企業領導權變獎勵影響員工職業承諾機理探討

宋成一 趙永樂

一、引言

企業員工職業承諾在某種程度上受到領導權變獎勵的影響。所謂職業承諾是個體由基于對自己所從事職業的認同和情感依賴而不愿意變更職業程度的表示(龍立榮等，2000[1])?，F實生活中，影響員工職業承諾的因素很多，其中主要類別包括個人因素、組織內環境因素和組織外環境因素(方芳，2020[2])。在組織內環境因素中，領導因素是重要的方面，而其中領導權變獎勵則又尤為重要。權變獎勵的獎勵分為三類：一是隨機獎勵，二是正向的權變獎勵，三是負向的權變獎勵(Cherrington等，1971[3])。本文討論的企業領導權變獎勵系屬上述正向的權變獎勵，指的是企業領導明確員工的工作任務和要求，根據員工的績效對員工給予認可和財務獎賞(Bass，1998[4])。員工無疑更喜歡有獎勵的組織(Podsakoff 和Todor，1985[5])，因此，企業領導對員工的權變獎勵有助于增強組織對員工的吸引力，從而員工認同自己在企業中的職業價值進而形成職業承諾(陳長蓉等，2010[6])。由此可見，企業領導權變獎勵對員工職業承諾具有一定的影響。

揭示企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的關聯機制是一個有待學術界繼續深入探討的重要課題。學者們對于如何提高員工職業承諾問題的探討，已獲得了一些重要的基礎性研究成果，譬如：在員工職業承諾的影響因素方面，有一些學者的實證研究已證實了員工的資歷過高感知(Deng，2023[7])、員工和諧的工作激情(Jung和Sohn，2022[8])、組織支持感(Karatepe等，2023[9])、仆人式領導(Elsaied，2021[10])、工作自主性(Chang等，2021[11])、職業沖擊(St-Jean等，2023[12])等因素影響員工職業承諾；在相關領導影響因素方面，已有學者論證了仆人式領導對員工職業承諾的影響(Elsaied，2021[10])；等等。但是，現有相關文獻中缺乏有關企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間關聯機制的成果?；诖?，本文探討以員工心理契約違背為中介變量以及以員工權力距離為調節變量的企業領導權變獎勵對員工職業承諾的影響機制。

二、文獻回顧與研究假設

(一)企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的關系

Cherrington等(1971)[3]最先提出權變獎勵概念。他們把獎勵分為三類：一是隨機獎勵，二是正向的權變獎勵，三是負向的權變獎勵。他們認為，正向的權變獎勵是直接基于績效的獎勵，高績效的員工得到獎勵，低績效的沒有獎勵；負向的權變獎勵是指獎勵是基于與績效成反比的因素，低績效者得到獎勵，高績效者沒有獎勵。在這里，作者提出的正向權變獎勵概念和后來學術界所指的權變獎勵概念的核心思想是一致的，即對員工進行基于績效的獎勵，績效高者得到獎勵，績效低者沒有獎勵。Bass(1998)[4]對權變獎勵的概念做出了比較全面、權威的解釋，認為權變獎勵就是領導明確員工的工作角色和任務要求，根據員工達到的績效預期，對他們進行認可和財務獎勵。本文的企業領導權變獎勵概念以Bass(1998)[4]的定義為準。

對企業領導權變獎勵包含的內容，不同學者有不同的說法。Reitz(1971)[13]等開發的“權變問卷”中認為領導權變獎勵包括領導根據員工的績效給予員工幫助、同情、鼓勵、贊賞、漲薪資和晉升等內容；Podsakoff等(1984)[14]認為權變獎勵的內容包括領導根據員工績效對員工的反饋、認可、承認、致意、宣傳、獎勵等內容；Avolio等(1999)[15]認為權變獎勵的內容包括領導根據員工績效對員工明確獎勵目標、幫助、承認、獎勵等方面；Bass(1998)[4]認為，權變獎勵包括領導明確員工的工作角色和任務要求，并根據員工績效給予認可和經濟獎勵。綜上所述，本研究認為企業領導權變獎勵的內容主要包括領導明確員工的工作角色和任務要求，并根據員工的績效程度對員工進行幫助、同情、鼓勵、贊賞、反饋、認可、致意、宣傳、漲薪資以及晉升等。

