服務型領導影響員工建言的雙重機制研究*

曾 愷 閻 寒

(1.蘇州大學心理學系，蘇州 215123；2.教育部人文社科重點研究基地—蘇州大學中國特色城鎮(zhèn)化研究中心，蘇州 215123；3.浙江大學管理學院，杭州 310058)

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應用心理學

服務型領導影響員工建言的雙重機制研究*

段錦云1,2**曾 愷3閻 寒1,2

(1.蘇州大學心理學系，蘇州 215123；2.教育部人文社科重點研究基地—蘇州大學中國特色城鎮(zhèn)化研究中心，蘇州 215123；3.浙江大學管理學院，杭州 310058)

從自我提升和角色領會兩個角度，聚焦服務型領導對員工建言的促進作用，提出了服務型領導影響員工建言的雙重作用機制。通過分析260份來自蘇州地區(qū)33家企業(yè)的配對樣本，結果發(fā)現服務型領導能夠正向預測員工建言行為；此外，與自我提升理論的預測一致，建言效能感中介了兩者的正向關系；根據角色認同理論，建言角色認同中介了兩者的正向關系；同時，建言效能感和建言角色認同的中介作用都受到感知到的領導權力的調節(jié)。

建言行為 服務型領導 建言效能感 建言角色認同 感知到的領導權力

1 引 言

快速變化的商業(yè)環(huán)境需要組織具備更強的靈活性和創(chuàng)新性以應對激烈的競爭。員工建言行為(voice behavior)通過使組織避免出現失誤(Edmondson,2003)以提高組織決策水平(段錦云,2011)，通過促進組織持續(xù)性地改進(Morrison,2011)以推進發(fā)展和創(chuàng)新(Van Dyne & LePine,1998)。同時，建言作為一種“挑戰(zhàn)—提升”行為，可能會使領導者感受到威脅或者招致嘲諷和懲罰(Burris,2012)。由于建言行為具有一定風險性(Burris,2012;Van Dyne & LePine,1998)，因此需要恰當的領導風格給員工建言帶來積極影響。服務型領導(servant leadership)以一種“服務者”的身份，將滿足員工的需要、愿望和利益作為首要任務，鼓勵員工暢所欲言(Greenleaf,1977;閻寒,段錦云,2013)。

本研究旨在探討服務型領導對建言行為的影響雙重機制，即建言效能感和建言角色認同的中介作用，以及感知到的領導權力(perceived leader power)對于主效應和中介效應的調節(jié)作用。根據雙因素理論可知，保健因素和激勵因素的滿足是角色外行為的來源(Herzberg,Mausner,& Snyderman,1959)。建言角色認同的形成滿足了員工建言行為的保健因素(Burke,1991)，從角色認同(role identity)的視角闡述了服務型領導如何影響建言行為。而建言效能感從自我提升(self-enhancement)的角度解釋了服務型領導對建言行為的影響機制，建言效能感的產生滿足了員工建言行為的激勵因素(Korman,2001)。服務型領導創(chuàng)造了激勵建言行為的良好氛圍，通過保健因素(建言角色認同)和激勵因素(建言效能感)促進員工建言。

2 文獻綜述與研究假設

2.1 服務型領導對員工建言的影響

Van Dyne和LePine(1998)認為建言行為是以改進而非批評為目的建設性意見的表達。領導風格是建言行為關鍵的前因變量(Detert & Burris,2007;段錦云,黃彩云,2014；梁建,2014)，服務型領導注重為員工服務，給予員工信任和尊重，以此贏得追隨者的信任，并形成對追隨者的領導力，最能為員工提供良好的建言環(huán)境(Ehrhart,2004;Greenleaf,1977)。同時，追隨者將會與領導者在目標上保持一致性，對領導和組織產生利他行為(閻寒,段錦云,2013)。由于服務型領導者對員工給予高度重視和信任，且鼓勵員工參與決策，因此能夠有效地預測員工的建言行為(Burris,Detert,& Chiaburu,2008;Ehrhart,2004;Liu，Zhu,& Yang,2010)，該假設也與前人研究保持一直(Chughtai,2016;Lapointe & Vandenberghe,2015;Yan & Xiao,2016)。

