孙春玲，张梦晓，安　珣

(天津理工大学　管理学院，天津　300384；2.天津大学　管理与经济学部，天津300072)

维度分化视角下变革型领导对心理授权的激励作用研究

孙春玲1，张梦晓1，安珣2

(天津理工大学管理学院，天津300384；2.天津大学管理与经济学部，天津300072)

摘要：该研究通过对已有实证研究进行数据再分析导出了各独立研究不能呈现的潜在规律，弥补了传统文献分析和独立实证研究的不足。研究结果显示：(1)变革型领导对心理授权的激励作用效果大于单一维度的作用效果，在各维度协同作用下更易实现领导有效性及提高心理授权水平；(2)中国文化背景下，变革型领导被赋予新的内涵，相较于智力激发，德行垂范更易引起员工共鸣并提升心理授权水平；(3)变革型领导对心理授权各维度的影响力度具有差异性：与意义、自主性的关联强度大于和自我效能感、影响力的关联强度。该研究针对上述元分析结果进行了深入的分析和探讨，在维度分化视角下更加准确地指出了二者之间的作用规律，为管理实践者实施变革型领导提供了更可靠、更有效的理论依据。

关键词：元分析；激励作用；变革型领导；心理授权；维度分化

一、引言

现代社会，企业对人力资本的管理既需要通过制度约束个体行为，更需要通过文化环境建设触及个体认知从而从根本上产生个体的自我规范和激励，正如我国依法治国既需要法制建设，更需要法治文化和法治精神的建设。心理授权(psychological empowerment)提供了一条通过柔性机制设计改变个体主观认知，进而提高个体主动性水平、潜能释放水平和创造力水平的激励路径[1-2]。虽然研究显示众多组织已经开展了心理授权的实践，但是相关理论研究落后于实践[3]。特别是国内，对心理授权的研究开始较晚，在变革型领导提升心理授权水平的研究方面尚显粗略。造成了在通过实施变革型领导提升心理授权水平的实践中，不仅容易由于中西方研究成果不一致而无所适从，而且常常由于缺乏两个变量各维度之间关系的数据分析，致使相关制度设计和企业变革陷入困境。

归结主要原因有以下三点：一是由于通过领导力激励心理授权实践的情况比较复杂，现有研究多泛泛地局限于变革型领导与心理授权这两个高层次变量的关系研究，缺乏维度分化后的精准关系确定；二是即便研究细化到单一维度，对于单一维度的作用方向及大小的研究结论也往往出现不一致、甚至相悖的情况[4-6]；三是独立研究未强调中西方文化对变革型领导实施结果的影响，国家文化代表着不同的价值观和思维方式，这会影响员工对领导者行为的理解，导致变革型领导作用效果的不同。上述原因造成的差异性研究结果动摇了变革型领导和心理授权的理论基础，影响领导者发展变革型领导的决心和力度，阻碍企业建立员工激励机制。

因此，为全面评估变革型领导，在更大规模数据基础上更为精准地识别变革型领导(以及各维度)对心理授权(以及各维度)的激励是否有效，以及哪些方面发挥更重要的作用，本文运用元分析技术在维度分化的视角下进行变革型领导对心理授权激励作用的深入研究，并且探讨文化背景对变革型领导的调节作用，着重研究两个高层次变量维度分化后未曾被挖掘的关联性、差异性以及一些特有的表现。

二、变革型领导与心理授权的维度划分与假设

(一)变革型领导与心理授权维度划分的理论回顾

该研究涉及的两个变量分别是：变革型领导和心理授权，为了深入分析两者在微观层次上的相关联系，本文进行了以下文献整理。

1.变革型领导维度划分理论回顾

变革型领导这一概念最早是在1973年由Downton提出，Burns将其提升至领导理论的高度，他指出变革型领导是上级领导与下级员工互动的一种过程，可增强彼此的熟悉程度，从而提升双方的内在动机水平。在变革型领导理论的发展过程中，Bass的工作得到了学者们的广泛认可。Bass等经过深入探讨，得出了变革型领导的四维度量表，智力激发(intellectual stimulation)、感召力(inspirational motivation)、个性化关怀(individualized consideration)和领导魅力(charisma)四个维度[7]。目前，各种研究中形成了对于以上四个维度的普遍认识。智力激发：领导者提出问题，鼓励员工运用知识和经验并采用新方法解决问题，以此提高员工创新意识；感召力：领导者建构出组织发展愿景，激发员工工作动机，体现员工工作意义，使员工超越个人利益，为组织目标奋斗；个性化关怀：领导者依据每位员工的特质和发展需求，给予各种可能的支持；领导魅力：领导者通过自身良好形象，为员工树立榜样，并赢得员工的尊重和信任[8-9]。

