授权行为对社团凝聚力的影响及信任中介作用

　　1 引言

　　凝聚力对于一个群体或者团队而言是至关重要的。但以往的关于凝聚力的研究，主要集中在凝聚力对团队绩效的影响上，也就是已有研究更多的是凝聚力的后果研究，而关于凝聚力的前因研究较少。相关的文献表明领导行为对于团队绩效和凝聚力的影响显著[1],但是，在社团组织中并没有像企业或者其他社会组织那样有着十分规整的组织架构以及较高的得到社会众人认可的组织正式度，因此领导行为的概念对于研究大学生社团背景下的凝聚力不够细致，而领导行为当中的授权行为就能较好的代表社团负责人对社团建设过程中的态度和行为[2].能够参加同一社团的，大多是因为兴趣爱好相同，社团负责人的授权行为是直接作用于凝聚力还是通过由于相近的志趣所形成的成员间的信任而起作用？

　　在本研究中，还将着眼于授权行为对凝聚力的影响的作用机制的探讨。信任，在本文中主要指的是人际之间的信任，更精确地讲是指下属或者成员对领导的信任。学者们的焦点集中于授权氛围、主动性、信任、反生产行为等方面[3 -4].

　　本研究着眼于探讨信任这一因素在授权行为对凝聚力的影响中是否存在中介作用[5].

　　综上所述，本文提出以下三个研究假设：

　　H1: 授权行为对凝聚力有正向预测作用：

　　H1a: 参与决策对凝聚力具有正向预测作用；H1b: 信息共享对凝聚力具有正向预测作用；H1c: 帮助指导对凝聚力具有正向预测作用；H2: 信任对凝聚力有正向预测作用：

　　H2a: 情感信任对凝聚力具有正向预测作用；H2b: 认知信任对凝聚力具有正向预测作用；H3: 授权行为对凝聚力的正向作用是通过信任这一中介变量而得以实现的。

　　研究假设一和研究假设二的验证，是进行研究假设三的检验的基础。因此，本研究的总体思路是，大学生社团授权行为对凝聚力的作用机制是一个被以信任为中介所调节的效应，即授权行为对团队凝聚力的影响通过信任的中介作用实现[6].

　　2 研究方法

　　2. 1 被试

　　从高校 61 个社团当中选出，社团选择的标准主要考虑社团的成立时间的长短、社团组织架构是否完善、团体活动的频繁程度等。从中选出了 7 个社团，有学习类的如 CEO 商社、社会实践类的青年志愿者协会、还有兴趣爱好类的如摄影摄像爱好者协会等。发放了 300 份问卷，回收300 份，其中有效问卷为 193 份，问卷的有效比例为 64. 3%,样本的具体情况如下：

　　

　　2. 2 研究工具

　　（1） 本研究采用 Arnold 等人所开发的领导授权行为量表，并根据本文研究的背景对用词作了适当的修改，该量表共 18 个条目，5 点计分，本研究内部一致性系数为 0. 909.

　　（2） 团队凝聚力量表来自 Henry 等人（1999年） 该量表原来共有 12 个项目，采用崔玲玲对其进行修改后的量表。修改后的量表共 10 条目，分为情感一致性、行为一致性和任务一致性三个维度，5 点计分，内部一致性系数为 0. 817.

　　（3） 信任量表选自韦慧民对 McAllister 量表的改编。该量表将信任分为情感信任和认知信任两个维度，共有 9 个条目，7 点计分，内部一致性系数为 0. 901.

　　3 数据分析

　　3. 1 凝聚力、授权行为和信任的相关分析

　　为了探讨团队凝聚力、授权行为和信任三者之间的关系，对这三个变量的维度进行相关分析并进行显著性检验，其结果如表 3 所示：

　　

　　从表 2 可知，授权行为中的参与决策、信息共享、帮助指导都与情感信任、认知信任存在显著正相关； 授权行为的三个维度与凝聚力的三个维度之间都存在着显著正相关； 凝聚力中的情感一致性、行为一致性、任务一致性与认知信任、情感信任存在显著正相关。

　　3. 2 授权行为各维度对凝聚力的回归分析

　　以团队凝聚力为因变量，做变量之间的回归分析，其分析结果如下表：

　

　　如表 3 所示，回归方程整体达到显著性水平（F =62. 66,P = 0. 000 < 0. 001） ,R2为 0. 499,这表明授权行为对凝聚力的方差变异的解释能力为 49. 9%.其中，参与决策维度对凝聚力的回归效果显著（β =0. 588,P =0. 000 <0. 001） ; 信息共享维度对凝聚力的回归效果也显著（β =0. 338,P= 0. 031 < 0. 05） ; 而帮助指导维度对凝聚力的回归效果同样显著（β = 0. 358,P = 0. 001 < 0. 01） .

