『経済研究』（明治学院大学）第 168 号

2024 年

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響
林

祥

平

要旨
Although the impact of transformational leadership on employees’ work engagement during organizational change has been examined, little is known about the mechanism underlying this relationship. Thus, this study aims to explain the mediating effect of job stress and affective commitmentin the relationship between transformational leadership and work engagement based on the job
demands-resources model and the conservation of resources theory. A multilevel path analysis was
conducted using a cross-sectional survey of 126 employees comprising 20 teams at a Japanese marketing company undergoing organizational change. The results show that affective commitment
partially mediates between transformational leadership and work engagement and a full mediator
between job stress and work engagement. In considering employees’ emotional aspects, transformational leaders are essential in advancing change.

い従業員は，逆境に強く，忍耐強いため，変革に

1．問題対応するためにより大きな努力をする可能性があるからである（Petrou et al., 2018; Van den Heuvel et al., 2020）。従業員が変革型リーダーから信頼

1-1．はじめにされ（Islam et al., 2020, 2021），前向きな仕事ぶり

不確実性が高い環境下で組織が生き残るためにを学び（Hawkes et al., 2017），自分の仕事が有意

は変革が必要である。変革型リーダーは，組織変義であると確信したとき（Arnold et al., 2007; Gha-

革の必要性を認識し，従業員とビジョンを共有し，

di et al., 2013），ワークエンゲージメントは向上す

適応を促し，目標達成のための動機づけを行うたる。したがって，ワークエンゲージメントを高めるめ（Bayraktar & Jiménez, 2020），組織変革の成には変革型リーダーシップが重要だと考えられる功に不可欠な役割を担っている（Eisenbach et al.,（Faupel & Süß, 2019）。

1999; Peng et al., 2021）。変革を成功に導く上で，組織変革は仕事量やプレッシャーの増加，周囲

リーダーは従業員のワークエンゲージメントを高からの不十分なサポートなどを理由に従業員にストめる必要がある。なぜなら，エンゲージメントの高レスを与えることが知られる（e.g., Chauvin et al.,1

『経済研究』（明治学院大学）第 168 号

2014; Hansson et al., 2008）。仕事ストレスはネガ

2015），職務ストレスがワークエンゲージメント

ティブな感情を引き起こし，ワークエンゲージメンに負の影響を与えることが示されている（Bakker

トを害し（Bakker & Demerouti, 2017; de Sousa && Demerouti, 2007）。しかし，組織変革時の変革

van Direndonck, 2014），変革に対する抵抗を生む型リーダーシップとワークエンゲージメントの媒可能性がある（Liu & Perrewe, 2005）。他方で，仕介メカニズムとして情緒的コミットメントと職務事におけるポジティブな感情体験はワークエンゲー

ストレスがどのように働くかについて，これまでジメントを高めるため（Ouweneel et al., 2012），組

著者の知る限り明らかにされていない。そこで，

織は変革時の従業員の仕事感情をポジティブなも本研究は，変革型リーダーシップとワークエンのにするよう努め，彼らの仕事ストレスに対してもゲージメントの関係を，感情とストレスの両側面策を講じる必要がある（de Sousa & van Dieren-から解明することで，既存の変革研究に貢献する

donck, 2014; Faupel & Helpap, 2021; Ouedraogo &ことを目指す。

Ouakouak, 2020）。しかし，これまで組織の変革時

1-2．職務要求-資源モデルと資源保存理論にリーダーがどのように従業員のストレスと感情に対処しつつ，彼らのエンゲージメントを高めるかに

変革型リーダーシップとワークエンゲージメン

ついてはほとんど注目されてこなかった。

トの関係を検討するために，本研究は職務要求-

このリサーチギャップを解決するために，本研

資源（Job demands-resources; 以下 JD-R）モデ

究では，上司の変革型リーダーシップが部下の職

ルを用いる。このフレームワークは，職務要求，

務ストレス（job stress）と情緒的組織コミット

職務資源，個人資源がストレスとモチベーション

メントを媒介してワークエンゲージメントに与えに与える影響について説明する（Bakker & De-

る影響を検討した。従来の変革研究は，組織そのmerouti, 2017）。職務要求は，肉体的，認知的，ものではなく組織変革に対するコミットメントに感情的な努力を必要とする職務の物理的，社会的，焦点を当ててきた（Olafsen et al., 2021）。変革コ

組織的側面を指す。職務資源は，仕事の目標を達

ミットメントは，変革の成功に必要とされる行動

成し，個人の成長，学習，発達を促すのに役立つ，

指針に人を縛りつける力（Herscovitch & Meyer,

仕事の物理的，心理的，社会的，組織的側面を指2002）であり，変革が実施されてから従業員が形す。さらに，個人資源は自分を取り巻く環境をど成する態度である。変革が実施されてからでは従れだけコントロールできているかに関する信念で業員はストレスを感じ，変革成功に対するリスクある。JD-R モデルでは，職務資源と個人資源がを高めかねない。そのため，本研究は変革実施前

相互に高め合う関係にあり，モチベーションに正から形成が可能な組織に対する愛着を表す情緒的の影響を与えるが，職務要求はストレスを高める

コミットメントを取り上げることにした。組織変と考える。

革時の情緒的コミットメントの機能を明らかにす

JD-R モデルと同様に，資源保存（Conservation

ることによって，変革研究に対する一定の貢献がof resources; 以下 COR）理論は，モチベーショ見込めるだろう。

ンとストレスに対する資源の影響を説明する先行研究では，変革型リーダーシップが情緒的（Hobfoll, 1989）。COR 理論では，JD-R モデルよコミットメントに正の影響を与え（Kim & Kim,

りも資源をより広く捉えている（Halbesleben et2

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響

al., 2014）。具体的には，資源は目的資源（例：ペ（2020）は，リーダーは職務要求と職務資源を変えン，本），条件資源（例：在職期間，雇用），個人

ることができるため，リーダーシップは職務資源と資源（例：自己効力感，レジリエンス），エネルギーは独立した要素として扱うべきだと主張している資源（例：信用，知識）に分けられ（Hu et al.,（c.f., Hawkes et al., 2017）。変革型リーダーシップ

2017），COR 理論はこれら資源を獲得・保持・保とは，組織の成功にもっと関心を持つように従業員存することで人はストレスを管理すると考えるを動機づけることで，従業員の自己利益を自己実現（Haar, 2022; Hobfoll et al., 2018）。さらに，Hob-に変えることを目指すリーダーシップスタイルであfoll（2002 p. 137）は，ストレスフルな状況におる（Peng et al., 2021）。変革型リーダーは，理想的いて，人は現存する資源を利用するだけでなく，な影響力，インスピレーション，知的刺激，個別の積極的に資源を獲得して「将来の資源喪失に対し配慮を通じて従業員を動機づける（Bass, 1985）。