在中国情境下，变革型领导内涵和测量的研究成果主要包括：德行垂范、愿景激励、个性化关怀、领导魅力的四维度量表[10]；以及包括影响力、愿景激励、个性化关怀和智力激发的四维度二阶量表[11]。由于前者得到较多学者的认可和应用[12-13]，因此本研究以该量表代表中国情境下的研究成果与西方量表进行比较，比较结果表明：(1)国内量表提出的“愿景激励”维度与西方的“感召力”维度虽然名称有差异，但是根据各自的测量题项分析其内涵基本一致；(2)在国内量表中没有智力激发这一维度，德行垂范属于中国情境下的一个独特维度，强调领导者良好的道德品质对员工的激励作用；(3)通过对不同文化情境下“个性化关怀”的解读，中国变革型领导除了关心员工的个人发展和工作，还会关怀员工的家庭生活，但是不同情境下基本内涵比较一致；(4)两个量表中的领导魅力维度基本内涵一致。

本文在对纳入元分析的文献进行分析整理时，将感召力等同于愿景激励，最终决定在德行垂范、愿景激励、个性化关怀、领导魅力和智力激发五个方面进行维度分化的元分析。

2.心理授权维度划分理论回顾

对于授权概念，可以追溯到60多年前员工参与管理的研究。提倡授权的学者都有一个潜在的信念：主动授权能够提高员工的绩效，提升幸福感和形成积极的心态[2,14]。心理授权是个体感知到他们被赋予权利时的一种认知状态，它关注所处环境的状态或设置，在这种环境中员工可以相信他们已经掌控了自己的工作，而不受他人支配。

目前，学者们普遍应用心理授权的四维度量表[15-16]，分别是意义(meaning)、自主性(self-determination)、自我效能感(self-efficacy)和影响力(impact)。并且，有研究还进一步证明这四个维度体现了心理授权结构的完整性[17]。其中，意义，是个人对自身工作价值的评判；自主性，是个人对工作决策的参与程度；自我效能感，个人对自己圆满完成任务的能力所具有的信念；影响力，是指个人感知到的自身工作对组织或团队的影响程度。心理授权的四个维度均反映了个人对自己工作角色的积极定位而非消极定位[18]，当四个维度都达到高水平时，心理授权的效果也达到最好。

(二)二者间整体与分维度关系假设的提出

1.变革型领导与心理授权整体关系的假设

基于以上理论基础，大部分研究表明变革型领导与心理授权之间具有显著的正相关性。代表性研究主要有：陈淑妮以企业知识型员工为样本[19]，兰佳庆对医院护士进行问卷调查[20]，Allameh以学校教师作为研究对象[21]，均证明变革型领导可显著提高下属心理授权水平，从而达到变革型领导的预期目标。但独立研究间，变革型领导与心理授权关系的大小存在较大差异。例如，Bruce证明心理授权与变革型领导之间的相关性仅为0.15[22]，而Li-Yun Sun的研究结果显示两者间有很强的关联性，系数高达0.63[23]，因此，需要对已有的研究进行进一步的数据分析，实现对二者之间相关性的更准确描述。

依据马斯洛需求层次理论：变革型领导者向员工提出远大目标，更易体现自我价值和激发工作主动性，让员工内在动机得到自我升华，以期更加主动地实现个人价值和组织目标[24]。变革型领导通过柔性管理，重新构建组织文化，给予员工个性化关怀，营造出尊重、和谐的环境氛围，创造授权，提高员工的工作热忱度[25]。而授权强调通过环境因素对个体心理感知的影响，触发员工的行为动机，从而提高个体的自我效能[26]。

因此，本文提出如下假设:

假设1：组织管理者通过实施变革型领导，可以显著提高员工的心理授权水平，从而达到优化个体积极组织行为的效果。

2.变革型领导分维度对心理授权激励作用的假设

通过回顾发现，有研究将变量的多维度结构展开测量，结果表明变革型领导各维度对心理授权影响具有差异性。其中，部分研究显示，变革型领导与心理授权间的关联程度大于各维度与心理授权的关系[7]；而有研究证明变革型领导的单一维度对心理授权的影响力度更大，如，有学者在对变革型领导-心理授权-员工建言的研究中，证实变革型领导的四个维度均对心理授权有积极影响，且都大于变革型领导这一整体概念的激励力度[6]。

