丁孝莉，戴昌鈞

（東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院，上海 200051）

基于權(quán)力距離認(rèn)知的員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為構(gòu)成維度

丁孝莉，戴昌鈞

（東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院，上海 200051）

為了較為系統(tǒng)和科學(xué)地反映組織中員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的基本內(nèi)涵，進(jìn)一步揭示它們相互間的影響規(guī)律，基于員工權(quán)力距離認(rèn)知視角，對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的構(gòu)成維度進(jìn)行了歸納和表征.通過文獻(xiàn)研究、深度訪談并結(jié)合管理實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)提出相關(guān)假設(shè)，設(shè)計(jì)調(diào)查問卷并運(yùn)用聚類分析、探索性和驗(yàn)證性因素分析等方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，剖析了員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的維度結(jié)構(gòu)并對其進(jìn)行表征.結(jié)果顯示，員工行為由積極和消極兩個(gè)行為維度構(gòu)成，其中積極行為包括創(chuàng)新、宣揚(yáng)和公民行為，消極行為包括沉默、怠慢和對抗行為；領(lǐng)導(dǎo)行為由民主和專制兩個(gè)行為維度構(gòu)成，民主行為可進(jìn)一步劃分為影響和放權(quán)行為，專制行為包括警示和懲戒行為.

權(quán)力距離；員工行為；領(lǐng)導(dǎo)行為；維度

組織中勞動(dòng)關(guān)系是以領(lǐng)導(dǎo)者與員工間的權(quán)力關(guān)系為基礎(chǔ)的，而員工行為與領(lǐng)導(dǎo)行為及其相互作用，直接影響著組織經(jīng)營的成敗.組織中的員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為，實(shí)際上是管理者與被管理者行為的相互影響和作用，并由此構(gòu)成了對立統(tǒng)一的矛盾關(guān)系.這種關(guān)系的本質(zhì)不是對抗，而應(yīng)該是共同合作.若處理不當(dāng)，則會使組織產(chǎn)生內(nèi)耗、停滯不前，甚至消亡.解決這一矛盾關(guān)系的首要前提是對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的基本內(nèi)涵有正確的認(rèn)識，即明確員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的維度構(gòu)成.

隨著科學(xué)技術(shù)與知識經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，組織結(jié)構(gòu)日益扁平化，員工參與、團(tuán)隊(duì)合作、授權(quán)管理被越來越多的組織認(rèn)同和采用.員工對自由與平等的追求，也潛移默化地影響著他們在組織中的行為方式.同時(shí)，領(lǐng)導(dǎo)者與員工之間的權(quán)力邊界逐漸模糊，這些都在深層次上影響著員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為.因此，只有對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的構(gòu)成進(jìn)行系統(tǒng)分析，才能對其內(nèi)涵有深入的認(rèn)識和把握.

以往有關(guān)員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的研究，主要是基于領(lǐng)導(dǎo)的視角，分析某一特定領(lǐng)導(dǎo)行為或領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對員工行為的影響和作用.本文以權(quán)力距離為基礎(chǔ)，從員工權(quán)力距離認(rèn)知的角度，對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的構(gòu)成維度進(jìn)行探析.

1 權(quán)力距離

HOFSTEDE［1］在進(jìn)行跨文化比較研究時(shí)提出了權(quán)力距離的概念，它指一個(gè)國家內(nèi)的機(jī)構(gòu)或組織中處于權(quán)力劣勢的成員對權(quán)力分布不平均的期望和接受程度，并用權(quán)力距離指數(shù)（power distance index，PDI）加以測量［2］.權(quán)力距離從本質(zhì)上反映了權(quán)力在組織中分配不平等的程度.事實(shí)上，權(quán)力在組織內(nèi)成員間的分配是不平衡的，由此產(chǎn)生了組織內(nèi)成員間的權(quán)力差異.隨著相關(guān)研究的不斷深入，權(quán)力距離也被視為衡量個(gè)體差異的變量，出現(xiàn)在組織行為的研究中［3］.

