古銀華，李海東，蘇 勇

(1.復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200433；2．成都理工大學(xué) 管理科學(xué)學(xué)院，四川 成都 610059；3.景德鎮(zhèn)陶瓷大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 景德鎮(zhèn) 333403)

主管信任真會(huì)促進(jìn)員工任務(wù)績(jī)效嗎？
——認(rèn)知依賴和權(quán)力距離的作用

古銀華1,2，李海東3，蘇 勇1

(1.復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200433；2．成都理工大學(xué) 管理科學(xué)學(xué)院，四川 成都 610059；3.景德鎮(zhèn)陶瓷大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 景德鎮(zhèn) 333403)

主管信任是否能促進(jìn)任務(wù)績(jī)效當(dāng)前還存在爭(zhēng)議。文章以認(rèn)知依賴為中介、以權(quán)力距離為調(diào)節(jié)，探索主管信任對(duì)員工任務(wù)績(jī)效的“雙刃劍”效應(yīng)。通過(guò)對(duì)67家企業(yè)的468套主管-下屬配對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究表明：主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效的影響顯著，其總效應(yīng)和直接影響均為正向；認(rèn)知依賴在兩者之間起著部分中介作用，主管信任通過(guò)認(rèn)知依賴間接負(fù)向影響任務(wù)績(jī)效；權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)主管信任與認(rèn)知依賴的關(guān)系。

主管信任；任務(wù)績(jī)效；認(rèn)知依賴；權(quán)力距離

一、 引 言

信任是組織的“潤(rùn)滑劑”,能夠減少內(nèi)耗[1-2]，促進(jìn)團(tuán)隊(duì)合作[3]和信息交換[4]，降低監(jiān)督成本[5]和交易成本[6]，從而提高組織效率[7]。反之，如果組織中的信任遭到破壞，可能導(dǎo)致員工隱藏信息、秘密追求個(gè)人利益，甚至引發(fā)惡性沖突[8]338，給組織績(jī)效帶來(lái)顯著的負(fù)面影響[9-11]。此外，在中國(guó)以差序格局為特點(diǎn)的企業(yè)組織中，信任還是關(guān)系(Guanxi)的核心成分，對(duì)下屬的工作表現(xiàn)和上下級(jí)關(guān)系均有重要影響[12]。信任是一種因抱有積極預(yù)期而易受他人影響的[13]、愿意向他人暴露自己的弱點(diǎn)并不擔(dān)心被利用的心理狀態(tài)[4][14]。組織信任是員工對(duì)所在組織環(huán)境是否安全和友善進(jìn)行的主觀評(píng)價(jià)[9]，包括對(duì)直接主管的信任、對(duì)同事的信任以及對(duì)高層管理者的信任[15]。其中，由于員工與直接主管的接觸最為密切，所以主管信任更加容易影響員工的行為和績(jī)效[9][16]。

主管信任可以大大降低管理成本，產(chǎn)生比監(jiān)督更好的效果[2]，并對(duì)個(gè)體及組織績(jī)效、離職意愿、工作滿意度、組織承諾和組織公民行為等具有顯著影響[6][9]。其中，主管信任與任務(wù)績(jī)效的關(guān)系研究呈現(xiàn)出如下三個(gè)特點(diǎn)：第一，研究結(jié)論不一致。占主導(dǎo)地位的觀點(diǎn)認(rèn)為主管信任直接影響任務(wù)績(jī)效[9][16]，當(dāng)直接主管值得信任時(shí)員工會(huì)表現(xiàn)出更高的任務(wù)績(jī)效[2][8][17]；但也有研究表明主管信任與任務(wù)績(jī)效之間不相關(guān)[18]。第二，先前研究大都認(rèn)為主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效只有直接影響，而鮮有學(xué)者對(duì)兩者之間的“黑箱”進(jìn)行探索[9][18]。第三，先前研究基本上只探討主管信任的積極作用，而忽視了其消極影響。事物都有其兩面性，主管信任也不例外。Beyer、Yukl、Eisenbei、Boerner等學(xué)者[19]在研究領(lǐng)導(dǎo)與下屬的關(guān)系時(shí)呼吁，應(yīng)同時(shí)從正反兩方面來(lái)探討領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等現(xiàn)象的積極影響和消極影響，這樣更有利于掌握其客觀規(guī)律。主管信任能使員工因?yàn)楸蛔鹬囟优ぷ?，與此同時(shí)，也可能會(huì)因?yàn)樾湃沃鞴芏鴮?dǎo)致認(rèn)知依賴，從而在工作中缺乏主動(dòng)性，產(chǎn)生“等、靠、要”現(xiàn)象，進(jìn)而對(duì)績(jī)效帶來(lái)負(fù)面影響。因此，為了探索主管信任對(duì)員工任務(wù)績(jī)效的“雙刃劍”效應(yīng)，揭開(kāi)主管信任與任務(wù)績(jī)效關(guān)系的研究結(jié)果不一致之謎，進(jìn)而明確主管信任是否真會(huì)促進(jìn)員工的任務(wù)績(jī)效，本研究以認(rèn)知依賴為中介，以權(quán)力距離為調(diào)節(jié)，從積極影響和消極影響兩方面探索主管信任對(duì)員工任務(wù)績(jī)效的直接影響、傳導(dǎo)機(jī)制和邊界條件。

二、 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一) 主管信任與任務(wù)績(jī)效的關(guān)系

主管信任(Trust in Supervisor)是指員工因?qū)χ苯又鞴鼙в蟹e極的期望而產(chǎn)生的愿意冒險(xiǎn)認(rèn)同主管行為的一種心理狀態(tài)[20]。任務(wù)績(jī)效(Task Performance)是指員工在組織核心業(yè)務(wù)方面所做出的貢獻(xiàn)或行為，包括完成組織分配任務(wù)的直接行為和為組織提供資源或服務(wù)的間接行為[21]。

