家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為激勵(lì)內(nèi)化機(jī)制研究
——中庸思維調(diào)節(jié)下的跨層次分析

馬 鵬，蔡雙立

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院，天津 300222)

一、引 言

現(xiàn)代企業(yè)處于超競(jìng)爭(zhēng)時(shí)代，所面臨的環(huán)境具有高度不確定性，很難單純地依賴管理層智慧來(lái)解決企業(yè)發(fā)展中的種種問(wèn)題，這使得員工建言獻(xiàn)策成為企業(yè)持續(xù)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和創(chuàng)新的源泉。從海底撈員工發(fā)明加長(zhǎng)火鍋筷子到阿里巴巴數(shù)據(jù)中心利用千島湖水為服務(wù)器降溫，都體現(xiàn)了員工建言在創(chuàng)新和績(jī)效提升中的作用。

建言行為屬于員工角色外組織公民行為，旨在促進(jìn)組織變革和創(chuàng)新，是一種積極的、具有建設(shè)性的、自我啟動(dòng)的主動(dòng)行為[1]。建言行為的人際互動(dòng)特性使得領(lǐng)導(dǎo)成為影響員工建言的重要情境線索。以往研究主要考察了不同領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系對(duì)建言行為的影響與作用[2][3]，并有針對(duì)性地展開(kāi)了家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)的本土化研究[4][5]，然而這些研究仍然存在以下不足：首先，領(lǐng)導(dǎo)是建言行為決策過(guò)程的觸發(fā)點(diǎn)，但作為外因，其對(duì)建言的激勵(lì)內(nèi)化作用機(jī)理仍不明晰。參與此過(guò)程的內(nèi)外激勵(lì)要素之間的交互效應(yīng)仍需深入探究。其次，根據(jù)自我概念理論，激勵(lì)內(nèi)化具有顯著的文化情境性。倡導(dǎo)“家文化”和“和為貴”的中國(guó)人行事強(qiáng)調(diào)“中庸”，由于顧忌面子和關(guān)系 ，員工在人際沖突面前選擇回避、沉默甚至惜諫。那么不同中庸思維水平下的員工是否對(duì)建言行為的激勵(lì)要素呈現(xiàn)出敏感性差異？為此本研究嘗試從領(lǐng)導(dǎo)、個(gè)體、文化價(jià)值觀三個(gè)層面跨層次分析建言行為的激勵(lì)內(nèi)化過(guò)程，探究?jī)?nèi)外因的作用路徑，了解“中庸思維”在此過(guò)程中的邊界效應(yīng)，為激發(fā)員工建言主動(dòng)性，鼓勵(lì)其組織公民行為，提升組織績(jī)效提供理論依據(jù)與參考。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與建言行為

東方社會(huì)的“泛家族化”制度安排使恩威并重的家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格更適合中國(guó)式的管理實(shí)踐。該領(lǐng)導(dǎo)方式具有人治主義傾向，既體現(xiàn)出領(lǐng)導(dǎo)仁慈的一面，也要求員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)絕對(duì)服從、依賴及信任[6]。家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)最初包含兩個(gè)維度“施恩”和“立威”，進(jìn)而發(fā)展出仁慈、德行和威權(quán)三個(gè)維度。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)要求下屬毫無(wú)保留地服從上級(jí)，遵從其絕對(duì)權(quán)威；仁慈領(lǐng)導(dǎo)體現(xiàn)出上級(jí)對(duì)下級(jí)的人文關(guān)懷和錯(cuò)誤容忍；德行領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)以身作則、正直盡責(zé)等樹(shù)德行為。