組織中成員關(guān)系的維系依賴于各種權(quán)力關(guān)系，權(quán)力關(guān)系是組織中最重要、最本質(zhì)的社會關(guān)系.但組織內(nèi)成員間的權(quán)力分配存在差異：領(lǐng)導(dǎo)是權(quán)力的天然繼承者、維護(hù)者、表現(xiàn)者和賞賜者；相對處于權(quán)力低位的員工，則是權(quán)力的被動(dòng)承受者、應(yīng)對者、遵從者和反應(yīng)者.正因?yàn)闄?quán)力距離的存在，組織成員才有員工和領(lǐng)導(dǎo)之分.因此，權(quán)力距離在組織內(nèi)有其存在的自然屬性.

組織成員對權(quán)力的渴望，導(dǎo)致了權(quán)力距離對其行為影響的雙向性和不平等性.領(lǐng)導(dǎo)者往往更傾向于維持現(xiàn)有的權(quán)力距離，員工則期望通過自己的努力填補(bǔ)權(quán)力的鴻溝.對權(quán)力的認(rèn)知趨向和追求過程，必然對行為造成影響.權(quán)力距離的存在形態(tài)和變化方式，從本質(zhì)上直接反映了員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的存在形態(tài)與變化方式.

因此，權(quán)力距離是對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為進(jìn)行研究的基礎(chǔ)，在權(quán)力距離視角下分析員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的構(gòu)成，才能對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的內(nèi)涵作深入理解，從而進(jìn)一步認(rèn)識員工行為及領(lǐng)導(dǎo)行為的相互影響和作用.

2 基于權(quán)力距離的員工行為與領(lǐng)導(dǎo)行為構(gòu)成維度

2.1 基于權(quán)力距離的員工行為構(gòu)成維度

從文獻(xiàn)中有關(guān)權(quán)力距離與員工行為的研究出發(fā)，梳理員工行為包含的具體內(nèi)容，發(fā)現(xiàn)員工行為的構(gòu)成包括創(chuàng)新行為、進(jìn)諫行為、公民行為、怠慢行為、沉默行為和對抗行為.

員工的創(chuàng)新行為是組織創(chuàng)新能力的源泉，而權(quán)力距離是影響創(chuàng)新過程的重要因素.權(quán)力距離與創(chuàng)造性觀點(diǎn)的產(chǎn)生呈負(fù)相關(guān)［4］，低權(quán)力距離的組織會促進(jìn)新觀點(diǎn)及員工創(chuàng)新行為的產(chǎn)生［5］；而高權(quán)力距離雖然能促進(jìn)創(chuàng)造性觀點(diǎn)的實(shí)施，但會抑制員工創(chuàng)造性觀點(diǎn)的產(chǎn)生［6］.進(jìn)諫是員工對于重要問題的進(jìn)言和對現(xiàn)狀的挑戰(zhàn)，是員工作出的一種積極努力［7］，高權(quán)力距離與員工進(jìn)諫行為負(fù)相關(guān)［8－9］，因?yàn)楦邫?quán)力距離的個(gè)體傾向于認(rèn)為自己沒有重要的事情需要報(bào)告，而且即使有意見，也不認(rèn)為自己有責(zé)任講出來.公民行為是指那些超出工作職責(zé)范圍、與正式獎(jiǎng)懲系統(tǒng)沒有直接聯(lián)系，但能從整體上有效提高組織效能的行為［10］.權(quán)力距離在公平感和組織公民行為關(guān)系中起到正向調(diào)節(jié)的作用［11］，高權(quán)力距離環(huán)境限制了員工對公司事務(wù)的參與，員工表現(xiàn)出更少的公民行為［12］.工作倦怠指個(gè)體在面對過度工作或缺乏支持時(shí)，所產(chǎn)生的身體和情緒的極度疲勞狀態(tài)，從而導(dǎo)致他們感到情緒枯竭和精疲力盡，并產(chǎn)生了工作怠慢現(xiàn)象［13］.沉默可以看作是員工選擇不分享信息和想法［14］，是組織發(fā)展和變革的障礙［15］.當(dāng)員工感受到心理契約違背時(shí)，他們會采取沉默、申訴、破壞、離職等行為作為回應(yīng).在高權(quán)力距離組織中，沉默是員工的無奈選擇［16］.權(quán)力距離在組織公正與員工對抗行為關(guān)系中也起到重要的調(diào)節(jié)作用.權(quán)力距離低的情況下，分配公正、程序公正和人際交往公正與針對組織的對抗行為密切相關(guān)［17］，發(fā)言權(quán)缺失與員工報(bào)復(fù)組織行為之間的關(guān)系更為密切［18］；權(quán)力距離高的情況下，直接報(bào)復(fù)上級的可能性較小，但更容易產(chǎn)生針對同事的報(bào)復(fù)行為［19］.

