○ 易 明 王圣慧 罗瑾琏 胡文安
在日益激烈的竞争环境中，技术变革带来产品、流程、服务和商业模式的急剧变化。为适应这种动态的环境，组织必须打破森严的等级制度，重新定义领导者的工作职责，才能提高效率、降低成本。具体而言，领导者被要求分享权力、赋予员工更多的职责和自主权，并提供相应的支持，从而消除下属的无力感，促进下属任务绩效和关系绩效的提升。[1]而现实情况是，领导者经常“劳神苦思、代下司职”，出现了所谓的授权障碍。[2]
以往的研究大多聚焦在下属被授权的结果及他们在被授权过程中的心理历程，较少关注领导授权行为的前因。尽管有少数学者从领导者的角度探讨了个人特质对授权行为的影响机制，但这些结论可能是不完整的。领导者特质对行为的影响只能从整体上揭示授权行为的水平，而不能有效回答“什么样的下属才能获得领导授权”的问题。因为这些研究忽视了领导行为的权变性，即领导者会依据下属的个体特征采取差异化的授权方式。此外，这些研究以领导者为中心，将领导视作一个自上而下的过程，下属只是领导行为的被动接受者。实际上，下属作为领导二元关系中的一方，他们的能力、态度等因素将积极、主动地影响领导者的感知、态度和行为，[3]从而与领导者共同建构领导过程。因此，有必要从下属的角度深入探讨领导授权行为的前因，从而丰富领导授权的相关知识，同时为提高团队与组织的授权水平提供指导。
任务绩效作为下属效用性的表征，在上下级动态关系中的作用尤为重要。[4]因为领导者作为团队或组织的正式代表，他们需要通过下属完成任务或目标来满足组织的绩效要求，所以在某种程度上，领导者依赖下属的绩效。[5]同时，有研究认为如果被授权的下属不能很好地履行职责，领导者将面临无法完成任务的风险，从而影响自己的工作安全和职业生涯发展。[6]因此，领导者授权的首要考虑因素是下属的工作能力，反映在结果上即领导者对下属绩效的考量。
虽然下属绩效对领导授权行为影响的研究尚付阙如，但其对领导者“有害行为”的预测效应已经得到了研究证实。具体而言，低绩效者妨碍了团队工作目标的完成，因此可能遭受到领导者的辱虐；
[7]另一方面，高绩效者在组织中通常能获得大量的资源和较高的地位，这将对领导者产生威胁，从而引发他们的辱虐行为。[8]综合这两种相悖的研究结论，我们大胆假设下属绩效与领导授权行为呈倒U 型关系，即通常所说的“过犹不及”效应。为了验证这一假设，我们将以认知—情感加工系统框架（Cognitive-Affective Processing System Frame work，简称CAPS 框架）与资源保存理论（Conservation of Resources Theory，简称COR 理论）为基础进行阐述。
CA PS 框架认为，个体会评估情境因素对自身资源的影响，并在评估过程中激活个体心智模式中的不同认知与情感成分（即认知—情感单元） 。[9]虽然该理论认识到资源水平将对个体行为产生影响，却没有具体解释情境因素如何影响个体资源及后续行为。[10]COR 理论认为情境因素对资源存在增益或损耗效应，个体会根据这种潜在的影响调整自身的行为方式以获取或保存有价值的资源。[11]也就是说，COR 理论有效弥补了CAPS 框架的上述缺陷，为解释该框架下的作用机制提供了帮助。以往研究表明，高绩效下属让领导者获得较大的成就感和控制感，从而情绪处于积极的状态；
[5]另一方面，高绩效的下属有能力挑战领导者的权威，威胁他们在组织中的地位等级。[8]积极情感和感知地位威胁不仅代表了领导者评估下属绩效过程中被激活的认知—情感单元，同时也反映了下属绩效对领导者资源的增益和损耗效应，并将最终作用于领导者的授权行为。综上所述，本研究将整合CA PS 框架和COR 理论，一方面试图厘清积极情感和感知地位威胁在下属绩效对领导授权行为影响中的作用；
另一方面，将探讨上下级关系对下属绩效与领导授权行为关系的调节效应，因为与关系概念密切相连的信任、互惠等将对资源获取和保存过程产生重要影响。[12]希望本研究对领导授权行为的前因研究有所裨益，同时能为中国管理实践提供重要启示。
1.领导授权行为
领导授权行为的研究发端于Pearce 等[13]提出的四因素理论，他们依据领导者对下属工作直接干预的程度将领导方式划分为命令型、交易型、变革型和授权型四种。其中，授权型强调发展员工自我管理和自我领导技能。后续研究者依据授权（Empower ment）的概念从两个视角对领导授权行为的内涵进行了丰富和拓展：一是结构授权视角，强调领导者与下属分享权力；
二是心理授权视角，聚焦下属对领导授权的主观感知和评价。目前，这两种视角呈现出逐渐融合的趋势。因此，领导授权行为被定义为通过一系列的活动向员工授予权力的过程，包括增强员工的工作意义、促进员工参与决策、表达对员工取得良好绩效的信心和帮助员工排除绩效障碍四个维度。[14]
