沈翔鷹 穆桂斌

(1 湖州師范學(xué)院心理健康教育指導(dǎo)中心，湖州 313000) (2 河北大學(xué)教育學(xué)院，保定 071000)

1 引言

員工建言行為是當(dāng)前組織中備受關(guān)注的角色外行為之一（Bashshur & Oc, 2014），已有的研究表明，建言行為在提高組織整體績效（Ng & Feldmn,2012）、應(yīng)對組織變革（LePine & van Dyne, 2001）、降低員工離職率（McClean, Burris, & Detert, 2013）等方面都有顯著作用，受到產(chǎn)學(xué)兩界的共同關(guān)注。在本土管理實(shí)踐中，由于中國員工在為人處世上深受中庸思想的影響，尤其是面對上級領(lǐng)導(dǎo)時(shí)，大多謹(jǐn)言慎行，建言氛圍不夠濃厚、員工建言意愿不強(qiáng)烈（Zhu, Chen, & Qian, 2014；陳文平,段錦云, 田曉明, 2013）。已有的研究表明，在影響建言行為的前因變量中，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（leadership style）受到較多關(guān)注。變革型領(lǐng)導(dǎo)（吳隆增, 曹昆鵬, 陳苑儀, 唐貴瑤, 2011）、公仆型領(lǐng)導(dǎo)（Yan & Xiao,2016）、道德型領(lǐng)導(dǎo)（梁建, 2014）等領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對建言行為有著不同的影響。家長式領(lǐng)導(dǎo)，這種基于本土化研究所發(fā)現(xiàn)的領(lǐng)導(dǎo)方式，普遍存在于華人企業(yè)組織中，領(lǐng)導(dǎo)者通過“立德、樹威、施恩”深刻地影響著下屬的行為（鄭伯塤, 周麗芳, 樊景立, 2000）。令研究者好奇的是，在恩威并施、父權(quán)式威嚴(yán)主導(dǎo)的領(lǐng)導(dǎo)方式下，員工會(huì)主動(dòng)建言獻(xiàn)策嗎？家長式領(lǐng)導(dǎo)的三個(gè)不同維度是否會(huì)對建言行為產(chǎn)生不同的影響？因此，本文聚焦于家長式領(lǐng)導(dǎo)對建言行為的影響展開研究，并基于社會(huì)交換理論（Rhoades & Eisenberger, 2002）的框架進(jìn)一步考察員工的組織認(rèn)同在兩者之間所發(fā)揮的作用，以期更加全面理解員工建言行為發(fā)生的內(nèi)在機(jī)制。

1.1 建言行為與家長式領(lǐng)導(dǎo)

員工建言行為是一種積極挑戰(zhàn)組織現(xiàn)狀、為組織提供具有建設(shè)性建議的行為，屬于員工自發(fā)的、具有人際關(guān)系特點(diǎn)的角色外行為（LePine & van Dyne, 2001; Morrison, 2011）。這種自發(fā)性的行為能否在組織中發(fā)生，很大程度上取決于領(lǐng)導(dǎo)者所展示的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。也就是說，領(lǐng)導(dǎo)因素是員工判斷建言是否安全與值得的重要線索來源。家長式領(lǐng)導(dǎo)中的德行領(lǐng)導(dǎo)指的是領(lǐng)導(dǎo)者具有高的個(gè)人修養(yǎng)或操守，能為下屬做出行為表率，引起下屬的認(rèn)同與效仿。已有研究表明，德行領(lǐng)導(dǎo)能正向影響建言行為（段錦云, 2012; 梁建, 2014; 務(wù)凱, 李永鑫,劉霞, 2016）。仁慈領(lǐng)導(dǎo)體現(xiàn)對下屬的工作和生活的雙重關(guān)注，強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)者對下屬的關(guān)懷與照顧，下屬則相應(yīng)表現(xiàn)服從、回報(bào)等行為（樊景立, 鄭伯塤, 2000）。有調(diào)查表明，仁慈領(lǐng)導(dǎo)是目前頗受下屬歡迎的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，容易激發(fā)下屬的角色外行為（沈伊默, 周婉茹, 魏麗華, 張慶林, 2017；Zhang,Huai, & Xie, 2015）。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對建言行為的影響存在不同的研究結(jié)果，務(wù)凱等人（2016）的研究表明威權(quán)對建言有較弱的正向影響，Chan（2014）的研究則表明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對員工建言有負(fù)向影響。也就是說，研究者對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)如何影響下屬建言行為尚未形成共識。本研究認(rèn)為，在威權(quán)方式下，員工更多感受到來自領(lǐng)導(dǎo)的威懾和壓力、更難感受到所需的支持與重視，因此會(huì)降低自身對組織的認(rèn)同與滿意度，也會(huì)相應(yīng)減弱有利于組織的角色外行為，如建言行為。據(jù)此我們假設(shè)，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者表現(xiàn)出樹德、施恩這些領(lǐng)導(dǎo)行為時(shí)，下屬會(huì)表現(xiàn)出更多的建言行為；而當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者展示威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為時(shí)，下屬則可能會(huì)抑制自身的建言。

