上“行”能否帶來下“效”？
——領導言行一致對員工敬業度的影響機制研究

付景濤，賀 琦

(1.海南大學經濟與管理學院，海南 海口 570228；2.江蘇大學財經學院，江蘇 鎮江 212013)

敬業是一種附有自覺性和成就感的積極工作狀態，具有活力充沛、專注投入和樂于奉獻等特點[1]，外在表現為對工作角色的自我雇傭、自我管理和自我表達[2]。高敬業水平員工通常擁有更強的學習動機和積極行為，自愿為實現組織目標付出努力[3]，可以帶給組織諸多積極效果。但敬業危機趨于常態化已經成為一種普遍的社會現象。據2016年IPSOS全球員工敬業度研究報告顯示：全球員工平均敬業水平僅達13%，而中國員工10%的敬業比例則更加值得關注。低敬業度員工不僅會頻繁產生消極怠工、工作偏差以及跳槽等行為，也會在組織中渲染消極情緒，干擾其他成員的工作效率，最終挫傷組織的經濟效益[4]。因此，如何通過提升員工敬業度促使企業獲得持久生命力是理論界與實務界都應當關注的問題。在員工敬業度的既往研究中，有學者將前因變量總結為工作特征、領導因素與個體因素[5]，其中，領導行為風格是影響員工態度和行為最直接的因素[6]。國內外學者對于領導行為風格的關注主要衍生于“新領導理論”，為本文圍繞領導言行一致探討影響機制奠定了基礎。基于此，本文將領導言行一致作為前因變量，結合員工心理需求和工作場所情境特征對員工敬業度的形成機制進行探索，拓展領導行為風格對員工態度和行為影響的相關研究。

基于社會交換理論互惠原則[7]的敬業度決定機制強調員工與組織的互動，認為員工會根據感知到的組織資源決定向組織回饋的努力程度。在Kahn構建的模型中，敬業狀態被理解為覆蓋社會經濟和情感性資源的良性互動，他進一步強調了情感需求的重要意義，認為員工應當在情感需求方面獲得滿足，當他們能夠從工作或組織中獲取這種需求時，就會提高工作滿意度與組織承諾，產生清晰的回報意愿，主動改善與工作或組織的交換關系，提升工作態度和行為表現[8]。社會交換理論互惠原則作為闡述組織與員工在社會交換基礎上形成依賴關系的理論基礎，可以預測和解釋領導言行一致對員工敬業度的影響。

良好的領導風格實現了員工在心理上對工作意義、安全以及資源可用性的感知，心理安全感在關鍵心理狀態模型中被證實是員工敬業表現的重要誘因[8]。基于此，本文引入心理安全感作為中介變量進一步刻畫領導言行一致對員工敬業度的作用機制。“人-情境交互模型”發現個體對情境線索十分敏感[9]，友誼氛圍可以促成積極的人際交往與工作協作，為組織成員提供友好的個人和工作資源，通過提供情感性支持滿足員工的安全與歸屬需要[10]，改善員工的工作態度并使其擁有更強的敬業動機和積極行為。因此，本文除了探討領導言行一致如何通過心理安全感對員工敬業度產生作用，將進一步探索職場友誼在其中發揮的調節效應。

綜上論述，本研究以領導言行一致對員工敬業度的影響為切入點，考察職場友誼這一積極人際資源在其中的調節機制，以期進一步豐富和完善關鍵心理狀態模型，深化領導行為風格與員工敬業度之間關系的既有研究，針對員工敬業度提供更為清晰的理論解釋，同時為組織在管理實踐中提升員工敬業度提供操作指引。

一、理論基礎與研究假設

(一)領導言行一致與員工敬業度

員工敬業度，即員工對工作角色投入的自我程度，在認知、情感以及生理三方面身體力行地完成自己的工作并在該過程中運用和表達最佳自我的一種狀態[8]。工作資源的可獲得性[11]與控制感[12]、主管支持與組織支持[13]等因素均被證實對員工敬業度具有正向預測力。同樣，領導者采用正確的行為規范能夠讓員工感受到關懷與優待，也是影響下屬正面行動反饋的重要因素。

