馬 鵬，蔡雙立

(天津財經(jīng)大學商學院，天津 300222)

一、引 言

現(xiàn)代企業(yè)處于超競爭時代，所面臨的環(huán)境具有高度不確定性，很難單純地依賴管理層智慧來解決企業(yè)發(fā)展中的種種問題，這使得員工建言獻策成為企業(yè)持續(xù)獲得競爭優(yōu)勢和創(chuàng)新的源泉。從海底撈員工發(fā)明加長火鍋筷子到阿里巴巴數(shù)據(jù)中心利用千島湖水為服務(wù)器降溫，都體現(xiàn)了員工建言在創(chuàng)新和績效提升中的作用。

建言行為屬于員工角色外組織公民行為，旨在促進組織變革和創(chuàng)新，是一種積極的、具有建設(shè)性的、自我啟動的主動行為[1]。建言行為的人際互動特性使得領(lǐng)導(dǎo)成為影響員工建言的重要情境線索。以往研究主要考察了不同領(lǐng)導(dǎo)風格、領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系對建言行為的影響與作用[2][3]，并有針對性地展開了家長式領(lǐng)導(dǎo)的本土化研究[4][5]，然而這些研究仍然存在以下不足：首先，領(lǐng)導(dǎo)是建言行為決策過程的觸發(fā)點，但作為外因，其對建言的激勵內(nèi)化作用機理仍不明晰。參與此過程的內(nèi)外激勵要素之間的交互效應(yīng)仍需深入探究。其次，根據(jù)自我概念理論，激勵內(nèi)化具有顯著的文化情境性。倡導(dǎo)“家文化”和“和為貴”的中國人行事強調(diào)“中庸”，由于顧忌面子和關(guān)系 ，員工在人際沖突面前選擇回避、沉默甚至惜諫。那么不同中庸思維水平下的員工是否對建言行為的激勵要素呈現(xiàn)出敏感性差異？為此本研究嘗試從領(lǐng)導(dǎo)、個體、文化價值觀三個層面跨層次分析建言行為的激勵內(nèi)化過程，探究內(nèi)外因的作用路徑，了解“中庸思維”在此過程中的邊界效應(yīng)，為激發(fā)員工建言主動性，鼓勵其組織公民行為，提升組織績效提供理論依據(jù)與參考。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與建言行為

東方社會的“泛家族化”制度安排使恩威并重的家長式領(lǐng)導(dǎo)風格更適合中國式的管理實踐。該領(lǐng)導(dǎo)方式具有人治主義傾向，既體現(xiàn)出領(lǐng)導(dǎo)仁慈的一面，也要求員工對領(lǐng)導(dǎo)絕對服從、依賴及信任[6]。家長式領(lǐng)導(dǎo)最初包含兩個維度“施恩”和“立威”，進而發(fā)展出仁慈、德行和威權(quán)三個維度。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)要求下屬毫無保留地服從上級，遵從其絕對權(quán)威；仁慈領(lǐng)導(dǎo)體現(xiàn)出上級對下級的人文關(guān)懷和錯誤容忍；德行領(lǐng)導(dǎo)強調(diào)領(lǐng)導(dǎo)以身作則、正直盡責等樹德行為。

家長式領(lǐng)導(dǎo)風格具有長期導(dǎo)向性，強調(diào)尊嚴、組織忠誠和團隊和諧，這些特質(zhì)影響員工與組織的溝通[7]。首先，中國社會交往遵從互惠原則，領(lǐng)導(dǎo)對員工的關(guān)懷和寬容有助于增進信任感，拉近了上下級關(guān)系進而產(chǎn)生情感承諾。出于感激或關(guān)系負債的互惠義務(wù)感，員工積極進言獻策作為對領(lǐng)導(dǎo)的回報。其次，領(lǐng)導(dǎo)公平公正的行事風格降低了員工的心理壓力和負面預(yù)期，有利于開放式溝通。另一方面領(lǐng)導(dǎo)誠信正派的德行營造出積極正面的組織氛圍，員工往往會效仿其品德言行，更愿意表達真實想法。最后，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)采用嚴苛的管理手段，不允許員工對領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威的挑戰(zhàn)，加深了他們的逆反心理和對領(lǐng)導(dǎo)的敬畏。這種員工與領(lǐng)導(dǎo)之間的心理芥蒂使得員工不敢暢所欲言，更傾向于保留意見。基于以上論述，提出如下假設(shè)：

H1：家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與建言行為存在相關(guān)關(guān)系。

