張軍成， 凌文輇

(1.廣州大學(xué) 工商管理學(xué)院， 廣東 廣州　510006； 2.暨南大學(xué) 管理學(xué)院， 廣東 廣州　510632)

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科技型小微企業(yè)家長式領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工績效的影響

張軍成1， 凌文輇2

(1.廣州大學(xué) 工商管理學(xué)院， 廣東 廣州510006； 2.暨南大學(xué) 管理學(xué)院， 廣東 廣州510632)

基于在珠三角科技型小微企業(yè)調(diào)查獲得的237個(gè)員工-HR管理者配對(duì)數(shù)據(jù)，把該類型企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)人作為促進(jìn)其發(fā)展的內(nèi)部動(dòng)力源，探討了家長式領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工績效的影響機(jī)制。實(shí)證分析結(jié)果表明：家長式領(lǐng)導(dǎo)中的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度都能促進(jìn)員工的任務(wù)績效和情境績效；并且，該促進(jìn)作用都可能是通過激發(fā)員工內(nèi)心對(duì)企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人的認(rèn)同而間接產(chǎn)生的；另外，對(duì)于傳統(tǒng)性較高的員工而言，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和仁慈領(lǐng)導(dǎo)的促進(jìn)作用更明顯。

家長式領(lǐng)導(dǎo)； 傳統(tǒng)性； 領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同； 員工績效； 調(diào)節(jié)作用

一、引　言

科技型小微企業(yè)不僅是科技創(chuàng)新最為活躍和最具經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Φ娜后w，而且還是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的率先探索者與實(shí)踐者，它們已經(jīng)在我國經(jīng)濟(jì)體系中占據(jù)了一個(gè)相當(dāng)重要的位置。因此，想方設(shè)法扶持科技型小微企業(yè)發(fā)展已經(jīng)成為黨和國家、社會(huì)各界的共同訴求。近年來，各級(jí)政府已經(jīng)為促進(jìn)科技型小微企業(yè)的發(fā)展提供了一系列強(qiáng)有力的扶持政策和財(cái)政支持，在破解科技型小微企業(yè)融資難題及完善財(cái)政支持等方面也取得了一定成效。已有研究表明：構(gòu)建一個(gè)包含商業(yè)銀行、資本市場(chǎng)、民間資本等在內(nèi)的專業(yè)化、多層次的小微企業(yè)融資體系，[1]同時(shí)借助產(chǎn)業(yè)集群、行業(yè)協(xié)會(huì)、供應(yīng)鏈和互聯(lián)網(wǎng)等途徑創(chuàng)新融資模式，[2]均能有效緩解小微企業(yè)在發(fā)展過程中面臨的融資難題；而綜合運(yùn)用稅收優(yōu)惠政策、財(cái)政補(bǔ)貼政策、政府采購手段、企業(yè)服務(wù)等政府扶持政策并充分發(fā)揮其協(xié)調(diào)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，不斷完善小微企業(yè)融資擔(dān)保體系建設(shè)，等等，也能為小微企業(yè)發(fā)展?fàn)I造良好的政策環(huán)境。[3]

然而，作為能夠解釋組織成敗45%～65%變異量的組織領(lǐng)導(dǎo)者因素*該統(tǒng)計(jì)結(jié)果可參閱韓勇《精神領(lǐng)導(dǎo): 領(lǐng)導(dǎo)科學(xué)研究的新視角》，見《領(lǐng)導(dǎo)科學(xué)》2010年6月中旬第14頁。在以往關(guān)注科技型小微企業(yè)的研究中似乎并未引起足夠重視。特別是科技型小微企業(yè)的人員構(gòu)成以科技研發(fā)人員為主，其中不少企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人也缺乏足夠的經(jīng)營和管理訓(xùn)練，商業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力的欠缺有可能成為制約科技型小微企業(yè)發(fā)展的一個(gè)內(nèi)部因素。為此，本文將借鑒樊景立和鄭伯塤[4]從領(lǐng)導(dǎo)者行為切入來探究促使華人企業(yè)組織20世紀(jì)中后期蓬勃發(fā)展背后的內(nèi)部推動(dòng)力這一思路，以珠三角地區(qū)的科技型小微企業(yè)為例，嘗試基于信息處理理論建立家長式領(lǐng)導(dǎo)行為通過員工領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用間接影響員工績效的理論框架，同時(shí)引入員工傳統(tǒng)性考察其對(duì)家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效這一關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，希望能在一定程度上厘清家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效的內(nèi)在機(jī)制，進(jìn)一步豐富和發(fā)展家長式領(lǐng)導(dǎo)的理論體系與研究成果，并為科技型小微企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人實(shí)施恰當(dāng)?shù)念I(lǐng)導(dǎo)行為以便改進(jìn)員工績效提供某些指導(dǎo)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)家長式領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工績效的影響

家長式領(lǐng)導(dǎo)是普遍存在于華人組織且被證明行之有效的一種領(lǐng)導(dǎo)方式，它具體又包含威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度。[5]其中，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)主要描述領(lǐng)導(dǎo)者對(duì)下屬紀(jì)律要求的嚴(yán)厲，仁慈領(lǐng)導(dǎo)主要描述領(lǐng)導(dǎo)者對(duì)下屬的熱心關(guān)懷，德行領(lǐng)導(dǎo)主要描述領(lǐng)導(dǎo)者良好的個(gè)人修養(yǎng)或品德。雖然既有研究普遍支持家長式領(lǐng)導(dǎo)在華人組織中的有效性，但對(duì)其三個(gè)維度各自的作用效果卻仍然存在一定的分歧，具體表現(xiàn)在：絕大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，德行領(lǐng)導(dǎo)和仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)各項(xiàng)效能指標(biāo)普遍具有正向的影響，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的作用效果卻似乎正負(fù)難辨。[6]以個(gè)體層面的效能指標(biāo)為例，Chen等[7]根據(jù)臺(tái)灣地區(qū)收集所得數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家長式領(lǐng)導(dǎo)的德行領(lǐng)導(dǎo)和仁慈領(lǐng)導(dǎo)兩個(gè)維度正向影響員工的角色內(nèi)績效及角色外績效，而仁慈領(lǐng)導(dǎo)維度對(duì)上述績效指標(biāo)的影響卻是負(fù)的；而鄭伯塤等[8]根據(jù)大陸企業(yè)組織的調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，家長式領(lǐng)導(dǎo)的三個(gè)維度都可能對(duì)員工的領(lǐng)導(dǎo)滿意等個(gè)體層面效能指標(biāo)產(chǎn)生正向的影響。之所以出現(xiàn)上述分歧，鄭伯塤等分析認(rèn)為，這也許跟大陸被試權(quán)威取向的測(cè)量題目不適用，或者其得分較高且缺乏足夠變異范圍等原因有關(guān)，具體情況仍有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

