1. 研究背景和问题提出
现如今，随着人民自我意识的觉醒以及物质水平的提高，员工在关注自身薪水高低的同时，对于追求幸福感的愿望愈发强烈。当前，许多组织将员工幸福感视为其发展的头等大事。员工幸福感的提高可以为组织的发展创造条件，帮助组织获得持续性的红利，实现员工和组织的双赢 [1] 。因此，探究员工幸福感的前因变量变得十分迫切。领导者作为员工的上司与员工进行多种形式的社会互动，他们的行为在营造积极的员工体验和社会环境方面发挥着关键作用 [2] 。在众多的领导方式中，授权型领导由于强调员工的自主权、权力分享和激励支持，因此备受人们的关注 [2] 。通过文献回顾发现，研究领导力方面的文献在很大程度上忽视了对员工幸福感的研究，学者们将研究的关注点聚焦在员工绩效上，即使员工幸福感被纳入到领导力的研究中，员工幸福感要么被视为次要的结果变量，要么被视为有助于解释领导力与绩效关系的中介变量 [3] 。因此，为了填补该领域的研究不足，本研究选取授权型领导作为自变量、员工幸福感作为结果变量，探究授权型领导对员工幸福感有效性的影响。
那么授权型领导是如何影响员工幸福感的呢？促进型工作重塑可以从以员工为中心的主动性行为的角度更深层次地解释授权型领导对于员工幸福感的影响。由于工作环境的不断变化，管理者逐渐意识到依靠组织自上而下以及“一刀切”的工作设计方法已经不再能够适应组织发展的新要求。因此，针对传统工作设计的局限性，学者们提出了一个新的应对变化和挑战的方法–工作重塑，即由员工自主发起的积极主动的工作重新设计方法 [4] 。组织的领导者应该鼓励员工主动地重塑自己的工作，因为工作重塑的根本目标是提升员工自身的幸福感和心理健康水平 [4] 。然而，领导者不应该强制要求员工努力重塑自己的工作，因为这违背了工作重塑的定义。为了解决这一问题，组织可以通过鼓励领导者从事授权型领导行为，进而为下属提供更多设计自己工作的自由度，员工在此环境下更有可能重新思考自己的工作，采取工作重塑行为。
近年来有研究表明，在被国内外多数学者认可的工作重塑资源观中，工作重塑各维度之间存在理论与结果的不一致性 [4] 。一些基于工作重塑资源观的研究发现，授权型领导和员工幸福感与工作重塑各维度之间的关系并不统一。为了对原有理论存在的问题进行修补，Lichtenthaler和Fischbach两位学者根据个体动机的不同将工作重塑分为防御型以及促进型两类 [5] 。基于调节焦点理论的工作重塑是现如今相关研究中实用价值较高的理论模型，但是目前较少有文献从该角度对工作重塑进行实证方面的研究 [4] 。本研究考虑到促进型工作重塑更加符合广泛意义上人们对于主动性行为的理解，因此本研究选取促进型工作重塑作为中介变量，验证授权型领导对员工幸福感的解释机制。
本研究假设授权型领导能够激发员工的促进型工作重塑行为，但是目前学术界对于具体哪些因素会加强或削弱这种关系却知之甚少。研究表明，人与人之间的差异可以调节他们对激励性和挑战性工作的反应，成长需求强度是衡量这种差异的有效方法之一 [6] 。因为个体受制于外界环境的制约以及追求个人成长和发展的意愿程度是不同的，所以不同成长需求强度的员工受到授权型领导营造的工作环境的影响程度也是不同的。基于此，本研究将基于个体的内在特质，探究成长需求强度的调节作用，从而解释授权型领导对促进型工作重塑影响的个体差异。
2. 理论与假设
2.1. 授权性领导与员工幸福感
员工幸福感是由多个维度组成的概念，具体表现为三个维度：生活维度、工作维度、心理维度 [7] 。本研究认为，授权型领导通过授予员工更多的资源能够从以上三个维度提高员工的幸福感。首先，授权型领导重视授权赋能，他们通过为下属塑造有利的工作环境、给予员工发展支持等方式，帮助员工在工作中体验到更多的乐趣，塑造积极的员工体验，进而提升了他们的工作幸福感 [7] 。同时，授权型领导能够帮助员工获得更多的资源，由于资源的可转移性，员工不仅仅能够在工作场所还能够在非工作场所产生积极的情绪，体验到积极的工作–家庭溢出效应，这改善了员工的生活质量，提升了员工的生活幸福感 [8] 。最后，授权型领导的一系列行为能够直接影响到员工的心理状态，当实现目标的过程对员工来说是清晰的，并且他们有实现目标的自主权时，授权型领导的行为就会让员工产生积极的心理状态，最终提升了员工的心理幸福感 [9] 。据此，本研究预测：
H1：授权型领导对员工幸福感有正向影响。
2.2. 促进型工作重塑的中介作用