Mayer和Gavin指出，當(dāng)員工信任其直接主管時(shí),將會(huì)更愿意接受主管安排的任務(wù)，并更愿意承諾按質(zhì)按量完成任務(wù)[16]。以往研究表明，主管信任對(duì)員工的工作滿意度、組織公民行為、組織承諾、互動(dòng)公平和知識(shí)分享等都有積極影響[6][9][17][22]。因此，我們推斷主管信任對(duì)員工任務(wù)績(jī)效也會(huì)產(chǎn)生積極影響。首先，主管信任能促進(jìn)上下級(jí)之間建立高質(zhì)量的人際關(guān)系[23]。根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)成員交換理論(Leader-Member Exchange Theory)，高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員關(guān)系使員工因感知到自己屬于“圈內(nèi)人”，從而表現(xiàn)出更加積極的工作行為[24]。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在深受儒家文化影響的中國(guó)，主管信任最終會(huì)演變?yōu)閷?duì)直接主管的忠誠(chéng)，并激勵(lì)員工表現(xiàn)出高績(jī)效行為[6][25]。其次，當(dāng)下屬信任主管時(shí)，他們相信主管不會(huì)濫用權(quán)力和損害下屬的利益，更愿意服從主管的指揮和支持主管的決策，從而提高工作績(jī)效[4][26]。最后，如果員工感到主管值得信任，就會(huì)產(chǎn)生對(duì)主管的情感認(rèn)同，相信主管在工作中會(huì)關(guān)照自己，進(jìn)而對(duì)主管產(chǎn)生情感依附,因此愿意花費(fèi)更多的精力來(lái)完成組織期望的任務(wù)[16][20]，從而取得更好的工作績(jī)效[18]?？梢?jiàn)，主管信任為員工以更好的績(jī)效來(lái)回報(bào)組織奠定了堅(jiān)實(shí)的心理基礎(chǔ)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：主管信任對(duì)下屬的任務(wù)績(jī)效有正向影響。

(二) 認(rèn)知依賴的中介作用

認(rèn)知依賴(Cognitive Dependency)是下屬依賴(Follower Dependency)構(gòu)念的重要組成部分之一。Birtchnell指出，一個(gè)依賴的人需要通過(guò)從他人那里得到認(rèn)同和指導(dǎo)來(lái)彌補(bǔ)自己的不足之處，并容易接受和主張他人的意見(jiàn)和觀點(diǎn)[27]。Solomon認(rèn)為對(duì)他人的依賴有利于滿足個(gè)體生存與發(fā)展的需要[28]。Eisenbei和Boerner提出下屬依賴包含認(rèn)知和動(dòng)機(jī)兩種成分[19]。古銀華等[29]認(rèn)為，下屬依賴是員工因崇拜或信任領(lǐng)導(dǎo)而產(chǎn)生的，在認(rèn)知或動(dòng)機(jī)方面離不開(kāi)領(lǐng)導(dǎo)的認(rèn)同、引領(lǐng)和指導(dǎo)的一種心理狀態(tài)，包括下屬認(rèn)知依賴和下屬動(dòng)機(jī)依賴。其中，認(rèn)知依賴是指員工在感覺(jué)、知覺(jué)、記憶、想象、思維等信息加工活動(dòng)中對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴[29]。

信任和依賴有著密切的關(guān)系。Whitener指出，在某種程度上，信任本身就包含了對(duì)他人的依賴，并受到被信任者言行的影響[30]。從下屬依賴的定義來(lái)看，信任是下屬產(chǎn)生依賴的重要原因之一[19][29]。首先，根據(jù)權(quán)力依賴?yán)碚?Power Dependence Theory)，下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)依賴是因?yàn)轭I(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬擁有權(quán)力，下屬為了有價(jià)值的資源而依賴領(lǐng)導(dǎo)。如果下屬缺少這些資源就無(wú)法開(kāi)展工作，尤其當(dāng)下屬在其他地方又無(wú)法獲取該資源時(shí)，下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴程度將處于非常高的水平[31]。直接主管不但與員工接觸密切，而且常常掌握著員工的資源分配權(quán)和績(jī)效考評(píng)權(quán)[9][16]?？梢?jiàn)，直接主管往往是員工依賴的對(duì)象。其次，當(dāng)員工信任主管時(shí)會(huì)產(chǎn)生對(duì)主管的認(rèn)同[16][20]。根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)同理論(Identification with Leader)，對(duì)主管的認(rèn)同可能使下屬產(chǎn)生領(lǐng)導(dǎo)依賴感、高度的領(lǐng)導(dǎo)忠誠(chéng)和順從，甚至盲從[32]。Conger和Kanungo也指出，下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的依賴很大程度上來(lái)自于對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的高度認(rèn)同[33]。可見(jiàn)，主管信任會(huì)增強(qiáng)員工對(duì)主管的認(rèn)同，進(jìn)而增強(qiáng)員工在感覺(jué)、知覺(jué)、記憶、想象、思維等認(rèn)知活動(dòng)中對(duì)主管的依賴。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：主管信任對(duì)下屬的認(rèn)知依賴有正向影響。

領(lǐng)導(dǎo)往往會(huì)通過(guò)使下屬對(duì)其產(chǎn)生依賴來(lái)實(shí)施權(quán)力和施展影響[8]359，但依賴心理削弱了下屬工作的自主性、能動(dòng)性和創(chuàng)造性，從而降低員工的工作績(jī)效[19]。因此，下屬依賴被描述為“領(lǐng)導(dǎo)的陰暗面”[34]。在認(rèn)知等方面產(chǎn)生的依賴心理降低了員工進(jìn)行獨(dú)立自主思考的動(dòng)力，不愿意去探索新的工作方法，提出新的想法，一定程度上抑制了能力及潛力的發(fā)揮。特別地，下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的高度依賴還可能使下屬不加批判地采納領(lǐng)導(dǎo)者提出的觀點(diǎn)，并且在領(lǐng)導(dǎo)不在的情形下，下屬將因?yàn)榈貌坏街笇?dǎo)而降低工作效率甚至無(wú)所適從[35]。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：認(rèn)知依賴對(duì)任務(wù)績(jī)效有負(fù)向影響。