Simons從員工感知的視角定義領導言行一致為“對領導者言語與行動一致性的感知”[14]。作為下屬在組織情景中感受到的重要支持性資源，領導言行一致能夠支撐下屬構建積極心理的需要。員工在感知到領導信守承諾和言行一致后，更有可能出于回報的心理以承諾的形式直接回饋領導[15]。基于社會交換理論，領導者給下屬提供更加豐富的資源和利益會促使下屬自發形成回報意愿，從而更加積極主動地參與組織活動，互惠原則或許是對這種理論最貼切的闡述。足夠的組織支持與信任可以強化員工對組織的情感認可，促使其對組織產生回報的義務感，持續增加自身的工作投入。當他們可以在自己的角色表現中獲得組織給予的經濟和社會情感等資源時，就會傾向于憑借積極的工作態度與行為表現來回應自身產生的回報意愿。

領導言行一致能夠降低員工對不確定性風險的負面預期，增加對領導者的信任感，自愿對領導形成承諾[16]。這一社會情感性資源滿足了員工對組織環境的需求[17]，可以讓員工認為自己應當在組織有需要的時候主動提供幫助，以回饋組織對自己的付出，也就是以不同水平的敬業度和組織給予的機會、資源或利益進行交換。但另一方面，如果員工無法在組織中獲得滿足自身需要的資源，則會嚴重打擊和挫傷其積極性，增加從角色中撤回自我的可能性。基于以上論述，本文提出以下假設：

H1：領導言行一致對員工敬業度有顯著的正向影響。

(二)心理安全感的中介效應

心理安全感反映個體的自我感知和內部心理狀態，表現為員工在組織中表現自我時不必擔憂自身聲譽、形象和職業生涯發展等方面的負面結果與傷害[8]。員工的心理安全感主要源于自身所感受到來自領導或組織的支持與關懷。員工與領導交換關系狀態良好能夠使其獲得更加豐富的組織資訊、工作資源等來自組織的物質或非物質支持，可以為員工營造出和諧舒適的職場環境[18]，產生較高水平的心理安全感。但是當雙方關系更多地處于負向狀態，則會增加員工適應領導風格或行為的難度與成本，可能會產生較低的心理安全感。

領導行為特征對員工心理安全感知水平的高低起著決定性作用[19]。當領導者的管理風格趨于支持、開放和包容時，可以形成基于支持和信任的人際關系，員工會減弱對人際風險的認知[20]，提高對工作的安全性認知。領導者實施可信行為會展現出較高的道德標準[21]，員工會由此形成領導值得信賴的認知，也會在一定程度上強化對領導提供支持的認同，由此降低對組織內部不確定性風險的感知，改善與領導之間的關系質量，緩解預期的心理恐懼[22]。但是當員工感受到的領導言行一致水平相對較低，員工會感知上級領導具有高度不確定性和不可預測性，由此產生的角色模糊和角色沖突會帶來焦慮等負面情緒，降低員工對投入回報的穩定性預期，并克制自己形成情感依戀[23]。由此，提出假設：

H2a：領導言行一致對心理安全感有顯著的正向影響。

員工會根據心理安全感知調整自身敬業狀態，這在關鍵心理模型中早有論斷。心理安全感是員工對組織環境進行評估后形成的一種內在心理狀態，會影響員工對組織事件以及工作結果的預測，并據此判斷自己下一步行動的合理性。員工在獲得心理安全滿足后能夠顯著提升對組織確定性和人際安全的認知[24]，激勵自身在工作過程中的高熱情投入。如果組織能夠為員工營造關懷和規則主導的氛圍，員工則可以從組織中獲取更多滿足自身需要的認可和回報資源，他們不必擔憂職場氛圍中的不確定性因素可能帶來的負面影響，有更多精力專注于任務本身，自愿憑借積極的工作態度和工作投入回應組織的優待，產生更多的敬業精神和敬業行為[25]。而低心理安全感則會給員工帶來風險認知，員工會因為擔心招致不良后果而做出更加謹慎的選擇[26]，可能會抑制積極行為的產生。綜上，本文提出以下假設：