上述研究表明，企業領導權變獎勵是領導者基于員工績效給予員工相應的經濟性和社會性獎勵，顯示出領導權變獎勵具有公平性(Walumbwa等，2008[16])，因此，可以用組織公平理論來揭示企業領導權變獎勵與員工職業承諾的關系。組織公平理論把組織公平分為分配公平、程序公平、信息公平和人際公平(杰弗里，2017[17])。分配公平是指得到的結果是公平的，即根據貢獻的大小來進行獎勵(杰弗里，2017[17])。企業領導權變獎勵是根據員工貢獻大小而進行的獎勵(Bass，1998[4])，因此，企業領導權變獎勵具有分配公平性。程序公平是指對決定結果的程序是公平的(Greenberg，2009[18])。比如，對分配具有一致的、有代表性的、無偏見的程序(杰弗里，2017[17])。在權變獎勵中，領導在獎勵之前要先和員工明確工作角色和任務要求(Bass，1998[4])，以及獎勵目標(Avolio等，1999[15])，在員工實現績效目標后對員工進行反饋、認可、贊美、致意、宣傳和經濟性獎勵(Podsakoff等，1984[14])，這表明企業領導權變獎勵有一致的、有代表性的和無偏見的程序，因此，企業領導權變獎勵具有程序公平性。信息公平是指決策者是否為決策提供了充分而正當的理由(杰弗里，2017[17])。在權變獎勵中，領導會對員工明確獎勵的依據是員工的績效貢獻(Bass，1998[4]；Avolio等，1999[15])，因此，企業領導權變獎勵具有信息公平性。人際公平是指員工是否得到了尊嚴和尊重(杰弗里，2017[17])。在權變獎勵中，領導會對員工的績效貢獻進行認可、贊美、致意和宣傳(Podsakoff等，1984[14])，使員工具有尊嚴，并得到了尊重，因此，企業領導權變獎勵具有人際公平性。從上述分析，我們可以發現，企業領導權變獎勵具有組織公平性。由于組織公平整體上能提升員工的職業承諾(盧瀟瀟和周建榮，2017[19])，因此，企業領導權變獎勵公平的特點會讓員工具有較高的職業承諾?；诖?，我們提出理論假設1：

H1：企業領導權變獎勵與員工職業承諾正相關。

(二)員工心理契約違背在企業領導權變獎勵與員工職業承諾關系中的中介作用

心理契約是組織、領導和下屬之間隱形的契約(McDonald和Makin，2000[20])。心理契約是動態的、變化的(姜方放等，2003[21])。心理契約是組織和成員之間的一種雙向關系(姜方放等，2003[21])，是組織和成員對雙方義務的滿足。當組織沒有滿足對員工的心理契約時，員工就會產生心理契約違背。心理契約違背是指由于雇主未能滿足對員工的承諾而引起員工的憤怒、失望等情感反應(Morrison和Robinson，1997[22])。員工心理契約違背的中介作用可以通過組織公平理論來解釋。

