宋锟泰 张 珊 杜鹏程

(安徽大学商学院)

1 研究背景

在当前的动态环境中，尤其是在疫情的影响下，企业的工作内容会频繁发生变化，以往墨守成规、按部就班的工作方式难以取得竞争优势。新常态下，要实现高质量发展，就需要员工展现出更多的主动性行为[1]。近年来，企业界和学界对于员工主动性行为产生热议也正是因为如此[2,3]。鉴于此，如何激发员工的主动性行为一直是实践界和研究界共同关注的热点问题。

员工主动性行为是指员工的一系列自发主动的、有助于改善工作环境和工作结果的工作行为[4]。例如，员工的建言行为、变革行为、助他行为等。现有研究已证实领导因素是影响员工主动性行为的重要前因。例如，包容性领导[2]、伦理型领导[5]都有助于增加员工主动性行为等。但需要指出的是，在动态环境下，领导很难做到“事必躬亲”，需要与员工分享权力并培养员工的综合能力，这些行为被定义为领导授权赋能行为[6]。员工在工作中展现主动性行为的前提是有能力、有意愿和有条件进行展现，而赋予员工上述能力、意愿和条件的关键便是领导的授权赋能行为[7]。但是，领导的授权赋能行为是否总是多多益善还需要进一步探究。现有关于领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的关系研究也呈现争议。例如，有研究指出，领导授权赋能行为虽然存在诸多积极意义，但也存在一定隐患[8～10]。还有研究则认为，过多的领导授权赋能行为容易被员工感知为领导对自己的放任，导致员工的主动性行为减少[11]。由此，进一步厘清领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的关系十分必要。

在领导授权赋能行为的影响结果中，情感和态度被频繁提及(如耗竭感[10]、愤世嫉俗[12]等)，而个体的情感与态度又是决定其主动性行为的关键因素[13]。由此，该观点与情感事件理论一致，即工作事件(如领导授权赋能行为)影响了个体在工作中的情感进而改变其自身的工作行为[14]。雇员敌意是员工对其上级主管产生的一种敌对情感，源于领导对员工的不当对待，导致员工产生不适、威胁等经历，从而破坏其工作动机，引发消极工作行为[15]。在动态环境下，员工完成工作、展现主动性行为势必需要授权[16]。如果领导完全不授权，员工难以开展工作，此时便会感到领导的不当对待，产生敌意；如果领导过多授权，多余的“权力”反而会成为员工的负担[10]，此时员工同样会感到自己受到不当对待，产生敌意。可见，领导的授权赋能行为可能引发雇员敌意进而改变员工的主动性行为。然而，在探索领导授权赋能行为的作用机制时，现有研究大多基于信任[17]、动机[18]等视角探索其线性机制，忽视对雇员敌意视角及非线性机制的关注。鉴于此，探索雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的非线性机制十分必要。

外部的环境动态性驱使领导进行授权，与此同时，员工工作节奏也在不断加快，诱发了工作中的时间压力问题。领导行为对员工的影响作用与员工的工作特征有关[19]。由此可见，员工的时间压力可能改变领导授权赋能行为的影响作用。根据情感事件理论，领导行为、工作特征(如时间压力)共同构成了员工所经历的工作事件,进而影响其态度与行为[14]。有研究指出，授权对员工而言是工作资源，当此项资源与高工作要求(如高时间压力)进行组合时，可以产生更加积极的情感和行为[20,21]。但是，也有学者认为，工作中的压力会削弱领导授权赋能行为的积极作用[22]。由此可见，员工在不同时间压力下，领导授权赋能行为的作用有待进一步厘清，因此，有必要对时间压力在领导授权赋能行为与员工主动性行为关系间的调节作用进行探索。

综上所述，本研究拟从情感事件理论的角度，研究领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的非线性关系，以及雇员敌意和时间压力分别在上述关系间的中介作用和调节作用，以期丰富领导授权赋能行为的实证研究成果，拓展情感事件理论在领导行为领域中的运用，亦为领导行为的有效性边界积累提供研究证据。

2 理论基础与研究假设

2.1 领导授权赋能行为与员工主动性行为

KONCZAK等[6]将权力委派、承担责任、自主决策、信息分享、能力开发和指导创新绩效这6种行为定义为领导授权赋能行为。早期有关研究指出，领导授权赋能行为与员工主动性行为之间存在正向关系[23]。但是，近期有研究却指出，领导授权赋能行为并非“无往无利”，也存在一些不良影响。例如：领导授权赋能行为在提升员工动机的同时，也会增加员工的耗竭感和倦怠感[10]；过多的授权反而让员工感到被领导放任，从而产生消极的工作结果[11]；过多的授权还会造成员工的认知障碍，从而破坏其工作动机和工作绩效[24]。对现有研究进行梳理后可发现，早期相关研究大多基于社会交换、自我决定、工作要求-资源模型等理论基础，这些理论将领导授权行为视为一种“多多益善”的积极因素，从而忽视了该行为的消极作用。可见，在动态环境下，早期理论的局限性逐渐显现，领导授权赋能行为与员工主动性行为的关系有待进一步研究。

