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摘 要：现有研究表明，相对于垂直领导，以拥有共享权力和动态交互过程的共享领导对于组织承诺的构建和提升有决定性的影响。以通信企业为例，通过调查问卷实证研究通信业共享领导、心理授权与组织承诺之间的关系。结果表明，共享领导对组织承诺和心理授权有显著的正向影响，且心理授权在两者中起中介作用。最后，根据实证的结果提出相应的建议。
关键词：共享领导；组织承诺；心理授权
中图分类号：F614 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）06-0164-04
一、相关文献回顾
共享领导于20世纪50年代由Bower & Seashore 提出了“相互领导”的概念，在当时并没有受到学术界的重视。直到20世纪90年代，学者们开始认识并考察探究组织中的共享领导的问题。Perry Pearee & Sims（1999）认为：“共享领导是一个团队过程。”Pearee & Sim（2002）强调：“共享领导是指一个群体过程，领导分布在团队成员之中，领导产生于团队成员之中。”Conger & Peare（2003）提出：“共享领导是指一个群体中个体间的动态的、交互的影响过程。”国内学者刘博逸（2009）在总结国内外学者研究的基础上，通过实证研究总结除了共享领导的本质，被多数后来研究者引用。内容结构的研究上，刘博逸在诸多学者的研究结果上结合我国文化背景提出了共享领导的四因素结构维度、即绩效期望、权责共享，相互协作和团队学习，本文所引用的就是这位学者的研究成果。
组织承诺兴起于20世纪60年代的，Buchanan（1974）把个体对组织目标和价值观以及有关角色的认同，并由此產生的对组织的情感依附定义为组织承诺。最早时期主要研究的是组织中累积性的单边投入带来的对个体行为的约束，发展为基于对组织目标和价值观的认同产生的对组织的情感依附，内涵逐渐丰富化和结构化。Allen & Meyer（1990）提出，组织承诺应包含三种形式的承诺：情感承诺、继续承诺以及规范承诺。国内学者凌文辁等提出的中国员工组织承诺模型中包含5个因子，即感情承诺、理想承诺、规范承诺、经济承诺和机会承诺。根据本文研究的重点和目的，准确提出最能概括企业员工行为和心理的结构模型作为依据，以领导行为为自变量，重点讨论心理授权的中介作用。而持续承诺是基于经济交换基础形成的，员工是因为经济因素留在企业的。规范承诺是员工因为责任感，受社会经历的影响。这两个维度与本文没有直接关系，在这里不做研究。
心理授权起源于授权理论的研究，授权的研究应用极大程度地提升了管理效率和效果。Conger等（1988）认为，传统的授权实践和研究都仅仅关注组织高层管理者如何将权利下放给基层员工的措施和行为，而忽视被授权者的心理体验。Thomas（1990）在此基础上进一步提出了心理授权的概念，心理授权是个体体验到的一种被授权心理状态或授权认知。他还指出心理授权是多维度的，包括自我效能感、工作影响、工作意义和自我决定。国内学者也认为，心理授权是个体心理体验的综合体，体现了个体对自身所从事的工作在组织中的重要性的心理感知。Thomas等人提出的心理授权认知评价模型，得到了国内外学者的广泛认同。
二、研究模型及假设
共享领导对组织成员有一种积极的、正面的影响。按照社会交换理论的观点，共享领导程度的加强相应地会提高个人对组织的承诺，反之则会降低对组织的承诺。在团队权力共享这种领导行为下，组织结构趋于扁平化，方便员工的信息交流，沟通容易且时间很短。员工也有自己专长方面的话语权，并且能力和工作成果能更容易被上层察觉，这样自然都能强烈感受到来自组织和领导的关心、支持和认同。Chris Perryer & Catherine Jordan研究发现，领导支持会产生高水平的员工组织承诺。Lynn & Sand（1989）研究证明，员工感知到来自组织的支持越大，情感承诺越高。因此，提出本研究第一个假设：
