基于權力距離認知的員工行為和領導行為構成維度

丁孝莉，戴昌鈞

（東華大學 旭日工商管理學院，上海 200051）

基于權力距離認知的員工行為和領導行為構成維度

丁孝莉，戴昌鈞

（東華大學 旭日工商管理學院，上海 200051）

為了較為系統(tǒng)和科學地反映組織中員工行為和領導行為的基本內涵，進一步揭示它們相互間的影響規(guī)律，基于員工權力距離認知視角，對員工行為和領導行為的構成維度進行了歸納和表征.通過文獻研究、深度訪談并結合管理實踐經驗提出相關假設，設計調查問卷并運用聚類分析、探索性和驗證性因素分析等方法對數(shù)據(jù)進行分析，剖析了員工行為和領導行為的維度結構并對其進行表征.結果顯示，員工行為由積極和消極兩個行為維度構成，其中積極行為包括創(chuàng)新、宣揚和公民行為，消極行為包括沉默、怠慢和對抗行為；領導行為由民主和專制兩個行為維度構成，民主行為可進一步劃分為影響和放權行為，專制行為包括警示和懲戒行為.

權力距離；員工行為；領導行為；維度

組織中勞動關系是以領導者與員工間的權力關系為基礎的，而員工行為與領導行為及其相互作用，直接影響著組織經營的成敗.組織中的員工行為和領導行為，實際上是管理者與被管理者行為的相互影響和作用，并由此構成了對立統(tǒng)一的矛盾關系.這種關系的本質不是對抗，而應該是共同合作.若處理不當，則會使組織產生內耗、停滯不前，甚至消亡.解決這一矛盾關系的首要前提是對員工行為和領導行為的基本內涵有正確的認識，即明確員工行為和領導行為的維度構成.

隨著科學技術與知識經濟的發(fā)展，組織結構日益扁平化，員工參與、團隊合作、授權管理被越來越多的組織認同和采用.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，領導者與員工之間的權力邊界逐漸模糊，這些都在深層次上影響著員工行為和領導行為.因此，只有對員工行為和領導行為的構成進行系統(tǒng)分析，才能對其內涵有深入的認識和把握.

以往有關員工行為和領導行為的研究，主要是基于領導的視角，分析某一特定領導行為或領導風格對員工行為的影響和作用.本文以權力距離為基礎，從員工權力距離認知的角度，對員工行為和領導行為的構成維度進行探析.

1 權力距離

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

組織中成員關系的維系依賴于各種權力關系，權力關系是組織中最重要、最本質的社會關系.但組織內成員間的權力分配存在差異：領導是權力的天然繼承者、維護者、表現(xiàn)者和賞賜者；相對處于權力低位的員工，則是權力的被動承受者、應對者、遵從者和反應者.正因為權力距離的存在，組織成員才有員工和領導之分.因此，權力距離在組織內有其存在的自然屬性.

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

因此，權力距離是對員工行為和領導行為進行研究的基礎，在權力距離視角下分析員工行為和領導行為的構成，才能對員工行為和領導行為的內涵作深入理解，從而進一步認識員工行為及領導行為的相互影響和作用.

2 基于權力距離的員工行為與領導行為構成維度

2.1 基于權力距離的員工行為構成維度

從文獻中有關權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容，發(fā)現(xiàn)員工行為的構成包括創(chuàng)新行為、進諫行為、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，而權力距離是影響創(chuàng)新過程的重要因素.權力距離與創(chuàng)造性觀點的產生呈負相關［4］，低權力距離的組織會促進新觀點及員工創(chuàng)新行為的產生［5］；而高權力距離雖然能促進創(chuàng)造性觀點的實施，但會抑制員工創(chuàng)造性觀點的產生［6］.進諫是員工對于重要問題的進言和對現(xiàn)狀的挑戰(zhàn)，是員工作出的一種積極努力［7］，高權力距離與員工進諫行為負相關［8－9］，因為高權力距離的個體傾向于認為自己沒有重要的事情需要報告，而且即使有意見，也不認為自己有責任講出來.公民行為是指那些超出工作職責范圍、與正式獎懲系統(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］.權力距離在公平感和組織公民行為關系中起到正向調節(jié)的作用［11］，高權力距離環(huán)境限制了員工對公司事務的參與，員工表現(xiàn)出更少的公民行為［12］.工作倦怠指個體在面對過度工作或缺乏支持時，所產生的身體和情緒的極度疲勞狀態(tài)，從而導致他們感到情緒枯竭和精疲力盡，并產生了工作怠慢現(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］.當員工感受到心理契約違背時，他們會采取沉默、申訴、破壞、離職等行為作為回應.在高權力距離組織中，沉默是員工的無奈選擇［16］.權力距離在組織公正與員工對抗行為關系中也起到重要的調節(jié)作用.權力距離低的情況下，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［17］，發(fā)言權缺失與員工報復組織行為之間的關系更為密切［18］；權力距離高的情況下，直接報復上級的可能性較小，但更容易產生針對同事的報復行為［19］.