家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格具有長(zhǎng)期導(dǎo)向性，強(qiáng)調(diào)尊嚴(yán)、組織忠誠(chéng)和團(tuán)隊(duì)和諧，這些特質(zhì)影響員工與組織的溝通[7]。首先，中國(guó)社會(huì)交往遵從互惠原則，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的關(guān)懷和寬容有助于增進(jìn)信任感，拉近了上下級(jí)關(guān)系進(jìn)而產(chǎn)生情感承諾。出于感激或關(guān)系負(fù)債的互惠義務(wù)感，員工積極進(jìn)言獻(xiàn)策作為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的回報(bào)。其次，領(lǐng)導(dǎo)公平公正的行事風(fēng)格降低了員工的心理壓力和負(fù)面預(yù)期，有利于開(kāi)放式溝通。另一方面領(lǐng)導(dǎo)誠(chéng)信正派的德行營(yíng)造出積極正面的組織氛圍，員工往往會(huì)效仿其品德言行，更愿意表達(dá)真實(shí)想法。最后，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)采用嚴(yán)苛的管理手段，不允許員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威的挑戰(zhàn)，加深了他們的逆反心理和對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的敬畏。這種員工與領(lǐng)導(dǎo)之間的心理芥蒂使得員工不敢暢所欲言，更傾向于保留意見(jiàn)?；谝陨险撌?，提出如下假設(shè)：

H1：家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與建言行為存在相關(guān)關(guān)系。

H1a：仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)建言行為具有正向作用；

H1b：德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)建言行為具有正向作用；

H1c：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)建言行為具有負(fù)向作用。

(二)上司支持感在家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格影響建言行為關(guān)系中的中介作用

Kottke & Sharafinski(1988)認(rèn)為組織承諾具有雙向性，既反映員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的忠誠(chéng)，也體現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的承諾，而后者則被界定為組織支持感[8]。根據(jù)組織擬人化理論，上司充當(dāng)了組織的代理人，因此上司支持感是組織支持感在領(lǐng)導(dǎo)部屬關(guān)系中的具體移植和運(yùn)用，表達(dá)為員工對(duì)上司重視他們貢獻(xiàn)、關(guān)心他們福祉程度的總體看法和信念。

基于社會(huì)交換理論，員工的付出與價(jià)值得到企業(yè)重視和保證時(shí)，這種支持性關(guān)系知覺(jué)使員工產(chǎn)生了對(duì)企業(yè)的信任、感激和義務(wù)感，表現(xiàn)出更多超越職責(zé)范圍的行為，推動(dòng)建言由角色外的自愿行為轉(zhuǎn)化為角色內(nèi)的自覺(jué)行為[9]。根據(jù)自我決定理論，上司支持感有助于提高員工的心理授權(quán)感，建言過(guò)程中的上下級(jí)互動(dòng)增強(qiáng)了員工的認(rèn)知體驗(yàn)，強(qiáng)化了其參與組織決策的積極性，提升了員工的工作自主性與效能感知[10]。

領(lǐng)導(dǎo)的人文關(guān)懷和對(duì)錯(cuò)誤的寬容態(tài)度拉近了與下屬的心理距離，形成關(guān)系認(rèn)同，進(jìn)而產(chǎn)生社會(huì)吸引，提高員工的組織歸屬感和溝通開(kāi)放性。德行領(lǐng)導(dǎo)所展現(xiàn)的合乎道德、不偏不倚的行事風(fēng)格保證了上下級(jí)的互動(dòng)公平與公正，提升了員工對(duì)上司的信任程度和支持性感知，降低了建言的負(fù)面效果擔(dān)憂[11]。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)所表現(xiàn)出的立威和控制容易在上下級(jí)之間產(chǎn)生心理隔閡，形成高權(quán)力距離的組織氛圍。員工很難感受到上司的認(rèn)可和關(guān)照，抑制了思想的表達(dá)?；谝陨险撌?，提出如下假設(shè)：

H2：家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與上司支持感存在相關(guān)關(guān)系。

H2a：仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)上司支持感具有正向作用；

H2b：德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)上司支持感具有正向作用；

H2c：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)上司支持感具有負(fù)向作用。

H3：上司支持感對(duì)建言行為具有正向作用。

(三)心理安全感在家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格影響建言行為關(guān)系中的中介作用

