變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對員工主觀幸福感影響的實證研究

胡雪雅

（蘭州財經(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企業(yè)整體競爭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其工作態(tài)度、績效和潛能激發(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)增強自身競爭力的有效手段。企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者作為與員工工作中接觸最多的群體，其行為會直接對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)行為對員工主觀幸福感的影響。通過研究目前大多數(shù)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)所采用的變革型領(lǐng)導(dǎo)行為對員工主觀幸福感的影響，解釋其相互之間的關(guān)系，并通過研究結(jié)論對西部企業(yè)通過提升員工主觀幸福感來提升自身競爭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)行為具備強烈內(nèi)在價值觀念體系的觀點［2］，并在其著作《領(lǐng)導(dǎo)和超越期望的績效》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)。李超平和時勘（2007）認(rèn)為，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為是指領(lǐng)導(dǎo)者以個人行為特質(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值觀，增強其內(nèi)在動力并使其為自身價值的實現(xiàn)努力奮斗的過程。最早對變革型領(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、個性關(guān)懷及智力感召三個維度。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)問卷（MLQ）（Multifactor Leadership Questionnaire）。李超平和時勘（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、時勘（2007）的四維度結(jié)構(gòu)，根據(jù)實際情況對其進(jìn)行修正，選擇領(lǐng)導(dǎo)者魅力、智力激發(fā)和個性化關(guān)懷三個維度對變革型領(lǐng)導(dǎo)行為進(jìn)行測量。

（二）心理授權(quán)

心理授權(quán)源于研究者對結(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)度及其自我價值實現(xiàn)等的綜合心理感知。［6］國外較早興起對心理授權(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程。［7］在此研究基礎(chǔ)上，托馬斯（Thomas）和維特豪斯（Velthouse，1990）首次對心理授權(quán)概念進(jìn)行定義，認(rèn)為心理授權(quán)作為個體持續(xù)工作的動力存在，是一個內(nèi)在激勵的過程，是個體工作過程中獲得激勵和滿意感的一種高價值的經(jīng)歷，是個體對被授權(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，即知識的擴(kuò)充、地位的提高及享有參與決策的機(jī)會；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)量表時提出了包含正式參與組織、非正式參與組織、知識技能評價和對控制機(jī)能的態(tài)度的心理授權(quán)四維度結(jié)構(gòu)。

在對心理授權(quán)三維度和四維度的結(jié)構(gòu)不斷深入研究的過程中，不同學(xué)者對相應(yīng)維度的界定有所不同，因此本文選擇單維度結(jié)構(gòu)來測量心理授權(quán)來確保研究結(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)知評價，還包含情感方面的內(nèi)涵；［11］申（Shin）和約翰遜（Johnson，1978）以個體主觀的判斷為出發(fā)點，將主觀幸福感定義為個體以自身標(biāo)準(zhǔn)對生活質(zhì)量進(jìn)行的一種全面評價；與之觀點相似的維納恒森（Veenhoven，1984）也將主觀幸福感定義為個體對生活質(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，將主觀幸福感中幸福的意義從單一的獲取快樂擴(kuò)充至體會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)者也對主觀幸福感進(jìn)行了不同程度的研究。我國學(xué)者陳妹娟和周愛保（2003）等人對主觀幸福感的認(rèn)知與申（Shin）和約翰遜（Johnson，1978）不謀而合，均認(rèn)為主觀幸福感是個體以自身評價標(biāo)準(zhǔn)對生活質(zhì)量作出的主觀評價。［14］此外，李淑含、邢占軍（2003）、嚴(yán)標(biāo)賓、鄭雪、邱林（2004）等也對主觀幸福感進(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)為主觀幸福感即個體以自身評價標(biāo)準(zhǔn)對生活質(zhì)量作出的主觀評價。在企業(yè)員工主觀幸福感測量方面，國外學(xué)者已經(jīng)開發(fā)出知名度較高的幸福感測量量表，但鑒于國內(nèi)外思想文化的差別，本文將借鑒國內(nèi)學(xué)者開發(fā)的具有良好信度和效度的量表來測量員工主觀幸福感，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，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)一步研究了其對員工心理狀態(tài)的影響。李超平等人（2007）在對國內(nèi)企業(yè)員工進(jìn)行調(diào)研時發(fā)現(xiàn)，變革型領(lǐng)導(dǎo)行為更易于被員工所接受。