H1a：仁慈領(lǐng)導(dǎo)對建言行為具有正向作用；

H1b：德行領(lǐng)導(dǎo)對建言行為具有正向作用；

H1c：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對建言行為具有負向作用。

(二)上司支持感在家長式領(lǐng)導(dǎo)風格影響建言行為關(guān)系中的中介作用

Kottke & Sharafinski(1988)認為組織承諾具有雙向性，既反映員工對領(lǐng)導(dǎo)的忠誠，也體現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)對員工的承諾，而后者則被界定為組織支持感[8]。根據(jù)組織擬人化理論，上司充當了組織的代理人，因此上司支持感是組織支持感在領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系中的具體移植和運用，表達為員工對上司重視他們貢獻、關(guān)心他們福祉程度的總體看法和信念。

基于社會交換理論，員工的付出與價值得到企業(yè)重視和保證時，這種支持性關(guān)系知覺使員工產(chǎn)生了對企業(yè)的信任、感激和義務(wù)感，表現(xiàn)出更多超越職責范圍的行為，推動建言由角色外的自愿行為轉(zhuǎn)化為角色內(nèi)的自覺行為[9]。根據(jù)自我決定理論，上司支持感有助于提高員工的心理授權(quán)感，建言過程中的上下級互動增強了員工的認知體驗，強化了其參與組織決策的積極性，提升了員工的工作自主性與效能感知[10]。

領(lǐng)導(dǎo)的人文關(guān)懷和對錯誤的寬容態(tài)度拉近了與下屬的心理距離，形成關(guān)系認同，進而產(chǎn)生社會吸引，提高員工的組織歸屬感和溝通開放性。德行領(lǐng)導(dǎo)所展現(xiàn)的合乎道德、不偏不倚的行事風格保證了上下級的互動公平與公正，提升了員工對上司的信任程度和支持性感知，降低了建言的負面效果擔憂[11]。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)所表現(xiàn)出的立威和控制容易在上下級之間產(chǎn)生心理隔閡，形成高權(quán)力距離的組織氛圍。員工很難感受到上司的認可和關(guān)照，抑制了思想的表達?；谝陨险撌?，提出如下假設(shè)：

H2：家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與上司支持感存在相關(guān)關(guān)系。

H2a：仁慈領(lǐng)導(dǎo)對上司支持感具有正向作用；

H2b：德行領(lǐng)導(dǎo)對上司支持感具有正向作用；

H2c：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對上司支持感具有負向作用。

H3：上司支持感對建言行為具有正向作用。

(三)心理安全感在家長式領(lǐng)導(dǎo)風格影響建言行為關(guān)系中的中介作用

心理安全感描述了個體對其工作環(huán)境中人際關(guān)系風險結(jié)果的感知。May等(2004)發(fā)現(xiàn)心理安全感容易被企業(yè)中人和制度所影響，其中領(lǐng)導(dǎo)的作用最為顯著[12]。仁慈領(lǐng)導(dǎo)對于員工的錯誤會給予指導(dǎo)及改正機會，形成了寬容性和支持性組織氛圍。Nembhard和Edmondson(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，管理開放性與包容性領(lǐng)導(dǎo)風格容易讓員工卸下建言中的顧慮與思想包袱[13]。德行領(lǐng)導(dǎo)展現(xiàn)出的以身作則、公正無私會通過認同效仿增進人際和諧提升員工的心理安全。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的專權(quán)和監(jiān)控會使員工加重心理壓力，高權(quán)力距離導(dǎo)致人際關(guān)系的不和諧和不平等降低其心理安全，進而導(dǎo)致其采取不作為的態(tài)度保持緘默。Milliken等(2003)指出家長式領(lǐng)導(dǎo)可以通過心理安全的感知促進或抑制員工的建言行為[14]。基于以上論述，提出如下假設(shè)：

H4：家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與心理安全感存在相關(guān)關(guān)系。