H1：共享领导以及各个维度（绩效期望、权责共享、相互协作、团队学习）对员工组织承诺有显著的正向影响。
心理授权的高低受到组织和团队因素中领导行为因素的影响。员工只有在感受到被授权时，才有可能产生态度上及行为上的改变，领导者的行为则是能最直接影响到下属的被授权感知状态。团队成员在共享领导下感知到自己对组织有很大的影响，对工作有很高的重视程度，建立起充分的自信心，在氛围好正激励的团队协作下，员工会产生很强烈的组织依赖感，使得心理授权的水平总体提升。Mok E & Au-Yeung（2002）研究表明，团队协作精神对总体心理授权具有显著的正向预测作用。Seibert等（2004）认为，组织里良好的授权气氛有助于提升个体的心理授权水平。因此，提出本研究第二个假设：
H2：共享领导以及各个维度（绩效期望、权责共享、相互协作、团队学习）对员工心理授权有显著的正向影响。
心理授权是个体的心理感知，是个体主观感知被授权程度、个人对工作环境评估进而对组织结果和员工态度产生影响。从员工态度来看，心理授权影响组织承诺感和工作满意度。Liden & Wayne （2000）认为，组织承诺是个体对组织产生的一种依附、忠诚和认同感。组织通过布置给员工有意义和具有挑战的工作、下放决策权、让员工参与决策制定以及正向激励负向激励等作用下，员工感知到心理授权的水平将会提高，增强了员工对组织的依附感，认同感和对组织的忠诚度，从而增强了员工的组织承诺感。基于此，提出第三个假设：
H3：心理授权以及各个维度（工作意义、自我效能感、自主性、工作影响力）对组织承诺有显著的正向影响。
由上述分析可得第四个假设：
H4：心理授权在共享领导和组织承诺中有中介作用。
由以上假设推理得出本文研究的概念模型（如下图所示）。 三、研究设计
（一）研究样本
本文拟选用通信业员工作为研究对象，采用调查问卷式收集所需数据。在设计问卷的过程中，充分了解并吸收了国内外学者的研究成果，结合本文的实际研究对象和目的，在现有量表基础上设计了研究变量的测度题项。采用实地发放、电子邮件以及线上填写等方式。调研的对象包括了三家通信运营商，因此数据具有一定的普遍性和代表性。一共发放了260份，回收了245份，其中有效问卷为240份，问卷的回收有效率为92%。
（二）变量测量
本文用调查问卷得到的数据来研究通信业共享领导对组织承诺的影响，为此共设计了三份量表，数据使用SPSS22.0软件来测量和分析。量表定义如下：
共享领导。本文的自变量共享领导测量维度在采用了国内学者刘博弈实证研究得出的四因素结构维度基础上，结合通信业的性质做了简单的改进编制。该量表共20道题，包含了绩效期望，权责共享，相互协作和团队学习。采用了李克特（Likert）5点量表进行测量。
组织承诺。因变量组织承诺量表采用了被广泛应用和验证的Meyer和Allen的情感承诺量表，结合凌文辁等（2001）编制的“中国职工组织承诺调查问卷”中的情感承诺测量部分进行再设计出包含六道题的量表。
心理授权。采用了Spreitzer（1992）在Thomst提出的四维度结构模型基础上再研究再设计，开发了12道题的量表，是目前研究中最为广泛应用的。李超平等（2006）以中国企业文化背景做了测评，信度和效度都比较好，因此可用于本文的相关研究。
四、数据分析与结果
（一）信度、效度检验
信度分析用于评价问卷的稳定性和可靠性，检验测量本身是否稳定。本文采用的量表都是被广泛使用和验证的，信度检验效果很好。
效度分析。首先，采用探索性因子分析，KMO值为0.908，Brtleett球形检验的卡方值为475.461，满足因子分析的条件，使用Amos分別建立模型进行验证性因子分析结果显示，各项拟合指标均落入了可接受范围（各指数的拟合标准为/df≤5，GFI、NNFI、CFI应大于0.85，越接近1越好；RMSEA应小于0.08，越接近0越好），数据支持显变量和潜变量之间的关系。可进行下一步的研究，数据（见表1）。
（二）相关性分析
