徐　悅　段錦云　李成艷

(蘇州大學(xué)心理學(xué)系，教育部人文社科重點(diǎn)研究基地-蘇州大學(xué)中國(guó)特色城鎮(zhèn)化研究中心, 蘇州 215123)

1　問(wèn)題提出

受儒家傳統(tǒng)文化和“家”觀念的熏陶，中國(guó)背景下的員工擁有更多的“關(guān)系”導(dǎo)向、家長(zhǎng)本位和權(quán)力等級(jí)觀等（鄭曉濤，柯江林，石金濤，鄭興山，2008），因此員工直面領(lǐng)導(dǎo)時(shí)常常選擇“知而不言”。作為華人社會(huì)特有的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)受到中國(guó)組織管理者的青睞，但家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)的不同維度對(duì)員工的影響存在著差異。鄭伯塤（2003）指出員工的組織公民行為是家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)效能的重要結(jié)果變量，考慮到員工的個(gè)體差異性，每個(gè)員工面對(duì)相同情境時(shí)的選擇不盡相同，而這種選擇會(huì)受到何種因素影響正是本研究期待回答的問(wèn)題。

已有研究證實(shí)領(lǐng)導(dǎo)方式會(huì)通過(guò)影響員工個(gè)體心理特征，從而進(jìn)一步作用于員工行為。由于建言（voice behavior）具備挑戰(zhàn)組織現(xiàn)狀的特征，而領(lǐng)導(dǎo)作為建言的主要對(duì)象，掌握著獎(jiǎng)懲權(quán)力（Detert & Burris, 2007），因此員工會(huì)根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)行為和反應(yīng)來(lái)評(píng)估表達(dá)挑戰(zhàn)性觀點(diǎn)是否會(huì)帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)（Milliken, Morrison, & Hewlin, 2003），也就是說(shuō)領(lǐng)導(dǎo)是員工判斷建言是否安全和值得的最重要的線索來(lái)源（段錦云，張晨，田曉明，2016），例如變革型領(lǐng)導(dǎo)、家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)、道德領(lǐng)導(dǎo)、參與型領(lǐng)導(dǎo)和領(lǐng)導(dǎo)-成員交換等對(duì)建言行為的影響已被多次檢驗(yàn)（e.g., Detert & Burris, 2007；周浩，龍立榮，2012；梁建，2014）。

本文聚焦于家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)（paternalistic leadership）中的仁慈領(lǐng)導(dǎo)維度（benevolent leadership）對(duì)員工建言行為的影響，研究將結(jié)合預(yù)防聚焦和促進(jìn)聚焦的思想（Higgins, 2000），分別從“自我預(yù)防（self-prevention）”和“自我提升（self-enhancement）”兩方面出發(fā)，驗(yàn)證“安全性”和“有效性”對(duì)建言的影響，以期更加全面地理解員工建言的發(fā)生機(jī)制。

1.1　建言行為和仁慈領(lǐng)導(dǎo)

建言行為是員工將與工作相關(guān)問(wèn)題的想法、建議、顧慮和信息，向組織中有意向去完善并能夠采取恰當(dāng)行動(dòng)的人進(jìn)行的一種非正式的、自由決定的傳達(dá)，這是一種角色外的上行交流，具有建設(shè)性、挑戰(zhàn)性和改變導(dǎo)向的特征（Morrison,2014）。由于領(lǐng)導(dǎo)通常是員工上行交流的主要對(duì)象，因而領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工是否建言的影響甚大。仁慈領(lǐng)導(dǎo)根植于儒家思想中理想的五倫關(guān)系（如君仁臣忠和父慈子孝等），其核心在于領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬個(gè)人福祉所表現(xiàn)出的個(gè)別以及全面而長(zhǎng)久的關(guān)懷，強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)者須如關(guān)愛自己的子女一樣去關(guān)懷與照顧下屬，而下屬也應(yīng)該表現(xiàn)出子女對(duì)父親一樣的尊重、忠誠(chéng)及服從（樊景立，鄭伯塤，2000），是一種具有建設(shè)性的領(lǐng)導(dǎo)行為（Chan & Mak, 2012）。

