變革型與交易型酒店領導能帶來滿意的員工嗎？
——基于元分析的證據(jù)

黃子璇 袁 嬌 周春林,*

(1.江蘇第二師范學院城市與環(huán)境資源學院,江蘇南京 210023;2.南京師范大學地理科學學院,江蘇南京 210013)

0 引言

酒店業(yè)是典型的勞動密集型產(chǎn)業(yè),員工作為面向顧客的直接互動者扮演著重要角色。員工與顧客互動的過程直接影響顧客滿意度及其感知的服務質(zhì)量。在服務業(yè)中,一個組織為了保證顧客滿意度,首先需要確保員工的工作滿意度(Hoffman et al.,1992),而領導風格又是影響員工工作滿意度的重要因素之一(Choi et al.,2016)。在市場化、個性化和信息化的時代背景下,領導風格對員工工作滿意度和酒店發(fā)展的作用愈發(fā)重要。領導者通過在組織中創(chuàng)造共同的價值觀、信念和愿景來激勵追隨者,滿足員工的人性化需求并賦予其工作的意義,由此提升員工的工作滿意度,從而提高其服務質(zhì)量。在過去近二十年中,探討領導風格與員工工作滿意度間關系的研究持續(xù)增加,主要集中在實證考察變革型領導、交易型領導、家庭式領導、服務型領導等眾多領導風格對酒店員工工作滿意度的影響(李文平,2014;Ispas et al.,2013;Kolesnikova,2012),其中變革型領導、交易型領導風格對酒店員工工作滿意度的影響最為突出(Kara et al.,2013;Spitzbart,2013)。

當前,學術界研究者在變革型領導、交易型領導與酒店員工工作滿意度間關系的研究方面表面出了以下3種觀點:一是變革型領導、交易型領導能顯著提升酒店員工工作滿意度(李文平,2014;Kolesnikova,2012;Spitzbart,2013);二是這兩種領導風格與酒店員工工作滿意度之間呈現(xiàn)負相關關系(Kara et al.,2013;Saleem,2015);三是變革型領導、交易型領導與酒店員工工作滿意度間不存在相關關系(Hinkin et al.,1994;Mohamed,2016;Kim et al.,2015;Rothfelder et al.,2012)。由此可見,兩種領導風格對酒店員工工作滿意度究竟有何影響,尚存在較大的爭議,還需要進一步的分析與探究。為全面評估變革型領導、交易型領導與酒店員工工作滿意度的關系,本文將搜集國內(nèi)外相關研究文獻,整合實證研究樣本,采用元分析技術在更大規(guī)模數(shù)據(jù)基礎上更為準確地探討交易型領導、變革型領導及其各維度對員工工作滿意度的作用是否有效,精確估計變革型領導、交易型領導對酒店員工工作滿意度的真實效應量,以及哪種領導風格對員工工作滿意度的影響力更為顯著。考慮到不同文化情景中領導風格對員工的心理、行為影響不同,本文還將嘗試探尋東西方文化差異對領導風格與酒店員工工作滿意度間關系是否存在影響。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 工作滿意度