H1：德行領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)均正向影響建言行為，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向影響建言行為。

1.2 組織認(rèn)同的中介作用

組織認(rèn)同（organizational identification）指個(gè)體對于組織成員感、歸屬感的認(rèn)知過程，將自我歸屬于某個(gè)群體的一種知覺（Mael & Ashforth, 1992）。組織認(rèn)同高的員工更愿意把自己視為組織的一份子，從組織的角度思考問題與行動(dòng)，從而更易產(chǎn)生諸如建言行為等這類角色外行為（Liu, Loi, & Lam,2011; 李燕萍, 劉宗華, 鄭馨怡, 2016）。研究者（Lee, Park, & Koo, 2015; Riketta, 2005）通過元分析發(fā)現(xiàn)，組織認(rèn)同對工作態(tài)度、員工角色內(nèi)—外行為均有較好的預(yù)測作用，且在集體主義文化下尤為明顯。研究者（杜鵬程, 丁夢茹, 鞏妙宇, 王成城,2016）也通過對97項(xiàng)中外研究中的108個(gè)獨(dú)立樣本的元分析，發(fā)現(xiàn)組織認(rèn)同與包括組織公民行為、角色外行為在內(nèi)的非任務(wù)績效（non-task performance）存在較高強(qiáng)度相關(guān)性，進(jìn)一步證明組織認(rèn)同是提升非任務(wù)績效的有效變量。已有研究表明，倫理型領(lǐng)導(dǎo)（蔣麗芹, 胥永倩, 張迪,2018）、謙卑型領(lǐng)導(dǎo)（雷星暉, 楊元飛, 蘇濤永,2017）等均對組織認(rèn)同有顯著影響。還有研究提出，領(lǐng)導(dǎo)者主要是通過員工的心理安全或認(rèn)同感來影響下屬的建言行為（Detert & Burris, 2007; Liu,Zhu, & Yang, 2010）。據(jù)此，我們推斷家長式領(lǐng)導(dǎo)會(huì)通過組織認(rèn)同的中間作用來進(jìn)一步影響員工建言行為。

H2：組織認(rèn)同正向影響員工建言行為。

H3：組織認(rèn)同在家長式領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間起中介作用。

H3a：組織認(rèn)同在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間起中介作用。

H3b：組織認(rèn)同在德行領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間起中介作用。

H3c：組織認(rèn)同在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間起中介作用。

2 研究方法

2.1 研究樣本

調(diào)查對象主要來自浙江、河北兩地的企業(yè)，共發(fā)放問卷400份，回收有效問卷316份（有效率79.00%）。其中，男性146人（46.20%）；30歲及以下225人（71.20%）；普通員工215人（68.04%），基層管理者68人（21.52%），中層管理者33人（10.44%）。

2.2 研究量表

建言行為采用Liang和Farh（2008）開發(fā)的11項(xiàng)量表，包括抑制性建言行為，例題如“我會(huì)及時(shí)勸阻單位內(nèi)其他員工影響工作績效的不良行為”和促進(jìn)性建言行為，如“我就改善單位工作程序積極地提出了建議”兩個(gè)維度，Cronbach α系數(shù)分別為0.88，0.91。

家長式領(lǐng)導(dǎo)采用鄭伯塤等人（2000）編制的家長式領(lǐng)導(dǎo)量表（PLS），共33個(gè)項(xiàng)目，分仁慈領(lǐng)導(dǎo)，示例條目如“他會(huì)幫我解決生活上的難題”；德行領(lǐng)導(dǎo)，如“他為人正派，不假公濟(jì)私”；威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)，如“他采用嚴(yán)格的管理方法與手段”三個(gè)維度，Cronbach α系數(shù)分別為0.93，0.82，0.91。