本研究认为，授权型领导对于员工促进型工作重塑的影响可以从两个角度来进行解释。首先，基于资源保存理论和工作要求–资源模型提出的资源增益螺旋，授权型领导通过向员工提供更多有价值的工作资源，激励员工主动积累更多新的资源，例如主动向领导和同事寻求反馈和建议、与同事和领导保持良好的人际关系等，因此授权型领导应该与促进定向的工作资源增加正相关 [10] 。其次，当授权型领导让员工感知到他们有更多机会进行工作重塑后，员工就会有更大的内在动机去重新思考和修改自己的工作，员工为了实现自身工作与能力更好的契合，会在工作中主动参与具有挑战性的工作、追求更高的工作目标，因此授权型领导应该与促进定向的挑战性工作要求的增加正相关 [11] 。综上，在授权型领导行为所创造的资源丰富的工作环境中，促进型工作重塑更有可能发生。据此，本研究预测：
H2：授权型领导对促进型工作重塑有正向影响。
促进型工作重塑有助于员工在工作过程中产生积极的情绪，形成资源增益螺旋，进而提升了员工的工作幸福感。同时，当员工拥有充足的资源时，会唤起更多生活层面积极的情感体验，这将正向影响员工的生活体验 [11] 。最后，员工通过促进型工作重塑，如自愿参与更具挑战性的新项目等，能够在工作中获得更大的成就感，这有助于员工找到工作的意义，追求工作和生活本身的内在享受和满足，进而提升了员工的心理幸福感 [10] 。据此，本研究预测：
H3：促进型工作重塑对员工幸福感有正向影响。
基于资源保存理论和工作要求–资源理论，授权型领导为员工提供资源上的支持，在这种情境下，员工能够主动积累更多工作资源，进而产生更多的促进型工作重塑行为。当员工采取促进型工作重塑的策略后，会触发更多的激励过程，让员工在工作、生活以及心理层面体验到更多的幸福感，由此整体的幸福感水平也得到了提升。据此，本研究预测：
H4：促进型工作重塑在授权型领导和员工幸福感间起中介作用。
2.3. 成长需求强度的调节作用
当采用授权型领导时，员工不同的成长需求强度会影响促进型工作重塑的产生。具有高成长需求强度的员工竭力追求理想自我的实现，他们不容易受到外界工作环境的约束 [12] 。即使面对不同领导风格的领导，高成长需求强度的员工也能够寻求机会促进自身的成长以及发展，并通过改变外界事物来减轻自身的压力。因此，对于高成长需求强度的员工来说，授权型领导虽然也会对促进型工作重塑产生正向影响，但是其影响作用较小。而成长需求强度没有那么强烈的员工则更容易受到外界工作环境的影响，授权型领导营造的积极工作环境会帮助他们提高参与意识、进取心，找到工作与自我的联结，进而促使他们采取更多促进型工作重塑行为。据此，本研究认为随着员工成长需求强度的提高，授权型领导对于促进型工作重塑的正向影响将呈现出逐渐降低的趋势。据此，本研究预测：
H5：成长需求强度负向调节授权型领导与促进型工作重塑之间的关系，即在高水平成长需求强度下，授权型领导与促进型工作重塑之间的正向关系更弱，反之更强。
2.4. 理论模型
基于前文的论证，本研究绘制了假设的理论模型(图1)。
3. 研究设计
3.1. 问卷收集和发放
本研究在正式调研环节通过问卷调查的形式来收集数据，问卷填写的对象为在职或者有过真实工作经历的员工。正式调研环节共收集了518份问卷，删除注意力检查题目作答错误、80%及以上的题目选择相同答案或答案极端异常、以平均答题者四倍以上的速度完成调查的答卷后，获得有效问卷456份。
3.2. 测量工具
本研究使用到的四个量表均是在国内和国外高影响力学术期刊上发表的、经过验证的成熟量表。四个量表全部都是李克特的五级量表，数字范围从“1分”到“5分”，对应着“非常不同意”到“非常同意”。
(1) 授权型领导：采用Ahearne等开发的授权型领导量表 [13] 。该量表包含四个子维度，共12个题目，如“我的领导允许我以自己的方式完成个人工作”。该量表的α值为0.857。
(2) 促进型工作重塑：采用Tims等开发的工作重塑量表 [14] 。该量表包含三个子维度，共15个题目，如“我努力提高自己的能力”。该量表的α值为0.852。
(3) 成长需求强度：采用Hackman和Oldham开发的成长需求强度量表 [15] 。该量表共7个题目，如“我非常重视学习新的知识”。该量表的α值为0.693。
(4) 员工幸福感：采用Zheng等开发的员工幸福感量表 [7] 。该量表包含了三个子维度，共18道题目，如“对于我来说，工作会是很有意义的一场经历”。该量表的α值为0.924。