H2b：心理安全感對員工敬業度有顯著的正向影響。

如果領導者在實際工作過程中能夠保持較高水平的言行一致，則可以相對提高下屬對領導者的信賴程度，下屬在保障其安全感知的前提下無須分心應對不確定性風險，將會對組織發展形成更高抱負。基于以上論述，本文提出假設：

H2：心理安全感在領導言行一致對員工敬業度的影響中起中介作用。

(三)職場友誼的調節效應

職場友誼是“一種在自愿原則基礎上形成的非強迫性人際關系”[27]，同樣也是提升員工敬業度的重要人際資源[28]。它與組織正式關系密切相連，并通過在組織成員之間形成友情關系改變員工對工作交往的主觀認知，強化對組織的情感依戀程度，促使員工在職場情境下自愿對其他成員形成責任與義務。職場友誼環境中的組織成員更容易在交往過程中自發形成一種相互信任的工作氛圍，他們之間能夠形成比較熟悉的關系網，因而更傾向于維系彼此之間非約束性的關系，增加合作可能性及合作行為[29]。

具有職場友誼的組織成員之間可以通過自由表達想法和共享資源等方式為彼此提供情感性的社會支持，員工在工作場所滿意人際關系帶來的安全體驗也會促使其更加樂觀地看待自己的工作，從而更愿意拓展工作上的技能和責任[30]，增加工作積極性，自愿在工作中展現出真實的自我。當員工在工作場所能夠體驗到與其他組織成員之間較好的友情，可以增強心理安全感所維系的支持性以及彼此信賴的關系，而這種信賴會通過發揮集體效能增強為完成組織任務而表現更好的欲望[31]對個體工作態度產生積極影響。但較差的職場友誼關系可能會削弱員工與其他組織成員之間的情感聯系，降低合作與互助活動的可靠性，干擾心理安全感對員工敬業度的正向影響。基于以上論述，本文提出如下假設：

H3：職場友誼在心理安全感與員工敬業度之間的關系中起調節作用。具體而言，職場友誼水平越高，心理安全感與員工敬業度之間的關系越強。

高質量的職場友誼使員工相信自身擁有一定的價值和影響力[32]，可能會通過增強對安全的感知促使領導言行一致提高對員工任務表現的正向作用；反之，員工無法從外部環境和他人處獲得支持，會出于自我保護的需要消極應對工作，則領導言行一致對員工敬業度的影響也較少通過心理安全感來進行傳導。遵循上述假設邏輯以及中介作用和調節作用的相關研究，本文進一步發展出一個被調節的中介效應模型。假設如下：

H4：職場友誼調節了領導言行一致通過心理安全感影響員工敬業度的間接作用。具體而言，職場友誼水平越高，心理安全感的中介作用越強。

本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

二、研究方法

(一)調查樣本與研究過程

考慮到問卷內容的敏感性以及溝通的便利性，本研究的調查樣本均為來自UPS天津國際轉運中心的員工與其直接主管。數據采集過程匹配了員工與其直接主管的主觀感受，在一定程度上確保了調研數據的客觀性和真實性。消除不能匹配的數據缺失問卷后，得到214對配對樣本。其中，女性占54.21%，男性占45.79%；30歲以下占43.92%，30～50歲占55.14%，50歲以上占0.93%；本科以下、本科及本科以上分別占37.85%、44.86%和17.30%；工作年限方面，5年以下占48.60%，5～10年占41.59%，10年以上占9.81%；收入水平方面，5000元以下、5000～10000元、10000元以上各占68.23%、20.56%、11.21%。樣本覆蓋面較為廣泛，代表性較好。

