1. 引言
人力资源是企业的第一要素，企业应通过有效激励设法留住员工，尤其是优秀员工。香港著名实业家李嘉诚揭秘其通过“第一，给他好待遇；第二，给他好前途”的激励方式，使他统领的实业集团在过去的20年内，无论是管理人员还是非管理人员，流动率均是香港所有大公司中最低的，其中高层管理人才的流失率更是低于1% (徐芳，2019)。然而，反观许多企业，高流失率似乎已成常态。根据珠海市人力资源部门统计数据，该市有些私营企业2018年人员流失率高达90%1。另据武汉市软件行业协会和华中新世纪人才联合发布的调研报告显示，该市2020年软件行业部分企业研发技术人才离职率超50%2。由此可见，企业高员工流失率问题的严重性已到不容忽视的程度。据美国管理学会(AMA)报告，一位离职员工的替换成本至少相当于其全年薪酬的30%，对于稀缺岗位，甚至可达其薪酬的150%。员工离职行为是离职倾向的外在表现，离职倾向是离职行为的重要预测因素(倪渊，2017)。因此，研究离职倾向的影响因素从而控制员工流失率成为重要的现实话题。
目前离职倾向和离职行为 的研究比较丰富，这些研究大致从个人层面(如工作满意度、组织承诺、组织支持感、情绪耗竭 、工作行为等)、工作层面(如薪酬水平、工作要求、工作自主性、职业阻隔等)和组织层面(主要集中于领导方式、领导成员关系、组织公平等)分别展开，Porter和Rigby (2020)还认为一个员工的离职倾向受群体内其他个体的影响，即具有群体“传染”性。其中，个人层面的工作行为主要研究了如工作嵌入(王林，邓沙，2017)、组织沉默(王颖，刘莎莎，2017)、表层扮演(何建华等，2020)对员工离职倾向的影响；组织层面的领导方式，主要研究了如破坏型领导(鲁虹，赵赞，2019)、伦理型领导(肖贵蓉，赵衍俊，2017)、包容型领导(杜鹏程等，2019)对员工离职倾向的影响，且研究了其作用过程中的调节效应或中介效应。另外，组织层面的授权型领导也逐渐引起学者们的关注，研究表明授权型领导通过一系列行为将权力分配给下属，改善团队沟通、知识分享、员工绩效，促进创新行为，弱化员工离职倾向(吕霄等，2018；苏屹等，2018；王宏蕾，孙健敏，2018)。
以上研究为企业弱化员工离职倾向、降低员工流失率、强化员工创新行为提供了实践指导，为深入研究离职倾向的影响因素奠定了必要的基础。然而，现有研究尚存在以下不足：一是，从研究对象看，现有大多研究往往在样本选取时未进行群体细分，大多针对企业的总体员工或一般员工，针对位于不同岗位的具体员工如从事程序化工作的车间员工(这类员工从事重复性和程序性工作，对是否授权型领导不敏感或对其离职倾向影响很轻微)、企业中层管理者、从事创造性工作的研发人员(以高强度脑力劳动为主，无确定的工作说明书或工作流程可循，需要创造性思维)的离职倾向的分类研究尚嫌不足，然而由于不同类别员工的工作性质、工作要求，及对工作环境的要求存在差异，因而对领导方式的感知和有效适应存在差异，由此离职倾向状况也会存在差异，对此，针对具体类别的员工进行研究是必要的。二是，从研究角度看，尽管前面已提及现有研究已从个人、工作和组织等层面展开，但基本上分别单独研究，如组织层面的授权型领导多局限于授权型领导或其不同维度对离职倾向的影响，极少同时综合个人层面的因素进行研究；然而，影响员工离职倾向的因素是多维的，而且这些因素在影响员工离职倾向时可能存在一定的相互作用关系，因而，综合组织层面、个人层面甚至工作层面的因素于一个框架体系进行研究十分必要。三是，环境因素是人力资源管理中应考虑的一类因素，对其介入研究，将完善自变量对因变量的作用机制，然而目前授权型领导对员工离职倾向的研究中，介入环境因素的研究还十分不足，这成为今后研究有待充实的重要方面。