對(duì)此，科技型小微企業(yè)為進(jìn)行上述檢驗(yàn)提供了一個(gè)獨(dú)特的組織背景。這類企業(yè)通常缺乏科學(xué)系統(tǒng)的管理制度，薪酬競(jìng)爭(zhēng)力普遍不強(qiáng)，其有效運(yùn)營在相當(dāng)程度上需要借助領(lǐng)導(dǎo)人的個(gè)人領(lǐng)導(dǎo)力來實(shí)現(xiàn)。并且大部分以技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)為主要導(dǎo)向的科技型小微企業(yè)由技術(shù)專家型人才成立并運(yùn)營管理，而這類型企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人通常又缺乏系統(tǒng)的商業(yè)經(jīng)營和管理方面的訓(xùn)練，導(dǎo)致他們更多地依靠個(gè)人魅力和相對(duì)“原生態(tài)”的領(lǐng)導(dǎo)方式來實(shí)施管理。此時(shí)，科技型小微企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人或多或少會(huì)受傳統(tǒng)儒家五倫觀念的影響，從而按照泛化了的家長與家庭成員之間的關(guān)系與員工進(jìn)行互動(dòng)。具體而言，他們既要顯現(xiàn)出嚴(yán)明的紀(jì)律與權(quán)威，又要對(duì)員工展示出類似父愛一樣的關(guān)懷，還要在個(gè)人品德修養(yǎng)方面為員工樹立榜樣，三者不可或缺。[5]這是因?yàn)?，威?quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)紀(jì)律的強(qiáng)調(diào)能在一定程度上彌補(bǔ)缺乏科學(xué)系統(tǒng)的管理制度這樣的弊端，仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的關(guān)懷能在一定程度上借助感情溫暖彌補(bǔ)薪酬競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)的缺點(diǎn)，德行領(lǐng)導(dǎo)則有望通過以德服人感召員工積極效仿、努力奉獻(xiàn)。所以，對(duì)科技型小微企業(yè)而言，家長式領(lǐng)導(dǎo)的三個(gè)維度應(yīng)該都能激發(fā)員工做出更大的貢獻(xiàn)。已有研究發(fā)現(xiàn)，家長式領(lǐng)導(dǎo)中的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度與西方變革型領(lǐng)導(dǎo)中的智力激發(fā)、個(gè)性化關(guān)懷和感召力三個(gè)維度依次存在類似的特點(diǎn)，[9]而變革型領(lǐng)導(dǎo)的這三個(gè)維度又都可能正向預(yù)測(cè)員工績效，[10]這也能為家長式領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度的正面作用提供間接支持。

基于以上分析，本研究以員工的任務(wù)績效和情境績效作為衡量指標(biāo)，就家長式領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工績效的具體影響提出以下假設(shè)。

假設(shè)1a：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)能夠促進(jìn)員工的任務(wù)績效和情境績效。

假設(shè)1b：仁慈領(lǐng)導(dǎo)能夠促進(jìn)員工的任務(wù)績效和情境績效。

假設(shè)1c：德行領(lǐng)導(dǎo)能夠促進(jìn)員工的任務(wù)績效和情境績效。

(二)員工領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用

領(lǐng)導(dǎo)學(xué)研究人員普遍認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)是一種知覺現(xiàn)象，其中，追隨者知覺在相當(dāng)程度上決定了領(lǐng)導(dǎo)者效能。[11]這種情況在科技型小微企業(yè)中可能表現(xiàn)得尤為明顯，因?yàn)樗鼈兺ǔＣ媾R較高的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致員工也不得不承受較高程度的薪酬、職業(yè)乃至生活不確定性，他們需要一個(gè)值得信賴的領(lǐng)導(dǎo)人為他們提供必要的工作信念與激情，這樣才能激發(fā)他們奉獻(xiàn)更大的工作努力。而按照基于信息處理理論提出的領(lǐng)導(dǎo)知覺“認(rèn)可(recognition)”模型，在領(lǐng)導(dǎo)者—追隨者對(duì)偶中，由于追隨者腦海中事先已存在關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該具備哪些特質(zhì)或行為表現(xiàn)等方面的內(nèi)隱知識(shí)，這些知識(shí)又將被組織成為追隨者用以評(píng)判他人是否為一名稱職領(lǐng)導(dǎo)者的原型，[12-13]從而追隨者在此情境下很容易把觀察到的領(lǐng)導(dǎo)者特點(diǎn)與自己所持的領(lǐng)導(dǎo)者原型進(jìn)行對(duì)比，若二者相符則領(lǐng)導(dǎo)者的身份合法性獲得認(rèn)同。[11]但因?yàn)槿藗冇脕碓u(píng)判領(lǐng)導(dǎo)者的原型存在跨文化差異，[12-13]而家長式領(lǐng)導(dǎo)又是普遍存在于華人組織且被證明是行之有效的一種領(lǐng)導(dǎo)方式，[4,7,8]由此或可推測(cè)：若科技型小微企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)人在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度都展示出較高水平時(shí)，他們將更容易贏得員工的認(rèn)同。

