于桂蘭，姚軍梅，張藍戈

(1.吉林大學 數(shù)量經(jīng)濟研究中心，吉林 長春 130012；2.吉林大學 商學院，吉林 長春 130012)

家長式領導、員工信任及工作績效的關系研究

于桂蘭1，姚軍梅2，張藍戈2

(1.吉林大學 數(shù)量經(jīng)濟研究中心，吉林 長春 130012；2.吉林大學 商學院，吉林 長春 130012)

中國情境下的家長式領導對工作績效有什么影響以及如何影響? 一直是相關領域的重要課題。筆者將員工信任作為家長式領導與工作績效之間的中介變量，探究三者之間的關系。實證研究表明：家長式領導的兩個維度仁慈領導和德行領導對工作績效及員工信任的兩個維度情感信任和認知信任，均有正向影響，第三個維度威權(quán)領導對工作績效和認知信任沒有負向影響，但對情感信任有負向影響；員工信任對工作績效有正向影響；員工信任在家長式領導與工作績效之間具有部分中介作用。

家長式領導；員工信任；工作績效

一、引 言

領導風格對工作績效的影響，已受到越來越多學者的關注，但形成于歐美文化背景下的領導風格理論，并不完全適用于中國情境。因此，一些華人學者對孕育于中國傳統(tǒng)文化土壤的領導風格—家長式領導，進行了研究，并探討了家長式領導與工作績效之間的關系。但在家長式領導與工作績效之間是否還有中介機制存在? 本文試圖將員工信任作為中介變量，探討這三者之間的關系。

二、理論分析與研究假設

鄭伯塤與樊景立(2000)將家長式領導定義為：在一種人治的氛圍下所表現(xiàn)出的具有嚴明紀律與權(quán)威、父親般的仁慈及道德廉潔性的領導方式[1]127-180，并將其劃分為威權(quán)、仁慈、德行三個維度[2]13-64。而工作績效是員工在個體層面整體績效的表現(xiàn)，由單位貢獻、相對表現(xiàn)、工作表現(xiàn)及按時完工四個方面構(gòu)成(鄭伯塤，樊景立，1997)[3]103-118。鞠芳輝(2008)等認為員工信任是下屬基于對領導者行為或目的懷有美好期待，為此愿意承受一定風險的行為，是員工對領導的一種主觀心理期待[4]85-101。McAllister(1995)將信任分為情感型信任和認知型信任兩個維度[5]24-59。

(一)家長式領導對工作績效的影響

從家長式領導概念提出至今，學者們一直在探討其與工作績效的關系。威權(quán)領導強調(diào)對員工實施嚴苛的管理，使被管理者產(chǎn)生逆反心理，但受我國文化傳統(tǒng)的影響，員工表面遵從，而實際工作中消極怠工。仁慈領導主張給予員工關懷，使員工更加努力工作，帶來更好的工作績效。德行領導以較高的道德水平潛移默化地影響員工，進而帶來更高的工作績效?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H1：家長式領導對工作績效具有影響

H1.1：仁慈領導對工作績效具有正向影響

H1.2：德行領導對工作績效具有正向影響

H1.3：威權(quán)領導對工作績效具有負向影響

(二)家長式領導對員工信任的影響

鄭伯塤(1995)發(fā)現(xiàn)領導者是影響員工信任的前因變量。積極的領導可以增加員工對企業(yè)的依附感，降低離職率，提高員工對工作的信心[6]142-219。在情感信任方面，王新怡(2003)認為情感信任的產(chǎn)生多基于情感層面的互動，而領導與員工的互動就是情感方面的體現(xiàn)。當領導的情感投入帶給員工積極的感知時，會增加員工的情感信任。而認知信任的形成則是產(chǎn)生于交往過程中除情感層面之外的其他因素，例如，領導者的業(yè)務水平等方面。當領導者業(yè)務熟練，在面對決策時能夠果斷做出抉擇，會提高員工的認知信任水平。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：家長式領導對員工信任有影響