て脆弱でないように自分を配置する」と述べていあるいは，彼らは，ビジョンを共有し，意思決定権る。したがって，資源を多く持つ人はストレスフ

限を与え，新しいアイデアを奨励することで従業員

ルな環境に積極的に対処することができ（Muker-

を動機づける（Macey & Schneider, 2008）。した

jee et al., 2021），資源が少ない人は資源喪失を容がって，変革型リーダーシップは，自律性，仕事の易に経験することになる（Whitman et al., 2014）。

やりがい，自己成長といった職務資源と関連してお本研究では，COR 理論と JD-R モデルを用い，り（Radic et al., 2020），それによって，従業員のワー

組織変革の中で変革型リーダーシップとワークエ

クエンゲージメントを高めることができる（Bre-ンゲージメントの関係を詳細に検討する。

evaart & Bakker, 2018; Schaufeli, 2015）。
自律性や意思決定権限など，より大きな資源を

1-3．ワークエンゲージメントと変革型リーダー持つ従業員は，自分自身をよりポジティブに評価

シップ

する可能性がある（すなわち，個人資源を得る）

ワークエンゲージメントは，「活力，献身，吸収（Salanova et al., 2010）。個人資源を多く持つ人は，を特徴とする，前向きで充実した仕事に関する状

同僚や上司と積極的に関わる傾向があり，より多態」と定義される（Schaufeli & Bakker, 2010）。

くの社会的支援を獲得しうる（Hu et al., 2017）。

エンゲージメントの高い従業員は，組織の目標を

COR 理論では，ある時点の資源獲得が将来の資実現するためにさらなる責任を負おうとし（Chris-

源獲得を生む，このようなポジティブな現象を「ゲtian et al., 2011），組織変革の要件に自分の行動を

インスパイラル」と呼んでいる（Hobfoll et al.,合わせ，変革に積極的に適応しようとする（Vakola

2018; Salanova et al., 2010）。変革型リーダーが従et al., 2021）。このように，ワークエンゲージメン

業員に職務資源を与え（Bayraktar & Jiménez,トは，従業員が変革に適応するための不可欠な動2020），それがワークエンゲージメントを育む形

機づけ資源である（Petrou et al., 2018）。

で従業員の個人資源を増加させる場合に，ワーク

従来，JD-R モデルにおける職務資源には，ワー

エンゲージメントのゲインスパイラルは起こり得

クエンゲージメントを高めるリーダーシップスタイ

る（Hu et al., 2017; Salanova et al., 2010）。以上

ルが含まれていた（Amor et al., 2020; Breevaartから以下の仮説が導かれる。

& Bakker, 2018）。しかし，Decuypere & Schaufeli

仮説 1：変革型リーダーシップは，組織変革中3

『経済研究』（明治学院大学）第 168 号の従業員のワークエンゲージメントを高める。

る。さらに，情緒的コミットメントの高い人は，積極的に職務資源を求めることができ，それ故に1-4．情緒的コミットメントの媒介効果

ワークエンゲージメントが高くなる傾向にある

これまで組織変革に関する既存研究は，組織コ（Aktar & Pangil, 2018; Liu & Huang, 2019）。

ミットメントではなく，主に変革へのコミットメ

変革型リーダーシップはリーダーの行動・考えントに焦点を当ててきた（e.g., Abrell-Vogel &に共感を促し，信頼を集めやすい（Braun et al.,Rowold, 2014; Faupel & Helpap, 2021）。組織変2013）。結果として，変革型リーダーの働きかけは，

革にコミットするためには従業員が組織にコミッ

従業員に組織が自分を支持し，評価し，気にかけト す る 必 要 が あ る（Herold et al., 2007; Jaros,てくれていると思わせることができ，組織に対す

2010）。なぜなら，従業員が変革にコミットするる情緒的コミットメントを引き出すことができる

ためには，組織変革を既存の組織の価値観と一致（Ribeiro et al., 2018）。

するものとして認識する必要があり，本来的に組変革型リーダーは，従業員が職務資源を活用す

織コミットメントとは所属組織の価値観との一致るよう促し，2 つの観点からワークエンゲージメ

や愛着を概念化したものだからである（Herold

ントに正の影響を与える。第 1 に，リーダーがビ

et al., 2007）。組織変革という特殊な状況下ではジョンを達成するために従業員を鼓舞した場合，

変革コミットメントが役立つが，組織コミットメ

従業員はリーダーや同僚に支援を求めて職務資源

ントは変革期だけでなく，平時の組織にとってもを活用する可能性が高くなる（Bass, 1985; Het-

価 値 の あ る 態 度 で あ る（e.g., Aktar & Pangil,

land et al., 2018）。第 2 に，リーダーが知的刺激2018）。したがって，変革型リーダーシップが強を通じて従業員の革新的で創造的な努力を刺激す化する組織コミットメントは，変革後も組織に貢る場合，従業員は自身の学習や成長を促すために献し続けることが期待される。

職務資源を活用する（Hetland et al., 2018）。結果

情緒的コミットメントとは「個人が特定の組織として，職務資源を活用する従業員は，仕事に対と 同 一 化 し， 関 与 す る 強 さ」（Mowday et al.,するモチベーションや組織コミットメントが高く

1979）であり，組織コミットメントを構成する情なると考えられる（Bakker et al., 2003）。さらに，

緒的コミットメント，継続的コミットメント，規

特に組織変革の際には，COR 理論が示唆するよ

範的コミットメントのうちの 1 つである。この情

うに，変革型リーダーシップがストレスフルな状

緒的な側面は，価値観の共有と組織への貢献意欲況に直面した従業員にとって不可欠な資源であるを特徴としている（Allen & Meyer, 1990）。

た め， 従 業 員 は リ ー ダ ー を 頼 る 可 能 性 が 高 い

組織変革は従業員にとってストレスを与えると（Mukerjee et al., 2021）。したがって，以下の仮考えられているが（Faupel & Helpap, 2021），情説が提案される。

緒的コミットメントの高い従業員は，組織の変革

仮説 2：情緒的コミットメントは，変革型リーが自分の価値観に劇的な変化をもたらすと認識しダーシップとワークエンゲージメントの関係を媒ないため，変革にポジティブに反応できる（McK-介する。

ay et al., 2013）。このように，情緒的コミットメ
ントは従業員にとってストレス軽減策となり得4

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響

p＜.05）を与えることが示されている（Crawford

1-5．職務ストレスの媒介効果

et al., 2010）。

組織変革は，従業員にとって不確実性や資源喪変革型リーダーシップは職務要求と職務資源に失の認識などの職務要求と結びつき（Hobfoll &

関与することが知られる。第 1 に，変革型リーダー

Shirom, 2000），日常業務を妨げる曖昧な状況としは従業員のことを気にかけており，従業員が仕事て捉えられ（Seppälä et al., 2018），ストレス反応で期待に十分に応えることができない場合，職務につながることがある（Faupel & Helpap, 2021;