從而，在家長式領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工績效的這組“輸入—輸出”關(guān)系中，員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的認(rèn)同有可能是該組關(guān)系得以順利形成的一項(xiàng)關(guān)鍵認(rèn)知因素。與Lord和Maher[11]最初基于信息處理理論建立的上述分析模型不同，Hanges等[14]沿著該理論的發(fā)展方向進(jìn)一步構(gòu)建了更為完整的分析模型，并指出領(lǐng)導(dǎo)者行為往往需要通過影響追隨者的情感、價(jià)值觀、自我概念和信念等認(rèn)知方式，才能借此引發(fā)追隨者的行為反應(yīng)。因此，當(dāng)科技型小微企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)人按照威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)的要求展示領(lǐng)導(dǎo)行為時(shí)，其行為表現(xiàn)就可能更加契合員工心目中的理想領(lǐng)導(dǎo)者原型，從而贏得員工的認(rèn)同，進(jìn)而引發(fā)員工做出積極的行為反應(yīng)。換言之，領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同可能是家長式領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工績效這組關(guān)系的一個(gè)中介變量。已有研究指出，員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的認(rèn)同感一旦建立，員工將可能把領(lǐng)導(dǎo)者的目標(biāo)及績效要求內(nèi)化為自己的追求對(duì)象，并努力付諸行動(dòng)以取得卓越的績效結(jié)果。[15]而以往關(guān)于員工的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同能在變革型領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效[16]和真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)影響員工組織公民行為[17]等關(guān)系中起中介作用的實(shí)證研究結(jié)果，也能為領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在家長式領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工績效這組關(guān)系中可能的中介作用提供間接證據(jù)。由此，本研究提出以下假設(shè)。

假設(shè)2a：領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同能夠中介威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工任務(wù)績效和情境績效的關(guān)系。

假設(shè)2b：領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同能夠中介仁慈領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工任務(wù)績效和情境績效的關(guān)系。

假設(shè)2c：領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同能夠中介德行領(lǐng)導(dǎo)促進(jìn)員工任務(wù)績效和情境績效的關(guān)系。

(三)員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用

傳統(tǒng)性描述了傳統(tǒng)社會(huì)中個(gè)人所最常具有的一套有組織的認(rèn)知態(tài)度、思想觀念、價(jià)值取向、氣質(zhì)特征及行為意向，它在經(jīng)受較長時(shí)期的現(xiàn)代化進(jìn)程沖擊后并未消失，而是因應(yīng)現(xiàn)代化生活的需要逐漸形成相對(duì)復(fù)雜的心理特征繼續(xù)影響現(xiàn)代人的行為。[18]正因?yàn)槿绱耍暌延胁簧俳M織管理領(lǐng)域的研究人員把傳統(tǒng)性作為一個(gè)重要的調(diào)節(jié)變量，探討它對(duì)某些重要組織情境變量影響員工表現(xiàn)這組關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。[19-21]一般認(rèn)為，高傳統(tǒng)性員工對(duì)待組織或上司的態(tài)度和行為往往由其“下位”者的社會(huì)角色義務(wù)決定，而低傳統(tǒng)性員工對(duì)待組織或上司的態(tài)度和行為則更傾向于由其與組織或上司的社會(huì)交換關(guān)系決定。[19-20]由此或可推測(cè)，在面對(duì)同樣的家長式領(lǐng)導(dǎo)行為時(shí)，高傳統(tǒng)性員工更加可能不受自己從組織或領(lǐng)導(dǎo)那里獲得的好處及其他因素影響，而是恪守自己“卑”者的身份，遵從處于“上位”的領(lǐng)導(dǎo)者，[21]如此一來，高傳統(tǒng)性員工在家長式領(lǐng)導(dǎo)面前將更容易做好其依賴、順從領(lǐng)導(dǎo)者的“本分”，從而確保家長式領(lǐng)導(dǎo)的有效性得以實(shí)現(xiàn)。[4]因此，員工較高水平的傳統(tǒng)性可能強(qiáng)化家長式領(lǐng)導(dǎo)帶來的積極效果。

結(jié)合前文論述，傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)除了可能作用于家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效的直接路徑，還可能作用于家長式領(lǐng)導(dǎo)通過員工的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同影響員工績效的間接路徑。在第一種情況下，若把家長式領(lǐng)導(dǎo)行為視為員工面對(duì)的組織情境因素，則員工傳統(tǒng)性可能與之形成“人—境互動(dòng)”效應(yīng)而交互地影響員工績效。[22-23]對(duì)此，F(xiàn)arh等[20]關(guān)于傳統(tǒng)性能夠調(diào)節(jié)組織支持感影響員工情感承諾、組織公民行為和任務(wù)績效等變量關(guān)系的實(shí)證研究結(jié)果能夠提供一定的支持證據(jù)。第二種情況卻較為復(fù)雜，因?yàn)橹庇^來看，傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用既可能表現(xiàn)為調(diào)節(jié)家長式領(lǐng)導(dǎo)影響領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的關(guān)系，也可能表現(xiàn)為調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同影響員工績效的關(guān)系，還可能二者同時(shí)存在。但事實(shí)上，在探討傳統(tǒng)性對(duì)家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效這組關(guān)系的調(diào)節(jié)作用時(shí)，傳統(tǒng)性對(duì)其中間接效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用應(yīng)該表現(xiàn)為調(diào)節(jié)家長式領(lǐng)導(dǎo)影響領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的關(guān)系才合理。這是因?yàn)?，按照領(lǐng)導(dǎo)研究的信息處理理論分析視角[11,14]，位于模型輸入端的家長式領(lǐng)導(dǎo)行為才是被知覺的對(duì)象，它能對(duì)員工績效表現(xiàn)產(chǎn)生怎樣的影響，很大程度上取決于員工如何有選擇地注意、理解或加工處理領(lǐng)導(dǎo)者的行為，而這又與員工傳統(tǒng)性和家長式領(lǐng)導(dǎo)行為二者之間的“人—境互動(dòng)”效應(yīng)密切相關(guān)。[22-23]從而有理由推測(cè)，傳統(tǒng)性在調(diào)節(jié)家長式領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用而影響員工績效的間接路徑時(shí)，應(yīng)該具體表現(xiàn)為調(diào)節(jié)家長式領(lǐng)導(dǎo)影響領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的關(guān)系，從而構(gòu)成第一階段被調(diào)節(jié)的中介作用(moderated mediation)模型。[24-25]對(duì)此，吳隆增等[21]關(guān)于員工傳統(tǒng)性通過調(diào)節(jié)辱虐管理影響員工對(duì)上級(jí)的信任進(jìn)而影響員工表現(xiàn)的實(shí)證研究結(jié)果也能提供一定的支持證據(jù)。由此，本研究把上述兩部分調(diào)節(jié)效應(yīng)加總考慮提出以下假設(shè)。