管理学研究中，理论构念的测量指标分为两类：反映型指标和构成型指标。反映型指标是理论构念的外在表现，会随着构念内涵的改变而发生变化。变革型领导理论这一构念的测量指标属于反映型指标，变革型领导关注员工的兴趣所在以及职业的发展需要；帮助员工以新视角、新思路看待问题；激励员工为实现组织目标而努力[27]。德行垂范、愿景激励、个性化关怀、领导魅力及智力激发，均属于变革型领导的某种外在表现形式。由于研究者在使用这些测量指标时受制于各种认知局限，测量过程往往是带有误差的[28]。因此，应采用多个(而非单一)测量指标去反映一个共同的理论构念[29]。反映型指标是相互补充、相互支持、相互联系和相互依赖的，任何一项实践的有效性都需依赖其他几项实践实施到位。

因此，本文提出如下假设：

p：在变革型领导维度分化后的独立关系验证中，各维度(德行垂范、愿景激励、个性化关怀、领导魅力、智力激发)分别与心理授权之间呈正相关关系；

p：变革型领导各维度协同对心理授权施加激励，叠加产生的整体作用效果大于单一维度的作用效果。

智力激发是西方量表独有的测量维度，而德行垂范是中国情境下的指标。由于部分国内研究应用变革型领导的西方量表展开测量，但并没有相关实证研究证明此量表在中国情境下的适用性。因此，本文提出如下假设：

H4：中国情境下，相较于智力激发，德行垂范能够更显著地提高心理授权水平。

3.变革型领导对心理授权分维度激励作用的假设

心理授权是实现变革型领导有效性的重要中介变量。国内外研究表明，将心理授权分成几个维度来验证相关性，变革型领导与各维度的关联程度不同。有研究表明，变革型领导与心理授权的工作意义这一维度有较强的相关性，而与其他维度的关系较弱[20]；另有研究显示，变革型领导与自我效能感关系不显著，与其余三个维度有显著的积极关系[30]。但比较一致的研究认为变革型领导主要通过影响心理授权的工作意义和自我效能感两个维度来影响其有效性[31]。如，李超平等学者，经实证研究发现，变革型领导与心理授权的工作意义和自我效能感这两个维度关系较紧密，且工作意义和自我效能感在变革型领导与员工工作态度之间起中介作用[32]；同样，吴志明等采用结构方程模型的方法分析变革型领导与心理授权各维度间的关系，结果显示变革型领导与工作意义和自我效能感有较强关联，这两个维度在变革型领导与组织公民行为间起中介作用[33]。

1.2.1 介入组采取在超声引导下行腹部穿刺介入治疗的方法。超声检查探查病变位置,按照异位妊娠囊的具体位置,确定穿刺部位。常规消毒后,将无菌套套于探头上,安装好穿刺架,取21GPTC穿刺针,在超声引导下将穿刺针经探头引导槽穿刺进入妊娠囊内,将针芯拔出后,尽可能抽出妊娠囊内的液体,然后根据异位妊娠囊大小注入50mg~100mg MTX(生产企业:北京斯利安药业有限公司;国药准字:H11020227)。

因此，本文提出如下假设：

H5：变革型领导与心理授权各维度(工作意义、自主性、自我效能感、影响力)分别呈正相关关系；

H6：心理授权维度分化后，变革型领导对意义、自我效能感的激励强度大于对自主性、影响力的激励强度。

三、基于元分析技术的假设检验

本文采用的元分析(meta-analysis)技术，以已有的实证研究成果为基础，进行数据再分析，规避了传统文献分析和数据分析的问题，可最大限度控制可能出现的偏差[34]，以得到更具可靠性和普遍性的结论。

(一)二者之间关系实证研究文献的检索与筛选

采用元分析方法，首先要检索变革型领导与心理授权关系的实证研究。本文以如下方式搜索文献：(1)在中国期刊全文数据库、中国优秀博士和硕士学位论文数据库、万方数据库检索系统、谷歌学术搜索以及互联网中检索题名、主题、关键词或者摘要中包含“领导、变革型领导”与“授权、心理授权”的文献。(2)在数据库EBSCO、JSTOR、Emerald，Springer Link、Science Direct以及谷歌学术检索题名、主题、关键词或者摘要中包含“leadership、transformational leadership”与“empowerment、psychological empowerment”的文献，对于无法获得全文的文献，通过E-mail委托国外的同事、同学获取。截至2014年8月，我们共检索到相关研究文献81篇，其中中文49篇，英文32篇。