H4a：仁慈領(lǐng)導(dǎo)對心理安全感具有正向作用；

H4b：德行領(lǐng)導(dǎo)對心理安全感具有正向作用；

H4c：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對心理安全感具有負向作用。

H5：心理安全感對建言行為具有正向作用。

(四)中庸思維對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

中庸思維是中國文化情境下最具典型性的文化特征，要求為人處事關(guān)注驅(qū)動人際關(guān)系的動力及這些要素之間的互動作用，因此中庸思維可以解釋相同情境下的個體行為差異[15]。中庸思維首先強調(diào)的就是“致中和”的和諧觀，要求采取顧全大局的方式，在提升組織凝聚力的基礎(chǔ)上處理矛盾沖突。其次，“過猶不及”和“執(zhí)兩用中”是中庸思維的核心，反對激進行為，要求在“過”與“不及”連續(xù)體中尋求適度點。具體到員工行為上，高中庸思維者會在建言中顧及他人的感受，通過自我約束控制情緒，斟酌建言過程中的措辭與方式[16]。最后，“權(quán)變適中” 強調(diào)為人處事與其所處的情境相契合。高中庸者往往具有采擇能力，能夠換位思考，更容易理解他人的想法、意圖和感受。他們的情境參考線索更為多元，既包括事前環(huán)境、事后結(jié)果，也包含與之相聯(lián)系的人際關(guān)系，通常會根據(jù)形勢變化審時度勢地靈活處理問題。而低中庸思維者則對這種變化反應(yīng)遲鈍，表現(xiàn)出默守成規(guī)和固執(zhí)己見。段錦云和凌斌(2011)的研究發(fā)現(xiàn)中庸思維與促進式建言正相關(guān)[17]。何軒(2009)發(fā)現(xiàn)員工的中庸思維在互動公平與沉默行為中起調(diào)節(jié)作用[16]。張軍偉和龍立榮(2016)認為中庸思維在寬恕氛圍和員工人際公民行為關(guān)系之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)[18]。基于以上論述，提出如下假設(shè)：

H6：中庸思維在上司支持感、心理安全感與建言行為之間具有正向調(diào)節(jié)作用。

H6a：中庸思維正向調(diào)節(jié)上司支持感對建言行為的作用，即高中庸思維的員工在上司支持感相同的條件下比低中庸思維的員工表現(xiàn)出更強的建言傾向；

H6b：中庸思維正向調(diào)節(jié)心理安全感對建言行為的作用，即高中庸思維的員工在心理安全感相同的條件下比低中庸思維的員工表現(xiàn)出更強的建言傾向。

本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

三、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究的樣本主要來自北京、天津、上海、廣東等省市三星級以上的酒店員工，涵蓋商務(wù)、度假、精品等不同類型酒店，以期達到樣本多樣性和全面性的目的。問卷調(diào)研分為兩個階段，首先根據(jù)文獻原始量表設(shè)計問卷，在天津市幾家酒店做預(yù)測試并根據(jù)測試結(jié)果修正題項；其次，將問卷交于各酒店的部門經(jīng)理向員工發(fā)放填寫以期保證問卷的有效性。共發(fā)放309份問卷，剔除無效問卷后剩余245份，問卷有效率為79.3%。樣本結(jié)構(gòu)特征顯示：男性員工占比59.1%；90后和80后員工占比較高，達到83.4%；本科以上學歷占比51.8%；67.2%的員工工齡少于5年；60.3%的員工來自基層。

(二)測量工具

(1)家長式領(lǐng)導(dǎo)。借鑒鄭伯塤等(2000)[19]開發(fā)的15個題項的量表，包含3個維度：仁慈領(lǐng)導(dǎo)，如“當我犯錯時，領(lǐng)導(dǎo)會給我改正的機會”；德行領(lǐng)導(dǎo)，如“領(lǐng)導(dǎo)為人正派，不會假公濟私”；威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)，如“本部門大小事情都由領(lǐng)導(dǎo)獨自決定”。以上3個維度的Cronbach α系數(shù)分別為0.855、0.921、0.851。(2)上司支持感。參照Farh et al.(2007)[20]的研究，包含“如果我出于好意卻辦錯了事，上司會原諒我”等5個題項，Cronbachα系數(shù)為0.846。(3)心理安全感。借鑒Detert和Burris(2007[21]開發(fā)的量表，包含“在工作中，我可以自由地表達自己的想法”等5個題項，Cronbachα系數(shù)為0.834。(4)中庸思維。采用吳佳輝和林正義(2005)[22]開發(fā)的13個題項的量表，包含3個維度：多方思考，如“意見討論時我會兼顧相互爭執(zhí)的意見”；整合性，如“我期待在討論的過程中可以獲得具有共識的結(jié)論”；和諧性，如“我發(fā)表意見時通常會考慮整體氣氛的和諧性”。以上3個維度的Cronbachα系數(shù)分別為0.824、0.866、0.833。(5)建言行為。參照Van Dyne等 (2003)[22]的研究，包含“我會積極向領(lǐng)導(dǎo)反映工作中出現(xiàn)的不協(xié)調(diào)問題”等5個題項，Cronbachα系數(shù)為0.867。本研究所有量表均采用個人自評式問卷，使用李克特5點計分法，依次將“非常不符合”到“非常符合”計為1至5分。