前面已分析指出，针对具体类别的员工进行离职倾向的研究是必要的。其中，研发人员负责研制、设计、开发新产品、更新换代产品及提供技术专利或技术支持(赵金楼，康正，2009)，是企业技术创新的核心承担者、主力军。其不同于重复性、程序性操作的一般车间工人，工作时没有确定的工作说明书或工作流程可循，以高强度脑力劳动为主，工作最具创造性，在形成新创意、探索新领域、创造新产品过程中需要独立、自主的工作环境，因而，更倾向拥有一个宽松、自主的工作环境，对传统的严格等级式的集权领导方式容易产生反感，更易偏好授权型领导方式，也就是说，授权型领导对研发人员离职倾向的影响有别于一般员工，因而有必要作针对性的研究。
工作情境中的员工幸福感主要集中在主观幸福感的研究。在心理学界，主观幸福感的研究以Diener为代表，认为主观幸福感是人们对自身生活的评价和估量，包括反思性认知判断(如生活满意度)和对当前生活的积极情绪与消极情绪(Diener et al., 2018a)。员工主观幸福感强调员工对自身工作、生活状况的认知评价和情感反应(姚柱等，2021)，在此过程中，个体会按照自定标准对工作、生活方面的满意度作出综合判断。因此，员工主观幸福感可以认为是员工对工作和生活等客观条件和状态的一种事实判断(认知评价)，及在此基础上对工作和生活满足度的一种价值判断(情感体验)。而对主观幸福感内在心理机制的探讨，主要集中于其是跨情境的特质型变量还是受特定工作和生活环境影响的情境型变量。一项主观幸福感追踪测量研究显示，主观幸福感的稳定性部分指标占更大比例，也体现出显著的跨时间稳定性和跨情境一致性(孙俊芳等，2021)。因此，本文将主观幸福感作为跨情境的特质变量引入。由于主观幸福感具有跨情境一致性，生活方面的幸福感可促进和映射到工作方面的幸福感，反之亦然，即生活和工作方面的幸福感可以相互促进和映射：当员工主观幸福感映射到工作中，员工在工作中产生积极情感。根据积极情感扩建理论(The Broaden-and-Build Theory of Positive Emotions)，积极情感会拓宽人的思维或行为模式，为组织带来亲社会行为等积极行为(曾颢等，2019)。因此，当员工主观幸福感较强时，会在工作中产生并体验较多的积极情感，并将这种情感体验理解为自己对工作和组织情境的较高适应力并能在其中发挥良好的效能(黄亮，彭璧玉，2015)。此外，苏涛等(2018)的研究还表明高幸福感的员工表现出更强的组织承诺、更多的组织公民行为。这些研究体现了主观幸福感在工作情境中的调节作用。根据领导权变理论，授权型领导的有效性会受到相关环境因素的影响，因此主观幸福感可能是授权型领导对员工离职倾向影响的重要调节变量。由此，本文将主观幸福感作为跨情境的特质变量引入，并考察其在授权型领导对研发人员离职倾向影响中的调节作用。
以上表明了本文以下的研究构思：聚焦于研发人员，从授权型领导切入，试图将组织层面的授权型领导和个人层面的某些因素相结合来综合研究员工的离职倾向，并引入员工主观幸福感作为授权型领导对研发人员离职倾向影响的调节变量，以期一定程度上完善授权型领导对员工离职倾向影响的现有研究，提升研究的实践管理价值。具体地，首先在梳理授权型领导、离职倾向等相关文献基础上，结合研发人员特征，设计假设，构建授权型领导对员工离职倾向影响的关系模型；然后，在借鉴已有量表基础上，结合研发人员特征设计各变量量表、问卷，并收集资料；最后，采用SPSS21.0和AMOS23.0，运用结构方程模型(Structure Equation Model, SEM)对模型加以实证，运用Bootstrapping测试中介效应，及阶层回归检验调节效应，得出结论，提出相关建议。通过基于以上思路的研究，本文有望在以下方面有所创新：介入个人层面的因素后，组织层面的授权型领导对研发人员离职倾向的影响特征，即这个人因素在其中起着怎样的作用？引入的员工主观幸福感在授权型领导对员工离职倾向的影响过程中是否起着调节作用？
2. 授权型领导对员工离职倾向影响的关系假设及模型构建