对各变量进行相关分析已检验三个变量以及解释变量之间的假设关系是否成立。本文采用皮尔逊相关分析来检验各个研究变量相关关系，统计数据（见表2和表3）。
从表2和表3可以看出，共享领导、组织承诺与心理授权存在着高度的相关性。共享领导的四个维度对情感承诺相关性也很高，相关系数都在0.5以上；心理授权的四个维度对情感承诺的相关系数也都在0.5以上，说明也存在正相关性。最后，共享领导四个维度和组织承诺与心理授权的四个维度也存在强的正相关（均在0.6左右）。
（三）回归分析
为了验证本研究提出的假设，确定心理授权在共享领导和组织承诺之间的中介作用，因为本文检验心理授权的中介作用，根据心理授权问卷的四个维度12道为题，将变量量化，使用SPSS来做数据处理。根据Baron & Kenny（1986）提出的三步中介回归分析法来分析变量之间的关系，需要通过三个步骤（见下页表4）。
回归一，研究自变量与中介变量的关系；回归二，研究中介变量与因变量的关系；回归三，研究控制中介变量后自变量对因变量影响的强弱变化。在回归三中，首先以四个共享维度的共享领导为自变量，以情感承诺为因变量进行分析，表明自变量和因变量之间的关系。然后控制心理授权之后再考察共享领导与组织承诺之间的回归结果，通过比较，就能够判断出来加入中介后自变量对因变量作用的前后变化。
分析：根据下页表4的回归结果可知，在回归一中，绩效期望、团队学习、相互协作和权责共享对心理授权的回归系数在0.05的水平上显著，表明共享领导对心理授权有显著的正向预测作用。
在回归二中，心理授权对情感承诺的回归系数在0.05水平上显著，表明中介变量（心理授权）对因变量（情感承诺）有着显著的正向预测作用。
在回归三中，第一步的回归结果表明，绩效期望、相互协作和权责共享对情感承诺的回归系数在0.05水平上显著，说明其对因变量有显著的正向预测作用。但团队学习对情感承诺的回归系数不显著，其对因变量没有显著的正向预测作用。第二步的回归结果显示，控制了共享领导之后，绩效期望、团队协作和权责共享的回归系数均在0.05水平上显著，但与第一步相比较，三个变量的回归系数水平都有所下降，运用Sobel公式检验中介效应是否存在，得出的值表明中介效应显著，即心理授权是三个显著变量和情感承诺的部分中介变量，心理授权是共享领导和组织承诺之间的部分中介变量。
五、结论
第一，管理者应当实施共享领导来代替传统的领导方式。随着情境变化更替领导角色，能充分发掘每一个团队成员的价值和能力，对外有着对环境极强的适应性，对内善于营造民主和谐的团队氛围。
第二，团队领导者须为员工营造一种心理授权的感受，如公平竞争、知识共享、相互协作的工作氛围，富有挑战性且有意义的工作，适当的物质和精神激励政策等。这样会使员工觉得有信心、有能力做到完全发挥，对工作有决策权，进而使员工会认同组织，对组织有归属感来提升员工的心理授权感知。
第三，员工应当转变思维，加强学习，为了适应不断变化的外部和内部环境，就必须抛弃传统的思维僵化模式。积极学习新的知识和技能，提升个人的专业素养和能力，才能满足组织和社会的需求，更好地抓住机会为组织和个人的发展提供保障。
参考文献：
[1] 于博.基于自我调节的变革型领导对员工组织承诺的影响研究——以普通高校为例[D].西安：西安交通大学，2009.
[2] 刘博逸.共享领导的概念内涵、内容结构绩效水平与实施策略[J].理论探讨，2012，（1）：162-166.
[3] 樊耘，张旭，颜静.基于理论演进角度的组织承诺研究综述[J].管理评论，2013，（1）：101-113.
[4] 凌文辁，张治灿，方俐洛.中国职工组织承诺的结构模型研究[J].管理科学学报，2000，（2）：76-81.
[5] 刘小平.员工组织承诺的形成过程：内部机制和外部影响[J].管理世界，2011，（11）：92-104.
[6] 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，（2）：
231-239.
