飯店員工敬業(yè)程度影響因素的縱斷研究

劉 芳 凌 茜 汪純孝 于立揚

(1.中山大學管理學院，廣東廣州510275; 2.華南師范大學旅游管理系，廣東廣州510631; 3.上海師范大學旅游學院，上海200234)

1 研究目的

員工的敬業(yè)程度是國內外企業(yè)管理學術界研究的一個熱點問題。許多研究結果表明，與不敬業(yè)的員工相比較，敬業(yè)的員工對他們的工作比較滿意，對組織的歸屬感較強，離職意向較弱，更可能提高工作績效。

企業(yè)管理人員充分了解員工敬業(yè)程度的影響因素，才能采取有效的管理措施，提高員工敬業(yè)程度。但是，至今為止，學術界探討員工敬業(yè)程度影響因素的實證研究成果仍比較少見。不少歐美學者指出，管理人員的領導風格、組織氛圍和員工群體的敬業(yè)程度會影響員工個人的敬業(yè)程度(Bakker，Van Emmerik and Euwema，2006;Macey，Schneider，2008;Schaufeli，Salanova，2008)。然而，在現(xiàn)有的實證研究成果中，學術界較少研究管理人員的領導風格、組織氛圍和員工群體的敬業(yè)程度與員工個人的敬業(yè)程度之間的關系，更未采用縱斷調研法，檢驗上述變量之間的關系。在本次研究中，我們采用縱斷調研法，對湖南省和廣東省的22家飯店的員工進行兩次問卷調查(兩次調查間隔2個月時間)，檢驗員工個人層次變量(員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格和員工對管理人員的信任感)與部門層次變量(部門的真誠型領導氛圍、公平性氛圍和員工群體的敬業(yè)程度)對員工個人的敬業(yè)程度的影響。

2 文獻綜述

2.1 員工敬業(yè)程度的含義和維度

Kahn(1990)根據(jù)“角色中的自我”理論，解釋敬業(yè)行為的含義。他認為，個人的敬業(yè)行為指組織成員在角色扮演過程中投入自我的行為;個人的不敬業(yè)行為指組織成員在角色扮演過程中排除自我的行為。此后，歐美學者開始探討員工敬業(yè)程度的含義和維度。在現(xiàn)有的文獻中，企業(yè)管理學者較多引用Shaufeli等人論述的敬業(yè)程度的含義與維度。Shaufeli等人認為，敬業(yè)是人們在工作中的一種正面的、滿足的心理狀態(tài)，是人們的一種持續(xù)的、無所不在的情感與認知狀態(tài)，而并非人們聚焦于某個事物、事件、個人或某種行為的短暫心理狀態(tài)(Schaufeli，Bakker and Salanova，2006)。他們認為，敬業(yè)包括精力充沛、奉獻精神、專心致志三個維度。精力充沛指員工在工作中充滿活力，有很強的心理適應能力，愿意在工作中投入精力，在工作中遇到困難時，仍然會鍥而不舍地努力工作。奉獻精神指員工在工作中高度投入，熱愛自己的工作，覺得自己的工作非常重要、能激發(fā)自己的靈感、具有挑戰(zhàn)性，并為自己從事的工作感到自豪。專心致志指員工聚精會神地工作，沉迷于自己的工作，覺得時間過得很快，很難中斷手上的工作(Schaufeli，Salanova，González-Romá，et al.，2002)。

2.2 員工敬業(yè)程度的影響因素

在現(xiàn)有的文獻中，歐美學者主要從員工的心理狀態(tài)、工作環(huán)境、工作資源、管理人員的領導風格等方面，探討員工敬業(yè)程度的影響因素。

Kahn(1990)的研究結果表明，員工的心理意義(員工覺得自己從體力、認知力、感情等方面在工作中投入自我可獲得多少收益)、心理安全感(員工覺得自己在工作中利用與表現(xiàn)自我，不會損害自己的自我形象、地位或職業(yè)前途)、心理備用資源(員工覺得自己擁有身體、感情和認知資源，能表現(xiàn)敬業(yè)行為)都會影響他們的敬業(yè)行為。如果工作環(huán)境可使員工感到工作的意義，產生心理安全感，覺得自己擁有各種工作資源，員工就更可能敬業(yè)。May等人在美國中西部一家大型保險公司的實證研究結果支持凱恩的上述觀點(May，Gilson and Harter，2004)。