Wang和Cheng（2010）認(rèn)為，仁慈領(lǐng)導(dǎo)可為員工提供一個(gè)安全的心理環(huán)境，能激發(fā)員工的角色義務(wù)感（role obligation），引起下屬更多的感恩與回報(bào)（樊景立，鄭伯塤，2000），對(duì)員工的組織承諾和滿意度等均有積極的預(yù)測(cè)作用（李超平，孟慧，時(shí)勘，2007）。調(diào)查顯示，仁慈領(lǐng)導(dǎo)是目前最受下屬歡迎的領(lǐng)導(dǎo)類型，容易激發(fā)下屬的角色外行為，例如創(chuàng)新行為和建言行為等（Chan &Mak, 2012；沈伊默，周婉茹，魏麗華，張慶林，2017；Zhang, Huai, & Xie, 2015）。這是因?yàn)槿蚀阮I(lǐng)導(dǎo)通常會(huì)給下屬提供更多的資源和支持，與下屬之間擁有較高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系，而當(dāng)下屬得到領(lǐng)導(dǎo)者更多的尊重、支持、資源和信息時(shí)，他們會(huì)有更多的機(jī)會(huì)、也更愿意去表達(dá)自己的想法（Liu, Zhu, & Yang, 2010）。Zhang等（2015）研究也發(fā)現(xiàn)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)可通過(guò)LMX和地位感知兩條路徑顯著地促進(jìn)員工建言行為的產(chǎn)生。基于社會(huì)交換的思想，在一段較高質(zhì)量的交換關(guān)系中，仁慈領(lǐng)導(dǎo)傾向于給予員工幫助并對(duì)員工的反饋更加歡迎和寬容，與此同時(shí)，員工更易表達(dá)一些建設(shè)性的意見以回饋領(lǐng)導(dǎo)（Blau, 1964;Chan, Huang, Snape, & Lam, 2013）。據(jù)此我們假設(shè)當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者表現(xiàn)出仁慈的領(lǐng)導(dǎo)模式時(shí)，下屬可能會(huì)表現(xiàn)出更多的建言行為。

H1：仁慈領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工的建言行為。

1.2　員工心理安全感和個(gè)人地位感的中介作用

根據(jù)調(diào)節(jié)聚焦理論（regulatory focus theory），個(gè)體進(jìn)行追求理想自我和責(zé)任自我的過(guò)程中存在兩種調(diào)節(jié)方式：促進(jìn)型聚焦（promotion focus）和防御型聚焦（prevention focus），傾向前者的個(gè)體注重個(gè)人發(fā)展和自我實(shí)現(xiàn)，積極追求達(dá)到目標(biāo)的促進(jìn)戰(zhàn)略，對(duì)正面結(jié)果的出現(xiàn)或避免更敏感；傾向后者的個(gè)體注重履行個(gè)人的責(zé)任和義務(wù)，避免失敗和錯(cuò)誤，以滿足領(lǐng)導(dǎo)或同事的期望，對(duì)負(fù)面結(jié)果的出現(xiàn)或避免更敏感（Higgins, 1997）。

考慮到建言可能引起的人際風(fēng)險(xiǎn)與威脅，員工大多傾向于采取防御聚焦的自我調(diào)節(jié)方式，選擇相對(duì)利于自己“安全”的方式，對(duì)建言可能出現(xiàn)的負(fù)面結(jié)果更敏感，只有在確保領(lǐng)導(dǎo)或同事會(huì)接受自己的意見并且不會(huì)受到威脅或重大損失的時(shí)候，才會(huì)選擇建言。心理安全感（psychological safety）是通過(guò)員工與上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)、同事長(zhǎng)期的人際互動(dòng)而形成的一種感知，會(huì)隨著時(shí)間和情境發(fā)生動(dòng)態(tài)變化。大量研究已證實(shí)心理安全感可正向預(yù)測(cè)員工建言行為，并且諸多學(xué)者發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)通過(guò)影響下屬的建言安全感知來(lái)影響建言行為，例如變革型領(lǐng)導(dǎo)、道德型領(lǐng)導(dǎo)以及家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)等都可起到正向作用，而辱虐領(lǐng)導(dǎo)則會(huì)削弱心理安全感，進(jìn)而負(fù)向影響建言（e.g., 段錦云，2012；梁建，2014；Walumbwa & Schaubroeck, 2009; 吳維庫(kù)，王未，劉軍，吳隆增，2012）。仁慈型領(lǐng)導(dǎo)關(guān)心下屬，善于營(yíng)造放松的人際關(guān)系氛圍，降低員工對(duì)于建言風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)測(cè)，提升其心理安全感，使得員工更愿意建言。因此我們推斷仁慈領(lǐng)導(dǎo)會(huì)通過(guò)員工心理安全感為中介來(lái)正向促進(jìn)員工的建言，據(jù)此提出假設(shè)2：