文献的筛选方式：(1)选择实证研究，剔除理论研究、综述性研究；(2)剔除讨论团队层次心理授权的文献；(3)选择报告了r族效应值(包括相关系数、路径系数)、样本量的文献。本文最终获得42篇相互独立的实证研究，其中中文28篇，英文14篇。

(二)筛选后用于元分析文献的整理和编码

(三)基于元分析的文献数据再分析与解释

元分析关键在于数据计算，本文采用专业软件CMA2.0(Comprehensive Meta Analysis 2.0)对数据进行统计处理。

首先，本文选择变革型领导与心理授权的相关系数作为效应值统计量。若研究中报告了路径系数，则需先将路径系数转化为相关系数*Peterson和Brown(2005)通过研究证明，得到路径系数β与相关系数r间的转化公式：r=β×0.98+0.05(β≥0);r=β×0.98+0.05(β<0)。通常，以相关系数作为效应值统计量时，采用费雪转换(Fisher’s Z)对相关系数进行转换[35]。

第一，将各独立研究中的相关系数转化为Fisher’s Z值。

Zi=0.5ln[(1+ri)/(1-ri)]

公式1

但是，不是所有的再分析者都喜欢利用经过费雪转换的相关效应值。Hunter 和Schmidt认为这些值会有更大的偏差[36]，他们更喜欢把未经过费雪转换的相关系数组合在一起。但这种方法给再分析者将要进行的其他计算带来一定程度的混乱，例如效应值方差和权重的计算等。因此，本文采用经过费雪转换的相关系数展示元分析结果。

第二，以标准误平方的倒数作为权重，对Fisher’s Z值进行加权平均，即每个效应值乘以其各自的权重，求总和后再除以权重之和。

公式2

第三，将经过费雪转换的相关系数重新转换为标准相关系数rz，并作为效应值进行数据分析。

公式3

其次，依同质性检验结果，选择固定或随机效应模型。元分析的前提条件之一是多个独立研究之间具有相似性。同质性检验依据Q检验结果，Q值服从自由度为 k-1的卡方分布[34]。在统计上显著的Q意味着一个异质性分布，即当Q值大于卡方分布的临界值，采用随机效应模型[37]；当Q值在统计上不显著，可选固定或随机效应模型。

最后，检验合并统计量。无论将变革型领导和心理授权各自看作整体变量，还是将其各自分化为不同维度，都需要保证独立研究的合并统计量具有统计意义，本文以Z值作为检验标准。元分析文献的部分编码信息如表1所示*表1展示出纳入元分析的文献，“参考文献”仅列出国标标注的文献。。

四、基于元分析技术的假设检验结果

(一)元分析文献的偏倚分析

图1是两变量的总体效应值分布情况，横轴是相关系数经转换后得到的Fisher’s Z效应值，纵轴是Fisher’s Z效应值的标准差。漏斗图是对出版偏倚的定性分析，由图1可见，元分析采纳的大部分研究在漏斗图的顶部，标准差值较小，并且聚集在平均效应值附近，基本呈对称状态，没有研究出现在漏斗图的底部，表明元分析存在出版偏倚的可能性几乎为零。

同时，本文还求得失安全系数N(Fail-safe N)，对出版偏倚进行定量估计[35]。失安全系数为13620(K=42)，即若想证明该元分析结果不实，需要找到13620个与此结果相反的独立研究。因此可认为本研究基本可以排除出版偏倚问题，研究结论可信。

表1　元分析文献编码

图1　元分析效应值分布漏斗图

(二)变革型领导与心理授权之间整体激励作用的元分析结果

表2是变革型领导与心理授权总体效应值的元分析结果。Q统计量显示各效应值是异质的(Q=1249.179，P=0.000)；I-squared(I2)的值为96.718，表明观察到的效应值总变异中的96.718%是由于真实误差造成的，3.282%是由随机误差导致的。Tau-squared(τ2)的值为0.014，说明研究间变异(between-study varience)有1.4%可用于计算权重，而当τ2=0时，认为固定效应是随机效应的一种特殊表达方式[38]。

