胡雪雅

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)，甘肅蘭州730020）

引 言

員工企業(yè)的核心資源，其自身工作能力及效率對(duì)企業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)力的提升有著不可取代的重要作用。已有研究證明員工主觀幸福感在一定程度上對(duì)其工作態(tài)度、績(jī)效和潛能激發(fā)有正向影響作用，因此提升員工主觀幸福感已成為企業(yè)增強(qiáng)自身競(jìng)爭(zhēng)力的有效手段。企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者作為與員工工作中接觸最多的群體，其行為會(huì)直接對(duì)員工工作情緒和效率產(chǎn)生影響，并進(jìn)一步影響員工的主觀幸福感。本文擬在建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的背景下探究企業(yè)變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工主觀幸福感的影響。通過(guò)研究目前大多數(shù)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)所采用的變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工主觀幸福感的影響，解釋其相互之間的關(guān)系，并通過(guò)研究結(jié)論對(duì)西部企業(yè)通過(guò)提升員工主觀幸福感來(lái)提升自身競(jìng)爭(zhēng)能力的思路提出合理可行的建議。

一、相關(guān)研究綜述

（一）變革型領(lǐng)導(dǎo)行為

西方學(xué)者當(dāng)唐（Downtown）結(jié)合馬斯洛需求層次理論對(duì)政治領(lǐng)導(dǎo)者進(jìn)行研究，在1973年出版的著作《反叛領(lǐng)導(dǎo)》中首次提出了領(lǐng)導(dǎo)者以個(gè)人行為影響下屬追求更高組織利益的變革型領(lǐng)導(dǎo)行為概念。彭斯（Burns，1978）在幾年后對(duì)領(lǐng)導(dǎo)理論的研究進(jìn)行了拓展，且在其著作《領(lǐng)導(dǎo)》中提出了兩種截然不同的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格理論，即交易型和變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。［1］巴斯（Bass，1985）總結(jié)了彭斯（Burns，1978）的相關(guān)研究后提出了變革型領(lǐng)導(dǎo)行為具備強(qiáng)烈內(nèi)在價(jià)值觀念體系的觀點(diǎn)［2］，并在其著作《領(lǐng)導(dǎo)和超越期望的績(jī)效》中進(jìn)行了詳細(xì)的闡述。瓦爾德曼（Waldman，1994）、豪斯（House，1997）和普拉南（Puranam，2001）則從領(lǐng)導(dǎo)與員工關(guān)系的層面出發(fā)，將變革型領(lǐng)導(dǎo)行為定義為領(lǐng)導(dǎo)者帶給員工有利影響的行為組合。我國(guó)學(xué)者在變革型領(lǐng)導(dǎo)行為相關(guān)研究領(lǐng)域也作出了一些貢獻(xiàn)。李超平和時(shí)勘（2007）認(rèn)為，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為是指領(lǐng)導(dǎo)者以個(gè)人行為特質(zhì)或魅力影響員工，促使其產(chǎn)生積極的工作行為［3］；蔡進(jìn)雄、陳文晶等學(xué)者也在其研究中提出了相類似的變革型領(lǐng)導(dǎo)行為定義。

可見，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為是指領(lǐng)導(dǎo)者以自身行為、魅力及特質(zhì)影響員工，使其塑造積極的人生及價(jià)值觀，增強(qiáng)其內(nèi)在動(dòng)力并使其為自身價(jià)值的實(shí)現(xiàn)努力奮斗的過(guò)程。最早對(duì)變革型領(lǐng)導(dǎo)行為進(jìn)行維度劃分的彭斯 （Burns，1978）在1985年將其劃分為魅力感召、個(gè)性關(guān)懷及智力感召三個(gè)維度。此后，他又在三維度的基礎(chǔ)上進(jìn)行細(xì)化，提出更為詳盡且被普遍認(rèn)可的四維度變革型領(lǐng)導(dǎo)行為結(jié)構(gòu)，并在此基礎(chǔ)上開發(fā)了多因素的領(lǐng)導(dǎo)問(wèn)卷（MLQ）（Multifactor Leadership Questionnaire）。李超平和時(shí)勘（2007）在前人研究的基礎(chǔ)上引入本土化德行垂范維度，形成了中國(guó)式變革型領(lǐng)導(dǎo)行為四維度的結(jié)構(gòu)理論。［3］