(二)變量測量與問卷設計

(1)領導言行一致：借鑒Simons等學者[33]開發的領導言行一致量表，共7條目。運用Likert5點量表法計分。量表的內部一致性系數值為0.864，信度水平良好。(2)心理安全感：使用Detert等[34]開發的三條目測評工具由員工自評。采用Likert5點測量法計分。量表的內部一致性系數為0.759，符合心理測量學的基本標準。(3)員工敬業度：采用Saks[35]編制的雙維概念量表評估員工敬業度，共12題項。采用5點Likert等級形式計分。測量結果的內部一致性系數為0.906，達到心理測量學的基本要求。(4)職場友誼：采用Nielsen等[36]開發的友誼普遍性量表，共12條目。受訪員工需要對各條目在1(非常不同意)至5(非常同意)之間做出選擇。量表的內部一致性系數為0.874，達到心理測量學標準。(5)控制變量：本文在回顧既有文獻的基礎上發現，人口統計學信息等相關因素(性別、年齡、文化水平、工作年限以及收入水平)可以對因變量產生作用[37]，所以在分析過程中對這些因素進行控制。

三、檢驗結果與討論

(一)共同方法偏差檢驗

本研究使用數據均來源于員工自我報告或其直接主管報告，容易存在同源偏差。因此，本文采用Harman單因素方法檢驗共同方法偏差。對變量的測量題項開展未旋轉因子分析后提取出6個特征值大于1的因子，累計解釋方差變異63.798%，首個因子的方差變異度為20.580%，遠低于經驗標準值40%。據此判斷研究數據并不存在嚴重的共同方法偏差問題。

(二)驗證性因子分析

在進行相關分析與回歸檢驗前，需首先考察變量之間的區分效度。擬合結果顯示：四因子模型擬合指數CFI取值0.734，NFI取值0.639(NFI受樣本量和模型復雜程度影響較大，故參考TLI取值0.714)。上述擬合指標雖然顯著優于其他競爭模型，但尚未達到0.8的合理范疇。這可能是因為：(1)研究中以雙維構念測量員工敬業度與職場友誼，但在進行驗證性因子分析時需構建其為單維變量；(2)意義性、安全感和有效性是員工嵌入工作角色的三個心理條件，但本研究并未設置與意義性和有效性相關的研究路徑。

表1 驗證性因子分析

(三)描述統計與相關分析

如表2所示，領導言行一致、心理安全感與員工敬業度之間呈顯著正相關，員工敬業度與職場友誼之間呈顯著正相關。上述結果初步支持了后續的回歸分析。

表2 描述統計與相關分析

注：*** 、** 及*分別表示在0.001、0.01及0.05水平上顯著。下同。

(四)回歸分析與假設檢驗

本文采用層級線性回歸分析方法檢驗假設，結果如表3所示。Model 4顯示：領導言行一致顯著正向影響員工敬業度(β=0.250，p<0.001)，H1得到驗證。Model 2顯示：領導言行一致顯著正向影響心理安全感(β=0.225，p<0.01)，H2a得證。Model 5顯示：心理安全感顯著正向影響員工敬業度(β=0.254，p<0.01)，H2b得證。Model 6顯示：領導言行一致對員工敬業度的直接影響效應仍舊顯著，但回歸系數絕對值減小(β=0.203，p<0.01)，心理安全感的中介效應顯著(β=0.211，p<0.01)，可得心理安全感具有部分中介作用，H2得到驗證。

研究采用Bootstrap方法進一步驗證間接效應是否顯著。結果顯示：直接效應為0.2333，95%置信區間CI=[LLCI=0.0937，ULCI=0.3728]，直接效應達到顯著水平；間接效應為0.0439，95%置信區間CI=[LLCI=0.0088，ULCI=0.0978]，間接效應達到顯著水平。

表3 中介效應回歸分析

表4 中介變量的間接效應

為驗證職場友誼能否在心理安全感與員工敬業度之間發揮調節作用，本研究構建交互項以觀察其系數的顯著性。Model 4顯示：心理安全感與職場友誼的交互項對員工敬業度的回歸系數顯著為正(β=0.144，p<0.05)，H3得到驗證。

