丁新緣　趙耀

摘要：真誠領(lǐng)導(dǎo)是一種把領(lǐng)導(dǎo)者的積極心理能力與高度發(fā)展的組織情境結(jié)合起來發(fā)揮作用的過程，這一過程可以增強(qiáng)員工對領(lǐng)導(dǎo)者和組織的認(rèn)同感，增加員工的心理資本，進(jìn)而影響員工的工作態(tài)度，激勵(lì)他們更努力工作，提高工作績效。本文選擇大連地區(qū)的10家中小企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，探討員工對真誠領(lǐng)導(dǎo)的感知與其工作績效之間的關(guān)系?；貧w分析結(jié)果表明，員工對真誠領(lǐng)導(dǎo)的感知與其任務(wù)績效和關(guān)系績效等均存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，真誠領(lǐng)導(dǎo)可以作為改善員工和組織績效的一種有效方式應(yīng)用于組織管理。

關(guān)鍵詞：真誠領(lǐng)導(dǎo)感知 工作績效 領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格

一、文獻(xiàn)綜述

謝衡曉基于凌文輇教授的CPM理論，對中國情境下的真誠領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)內(nèi)容及相關(guān)研究，認(rèn)為真誠領(lǐng)導(dǎo)對員工滿意度、組織認(rèn)同、角色績效及同事間利他行為有顯著影響。因此，企業(yè)推行真誠領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)顯著影響到企業(yè)的績效。謝衡曉在訪談與文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上開發(fā)了真誠型領(lǐng)導(dǎo)量表。周蕾蕾研究了真誠領(lǐng)導(dǎo)與員工組織公民行為的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系對二者起中介作用。組織公民行為被認(rèn)為是組織成員自愿做出的行為，這些行為沒有得到正式的報(bào)酬系統(tǒng)直接而明確的認(rèn)可，但從整體上有助于提高組織的效能。

真誠型領(lǐng)導(dǎo)作為一種剛剛被人們所知曉的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，與已經(jīng)發(fā)展成熟的領(lǐng)導(dǎo)理論有什么聯(lián)系與區(qū)別呢。Avolio等人（2005）比較和分析了真誠型領(lǐng)導(dǎo)與變革型領(lǐng)導(dǎo)魅力型領(lǐng)導(dǎo)及服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)等領(lǐng)導(dǎo)學(xué)構(gòu)念的關(guān)系，國內(nèi)學(xué)者詹延遵、凌文輇、方俐洛、韓翼坦和楊百寅也分析了真誠型、變革型、魅力型、愿景型和倫理型領(lǐng)導(dǎo)幾者之間的聯(lián)系。這些領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格之間有許多類似或重疊之處。本文根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行整理，對不同領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和特征進(jìn)行比較。

二、研究設(shè)計(jì)

在本研究中，我們選擇了大連市的10家中小制造企業(yè)內(nèi)的員工為調(diào)研對象，在前期調(diào)研的基礎(chǔ)上，最終選擇10家中小企業(yè)進(jìn)行調(diào)研共發(fā)放問卷300份，收回286份，有效問卷為95.3%問卷數(shù)據(jù)的分析主要依據(jù)SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件，并通過圖表說明分析的結(jié)果從調(diào)查的樣本來看，男性員工占68.4%，女性員工占31.6‰年齡方面，30歲以下占53.7‰31 40占24.5%，41歲以上占10.8‰工作年限方面，2年及以下占46.2%，3-5年占40.6%，6年以上占13.2‰學(xué)歷方面，大專占19.1%，本科占63.7%，碩士及以上占17.2%。

