1 引言

凝聚力對于一個群體或者團隊而言是至關重要的。但以往的關于凝聚力的研究，主要集中在凝聚力對團隊績效的影響上，也就是已有研究更多的是凝聚力的后果研究，而關于凝聚力的前因研究較少。相關的文獻表明領導行為對于團隊績效和凝聚力的影響顯著[1],但是，在社團組織中并沒有像企業或者其他社會組織那樣有著十分規整的組織架構以及較高的得到社會眾人認可的組織正式度，因此領導行為的概念對于研究大學生社團背景下的凝聚力不夠細致，而領導行為當中的授權行為就能較好的代表社團負責人對社團建設過程中的態度和行為[2].能夠參加同一社團的，大多是因為興趣愛好相同，社團負責人的授權行為是直接作用于凝聚力還是通過由于相近的志趣所形成的成員間的信任而起作用？

在本研究中，還將著眼于授權行為對凝聚力的影響的作用機制的探討。信任，在本文中主要指的是人際之間的信任，更精確地講是指下屬或者成員對領導的信任。學者們的焦點集中于授權氛圍、主動性、信任、反生產行為等方面[3 -4].

本研究著眼于探討信任這一因素在授權行為對凝聚力的影響中是否存在中介作用[5].

綜上所述，本文提出以下三個研究假設：

H1: 授權行為對凝聚力有正向預測作用：

H1a: 參與決策對凝聚力具有正向預測作用；H1b: 信息共享對凝聚力具有正向預測作用；H1c: 幫助指導對凝聚力具有正向預測作用；H2: 信任對凝聚力有正向預測作用：

H2a: 情感信任對凝聚力具有正向預測作用；H2b: 認知信任對凝聚力具有正向預測作用；H3: 授權行為對凝聚力的正向作用是通過信任這一中介變量而得以實現的。

研究假設一和研究假設二的驗證，是進行研究假設三的檢驗的基礎。因此，本研究的總體思路是，大學生社團授權行為對凝聚力的作用機制是一個被以信任為中介所調節的效應，即授權行為對團隊凝聚力的影響通過信任的中介作用實現[6].

2 研究方法

2. 1 被試

從高校 61 個社團當中選出，社團選擇的標準主要考慮社團的成立時間的長短、社團組織架構是否完善、團體活動的頻繁程度等。從中選出了 7 個社團，有學習類的如 CEO 商社、社會實踐類的青年志愿者協會、還有興趣愛好類的如攝影攝像愛好者協會等。發放了 300 份問卷，回收300 份，其中有效問卷為 193 份，問卷的有效比例為 64. 3%,樣本的具體情況如下：

2. 2 研究工具

（1） 本研究采用 Arnold 等人所開發的領導授權行為量表，并根據本文研究的背景對用詞作了適當的修改，該量表共 18 個條目，5 點計分，本研究內部一致性系數為 0. 909.

（2） 團隊凝聚力量表來自 Henry 等人（1999年） 該量表原來共有 12 個項目，采用崔玲玲對其進行修改后的量表。修改后的量表共 10 條目，分為情感一致性、行為一致性和任務一致性三個維度，5 點計分，內部一致性系數為 0. 817.

（3） 信任量表選自韋慧民對 McAllister 量表的改編。該量表將信任分為情感信任和認知信任兩個維度，共有 9 個條目，7 點計分，內部一致性系數為 0. 901.

3 數據分析

3. 1 凝聚力、授權行為和信任的相關分析

為了探討團隊凝聚力、授權行為和信任三者之間的關系，對這三個變量的維度進行相關分析并進行顯著性檢驗，其結果如表 3 所示：

從表 2 可知，授權行為中的參與決策、信息共享、幫助指導都與情感信任、認知信任存在顯著正相關； 授權行為的三個維度與凝聚力的三個維度之間都存在著顯著正相關； 凝聚力中的情感一致性、行為一致性、任務一致性與認知信任、情感信任存在顯著正相關。

3. 2 授權行為各維度對凝聚力的回歸分析

以團隊凝聚力為因變量，做變量之間的回歸分析，其分析結果如下表：

如表 3 所示，回歸方程整體達到顯著性水平（F =62. 66,P = 0. 000 < 0. 001） ,R2為 0. 499,這表明授權行為對凝聚力的方差變異的解釋能力為 49. 9%.其中，參與決策維度對凝聚力的回歸效果顯著（β =0. 588,P =0. 000 <0. 001） ; 信息共享維度對凝聚力的回歸效果也顯著（β =0. 338,P= 0. 031 < 0. 05） ; 而幫助指導維度對凝聚力的回歸效果同樣顯著（β = 0. 358,P = 0. 001 < 0. 01） .