H2.1：家長式領導對情感信任有影響

H2.1.1：仁慈領導對情感信任具有正向影響

H2.1.2：德行領導對情感信任具有正向影響

H2.1.3：威權(quán)領導對情感信任具有負向影響

H2.2：家長式領導對認知信任有影響

H2.2.1：仁慈領導對認知信任具有正向影響

H2.2.2：德行領導對認知信任具有正向影響

H2.2.3：威權(quán)領導對認知信任具有負向影響

(三)員工信任對工作績效的影響

當組織成員對組織有一定的信任度，個體可以投入更多的個人資源到工作中，取得較好的工作績效。鄭伯塤(1995)認為信任對降低企業(yè)經(jīng)營風險等具有重要作用，從而提高組織的績效[6]142-219。基于以上分析，本文提出如下假設：

H3：員工信任對工作績效有影響

H3.1：情感信任對工作績效具有正向影響

H3.2：認知信任對工作績效具有正向影響

(四)家長式領導通過員工信任的中介作用對工作績效產(chǎn)生影響

鄭伯塤、樊景立(2000)發(fā)現(xiàn)家長式領導一定程度上是變革型領導與華人文化的結(jié)合[1]127-180。鞠芳輝等(2008)認為員工信任作為中介變量在變革型領導與工作績效之間產(chǎn)生影響[4]85-101。通過以往文獻梳理發(fā)現(xiàn)，情感認知會影響個體的行為。而認知信任同樣影響行為者的認知，進而對員工的行為產(chǎn)生影響?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H4：員工信任在家長式領導與工作績效之間具有中介作用

H4.1：情感信任在仁慈領導與工作績效之間具有中介作用

H4.2：情感信任在德行領導與工作績效之間具有中介作用

H4.3：情感信任在威權(quán)領導與工作績效之間具有中介作用

H4.4：認知信任在仁慈領導與工作績效之間具有中介作用

H4.5：認知信任在德行領導與工作績效之間具有中介作用

H4.6：認知信任在威權(quán)領導與工作績效之間具有中介作用

三、研究方法與數(shù)據(jù)分析

(一)數(shù)據(jù)收集

本次問卷借助問卷星網(wǎng)頁發(fā)放與收集。通過向195個微信好友、17個QQ群、11個微信群、QQ空間、微信朋友圈發(fā)送鏈接邀請已經(jīng)在職的親朋好友填寫問卷。本次問卷發(fā)放過程歷時兩周，在2015年3月1日至14日期間，回收有效問卷446份。研究的對象主要集中在吉林、遼寧、北京、山東、云南和廣東省市，少量研究數(shù)據(jù)來自其他省市和國外，調(diào)查對象來自不同行業(yè)。

(二)研究變量的操作性定義以及測量工具

1.家長式領導的操作性定義及量表

本文采用鄭伯塤、樊景立(2000)對家長式領導的定義。鄭伯塤(2004)在最初家長式領導量表基礎上改進的28題項量表。三個維度的一致性系數(shù)分別為0.900、0.931和0.748，具有良好的信度，三個維度的總體解釋方差為54.026%，具有較好的效度。本文中的量表統(tǒng)一為李克特五點計分。

2.工作績效量表的操作性定義及量表

本文采用鄭伯塤與樊景立(1997)對工作績效的定義。鄭伯塤、樊景立(1997)發(fā)展的工作績效量表，共四個題項，分別從四個角度來測量員工的整體工作績效，突出家長式領導對員工整體工作績效的影響，該量表Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.744，累積解釋方差為56.829%，具有良好的信度和效度。

3.員工信任量表的操作性定義及量表

本文借鑒鞠芳輝(2008)對員工信任的定義。參考Aryee(2002)、王新怡(2003)等使用的員工信任量表，僅從信任者角度去測量對領導的信任水平，量表共8個測量題項，具有良好的信度和效度，α系數(shù)分別為0.858和0.840，累積解釋方差為69.468%。

(三)數(shù)據(jù)處理方法

本文采用SPSS18.0對數(shù)據(jù)進行分析，具體如下：

1.變量描述性分析

在446位受訪者中，女性占63%，本科及以上占76.4%，工齡為2年及以下占56.7%。為了更好地了解各個變量的統(tǒng)計分析結(jié)果，本文針對每個變量都分別進行統(tǒng)計分析，威權(quán)領導、仁慈領導和德行領導的均值分別為2.89、3.22和3.54，說明調(diào)研對象中三種領導行為均存在。員工的認知信任均值為3.62，員工的情感信任為3.291，說明情感信任受家長式領導影響更大。工作績效的均值達到3.469，表明本次調(diào)研對象的整體績效水平較高。

