精神型领导对员工情感承诺的影响：主观支持感的调节效应(2)
2 研究方法
2.1 研究对象
调查对象来自全国6个城市8家企业员工，共发放问卷800份，收回问卷682份，其中有效问卷403份，回收有效率为59.1%。其中男性209人，占54.3%，女性184人，占45.7%。25岁以下150人，占37.2%，26至35岁230人，占57.1%，36岁以上23人，占5.7%。工作年限1年以下88人，占21.8%，工作年限2至6年268人，占66.5%，工作年限7年以上47人，占11.7%。大专学历186人，占46.1%，本科以上学历215人，占53.9%。
2.2 研究工具
精神型领导问卷。采用王峥峥编制的精神型领导问卷，该问卷包括三个维度13个项目，其中三个维度分别为无私关爱、组织愿景、信念和使命感。该问卷采用李克特6点量表来评价精神型领导的程度，由“1-非常不符合”到“6-非常符合”分别为：“非常不符合”“不符合”、“不确定”、“符合”、“非常符合”。探索性因素分析结果表明，精神型领导问卷的内容结构呈现清晰的三因子结构，方差解释率为67.267%，无私关爱、组织愿景、信念/使命感三个维度的内部一致性信度系数分别为0.883，0.823，0.795，问卷内部一致性信度系数为0.928。对该问卷进行验证性因素分析，结果表明，三因素的模型拟合程度比较理想，其中x2/df，RMSEA，CFI，GFI，IFI的各项拟合指数分别为2.512，0.083，0.898，0.905，0.898。
情感承诺问卷。采用凌文辁、张治灿、方俐洛(2001)编制的中国职工组织承诺问卷中的情感承诺分量表，包含“即使单位效益很差，我也不会离开”，“对现在的单位感情很深”等5个项目。该问卷采用李克特5点量表来进行评价，1代表“非常不符合”，5代表“非常符合”。探索性因素分析的结果表明，情感承诺问卷是一个单维度结构，可以解释变异量的61.255%，内部一致性信度系数为0.838。
主管支持感问卷。采用Greenhaus等(1990)编制的主管支持感问卷。问卷包括“我的上司关心我是否实现了自己的目标”，“我的上司提供我关于自己绩效的有效反馈”等9个项目。该问卷采用李克特5点量表来进行评价，1代表“非常不符合”，5代表“非常符合”。采用标准的翻译和回译程序以确保问卷的中文版与英文版含义相同，并使问卷项目的中文表达较符合我国企业实际。探索性因素分析的结果表明，主管支持感问卷包含一个维度，可以解释变异量的54.236%，内部一致性信度系数为0.893，各个项目的因素负荷均在0.723之上。
2.3 调查过程和统计方法
调查方式包括现场调查和委托调查。研究者对被委托调查者就相关注意事项和操作流程进行了详细的解释和介绍，提醒被调查员工尽量来自企业的不同部门。在调查之前，研究者事先告诉被试不必填写部门和名字，调查结果只会用作科学研究，会为被试完全保密，被试填完问卷之后当场收回。
问卷调查完成之后，采用SPSS15.0统计软件包对问卷进行信度分析和变量间的回归分析。采用Amos7.0统计软件包对问卷进行验证性因素分析。
3 结果
3.1 各变量的描述统计分析结果
精神型领导、主管支持感和情感承诺的平均数、标准差和相关矩阵见表1所示。从表中可以看出，精神型领导各维度与情感承诺、主管支持感之间均存在显著的正相关关系。
3.2 精神型领导和情感承诺的回归分析结果
本研究采用逐步回归分析的方法，以无私关爱、组织愿景和信念/使命感为自变量，以情感承诺为因变量，考察精神型领导各维度是否会影响情感承诺。表2的结果表明，所建立的回归方程通过了显著性检验(F=84.633，p<0.001)，组织愿景(B=0.319，p<0.001)、信念和使命感(β=0.113，p<0.05)以及无私关爱(B=0.342，p<0.001)三维度均进入回归方程，对情感承诺具有显著的正向预测作用，三个维度共解释情感承诺的38.9%。