本文中真誠領(lǐng)導(dǎo)型的量表編制主要通過以下幾個(gè)步驟來完成的：首先，搜集并分析已有的文獻(xiàn)資料。對有關(guān)真誠領(lǐng)導(dǎo)、魅力領(lǐng)導(dǎo)、道德領(lǐng)導(dǎo)、價(jià)值觀等理論和實(shí)證研究進(jìn)行分析，收集相關(guān)量表。這其中主要包括Walumbwa（2008），謝衡曉（2007），Jensen（2006），Bass和Avolio（1993），Knight（1997），Victor和Cullen（1988），ShalomH.Schwartz（1995）等編制的量表。其次，開展深度訪談和開放式問卷調(diào)查。為了避免量表設(shè)計(jì)目的與實(shí)際情況存在偏差，隨機(jī)選取了樣本部分企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)和員工對問卷質(zhì)量進(jìn)行評價(jià)，并請他們談?wù)剬φ嬲\型領(lǐng)導(dǎo)的看法和意見。最后，匯總文獻(xiàn)資料、評價(jià)結(jié)果和訪談?dòng)涗洠幹瞥梢粋€(gè)含有12個(gè)題項(xiàng)的調(diào)查問卷和一個(gè)含有13個(gè)題項(xiàng)的調(diào)查問卷。

三、數(shù)據(jù)收集程序

為了盡可能地避免同源方差的影響，本研究首先在問卷編排上增加結(jié)果的客觀性，并將相關(guān)內(nèi)容分為兩個(gè)問卷，問卷1主要測量員工對其直屬領(lǐng)導(dǎo)真誠性的感知，問卷2主要測量員工的工作績效；其次，在企業(yè)內(nèi)隨機(jī)抽取員工答問卷1，而問卷2則由填答問卷l的直屬領(lǐng)導(dǎo)對其工作績效進(jìn)行評價(jià)；再次，在數(shù)據(jù)收集過程中，對整套問卷進(jìn)行編號，完成配對，并通過問卷編號對屬于一套問卷的調(diào)研結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。

四、變量測量

采用SPSS16.0的因子分析法對問卷的信度和效度進(jìn)行分析。首先，采用主成分分析法并經(jīng)過最大旋轉(zhuǎn)后得到分類因子；然后，將因子負(fù)荷值低于O.5的測量項(xiàng)目全部刪去，本研究中的各變量均采用Likert六點(diǎn)計(jì)分法來衡量，l表示非常不同意，6表示非常同意對于真誠領(lǐng)導(dǎo)感知的測量量表綜合借鑒了Fred.0.Walumbwa（2005）的8題量表和謝曉恒曾在中國情境下使用過的載荷較高的項(xiàng)目，共12個(gè)項(xiàng)目，結(jié)果顯示，真誠領(lǐng)導(dǎo)感知的18個(gè)測量項(xiàng)目有11個(gè)項(xiàng)目的CITC值大于0.4，整體的Cranach s系數(shù)為0.892，大于0.7，說明測量量表符合信度要求。效度分析結(jié)果表明，樣本的KMO值為0.902，總體Bartlett s檢驗(yàn)值為144.83，p<0.001因此滿足因子分析的條件，根據(jù)特征值大于1提取2個(gè)因子，分別命名為員工導(dǎo)向真誠感知和工作導(dǎo)向真誠感知，因子解釋的方差累積比比例為56.229%。

工作績效的量表主要借鑒Scotter&Motowidlo（1996）編制的情境績效量表在人際促進(jìn)和工作奉獻(xiàn)上載荷較高的項(xiàng)目，加上自編的2項(xiàng)目任務(wù)績效問卷量表，共13個(gè)項(xiàng)目。結(jié)果表明，工作績效中的13個(gè)測量項(xiàng)目有10個(gè)項(xiàng)目的CITC值大于0.4，整體的Cranach s系數(shù)為0.802，大于0.7，說明測量量表符合信度要求。效度分析結(jié)果表明，樣本的KMO值為0.847，總體Bartlett s檢驗(yàn)值為136.092，p<0.001因此滿足因子分析的條件，根據(jù)特征值大于1，提取2個(gè)因子，分別命名為任務(wù)績效和關(guān)系績效，因子解釋的方差累積比比例為58.883%。

為了驗(yàn)證在探索性因子分析中得到的因素結(jié)構(gòu)是否與實(shí)際數(shù)據(jù)適配，本文利用驗(yàn)證性因子分析對探索性因子分析結(jié)構(gòu)進(jìn)行評價(jià)。主要目的有兩個(gè)：第一，評價(jià)測量模型的擬合優(yōu)度；第二，驗(yàn)證性因子分析可以幫助我們檢查每個(gè)測量項(xiàng)目的擬合程度，主要通過t值來反映評價(jià)模型的總體擬合優(yōu)度衡量指標(biāo)有很多，通常情況下有下列幾個(gè)：2df2/dfRMSEA GFI和NFI等，通過AMOS17.0，各變量的驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果如表1所示，均達(dá)到理想水平，各變量之間的關(guān)系模型擬合較好。

