上司依戀模式結構、情感承諾關系與員工績效

李艷霞 ,楊永康

（復旦大學 管理學院，上海 200433）

一、引言

對于領導有效性的研究大多基于社會交換或社會認同的視角，認為領導通過形象管理、關系建立及資源配置的方式實現組織目標（Chemers，2001）[1]。依戀理論認為個體在童年的生活經歷基礎上形成的依戀模式會對其情感、行為產生影響（Bowlby,1982）[2]。依戀理論的相關研究表明，員工的依戀模式與其工作態度及行為有著明顯的關聯（Ballinger&Rockmann,2007）[3]。個體成年走上工作崗位后，工作成為其生活的重要部分，員工對直接上司的依戀模式影響到其工作態度及結果（Keller,2003）[4]，因此從依戀模式的角度對領導過程進行剖析有著理論和現實意義。

本研究通過預調研對上司依戀的結構及量表進行驗證，隨后分析了自我模型與他人模型的作用機理，并以員工態度的重要表征情感承諾為結果變量，對上司依戀模式的自我模型（焦慮維度）及他人模型（回避維度）的作用機理進行分析和驗證。

二、理論背景及假設

依戀研究者最早關注的是嬰兒與母親之間的關系，并將母子之間這種特殊的情感聯系定義為依戀，認為依戀關系直接影響到嬰兒的安全和生存（Bowlby,1982）[2]。當個體產生不安全感時會尋求依戀人物的親近和保護，并且減少對陌生環境的探索及與陌生人的交往，而當個體具有安全感時會增加對陌生環境的探索以及與陌生人的交往（Bowlby，1977；侯靜，2008）[5][6]。Ballinger&Rockmann（2007）[3]認為個體不僅具有通用的依戀模式，還會針對不同的依戀對象（如父母、愛人、群體等）形成特定的依戀模式。在組織情境下，員工面臨著工作任務、自我發展決策、關系等方面的挑戰與威脅，其直接領導作為組織明確指定的解決工作場所威脅并保護工作群體邊界的人，是員工遭遇威脅時能夠為其帶來安全感的依戀對象。實證研究表明，員工的上司依戀模式與其他依戀模式（父母、愛人）是獨立的，它影響到雙方關系及工作場所績效[7]。

Bartholomew（1990）[8]提出依戀模式的兩維度四類型結構，認為依戀包含焦慮和回避兩個潛在的維度，所有的依戀類型模式均分布在自我模型（正性與負性）和他人模型（正性與負性）組成的四個象限中。自我模型與個人對自我價值的認知有關，正的自我模型表示個體相信自己是值得愛的，負的自我模型則是對此不確定并為此焦慮。他人模型與對他人的可靠性認知有關，正的他人模型表示個體相信在遇到困難的時候可以得到他人的支持和幫助，負的他人模型則認為他人不會幫助自己并且回避向他人求助（魯小華，霍莉欽，叢中，2007）[9]。

Ballinger&Rockmann（2007）[3]認為上司依戀遵循一般依戀模式的結構，他們采用Bartholomew（1990）[8]的兩維度四類型結構，在經典的依戀量表ECR[10]（Experiences in the Close Relationship 親密關系體驗，Brennan，1998）基礎上修改形成了包含22個題項的上司依戀模式問卷，驗證了上司依戀模式的兩維結構（焦慮和回避）。本研究在此基礎上，采用中國樣本進行量表的結構驗證，因此首先提出以下待驗證的假設：

假設1：上司依戀模式具有焦慮和回避兩個維度

員工的上司依戀模式既影響到下屬對自我的態度及相關行為，還影響到員工與上司的互動過程，由于自我模型涉及個體本身，而他人模型涉及雙方的互動，兩個模型涉及的對象有所不同，因此有必要進一步分析其作用模式。上司依戀的自我模型與個體的心理過程有關，它影響到員工對自我概念的判斷，但并不直接影響互動的結果；而他人模型則與員工與他人間的互動有關。

行動理論將行動者的行動根據數量和互動方式劃分成人格系統、社會系統及文化系統三個層次，不同層次的系統間作用方式有所不同但是相互關聯和影響[11]。對于個體系統來說，個體行動主要受到其需求、動機等因素的影響，依戀模式的自我模型便是個體行動過程的重要影響因素之一。處于一定社會環境中的個體不可避免地會跟其他個體及組織產生互動，個體對雙方地位和關系的感知對于互動中個體態度、行為會產生重要影響，也就是說上司依戀模式的他人模型會影響到互動過程及結果。