這6種員工行為可歸納為積極與消極兩個行為方向.積極行為包括創(chuàng)新、進諫與公民行為，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在的工作動機，這種動機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.進諫行為具有其行為和結果的雙向性，因為與進諫相對的還有進獻讒言，本文以正面的宣揚行為作為員工積極行為的一個維度.而對于公民行為，盡管它也可能導致負面結果的產生［21］，但是通常人們是把它視為相對較高級別的積極行為.一旦員工的權力需求得到滿足，即當權力距離較小時，員工就會產生主人感和公平感，從而導致公民行為的出現(xiàn)，這種公民行為會給組織和團隊帶來積極的影響.

員工在工作中表現(xiàn)出來的怠慢行為，無疑會影響個人和團隊的績效，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，而保留與工作有關的想法、信息和觀點）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成維度之一.基于以上分析，提出如下假設：

假設1 員工行為包括積極和消極2個行為維度；

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

2.2 基于權力距離的領導行為構成維度

低權力距離組織采用相對民主的方式管理員工，存在咨詢式領導較多；在高權力距離組織中，則多為專制或層級式領導，要求員工只需要完成指示［12］.高權力距離意味著領導者更傾向于采用嚴厲的領導風格［22］.在管理實踐中，不同領導者由于其對人、對事的不同看法，會采用不同的領導方式.相對民主的領導者，在決策過程中鼓勵員工的參與且尊重團隊成員的建議；專制型領導則試圖完全控制和掌握權力，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：

假設3 領導行為包括民主和專制共2個行為維度.

3 研究設計

3.1 量表設計

員工行為和領導行為量表已經相對比較成熟，為確保測量工具的信度和效度，按以下過程展開.

（1）搜索國內外相關的文獻，尋找與本文測量變量相關的成熟量表.

（2）對比不同量表對指標變量的描述，區(qū)別其各自的研究目的和重點，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術研討會，對量表條目逐條逐句進行討論和修改，最終形成領導行為和員工行為測量量表初稿.

（3）在試調研過程中，對部分測量條目進行修改和補充.在初步訪談、回訪和深入訪談中，與被訪談者面對面逐條詢問作答，對他們提出的疑問和修改意見逐條記錄并分析原因，同時對信息進行綜合，并對條目進行修改和補充.

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

3.2 問卷調查的基本情況

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)進行現(xiàn)場深入訪談和問卷預測試，認真聽取企業(yè)員工對問卷的意見，對問卷進行討論和修改.正式調查樣本來自5家企業(yè)，在將近3個月的時間里，共發(fā)出問卷724份，回收問卷572份，剔除項目填寫有較多缺失、具有矛盾性反應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%；學歷為大學本科及以上占20.6%，大專占40.5%，中專及以下占38.9%；部門經理以下基層員工占75%，部門經理及以上占25%.

4 研究結果

4.1 基于員工權力認知的員工行為分析

4.1.1 員工行為表征指標的聚類分析

首先進行量表的內部一致性檢驗，各項信度系數(shù)均比較高，最小的Cronbachα值為0.837，說明各量表的信度較好.為驗證上述6種員工行為是否內含于積極和消極行為，利用指標間的相關系數(shù)關系，將所有表征員工行為的指標放在一起進行聚類.通過2類指標聚類分析，可以看出創(chuàng)新行為、宣揚行為與公民行為的指標條目各聚為一類，即員工積極行為指標聚為一類；怠慢行為、沉默行為與對抗行為的指標條目各聚為一類，即員工消極行為指標聚為一類.因此可以認為，員工行為分為積極和消極兩個方面，于是，假設1得到驗證.為了進一步探究員工積極行為和消極行為指標結構的有效性，分別對二者進行表征指標的結構分析.

4.1.2 員工積極行為表征結構維度分析

采用因子分析方法（SPSS 17.0）進行探索性分析，利用結構方程（AMOS 18.0）進行驗證性因子分析（二階因子分析）.同時，為保證本文研究的信度，將所有資料隨機分成兩半：一半（264個樣本）用作探索性因子分析，另一半（264個樣本）作驗證性因子分析.