下屬依賴在領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與組織效能(比如任務(wù)績(jī)效、創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為等)之間的傳導(dǎo)效應(yīng)已經(jīng)得到驗(yàn)證[19]。此外，前文已經(jīng)推導(dǎo)了“主管信任對(duì)下屬的認(rèn)知依賴有正向影響”(H2)和“認(rèn)知依賴對(duì)任務(wù)績(jī)效有負(fù)向影響”(H3)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H4：認(rèn)知依賴在主管信任與任務(wù)績(jī)效之間起著中介作用，主管信任通過(guò)認(rèn)知依賴間接負(fù)向影響員工的任務(wù)績(jī)效。

(三) 權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用

權(quán)力距離(Power Distance)這一概念是由荷蘭社會(huì)心理學(xué)家Mulder提出來(lái)的，經(jīng)歷了國(guó)家層面、組織層面和個(gè)體層面三個(gè)階段[36]。之后，Hofstede將權(quán)力距離納入文化研究領(lǐng)域，定義為組織中的個(gè)體對(duì)權(quán)力不平等分配的接受程度，并將其作為文化五因素模型的結(jié)構(gòu)成分之一[37]。Dorfman和Howell又將權(quán)力距離引入個(gè)體層面的研究，將權(quán)力距離定義為社會(huì)或系統(tǒng)中個(gè)人對(duì)于上下級(jí)權(quán)力關(guān)系的價(jià)值觀和看法[36]。本文的權(quán)力距離屬于個(gè)體層面。

圖1 本研究的理論模型

個(gè)體層次的權(quán)力距離往往用來(lái)作為領(lǐng)導(dǎo)行為與員工表現(xiàn)、員工效能與組織行為等關(guān)系的調(diào)節(jié)變量[14][38]。鄭伯塤指出，由于華人的權(quán)力距離較大，能夠接受領(lǐng)導(dǎo)擁有較大的權(quán)力和掌控大量的資源，所以下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴性也更強(qiáng)，員工在工作中面臨著較高的不確定性和表現(xiàn)出較高的脆弱性[12]?？梢?jiàn)，權(quán)力距離會(huì)干擾來(lái)自領(lǐng)導(dǎo)的影響因素(比如主管信任)對(duì)下屬的影響(比如認(rèn)知依賴和工作績(jī)效)。當(dāng)員工權(quán)力距離高時(shí)，他們會(huì)認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)擁有特權(quán)是天經(jīng)地義的，領(lǐng)導(dǎo)不應(yīng)該把重要事情授權(quán)給下屬去做，在做決策時(shí)也不需征求下屬的意見(jiàn)，領(lǐng)導(dǎo)與下屬間應(yīng)該保持距離，不應(yīng)多交換意見(jiàn)和有工作之外的交往[36]；認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)就是至高無(wú)上的、不易接近的，領(lǐng)導(dǎo)的觀點(diǎn)就是權(quán)威觀點(diǎn)，不容置疑和反對(duì)，他們會(huì)壓抑自己的真實(shí)想法，戴著“面具”去迎合領(lǐng)導(dǎo)的觀點(diǎn)和行為。高權(quán)力距離員工的這些認(rèn)知將增強(qiáng)其對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴程度，同時(shí)也將抑制其主觀能動(dòng)性的發(fā)揮，從而降低任務(wù)績(jī)效。因此，本文提出如下假設(shè)：

H5：權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)主管信任與認(rèn)知依賴的關(guān)系；

H6：權(quán)力距離負(fù)向調(diào)節(jié)主管信任與任務(wù)績(jī)效的關(guān)系。

綜上，本研究的理論模型如圖1所示。

三、 研究方法

(一) 研究設(shè)計(jì)與研究樣本

為了避免共同方法變異(Common Method Variance)，本研究采用了多來(lái)源數(shù)據(jù)綜合法。共設(shè)計(jì)了L卷和M卷兩套問(wèn)卷(其中L卷由主管填寫(xiě)，用于獲取下屬任務(wù)績(jī)效數(shù)據(jù)；M卷由下屬填寫(xiě)，用于獲取主管信任、認(rèn)知依賴和權(quán)力距離數(shù)據(jù))。此外，為了提高數(shù)據(jù)質(zhì)量，本研究還使用了“偶爾我會(huì)將今天應(yīng)該做的事推到明天去做”、“有些時(shí)候我會(huì)發(fā)脾氣”和“我并不是每次都說(shuō)實(shí)話”等3個(gè)測(cè)試效果最佳的題項(xiàng)[39]進(jìn)行社會(huì)贊許性測(cè)試。

本研究釆用便利抽樣法進(jìn)行抽樣。便利抽樣是調(diào)查者根據(jù)自身的社會(huì)資源和人力資源等因素確定抽樣范圍。Malhotra于2002年指出，該調(diào)查抽樣方法因具有要求低、難度小、簡(jiǎn)便易行、易獲得配合、易控制進(jìn)度、省時(shí)省力省錢(qián)等優(yōu)點(diǎn)而被廣泛應(yīng)用于大型調(diào)查研究。2014年9月至12月,本研究在成都、南充、瀘州、達(dá)州、綿陽(yáng)、德陽(yáng)、樂(lè)山、宜賓等地面向67家企業(yè)現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放并回收了共844份問(wèn)卷，剔除不合格問(wèn)卷后再對(duì)L卷和M卷進(jìn)行配對(duì)，最終得到468套配對(duì)數(shù)據(jù)，有效回收率為55.5%。468套有效數(shù)據(jù)中，員工性別基本平衡，其中女性占53.8%；年齡以中青年為主，其中20歲以下占6.2%，20～30歲占69.0%，31～40歲占18.4%，41～50歲占5.1%，51歲及以上占1.3%；教育水平以本科為主，高中及以下占10.7%，?？普?6.0%，本科占68.8%，碩士及以上占4.5%；工齡，不滿1年占15.4%，1～2年占29.1%，3～5年占27.1%，6～10年占17.5%，11～20年占8.1%，超過(guò)20年占2.8%；與現(xiàn)任主管共事時(shí)間，不足3個(gè)月占6.6%，3～12個(gè)月占24.8%，1～2年占22.0%，2～5年占36.3%，5年以上占10.3%。