2.信度、效度分析

(1)總體變量信度分析

本次調(diào)查問卷40個題項的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.924>0.8，標準化的Cronbach’s Alpha系數(shù)達0.924>0.8，信度處在較高水平。

(2)各分量表信度分析

對家長式領導量表、員工信任量表、工作績效量表分別做信度分析。威權(quán)領導、仁慈領導、德行領導、情感信任、認知信任以及工作績效的Cronbach’s Alpha值分別為0.748，0.900，0.931，0.858，0.840，0.740以及基于標準化項的 Cronbachs Alpha值分別為0.747，0.901，0.932，0.858，0.841，0.747，說明各量表的信度處于較高水平。

(3)各分量表效度分析

一是家長式領導的效度分析。

家長式領導量表包括威權(quán)領導，德行領導和仁慈領導三個維度共28個題項，它的KMO值為0.922>0.7，Sig系數(shù)為0.000，樣本可以進行因子分析。對28個題項做因子分析，采用主成份分析法提取主成份，利用最大方差法進行旋轉(zhuǎn)，得到3個因子，家長式領導的三個因子中威權(quán)領導的第四個題項的解釋方差僅為0.161，其提問方式與內(nèi)容和其他題項明顯不同，經(jīng)過分析將其刪除。仁慈領導的第八個題項與德行領導存在交叉負荷現(xiàn)象，將仁慈領導的第八個題項刪除。然后對家長式領導的26個題項重新進行因子分析，且各題項不存在交叉負荷現(xiàn)象，累計解釋方差分別為23.928%、41.748%和53.796%，調(diào)整后的家長式領導量表有良好的結(jié)構(gòu)效度。

二是員工信任量表的效度分析。

員工信任量表包括情感信任和認知信任兩個維度8個題項，它的KMO值為0.907>0.75，Sig系數(shù)為0.000<0.001，樣本可以進行因子分析。各因子載荷值均大于0.5，累計解釋方差69.468%，說明該量表有良好的結(jié)構(gòu)效度。

三是工作績效量表的效度分析。

工作績效量表包括四個題項，它的KMO值為0.696，接近0.70，Sig系數(shù)為0.000<0.001，表明樣本可以進行因子分析。4個題項的因子載荷值均大于0.5，累計解釋方差為56.829%>50%，說明該量表有良好的結(jié)構(gòu)效度。

3.相關性分析

本文對家長式領導、員工信任、工作績效進行相關分析后，結(jié)果如下：

家長式領導中的仁慈領導與情感信任、認知信任的相關系數(shù)分別為0.734，0.630，而德行領導與情感信任、認知信任的相關系數(shù)分別為0.675，0.710，表明仁慈領導與員工信任各維度以及德行領導與員工信任各維度都具有較高的相關性。而威權(quán)領導與情感信任、認知信任的相關系數(shù)分別為-0.097，-0.029，表明威權(quán)領導與員工信任各維度不相關。仁慈領導、德行領導與工作績效的相關系數(shù)分別為0.245，0.224，表明仁慈領導與工作績效以及德行領導與工作績效存在相關關系，而威權(quán)領導與工作績效的相關系數(shù)為0.084，表明威權(quán)領導與工作績效不相關。

4.回歸分析

(1)家長式領導各維度與工作績效的回歸

如表1所示，標準化系數(shù)β為0.236，Sig值為0.000，假設H1.1：“仁慈領導對工作績效具有正向影響”成立。對德行領導和工作績效以及威權(quán)領導和工作績效分別進行回歸，得到標準化系數(shù)β分別為0.211，0.048，Sig值分別為0.000，0.154，因此，假設H1.2：“德行領導對工作績效具有正向影響”成立，假設H1.3：“威權(quán)領導對工作績效具有負向影響”不成立。

表1 仁慈領導與工作績效的回歸

a.因變量：工作績效。

(2)家長式領導各維度與員工信任各維度的回歸

運用和表1相同的方法，分別對仁慈領導和情感信任，德行領導和情感信任以及威權(quán)領導和情感信任進行回歸，標準化系數(shù)β分別為 0.715，0.678，-0.109，Sig值分別為0.000，0.000，0.022，因此，假設H2.1.1：“仁慈領導對情感信任具有正向影響”和H2.1.2：“德行領導對情感信任具有正向影響”和H2.1.3：“威權(quán)領導對情感信任具有負向影響”均成立。