情感事件理论认为，工作场所中的经历会影响个体的后续行为[14]。领导向员工进行授权和赋能构成了员工所经历的工作事件。领导授权赋能行为的增加，有助于员工形成积极的工作经历，从而激发其积极行为，但过多的授权赋能行为也可能导致员工消极的工作经历，从而减少其积极行为。可见，情感事件理论为探索领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的非线性关系提供了理论依据。具体阐述如下。

首先，当领导的授权赋能行为处于缺失状态时，由于领导完全不向员工授权、赋能，员工缺乏完成工作的必要条件[16]。即领导频繁地干预甚至控制员工，会让员工畏首畏脚不知道如何开展工作，只能在得到上级的许可后才会行动。于是，员工的自我认知遭到破坏[24]，体验到消极的工作经历。此时，领导少量的授权赋能行为易被员工察觉[25]。随着该行为增加，员工获得权力和能力并感到具备了完成工作的条件，有信心、有意愿且有能力完成工作[18]。根据情感事件理论的观点，随着领导授权赋能行为从无到有、逐渐增加，员工发现该行为有助于自己完成工作，于是开始体验到积极的工作经历，主动完成工作的动机得以提升，主动性行为持续增加。LEE等[23]的研究结论支持了上述推论。

其次，当领导者授权赋能行为增加至一定水平后，该行为的少量变化将不易被员工察觉[24]。此时，员工由于已经具备了完成工作的能力和权力，可以高效地开展工作，其对工作经历的积极感知逐渐呈现出相对稳定的状态，领导授权赋能行为的少量变化将不再影响员工的工作体验。员工所期望的授权和赋能与领导者所表现的授权赋能行为达成一致[16]。于是，领导者的授权赋能行为被员工视为十分有效的行为[11]。领导行为与员工感知形成了相对理想的状态，员工的积极工作经历达到峰值，对当前的工作经历十分满意，其主动性行为将达到较高水平，能够主动完成甚至超额完成工作中的各项事务。

最后，随着领导授权赋能行为增加至过量，该行为再次变得易被员工察觉[25]。领导以授权赋能取代了原先的清晰指令，员工则需要自行开展工作[7]。由于缺乏领导者的指导，员工在自主工作的过程中，注意力将变得更加分散[26]。同时，对于员工而言，被赋予多余的权力和能力是非必要的，反而会引起员工对领导的猜疑[16]，甚至会让员工感到领导是在“不作为”和“放任下属”[11]。由此，领导过多的授权赋能行为将引起员工的反感，员工的反应将再次发生变化，感到领导过量的授权赋能行为并不能“切实地”帮助他们完成工作，反而会增加工作中的困惑，其工作动机再度遭到破坏，主动性行为也随之减少。可见，领导授权赋能行为的过量会降低该行为的有效性[27]。CHEONG等[9]的研究也支持了上述观点。基于上述分析，本研究认为，领导授权赋能行为对员工主动性行为存在“过犹不及”效应，即随着领导授权赋能行为的增加，员工的主动性行为呈现先增加再减少的趋势。由此，提出以下假设：

假设1领导授权赋能行为与员工主动性行为之间存在倒U形关系，即随着领导授权赋能行为的增加，员工主动性行为先增加后降低。

2.2 雇员敌意的中介作用

雇员敌意是员工对其直接上级主管产生的敌对情绪，来源于领导和员工在工作互动过程中所经历的不佳工作体验[15]。现有研究表明，领导辱虐[15]和消极工作经历[28]等因素是雇员敌意的前因，而雇员敌意会引发员工的工作偏差行为[15]和心理退缩[29]等一系列消极后果。然而，现有研究尚未直接证实雇员敌意与员工主动性行为之间的关系。情感事件理论指出，工作事件改变个体的工作体验，工作体验会首先影响个体的情感，进而间接影响其行为[14]。领导授权赋能行为改变了员工的工作体验，这种改变源于领导，因此，员工可能形成指向领导的工作情感(如雇员敌意)。雇员敌意作为一种指向领导的消极情感，会破坏员工后续的工作表现[30]。由此可见，雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为的关系间会起到中介作用。