前文已梳理提出，本文拟从授权型领导切入，将组织层面的授权型领导和个人层面的某些因素相结合来研究员工的离职倾向，那么纳入的个人层面的因素是什么呢？由前文的梳理可知授权型领导不仅弱化员工离职倾向，还促进创新行为；同时，周洁等(2019)的研究还发现个人层面的创新行为也影响着离职倾向。由此进行以下思考：授权型领导是否在直接影响离职倾向的同时，还通过促进个人层面的创新行为进而影响离职倾向？即尝试将组织层面的授权型领导和个人层面的创新行为置于一个框架下研究员工的离职倾向，并介入主观幸福感这一特质型变量。基于以上思考，本研究涉及的相关关系假设包括授权型领导、创新行为、离职倾向及主观幸福感等变量间的关系假设。在确立关系假设基础上，构建授权型领导对离职倾向的影响关系模型。
2.1. 授权型领导与离职倾向、创新行为的关系假设
授权型领导的内涵从行为视角和心理视角加以理解。行为授权视角强调组织层面授权的具体行为和措施，认为授权型领导是上级领导为了提高员工在工作中决策的自主性或更好地实现管理目标，而在一定范围内将权力分享给下属，包括下放权力、强调责任、分享信息、自主决策、培养技能、鼓励创新等维度(Arnold et al., 2000; Konczak, 2000)。心理授权视角则着眼于下属个体动机层面，认为下属对授权的心理体验是个体产生内在动力的决定因素，它使员工产生工作自主性，增加自我效能，减少对工作的无力感，具体包括明确工作意义、参与决策、展现信任、工作自主4个维度(Ahearne et al., 2005)。另外，也有部分学者将以上两种视角相融合(张建平等，2021)，提出领导者通过一系列行为(如明确工作意义、允许工作自主性、信任下属)将权力分配给下属，使员工感知到被授权赋能，以达到提高员工内在动机水平，改善对工作角色的认知。
2.1.1. 授权领导与离职倾向关系假设
适当的领导风格能够有效抑制员工的离职倾向(鲁虹，赵赞，2019)。授权型领导的行为视角和心理视角表明，授权型领导使员工在工作中有更多参与决策和发挥主观能动性的机会，工作自主性增强，同时感受到来自领导的信任与器重，因此增强对组织的承诺，产生积极的工作态度和工作行动，提高员工的自我效能感和工作满意度(高中华，苑康康，2019)。由于研发人员从事创造性工作，需要激发创新性思维，因而需要自主、宽松的工作环境，希望在创新过程中领导能给予其完成带有风险性创新任务的信任和更多的工作自主权，以便工作中大展身手，实现创新目标，体现自我价值，而授权型领导恰恰能满足他们的这种期望，因此授权型领导能增强研发人员的创新动力，取得更多创新成果，增强企业认同感；同时，授权型领导下放权力让员工感到被信任和器重，从心理上减少对工作的无力感和对组织的消极情绪，增强企业的主人翁地位感，从而抑制离职倾向的产生。反之，当领导独裁，限制研发人员创新的自主空间和所需要的自主权时，研发人员感到创新过程中缩手缩脚而很压抑，因而容易产生离职念头。
由此，提出假设H1：授权型领导对离职倾向具有负向影响。
2.1.2. 授权领导与创新行为关系假设
领导风格是影响员工创新行为的重要社会情境因素，张丽华等(2016)的研究表明领导的支持正向影响员工的创新行为；认知理论也表明，领导下放权力、提供决策自主权等支持性的正向刺激，使员工对创新不确定性风险的压力感大大降低，从而提升员工创新的内在动机。授权型领导强调通过一系列行为将权力分配给下属以提高下属内在动机，一方面，由于创新行为带有一定的风险性，因而当授权型领导通过赋权表示对员工的信任和对创新的鼓励和支持时(刘文兴等，2013)认为授权型领导的本质为支持型领导)，员工会更加积极和大胆地投入创新(李宏利等，2018)；另一方面，授权型领导通过赋权提供员工一定的决策自主权和工作自由度，激发员工采取新颖的方法自主解决问题，有利于员工更好地发挥创新意识、创新潜力及创造力，这对于需要创造性思维，从事创造性工作，自我意识强、追求自我价值实现的研发人员来说更是如此；再者，员工对授权型领导给予的权力、参与决策和工作自主性的感知，使员工感受领导对其的器重和信任，从而有效提高创新热情(魏华飞等，2020)，激发创新行为。