從他人模型的具體內容看，回避水平越高的員工，對于與上司間的領導成員交換關系期望越低，從而對上司的善意意圖的認知評價較低，不容易產生對上司的積極情感。上司依戀回避程度低的員工能夠從上司那里得到安全感，他們相信自己遇到問題的時候一定能夠得到上司的幫助，因此更能夠與上司進行有效的溝通，當在工作中面臨挑戰時便更加有信心和能力去積極面對，在解決問題的過程中能夠根據需要積極地從上司處尋求幫助，從而采取有效的手段去完成任務、實現目標。這種與上司間積極的關系和良好的互動有助于拉近下屬與領導間的心理距離，增強員工對所從事工作及所在工作團隊的認同度與參與程度，從而形成較強的情感承諾。而上司依戀回避程度高的員工，認為自己很難得到上司的關注和幫助，尤其在任務完成的過程中遇到困難時，即使意識到需要上司的幫助，也因為自己對獲得幫助的自信不足而回避與上司的溝通，希望通過自身的努力克服困難。如果能夠成功解決困難，員工會進一步加強這種“凡事終究要靠自己”的認知，而如果僅憑一己之力并不能夠解決困難，會產生挫敗感，進而更加與上司及團隊疏離，難以產生歸屬感和情感上的親近。因此，本研究提出：

假設2：上司依戀回避對情感承諾具有負向預測效果

行動理論認為，由于社會性的存在，個體系統與社會系統雖然有其各自運行機理，卻又相互關聯[11]。自我模型關系到個體對自我概念的判斷，它通過對互動中個體心理、行為的影響來對個體在互動過程中的態度、行為產生影響，進而影響到互動的結果。具體來說，員工焦慮水平的高低不會直接影響到上司的情感承諾水平，但是會影響到員工對與領導間關系的感知。較高的焦慮水平與低水平自尊相關，因此焦慮水平越高的下屬，對與領導成員交換關系期望越低，即使面對領導的關注與善意也難以從積極的角度去理會。根據信息處理理論，上司依戀模式體現出低焦慮的員工認為自己能夠獲得上司的喜愛和認可，對自身與上司間關系的安全感較強，因此在工作能夠積極地感知與判斷領導的關注與善意，即使在不能判斷上司是否愿意幫助自己時，也愿意積極地嘗試與上司進行溝通，從而緩解因為高回避水平帶來的與上司的疏離及由此引起的消極的情感。相反，體現出高焦慮的員工對自身的評價不高，不容易感知和判斷領導的善意，即使在他人模型上體現出較低的回避水平，也因為對自我的不自信而阻礙與上司的溝通，不容易產生與上司間的親密感和情感上的認同。

因此，本研究認為：

假設3：上司依戀焦慮水平在上司依戀回避與情感承諾間起調節作用，焦慮水平越高，回避與情感承諾間的負相關關系越顯著。

三、研究設計及程序

（一）研究步驟及研究對象

本研究首先進行預調研，對上司依戀量表的信度和效度進行檢驗，通過刪除不合標準的題項最終確定上司依戀量表。隨后通過大規模調研對上司依戀模式與情感承諾間關系進行驗證。

預調研通過筆者所就讀學校MBA 課堂發放問卷。發放問卷500份，回收有效問卷340份。樣本對象中男性45%，女性55%；年齡26歲以下占23.52%，26～35歲占37.06%，36～45歲占24.71%，46歲以上占14.71%。

大規模調研隨機抽取30 家三星級以上酒店進行問卷調研，每家酒店發放問卷25 份，最終回收21家酒店的487份有效問卷，有效回收率為64.8%。其中男性占40.63%，女性占56.63%。年齡26 歲以下占22.11%，26～35 歲占51.79%，36～45 歲占18.95%，46歲以上占7.15%。

（二）變量及測量

1.上司依戀量表

采用Ballinger&Rockmann（2007）[3]的量表，該量表含22 題項，是在依戀經典量表ECR 量表的36個題目基礎上修改而成。其中1～9題是關于焦慮維度的，10～22 題是關于回避維度的。由于原始量表為英文，在翻譯時借鑒了李同佳和加藤和生（2006）[12]年進行的ECR量表中文版的研究結果。

2.情感承諾量表

采用Chen &Francesco（2003）[13]研究中的組織承諾量表，其中情感承諾維度共包含8個題項。

所有的題項被設計成likert5 點式。此外，還包括性別、年齡、教育程度等控制變量。

四、數據分析及結果

（一）預調研結果分析

首先進行CITC 分析,將部分CITC 值低于0.5 的題項（題項10，13，14，15，22）刪除（吳明隆，2000）[14]。對剩余題項進行探索性因素分析,并刪除交叉負載明顯的題項。分析結果顯示上司依戀量表是一個二維的結構，上司依戀焦慮維度和回避維度的Cronba’s α分別為0.75 和0.72，總量表Cronba’s α為0.82，累積方差解釋率70.7%，因此假設1得到支持。

（二）正式調研結果分析

信度分析結果顯示，上司依戀量表Cronba’s α為0.85，其中焦慮維度和回避維度的Cronba’s α分別為0.84 和0.82。情感承諾量表Cronba’s α 為0.90。采用Lisrel8.70，對關鍵變量進行驗證性因素（CFA）分析，三因素模型（上司依戀焦慮、上司依戀回避、情感承諾）擬合情況較好。