從組織管理視角,工作滿意度是管理者評估組織內(nèi)員工整體發(fā)展狀況的一個有價值的指標,員工對工作和組織的看法可以通過工作滿意度來揭示(Choi et al.,2016)。工作滿意度高的員工會認為他們?yōu)榻M織帶來了積極的價值和成果,并且傾向于認為其在組織內(nèi)外得到公平對待。工作滿意度與員工發(fā)展工作技能和個性的意愿密切相關,滿意度高的員工更能感知到組織的關心從而努力提高他們的表現(xiàn)。如果提高工作績效是管理工作的重中之重,那么與工作績效密切相關的員工工作滿意度就不容忽視。Hopper(1953)在《Job Satisfaction》一書中首次提出工作滿意度的概念,他認為工作滿意度是員工對所從事工作本身和所處工作環(huán)境的一種心理與生理方面的主觀感受及滿意程度。其后,眾多研究者探討了工作滿意度的概念、相關理論和影響因素等方面的內(nèi)容。Porter(1961)從員工期望與企業(yè)給予對比的角度給出了工作滿意度的定義,認為工作滿意度是員工對工作的期望與其在工作中獲得的真實感受之間比較的結(jié)果。Thompson等(1997)將工作滿意度理論劃分為內(nèi)容型理論、過程型理論及情景型理論。Locke(1976)從內(nèi)容型理論的角度出發(fā),提出當員工的內(nèi)在和外在需求得到滿足時,員工將獲得較好的工作滿意度。Gruneberg(1979)基于過程型理論,認為影響工作滿意度的內(nèi)源性因素有員工自身價值觀與期望等。Quarstein等(1992)從情景特性與情景現(xiàn)實出發(fā)對工作滿意度的影響因素進行了測量,并從組織、員工、環(huán)境等多個層面進行分析,Mohammad等(2011)認為領導風格是決定工作滿意度的重要指標,并且在組織內(nèi)部的社會交往中扮演著重要角色。就酒店業(yè)而言,以往研究主要從人口統(tǒng)計學特征、組織承諾、領導風格、家庭關系等多個方面對員工工作滿意度進行探討,例如Amissah等(2016)分析了加納酒店業(yè)的員工工作滿意度,得出工資、管理與晉升會對員工工作滿意度產(chǎn)生顯著的影響;Li等(2017)通過實證研究分析了變革型領導對酒店員工職業(yè)滿意度的影響,以及主動型人格在此關系中的調(diào)節(jié)效應;李向農(nóng)等(2015)從家庭生活特征這一角度對酒店員工工作滿意度進行了分析,發(fā)現(xiàn)與父母同住或家庭中有人分擔家務的員工更容易獲得較高的工作滿意度。

1.2 變革型領導與員工工作滿意度

變革型領導是領導者通過組織目標、企業(yè)文化、個性關懷等方法來激勵與鼓舞員工,引導員工積極向上并激發(fā)員工的工作熱情,讓員工能夠感受到組織的關心從而不斷努力并順利完成工作。Bass(1985)認為變革型領導是領導者與員工之間相互端正動機、提升道德并最終實現(xiàn)較高層次追求的過程;Avolio等(1998)認為變革型領導可以使員工將組織的共同目標視為個人的最高追求,從而付出更多的努力來達到或超過組織預期結(jié)果。Bass(1999)將變革型領導結(jié)構分為4個維度:領導魅力、愿景激勵、智力激發(fā),以及個性化關懷。李超平等(2005)在此基礎上,基于中國情景將智力激發(fā)改良為德行垂范,提出了德行垂范、愿景激勵、領導魅力,以及個性化關懷的四維本土化量表。Bass(1999)關于變革型領導維度的劃分得到了大多數(shù)研究者的一致認同,大量實證研究也充分驗證了4個維度的正確性(Erkutlu,2008;Kim et al.,2015)。部分學者在采用這4個維度進行測量時,會將領導魅力細分為特質(zhì)和行為兩個維度(Erkutlu,2008),但在本文元分析過程中將特質(zhì)和行為合并為領導魅力維度進行驗證。

關于變革型領導與酒店員工工作滿意度的關系,不少研究者的研究結(jié)果都表明二者之間存在顯著的正向關系。如Li等(2017)以廣州8家高星級酒店的主管和員工為配對樣本,研究結(jié)果表明變革型領導與員工工作滿意度呈顯著正相關;Erkutlu(2008)、Gill等(2010)的研究也得到同樣的結(jié)果。但也有研究者發(fā)現(xiàn)二者間關系不顯著。如Mohamed(2011)以埃及38家五星級酒店員工為研究對象,發(fā)現(xiàn)變革型領導對員工工作滿意度的影響不顯著。Ali等(2016)和Kim等(2015)的研究也得出了同樣的結(jié)論。Kara等(2013)的研究甚至表明變革型領導會對員工工作滿意度產(chǎn)生消極影響。由此提出以下假設:

H1:變革型領導與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H1a:領導魅力與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H1b:愿景激勵與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H1c:智力激發(fā)與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H1d:個性化關懷與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