假設(shè)3a：相比低傳統(tǒng)性員工，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高傳統(tǒng)性員工的任務(wù)績效和情境績效的促進(jìn)作用更明顯。

假設(shè)3b：相比低傳統(tǒng)性員工，仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高傳統(tǒng)性員工的任務(wù)績效和情境績效的促進(jìn)作用更明顯。

假設(shè)3c：相比低傳統(tǒng)性員工，德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高傳統(tǒng)性員工的任務(wù)績效和情境績效的促進(jìn)作用更明顯。

至此，本研究提出了一個(gè)如圖1所示的理論框架，用以解釋家長式領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)員工任務(wù)績效和情境績效的具體影響及相應(yīng)的中介與調(diào)節(jié)機(jī)制。

圖1　家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效的理論框架

三、研究方法

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)采集

本研究所用樣本數(shù)據(jù)源于在廣州、佛山、東莞、深圳和珠海等珠三角城市科技型小微企業(yè)展開的問卷調(diào)查，這些企業(yè)主要集中在軟件開發(fā)、技術(shù)服務(wù)和信息咨詢等行業(yè)，員工人數(shù)在10～30人之間，經(jīng)營年限在3～5年之間。在正式開展調(diào)研之前，研究者借助在職研究生進(jìn)修班和MBA學(xué)生的幫助聯(lián)系到愿意接受調(diào)查的目標(biāo)企業(yè)，然后在這些企業(yè)的負(fù)責(zé)人協(xié)助下開展由企業(yè)HR和員工分別填寫的配對(duì)問卷調(diào)查，以避免可能影響結(jié)果準(zhǔn)確性的同源方差問題。研究者在現(xiàn)場(chǎng)全程負(fù)責(zé)發(fā)放和回收調(diào)查問卷，共回收54份HR問卷和272份員工問卷，其中因?yàn)?5份員工問卷存在缺失較為嚴(yán)重或明顯亂填的情況，剔除這部分無效問卷后最終獲得由51份HR問卷和237份員工問卷構(gòu)成的237個(gè)配對(duì)數(shù)據(jù)。根據(jù)本次調(diào)查所得的樣本數(shù)據(jù)，在受調(diào)查的員工中，男性員工比例稍高，占55.7%；年齡在20～30歲的占46.0%，31～40歲的占34.6%，41歲及以上的占19.4%；教育程度為中學(xué)或中專及以下的占24.5%，大專學(xué)歷的占22.8%，本科學(xué)歷的占34.2%，碩士及以上學(xué)歷的占18.6%；在從事的具體工作類型方面，生產(chǎn)類占3.8%，市場(chǎng)銷售類占16.0%，行政后勤類占21.1%，技術(shù)研發(fā)類占21.9%，客戶服務(wù)類占18.1%，其他類型占19.0%。

(二)測(cè)量工具

本研究涉及的主要研究變量采取李克特六點(diǎn)記分量表進(jìn)行測(cè)量，由受調(diào)查人員對(duì)每個(gè)條目做出從1(完全不符合)到6(完全符合)的評(píng)價(jià)。其中，具體測(cè)量量表如下。

(1)家長式領(lǐng)導(dǎo)。采用的是鄭伯塤等[5]的15個(gè)條目量表，由員工按照他評(píng)的方式對(duì)公司負(fù)責(zé)人的行為表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。該量表包含仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度，各5個(gè)條目，相應(yīng)的舉例條目分別為“他平常會(huì)向我噓寒問暖”“他是我做人做事的好榜樣”“他采用嚴(yán)格的管理方法與手段”。

(2)傳統(tǒng)性。使用Farh等[19]的5個(gè)條目量表，由員工按照自評(píng)方式對(duì)自己的特點(diǎn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。該量表只有一個(gè)維度，舉例條目為“避免犯錯(cuò)誤的最好方法就是聽取老人的意見”。

(3)領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同。采用Shamir等[26]的7個(gè)條目量表，由員工根據(jù)自己對(duì)所在公司負(fù)責(zé)人的看法進(jìn)行評(píng)價(jià)。該量表只有一個(gè)維度，舉例條目為“我為在他的手下做事感到自豪”。

(4)工作績效。根據(jù)王輝等[27]的二維績效模型進(jìn)行修訂，由HR人員按照他評(píng)的方式對(duì)相應(yīng)員工的績效表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。在修訂后的量表中，任務(wù)績效和情境績效兩個(gè)維度各有4個(gè)條目，相應(yīng)的舉例條目分別為“該員工能完成交辦的所有任務(wù)”“該員工利用休息時(shí)間工作以保證任務(wù)按時(shí)完成”。

另外，鑒于組織行為學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，員工的性別、年齡、學(xué)歷和工作類型等個(gè)人傳記特征通?？赡軙?huì)對(duì)其工作表現(xiàn)產(chǎn)生影響，故本研究把這些因素作為控制變量，以便更準(zhǔn)確地分析家長式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效的具體影響。

四、分析結(jié)果

(一)驗(yàn)證性因子分析

為了檢驗(yàn)本研究測(cè)量模型的效度，本研究借鑒謝俊和汪林[28]的做法，應(yīng)用Lisrel 8.70軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)分別按照七因子基本模型和相應(yīng)比較模型執(zhí)行驗(yàn)證性因子分析發(fā)現(xiàn)(見表1)，按照由本研究所關(guān)注的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)、德行領(lǐng)導(dǎo)、傳統(tǒng)性、領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同、任務(wù)績效和情境績效等七個(gè)變量的理論模式執(zhí)行驗(yàn)證性因子分析的主要擬合指數(shù)中，2/df=2.72<5，RMSEA=0.09<0.10，CFI和NNFI均為0.93，大于0.90的推薦標(biāo)準(zhǔn)擬合情況良好，說明該理論模型與數(shù)據(jù)的擬合情況良好，亦即本研究所用量表所有條目能夠很好地聚合在各自相應(yīng)的理論構(gòu)念，具有較好的聚合效度。而由表1呈現(xiàn)的模型擬合指數(shù)可知，七因子模型比其他嵌套模型的擬合效果都要好，說明本研究將要具體探討的上述七個(gè)變量之間具有良好的區(qū)分效度，這就為后續(xù)分析奠定了合理、堅(jiān)實(shí)的測(cè)量學(xué)基礎(chǔ)。

表1　變量區(qū)分效度的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(N=237)

注：PLA表示威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)；PLB表示仁慈領(lǐng)導(dǎo)；PLM表示德行領(lǐng)導(dǎo)；PT表示傳統(tǒng)性；LI表示領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同；TP表示任務(wù)績效；CP表示情境績效；+代表兩個(gè)因子合并為一個(gè)因子.