從組織公平理論來看，企業領導權變獎勵的公平性有利于降低員工心理契約違背。研究顯示，造成心理契約違背的原因主要有組織無力兌現、食言和理解歧義(Morrison 和 Robinson，1997[22])；心理契約違背的形成過程包括：感知到差異、感知到破裂、違背體驗(Morrison 和 Robinson，1997[22])。在企業領導非權變獎勵中，當員工按照領導的績效期望完成了工作，但是領導卻不能按照事先的承諾給予員工報酬的時候，就出現了組織無力兌現、食言，或者是領導和員工溝通不良，雙方對績效獎賞的理解出現了歧義等情況。在這種情況下，員工感知到了實際獲得的獎賞和領導承諾之間的差異，產生了不公平感，然后感知到了心理契約破裂的事實，從而導致員工出現了憤怒、失望(Morrison 和Robinson，1997[22])等認為組織不公平的心理契約違背體驗，導致心理契約違背增加。相反，在企業領導權變獎勵中，領導者事先要就績效目標(Bass，1998[4])和實現績效目標后員工能獲得的報酬(Avolio等，1999[15])向員工予以確定，并在員工完成工作后，根據員工績效貢獻的大小給予員工相應的獎勵(Bass，1998[4])。這種情況顯然對組織和員工而言都是公平的，因此，有利于員工和組織實現心理契約(張丹，2019[23])，從而員工較少產生心理契約違背的狀況。由此可見，企業領導權變獎勵可以降低員工心理契約違背。

從組織公平理論來看，員工心理契約違背對員工職業承諾具有負向影響。Robinson和Rousseau(1994)[24]認為，心理契約的建立以組織和員工的雙向信任為基礎，心理契約違背會使員工對自己所承擔的義務做出消極的感知。所以，心理契約違背會導致員工對組織的不信任，引起員工激烈的負面情緒反應，從而影響員工的態度和行為(王浩和羅軍，2009[25])。比如，從組織公平角度來看，員工心理契約違背會對員工的組織公平感產生負向影響(Artar等，2017[26])。這表明，員工心理契約違背程度越高，員工對組織的公平感知越低。而員工的組織公平感對員工職業承諾具有正向影響(陳長蓉等，2010[6]；Emami等，2013[27])，由此可見，員工心理契約違背的增加會促進員工職業承諾的降低。

基于前述分析，我們可以總結出，在企業領導權變獎勵中，權變獎勵的公平性使員工產生較低的心理契約違背；較低的心理契約違背使員工產生較高的職業承諾；企業領導權變獎勵通過員工心理契約違背對員工職業承諾產生正向影響。鑒于此，我們提出理論假設2：

H2：員工心理契約違背在企業領導權變獎勵影響員工職業承諾關系中發揮中介作用。

(三)員工權力距離在企業領導權變獎勵與員工職業承諾關系中的調節作用

權力距離的概念由Hofstede自1980年提出(包艷和廖建橋，2019[28])，之后成為組織行為學研究的焦點。從個體層面來看，權力距離反映了個體對組織中財產、權利、特權等分配不均的接受程度(Clugston等，2000[29])。高權力距離文化中的員工能普遍接受不平等(Paine和Organ，2000[30])，這意味著當員工權力距離感越高的時候，員工對財產、權利、特權等的分配不公平的容忍程度就越高，反之則越低。根據理論假設1部分的討論，在企業領導權變獎勵與員工職業承諾的關系中，領導對員工給予的薪酬等經濟性獎勵(Bass，1998[4])、贊美等社會性獎勵(Podsakoff等，1984[14])越公平，員工職業承諾就會越高；反之，當領導給予員工的薪酬、贊美、認可、晉升等(Bass，1998[4]；Podsakoff等，1984[14]；Reitz，1971[13])越不公平的時候，員工職業承諾就會越低。但是，對于權力距離感高的員工來說，當領導給予員工的薪酬、贊賞、晉升等(Bass，1998[4]；Podsakoff等，1984[14]；Reitz，1971[13])獎勵的公平程度高的時候，由于員工能夠忍受不公平(Paine和Organ，2000[30])，因此，員工對企業領導權變獎勵公平性的感知會不強烈，員工職業承諾就不會那么高；反之，當領導給予員工的薪酬、贊賞、晉升等(Bass，1998[4]；Podsakoff等，1984[14]；Reitz，1971[13])公平程度低的時候，由于員工能夠忍受不公平(Paine和Organ，2000[30])，所以員工對企業領導權變獎勵的不公平感知也會不強烈，員工職業承諾就不會那么低。由此可見，員工權力距離負向調節企業領導權變獎勵與員工職業承諾間的關系。為此，我們提出理論假設3：