這說明，授權行為各維度對凝聚力有正向預測作用，其標準化的回歸方程為： 凝聚力 = 0. 336 × 參與決策 +0. 166 × 信息共享 + 0. 286 × 幫助指導+ 9. 720.使得研究假設一得證。

3. 3 信任各維度對凝聚力的回歸分析

根據前文的相關分析得知，信任的各維度與凝聚力的各維度呈顯著正相關，在此基礎上進一步探討信任各維度對凝聚力是否具有預測作用，及其情感信任、認知信任兩個維度對凝聚力的預測作用的大小?，F將情感信任、認知信任作為自變量，將凝聚力作為因變量，對其進行回歸分析，結果如下表：

從表 4 所得數據分析可得，信任對凝聚力的整體回歸方程達到了顯著性水平（F =35. 034,P= 0. 000 < 0. 001） ,而且 R2為 0. 269,這說明信任能解釋 26. 9%的凝聚力的方差變異。其中，情感信任對凝聚力的回歸效果顯著（β = 0. 337,P =0. 001 < 0. 01） ,而認知信任對凝聚力的回歸效果也顯著（β =0. 345,P = 0. 009 < 0. 01） ,這些數據可以說明信任對凝聚力具有正向預測作用，其標準化回歸方程為： 凝聚力 = 0. 308 × 情感信任 +0. 247 × 認知信任 + 24. 158.研究假設二，信任對凝聚力具有正向預測作用得證。

3. 4 授權行為各維度對信任的回歸分析為了奠定接下來的中介作用的檢驗基礎，本文現在對授權行為的各維度對信任是否有預測作用，如果有，這個預測作用多大，授權行為的那些維度對信任有預測作用且顯著，因此對其進行回歸分析，所得結果如下：

從表 5 的數據中可以看出，整體回歸方程達到了顯著性水平 （F = 48. 343,P = 0. 000 <0. 001） ,并且 R2為 0. 434,這說明授權行為對信任的方差變異的解釋力為 43. 4%.從上表還可以得知，授權行為的三個維度中參與決策標準回歸系數為 1. 089 比信息共享、幫助指導要高出許多且顯著，說明參與決策對信任具有較高的預測作用。

3. 5 信任在授權行為與凝聚力之間的中介作用分析中介作用分析的步驟，根據 Baron 和 Kenny（1986 年） 指出，當某一變量（M） 符合下列情況時為中介變量： （1） X 與 Y 之間顯著相關； （2） X 的改變會顯著影響 M 的改變； （3） M 的改變會顯著影響 Y 的改變； （4） 當加入 M 后，原本 X 與 Y之間會顯著相關的關系不再顯著（具有完全中介） ,或是 X 與 Y 之間會顯著相關的關系變弱但仍然顯著（具有部分中介） （見圖 1）[7].

現將授權行為各維度對因變量凝聚力的回歸作為模型一，在模型一的基礎上，將信任的兩個維度情感信任和認知信任分別依次進入方程，所得具體結果如下表所示：

由上表可知，模型一的回歸方程顯著（F =62. 666,P = 0. 000 < 0. 001） ,相應的回歸系數也顯著，而且 R2 為 0. 499,這表明授權行為對凝聚力的方差變異的解釋能力為 49. 9%.當加入情感信任后，回歸方程依舊顯著（F = 47. 230,P =0. 000 < 0. 001 ） ,R2由模型一的 0. 499 增加到0. 501,即說明對因變量凝聚力方差變異的顯著地增加了 0. 3%,同時自變量授權行為中參與決策的回歸系數由 0. 588 降低到 0. 544; 信息共享維度的回歸系數由 0. 338 降低到 0. 314; 幫助指導維度的回歸系數由 0. 358 降低到 0. 344,但各個維度相應的回歸系數（T = 3. 800,P = 0. 000 <0. 001; T = 1. 993,P = 0. 048 < 0. 05; T = 3. 517,P= 0. 002 < 0. 01） 仍達到顯著水平，這表明情感信任維度，在授權行為與凝聚力之間起部分中介的作用。