(二)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2呈現(xiàn)了本研究將要具體分析的七個(gè)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)及相應(yīng)量表的Cronbach’s α系數(shù)。由表2可知，各主要變量相應(yīng)量表的Cronbach’s α系數(shù)均大于0.70，說明它們?cè)诒狙芯恐袦y(cè)得的內(nèi)部一致性信度良好；而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同顯著正相關(guān)(r=0.28，p<0.001)，與任務(wù)績效顯著正相關(guān)(r=0.44，p<0.001)，與情境績效顯著正相關(guān)(r=0.39，p<0.001)；仁慈領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同顯著正相關(guān)(r=0.40，p<0.001)，與任務(wù)績效顯著正相關(guān)(r=0.24，p<0.001)，與情境績效顯著正相關(guān)(r=0.26，p<0.001)；德行領(lǐng)導(dǎo)與領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同顯著正相關(guān)(r=0.48，p<0.001)，與任務(wù)績效顯著正相關(guān)(r=0.37，p<0.001)，與情境績效顯著正相關(guān)(r=0.41，p<0.001)；領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同與任務(wù)績效顯著正相關(guān)(r=0.47，p<0.001)，與情境績效顯著正相關(guān)(r=0.40，p<0.001)。因此，上述變量相關(guān)關(guān)系為本研究將要檢驗(yàn)的假設(shè)提供了初步的證據(jù)。

表2　主要研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)(n=237)

注：**p<0.01，***p<0.001(雙尾檢驗(yàn))；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)量表的Cronbach’s α系數(shù).

(三)假設(shè)檢驗(yàn)

研究者應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程建模方法分別建立威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)通過領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用進(jìn)而影響員工任務(wù)績效和情境績效的三個(gè)分析模型，以便通過模型的總效應(yīng)和間接效應(yīng)分別檢驗(yàn)家長式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效的影響和領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在其中的中介作用。按照Mackinnon等[29]推薦的中介效應(yīng)直接檢驗(yàn)方法，如果家長式領(lǐng)導(dǎo)的三個(gè)維度分別通過領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同而間接影響員工績效的間接效應(yīng)顯著，則領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在其中的中介作用便得到驗(yàn)證。因此，研究者首先把員工性別、年齡、學(xué)歷和工作類型等作為控制變量計(jì)算任務(wù)績效、情境績效、領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同、威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)各自對(duì)應(yīng)指標(biāo)之間的偏相關(guān)系數(shù)作為結(jié)構(gòu)方程模型的輸入矩陣，以排除這些個(gè)人特征可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的干擾，然后應(yīng)用Lisrel 8.70軟件分別以威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)為自變量建立它們通過領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同間接影響任務(wù)績效和情境績效的部分中介作用模型，并根據(jù)軟件輸出結(jié)果把其中在統(tǒng)計(jì)上不顯著的路徑刪除重新執(zhí)行統(tǒng)計(jì)分析(結(jié)果見表3)，最終得到的三個(gè)模型擬合指數(shù)2/df均小于5，RMSEA均不大于0.1，CFI和NNFI均大于0.9，說明模型與樣本數(shù)據(jù)比較吻合。

表3　家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效的效應(yīng)分析結(jié)果摘要(N=237)

注：模型1和模型3為部分中介模型，模型2為完全中介模型；直接效應(yīng)為部分中介模型中自變量到因變量的路徑系數(shù)，間接效應(yīng)和總效應(yīng)直接由Lisrel 8.70軟件的“EF”命令直接輸出；n.s.表示結(jié)果不顯著，**p<0.01，***p<0.001(雙尾檢驗(yàn)).

由表3的效應(yīng)分析結(jié)果可知：(1)在模型1中，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)影響任務(wù)績效和情境績效的總效應(yīng)分別為0.54(p<0.001)和0.45(p<0.001)，顯著為正，說明研究假設(shè)1a得到支持；間接效應(yīng)分別為0.10(p<0.01)和0.10(p<0.01)，顯著為正，說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用成立，研究假設(shè)2a得到支持，而直接效應(yīng)分別為0.44(p<0.001)和0.36(p<0.001)，也顯著為正，說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在其中起部分中介作用。(2)在模型2中，仁慈領(lǐng)導(dǎo)影響任務(wù)績效和情境績效的總效應(yīng)分別為0.23(p<0.001)和0.20(p<0.001)，顯著為正，說明研究假設(shè)1b得到支持；間接效應(yīng)分別為0.23(p<0.001)和0.20(p<0.001)，顯著為正，說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用成立，研究假設(shè)2b得到支持，而直接效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在其中起完全中介作用。(3)在模型3中，德行領(lǐng)導(dǎo)影響任務(wù)績效和情境績效的總效應(yīng)分別為0.41(p<0.001)和0.43(p<0.001)，顯著為正，說明研究假設(shè)1c得到支持；間接效應(yīng)分別為0.18(p<0.001)和0.15(p<0.001)，顯著為正，說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用成立，研究假設(shè)2c得到支持，而直接效應(yīng)分別為0.24(p<0.001)和0.28(p<0.001)，也顯著為正，說明領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同在其中起部分中介作用。

為了檢驗(yàn)傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用，研究者把傳統(tǒng)性家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)在第一階段所起的兩部分調(diào)節(jié)作用加總考慮，對(duì)在傳統(tǒng)性高低程度不同的兩組員工群體中呈現(xiàn)出來的總調(diào)節(jié)作用差異是否顯著進(jìn)行檢驗(yàn)。具體而言，研究者首先把員工的性別、年齡、學(xué)歷和工作類型等在問卷中按分類變量收集得到的數(shù)據(jù)按照虛擬變量的方式重新編碼作為控制變量，然后參考劉東等[25]的做法應(yīng)用Mplus 6.11軟件并采取bootstrapping法來執(zhí)行相應(yīng)統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果摘要如表4所示。

表4　傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果摘要(N=237)

注：由于領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同完全中介仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)任務(wù)績效和情境績效的影響(見表3)，故表中對(duì)仁慈領(lǐng)導(dǎo)取間接效應(yīng)，而對(duì)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)取總效應(yīng)進(jìn)行比較。另外，傳統(tǒng)性高低分別為4.31±0.80，bootstrapping重復(fù)抽樣2 000次，顯著性水平為0.05.