H3：員工權力距離直接負向調節企業領導權變獎勵對員工職業承諾的影響。

員工權力距離除了可以調節企業領導權變獎勵與員工職業承諾的關系外，還可以調節企業領導權變獎勵對員工心理契約違背的影響。關于員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工心理契約違背之間的調節作用，可以從員工對不公平的忍受程度角度來解釋。從下屬對不公平的忍受程度角度來看，當下屬表現為高權力距離時，下屬對領導在獎勵員工中的不公平行為的忍受程度就會高(Paine和Organ，2000[30])，因為下屬認為不公平是高權力距離環境中的常見現象(Clugston等，2000[29])。由于高權力距離的員工對不公平的忍受程度高(Paine和Organ，2000[30])，因此，員工對企業領導權變獎勵公平性的感受降低，從而企業領導權變獎勵的公平性特點對員工心理契約違背的負向影響在減弱?；谏鲜龇治?，我們提出理論假設4：

H4：員工權力距離以反向調節企業領導權變獎勵與員工心理契約違背之間關系的方式間接調節員工職業承諾。

根據上述分析，員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工心理契約違背之間產生調節作用。由于企業領導權變獎勵還可以通過員工心理契約違背的中介作用對員工職業承諾產生影響，因此，我們進一步來探討員工權力距離對員工心理契約違背在企業領導權變獎勵與員工職業承諾間的中介作用的調節效應。權力距離反映了員工對組織不公平現象的容忍程度(Clugston等，2000[29])。高權力距離文化中的員工能普遍接受不平等，對不公平的忍受程度高(Paine和Organ，2000[30])。這意味著當員工權力距離高的時候，企業領導權變獎勵所體現的公平性對員工的影響在減弱。因此，企業領導權變獎勵對員工心理契約違背的負向影響受到削弱，員工的心理契約違背感得到提升。根據理論假設2部分的討論，員工心理契約違背的提升會導致員工具有較低的職業承諾，由此可見，員工權力距離對心理契約違背在企業領導權變獎勵與員工職業承諾間的中介作用產生負向調節作用?；诖?，我們提出理論假設5：

H5：員工權力距離負向調節員工心理契約違背在企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的中介作用。當員工權力距離高的時候，員工心理契約違背的中介作用變弱。

基于上述假設，本研究構建了如圖1所示的研究模型。

圖1 企業領導權變獎勵與員工職業承諾關聯機制模型

三、研究設計

(一)研究樣本與數據來源

本文采用問卷調查法收集數據，問卷調查于2023年2—4月進行。我們聯系了江蘇、天津、上海、浙江共6家企業進行調查，調查對象為企業的普通員工。為了減少問卷的共同方法偏差，根據學者的研究，我們對不同問卷采用不同的反應語句，對問卷在不同時點施測，讓員工匿名填寫問卷(Podsakoff等，2003[31])，這些方法可以較好地減少問卷的共同方法偏差。我們把問卷分三個時點發放，每個時點間隔一個月。第一次我們發放的問卷內容包括領導權變獎勵、員工權力距離和員工人口特征，共900份，回收有效問卷795份，有效問卷率為88.33%。一個月后，我們對上述795名員工發放了心理契約違背問卷，共回收有效問卷681份，有效問卷率為85.66%。再過一個月，我們對上述681名員工發放職業承諾問卷，共收回有效問卷590份，有效問卷率為86.64%。剔除選項答案有明顯作答規律以及回答有缺失的問卷，本研究共收回有效配對問卷為590份。調查對象的人口統計特征分布見表1所示。