為保證最終結(jié)論的科學(xué)準(zhǔn)確性，本研究參考阿沃利奧（Avolio，1988）和彭斯（Burns，1978）等提出的四維度、四要素結(jié)構(gòu)［4］及李超平、時(shí)勘（2007）的四維度結(jié)構(gòu)，根據(jù)實(shí)際情況對(duì)其進(jìn)行修正，選擇領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)和個(gè)性化關(guān)懷三個(gè)維度對(duì)變革型領(lǐng)導(dǎo)行為進(jìn)行測(cè)量。

（二）心理授權(quán)

心理授權(quán)源于研究者對(duì)結(jié)構(gòu)授權(quán)的反思，［5］它是指能被員工感受到的且能決定其工作進(jìn)度及其自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)等的綜合心理感知。［6］國(guó)外較早興起對(duì)心理授權(quán)的探究，康格（Conger）和卡南高（Kanungo，1988）定義心理授權(quán)為自我效能感的提升增加過(guò)程。［7］在此研究基礎(chǔ)上，托馬斯（Thomas）和維特豪斯（Velthouse，1990）首次對(duì)心理授權(quán)概念進(jìn)行定義，認(rèn)為心理授權(quán)作為個(gè)體持續(xù)工作的動(dòng)力存在，是一個(gè)內(nèi)在激勵(lì)的過(guò)程，是個(gè)體工作過(guò)程中獲得激勵(lì)和滿意感的一種高價(jià)值的經(jīng)歷，是個(gè)體對(duì)被授權(quán)感的心理或認(rèn)知的一種集合體。［8］該研究成果進(jìn)一步深化了心理授權(quán)的相關(guān)研究，并為后期對(duì)心理授權(quán)的深入探究作出了巨大貢獻(xiàn)。

在心理授權(quán)的結(jié)構(gòu)劃分和測(cè)量方面，托馬斯（Thomas）和維特豪斯（Velthouse，1990）將其劃分為工作影響、工作意義、自主性、自我效能四大認(rèn)知維度。［8］施普賴策（Spreitzer，1995）在托馬斯（Thomas）的研究基礎(chǔ)上又提出了心理授權(quán)四維度結(jié)構(gòu)；［9］為擴(kuò)充對(duì)教師授權(quán)的研究，梅爾奧夫（Maer-off，1988）將心理授權(quán)劃分成三大維度，即知識(shí)的擴(kuò)充、地位的提高及享有參與決策的機(jī)會(huì)；最早提出心理授權(quán)單維度的結(jié)構(gòu)康格（Conger）和卡南高（Kanungo，1988）認(rèn)為心理授權(quán)作為自我效能的動(dòng)機(jī)成分存在；1999年梅農(nóng)（Menon）又提出了勝任感、控制感和目標(biāo)內(nèi)化的心理授權(quán)三維度結(jié)構(gòu)［10］；阿基（Akey，2000）在以家庭情景為背景開發(fā)心理授權(quán)量表時(shí)提出了包含正式參與組織、非正式參與組織、知識(shí)技能評(píng)價(jià)和對(duì)控制機(jī)能的態(tài)度的心理授權(quán)四維度結(jié)構(gòu)。

在對(duì)心理授權(quán)三維度和四維度的結(jié)構(gòu)不斷深入研究的過(guò)程中，不同學(xué)者對(duì)相應(yīng)維度的界定有所不同，因此本文選擇單維度結(jié)構(gòu)來(lái)測(cè)量心理授權(quán)來(lái)確保研究結(jié)論的科學(xué)及有效性。