根据情感事件理论的观点：当个体经历了自己所期待或喜爱的工作事件时，消极工作情感便会减少，进而展现出更好的工作表现；当个体经历了自己所不希望或反感的工作事件时，消极工作情感便会增加，进而展现出不佳的工作表现[14]。具体而言：首先，当员工缺乏完成工作的必要权力与能力时，会一筹莫展，甚至任何事务都要经过领导批准才能执行。这会让员工感觉自己没有得到领导正确地对待，于是形成雇员敌意。此时，领导少量的授权赋能行为易被员工察觉[25]。当员工被赋予权力和能力后，便会感到领导行为有助于自己完成工作，于是积极工作体验开始增加，雇员敌意也随即下降。随着雇员敌意的下降，员工逐渐恢复了工作意愿与动力[18]，从而增加主动性行为的展现。

其次，当领导授权赋能行为增加至一定水平时，员工不仅具备了必要的权力与能力，而且能够高效开展工作，并对工作形成了清晰的认知[29]，对自主权和能力的需求也得到了满足[31]。员工也会因此感到自己被正确地对待，体验到期待的工作经历。此时，领导授权赋能行为的少量变化也不易被员工察觉[25]。员工乐于在该环境下工作，并形成稳定的积极工作体验，雇员敌意也降至较低水平。相应地，员工努力工作的动机和意愿则稳定在较高水平，表现出高水平的主动性行为。

最后，当领导授权赋能行为过多时，这些行为可能会给员工带来困扰。由于员工已经具备完成工作所需的权力和能力，过多的权力和能力会被员工视为“没有必要”，他们甚至会开始猜测领导授权赋能的动机[16]。同时，领导以授权替代工作指令，而过量的授权意味着员工可以完全在工作中“自由发挥”，极大地增加了员工面对的不确定性[7]。此外，领导过多的授权赋能还可能被员工感知为领导对下属的放任，从而使下属在工作中变得迷茫[11]。由此可见，领导授权赋能行为的过量展现，将导致员工原本积极的工作体验开始向消极转变，而消极工作体验的复现将再度引发员工的雇员敌意。在敌意动机的驱使下，员工的工作表现开始下降甚至出现诸多消极工作行为[15,29]。由此，提出以下假设：

假设2雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为的关系间起非线性中介作用。随着领导授权赋能行为逐渐增加，员工雇员敌意呈现出先降低后增加的趋势，进而导致员工的主动性行为先增加后减少。

2.3 时间压力的调节作用

所谓时间压力是指个体感到没有足够的时间完成当前任务的程度，是当前工作环境中的重要特征[32]。有研究表明，领导行为的有效性与工作环境有关[19]。现有关于时间压力的研究大多聚焦在时间压力的影响及作用机制方面。有关结论主要包括：领导自身的时间压力能够引发其变革型领导行为[33]；员工的时间压力则能够通过情感、自我调节等途径影响个体的创新行为[34,35]；个体的主动性行为会增加其时间压力，进而减少其下一阶段的主动性行为[36]。还有少量研究表明，时间压力会改变领导行为的有效性，但调节作用存在争议[20～22]。由此可见，时间压力对领导行为影响作用的调节效应存在争议，且尚未在领导授权赋能行为的影响作用中得到关注。

根据情感事件理论的观点，员工会首先对工作事件做出情感反应[14]。领导授权赋能行为与时间压力共同构成了员工所经历的工作事件，员工在不同时间压力下对领导授权赋能行为的感知存在差异。基于前文所述，决定员工对领导授权赋能行为情感反应的关键在于员工认为领导该行为是否“必要”。当员工认为领导授权赋能行为是“必要的”时，便会对该行为产生积极感知，减少负面情绪；当员工认为领导该行为是“非必要的”时，便会对该行为产生消极感知，增加负面情绪。时间压力提升了完成工作的难度，此时员工需要更多的权力和能力才能有效完成任务。可见，时间压力能够改变员工对于领导授权赋能行为的看法。

一方面，随着领导授权赋能行为从无到有，员工逐渐拥有了完成工作所需的权力和能力[16]。员工感到领导授权赋能行为是“必要的”，于是便形成了积极的工作体验，减少对领导的敌意。但是，较高的时间压力提升了工作难度，尽管领导展现了一定的授权赋能行为，但是对于员工而言“还不够”，少量的权力与能力不足以帮助员工顺利完成工作。员工的积极工作体验感被削弱，对领导敌意的下降速度随之变慢。相反，在时间压力较低时，员工的工作比较简单，只需要少量的权力与能力便能顺利完成工作。随着领导授权赋能行为的增加，员工的积极工作体验得以大幅提升，对领导的敌意快速下降。