领导授权行为的后果是研究者们关注的重点，也取得了丰硕的研究成果。一方面，领导授权行为对下属的任务绩效、创造力、组织公民行为等产生积极影响。[1,14]其中，心理授权与自我效能在上述影响过程中起中介作用。[15]另一方面，领导授权行为通过提高组织的灵活性和效率正向影响团队绩效、团队工作满意度和团队承诺。[16]近年来，有学者呼吁应该辩证地看待领导授权行为。因为领导授权行为将本来属于领导者的职权授予下属，这无疑将增加他们的角色压力，导致他们为应对压力而降低在工作方面的投入。[17]
关于领导授权行为的前因，现有研究主要是从领导者人格特质的角度探讨他们为何（不）愿意授权。具体而言，长期结果考量会影响管理者在“领导”和“管理”角色之间的权衡，进而影响领导授权行为；
具有自我牺牲精神的领导者通常忽视个人利益，并愿意承担风险，因此他们更愿意授权给下属。[18]高不确定性规避导向的领导者害怕失败，更看重自身在组织中的地位和权威，因此他们不愿意承担授权的风险，更少鼓励下属参与决策。[2]高权力距离导向的领导者认为不同等级之间的个体应当保持较大的社会距离，下属应该对上级表现出尊敬，接受自上而下的决策和指令，因此他们更排斥向下属授权。[19]如前所述，从领导者人格特质的角度探讨授权行为的前因，忽视了领导行为的权变性和下属在领导过程中的作用。因此，本研究将从下属的角度探讨其绩效对领导授权行为的影响及上下级关系在其中的调节作用，从而有效回答“什么样的下属才能获得领导者的授权”的研究问题。
2.下属绩效对领导授权行为的影响
（1）下属绩效的增益效应
CAPS 框架认为，个体在面对可能影响其资源的事件时会产生相应的情感反应。[9]我们预期，对领导者而言，高下属绩效作为工作场所的积极事件将激活领导者的积极情感。具体而言，高绩效的下属能帮助领导者克服工作中的障碍并实现工作目标，而当个体感知工作目标向前推进时，他们的情绪将处于积极的状态。[20]同时，下属绩效作为领导工作有效性的一种反馈，下属的绩效向领导者传递正面信息时，将促进他们感知到胜任。研究表明，当个体的胜任需求得到满足时，将为他们带来丰富的心理资源。[10]另外，下属绩效体现了领导者对团队或组织的贡献程度，决定了领导在组织中的地位等级，[21]从而为他们带来尊重、晋升等外部奖励。因此，下属绩效将正向影响领导者的积极情感。
积极情感使得个体产生一种接近倾向。[22]接近倾向的个体在工作中追求理想的目标，关注环境中的机会和奖励，他们为了实现目标愿意承担风险。领导授权行为强调给予员工更多的自我管理机会以促使他们获得更好的绩效表现和更高的工作满意度；
同时，授权过程中存在领导者失去控制和减少权威等风险。[23]因此，授权行为契合了处于积极情感状态下领导者的接近倾向。同时，积极情感本身作为一种资源，还有助于个体建设更多的资源。[22]COR 理论认为，拥有较多资源的个体实现理想目标的动机和能力更强，并且更不容易受到资源损失的威胁。[11]也就是说，处于积极情感状态下的领导者拥有足够的资源支持他们采取授权行为，并帮助他们防御这一过程中的风险。最后，领导者采取授权管理时，高绩效的下属有能力而且有信心完成好所承担的职责和任务，进一步促进自身和团队绩效的提升，[1]领导者因此进入资源的增益螺旋。综上所述，提出如下假设：
H1a：下属绩效通过领导者积极情感正向影响其授权行为
（2）下属绩效的损耗效应
以上我们从情感单元的角度探讨了下属绩效增益效应，而有研究认为高绩效下属将威胁到领导者的地位，从而引发他们的不当行为。[8]依据CA PS 框架，我们认为领导者面对高绩效的下属时，感知地位威胁作为一种认知单元将被激活。[9]如前所述，任务绩效决定了个体在组织中的地位，而地位作为竞争性非常强的一种资源，个体地位的提升通常情况下以其他人的地位丧失为代价。[24]例如，高绩效下属通常能获得组织高层的关注，并带来晋升可能性，从而挑战领导者的权威和地位。[8]
当个体面临资源损失的威胁时，他们会产生一种回避倾向。[10]与接近倾向相反，回避倾向的个体强调遵循规则，采取保守的策略以避免犯错，他们更强调实现“应该的目标”。因此，回避倾向的领导者更倾向为下属提供详细的指导，划定任务完成时间，积极检视任务过程并及时纠偏，从而完成规定的任务。[25]同时，当领导者感知地位受威胁时，压力随之产生，他们需要投入更多的资源来应对压力和避免这种负面情况的发生。由于个体资源的有限性，领导者会减少在授权行为上的投入。这种非支持性的领导方式将降低下属的工作满意度和工作绩效，[26]领导者也因此进入资源损耗螺旋。综上所述，提出如下假设：
H1b：下属绩效通过领导者感知地位威胁负向影响其授权行为