這6種員工行為可歸納為積極與消極兩個(gè)行為方向.積極行為包括創(chuàng)新、進(jìn)諫與公民行為，消極行為包括怠慢、沉默與對抗行為.創(chuàng)新行為來源于員工內(nèi)在的工作動(dòng)機(jī)，這種動(dòng)機(jī)是員工對工作的濃厚興趣及更多參與的誘因［20］.顯然，創(chuàng)新屬于積極行為的一種.進(jìn)諫行為具有其行為和結(jié)果的雙向性，因?yàn)榕c進(jìn)諫相對的還有進(jìn)獻(xiàn)讒言，本文以正面的宣揚(yáng)行為作為員工積極行為的一個(gè)維度.而對于公民行為，盡管它也可能導(dǎo)致負(fù)面結(jié)果的產(chǎn)生［21］，但是通常人們是把它視為相對較高級別的積極行為.一旦員工的權(quán)力需求得到滿足，即當(dāng)權(quán)力距離較小時(shí)，員工就會產(chǎn)生主人感和公平感，從而導(dǎo)致公民行為的出現(xiàn)，這種公民行為會給組織和團(tuán)隊(duì)帶來積極的影響.

員工在工作中表現(xiàn)出來的怠慢行為，無疑會影響個(gè)人和團(tuán)隊(duì)的績效，并給組織帶來消極影響.沉默行為雖然有積極（如為了使他人或者組織不受損失，而保留與工作有關(guān)的想法、信息和觀點(diǎn)）和消極之分，但對組織而言，沉默行為偏向于不作為，仍屬于弱偏消極的行為.對抗行為是員工行為中比較極端的消極行為特征之一，本文也將它作為員工消極行為的構(gòu)成維度之一.基于以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1 員工行為包括積極和消極2個(gè)行為維度；

假設(shè)2 員工積極行為包括創(chuàng)新、宣揚(yáng)和公民行為共3個(gè)行為維度，員工消極行為包括怠慢、沉默和對抗行為共3個(gè)行為維度.

2.2 基于權(quán)力距離的領(lǐng)導(dǎo)行為構(gòu)成維度

低權(quán)力距離組織采用相對民主的方式管理員工，存在咨詢式領(lǐng)導(dǎo)較多；在高權(quán)力距離組織中，則多為專制或?qū)蛹壥筋I(lǐng)導(dǎo)，要求員工只需要完成指示［12］.高權(quán)力距離意味著領(lǐng)導(dǎo)者更傾向于采用嚴(yán)厲的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格［22］.在管理實(shí)踐中，不同領(lǐng)導(dǎo)者由于其對人、對事的不同看法，會采用不同的領(lǐng)導(dǎo)方式.相對民主的領(lǐng)導(dǎo)者，在決策過程中鼓勵(lì)員工的參與且尊重團(tuán)隊(duì)成員的建議；專制型領(lǐng)導(dǎo)則試圖完全控制和掌握權(quán)力，往往選擇自己作出所有決定，只需要下屬去執(zhí)行.基于以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3 領(lǐng)導(dǎo)行為包括民主和專制共2個(gè)行為維度.

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 量表設(shè)計(jì)

員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為量表已經(jīng)相對比較成熟，為確保測量工具的信度和效度，按以下過程展開.

（1）搜索國內(nèi)外相關(guān)的文獻(xiàn)，尋找與本文測量變量相關(guān)的成熟量表.