孙圣兰和吕洁(2016)的实证研究从个人层面和团队层面比较分析了授权型领导对员工创造力的影响，表明授权型领导更易使员工提升创造力，进而更多地表现出创新行为；同时，不同人员在能力、教育、经验和个性方面具有异质性(Somech, 2006)，而授权型领导更加关注研发团队中这些异质性(程杰，2012)，能够更好地整合研发人员的不同技能并有效缓解以上异质性带来的消极影响，从而促进创新行为和提高创新效果。
由此，提出假设H2：授权领导对创新行为具有正向影响。
2.2. 创新行为在授权型领导与离职倾向关系中的中介作用
授权型领导在对员工授予权力、分享信息、提供机会等一系列行为中，向员工传递着信任、支持、鼓励、认可、欣赏等信息，有助于提高员工工作自主性、完成度及创新激情；同时，通过为员工提供创新所需要的信息和资源(Zhang et al., 2018)，减少创新过程中的障碍和困难，从而提高创新的成功率。根据社会交换理论，员工此时会做出领导所期望的行为如勇于尝试、不断试错、专注研发等一系列创新活动作为回报。当员工创新活动受到上级领导的肯定，员工会倍受鼓舞，尤其当因其创新成果使企业获得更好的发展时，研发人员会因此感受到企业发展中的自我价值，增强成就感、自豪感和工作满意度，从而抑制离职念头产生，尤其当员工在组织中表现出高水平创新行为而获得了职位晋升、收入增加时，更能增强对企业的归属感，从而降低离职倾向(周洁等，2019)。
对研发人员来说，其创新成果使其获得精神和物质奖励同时，还因推动企业更好发展而倍增成就感和自我价值，这种感觉越强，则员工的自我效能感越强，对组织的认同感和归属感也越强，从而遏制离职念头的产生。
由上可得出，授权型领导通过作用于创新行为进而遏制离职念头；结合前面已提出的H1 (授权型领导对离职倾向具有负向影响)。
由此，给出假设H3：创新行为在授权型领导和离职倾向间起部分中介作用。
2.3. 主观幸福感的调节作用
员工主观幸福感被认为是员工对工作和生活等客观条件和状态的一种事实判断(认知评价)，及在此基础上对工作和生活满足度的一种价值判断(情感体验)。主观幸福感具有跨情境的一致性，生活和工作方面的主观幸福感可以相互促进和映射。生活上的主观幸福感渗透到工作中，产生积极的工作情绪，愉快工作，将授权型领导授予的权力视作是领导对其的信任和器重而不是负担或压力，从而更加积极、乐观、自信地面对研发工作中的压力和挫折，增加创新成果，提高工作满足感；此外，由于主观幸福感较强的员工对工作更加投入、对职业的认同感更高、对组织的承诺更强(许龙等，2017；苏涛，2018)，从而增强对组织和工作的责任感，提高工作业绩，弱化离职倾向；反之，当缺乏主观幸福感，则对工作和生活消极以待，对领导授权无动于衷，无法客观地体会领导授权对其职业发展的积极作用，也就无法有效地产生授权型领导对离职倾向的弱化作用。段建华(1996)、黄亮(2014)、Diener等(2018b)对幸福感进行了不同侧面的研究，设计了相应量表，并认为幸福感对改善员工对上司授权的看法，改善员工工作状态和提升工作业绩具有积极作用。
由此，提出假设H4：主观幸福感在授权型领导对员工离职倾向的影响中起调节作用。
2.4. 授权型领导对员工离职倾向影响的关系模型
基于以上四个假设，构建如图1所示的授权型领导对员工离职倾向影响关系模型。模型表明授权型领导除直接影响员工离职倾向外，还通过影响员工创新行为间接地影响员工的离职倾向，即员工创新行为在授权型领导对员工离职倾向的影响中起着部分中介作用；同时，主观幸福感在授权型领导对员工离职倾向的影响中起着调节作用。
