家长式领导与员工建言行为：领导一成员交换的中介作用(2)
2.3施测
主要利用员工业余时间(如业务学习或会议间隙)进行问卷调查，向员工充分说明问卷调查的学术研究用途，强调问卷是匿名填写并要求员工根据自身的实际情况进行作答。为了减少研究中共同方法偏差效应的影响，变事后消极补救为事前积极控制，变量数据分三个时间节点采集，时间点1进行家长式领导问卷测量，时间点2进行领导一成员交换问卷测量，时间3进行建言行为问卷测量。三次测量的时间间隔均在30天左右。
3研究结果
3.1描述性统计结果
研究变量的描述性统计和相关分析如表1中所示。人口学变量与主变量的关系中，员工年龄与抑制性建言及促进性建言(r=0.19，p<0.05；r=0.23，p<0.01)相关显著.教育程度与除威权领导之外的五个主变量相关显著。工作年限与威权领导、抑制性建言及促进性建言(r=0.16，p<0.05；r=0.23，p<0.01；r=0.20，p<0.01)相关显著。在研究的主变量间，德行领导与其他变量的两两相关均在p<0.01水平显著，除了与威权领导负相关.其他均为正相关，仁慈领导与其他变量的两两相关均在p<0.01水平显著，除了与威权领导负相关，其他均为正相关，威权领导只与领导一成员交换(r=-0.21，p<0.01)显著负相关，领导-成员交换与抑制性建言及促进性建言(r=0.48，0<0.01；r=0.46，p<0.01)相关显著。抑制性建言与促进性建言(r=0.81，p<0.01)相关显著。
3.2假设检验
首先采用层级回归方法分别检验家长式领导三维度对员工建言行为的影响。由表2可知，在控制了性别、年龄、教育程度和工作年限的效应后，德行领导对下级的抑制性建言行为有显著地积极影响(β=0.40，p<0.001)，仁慈领导对下级的促进性建言行为具有显著地积极影响(B=0.34，p<0.01)，值得注意的是威权领导对下级的抑制性建言行为具有显著积极影响(B=0.15，p<0.05)。
温忠麟，张雷，侯杰泰和刘红云(2004)指出中介效应存在需同时满足以下条件：自变量分别对中介变量和因变量影响显著：中介变量对因变量影响显著；在控制中介变量的效应后，自变量对因变量的影响变成不显著(完全中介)或显著减弱(部分中介)。据此法，从表2可以看出，只有德行领导同时满足了中介效应的几个条件。按表2中M4所示，在回归方程引入中介变量(领导-成员交换)后，德行领导对员工的抑制性建言行为的影响显著减弱(β=0.27，p<0.05)。但上述检验方法存在一定缺陷，特别是当自变量对因变量作用不显著时。而很多统计检验方法的研究文章指出中介效应的存在并不需要主效应显著，因此我们使用不对称置信区间法中的Bootstrap法进行中介效应检验(陈瑞，郑毓煌，刘文静，2013)。
参照Zhao，Lyneh和Chen(2010)提出的中介作用分析步骤，按照Preacher和Hayes(2004)以及Hayes(2013)提出的Bootstrap法进行中介效应检验。样本量选择5000，在95%置信区间下，分析结果如表3所示。
在控制了人口学变量之后，以德行领导为自变量，抑制性建言为因变量，中介检验的结果的确没有包含0(LLCI=0.03，ULCI=0.23)，表明领导一成员交换有中介效应，且中介效应大小为0.12，在控制领导-成员交换之后，自变量对因变量仍有影响，效应大小为0.27，区间(LLCI=0.3，ULCI=0.52)不包含0.所以领导-成员交换在德行领导和抑制性建言间起部分中介作用。
如表4所示，以德行领导为自变量，促进性建言为因变量，中介检验的结果的确没有包含0(LL-CI=0.07，ULCI=0.33)，表明领导一成员交换有中介效应，且中介效应大小为0.19，此外，在控制领导-成员交换之后。自变量对因变量的影响不显著，区间(LLCI=-0.3 1，ULCI=0.21)包含0，因此领导-成员交换在德行领导和抑制性建言间发挥了中介作用。且是唯一的中介变量。领导-成员交换在仁慈领导、威权领导与建言行为间的中介不成立。