　　这说明，授权行为各维度对凝聚力有正向预测作用，其标准化的回归方程为： 凝聚力 = 0. 336 × 参与决策 +0. 166 × 信息共享 + 0. 286 × 帮助指导+ 9. 720.使得研究假设一得证。

　　3. 3 信任各维度对凝聚力的回归分析

　　根据前文的相关分析得知，信任的各维度与凝聚力的各维度呈显著正相关，在此基础上进一步探讨信任各维度对凝聚力是否具有预测作用，及其情感信任、认知信任两个维度对凝聚力的预测作用的大小。现将情感信任、认知信任作为自变量，将凝聚力作为因变量，对其进行回归分析，结果如下表：

　　

　　从表 4 所得数据分析可得，信任对凝聚力的整体回归方程达到了显著性水平（F =35. 034,P= 0. 000 < 0. 001） ,而且 R2为 0. 269,这说明信任能解释 26. 9%的凝聚力的方差变异。其中，情感信任对凝聚力的回归效果显著（β = 0. 337,P =0. 001 < 0. 01） ,而认知信任对凝聚力的回归效果也显著（β =0. 345,P = 0. 009 < 0. 01） ,这些数据可以说明信任对凝聚力具有正向预测作用，其标准化回归方程为： 凝聚力 = 0. 308 × 情感信任 +0. 247 × 认知信任 + 24. 158.研究假设二，信任对凝聚力具有正向预测作用得证。

　　3. 4 授权行为各维度对信任的回归分析为了奠定接下来的中介作用的检验基础，本文现在对授权行为的各维度对信任是否有预测作用，如果有，这个预测作用多大，授权行为的那些维度对信任有预测作用且显著，因此对其进行回归分析，所得结果如下：

　　

　　从表 5 的数据中可以看出，整体回归方程达到了显著性水平 （F = 48. 343,P = 0. 000 <0. 001） ,并且 R2为 0. 434,这说明授权行为对信任的方差变异的解释力为 43. 4%.从上表还可以得知，授权行为的三个维度中参与决策标准回归系数为 1. 089 比信息共享、帮助指导要高出许多且显著，说明参与决策对信任具有较高的预测作用。

　　3. 5 信任在授权行为与凝聚力之间的中介作用分析中介作用分析的步骤，根据 Baron 和 Kenny（1986 年） 指出，当某一变量（M） 符合下列情况时为中介变量： （1） X 与 Y 之间显著相关； （2） X 的改变会显著影响 M 的改变； （3） M 的改变会显著影响 Y 的改变； （4） 当加入 M 后，原本 X 与 Y之间会显著相关的关系不再显著（具有完全中介） ,或是 X 与 Y 之间会显著相关的关系变弱但仍然显著（具有部分中介） （见图 1）[7].

　

　　现将授权行为各维度对因变量凝聚力的回归作为模型一，在模型一的基础上，将信任的两个维度情感信任和认知信任分别依次进入方程，所得具体结果如下表所示：

　

　　由上表可知，模型一的回归方程显著（F =62. 666,P = 0. 000 < 0. 001） ,相应的回归系数也显著，而且 R2 为 0. 499,这表明授权行为对凝聚力的方差变异的解释能力为 49. 9%.当加入情感信任后，回归方程依旧显著（F = 47. 230,P =0. 000 < 0. 001 ） ,R2由模型一的 0. 499 增加到0. 501,即说明对因变量凝聚力方差变异的显著地增加了 0. 3%,同时自变量授权行为中参与决策的回归系数由 0. 588 降低到 0. 544; 信息共享维度的回归系数由 0. 338 降低到 0. 314; 帮助指导维度的回归系数由 0. 358 降低到 0. 344,但各个维度相应的回归系数（T = 3. 800,P = 0. 000 <0. 001; T = 1. 993,P = 0. 048 < 0. 05; T = 3. 517,P= 0. 002 < 0. 01） 仍达到显著水平，这表明情感信任维度，在授权行为与凝聚力之间起部分中介的作用。