(二) 測(cè)量工具

結(jié)合量表被使用的廣泛程度、量表的信度和效度、開(kāi)發(fā)者的研究對(duì)象等情況，為每個(gè)變量選擇了合適的量表，并采用被廣泛接受的回譯(Back Translation)方法對(duì)量表進(jìn)行翻譯。首先將量表翻譯成漢語(yǔ)，再由一位大學(xué)英語(yǔ)老師(人力資源管理博士)回譯成英語(yǔ)，之后共同探討回譯版本與原文的差異，逐步調(diào)整譯文，力求既不偏離問(wèn)卷原意，又符合漢語(yǔ)語(yǔ)境。形成初始問(wèn)卷后還請(qǐng)了12名非管理學(xué)專業(yè)的大學(xué)生進(jìn)行試填，并根據(jù)他們的反饋意見(jiàn)進(jìn)行修改。此外，還通過(guò)對(duì)15家企業(yè)的200余名主管及員工進(jìn)行預(yù)測(cè)試來(lái)提純量表。研究中所有變量的測(cè)量均采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，從“1”=非常不符合到“5”=非常符合。

主管信任，采用Robinson和Rousseau于1994年開(kāi)發(fā)的量表，共7個(gè)題項(xiàng)(其中3個(gè)題項(xiàng)為反向計(jì)分)，在本研究正式調(diào)研中的Cronbach′s α系數(shù)為0.75，舉例條目為：“我并非完全信任我的主管(反向)”。任務(wù)績(jī)效，采用Williams和Anderson于1991年開(kāi)發(fā)的量表，共5個(gè)題項(xiàng)，在本研究正式調(diào)研中的Cronbach′s α系數(shù)為0.80，舉例條目為：“該員工稱職地完成所交給的職責(zé)”。認(rèn)知依賴，采用Eisenbei β和Boerner于2013年開(kāi)發(fā)的下屬依賴量表中屬于認(rèn)知成分的7個(gè)題項(xiàng)，預(yù)測(cè)試后保留了4個(gè)題項(xiàng)(其中1個(gè)題項(xiàng)為反向計(jì)分)，分別是“我覺(jué)得自己能否在工作中做好與誰(shuí)是我的頂頭上司沒(méi)有關(guān)系(反向)”、“我發(fā)現(xiàn)沒(méi)有該領(lǐng)導(dǎo)的指導(dǎo)自己很難發(fā)揮作用”、“我覺(jué)得該領(lǐng)導(dǎo)在周圍的時(shí)候我能將工作做得更好”和“如果該領(lǐng)導(dǎo)被調(diào)換我就找不到幫助我解決問(wèn)題的人了”，在本研究正式調(diào)研中的Cronbach’s α系數(shù)為0.80。權(quán)力距離，采用Dorfman和Howell于1988年開(kāi)發(fā)的量表，共6個(gè)題項(xiàng)，在本研究正式調(diào)研中的Cronbach’s α系數(shù)為0.82，舉例條目為：“我認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)做決策時(shí)不需要征詢下屬的意見(jiàn)?！绷硗猓狙芯窟x擇了“性別”、“年齡”、“受教育程度”、“工齡”和“與現(xiàn)任主管共事時(shí)間”等5個(gè)控制變量。

四、 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一) 變量區(qū)分效度的驗(yàn)證性因子分析

本文使用Amos 21.0對(duì)主管信任(TS)、權(quán)力距離(PD)、認(rèn)知依賴(CD)和員工的任務(wù)績(jī)效(TP)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，以檢驗(yàn)四個(gè)潛變量之間的區(qū)分效度。在此，研究選用了χ2/df、CFI、TLI、RMSEA和RMR五個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量模型的擬合情況，分析結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，四因子模型(模型1)的擬合指標(biāo)(χ2/df=1.91，CFI=0.948，TLI=0.941，RMSEA=0.044，RMR=0.037)顯著優(yōu)于其它7個(gè)備選模型(模型2至模型8)。由此可知，這四個(gè)變量之間具有良好的區(qū)分效度，說(shuō)明確實(shí)是四個(gè)不同的構(gòu)念。

表1 測(cè)量模型的擬合優(yōu)度比較分析

注：+表示兩個(gè)變量合成一個(gè)變量；N=468；TS:主管信任,TP:任務(wù)績(jī)效,CD:認(rèn)知依賴,PD:權(quán)力距離。

(二) 描述性統(tǒng)計(jì)分析

主管信任、任務(wù)績(jī)效、認(rèn)知依賴、權(quán)力距離和控制變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)如表2所示。從表2可知，主管信任與任務(wù)績(jī)效(r=0.10，p<0.05)、認(rèn)知依賴(r=0.32，p<0.001)和權(quán)力距離(r=-0.28，p<0.001)都顯著相關(guān)，認(rèn)知依賴與任務(wù)績(jī)效(r=-0.15，p<0.01)也顯著相關(guān)。根據(jù)相關(guān)系數(shù)的正負(fù)號(hào)判斷，分析結(jié)果與理論預(yù)期的關(guān)系相吻合，這為假設(shè)提供了初步支持。