Maslash等人根據(jù)“工作與個人適配”理論，提出了一個“個人與工作環(huán)境適配”模型，論述工作環(huán)境與員工疲憊程度和敬業(yè)程度之間的關系。他們認為，如果員工能應付工作負擔、控制自己的工作、獲得表彰和獎勵、得到他人的社交性支持、得到管理人員的公平對待、感受到工作的意義和價值，就更可能敬業(yè)(Maslach，Schaufeli and Leiter，2001)。Saks(2006)對員工敬業(yè)程度的前因后果變量進行了一次實證研究。他的研究結果表明，工作特點、員工感知的組織支持、員工感知的程序公平性對他們的敬業(yè)程度都有顯著的正向影響。

根據(jù)“工作職務要求與工作資源”理論，工作資源是影響員工敬業(yè)程度的一個極為重要的因素。工作資源包括組織層次(例如，員工薪酬、事業(yè)發(fā)展機會、工作的安全性)、人際交往與社會關系層次(例如，主管人員和同事的支持、團隊氛圍)、工作系統(tǒng)層次(例如，工作角色的明確程度、員工參與決策的程度)、工作任務層次(例如，工作技能多樣性、工作任務完整性、工作任務重要性、工作自主權、工作績效反饋)的資源。工作資源既會發(fā)揮內源動力作用，促進員工成長、學習和發(fā)展，又會發(fā)揮外源動力作用，幫助員工實現(xiàn)工作目標。工作職務提供員工需要的工作資源，可提高員工的敬業(yè)程度。相反，如果工作職務不能提供員工需要的資源，就會引起員工憤世嫉俗(Bakker，Demerouti，2007)。許多學者的實證研究結果都表明，員工擁有的工作資源與他們的敬業(yè)程度存在顯著的正相關關系(Bakker，Leiter，2010)。

管理人員的領導風格也會影響員工的敬業(yè)程度。Zhu等人認為，管理人員的變革型領導風格會對員工的心理意義、心理安全和心理資源產生積極的影響，進而提高員工的敬業(yè)程度。他們在數(shù)據(jù)分析過程中控制員工個人感知的管理人員的變革型領導風格和員工的正面?zhèn)€性特征之后，員工群體感知的管理人員的變革型領導風格與員工個人的敬業(yè)程度仍然存在顯著的正相關關系(Zhu，Avolio and Walumbwa，2009)。Walumbwa等人的實證研究結果表明，員工群體感知的管理人員的真誠型領導風格既會直接影響員工個人的組織公民行為和敬業(yè)程度，又會通過員工對領導者的認同感和員工的心理受權，間接影響員工個人的組織公民行為和敬業(yè)程度(Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。Van指出，管理人員的公仆型領導風格會影響員工的敬業(yè)程度(即將發(fā)表)。但他沒有對這一學術觀點進行實證檢驗。

歐美學者已對員工敬業(yè)程度的影響因素進行了一些理論探討和實證研究，但實證研究成果仍比較少見?，F(xiàn)有的少量研究成果主要存在以下不足之處:①根據(jù)多層次理論，研究人員同時從宏觀和微觀角度研究不同層次變量之間的關系，才能全面地解釋組織的行為。然而，迄今為止，極少有人采用多層次理論來研究員工敬業(yè)程度的影響因素。我們認為，研究人員同時探討員工個人層次變量和團隊層次變量對員工的敬業(yè)程度的影響，才能更全面、準確地了解員工敬業(yè)程度的影響因素。②管理人員的領導風格、組織氛圍、員工群體的敬業(yè)程度會對員工個人的敬業(yè)程度產生重大影響。然而，學術界探討真誠型領導風格、公仆型領導風格、團隊氛圍、員工群體的敬業(yè)程度與員工個人的敬業(yè)程度之間的關系的實證研究成果卻極為少見。③Macey和Schneider認為，管理人員的領導風格會通過員工對管理人員的信任感，間接影響員工的敬業(yè)程度(Macey，Schneider，2008)。但他們并沒有對這一學術觀點進行實證檢驗。此外，不少企業(yè)管理學者的實證研究成果表明，管理人員的領導風格會通過組織氛圍間接影響員工的工作態(tài)度和工作行為(Schneider，Ehrhart，Mayer，et al.，2005;凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。然而，迄今為止，國內外企業(yè)管理學者尚未在實證研究中檢驗過組織氛圍對領導風格與員工敬業(yè)程度的中介作用。