要 求（e.g., 仕 事 の ペ ー ス， 感 情 的 な 仕 事 量 ;Ouedraogo & Ouakouak, 2020）。
JD-R モデルでは，

Seljemo et al., 2020）を含む従業員のバーンアウ

職務要求が従業員のストレスを引き起こす可能性

トに関連する要因を減らす介入を行う（Hentrichを説明するが（Bakker & Demerouti, 2017），チャ

et al., 2017; Lavoie-Tremblay et al., 2016）。 第 2

レンジストレッサー・ヒンドランスストレッサーに，変革型リーダーは従業員の仕事モチベーショの枠組み（Challenge stressor-hindrance stressor

ンや職務満足度を高め，パフォーマンス維持を促

framework; Cavanaugh et al., 2000）によると，し（Agle et al., 2006），自分の仕事が有意義であ

職務要求は挑戦と妨害の 2 種類に分類することがることを納得させることによって，妨害要求によできる。妨害となる要求は個人の成長や目標達成

るストレスを克服するよう従業員を支援するを妨げるが，挑戦となる要求はそれらを促進する。

（Arnold et al., 2007; Ghadi et al., 2013）。その結したがって，JD-R モデルで想定される職務要求は，果，従業員の仕事に希望と自信を与えることがで妨害要求と解釈することができる。

きる（Shamir & Howell, 1999）。また，変革型リー

仕事の過負荷や感情的な要求などの妨害要求

ダーシップにおける個別の拝領は，従業員の不安・は，従業員の職務資源を枯渇させ，職務ストレス

恐怖・ストレスを軽減し，変革時の職務資源を増をもたらし（Bakker & Demerouti, 2007），それ加させる（Abrell-Vogel & Rowold, 2014; Decuy-

によってワークエンゲージメントを低下させる

pere & Schaufeli, 2020）。以上から，変革型リー（Breevaart & Bakker, 2018 ; Tadić et al.,

ダーシップは従業員の職務要求を減らし，職務資2013）。COR 理論によると，従業員はストレスフ

源や心理的資源を増やす働きをすると考えられルな状況に対処するために資源を投入しなければる。したがって，変革型リーダーは従業員の職務ならない（Salanova et al., 2010）。したがって，要求を減らし職務資源を増やすことを通じて，彼

資源が少ない従業員はストレスに対してより脆弱らの成長を促す。その結果，従業員の職務遂行能であり，その結果，ストレスに対処するための資力や問題解決スキルは開発され，職務ストレスが源の枯渇が進む（Hobfoll et al., 2018）。この現象

軽 減 す る と 考 え ら れ る（Franke & Felfe, 2011;

は「ロススパイラル」（Hobfoll et al., 2018）と呼Nielsen et al., 2008）。このことから，以下の仮説

ばれる。ロススパイラルが生じると，資源枯渇がを導出する。

進みワークエンゲージメントが低下する可能性が仮説 3：職務ストレスは，変革型リーダーシッある（cf. Salanova et al., 2010）。これらの議論をプとワークエンゲージメントの関係を媒介する。

検証するために行われたメタ分析では，妨害要求がワークエンゲージメントに負の影響（ρ＝－.19,5

『経済研究』（明治学院大学）第 168 号

されていなかった人事評価制度を刷新した。

1-6．情緒的コミットメントと職務ストレス調査を実施する前に従業員には，同社人事部を情緒的コミットメントは，組織と従業員の心理

通じて本調査の目的および本調査が秘密保持と匿的な結びつきを表す概念であり，この結びつきが名性を保証することが伝えられた。また，質問票

従業員に安心感や帰属意識を与え，職務ストレスは Web アンケートの形式で作成され，URL が各に対する抵抗力を生み出すと考えられている

従業員に電子メールで送信された。そのメールの（Herscovitch & Meyer, 2002）。Schmidt（2007）中に同意手続きに関する情報が含まれ，参加者には職務ストレスが情緒的消耗感（emotional ex-は調査参加・不参加の自由が与えられ，参加の意

haustion）と脱人格化（depersonalization）といっ

思は調査画面にある「送信」ボタンを押すことでたバーンアウトの下位概念に対する影響を情緒的示される旨が記載された。

コミットメントが緩衝することで，上記の考えを

質問票は 176 名の従業員に送付され，そのうち支持している。同様に，Piccoli et al.（2021）は，

20 の異なる部門（平均グループサイズ＝6.3 人）

情緒的コミットメントや職務満足といった職務態から 126 名が集まった（回答率 77.27％）。さらに，

度が妨害ストレッサーと仕事業績の関係を完全媒

参加者の 55.56％が女性で，年齢層は 29 歳以下

介することを示した。以上の議論は，組織変革時（ 56.35 ％ ），30 ～ 39 歳（ 30.16 ％ ），40 ～ 49 歳にも成立しうると考えられることから，以下の仮（11.11％），50 歳以上（2.38％）となっていた。

説を導出する。

回答者の 81.75％が正社員で占められていた。

仮説 4：情緒的コミットメントは，職務ストレ

2-2．測定尺度

スとワークエンゲージメントの関係を媒介する。

参加者はすべての項目を 6 段階のリッカート尺
度（1＝全くそう思わない，6＝とてもそう思う）

2．方法で評価した。以下に示す変数はそれぞれ平均値を2-1．サンプルと手続き

計算し，分析に用いた。ワークエンゲージメント：

本研究は，デジタルマーケティング業界でビジ

Schaufeli et al.（ 2019 ） が 開 発 し た 3 項 目 のネスを行う日本企業 X 社に勤める従業員を対象

Utrecht Work Engagement Scale（例：「仕 事 にに質問票調査を実施した。この調査は，同社が組没頭している」）を用いて測定した。この尺度は高織 再 編 を 行 い， 新 し い 最 高 経 営 責 任 者（以 下い信頼性を示した（クロンバック α＝0.86, 合成信CEO）を採用したばかりの時期に行われた。旧。
頼 性（composite reliability; 以 下 CR）＝0.86）

体制では 4 つの事業部に 9 つの部署があったが，変革型リーダーシップ：Bass & Avolio（2000）に

新体制では 2 つの事業部に 8 つの部署があり，さよる 16 項目の Transformational Leadership Scale

らに CEO 直属の 2 つの部署が新設され，株式取を用いて測定した。この尺度は高い信頼性を示し

得により新しい子会社が設立された。この組織再。情緒的コた（クロンバック α＝0.94, CR＝0.95）

編により，社内の風通しが良くなり，新規事業のミットメント：Allen & Myer（1990）の 8 項目尺立ち上げにつながると CEO は考えている。この度（例：「残りのキャリアをこの組織で過ごすこと

組織再編に伴い，同社はこれまで形式化・標準化ができれば，とても幸せだ」）を用いて測定した。
6

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響

この尺度は高い信頼性を示した（クロンバック α, χ2/df
その結果，χ2＝639.45（df＝399, p＜0.001）＝0.89, CR＝0.90）。職務ストレス：Cavanaugh et＝1 . 602 , CFI＝0 . 90 , RMSEA＝0 . 069 , SRMR＝al.（ 2000 ） に よ る 5 項 目 の Hindrance Stressor