（三）主觀幸福感

主觀幸福感源于積極心理學(xué)并隨其興起而逐步發(fā)展。20世紀(jì)50年代興起的主觀幸福感研究隨著學(xué)者們重視度的逐步增加而增加，相關(guān)研究成果也隨之增多。安德魯斯（Andrews）和維希（Withey，1976）定義的主觀幸福感不僅包括認(rèn)知評(píng)價(jià)，還包含情感方面的內(nèi)涵；［11］申（Shin）和約翰遜（Johnson，1978）以個(gè)體主觀的判斷為出發(fā)點(diǎn)，將主觀幸福感定義為個(gè)體以自身標(biāo)準(zhǔn)對(duì)生活質(zhì)量進(jìn)行的一種全面評(píng)價(jià)；與之觀點(diǎn)相似的維納恒森（Veenhoven，1984）也將主觀幸福感定義為個(gè)體對(duì)生活質(zhì)量進(jìn)行的整體判斷；［12］芮芙（Ryff，1995）等以正面心理功能為出發(fā)點(diǎn)，將主觀幸福感中幸福的意義從單一的獲取快樂(lè)擴(kuò)充至體會(huì)自身潛能的完美感受；［13］除此之外，魯羅（LuLuo，2001）、蒂娜（EdDiener）、重廣大石（Shigehiro-Oishi）和理查德·伊盧卡斯（Richard E.Lucas，2003）等西方學(xué)者也對(duì)主觀幸福感進(jìn)行了不同程度的研究。我國(guó)學(xué)者陳妹娟和周愛保（2003）等人對(duì)主觀幸福感的認(rèn)知與申（Shin）和約翰遜（Johnson，1978）不謀而合，均認(rèn)為主觀幸福感是個(gè)體以自身評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)生活質(zhì)量作出的主觀評(píng)價(jià)。［14］此外，李淑含、邢占軍（2003）、嚴(yán)標(biāo)賓、鄭雪、邱林（2004）等也對(duì)主觀幸福感進(jìn)行了不同程度的研究。［15］

綜上所述，本文在主觀幸福感的定義上較為認(rèn)同陸洛（1998）、陳妹娟和周愛保（2003）學(xué)者的結(jié)論，認(rèn)為主觀幸福感即個(gè)體以自身評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)生活質(zhì)量作出的主觀評(píng)價(jià)。在企業(yè)員工主觀幸福感測(cè)量方面，國(guó)外學(xué)者已經(jīng)開發(fā)出知名度較高的幸福感測(cè)量量表，但鑒于國(guó)內(nèi)外思想文化的差別，本文將借鑒國(guó)內(nèi)學(xué)者開發(fā)的具有良好信度和效度的量表來(lái)測(cè)量員工主觀幸福感，進(jìn)而保證研究結(jié)論的科學(xué)及可靠性。

（四）變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、心理授權(quán)與員工主觀幸福感之間的關(guān)系

主觀幸福感作為員工日常生活中一種積極的主觀心理狀態(tài)或體驗(yàn)，在一定程度上受領(lǐng)導(dǎo)行為的重要影響。變革型領(lǐng)導(dǎo)行為是領(lǐng)導(dǎo)行為中的重要組成部分，學(xué)者們進(jìn)一步研究了其對(duì)員工心理狀態(tài)的影響。李超平等人（2007）在對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)員工進(jìn)行調(diào)研時(shí)發(fā)現(xiàn)，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為更易于被員工所接受。

吳敏（2007）等人通過(guò)比較變革型、交易型與家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)方式，得出變革型領(lǐng)導(dǎo)方式相較于其他兩種領(lǐng)導(dǎo)方式更易對(duì)員工心理狀態(tài)產(chǎn)生顯著影響。［16］此外，鄭燁和劉偉（2012）［17］、李磊（2012）、王賢哲（2013）、劉暉（2014）［18］等學(xué)者也得出變革型領(lǐng)導(dǎo)行為有助于激發(fā)員工積極心理、提高員工工作滿意度的研究結(jié)論。