由表2知，整体上探讨变革型领导与心理授权的关系强度时，以随机效应模型的计算为依据。结果显示，修正后的整体相关系数rz=0.361,(P=0.0000)，95%的置信区间是rz=0.327到rz=0.393，该区间不包括0，说明平均效应值在该置信区间所指定的水平上是显著的。因此假设1得到验证，变革型领导与心理授权之间有正向作用关系。

(三)变革型领导分维度对心理授权激励作用的元分析结果

表3报告了变革型领导与心理授权维度分化后的元分析结果。除了智力激发与心理授权关系的元分析Q统计量不显著，其余Q统计量均显示各效应值异质，为了统一标准，仍采用随机效应模型。

(2)H4表示中国情境下智力激发与心理授权关系的元分析结果；(3)①H5a-1至 H5d-1依次表示德行垂范与意义、自主性、自我效能感、影响力的元分析结果；②H5a-2至H5d-2依次表示愿景激励与意义、自主性、自我效能感、影响力的元分析结果；③H5a-3至 H5d-3依次表示个性化关怀与意义、自主性、自我效能感、影响力的元分析结果；④H5a-4至H5d-4依次表示领导魅力与意义、自主性、自我效能感、影响力的元分析结果。

在变革型领导维度分化后对心理授权作用的假设检验方面，主要有两点：第一点，由元分析结果可以看出变革型领导单一维度与心理授权的关系，德行垂范(K=11，rz=0.301,P<0.001)、愿景激励(K=17，rz=0.287，P<0.001)、个性化关怀(K=17，rz=0.312，P<0.001)、领导魅力(K=17，rz=0.320，P<0.001)与心理授权的关系均为中等强度*Cohen(1977,1988)经观察总结，将行为科学领域中相关系数效应值大小的值域界定为：当r ≤ 0.10 时认为是小，当 r=0.25 时认为是中等，当 r ≥ 0.40 时认为是大。的显著正相关；只有智力激发(K=5，rz=0.239，P<0.001)与心理授权关系相对较小，但仍为显著正相关。对比变革型领导与心理授权之间激励作用的整体相关系数，变革型领导对心理授权的整体作用效果大于单一维度对心理授权作用效果，因此，假设2与假设3得到证实。

第二点，为对比变革型领导的中西方量表的适用情况，本文将中国情境下仍采用智力激发这一维度的研究进行了元分析，如表3所示，智力激发(K=4，rz=0.246，P<0.001)与心理授权关系。这一结果证明假设4成立，即中国情境独有的德行垂范(K=11，rz=0.301,P<0.001)与心理授权的相关性更为紧密。

(四)变革型领导对心理授权分维度激励作用的元分析结果

在变革型领导对心理授权维度分化后激励作用的假设检验方面，由表3发现，变革型领导对心理授权各维度的作用效果是分层次的，存在明显的强度等级，变革型领导与工作意义(K=19，rz=0.410，P<0.001)具有较强的显著正相关；与自主性(K=19，rz=0.350，P<0.001)、自我效能感(K=19，rz=0.275，P<0.001)为中等强度的显著正相关；与影响力(K=19，rz=0.204，P<0.001)的相关性相对较小，但仍显著正相关。由此可知，变革型领导对心理授权单一维度的影响具有差异性，大小依次为：工作意义、自主性、自我效能感、影响力。而且，变革型领导维度分化后，各维度对工作意义、自主性、自我效能感、影响力的作用大小同样为上述顺序。假设5成立，假设6可以得到部分验证：相较于自我效能感，变革型领导与自主性的关联程度更强。

表2　变革型领导与心理授权关系的元分析总体结果

表3　变革型领导与心理授权关系的元分析具体结果

注：(1)pa-pe依次表示德行垂范、愿景激励、个性化关怀、领导魅力、智力激发与心理授权关系的元分析结果；

五、研究结论与管理建议

(一)研究结论与讨论

在已有研究的基础上，本文采用元分析方法对变革型领导(各维度)与心理授权(各维度)之间的关系进行了数据再分析，得出以下结论。

第一，变革型领导各维度协同作用影响员工心理授权感知水平，各维度间协同程度越高，员工越有可能产生工作积极性。具体而言，作为整体变量，变革型领导与心理授权的正相关性大于单一维度与心理授权的正相关性。这一结论与理论构念的反映型指标论据相一致，单一维度下的行为不能完全体现出变革型领导的特性，各维度间具有互补性、依赖性，只有综合考虑所有维度，才能对心理授权产生预期的激励作用。