3 概念模型和假設

在文獻研究和定性研究的基礎上，我們提出了圖1所示的概念模型。

圖1 概念模型

3.1 員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格與員工個人的敬業(yè)程度

公仆型領導風格指領導者有崇高的理想、高尚的道德品質和強烈的事業(yè)心，全心全意為員工、組織和社會服務，帶領廣大員工不斷提高企業(yè)的社會效益和經濟效應(凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。公仆型領導者高度重視員工的個人發(fā)展，深入了解員工在精神、職業(yè)、人身等方面的需要，盡力為員工創(chuàng)造個人發(fā)展的機會(Spears，1995)和健康成長的工作環(huán)境(Rude，2003)。在他們領導的組織里，員工可獲得較多的社交性支持和工作資源，表現(xiàn)較多的敬業(yè)行為。因此，我們假定:

H1:員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格對員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響。

3.2 員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格、員工對管理人員的信任感與員工個人的敬業(yè)程度

Greenleaf等人指出，公仆型領導者甘愿做他人的公仆，是他們贏得員工信任感的一個重要原因(Greenleaf，1977;Joseph，Winston，2005)。根據(jù)領導者與成員交換關系理論，公仆型領導者關心員工，把員工的利益放在首位，會引發(fā)員工對管理人員的關心，增強員工對管理人員的信任感(Joseph，Winston，2005)。Reinke、Joseph和Winston的實證研究結果都表明，管理人員的公仆型領導風格與員工對管理人員的信任感存在顯著的正相關關系(Joseph，Winston，2005;Reinke，2004)。

企業(yè)管理學術界普遍認為，員工對管理人員的信任感會對員工的工作態(tài)度和工作行為產生重要的影響。Dirks和Ferrin(2002)的元分析結果表明，員工對管理人員的信任感會增強員工的工作滿意感、員工對組織的歸屬感，削弱員工的離職意向，激勵員工表現(xiàn)更多的組織公民行為，提高工作績效。Chughtai和 Buckley (2007)指出，員工在能力、可靠性、坦誠、關懷等方面信任高層管理人員、主管人員和同事，會提高他們的敬業(yè)程度。

根據(jù)組織行為學理論，員工的工作環(huán)境會直接影響他們的工作態(tài)度，進而影響他們的工作行為。Walumbwa等人認為，公仆型領導者把員工的利益放在個人利益之上，真正關心員工的利益，表現(xiàn)為對員工有利的行為，盡力為員工謀利益，可為員工創(chuàng)造良好的工作環(huán)境(Walumbwa，Hartnell and Oke，2010)。在公仆型管理人員領導的組織里，員工更可能信任管理人員，產生較強的內外源工作動力，也就更可能表現(xiàn)敬業(yè)行為。

根據(jù)上述的論述，我們假定:

H2:員工對管理人員的信任感對員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響;

H3:員工對管理人員的信任感會中介員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格對員工個人的敬業(yè)程度的正向影響。

3.3 部門的真誠型領導氛圍與員工個人的敬業(yè)程度

真誠型領導風格指領導者使用自己的正面心理能力與組織的正面?zhèn)惱淼赖路諊?，提高自己的自知程度、整體道德標準、均衡的信息處理能力、自己與組織成員坦誠交往程度，促進組織成員的正面自我發(fā)展的一種行為方式(Walumbwa，Avolio，Gardner，et al.，2008)。部門的真誠型領導氛圍指同一部門的員工對管理人員的真誠型領導風格的共同看法。不少學者認為，管理人員的真誠型領導風格會對員工的敬業(yè)程度產生積極的影響(Avolio，Gardner，Walumbwa，et al.，2004;Gardner，Avolio，Luthans，et al.，2005;Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。真誠型領導者是采用公開透明的決策方式，言行一致，為員工作出表率的領導者。他們的這種表率式領導方式既能表明他們的工作責任感，又能指導員工如何在工作中保持他們的情感、體力和敏感的認知能力。員工會通過觀察性學習，仿效領導者的行為，提高他們的敬業(yè)程度(Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。此外，真誠型領導者盡力發(fā)現(xiàn)員工的優(yōu)點，幫助員工恰當?shù)匕l(fā)揚與增強長處，讓員工從事他們擅長的工作，與員工建立良好的關系，可增大他們感知的工作意義，增強他們的心理安全感，進而提高他們的敬業(yè)程度(Gardner，Avolio，Luthans，et al.，2005)。Walumbwa等人的實證研究結果表明，員工群體感知的管理人員的真誠型領導風格對員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。因此，我們也假定:

H4:部門的真誠型領導氛圍對員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響。

3.4 部門的真誠型領導氛圍、公平性氛圍與員工個人的敬業(yè)程度

組織的公平性氛圍指組織成員對管理人員是否公平對待他們的共同看法(Mayer，Nishii，Schneider，et al.，2007)。國內外學者的研究結果表明，管理人員的領導風格是影響組織的公平性氛圍的一個重要的因素(Cho，Dansereau，2010; Ehrhart，2004;Walumbwa，Hartnell and Oke，2010;Walumbwa，Wu and Orwa，2008;凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。Howell和Avolio(1992)指出，真誠型領導者信奉符合道德準則的價值觀念，重視團隊和組織的利益。他們愿意為工作團隊、組織、社區(qū)或整個社會的利益而犧牲個人的利益(Michie，Gooty，2005)。因此，在真誠型領導氛圍比較濃厚的部門里，廣大員工更可能對組織公平性形成共識，進而形成濃厚的公平性氛圍。

組織公平性會對員工的敬業(yè)程度產生重要的影響(Maslach，Schaufeli，Leiter，2001;Saks，2006)。根據(jù)Saks(2006)的觀點，在公平性氛圍比較濃厚的部門里，員工認為管理人員能公平地對待廣大員工，員工就更可能與管理人員發(fā)展良好的人際關系。與管理人員的人際關系較好的員工更可能產生心理安全感與回報管理人員的義務感，也就更可能提高他們的敬業(yè)程度。

組織氛圍理論研究成果表明，管理人員的領導風格會通過組織氛圍間接影響員工的工作態(tài)度和工作行為(Schneider，Ehrhart，Mayer，et al.，2005;凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。真誠型領導者盡力為廣大員工做正確、公平的事(Luthans，Avolio，2003;Michie，Gooty，2005)，會在組織內部營造濃厚的公平氛圍。員工認為自己和其他組織成員都得到管理人員公平的對待，就更可能愿意表現(xiàn)較多的敬業(yè)行為，回報管理人員的公平對待。

根據(jù)上述的論述，我們假定:

H5:部門的公平性氛圍對員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響;

H6:部門的公平性氛圍會中介部門的真誠型領導氛圍對員工個人的敬業(yè)程度的正向影響。

3.5 部門的公平性氛圍、員工群體的敬業(yè)程度與員工個人的敬業(yè)程度

Ehrhart(2004)在美國某零售企業(yè)的實證研究結果表明，部門的程序公平性氛圍與員工群體的組織公民行為有顯著的正相關關系。他指出，團隊成員通過相互交往，會對組織環(huán)境形成共同的看法。團隊成員普遍認為他們得到組織的公平對待(即團隊內部存在良好的程序公平性氛圍)，就會認為他們與組織之間存在良好的社會交換關系。團隊成員之間的交往也會使他們作出相似的反應(例如，表現(xiàn)更多的組織公民行為)。我們認為，如果團隊成員普遍認為管理人員能公平對待員工，與員工保持良好的社會交換關系，他們就更可能表現(xiàn)敬業(yè)行為，回報管理人員的公平對待。

人們會通過移情性反應，感受他人的情感、態(tài)度和行為(Bakker，Van Emmerik and Euwema，2006)。Bakker等人指出，員工群體的精力充沛程度和專心致志程度會通過一個無意識的移情過程，影響員工個人的精力充沛程度和專心致志程度。員工群體的奉獻精神則會通過一個有意識的移情過程，影響員工個人的奉獻精神。因此，員工群體的敬業(yè)程度(精力充沛、奉獻精神和專心致志)會影響員工個人的敬業(yè)程度。他們的實證研究結果表明，員工群體的敬業(yè)程度與員工個人的敬業(yè)程度存在顯著的正相關關系(Bakker，Van Emmerik and Euwema，2006)。