Figure 1. A relational model of the effect of empowering leadership on employees’ turnover intention
图1. 授权型领导对员工离职倾向的影响关系模型
3. 量表设计及资料收集
3.1. 量表设计
借鉴已有量表，结合本文研究对象，对授权型领导、员工创新行为、员工离职倾向、员工主观幸福感等四个变量进行量表设计。
本文侧重于授权型领导通过授权促进员工创新行为，进而降低离职倾向这样一个影响路径，即体现领导通过分享权力和责任的方式激发员工内在的主动创新意愿，同时提供实际支持帮助员工创新，因此，本文选择授权型领导量表时，更看重领导的授权行为对下属创新行为的支持和鼓励作用，因此以Konczak (2000)的六维量表和Arnold等(2000)的五维量表为基础，设计授权型领导量表，它包含12个题项(表1)。
Scott和Bruce (1994)提出创新行为是在遇到问题时产生新想法，然后寻求条件以支持该想法的实现，相应量表包含六个题项，主要由员工主观评价自己的创新行为或表现，这符合本文问卷调查采用研发人员主观评价的方式；同时，该量表近年被普遍采用，且表明具有较好的效度。因此本文以此为基础，同时结合Scott和Bruce对创新行为的认识，自设一题项“我会寻求条件以支持新想法的实现”，形成创新行为量表，包含7个题项(表1)。
融合Mobley等(1978)、Scott (1999)和Griffeth (2006)等的量表，形成本文的离职倾向量表，包含8个题项，将离职倾向由轻入重划分为不同层次，不同层次用不同题项语言加以描述(表1)。
主观幸福感是个体主观衡量自身对幸福的感知程度，是主观陈述的结果。综合参考段建华(1996)、黄亮(2014)、Diener等(2018)修订编制的量表，形成本文的主观幸福感量表，包含7个题项(表1)。
Table 1. The measurement scale of four variables
表1. 四个变量的测量量表
3.2. 数据收集
根据表1各变量量表，设计调查问卷。问卷包含被试者的个人背景信息(8项)、对上级授权行为的主观评价(12项)、创新行为自我评价(7项)、主观幸福程度自我评价(7项)，及离职倾向自我判断(8项)五个部分，共42个题项。考虑到使用SEM结构方程模型作实证分析，问卷各题项采用Likert五级打分制。在正式问卷形成前，运用专家审阅和预测试相结合的方式进行预调研。问卷审阅专家为武汉东湖高新区5家企业人力资源经理，根据5位经理提出的修改建议对问卷进行修改；同时，委托这5位经理向所在企业的研发人员共发放50份修改后的问卷，加上笔者向该区其他多家企业发放的16份，共发放66份问卷，全部收回，其中有效问卷60份。运用SPSS21.0，依据Cronbach’s α大于0.7、题项总体相关系数CITC大于0.5、题项删除后Cronbach’s α不会上升，及KMO大于0.7和Bartlett检验的p值 < 0.01，分别检验问卷的信度和效度。表2表明四个变量的Cronbach’s α、KMO均大于0.7，各题项CITC均大于0.5 (限于篇幅，各题项具体的CITC及题项删除后的Cronbach’s α未一一列示)；尽管授权型领导的第7题项“领导允许我在工作中有失误，但前提是我从中学到新东西”(CITC和题项删除后的Cronbach’s α分别为0.537、0.939)和主观幸福感的第7题项“当我工作中实现了目标、取得了成绩，我很开心、自豪”(CITC和题项删除后的Cronbach’s α分别为0.529、0.903)的题项删除后Cronbach’s α轻微上升，但自身Cronbach’s α大于0.5，且这两题项对所属变量的表述很必要，故依然保留，这样问卷通过了检验。
Table 2. Related parameters of reliability and validity test of the questionnaire