4讨论
4.1研究结果与讨论
近年来，管理研究本土化的趋势越来越明显，而建言行为的重要性也逐渐受到重视。本研究以中国的管理实践为出发点.从领导一成员交换视角探讨了家长式领导对员工建言行为的影响。本研究结果主要包括：(1)家长式领导对建言行为的直接效应显著，但家长式领导的不同维度对建言行为的具体作用机制有所差异。(2)领导-成员交换在德行领导与建言行为间发挥中介作用。(3)领导一成员交换在仁慈领导、威权领导与建言行为间几乎没有中介效应。总的来说，本研究的贡献主要表现在：
第一，德行领导对建言行为的作用效果最强，仁慈领导次之，威权领导最弱，这与以往的研究基本一致(段锦云，2012；景保峰，2012)，但也有不一致的地方，即在本研究中，威权领导对建言行为起正向影响。德行领导指领导者表现出较高的个人操守与修养，以赢得部属的尊重与效仿。对于深受传统文化影响的中国员工而言，“沉默是金，言多必失”是大多数人的理性选择，建言是对传统规则的违反和挑战，可能不会受到上级的欢迎，具有一定的风险。高德行的上级公私分明，胸襟开阔，不会去搞打击报复，给人穿小鞋，下级就不用担心自己的“直言犯上”而招致上级的反感、排斥和报复。从而敢于向上级提建议。仁慈领导指领导者对下属进行个别、全面而长久的关怀，视下属为家人，关心下属的家庭和生活。根据互惠原则，员工对关心、照顾自己的上级，表现出积极的建言行为实属正常。本研究在假设中认为威权领导负向影响员工的建言行为，但研究结果却相反，威权领导对建言行为有积极作用，这可能与我们调查的企业类型有关，樊景立和郑伯埙(2000)指出，威权领导在家族企业、所有权与经营权不分、创业性的结构、企业经营环境简单，且技术稳定的组织中体现得更为明显。此外，长期以来研究者普遍认为，威权领导对组织结果变量起负面作用，但近期的研究却发现，威权领导也有积极的一面(Ning，Zhou，Lu，&Wen，2012)，其对建言行为的作用机制有待进一步研究探讨。 (务凯 李永鑫 刘霞)
主要利用员工业余时间(如业务学习或会议间隙)进行问卷调查，向员工充分说明问卷调查的学术研究用途，强调问卷是匿名填写并要求员工根据自身的实际情况进行作答。为了减少研究中共同方法偏差效应的影响，变事后消极补救为事前积极控制，变量数据分三个时间节点采集，时间点1进行家长式领导问卷测量，时间点2进行领导一成员交换问卷测量，时间3进行建言行为问卷测量。三次测量的时间间隔均在30天左右。
3研究结果
3.1描述性统计结果
研究变量的描述性统计和相关分析如表1中所示。人口学变量与主变量的关系中，员工年龄与抑制性建言及促进性建言(r=0.19，p<0.05；r=0.23，p<0.01)相关显著.教育程度与除威权领导之外的五个主变量相关显著。工作年限与威权领导、抑制性建言及促进性建言(r=0.16，p<0.05；r=0.23，p<0.01；r=0.20，p<0.01)相关显著。在研究的主变量间，德行领导与其他变量的两两相关均在p<0.01水平显著，除了与威权领导负相关.其他均为正相关，仁慈领导与其他变量的两两相关均在p<0.01水平显著，除了与威权领导负相关，其他均为正相关，威权领导只与领导一成员交换(r=-0.21，p<0.01)显著负相关，领导-成员交换与抑制性建言及促进性建言(r=0.48，0<0.01；r=0.46，p<0.01)相关显著。抑制性建言与促进性建言(r=0.81，p<0.01)相关显著。
3.2假设检验
首先采用层级回归方法分别检验家长式领导三维度对员工建言行为的影响。由表2可知，在控制了性别、年龄、教育程度和工作年限的效应后，德行领导对下级的抑制性建言行为有显著地积极影响(β=0.40，p<0.001)，仁慈领导对下级的促进性建言行为具有显著地积极影响(B=0.34，p<0.01)，值得注意的是威权领导对下级的抑制性建言行为具有显著积极影响(B=0.15，p<0.05)。