H1：服務型領導正向預測員工建言行為。

2.2 基于自我提升的建言效能感的中介作用

自我提升被定義為希望獲得自我成長的動機，以及實現該結果的過程Korman(2001)。根據自我提升視角，員工在服務型領導下會感受到領導的支持和幫助，并得到領導的肯定，從而提升自我效能感和績效等行為結果(林文靜,段錦云,2015)。自我提升是動態(tài)的心理和行為過程，而非社會交換中的刺激交換關系(Liu,Lee,Hui,Kwan,& Wu,2013)，員工的效能感也在此動態(tài)互動過程中得到提升。獲得自我提升的員工將以最積極的行為回報領導和組織(Pfeffer & Fong,2005)。研究表明，服務型領導能夠正向影響員工自我效能感(Walumbwa,Hartnell,& Oke,2010)，而高自我效能感的員工會表現出更多的建言行為(Detert & Burris,2007)。相對于一般效能感，特定領域效能感對相應行為更具有解釋力(段錦云,魏秋江,2012)。建言效能感是一種習得的，能勝任建言角色且建言能收到良好效果的信念(Bandura,1986;段錦云,魏秋江,2012)，其對員工建言行為有著很強的預測能力(吳道友,高麗麗,段錦云,2014)。因此，服務型領導通過建言效能感可以更顯著地影響員工的建言行為。

H2：建言效能感在服務型領導和員工建言之間起著中介作用。

2.3 基于角色領會的建言角色認同的中介作用

個體的角色認同因其具有的身份和外界對該身份的反饋而逐步深入，個體不斷調整行為以符合社會對該角色的期望(McCall & Simmons,1978)。建言角色認同是指員工將建言行為納入自己的職責范疇，是對建言者這個角色的領會。服務型領導能夠促進員工與領導和組織之間的信任關系，形成與領導之間的關系認同和與組織之間的組織認同(Sluss & Ashforth,2007)，而與領導的關系認同和組織認同也正是建言角色認同的基礎。由于受到服務型領導的鼓勵和信任，員工對建言潛在風險的評估降低，從而促進了對建言角色的認同。而建言角色認同與員工的建言行為密切相關，建言角色認同越強的人，越愿意花費更多的時間投入建言活動，進而做出建言行為(段錦云,張倩,黃彩云,2015;Kim,Van Dyne,Kamdar,& Johnson,2013;Tangirala,Kamdar,Venkataramani,& Parke,2013)。

H3：建言角色認同在服務型領導與員工建言之間起著中介作用。

2.4 感知到的領導權力的調節(jié)作用

Gioia和Sims(1983)將感知到的權力定義為觀察者對他人自身擁有的影響力或執(zhí)行影響力時所表現出的能力的一種認知推論，認為員工會從人際互動中獲得關于領導者的特征和行為的信息，進而將領導者歸類于某些不同的權力原型，形成對領導者的權力感知。這造成了員工對不同權力者的不同認知，以及行為的不同趨避傾向(Giessner & Schubert,2007)。當領導者擁有較大權力時，將控制更多的資源，并可以對員工產生更大的影響。高權力的服務型領導者可以利用更多的資源以及對他人的控制力為員工提供更優(yōu)質的服務，讓員工的需要得到滿足。在服務型領導氛圍下，員工感知到自己處于與領導的良好關系中，從而形成較高的心理安全，并敢于冒險(Edmondson,2003)。這會降低員工對建言風險的評估和提高其對建言有效性的評估，產生更高水平的建言角色認同和建言效能感，進而更可能建言。因此，我們假設：