（1）探索性因子分析.對員工積極行為的測項進行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗值為0.929，且Bartlett球度檢驗結果顯著水平為0，表明變量間存在共同因素，且凈相關系數(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.探索性因子分析結果如表1所示.由表1可以看出，僅指標80的因子載荷為0.527，其余各項的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計方差貢獻率達到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.而各指標其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項間具備較好的區(qū)別效度.因此，可以將這一探索性因子分析結果作為員工積極行為表征結構的最終結果，即將指標71～74歸納為員工創(chuàng)新行為，指標80～84歸納為員工公民行為，指標89～92歸納為員工宣揚行為.

表1 員工積極行為因子分析結果Table 1 Factors analysis of proactive employee behavior

（2）驗證性因素分析.根據(jù)探索性因子分析的結果，對另一半數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，以確認員工積極行為指標內部結構的合理性.在員工積極行為表征結構的適配分析上，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，表明模型整體結構擬合良好.盡管平均方根殘值RMR為0.058，但非常接近0.050，因此可以認為，驗證性因子分析的結果支持探索性因子分析所得到的結論，即假設2得到部分驗證.員工積極行為的非標準化估計值模型如圖1所示，其中，e1～e32為問項.

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構維度分析

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

（1）探索性因子分析.對員工消極行為的測項進行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗值為0.940，且Bartlett球度檢驗結果顯著水平為0，這表明變量間存在共同因素，且凈相關系數(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.探索性因子分析結果如表2所示，由表2可以看出，僅指標75的因子載荷為0.591，其余各項的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計方差貢獻率達到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.而各指標其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項間具備好的區(qū)別效度.因此，可以將此時的探索性因子分析結果作為員工積極行為表征結構的最終結果，即將指標75～79歸納為員工怠慢行為，指標85～88歸納為員工沉默行為，指標93～96歸納為員工對抗行為.

表2 員工消極行為因子分析結果Table 2 Factor analysis of passive employee behavior

（2）驗證性因素分析.根據(jù)探索性因子分析的結果，再對另一半的數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，以確認員工消極行為指標內部結構的合理性.在員工消極行為表征結構的適配分析上，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，這表明模型整體結構擬合良好.盡管RMR值為0.064，但比較接近0.050，因此可以認為，驗證性因素分析的結果支持探索性因素分析所得到的結論，即假設2得到部分驗證.員工消極行為的非標準化估計值模型如圖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 基于員工權力認知的領導行為分析

4.2.1 領導行為表征指標的聚類分析

對領導行為量表的一致性系數(shù)進行檢驗，統(tǒng)計結果顯示，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.利用指標間相關系數(shù)關系，對所觀察指標分類的聚類原理，將所有表征領導行為的16個行為指標放在一起進行聚類分析.通過指標聚類分析結果發(fā)現(xiàn)，領導行為可分為民主行為指標條目和專制行為指標條目，由此，假設3得到驗證.

4.2.2 領導民主行為表征結構維度分析

用同樣方法，對領導行為表征指標進行探索性因素分析和驗證性因子分析（采用一階因子分析）.將所有資料隨機分成兩半：一半（264個樣本）做探索性因子分析，另一半（264個樣本）做驗證性因子分析.

（1）探索性因子分析.對領導民主行為的測項進行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗值為0.884，且Bartlett球度檢驗結果顯示，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，可以進行因子分析.采用主成分分析方法對民主行為指標進行探索性因子分析，設定因子提取標準特征根值為大于1，并進行最大變異法正交旋轉，結果如表3所示.

表3 領導民主行為因子分析結果Table 3 Factor analysis of democratic leader behavior

進一步對領導民主行為指標進行探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，各項的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計方差貢獻率達到74%，再次表明領導民主行為各因子具有較好的收斂效度.而各指標其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項間具備好的區(qū)別效度（具體結果見表3）.因此，可以認為領導民主行為分量表中有2個主因素：因素1由指標53～56組成，因素2由指標57～61組成.分析兩個因素的主要特征和不同點發(fā)現(xiàn)，因素1的內容，如征求意見、允許下屬工作有一定的自由權、解釋或說服下屬，都可以歸納為同一種領導行為，將它們命名為放權行為；因素2的內容，如幫助、支持、鼓勵、贊揚、注重公平，同屬于領導的影響行為.

（2）驗證性因素分析.根據(jù)上述領導民主行為的二維度結構模型，以及探索性因素分析找出的2個主因素，再對另一半數(shù)據(jù)（樣本量為264個）進行一階因素分析，以確認領導民主行為指標內部結構的合理性.在領導民主行為表征結構的適配分析上，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，這表明模型整體結構擬合良好.盡管RMR值為0.077，但也比較接近0.050，因此可以認為，驗證性因素分析的結果支持探索性因素分析所得到的結論.領導民主行為的非標準化估計值模型圖如圖3所示.