0.069 となった。したがって，カットオフ値の基

Scale（例：「仕事で何を期待されているか明確に

準（χ2/df＜2.0, CFI＞0.90, RMSEA＜0.06, SRMR

理解できない」）を用いて測定した。信頼性係数は，＜0.08; Hu & Bentler, 1999, Lance et al., 2006）

クロンバック α＝0.72，CR＝0.72 だった。コントを考慮すると，モデルはデータに適合していると，年齢，
ロール変数に性別（0＝男性，1＝女性）言える。さらに，すべての構成要素の averaged

勤続年数，
上司と一緒に仕事をした期間を採用した。

variance extracted（AVE）は 0.50 以上であった（表 1）。

2-3．尺度の妥当性

本調査では，同一回答者から自己申告による回

すべての尺度が良好な内部一貫性を示し，クロ

答を収集したため，コモンメソッドバイアスが結ンバック α 係数は 0.72 以上，CR は 0.72 以上で，果に影響することが予想された。そのため，このそれぞれ 0.70（Nunnally, 1994）と 0.60（Bagozzi

バイアスを確認するために，以下の手続きを実施& Yi, 1988）という基準を満たした。

した。まず，ハーマンの 1 因子法が実施されたモデル構成要素の収束妥当性は，4 つの潜在変（Podsakoff et al., 2003）。すべての変数の項目を数（ワークエンゲージメント，変革型リーダーシッ

使い主成分因子分析が行われた。4 つの因子が抽プ，情緒的コミットメント，職務ストレス）とそ

出され，第 1 因子が分散の 11.57％を占めた。第

の質問項目を用いた確証的因子分析で検討した。

2 に，適合指標は，4 因子モデルが 1 因子，2 因子，モデルの適合性は，χ2/df，comparative fit index

3 因子モデルよりもデータに適合していることが（CFI），root mean square error of approxima-

示された（表 2）。第 3 に，理論的に無関係な「マーtion（RMSEA），standardized root mean square

カー変数」（Lindell & Whitney, 2001）として，

residual（SRMR）という適合性指標で判定した。

幸福度尺度（Abdel-Khalek, 2006）の項目を用い

表 1．記述統計量と相関関係
変数

Mean

個人レベル（n＝126）
1 性別
0.56
2 年齢
29.65
3 勤続年数3.28
4 上司と働く期間
1.30
5 ワークエンゲージメント
3.74
6 情緒的コミットメント
3.62
7 職務ストレス
3.64
変革型リーダーシップ
8
4.18_ 個人レベル
グループレベル（n＝20）
変革型リーダーシップ
4.18_ グループレベル

SD
0.50
6.89
3.30
1.61
1.15
0.78
0.98
0.87

0.45

CR

0.86
0.90
0.72
0.95

AVE

1

2

3

4

5

6

0.68
0.59
0.50

0.05
0.06
0.12
－0.18*－0.12－0.02

0.68**
0.27**
－0.03
－0.02
0.20*

0.46**－0.10－0.07
0.30**

－0.04
－0.04
0.05

0.70***－0.43***－0.43***

0.53

†

†

7

－0.15

－0.14

－0.17

0.01

0.35***

0.49***－0.32***

－0.13

0.05

0.07

0.18*

0.19*

0.27**－0.21*

注：性別：男性＝0，女性＝1。SD＝Standard deviation; CR＝Composite reliability; AVE＝Average variance extracted。
†

p＜.10，*p＜.05，**p＜.01，***p＜.001。

7

『経済研究』（明治学院大学）第 168 号て偏相関分析を実施した。その結果，変数間の単素の妥当性をチェックした。分散分析では，グルー

相関行列は偏相関行列と類似していることがわ

プ間でリーダーシップに有意な差があることが明かった。さらに，変革型リーダーシップは，グルー

ら か に な っ た（F＝1.93, p＜0.05）。 さ ら に，

プレベルの変数であり，個人レベルの変数（ワー

ICC1 は 0.133，ICC2 は 0.51 であり，それぞれカッ

クエンゲージメントや職務ストレス）とは質的にトオフ値の基準である 0.12，0.50 を満たしてい

異なる（Wang & Hsieh, 2012）。異なるレベルのた。したがって，これらの結果は，グループレベ

変数は，コモンメソッドバイアスを引き起こしにルの変数に対して集計が正当化されることを示し

くいため（Wang & Hsieh, 2012），総合的に考えている。つまり，グループメンバーは上司の変革て本調査結果にコモンメソッドバイアスは懸念さ型リーダーシップを同じように認識していることれなかった。

が示唆された。

加えて，サンプルサイズの妥当性を評価した。

本研究では，変革型リーダーシップの効果を推

サンプルサイズ 126 人を用いての予測変数 6 つの定するために，個人レベルおよびグループレベル

重 回 帰 分 析（固 定 モ デ ル） に 対 し て G*Powerの変革型リーダーシップを対象とした。Zhang et（version3.1.9.4; Faul et al., 2009）を用いてポス

al.（2009）は，クロスレベル分析において，グルー

ト ホ ッ ク 検 出 力 分 析 が 行 わ れ た。Faul et al.

プ間効果よりもグループ内効果を考慮すると，こ（2009）の勧告に沿って，中程度の効果量（0.15）

れらの効果が混同される可能性があるため，異なおよび α レベル（0.05）のデフォルト・パラメー

るレベルでグループ間効果とグループ内効果をタが採用された。その結果，0.91 の検出力を生み別々に分析することを推奨した。したがって，本出し，カットオフ基準の 0.80（Cohen, 1992）よ研究では，グループ間効果に基づいて結果を解釈りも高いものであった。そのため，サンプルサイ

した。また，この構成要素の集団内効果をコント

ズは妥当なものと考え分析を行っていく。

ロールするために，個人レベルの変革型リーダー
シップを分析に投入した。さらに，Hofmann &2-4．分析方法

Gavin（1998）のガイドラインに従い，コントロー

仮説検証のためにマルチレベルパス分析を実施

ル変数を除いて，すべての個人レベルの変数は，した。サンプルは，20 ユニット（グループレベル）

グループ平均で中心化した。グループレベルの変内の 126 人（個人レベル）で構成されている。
グルー

数（変革型リーダーシップ）は，総平均（grand

プレベルのサンプルサイズが各ユニット内の個人mean）で中心化した。マルチレベルパス分析はレベルのサンプルサイズよりも大きい場合，達成

Mplus（version8.7; Muthén & Muthén, 2021）をされる検出力のレベルは高くなる（Scherbaum &使用して実施した。

Ferreter, 2009）。ユニット内の平均サンプルサイ

3．分析結果ズ（個人レベル）は 6.3 人であったため，このガ
イドラインに基づけば，グループレベルのサンプ
ル（n＝20）は十分であったと考える。

表 1 は，変数間の記述統計と相関係数を示して仮説を検証する前に，分散分析と級内相関係数いる。表 3 と図 1 は，マルチレベル分析による仮（以下 ICC）によって，グループレベルの構成要説検証の結果である。モデル 3 では，変革型リー8