四、實證分析與結(jié)果

(一)共同方差偏差檢驗

本研究采用Harman單因子檢驗法，將所有變量的題項進行未旋轉(zhuǎn)因子分析來考察共同方法偏差問題。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明第一個主成分的方差解釋變異為19.42%，小于總變異解釋67.11%的一半，可以判定共同方法偏差現(xiàn)象未對本研究造成嚴重影響。

(二)驗證性因子分析與收斂效度

驗證性因子分析采用了組合信度(CR)來判別模型的內(nèi)部質(zhì)量，采用平均方差抽取量(AVE)檢驗收斂效度，以極大似然法對各維度變量進行參數(shù)擬合。驗證性因子分析結(jié)果如表1所示。數(shù)據(jù)分析表明CR值均大于0.8，表明構(gòu)面的內(nèi)部一致性較好；AVE值均大于0.5，表明構(gòu)面的方差解釋力較好。χ2/df小于5，GFI、NFI、IFI和CFI值均大于0.8，RMSEA值小于0.10表明變量模型的擬合較為理想。

表1 驗證性因子分析擬合指數(shù)、組合信度和平均方差抽取量

(三)相關(guān)性檢驗與判別效度

如表2所示，由各變量相關(guān)系數(shù)可知，在領(lǐng)導(dǎo)風格方面，仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)與其他變量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)則存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。其他變量之間也存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。這些結(jié)果初步支持了前面提出的相關(guān)假設(shè)。對角線上的各變量AVE平方根均大于其他因子相關(guān)系數(shù)的絕對值，表明變量之間具有良好的判別效度。

表2 描述性統(tǒng)計分析與相關(guān)性檢驗

注：** 表示P<0.05；對角線為各變量AVE平方根。

(四)中介效應(yīng)檢驗

本文運用AMOS 22.0軟件繪制整體結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗上司支持感/心理安全感的中介效應(yīng)。數(shù)據(jù)分析表明模型的擬合指數(shù)χ2/df=1.929，遠小于5，RMSEA=0.061，小于0.08， CFI=0.924，IFI=0.925，GFI=0.919，均大于0.9，而NFI=0.855，雖小于0.9，但考慮到模型的變量較多，所以數(shù)據(jù)可以接受。采用Bootstrap檢驗法把原始樣本作為整體，進行放回性重復(fù)抽樣，將抽樣計算獲取的乘積結(jié)果由小至大排列，選取2.5-97.5的分位數(shù)(95%置信區(qū)間)，若其中不包括0則表示具有中介作用。路徑分析結(jié)果如表3所示。

表3 中介效應(yīng)路徑分析

續(xù)表

假設(shè)假設(shè)路徑關(guān)系路徑系數(shù)標準誤差C.R.P值置信區(qū)間假設(shè)檢驗H4a心理安全感<—仁慈領(lǐng)導(dǎo)0.3330.0983.3900.0000.059-0.698成立H4b心理安全感<—德行領(lǐng)導(dǎo)0.3680.0754.9050.0000.147-0.593成立H4c心理安全感<—威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)-0.0720.073-0.9840.325-0.269-0.122不成立H5建言行為<—心理安全感0.4790.1044.6000.0000.181-0.782成立

由上表可知，家長式領(lǐng)導(dǎo)風格三個維度對建言行為的影響并不顯著，C.R.值均<1.96，同時P>0.05且置信區(qū)間包含0，因此假設(shè)H1不成立。

仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)對上司支持感和心理安全感的正向影響顯著(C.R>1.96，P<0.05， 置信區(qū)間不含0)，假設(shè)H2a、H2b、H4a、H4b成立。同時路徑系數(shù)表明仁慈領(lǐng)導(dǎo)(β=0.532)對上司支持感的作用要大于德行領(lǐng)導(dǎo)(β=0.234)，而德行領(lǐng)導(dǎo)(β=0.368)對心理安全感的建構(gòu)作用大于仁慈領(lǐng)導(dǎo)(β=0.333)。雖然威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對上司支持感和心理安全感均具有負向作用但是不顯著(C.R<1.96，P>0.05， 置信區(qū)間含0)，因此拒絕H2c、H4c。