領(lǐng)導(dǎo)行為的差異會(huì)導(dǎo)致員工心理授權(quán)的差異，心理授權(quán)的差異又將導(dǎo)致組織績(jī)效及員工工作行為和態(tài)度所受影響的差異性。阿沃利奧（Avolio，1988）、林立（2011）等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為顯著正向影響員工心理授權(quán)。托馬斯（Thomas）和泰門（Tymon，1994）則認(rèn)為員工心理授權(quán)顯著正相關(guān)于其工作滿意度。郭尹（Kuo Yin）和李（Li）在2008年的研究中，從實(shí)證的角度驗(yàn)證托馬斯（Thomas）和泰門（Tymon，1994）提出的觀點(diǎn)。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、心理授權(quán)和員工主觀幸福感已做了深入研究，但對(duì)于變革型領(lǐng)導(dǎo)行為具體以何種維度對(duì)心理授權(quán)及員工主觀幸福感產(chǎn)生影響；心理授權(quán)對(duì)員工主觀幸福感的影響作用大小；在變革型領(lǐng)導(dǎo)行為及心理授權(quán)的共同作用下，員工主觀幸福感的提升程度等問(wèn)題的研究相對(duì)較少。因此，本文將利用中介效應(yīng)模型對(duì)變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、心理授權(quán)及員工主觀幸福感三者之間的關(guān)系和作用機(jī)理進(jìn)行研究。通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的回顧和總結(jié)，本文提出以下假設(shè)：

H1：變革型領(lǐng)導(dǎo)行為正向影響員工心理授權(quán)。

H1-a：領(lǐng)導(dǎo)者魅力正向影響員工心理授權(quán)。

H1-b：智力激發(fā)正向影響員工心理授權(quán)。

H1-c：個(gè)性化關(guān)懷正向影響員工心理授權(quán)。

H2：變革型領(lǐng)導(dǎo)行為正向影響員工主觀幸福感。

H2-a：領(lǐng)導(dǎo)魅力正向影響員工主觀幸福感。

H2-b：智力激發(fā)正向影響員工主觀幸福感。

H2-c：個(gè)性化關(guān)懷正向影響員工主觀幸福感。

H3：?jiǎn)T工心理授權(quán)正向影響員工主觀幸福感。

H4：?jiǎn)T工心理授權(quán)在變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工主觀幸福感的正向影響過(guò)程中起中介作用。

根據(jù)以上假設(shè)，本文的研究模型如圖1所示。

圖1 變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工主觀幸福感影響的研究模型

二、研究設(shè)計(jì)與方法

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)收集

甘肅省蘭州市作為“一帶一路”建設(shè)頂層設(shè)計(jì)規(guī)劃中重點(diǎn)提及的節(jié)點(diǎn)城市之一，其發(fā)展的重要性不言而喻。因而本文選取甘肅省蘭州市為調(diào)研地，以IT企業(yè)、新興技術(shù)類企業(yè)及研究所等以員工個(gè)人積極性及創(chuàng)造力為主要競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)的員工為研究對(duì)象。

本次調(diào)查共發(fā)放300份問(wèn)卷，回收293份，剔除不合格問(wèn)卷15份，獲得278份有效問(wèn)卷，有效率達(dá)92．7%，符合研究要求。問(wèn)卷包含性別、年齡、學(xué)歷三方面?zhèn)€人信息題項(xiàng)。性別方面，回收問(wèn)卷中男、女占比分別為：51．4%和48．6%，基本持平；年齡在25～35歲的員工人數(shù)居多，占比為76．3%，這也表明企業(yè)員工主要以中年及青年為主力；就學(xué)歷水平來(lái)看，較多分布于本科及以上和?？茖W(xué)歷兩項(xiàng)，分別占比47．1%和29．5%，整體來(lái)看，員工學(xué)歷分布較為均衡。