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響
表 2．確証的因子分析（Confirmatory factor analysis; CFA）の結果
Χ
4 因子モデル3 因子モデル2 因子モデル1 因子モデル2

639.45704.21740.672775.51

df

Χ /df

2

CFI

TLI

SRMS

RMSEA

399
402
404
405

1.60
1.75
1.83
6.85

0.90
0.87
0.86
0.64

0.89
0.86
0.85
0.61

0.069
0.073
0.075
0.134

0.069
0.077
0.081
0.129

注：4 因子モデル＝各変数を因子として抽出；3 因子モデル＝情緒的コミットメントと職務ストレスを 1 因子として抽出：2 因子モデル＝ワークエンゲージメント，情緒的コミットメント，職務ストレスを 1 因子として抽出；1 因子モデル＝すべての変数で 1 因子を抽出．

表 3．マルチレベルパス分析の結果
モデル１
職務ストレス

従属変数：
変数

モデル２
モデル３
情緒的コミットメント ワークエンゲージメント
Estimate（γ） s.e.
Estimate（γ） s.e.

Estimate（γ）

s.e.

0.003
－0.0570.213†
0.075－0.250*

0.074
0.105
0.116
0.099
0.118

－0.0620.138
0.082－0.0380.389***－0.311***

0.082
0.111
0.101
0.074
0.051
0.057

－0.0920.074－0.0370.026－0.019－0.1790.594***

0.073
0.103
0.098
0.089
0.071
0.128
0.087

－0.5620.391

0.790***

0.204

0.55*

0.250

個人レベル
性別
年齢
勤続年数
上司と働く期間
変革型リーダーシップ _ 個人レベル
職務ストレス
情緒的コミットメント
グループレベル
変革型リーダーシップ _ グループレベル

注：すべてのモデルはグループ間でランダム切片を持つ。*p＜0.05; **p＜0.01; ***p＜0.001

図 1．本研究のモデル図

変革型

0.553*

リーダーシップ

グループレベル0.790***

個人レベル

情緒的

-0.562

コミットメント-0.311***

職務ストレス-0.1790.594**

ワーク
エンゲージメント*p < 0.05; **p < 0.01; ***p < 0.001
9『経済研究』（明治学院大学）第 168 号

ダーシップ（γ＝0.553, p＜0.05）と情緒的コミッ

Faupel & Helpap, 2021），本研究は組織に対するトメント（γ＝0.594, p＜0.01）は，ワークエンゲー

情緒的コミットメントを取り上げた。分析の結果，ジメントと正の相関があり，仮説 1 を支持してい情緒的コミットメントは，変革型リーダーシップた。しかし，モデル 3 では，職務ストレスはワーとワークエンゲージメントの関係と職務ストレス

クエンゲージメントに直接影響しなかった（γ＝とワークエンゲージメントの関係を媒介すること－0.179, n.s.）。したがって，職務ストレスが媒介が示された。このことは，情緒的コミットメント

効果を持つと仮定した仮説 3 は棄却された。

がストレス軽減策となる可能性（Herscovitch &仮説 2 と仮説 4 の間接効果は，リサンプリング

Meyer, 2002）を支持するとともに，職務資源を数を 5,000 回に設定したバイアス修正ブートスト

求め活用するようになるとする先行研究の主張

ラップ法を用いて，95％ブートストラップ信頼区（Aktar & Pangil, 2018）を支持する。したがって，間（以下 CI）の推定を行った。デルタ法による組織変革期の情緒的コミットメントに着目するこ推定では，仮説 2（変革型リーダーシップ→情緒とで，組織変革が持つストレッサーに抗う従業員

的コミットメント→ワークエンゲージメント）おを想定することができ（McKay et al., 2013），かよび仮説 4（職務ストレス→情緒的コミットメン

つ変革コミットメントを高めることも期待できる

ト→ワークエンゲージメント）の間接効果は有意（Herold et al., 2007）。

であ っ た（間 接 効果＝0.338, p＜0.001, 95 ％ CI

第 2 に，分析結果から職務ストレスはワークエ［0.240, 0.437］; －0.270, p＜0.001, 95％ CI［－0.369,

ンゲージメントに対し直接的な影響を及ぼさない－0.165］）。このことから仮説 2 と仮説 4 は支持さことが示された。これは，職務ストレスがワークれた。

エンゲージメントへの間接効果を支持する先行研究（Piccoli et al., 2021）と一致する結果であるが，4．考察

直接効果を支持する JD-R モデル（Bakker & Demerouti, 2017）とは一致しなかった。JD-R モデ

組織変革時の変革型リーダーシップの重要性にルの主張が結果に反映されなかった理由は COR

も関わらず（e.g., Bass, 1985），先行研究では変革理論（Hobfoll et al., 2018）から解釈することが型リーダーシップとワークエンゲージメントを媒できる。つまり，従業員は職務ストレスを抱える介する感情とストレスの問題についてほとんど関と，ストレス軽減のために新たな資源を投入する

心が寄せられてこなかった（e.g., Faupel & Süß,（Salanova et al., 2010）。そのため情緒的ストレ2019）。本研究は，変革型リーダーシップが情緒

スが職務ストレスによって負の影響を受けていた的コミットメントを介してワークエンゲージメンと考えられる。したがって，JD-R モデルのようトに間接効果を持つことを明らかにした。

に職務要求・資源とモチベーションの関係を直線的に捉えるのではなく，資源獲得・枯渇のプロセ

4-1．理論的貢献

スを含めて考えていく必要があるだろう。

本研究は 3 つの理論的貢献を持つ。第 1 に，こ

第 3 に，分析結果は変革型リーダーシップが職れまでの変革研究では主に変革コミットメントに

務ストレスに対して影響を与えないことが示され注目してきたが（Abrell-Vogel & Rowold, 2014;

た。先行研究では，変革型リーダーが従業員の職
10

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響

務要求を減らすことで職務ストレス軽減に寄与す1985）。さらに，従業員の職務ストレスを和らげることが述べられていたが（Hentrich et al., 2017;

るために，管理職は部下の情緒的コミットメント

Lavoie-Tremblay et al., 2016），これらは組織変に注目することが必要だろう。従業員の情緒的コ革を想定していない状況での議論だった。変革時

ミットメントは，組織が自分たちを支援し，評価に，従業員は不確実性や資源喪失の認識を持ちやし，気にかけてくれているという認識によって高すく職務要求を高めやすい（Hobfoll & Shirom,