(5) 控制变量：通过搜集整理过往的相关文献发现，员工的性别、年龄、受教育程度、所在公司的性质以及工作的年限都会对员工幸福感产生影响，因此本研究选取了这5个变量作为控制变量。
4. 数据分析及结果
4.1. 验证性因子分析
利用AMOS 24.0对研究模型进行验证性因子分析。本研究除了构建由授权型领导、促进型工作重塑、成长需求强度、员工幸福感组成的四因子基准模型之外，还准备了两个备选的模型进行拟合指数的比对，结果如表1所示。与三因子和二因子模型相比，本研究的四因子模型拟合效果是最好的(x2/df = 4.970, GFI = 0.901, CFI = 0.930, TLI = 0.912, RMSEA = 0.085)。因此，本研究所采用的四因子模型通过了效度检验。
注：EL为授权型领导、PJC为促进型工作重塑、GNS为成长需求强度、EW为员工幸福感。
4.2. 相关性分析
本研究进行了相关性分析。由表2可知，授权型领导正向影响员工幸福感(r = 0.76, p < 0.01)和促进型工作重塑(r = 0.80, p < 0.01)；促进型工作重塑正向影响员工幸福感(r = 0.77, p < 0.01)。上述分析结果支持了本研究提出的相关假设，在后续的阶段需对所提出的假设进行进一步检验。
Table 2. Results of correlation analysis for each variable
表2. 各变量相关性分析结果
注：**表示在0.01级别，相关性显著。*表示在0.05级别，相关性显著。
4.3. 检验假设
4.3.1. 主效应检验
本研究采用SPSS 26.0对授权型领导的直接效应进行回归分析，具体结果如表3所示。模型2的结果显示授权型领导显著正向影响员工幸福感(β = 0.746, p < 0.01)，假设H1成立。模型4的结果表明授权型领导与促进型工作重塑正相关(β = 0.808, p < 0.01)，假设H2成立。
4.3.2. 中介效应检验
由表4可知，授权型领导显著正向影响促进型工作重塑(β = 0.700, p < 0.01)，且授权型领导(β = 0.430, p < 0.01)以及促进型工作重塑(β = 0.555, p < 0.01)显著正向影响员工幸福感，综合三者的关系可知，在授权型领导对员工幸福感的影响中，促进型工作重塑起着部分中介的作用。
Table 4. Mediating effect of promotion-focused job crafting
表4. 促进型工作重塑的中介作用
Table 5. Mediating effect values of promotion-focused job crafting
表5. 促进型工作重塑的中介效应值
本研究进一步采用Bootstrap方法进行分析。由表5可知，授权型领导对员工幸福感影响的直接效应在95%置信区间的上下限为[0.331,0.529]，不包含0。授权型领导通过促进型工作重塑影响员工幸福感的间接效应在95%置信区间的上下限为[0.245,0.534]，也不包括0。这代表了授权型领导不仅能够直接影响员工幸福感，还能够通过促进型工作重塑中介作用于员工幸福感。其中，直接效应(0.430)以及间接效应(0.389)，分别占总效应(0.819)的52.50%以及47.50%。综上所述，假设H3、H4均成立。
4.3.3. 调节效应检验
由表6可知，授权型领导与成长需求强度交互项的回归系数β = −0.103，且p < 0.01，说明成长需求强度在授权型领导与促进型工作重塑关系中的调节效应显著。
Table 6. Test of moderating effect of growth need strength
表6. 成长需求强度的调节作用检验
进一步绘制了不同成长需求强度的调节效应图(图2)。低成长需求强度的个体，授权型领导对促进型工作重塑具有显著正向影响(斜率 = 0.644，p < 0.001)；高成长需求强度的个体，授权型领导虽然也会对促进型工作重塑产生正向影响，但是其影响作用较小(斜率 = 0.543，p < 0.001)，这也说明了随着个体成长需求强度的提高，授权型领导对于促进型工作重塑的正向影响将呈现出逐渐降低的趋势。综上所述，假设H5成立。
Figure 2. Moderating effect of growth need strength between empowering leadership and promotion-focused job crafting