由表4可知，相比在低傳統(tǒng)性員工群體觀察到的結(jié)果，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高傳統(tǒng)性員工任務(wù)績效、情境績效的影響分別高0.42和0.53，二者相應(yīng)的95%校正偏差boostrap置信區(qū)間分別為[0.06，0.72]和[0.29，0.77]，置信區(qū)間內(nèi)不包含0，所以此處的傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上顯著，研究假設(shè)3a得到支持；仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高傳統(tǒng)性員工任務(wù)績效、情境績效的影響分別高0.50和0.31，二者相應(yīng)的95%校正偏差boostrap置信區(qū)間分別為[0.18，0.77]和[0.12，0.50]，置信區(qū)間內(nèi)不包含0，所以此處的傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上顯著，研究假設(shè)3b得到支持；德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)高傳統(tǒng)性員工任務(wù)績效、情境績效的影響分別低0.24和0.21，二者相應(yīng)的95%校正偏差boostrap置信區(qū)間分別為[-0.60，0.14]和[-0.42，-0.02]，由于第一個(gè)置信區(qū)間內(nèi)包含0，所以此處的傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，第二個(gè)置信區(qū)間內(nèi)雖然不包含0，但傳統(tǒng)性顯著弱化德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工情境績效的促進(jìn)作用，所以研究假設(shè)3c沒有得到支持。為清晰起見，研究者把獲得統(tǒng)計(jì)結(jié)果支持的研究假設(shè)3a和3b所描述的作用模式分別繪成圖形加以呈現(xiàn)(見圖2)。

圖2　傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)作用模式示意圖

五、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

本研究旨在以科技型小微企業(yè)為考察背景，探討家長式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效的影響及其內(nèi)在機(jī)制，發(fā)現(xiàn)以下結(jié)果。

(1) 家長式領(lǐng)導(dǎo)的三個(gè)具體維度均能顯著促進(jìn)員工績效。雖然以往相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，家長式領(lǐng)導(dǎo)的仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)兩個(gè)維度對(duì)員工層面的多項(xiàng)效能指標(biāo)都具有顯著的促進(jìn)作用，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)維度對(duì)這些效能指標(biāo)既可能具有正向影響[5]，也可能具有負(fù)向影響[7]。對(duì)此，本研究的實(shí)證分析結(jié)果除了再次驗(yàn)證家長式領(lǐng)導(dǎo)的仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)兩個(gè)維度的積極作用外，還可能揭示了威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)維度在管理欠規(guī)范的組織情境中才具有正面影響的這樣一個(gè)事實(shí)。因?yàn)楸狙芯克脭?shù)據(jù)是在組織管理制度尚不完善，管理方式相對(duì)粗放的科技型小微企業(yè)中開展調(diào)查而得，強(qiáng)調(diào)紀(jì)律和服從的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)在這種情況下可能是必要的。家長式領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)維度對(duì)員工績效的正面影響基本呼應(yīng)了以往學(xué)者關(guān)于家長式領(lǐng)導(dǎo)在華人組織普遍有效的觀點(diǎn)[5,15]，尤其是威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)維度的正向影響為正確認(rèn)識(shí)“大棒式”管理方式在某些特殊組織情境的有效性積累了有益的證據(jù)。

(2) 家長式領(lǐng)導(dǎo)可能通過領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的中介作用間接促進(jìn)員工績效。這在既有文獻(xiàn)中是一項(xiàng)較新的發(fā)現(xiàn)，豐富了家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效的中介機(jī)制方面的研究成果。該研究發(fā)現(xiàn)一方面與內(nèi)隱領(lǐng)導(dǎo)理論相互印證，即家長式領(lǐng)導(dǎo)作為在中華文化情境下一種已被證明的有效領(lǐng)導(dǎo)方式，它很容易在員工腦海中烙下稱職領(lǐng)導(dǎo)者的原型[12-13]，當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者展示這樣的行為表現(xiàn)時(shí)將有望贏得員工的認(rèn)同及較高的績效貢獻(xiàn)。另一方面，該結(jié)果也為信息處理理論的獨(dú)特價(jià)值及其借助“知覺”來解釋領(lǐng)導(dǎo)現(xiàn)象的合理性[12,15]提供了新的支持證據(jù)。

(3) 傳統(tǒng)性能夠強(qiáng)化威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和仁慈領(lǐng)導(dǎo)兩個(gè)維度對(duì)員工任務(wù)績效、情境績效的促進(jìn)作用。該研究結(jié)果部分地印證了既有本土組織管理研究所揭示的，傳統(tǒng)性在某些重要組織情境變量影響員工表現(xiàn)這組關(guān)系中普遍具有的調(diào)節(jié)作用[19-21]，同時(shí)也為信息處理理論[11,14]在領(lǐng)導(dǎo)研究中的理論價(jià)值提供了某些支持證據(jù)。但出乎意料的是，在德行領(lǐng)導(dǎo)影響員工任務(wù)績效的關(guān)系中，傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用并不明顯，傳統(tǒng)性甚至還會(huì)削弱德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工情境績效的促進(jìn)作用，這或許跟德行領(lǐng)導(dǎo)更側(cè)重強(qiáng)調(diào)符合較高倫理、道德要求的理想形象，缺乏威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的嚴(yán)厲要求和仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的細(xì)致關(guān)懷有關(guān)。因?yàn)榈滦蓄I(lǐng)導(dǎo)跟員工的直接利益關(guān)系不如其他兩個(gè)維度的情形密切，容易導(dǎo)致員工在處理領(lǐng)導(dǎo)行為刺激方面的信息并形成領(lǐng)導(dǎo)知覺時(shí)出現(xiàn)與工作無關(guān)的認(rèn)知[11,14]，致使傳統(tǒng)性的正向調(diào)節(jié)作用難以順利產(chǎn)生。當(dāng)然，其背后原因尚需開展更多研究加以考證。