表1 人口統計特征分布

(二)變量測量

本文所采用的量表都是英文量表。在使用過程中，這些英文量表基于嚴格的“翻譯—回譯”步驟被翻譯成中文量表。

權變獎勵。權變獎勵量表來自Avolio等(1999)[15]的MLQ-5X量表中的權變獎勵維度，共4個條目。代表性題目為：“我的領導和我明確溝通過完成工作任務后所得到的獎勵”“我的領導對我的出色表現給予了獎勵”。量表采用李克特5分制，選項中“1”代表“非常不符合”，“5”代表“非常符合”。

心理契約違背。心理契約違背量表來自Robinson和Morrison(2000)[32]，共4個條目。代表性題目為：“我對我的組織感到非常失望”“我對我在組織中的待遇感到非常沮喪”。量表采用李克特5分制，選項中“1”代表“完全不贊同”，“5”代表“完全贊同”。

職業承諾。對于職業承諾的結構學者們有多種看法，存在著以Blau(1985)[33]為代表的單維度的態度論、Noe等(1990)[34]以及Carson和Bedeian(1994)[35]為代表的三維度動機論、Meyer 等(1993)[36]為代表的三維度態度論。我們認同Blau以職業情感來界定職業承諾的做法(龍立榮等，2000[1])，把職業承諾看成是單維度的職業情感。因此，本研究的職業承諾量表采用Blau(1989)[37]開發的單維度量表，共7個條目。代表性題目為：“我的職業非常理想，我決不會放棄它”“即使有待遇更好的新的職業機會出現，我也不會放棄現在的職業”。量表采用李克特5分制，選項中“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”。

權力距離。權力距離量表來自Lin等(2019)[38]改編的Earley和Erez開發的權力距離量表。該量表原為7個條目，經Lin等(2019)[38]在中國大陸驗證后，改為5條目。代表性題目為：“在大多數情況下，經理應在不征求下屬意見的情況下做出決定”“高層管理人員做出決定后，公司的員工應當嚴格執行”。量表采用李克特5分制，選項中“1”代表“完全不認可”，“5”代表“完全認可”。

控制變量。根據Lu等(2002)[39]、Nogueras(2006)[40]以及Tang等(2012)[41]的研究，我們選取了性別(男=1、女=2)、年齡(選項分值用1～5來表示)、學歷(選項分值用1～5來表示)和工作年限(選項分值用1～5來表示)作為本研究的控制變量，每個控制變量的選項詳情見表1。

四、實證檢驗結果與分析

(一)信度和效度檢驗

本研究采用SPSS26軟件檢驗量表的內部一致性系數Cronbach’s α來衡量量表的信度。領導權變獎勵量表的Cronbach’s α值是0.848，心理契約違背量表的Cronbach’s α值是0.897，職業承諾量表的Cronbach’s α值是0.884，權力距離量表的Cronbach’s α值是0.739，均大于0.7，符合檢驗標準，信度良好。

本研究采用驗證性因子分析法(CFA)來檢驗變量的區分效度(見表2)。經過Amos22軟件處理，結果顯示，四因子模型的擬合度為χ2/df=2.457<5，RMSEA=0.050<0.08，CFI=0.955>0.9，TLI=0.947>0.9，比三因子模型、二因子模型、一因子模型的擬合度都要好，說明變量領導權變獎勵、心理契約違背、職業承諾和權力距離之間具有良好的區分效度。

表2 驗證性因子分析結果

(二)共同方法偏差檢驗

由于Harman單因素法的敏感性較低(湯丹丹和溫忠麟，2020[42])，故本研究采用控制未測量的潛在方法因子法 (ULMC)來檢驗共同方法偏差。我們在本研究原有四因子模型的基礎上加入共同方法因子，形成五因子模型。五因子模型的擬合指數為χ2=305.858、χ2/df=2.124、RMSEA=0.044、CFI=0.969、TLI=0.959，比四因子模型的擬合指數稍微有點優化(χ2=402.970、χ2/df=2.457、RMSEA=0.050、CFI=0.955、TLI=0.947)，但是RMSEA、CFI、TLI擬合指標的差值都在0.01～0.02之間，說明相比于四因子模型，五因子模型的擬合指數并沒有明顯改善(張征，2021[43])，并且共同方法因子的平均方差抽取量(average variance extracted，AVE)為0.171，低于可以作為潛變量的判定標準0.50(Cheung和Rensvold，2002[44])，因此說明本研究的共同方法偏差較輕。