1.3 交易型領導與員工工作滿意度

交易型領導是領導者與員工通過交易的方式來滿足各自需要的一種行為,領導者為獲取團體利益,達到組織目的,給員工提供物質(zhì)報酬與精神獎勵,員工服從上級領導安排并及時完成工作任務作為回報。Burns(1978)首次于《Leadership》一書中提出交易型領導的概念,他認為交易型領導是指在利益最優(yōu)與損失最小的原則下,領導者和員工通過協(xié)商,采取交換這一行為來達到彼此受益的一個過程。隨后,Bass(1985)提出交易型領導是領導者明確員工的分工與工作方向,員工在酬金與獎勵的激勵下努力完成各項工作以達到既定的目標與結(jié)果。此外,他認為領導-成員交換理論和途徑-目標理論是交易型領導的理論基礎。Leithwood(1994)將交易型領導定義為領導者系統(tǒng)地應用組織中各種薪酬和獎賞系統(tǒng),以此來換取其所需要的成果。

就酒店業(yè)而言,交易型領導與員工工作滿意度間的關系存在一定爭議。Ali等(2016)從權變獎勵和例行管理兩個維度論證了交易型領導對員工工作滿意度有著顯著的積極影響;Kolesnikova(2012)、Li等(2017)和Spizbart(2013)等的研究結(jié)果表明,交易型領導與員工工作滿意度間存在顯著地正相關關系。然而,Hinkin等(1994)以美國60家不同規(guī)模酒店員工為研究樣本,結(jié)果顯示交易型領導與員工工作滿意度之間不存在相關關系,Rothfelder等(2012)以德國酒店業(yè)員工為調(diào)查對象再次證明了這一結(jié)論。Saleem(2015)將組織政策感知作為調(diào)節(jié)變量,發(fā)現(xiàn)交易型領導對員工工作滿意度產(chǎn)生顯著的負向影響。而Bass(1985)將權變獎勵和例行管理作為交易型領導的兩個維度,其中例行管理又分為積極的例行管理和消極的例行管理。Judge等(2004)通過元分析驗證,消極的例行管理與交易型領導的其他兩個因素對結(jié)果變量的影響存在較大差異,認為有必要從交易型領導結(jié)構中剝離。綜上,本文將驗證以下假設:

H2:交易型領導與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H2a:權變獎勵與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H2b:積極的例行慣例與酒店員工工作滿意度之間存在正相關關系。

H2c:消極的例行慣例與酒店員工工作滿意度之間存在負相關關系。

1.4 調(diào)節(jié)變量

研究特征的調(diào)節(jié)作用可能是導致領導風格與酒店員工工作滿意度的關系研究結(jié)果存在差異的原因之一。研究特征是每個研究固有的屬性,是指一個研究的被試者特征(文化背景、年齡、教育背景、收入)、測量量表、出版類型和樣本大小等。研究特征可能對研究結(jié)果的普適性產(chǎn)生影響(施國春 等,2017)。我們對納入本文的文獻進行梳理歸納,發(fā)現(xiàn)文獻在文化背景和出版類型等方面存在差異。因此,本文檢驗文化背景和出版類型是否對變革型、交易型領導與員工工作滿意度的關系產(chǎn)生影響。

1.4.1 文化背景差異

文化是人類通過解決問題和適應社會發(fā)展的過程而逐漸形成的意識系統(tǒng),它不僅塑造人類的行為,還會影響人類的心理需求(王潔 等,2013)。領導行為作為社會性行為,領導對下屬的態(tài)度、行為和動機等都會因所處文化的不同而產(chǎn)生差異,這些差異顯然也會影響領導行為的效能(施國春 等,2017)。文化背景是塑造組織氛圍的重要因素之一,無論是在東方文化還是西方文化背景下,個體情感在很大程度上會受到組織環(huán)境的影響。西方主要受歐美文化的影響,更鼓勵人們在組織中積極表達自我的愿景和傾向,更推崇個人主義。東方文化更多地受儒家家長制文化影響(段錦云,2012),相對于西方文化更加弘揚集體主義(Henderlong et al.,2002),擁有更為嚴格的組織等級劃分(魏昕 等,2010)和權利距離傾向(段錦云 等,2013)?；诖?本文認為不同文化背景可能對領導風格與員工工作滿意度之間關系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。東方文化背景塑造的組織氛圍下,領導風格對酒店員工工作滿意度的影響相較于西方文化背景更為顯著。由此提出以下假設:

H3:文化差異對領導風格與員工工作滿意度之間關系存在顯著的調(diào)節(jié)作用。

H3a-3b:與西方文化背景相比較,東方文化背景下,變革型領導(3a)、交易型領導(3b)對員工工作滿意度的影響更為顯著。

1.4.2 文獻出版類型差異

由于變革型、交易型領導與酒店員工工作滿意度的關系在不同研究中具有一定差異,而納入元分析的文獻既包含公開發(fā)表的期刊論文,也有未公開發(fā)表的學位論文。文獻出版類型可能是差異的來源之一。翁清雄等(2016)指出,不同研究所得結(jié)論表現(xiàn)出一定的差異,多數(shù)是受到其他變量的調(diào)節(jié)而導致的,這些變量包括文獻類型、測量工具、文化背景和崗位類型等。研究特征(出版類型、年齡、樣本量和評估工具等)是每個研究的固有屬性,其調(diào)節(jié)作用可能導致研究結(jié)果的不一致性(施國春 等,2017)。黃秋風等(2017)采用元分析技術探討變革型領導對員工創(chuàng)新行為的影響,結(jié)果表明期刊與碩博士論文效應量存在顯著差異,是異質(zhì)性的來源。任志洪等(2016)指出,越早出版的研究越傾向于報告顯著的訓練效果,通過研究的深入,不確定性及爭議逐漸明晰,不顯著的結(jié)果或小的效應量也能夠被接納。Murtaugh(2002)認為結(jié)果更顯著的研究成果更容易發(fā)表在高影響因子的期刊上。期刊論文相對于學位論文等未公開發(fā)表的文獻更傾向于闡述顯著結(jié)果,為避免成為“抽屜文件”而有可能歪曲了真實效應(羅杰 等,2013)。因此,文獻出版類型可能對領導風格與員工工作滿意度之間的關系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。相較于未公開發(fā)表的論文,公開發(fā)表的期刊論文中,領導風格對員工工作滿意度的影響可能更為顯著。由此提出以下假設:

H4:文獻出版類型對領導行為與員工工作滿意度之間關系存在調(diào)節(jié)作用。

H4a-4b:與學位論文相比較,期刊論文中,變革型領導(4a)、交易型領導(4b)對員工工作滿意度的影響更為顯著。

2 研究方法

2.1 文獻搜集

本文采取多種方法對相關文獻進行了系統(tǒng)地收集,文獻類型包含了中英文期刊論文、會議論文和學位論文。首先,在CNKI數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩博士論文和中文社會科學引文檢索系統(tǒng)中使用廣泛的關鍵詞(如領導風格、領導行為、變革型領導、交易型領導、員工工作滿意度與酒店業(yè)、飯店業(yè)匹配)進行搜索。其次,在Springer、EBSCO、Elsevier SDOL、ProQuest Digital Dissertations、Wiley-Blackwell、Web of Science、JSTOR及Emerald數(shù)據(jù)庫中,分別以transformational leadership、transactional leadership、leadership style、leadership behavior、hotel、hospitality、 hospitality industry、job satisfaction、employee job satisfaction為題名、關鍵詞、摘要和主題詞進行檢索。再次,通過Google學術和百度學術平臺對題名、關鍵詞、摘要和主題進行搜索。對于只有標題和摘要的文獻,采用兩種處理方式獲取全文:一是通過館際互借或文獻傳遞來獲取,主要借助了香港理工大學和新南威爾士大學圖書館數(shù)據(jù)庫資源;二是通過電子郵件的方式聯(lián)絡作者獲取全文或研究結(jié)果。最后,對收集到的所有文獻的參考文獻進行識別,搜索相關文章。所有檢索文獻日期截至2017年10月。

2.2 文獻篩選標準

對于檢索形成的初始資料庫按照以下標準決定是否將其納入元分析:(1)文獻探討了變革型領導、交易型領導或其各維度與員工工作滿意度的關系;(2)研究樣本來自酒店行業(yè);(3)必須為實證研究;(4)排除沒有報告樣本量及生成完整效應量所需數(shù)據(jù)的研究;(5)對于數(shù)據(jù)重復發(fā)表的研究只選其一,將學位論文修改后發(fā)表的,以發(fā)表后的數(shù)據(jù)為準。對于檢索獲得的62篇會議論文中38篇僅含摘要部分,34篇為非實證研究(包含部分僅含摘要的文章),7篇沒有報告樣本量及生成效應量所需數(shù)據(jù),都不符合要求,因此,未納入本文研究。最終獲得符合元分析要求的文獻21篇。