H4：感知到的領導權力正向調節(jié)服務型領導和建言行為之間的關系。感知到的領導權力越大，服務型領導對建言行為的促進作用更強。

H5a：感知到的領導權力正向調節(jié)服務型領導和建言效能感之間的關系。感知到的領導權力越大，服務型領導和建言效能感之間的關系越強。

H5b：感知到的領導權力正向調節(jié)服務型領導和建言角色認同之間的關系。感知到的領導權力越大，服務型領導和建言角色認同之間的關系越強。

結合H4和H5a、H5b，我們進一步提出被調節(jié)的中介(moderated mediation)假設，即建言角色認同和建言效能感中介了“服務型領導—員工建言”之間的關系，兩者的中介效應又都受到感知到的領導權力的調節(jié)。因此，做出如下假設：

H6a：感知到的領導權力正向調節(jié)了建言效能感在“服務型領導—建言行為”關系中起到的中介作用。

H6b：感知到的領導權力正向調節(jié)了建言角色認同在“服務型領導—建言行為”關系中起到的中介作用。

圖1 研究假設模型

3 研究方法

3.1 被試與取樣

選取蘇州地區(qū)33家企業(yè)的員工與其直接上級作為配對調查對象。共發(fā)放問卷296套(回收率100%)，有效問卷260套(有效率87.8%)。為控制共同方法偏差(common method bias)，由員工評價服務型領導、建言效能感、建言角色認同以及感知到的領導權力，而員工的建言行為則由其直接上級評價。取樣之前先和公司的人事主管取得聯系，征求同意后采用現場取樣搜集數據。正式施測之前，先對問卷進行匹配編碼。問卷填好之后，用信封密封好，統(tǒng)一交給人事主管，再由其轉交給研究者。在調查的員工樣本中，平均年齡37.6歲，男性占67.7%。在員工的上級樣本中，平均年齡40.5歲，男性占66.5%，工齡和學歷信息見表1。

表1 描述性統(tǒng)計表(N=260)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。括號內為變量信度系數。學歷：1=初中及以下，2=高中，3=大專，4=本科，5=碩士，6=博士及以上；部分不顯著的人口統(tǒng)計特征變量在本表中沒有列出。

3.2 研究工具

本研究所用問卷來源于國內外知名期刊中已發(fā)表的文章，原問卷為英文表述的采用標準回譯程序(back translation procedure)進行處理。問卷采用李克特量表，從“完全不同意”到“完全同意”依次記分。除建言行為采用6點計分外，其余問卷均采用5點計分。

服務型領導。采用Ehrhart(2004)編制的服務型領導量表，共14個項目，如“我的上級優(yōu)先看重部門員工的發(fā)展”。本研究中Cronbach’s α為0.91。

感知到的領導權力。采用Giessner和Schubert(2007)所編制的量表，共5個項目，如“我認為我的直接上級是很有支配力的人”。本研究中Cronbach’s α為0.87。

建言角色認同。采用段錦云等(2015)編寫的量表，共5個項目，如“身為組織中的一員，我認為我應積極向上級/同事提出可能會對組織有幫助的工作想法建議”。本研究中Cronbach’s α為0.68。

建言效能感。采用段錦云和魏秋江(2012)編制的建言效能感量表，共7個項目，如“管理者會聽取我提出的建議”。本研究中Cronbach’s α為0.80。

建言行為。采用Liu等(2010)編制的建言行為量表，包含向上級建言和向同事建言兩個分量表，共15個項目，向同事建言項目如“他/她會鼓勵同事積極參與公司的事務和決策”，向上級建言項目如“他/她會建議上司采用新的組織結構，新技術或新方法來提高效率”。本研究Cronbach’s α為0.92。

4 研究結果

4.1 共同方法偏差檢驗

Harman單因素檢驗顯示第一個因子所解釋的百分比為22.60%，總體解釋百分比為65.00%，第一個因子并未占大多數變異，也未出現只析出一個因子的情況，表明不存在嚴重的共同方法偏差。把數據分成兩半分別做探索性和驗證性因素分析，探索性因素分析結果表明五因素獨立分布；驗證性因素分析結果表明，以五因素構成的模型擬合指標理想(χ2/df=1.71，p<0.001，IFI=0.90，TLI=0.89，CFI=0.90，RMSEA=0.05)，進一步說明共同方法偏差在本研究中并不嚴重。