温忠麟，张雷，侯杰泰和刘红云(2004)指出中介效应存在需同时满足以下条件：自变量分别对中介变量和因变量影响显著：中介变量对因变量影响显著；在控制中介变量的效应后，自变量对因变量的影响变成不显著(完全中介)或显著减弱(部分中介)。据此法，从表2可以看出，只有德行领导同时满足了中介效应的几个条件。按表2中M4所示，在回归方程引入中介变量(领导-成员交换)后，德行领导对员工的抑制性建言行为的影响显著减弱(β=0.27，p<0.05)。但上述检验方法存在一定缺陷，特别是当自变量对因变量作用不显著时。而很多统计检验方法的研究文章指出中介效应的存在并不需要主效应显著，因此我们使用不对称置信区间法中的Bootstrap法进行中介效应检验(陈瑞，郑毓煌，刘文静，2013)。
参照Zhao，Lyneh和Chen(2010)提出的中介作用分析步骤，按照Preacher和Hayes(2004)以及Hayes(2013)提出的Bootstrap法进行中介效应检验。样本量选择5000，在95%置信区间下，分析结果如表3所示。
在控制了人口学变量之后，以德行领导为自变量，抑制性建言为因变量，中介检验的结果的确没有包含0(LLCI=0.03，ULCI=0.23)，表明领导一成员交换有中介效应，且中介效应大小为0.12，在控制领导-成员交换之后，自变量对因变量仍有影响，效应大小为0.27，区间(LLCI=0.3，ULCI=0.52)不包含0.所以领导-成员交换在德行领导和抑制性建言间起部分中介作用。
如表4所示，以德行领导为自变量，促进性建言为因变量，中介检验的结果的确没有包含0(LL-CI=0.07，ULCI=0.33)，表明领导一成员交换有中介效应，且中介效应大小为0.19，此外，在控制领导-成员交换之后。自变量对因变量的影响不显著，区间(LLCI=-0.3 1，ULCI=0.21)包含0，因此领导-成员交换在德行领导和抑制性建言间发挥了中介作用。且是唯一的中介变量。领导-成员交换在仁慈领导、威权领导与建言行为间的中介不成立。
4讨论
4.1研究结果与讨论
近年来，管理研究本土化的趋势越来越明显，而建言行为的重要性也逐渐受到重视。本研究以中国的管理实践为出发点.从领导一成员交换视角探讨了家长式领导对员工建言行为的影响。本研究结果主要包括：(1)家长式领导对建言行为的直接效应显著，但家长式领导的不同维度对建言行为的具体作用机制有所差异。(2)领导-成员交换在德行领导与建言行为间发挥中介作用。(3)领导一成员交换在仁慈领导、威权领导与建言行为间几乎没有中介效应。总的来说，本研究的贡献主要表现在：
第一，德行领导对建言行为的作用效果最强，仁慈领导次之，威权领导最弱，这与以往的研究基本一致(段锦云，2012；景保峰，2012)，但也有不一致的地方，即在本研究中，威权领导对建言行为起正向影响。德行领导指领导者表现出较高的个人操守与修养，以赢得部属的尊重与效仿。对于深受传统文化影响的中国员工而言，“沉默是金，言多必失”是大多数人的理性选择，建言是对传统规则的违反和挑战，可能不会受到上级的欢迎，具有一定的风险。高德行的上级公私分明，胸襟开阔，不会去搞打击报复，给人穿小鞋，下级就不用担心自己的“直言犯上”而招致上级的反感、排斥和报复。从而敢于向上级提建议。仁慈领导指领导者对下属进行个别、全面而长久的关怀，视下属为家人，关心下属的家庭和生活。根据互惠原则，员工对关心、照顾自己的上级，表现出积极的建言行为实属正常。本研究在假设中认为威权领导负向影响员工的建言行为，但研究结果却相反，威权领导对建言行为有积极作用，这可能与我们调查的企业类型有关，樊景立和郑伯埙(2000)指出，威权领导在家族企业、所有权与经营权不分、创业性的结构、企业经营环境简单，且技术稳定的组织中体现得更为明显。此外，长期以来研究者普遍认为，威权领导对组织结果变量起负面作用，但近期的研究却发现，威权领导也有积极的一面(Ning，Zhou，Lu，&Wen，2012)，其对建言行为的作用机制有待进一步研究探讨。 (务凯 李永鑫 刘霞)