(三)描述統計與相關分析

表3是連續變量的描述統計和相關分析結果。表3顯示，企業領導權變獎勵與員工職業承諾顯著正相關(r=0.448，p<0.01)；企業領導權變獎勵與員工心理契約違背顯著負相關(r=-0.591，p<0.01)；員工心理契約違背與員工職業承諾顯著負相關(r=-0.507，p<0.01)。雖然有的變量間相關系數略高，但是本研究每個方程的方差膨脹因子(VIF)都小于2.3，說明共線性問題很小，研究結果可靠。

表3 描述統計與皮爾遜相關

(四)主效應及中介效應檢驗

本研究采用SPSS26軟件，使用層級回歸法對理論假設1進行檢驗，結果見表4。模型6顯示，企業領導權變獎勵的回歸系數為0.457，且系數顯著(p<0.001)，說明企業領導權變獎勵正向影響員工職業承諾，理論假設1得到了驗證。

表4 回歸結果

本研究使用PROCESS3.3程序，選取模型4，采用bootstrap法檢驗理論假設2，得出如下結果：企業領導權變獎勵對員工職業承諾影響的總效應為0.529，95%置信區間CI(confidence interval)=[0.445，0.613]，不包含0，表明總效應顯著；企業領導權變獎勵對員工職業承諾影響的直接效應為0.268，95%置信區間CI=[0.170，0.366]，不包含0，表明直接效應顯著；企業領導權變獎勵通過員工心理契約違背對員工職業承諾影響的間接效應為0.261，95%置信區間CI=[0.194，0.333]，不包含0，表明間接效應顯著。由此可見，員工心理契約違背在企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間具有部分中介作用，理論假設2得到了證實。

(五)調節效應檢驗

本研究采用SPSS26軟件中的層級回歸法進行變量的調節效應檢驗，并對交互項進行了標準化。檢驗結果見表4。

我們首先檢驗了調節變量員工權力距離在企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的調節作用。模型6、8和9是理論假設3的檢驗結果。模型9中，企業領導權變獎勵與員工權力距離的交互項對員工職業承諾具有負向影響(β=-0.085，p<0.05)，系數符號與企業領導權變獎勵對員工職業承諾的作用系數符號相反，說明調節變量權力距離對企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間具有負向調節作用。因此，理論假設3得到了驗證。下面，我們按照Aiken和West(1991)[45]的建議，用簡單斜率分析法繪制員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的調節效應圖來進一步檢驗理論假設3。從圖2可以看出，在員工權力距離值低的時候，企業領導權變獎勵對員工職業承諾的作用變強(β=0.623，p<0.001)；在員工權力距離值高的時候，企業領導權變獎勵對員工職業承諾的作用變弱(β=0.424，p<0.001)。這說明員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工職業承諾的關系具有削弱作用，理論假設3進一步得到了證實。

接著，我們檢驗調節變量員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工心理契約違背之間的調節作用。模型2、3、4是理論假設4的檢驗結果。在模型4中，企業領導權變獎勵與員工權力距離的交互項對員工心理契約違背具有正向影響(β=0.121，p<0.001)，系數符號和企業領導權變獎勵對員工心理契約違背的作用系數符號相反，說明員工權力距離對企業領導權

圖2 權力距離對領導權變獎勵與員工職業承諾關系的調節作用

變獎勵與員工心理契約違背之間的關系具有負向調節作用，理論假設4得到了證實。為了進一步驗證理論假設4，我們按照Aiken和West(1991)[45]的建議，用簡單斜率分析法繪制了員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工心理契約違背關系的調節作用圖。圖3顯示，當員工權力距離值高的時候，企業領導權變獎勵對員工心理契約違背的影響變弱(β=-0.608，p<0.001)；當員工權力距離值低的時候，企業領導權變獎勵對員工心理契約違背的影響變強(β=-0.729，p<0.001)。這說明員工權力距離對企業領導權變獎勵與員工心理契約違背的關系具有弱化作用，因此，理論假設4得到了再次證實。