根據(jù)Mathieu和Taylor(2007)的觀點，鄰近層次變量之間的關聯(lián)較強，遙遠層次變量之間的關聯(lián)較弱。因此，我們認為，與員工個人的敬業(yè)程度相比較，部門的公平性氛圍會對員工群體的敬業(yè)程度產生更大的直接影響。部門的公平性氛圍會直接影響員工群體的敬業(yè)程度，并通過員工群體的敬業(yè)程度間接影響員工個人的敬業(yè)程度。

根據(jù)上述的論述，我們假定:

H7:員工群體的敬業(yè)程度對員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響;

H8:員工群體的敬業(yè)程度會中介部門的公平性氛圍對員工個人的敬業(yè)程度的正向影響。

4 問卷設計與調研過程

在文獻研究和定性分析的基礎上，我們設計了調查問卷。(1)選用我國學者汪純孝等人的24個公仆型領導風格計量項目，從管理人員關心員工、清正廉潔、授權、尊重員工、甘于奉獻、幫助員工發(fā)展六個方面，計量員工感知的管理人員的公仆型領導風格(汪純孝，凌茜，張秀娟，等，2009)。(2)選用Nyhan(2000)的4個計量項目(員工相信管理人員勝任本職工作、待人坦率、會履行諾言、有決策能力)，計量員工對管理人員的信任感。(3)使用Walumbwa等人的真誠型領導風格量表(16個計量項目)，從管理人員與員工的關系透明度、管理人員的整體道德觀、管理人員均衡的信息處理能力、管理人員的自知程度四個方面，計量員工感知的管理人員的真誠型領導風格(Walumbwa，Avolio，Gardner，et al.，2008)。(4)選用Tsui等人的6個員工公平感計量項目，從本部門確定員工薪酬、決定員工職務晉升、評估員工工作績效的程序和結果等方面，計量員工感知的組織公平性(Tsui，Pearce，Porter，et al.，1997)。(5)使用Schaufeli等人的工作敬業(yè)程度量表(17個計量項目)，從員工的精力充沛、奉獻精神、專心致志三個方面，計量員工的敬業(yè)程度(Schaufeli，Bakker and Salanova，2006)。

2009年5月至7月(T1)，我們對湖南省和廣東省的22家飯店(5家五星級飯店、10家四星級飯店、3家三星級飯店和4家經濟型飯店)的員工進行第一次問卷調查。為了減少數(shù)據(jù)的同源誤差，我們根據(jù) Podsakoff等人的論述(Podsakoff，MacKenzie，Podsakoff，et al.，2003)，設計了A、B兩套不同內容的員工問卷，并按照Avolio等人的做法(Avolio，Zhu，Koh，et al.，2004)，請各部門一半員工填寫A問卷，評估他們感知的部門管理人員的真誠型領導風格、他們感知的組織公平性和他們的敬業(yè)程度;請另一半員工填寫B(tài)問卷，評估他們感知的部門管理人員的公仆型領導風格和他們對部門管理人員的信任感。此次調查共發(fā)出4310份問卷(包括2155份A問卷和2155份B問卷)，收回2572份有效問卷(包括1311份有效A問卷和1261份有效B問卷)。兩個月后(T2)，我們請參與第一次調查的B卷答卷者自評敬業(yè)程度。我們從22家飯店的99個部門收回B卷答卷者兩次調查有效配對問卷730份。

在730份有效配對樣本中，女性員工占55.9%，16～34歲的員工占74.6%，大專及以下學歷的員工占93.5%，個人月收入在2000元以下的員工占84.7%，合同工占69.0%，10年以下工齡的員工占90.7%。

5 數(shù)據(jù)分析

我們刪除本飯店工齡不足6個月的答卷者和實習生的數(shù)據(jù)、答卷者人數(shù)少于3人的部門的數(shù)據(jù)、rwg值為負數(shù)的部門的數(shù)據(jù)之后，使用68個部門的員工數(shù)據(jù)，進行多層次線性模型分析。在分析過程中，為了減少數(shù)據(jù)的同源誤差，我們采用 Judge等人和 Ostroff等人的檢半法(Judge，Locke，Durham，et al.，1998; Ostroff，Kinicki and Clark，2002)，把T1時68個部門的807名A卷答卷者對部門管理人員的真誠型領導風格、組織公平性和他們的敬業(yè)程度的評分聚合為層次2 (部門層次)的自變量值，把T1時68個部門的570名B卷答卷者對部門管理人員的公仆型領導風格和他們對部門管理人員的信任感作為層次1(個人層次)的自變量數(shù)據(jù)，把他們在T2時自評的敬業(yè)程度作為個人層次應變量的數(shù)據(jù)(層次1樣本量為570，層次2樣本量為68)。各部門答卷的員工人數(shù)為3～28人，平均人數(shù)為8.38人。