（2）對比不同量表對指標(biāo)變量的描述，區(qū)別其各自的研究目的和重點(diǎn)，并根據(jù)本文的研究目的選擇典型的變量表述.舉行由若干名博士研究生參加的學(xué)術(shù)研討會，對量表?xiàng)l目逐條逐句進(jìn)行討論和修改，最終形成領(lǐng)導(dǎo)行為和員工行為測量量表初稿.

（3）在試調(diào)研過程中，對部分測量條目進(jìn)行修改和補(bǔ)充.在初步訪談、回訪和深入訪談中，與被訪談?wù)呙鎸γ嬷饤l詢問作答，對他們提出的疑問和修改意見逐條記錄并分析原因，同時(shí)對信息進(jìn)行綜合，并對條目進(jìn)行修改和補(bǔ)充.

（4）大樣本調(diào)研，采用 CITC（corrected item total correlation）項(xiàng)目總體相關(guān)分析法和信度系數(shù)法，剔除相關(guān)度較低的測量條目，邀請專家討論并提出意見.

3.2 問卷調(diào)查的基本情況

為提高問卷的信度和效度，在問卷正式定稿前，選取5家企業(yè)進(jìn)行現(xiàn)場深入訪談和問卷預(yù)測試，認(rèn)真聽取企業(yè)員工對問卷的意見，對問卷進(jìn)行討論和修改.正式調(diào)查樣本來自5家企業(yè)，在將近3個(gè)月的時(shí)間里，共發(fā)出問卷724份，回收問卷572份，剔除項(xiàng)目填寫有較多缺失、具有矛盾性反應(yīng)和填寫明顯敷衍的問卷，最終確定有效問卷529份.這些問卷具有以下特征：男性占53.3%，女性占46.7%；學(xué)歷為大學(xué)本科及以上占20.6%，大專占40.5%，中專及以下占38.9%；部門經(jīng)理以下基層員工占75%，部門經(jīng)理及以上占25%.

4 研究結(jié)果

4.1 基于員工權(quán)力認(rèn)知的員工行為分析

4.1.1 員工行為表征指標(biāo)的聚類分析

首先進(jìn)行量表的內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，各項(xiàng)信度系數(shù)均比較高，最小的Cronbachα值為0.837，說明各量表的信度較好.為驗(yàn)證上述6種員工行為是否內(nèi)含于積極和消極行為，利用指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)關(guān)系，將所有表征員工行為的指標(biāo)放在一起進(jìn)行聚類.通過2類指標(biāo)聚類分析，可以看出創(chuàng)新行為、宣揚(yáng)行為與公民行為的指標(biāo)條目各聚為一類，即員工積極行為指標(biāo)聚為一類；怠慢行為、沉默行為與對抗行為的指標(biāo)條目各聚為一類，即員工消極行為指標(biāo)聚為一類.因此可以認(rèn)為，員工行為分為積極和消極兩個(gè)方面，于是，假設(shè)1得到驗(yàn)證.為了進(jìn)一步探究員工積極行為和消極行為指標(biāo)結(jié)構(gòu)的有效性，分別對二者進(jìn)行表征指標(biāo)的結(jié)構(gòu)分析.

4.1.2 員工積極行為表征結(jié)構(gòu)維度分析

采用因子分析方法（SPSS 17.0）進(jìn)行探索性分析，利用結(jié)構(gòu)方程（AMOS 18.0）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（二階因子分析）.同時(shí)，為保證本文研究的信度，將所有資料隨機(jī)分成兩半：一半（264個(gè)樣本）用作探索性因子分析，另一半（264個(gè)樣本）作驗(yàn)證性因子分析.

（1）探索性因子分析.對員工積極行為的測項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗(yàn)值為0.929，且Bartlett球度檢驗(yàn)結(jié)果顯著水平為0，表明變量間存在共同因素，且凈相關(guān)系數(shù)矩陣是單元矩陣，本文所得到的數(shù)據(jù)適合于作因子分析.探索性因子分析結(jié)果如表1所示.由表1可以看出，僅指標(biāo)80的因子載荷為0.527，其余各項(xiàng)的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到73%，這也再次表明員工積極行為各因子具有較好的收斂效度.而各指標(biāo)其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項(xiàng)間具備較好的區(qū)別效度.因此，可以將這一探索性因子分析結(jié)果作為員工積極行為表征結(jié)構(gòu)的最終結(jié)果，即將指標(biāo)71～74歸納為員工創(chuàng)新行為，指標(biāo)80～84歸納為員工公民行為，指標(biāo)89～92歸納為員工宣揚(yáng)行為.