表2 各主要變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

注：N=468；*p<0.05**、 p<0.01、***p<0.001。

(三) 假設(shè)檢驗(yàn)

本研究按照Preacher和Hayes等提出的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，遵循Zhao等提出的中介效應(yīng)分析程序，對(duì)中介效應(yīng)(H4)及直接影響(H1、H2、H3)進(jìn)行檢驗(yàn)。樣本量設(shè)定為5000，置信區(qū)間的置信度設(shè)定為95%，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法。如果中介檢驗(yàn)結(jié)果顯示偏差糾正的置信區(qū)間的確沒(méi)有包含0，表明該中介效應(yīng)顯著[40]。各影響路徑的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 各影響路徑的檢驗(yàn)結(jié)果

注：N=468；* p<0.05、** p<0.01、*** p<0.001；TS:主管信任,TP:任務(wù)績(jī)效,CD:認(rèn)知依賴。

從表3可以看出：第一，總效應(yīng)(c：γ=0.0915，p<0.05)和自變量對(duì)因變量的直接影響(c′：γ=0.1429，p<0.01)都顯著，而且系數(shù)均為正數(shù)，說(shuō)明主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效有正向影響。因此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。第二，自變量對(duì)中介變量的影響顯著(a：γ=0.3304，p<0.001)，而且系數(shù)為正數(shù)，說(shuō)明主管信任對(duì)認(rèn)知依賴有正向影響。因此，假設(shè)2得到驗(yàn)證。第三，中介變量對(duì)因變量的影響顯著(b：γ=-0.1554，p<0.001)，而且系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明認(rèn)知依賴對(duì)任務(wù)績(jī)效有負(fù)向影響。因此，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果還表明，認(rèn)知依賴的置信區(qū)間為(-0.0888,-0.0225)，的確沒(méi)有包含0，說(shuō)明認(rèn)知依賴的中介作用顯著。從表3可知，中介作用的大小(a×b)為-0.0513，說(shuō)明主管信任(TS)通過(guò)認(rèn)知依賴(CD)間接負(fù)向影響任務(wù)績(jī)效(TP)。因此，中介效應(yīng)假設(shè)4得到驗(yàn)證。

此外，本研究采用分層線性回歸方法來(lái)檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)(假設(shè)5和假設(shè)6)。第一步，將性別、年齡、受教育程度、工齡和與主管共事時(shí)間等5個(gè)控制變量納入回歸方程；第二步，納入主效應(yīng)變量(“主管信任”和“權(quán)力距離”)，第三步納入調(diào)節(jié)效應(yīng)(“主管信任”與“權(quán)力距離”的交互項(xiàng))。為了減小回歸方程中變量之間的多重共線性問(wèn)題，在構(gòu)建乘積項(xiàng)之前需要先將自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化或者標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后再將處理后的自變量和調(diào)節(jié)變量相乘[41]。本研究選擇了在SPSS21.0軟件中進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的處理方式。分析結(jié)果如表4所示。

表4 層次回歸分析結(jié)果

注：N=468；*p<0.05、**p<0.01、***p<0.001。

從表4可知：第一，主管信任和權(quán)力距離的交互項(xiàng)(主管信任×權(quán)力距離)與認(rèn)知依賴之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(M3:γ=0.102，p<0.05)，表明權(quán)力距離正向調(diào)節(jié)主管信任與認(rèn)知依賴之間的關(guān)系。因此，假設(shè)5得到驗(yàn)證，圖2反映了該正向交互作用的影響趨勢(shì)。第二，主管信任和權(quán)力距離的交互項(xiàng)(主管信任×權(quán)力距離)與任務(wù)績(jī)效之間的關(guān)系不顯著(M6:γ=-0.038，p>0.05)。因此，假設(shè)6未得到驗(yàn)證。

本研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果匯總?cè)鐖D3所示：

圖2 權(quán)力距離對(duì)主管信任與認(rèn)知依賴的調(diào)節(jié)作用

圖3 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果注：* p<0.05、** p<0.01、*** p<0.001。

五、 結(jié)論與討論

(一) 研究結(jié)論

本研究旨在分析主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效的“雙刃劍”效應(yīng)，并重點(diǎn)探索認(rèn)知依賴在兩者之間的中介作用和權(quán)力距離的調(diào)節(jié)作用。由于主管信任、任務(wù)績(jī)效、認(rèn)知依賴和權(quán)力距離的測(cè)量工具都來(lái)自西方文獻(xiàn)，為了提高量表測(cè)量的有效性，我們根據(jù)中國(guó)語(yǔ)境對(duì)條目進(jìn)行了調(diào)整，并通過(guò)預(yù)測(cè)試對(duì)量表進(jìn)行了提純。檢驗(yàn)表明這四個(gè)概念的區(qū)分效度良好，并通過(guò)相關(guān)分析、Bootstrap檢驗(yàn)和分層線性回歸分析等方法對(duì)6個(gè)假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)，其中5個(gè)得到了驗(yàn)證。研究得到如下結(jié)論：

第一，主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效具有直接的積極影響。從分析結(jié)果看，直接影響(c′)為0.1429(p<0.01)，說(shuō)明主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效有直接的正向影響，這與先前研究中占主導(dǎo)地位的觀點(diǎn)一致[9][16]。

第二，主管信任通過(guò)認(rèn)知依賴對(duì)任務(wù)績(jī)效的間接影響為消極影響。該間接影響(a×b)是通過(guò)認(rèn)知依賴的中介作用來(lái)實(shí)現(xiàn)的，其作用大小為-0.0513。認(rèn)知依賴在主管信任和任務(wù)績(jī)效之間起著部分中介作用。其中，主管信任正向影響認(rèn)知依賴，認(rèn)知依賴與任務(wù)績(jī)效負(fù)相關(guān)。