下属绩效对领导者的增益和损耗效应叠加，我们认为当下属绩效达到一定的程度，“净效应”将反转从而表现出倒U 型关系。原因在于资源保护的首要性，即资源损失对个体的影响大于资源获取。[27]当领导者意识到高绩效下属将威胁其地位时，尽管他们面临获取资源的机会，但是他们会首先采取行为以防止地位的损失；
同时，资源损失的速度和强度一般都大于资源获取。[27]因此，随着下属绩效的增加，领导授权行为的边际损失增强将大于边际收益。据此，提出如下假设：
H1：下属绩效与领导授权行为之间存在倒U 型关系
3.上下级关系的调节作用
关系是指个体之间非正式、特殊的相互联系，他们通过隐性的心理契约以遵循关系的社会规范，如维持长期关系、强调忠诚、责任和义务等。[28]它包括情感依附、维护主管和个人生活互动，其中情感依附是指上下级之间的一种情感联系、相互理解和在任何情境下照顾对方的意愿；
维护主管是指下属对其领导者的服从和贡献程度；
个人生活互动是指上下级在彼此私人或家庭生活中的涉入程度。[29]
（1）上下级关系对下属绩效与领导者积极情感关系的调节作用
在中国的组织中，领导者通常喜欢与关系好的下属接触，双向沟通较为频繁。[30]这种频繁的沟通是个体之间资源交互的前提条件，这将影响他们对资源可获得性的感知。[12]具体而言，当与自己关系密切的下属地位提升时，领导者会产生同化作用，[31]即将这些下属的地位提升看成自我地位的提升。另一方面，在高质量的关系中，领导者为下属的发展提供信息和支持等，相应地，他们也能从下属那里获得信息、忠诚和承诺等资源；
同时，下属通过领导授权行为得以提升自己在组织中的地位，那么他们也会回报给领导者以尊重、仰慕和积极的口碑等。[32]因此，在高质量上下级关系中，领导者认为自己的资源水平将随着下属绩效的提升而不断提升。根据CA PS 框架，当领导者面对资源水平提升的积极事件时，将激活他们的积极情感反应。据此，提出如下假设：
H2a：上下级关系正向调节下属绩效与领导者积极情感之间的关系，即当上下级关系质量较高时，下属绩效与领导者积极情感之间的关系更强
（2）上下级关系对下属绩效与领导者感知地位威胁关系的调节作用
在高质量的上下级关系中，领导者与下属个人生活互动及相互之间的情感连结促使他们发展出一种“似家人”关系，双方通过频繁的人情交换、互惠交换与长期承诺建立起一种特殊的信任。[33]一方面，双方将遵守各自的角色约束。[34]对下属而言，他们会严格遵守上下级在权力、地位等方面的分际，服从领导者，主动照顾领导者的目标和需求，甚至愿意牺牲自身利益以维护领导者的利益。另一方面，上下级在工作以外的轻松交往为个体发挥政治技能提供了空间。[35]因此，下属在与领导者的交往中更能掩藏自己的动机，表现出真诚，向领导者传递值得信赖的信号，从而降低领导者的戒备。总之，领导者更信任与自己关系较好的下属，[30]而信任将影响个体对可获得资源价值的感知。[12]也就是说，当上下级关系质量较高时，领导者认为高绩效下属有助于完成组织分配的任务和目标，同时也不会威胁自己的地位。基于此，提出如下假设：
H2b：上下级关系负向调节下属绩效与领导者感知地位威胁之间的关系，即当上下级关系质量较高时，下属绩效与领导者感知地位威胁之间的关系更弱
假设1a 和2a 共同构成了被调节的中介作用，即积极情感中介了下属绩效对领导授权行为的影响，而这种中介效应的大小依赖于上下级关系质量的高低。具体而言，当上下级关系质量较高时，下属绩效与领导者积极情感的关系较强，通过积极情感传导的下属绩效对领导授权行为的影响随之增强；
反之亦然。由此，提出如下假设：
H3a：上下级关系正向调节积极情感对下属绩效和领导授权行为之间的中介效应，即上下级关系质量较高时，积极情感在下属绩效与领导授权行为关系中的中介效应更显著
同样，假设1b 和2b 也共同构成了被调节的中介作用，即感知地位威胁中介了下属绩效对领导授权行为的影响，而这种中介效应的大小依赖于上下级关系质量的高低。具体而言，当上下级关系质量较高时，下属绩效与领导者感知地位威胁的关系较弱，通过感知地位威胁传导的下属绩效对领导授权行为的影响随之减弱；
反之亦然。由此，提出如下假设：
H3b：上下级关系负向调节感知地位威胁对下属绩效和领导授权行为之间的中介效应，即当上下级关系质量较高时，感知地位威胁在下属绩效与领导授权行为关系中的中介效应更小
综上所述，在高质量的上下级关系中，下属绩效通过积极情感正向影响领导授权行为的效应更大，而通过感知地位威胁负向影响领导授权行为的效应更小。换言之，下属绩效的增益效应将大于损耗效应，从而使得下属绩效与领导授权行为之间可能呈现出线性的正向关系。据此，提出如下假设：
H4：上下级关系将调节下属绩效与授权领导行为的关系。具体而言，当上下级关系质量较高时，两者之间存在线性的正向关系；