2.3 數(shù)據(jù)編碼

對納入元分析的子樣本同時進行如下編碼:首先,研究的基本信息(作者名與發(fā)表時間)、樣本量、變量相關值(效應量)、研究的文化背景(分為東方文化、西方文化和其他)(張淑華 等,2016)和文章類型(期刊論文、學位論文)。其次,每個獨立樣本,得到一個效應量。如果文獻包含多個測量維度均視為獨立樣本,對應進行多次編碼,提取所有獨立樣本效應量。針對任何分歧,我們通過討論并采用Podsakoff等(2006)的方法達成共識。最終提取35項獨立樣本納入總體效應檢驗,63項獨立樣本納入分維度效應檢驗,樣本量分別為9125個和14999個。主效應分析基本編碼信息見表1。

2.4 數(shù)據(jù)分析及處理程序

采用Excel軟件進行前期的文獻整理與編碼,通過CMA 2.0(Comprehensive Meta-Analysis 2.0)軟件進行元分析效應量的計算、發(fā)表偏差檢驗及調(diào)節(jié)效應分析。軟件主要采用固定效應模型和隨機效應模型對效應量進行分析,二者的區(qū)別主要在于權重計算方法不同,固定效應模型假定只存在一個真實的效應值,故使用研究內(nèi)變異計算權重,而隨機效應模型假設每個研究的真實效應值皆不同,故使用研究內(nèi)與研究間的變異來計算權重。一般根據(jù)異質(zhì)性檢驗結(jié)果來選擇分析模型。若效應值異質(zhì)則選擇隨機效應模型,從而形成更為保守可靠的結(jié)論;若效應值同質(zhì)則選擇固定效應模型(Borenstein et al.,2009)。

表1 納入主效應分析文獻的編碼情況

注:EC=東方文化,WC=西方文化,O=其他,J=期刊論文,D=學位論文,TFL=變革型領導,TSL=交易型領導,R=相關系數(shù),Fisher’Z為效應量。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗

對元分析的數(shù)據(jù)進行異質(zhì)性檢驗,Q檢驗結(jié)果反映各效應量的異質(zhì)性程度,如各效應量是異質(zhì)的,則表明納入元分析的每個效應量的差異是由真實誤差和抽樣誤差共同造成的(Borenstein et al.,2009),應采用隨機效應模型。檢驗結(jié)果如表2所示,Q(19)=1713.0,p<0.001,I2=98.89%,Q(14)=1028.7,p<0.001,I2=98.64%,表明各研究的效應值均為異質(zhì)的。其中,I2均大于75%表示觀察變異在75%以上是由效應值的真實差異造成的,達到高水平異質(zhì)性(Higgins et al.,2003);Tau2的值分別為0.335和0.317,表示研究間變異的33.5%和31.7%可用于計算權重。異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示,變革型和交易型領導與員工工作滿意的相關關系在選取的研究中均存在異質(zhì)性,選取隨機效應模型來進行元分析更準確。同時,效應值異質(zhì)表明,在變革型領導、交易型領導和酒店員工工作滿意度之間還存在顯著的調(diào)節(jié)變量。因此,為了解異質(zhì)性的來源,分析文獻出版類型和文化背景對兩者之間關系的調(diào)節(jié)作用具有必要性。

表2 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

3.2 發(fā)表偏差檢驗

若發(fā)表的文獻不能代表該理論研究的整體,則會出現(xiàn)發(fā)表偏差。發(fā)表偏差的存在會導致元分析得到的效應值高于真實效應值,嚴重影響元分析的結(jié)果(Kuppens et al.,2013)。我們通過漏斗圖從主觀的角度初步檢驗所納入文獻的發(fā)表偏差情況,如圖1、圖2所示,橫軸是效應量轉(zhuǎn)化而來的Fisher’sZ值,縱軸為其標準差。根據(jù)Rothstein等(2007)的判別標準,若漏斗圖的效應量分布左右均勻且均分布在圖的上方,說明元分析不存在發(fā)表偏差,反之則存在發(fā)表偏差(Rothstein et al.,2007)。從圖中來看,效應量大多均勻分布于總效應量兩側(cè),左右基本對稱且均勻分布在圖形上方,表明本元分析數(shù)據(jù)存在的發(fā)表偏差可能性較小。為了更精確檢驗發(fā)表偏差,我們采用失安全系數(shù)(Fail-safe)、Egger’s檢驗(回歸截距法)和等級相關檢驗法進行進一步檢測。結(jié)果如表3所示:其中失安全系數(shù)分別是N=11495和N=543,表明若想推翻變革型領導效應量的結(jié)果,需要11495篇文獻得出相反結(jié)果,以及543篇相反結(jié)論的文獻推翻交易型領導效應量檢驗的結(jié)果;Egger’s檢驗結(jié)果表明,P值為0.88和0.06,均不顯著,不存在發(fā)表偏差;等級相關檢驗結(jié)果,Tau值分別為-0.09(p=0.58)和0.01(p=1.00),表明效應量不存在發(fā)表偏差。