（二）研究工具及變量度量

本文主要涉及變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、心理授權(quán)及員工主觀幸福感三大變量。在變革型領(lǐng)導(dǎo)行為量表的選取方面，本文在彭斯 （Burns，1978）和阿沃利奧（Avolio，1988）的MLQ量表和我國(guó)學(xué)者李超平、時(shí)勘（2007）的中國(guó)式變革型領(lǐng)導(dǎo)行為四維度量表為基礎(chǔ)，結(jié)合本研究的實(shí)際需求，選取量表中關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)魅力、智力激發(fā)、個(gè)性化關(guān)懷三個(gè)維度的11個(gè)選項(xiàng)。關(guān)于心理授權(quán)量表的選擇，本文借鑒康格（Conger）和卡南高（Kanungo，1988）編制的單維度量表，通過(guò)比較刪除概念相近題項(xiàng)，保留了其中5個(gè)測(cè)量題項(xiàng)。對(duì)于員工主觀幸福感測(cè)量量表的選擇，本文以國(guó)內(nèi)學(xué)者李姝含（2009）開發(fā)的員工主觀幸福感量表為基礎(chǔ)，選取其中測(cè)量與本文對(duì)員工主觀幸福感定義相符的5個(gè)測(cè)量題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量。此外，本次調(diào)研還選取了性別、年齡、學(xué)歷為控制變量。

為提高問(wèn)卷對(duì)本次研究的適用程度，本次調(diào)研還針對(duì)問(wèn)卷設(shè)計(jì)在調(diào)研地選取了不同學(xué)歷的相關(guān)企業(yè)管理者、員工及相關(guān)問(wèn)題研究者進(jìn)行了小規(guī)模訪談，其中包含博士研究生2人、碩士研究生3人、本科生3人及本科以下學(xué)歷4人。通過(guò)訪談，最終確定了包含24個(gè)題目的問(wèn)卷，問(wèn)卷所涉及的變量測(cè)量均選用Liken五點(diǎn)量表形式，要求被調(diào)查人員根據(jù)自身實(shí)際狀況對(duì)每個(gè)題目進(jìn)行選擇（“1”和“5”分別表示“非常同意”和“非常不同意”）。

三、數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

（一）信度和效度分析

本文采用Cronbach提出的Alpha系數(shù)來(lái)衡量問(wèn)卷所得數(shù)據(jù)的信度，Alpha系數(shù)越高，問(wèn)卷內(nèi)部一致性越好。一般認(rèn)為Alpha系數(shù)大于0．8即可表示量表信度非常好。由表1可知，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為測(cè)量量表、心理授權(quán)測(cè)量量表、員工主觀幸福感測(cè)量量表及問(wèn)卷整體的Alpha系數(shù)均大于0.8，這說(shuō)明問(wèn)卷測(cè)量結(jié)果可靠性很好，符合進(jìn)一步數(shù)據(jù)處理要求。

表1 各個(gè)量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)

本文運(yùn)用IBMSPSSStatistics22.0統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)。在KMO分析中，概率為0.000，小于顯著性水平，與單位矩陣有顯著差異，KMO值為0.904＞0.8，說(shuō)明適合因子分析。

本文使用Amos17.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。由表2可知，五因子模型的相關(guān)指標(biāo)分別為：RMA=0.027＜0.05，GFI=0.901＞0.9，TLI=0.926＞0.9，IFI=0.938＞0.9，CFI=0.937＞0.9，各指標(biāo)均達(dá)到理想水平，且相較于其余模型而言，對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果較為理想，說(shuō)明本研究的問(wèn)卷設(shè)計(jì)具有良好的區(qū)分效度，適合下一步相關(guān)分析和回歸分析的驗(yàn)證。

表2 驗(yàn)證性因子分析

（二）基于線性回歸模型的中介作用檢驗(yàn)