心理安全感描述了個(gè)體對(duì)其工作環(huán)境中人際關(guān)系風(fēng)險(xiǎn)結(jié)果的感知。May等(2004)發(fā)現(xiàn)心理安全感容易被企業(yè)中人和制度所影響，其中領(lǐng)導(dǎo)的作用最為顯著[12]。仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于員工的錯(cuò)誤會(huì)給予指導(dǎo)及改正機(jī)會(huì)，形成了寬容性和支持性組織氛圍。Nembhard和Edmondson(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，管理開(kāi)放性與包容性領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格容易讓員工卸下建言中的顧慮與思想包袱[13]。德行領(lǐng)導(dǎo)展現(xiàn)出的以身作則、公正無(wú)私會(huì)通過(guò)認(rèn)同效仿增進(jìn)人際和諧提升員工的心理安全。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的專(zhuān)權(quán)和監(jiān)控會(huì)使員工加重心理壓力，高權(quán)力距離導(dǎo)致人際關(guān)系的不和諧和不平等降低其心理安全，進(jìn)而導(dǎo)致其采取不作為的態(tài)度保持緘默。Milliken等(2003)指出家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)可以通過(guò)心理安全的感知促進(jìn)或抑制員工的建言行為[14]?；谝陨险撌?，提出如下假設(shè)：

H4：家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與心理安全感存在相關(guān)關(guān)系。

H4a：仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感具有正向作用；

H4b：德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感具有正向作用；

H4c：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感具有負(fù)向作用。

H5：心理安全感對(duì)建言行為具有正向作用。

(四)中庸思維對(duì)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

中庸思維是中國(guó)文化情境下最具典型性的文化特征，要求為人處事關(guān)注驅(qū)動(dòng)人際關(guān)系的動(dòng)力及這些要素之間的互動(dòng)作用，因此中庸思維可以解釋相同情境下的個(gè)體行為差異[15]。中庸思維首先強(qiáng)調(diào)的就是“致中和”的和諧觀，要求采取顧全大局的方式，在提升組織凝聚力的基礎(chǔ)上處理矛盾沖突。其次，“過(guò)猶不及”和“執(zhí)兩用中”是中庸思維的核心，反對(duì)激進(jìn)行為，要求在“過(guò)”與“不及”連續(xù)體中尋求適度點(diǎn)。具體到員工行為上，高中庸思維者會(huì)在建言中顧及他人的感受，通過(guò)自我約束控制情緒，斟酌建言過(guò)程中的措辭與方式[16]。最后，“權(quán)變適中” 強(qiáng)調(diào)為人處事與其所處的情境相契合。高中庸者往往具有采擇能力，能夠換位思考，更容易理解他人的想法、意圖和感受。他們的情境參考線索更為多元，既包括事前環(huán)境、事后結(jié)果，也包含與之相聯(lián)系的人際關(guān)系，通常會(huì)根據(jù)形勢(shì)變化審時(shí)度勢(shì)地靈活處理問(wèn)題。而低中庸思維者則對(duì)這種變化反應(yīng)遲鈍，表現(xiàn)出默守成規(guī)和固執(zhí)己見(jiàn)。段錦云和凌斌(2011)的研究發(fā)現(xiàn)中庸思維與促進(jìn)式建言正相關(guān)[17]。何軒(2009)發(fā)現(xiàn)員工的中庸思維在互動(dòng)公平與沉默行為中起調(diào)節(jié)作用[16]。張軍偉和龍立榮(2016)認(rèn)為中庸思維在寬恕氛圍和員工人際公民行為關(guān)系之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)[18]。基于以上論述，提出如下假設(shè)：

H6：中庸思維在上司支持感、心理安全感與建言行為之間具有正向調(diào)節(jié)作用。

H6a：中庸思維正向調(diào)節(jié)上司支持感對(duì)建言行為的作用，即高中庸思維的員工在上司支持感相同的條件下比低中庸思維的員工表現(xiàn)出更強(qiáng)的建言傾向；

H6b：中庸思維正向調(diào)節(jié)心理安全感對(duì)建言行為的作用，即高中庸思維的員工在心理安全感相同的條件下比低中庸思維的員工表現(xiàn)出更強(qiáng)的建言傾向。

本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究的樣本主要來(lái)自北京、天津、上海、廣東等省市三星級(jí)以上的酒店員工，涵蓋商務(wù)、度假、精品等不同類(lèi)型酒店，以期達(dá)到樣本多樣性和全面性的目的。問(wèn)卷調(diào)研分為兩個(gè)階段，首先根據(jù)文獻(xiàn)原始量表設(shè)計(jì)問(wèn)卷，在天津市幾家酒店做預(yù)測(cè)試并根據(jù)測(cè)試結(jié)果修正題項(xiàng)；其次，將問(wèn)卷交于各酒店的部門(mén)經(jīng)理向員工發(fā)放填寫(xiě)以期保證問(wèn)卷的有效性。共發(fā)放309份問(wèn)卷，剔除無(wú)效問(wèn)卷后剩余245份，問(wèn)卷有效率為79.3%。樣本結(jié)構(gòu)特征顯示：男性員工占比59.1%；90后和80后員工占比較高，達(dá)到83.4%；本科以上學(xué)歷占比51.8%；67.2%的員工工齡少于5年；60.3%的員工來(lái)自基層。