表5 調節效應回歸分析

圖2 交互效應示意圖

隨后繪制交互效應示意圖(圖2)直觀調節變量的作用。低職場友誼條件下，心理安全感對員工敬業度的回歸斜率較低；高職場友誼條件下，心理安全感對員工敬業度的回歸斜率較高。因此，心理安全感與員工敬業度之間存在正向相關的趨勢，職場友誼能夠增強兩者之間的作用關系，H3得到圖形支持。

本研究運用bootstrap方法驗證被調節的中介模型，結果如表6所示。高職場友誼條件下，領導言行一致通過心理安全感對員工敬業度形成顯著的間接影響(β=0.014，p<0.05)，低職場友誼條件下其間接影響不顯著(β=0.044，n.s.)，并且兩者之間間接效應差異顯著(β=-0.030，p<0.05)，H4得到驗證。

表6 被調節的中介效應

四、結論與討論

基于214對配對樣本的問卷調查數據實證分析結果發現：領導言行一致對員工敬業度有顯著正向影響；心理安全感部分中介領導言行一致和員工敬業度之間的關系；職場友誼調節心理安全感和員工敬業度的關系，個體感知職場友誼水平越高，心理安全感對其敬業度的正向影響越強。此外，職場友誼調節了領導言行一致通過心理安全感對員工敬業度產生的間接作用。

(一)理論意義

(1)國內關于領導言行一致的理論研究起步稍晚，實證研究也相對不足。但是中國傳統文化隱含著較大的權力差距，權力行使的隨意性使領導言行不一在職場中更為常見[38]。因此，本文在中國職場情境下研究領導言行一致，在一定程度上推動了領導行為風格的研究進展，有助于彌補領導學研究領域的薄弱環節。(2)本文的研究結論發現，即便領導者是出于客觀需要頻繁更改對員工的指令或者做出的承諾，他們同樣可能會傷害到員工對組織的認可程度和承諾水平，從而降低工作敬業度。因此，本文的研究發現對于權變型領導在職場情景中如何發揮正面效應[39]提出了更多思考。(3)個體特質因素是目前組織行為學研究領域使用較多的調節變量[40]，本研究關注員工在友誼環境中對人際關系信息的認知處理與反饋過程，避免了多數研究側重于個人特質的局限，進一步豐富了組織行為學領域中調節變量的使用范圍。

(二)管理啟示

(1)領導者在組織管理過程中的言行一致會帶來員工對領導者行為的善意解釋，進而影響到其對于領導和組織的認可與接納程度并產生更高水平的信任。應在工作場所加強對領導者的道德建設，對其言行一致行為加以提倡與鼓勵。(2)組織應當對員工心理安全感等積極心理資源予以重視。應當關注員工心理狀態，培育可信賴的支持性組織氛圍，降低員工對領導者的疏離感，鼓勵其提升情緒管理能力，疏導工作不安全感等負面情緒。(3)職場友誼作為員工對工作場所友誼狀態的認知可以滿足個人關系需要等心理需求，并通過一系列認知和情感過程影響工作動機。因此，維護組織內部的和諧人際關系，通過營造友誼性的環境氛圍加強對員工的情感支持和工作指導，可以保護員工的工作熱情。

(三)研究局限和未來方向

本研究的局限性在于：首先，僅針對收集到的橫向截面數據進行檢驗，對領導言行一致影響效果的展現可能并不完整。應當在后續研究方案中設計展開縱向探索，研究領導者的言行一致能否有效貢獻于員工的敬業度增長。其次，除卻心理安全感、職場友誼以及人口統計學信息等相關因素，沒有設置其他可能與員工敬業度相關的變量。后續研究可以設置更多相關變量，以期完善理論模型。最后，并未探究員工對領導言行一致的解釋。當員工將領導言行不一歸因于管理壓力加劇等客觀因素而非上級主管的領導風格和管理方法時，他們可能更容易接受和合理化這種負向表現。因此，深入發掘員工視角的領導者角色定義將有助于了解員工如何看待其言行一致問題。

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