吳敏（2007）等人通過比較變革型、交易型與家長式領(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，從實證的角度驗證托馬斯（Thomas）和泰門（Tymon，1994）提出的觀點。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對于變革型領(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，但對于變革型領(lǐng)導(dǎo)行為具體以何種維度對心理授權(quán)及員工主觀幸福感產(chǎn)生影響；心理授權(quán)對員工主觀幸福感的影響作用大??；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題的研究相對較少。因此，本文將利用中介效應(yīng)模型對變革型領(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。通過對文獻(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：個性化關(guān)懷正向影響員工主觀幸福感。

H3：員工心理授權(quán)正向影響員工主觀幸福感。

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

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)行為對員工主觀幸福感影響的研究模型

二、研究設(shè)計與方法

（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)計規(guī)劃中重點提及的節(jié)點城市之一，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人積極性及創(chuàng)造力為主要競爭力的企業(yè)的員工為研究對象。

本次調(diào)查共發(fā)放300份問卷，回收293份，剔除不合格問卷15份，獲得278份有效問卷，有效率達(dá)92．7%，符合研究要求。問卷包含性別、年齡、學(xué)歷三方面?zhèn)€人信息題項。性別方面，回收問卷中男、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)歷水平來看，較多分布于本科及以上和專科學(xué)歷兩項，分別占比47．1%和29．5%，整體來看，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量表和我國學(xué)者李超平、時勘（2007）的中國式變革型領(lǐng)導(dǎo)行為四維度量表為基礎(chǔ)，結(jié)合本研究的實際需求，選取量表中關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)魅力、智力激發(fā)、個性化關(guān)懷三個維度的11個選項。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，通過比較刪除概念相近題項，保留了其中5個測量題項。對于員工主觀幸福感測量量表的選擇，本文以國內(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)，選取其中測量與本文對員工主觀幸福感定義相符的5個測量題項進(jìn)行測量。此外，本次調(diào)研還選取了性別、年齡、學(xué)歷為控制變量。

為提高問卷對本次研究的適用程度，本次調(diào)研還針對問卷設(shè)計在調(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。通過訪談，最終確定了包含24個題目的問卷，問卷所涉及的變量測量均選用Liken五點量表形式，要求被調(diào)查人員根據(jù)自身實際狀況對每個題目進(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)來衡量問卷所得數(shù)據(jù)的信度，Alpha系數(shù)越高，問卷內(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)行為測量量表、心理授權(quán)測量量表、員工主觀幸福感測量量表及問卷整體的Alpha系數(shù)均大于0.8，這說明問卷測量結(jié)果可靠性很好，符合進(jìn)一步數(shù)據(jù)處理要求。

表1 各個量表的Cronbach’s Alpha系數(shù)

本文運用IBMSPSSStatistics22.0統(tǒng)計軟件，對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗。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，說明適合因子分析。

本文使用Amos17.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析。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，對樣本數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果較為理想，說明本研究的問卷設(shè)計具有良好的區(qū)分效度，適合下一步相關(guān)分析和回歸分析的驗證。