　　当加入认知信任后，回归方程仍旧显著（F =48. 220,P = 0. 000 < 0. 001 ） ,R2由模型一的0. 499 增加到 0. 506,即说明对因变量凝聚力方差变异的解释力显著地增加了 0. 7%,同时自变量授权行为中参与决策的回归系数由0. 588 降低到0. 514; 信息共享维度的回归系数由 0. 338 降低到0. 313; 帮助指导维度的回归系数由 0. 358 降低到0. 339,但各个维度相应的回归系数（T = 3. 694,P= 0. 000 < 0. 001; T = 2. 006,P = 0. 046 < 0. 05; T= 3. 147,P = 0. 002 < 0. 01） 仍然达到显著水平，这表明认知信任维度，在授权行为与凝聚力之间起部分中介的作用。

　　综上所述，a,b,c,c‘都很显著，取相应的各个维度回归系数的平均数，a =0. 631,b =0. 341,c= 0. 428,c'= 0. 394,现可以得出信任在授权行为与凝聚力之间起部分中介作用，其中介效应占总效应的比值为 ab/C × 100% = 50. 27%[8].因此，授权行为对凝聚力的正向作用是通过信任这一中介变量而得以实现的，研究假设三得到验证。

　　4 讨论

　　在授权行为各维度对信任的回归分析中，尽管整体回归方程显著，但是授权行为的三个维度中只有参与决策的回归系数显著，其余两个维度的回归系数均不显著，因此不具有统计学意义。这说明，在授权行为中，参与决策更能体现出社团领导者或者负责人对社团成员的信任，因此也就具有较大的对信任方差变异的解释能力[9].这提醒我们在建设社团成员人际间信任的时候，社团领导者应该有意识的让社团成员社团活动中各方面的参与决策。在参与决策的过程中，社团成员便能渐渐地培养出对社团的归属感，从而提高社团的整体凝聚力[10 -11].

　　通过中介作用分析，得到信任在授权行为与凝聚力之间起部分中介作用[12].这启示社团负责人，在日常的社团活动和建设中，要考虑到信任的重要作用，有意识的建设一个团结互助、彼此信任的社团氛围。社团的负责人和社团的成员，可以通过情感信任，以社团成员的身份为成员分担学习和生活中的压力或者分享学习生活中的成果，提高社团成员的交流沟通，使社团成员相处更为融洽； 而社团负责人的信息共享可以为社团成员提高对问题事件的说明和指导，通过认知上的信任，增加社团成员归属感和家庭式的氛围，增进社团凝聚力。

　　5 结论

　　本文的主要目标是考察社团授权行为对社团凝聚力的影响是否受到信任因素的中介作用。

　　总结上文所述，针对大学生社团组织，本文可以得出以下结论： （1） 授权行为各维度、凝聚力各维度和信任各维度显著正相关； （2） 授权行为各维度对凝聚力具有正向预测作用； （3） 信任各维度对凝聚力具有正向预测作用； （4） 信任两个维度在授权行为与凝聚力之间起部分中介作用。

　　参考文献：
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　　[2] 刘云，石金涛。 授权理论的研究逻辑---心理授权的概念发展[J]. 上海交通大学学报（社会科学版） ,2010,18（1） : 54 -59.
　　[3] 张华，孙春玲，安珣，等。 授权氛围、心理授权与知识员工主动性的关系研究[J]. 预测，2014,33（3） : 69- 74.
　　[4] 冉霞，徐济。 超企业内人际信任对反生产行为影响的实证研究[J]. 人类工效学，2011,17（4） : 28 -- 32.
　　[5] 沈晓霞，廖锦亮。 大学生社团组织发展的瓶颈及其对策分析[J]. 辽宁医学院学报（社会科学版） ,2013,11（2） : 113 - 115.
　　[6] 马可一。 组织信任的最新研究进展和未来研究展望[J]. 心理科学，2004,41（3） : 750 -752.
　　[7] 温忠麟，侯杰泰，张雷。 调节效应与中介效应的比较和应用[J]. 心理学报，2005,37（2） : 268 -274.