(二)管理啟示

本研究的結(jié)果能為科技型小微企業(yè)的經(jīng)營管理實(shí)踐提供三方面的啟示。首先，科技型小微企業(yè)負(fù)責(zé)人在經(jīng)營管理過程中除了發(fā)揮個(gè)人魅力和學(xué)習(xí)西方管理模式外，可以嘗試從本土文化精華中尋求更符合員工心理和行為特點(diǎn)的領(lǐng)導(dǎo)方式。例如，可以有意識(shí)地改進(jìn)自己在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)、仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)等方面的行為表現(xiàn)，這應(yīng)該有利于提升員工的績效表現(xiàn)。其次，鑒于領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同的重要性，科技型小微企業(yè)負(fù)責(zé)人尤其要了解清楚究竟企業(yè)內(nèi)部的核心人群——專門從事研究開發(fā)的科技型員工心目中理想的領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)該展示哪些行為表現(xiàn)，然后據(jù)此對(duì)自己的領(lǐng)導(dǎo)行為做出調(diào)整。這是因?yàn)椋軌蜈A得個(gè)體認(rèn)同的領(lǐng)導(dǎo)者原型在不同情境或群體之間可能存在差異，例如科技型員工通常不喜歡“被領(lǐng)導(dǎo)”，而且可能需要比其他類型員工更大的自由空間，等等。若科技型小微企業(yè)負(fù)責(zé)人能針對(duì)員工的內(nèi)隱領(lǐng)導(dǎo)理論采取相應(yīng)的領(lǐng)導(dǎo)方式，將有利于贏得員工對(duì)自己的認(rèn)同，從而為獲得員工卓越的貢獻(xiàn)奠定基礎(chǔ)。再次，科技型小微企業(yè)可以嘗試招聘具有相當(dāng)程度傳統(tǒng)性的員工。因?yàn)檫@類企業(yè)通常缺乏科學(xué)系統(tǒng)的管理制度，致使企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者經(jīng)常不得不通過恩威并施的方式進(jìn)行管理。而這種管理方式有較濃厚的人治特點(diǎn)，并且部分依賴“原生態(tài)”領(lǐng)導(dǎo)方式實(shí)施管理的領(lǐng)導(dǎo)人可能會(huì)在某種程度上向員工傳遞傳統(tǒng)儒家“五倫十義”中強(qiáng)調(diào)的等級(jí)觀念。當(dāng)面對(duì)這樣的領(lǐng)導(dǎo)方式時(shí)，若員工傳統(tǒng)性較低將難以接受，從而領(lǐng)導(dǎo)者與員工之間將難以建立和諧的人際關(guān)系，如此一來，員工的領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同和績效貢獻(xiàn)恐怕也難以實(shí)現(xiàn)。

(三)研究局限與展望

本研究仍存在三方面局限有待未來研究加以改進(jìn)。第一，本研究僅在珠三角選擇了幾十家科技型小微企業(yè)開展問卷調(diào)查，這樣收集所得樣本數(shù)據(jù)的代表性顯然是有限的，究竟本研究的結(jié)果能否推論到其他地區(qū)的小微企業(yè)，甚至是更多元的企業(yè)中去，仍需要未來在更廣的企業(yè)范圍內(nèi)收集更多樣本數(shù)據(jù)進(jìn)一步開展研究加以探討。第二，由于多方面原因的限制，嚴(yán)格來說，本研究所有變量的數(shù)據(jù)都是在同一時(shí)間點(diǎn)收集的，這種橫截面數(shù)據(jù)并不符合“家長式領(lǐng)導(dǎo)→領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同→員工績效”這一基本因果鏈關(guān)于原因在前結(jié)果在后的要求，并不能排除變量之間存在其他因果關(guān)系的可能。對(duì)此，未來研究可以考慮嚴(yán)格按照縱向設(shè)計(jì)的要求來探討家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效內(nèi)在機(jī)制，以增加研究結(jié)果的可靠性。第三，本研究關(guān)于家長式領(lǐng)導(dǎo)影響員工績效內(nèi)在機(jī)制的結(jié)果很大程度上只是基于信息處理理論進(jìn)行的其中一種分析和驗(yàn)證，它并不能窮盡上述關(guān)系背后的所有可能機(jī)制，例如，家長式領(lǐng)導(dǎo)也許可能通過滿足員工的某種需要而贏得員工的互惠回報(bào)，或者整個(gè)關(guān)系會(huì)不會(huì)因員工的工作能力、主動(dòng)型人格、管理規(guī)范程度及其他某些個(gè)體或組織特征而改變，這些都值得未來開展更多的研究深入分析。

[1]趙亞明, 衛(wèi)紅江. 突破小微企業(yè)融資困境的對(duì)策探討[J]. 經(jīng)濟(jì)縱橫, 2012(11):56-59.

[2]徐潔, 隗斌賢, 揭筱紋. 互聯(lián)網(wǎng)金融與小微企業(yè)融資模式創(chuàng)新研究[J]. 商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理, 2014(4): 92-96.

[3]沈誠君, 相德偉. 扶持中小微企業(yè)發(fā)展的財(cái)政政策研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究參考, 2013(40):38-41.

[4]樊景立, 鄭伯塤. 華人組織的家長式領(lǐng)導(dǎo): 一項(xiàng)文化觀點(diǎn)的分析[J]. 本土心理學(xué)研究, 2000(13): 127-180.

[5]鄭伯塤, 周麗芳, 樊景立. 家長式領(lǐng)導(dǎo)量表：三元模式的建構(gòu)與測(cè)量[J]. 本土心理學(xué)研究, 2000(14): 3-64.

[6]PELLEGRINI E K, SCANDURA T A. Paternalistic Leadership: A Review and Agenda for Future Research[J]. Journal of Management, 2008, 34(3): 566-593.

[7]CHEN X P, EBERLY M B, CHIANG T J, et al. Affective Trust in Chinese Leaders: Linking Paternalistic Leadership to Employee Performance[J]. Journal of Management, 2014, 40(3): 796-819.