表1 員工積極行為因子分析結(jié)果Table 1 Factors analysis of proactive employee behavior

（2）驗(yàn)證性因素分析.根據(jù)探索性因子分析的結(jié)果，對另一半數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以確認(rèn)員工積極行為指標(biāo)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的合理性.在員工積極行為表征結(jié)構(gòu)的適配分析上，賦范擬合指數(shù)（NFI）和非賦范擬合指數(shù)均大于0.900（NFI為0.959，比較擬合指數(shù)CFI為0.982），近似誤差均方根RMSEA為0.053 56，卡方和自由度的比值χ2／df＝1.75，適配度指數(shù)GFI值為0.950、AGFI值為0.914，表明模型整體結(jié)構(gòu)擬合良好.盡管平均方根殘值RMR為0.058，但非常接近0.050，因此可以認(rèn)為，驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果支持探索性因子分析所得到的結(jié)論，即假設(shè)2得到部分驗(yàn)證.員工積極行為的非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型如圖1所示，其中，e1～e32為問項(xiàng).

圖1 員工積極行為二階因子分析Fig.1 Second－order confirmatory factor analysis model of proactive employee behavior

4.1.3 員工消極行為表征結(jié)構(gòu)維度分析

用同樣的方法，對員工消極行為進(jìn)行探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析（二階因子分析）.將所有資料隨機(jī)分成兩半：一半（264個(gè)樣本）做探索性因子分析，另一半（264個(gè)樣本）做驗(yàn)證性因子分析.

（1）探索性因子分析.對員工消極行為的測項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗(yàn)值為0.940，且Bartlett球度檢驗(yàn)結(jié)果顯著水平為0，這表明變量間存在共同因素，且凈相關(guān)系數(shù)矩陣是單元矩陣，本文所得到的數(shù)據(jù)適合于作因子分析.探索性因子分析結(jié)果如表2所示，由表2可以看出，僅指標(biāo)75的因子載荷為0.591，其余各項(xiàng)的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到79%，這也再次表明員工消極行為各因子具有較好的收斂效度.而各指標(biāo)其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項(xiàng)間具備好的區(qū)別效度.因此，可以將此時(shí)的探索性因子分析結(jié)果作為員工積極行為表征結(jié)構(gòu)的最終結(jié)果，即將指標(biāo)75～79歸納為員工怠慢行為，指標(biāo)85～88歸納為員工沉默行為，指標(biāo)93～96歸納為員工對抗行為.

表2 員工消極行為因子分析結(jié)果Table 2 Factor analysis of passive employee behavior

（2）驗(yàn)證性因素分析.根據(jù)探索性因子分析的結(jié)果，再對另一半的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以確認(rèn)員工消極行為指標(biāo)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的合理性.在員工消極行為表征結(jié)構(gòu)的適配分析上，賦范擬合指數(shù)和非賦范擬合指數(shù)均大于0.900（NFI為0.932，比較擬合指數(shù)CFI為0.993），近似誤差均方根RMSEA為0.039，卡方和自由度的比值χ2／df＝1.408，適配度指數(shù)GFI值為0.957、AGFI值為0.914，這表明模型整體結(jié)構(gòu)擬合良好.盡管RMR值為0.064，但比較接近0.050，因此可以認(rèn)為，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果支持探索性因素分析所得到的結(jié)論，即假設(shè)2得到部分驗(yàn)證.員工消極行為的非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型如圖2所示.