表2. 问卷信度和效度检验的相关参数
结合我国人才汇聚现状，选取武汉、北京、上海、广州、杭州五个地区，确定符合被试对象要求的问卷量均为80份，于2019年3月采用问卷星平台进行发放，根据问卷个人背景信息部分的“所从事的工作(包括产品研发、产品设计、技术支持、研发辅助、产品测试、其他等选项)”识别被试者是否符合要求，所填问卷是否有效；同时，问卷调查过程中，设定每个IP地址只能填写一次，通过问卷星后台掌握每一份问卷的IP地址以了解问卷归属地区，经过三轮，获取了上述所设定的五地区的问卷量共400份，其中有效问卷336份，分别为武汉76份、上海66份、北京68份、广州65份、杭州61份。
4. 模型实证
基于336份问卷，运用SPSS21.0和AMOS23.0进行数据的信度、效度分析和图1的结构方程模型分析及假设检验，运用Bootstrapping测试中介效应；最后，运用阶层回归对调节变量做调节检验。
4.1. 信度、效度分析
采用Cronbach’s α和CITC作为信度分析指数。表3显示四个变量的Cronbach’s α均大于0.7；同时，CITC均满足大于0.5的标准要求，且题项删除均不会带来Cronbach’s α上升，表明样本数据具有良好的信度。
Table 3. The reliability analysis of sample data
表3. 样本数据的信度分析
由于问卷基于表1变量量表而设计，且作了预调研和信、效度分析，因而可认为问卷数据具有可接受的内容效度，故这里做聚合效度和区分效度分析。聚合效度依据验证性因子分析CFA、题项因子载荷λ，及因子组成信度CR和平均变异抽取量AVE是否符合标准(CMIN/DF < 3 (p > 0.05)，GFI、CFI、IFI > 0.90 (>0.80，表示可接受)，RMSEA < 0.08；CR大于0.7、AVE和λ大于0.5)进行判断。表4显示CMIN/DF = 2.132 < 3、GFI = 0.843 > 0.8。
Table 4. Confirmatory factor analysis of the model
表4. 模型验证性因子分析(CFA)
IFI和CFI均 > 0.9，及RMSEA = 0.058 < 0.8，因而图1模型具有良好的聚合效度；同时四个变量的AVE和λ均 > 0.5，且CR > 0.7 (表5)，因而各变量也均有良好的聚合效度。区分效度使用AVE法评估差异有效性，若各因素AVE开根号大于各成对变数的相关系数，则表示因素之间具有区别效度。表6显示各变量的AVE开根号均大于对角线外的标准化相关系数，因而图1模型还具有符合要求的区别效度。
Table 5. Confirmatory factor analysis of four variables
表5. 各变量验证性因素分析(CFA)
Table 6. Discriminant validity of the model
表6. 模型的区别效度
注：**，p < 0.01；斜下三角为相关系数。
综合以上分析，样本数据即图1模型同时具有良好的信度、效度。
4.2. 结构方程模型分析与假设检验
首先，基于图1构建结构方程模型并作拟合度检验；其次，检验前文设计的关系假设，运用Bootstrapping测试创新行为的中介效应；最后，运用阶层回归检验主观幸福感的调节作用。
4.2.1. 结构方程模型构建及检验
利用AMOS23.0对基于图1构建的结构方程初始模型执行计算，得到带标准化系数的SEM模型，该模型的拟合参数：CMICMIN/DF = 2.061 < 3，GFI、AGFI均 > 0.8，TLI、IFI、CFI均 > 0.9，SRMR、RMSEA均 < 0.08 (表7)，表明该SEM模型具有良好的拟合度，图1的关系模型成立。