另一方面，随着领导授权赋能行为的不断增加直至过多，员工已经具备足够的权力和能力，继续获取权力和能力则会显得“没有必要”。于是，领导过量的授权赋能行为反而会让员工产生困扰[14]，消极的工作体验开始复现，员工再度形成对领导的敌意。但是，在较高的时间压力下，员工为了应对更加复杂、困难的工作，对权力和能力的期望也有所增加。此时，员工认为领导授权赋能行为“是否必要”的阈值上升，原先被认为“过量”的权力和能力反而可能变得合适。员工消极的工作体验感被削弱，对领导敌意的上升速度同样变慢。相反，在时间压力水平较低时，员工仅需要很少的权力和能力就能够应对当前工作。员工认为领导授权赋能行为“是否必要”的阈值下降，领导的授权赋能行为的增加很容易被感知为“没有必要、多余的”。此时，领导继续展现授权赋能行为将会引起员工的反感，加剧员工的消极工作体验，导致员工对领导产生更多敌意。由此，提出以下假设：

假设3时间压力负向调节领导授权赋能行为与员工雇员敌意之间的正U形关系，即时间压力较高时，领导授权赋能行为与员工雇员敌意之间的正U形关系开口更大。

进一步地，根据情感事件理论，员工会根据对工作事件的情感反应进一步改变其行为[14]。一方面，领导者授权赋能行为从无到有增加被员工认为是“必要的”，有助于员工形成积极的工作体验。在时间压力较高时，领导赋予员工的权力和能力仍然还不够，员工积极工作体验的感知被削弱，对领导敌意的下降速度也被放缓。由于敌意情绪的存在，其对工作动机的破坏作用并未消除，员工在工作中仍然难以提升主动性。相反，在时间压力较低时，领导少量的授权赋能行为就足以帮助员工完成工作，员工很快便能感到积极的工作体验，对领导的敌意也随之大幅下降。随着敌意情绪快速消除，员工在工作中的主动性行为得以大量展现。

另一方面，领导过量的授权赋能行为会被员工认为是“没有必要的”，反而会导致消极的工作体验。在时间压力较高时，员工希望获得更多的权力和能力以便完成工作，领导原本“过量”的授权赋能行为反而显得不再多余，员工也不会因此形成强烈的消极工作体验，对领导敌意的增长速度则被放缓。由于雇员敌意的增长变慢，其对员工主动性行为的抑制作用也被削弱。相反，在时间压力较低时，员工在完成工作时所需要的权力和能力本就不多，领导过量的授权赋能行为便会导致员工强烈的感到该行为是“没有必要且多余”。于是员工的消极工作体验感迅速复现，对领导的敌意随即快速提升。由于敌意情绪的激增，员工在工作中的主动性行为将大幅减少。可见，随着时间压力由低到高，雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为倒U形关系间的中介作用被削弱。由此，提出以下假设：

假设4时间压力负向调节了员工雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为关系间的非线性中介作用，即当员工面临高水平的时间压力时，员工雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为关系间的倒U形中介作用开口更大。

本研究的理论模型图(见图1)。

图1 理论模型图

3 研究设计与数据收集

3.1 样本来源

本研究的调研样本主要来源于安徽省及其周边省份的23家企业(涵盖了金融、咨询、制造、新能源等多个行业)的员工及其直属领导。为了减少共同方法偏差导致的误差，本研究采用领导-员工配对的方法进行问卷调研。在正式调研开始之前，由课题组将设计并印制好的纸质问卷放入有关信封中，并对领导问卷信封和员工问卷信封进行编号，以便后期配对。另外，为打消参与调查的员工及其直接领导填答调查问卷的顾虑，课题组还通过企业的人力资源管理部门，向有关人员详细说明了此次问卷调查的目的和用途，强调调查结果仅供科学研究之用。调研正式开始后，课题组成员在企业的人力资源管理部门的协助下，分别向参与调查的员工及其直接领导发放调研问卷。其中：员工问卷由员工本人独立填答，内容包含人口统计学变量(如性别、年龄、学历等)、领导授权赋能行为、雇员敌意和时间压力；领导问卷则由领导通过直接评价其下属的主动性行为进行独立填答。在调研现场完成的填答，由课题组当场回收并放入信封封存；因故未能在调研现场完成的填答，由企业的人力资源管理部门统一收回封存后邮寄回课题组。