圖3 領導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 領導專制行為表征結構維度分析

用同樣方法，對領導行為表征指標進行探索性因素分析和驗證性因素分析（采用一階因素分析）.將所有資料隨機分成兩半：一半（264個樣本）做探索性因素分析，另一半（264個樣本）做驗證性因素分析.

（1）探索性因素分析.對領導民主行為的測項進行探索性因子分析，可發(fā)現(xiàn)KMO檢驗值為0.801，且Bartlett球度檢驗結果顯示，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，可以進行因子分析.對領導專制行為指標進行探索性因素分析，設定因子提取標準特征根值為大于1，并進行最大變異法正交旋轉，結果如表4所示.

表4 領導專制行為因子分析表Table 4 Factor analysis of autocratic leader behavior

進一步對領導專制行為指標進行探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，各項的因子載荷都大于0.600，且公共因子累計方差貢獻率達到74%，這也再次表明領導專制行為各因子具有較好的收斂效度.而各指標其他公共因子上的載荷都低于0.400，這代表各測項間具備好的區(qū)別效度（具體的結果可見表3）.因此，可以認為領導專制行為分量表中有2個主因素：因素1由指標62，63和70組成，因素2由指標64～67組成.比較兩個因素的主要特征和不同點可以發(fā)現(xiàn)，因素1同屬于一種領導專制的警示行為，如強硬對待抱怨、告誡下屬服從其領導、威脅成員的地位；因素2同屬于領導專制的懲戒行為，如嚴懲不規(guī)范、對偷懶不滿、強迫遵守規(guī)章制度、逼迫使用規(guī)范和程序.

（2）驗證性因素分析.根據(jù)上述領導專制行為的二維度結構模型，以及探索性因素分析找出的2個主因素，再對另一半數(shù)據(jù)（樣本量為264個）進行一階因素分析，以確認領導專制行為指標內部結構的合理性.在領導專制行為表征結構的適配分析上，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，這表明模型整體結構擬合良好.盡管RMR值為0.076，但比較接近0.050，因此可以認為，驗證性因素分析的結果支持探索性因素分析所得到的結論.領導專制行為的非標準化估計值模型如圖4所示.

圖4 領導專制行為一階因素分析Fig.4 First－order confirmatory factor analysis model of autocratic leader behavior

5 結 語

5.1 研究結論與意義

本文以員工權力距離認知為視角，采用行為分化的方式，對員工行為和領導行為的內涵與結構進行分析和表征.基于權力距離認知，員工基本行為可以分化為積極和消極兩個行為維度，員工積極行為包括創(chuàng)新、進諫和公民行為，員工消極行為包括怠慢、沉默和對抗行為；領導基本行為可以分化為民主和專制兩個行為維度，領導民主行為包括放權行為和影響行為，領導專制行為包括警示行為和懲戒行為.

一方面，在管理過程中，領導者必然會通過其自身行為顯示出他們在權勢上的獨特地位，從而影響員工對權力距離的認知，并對員工的行為產生影響.從員工角度而言，員工對其權力現(xiàn)狀的認知和對權力需求的渴望，也必然反作用于領導的權力優(yōu)勢地位，從而可能導致領導行為向兩個方向分化，即采取民主（靈活的“軟”性方式）或專制（強勢的“硬”性手段）的行為.另一方面，衡量組織權力管理理論和實踐的有效性，是從組織目標和工作實際出發(fā)，建立領導者和員工雙方的權力合作與制衡機制，這些都取決于對員工行為和領導行為及其特征的認識，以及對員工行為和領導行為相互影響關系的把握.

員工權力距離認知是組織心理范疇的一個重要變量，它既能促進員工積極行為，也能成為員工消極行為產生的誘因.首先，領導行為的正確實施，必須與員工基于權力認知所表現(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涵，能更好地引導其積極行為，并關注消極行為的產生.同時，員工基于對組織的權力距離認知，通過自己的積極行為，可以對領導行為帶來一定的影響，以使自己的行為結果得到領導或組織的認同.

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識上的差異.在實證過程中，尚未對員工所處的工作層級作進一步劃分，也就無法區(qū)別處于領導地位的員工與基層員工的認識是否存在差異.管理實踐是豐富多彩的，對員工權力距離認知、領導行為和員工行為的內涵，都需要從管理實踐中找到更多案例或資料進行深入分析，并加以補充和完善，才能使成果更具有生動性和實踐性，更具有說服力和指導意義.

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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

國家自然科學基金資助項目（70172030，70771024）

丁孝莉（1962—），女，上海人，博士，研究方向為人力資源管理.E－mail：shirley200412＠hotmail.com

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