1、    從授權研究方法到授權途徑的探索基于高校教師的調查    三、研究方法1.樣本 本研究以高校教師為研究樣本進行調查分析，問卷調查以某地區10所高等學校教師為調查對象，發放問卷1200份，將空白過多、反應傾向過于明顯的問卷剔除，最后得到有效問卷796份。其中男性390人，占49%；女性406人，占51%。年齡在30歲以下的117人，占14.7%；3140歲的422人，占53%；4150歲的178人，占22.4%；51歲以上79人，占9.9%。教育程度在本科及以下的72人，占9%；碩士397人，占49.9%；具有博士及以上學位327人，占41.1%。具

2、有助教職稱的66人，占8.3%；講師401人，占50.4%；副教授250人，占31.4%；教授79人，占9.9%。樣本的人口特征分布合理，反應了本研究的調查對象具有良好的代表性。 2.變量的測量 由于選取高校教師為樣本進行研究，教師職業有其特殊性，因此對量表內容進行了部分改動，使其更適合高校教師職業特征。為此在研究中首先進行了調查問卷的預調查，向研究者本人所在高校發放問卷100份，進行探測性因子分析，同時邀請人力資源管理、組織行為學研究人員對問卷題項進行討論，形成了能夠反映教師授權的3個量表。調查問卷中各概念的測量均以利克特5分等級量表由教師進行打分，15分別為“非常不符合”、“比較不符合”、

3、“基本符合”、“比較符合”及“非常符合”。在研究中把796個正式調查樣本數據均分成兩部分，第一部分398個樣本數據用于探索性因子分析，第二部分398個樣本數據用于驗證性因子分析，總體796個樣本用于研究假設模型的驗證。 第一，問卷的測量量表。結構授權測量量表采用laschinger用于對護士結構授權的測量，該量表將結構授權定義為一系列的結構性工作條件，包括6個因素：機會、信息、支持、資源、正式權力和非正式權力。13本研究進行修改后使用6個題項測量結構授權的6個因素。 領導授權的測量參照konczak等人編制的領導授權賦能行為問卷，該問卷提出了領導者授權賦能行為的6個維度：授予權力、承擔責任、自

4、主決策、信息分享、技能發展和對創新績效的指導。14王輝等人以此編制了中國組織情境下的領導授權賦能行為量表，包括個人發展支持、過程控制、權力委任、結果和目標控制、參與決策、工作指導6個因素。15本研究修改后使用6個題項測量領導授權的6個因素。 心理授權量表采用spreitzer編制的心理授權量表，李超平等人采用實證研究的方法修訂了適于中國情景的心理授權量表，本研究結合高校教師特征進行了問卷的修改，比如工作意義維度強調教師職業的意義；自我效能維度具體描述成教師在教學、科研及學生培養方面的能力；自主性維度調查教師科研方向及教學方法的自主性；影響力維度強調了教師學術影響力等，該量表共分4個維度12個題

5、項。 第二，問卷的探索性因素分析。利用spss軟件對第一部分398個數據進行探索性因素分析，各量表檢驗結果如表1所示。 第三，問卷的驗證性因素分析。利用lisrel軟件對第二部分398個樣本的數據進行3個測量量表的驗證性因子分析，結構授權采用一因素模型，領導授權采用一因素模型，心理授權采用二階四因素模型。各量表的擬合指標結果如表2所示，顯示對高校教師進行的三個授權測量量表結構能夠很好地擬合樣本數據。 四、研究結果1.授權途徑的結構方程模型 根據以上測量量表對高校教師結構授權、領導授權和心理授權分別進行測量，由于心理授權變量需要采用四因素模型，因此將原假設中與心理授權相關的路徑修改為對應心理授權

6、四個維度的假設，原假設h1和h3分別對應為以下8個假設： h1a：結構授權對心理授權的工作意義維度有影響作用。 h1b：結構授權對心理授權的工作效能維度有影響作用。 h1c：結構授權對心理授權的工作自主性維度有影響作用。 h1d：結構授權對心理授權的工作影響力維度有影響作用。 h3a：領導授權對心理授權的工作意義維度有影響作用。 h3b：領導授權對心理授權的工作效能維度有影響作用。 h3c：領導授權對心理授權的工作自主性維度有影響作用。 h3d：領導授權對心理授權的工作影響力維度有影響作用。 利用lisrel軟件建立796個樣本數據的結構方程模型，對h2和以上假設進行驗證，模型的擬合指標如下：