H2：?jiǎn)T工心理安全感在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與員工建言關(guān)系之間起到中介作用。

面對(duì)仁慈領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，個(gè)體更容易感受到尊重與平等，此種領(lǐng)導(dǎo)方式能夠淡化組織內(nèi)權(quán)力和地位的差異以提升員工個(gè)人地位感（sense of personal status）。Fast和Chen（2009）發(fā)現(xiàn)高地位感知者能體驗(yàn)到更高水平的競(jìng)爭(zhēng)需要，認(rèn)為自己有義務(wù)對(duì)組織負(fù)責(zé)，將組織目標(biāo)作為驅(qū)動(dòng)認(rèn)知的因素；高地位感知還會(huì)提高冒險(xiǎn)性，增加對(duì)負(fù)面結(jié)果的樂(lè)觀態(tài)度（Anderson & Galinsky, 2006）。Zhang等（2015）發(fā)現(xiàn)仁慈領(lǐng)導(dǎo)可有效提高員工的地位感知，并進(jìn)而積極促進(jìn)建言行為的產(chǎn)生，段錦云和黃彩云（2013）也證實(shí)個(gè)人權(quán)力感知能夠正向預(yù)測(cè)建言行為。由此可見，在仁慈領(lǐng)導(dǎo)情境中，個(gè)人地位感知越高的員工更有可能選擇促進(jìn)聚焦的自我調(diào)節(jié)方式，更愿意做出利于自我實(shí)現(xiàn)的冒險(xiǎn)行為，由此我們假設(shè)，領(lǐng)導(dǎo)者的仁慈管理方式有助于提升員工的個(gè)人地位感，而此時(shí)的員工會(huì)更愿意為了個(gè)體發(fā)展和得到他人的認(rèn)可（Korman,2001）而做出有利于組織卻有一定風(fēng)險(xiǎn)的建言行為。據(jù)此，提出假設(shè)3：

H3：?jiǎn)T工個(gè)人地位感在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與員工建言關(guān)系之間起到中介作用。

1.3　領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知的調(diào)節(jié)作用

權(quán)力感知是觀察者對(duì)他人擁有的影響力或有能力執(zhí)行影響力的一種認(rèn)知推論過(guò)程（Gioia &Sims, 1983）。張曼和顏士梅（2009）將下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的權(quán)力感知定義為下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者影響其行為與意愿的能力的一種潛在辨別、組織和理解的認(rèn)知過(guò)程。在中國(guó)背景下，仁慈型領(lǐng)導(dǎo)行為一般發(fā)生在上下級(jí)間權(quán)力距離相差較大的情境中（Chan& Cheung, 2008），相對(duì)于員工來(lái)說(shuō)領(lǐng)導(dǎo)是具有高權(quán)力的個(gè)體，即使面對(duì)仁慈型的領(lǐng)導(dǎo)者，員工仍然會(huì)感知到領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威的存在。因此，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者擁有高權(quán)力時(shí)或員工認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力較高時(shí)，即使領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出較多的仁慈行為，員工在考慮是否建言時(shí)依舊會(huì)采取謹(jǐn)慎態(tài)度并權(quán)衡后果，而這種認(rèn)知?jiǎng)t會(huì)導(dǎo)致員工的心理安全感和個(gè)人地位感降低。