当上下级关系质量较低时，两者之间的关系呈现倒U 型
为了验证上述假设，我们遵循全景式研究范式，[36]首先通过实地研究以确认组织中是否存在领导者根据绩效和关系对下属进行差异化授权管理的现象，然后再通过实验研究的方法验证这一现象的因果关系。采取实地研究与实验研究相结合的方式，有助于为研究结果提供交叉验证，使之兼具内部效度和外部效度。
1.研究方法
（1）样本与程序
本研究数据在2017年10-11月收集，被试所在地区为上海、湖南和辽宁三地。具体收集方法为：寻找20 位工作的熟人，请他们邀请各自的朋友参与调查。为了避免共同方法偏差和社会称许性的潜在影响，一是从下属和直接主管两个来源获取数据；
二是要求协助调研的20 位朋友不能在自己所在的部门派发问卷，以避免被试者的猜疑而影响数据质量；
三是要求协助者在每个部门只能采取一个配对样本，从而避免同部门的被试者相互比照而影响数据质量；
四是被试者（包括下属与直接主管）填完问卷后自行密封，以确保任何人都看不到问卷的填写情况。本次调研最后收集到262 份下属问卷和227 份领导问卷，剔除填写不完整和有明显规律的部分问卷后，有效配对问卷为204 份。
在204 个有效员工被试中，男性118 名，占57.8%，平均年龄为35.42 岁，在当前公司工作时间平均为4.26年，全部接受过大专以上教育；
在204 个有效的领导者样本中，男性为148 名，占72.5%，平均年龄为38.25 岁，在当前公司工作的平均时间为4.87年，受教育程度为大专及以上。
（2）变量测量
本研究中所采用的量表全部来自英文文献中报告的成熟量表，这些量表在中西方情境中均表现出良好的信度和效度。为了避免语义困惑影响填答质量，我们对量表进行翻译与回译，并经过组织行为与人力资源管理领域的专家审订后应用于正式调研。所有变量的测量均采用李克特五点量表。
下属绩效。由直接主管评价下属的绩效，我们采用Janssen 等研究中的量表，[37]具有良好的效度和信度。包括“该下属完成了他/ 她工作所要求的全部职责”等5 个条目，在本研究中的Cronbach"s α 为0.81。
上下级关系。由下属评价其与直接主管的关系，采用Chen 等开发的量表，[29]该量表包括12 个条目，例如“当与我的领导交流时，我感到轻松自在”。在本研究中的Cronbach"s α 为0.78。
领导授权行为。由下属评价其直接主管的授权行为，采用Ahearne 等开发的12 个条目的量表，[38]该量表被广泛地应用于中国情境。测量条目包括“领导帮助我理解我的工作目标是如何与公司目标相联系的”等，在本研究中的Cronbach"s α 为0.84。
权力距离导向。直接主管评价自己的权力距离导向，我们采用Dorfman 等开发的量表，[39]该量表包括6 个条目，例如“管理者应该独自做出大部分决策，而无须向下属咨询”，在本研究中的Cronbach"s α 为0.74。
不确定性规避导向。直接主管评价自己的不确定性规避导向，采用Dorfman 等开发的5 条目量表，[39]测量条目包括“我希望下属能够严格遵守指令和流程”等，在本研究中的Cronbach"s α 为0.78。
变革型领导。由下属评价其直接主管的变革领导行为，采用Bass 等开发的量表，[40]该量表包括“我的领导愿意为了团队的利益而牺牲个人的利益”等20 个条目，在本研究中的Cronbach"s α 为0.81。
控制变量。之前的研究认为对领导行为的感知受到领导者人口统计学变量的影响，[41]因此我们控制了领导者的性别、年龄和任职时间。其中，性别作虚拟变量处理，男性为0，女性为1；
而年龄和任职时间以自报告的年限计算。同时，人口特征差异性将导致领导者和下属沟通减少，领导者较少鼓励下属参与决策。[42]因此，我们进一步控制上下级在性别、年龄和任职时间之间的差异性。具体而言，性别相同为0，不相同为1；
年龄和任职时间相似性则以上下级差值的绝对值表示，绝对值越大代表差异越大。另外，授权还将受到领导者个体特征和其他领导方式影响，依据以往研究结论，本研究还控制了领导者权力距离导向、[19]不确定性规避导向[2]及变革型领导方式。①[43]
2.研究结果
（1）验证性因子分析
为了考察变量之间的区分效度，我们对测量数据进行验证性因子分析，比较嵌套模型的拟合度。由于本研究使用量表的条目共计60 个，超过了推荐的估计参数与样本量比例（1:5），所以采用条目打包方法降低误差，从而提高共同度。[44]下属绩效、权力距离导向和不确定性规避导向等单维度变量，依据其因子载荷进行高低配对，每个变量打包为3 个新条目；