第二，变革型领导在中西方文化情境下有不同的维度分化表现，中国情境下本土化德行垂范这一行为方式对员工心理授权的激励作用更为显著，而西方量表独有的智力激发这一指标的适用性有所降低。德行垂范与心理授权间的相关系数为0.301(P<0.001)，智力激发与心理授权间相关系数为0.246(P<0.001)，这说明中国文化背景下的实证研究，若选用西方文化特性的量表测量变革型领导与心理授权的相关性，则数据分析结果与两者间真实的关联性会产生不一致性，影响研究的有效性、可靠性。

第三，变革型领导与心理授权各维度都呈正相关性，但它对自主性、意义这两个维度的激励效果最为明显。变革型领导与自主性的相关系数为0.350(P<0.001)，与工作意义的相关系数为0.410(P<0.001)。这一结论说明，变革型领导是作用于心理授权的有效激励因素，主要通过提升员工的“工作自主性”和“工作意义”的感知以满足生产过程中员工对心理授权的需求。

(二)管理建议

首先，应注重企业领导者的变革型领导风格对员工工作积极性的作用。组织在针对员工实施激励措施时，不仅要重视硬性规章制度的建设，也要注重领导者言行举止对员工行为的影响。作为现代企业推崇的领导风格，变革型领导最能够促使员工调整内心心理感知，使自身行为更符合组织和领导要求。这是因为德行垂范、愿景激励、个性化关怀和领导魅力等的实施可以化解评价、规范、监管等制度设计所引发的代理成本过高和员工主动性、创造力降低的困境，实现员工的自发性激励。由于其不需要太多物质资本的投入，而且符合创新常态性经济技术发展现状的需要，因此，企业在实践中应重视变革型领导和心理授权的运用，将其放在人力资源管理的重要位置，做到战略上重视，战术上关注。

其次，应依据企业的文化背景灵活制定变革型领导实施政策。企业在进行政策决策时，既要借鉴西方先进的管理经验，又要扎根于自身所处的管理环境。由于受不同文化影响，企业组织和员工个体的认知方式和行为模式会有一定差异，在中国文化背景下直接引用西方国家的管理制度可能会导致领导者的决策失误。因此，在中国文化背景下，企业为提升员工心理授权水平、增强员工主动性而运用变革型领导风格时，除了要开展愿景激励(感召力)、个性化关怀和领导魅力带动之外，还应关注德行垂范的作用而不是智力激发。

再次，应综合考虑变革型领导各维度下领导行为，合理进行企业管理制度设计。变革型领导有多种外在表现形式，并未将领导者行为局限于某一点，因此，企业要提升组织的心理授权水平，更好地激励员工，就必须依赖多种领导行为的共同作用。如果是西方文化背景的企业，应从智力激发、感召力、个性化关怀和领导魅力四个方面同时开展系统设计和实施，中国文化背景的企业则应从德行垂范、愿景激励(感召力)、个性化关怀和领导魅力四个方面进行，总之是各个维度协同实施而不是片面顾及某一方面或某几方面，只有这样才能够实现最佳的实施效果，事半功倍。

最后，应结合员工的不同工作特性和心理需求，实施具有针对性的激励方式和方法设计。不同工种和不同层级的员工，即使面对相同的领导者，内心的需求和满足程度也不尽相同。因此，领导者需要了解不同员工的真正需求是什么，不同阶段工作的实质要求是什么，依据员工特性进行针对性激励，促使每一位员工主动投入到工作中。如果领导者期望提高组织的心理授权水平，特别是当一个企业中员工的自主性、意义感知需要较大提升的时候，实施变革型领导较为有效；相反，如果员工已经有较高的自主性和对工作意义的感知，那么通过实施变革型领导提高心理授权水平将不会有理想的效果，应该考虑运用其他更为有效的激励方法或工具。