圖3 權力距離對領導權變獎勵與員工心理契約違背關系的調節作用

(六)有調節的中介效應檢驗

為了檢驗有調節的中介效應，我們使用了PROCESS3.3程序來檢驗理論假設5。根據Hayes(2013)[46]的研究，我們采用bootstrap法對理論假設5進行檢驗。我們選取模型8，抽樣次數為5 000次，置信區間(CI)為95%。不同調節變量水平的中介效應檢驗結果如表5所示。表5顯示，在均值的基礎上，員工權力距離減少一個標準差的情況下，企業領導權變獎勵通過中介變量員工心理契約違背對員工職業承諾的間接效應是0.310，且95%置信區間里不包含零，說明系數顯著；在員工權力距離增加一個標準差的情況下，企業領導權變獎勵通過中介變量員工心理契約違背對員工職業承諾的間接效應是0.203，且95%置信區間里不包含零，說明系數顯著。有調節的中介效應指數(index of moderated mediation)為-0.079，且95%置信區間里不包含零(BootLLCI=-0.131，BootULCI=-0.029)，說明有調節的中介效應成立。上述數據表明，當員工權力距離的值增加的情況下，企業領導權變獎勵通過中介變量員工心理契約違背對員工職業承諾的間接效應在減少，由此說明員工權力距離對員工心理契約違背在企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的中介作用具有負向影響，有調節的中介效應成立，理論假設5得到了證實。

表5 不同調節水平的中介效應檢驗結果

五、研究結論與展望

(一)研究結論

本研究基于組織公平理論，以來自對中國大陸企業普通員工問卷調查的有效數據，運用層級回歸和bootstrap方法實證檢驗企業領導權變獎勵與員工職業承諾之間的關系及其變化，得出如下主要研究結論。

第一，企業領導權變獎勵對員工職業承諾的影響具有明顯的正相關性?；诮M織公平理論，本研究證實，領導獎勵的權變性越高，其公平性越強，越能促進員工職業承諾，反之，則降低員工職業承諾。因此，領導權變獎勵公平性的特點導致其對員工職業承諾具有直接的正向影響。此外，當領導獎勵的權變程度越高時，員工越能感受到領導和組織的公平，從而具有較低的心理契約違背，而員工心理契約違背的降低則能提高員工的職業承諾。因此，領導權變獎勵還通過員工心理契約違背的中介作用對員工職業承諾產生間接的正向影響。這些結果表明領導對員工的權變獎勵正向影響員工職業承諾，從領導因素角度豐富了權變獎勵與職業承諾的相關文獻，也擴充了組織公平理論的應用范圍。

第二，員工心理契約違背在領導權變獎勵對員工職業承諾的正向影響中發揮部分中介作用。本研究發現，當企業領導對員工進行獎勵時，如果獎勵的權變性越高，即越能根據員工的績效貢獻大小給予相應的經濟性獎勵和社會性獎勵，說明獎勵越公平，導致員工產生心理契約違背的情況越少，進而員工職業承諾越高；而領導獎勵的權變性越低的情況下，領導給予的獎勵和員工的績效貢獻大小越不能成正比，獎勵越不公平，從而員工發生心理契約違背的情況越多，導致員工職業承諾越低。這些情況說明領導權變獎勵除了直接正向影響員工職業承諾外，還通過員工心理契約違背間接正向影響員工職業承諾，因此，員工心理契約違背在領導權變獎勵與員工職業承諾關系間具有部分中介作用，豐富了權變獎勵、心理契約違背和職業承諾關系的研究。