第三，主管信任是一把“雙刃劍”，其是否能夠促進(jìn)員工的任務(wù)績(jī)效還取決于積極影響路徑和消極影響路徑的大小比較。在本研究中，總體影響(c)為正向，作用大小為0.0915(p<0.05)。雖然總體上主管信任對(duì)員工任務(wù)績(jī)效有著積極促進(jìn)作用，但由于直接影響和間接影響兩條路徑的作用方向相反，間接作用(認(rèn)知依賴)的負(fù)向影響大大削弱了直接作用的正向影響。可見(jiàn)，主管信任是一把“雙刃劍”，一方面通過(guò)減少內(nèi)耗對(duì)下屬任務(wù)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，另一方面通過(guò)增加認(rèn)知依賴對(duì)下屬任務(wù)績(jī)效產(chǎn)生消極影響。

(二) 理論貢獻(xiàn)與實(shí)踐意義

本研究的理論貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，構(gòu)建了主管信任作用機(jī)制的理論模型，并對(duì)主管信任與任務(wù)績(jī)效之間的傳導(dǎo)機(jī)制和邊界條件進(jìn)行了探索。先前研究主要關(guān)注主管信任對(duì)員工及組織績(jī)效的直接作用，或者將主管信任作為領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與下屬績(jī)效的中介變量，鮮有研究探索主管信任對(duì)員工任務(wù)績(jī)效之間的傳導(dǎo)機(jī)制。本研究從直接影響和間接影響兩條路徑來(lái)探索主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效的作用機(jī)制，拓展了主管信任的研究視角。第二，開(kāi)創(chuàng)性地將認(rèn)知依賴引入主管信任的作用機(jī)制研究中，同時(shí)從正反兩方面探索了主管信任的積極影響和消極影響。先前研究主要關(guān)注主管信任的陽(yáng)光面，卻忽視了信任也會(huì)產(chǎn)生認(rèn)知依賴等負(fù)面影響。Conger指出，對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴是“領(lǐng)導(dǎo)的陰暗面”，來(lái)自領(lǐng)導(dǎo)的影響往往具有兩面性[34]。因此，同時(shí)研究主管信任的陽(yáng)光面和陰暗面有利于更加全面和客觀地探索其作用機(jī)制。第三，為主管信任與任務(wù)績(jī)效之間的關(guān)系不穩(wěn)定提供了一種可能的解釋。當(dāng)前關(guān)于主管信任與任務(wù)績(jī)效的關(guān)系研究結(jié)論并不一致，不少學(xué)者認(rèn)為主管信任對(duì)任務(wù)績(jī)效有直接影響，而也有學(xué)者認(rèn)為它們之間不相關(guān)。本研究發(fā)現(xiàn)主管信任具有“雙刃劍”效應(yīng)，這可能正是先前研究中結(jié)論不一致的原因所在。

本文的研究結(jié)果有著重要的實(shí)踐意義。

首先，以信任特征為基礎(chǔ)，加強(qiáng)對(duì)主管的甄選、培訓(xùn)和考評(píng)工作，增強(qiáng)下屬對(duì)主管的信任，促進(jìn)員工提高工作績(jī)效。企業(yè)中員工與直接主管接觸十分密切，對(duì)直接主管的信任很大程度上影響著員工對(duì)組織的信任。然而，主管展現(xiàn)出正直、仁慈和能力強(qiáng)等令下屬信任的特征是提高主管信任的前提。在管理實(shí)踐中，可從以下三個(gè)方面提高主管信任：第一，選拔任用主管時(shí)，應(yīng)將信任特征納入選拔標(biāo)準(zhǔn)，并通過(guò)查閱檔案、360度訪談等方法對(duì)信任特征進(jìn)行鑒別；第二，加強(qiáng)對(duì)主管的管理能力和業(yè)務(wù)能力培訓(xùn)，提高主管在人際關(guān)系和專業(yè)技術(shù)等方面的知識(shí)和技能，從而增強(qiáng)主管對(duì)下屬的影響力；第三，對(duì)下屬是否信任其直接主管進(jìn)行考評(píng)，引導(dǎo)、監(jiān)督和激勵(lì)主管在工作中展現(xiàn)出更多的令員工信任的言行。

其次，減少下屬的認(rèn)知依賴，抑制主管信任帶來(lái)的“副作用”。下屬在認(rèn)知上對(duì)主管產(chǎn)生了依賴甚至盲目崇拜，將按部就班地開(kāi)展工作，不會(huì)主動(dòng)去追求專業(yè)技術(shù)上的精益求精。在管理實(shí)踐中，只有克服了認(rèn)知依賴的副作用才能更好地發(fā)揮主管領(lǐng)導(dǎo)活動(dòng)的有效性。具體可以采取如下措施：加強(qiáng)主管與下屬的交流與溝通，鼓勵(lì)下屬獨(dú)立思考和提出自己的見(jiàn)解；樹(shù)立親民的主管形象，反對(duì)盲目崇拜，讓員工敢于向主管表達(dá)自己的真實(shí)想法；主管在管理活動(dòng)中對(duì)下屬進(jìn)行適當(dāng)?shù)氖跈?quán)，允許下屬在權(quán)限范圍內(nèi)獨(dú)立自主開(kāi)展工作，而不是事事等待領(lǐng)導(dǎo)來(lái)決策，從而減少下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的依賴感。