(二)測(cè)量工具

(1)家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)。借鑒鄭伯塤等(2000)[19]開(kāi)發(fā)的15個(gè)題項(xiàng)的量表，包含3個(gè)維度：仁慈領(lǐng)導(dǎo)，如“當(dāng)我犯錯(cuò)時(shí)，領(lǐng)導(dǎo)會(huì)給我改正的機(jī)會(huì)”；德行領(lǐng)導(dǎo)，如“領(lǐng)導(dǎo)為人正派，不會(huì)假公濟(jì)私”；威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)，如“本部門(mén)大小事情都由領(lǐng)導(dǎo)獨(dú)自決定”。以上3個(gè)維度的Cronbach α系數(shù)分別為0.855、0.921、0.851。(2)上司支持感。參照Farh et al.(2007)[20]的研究，包含“如果我出于好意卻辦錯(cuò)了事，上司會(huì)原諒我”等5個(gè)題項(xiàng)，Cronbachα系數(shù)為0.846。(3)心理安全感。借鑒Detert和Burris(2007[21]開(kāi)發(fā)的量表，包含“在工作中，我可以自由地表達(dá)自己的想法”等5個(gè)題項(xiàng)，Cronbachα系數(shù)為0.834。(4)中庸思維。采用吳佳輝和林正義(2005)[22]開(kāi)發(fā)的13個(gè)題項(xiàng)的量表，包含3個(gè)維度：多方思考，如“意見(jiàn)討論時(shí)我會(huì)兼顧相互爭(zhēng)執(zhí)的意見(jiàn)”；整合性，如“我期待在討論的過(guò)程中可以獲得具有共識(shí)的結(jié)論”；和諧性，如“我發(fā)表意見(jiàn)時(shí)通常會(huì)考慮整體氣氛的和諧性”。以上3個(gè)維度的Cronbachα系數(shù)分別為0.824、0.866、0.833。(5)建言行為。參照Van Dyne等 (2003)[22]的研究，包含“我會(huì)積極向領(lǐng)導(dǎo)反映工作中出現(xiàn)的不協(xié)調(diào)問(wèn)題”等5個(gè)題項(xiàng)，Cronbachα系數(shù)為0.867。本研究所有量表均采用個(gè)人自評(píng)式問(wèn)卷，使用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，依次將“非常不符合”到“非常符合”計(jì)為1至5分。

四、實(shí)證分析與結(jié)果

(一)共同方差偏差檢驗(yàn)

本研究采用Harman單因子檢驗(yàn)法，將所有變量的題項(xiàng)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)因子分析來(lái)考察共同方法偏差問(wèn)題。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明第一個(gè)主成分的方差解釋變異為19.42%，小于總變異解釋67.11%的一半，可以判定共同方法偏差現(xiàn)象未對(duì)本研究造成嚴(yán)重影響。

(二)驗(yàn)證性因子分析與收斂效度

驗(yàn)證性因子分析采用了組合信度(CR)來(lái)判別模型的內(nèi)部質(zhì)量，采用平均方差抽取量(AVE)檢驗(yàn)收斂效度，以極大似然法對(duì)各維度變量進(jìn)行參數(shù)擬合。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表1所示。數(shù)據(jù)分析表明CR值均大于0.8，表明構(gòu)面的內(nèi)部一致性較好；AVE值均大于0.5，表明構(gòu)面的方差解釋力較好。χ2/df小于5，GFI、NFI、IFI和CFI值均大于0.8，RMSEA值小于0.10表明變量模型的擬合較為理想。