組織認(rèn)同采用Mael和Ashforth（1992）編制的6個(gè)項(xiàng)目量表，示例條目如“當(dāng)有人批評我所在企業(yè)時(shí)，我個(gè)人會(huì)覺得尷尬”，量表的Cronbach α系數(shù)為0.85。

三個(gè)量表均采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，從1“非常不符合”到5“非常符合”，并將員工性別、年齡、教育程度、工作年限、工作職位作為控制變量處理。

2.3 數(shù)據(jù)處理和共同方法偏差檢驗(yàn)

采用SPSS21.0進(jìn)行了數(shù)據(jù)處理。本次問卷施測采用統(tǒng)一指導(dǎo)語、集體實(shí)測、統(tǒng)一回收、匿名答卷、設(shè)計(jì)反向題項(xiàng)等措施。在錄入數(shù)據(jù)后，首先采用Harman’s單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)共同方法偏差。具體而言，對信效度分析后保留的所有題項(xiàng)316份問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析，KMO值為0.87。檢驗(yàn)非旋轉(zhuǎn)的因素分析結(jié)果后，發(fā)現(xiàn)抽取出16個(gè)特征值大于1的因素，第一個(gè)因素的特征值為14.46，解釋變異量占19.54%，低于臨界值40%，說明共同方法偏差對本研究影響不大。其次，通過考察變量之間的相關(guān)系數(shù)來判斷共同方法變異。如表1所示，變量之間的相關(guān)系數(shù)處于0.05～0.56之間，遠(yuǎn)低于臨界值0.90。因此，本文的共同方法偏差在可接受范圍。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析如表1所示。表1所體現(xiàn)的變量間相關(guān)系數(shù)矩陣與研究假設(shè)基本一致，這為后續(xù)的假設(shè)檢驗(yàn)提供了良好的分析前提。

表1 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)（n=316）

3.2 回歸分析

采用回歸分析方法檢驗(yàn)假設(shè)1，以人口學(xué)變量和家長式領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度為自變量，以建言行為為因變量，進(jìn)行分層回歸。結(jié)果如表2所示，在排除了人口學(xué)變量的影響后，家長式領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度均對抑制性建言和促進(jìn)性建言有顯著的正向預(yù)測作用，且分別解釋了18%和22%的變異。

表2 家長式領(lǐng)導(dǎo)對建言行為的回歸分析（n=316）

3.3 組織認(rèn)同的中介效應(yīng)分析

中介效應(yīng)分析采用偏差校對非參數(shù)百分位Bootstrap法，并在SPSS軟件中使用Hayes（2012）開發(fā)的PROCESS插件程序?qū)崿F(xiàn)。本研究從原始樣本中有放回的抽取5000個(gè)樣本估計(jì)中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，分析結(jié)果如表3、表4所示。

如表3所示，在控制了人口學(xué)變量后，以仁慈領(lǐng)導(dǎo)為自變量，抑制性建言為因變量，中介檢驗(yàn)的結(jié)果未包含0（Boot LLCI=0.05, Boot ULCI=0.17），表明組織認(rèn)同有中介效應(yīng)，且大小為0.10。在控制了組織認(rèn)同后，自變量對因變量仍有影響，直接效應(yīng)大小為0.34，區(qū)間（LLCI=0.24, ULCI=0.44）不包含0，所以組織認(rèn)同在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與抑制性建言之間起部分中介作用。運(yùn)用同樣的檢驗(yàn)方法表明，組織認(rèn)同在德行領(lǐng)導(dǎo)與抑制性建言之間起部分中介作用。而以威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)為自變量的中介檢驗(yàn)結(jié)果包含 0（Boot LLCI=-0.01, Boot ULCI=0.11），故組織認(rèn)同在兩者之間不存在中介作用。