最后，營(yíng)造民主、平等、自由和充滿人文關(guān)懷的組織氛圍，降低員工的權(quán)力距離。研究表明，權(quán)力距離會(huì)增強(qiáng)下屬對(duì)主管的認(rèn)知依賴，從而削弱主管信任的積極效應(yīng)。高權(quán)力距離組織不利于全面質(zhì)量管理體系的運(yùn)行，容易形成組織惰性而對(duì)組織的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展不利；如果主管的權(quán)力距離高，則會(huì)認(rèn)為員工不值得信任，在決策時(shí)不需要員工的參與，不愿意與下級(jí)分享權(quán)力，較少對(duì)下級(jí)有授權(quán)行為；高權(quán)力距離的下屬會(huì)贊同以上觀點(diǎn)，喜歡上級(jí)直接做出決定，因此也不必承擔(dān)工作責(zé)任?？梢?jiàn)，降低組織、主管及員工的權(quán)力距離均有利于充分發(fā)揮下屬的主觀能動(dòng)性，從而提高組織及個(gè)人績(jī)效。在管理實(shí)踐中，應(yīng)提倡參與式管理，充分調(diào)動(dòng)員工的工作積極性。參與式管理是一種民主的管理模式，能增強(qiáng)員工的主人翁責(zé)任感，讓員工有更多的機(jī)會(huì)參與到管理活動(dòng)中去，從而降低員工的權(quán)力距離。

(三) 研究局限與未來(lái)展望

本文也有一定的局限，有待在未來(lái)研究中進(jìn)行完善。第一，沒(méi)有對(duì)主管信任進(jìn)行系統(tǒng)的本土化探索。在中國(guó)組織情景下，主管信任有其獨(dú)特的內(nèi)涵，未來(lái)的研究可扎根中國(guó)管理實(shí)踐，挖掘主管信任的本土化涵義，開(kāi)發(fā)本土的測(cè)量工具。第二，本研究使用橫截面數(shù)據(jù)，不利于揭示變量間的因果關(guān)系。不少學(xué)者呼吁，自變量、中介變量和因變量應(yīng)該分三個(gè)階段進(jìn)行測(cè)量。將來(lái)可進(jìn)行追蹤研究，對(duì)本研究的因果關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。第三，領(lǐng)導(dǎo)從組織或者團(tuán)隊(duì)層面更能發(fā)揮其效能，然而，本研究?jī)H僅關(guān)注了個(gè)體層面的主管信任。未來(lái)研究可從團(tuán)隊(duì)層面或組織層面對(duì)主管信任的作用機(jī)制進(jìn)行探索。

[1]STACHOWICZ-STANUSCH A, SIMHA A. The Effects of Ethical Climates on Trust in Supervisor and Trust in Organization in a Polish Context[J].Management Decision,2015,53(1):24-39.

[2]KRAMER R M. Trust and Distrust in Organizations: Emerging Perspectives, Enduring Questions[J].Annual Review of Psychology,1999,50(1):569-598．

[3]HOGAN R, CURPHY G J, HOGAN J. What We Know About Leadership: Effectiveness and Personality[J].American Psychologist,1994,49(6):493-504.

[4]MAYER R C, DAVIS J H, SCHOORMAN F D. An Integrative Model of Organizational Trust[J].Academy of Management Review,1995,20(3):709-734.

[5]張四龍，李明生，顏愛(ài)民.組織道德氣氛、主管信任和組織公民行為的關(guān)系[J].管理學(xué)報(bào)，2014,11(1):61-68.

[6]李寧，嚴(yán)進(jìn).組織信任氛圍對(duì)任務(wù)績(jī)效的作用途徑[J].心理學(xué)報(bào)，2007,39(6):1111-1121.

[7]CHUGHTAI A, BYRNE M, FLOOD B. Linking Ethical Leadership to Employee Well-Being: The Role of Trust in Supervisor[J].Journal of Business Ethics,2015,128(3):653-663.

[8]STEPHEN P R, TIMOTHY A J. 組織行為學(xué)(第14版)[M].孫健敏,李原,黃小勇，譯.北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2012:338,359.

[9]DIRKS K T, FERRIN D L. The Role of Trust in Organizational Settings[J].Organization Science, 2001,12(4):450-467.

[10]YONG W K. HR Practices and Knowledge Sharing Behavior: Focusing on the Moderating Effect of Trust in Supervisor[J].Public Personnel Management,2014,43(4):586-607.

[11]ZACHARATOS A, BARLING J, IVERSON R D. High-Performance Work Systems and Occupational Safety[J].Journal of Applied Psychology, 2005,90(1):77-93.

[12]鄭伯塤.企業(yè)組織中上下屬的信任關(guān)系[J].社會(huì)學(xué)研究,1999(2):22-37.

[13]ROUSSEAU D M, SITKIN S B, BURT R S, et al. Not So Different After All: A Cross-Discipline View of Trust[J].Academy of Management Review,1998,23(3):393-404.

[14]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(wèn)卷調(diào)查的實(shí)證研究[J].南方經(jīng)濟(jì)，2014(1):77-88.

[15]COSTIGAN R D, ILTER S S, BERMAN J J. A Multi-dimensional Study of Trust in Organizations[J].Journal of Managerial Issues,1998,10(3):303-317.

[16]MAYER R C, GAVIN M B. Trust in Management and Performance: Who Minds the Shop While the Employees Watch the Boss?[J].Academy of Management Journal,2005,48(5):874-888.

[17]ARYEE S, BUDHWAR P S, CHEN Z X. Trust as a Mediator of the Relationship Between Organizational Justice and Work Outcomes: Test of a Social Exchange Model[J].Journal of Organizational Behavior,2002,23(3):267-285.

[18]韋慧民，龍立榮. 主管認(rèn)知信任和情感信任對(duì)員工行為及績(jī)效的影響[J].心理學(xué)報(bào)，2009,41(1):86-94.

[19]EISENBEIβ S A, BOERNER S. A Double-edged Sword: Transformational Leadership and Individual Creativity[J].British Journal of Management, 2013, 24(1):54-68.

[20]李愛(ài)梅，譚清方，楊慧琳.“領(lǐng)導(dǎo)與下屬雙向信任”的形式及其作用機(jī)制研究[J].暨南學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2012,34(2):73-79.