められるため（Ribeiro et al., 2018），組織は直属

2000）。そのため，組織変革は従業員にストレスの上司が部下を支援することを推奨するべきであを与えやすいと考えられてきた（Faupel & Hel-る。こうした情緒的コミットメントを高める取り

pap, 2021; Ouedraogo & Ouakouak, 2020）。つま組みは，組織変革を実施する以前から始めること

り，変革時のストレッサーは状況が大きく関与すが可能であり，平時から従業員のコミットメント

るものであり，リーダーシップが改善できる余地

レベルを高めておくことが望ましい。

は小さいと考えられる。そのため，組織変革時に4-3．研究の限界

は従業員がストレスを抱えている状況を所与として，その対策やマネジメントについて講じる必要

本研究にはいくつか限界がある。第 1 に，本研がある。

究では構造改革中の企業を対象に調査を実施した。言い換えれば，特定の企業における組織変革

4-2．実践的含意の「スナップショット」を調査したことになる。

本研究は組織変革の際に従業員のワークエン

本研究の結果が，組織変革時特有のものか，ある

ゲージメントを高めるための実践的な示唆も得る

いはそうでないかは本分析で明らかにできなかっことができる。まず，組織は，変革を成功に導くた。組織変革の始まりと終わりを明確に定義する

上で，従業員の感情に配慮する変革型リーダーのことは難しいが，何らかの手段で組織変革時と平重要性を認識すべきである。変革型リーダーシッ

時を分け，比較することができれば，本研究の議

プの開発を促す組織介入は，従業員の情緒的コミッ論が組織変革時特有のものという主張に繋がるだ

トメントとワークエンゲージメントを高める上でろう。しかし，組織変革を想定していない研究で価値があると考えられる（Amor et al., 2020）。しの 議 論（Hentrich et al., 2017; Lavoie-Tremblay

たがって，組織は変革型リーダーシップに適性のet al., 2016）と分析結果が食い違う点が見られた

ある管理職を選び，研修プログラムを通じて従業ため，ある程度本研究の主張は組織変革という特員の感情的側面に配慮できるリーダーの育成に投殊な状況下で見られるものと言えるだろう。第 2資する必要がある。

に，本研究では，単一の情報源からの横断的なデー

第 2 に，管理職は組織変革時にどのような側面

タを用いて，マルチレベルデザインを採用した。

のマネジメント行動が期待されるかを理解すべき

コモンメソッドバイアスがデータに与える影響をである。主に，組織変革は従業員にとってストレ考えると，そして因果関係を分析で強く主張しよスを与えるため（Faupel & Helpap, 2021），管理うとすると，今後の研究では時系列データの取得

職は理想的な影響力，インスピレーション，知的が望まれる。しかし，組織変革中に複数時点で調刺激，個別の配慮に注意を払うべきである（Bass,

査を実施する場合，組織の状況が大きく変わりう11『経済研究』（明治学院大学）第 168 号

るため，環境変化がデータに影響を及ぼす可能性

ship and psychological well-being: The mediating role of meaningful work. Journal of Occupa-

が十分にある。したがって，組織変革という状況

tional Health Psychology, 12（3）,193-203.

に限ると，横断的データで分析することは環境変

Bagozzi, R.P. & Yi, Y.（1988）. On the evaluation of
structural equation models. Journal of the Acade-化を考慮せずに済むため，分析結果に一定の価値

my of Marketing Science, 16（1）,74-94.

を主張することはできるだろう。

Bakker, A.B. & Demerouti, E.（2007）. The job demands-resources model: State of the art. Journal

謝辞

of Managerial Psychology, 22（3）,309-328.
Bakker, A.B., & Demerouti, E.（2017）. Job demands–

本研究の調査にご協力いただいた X 社の皆様

resources theory: Taking stock and looking forward. Journal of Occupational Health Psychology, 22に深謝いたします。

（3）,273-285.
Bakker, A.B., Demerouti, E., De Boer, E., & Schaufeli,
W.B.（2003）. Job demands and job resources as

参考文献

predictors of absence duration and frequency,
Journal of Vocational Behavior, 62（2）,341-356.

Abdel-Khalek, A.M.（2006）. Measuring happinesswith a single-item scale. Social Behavior and Per-

Bass, B.M.（1985）. Leadership and performance beyond
expectations. Free Press.

sonality: an international journal, 34（2）,139-150.
Abrell-Vogel, C., & Rowold, J.（2014）. Leaders’ com-Bass, B.M., & Avolio, B.J.（2000）. MLQ Multifactor
leadership questionnaire, 2nd ed. Mind Garden.

mitment to change and their effectiveness inchange-A multilevel investigation. Journal of Or-

Bayraktar, S., & Jiménez, A.（2020）.Self-efficacy as aganizational Change Management, 27（6）, 900-921.

resource: A moderated mediation model ofAgle, B.R., Nagarajan, N.J., Sonnenfeld, J.A., & Sriniv-

transformational leadership, extent of change
and reactions to change. Journal of Organizationalasan, D.（2006）.Does CEO charisma matter? An
empirical analysis of the relationships among or-

Change Management, 33（2）,301-317.

ganizational performance, environmental uncer-

Braun, S., Peus, C., Weisweiler, S., & Frey, D.（2013）.

tainty, and top management team perceptions ofCEO charisma. Academy of Management Journal,

Transformational leadership, job satisfaction, andteam performance: A multilevel mediation modelof trust. Leadership Quarterly, 24（1）, 270-283.

49（1）,161-174.
Aktar, A., & Pangil, F.（2018）. Mediating role of or-

Breevaart, K., & Bakker, A.B.（2018）. Daily job de-ganizational commitment in the relationship be-mands and employee work engagement: The

tween human resource management practices

role of daily transformational leadership behaviour. Journal of Occupational Health Psychology, 23

and employee engagement: Does black box
stage exist?. International Journal of Sociology and（3）,338-349.

Social Policy, 38（7-8）,606-636.

Cavanaugh, M.A., Boswell, W.R., Roehling, M.V., &Allen, N.J., & Meyer, J.P.（1990）. Organizational so-

Boudreau, J.W.（2000）. An empirical examina-

cialization tactics: A longitudinal analysis oftion of self-reported work stress among US
managers. Journal of Applied Psychology, 85（1）,links to newcomers’ commitment and role orientation. Academy of Management Journal, 33（4）,65-74.

847-858.

Chauvin, B., Rohmer, O., Spitzenstetter, F., Raffin, D.,Amor, A.M., Vázquez, J.P.A., & Faíña, J.A.（2020）.

Schimchowitsch, S., & Louvet, E.（2014）.Assess-Transformational leadership and work engage-

ment of job stress factors in a context of organizational change. European Review of Applied Psy-

ment: Exploring the mediating role of structuralempowerment. European Management Journal, 38

chology, 64（6）,299-306.

（1）,169-178.

Christian, M.S., Garza, A.S., & Slaughter, J.E.（2011）.

Arnold, K.A., Turner, N., Barling, J., Kelloway, E.K.,

Work engagement: A quantitative review and& McKee, M.C.（2007）. Transformational leader-

test of its relations with task and contextual
12

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響
performance. Personnel Psychology, 64（1）,89-136.

S.C., & Westman, M. （2014）. Getting to the

Cohen, J.（1992）. A power primer. Psychological Bulletin, 112（1）,155-159.