而上下级关系、领导授权行为和变革型领导等多维度变量采用内部一致法，将同一维度的条目打包成一个新的条目，因此上下级关系打包为3 个新条目，领导授权行为打包为4 个新条目，变革型领导则打包为5 个新条目。验证性因子分析结果如表1 所示，六因子模型对数据的拟合较好（χ2(174)=258.05，RMSEA=0.05，CFI=0.93，TLI=0.92，SRMR=0.06），且显著优于其他模型（详见表1），表明测量具有较好的区分效度。
表1 验证性因子分析
（2）描述性统计分析
表2 呈现了变量的均值、方差及相关系数。从表中可以看出，下属绩效（r=0.34，p<0.001）、上下级关系（r=0.36，p<0.001）均与领导授权行为正相关。这些结果与预期一致，为后续假设检验提供了良好的分析前提。
表2 描述性统计分析表（研究一）
（3）假设检验
我们利用“拔靴法”（Bootstrapping Method）对假设进行检验。为了降低多重共线性的影响，在构造平方项和交互项之前，对所涉及的变量进行中心化处理。[45]结果如表3 所示，下属绩效正向影响领导授权行为（B=0.18，SE=0.05，p<0.001），其平方项与授权领导行为的回归系数为负（B=-0.22，SE=0.07，p<0.01），这也就意味着下属绩效与领导授权行为之间呈现出倒U 型关系，如图1 所示。因此，假设1 得到数据支持。
图1 下属绩效与领导授权行为的倒U型关系（研究一）
表3 非标准化回归系数（研究一）
从表3 中可以看到，下属绩效与上下级关系的交互项对领导授权行为的回归系数显著为正（B=0.46，SE=0.12，p<0.001），下属绩效平方与上下级关系的交互项的系数也显著为正（B=0.60，SE=0.18，p<0.01），说明调节效应存在。同时，该模型的R2为0.49（SE=0.06，p<0.001），也就意味着该模型解释授权领导行为的变异量为49%。
为了准确描述上下级关系对下属绩效与领导授权行为关系的调节效应，我们根据Cohen 等的建议，[45]计算一次项和二次项系数在上下级关系为高水平（+1SD）和低水平（-1SD）时的值，并检验其显著性。结果显示，当上下级关系取高值时，一次项系数显著为正（B=0.39，SE=0.08，95% CI=[0.22, 0.52]），二次项系数不显著（B=0.05，SE=0.12，95% CI=[-0.19, 0.30]）。因此，当上下级关系质量较高时，下属绩效与领导授权行为存在正向的线性关系。当上下级关系取低值时，一次项系数不显著（B=-0.02，SE=0.07，95% CI=[-0.17, 0.11]），而二次项系数显著为负（B=-0.49，SE=0.09，95% CI=[-0.72, -0.35]），即当上下级关系质量较低时，下属绩效与领导授权行为呈现倒U 型关系，调节效应如图2所示。因此，假设4 得到支持。
图2 上下级关系对下属绩效与领导授权行为关系的调节效应（研究一）
上述实地研究结果证实了组织中存在领导者根据绩效和关系对下属进行差异化授权的现象，但缺乏对上述影响的内在机制的考察。另一方面，由于实地研究采用的横截面研究设计不利于揭示变量之间的因果关系，并且最新文献指出，领导授权行为与下属绩效之间可能存在反向的因果关系，需要采取实验等方法增强研究结论的稳健性。[46]基于上述原因，我们将进一步通过实验研究方法，对提出的所有假设进行检验，从而为实地研究结果提供交叉验证。
1.参与者与实验设计
本实验采用3（下属绩效：高 vs.中 vs.低）×2（上下级关系：高 vs.低）的组间设计，被试被随机分配到6 个实验组。被试来自某高校管理类专业的大二学生，144 人参与了本次实验，实验在教室进行。被试被告知参与一项关于领导行为的角色模拟实验，需要他们通过阅读材料回答相关问题。在此之前，我们要求被试报告自己的权力距离导向、不确定性规避。剔除填写不完整的问卷，有效参与者为134 人。每组实验条件下的人数如表4 所示，被试中女性为92 人，平均年龄为20.02 岁。
表4 各实验组人数
（1）下属绩效操纵
下属绩效的操纵改编自Meeker等[47]的实验材料，请被试想象自己作为一家公司的市场部经理，管理市场部一众员工并负责公司的营销工作。被试要求部门的小王用一周时间完成一项市场调研活动：电话拜访至少150 位顾客，以了解他们对公司产品的意见和建议。高绩效组的材料对小王任务的完成情况作如下描述：“小王在规定时间内访谈了180 位顾客，并对访谈结果进行了详细的分析和总结，撰写了一份翔实、可靠的调研报告交给我。”中绩效组的被试将读到：“小王在规定的时间内访谈了150 位顾客，并对访谈结果进行了一些简单的分析和总结，罗列了访谈结果的主要发现交给我。”低绩效组的被试将读到：“小王在规定的时间内访谈了120位顾客，没有对访谈结果进行分析，也没有向我报告访谈的主要发现。”