4.2 描述性統(tǒng)計

從表中數據可以看出，服務型領導與建言效能感(r=0.39,p<0.001)、建言角色認同(r=0.29,p<0.001)和建言行為(r=0.23,p<0.001)均存在顯著正相關；建言行為與建言效能感(r=0.26,p<0.001)和建言角色認同(r=0.25,p<0.001)均存在顯著正相關。數據結果初步驗證了假設，為后續(xù)檢驗提供了基礎。

4.3 假設檢驗

由于Baron和Kenny(1986)的中介檢驗方法可能存在理論和方法上的缺陷，因此根據Preacher和Hayes(2008)推薦的拔靴法(bootstrapping method)檢驗研究的主效應和中介效應(江程銘,李紓,2015)，表2展示了檢驗結果。根據表2可知，無論中介變量為單獨的建言效能感或建言角色認同，還是將兩者同時納入考慮，服務型領導對建言行為的直接效應均顯著(模型1，Direct effect=0.22,p<0.01；模型2，Direct effect=0.22,p<0.001；模型3，Direct effect=0.18,p<0.05)，因此假設H1得到驗證。此外，建言效能感單獨的中介效應顯著(模型1，Indirect effect=0.07,CI:[0.02,0.14])，建言角色認同單獨的中介效應顯著(模型2，indirect effect=0.07,CI:[0.03,0.12])，將兩者同時作為并行的中介變量進行檢驗時，結果兩者依然顯著(模型3，建言效能感：indirect effect=0.06,CI:[0.01,0.12]；建言角色認同：Indirect effect=0.06,CI:[0.02,0.11])。因此，假設H2和H3均得到了驗證。

表2 基于拔靴法的主效應及中介效應分析

此外，采用分層回歸檢驗研究的調節(jié)效應，對感知到的領導權力的調節(jié)作用進行了檢驗，具體結果見表3。模型M33中，交互作用項顯著影響建言行為(β=0.15,p<0.05)，假設H4得到驗證；在模型M13和M23中，交互作用項對建言效能感(β=0.20,p<0.01)和建言角色認同(β=0.21,p<0.01)的影響顯著，H5a和H5b得到驗證；

為驗證和分析本研究提出的有調節(jié)的中介效應假設，采用Edwards和Lambert(2007)的建議，運用拔靴法分析了在不同的感知到的領導權力下，服務型領導、建言效能感和建言角色認同，以及建言行為之間的相互關系。其中感知到的領導權力按照高于/低于均值一個標準差為基準進行劃分，高于均值一個標準差稱為高感知到的領導權力，低于均值一個標準差稱為低感知到的領導權力。具體分析結果見表4和表5。

表3 調節(jié)效應檢驗的層級回歸分析結果(N=260)

注：交互作用項為：服務型領導×領導權力感知。

表4 感知到的領導權力對自我提升路徑的調節(jié)作用分析(N=260)

表5 感知到的領導權力對角色認同路徑的調節(jié)作用分析(N=260)

表4是感知到的領導權力對自我提升路徑的調節(jié)作用分析。在低感知到的領導權力時，服務型領導對建言效能感沒有顯著影響(r=0.09,p>0.05)；在高感知到的領導權力下，服務型領導對建言效能感的影響顯著(r=0.44,p<0.01)；并且兩者之間的差異顯著(Δr=0.35,p<0.01)，說明感知到的領導權力在第一階段的調節(jié)作用顯著。同時，服務型領導對建言行為的間接影響(通過建言效能感)在感知到的領導權力低時是不顯著的(r=0.01,p>0.05)，而在領導權力高時則顯著(r=0.12,p<0.01)，且兩者的差異顯著(Δr=0.11,p<0.05)。最后，服務型領導對建言行為的總效應也會因感知到的領導權力的不同而產生差異(Δr=0.46,p<0.01)。這一結果支持了假設H6a的觀點。