共发放领导-员工配对问卷460套，剔除无效问卷后，收回有效问卷375套，问卷有效回收率81.52%。其中，在性别方面，男性占53.9%、女性占46.1%；在年龄方面，25岁以下占17.07%、26～35岁占64.52%、36～45岁占15.73%、46岁以上占2.68%；在学历方面，大专及以下占16.00%、本科占72.80%、硕士研究生及以上占11.20%；在收入方面，月实际收入水平3 000元以下占4.80%、3 001～4 000元占16.00%、4 001～5 000元占26.40%、5 001～6 000元占21.33%、6 001元以上占31.47%；平均工作年限7.17年，平均共事年限2.62年。

3.2 测量工具

本研究所使用的测量量表均来源于已经被证实为可靠的成熟量表。为了避免语言歧义或模糊，严格按照“翻译-回译”程序，对有关国外成熟量表进行本土化修订。全部量表均采用Likert 5评价标准，从1～5表示从“完全不认同”到“完全认同”。

(1)领导授权赋能行为该变量的测量采用KONCZAK等[6]开发的领导授权赋能行为量表，共17个题项，如“对工作如何开展，主管让我自己做出决定”等。在本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.89。

(2)员工主动性行为该变量的测量采用FRESE等[4]开发的个体主动性行为量表，共7个题项，如“该员工积极地解决问题”等。在本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.91。

(3)雇员敌意该变量的测量采用WATSON等[37]开发的雇员敌意量表，共6个题项，如“我对我的主管感到非常的愤怒”等。在本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.97。

(4)时间压力该变量的测量借鉴MARUPING等[32]开发的感知时间压力量表，共4个题项，如“按时完成任务的要求使我经常面临巨大压力”等。在本研究中，该量表的Cronbach’sα系数为0.93。

(5)控制变量参照以往的研究设计，本研究将员工性别(1=女，2=男)；年龄(1=25岁以下、2=26～35岁；3=36～45岁；4=46岁以上)；学历(1=大专及以下、2=本科、3=研究生及以上)；月收入水平(1=3 000元以下、2=3 001～4 000元、3=4 001～5 000元、4=5 001～6 000、5=6 001元以上)；工作年限(月数)和共事年限(月数)设置为控制变量。

4 数据分析与实证检验

4.1 共同方法偏差检验

本研究采用Harman单因子分析和增加共同方法因子的验证性因子分析进行共同方法偏差检验。Harman单因子分析的结果表明，未经旋转的探索性因子分析所析出的第一个因子仅解释了全部方差的20.43%，远低于50%的临界值。本研究的验证性因子分析结果见表1。由表1可知，在验证性因子分析中加入共同方法因子后的比较模型与基准模型相比，各项拟合优度指标并未显著改善。由此，可以认为本研究所使用的数据并不存在严重的共同方法偏差问题，后续统计检验结果可靠。

表1 验证性因子分析(N=375)

表2 描述性统计与相关性分析(N=375)

4.2 区分效度检验

采用验证性因子分析进行变量的区分效度检验。首先，通过题项打包的方法对题项较多的测量变量进行简化。在本研究中，领导授权赋能行为的17个题项可以按照6种行为打包成6个题项。之后，进行验证性因子分析，相关结果见表1。基准模型拟合最优，CFI=0.98，NNFI=0.98，RMSEA=0.05，SRMR=0.04。其他模型的拟合优度显著低于基准模型。据此，可以认为本研究所使用的4个变量之间具有较好的区分效度。

4.3 描述性统计与相关性分析

描述性统计与相关性分析的结果见表2。由表2可知，领导授权赋能行为与员工主动性行为、雇员敌意均不存在显著相关关系(r=0.09，p>;0.05；r=-0.09，p>;0.05)。雇员敌意与员工主动性行为存在显著负相关关系(r=-0.21，p<0.01)。变量之间的关系有待进一步分析。

4.4 假设检验

本研究使用Mplus软件进行Bootstrap回归分析，有关结果见表3。表3中，由模型5可知，领导授权赋能行为与员工主动性行为的回归系数不显著(β=0.06，p>;0.05)；由模型6可知，领导授权赋能行为及其平方项与员工主动性行为的回归系数均不显著(β=0.07，p>;0.05；β=-0.07，p>;0.05)。由此，假设1没有得到支持。这可能是因为领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的关系存在若干条竞争性中介路径，各作用路径的方向相反，效应相互抵消。鉴于此，需要对中介作用进一步探索。

表3中：由模型1可知，领导授权赋能行为与雇员敌意的回归系数不显著(β=-0.07，p>;0.05)；由模型2可知，领导授权赋能行为及其平方项与雇员敌意的回归系数均显著(β=-0.12，p<0.05；β=0.25，p<0.01)，且领导授权赋能行为的平方项显著地解释了雇员敌意6.0%的方差；由模型8可知，在领导授权赋能行为及其平方项与员工主动性行为的关系间加入雇员敌意后，雇员敌意与员工主动性行为的回归系数显著(β=-0.14，p<0.05)，雇员敌意显著地解释了员工主动性行为2.0%的方差。由此，假设2得到初步支持。