為更好地檢驗(yàn)各變量間的關(guān)系，本文采用逐步回歸的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，詳細(xì)步驟如下：第一步（模型1）將控制變量（性別、年齡、學(xué)歷）對(duì)心理授權(quán)進(jìn)行回歸；第二步（模型2）加入自變量領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)、個(gè)性化關(guān)懷再對(duì)心理授權(quán)進(jìn)行回歸；第三步（模型3）將控制變量對(duì)因變量員工主觀幸福感進(jìn)行回歸；第四步（模型4）加入自變量領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)、個(gè)性化關(guān)懷對(duì)員工主觀幸福感進(jìn)行回歸；第五步（模型5）在模型3的基礎(chǔ)上加入心理授權(quán)對(duì)因變量員工主觀幸福感進(jìn)行回歸；第六步（模型6）加入自變量領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)、個(gè)性化關(guān)懷后再對(duì)員工主觀幸福感進(jìn)行回歸，根據(jù)上述步驟可得表3所示結(jié)果。

表3 變量間的層次回歸分析

對(duì)比模型1和模型2的結(jié)果可知，模型2的F值在0．01水平上顯著，方差解釋率為42．5%，較模型1對(duì)心理授權(quán)有更高的解釋力，且回歸系數(shù)β分別為 0．281、0．073、0．454，在 0．01 的水平上顯著，因此可驗(yàn)證假設(shè) H1－a 領(lǐng)導(dǎo)者魅力正向影響心理授權(quán)；H1－b智力激發(fā)正向影響心理授權(quán)；H1－c個(gè)性化關(guān)懷正向影響心理授權(quán)。對(duì)比模型3和模型4的結(jié)果可知，模型4的F值在0．01的水平上顯著，方差解釋率為55．6%，較模型3對(duì)員工主觀幸福感的解釋率更高，且回歸系數(shù) β 分別為 0．25、0．546、0．143，在 0．01 的水平上顯著，因此可驗(yàn)證假設(shè)H2－a領(lǐng)導(dǎo)者魅力正向影響員工主觀幸福感；H2－b智力激發(fā)正向影響員工主觀幸福感；H2－c個(gè)性化關(guān)懷正向影響員工主觀幸福感。由模型5的結(jié)果可知，方差解釋率為29．7%，回歸系數(shù)β為0．553，在0．01的水平上顯著，進(jìn)而假設(shè)H3得到數(shù)據(jù)支持，心理授權(quán)對(duì)員工主觀幸福感有顯著的正向影響。模型6的方差解釋率為59．8%，高于其他模型，心理授權(quán)對(duì)員工主觀幸福感有顯著正向影響（β=0．018，P＜0．01），自變量領(lǐng)導(dǎo)者魅力及個(gè)性化關(guān)懷對(duì)因變量員工主觀幸福感的影響顯著（β 分別為 0．277、0．526，P＜0．01），但程度相對(duì)加強(qiáng)，這表明心理授權(quán)在領(lǐng)導(dǎo)者魅力和個(gè)性化關(guān)懷對(duì)員工主觀幸福感影響的過(guò)程中起到了部分中介作用；智力激發(fā)對(duì)員工主觀幸福感的影響仍顯著 （β=0．173、0．526，P＜0．01），但程度有所降低，這表明心理授權(quán)在智力激發(fā)對(duì)員工主觀幸福感影響的過(guò)程中起到了部分中介作用，至此假設(shè)H4也得到了數(shù)據(jù)驗(yàn)證。

四、結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

本文在前人研究成果的基礎(chǔ)上，通過(guò)對(duì)甘肅省蘭州市企業(yè)員工的調(diào)查研究，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程、多元線性回歸等方法，對(duì)變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、員工主觀幸福感及心理授三者之間的作用機(jī)理進(jìn)行探究。由研究結(jié)論可知，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為是影響員工主觀幸福感的重要因素之一，領(lǐng)導(dǎo)者可以通過(guò)提升個(gè)人魅力、對(duì)員工進(jìn)行智力激發(fā)以及給予員工個(gè)性化關(guān)懷在不同程度上提升員工的主觀幸福感；心理授權(quán)在領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)及個(gè)性化關(guān)懷與員工主觀幸福感間起部分中介作用，領(lǐng)導(dǎo)者可以借助適當(dāng)?shù)男睦硎跈?quán)來(lái)強(qiáng)化對(duì)員工主觀幸福感的提升效果。