5.1 數(shù)據(jù)質量分析

我們使用SPSS 14.0軟件，計算計量指標的內部一致性系數(shù)。計算結果表明，T1和T2時各個概念計量指標的內部一致性系數(shù)在0.930與0.975之間，即各個概念的計量項目都是可靠的。我們使用LISREL 8.8軟件的最大似然估計程序，采用整列刪除法，處理缺失值之后，進行確認性因子分析。分析結果表明，這個模型與數(shù)據(jù)有較高的擬合程度，各個概念的計量指標有較高的會聚有效性與鑒別有效性。

5.2 數(shù)據(jù)聚合的依據(jù)

在多層次數(shù)據(jù)分析中，學術界通常采用組內評估者一致性系數(shù)、組內相關系數(shù)等指標，判斷個人層次的變量是否可以聚合為團隊層次的變量。學術界普遍認為，如果①rwg值大于0.6或0.7，②研究人員使用單向方差分析方法，計算ICC(1)值，F(xiàn)檢驗結果表明ICC(1)是顯著的，③ICC(2)值大于0.7，研究人員才可把個人層次的變量聚合為團隊層次的變量。Klein等人進一步指出，ICC(2)值大于0.7，表明組內評估者評分的可靠性是可以接受的;ICC(2)值在0.5與0.7之間，可勉強接受;ICC(2)值在0.5以下，則表明組內評估者的評分缺乏可靠性(Klein，Bliese，Kozlowski，et al.，2000)。

我們使用SPSS 14.0軟件，分別計算同一個部門的答卷者對管理人員的真誠型領導風格、組織公平性、員工敬業(yè)程度評分的rwg系數(shù)、ICC(1)系數(shù)和ICC(2)系數(shù)。計算結果表明，在68個部門里，①員工對上述三個變量評分的rwg值的平均數(shù)分別為0.74、0.57和0.73，②三個變量的ICC(1)值分別為0.10、0.13和0.12(p= 0.00)，F(xiàn)檢驗結果表明三個ICC(1)都是顯著的;③三個變量的ICC(2)值分別為0.57、0.63和0.61。盡管員工對組織公平性評分的rwg值的平均數(shù)稍低于0.6，但ICC(1)值和ICC(2)值都表明員工對組織公平性的評分可以聚合為團隊層次的變量值。三個變量的ICC(2)值都低于0.7，但大于0.5，表明組內評估者評分的可靠性是勉強可以接受的。因此，可把員工對這三個變量的評分聚合為“部門的真誠型領導氛圍”、“部門的公平性氛圍”、“員工群體的敬業(yè)程度”等層次2變量的評分。

5.3 多層次線性模型分析

在我們的多層次線性模型中，層次1(個人層次)的控制變量包括員工的性別、年齡、學歷、個人月收入、用工類別和本飯店工齡，自變量包括T1時員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格和T1時員工對管理人員的信任感，應變量是T2時員工個人的敬業(yè)程度。層次2(部門層次)的控制變量包括飯店所在地、星級和所有制，自變量包括T1時部門的真誠型領導氛圍、T1時部門的公平性氛圍和T1時員工群體的敬業(yè)程度。

5.3.1 單向方差分析

我們首先進行單向方差分析(“虛模型”)，檢驗應變量(T2時員工個人的敬業(yè)程度)是否有顯著的組間方差。檢驗結果表明(見表1)，T2時員工個人的敬業(yè)程度既有較大的組內方差(σ2=0.87)，又有顯著的組間方差(τ00=0.23，p=0.000)，組內相關系數(shù)ICC(1)為0.21。因此，我們可以把T2時員工個人的敬業(yè)程度作為應變量，進行多層次線性模型分析。