表1 驗(yàn)證性因子分析擬合指數(shù)、組合信度和平均方差抽取量

(三)相關(guān)性檢驗(yàn)與判別效度

如表2所示，由各變量相關(guān)系數(shù)可知，在領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格方面，仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)與其他變量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)則存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。其他變量之間也存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。這些結(jié)果初步支持了前面提出的相關(guān)假設(shè)。對(duì)角線上的各變量AVE平方根均大于其他因子相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值，表明變量之間具有良好的判別效度。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析與相關(guān)性檢驗(yàn)

注：** 表示P<0.05；對(duì)角線為各變量AVE平方根。

(四)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文運(yùn)用AMOS 22.0軟件繪制整體結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗(yàn)上司支持感/心理安全感的中介效應(yīng)。數(shù)據(jù)分析表明模型的擬合指數(shù)χ2/df=1.929，遠(yuǎn)小于5，RMSEA=0.061，小于0.08， CFI=0.924，IFI=0.925，GFI=0.919，均大于0.9，而NFI=0.855，雖小于0.9，但考慮到模型的變量較多，所以數(shù)據(jù)可以接受。采用Bootstrap檢驗(yàn)法把原始樣本作為整體，進(jìn)行放回性重復(fù)抽樣，將抽樣計(jì)算獲取的乘積結(jié)果由小至大排列，選取2.5-97.5的分位數(shù)(95%置信區(qū)間)，若其中不包括0則表示具有中介作用。路徑分析結(jié)果如表3所示。

表3 中介效應(yīng)路徑分析

續(xù)表

假設(shè)假設(shè)路徑關(guān)系路徑系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差C.R.P值置信區(qū)間假設(shè)檢驗(yàn)H4a心理安全感<—仁慈領(lǐng)導(dǎo)0.3330.0983.3900.0000.059-0.698成立H4b心理安全感<—德行領(lǐng)導(dǎo)0.3680.0754.9050.0000.147-0.593成立H4c心理安全感<—威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)-0.0720.073-0.9840.325-0.269-0.122不成立H5建言行為<—心理安全感0.4790.1044.6000.0000.181-0.782成立

由上表可知，家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格三個(gè)維度對(duì)建言行為的影響并不顯著，C.R.值均<1.96，同時(shí)P>0.05且置信區(qū)間包含0，因此假設(shè)H1不成立。

仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)上司支持感和心理安全感的正向影響顯著(C.R>1.96，P<0.05， 置信區(qū)間不含0)，假設(shè)H2a、H2b、H4a、H4b成立。同時(shí)路徑系數(shù)表明仁慈領(lǐng)導(dǎo)(β=0.532)對(duì)上司支持感的作用要大于德行領(lǐng)導(dǎo)(β=0.234)，而德行領(lǐng)導(dǎo)(β=0.368)對(duì)心理安全感的建構(gòu)作用大于仁慈領(lǐng)導(dǎo)(β=0.333)。雖然威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)上司支持感和心理安全感均具有負(fù)向作用但是不顯著(C.R<1.96，P>0.05， 置信區(qū)間含0)，因此拒絕H2c、H4c。

上司支持感和心理安全感對(duì)建言行為均存在顯著的正向作用(C.R>1.96，P<0.05， 置信區(qū)間不含0)，假設(shè)H3和H5得到支持。其中心理安全感(β=0.479)的作用大于上司支持感(β=0.206)。假設(shè)H1不成立表明家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)建言行為沒(méi)有顯著的直接效應(yīng)，上司支持感和心理安全感在該模型中具有完全中介作用。

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究應(yīng)用Hayes(2013)的SPSS宏程序PROCESS，以員工性別、年齡、教育程度、工作職位和工作年限為控制變量，考察上司支持感和心理安全感在領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和建言行為之間的中介效應(yīng)是否受到中庸思維的調(diào)節(jié)。由于中介效應(yīng)檢驗(yàn)中威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)子維度對(duì)中介變量的影響不顯著，因此后續(xù)討論中自變量只包括仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)。

表4 中庸思維對(duì)上司支持感的調(diào)節(jié)檢驗(yàn)

注：*** 表示P<0.05。

由表4、6可知，四個(gè)模型整體擬合效果較好，F(xiàn)值在95%的置信區(qū)間顯著。性別、年齡、教育程度、工作年限以及工作職位等控制變量P值大于0.05，置信區(qū)間包含0區(qū)間，表明控制變量不影響數(shù)據(jù)分析結(jié)果。