[8]鄭伯塤, 周麗芳, 黃敏萍, 等.家長式領(lǐng)導(dǎo)的三元模式：中國大陸企業(yè)組織的證據(jù)[J]. 本土心理學(xué)研究, 2003(20): 209-252.

[9]鄭伯塤. 華人文化與組織領(lǐng)導(dǎo): 由現(xiàn)象描述到理論驗(yàn)證[J]. 本土心理學(xué)研究, 2004(22): 195-251.

[10]李超平, 孟慧, 時(shí)勘. 變革型領(lǐng)導(dǎo)、家長式領(lǐng)導(dǎo)、PM理論與領(lǐng)導(dǎo)有效性關(guān)系的比較研究[J]. 心理科學(xué), 2007(6): 1477-1481.

[11]LORD R G, MAHER K J. Leadership and Information Processing: Linking Perceptions and Performance[M]. New York: Rutledge, 1993：2-10.

[12]HOUSE R, JAVIDAN M, HANGES P, et al. Understanding Cultures and Implicit Leadership Theories Across the Globe: An Introduction to Project Globe[J]. Journal of World Business, 2002, 37(1):3-10.

[13]凌文輇, 方俐洛, 艾爾卡. 內(nèi)隱領(lǐng)導(dǎo)理論的中國研究——與美國的研究進(jìn)行比較[J]. 心理學(xué)報(bào), 1991, 23(3): 236-242.

[14]HANGES P J, LORD R G, DICKSON M W. An Information-Processing Perspective on Leadership and Culture: A Case for Connectionist Architecture[J]. Applied Psychology: An International Review, 2000, 49(1): 33-161.

[15]VAN KNIPPENBERG D, VAN KNIPPENBERG B, DE CREMER D, et al. Leadership, Self, and Identity: A Review and Research Agenda[J]. The Leadership Quarterly, 2004, 15(6): 825-856.

[16]WALUMBWA F O, HARTNELL C A. Understanding Transformational Leadership-Employee Performance Links: The Role of Relational Identification and Self-Efficacy[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 2011, 84(1): 153-172.

[17]WALUMBWA F O, WANG P, WANG H, et al. Psychological Processes Linking Authentic Leadership to Follower Behaviors[J].The Leadership Quarterly, 2010, 21(5): 901-914.

[18]楊國樞. 華人心理的本土化研究[M]. 臺(tái)北: 桂冠圖書公司, 2002:386-403.

[19]FARH J L, EARLEY P C, LIN S C. Impetus for Action: A Cultural Analysis of Justice and Organizational Citizenship Behavior in Chinese Society[J].Administrative Science Quarterly, 1997, 42(3): 421-444.

[20]FARH J L, HACKETT R D, LIANG J. Individual-Level Cultural Values as Moderators of Perceived Organizational Support-Employee Outcome Relationships in China: Comparing the Effects of Power Distance and Traditionality[J].Academy of Management Journal, 2007, 50(3):715-729.

[21]吳隆增, 劉軍, 劉剛. 辱虐管理與員工表現(xiàn): 傳統(tǒng)性與信任的作用[J]. 心理學(xué)報(bào), 2009, 41(6): 510-518.

[22]TETT R P, BURNETT D D. A Personality Trait-Based Interactionist Model of Job Performance[J].Journal of Applied Psychology, 2003, 88(3):500-517.

[23]BUSS D M. An Evolutionary Formulation of Person-Situation Interactions[J]. Journal of Research in Personality, 2009, 43(2): 241-242.

[24]EDWARDS J R, LAMBERT L S. Methods for Integrating Moderation and Mediation: A General Analytical Framework Using Moderated Path Analysis[J].Psychological Methods, 2007, 12(1): 1-22.

[25]劉東, 張震, 汪默. 被調(diào)節(jié)的中介和被中介的調(diào)節(jié): 理論構(gòu)建與模型檢驗(yàn)[M]∥陳曉萍, 徐淑英, 樊景立. 組織與管理研究的實(shí)證方法.2版.北京: 北京大學(xué)出版社, 2012: 543-577.

[26]SHAMIR B, ZAKAY E, BREININ E, et al. Correlates of Charismatic Leader Behavior in Military Units: Subordinates’ Attitudes, Unit Characteristics, and Superiors’ Appraisals of Leader Performance[J]. Academy of Management Journal, 1998, 41(4): 387-409.

[27]王輝, 李曉軒, 羅勝強(qiáng). 任務(wù)績效與情境績效二因素績效模型的驗(yàn)證[J]. 中國管理科學(xué), 2003(4): 79-84.

[28]謝俊, 汪林. 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、主管信任與知識(shí)型員工任務(wù)行為——基于問卷調(diào)查的實(shí)證研究[J]. 南方經(jīng)濟(jì), 2014(1): 77-88.

[29]MACKINNON D P, LOCKWOOD C M, HOFFMAN J M, et al. A Comparison of Methods to Test Mediation and Other Intervening Variable Effects[J]. Psychological Methods, 2002, 7(1): 83-104.

[責(zé)任編輯吳震華]

The Influence of Paternalistic Leadership on Employee’s Performance in the Context of Small and Micro High-tech

ZHANG Juncheng1，LING Wenquan2

(1.School of Business Administration, Guangzhou University, Guangzhou, Guangdong 510006,China;2.SchoolofManagement,JinanUniversity,Guangzhou,Guangdong510632,China)

Based on the 237 employee-HR manager dyads survey data sampling from the small and micro high-tech enterprises in Pearl River Delta, this study takes paternalistic leadership as a critical internal motivation and explores the impact mechanism of paternalistic leadership on employee’s performance. The results indicate that the three dimensions of paternalistic leadership, i.e., the authoritarian leadership, benevolent leadership and moral leadership, can promote employee’s task performance as well as contextual performance respectively. These promotions may result from the employee’s identification to his/her boss. Furthermore, the promoting functions of the authoritarian leadership and benevolent leadership are more significant for those employees with strong traditionality.

paternalistic leadership; traditionality; leader identification; employee performance; moderating effects

2015- 12- 04

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71402036，71171096)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(14YJC630190)

張軍成，廣州大學(xué)講師，管理學(xué)博士，從事組織行為與人力資源管理研究。

C933

A

1671-394X(2016)09- 0049- 09