5.3.2 多層次中介效應分析

我們按照Baron和Kenney(1986)論述的中介分析方法，采用以下步驟，進行中介效應分析:①使用HLM 6軟件的完全的極大似然估計程序，檢驗自變量對應變量的影響，②檢驗自變量與中介變量之間的關系(使用SPSS 14.0軟件的分層回歸程序，檢驗層次2自變量與中介變量之間的關系)，③使用HLM 6軟件的完全的極大似然估計程序，檢驗中介變量與應變量之間的關系，④在第三步的模型中增加自變量之后，檢驗自變量對應變量的影響。在各個步驟中，我們都控制了兩個層次的各個控制變量。我們按照Sobel論述的中介效應檢驗方法(Sobel，1982)，檢驗間接效應的顯著性(Preacher，Hayes，2004)。

中介效應分析結果見表1。

表1 多層次中介效應分析結果

表1中的數(shù)據(jù)表明:

(1)員工對管理人員的信任感中介員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格與員工個人的敬業(yè)程度之間的正相關關系

T1時員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格對T2時他們個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第1步)，γ70=0.34(p＜0.01)，支持H1。T1時員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格對T1時他們對管理人員的信任感有顯著的正向影響(第2步)，γ70=0.84(p＜0.01)。T1時員工對管理人員的信任感對T2時他們個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第3步)，γ70=0.34(p＜0.01)，支持H2。我們控制T1時員工對管理人員的信任感之后，T1時員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格對T2時他們個人的敬業(yè)程度仍然有顯著的正向影響(第4步)，但γ系數(shù)從第1步的0.34降至第4步的0.16(p＜0.05)。Sobel檢驗結果表明，T1時員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格對T2時他們個人的敬業(yè)程度有顯著的間接效應，Z值為9.06(p＜0.01)。因此，T1時員工對管理人員的信任感部分中介了T1時他們個人感知的管理人員的公仆型領導風格對T2時他們個人的敬業(yè)程度的正向影響，支持H3。

(2)部門的公平性氛圍中介真誠型領導氛圍對員工個人的敬業(yè)程度的正向影響

T1時部門的真誠型領導氛圍對T2時員工個人的敬業(yè)程度沒有顯著的影響(第1步)，γ04=0.18(p＞0.1)，不支持H4。分層回歸分析結果表明，T1時部門的真誠型領導氛圍與T1時部門的公平性氛圍有顯著的正相關關系(第2步)，回歸系數(shù)β為0.91(p＜0.01)①在分層回歸分析中，變量最大的方差膨脹系數(shù)(VIF)為1.92，表明數(shù)據(jù)沒有嚴重的多重共線問題。。T1時部門的公平性氛圍對T2時員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第3步)，γ04=0.16(p＜0.1)，支持H5。Sobel檢驗結果表明，T1時部門的真誠型領導氛圍對T2時員工個人的敬業(yè)程度有顯著的間接效應，Z值為1.91(p＜0.05)。根據(jù)間接效應模型，T1時部門的公平性氛圍是T1時部門的真誠型領導氛圍與T2時員工個人敬業(yè)程度的中介變量，支持H6。

(3)員工群體的敬業(yè)程度是部門的公平性氛圍與員工個人的敬業(yè)程度之間的中介變量

我們控制T1時部門的真誠型領導氛圍之后，T1時部門的公平性氛圍對T2時員工個人的敬業(yè)程度沒有顯著的影響(第1步)，γ05=0.13(p＞0.1)。分層回歸分析結果表明，T1時部門的公平性氛圍與T1時員工群體的敬業(yè)程度有顯著的正相關關系(第2步)，回歸系數(shù)β為0.30(p＜0.05)②在分層回歸分析中，變量最大的方差膨脹系數(shù)(VIF)為2.11，表明數(shù)據(jù)沒有嚴重的多重共線問題。。T1時員工群體的敬業(yè)程度對T2時員工個人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第3步)，γ05=0.37(p＜0.05)，支持H7。Sobel檢驗結果表明，T1時部門的公平性氛圍對T2時員工個人的敬業(yè)程度有顯著的間接效應，Z值為1.71(p＜0.05)。根據(jù)間接效應模型，T1時員工群體的敬業(yè)程度是T1時部門的公平性氛圍與T2時員工個人的敬業(yè)程度的中介變量，支持H8。