檢驗(yàn)上司支持感中介作用后半段是否受中庸思維的調(diào)節(jié)，表4結(jié)果表明：仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響上司支持感(β值分別為0.67和0.66，P<0.05)；上司支持感對(duì)建言行為具有正向影響(β值分別為0.19和0.12，P<0.05)，中庸思維正向預(yù)測(cè)建言行為(β值分別為0.19和0.19，P<0.05)；上司支持感和中庸思維的交互項(xiàng)，無(wú)論自變量是仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)，都正向影響建言行為(β值分別為0.15和0.13，P<0.05)，表明中庸思維的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，假設(shè)H6a得到支持。通過(guò)均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差考察中庸思維作為調(diào)節(jié)變量在不同取值條件下的間接效應(yīng)。PROCESS運(yùn)行結(jié)果如表5所示，仁慈領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)上司支持感對(duì)員工建言行為產(chǎn)生的間接影響在高水平中庸思維下達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)為0.23(置信區(qū)間為0.08，0.40)，置信區(qū)間不含0；在低水平中庸思維下，該間接效應(yīng)為0.03(置信區(qū)間為-0.13，0.15)，由于含0置信區(qū)間，因此間接效應(yīng)不顯著。同理，德行領(lǐng)導(dǎo)通過(guò)上司支持感對(duì)員工建言行為產(chǎn)生的間接影響在高水平中庸思維下達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)分別為0.17(置信區(qū)間為0.01，0.32)，置信區(qū)間不含0；在低水平中庸思維下，該間接效應(yīng)為-0.01(置信區(qū)間為-0.11，0.11)，由于含0置信區(qū)間，因此間接效應(yīng)不顯著。由此可見(jiàn)，無(wú)論是仁慈領(lǐng)導(dǎo)還是德行領(lǐng)導(dǎo)為自變量，高水平的中庸思維都正向調(diào)節(jié)上司支持感對(duì)建言行為的促進(jìn)作用。

表5 在不同調(diào)節(jié)變量水平上領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格通過(guò)上司支持感對(duì)建言行為的間接效應(yīng)

檢驗(yàn)心理安全感在家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與建議行為之間的中介作用后半段是否受中庸思維的調(diào)節(jié)，表6結(jié)果表明：仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)顯著正向影響心理安全感(β值分別為0.58和0.66，P<0.05)；心理安全感對(duì)建言行為具有正向影響(β值分別為0.42和0.37，P<0.05)，中庸思維不能預(yù)測(cè)建言行為(β值分別為0.10和0.10，P>0.05)， 仁慈領(lǐng)導(dǎo)并不能預(yù)測(cè)建言行為(β=0.08，P>0.05)，而德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)建言有顯著的正向影響(β=0.14，P<0.05)；上司支持感和中庸思維的交互項(xiàng)，無(wú)論自變量是仁慈領(lǐng)導(dǎo)和德行領(lǐng)導(dǎo)，對(duì)建言行為的影響都不顯著(β值分別為0.06和0.07，P>0.05)，表明中庸思維的調(diào)節(jié)效果不明顯，拒絕假設(shè)H6b。

表6 中庸思維對(duì)心理安全感的調(diào)節(jié)檢驗(yàn)

注：*** 表示P<0.05。

五、研究結(jié)論與理論貢獻(xiàn)

本文以家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格為邏輯起點(diǎn)，以上司支持感知和個(gè)體層面的心理安全感為中介，探討建言行為的激勵(lì)內(nèi)化過(guò)程，并從文化價(jià)值觀視角分析中庸思維對(duì)以上作用機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要結(jié)論和理論貢獻(xiàn)如下：

1. 本研究發(fā)現(xiàn)家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為的直接效應(yīng)并不顯著，這與Zhang等 (2015)[24]、段錦云和凌斌(2011)[17]等學(xué)者的研究存在差異。較之其他角色外行為，建言行為的自愿性、非獎(jiǎng)懲性和高風(fēng)險(xiǎn)性導(dǎo)致員工更需要對(duì)情境線索進(jìn)行分析，權(quán)衡利弊，考量風(fēng)險(xiǎn)后再做出建言決策[25]。家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)只是建言行為觸發(fā)機(jī)制的起點(diǎn)，屬于必要非充分條件。同時(shí)這種結(jié)論上的不一致也反映出西方建言理論在中國(guó)管理實(shí)踐應(yīng)用中的變異性。另外，本研究細(xì)化了家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)三個(gè)子維度在建言行為生成機(jī)制中的作用。研究發(fā)現(xiàn)仁慈領(lǐng)導(dǎo)對(duì)上司支持感的作用要大于德行領(lǐng)導(dǎo)，德行領(lǐng)導(dǎo)對(duì)心理安全感的建構(gòu)作用大于仁慈領(lǐng)導(dǎo)，而威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)以上兩者的負(fù)向影響作用均不顯著。