由回歸模型結(jié)果可知，領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)及個(gè)性化關(guān)懷的回歸系數(shù)分別為0.277、0.173、0.526，個(gè)性化關(guān)懷系數(shù)最大、領(lǐng)導(dǎo)者魅力次之，這說(shuō)明在員工主觀幸福感的影響上，個(gè)性化關(guān)懷的影響更加明顯，但領(lǐng)導(dǎo)者魅力和智力激發(fā)也不可忽視。這是因?yàn)楝F(xiàn)代企業(yè)中更加重視人本思想，在滿足員工基本需求的同時(shí)也對(duì)員工自我實(shí)現(xiàn)需求的滿足給予了一定的支持。同時(shí)，心理授權(quán)變量的加入增加了領(lǐng)導(dǎo)者魅力及個(gè)性化關(guān)懷對(duì)員工主觀幸福感的影響度，這是因?yàn)檫m當(dāng)?shù)男睦硎跈?quán)可以增加員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者魅力及個(gè)性化關(guān)懷的感知度，增強(qiáng)員工的主人翁意識(shí)，進(jìn)而提升其工作積極性和滿足感。

（二）管理建議

想在激烈的競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中找到自己的一席之位，企業(yè)必須保持自身持久競(jìng)爭(zhēng)力，不斷增強(qiáng)綜合實(shí)力。作為企業(yè)運(yùn)行主體的員工，其工作態(tài)度和效率會(huì)受其主觀幸福感的影響，進(jìn)而影響企業(yè)整體運(yùn)行效率。因此西部企業(yè)應(yīng)搭乘“絲路經(jīng)濟(jì)帶”的順風(fēng)車，以企業(yè)員工雙贏局面為目標(biāo)，提高其幸福感進(jìn)而保證企業(yè)持久不衰的競(jìng)爭(zhēng)力。結(jié)合本文研究結(jié)論，現(xiàn)對(duì)企業(yè)的管理工作提出以下建議。

1.以領(lǐng)導(dǎo)魅力感染員工

基于本文領(lǐng)導(dǎo)者魅力有利于幫助員工增加主觀幸福感的研究結(jié)論，“一帶一路”經(jīng)濟(jì)帶沿線企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)者在企業(yè)經(jīng)營(yíng)運(yùn)作過(guò)程中，要適時(shí)轉(zhuǎn)變管理思路，將增強(qiáng)自身領(lǐng)導(dǎo)魅力和培養(yǎng)變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格列為自身發(fā)展目標(biāo)，增強(qiáng)自身魅力對(duì)員工的正向感染。具體來(lái)說(shuō)，領(lǐng)導(dǎo)者可從個(gè)人品德塑造、知識(shí)擴(kuò)充、業(yè)績(jī)提升、管理和綜合能力提升以及塑造真摯的員工情感這幾方面著手，在提升個(gè)人魅力的同時(shí)增強(qiáng)與員工的有效溝通，在提高員工內(nèi)心領(lǐng)導(dǎo)者魅力影響度的同時(shí)增強(qiáng)其忠誠(chéng)度，激發(fā)其工作熱情。