Table 7. Fitting degree of the structural equation model
表7. 结构方程模型的拟合度
4.2.2. 关系假设检验
表8显示授权型领导对创新行为的β = 0.487、p < 0.05，表明授权型领导对创新行为具有显著正向影响，因而假设H2成立；授权型领导对离职倾向的β = −0.379，p < 0.05，表明授权型领导对离职倾向具有显著负向影响，因而假设H1成立；同时创新行为对离职倾向的β = −0.353、p < 0.05，表明创新行为对离职倾向具有显著负向影响。
4.2.3. 中介效应及调节效应检验
采用Bootstrapping验证中介效应时，置信区间不包含0，则对应的间接、直接或总效应存在。表9显示授权型领导–离职倾向的总效应值为−0.501，在置信区间内均不包含0，表明总效应存在；授权型领导通过创新行为对离职倾向的间接效应值为−0.172，在置信区间之内不包含0，表明间接效应存在；在直接效应中，授权型领导–离职倾向的直接效应值为−0.329，在置信区间之内不包含0，表明直接效应存在。因而创新行为在授权型领导对离职倾向的作用中起部分中介作用，假设H3成立。
Table 9. The total effect, indirect effect and direct effect
表9. 总效应、间接效应及直接效应
采用回归分析的阶层回归检验调节效应，主体步骤包括第一页先放控制变量，第二页加入自变量，第三页加入调节变量，然后加入交互项(自变量和调节变量去中心化后相乘得到)。以主要从事(包括产品研发、产品设计、技术支持、研发辅助、产品测试等具体研发活动)、单位性质(指国企或事业单位、民营企业、外资企业、中外合资企业等)、工作时间(包括1年以下、1~3年、3~5年、5年以上)、离职次数(包括0次、1次、2次、3次及以上)作为控制变量，授权型领导作为自变量，主观幸福感作为调节变量，离职倾向作为因变量，阶层回归得到的调节检验结果如表10所示，其中授权型领导X主观幸福感对离职倾向的β = −0.266***，表明具有显著调节作用，具体指主观幸福感在授权型领导对离职倾向的影响过程中起调节作用，主观幸福感强化了授权型领导对离职倾向的作用，故假设H4成立。
4.3. 结果及讨论
以上实证表明，图1授权型领导通过创新行为的部分中介作用影响研发人员的离职倾向，主观幸福感调节着这种影响作用的关系模型及四个关系假设均通过了实证检验，由此得出创新行为在授权型领导对研发人员离职倾向影响中起着部分中介作用，研发人员主观幸福感在其中起着调节作用。尽管已有实证研究也发现授权型领导促进创新行为、弱化员工离职倾向，员工创新行为削弱员工的离职倾向，但往往是单独研究分别得到的结论，很少由此思考、研究员工创新行为在授权型领导对员工离职倾向作用中是否有着中介效应？本研究基于员工离职倾向影响因素的多维性及相互作用的认识，在梳理并借鉴授权型领导、创新行为、离职倾向相互作用等文献的基础上，将组织层面的授权型领导、个人层面的创新行为和离职倾向，及员工主观幸福感加以整合，构建图1所示的关系模型和设计相应假设，并通过了实证，取得了以上发现。这些发现是对现有研究的完善，也是本文的创新点。值得一提的是：① 本文考虑到不同类别员工因工作性质、工作要求，及工作环境要求的差异而导致对领导方式的感知和有效适应的差异，进而引起离职倾向状况的不同，具体针对研发人员进行研究，研究结果对总体一般员工或其他具体类别如从事程序化工作的车间员工的适用性有待进一步分析；② 图1模型中的变量有待进一步作维度分解的基础上，来探明一个变量的不同维度对其他变量的作用特征，从而更深入地揭示授权型领导对研发人员离职倾向的作用机制。
Table 10. Test of the moderating effect of subjective well-being
表10. 主观幸福感调节检验