圖1 變革型領導效應分布漏斗圖

圖2 交易型領導效應分布漏斗圖

表3 發(fā)表偏差檢驗

然后,我們采用剪補法(trim and fill)評價發(fā)表偏差對元分析結(jié)果造成的影響(SueDuval et al.,2000)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),剔除漏斗圖中的不對稱部分后,重新估計中心值,得出變化值分別為0.288和0.327,其效應量仍顯著。

綜合所述,本文元分析的研究結(jié)果未受到發(fā)表偏差影響,是準確、可靠的。

3.3 主效應檢驗

3.3.1 總體效應量檢驗結(jié)果

根據(jù)異質(zhì)性檢驗結(jié)果選擇隨機效應模型對變革型、交易型領導與員工工作滿意度之間關系進行主效應檢驗(見表4)。由結(jié)果可知,從整體上檢驗變革型領導與員工工作滿意度的關系,共有20項效應量(N=5527),變革型領導與員工工作滿意度的整體相關系數(shù)為0.589(P<0.001);檢驗交易型領導與員工工作滿意度的關系,有15項效應量(N=3598),交易型領導與員工工作滿意度的整體相關系數(shù)為0.260(0.05

表4 總體效應量元分析結(jié)果

注:K為納入研究數(shù)量,N為樣本數(shù)量。

3.3.2 分維度效應量檢驗結(jié)果

由表5可知,變革型、交易型領導各維度與員工工作滿意度的關系異質(zhì)性Q檢驗結(jié)果均顯著,說明各效應量均為異質(zhì)的,可采用隨機效應模型。失安全系數(shù)N均大于500,表明各維度效應值不存在出版偏差(Rothstein et al.,2007)。H1a ～ H1d分別表示領導魅力、愿景激勵、智力激發(fā)和個性化關懷的元分析結(jié)果;H2a～H2c分別表示權變獎勵、積極的例行管理和消極的例行管理的元分析結(jié)果。由分維度元分析結(jié)果可得,變革型領導各單一維度與員工工作滿意度的關系,領導魅力(K=11,r=0.730,P<0.001)、愿景激勵(K=11,r=0.673,P<0.001)、智力激發(fā)(K=9,r=0.659,P<0.001)、個性化關懷(K=11,r=0.721,P<0.001)與員工工作滿意度均為顯著的高強度正相關( Kuppens et al.,2013);交易型領導各維度與員工工作滿意度的關系,權變獎勵(K=10,r=0.526,P<0.01)、積極的例行管理(K=7,r=0.485,P<0.01)與員工工作滿意度為高強度的顯著正相關,而消極的例行管理(K=4,r=-0.550,P<0.01)與其為顯著的高強度相關( Kuppens et al.,2013)。因此,假設H1a～H1d與假設H2a～H2c均得到證實。

表5 分維度元分析結(jié)果

注:K為納入研究數(shù)量,N為樣本數(shù)量。

3.4 調(diào)節(jié)效應檢驗

由上可知,本文元分析效應量表現(xiàn)為顯著的異質(zhì)性。為進一步分析異質(zhì)性的來源,也采用隨機效應模型分別對文化背景(東方文化、西方文化和其他)和文獻出版類型(期刊論文、學位論文)是否存在調(diào)節(jié)效應進行檢驗。