對仁慈領導和認知信任，德行領導和認知信任以及威權(quán)領導和認知信任進行回歸，標準化系數(shù)β分別為0.620，0.721，-0.036，Sig值分別為0.000，0.000，0.446，假設H2.2.1：“仁慈領導對認知信任具有正向影響”和H2.2.2：“德行領導對認知信任具有正向影響”均成立，H2.2.3：“威權(quán)領導對認知信任具有負向影響”不成立。

(3)員工信任各維度與工作績效的回歸

運用和表1同樣方法，分別對情感信任與工作績效以及認知信任與工作績效進行回歸，標準化系數(shù)β值分別為0.268，0.260，Sig值均為0.000，因此，假設H3.1：“情感信任對工作績效具有正向影響”和H3.2：“認知信任對工作績效具有正向影響”均成立。

(4)員工信任的中介作用檢驗

一是員工信任在仁慈領導和工作績效之間的中介作用檢驗。

首先，對仁慈領導和工作績效進行回歸。根據(jù)前面得知，標準化系數(shù)β為0.236，Sig值為0.000，可知仁慈領導對工作績效影響顯著。

其次，對仁慈領導和員工信任的兩個維度進行回歸。根據(jù)前面分析得知，仁慈領導與情感信任和認知信任的標準化系數(shù)β分別為0.715，0.620，Sig值均為0.000，說明仁慈領導對情感信任以及認知信任都有顯著影響。

最后，對員工信任的兩個維度和工作績效進行回歸。根據(jù)前面分析得知，情感信任與認知信任對工作績效的標準化系數(shù)β分別為0.268、0.260，Sig值均為0.000，表明員工信任的兩個維度對工作績效有顯著影響。

將仁慈領導和情感信任作為自變量，工作績效作為因變量進行回歸：

如表2，仁慈領導對工作績效的標準化系數(shù)β為0.074，小于仁慈領導對于工作績效的一元回歸標準化系數(shù)β為0.236，情感信任對工作績效的標準化系數(shù)β為0.216，Sig值均為 0.000，假設 H4.1：“情感信任在仁慈領導與工作績效之間具有中介作用”成立。

表2 仁慈領導、情感信任與工作績效的回歸

運用和表2相同的方法，將仁慈領導和認知信任作為自變量，工作績效作為因變量進行回歸，仁慈領導對工作績效的標準化系數(shù)β為0.107，Sig值為0.063，認知信任對工作績效的標準化系數(shù)β為0.216，Sig值為 0.001，假設H4.4：“認知信任在仁慈領導與工作績效之間具有中介作用”成立。

二是員工信任在德行領導和工作績效之間的中介作用檢驗。

運用和表2相同的處理方法，根據(jù)前面分析得知，德行領導和工作績效的標準化系數(shù)β為0.211，Sig 值為 0.000，可知德行領導對工作績效的影響顯著。

其次，根據(jù)前面分析得知，德行領導與情感信任以及認知信任的標準化系數(shù)β分別為0.678，0.721，Sig值均為0.000，說明德行領導對情感信任以及認知信任都有顯著影響。

最后，根據(jù)前面得知，情感信任與認知信任對工作績效的標準化系數(shù)β分別為0.268，0.260，Sig值均為0.000，表明員工信任的兩個維度對工作績效都有顯著影響。

運用和表2相同的處理方法，將德行領導和情感信任為自變量，工作績效作為因變量進行回歸，德行領導對工作績效的標準化系數(shù)β為0.053小于德行領導對于工作績效的一元回歸標準化系數(shù)β為0.211，情感信任對工作績效的標準化系數(shù)β為0.232，Sig值均為0.000，假設H4.2：“情感信任在德行領導與工作績效之間具有中介作用”成立。同理，將德行領導和認知信任作為自變量，工作績效作為因變量進行回歸，德行領導對工作績效的標準化系數(shù)β為0.048，Sig值為0.463，認知信任對工作績效的標準化系數(shù)β為0.226，Sig值為0.001，假設H4.5：“認知信任在德行領導與工作績效之間具有中介作用”成立。

三是員工信任在威權(quán)領導和工作績效之間的中介作用檢驗。

將威權(quán)領導與工作績效進行回歸，根據(jù)前面分析得知，標準化系數(shù)β為0.048，Sig值為0.154，停止檢驗。H4.3：“情感信任在威權(quán)領導與工作績效之間具有中介作用”和假設H4.6：“認知信任在威權(quán)領導與工作績效之間具有中介作用”不成立。