表5是感知到的領導權力對角色認同路徑的調節(jié)作用分析。在低感知到的領導權力下，服務型領導對建言角色認同沒有顯著影響(r=0.07,p>0.05)；在高感知到的領導權力下，服務型領導對建言角色認同的影響顯著(r=0.43,p<0.01)；并且兩者之間的差異顯著(Δr=0.36,p<0.01)，說明感知到的領導權力在第一階段的調節(jié)作用顯著。同時，服務型領導對建言行為的間接影響(通過建言角色認同)在感知到的領導權力較低時不顯著(r=0.01,p>0.05)，而在領導權力高時則顯著(r=0.15,p<0.01)，且兩者的差異顯著(Δr=0.15,p<0.05)。最后，服務型領導對建言行為的總效應也會因感知到的領導權力的不同而產生差異(Δr=0.48,p<0.01)。這一結果支持了假設H6b的觀點。

根據(Aiken,West,& Reno,1991)的建議，采用簡單坡度分析(simple slope analysis)程序，分別以高于/低于均值一個標準差為基準，繪制了不同調節(jié)變量水平下，前因變量對相應結果變量影響的差異。

圖2 感知到的領導權力對服務型領導和建言效能感的調節(jié)效應圖

圖2是感知到的領導權力對服務型領導的調節(jié)效應圖(以建言效能感為結果變量)。由圖中可以看出，建言效能感隨著服務型領導的上升呈現出上升的趨勢。低感知到的領導權力下，服務型領導對建言效能感的影響不顯著(β=0.14，p>0.05)；高感知到的領導權力下，服務型領導對建言效能感的影響顯著(β=0.48，p<0.001)。分析結果進一步驗證了假設H5a。

圖3 感知到的領導權力對服務型領導和建言角色認同的調節(jié)效應圖

圖3是感知到的領導權力對服務型領導的調節(jié)效應圖(以建言角色認同為結果變量)。由圖可以看出，建言角色認同隨著服務型領導的上升也同樣呈現出上升的趨勢。低感知到的領導權力下，服務型領導對建言角色認同的影響不顯著(β=0.00，p>0.05)；高感知到的領導權力下，服務型領導對建言角色認同的影響顯著(β=0.43，p<0.001)。分析結果進一步支持了假設H5b。

5 討 論

5.1 研究結果討論

自我提升是個體肯定自我的驅力，為維系自尊而尋求積極自我評價的過程(Korman,2001)；而角色認同是指個體在不同社會中扮演不同角色時，賦予這些角色的典型意義與期望(McCall & Simmons,1978)。根據激勵的雙因素理論(Herzberg et al.,1959)，針對建言行為而言，建言角色認同屬于建言的保健因素，建言效能感則屬于建言的激勵因素，兩條路徑恰好滿足了建言行為所需的動機前提條件。自我提升和角色領會的雙重路徑，構成了服務型領導促進建言行為發(fā)生的雙重認知機制。

服務型領導和變革型領導都屬積極領導行為，且都強調對員工成長的關注(Greenleaf,1977)，對員工建言也都有著促進作用。然而，變革型領導主要通過激發(fā)員工的內在動機、心理安全感和心理所有權來促進員工建言(Detert & Burris,2007;段錦云,黃彩云,2014)；本研究則發(fā)現，服務型領導通過員工的自我提升和角色領會兩條路徑來促進員工建言；同時，道德領導通過責任知覺和心理安全感對員工做出建言行為的機制也與服務型領導有所不同(梁建,2014)。并且，服務型領導與參與型領導所強調的重點也存在明顯差異，參與型領導關注的是為員工提供信息和資源等客觀條件(張晨，朱靜，段錦云，田曉明，2016)，而服務型領導則更多給予信任和尊重等主觀支持以幫助員工成長。