（2）上下级关系操纵
上下级关系的操纵改编自Hu 等的实验材料。[48]高上下级关系质量组的描述如下：“我与小王关系密切，彼此非常熟悉。如果我个人生活上有任何问题，他都愿意尽全力去帮助我；
下班以后，我们经常有一些共同的社会活动，例如一起吃晚餐、一起参加一些娱乐活动；
小王也完全听从我的命令，愿意为了我工作，即使牺牲他的个人利益也在所不惜。”低上下级关系质量组的描述则与之相反。
（3）变量测量
如同研究一所述，我们对量表进行了翻译与回译以避免语义困惑。所有变量的测量均采用李克特七点量表。
积极情感。选取Van Katwyk等[49]开发的工作相关情感幸福量表中高愉悦高唤醒分量表，我们对条目进行了适当的修正以契合本实验情境，包括“小王的绩效令我感到兴奋”等5 个条目，该量表在本实验中的Cronbach"s α 为0.82。感知地位威胁。采用Khan等开发的3 条目量表，[8]我们对条目表述进行了适当的修正以契合本实验情境，代表性条目为“我觉得小王的绩效会威胁到我的地位”等，该量表在本实验中的Cronbach"s α 为0.89。领导授权行为。采用与研究一相同的量表，为了契合本研究情境，我们对条目的表述进行了适当的修正，例如“我会帮助小王理解他的工作目标是如何与公司目标相联系的”等，该量表在本实验中的Cronbach"s α 为0.92。权力距离导向。采用与研究一相同的量表，该量表在本研究中的Cronbach"s α 为0.84。不确定性规避。采用与研究一相同的量表，该量表在本研究中的Cronbach"s α 为0.89。
2.研究结果
（1）操纵检验
在被试完成是否授权的决策之后，我们对下属绩效与上下级关系的操纵效果进行检验。
下属绩效：被试要求在7 点量表上评价小王的工作产出数量和质量。单因素方差分析结果显示，相比于低绩效组，中绩效组和高绩效组被试对下属的绩效评价更高（均值依次为3.48、4.31 和5.29，F2,131=74.41，p<0.001）。同时，关于上下级关系的操纵对被试关于下属绩效的感知无显著影响（上下级关系低、高组的下属绩效均值分别为4.41 和4.30，F1,132=0.34，p>0.05）。因此，本实验对下属绩效的操纵有效。
上下级关系：被试要求在7 点量表上就小王对自己的服从性及双方在情感依附、个人生活互动程度等三个方面做出评价。单因素方差分析结果显示，上下级关系高的组比上下级关系低的组认为自己与小王的关系质量更好（均值分别为4.74 和3.65，F1,132=76.31，p<0.001）。同时，关于下属绩效的操纵对被试关于上下级关系的感知没有显著影响（下属绩效低、中、高组的上下级关系均值依次为4.15、4.09 和4.39，F2,131=1.44，p>0.05）。因此，本实验对上下级关系的操纵是有效的。
（2）描述性统计分析
表5 呈现了变量的均值、方差及相关系数。从表中可以看出，下属绩效分别与领导者积极情感（r=0.41，p<0.001）、感知地位威胁（r=0.33，p<0.001）与领导授权行为（r=0.34，p<0.001）正相关；
领导者积极情感与其授权行为正相关（r=0.35，p<0.001），而感知地位威胁与授权行为负相关（r=-0.20，p<0.05）。上述相关性结果与预期一致，为研究假设提供了初步支持。
表5 描述性统计分析表（研究二）
（3）假设检验
我们按照研究一中介绍的方法对数据进行分析，所有数据分析都在Mplu s 7.4 中进行，结果如表6 所示。在控制年龄、性别、权力距离导向、不确定性规避后，下属绩效正向影响领导者的积极情感（B=0.33，SE=0.07，p<0.001），积极情感正向影响领导授权行为（B=0.30，SE=0.09，p<0.01）, 并且积极情感的中介效应显著（B=0.10，SE=0.03，95% CI=[0.04, 0.18]）;下属绩效正向影响领导者感知地位威胁（B=0.37，SE=0.09，p<0.001），感知地位威胁负向影响领导授权行 为（B=-0.19，SE=0.08，p<0.05），感 知地位 威 胁在下属绩效与领导授权行为之间的中介效应显著（B=-0.07，SE=0.04，95% CI=[-0.15, -0.01]）。在控制上述控制变量的影响后，我们发现下属绩效正向影响领导授权行为（B=0.31，SE=0.07，p<0.001），并且下属绩效的平方与领导授权行为的回归系数显著为负（B=-0.28，SE=0.12，p<0.05），这说明下属绩效与领导授权行为呈倒U 型关系，如图3 所示。综上所述，假设1、1a 和1b 得到数据支持。
图3 下属绩效与领导授权行为的倒U型关系（研究二）
从表6 可以发现，下属绩效与上下级关系的交互项对积极情感影响不显著（B=0.16，SE=0.14，n s），因此假设2a 不成立；