在此基础上，未来研究可关注的问题有三点：其一，变革型领导对心理授权的作用机理研究。本文证明变革型领导对心理授权各维度激励效果有明显差异，未来可研究这两者间是否存在和存在哪些中介或调节效应，从而通过控制新增变量来提高变革型领导对心理授权整体的影响力度。其二，维度分化视角下的微观层次研究。本文运用元分析技术进行了变革型领导和心理授权两个不同理论构念下的维度分化分析，未来可探究单一理论构念下各维度存在哪些作用关系，例如有研究发现，心理授权的不同维度间具有复杂的交互作用[39]。其三，文化差异对量表适用性的影响研究。部分国内学者应用西方变革型领导量表开展研究影响结果有效性，未来可进行中西方量表适用性的比较研究分析，基于足够数量的实证研究，进一步明确中、西方量表的适用边界条件，避免研究者和管理者在学习变革型领导理论和实践过程中生搬硬套。

参考文献：

[1]Frese M,Garst H,Fay D.Making things happen:Reciprocal relationships between work characteristics and personal initiative in a four-wave longitudinal structural equation model [J].Journal of Applied Psychology,2007,92(4):1084-1102.

[2]宋典，袁勇志，张伟炜.创业导向对员工创新行为影响的跨层次实证研究——以创新氛围和心里授权为中介变量[J].科学学研究，2011,29(8):1266-1273.

[3]Maynard M T,Gilson L L,Mathieu J E.Empowerment fador fab? A multilevel review of the past two decades of research [J].Journal of Management,2012,38(4):1231-1281.

[4]陈维亚.变革型领导对企业创新能力影响之研究[D].上海：东华大学,2011.

[5]吴敏，刘主军，吴继红. 变革型领导、心理授权与绩效的关系研究[J].软科学, 2009, 23(10): 111-117.

[6]于伟.企业领导风格对员工建言意愿的影响研究—基于心理授权中介变量的分析[D].长沙：湖南师范大学,2014.

[7]Bass B M.Theory of transformational leadership redux [J].Leadership Quarterly,1995,6(4):463-478.

[8]杨春江,冯秋龙,田子州.变革型领导与员工任务绩效:主动性人格和领导-成员交换的作用[J].管理工程学报,2015,29(1):39-46,97.

[9]杨春江,蔡迎春,侯红旭.心理授权与工作嵌入视角下的变革型领导对下属组织公民行为的影响研究[J].管理学报,2015,12(2):231-239.

[10]李超平,时勘.变革型领导的结构与测量[J].心理学报,2005,37(6):803-811.

[11]孟慧,宋继文,徐琳,等.中国情境下变革型领导的内涵与测量的再探讨[J].管理学报,2013,10(3):375-383.

[12]李琳,陈维政.国企改革情景下变革型领导的特征测量[J].华东经济管理,2015,29(6):41-48,65.

[13]王雪莉,林洋帆,杨百寅,等.信任的双刃剑:对变革型领导与知识分享关系的中介作用[J].科学学与科学技术管理.2013,34(8):172-180.

[14]Spreitzer G.Taking stock:A review of more than twenty years of research on empowerment at work.// C Cooper,J Barling (Eds.).Handbook of Organizational Behavior[M].Thousand Oaks,CA:Sage,2008：54-73.

[15]Ergeneli A,Ari G S,Metin S,et al.Psychological empowerment and its relationship to trust in immediate managers [J].Journal of Business Research,2007,60(1):41-49.

[16]Huang X,Iun J,Liu A,et al.Does participative leadership enhance work performance by inducing empowerment or trust? The differential effects on managerial and non-managerial subordinates [J].Journal of Organizational Behavior,2010,31(1):122-143.

[17]Seibert S E,Wang G,Courtright S H.Antecedents and consequences of psychological and team empowerment in organizations:A meta-analysis review [J].Journal of Applied Psychology,2011,96(5):981-1003.

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

[19]陈淑妮，卢定宝，陈贵壹.不同领导行为对组织创新的影响：沟通满意度和心理授权的中介效应[J].科技管理研究，2012(18):135-140.

[20]兰佳庆，张培莉，杨辉.变革型领导行为与护理人员心理授权的相关性研究[J].中国医学创新，2010，7(13):85-87.

[21]Sayyed M A,Marzieh Heydari,Sayyed Mohammad Reza Davoodi.Studying the relationship between transformational leadership and psychological empowerment of teachers in Abade township [J].Social and Behavioral Sciences,2012,31(1):224-230.

[22]Bruce J A,Wei-Chun Zhu,William Koh,et al.Transformational leadership and organizational commitment:mediating role of psychological empowerment and moderating role of structural distance [J].Journal of Organizational Behavior,2004,25(8):951-968.