圖2 員工消極行為二階因素分析Fig.2 Second－order confirmatory factor analysis model of passive employee behavior

4.2 基于員工權(quán)力認(rèn)知的領(lǐng)導(dǎo)行為分析

4.2.1 領(lǐng)導(dǎo)行為表征指標(biāo)的聚類分析

對領(lǐng)導(dǎo)行為量表的一致性系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，問卷所測各民主行為與專制行為的Cronbachα系數(shù)分別為0.894和0.921，大于可以接受的最小信度值.利用指標(biāo)間相關(guān)系數(shù)關(guān)系，對所觀察指標(biāo)分類的聚類原理，將所有表征領(lǐng)導(dǎo)行為的16個(gè)行為指標(biāo)放在一起進(jìn)行聚類分析.通過指標(biāo)聚類分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)行為可分為民主行為指標(biāo)條目和專制行為指標(biāo)條目，由此，假設(shè)3得到驗(yàn)證.

4.2.2 領(lǐng)導(dǎo)民主行為表征結(jié)構(gòu)維度分析

用同樣方法，對領(lǐng)導(dǎo)行為表征指標(biāo)進(jìn)行探索性因素分析和驗(yàn)證性因子分析（采用一階因子分析）.將所有資料隨機(jī)分成兩半：一半（264個(gè)樣本）做探索性因子分析，另一半（264個(gè)樣本）做驗(yàn)證性因子分析.

（1）探索性因子分析.對領(lǐng)導(dǎo)民主行為的測項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗(yàn)值為0.884，且Bartlett球度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，近似卡方值為1 774.250，自由度為36，顯著水平為0，拒絕原假設(shè)，可以進(jìn)行因子分析.采用主成分分析方法對民主行為指標(biāo)進(jìn)行探索性因子分析，設(shè)定因子提取標(biāo)準(zhǔn)特征根值為大于1，并進(jìn)行最大變異法正交旋轉(zhuǎn)，結(jié)果如表3所示.

表3 領(lǐng)導(dǎo)民主行為因子分析結(jié)果Table 3 Factor analysis of democratic leader behavior

進(jìn)一步對領(lǐng)導(dǎo)民主行為指標(biāo)進(jìn)行探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，各項(xiàng)的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到74%，再次表明領(lǐng)導(dǎo)民主行為各因子具有較好的收斂效度.而各指標(biāo)其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項(xiàng)間具備好的區(qū)別效度（具體結(jié)果見表3）.因此，可以認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)民主行為分量表中有2個(gè)主因素：因素1由指標(biāo)53～56組成，因素2由指標(biāo)57～61組成.分析兩個(gè)因素的主要特征和不同點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，因素1的內(nèi)容，如征求意見、允許下屬工作有一定的自由權(quán)、解釋或說服下屬，都可以歸納為同一種領(lǐng)導(dǎo)行為，將它們命名為放權(quán)行為；因素2的內(nèi)容，如幫助、支持、鼓勵(lì)、贊揚(yáng)、注重公平，同屬于領(lǐng)導(dǎo)的影響行為.

（2）驗(yàn)證性因素分析.根據(jù)上述領(lǐng)導(dǎo)民主行為的二維度結(jié)構(gòu)模型，以及探索性因素分析找出的2個(gè)主因素，再對另一半數(shù)據(jù)（樣本量為264個(gè)）進(jìn)行一階因素分析，以確認(rèn)領(lǐng)導(dǎo)民主行為指標(biāo)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的合理性.在領(lǐng)導(dǎo)民主行為表征結(jié)構(gòu)的適配分析上，賦范擬合指數(shù)和非賦范擬合指數(shù)均大于0.900（NFI為0.976，比較擬合指數(shù)CFI為0.998），近似誤差均方根 RMSEA為0.061，卡方和自由度的比值χ2／df＝1.968，適配度指數(shù) GFI值為0.968、AGFI值為0.932，這表明模型整體結(jié)構(gòu)擬合良好.盡管RMR值為0.077，但也比較接近0.050，因此可以認(rèn)為，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果支持探索性因素分析所得到的結(jié)論.領(lǐng)導(dǎo)民主行為的非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型圖如圖3所示.

圖3 領(lǐng)導(dǎo)民主行為一階因素分析Fig.3 First－order confirmatory factor analysis model of democratic leader behavior

4.2.3 領(lǐng)導(dǎo)專制行為表征結(jié)構(gòu)維度分析

用同樣方法，對領(lǐng)導(dǎo)行為表征指標(biāo)進(jìn)行探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析（采用一階因素分析）.將所有資料隨機(jī)分成兩半：一半（264個(gè)樣本）做探索性因素分析，另一半（264個(gè)樣本）做驗(yàn)證性因素分析.