此外，通過感知到的領導權力的調節(jié)作用，確立了服務型領導通過雙重路徑促進建言行為的作用機制的一個邊界條件。當員工感知到較高的領導權力時，服務型領導通過雙重路徑對建言行為的促進作用顯著。

5.2 研究的意義與貢獻

首先，本研究的結果豐富了領導風格促進建言行為的研究。雖然有關領導行為與建言行為的關系研究已經取得不少進展(Detert & Burris,2007;梁建,2014)，但關于服務型領導的探討比較缺乏。本研究印證了服務型領導概念中的以員工需求為中心的內涵，其對員工認知和行為的影響是積極的。其次，領導權力的邊界研究擴充了服務型領導的作用條件。感知到的領導權力受領導結構地位、行為和個人特征的影響(Brass & Burkhardt,1993)，因此相同地位的領導會有不同的權力，領導行為要發(fā)揮作用則要依靠權力，此層關系研究可加深對領導效能的理解。第三，從自我提升和角色領會的角度探討建言效能感和建言角色認同的中介作用豐富了建言的認知機制研究。

本研究對組織管理實踐可以提供以下指導：(1)領導者要形成“為他人服務”的理念，促進員工建言；(2)高權力的管理者實施服務型領導效果更佳；(3)公開獎勵建言行為以提高員工的建言效能感和建言角色認同。

5.3 研究局限與未來展望

首先，建言行為的發(fā)生有著復雜的認知過程(段錦云,張倩,2012)，其他額外因素可能會對結果產生影響。因此，未來研究還需進一步完善建言行為的認知發(fā)生機制。其次，建言行為包含了對領導和對同事兩個方向(Liu et al.,2010)，以及促進性和抑制性等維度(Liang,Farh,& Farh,2012)，鑒于服務型領導和領導權力的交互作用性質，本研究未將其分類討論。但員工指向領導的建言可能更多，而指向同事的建言可能更少，兩者在其他邊界條件下的差異有待進一步探討。第三，本研究采用橫向設計，在對變量之間的因果關系進行推測和判斷時，相對縱向設計而言因果關系不夠可靠。

6 研究結論

(1)服務型領導正向預測員工建言行為。

(2)建言效能感和建言角色認同在服務型領導和員工建言之間起著中介作用。

(3)感知到的領導權力正向調節(jié)服務型領導和建言行為之間的關系。

(4)建言效能感和建言角色認同中介了服務型領導和建言行為之間的關系，感知到的領導權力正向調節(jié)了這兩個中介機制。

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DualMechanismofServantLeadershipAffectingEmployeeVoiceBehavior

DUANJin-yun1,2ZENGKai3YANHan1,2

(1.Department of Psychology, Soochow University, Suzhou 215123, China;2.The Ministry of Education Key Research Base of Humanities and Social Science-Soochow University Center for Chinese Urbanization Studies, Suzhou 215123, China;3.School of Management, Zhejiang University, Hangzhou 310058, China)

From the perspectives of self-enhancement and role identity, this study focused on how servant leadership influences employee voice behavior, and brought forward a dual mechanism of servant leadership affecting employee voice behavior. By analyzing 260 paired samples from 33 enterprises in Suzhou, we found that servant leadership had a significant positive influence on employee voice behavior. In consistency with self-enhancement theory, voice efficacy mediated the relationship between servant leadership and employee voice behavior, while voice role identity also mediated the relationship on the basis of role identity theory. Moreover, perceived leader power moderated the mediating roles of voice efficacy and voice role identity.

voice behavior,servant leadership,voice efficacy,voice role identity,perceived leader power

國家自然科學基金(71372180)。

** 通信作者：段錦云，男，蘇州大學心理系教授，博士生導師，e-mail:mgjyduan@hotmail.com。

B849:C93

：A

：1006-6020(2017)-03-0210-10