表1 驗證性因素分析結果

表2 變量間相關關系

表3 回歸分析結果

隨后通過回歸分析進行因果關系及調節作用的假設檢驗。首先將控制變量作為第一層變量引入模型，年齡、教育程度和性別均作為虛擬變量進入回歸方程，每個虛擬變量的省略類型分別為:年齡，56 歲以上；性別,女；教育，碩士以上。然后將上司依戀作為第二層變量引入回歸方程，并計算R2產生的變化以及這種變化的F值,考察R2是否有可靠的提高。為了避免多重共線性問題，對方差膨脹因子（VIF）進行了檢驗，發現所有變量VIF均小于臨界值5，因此并未體現出多重共線性問題（張文彤，董偉，2006）[15]。

從回歸分析結果看，控制變量對于情感承諾的影響作用并不顯著。上司依戀焦慮維度與情感承諾間負相關，但是效果并不顯著（β=-0.01,se=0.04,P不顯著），而回避維度與情感承諾間的負向關系顯著（β=-0.43.se=0.05,p〈0.001），因此假設2 得到支持，加入上司依戀的兩個維度后，情感承諾的變異解釋水平增加了15%。交互項的作用顯著（β=-0.16.se=0.05,p〈0.01），加入交互項之后，情感承諾的變異解釋水平增加了1.7%，說明調節作用存在。

圖1 顯示了上司依戀焦慮的調節作用效果，據此可以發現，假設3得到了支持。

圖1 上司依戀焦慮的調節作用分析

五、研究結論與討論

（一）研究結論及啟示

依戀是個體在嬰幼兒時期與父母互動過程中形成的對自我和他人的心理模型。這一概念可以推廣到工作場所，員工的上司依戀模式影響到領導過程及領導有效性的發揮。本研究首先在西方依戀量表的基礎上對上司依戀模式結構進行驗證，研究結果支持了上司依戀模式的兩維結構，即基于自我模型的焦慮維度和基于他人模型的回避維度。不同維度對上司與下屬間關系的影響不同，自我模型的焦慮維度作為個體特征，并不直接影響下屬員工的情感承諾；他人模型的回避維度通過領導與下屬交換過程進而影響到下屬的情感承諾，回避水平越高，情感承諾水平越低。焦慮維度通過影響到下屬的信息處理過程對回避維度和情感承諾間關系起到調節作用，焦慮水平越高，回避與情感承諾間的負向關系越明顯。

從實踐意義來看，上司依戀模式是影響到領導與下屬關系的重要因素，領導者在領導過程中應該密切關注下屬的上司依戀模式狀態。領導必須意識到每一個下屬都是在不同經歷中成長起來的個體，這些經歷會影響到個體的心理和行為模式。具有較高安全感（低焦慮和低回避）的員工對于與上司的交換關系質量具有積極的期望和感知，并且能夠較好地實現與上司的交換過程。而安全感低（高焦慮或高回避）的員工則因為自身的心理因素對雙方關系的判斷較為消極，使其很難產生積極的態度和行為。上司依戀的兩個維度通過不同方式對領導過程進行影響。員工的回避水平直接影響對與上司間關系的感知，而焦慮水平作為個體的心理特征對這一過程起到調節作用。對于焦慮水平較高的員工的管理，最基本的是要通過領導的個性化關懷及溝通使其對自我的價值和意義產生信心。對于回避水平較高的員工的管理，則致力于通過誠實、可信、具有能力的領導形象的塑造，打消下屬對領導角色和行為的疑慮，使其能夠積極地認識到領導的努力，進而通過良好的交換關系實現領導有效性。

（二）研究貢獻及局限性

本研究的貢獻主要有兩個：第一，提出從上司依戀角度審視領導過程，并在國內外相關文獻的基礎上對上司依戀模式的兩維度結構進行驗證。第二，分析了上司依戀模式對領導過程的影響方式，針對自我模型和他人模型的不同特征，對其作用模式進行了分析，并以情感承諾這一領導有效性變量為例，分析了兩個維度的主效應及調節效應模型?，F階段對于上司依戀模式的研究仍需要進一步的豐富，本研究旨在通過理論及實證方面的探討為領導過程研究提供一個補充的視角。

本研究的局限性體現在：第一，本研究假設檢驗是通過對酒店行業樣本進行的，行業的局限仍然是一個不容忽視的問題。不同行業的經營環境、領導水平有所不同，因此其員工的上司依戀模式產生及作用機理可能會有差異。本研究結論如果要推廣開來，還需要在后續研究中補充不同行業的樣本，對理論模型進行驗證。第二，本研究未能避免同源誤差的問題，盡管在數據分析階段通過建構效度分析等手段驗證了同源誤差的影響較小，在今后的研究中仍然需要通過更加完善的設計盡量規避這一問題。

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