（1）探索性因素分析.對領(lǐng)導(dǎo)民主行為的測項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗(yàn)值為0.801，且Bartlett球度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，近似卡方值為1 050.038，自由度為321，顯著水平為0，拒絕原假設(shè)，可以進(jìn)行因子分析.對領(lǐng)導(dǎo)專制行為指標(biāo)進(jìn)行探索性因素分析，設(shè)定因子提取標(biāo)準(zhǔn)特征根值為大于1，并進(jìn)行最大變異法正交旋轉(zhuǎn)，結(jié)果如表4所示.

表4 領(lǐng)導(dǎo)專制行為因子分析表Table 4 Factor analysis of autocratic leader behavior

進(jìn)一步對領(lǐng)導(dǎo)專制行為指標(biāo)進(jìn)行探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，各項(xiàng)的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到74%，這也再次表明領(lǐng)導(dǎo)專制行為各因子具有較好的收斂效度.而各指標(biāo)其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項(xiàng)間具備好的區(qū)別效度（具體的結(jié)果可見表3）.因此，可以認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)專制行為分量表中有2個(gè)主因素：因素1由指標(biāo)62，63和70組成，因素2由指標(biāo)64～67組成.比較兩個(gè)因素的主要特征和不同點(diǎn)可以發(fā)現(xiàn)，因素1同屬于一種領(lǐng)導(dǎo)專制的警示行為，如強(qiáng)硬對待抱怨、告誡下屬服從其領(lǐng)導(dǎo)、威脅成員的地位；因素2同屬于領(lǐng)導(dǎo)專制的懲戒行為，如嚴(yán)懲不規(guī)范、對偷懶不滿、強(qiáng)迫遵守規(guī)章制度、逼迫使用規(guī)范和程序.

（2）驗(yàn)證性因素分析.根據(jù)上述領(lǐng)導(dǎo)專制行為的二維度結(jié)構(gòu)模型，以及探索性因素分析找出的2個(gè)主因素，再對另一半數(shù)據(jù)（樣本量為264個(gè)）進(jìn)行一階因素分析，以確認(rèn)領(lǐng)導(dǎo)專制行為指標(biāo)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的合理性.在領(lǐng)導(dǎo)專制行為表征結(jié)構(gòu)的適配分析上，賦范擬合指數(shù)和非賦范擬合指數(shù)均大于0.900（NFI為0.976，比較擬合指數(shù)CFI為0.985），近似誤差均方根RMSEA為0.076，卡方和自由度的比值χ2／df＝2.737，適配度指數(shù) GFI值為0.971、AGFI值為0.920，這表明模型整體結(jié)構(gòu)擬合良好.盡管RMR值為0.076，但比較接近0.050，因此可以認(rèn)為，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果支持探索性因素分析所得到的結(jié)論.領(lǐng)導(dǎo)專制行為的非標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值模型如圖4所示.

圖4 領(lǐng)導(dǎo)專制行為一階因素分析Fig.4 First－order confirmatory factor analysis model of autocratic leader behavior

5 結(jié) 語

5.1 研究結(jié)論與意義

本文以員工權(quán)力距離認(rèn)知為視角，采用行為分化的方式，對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為的內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析和表征.基于權(quán)力距離認(rèn)知，員工基本行為可以分化為積極和消極兩個(gè)行為維度，員工積極行為包括創(chuàng)新、進(jìn)諫和公民行為，員工消極行為包括怠慢、沉默和對抗行為；領(lǐng)導(dǎo)基本行為可以分化為民主和專制兩個(gè)行為維度，領(lǐng)導(dǎo)民主行為包括放權(quán)行為和影響行為，領(lǐng)導(dǎo)專制行為包括警示行為和懲戒行為.