[23]Li-Yun Sun,Zhen Zhang,Jin Qi,et al.Empowerment and creativity:A cross-level investigation [J].The Leadership Quarterly,2011,23(1):55-65.

[24]陈文晶，时勘.变革型领导和交易型领导的回顾与展望[J].管理评论,2007,19(9):22-30.

[25]吴琼，施建军.在变革中领导:变革型领导理论评述[J].南京社会科学,2010(2):44-49.

[26]Liden R C,Wayne S J,Sparrowe R T.An examination of the mediating role of psychological empowerment on the relations between the job,interpersonal Relationships,and work outcomes [J].Journal of Applied Psychology,2000,85(3):407-416.

[27]Stephen P R,Timothy A J.组织行为学[M].孙健敏，李原，黄小勇,译.北京:中国人民大学出版社，2008.

[28]Edwards J R.The fallacy of formative measurement [J]. Organizational Research Methods,2011,14(2)：370-388.

[29]陈晓萍，徐淑英，樊景立.组织与管理研究的实证方法[M].北京：北京大学出版社，2012.

[30]Nurdan Ozaralli.Effects of transformational leadership on empowerment and team effectiveness [J].Leadership & Organization Development Journal,2003,24(6):335-344.

[31]于博，刘新梅.“揭开黑箱”—变革型领导中介变量的研究现状与展望[J].心理科学进展,2009,17(1):158-164.

[32]李超平,田宝,时勘.变革型领导与员工工作态度:心理授权的中介作用[J].心理学报,2006,38(2):297-307.

[33]吴志明,武欣.变革型领导、组织公民行为与心理授权关系研究[J].管理科学学报,2007,10(5):40-47.

[34]Stanley,T D.Wheat from chaff:Meta-analysis as quantitative literature review [J].Journal of Economic Perspectives,2001,15(3):131-150.

[35]李金德.心理与教育元分析中相关系数的合并[J].心理学探新,2015,35(3):244-250.

[36]Hunter J E,Schmidt F L.Dichotomization of continuous variables:The implications for meta-analysis [J].Journal of Applied Psychology,1990,75(3):334-349.

[37]Mike W,L Cheung.Meta-analysis:A structural equation modeling approach [M].New Jersey:Wiley Press,2015.

[38]Jian Huang,Henri⊇tte Maassen Van den Brink,Wim Groot.A Meta-analysis of the effect of education on social capital [J].Economics of Education Review,2009,28(4):454-464.

[39]Wang G,Lee P D.Psychological empowerment and job satisfaction:An analysis of interactive effects [J].Group and Organization Management,2009,34(3):271-296.

(本文责编：辛城)

Study on the Encouraging Effect of Transformational Leadership

on Psychological Empowerment Based on Dimensional Differentiation

SUN Chun-ling1,ZHANG Meng-xiao1,AN Xun2

(1.School of Management,Tianjin University of Technology,Tianjin 300384,China;

2.College of Management and Economics,Tianjin University,Tianjin 300072,China)

Abstract：Through reanalyzing the existing empirical studies’data,this article exports the rules that individual study can’t present,also covers the shortage of traditional literature review and individual empirical study.The meta-analysis results show:(1) The effect of transformational leadership on psychological empowerment is greater than a single dimension;Under all dimensions synergies,it’s more likely to achieve leadership effectiveness and improve the level of psychological empowerment.(2) In Chinese culture,transformational leadership is endowed with new connotation.Compared with intellectual stimulation,moral demonstration resonates among employees and is closer to psychological empowerment.(3) The influence strength of transformational leadership on psychological empowerment each dimension has the difference:the connections with meaning/ self-determination are greater than those with self-efficacy/impact.This article has carried on the thorough analyses and discussions about the above results,and,on the basis of dimensional differentiation,points out the rules between transformational leadership and psychological empowerment,providing a more reliable and effective theory basis for management practitioners.

Key words:meta-analysis;encouraging effect;transformational leadership;psychological empowerment;dimensional differentiated

中图分类号：C936

文献标识码：A

文章编号：1002-9753(2015)10-0166-11

作者简介：孙春玲(1975-)，女，天津人，天津理工大学管理学院教授，管理学博士，研究方向：组织行为、人力资源、工程管理。

基金项目：国家自然科学基金青年项目(71001078)；国家自然科学基金面上项目(71371137)。

收稿日期：2015-05-25修回日期：2015-10-18