真誠型領導與員工工作投入關系的元分析

田雪梅

摘要：關于真誠型領導與員工工作投入的關系研究存在分歧研究，現采用元分析方法考察了真誠型領導對員工工作投入的影響及區域文化和測量工具的調節作用。通過文獻搜索，最終有37個獨立樣本包含14 141名被試納入研究。結果表明：真誠型領導與員工工作投入呈高度正相關關系；采用隨機效應模型是準確的，發表偏倚對元分析的結果不會產生影響；區域文化對真誠型領導與員工工作投入關系具有調節作用，且相比歐洲文化，亞洲文化背景下的真誠型領導對員工工作投入的正向影響更顯著；測量工具對真誠型領導與員工工作投入之間的關系不具有調節作用。最后，對研究結果討論并展望了未來真誠型領導的研究方向。

關鍵詞：真誠型領導；員工工作投入；元分析

中圖分類號：G258.6 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2019）01-0145-03

一、研究假設

（一）真誠型領導與員工工作投入

從已有研究來看，許多學者的研究結果表明真誠型領導與員工工作投入之間存在高度正相關關系。還有一些學者的研究結果顯示真誠型領導與員工的工作投入正相關程度較低。Seco（2013）的研究結果則顯示，真誠型領導與員工的工作投入呈負相關關系。因此，關于真誠型領導與員工工作投入之間的關系缺乏一致的量化證據。所以，對于兩者之間是否存在正向關系的問題，還需進行進一步驗證。基于上述觀點，提出以下假設：

假設1：真誠型領導與員工工作投入呈正相關。

（二）區域文化和測量工具的調節作用

國家或地區的文化力量對領導效率有很大影響，并會進一步影響員工的態度、行為和動機。[8]在已有研究中，許多學者檢驗了在歐洲、亞洲文化等不同文化背景下真誠型領導與員工工作投入之間的關系，研究發現在不同區域文化背景下的研究結果有一定差異。因此，真誠型領導與員工工作投入之間的關系很有可能會受到區域文化的調節。

關于真誠型領導的測量，不同學者采用的測量工具不盡相同。從文獻中看出，學者最常采用的是Walumbwa（2008）等人開發的真誠型領導測量量表。謝衡曉（2007）開發的真誠型領導的量表，也引起很多國內學者的關注。此外，Neider（2011）、Maric（2013）開發的真誠型領導測量量表也均具有很高的效果。通過對相關文獻的回顧，發現采用不同的測量量表，對真誠型領導與員工工作投入之間關系的研究結果是不同的。

基于上述分析，本研究提出如下假設：

假設2： 不同區域文化背景下，真誠型領導對員工工作投入的正向影響存在差異。

假設3：采用不同的真誠型領導測量工具，真誠型領導對員工工作投入的正向影響存在差異。

二、研究方法

（一）文獻搜索

為獲得有關真誠型領導與員工工作投入關系的所有研究，本文進行了包括中、英文相關文獻的搜索。中文文獻的搜索：在中國知網、維普、萬方、Google學術、中國碩博士學位論文全文等數據庫，搜索題名和主題詞中包含“真誠型領導”“員工工作投入”等關鍵詞的文獻。英文文獻的搜索：在PsycINFO、Science Direct、Web of Science等數據庫，以“authentic leadership”“employee work engagement”等關鍵詞搜索。最后，對中、英文文獻中只有題名、摘要的文獻通過館際互借和文獻傳遞的方法獲得全文。

（二）文獻納入標準

對已搜索到的文獻，按照以下五個標準決定其是否被納入研究：1.必須包含真誠型領導和員工工作投入指標變量；2.排除組織層面的真誠型領導與員工工作投入之間關系的研究；3.必須是實證研究且提供樣本量、真誠型領導與員工工作投入的相關系數或其他可轉換為相關系數的效應值；4.應報告真誠型領導的總體效應或其各維度的效應；5.排除以不完整的量表測量真誠型領導的研究。本文最終獲得滿足元分析要求37篇實證研究。

（三）文獻編碼

為保證編碼準確性，本文由兩位編碼者獨立進行。首先，兩位編碼者討論編碼框架以確保用相同的方式對變量進行編碼。其次，兩位編碼者獨立編碼，包括文獻信息、效應值、樣本量、男性比例、平均年齡、出版來源、區域文化以及測量工具。然后，對編碼結果進行比較，除個別信息外，其余并無差別。最后，對有偏差的個別數據，經復核和討論得以解決。由于本文還涉及調節變量，所以，本文還需對調節變量再編碼，將區域文化編碼為歐洲文化和亞洲文化，將測量工具編碼為ALQ和其他量表。