2. 本研究深化了對(duì)建言行為的觸發(fā)、認(rèn)知和決策機(jī)制的理解。研究發(fā)現(xiàn)上司支持感和心理安全感正向影響員工的建言行為，心理安全感的作用大于上司支持感。雖然上司支持感為建言提供了情感動(dòng)力、態(tài)度準(zhǔn)備和行動(dòng)參照，但是心理安全是建言行為發(fā)生的最近端屬于內(nèi)因，其他外因往往通過(guò)心理因素發(fā)揮作用，是建言的決定性因素[26]。根據(jù)個(gè)人組織匹配理論，當(dāng)個(gè)體價(jià)值觀與組織供應(yīng)系統(tǒng)相適應(yīng)時(shí)，員工會(huì)展現(xiàn)出積極的組織公民行為，但是建言屬于角色外行為依賴于員工主動(dòng)性，這種自愿行為的前提是建言安全受到保障。

3. 根據(jù)情境相關(guān)理論，特質(zhì)相關(guān)情境會(huì)強(qiáng)化或削弱弱特質(zhì)對(duì)行為的影響。中庸思維在上司支持感和建言行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而在心理安全和建言行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。一方面說(shuō)明相對(duì)于心理安全感，上司支持感是建言行為的弱相關(guān)線索，表明個(gè)體對(duì)外因的反應(yīng)和敏感程度依賴于認(rèn)知心理的內(nèi)化作用。另一方面中庸思維對(duì)領(lǐng)導(dǎo)和個(gè)體層面激勵(lì)要素內(nèi)化效果的差異性表明建言行為具有特定的情境-個(gè)體交互性，揭示了文化價(jià)值觀對(duì)個(gè)體行為的影響路徑，豐富和拓展了建言行為的本土化研究。

六、管理啟示與展望

本研究對(duì)中國(guó)本土化管理具有如下啟示：(1)本研究發(fā)現(xiàn)仁慈領(lǐng)導(dǎo)有助于形成上司支持感，而德行領(lǐng)導(dǎo)則與心理安全感的構(gòu)建有關(guān)，這就提醒企業(yè)管理者需要“以人為本”，采取柔性化管理，為員工提供個(gè)性化的人文關(guān)懷。另外，領(lǐng)導(dǎo)需要處事公私分明、堅(jiān)持公平原則，完善和嚴(yán)格貫徹企業(yè)的規(guī)章制度。領(lǐng)導(dǎo)提供的情感支持和制度安排契合了員工的內(nèi)在價(jià)值觀才更容易形成組織認(rèn)同，更愿意投入到組織變革與創(chuàng)新中。(2)企業(yè)需要形成容忍失敗的寬容氛圍，特別是針對(duì)高中庸思維的員工，這種積極作用更為顯著。高中庸思維的員工考慮問(wèn)題更為全面，決策參照點(diǎn)更為多樣。因此可以營(yíng)造以和諧為目標(biāo)、以包容為原則的組織氛圍，并輔以中庸水平測(cè)評(píng)了解員工中庸水平心理狀態(tài)，激發(fā)其創(chuàng)新行為的積極性。

本研究雖然取得一些有價(jià)值的結(jié)論，然而仍存在著如下的局限性：(1)本次調(diào)研樣本集中于酒店行業(yè)，未來(lái)研究可以將樣本拓展到其他行業(yè)，并采用比較研究以提高研究結(jié)論的普適性。(2)本次研究只涉及促進(jìn)式建言，未來(lái)的研究可以從集體主義和中庸視角探討文化價(jià)值觀對(duì)抑制型建言的作用，以期達(dá)到研究的全面性與系統(tǒng)性。

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