[7] 刘博逸.企业共享领导的理论与实证研究[D].广州：暨南大学，2009.
[8] 叶浩.心理授权、组织承诺和心理授权的关系研究[D].广州：华南理工大学，2011.
[责任编辑 李晓群]
关键词：共享领导；组织承诺；心理授权
中图分类号：F614 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）06-0164-04
一、相关文献回顾
共享领导于20世纪50年代由Bower & Seashore 提出了“相互领导”的概念，在当时并没有受到学术界的重视。直到20世纪90年代，学者们开始认识并考察探究组织中的共享领导的问题。Perry Pearee & Sims（1999）认为：“共享领导是一个团队过程。”Pearee & Sim（2002）强调：“共享领导是指一个群体过程，领导分布在团队成员之中，领导产生于团队成员之中。”Conger & Peare（2003）提出：“共享领导是指一个群体中个体间的动态的、交互的影响过程。”国内学者刘博逸（2009）在总结国内外学者研究的基础上，通过实证研究总结除了共享领导的本质，被多数后来研究者引用。内容结构的研究上，刘博逸在诸多学者的研究结果上结合我国文化背景提出了共享领导的四因素结构维度、即绩效期望、权责共享，相互协作和团队学习，本文所引用的就是这位学者的研究成果。
组织承诺兴起于20世纪60年代的，Buchanan（1974）把个体对组织目标和价值观以及有关角色的认同，并由此產生的对组织的情感依附定义为组织承诺。最早时期主要研究的是组织中累积性的单边投入带来的对个体行为的约束，发展为基于对组织目标和价值观的认同产生的对组织的情感依附，内涵逐渐丰富化和结构化。Allen & Meyer（1990）提出，组织承诺应包含三种形式的承诺：情感承诺、继续承诺以及规范承诺。国内学者凌文辁等提出的中国员工组织承诺模型中包含5个因子，即感情承诺、理想承诺、规范承诺、经济承诺和机会承诺。根据本文研究的重点和目的，准确提出最能概括企业员工行为和心理的结构模型作为依据，以领导行为为自变量，重点讨论心理授权的中介作用。而持续承诺是基于经济交换基础形成的，员工是因为经济因素留在企业的。规范承诺是员工因为责任感，受社会经历的影响。这两个维度与本文没有直接关系，在这里不做研究。
心理授权起源于授权理论的研究，授权的研究应用极大程度地提升了管理效率和效果。Conger等（1988）认为，传统的授权实践和研究都仅仅关注组织高层管理者如何将权利下放给基层员工的措施和行为，而忽视被授权者的心理体验。Thomas（1990）在此基础上进一步提出了心理授权的概念，心理授权是个体体验到的一种被授权心理状态或授权认知。他还指出心理授权是多维度的，包括自我效能感、工作影响、工作意义和自我决定。国内学者也认为，心理授权是个体心理体验的综合体，体现了个体对自身所从事的工作在组织中的重要性的心理感知。Thomas等人提出的心理授权认知评价模型，得到了国内外学者的广泛认同。
二、研究模型及假设
共享领导对组织成员有一种积极的、正面的影响。按照社会交换理论的观点，共享领导程度的加强相应地会提高个人对组织的承诺，反之则会降低对组织的承诺。在团队权力共享这种领导行为下，组织结构趋于扁平化，方便员工的信息交流，沟通容易且时间很短。员工也有自己专长方面的话语权，并且能力和工作成果能更容易被上层察觉，这样自然都能强烈感受到来自组织和领导的关心、支持和认同。Chris Perryer & Catherine Jordan研究发现，领导支持会产生高水平的员工组织承诺。Lynn & Sand（1989）研究证明，员工感知到来自组织的支持越大，情感承诺越高。因此，提出本研究第一个假设：
H1：共享领导以及各个维度（绩效期望、权责共享、相互协作、团队学习）对员工组织承诺有显著的正向影响。