下属绩效与上下级关系的交互项负向影响感知地位威胁（B=-0.66，SE=0.19，p<0.01），证明调节效应存在。简单斜率分析结果显示，当上下级关系质量较高时，下属绩效与感知地位威胁的关系不显著（B=0.04，SE=0.13，95% CI=[-0.21, 0.31]）；
反之，下属绩效与感知地位威胁显著正相关（B=0.70，SE=0.12，95% CI=[0.45, 0.94]），结果如图4。假设2b 得到了数据验证。进一步验证假设提出的被调节的中介效应，结果如表7 所示，当上下级关系质量较高时，下属绩效通过感知地位威胁影响领导授权行为的效应不显著（B=-0.01，SE=0.03，95% CI=[-0.08, 0.03]）；
当上下级关系质量较低时，下属通过感知地位威胁负向影响领导授权行为（B=-0.13，SE=0.06，95% CI=[-0.24, -0.02]）。因此，上下级关系调节了下属绩效通过感知地位威胁对领导授权行为的间接效应，即假设H3b 得到验证。
表7 被调节的中介效应分析（研究二）
图4 上下级关系对下属绩效与领导者感知地位威胁关系的调节效应（研究二）
表6 非标准化回归系数（研究二）
下属绩效与上下级关系的交互项对领导授权行为的回归系数显著为正（B=0.44，SE=0.16，p<0.01），并且下属绩效平方与上下级关系交互项与领导授权行为的回归系数显著为正（B=0.85，SE=0.27，p<0.01），说明上下级关系调节了下属绩效平方与领导授权行为之间的关系。我们进行简单斜率分析以准确描述上述调节效应。结果显示，当上下级关系质量较高时，一次项系数显著为正（B=0.55，SE=0.10，95% CI=[0.34, 0.74]），二次项系数不显著（B=0.14，SE=0.16，95% CI=[-0.18, 0.44]），说明下属绩效与领导授权行为呈线性关系；
当上下级关系质量较低时，一次项系数不显著（B=0.09，SE=0.11，95% CI=[-0.15, 0.31]），二次项系数显著为负（B=-0.71，SE=0.20，95% CI=[-1.12, -0.32]），因此下属绩效与领导授权行为呈倒U 型关系，调节效应如图5所示，假设4 得到了数据支持。
图5 上下级关系对下属绩效与领导授权行为关系的调节效应（研究二）
1.研究结论
第一，与研究预期相同，下属绩效与领导授权行为呈现出倒U 型关系。具体而言，高绩效下属因其具备所需的技能和态度，能有效帮助领导者完成任务和目标，激活他们的积极情感，从而促使领导者通过向高绩效下属授权获取新资源；
另一方面，高绩效下属通常在组织中占据较高的地位，将对领导者的地位和权威形成挑战，出于保存资源的目的，领导者将降低对他们的授权水平。综上述所，领导者更愿意向绩效处于中间水平的下属授权。
第二，上述倒U 型关系受到上下级关系的调节。当上下级关系质量较高时，领导者对下属更为信任，他们认为下属在任何情况下都会照顾自己的目标和利益，从而降低对地位威胁的感知并愿意向高绩效下属授权。需要指出的是，研究结果并没有支持上下级关系调节下属绩效增益效应的假设。可能的原因是实验研究的被试为大学生，尚无工作经验，难以理解高质量上下级关系为自己提供同化下属资源的机会。同时，Ko op m a n 等认为与领导者关系较好的下属对工作场所的积极事件更不敏感，[10]因为他们能从领导者那里获得更多的资源。相应地，这样的逻辑同样适用于领导者，致使上下级关系对下属绩效与领导者积极情感的调节效应不显著。
2.理论贡献
第一，本研究丰富了对领导授权行为前因的理解。领导授权行为通常被视为一种积极的领导方式，能促进个体、团队和组织的发展，但对于其前因我们知之甚少。[1,19]从仅有的少数文献来看，研究者强调领导者的特质因素，忽视了作为领导过程共同建构者——下属的重要作用。本研究基于CAPS 框架和COR 理论，探讨下属绩效、上下级关系对领导授权行为的影响，从资源获取与资源保存两条路径揭开了领导授权行为前因的黑箱，有效回应了从下属视角探讨领导授权行为前因的研究呼吁。[46]同时，虽然以往有大量研究探讨了领导授权行为与下属绩效的关系，但由于缺乏合适的研究设计，致使学界对两者之间的因果关系仍不甚明确。[46]本研究通过实地研究和实验研究相结合的方式，为研究结果提供了交叉验证，对理解领导授权行为与相关工作结果之间的因果联系有所裨益。