表3 Bootstrap回归分析结果(N=375)

表4 雇员敌意非线性中介效应的Bootstrap检验

本研究进一步对非线性中介效应进行Bootstrap检验，有关结果见表4。由表4可知：当领导授权赋能行为水平较低时，该行为能够减少雇员敌意从而提升员工主动性行为(间接效应量为0.10，置信区间不含0)；当领导授权赋能行为处于中等水平时，该行为仍然能够减少雇员敌意并提升员工主动性行为(间接效应量为0.02，置信区间不含0)；当领导授权赋能行为水平较高时，该行为反而会增加雇员敌意从而减少员工主动性行为(间接效应量为-0.06，置信区间不含0)。随着领导授权赋能行为少至多增加时，该行为通过降低雇员敌意从而提升员工主动性行为的间接效应由正向显著地变成负向，呈现倒U形趋势(差异量为-0.16，置信区间不含0)。由此，假设2得到支持。

表3中：由模型3可知，在领导授权赋能行为及其平方项与雇员敌意的关系间，加入时间压力以及时间压力与领导授权赋能行为的交乘项后，该交乘项与雇员敌意的回归系数不显著(β=-0.03，p>;0.05)；由模型4可知，在模型3的基础上加入时间压力与领导授权赋能行为平方项的交乘项后，该交乘项与雇员敌意的回归系数显著(β=-0.23，p<0.05)，并且显著地解释了雇员敌意4.0%的方差。由此，假设3得到初步支持。本研究绘制了有关调节效应图(见图2)。由图2可知，当员工的时间压力较大时，领导授权赋能行为与雇员敌意的U形关系开口变大。由此，假设3得到支持。

图2 时间压力的调节效应图

为了验证被调节的非线性中介作用机制，本研究根据文献[32]的建议，采用蒙特卡罗模拟方法进行检验，有关结果见表5。由表5可知：当领导授权赋能行为水平较高但时间压力水平较低时，领导授权赋能行为通过雇员敌意对员工主动性行为产生显著的负向影响(95%置信区间为[-0.27,-0.01]，不含0)；由表5还可知，当领导授权赋能行为水平较高且时间压力水平较高时，该间接效应不再显著(95%置信区间为[-0.09,0.08]，包含0)。在高水平领导授权赋能行为的情境下，随着时间压力由低到高不断增加，领导授权赋能行为通过雇员敌意对员工主动性行为的负向效应显著减弱(即正向显著增强，95%置信区间为[0.00,0.31]，不含0)。同理，当领导授权赋能行为水平较低时，随着时间压力由低到高不断增加，领导授权赋能行为通过雇员敌意对员工主动性行为的正向效应显著削弱(即负向显著增强，95%置信区间为[-0.34,-0.01]，不含0)。这表明随着时间压力水平的提升，领导授权赋能行为通过雇员敌意对员工主动性行为的倒U形影响作用，在上升和下降阶段的斜率均变小，即开口变大。由此，假设4得到支持。

表5 被调节的中介作用蒙特卡罗模拟检验结果

4.5 模糊集定性比较分析(fsQCA)

鉴于回归分析对于变量间因果关系的验证作用存在争议，因此，学者们建议可引入fsQCA方法，以增强变量的因果关系检验[38]。有关步骤如下。

(1) 第一步：变量校准校准变量包括领导授权赋能行为、领导授权赋能行为平方项、雇员敌意、时间压力和员工主动性行为5个变量。参照文献[39]的建议，以10%、50%和90%这3个分位值为标准，进行隶属值转化。

(2)第二步，必要条件检验有关结果见表6。由表6可知，员工主动性行为各前因变量的一致性指数均低于0.75，这表示单一前因变量无法单独解释员工主动性为产生的原因，需要进一步分析不同前因要素构型。