“COR”: Understanding the role of resources inconservation of resources theory. Journal of Management, 40（5）,1334-1364.

Crawford, E.R., LePine, J.A., & Rich, B.L.（2010）.
Linking job demands and resources to employee

Hansson, A.S., Vingård, E., Arnetz, B.B., & Anderzén,

engagement and burnout: A theoretical extension and meta-analytic test. Journal of Applied

I.（2008）. Organizational change, health, and sickPsychology, 95（5）,834-848.

nal study measuring stress markers, individual,
and work site factors. Work & Stress, 22（1）, 69-80.

leave among health care employees: A longitudi-

de Sousa, M.J.C., & van Dierendonck, D.（2014）. Ser-

Hawkes, A.J., Biggs, A., & Hegerty, E.（2017）. Workvant leadership and engagement in a merge
process under high uncertainty. Journal of Orga-engagement: Investigating the role of transformational leadership, job resources, and recovery.
The Journal of Psychology, 151（6）,509-531.

nizational Change Management, 27（6）,877-899.
Decuypere, A., & Schaufeli, W.（2020）. Leadership

Hentrich, S., Zimber, A., Garbade, S.F., Gregersen, S.,

and work engagement: Exploring explanatory
mechanisms. German Journal of Human Resource

Nienhaus, A., & Petermann, F.（2017）. Relationships between transformational leadership andManagement, 34（1）,69-95.

health: The mediating role of perceived job demands and occupational self-efficacy. International

Eisenbach, R., Watson, K., & Pillai, R.（1999）. Transformational leadership in the context of organizational change. Journal of Organizational Change

Journal of Stress Management, 24（1）,34-61.
Herold, D.M., Fedor, D.B., & Caldwell, S.D.（2007）.

Management, 12（2）,80-89.
Faul, F., Erdfelder, E., Buchner, A., & Lang, A.G.

Beyond change management: a multilevel inves-（2009）. Statistical power analyses using G*

tigation of contextual and personal influences on
employees’ commitment to change. Journal of Ap-

Power 3.1: Tests for correlation and regression
analyses. Behavior Research Methods, 41（4）, 1149-

plied Psychology, 92（4）,942-951.
Herscovitch, L., & Meyer, J.P.（2002）. Commitment to1160.
communication and employees’ commitment toorganizational change: extension of a three-component model. Journal of Applied Psychology, 87（3）,change: The role of perceived procedural fairness and past change experience. The Journal of

Hetland, J., Hetland, H., Bakker, A.B., & Demerouti,

Faupel, S., & Helpap, S.（2021）. Top management’s

474-487.
E.（2018）. Daily transformational leadership andApplied Behavioral Science, 57（2）,204-232.

employee job crafting: The role of promotion focus. European Management Journal, 36（6）,746-756.

Faupel, S., & Süß, S.（2019）. The effect of transformational leadership on employees during organizational change–an empirical analysis. Journal of

Hobfoll, S.E.（1989）. Conservation of resources: A
new attempt at conceptualizing stress. American

Change Management, 19（3）,145-166.

Psychologist, 44（3）,513-524.

Franke, F., & Felfe, J.（2011）. How does transformacal strain? Examining differentiated effects andHobfoll, S.E.（2002）. Social and psychological resources and adaptation. Review of General Psychology, 6

the moderating role of affective organizational
7 3）,295-316.
commitment. Leadership, （Hobfoll, S.E., Halbesleben, J., Neveu, J.P., & Westman,

Ghadi, M.Y., Fernando, M., & Caputi, P. （2013）.

M.（2018）. Conservation of resources in the or-Transformational leadership and work engage-ganizational context: The reality of resources
and their consequences. Annual Review of Organi-tional leadership impact employees’ psychologi-（4）,307-324.

ment: The mediating effect of meaning in work.
Leadership and Organization Development Journal,

zational Psychology and Organizational Behaviour, 5,103-128.

34（6）,532-550.
Haar, J.（2022）. Burnt to a crisp? Understanding

Hobfoll, S.E., & Shirom, A.（2000）. Conservation ofdrivers of burnout amongst New Zealand workers. Evidence-based HRM, 10（2）,174-188.

resources theory: Applications to stress andmanagement in the workplace. In Golembiewski,
R.T.（Ed.）, Handbook of organizational behavior,

Halbesleben, J.R.B., Neveu, J.P., Paustian-Underdahl,
13『経済研究』（明治学院大学）第 168 号

Hofmann, D.A., & Gavin, M.B.（1998）. Centering deci-organizational commitment, and work engagement. Social Behavior and Personality: an interna-sions in hierarchical linear models: Implications
for research in organizations. Journal of Manage-

Liu, Y., & Perrewé, P.L.（2005）. Another look at the

2nd ed.（pp. 57-81）.Dekker.

tional journal, 47（8）,1-7.
role of emotion in the organizational change: A
process model. Human Resource Management Re-

ment, 24（5）
, 623-641.
Hu, L.T., & Bentler, P.M.（1999）. Cutoff criteria forview, 15（4）,263-280.

fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Struc-

Macey, W.H., & Schneider, B.（2008）. The meaningof employee engagement. Industrial and Organiza-

tural Equation Modelling: A Multidisciplinary Journal,

tional Psychology, 1（1）,3-30.

6（1）,1-55.
Hu, Q., Schaufeli, W.B., & Taris, T.W.（2017）. How

McKay, K., Kuntz, J.R., & Näswall, K.（2013）. The ef-

are changes in exposure to job demands and job

fect of affective commitment, communication

resources related to burnout and engagement?

and participation on resistance to change: The
role of change readiness. New Zealand Journal of

A longitudinal study among Chinese nurses andpolice officers. Stress and Health, 33（5）,631-644.

Psychology, 42（2）,29-66.

Islam, M.N., Furuoka, F., & Idris, A.（2020）. The im-

Mowday, R.T., Steers, R.M., & Porter, L.W.（1979）.

pact of trust in leadership on organizationaltransformation. Global Business and Organizational

The measurement of organizational commitment. Journal of Vocational Behavior, 14（2）, 224247.

Excellence, 39（4）,25-34.
Islam, M.N., Furuoka, F., & Idris, A.（2021）. Employ-

Mukerjee, J., Montani, F. & Vandenberghe, C.（2021）.

ee engagement and organizational change initia-

A dual model of coping with and commitment

tives: Does transformational leadership, valence,and trust make a difference?. Global Business andto organizational change: the role of appraisals
and resources. Journal of Organizational ChangeManagement, 34（5）,1144-1161.

Organizational Excellence, 40（3）,50-62.

Muthén, L.K., & Muthén, B.O.（2021）.Mplus, 8.6 version [computer software]. Muthén & Muthén.