四、研究結(jié)論與討論

(一)家長式領導對工作績效的影響

仁慈領導與德行領導得到員工的擁護，員工會提高工作績效；而威權(quán)領導與工作績效之間的關系不顯著，可能的原因是，在高權(quán)利距離的文化背景下，員工對威權(quán)領導的某些表現(xiàn)可能會不滿，但會自發(fā)調(diào)整心態(tài)，盡可能完成工作。

(二)家長式領導對員工信任的影響

威權(quán)領導與員工之間具有較高的權(quán)利距離，對情感信任產(chǎn)生負向的影響，而仁慈領導與德行領導強調(diào)領導與員工間情感交流，給情感信任帶來積極的影響。

仁慈領導、德行領導對認知信任均有顯著影響。認知信任不同于情感信任，它所強調(diào)的信任產(chǎn)生于情感之外的因素，例如領導能力等因素，員工對威權(quán)領導缺少情感依賴，并不妨礙對領導能力等的認可，因此，威權(quán)領導對認知信任有顯著負向影響的假設不成立。

(三)員工信任對工作績效的影響

情感信任和認知信任對工作績效的影響顯著。員工與自己的直接領導在工作中接觸最多，員工對領導的信任一定程度上可以體現(xiàn)員工對單位的信任，當員工信任水平較高時，員工會增加對工作的情感投入，更好地提高工作績效。

(四)員工信任在家長式領導與工作績效之間的中介作用

情感信任在仁慈領導與工作績效之間以及德行領導與工作績效之間均為部分中介。而認知信任在仁慈領導與工作績效之間、德行領導與工作績效之間均是完全中介。

上述中介作用的成立表明，對不同的領導風格，員工會對組織產(chǎn)生不同的情感認知，調(diào)節(jié)自身對組織的信任程度，從而員工會在自己的績效表現(xiàn)方面做出反應。

[1] 樊景立，鄭伯塤.華人組織的家長式領導：一項文化觀點的分析[J].本土心理學研究，2000(13).

[2] 鄭伯塤，周麗芳，樊景立.家長式領導三元模式的建構(gòu)與測量[J].本土心理學研，2000(14).

[3] 樊景立，鄭伯塤.華人自評式績效考核中的自謙偏差：題意、謙虛價值及自尊之影響[J].中華心理學刊，1997(2).

[4] 鞠芳輝，謝子遠，寶貢敏.西方與本土：變革型、家長型領導行為對民營企業(yè)績效影響的比較研究[J].管理世界，2008(5).

[5] McAllister，D.J.Affect-and Cognition-Based Trust as Foundations for Interpersonal Cooperation in Organizations[J].The Academy of Management Journal，1995(38).

[6] 鄭伯塤.差序格局與華人組織行為[J].本土心理學研究，1995(3).

[責任編輯：哲 文]

A Study on the Relations among Paternalistic Leadership，Employee Trust and Work Performance

YU Gui-lan1，2，YAO Jun-mei2，ZHANG Lan-ge2

(1.Center for Quantitative Economics，Jilin University，Changchun 130012，China；2.Business School，Jilin University，Changchun 130012，China)

How is the influence of the paternalistic leadership on job performance in the Chinese context and how to affect it? This has been an important topic in related fields.We explore the relationship between paternalistic leadership and employee trust and work performance of the three and have the following conclusion：Paternalistic leadership’s effect on the work performance is established partly.Paternalistic leadership’s effect on the employee trust is established partly.Employee trust has positive effect on work performance.Affect-based trust plays a partial intermediary role between benevolent leadership and work performance.

Paternalistic Leadership；Employee Trust；Work Performance

10.16164/j.cnki.22-1062/c.2017.02.021

2016-10-15

吉林省社會科學基金項目(2015BS58)；吉林大學勞動關系專項研究課題(2015LD001)。

于桂蘭(1964-)，女，吉林集安人，吉林大學商學院教授，博士生導師；姚軍梅(1976-)，女，江蘇南通人，吉林大學商學院博士研究生；張藍戈(1990-)，女，吉林白山人，吉林大學商學院碩士研究生。

C939：F272

A

1001-6201(2017)02-0125-05