3.3 主管支持感在精神型领导和情感承诺之间的
调节作用
采用分层回归分析进一步考察主管支持感在精神型领导和情感承诺之间的调节作用。为了避免变量间多元共线性的消极影响，各变量在进入回归方程前进行了标准化处理，交互作用变量则用两个相关标准化变量的乘积项代替。
3.3.1 以无私关爱为自变量
由表3所示的回归分析结果可以发现，无私关爱与主管支持感乘积项的回归系数不显著，主管支持感对精神型领导的无私关爱维度与情感承诺之间的关系不存在显著的调节作用(B=0.184，p>0.05，AR2=0.001)。这与我们的研究假设不一致。
3.3.2 以组织愿景为自变量
由表4中回归分析的第三步可以发现，组织愿景与主管支持感乘积项的回归系数不显著，主管支持感对精神型领导的组织愿景维度与情感承诺之间的关系不存在调节作用(B=-0.345，p>0.05，AR2=0.003)。这与我们的研究假设不一致。
3.3.3 以信念/使命感为自变量
由表5所示的回归分析中第三步的结果可以看到，信念和使命感与主管支持感乘积项的回归系数显著。主管支持感对精神型领导的信念和使命感维度与情感承诺之间的关系存在调节作用(β=-0.621，p<0.05，AR2=0.010)。图1是交互作用的示意图。由图可知，高主管支持感的员工，当其对组织具有较高的信念和使命感时，情感承诺的水平呈现下降趋势，但是对低主管支持感的员工而言，其情感承诺的水平基本保持不变。
4 讨论与分析
精神型领导是领导理论发展的一个新视角，国内外学者已经开始关注精神型领导的研究，但是这一领域的研究目前还处于发展的初期阶段，尤其是在国内的学术研究中。作为深入分析精神型领导对员工行为和态度的影响机制，本研究考察了主管支持感在精神型领导对员工情感承诺的调节效应。回归分析的结果显示，主管支持感对精神型领导的信念与使命感维度与情感承诺之间的关系存在显著的调节作用，而对无私关爱、组织愿景与情感承诺之间的关系没有显著的调节作用。 (王明辉 李婕 王峥峥 李宗波)
2.1 研究对象
调查对象来自全国6个城市8家企业员工，共发放问卷800份，收回问卷682份，其中有效问卷403份，回收有效率为59.1%。其中男性209人，占54.3%，女性184人，占45.7%。25岁以下150人，占37.2%，26至35岁230人，占57.1%，36岁以上23人，占5.7%。工作年限1年以下88人，占21.8%，工作年限2至6年268人，占66.5%，工作年限7年以上47人，占11.7%。大专学历186人，占46.1%，本科以上学历215人，占53.9%。
2.2 研究工具
精神型领导问卷。采用王峥峥编制的精神型领导问卷，该问卷包括三个维度13个项目，其中三个维度分别为无私关爱、组织愿景、信念和使命感。该问卷采用李克特6点量表来评价精神型领导的程度，由“1-非常不符合”到“6-非常符合”分别为：“非常不符合”“不符合”、“不确定”、“符合”、“非常符合”。探索性因素分析结果表明，精神型领导问卷的内容结构呈现清晰的三因子结构，方差解释率为67.267%，无私关爱、组织愿景、信念/使命感三个维度的内部一致性信度系数分别为0.883，0.823，0.795，问卷内部一致性信度系数为0.928。对该问卷进行验证性因素分析，结果表明，三因素的模型拟合程度比较理想，其中x2/df，RMSEA，CFI，GFI，IFI的各项拟合指数分别为2.512，0.083，0.898，0.905，0.898。
情感承诺问卷。采用凌文辁、张治灿、方俐洛(2001)编制的中国职工组织承诺问卷中的情感承诺分量表，包含“即使单位效益很差，我也不会离开”，“对现在的单位感情很深”等5个项目。该问卷采用李克特5点量表来进行评价，1代表“非常不符合”，5代表“非常符合”。探索性因素分析的结果表明，情感承诺问卷是一个单维度结构，可以解释变异量的61.255%，内部一致性信度系数为0.838。