Jaros, S. （2010）. Commitment to organizationalchange: A critical review. Journal of Change Man-

Nielsen, K., Randall, R., Yarker, J., & Brenner, S.O.

agement, 10（1）,79-108.
Kim, H., & Kim, J.（2015）. A cross-level study of（2008）. The effects of transformational leader-transformational leadership and organizational

ship on followers’ perceived work characteristics

affective commitment in the Korean Local Gov-

and psychological well-being: A longitudinal
study. Work & Stress, 22（1）,16-32.

ernments: Mediating role of procedural justiceand moderating role of culture types based oncompeting values framework. Leadership, 11（2）,Nunnally, J.C.（1994）.Psychometric theory, 3rd ed., Mc-

158-185.

Olafsen, A.H., Nilsen, E.R., Smedsrud, S., & Kamaric,

Graw-Hill, New York, NY.

Lance, C.E., Butts, M.M., & Michels, L.C.（2006）. The

D.（2021）. Sustainable development throughsources of four commonly reported cutoff criteria: What did they really say?. Organizational Re-

commitment to organizational change: The implications of organizational culture and individual readiness for change. Journal of Workplacesearch Methods, 9（2）,202-220.

Learning, 33（3）,180-196.

Lavoie ‐ Tremblay, M., Fernet, C., Lavigne, G.L., &Austin, S.（2016）. Transformational and abusive

Ouedraogo, N., & Ouakouak, M.L.（2020）. Anteced-

leadership practices: impacts on novice nurses,

ents and outcome of employee change fatigue
and change cynicism. Journal of Organizational

quality of care and intention to leave. Journal ofAdvanced Nursing, 72（3）, 582-592.

Change Management, 34（1）,158-179.

Lindell, M.K., & Whitney, D.J.（2001）. Accounting for

Ouweneel, E., Le Blanc, P.M., Schaufeli, W.B., & vancommon method variance in cross-sectional research designs. Journal of Applied Psychology, 86

Wijhe, C.I.（2012）. Good morning, good day: A
diary study on positive emotions, hope, andwork engagement. Human Relations, 65（9）, 1129-（1）,114-121.

1154.

Liu, E., & Huang, J（2019）. Occupational self-efficacy,
14

組織変革時の変革型リーダーシップが従業員のワークエンゲージメントに与える影響
logical Assessment, 35（4）, 577-591.

Peng, J., Li, M., Wang, Z., & Lin, Y.（2021）. Transformational leadership and employees’ reactions toScherbaum, C.A., & Ferreter, J.M.（2009）. Estimatingorganizational change: Evidence from a metaanalysis. The Journal of Applied Behavioral Science,

Statistical Power and Required Sample Sizes for
Organizational Research Using Multilevel Modeling. Organizational Research Methods, 12（2）, 347-

57（3）,369-397.

367.

Petrou, P., Demerouti, E., & Schaufeli, W.B.（2018）.
Crafting the change: The role of employee job

Schmidt, K.H.（2007）. Organizational commitment: A

crafting behaviors for successful organizationalchange. Journal of Management, 44（5）,1766-1792.

further moderator in the relationship between
work stress and strain?. International Journal ofStress Management, 14（1）,26-40.

Piccoli, B., Reisel, W.D., & De Witte, H.（2021）. Understanding the relationship between job inse-

Seljemo, C., Viksveen, P., & Ree, E.（2020）. The role

curity and performance: Hindrance or challenge
effect?. Journal of Career Development, 48（2）, 150-of transformational leadership, job demands and165.
Podsakoff, P.M., MacKenzie, S.B., Lee, J.Y., & Podsa-

wegian nursing homes: a cross-sectional study.
BMC Health Services Research, 20（1）,1-8.

koff, N.P.（2003）. Common method biases in be-

Seppälä, P., Hakanen, J.J., Tolvanen, A., & Demerouti,

havioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal ofE.（2018）. A job resources-based intervention to

Applied Psychology, 88（5）,879-903.

ness during organizational restructuring: For
whom does it work?. Journal of Organizationaljob resources for patient safety culture in Nor-boost work engagement and team innovative-

Radic, A., Arjona-Fuentes, J.M., Ariza-Montes, A.,

Change Management, 31（7）,1419-1437.

Han, H., & Law, R.（2020）. Job demands–job re-

Shamir, B., & Howell, J.M.（1999）. Organizational andsources（JD-R）model, work engagement, andwell-being of cruise ship employees. International

contextual influences on the emergence and effectiveness of charismatic leadership. Leadership

Journal of Hospitality Management, 88. Advance

Quarterly, 10（2）,257-283.

online publication. https://doi.org/ 10 . 1016 /j.

Tadić, M., Bakker, A.B., & Oerlemans, W.G.（2013）.

ijhm.2020.102518
Ribeiro, N., Yücel, I. & Gomes, D.（2018）. How trans-

Work happiness among teachers: A day recon-

formational leadership predicts employees’ affective commitment and performance. International

struction study on the role of self-concordance.
Journal of School Psychology, 51（6）,735-750.

Journal of Productivity and Performance Manage-

Vakola, M., Petrou, P., & Katsaros, K.（2021）. Work
engagement and job crafting as conditions ofment, 67（9）,1901-1917.

ambivalent employees’ adaptation to organizational change. The Journal of Applied Behavioral

Salanova, M., Schaufeli, W. B., Xanthopoulou, D., &Bakker, A.B.（2010）. The gain spiral of resourc-

Science, 57（1）,57-79.

es and work engagement: Sustaining a positive

Van den Heuvel, M., Demerouti, E., Bakker, A.B., Het-

worklife. In Bakker, A.B. & Leiter, M.P.（Eds.）,
Work engagement: A handbook of essential theory andland, J., & Schaufeli, W.B.（2020）. How do employees adapt to organizational change? The roleof meaning-making and work engagement. The

research（pp. 118-131）.Psychology Press.
Schaufeli, W.B.（2015）. Engaging leadership in thejob demands-resources model. Career Develop-

Spanish Journal of Psychology, 23. Advance online
publication. https://doi.org/10.1017/SJP.2020.55

ment International, 20（5）,446-463.
Schaufeli, W.B., & Bakker, A.B.（2010）. Defining andWang, Y.D., & Hsieh, H.H.（2012）. Toward a bettermeasuring work engagement: Bringing clarity

understanding of the link between ethical cli-

to the concept. In Bakker, A.B. & Leiter, M.P.
（Eds.）, Work engagement: A handbook of essential

mate and job satisfaction: A multilevel analysis.
Journal of Business Ethics, 105（4）,535-545.

theory and research（pp. 10–24）. Psychology Press.

Whitman, M.V., Halbesleben, J.R.B., & Holmes, O.

Schaufeli, W.B., Shimazu, A., Hakanen, J., Salanova, M.,（2014）. Abusive supervision and feedback& De Witte, H.（2019）. An ultra-short measure
European
Journal of Psychofor work engagement.

avoidance: The mediating role of emotional exhaustion. Journal of Organizational Behavior. 35（1）,15

『経済研究』（明治学院大学）第 168 号
38-53.

linear models: Problems and solutions. Organizational Research Methods, 12（4）,695-719.

Zhang, Z., Zyphur, M.J., & Preacher, K.J.（2009）.
Testing multilevel mediation using hierarchical16