（四）元分析過程

本研究采用CMA2.0軟件進行元分析。被納入研究的文獻主要報告了真誠型領導和員工工作投入的相關系數，因此，將相關系數r確定為本文的效應量。每個研究的最終效應量是經過Fisher Z轉換得到的，在轉換過程中，根據樣本量進行權重統計，之后再轉化為相關系數和置信區間。目前，元分析主要采用固定效應模型和隨機效應模型，模型的選擇主要看元分析的目的及納入的研究是否具有同一個效應量。本文納入的研究被試各異，最后得到的效應量不能只限于某研究的群體樣本。因此，本文采用隨機效應模型進行元分析。

三、研究結果

（一）發表偏倚檢驗

圖1是真誠型領導與員工工作投入的漏斗圖。可以看出，樣本文獻基本均勻分布在效應值兩側且大多集中于頂部，這表明針對員工工作投入不存在發表偏倚。由于漏斗圖僅是從主觀角度對發表偏倚的判斷，評估發表偏倚的另一種常用方法是計算失效安全系數。如果失效安全系數小于臨界值（臨界值= 5K + 10），發表偏倚的影響就應是警覺的。根據元分析結果顯示，真誠型領導與員工工作投入之間的失效安全系數為8696，遠超過臨界值135（K = 25）。因此，本文的元分析不存在發表偏倚。

（二）效應值的異質性檢驗

本文采用Q檢驗的方法。從異質性檢驗結果看出（見表1），Q檢驗顯著，各研究的效應值具有異質性，說明不宜采用固定效應模型進行分析。根據一些學者對I-squared的解釋，[17]關于員工工作投入的元分析的I-squared為94.789，表明在真誠型領導與員工工作投入的關系研究中有94.789%的觀察變異是因這一關系中真正差異所致，而只有5.211%的觀察變異是由于隨機誤差所致。Tau-squared的值是 0.048， 表明研究間變異有4.8% 可用于計算權重。因此，本研究選用隨機效應模型是準確的。

（三）主效應檢驗結果

本文從整體檢驗了真誠型領導與員工工作投入的關系（見表2）。由表2可知， 這項研究共有37項獨立樣本，被試總數為14141，真誠型領導與員工工作投入整體相關系數r為0.44，具有顯著效應。[17]因此，假設1得到驗證。

（四）調節效應檢驗結果

由異質性檢驗結果看出（見表3），區域文化對真誠型領導與員工工作投入的關系具有顯著影響（Q = 6.825，p = 0.009 <0.05）。在歐洲文化背景下，兩者中等相關（r = 0.331> 0.05），在亞洲文化背景下，兩者高度相關（r = 0.495> 0.05），假設2得到支持。不同測量工具對真誠型與員工工作投入的關系無顯著影響（Q = 0.573，p = 0.449> 0.05）。因此，研究結果不支持假設3。

四、結論與展望

本文運用元分析方法，從個體層面對真誠型領導和員工工作投入的實證研究文獻進行量化綜述，檢驗兩者整體關系。根據元分析結果，本文主要得到如下結論：首先，真誠型領導與員工工作投入之間的關系為高度正相關。其次，真誠型領導與員工工作投入的關系在不同區域文化背景下具有顯著差異。而且相比歐洲文化，亞洲文化背景下的員工工作投入更大，這是已有研究未曾關注的，表明探討亞洲文化背景下的員工工作投入具有重要意義。最后，本文未能證實測量工具對真誠型領導與員工工作投入關系的調節作用，但ALQ、其他量表與員工工作投入均具有顯著關系。

由于時間和成本等研究條件的限制，本文存在一些不足之處，需要繼續探討。首先，本文的元分析僅包括37篇中英文文獻，其他語言發表的文獻未納入本文的研究范圍。未來學者可考慮研究不同語言發表的文獻，以進一步提高研究結果的普適性。其次，除區域文化外，行業特征、組織特征等其他潛在變量可能會調節真誠型領導與員工工作投入之間的關系，但本文由于樣本文獻信息有限只檢驗了區域文化和測量工具的調節效應。未來學者可探討其他變量是否對其具有調節作用。最后，本文研究結果僅檢驗個體層面真誠型領導和員工工作投入之間的整體關系。因此，未來可以從組織層面、團體層面和個人層面跨層次研究真誠型領導對員工工作結果是否具有影響作用。

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