第二，本研究拓展了下属绩效影响效应的研究。以往关于下属绩效对领导行为的影响主要集中在辱虐领导，且研究多数基于道德排除理论阐述低绩效者因其难以完成任务而受到领导者的辱虐。本研究的结论显示，当下属绩效较高时，领导者也可能将他们排除出自己的公平视野。其原因在于，高绩效下属因其可能威胁到领导者地位，领导者基于资源保存的目的将降低对他们的授权水平。Khan 等认为，领导者感受到高绩效下属对自身地位的威胁发生在领导者社会支配导向较高的时候。[8]而我们认为，地位寻求和维护是人类的基本动机，即便是社会支配导向较低的领导者，他们在面对高绩效下属时也会感受到地位威胁，从而采取地位维护行为（如减少授权、进行辱虐等）。另外，以往关于绩效水平影响同事认知和行为的研究也指出，高绩效个体将使得同事同时感知到利益和威胁，从而激发同事获取和保存资源的两个平行过程。[50]与之相似，本研究结合CA PS 框架，从认知和情感两个方面探讨下属绩效的增益和损耗效应。更进一步，我们同时考察这两种效应对领导授权行为的影响，并基于COR 理论的逻辑发现两者的净效应将随着下属绩效的增加出现反转，从而呈现出倒U 型的关系。
第三，本研究对促进COR 理论在管理学研究中的应用具有一定的价值。在应用COR 理论的研究中，研究者通常聚焦于资源的保存路径，忽视了个体获取资源的过程。[11]而COR 理论认为，当面临资源损失的威胁时，获取新资源对个体更为重要。[27]因此，有必要同时对这两个过程加以考察以充分理解驱动个体行为的内在动机。首先，本研究认为高下属绩效将激活领导者的积极情感，从而有利于他们获取新资源；
与此同时，领导者感知到高绩效下属对自己地位的威胁，因此将采取保守策略以避免这种负面情况的发生。其次，本研究整合CA PS 框架和COR 理论，一方面弥补了CA PS 框架在解释工作事件如何影响个体认知—情感单元及后续行为等方面存在的缺陷；
[10]另一方面，以往的研究大多关注工作事件引发个体压力、紧张进而导致情绪耗竭等方面，忽视了认知单元在资源获取和保存过程中的作用。本研究从积极情感和感知地位威胁两个方面着手，拓展了COR 理论对工作事件进行解释的机制。另外，以往关于COR 理论的研究忽视了资源的交叉维度，即人际之间的资源同化过程。[27]而资源同化的一个关键前提是关系，当关系越紧密时，个体越能同化交往对象的资源。[51]虽然实验研究结果未能证实资源同化过程，但这也为未来的研究指出了一个可能的方向。总而言之，本研究通过刻画下属绩效的增益与损耗效应及上下级关系在其中的作用，有效拓展了COR 理论在管理学研究中的应用价值。
2.管理启示
从下属的角度而言，领导者进行授权与否的因素包括下属绩效和关系。因此，下属在学会“做事”的前提下，也要着力与领导者维持良好的人际关系。具体而言，下属应该加强学习，提升自己的工作技能和能力，努力投入到工作中，以取得较高的绩效水平，让领导者提高对自己的价值判断。另外，需要充分理解人情、关系等隐藏于正式规则之下却支配中国社会运作的规则，[5]熟练掌握人际互动模式，培育领导者对自己的信任，从而获得领导者的授权。从领导者的角度而言，对有能力的下属进行授权管理，提高他们的内在工作动机和工作积极性，促使他们更好地完成工作任务，表现出更多的组织公民行为。这样有利于提高领导效率，从而实现自己职业生涯目标。同时，领导者也应该公平、真诚地对待下属，形成与下属互动的人际公平氛围，避免下属为拉近与自己的关系而曲意逢迎，减少关系对团队和组织的伤害。[34]此外，组织应该建立完善的员工培训体系，着力提高员工的工作技能和人际沟通能力，促进团队和组织的健康发展，实现员工与组织的共赢；
同时，构建良好的组织文化，倡导组织内部正常的人际交往，以防范关系、人情对组织的侵蚀。
3.局限性与未来研究展望
首先，本研究未能证实上下级关系对下属绩效与领导者积极情感关系的调节作用，我们推测可能是由于实验被试为没有工作经验的大学生，他们对关系为自己提供资源同化的机会不敏感。因此，未来的研究可以招募有工作经验的MBA 学员为被试来验证这一假设。其次，本研究没有考虑领导者人格特质的影响，CA PS 框架和COR 理论认为，个体人格特质将影响他们资源获取或避免资源损失过程中的反应。[10]因此，未来的研究可以综合考虑下属与领导者因素对授权行为的影响。最后，领导授权行为是一个多维构念，每一个维度可能有不同的前因及影响机制。[46]因此，未来的研究可以从不同的角度加以探讨，从而加深我们对领导授权行为复杂性的认识。
注释
① 根据匿名审稿人的意见，并结合以往研究结论，我们补充调查了领导者权力距离导向、不确定性规避导向及变革型领导方式三个变量，以控制它们对领导授权行为的影响。最终我们收集了188 位领导者和195 位下属的数据，对于未能补齐的样本，做缺失值处理。为了确保结果的稳健性，我们对所有缺失样本剔除后的数据进行分析，发现所得结果仍然支持本研究提出的假设。
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