當加入認知信任后，回歸方程仍舊顯著（F =48. 220,P = 0. 000 < 0. 001 ） ,R2由模型一的0. 499 增加到 0. 506,即說明對因變量凝聚力方差變異的解釋力顯著地增加了 0. 7%,同時自變量授權行為中參與決策的回歸系數由0. 588 降低到0. 514; 信息共享維度的回歸系數由 0. 338 降低到0. 313; 幫助指導維度的回歸系數由 0. 358 降低到0. 339,但各個維度相應的回歸系數（T = 3. 694,P= 0. 000 < 0. 001; T = 2. 006,P = 0. 046 < 0. 05; T= 3. 147,P = 0. 002 < 0. 01） 仍然達到顯著水平，這表明認知信任維度，在授權行為與凝聚力之間起部分中介的作用。

綜上所述，a,b,c,c‘都很顯著，取相應的各個維度回歸系數的平均數，a =0. 631,b =0. 341,c= 0. 428,c'= 0. 394,現可以得出信任在授權行為與凝聚力之間起部分中介作用，其中介效應占總效應的比值為 ab/C × 100% = 50. 27%[8].因此，授權行為對凝聚力的正向作用是通過信任這一中介變量而得以實現的，研究假設三得到驗證。

4 討論

在授權行為各維度對信任的回歸分析中，盡管整體回歸方程顯著，但是授權行為的三個維度中只有參與決策的回歸系數顯著，其余兩個維度的回歸系數均不顯著，因此不具有統計學意義。這說明，在授權行為中，參與決策更能體現出社團領導者或者負責人對社團成員的信任，因此也就具有較大的對信任方差變異的解釋能力[9].這提醒我們在建設社團成員人際間信任的時候，社團領導者應該有意識的讓社團成員社團活動中各方面的參與決策。在參與決策的過程中，社團成員便能漸漸地培養出對社團的歸屬感，從而提高社團的整體凝聚力[10 -11].

通過中介作用分析，得到信任在授權行為與凝聚力之間起部分中介作用[12].這啟示社團負責人，在日常的社團活動和建設中，要考慮到信任的重要作用，有意識的建設一個團結互助、彼此信任的社團氛圍。社團的負責人和社團的成員，可以通過情感信任，以社團成員的身份為成員分擔學習和生活中的壓力或者分享學習生活中的成果，提高社團成員的交流溝通，使社團成員相處更為融洽； 而社團負責人的信息共享可以為社團成員提高對問題事件的說明和指導，通過認知上的信任，增加社團成員歸屬感和家庭式的氛圍，增進社團凝聚力。

5 結論

本文的主要目標是考察社團授權行為對社團凝聚力的影響是否受到信任因素的中介作用。

總結上文所述，針對大學生社團組織，本文可以得出以下結論： （1） 授權行為各維度、凝聚力各維度和信任各維度顯著正相關； （2） 授權行為各維度對凝聚力具有正向預測作用； （3） 信任各維度對凝聚力具有正向預測作用； （4） 信任兩個維度在授權行為與凝聚力之間起部分中介作用。

參考文獻：
[1] 林美珍。 團隊凝聚力的研究述評[J]. 科學與管理，2010,30（1） : 20 - 23.
[2] 劉云，石金濤。 授權理論的研究邏輯---心理授權的概念發展[J]. 上海交通大學學報（社會科學版） ,2010,18（1） : 54 -59.
[3] 張華，孫春玲，安珣，等。 授權氛圍、心理授權與知識員工主動性的關系研究[J]. 預測，2014,33（3） : 69- 74.
[4] 冉霞，徐濟。 超企業內人際信任對反生產行為影響的實證研究[J]. 人類工效學，2011,17（4） : 28 -- 32.
[5] 沈曉霞，廖錦亮。 大學生社團組織發展的瓶頸及其對策分析[J]. 遼寧醫學院學報（社會科學版） ,2013,11（2） : 113 - 115.
[6] 馬可一。 組織信任的最新研究進展和未來研究展望[J]. 心理科學，2004,41（3） : 750 -752.
[7] 溫忠麟，侯杰泰，張雷。 調節效應與中介效應的比較和應用[J]. 心理學報，2005,37（2） : 268 -274.