2.以企業(yè)愿景激勵(lì)員工

對(duì)于“一帶一路”經(jīng)濟(jì)帶沿線企業(yè)來(lái)說(shuō)，首先，在管理模式上，領(lǐng)導(dǎo)者要形成以實(shí)現(xiàn)組織和員工雙贏局面為目標(biāo)的管理思想，詳細(xì)為下屬描述企業(yè)未來(lái)目標(biāo)及規(guī)劃，使其了解企業(yè)未來(lái)發(fā)展中自己的重要作用，促使其形成企業(yè)使命感。其次，領(lǐng)導(dǎo)者需要結(jié)合企業(yè)目標(biāo)及規(guī)劃為員工制定合理個(gè)人發(fā)展規(guī)劃，使員工切身體會(huì)到與企業(yè)各階段的共同成長(zhǎng)，逐步增加其自我實(shí)現(xiàn)需求的滿足，進(jìn)而提升其主觀幸福感。再者，對(duì)管理者自身而言，以愿景為導(dǎo)向的管理模式要求領(lǐng)導(dǎo)者具備一定的溝通能力，能夠借交流喚醒員工的自我實(shí)現(xiàn)需求，激發(fā)工作積極性和潛能，進(jìn)而增強(qiáng)主觀幸福感。管理者應(yīng)在保持堅(jiān)定信念和自信的同時(shí)加強(qiáng)對(duì)管理能力尤其是溝通能力的訓(xùn)練和提升，以保證企業(yè)愿景描述和相關(guān)管理工作的高效實(shí)施。

3.以個(gè)性化關(guān)懷打動(dòng)員工

領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)注意加強(qiáng)員工個(gè)性化關(guān)懷，以此打動(dòng)員工，增加其主觀幸福感。具體可從以下幾點(diǎn)入手：首先，增加對(duì)員工成長(zhǎng)、生活方面的重視力度，為其發(fā)展提出切實(shí)可行的建議。管理者要為組織與員工的共同成長(zhǎng)給予足夠的空間，領(lǐng)導(dǎo)者在尋求自身進(jìn)步時(shí)應(yīng)兼顧員工個(gè)人發(fā)展，要結(jié)合實(shí)際為員工作出科學(xué)可行的職業(yè)生涯規(guī)劃，逐步指導(dǎo)其取得各階段的勝利，進(jìn)而保證員工與組織發(fā)展的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。其次，創(chuàng)造條件讓員工發(fā)揮自身特長(zhǎng)。為員工提供良好人際環(huán)境，給予員工必要的耐心和尊重，關(guān)注其工作過(guò)程中的進(jìn)步，給予其適當(dāng)激勵(lì)和挑戰(zhàn)，進(jìn)而激發(fā)其工作積極性和潛能。最后，提高對(duì)員工生活及家庭困難的關(guān)注度。減少員工后顧之憂是增加員工工作積極性和效率的一大法寶。領(lǐng)導(dǎo)者要善于了解情況，適時(shí)提供幫助，同時(shí)調(diào)動(dòng)集體給予幫助，這不但有助于提高員工個(gè)人幸福感，還有助于提升組織凝聚力和團(tuán)結(jié)程度。

4.進(jìn)一步注重員工心理授權(quán)

基于本文心理授權(quán)對(duì)員工主觀幸福感有顯著正向影響且在變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工主觀幸福感的影響過(guò)程中起中介作用的研究結(jié)論，企業(yè)管理者需逐步為員工創(chuàng)造授權(quán)氛圍，具體可從以下幾點(diǎn)著手：首先給予員工參與重要且具有挑戰(zhàn)性工作的機(jī)會(huì)，為其創(chuàng)造發(fā)揮主觀能動(dòng)性的自由工作環(huán)境，以此提升其主觀幸福感。其次，領(lǐng)導(dǎo)者要為員工制定明確合理的工作目標(biāo)，并給予其相應(yīng)的行事權(quán)利，以保證其能夠自行處理工作中的相關(guān)事務(wù)。再者，領(lǐng)導(dǎo)者要適當(dāng)給予優(yōu)秀員工相應(yīng)的獎(jiǎng)勵(lì)和激勵(lì)，以此增加員工的主人翁意識(shí)和被授權(quán)感。最后，領(lǐng)導(dǎo)者要保持與員工的溝通，為其創(chuàng)造良好的工作內(nèi)外部環(huán)境，以此增加其安全感，保證其全身心投入工作，進(jìn)而提升其工作效率。

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