主管支持感问卷。采用Greenhaus等(1990)编制的主管支持感问卷。问卷包括“我的上司关心我是否实现了自己的目标”，“我的上司提供我关于自己绩效的有效反馈”等9个项目。该问卷采用李克特5点量表来进行评价，1代表“非常不符合”，5代表“非常符合”。采用标准的翻译和回译程序以确保问卷的中文版与英文版含义相同，并使问卷项目的中文表达较符合我国企业实际。探索性因素分析的结果表明，主管支持感问卷包含一个维度，可以解释变异量的54.236%，内部一致性信度系数为0.893，各个项目的因素负荷均在0.723之上。
2.3 调查过程和统计方法
调查方式包括现场调查和委托调查。研究者对被委托调查者就相关注意事项和操作流程进行了详细的解释和介绍，提醒被调查员工尽量来自企业的不同部门。在调查之前，研究者事先告诉被试不必填写部门和名字，调查结果只会用作科学研究，会为被试完全保密，被试填完问卷之后当场收回。
问卷调查完成之后，采用SPSS15.0统计软件包对问卷进行信度分析和变量间的回归分析。采用Amos7.0统计软件包对问卷进行验证性因素分析。
3 结果
3.1 各变量的描述统计分析结果
精神型领导、主管支持感和情感承诺的平均数、标准差和相关矩阵见表1所示。从表中可以看出，精神型领导各维度与情感承诺、主管支持感之间均存在显著的正相关关系。
3.2 精神型领导和情感承诺的回归分析结果
本研究采用逐步回归分析的方法，以无私关爱、组织愿景和信念/使命感为自变量，以情感承诺为因变量，考察精神型领导各维度是否会影响情感承诺。表2的结果表明，所建立的回归方程通过了显著性检验(F=84.633，p<0.001)，组织愿景(B=0.319，p<0.001)、信念和使命感(β=0.113，p<0.05)以及无私关爱(B=0.342，p<0.001)三维度均进入回归方程，对情感承诺具有显著的正向预测作用，三个维度共解释情感承诺的38.9%。
3.3 主管支持感在精神型领导和情感承诺之间的
调节作用
采用分层回归分析进一步考察主管支持感在精神型领导和情感承诺之间的调节作用。为了避免变量间多元共线性的消极影响，各变量在进入回归方程前进行了标准化处理，交互作用变量则用两个相关标准化变量的乘积项代替。
3.3.1 以无私关爱为自变量
由表3所示的回归分析结果可以发现，无私关爱与主管支持感乘积项的回归系数不显著，主管支持感对精神型领导的无私关爱维度与情感承诺之间的关系不存在显著的调节作用(B=0.184，p>0.05，AR2=0.001)。这与我们的研究假设不一致。
3.3.2 以组织愿景为自变量
由表4中回归分析的第三步可以发现，组织愿景与主管支持感乘积项的回归系数不显著，主管支持感对精神型领导的组织愿景维度与情感承诺之间的关系不存在调节作用(B=-0.345，p>0.05，AR2=0.003)。这与我们的研究假设不一致。
3.3.3 以信念/使命感为自变量
由表5所示的回归分析中第三步的结果可以看到，信念和使命感与主管支持感乘积项的回归系数显著。主管支持感对精神型领导的信念和使命感维度与情感承诺之间的关系存在调节作用(β=-0.621，p<0.05，AR2=0.010)。图1是交互作用的示意图。由图可知，高主管支持感的员工，当其对组织具有较高的信念和使命感时，情感承诺的水平呈现下降趋势，但是对低主管支持感的员工而言，其情感承诺的水平基本保持不变。
4 讨论与分析
精神型领导是领导理论发展的一个新视角，国内外学者已经开始关注精神型领导的研究，但是这一领域的研究目前还处于发展的初期阶段，尤其是在国内的学术研究中。作为深入分析精神型领导对员工行为和态度的影响机制，本研究考察了主管支持感在精神型领导对员工情感承诺的调节效应。回归分析的结果显示，主管支持感对精神型领导的信念与使命感维度与情感承诺之间的关系存在显著的调节作用，而对无私关爱、组织愿景与情感承诺之间的关系没有显著的调节作用。 (王明辉 李婕 王峥峥 李宗波)