由此我們推論員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)高權(quán)力的感知會(huì)減弱仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為的正向影響，并首先作用于員工心理安全感和個(gè)人地位感（調(diào)節(jié)第一階段）。結(jié)合假設(shè)1、2和3，我們進(jìn)一步提出有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)（moderated mediation）假設(shè)，員工感知到的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力水平越高，仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理安全感或個(gè)人地位感對(duì)員工建言的影響（間接效應(yīng)）越弱，即假設(shè)4和5。

H4：?jiǎn)T工感知到的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力水平越高，員工心理安全感在仁慈領(lǐng)導(dǎo)和員工建言之間的中介效應(yīng)越弱。

H5：?jiǎn)T工感知到的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力水平越高，員工個(gè)人地位感在仁慈領(lǐng)導(dǎo)和員工建言之間的中介效應(yīng)越弱。

圖1　研究框架圖

2　研究方法

2.1　研究樣本

本研究采取了上下級(jí)配對(duì)成組的方式收集數(shù)據(jù)，員工的建言行為由其直接上級(jí)填寫，其余變量由員工本人填寫。被試來(lái)自江蘇、湖北、重慶等地區(qū)的企事業(yè)單位，共發(fā)放450份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷407份（有效率93.56%）。配對(duì)樣本中，下屬的人口特征為：男217人（53.32%），平均年齡32.52歲，平均司齡7.57年，以大專及以上學(xué)歷（379人，占93.12%）為主。直屬上司中男101人（60.84%），平均年齡38.61歲，平均司齡12.83年，基本擁有大專及以上學(xué)歷（154人，占92.77%）。

2.2　研究量表

建言行為采用的是van Dyne和LePine（1998）編制的6項(xiàng)目問(wèn)卷，高分代表高建言水平。代表項(xiàng)目如“發(fā)現(xiàn)影響工作群體的問(wèn)題并對(duì)此提出建議”。本研究中，該量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)是0.76。

仁慈領(lǐng)導(dǎo)采用的是臺(tái)灣學(xué)者鄭伯塤、周麗芳和樊景立（2000）編制的家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)量表（PLS）中的仁慈領(lǐng)導(dǎo)分量表，共11個(gè)項(xiàng)目，代表性項(xiàng)目有“他（她）關(guān)懷我的私人生活”、“平時(shí)會(huì)向我噓寒問(wèn)暖”。該量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)是0.77。

員工心理安全感采用以Edmondson（1999）的團(tuán)隊(duì)心理安全感量表為基礎(chǔ)，基于大陸樣本修訂而成的5項(xiàng)目中文量表。代表性項(xiàng)目如“我可以表達(dá)真實(shí)的工作感受”，得分越高表述心理安全感越高。該量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)是0.70。

員工個(gè)人地位感采用的是Tangirala和Ramanujam（2008）編制的3項(xiàng)目問(wèn)卷。代表項(xiàng)目如“我的團(tuán)隊(duì)給我做重要決定的機(jī)會(huì)”、“我的團(tuán)隊(duì)支持我做的決定”。該量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)是0.71。

對(duì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力的感知采用的是Giessner和Schubert（2007）編制的問(wèn)卷，共5個(gè)項(xiàng)目。代表項(xiàng)目如“我認(rèn)為我的領(lǐng)導(dǎo)是支配性的角色”、“我認(rèn)為我的領(lǐng)導(dǎo)有較強(qiáng)的領(lǐng)導(dǎo)者品質(zhì)”。該量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)是0.71。

量表均采用回譯程序（back translation）翻譯成中文，均為5點(diǎn)計(jì)分。參考已有研究，本研究將員工與領(lǐng)導(dǎo)的性別、年齡和教育程度作為控制變量處理。

3　研究結(jié)果

3.1　共同方法偏差檢驗(yàn)

借助SPSS21.0和Amos 7.0處理數(shù)據(jù)。首先檢驗(yàn)該研究是否存在顯著共同方法偏差，Harman單因素結(jié)果顯示無(wú)單獨(dú)因子析出；其次將數(shù)據(jù)隨機(jī)分半分別進(jìn)行探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析。EFA結(jié)果顯示KMO值為0.78，巴特利球形檢驗(yàn)值為2133.87，p＜0.001，5因子獨(dú)立分布；CFA結(jié)果表明五因子模型擬合度最佳，χ2/df=1.53,TLI=0.90, CFI=0.92, RMSEA=0.05，說(shuō)明模型的聚合效度及各變量間的區(qū)分效度良好，且不存在顯著的共同方法偏差。