表6結(jié)果顯示,文化背景對變革型領導、交易型領導與員工工作滿意度的關系存在顯著的調(diào)節(jié)作用(Q=55.641,P<0.001;Q=538.669,P<0.001)。東方文化背景下,變革型領導(r=0.621,P<0.001)和交易型領導(r=0.526,P<0.001)與員工工作滿意度的相關系數(shù)均顯著高于西方文化背景(r=0.568,P<0.001;r=0.212,P<0.001)。故假設H3、H3a與H3b均得到驗證。文獻出版類型對變革型領導(Q=131.251,P<0.001)、交易型領導(Q=419.541,P<0.001)與員工工作滿意度間關系存在顯著的調(diào)節(jié)作用。學位論文類型下,變革型領導(r=0.765,P<0.001)與員工工作滿意度相關系數(shù)顯著高于期刊論文類型(r=0.513,P<0.001)。同時,交易型領導與員工工作滿意度相關系數(shù)在學位論文下顯著(r=0.637,P<0.01),而在期刊論文類型下不顯著(r=0.141,P> 0.05)。故假設H4被接受,H4a與H4b被拒絕。

表6 文化背景與文獻出版類型的調(diào)節(jié)作用檢驗

注:K為納入研究數(shù)量,N為樣本數(shù)量。

4 結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

本文利用元分析方法,對變革型領導、交易型領導與酒店員工工作滿意度間關系的實證研究進行了深入分析,著重探討了變革型領導、交易型領導各維度與員工工作滿意度的關系和文化背景、文獻出版類型在二者關系間的調(diào)節(jié)作用,得出如下結(jié)論:

第一,在酒店管理過程中,變革型領導與員工工作滿意度之間存在顯著的正相關關系,相關系數(shù)為0.589(p<0.001)。表明酒店管理者采用變革型領導風格時,對員工工作滿意度有直接的提升作用。具體來看,變革型領導各維度與員工工作滿意度均為顯著正向高相關,意味著各維度間協(xié)同程度越高,則越有可能產(chǎn)生更高的員工工作滿意度。因此,綜合考慮各維度間的互補性和依賴性才能對員工工作滿意度產(chǎn)生預期提升作用。

第二,交易型領導與員工工作滿意度相關系數(shù)為0.260(p=0.07),未在95%的置信區(qū)間內(nèi)達到顯著。但交易型領導各單一維度與員工工作滿意度間均存在顯著的相關關系,尤其是權變報酬、積極的例行管理與員工工作滿意度存在高強度正向相關關系,表明酒店員工在達到領導者明確表達的具體期望時,領導給予追隨者反饋,用獎勵或者贊美來肯定員工工作,員工對工作會更加滿意。而消極的例行管理與員工工作滿意度之間存在顯著負相關關系,酒店行業(yè)作為高人際接觸的服務行業(yè),若酒店管理者未將注意力集中于解決客戶或員工問題時,容易造成員工對工作滿意度的下降。交易型領導與員工工作滿意度間整體相關關系不顯著,究其原因,消極的例行管理與權變獎勵和積極的例行管理對員工工作滿意度產(chǎn)生相反的作用,整體效應量因此而削弱。因此,在酒店業(yè)中,領導者與追隨者之間關系密切,組織應降低消極的例行管理發(fā)生的可能性,協(xié)調(diào)交易型領導各維度的互補性,提高員工工作滿意度。

第三,文化背景和文獻出版類型均為異質(zhì)性的來源。在東、西方不同文化背景下,變革型領導、交易型領導對員工工作滿意度的影響存在顯著差異且具有規(guī)律性。東方文化背景下,變革型領導與交易型領導對員工工作滿意度的影響效應均高于西方文化背景。本文認為造成這種差異的可能原因是:其一,文化因素本身所導致的差異。納入本文分析的東方文化背景研究主要來自中國,受傳統(tǒng)儒家文化、高權力距離和集體主義影響,中國組織情境中的低等級員工更多地遵從或接受領導分配的組織任務。西方文化背景下的員工更傾向于個人主義,體現(xiàn)個體的能力和價值。因此,不同文化背景下的酒店員工面對相同領導風格時會進行不同的內(nèi)化解釋,產(chǎn)生差異。東方文化背景下,酒店領導對員工的影響比西方國家更為明顯,由此而產(chǎn)生更高的員工工作滿意度。其二,測量維度選擇和量表處理所導致的差異。東方文化傾向于依靠集體,弱化個人能力的凸顯,個人動機的調(diào)動受到忽視。因此,中國本土化量表采用德行垂范代替智力激發(fā)來測量變革型領導;采用二維量表即權變獎勵和例行管理來測量交易型領導。西方背景的組織中,領導-員工交換思想更為多見,員工經(jīng)常通過諫言等方式來約束領導行為,由此,研究者通常將例行管理分化為積極的例行管理和消極的例行管理,而消極的例行管理會削弱整體效應量,從而導致東西方影響效應的差異。