表2 驗證性因子分析

（二）基于線性回歸模型的中介作用檢驗

為更好地檢驗各變量間的關(guān)系，本文采用逐步回歸的方法進(jìn)行檢驗，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)、個性化關(guān)懷再對心理授權(quán)進(jìn)行回歸；第三步（模型3）將控制變量對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)、個性化關(guān)懷對員工主觀幸福感進(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)、個性化關(guān)懷后再對員工主觀幸福感進(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個性化關(guān)懷正向影響心理授權(quán)。對比模型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)者魅力及個性化關(guān)懷對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），但程度相對加強，這表明心理授權(quán)在領(lǐng)導(dǎo)者魅力和個性化關(guān)懷對員工主觀幸福感影響的過程中起到了部分中介作用；智力激發(fā)對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)對員工主觀幸福感影響的過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，通過對甘肅省蘭州市企業(yè)員工的調(diào)查研究，運用結(jié)構(gòu)方程、多元線性回歸等方法，對變革型領(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)者可以通過提升個人魅力、對員工進(jìn)行智力激發(fā)以及給予員工個性化關(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)來強化對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)及個性化關(guān)懷的回歸系數(shù)分別為0.277、0.173、0.526，個性化關(guān)懷系數(shù)最大、領(lǐng)導(dǎo)者魅力次之，這說明在員工主觀幸福感的影響上，個性化關(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。這是因為現(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也對員工自我實現(xiàn)需求的滿足給予了一定的支持。同時，心理授權(quán)變量的加入增加了領(lǐng)導(dǎo)者魅力及個性化關(guān)懷對員工主觀幸福感的影響度，這是因為適當(dāng)?shù)男睦硎跈?quán)可以增加員工對領(lǐng)導(dǎo)者魅力及個性化關(guān)懷的感知度，增強員工的主人翁意識，進(jìn)而提升其工作積極性和滿足感。

（二）管理建議

想在激烈的競爭市場中找到自己的一席之位，企業(yè)必須保持自身持久競爭力，不斷增強綜合實力。作為企業(yè)運行主體的員工，其工作態(tài)度和效率會受其主觀幸福感的影響，進(jìn)而影響企業(yè)整體運行效率。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)持久不衰的競爭力。結(jié)合本文研究結(jié)論，現(xiàn)對企業(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)營運作過程中，要適時轉(zhuǎn)變管理思路，將增強自身領(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)，增強自身魅力對員工的正向感染。具體來說，領(lǐng)導(dǎo)者可從個人品德塑造、知識擴(kuò)充、業(yè)績提升、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，在提升個人魅力的同時增強與員工的有效溝通，在提高員工內(nèi)心領(lǐng)導(dǎo)者魅力影響度的同時增強其忠誠度，激發(fā)其工作熱情。

2.以企業(yè)愿景激勵員工

對于“一帶一路”經(jīng)濟(jì)帶沿線企業(yè)來說，首先，在管理模式上，領(lǐng)導(dǎo)者要形成以實現(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)未來目標(biāo)及規(guī)劃，使其了解企業(yè)未來發(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人發(fā)展規(guī)劃，使員工切身體會到與企業(yè)各階段的共同成長，逐步增加其自我實現(xiàn)需求的滿足，進(jìn)而提升其主觀幸福感。再者，對管理者自身而言，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現(xiàn)需求，激發(fā)工作積極性和潛能，進(jìn)而增強主觀幸福感。管理者應(yīng)在保持堅定信念和自信的同時加強對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)管理工作的高效實施。

3.以個性化關(guān)懷打動員工

領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)注意加強員工個性化關(guān)懷，以此打動員工，增加其主觀幸福感。具體可從以下幾點入手：首先，增加對員工成長、生活方面的重視力度，為其發(fā)展提出切實可行的建議。管理者要為組織與員工的共同成長給予足夠的空間，領(lǐng)導(dǎo)者在尋求自身進(jìn)步時應(yīng)兼顧員工個人發(fā)展，要結(jié)合實際為員工作出科學(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。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)注其工作過程中的進(jìn)步，給予其適當(dāng)激勵和挑戰(zhàn)，進(jìn)而激發(fā)其工作積極性和潛能。最后，提高對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，適時提供幫助，同時調(diào)動集體給予幫助，這不但有助于提高員工個人幸福感，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)行為對員工主觀幸福感的影響過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，為其創(chuàng)造發(fā)揮主觀能動性的自由工作環(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)的獎勵和激勵，以此增加員工的主人翁意識和被授權(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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