由于本研究因變量的取樣單元是一名領(lǐng)導(dǎo)對(duì)應(yīng)多名員工（平均2.45名），可能存在群聚效應(yīng)（clustering effects）。經(jīng)檢驗(yàn)，ICC（1）= 0.04，ICC（2）= 0.42，Rwg = 0.68，根據(jù) James（1982）與Schneider，White和Paul（1998）給出的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)當(dāng) ICC（1） ＜0.12和 ICC（2）＜0.47時(shí)，群聚效應(yīng)不顯著，據(jù)此本研究假設(shè)可在個(gè)體層面進(jìn)行驗(yàn)證。

表1　驗(yàn)證性因素分析結(jié)果（N=204）

3.2　描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2呈現(xiàn)了本研究的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與研究假設(shè)一致，為后續(xù)的假設(shè)檢驗(yàn)提供了良好的分析前提。

3.3　假設(shè)檢驗(yàn)

采用回歸方法檢驗(yàn)假設(shè)1，結(jié)果顯示仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為有顯著促進(jìn)作用（β=0.25，F(xiàn)=5.24，ΔR2=0.06，p＜0.001），假設(shè) 1 成立。對(duì)于中介效應(yīng)，研究采用Preacher，Rucker和Hayes（2007）開發(fā)的Bootstrap宏檢驗(yàn)仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)員工心理安全感或員工個(gè)人地位感對(duì)建言行為（a×b）的間接效應(yīng)是否顯著。結(jié)果顯示，心理安全感為中介時(shí)：a×b的值為0.16，CI為[0.03,0.11]；個(gè)人地位感為中介時(shí)：a×b的值為0.14，CI為[0.02, 0.11]，中介作用均顯著，假設(shè)2、3得到驗(yàn)證。

表2　各變量的描述性統(tǒng)計(jì)（N=407）

為了驗(yàn)證有調(diào)節(jié)的中介假設(shè)，本文借鑒Edwards和Lambert（2007）的建議，采用拔靴法（Bootstrap Method），結(jié)果見表3和表4。表3所示，當(dāng)員工感知到的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力較低時(shí)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工心理安全感的影響顯著（r =0.29, p ＜0.001），而當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知高時(shí)影響則不顯著（r =0.05, n.s.），并且這兩個(gè)影響系數(shù)之間存在著顯著的差異（Δr = –0.23, p ＜ 0.05）。同時(shí)，從表 3中可以看到，仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)心理安全感對(duì)員工建言的間接影響在低領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知時(shí)顯著（r = 0.07,p ＜ 0.001），而在高領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知時(shí)不顯著（r =0.01, n.s.），且兩者的差異亦顯著（Δr = –0.06, p ＜0.05），假設(shè)4得到數(shù)據(jù)支持。同理根據(jù)表4，當(dāng)員工感知到較低的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力時(shí)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工個(gè)人地位感的影響顯著（r =0.48, p ＜ 0.001），反之則不顯著（r =0.10, n.s.），兩者差異顯著（Δr =–0.38, p ＜ 0.01），同時(shí)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)個(gè)人地位感對(duì)員工建言的間接影響在低領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知時(shí)顯著（r = 0.07, p ＜ 0.01），而在高領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知時(shí)不顯著（r = 0.01, n.s.），且兩者差異亦顯著（Δr =–0.06, p ＜ 0.05），則假設(shè)5得以驗(yàn)證。

為了進(jìn)一步解釋領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)Aiken和West（1991）的簡(jiǎn)單坡度分析（simple slopes analysis）程序，將調(diào)節(jié)變量按照高低水平（±1SD）分組依次做員工心理安全感和個(gè)人地位感對(duì)仁慈領(lǐng)導(dǎo)的回歸分析，結(jié)果如圖2和圖3所示。當(dāng)感知到領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力較低時(shí)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)與員工心理安全感（β=0.33，p＜0.01）和員工個(gè)人地位感（β=0.39，p＜0.01）關(guān)系均顯著；而當(dāng)感知到的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力較高時(shí)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)與員工心理安全感（β=0.08，p＞0.05）和員工個(gè)人地位感（β=0.04，p＞0.05）關(guān)系均不顯著。