上司支持感和心理安全感對建言行為均存在顯著的正向作用(C.R>1.96，P<0.05， 置信區(qū)間不含0)，假設(shè)H3和H5得到支持。其中心理安全感(β=0.479)的作用大于上司支持感(β=0.206)。假設(shè)H1不成立表明家長式領(lǐng)導(dǎo)對建言行為沒有顯著的直接效應(yīng)，上司支持感和心理安全感在該模型中具有完全中介作用。

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本研究應(yīng)用Hayes(2013)的SPSS宏程序PROCESS，以員工性別、年齡、教育程度、工作職位和工作年限為控制變量，考察上司支持感和心理安全感在領(lǐng)導(dǎo)風格和建言行為之間的中介效應(yīng)是否受到中庸思維的調(diào)節(jié)。由于中介效應(yīng)檢驗中威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)子維度對中介變量的影響不顯著，因此后續(xù)討論中自變量只包括仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)。

表4 中庸思維對上司支持感的調(diào)節(jié)檢驗

注：*** 表示P<0.05。

由表4、6可知，四個模型整體擬合效果較好，F(xiàn)值在95%的置信區(qū)間顯著。性別、年齡、教育程度、工作年限以及工作職位等控制變量P值大于0.05，置信區(qū)間包含0區(qū)間，表明控制變量不影響數(shù)據(jù)分析結(jié)果。

檢驗上司支持感中介作用后半段是否受中庸思維的調(diào)節(jié)，表4結(jié)果表明：仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響上司支持感(β值分別為0.67和0.66，P<0.05)；上司支持感對建言行為具有正向影響(β值分別為0.19和0.12，P<0.05)，中庸思維正向預(yù)測建言行為(β值分別為0.19和0.19，P<0.05)；上司支持感和中庸思維的交互項，無論自變量是仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)，都正向影響建言行為(β值分別為0.15和0.13，P<0.05)，表明中庸思維的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，假設(shè)H6a得到支持。通過均值加減一個標準差考察中庸思維作為調(diào)節(jié)變量在不同取值條件下的間接效應(yīng)。PROCESS運行結(jié)果如表5所示，仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過上司支持感對員工建言行為產(chǎn)生的間接影響在高水平中庸思維下達到顯著水平，間接效應(yīng)為0.23(置信區(qū)間為0.08，0.40)，置信區(qū)間不含0；在低水平中庸思維下，該間接效應(yīng)為0.03(置信區(qū)間為-0.13，0.15)，由于含0置信區(qū)間，因此間接效應(yīng)不顯著。同理，德行領(lǐng)導(dǎo)通過上司支持感對員工建言行為產(chǎn)生的間接影響在高水平中庸思維下達到顯著水平，間接效應(yīng)分別為0.17(置信區(qū)間為0.01，0.32)，置信區(qū)間不含0；在低水平中庸思維下，該間接效應(yīng)為-0.01(置信區(qū)間為-0.11，0.11)，由于含0置信區(qū)間，因此間接效應(yīng)不顯著。由此可見，無論是仁慈領(lǐng)導(dǎo)還是德行領(lǐng)導(dǎo)為自變量，高水平的中庸思維都正向調(diào)節(jié)上司支持感對建言行為的促進作用。

表5 在不同調(diào)節(jié)變量水平上領(lǐng)導(dǎo)風格通過上司支持感對建言行為的間接效應(yīng)

檢驗心理安全感在家長式領(lǐng)導(dǎo)風格與建議行為之間的中介作用后半段是否受中庸思維的調(diào)節(jié)，表6結(jié)果表明：仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響心理安全感(β值分別為0.58和0.66，P<0.05)；心理安全感對建言行為具有正向影響(β值分別為0.42和0.37，P<0.05)，中庸思維不能預(yù)測建言行為(β值分別為0.10和0.10，P>0.05)， 仁慈領(lǐng)導(dǎo)并不能預(yù)測建言行為(β=0.08，P>0.05)，而德行領(lǐng)導(dǎo)對建言有顯著的正向影響(β=0.14，P<0.05)；上司支持感和中庸思維的交互項，無論自變量是仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)，對建言行為的影響都不顯著(β值分別為0.06和0.07，P>0.05)，表明中庸思維的調(diào)節(jié)效果不明顯，拒絕假設(shè)H6b。

