)查，調(diào)研時間為2016年8月，涉及到IT、金融、制造業(yè)、建筑業(yè)、制藥業(yè)等多個行業(yè)。發(fā)放問卷共300份，刪除信息不完整等無效問卷，得到有效問卷210份。其中男性97人，女性113人，男女比例均衡。年齡方面，主要以75及80后的員工為主，25歲以下有24人，26～30歲有96人，31～35歲有37人，36～40歲有17人，40歲以上有36人。學歷方面，以大學本科及研究學歷為主，研究生有31人，本科有89人，大中專有90人。任職時間方面，以工作5年以內(nèi)的員工為主，5年以下有129人，6～10年有48人，11年以上有33人。

3.2 變量測量

本研究主要基于國外成熟量表對變量進行測量，問卷具有良好的內(nèi)容效度，除了控制變量外，所有變量都采用Likert-7級評分法。

領導者信息共享行為的測量參照Arnold等[1]編制的量表，共3個題項，如“上級領導會給我們解釋公司的目標”等，Cronbach’ sα系數(shù)為0.89。工作投入的測量采用Schaufeli等[17]開發(fā)的量表，共9個題項，如“我沉浸在我的工作中”等， Cronbach’ sα系數(shù)為0.91。員工建言的測量參考Liang等[24]編制的量表，共3個題項，如“我積極地提出了會使公司受益的新方案”等，Cronbach’ sα系數(shù)為0.85。情感信任的測量參照Mcallister[20]編制的量表，共3個題項，如“如果我們因工作轉移而分開，不能再在一起工作了，我們都會感到失落”等，Cronbach’ sα系數(shù)為0.82。任務績效的測量參照Janssen和Yperen[25]編制的量表，共3個題項，如“我總是能夠完成工作描述中指定的職責”等，Cronbach’ sα系數(shù)為0.80。

本研究的控制變量包含性別、年齡、教育背景及工作時間。

4 數(shù)據(jù)分析與研究結果

4.1 區(qū)分效度與共同方法偏差檢驗

采用LISREL軟件對變量間區(qū)分效度進行檢驗，結果表明：五因子模型比其他嵌套模型的擬合效果都要好(五因子：χ2/df=1.98，RMSEA=0.068，IFI=0.97，CFI=0.97，SRMR=0.049，TLI=0.97，NFI=0.95；單因子：χ2/df=9.48，RMSEA=0.199，IFI=0.83，CFI=0.83，SRMR=0.140，TLI=0.80，NFI=0.80)，表明5個變量間具備良好的區(qū)分效度。此外，結果顯示，單一因子的擬合效度很差，擬合指數(shù)都未達到推薦水平，因此，可以初步斷定，本研究不存在嚴重的同源偏差。

為進一步確定同源偏差的影響，研究采用單因子方法進行檢驗。結果顯示，所有題項可析出五個因子，第一個主成分解釋的變異為28.246%，未占到總變異量的一半，因此同源偏差并不嚴重。

4.2 描述性統(tǒng)計與相關分析

采用SPSS對各變量進行描述性統(tǒng)計分析，結果顯示，領導者信息共享行為與任務績效 (r=0.226，p<0.01)，員工建言 (r=0.264，p<0.01)，工作投入 (r=0.392，p<0.01) 顯著正相關；工作投入與任務績效(r=0.515，p<0.01)，員工建言(r=0.519，p<0.01) 顯著正相關，H1～H3初步得到驗證。

在采用SPSS進行模型檢驗前，本研究對各變量進行中心化處理，以降低多重共線性的影響。各變量方差膨脹因子在1.5～2.4之間，遠低于臨界值10，變量間不存在嚴重的多重共線性。

4.3 工作投入的中介作用檢驗

采用SPSS多元線性回歸對工作投入的中介效應進行檢驗。結果如表1所示：模型2與模型4的結果顯示，領導者信息共享行為與任務績效、員工建言顯著正相關(β=0.227,p<0.001;β=0.261,p<0.001)，H1a，H1b得到支持。模型5結果顯示，領導者信息共享行為與工作投入顯著正相關(β=0.398,p<0.001)，H2得到支持。模型7與模型9的結果顯示，當加入工作投入后，領導者信息共享行為對任務績效、員工建言之間的關系不再顯著(β=0.034,p>0.05;β=0.079,p>0.05)，因此，工作投入在領導者信息共享行為與任務績效、員工建言間起完全中介作用，H3a，H3b得到支持。

4.4 情感信任的調(diào)節(jié)作用檢驗

采用SPSS對情感信任的調(diào)節(jié)作用進行檢驗，結果如表2所示：模型11、模型13的結果顯示，領導者信息共享行為與情感信任的交互項對任務績效、員工建言的回歸系數(shù)顯著(β=0.270,p<0.001;β=0.329,p<0.001)，情感信任正向調(diào)節(jié)領導者信息共享行為與任務績效、員工建言間的關系，H4a，H4b得到支持。模型15的結果顯示，領導者信息共享行為與情感信任的交互項對工作投入的回歸系數(shù)顯著(β=0.272,p<0.001)，情感信任正向調(diào)節(jié)領導者信息共享行為與工作投入的關系，H5得到支持。

為更進一步分析情感信任的調(diào)節(jié)作用，依據(jù)Aiken和West[26]提出的方法做調(diào)節(jié)效應圖，以情感信任對領導者信息共享行為與工作投入間的調(diào)節(jié)作用為例，結果如圖2所示，情感信任正向調(diào)節(jié)領導者信息共享行為與工作投入間的關系，與H5結果一致。