表3　有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)（員工心理安全感為中介）（N=407）

表4　有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)（員工個(gè)人地位感為中介）（N=407）

圖2　領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力對(duì)仁慈領(lǐng)導(dǎo)-員工心理安全感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

圖3　領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力對(duì)仁慈領(lǐng)導(dǎo)-員工個(gè)人地位感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

4　討論

仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)信任與支持給予員工心理安全感，同時(shí)也讓員工感到尊重和平等并形成一定的地位感知（Chan & Mak, 2012），已有研究發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的心理安全感和個(gè)人地位感可促使員工主動(dòng)行為的發(fā)生（Ashford, Rothbard, Piderit, & Dutton,1998; 段錦云，黃彩云，2013; Fast, Burris, & Bartel,2014）。本研究再次驗(yàn)證仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)建言行為的正向影響，并且檢驗(yàn)了員工心理安全感和個(gè)人地位感在其中的中介作用。研究從預(yù)防聚焦和促進(jìn)聚焦的視角分析了不同個(gè)體在同樣的領(lǐng)導(dǎo)方式下的建言行為發(fā)生機(jī)制，在一定程度上印證了“有效性”和“安全性”在建言過(guò)程中的作用。除此之外，本研究還發(fā)現(xiàn)員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力的感知水平會(huì)干涉領(lǐng)導(dǎo)方式對(duì)其認(rèn)知和行為的影響。周建濤和廖建橋（2012）曾證實(shí)組織地位感知負(fù)向調(diào)節(jié)權(quán)力距離導(dǎo)向與建言之間的關(guān)系，本文中也證實(shí)當(dāng)員工感知到的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力越大時(shí)，仁慈領(lǐng)導(dǎo)的正面效果被弱化。

本研究以調(diào)節(jié)聚焦理論為基礎(chǔ)，分別從自我提升和自我預(yù)防的角度證實(shí)了員工個(gè)人地位感和心理安全感在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與員工建言之間關(guān)系的傳遞作用，是對(duì)以往仁慈領(lǐng)導(dǎo)會(huì)提高工作滿意度、組織承諾和創(chuàng)造性行為等相似研究的呼應(yīng)（Chen,Eberly, Chiang, Farh, & Cheng, 2011; Zhang et al.,2015; 沈伊默等，2017），同時(shí)結(jié)合員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力感知這一情境調(diào)節(jié)，在一定程度上擴(kuò)展了傳統(tǒng)家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言的影響研究。

建言的重要性不言自明，在實(shí)際管理中，為了弱化權(quán)力距離的影響，促進(jìn)員工建言，根據(jù)本研究結(jié)論可以采取如下管理措施：首先，鑒于仁慈型領(lǐng)導(dǎo)是下屬所期望和喜歡的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，期待下屬知無(wú)不言的領(lǐng)導(dǎo)可多采取仁慈型的領(lǐng)導(dǎo)方式；其次，企業(yè)要注重對(duì)員工心理安全感和個(gè)人地位感的培養(yǎng)，增強(qiáng)員工在組織中的歸屬感和自信程度，降低員工對(duì)建言潛在人際威脅的風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)并促進(jìn)建言行為的合理化；最后，領(lǐng)導(dǎo)可以考慮適當(dāng)放權(quán)，給予下屬一定的權(quán)力，當(dāng)員工感受到權(quán)力距離縮小時(shí)更利于積極行為的產(chǎn)生。

5　結(jié)論

本研究得出如下結(jié)論：（1）仁慈領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工的建言行為。（2）員工心理安全感和個(gè)人地位感均在“仁慈領(lǐng)導(dǎo)-員工建言”之間起中介作用。（3）員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的高權(quán)力感知會(huì)弱化仁慈領(lǐng)導(dǎo)的正面效果，即當(dāng)員工感知到領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力越高，員工的心理安全感和個(gè)人地位感在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與建言行為的正向關(guān)系中的中介效應(yīng)越弱。

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