图2. 成长需求强度在授权型领导和促进型工作重塑之间的调节作用
5. 结论与展望
5.1. 研究结论
本研究通过问卷调查法，采用SPSS 26.0和AMOS 24.0对最终样本数据进行了实证分析以深入探究授权型领导对员工幸福感的影响机制，最终得出以下研究：第一，授权型领导能够增强员工幸福感；第二，促进型工作重塑在授权型领导和员工幸福感之间起到部分中介作用；第三，成长需求强度负向调节授权型领导与促进型工作重塑之间的关系，即随着个体成长需求强度的提高，授权型领导对于促进型工作重塑的正向影响将呈现出逐渐降低的趋势。
5.2. 研究启示
第一，培养并激发管理者自上而下的授权型领导行为。由于促进型工作重塑能够有效地提升员工自身的幸福感水平，因此组织的领导者应该鼓励进行促进型工作重塑。然而，从某种意义上说，组织的领导者不应该强制要求员工努力重塑自己的工作，因为这违背了工作重塑的定义。为了解决这个问题，组织可以通过鼓励领导者从事授权型领导行为，为员工提供更多设计自己工作的自由度，进而为员工创造有利的促进型工作重塑环境。为了实现这一目标，组织可以从提高能力(例如，提供有关授权型领导核心行为特征的培训)、增强意愿(例如，招聘具备授权型领导特征的人员担任领导者)和营造环境(例如，高层管理者发挥授权赋能的榜样引领作用)三个方面入手。
第二，重视并发展员工自下而上的促进型工作重塑行为。相较于传统的由管理者设计任务、员工机械性执行指令的工作设计方法，让员工在工作中拥有更多的话语权和自主权，并对自己的工作进行主动地改变和再设计，更能实现员工和组织的双赢。为此，组织有必要为员工创造条件，让他们能够从事促进型工作重塑行为。为了实现这一目标，组织可以从激发动机(例如，为员工定制专属于他们本人的工作重塑设计方案)、形成认知(例如，开展促进型工作重塑知识的培训)和培养行为(向员工讲述成功的促进型工作重塑案例)三个方面进行干预。
第三，重视并提升员工的幸福感。在传统的组织管理模式下，组织通常更为关注绩效的提升，员工作为关键利益相关者的利益往往被忽视，这将对员工和组织带来不利的影响。因此，组织需要高度重视员工的幸福感，将员工幸福感纳入作为组织整体战略的一部分，而不是次要的结果或者与绩效有关的中介因素。与此同时，组织在考虑如何提升员工幸福感的过程中，应该从整合的视角出发，充分考虑员工在工作、生活以及心理维度的幸福感，而不是仅仅局限于单一维度。
第四，考虑并关注员工不同的成长需求强度。不同成长需求强度的员工由于在学习、发展的意愿、对结果的关注、追求目标的方式等方面存在差异，因此他们受到不同外界工作环境的影响程度也是不同的。以往的研究普遍认为，成长需求强度高的员工往往能产生更多积极的影响，而本研究发现，当采用授权型领导时，与成长需求强度水平高的员工相比，成长需求强度没有那么强烈的员工更容易受到激励，找到工作与自我的联结，采取更多促进型工作重塑行为。本研究的结果启示组织的管理者以及人力资源部门不仅要重视高成长需求强度的员工，还要重视营造积极的环境，助力成长需求强度并没有那么强烈的员工提高参与意识及进取心，为此组织需要根据员工的不同成长需求强度制定更有针对性的管理举措，激励员工采取更多促进型工作重塑行为。
5.3. 研究不足与展望
第一，关于量表的选取。本研究选取的量表除了员工幸福感量表是基于中国和西方跨文化的语境编制外，其余的量表均为国外学者编制。尽管这些量表均经过反复检验，但是由于中国和国外情境存在文化差异，同时在量表翻译过程中会存在偏差，因此会影响问卷的信度和效度。本研究建议，在未来的研究中可以采用或者开发符合中国特有文化的量表。
第二，关于研究的方法。由于本研究中所有变量都是通过自我报告的形式进行评估，因此可能会受到共同方法偏差的影响。由于本研究所有数据均在某一时点收集，因此无法做出因果推论。在未来的研究中，可以通过纵向研究、实验等方法来解决以上问题。
第三，关于研究的内容。Lichtenthaler和Fischbach按照个体不同的动机，将工作重塑分为防御型以及促进型两类 [5] 。本研究考虑到防御型工作重塑与授权型领导和员工幸福感之间的关系更为复杂，且促进型工作重塑更加符合广泛意义上人们对于主动性行为的理解，因此重点探讨了促进型工作重塑的中介作用。在往后的研究中，学者们可以更进一步探究防御型工作重塑在授权型领导和员工幸福感之间的作用机制。
参考文献