表1 工作投入在領導者信息共享行為與員工績效間的中介作用檢驗

注：*p<0.05，**p<0.01；***p<0.001；雙尾檢驗值。下同。

表2 情感信任在領導者信息共享行為與工作投入、員工績效間的調(diào)節(jié)作用檢驗

表3 有調(diào)節(jié)的中介路徑分析

圖2 情感信任對領導者信息共享行為與工作投入間的調(diào)節(jié)作用

本文采用Edwards和Lambert[27]的一般分析框架中的調(diào)節(jié)路徑分析方法對情感信任調(diào)節(jié)領導者信息共享行為通過工作投入影響任務績效、員工建言的間接作用進行檢驗，結果如表3所示。

表3結果顯示，在高、低情感信任水平下，領導者信息共享行為通過工作投入影響員工績效的間接效應差異顯著。具體而言，在低情感信任水平下，領導者信息共享行為通過工作投入影響任務績效、員工建言的間接作用不顯著(0.036，p>0.05;0.041，p>0.05)，在高情感信任水平下，領導者信息共享行為通過工作投入影響任務績效、員工建言的間接作用顯著(0.156，p<0.001; 0.213，p<0.001)，間接效應的差異顯著(0.121,p<0.05; 0.172，p<0.01)，H6a，H6b得到支持。

5 研究結論與討論

5.1 研究結論

本文結合工作資源要求模型與領導者員工互動的視角，完整地揭示了領導者信息共享行為影響員工績效的內(nèi)在機理。研究結論如下：領導者信息共享行為正向影響工作投入與員工績效；工作投入在領導者信息共享行為與員工績效間起完全中介作用；情感信任正向調(diào)節(jié)了領導者信息共享行為與工作投入、員工績效間的關系；情感信任加強了工作投入在領導者信息共享行為與員工績效間的中介作用。

5.2 理論意義及實踐啟示

(1)研究聚焦于領導者信息共享行為對員工角色內(nèi)、角色外績效的直接影響，豐富了授權領導的相關研究。自授權領導被提出以來，其內(nèi)涵不斷得到拓展[1,5]。其中對心理授權領導行為的關注不斷加強，而實際授權領導行為則沒有得到足夠的重視，如放權、信息共享等，這一現(xiàn)狀不利于我們對授權領導進行全面認知。本研究聚焦于領導者信息共享行為，提出并驗證了領導者信息共享行為對員工的角色內(nèi)、角色外績效的積極影響，從信息共享的角度豐富了授權領導的相關研究，并彌補了已有研究較少探索授權領導行為與角色內(nèi)績效關系的這一不足[14,15]。

(2)本研究探索了領導者信息共享行為對員工績效的影響機制，打開了實際授權領導行為到員工績效的“黑箱”。研究提出領導者信息共享行為有助于激發(fā)員工對工作本身的熱情和興趣，提升員工績效。這一結論說明，授權領導行為可直接影響員工內(nèi)在對工作本身的認知、情感與態(tài)度，而不僅僅影響員工對自我概念，社會關系，心理授權的感知[28～30]。該研究與Li和Qi[2]的研究相互補充，共同詮釋了實際授權與心理授權領導行為對工作投入及員工績效的促進作用，也表明了在授權管理實踐中，兩者同等重要，都不容忽視。

(3)情感信任在領導者信息共享行為與工作投入、員工績效間具有正向調(diào)節(jié)作用，這一結論拓展了授權領導的權變研究。授權領導行為的有效性存在邊界條件，如Zhang和Zhou[9]的研究提出在高不確定性規(guī)避，高信任的條件下，授權領導行為對員工創(chuàng)新的影響最為強烈。然而，與創(chuàng)新行為不同，工作投入及員工績效都存在較低的風險性，因此，不需要考慮不確定性規(guī)避的影響，只要領導者與員工彼此信任，領導者信息共享行為對工作投入、員工績效就能發(fā)揮積極作用。這一邊界條件的識別為主效應劃定了更為準確的條件，豐富了交互視角下授權領導有效性的相關研究。

本研究的現(xiàn)實意義在于：(1)重視領導者信息共享行為的作用。隨著組織變革加劇，授權管理實踐在企業(yè)中越來越受重視。除了允許員工參與決策制定，對員工表示關心，注重與員工關系的建立與維護等授權管理實踐之外，信息共享的作用也不容忽視。領導者應該將員工視為組織的“主人翁”，通過信息傳遞與共享，幫助員工以更為宏觀的、整體的視角看待自己的工作，有效連接員工與組織，從而提升員工與組織績效。(2)增強員工工作投入水平。工作投入是建立在組織資源投入與員工積極產(chǎn)出之間的重要中介機制。領導者可通過為員工提供物質(zhì)資源及社會支持，增強工作的靈活性與自主性，消除組織中不必要的壓力，提升員工的工作成就感等管理措施，激發(fā)員工的工作投入。(3)重視員工情感信任的建立。員工對領導者的信任是授權管理實踐得以發(fā)揮作用的重要前提，忽視這一前提，領導者的努力將事倍功半。領導者可增強自己的言行一致性，提升專業(yè)水平，換位思考、加強與員工的互動頻率與質(zhì)量等，樹立可靠的、勝任的個人形象，從而增強自己的影響力。

5.3 研究局限及未來展望

本研究存在以下不足：首先，研究采用員工自評的方式收集問卷，雖經(jīng)驗證發(fā)現(xiàn)同源偏差并不嚴重，但未來研究應結合多時段、員工互評等方法，從根源避免同源方法偏差的影響。其次，本研究屬于橫截面研究，為進一步明確變量之間的因果關系，未來研究有必要使用縱向跟蹤研究對模型進行驗證。最后，本研究僅探討了工作投入與情感信任的作用，未來研究可基于不同的視角對領導者信息共享行為發(fā)揮作用的內(nèi)在機制進行深化研究，發(fā)現(xiàn)更多有價值的研究結論。

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