表6 必要条件分析

(3)第三步，前因构型的模糊集分析保留覆盖率超过80%且出现1次以上的案例，得到如下4种前因构型组合，总体一致性超过0.75(见表7)。由表7可知：①第一种前因构型为“领导授权行为存在、领导授权赋能行为平方项缺失、时间压力存在”。该构型的一致性超过75%。这表示随着领导授权赋能行为的增加，领导授权赋能行为的平方项逐渐降低(即领导授权赋能行为与员工主动性行为倒U形间接效应的顶点附近)，此时存在一定的时间压力，员工便会产生较多的员工主动性行为。该构型与假设4中的部分内容一致，即随着时间压力水平由低到高，领导授权赋能行为对员工主动性行为的倒U形间接效应在下降段得到正向增强。②第二种前因构型为“领导授权赋能行为存在、领导授权赋能行为平方项存在、时间压力缺失”。该构型的一致性率为0.78。这表示随着领导授权赋能行为增加，领导授权赋能行为的平方项也同时增加(即领导授权赋能行为与员工主动性行为倒U形间接效应的下降段或上升段)，此时时间压力的降低更容易引发员工主动性行为。该构型与假设4中的部分内容一致，即在领导授权赋能行为与员工主动性行为倒U形间接效应的上升段，随着时间压力水平的降低，领导授权赋能行为对员工主动性行为的倒U形关系在上升段得到正向增强。③第三种前因构型为“领导授权赋能行为存在、领导授权赋能行为平方项缺失、雇员敌意缺失”。该构型的一致性率为0.81。这表示随着领导授权赋能行为增加，领导授权赋能行为的平方项逐渐减少，此时员工的雇员敌意较低，于是会产生较多的主动性行为。该构型与假设2的内容一致，即领导授权赋能行为达到一定水平后，员工的雇员敌意水平最低，此时员工的主动性行为水平最高。④第四种前因构型为“领导授权赋能行为存在、时间压力缺失、雇员敌意缺失”。该构型的一致性率为0.77。这表示随着领导授权赋能行为的增加，如果时间压力较低，则员工的雇员敌意也较低，于是产生的主动性行为较多。该构型与假设3和假设4的部分内容一致，即在领导授权赋能行为与员工主动性行为倒U形间接效应的上升段，随着时间压力水平的降低，领导授权赋能行为通过雇员敌意对员工主动性行为的倒U形关系在上升段得到正向增强。fsQCA方法分析的结果表明，领导授权赋能行为的增加，导致领导授权赋能行为的平方项既可能增加也可能减少，且在不同的时间压力下将会不同程度地促进员工的主动性行为；同时，雇员敌意只有在较低时，员工的主动性行为才会增加。这也基本与本研究假设的因果关系一致。

表7 模糊集分析结果

5 结论与讨论

本研究主要得到以下研究结论：领导授权赋能行为与员工主动性行为之间并无显著关系，但是该行为对员工雇员敌意存在正U形影响，进而会对员工主动性行为产生倒U形间接影响。同时：在时间压力较高的工作中，领导授权赋能行为对雇员敌意的正U形影响在下降阶段和上升阶段均变弱，员工主动性行为因而呈现出缓慢增加至一定水平后再缓慢下降的趋势；在时间压力较低的工作中，领导授权赋能行为对雇员敌意的正U形影响在下降阶段和上升阶段均变强，员工主动性行为因而呈现出快速增加至一定水平后再快速下降的趋势。即，在时间压力较低的工作中，领导少量的授权赋能行为就能够激发员工主动性行为，而在时间压力较高的工作中，大量的授权赋能行为对员工主动性行为的效果更佳。此外，本研究还借助fsQCA方法，进一步证实了领导授权赋能行为及其平方项、时间压力和雇员敌意均为员工主动性行为的前因变量。

本研究的理论贡献主要在于：①验证了领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的非线性间接作用路径，丰富了现有研究成果，拓展了现有研究视角。一方面，领导授权赋能行为一直以来都被认为是一种积极的领导行为，直到近期才被意识到可能存在消极作用[7～9]。正如文献[10]所言，授权是必要的，但是过多的授权反而是一种放任。该观点暗含了领导授权赋能行为与其影响结果之间的非线性关系。尽管有学者尝试对领导授权赋能行为的非线性作用进行探索[24]，但鲜有研究关注领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的非线性关系。另一方面，情感是连接员工的工作体验和工作行为的桥梁，对理解员工行为的产生十分重要。以往研究大多基于信任[17]、工作动机[18]、工作要求-资源模型[10]等理论视角对领导授权赋能行为的作用路径进行探索，缺乏对员工情感的关注。本研究则发现领导授权赋能行为对员工主动性行为并无直接影响，而是通过雇员敌意对员工主动性行为产生间接的倒U形影响。该结论不仅证实了“领导授权赋能行为并非总能带来积极结果”的观点，有效地补充和完善了领导授权赋能行为与员工主动性行为研究领域的成果，而且验证了雇员敌意的非线性中介作用，加深了对雇员敌意的理解，有效地扩展了情感事件理论的应用范围。②发现了领导授权赋能行为与员工主动性行为关系间的边界条件，深化了对二者间权变关系的理解，补充并完善了领导授权赋能行为有效性领域的研究成果。领导授权赋能行为的影响作用存在有效性边界，该行为和时间压力共同构成了员工所经历的工作事件。但是，时间压力对领导授权赋能行为影响作用的调节效应存在争议[20～22]，其作用在领导授权赋能行为的非线性影响机制中尚未得到关注。针对上述不足，本研究探讨了时间压力在领导授权赋能行为与雇员敌意、员工主动性行为非线性关系间的调节作用，并发现时间压力对领导授权赋能行为非线性影响作用的下降段和上升段存在不同的调节效果，在一定程度上解释了现有观点的争议，有助于深入理解领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的权变关系。③在回归分析的基础上增加了模糊集定性比较分析，增强了多元研究方法在人力资源与组织行为学研究领域的应用。为了弥补回归分析对变量因果关系检验力不足的局限，本研究还利用fsQCA方法分析并证实了员工主动性行为的产生源于领导授权赋能行为、雇员敌意和时间压力的不同组合，而领导授权赋能行为、雇员敌意和时间压力会均为员工主动性行为的前因。fsQCA方法的引入有助于进一步增强理论模型验证的科学性。