第三，員工權力距離削弱領導權變獎勵對員工職業承諾的正向影響。本研究證實，員工權力距離是影響領導權變獎勵與員工職業承諾間關系的重要邊界條件。在企業領導權變獎勵中，由于權力距離高的員工能夠忍受分配的不公平(Paine和Organ，2000[30])，因此，權力距離高的員工對領導權變獎勵公平性的感受程度變低，導致領導權變獎勵公平性的作用變弱，從而員工權力距離削弱了領導權變獎勵對員工職業承諾的直接正向影響；同時，由于權力距離高的員工對領導權變獎勵公平性的感受程度較低，導致員工權力距離也削弱了員工心理契約違背在領導權變獎勵和員工職業承諾間的中介作用。這些結果顯示出員工權力距離對領導權變獎勵與員工職業承諾關系具有削弱作用，豐富了權變獎勵與職業承諾邊界條件的研究。

(二)管理啟示

本研究基于領導權變獎勵影響員工職業承諾機理的研究結論，總結出下列管理啟示：

第一，企業應通過加強領導獎勵的權變性來激發員工的職業承諾。本研究顯示，領導權變獎勵對員工職業承諾具有正向影響，領導權變獎勵的積極意義在于其具有權變性，即根據員工績效貢獻的大小來給予其相應的經濟性獎勵和社會性獎勵。因此，企業要通過加強領導獎勵的權變性來激發員工職業承諾。首先，企業應盡量減少對員工的非權變性獎勵，積極開展權變性獎勵；其次，企業領導要根據員工的績效貢獻情況對員工表示認可、贊美、致意、宣傳(Podsakoff等，1984[14])等社會性的獎勵；最后，企業領導應根據員工的績效貢獻情況給予其相匹配的獎金、晉升等經濟性的獎勵。

第二，企業應加強與員工之間的心理契約建設。本研究顯示，員工心理契約違背對員工職業承諾產生負向影響，因此，企業要想增加員工職業承諾，可以通過減少員工心理契約違背來進行。這就要求企業要加強與員工的心理契約建設。首先，組織要有公開、公平、公正的規章制度和企業文化，以良好的制度和文化建設促進企業與員工之間形成心理契約；其次，領導必須帶頭遵守企業的規章制度和企業文化，信守承諾，并依據員工的績效貢獻對員工進行相應的獎勵，加強與員工的心理契約建設。

第三，企業領導進行權變獎勵時，必須考慮員工權力距離的負面作用。本研究顯示，員工高的權力距離有其消極作用，諸如使員工能夠忍受工作場所的不公平，削弱領導權變獎勵對員工職業承諾的正向影響。為此，企業在實行領導權變獎勵時，要向員工積極宣傳權變獎勵的公平性，并讓員工充分參與到權變獎勵制度的制定中，從而使領導權變獎勵的公平特點能夠更大程度影響員工，降低權力距離對員工的消極作用，更好地發揮領導權變獎勵的積極作用。

(三)局限與展望

本研究雖然盡力完善論證，但是也存在一些研究局限。首先，本研究的調研數據均來自企業普通員工，會產生共同方法偏差。雖然本研究采用三個不同時點發放調查問卷等方法來進一步減少數據的共同方法偏差，但是未來的研究可以增加數據來源的多樣性，比如采用領導-員工配對，讓領導填寫權變獎勵問卷，員工填寫心理契約違背、權力距離和職業承諾問卷，以便進一步降低數據的共同方法偏差。其次，本研究顯示員工心理契約違背在領導權變獎勵與員工職業承諾之間具有部分中介作用，說明還有其他變量可以在其中發揮中介作用，因此，未來的研究可以引入更多中介變量。第三，本研究沒有考慮跨文化的影響。本研究是針對中國大陸企業普通員工進行的。中國為代表的東方文化和西方文化有很多差異，文化對員工的態度和行為會產生影響，因此中西方不同文化情境下領導權變獎勵對員工職業承諾的影響機理是否有差異值得進一步研究。