心理授权的高低受到组织和团队因素中领导行为因素的影响。员工只有在感受到被授权时，才有可能产生态度上及行为上的改变，领导者的行为则是能最直接影响到下属的被授权感知状态。团队成员在共享领导下感知到自己对组织有很大的影响，对工作有很高的重视程度，建立起充分的自信心，在氛围好正激励的团队协作下，员工会产生很强烈的组织依赖感，使得心理授权的水平总体提升。Mok E & Au-Yeung（2002）研究表明，团队协作精神对总体心理授权具有显著的正向预测作用。Seibert等（2004）认为，组织里良好的授权气氛有助于提升个体的心理授权水平。因此，提出本研究第二个假设：
H2：共享领导以及各个维度（绩效期望、权责共享、相互协作、团队学习）对员工心理授权有显著的正向影响。
心理授权是个体的心理感知，是个体主观感知被授权程度、个人对工作环境评估进而对组织结果和员工态度产生影响。从员工态度来看，心理授权影响组织承诺感和工作满意度。Liden & Wayne （2000）认为，组织承诺是个体对组织产生的一种依附、忠诚和认同感。组织通过布置给员工有意义和具有挑战的工作、下放决策权、让员工参与决策制定以及正向激励负向激励等作用下，员工感知到心理授权的水平将会提高，增强了员工对组织的依附感，认同感和对组织的忠诚度，从而增强了员工的组织承诺感。基于此，提出第三个假设：
H3：心理授权以及各个维度（工作意义、自我效能感、自主性、工作影响力）对组织承诺有显著的正向影响。
由上述分析可得第四个假设：
H4：心理授权在共享领导和组织承诺中有中介作用。
由以上假设推理得出本文研究的概念模型（如下图所示）。 三、研究设计
（一）研究样本
本文拟选用通信业员工作为研究对象，采用调查问卷式收集所需数据。在设计问卷的过程中，充分了解并吸收了国内外学者的研究成果，结合本文的实际研究对象和目的，在现有量表基础上设计了研究变量的测度题项。采用实地发放、电子邮件以及线上填写等方式。调研的对象包括了三家通信运营商，因此数据具有一定的普遍性和代表性。一共发放了260份，回收了245份，其中有效问卷为240份，问卷的回收有效率为92%。
（二）变量测量
本文用调查问卷得到的数据来研究通信业共享领导对组织承诺的影响，为此共设计了三份量表，数据使用SPSS22.0软件来测量和分析。量表定义如下：
共享领导。本文的自变量共享领导测量维度在采用了国内学者刘博弈实证研究得出的四因素结构维度基础上，结合通信业的性质做了简单的改进编制。该量表共20道题，包含了绩效期望，权责共享，相互协作和团队学习。采用了李克特（Likert）5点量表进行测量。
组织承诺。因变量组织承诺量表采用了被广泛应用和验证的Meyer和Allen的情感承诺量表，结合凌文辁等（2001）编制的“中国职工组织承诺调查问卷”中的情感承诺测量部分进行再设计出包含六道题的量表。
心理授权。采用了Spreitzer（1992）在Thomst提出的四维度结构模型基础上再研究再设计，开发了12道题的量表，是目前研究中最为广泛应用的。李超平等（2006）以中国企业文化背景做了测评，信度和效度都比较好，因此可用于本文的相关研究。
四、数据分析与结果
（一）信度、效度检验
信度分析用于评价问卷的稳定性和可靠性，检验测量本身是否稳定。本文采用的量表都是被广泛使用和验证的，信度检验效果很好。
效度分析。首先，采用探索性因子分析，KMO值为0.908，Brtleett球形检验的卡方值为475.461，满足因子分析的条件，使用Amos分別建立模型进行验证性因子分析结果显示，各项拟合指标均落入了可接受范围（各指数的拟合标准为/df≤5，GFI、NNFI、CFI应大于0.85，越接近1越好；RMSEA应小于0.08，越接近0越好），数据支持显变量和潜变量之间的关系。可进行下一步的研究，数据（见表1）。
（二）相关性分析
对各变量进行相关分析已检验三个变量以及解释变量之间的假设关系是否成立。本文采用皮尔逊相关分析来检验各个研究变量相关关系，统计数据（见表2和表3）。