[21]楊曉,師萍,譚樂(lè).領(lǐng)導(dǎo)—成員交換社會(huì)比較、內(nèi)部人身份認(rèn)知與工作績(jī)效:領(lǐng)導(dǎo)—成員交換關(guān)系差異的作用[J].南開(kāi)管理評(píng)論，2015,18(4):26-35.

[22]WU M, HUANG X, LI C. Perceived Interactional Justice and Trust-in-Supervisor as Mediators for Paternalistic Leadership[J].Management and Organization Review,2012,8(1):97-121．

[23]SCHRIESHEIM C A, Castro S L, Cogliser C C. Leader-Member Exchange (LMX) Research: A Comprehensive Review of Theory, Measurement, and Data-Analytic Practices[J].The Leadership Quarterly,1999,10(1):63-113.

[24]TIERNEY P, FARMER S M, GRAEN G B. An Examination of Leadership and Employee Creativity: The Relevance of Traits and Relationships[J].Personnel Psychology,1999,52(3):591-620.

[25]BROWN S P, LEIGHT T W. A new Look at Psychological Climate and Its Relationship to Job Involvement Effort and Performance[J].Journal of Applied Psychology,1996,81(4):358-368.

[26]SCHOORMAN F D, Mayer R C, Davis J H. An Integrative Model of Organizational Trust: Past, Present, and Future[J].The Academy of Management Review,2007,32(2):344-354.

[27]BIRTCHNELL J. Defining dependence [J].British Journal of Medical Psychology,1988,61(1):111-123.

[28]BRUMBELOW D L. Lean on Me: The Power of Positive Dependency in Intimate Relationships[J].Library Journal,1995,120(1):123.

[29]古銀華,李海東,李璞,等.下屬依賴研究述評(píng)與展望[J].軟科學(xué),2016，30(12):76-79.

[30]WHITENER E M. The Impact of Human Resource Activities on Employee Trust[J].Human Resource Management Review, 1997,7(4):389-404.

[31]EMERSON R M. Power-Dependence Relations [J].American Sociological Review, 1962, 27(1): 31-41.

[32]HOWELL J M. Two Faces of Charisma: Socialized and Personalized Leadership in Organizations[C]∥CONGER J A, KANUNGO R N. Charismatic Leadership. San-Francisco: Jossey-Bass,1988:213-236.

[33]MEIND L, JAMES R. Charismatic Leadership in Organizations (Book Review) [J].Administrative Science Quarterly, 2001, 46(1):163-165.

[34]CONGER J A. The Dark Side of Leadership[J].Organizational Dynamics, 1990, 19(2): 44-55.

[35]SHAMIR B. The Charismatic Relationship: Alternative Explanations and Predictions[J].Leadership Quarterly, 1991, 2(2): 81-104.

[36]古銀華. 包容型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工創(chuàng)新行為的影響——一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介模型[J].經(jīng)濟(jì)管理,2016,38(4):93-103.

[37]HOFSTEDE G. Motivation，Leadership，and Organization: Do American Theories Apply Abroad?[J].Organizational Dynamics，1980,9(1):42-63.

[38]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 Traditionally[J].Academy of Management Journal，2007, 50(3):715-729.

[39]楊中芳,趙志裕.測(cè)謊題到底是在測(cè)什么[J].教育研究與實(shí)驗(yàn),1990,28(3):63-72.

[40]陳瑞，鄭毓煌，劉文靜.中介效應(yīng)分析：原理、程序、Bootstrap方法及其應(yīng)用[J].營(yíng)銷科學(xué)學(xué)報(bào)，2014，9(4)：120-135.

[41]陳曉萍,徐淑英,樊景立.組織與管理研究的實(shí)證方法[M].北京:北京大學(xué)出版社,2012:428-429.

(責(zé)任編輯 束順民)

Can Supervisory Trust Really Improve Employees’ Task Performance？——The Role of Cognitive Dependence and Power Distance

GU Yin-hua1,2，LI Hai-dong3，SU Yong1

(1.SchoolofManagement，F(xiàn)udanUniversity，Shanghai200433,China；2.CollegeofManagementScience，ChengduUniversityofTechnology，Chengdu610059,China；3.SchoolofManagementandEconomy，JingdezhenCeramicInstitute,Jingdezhen333403,China)

At present, there still are some disputes about the effect of supervisory trust on employees’ task performance. The current study explores the influence mechanism of the supervisory trust on task performance, and examines the mediating effect of cognitive dependence and the moderating effect of power distance. Based on a sample of 468 sets of supervisor-subordinate questionnaires from 67 companies, the research results indicate that supervisory trust has a significant and positive effect on employees’ task performance, and cognitive dependence plays a partial mediating role between supervisory trust and task performance, and power distance can positively adjust the effect of supervisory trust on cognitive dependence.

supervisory trust; task performance; cognitive dependence; power distance

2016-06-02

中國(guó)博士后科學(xué)基金面上資助項(xiàng)目“中國(guó)組織情境下包容型領(lǐng)導(dǎo)的雙路徑作用機(jī)制追蹤研究”(2016M601513)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“我國(guó)健康人力資本的結(jié)構(gòu)維度、測(cè)量體系及提升策略研究”(16BGL097)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金課題“基于動(dòng)因視角的企業(yè)員工管家行為研究：形成機(jī)制與影響”(15YJC630054)

古銀華，男，副教授，管理學(xué)博士，主要從事組織行為與人力資源管理研究; 李海東，男，講師，管理學(xué)博士，主要從事組織行為與人力資源管理研究；蘇勇，男，教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事組織行為與人力資源管理、企業(yè)戰(zhàn)略與文化、品牌戰(zhàn)略與消費(fèi)者行為研究。

C93

A

1000-2154(2017)01-0034-10

10.14134/j.cnki.cn33-1336/f.2017.01.004