如表4所示，以仁慈領(lǐng)導(dǎo)為自變量，促進(jìn)性建言為因變量，中介檢驗(yàn)的結(jié)果未包含0（Boot LLCI=0.05, Boot ULCI=0.15），表明組織認(rèn)同有中介效應(yīng)，且大小為0.09。在控制了組織認(rèn)同后，自變量對因變量仍有影響，直接效應(yīng)大小為0.37，區(qū)間（LLCI=0.27, ULCI=0.48）不包含0，故組織認(rèn)同在仁慈領(lǐng)導(dǎo)與促進(jìn)性建言之間起部分中介作用。同樣的檢驗(yàn)程序表明，組織認(rèn)同在德行領(lǐng)導(dǎo)與促進(jìn)性建言之間起部分中介作用。而以威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)為自變量的中介檢驗(yàn)結(jié)果包含0（Boot LLCI=-0.01,Boot ULCI=0.11），故組織認(rèn)同在兩者之間不存在中介作用。

表3 組織認(rèn)同在家長式領(lǐng)導(dǎo)和抑制性建言之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n=316）

表4 組織認(rèn)同在家長式領(lǐng)導(dǎo)和促進(jìn)性建言之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（n=316）

4 討論

4.1 家長式領(lǐng)導(dǎo)對建言行為的影響

根據(jù)表2結(jié)果，家長式領(lǐng)導(dǎo)的三個(gè)維度對建言行為均有顯著正向影響，且對促進(jìn)性建言的影響更大，這部分支持了假設(shè)1。無論是仁慈領(lǐng)導(dǎo)所體現(xiàn)的對下屬充分的關(guān)心，還是德行領(lǐng)導(dǎo)所展示的領(lǐng)導(dǎo)自身的高尚品德，都會(huì)對員工產(chǎn)生積極的影響，促使其做出更多有利于組織的建言行為。這與我們的理論預(yù)期、實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)相符，也與一些相關(guān)研究的結(jié)論一致（田在蘭, 黃培倫, 2014；Zhang et al., 2015; 徐悅, 段錦云, 李成艷, 2017）。但是表 2的結(jié)果也表明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響建言行為，這與我們的假設(shè)不一致，與其他人的研究結(jié)果（段錦云, 2012; Chan, 2014）也不同。樊景立和鄭伯塤（2000）曾指出，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)在家族企業(yè)、所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)不分的企業(yè)、創(chuàng)業(yè)型企業(yè)，以及經(jīng)營環(huán)境簡單且技術(shù)穩(wěn)定的企業(yè)表現(xiàn)得更為明顯，領(lǐng)導(dǎo)的威權(quán)作用更容易受到體現(xiàn)與認(rèn)可。本研究的樣本以中小民營企業(yè)為主，多為創(chuàng)業(yè)型、家族型企業(yè)，企業(yè)規(guī)模較小、人員結(jié)構(gòu)簡單，本研究所發(fā)現(xiàn)的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)正向影響建言的結(jié)果與樊景立等人的分析一致。同時(shí)，有學(xué)者做元分析后指出（王甜, 蘇濤, 陳春花, 2017），威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)似乎帶有兩面性，即控制人的“專權(quán)”成分與控制事的“尚嚴(yán)”成分。我們認(rèn)為，在特定的企業(yè)環(huán)境下，對下屬嚴(yán)格要求的領(lǐng)導(dǎo)者體現(xiàn)了“尚嚴(yán)”成分，反而會(huì)激發(fā)下屬的認(rèn)可，并影響下屬包括建言在內(nèi)的工作行為。另外，Ning，Zhou，Lu和Wen（2012）認(rèn)為威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)也有積極的一面，他們的研究表明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對個(gè)體層面和團(tuán)體層面的組織公民行為均有正面影響，而建言行為常被認(rèn)為是一種組織公民行為。

表2結(jié)果也表明，與抑制性建言相比，家長式領(lǐng)導(dǎo)對員工的促進(jìn)性建言行為有更大的正向影響。促進(jìn)性建言行為主要涉及為提高組織效率而提出新觀點(diǎn)、新方法，即“進(jìn)言獻(xiàn)策”；抑制性建言行為主要涉及針對不利于組織的工作實(shí)踐、事件或員工行為而提出的主張，即“規(guī)勸阻止”（Liang,Farh, & Farh, 2012）。由此可知，促進(jìn)性建言行為主要強(qiáng)調(diào)提出新的想法、改進(jìn)現(xiàn)有的工作實(shí)踐，這更容易被領(lǐng)導(dǎo)者認(rèn)為是對組織或上級有幫助，從而更容易被接受。魏昕和張志學(xué)（2010）的研究認(rèn)為，中國企業(yè)中員工普遍注重表面和諧，尤其是跟領(lǐng)導(dǎo)者的關(guān)系，同時(shí)高權(quán)力距離的文化特點(diǎn)，導(dǎo)致中國組織中缺乏抑制性建言行為。我們的研究結(jié)果也反映出，即使上司表現(xiàn)出仁慈與德行的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，在回避人際沖突、維護(hù)自我形象等考慮下，員工也更傾向于發(fā)生促進(jìn)性建言行為。