表6 中庸思維對心理安全感的調(diào)節(jié)檢驗

注：*** 表示P<0.05。

五、研究結(jié)論與理論貢獻

本文以家長式領(lǐng)導(dǎo)風格為邏輯起點，以上司支持感知和個體層面的心理安全感為中介，探討建言行為的激勵內(nèi)化過程，并從文化價值觀視角分析中庸思維對以上作用機制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要結(jié)論和理論貢獻如下：

1. 本研究發(fā)現(xiàn)家長式領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為的直接效應(yīng)并不顯著，這與Zhang等 (2015)[24]、段錦云和凌斌(2011)[17]等學者的研究存在差異。較之其他角色外行為，建言行為的自愿性、非獎懲性和高風險性導(dǎo)致員工更需要對情境線索進行分析，權(quán)衡利弊，考量風險后再做出建言決策[25]。家長式領(lǐng)導(dǎo)只是建言行為觸發(fā)機制的起點，屬于必要非充分條件。同時這種結(jié)論上的不一致也反映出西方建言理論在中國管理實踐應(yīng)用中的變異性。另外，本研究細化了家長式領(lǐng)導(dǎo)三個子維度在建言行為生成機制中的作用。研究發(fā)現(xiàn)仁慈領(lǐng)導(dǎo)對上司支持感的作用要大于德行領(lǐng)導(dǎo)，德行領(lǐng)導(dǎo)對心理安全感的建構(gòu)作用大于仁慈領(lǐng)導(dǎo)，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對以上兩者的負向影響作用均不顯著。

2. 本研究深化了對建言行為的觸發(fā)、認知和決策機制的理解。研究發(fā)現(xiàn)上司支持感和心理安全感正向影響員工的建言行為，心理安全感的作用大于上司支持感。雖然上司支持感為建言提供了情感動力、態(tài)度準備和行動參照，但是心理安全是建言行為發(fā)生的最近端屬于內(nèi)因，其他外因往往通過心理因素發(fā)揮作用，是建言的決定性因素[26]。根據(jù)個人組織匹配理論，當個體價值觀與組織供應(yīng)系統(tǒng)相適應(yīng)時，員工會展現(xiàn)出積極的組織公民行為，但是建言屬于角色外行為依賴于員工主動性，這種自愿行為的前提是建言安全受到保障。

3. 根據(jù)情境相關(guān)理論，特質(zhì)相關(guān)情境會強化或削弱弱特質(zhì)對行為的影響。中庸思維在上司支持感和建言行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而在心理安全和建言行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。一方面說明相對于心理安全感，上司支持感是建言行為的弱相關(guān)線索，表明個體對外因的反應(yīng)和敏感程度依賴于認知心理的內(nèi)化作用。另一方面中庸思維對領(lǐng)導(dǎo)和個體層面激勵要素內(nèi)化效果的差異性表明建言行為具有特定的情境-個體交互性，揭示了文化價值觀對個體行為的影響路徑，豐富和拓展了建言行為的本土化研究。

六、管理啟示與展望

本研究對中國本土化管理具有如下啟示：(1)本研究發(fā)現(xiàn)仁慈領(lǐng)導(dǎo)有助于形成上司支持感，而德行領(lǐng)導(dǎo)則與心理安全感的構(gòu)建有關(guān)，這就提醒企業(yè)管理者需要“以人為本”，采取柔性化管理，為員工提供個性化的人文關(guān)懷。另外，領(lǐng)導(dǎo)需要處事公私分明、堅持公平原則，完善和嚴格貫徹企業(yè)的規(guī)章制度。領(lǐng)導(dǎo)提供的情感支持和制度安排契合了員工的內(nèi)在價值觀才更容易形成組織認同，更愿意投入到組織變革與創(chuàng)新中。(2)企業(yè)需要形成容忍失敗的寬容氛圍，特別是針對高中庸思維的員工，這種積極作用更為顯著。高中庸思維的員工考慮問題更為全面，決策參照點更為多樣。因此可以營造以和諧為目標、以包容為原則的組織氛圍，并輔以中庸水平測評了解員工中庸水平心理狀態(tài)，激發(fā)其創(chuàng)新行為的積極性。

本研究雖然取得一些有價值的結(jié)論，然而仍存在著如下的局限性：(1)本次調(diào)研樣本集中于酒店行業(yè)，未來研究可以將樣本拓展到其他行業(yè)，并采用比較研究以提高研究結(jié)論的普適性。(2)本次研究只涉及促進式建言，未來的研究可以從集體主義和中庸視角探討文化價值觀對抑制型建言的作用，以期達到研究的全面性與系統(tǒng)性。

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