注：*，p < 0.05；**，p < 0.01；***，p < 0.001。
5. 主要结论及管理建议
基于上述实证分析及结果讨论，得出本研究的主要结论，在此基础上引申出管理建议。
5.1. 主要结论
通过构建授权型领导和员工离职倾向关系模型，运用SPSS21.0和AMOS23.0作相关数据和结构方程模型分析，得出如下结论：
1) 授权型领导对研发人员离职倾向具有显著负向影响。授权型领导通过赋予研发人员自主决策权、工作自由度和参与决策的机会，使从事创造性工作，自我意识强，追求自我价值实现的研发人员更加高效、愉快、大胆地致力于研发，从而降低离职倾向。
2) 授权型领导对创新行为具有显著正向影响。授权型领导赋予研发人员自主权的同时，还鼓励研发人员大胆创新、勇于尝试，不轻易责备下属创新中的失误，这对从事需要反复探索、试验，且带有风险性和不确定性的研发工作的研发人员来说产生更为积极的作用。
3) 创新行为在授权型领导和离职倾向之间起着部分中介作用。授权领导对创新行为具有显著正向影响，由此提高研发人员创新成果，增加对组织和领导的认可，降低离职倾向；同时，实证已表明授权型领导还能直接负向影响着离职倾向。因而，创新行为在授权型领导和离职倾向间起部分中介作用。
4) 主观幸福感调节授权型领导对员工离职倾向的影响。研发人员对幸福的主观感受直接影响其对工作环境、创新工作及生活的热情和态度：主观幸福感越高，对授权型领导所营造的上下级关系氛围越满意和珍惜，研发时更加舒畅地投入，因而越能弱化离职倾向；反之，低主观幸福感的研发人员对授权型领导不够敏感或无所谓，因而难以从中感受到被器重和鼓励，弱化离职倾向的程度也变低。也就是说，研发人员主观幸福感越高，授权型领导对员工离职倾向的负向作用越明显。
其中，3和4是本文的创新点。
5.2. 管理建议
一是通过分享权力、共享信息、提供机会、鼓励参与决策、给予关怀等途径实现向授权型领导转变，以消除上下级之间的层级限制，营造扁平化的管理氛围，增加研发人员工作的舒适感和自由度，促进创新行为。二是提供创新条件，培养研发人员。形成多个基于研发项目的学习型团队，模仿高校培养机制，建立导师制带动90后年轻研发人员和基层研发人员更快成长；同时，结合组织阶段性发展目标和研发人员个人目标，提供挑战性的研发任务以挖潜研发人员潜力，将管理晋升通道和技术晋升通道分开，形成双渠道提拔路径，使研发人员不会因“偏科”于研发而管理经验不足而被轻视或埋没，大大激发研发人员创新动力。三是提升研发人员幸福感。除了授权型领导给予研发人员的关怀，组织还可在其他方面进行多维度的补充，如研发人员(尤其年轻研发人员)脑力劳动强度大、压力大，工作时间不很规律(有了创新灵感，可能周末和节假日都顾不上休息)，导致与家庭成员的情感交流缺乏，降低幸福指数，其中特别是年轻研发人员，因致力于研发，社交圈小，个人情感问题可能长期难以解决，针对这些现实问题，企业可根据实际条件，考虑在研发人员取得创新成果之时，适当增加休息时间，一来使研发人员放松、调整自己，二来有充分时间与家人相聚，增进情感交流，提升主观幸福感；对于尚未解决个人问题的年轻研发人员，可安排相亲联谊或团建活动；根据研发人员贡献大小设定如个人专项研发基金等特殊激励机制，配备一定的研发资源和条件，使各个层次的研发人员都能在学习型团队中有足够的研发条件开展创新尝试，多出成果，增强成就感，提升主观幸福感。
NOTES
*通讯作者。
1私营企业员工流失率的调查报告。 https://wenku.baidu.com/view/623cfddedc3383c4bb4cf7ec4afe04a1b071b09e.html, 2019.01.17.
2武汉市软件行业薪酬情况调研报告。 http://www.whsia.org.cn/ueditor/php/upload/file/20210203/1612341347373931.pdf, 2021.02.03.