4.2 組織認(rèn)同的中介作用

表3和表4的結(jié)果共同表明，組織認(rèn)同正向影響員工建言行為，支持假設(shè)H2；仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)對建言行為的影響部分是通過組織認(rèn)同實(shí)現(xiàn)的，這支持了假設(shè)H3a和假設(shè)H3b。根據(jù)社會(huì)交換理論，員工做出的角色外行為是基于獲得組織所提供的好處（如領(lǐng)導(dǎo)的仁慈關(guān)心、資源支持等）后，對組織做出的“等價(jià)”回報(bào)，而組織認(rèn)同在中間起著橋梁作用。在各類組織中，員工大都把領(lǐng)導(dǎo)與組織等同看待，在上司那里獲得的支持與好處會(huì)促使其對所在組織進(jìn)一步產(chǎn)生好感與認(rèn)同，從而激發(fā)諸如建言等角色外行為來予以回報(bào)。從以往的研究看，員工對領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同或信任后，便常常會(huì)做出“因?yàn)橄矚g您才提醒您”的行為（Liu et al., 2010），此時(shí)的建言行為有著既忠誠領(lǐng)導(dǎo)又回報(bào)組織的雙重味道。并且，這種以“自己人”的意識對組織提出的建議得到采納后，會(huì)反過來進(jìn)一步增強(qiáng)員工對組織的認(rèn)同，形成良性循環(huán)。

本結(jié)果也表明，組織認(rèn)同在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與建言行為之間并不存在中介作用，假設(shè)H3c未得到驗(yàn)證。這一結(jié)果與之前臺(tái)灣學(xué)者鄭伯塤的發(fā)現(xiàn)頗為相似。鄭伯塤（1999）從企業(yè)組織中上下屬的信任關(guān)系出發(fā)，分別考察了家長式領(lǐng)導(dǎo)的三種領(lǐng)導(dǎo)方式與主管承諾和組織承諾的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“仁慈、德行領(lǐng)導(dǎo)對部屬的信任或忠于上司具有顯著的正向影響，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)則具有低度的負(fù)面效果或零效果”。這一結(jié)果啟發(fā)我們，領(lǐng)導(dǎo)者在對下屬進(jìn)行管理時(shí)，可以更多地對其展示仁慈與德行，除非危機(jī)處理情境下，否則應(yīng)減少威權(quán)方式的領(lǐng)導(dǎo)。因?yàn)樗粌H無助于下屬組織認(rèn)同的產(chǎn)生，也不是產(chǎn)生下屬建言行為的有效路徑。

4.3 研究不足與展望

研究數(shù)據(jù)來自浙、冀兩地企業(yè)，樣本代表性需提高，員工的自陳問卷還可能導(dǎo)致共同方法偏差，盡管兩種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法均表明本研究的共同方法偏差在可接受范圍，但未來研究者可通過擴(kuò)大研究樣本、結(jié)合他評或客觀數(shù)據(jù)等途徑來規(guī)避數(shù)據(jù)同源帶來的偏差。

中國組織背景與西方有較大的不同，在后續(xù)的研究中有必要將具有本土文化特征的變量納入研究框架，來進(jìn)一步完善建言行為模型，如引入關(guān)系、面子、差序式領(lǐng)導(dǎo)等變量，從而提高對員工建言行為發(fā)生機(jī)制的解釋力和預(yù)測力。

5 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)家長式領(lǐng)導(dǎo)對員工建言有顯著正向影響，且員工也更傾向于促進(jìn)性建言；在影響路徑上，仁慈和德行領(lǐng)導(dǎo)均通過增進(jìn)下屬的組織認(rèn)同促進(jìn)了建言行為的發(fā)生，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的此一路徑未能走通。具體結(jié)論為：（1）家長式領(lǐng)導(dǎo)正向影響員工建言行為，且三個(gè)維度對建言行為的影響大小依次為：仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)；（2）組織認(rèn)同是家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工建言行為的重要中介變量，組織認(rèn)同分別在仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間起部分中介作用。