7、chisquare=1041.77，df=243， pva1ue=0.00000， rmsea=0.064， nfi=0.97， nnfi=0.97， cfi=0.98， ifi=0.98， rfi=0.97，gfi=0.90。該模型的擬合較好，但領導授權對工作效能和工作自主性兩條路徑的影響不顯著。圖1所示標準化后的結構授權、領導授權及心理授權四維度影響關系結構方程模型。 2.模型的修正 由于將心理授權四個維度分別作為授權的目標進行研究，根據高校教師數據建立的模型中出現了領導授權對教師自我效能和自主性的影響并不顯著的結果，分析原因主要是由于數據來源群體的特殊性造成的，高校教師職業有其顯著的特點

8、，比如：高校教師具備了高知識高技能特征，其自我效能感相對其他職業較強，教師認為自身工作能力的高低與領導是否進行授權管理沒有顯著的相關關系。另外，教師職業的自由性也相對較高，比如：教師可以自主的安排教學工作、選擇比較自由的科研方向等，因此，管理比較松散，教師對行政領導進行授權管理的要求并不迫切，教師認為工作的自主性主要是高校管理制度賦予的而不源于領導是否授權。本研究對假設模型進行了修正，刪除了領導授權對教師自我效能和自主性的影響關系。修正后的結構方程模型擬合指標除卡方自由度比（chisquare=1042.48，df=245）略有改進外，其他擬合指標不變，模型總體擬合較好。假設h1a、h1b、h

9、1c、h1d、h2、h3a、h3d成立，修正后的授權途徑結構模型見下圖2所示。 五、結論和討論本研究對現有授權管理的研究方法進行了梳理，整合了心理學與管理學視角下對授權的研究，將結構授權、領導授權與心理授權分別闡釋為授權環境、授權條件與授權目標，探討了實現有效授權的途徑，并通過結構方程對796名高校教師數據樣本進行授權途徑的模型擬合，得出以下結論： 第一，結構授權作為授權的環境，對領導授權和心理授權的四個維度都起到重要的影響作用。結構授權對領導授權的影響路徑系數達到0.7，可見領導授權是在組織結構授權的制度體系框架下通過組織的指揮鏈實施授權功能，良好的授權環境從權力授予機制上可以降低領導授權帶

10、來的風險及相關的責任，提高領導授權的能力。結構授權對心理授權的四個維度都起到正向影響，良好的結構授權提供給教師機會、信息、支持和幫助，從而使教師認為自己的工作是有意義的并且具備了完成各項工作的能力，結構授權尤其對教師個人感知到的影響力和自主性維度較大，使教師感受到被賦予了更高的權力。 第二，領導授權作為授權主體，對心理授權的工作意義維度起正向影響作用，對自我效能和自主性維度不起作用，對影響力維度起負向影響作用。在理論假設中將領導授權作為實現授權的條件，但研究結論顯示領導授權不一定會對教師的心理授權產生正向作用結果，這一結論驗證了唐貴瑤等提出的對領導授權效能結果的研究應該考慮更多的情境與個體因素

11、。研究以高校教師為數據樣本，針對這一職業群體，寬松自由的學術環境雖然可以充分發揮教師的創造性和能動性，但管理的相對松散會影響教師對高校的歸屬感。實證分析所顯示的領導授權對影響力的負向影響說明即使領導能夠做到充分授權，教師也覺得對個人影響力的提高無益，比如：教師從事科學研究工作方面，希望領導能夠為團隊制定詳細的研究計劃和研究內容，作為團隊成員的教師不是盲目地根據個人興趣進行學術研究，領導的充分授權反而成為教師的壓力和負擔，教師希望通過領導和團隊的力量提高個人的影響力，這也是當前高校學術現狀的真實反映。 第三，心理授權作為授權途徑的最終環節，研究如何提高心理授權是進行有效授權的目標。近些年國內外對

12、授權管理的研究現狀也反映了研究者越來越關注心理授權。本研究也驗證了心理授權的重要作用和授權研究方向的正確性。但是，從另一個角度分析，有效授權途徑中每一個要素都不可或缺，對授權管理的研究應保證其理論體系的完整性，尤其不應將心理授權與結構授權割裂。 基金項目：教育部人文社科研究規劃基金項目（13yja880081）參考文獻： 1kanter， r. m. frontiers of managementm. usa， harvard， 1997. 2肯·默雷爾，咪咪·梅雷迪斯.有效授權m.杜丁丁譯.北京：企業管理出版社，2004. 3malon， t. w. is empower

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