从表2和表3可以看出，共享领导、组织承诺与心理授权存在着高度的相关性。共享领导的四个维度对情感承诺相关性也很高，相关系数都在0.5以上；心理授权的四个维度对情感承诺的相关系数也都在0.5以上，说明也存在正相关性。最后，共享领导四个维度和组织承诺与心理授权的四个维度也存在强的正相关（均在0.6左右）。
（三）回归分析
为了验证本研究提出的假设，确定心理授权在共享领导和组织承诺之间的中介作用，因为本文检验心理授权的中介作用，根据心理授权问卷的四个维度12道为题，将变量量化，使用SPSS来做数据处理。根据Baron & Kenny（1986）提出的三步中介回归分析法来分析变量之间的关系，需要通过三个步骤（见下页表4）。
回归一，研究自变量与中介变量的关系；回归二，研究中介变量与因变量的关系；回归三，研究控制中介变量后自变量对因变量影响的强弱变化。在回归三中，首先以四个共享维度的共享领导为自变量，以情感承诺为因变量进行分析，表明自变量和因变量之间的关系。然后控制心理授权之后再考察共享领导与组织承诺之间的回归结果，通过比较，就能够判断出来加入中介后自变量对因变量作用的前后变化。
分析：根据下页表4的回归结果可知，在回归一中，绩效期望、团队学习、相互协作和权责共享对心理授权的回归系数在0.05的水平上显著，表明共享领导对心理授权有显著的正向预测作用。
在回归二中，心理授权对情感承诺的回归系数在0.05水平上显著，表明中介变量（心理授权）对因变量（情感承诺）有着显著的正向预测作用。
在回归三中，第一步的回归结果表明，绩效期望、相互协作和权责共享对情感承诺的回归系数在0.05水平上显著，说明其对因变量有显著的正向预测作用。但团队学习对情感承诺的回归系数不显著，其对因变量没有显著的正向预测作用。第二步的回归结果显示，控制了共享领导之后，绩效期望、团队协作和权责共享的回归系数均在0.05水平上显著，但与第一步相比较，三个变量的回归系数水平都有所下降，运用Sobel公式检验中介效应是否存在，得出的值表明中介效应显著，即心理授权是三个显著变量和情感承诺的部分中介变量，心理授权是共享领导和组织承诺之间的部分中介变量。
五、结论
第一，管理者应当实施共享领导来代替传统的领导方式。随着情境变化更替领导角色，能充分发掘每一个团队成员的价值和能力，对外有着对环境极强的适应性，对内善于营造民主和谐的团队氛围。
第二，团队领导者须为员工营造一种心理授权的感受，如公平竞争、知识共享、相互协作的工作氛围，富有挑战性且有意义的工作，适当的物质和精神激励政策等。这样会使员工觉得有信心、有能力做到完全发挥，对工作有决策权，进而使员工会认同组织，对组织有归属感来提升员工的心理授权感知。
第三，员工应当转变思维，加强学习，为了适应不断变化的外部和内部环境，就必须抛弃传统的思维僵化模式。积极学习新的知识和技能，提升个人的专业素养和能力，才能满足组织和社会的需求，更好地抓住机会为组织和个人的发展提供保障。
参考文献：
[1] 于博.基于自我调节的变革型领导对员工组织承诺的影响研究——以普通高校为例[D].西安：西安交通大学，2009.
[2] 刘博逸.共享领导的概念内涵、内容结构绩效水平与实施策略[J].理论探讨，2012，（1）：162-166.
[3] 樊耘，张旭，颜静.基于理论演进角度的组织承诺研究综述[J].管理评论，2013，（1）：101-113.
[4] 凌文辁，张治灿，方俐洛.中国职工组织承诺的结构模型研究[J].管理科学学报，2000，（2）：76-81.
[5] 刘小平.员工组织承诺的形成过程：内部机制和外部影响[J].管理世界，2011，（11）：92-104.
[6] 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，（2）：
231-239.
[7] 刘博逸.企业共享领导的理论与实证研究[D].广州：暨南大学，2009.
[8] 叶浩.心理授权、组织承诺和心理授权的关系研究[D].广州：华南理工大学，2011.
[责任编辑 李晓群]