五、回歸分析

在方程1中，首先以任務(wù)績效為因變量，以真誠領(lǐng)導(dǎo)感知為自變量進(jìn)行多元回歸，接著逐步加入交互變項(xiàng)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示在第一步中，控制變量對任務(wù)績效的影響并不顯著，而且控制變量對任務(wù)績效的解釋力度很低（R2=0.036）；第二步在自變量中加人工作導(dǎo)向真誠感知，于是回歸方程的F值為11.764（P<0.001），回歸方程顯著，工作導(dǎo)向真誠感知對任務(wù)績效的作用顯著（R2=0.174）；第三步，將真誠領(lǐng)導(dǎo)感知的兩個(gè)因子同時(shí)放入回歸方程，回歸方程顯著（F=16.308，P<0.001）兩個(gè)因子對任務(wù)績效的作用均顯著，其中員工導(dǎo)向真誠感知（B=0.300，P<0.001）對關(guān)系績效的影響最為顯著，其次為工作導(dǎo)向真誠感知（B=0.276，P<0.001）對關(guān)系績效的影響顯著性相對低一些；第四步，將真誠領(lǐng)導(dǎo)感知放入回歸方程，回歸方程顯著（F=19.267，P<0.001），表明真誠領(lǐng)導(dǎo)感知對任務(wù)績效的作用顯著，第四步相對第一步R2增加0.275，表明真誠領(lǐng)導(dǎo)感知能夠共同解釋任務(wù)績效27.5%的變異。

在方程2中，以關(guān)系績效為因變量，以真誠領(lǐng)導(dǎo)感知為因變量進(jìn)行多元回歸，接著逐步加入交互變項(xiàng)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示在第一步中，控制變量對關(guān)系績效的影響并不顯著，而且控制變量對關(guān)系績效的解釋力度很低（R2=0.080）；第二步，在自變量中加入工作導(dǎo)向真誠感知，于是回歸方程的F值為21.057（P<0.001），回歸方程顯著，工作導(dǎo)向真誠感知對關(guān)系績效的作用顯著（R2=0.274）；第三步，將真誠領(lǐng)導(dǎo)感知的兩個(gè)因子同時(shí)放人回歸方程，回歸方程顯著（F=23.115，P<0.001）兩個(gè)因子對關(guān)系績效的作用均顯著，其中員工導(dǎo)向真誠感知（B=0.356，P<0.001）對任務(wù)績效的影響最為顯著，工作導(dǎo)向真誠感知（B=0.176，P<0.001）對任務(wù)績效的影響顯著性相對低一些；第四步，將真誠領(lǐng)導(dǎo)感知放入回歸方程，回歸方程顯著（F=25.718，P<0.001），表明真誠領(lǐng)導(dǎo)感知對關(guān)系績效的作用顯著，第四步相對第一步R2增加0.312，表明真誠領(lǐng)導(dǎo)感知能夠共同解釋關(guān)系績效31.2%的變異。

六、結(jié)果與討論

企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)方式對員工的工作效率有著直接的影響，真誠領(lǐng)導(dǎo)通過積極情緒營造一種積極的氛圍，建立了于下屬之間的信任關(guān)系，促使下屬形成積極的情緒并增進(jìn)對組織的認(rèn)同，從而提高下屬的敬業(yè)度和工作績效。本文的研究結(jié)論包括：（1）員工導(dǎo)向真誠領(lǐng)導(dǎo)行為感知與員工任務(wù)績效之間存在顯著的正相關(guān)；（2）工作導(dǎo)向真誠領(lǐng)導(dǎo)行為感知與員工的關(guān)系績效之間存在顯著相關(guān)；（3）真誠領(lǐng)導(dǎo)感知與員工總工作績效之間存在顯著的正向關(guān)系；（4）在企業(yè)員工的年齡、性別、學(xué)歷和高齡等人口學(xué)變量中僅有學(xué)歷對員工感知真誠領(lǐng)導(dǎo)行為存在顯著負(fù)向關(guān)系。