本研究的实践启示主要在于：①领导者要形成对授权赋能行为的全面认知，警惕过量授权赋能导致的不良影响。一方面，领导者要从认知上进行转变，只有将向员工授权赋能需要控制在一定程度内，才能最大程度地激发员工的主动性，切勿一味地追求向员工“授权”和“赋能”，以展现自己对员工的关怀，过多的“权力”和“能力”被赋予并非好事，反而会破坏员工在工作中的主动性；另一方面，领导者需要在授权赋能的方式上做出改变，可以尝试小幅度、多次数的授权赋能方式，寻找合适的授权赋能行为临界点。②领导者要关注员工的心理建设，避免雇员敌意的不良影响。授权不足和授权过量均会导致较高的雇员敌意，从而产生诸多消极后果。除此之外，领导还可以尝试用下列方式降低员工的雇员敌意：一是在言语、行为等方面避免引起雇员敌意，在向员工展现授权赋能行为时，需要向员工清楚地表述员工的工作目标，做到有目的地授权而非放任；二是在与员工的沟通过程中，减少强硬、攻击性的词汇，从而避免员工产生敌意。此外，还可以通过氛围营造来降低雇员敌意，如尝试在组织/团队内营造开放、公平、共享、支持型的人际交往和沟通氛围，提升员工在工作中的积极体验，从而降低其敌意水平。③领导者要善于利用时间压力，提升员工的积极工作体验。有关研究表明，高领导授权赋能行为和高时间压力以及低领导授权赋能行为与低时间压力两种组合带来的结果更加积极。由此，领导可以尝试通过下列方式达成上述两种理想组合。首先，领导可以根据员工所承担任务的时间压力不同，差异化展现授权赋能行为。例如：对承担紧迫任务的员工可多进行授权赋能；对于承担任务较为轻松的员工则减少一些授权赋能。但是，差异化授权也可能产生一定的消极作用。其次，为了避免差异化授权的消极作用，领导还可以通过设置期限的方式，干预员工所承担任务的时间压力。例如，领导对组织或团队成员展现均等化授权赋能行为时，可以根据授权赋能行为的水平高低，设置不同的任务期限。如果领导授权赋能行为较多，则适当地缩短任务期限；如果领导授权赋能行为较少，则适当地放宽任务期限，从而最大化领导授权赋能行为与时间压力理想组合的积极效果。

本研究也存在以下局限性：①虽然采用了领导-成员配对的方式进行问卷调研，但仍然采用了横截面研究设计。未来研究中，可尝试进行纵向研究设计，进一步减少共同方法偏差的影响。②领导授权赋能行为包含了6种类型的行为，但只将领导授权赋能行为视为一个整体，仅考察了其与员工主动性行为之间的关系及作用机制。未来研究中，可以尝试对每种行为的具体影响作用及机制进行研究。③仅考虑了工作特征作为边界条件，但个体特征(如个体传统性、个体特质调节焦点等)和情境因素(如组织支持氛围、组织公平氛围等)也可能是改变领导授权赋能行为的边界条件。未来的研究中，可以尝试对个体特征、任务特征以及情境因素的三重交互作用进行探索，形成对领导授权赋能行为作用边界的系统性认知。④仅主要关注了雇员敌意在领导授权赋能行为与员工主动性行为之间的非线性中介作用，尚未关注在领导完全专权或过度授权的两种情境下，员工雇员敌意水平是否存在差异的问题。未来研究中，可以尝试在领导不同授权赋能水平下，对员工雇员敌意等情感反应的差异进行探索。