一方面，在管理過程中，領(lǐng)導(dǎo)者必然會通過其自身行為顯示出他們在權(quán)勢上的獨(dú)特地位，從而影響員工對權(quán)力距離的認(rèn)知，并對員工的行為產(chǎn)生影響.從員工角度而言，員工對其權(quán)力現(xiàn)狀的認(rèn)知和對權(quán)力需求的渴望，也必然反作用于領(lǐng)導(dǎo)的權(quán)力優(yōu)勢地位，從而可能導(dǎo)致領(lǐng)導(dǎo)行為向兩個(gè)方向分化，即采取民主（靈活的“軟”性方式）或?qū)Ｖ疲◤?qiáng)勢的“硬”性手段）的行為.另一方面，衡量組織權(quán)力管理理論和實(shí)踐的有效性，是從組織目標(biāo)和工作實(shí)際出發(fā)，建立領(lǐng)導(dǎo)者和員工雙方的權(quán)力合作與制衡機(jī)制，這些都取決于對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為及其特征的認(rèn)識，以及對員工行為和領(lǐng)導(dǎo)行為相互影響關(guān)系的把握.

員工權(quán)力距離認(rèn)知是組織心理范疇的一個(gè)重要變量，它既能促進(jìn)員工積極行為，也能成為員工消極行為產(chǎn)生的誘因.首先，領(lǐng)導(dǎo)行為的正確實(shí)施，必須與員工基于權(quán)力認(rèn)知所表現(xiàn)出來的基本行為及其特征相匹配.其次，把握員工行為的基本內(nèi)涵，能更好地引導(dǎo)其積極行為，并關(guān)注消極行為的產(chǎn)生.同時(shí)，員工基于對組織的權(quán)力距離認(rèn)知，通過自己的積極行為，可以對領(lǐng)導(dǎo)行為帶來一定的影響，以使自己的行為結(jié)果得到領(lǐng)導(dǎo)或組織的認(rèn)同.

5.2 研究局限性

本文中的大部分樣本來自于上海的5家企業(yè)，從地域分布的角度而言比較單一，因此就無法確定不同區(qū)域的員工對于這些問題認(rèn)識上的差異.在實(shí)證過程中，尚未對員工所處的工作層級作進(jìn)一步劃分，也就無法區(qū)別處于領(lǐng)導(dǎo)地位的員工與基層員工的認(rèn)識是否存在差異.管理實(shí)踐是豐富多彩的，對員工權(quán)力距離認(rèn)知、領(lǐng)導(dǎo)行為和員工行為的內(nèi)涵，都需要從管理實(shí)踐中找到更多案例或資料進(jìn)行深入分析，并加以補(bǔ)充和完善，才能使成果更具有生動(dòng)性和實(shí)踐性，更具有說服力和指導(dǎo)意義.

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The Dimensions of Employee and Leadership Behaviors Based on Power Distance Recognition

DINGXiao－li，DAIChang－jun
（Glorious Sun School of Business and Management，Donghua University，Shanghai 200051，China）

To systematically and scientifically reflect basic connotations of employee and leadership behaviors in organizations，the dimensions of employee and leadership behaviors based on the perspective of employee power distance recognition were summarized and characterized to further unveil the underlying interactive patterns.The hypotheses，through researching on related literature，in－depth interview，along with practical management experience，were suggested.The questionnaires were also designed，and several mathematical methodologies，e.g.，cluster，exploration，and verification analyses were used.Meanwhile，the dimensions of employee and leadership behaviors were analyzed and characterized.Results show that employee behavior consists of proactive and passive behaviors，and proactive behavior includes innovation，voice and citizenship behaviors，whereas passive behavior contains silence，negligence and resistance behaviors.The two dimensions of democratic and autocratic behaviors form leadership behavior.Democratic behavior can be further divided into influence and empowerment behaviors，autocratic behavior includes admonition and punishment behaviors.

power distance；employee behavior；leadership behavior；dimensions

C 93.3

A

1671－0444（2012）06－0763－08

2011－10－13

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目（70172030，70771024）

丁孝莉（1962—），女，上海人，博士，研究方向?yàn)槿肆Y源管理.E－mail：shirley200412＠hotmail.com

戴昌鈞（聯(lián)系人），男，教授，E－mail：dchj＠dhu.edu.cn