不同文獻出版類型對變革型領導、交易型領導與員工工作滿意度的關系均存在顯著的調(diào)節(jié)作用。但是,在公開發(fā)表的期刊論文中,領導風格對酒店員工工作滿意度的作用并沒有更顯著。這說明“抽屜效應”不存在于相關研究中,研究者并未傾向于闡述顯著研究結(jié)果,在文章中如實報告了真實效應量。學位論文中結(jié)果更為顯著的可能原因是:其一,抽樣誤差導致。抽樣誤差普遍存在于實證研究中,區(qū)別在于誤差的大小。由表6可知,相較于學位論文,期刊論文抽樣單位數(shù)更大,那么總體中被研究標志的可能變動更小,抽樣誤差更小(史書良,2007;盛驟 等,2008)。因此,學位論文的結(jié)果更有可能是實際結(jié)果的輕微高估。其二,樣本量導致。對納入文獻樣本量進行梳理后,綜合表6數(shù)據(jù)可知,期刊論文樣本量高于學位論文。樣本量越大,權重越大,數(shù)據(jù)分析結(jié)果越有可能接近實際效應值(David et al.,2007)。

4.2 管理啟示

本文研究結(jié)果表明,多層次變革型領導和交易型領導的權變獎勵與積極的例行管理是提升員工工作滿意度的重要影響因素,應該激發(fā)酒店管理者反思員工對其個人行為的看法,以及如何采取適當?shù)念I導行為來積極影響員工。

首先,酒店管理者需重視變革型領導風格對員工工作滿意的積極作用。在酒店業(yè)中,員工工作滿意度尤為重要,因為顧客更多的是與員工直接互動,滿意的員工更愿意為顧客提供優(yōu)質(zhì)的服務。管理者要注重其言行舉止對員工的影響,通過愿景激勵,讓每位員工了解組織使命和目標方向,并進一步將其轉(zhuǎn)化為個人工作目標;通過智力激發(fā)領導行為,營造有挑戰(zhàn)感的組織氛圍,讓員工更富有創(chuàng)新性,同時鼓勵員工表達他們的想法;關心組織任務的同時關心員工的人性化需求,認識員工信念和價值觀的獨特性和多樣性,并給予相應的支持;酒店經(jīng)理人傳達經(jīng)營理念的最佳途徑之一就是以身作則,贏得員工的尊重和信任。

其次,酒店管理人員不可忽視權變獎勵行為和積極的例行管理對員工工作滿意度的積極影響,同時避免消極的例行管理行為。交易型領導強調(diào)領導者與追隨者之間發(fā)生的交易,這意味著管理者需要提供明確的期望,使員工知道自己必須做什么,從而完成任務;管理者可使用及時的獎勵如小幅度加薪、獎金或表揚等形式來激勵員工的工作表現(xiàn)。此外,管理者需要密切關注組織環(huán)境,確保任何錯誤能在發(fā)生前加以防范或發(fā)生時得到迅速的解決,讓員工感受到被保護。

最后,酒店管理者需要運用最適合員工工作環(huán)境的領導風格,避免將領導者行為局限于某個層面,兩種領導風格對提升員工工作滿意度都起到積極作用。為了最大限度地提高酒店員工的工作滿意度,需要采取適應組織環(huán)境的混合型領導風格來平衡組織任務和滿足員工的需求。

5 研究局限及未來方向

本文存在一些局限性。首先,受限于文獻數(shù)量,本文收集到符合條件的學位論文數(shù)量較少,且樣本量低于期刊論文,可能造成對實際結(jié)果的輕微高估,代表性不足。再者,除文化背景和文獻出版類型外,還可能存在其他異質(zhì)性來源。未來研究可進一步探討酒店星級、員工人口統(tǒng)計特征和測量層次等因素的調(diào)節(jié)效應。限于現(xiàn)有文獻數(shù)據(jù)較少,本文僅探討了變革型領導、交易型領導及其各維度與員工工作滿意度的關系,未考察工作滿意度各具體構成維度與領導風格的關系。