6 討論與結論

6.1 本次研究的結論與貢獻

(1)我們首次采用縱斷調研法，探討員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格和員工對管理人員的信任感對員工個人的敬業(yè)程度的直接和間接影響。數(shù)據(jù)分析結果表明，員工個人感知的管理人員的公仆型領導風格既會直接影響員工個人的敬業(yè)程度，又會通過員工對管理人員的信任感間接影響他們個人的敬業(yè)程度。這些研究結果為Dierendonck、Macey和Schneider的觀點提供了初步的實證依據(jù)。我們認為，飯店的管理人員應增強公仆意識，為廣大員工提供優(yōu)質內部服務，以便贏得廣大員工的信任，進而激勵他們提高敬業(yè)程度。

(2)我們首次采用縱斷調研法，探討部門的真誠型領導氛圍和公平性氛圍對員工個人的敬業(yè)程度的直接和間接影響。數(shù)據(jù)分析結果表明，部門的公平性氛圍既會直接影響員工個人的敬業(yè)程度，又會中介真誠型領導氛圍對員工個人的敬業(yè)程度的正向影響。因此，與真誠型領導氛圍相比較，部門的公平性氛圍會對員工個人的敬業(yè)程度產生更直接的正向影響。

(3)我們首次采用縱斷調研法，探討員工群體的敬業(yè)程度對員工個人的敬業(yè)程度的影響。數(shù)據(jù)分析結果表明，員工群體的敬業(yè)程度既會直接影響員工個人的敬業(yè)程度，又會中介部門的公平性氛圍對員工個人的敬業(yè)程度的正向影響。我們認為，飯店管理人員不僅應重視員工個人的敬業(yè)程度，而且應重視員工群體的敬業(yè)程度。管理人員應采用真誠型領導風格，在企業(yè)內部營造濃厚的公平氛圍，以便提高員工群體和員工個人的敬業(yè)程度。

這些創(chuàng)新的研究成果為企業(yè)管理學術界進一步探討員工敬業(yè)程度理論提供了實證依據(jù)，深化與豐富了員工敬業(yè)程度理論，有助于飯店管理人員理解員工敬業(yè)程度的影響因素，以便他們采取有效的管理措施，改進領導方式，提高領導效果，提高員工的敬業(yè)程度，進而提高企業(yè)的社會效益與經濟效益。

6.2 本次研究的局限性和今后的研究方向

本次研究存在以下局限性。(1)我們采用方便抽樣法，樣本可能缺乏代表性。今后，企業(yè)管理學者應采用隨機抽樣法，對本次研究的結果進行重復性檢驗。(2)員工感知的管理人員的真誠型領導風格、公仆型領導風格、員工感知的組織公平性、員工對管理人員的信任感、員工的敬業(yè)程度等數(shù)據(jù)都是員工提供的。因此，本次研究可能存在相同數(shù)據(jù)收集方法引起的誤差。今后，企業(yè)管理學者應盡可能減少數(shù)據(jù)同源誤差。例如，研究人員可在三個不同時間，分別收集自變量、中介變量和應變量數(shù)據(jù)。(3)我們只使用一個樣本的數(shù)據(jù)對提出的假設進行實證檢驗，也就無法判斷研究結果的普遍適用性。今后，研究者應在其他類型的企業(yè)收集數(shù)據(jù)，以便對本次研究結果的普遍適用性進行重復性檢驗。(4)我們只檢驗了管理人員的真誠型領導風格和公仆型領導風格、部門的公平性氛圍對員工的敬業(yè)程度的影響。今后，企業(yè)管理學者應對管理人員的多類正面領導風格(變革型領導風格、倫理型領導風格、支持型領導風格等)和多類組織氛圍(服務氛圍、信任氛圍、授權氛圍等)與員工群體和員工個人的敬業(yè)程度之間的關系進行實證檢驗，以便更全面地、準確地揭示領導風格和組織氛圍對員工敬業(yè)程度的影響。(5)在本次研究中，我們使用Shaufeli等人設計的員工敬業(yè)程度量表，探討我國企業(yè)員工敬業(yè)程度的影響因素。但是，由于社會文化的差異，中外企業(yè)的員工敬業(yè)程度的含義不可能完全相同。今后，企業(yè)管理學者應根據(jù)我國的國情和企業(yè)管理實踐的需要，編制我國企業(yè)的員工敬業(yè)程度量表。

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