劉 芳 凌 茜 汪純孝 于立揚(yáng)

(1.中山大學(xué)管理學(xué)院，廣東廣州510275; 2.華南師范大學(xué)旅游管理系，廣東廣州510631; 3.上海師范大學(xué)旅游學(xué)院，上海200234)

1 研究目的

員工的敬業(yè)程度是國(guó)內(nèi)外企業(yè)管理學(xué)術(shù)界研究的一個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。許多研究結(jié)果表明，與不敬業(yè)的員工相比較，敬業(yè)的員工對(duì)他們的工作比較滿意，對(duì)組織的歸屬感較強(qiáng)，離職意向較弱，更可能提高工作績(jī)效。

企業(yè)管理人員充分了解員工敬業(yè)程度的影響因素，才能采取有效的管理措施，提高員工敬業(yè)程度。但是，至今為止，學(xué)術(shù)界探討員工敬業(yè)程度影響因素的實(shí)證研究成果仍比較少見(jiàn)。不少歐美學(xué)者指出，管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織氛圍和員工群體的敬業(yè)程度會(huì)影響員工個(gè)人的敬業(yè)程度(Bakker，Van Emmerik and Euwema，2006;Macey，Schneider，2008;Schaufeli，Salanova，2008)。然而，在現(xiàn)有的實(shí)證研究成果中，學(xué)術(shù)界較少研究管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織氛圍和員工群體的敬業(yè)程度與員工個(gè)人的敬業(yè)程度之間的關(guān)系，更未采用縱斷調(diào)研法，檢驗(yàn)上述變量之間的關(guān)系。在本次研究中，我們采用縱斷調(diào)研法，對(duì)湖南省和廣東省的22家飯店的員工進(jìn)行兩次問(wèn)卷調(diào)查(兩次調(diào)查間隔2個(gè)月時(shí)間)，檢驗(yàn)員工個(gè)人層次變量(員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工對(duì)管理人員的信任感)與部門層次變量(部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍、公平性氛圍和員工群體的敬業(yè)程度)對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的影響。

2 文獻(xiàn)綜述

2.1 員工敬業(yè)程度的含義和維度

Kahn(1990)根據(jù)“角色中的自我”理論，解釋敬業(yè)行為的含義。他認(rèn)為，個(gè)人的敬業(yè)行為指組織成員在角色扮演過(guò)程中投入自我的行為;個(gè)人的不敬業(yè)行為指組織成員在角色扮演過(guò)程中排除自我的行為。此后，歐美學(xué)者開始探討員工敬業(yè)程度的含義和維度。在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，企業(yè)管理學(xué)者較多引用Shaufeli等人論述的敬業(yè)程度的含義與維度。Shaufeli等人認(rèn)為，敬業(yè)是人們?cè)诠ぷ髦械囊环N正面的、滿足的心理狀態(tài)，是人們的一種持續(xù)的、無(wú)所不在的情感與認(rèn)知狀態(tài)，而并非人們聚焦于某個(gè)事物、事件、個(gè)人或某種行為的短暫心理狀態(tài)(Schaufeli，Bakker and Salanova，2006)。他們認(rèn)為，敬業(yè)包括精力充沛、奉獻(xiàn)精神、專心致志三個(gè)維度。精力充沛指員工在工作中充滿活力，有很強(qiáng)的心理適應(yīng)能力，愿意在工作中投入精力，在工作中遇到困難時(shí)，仍然會(huì)鍥而不舍地努力工作。奉獻(xiàn)精神指員工在工作中高度投入，熱愛(ài)自己的工作，覺(jué)得自己的工作非常重要、能激發(fā)自己的靈感、具有挑戰(zhàn)性，并為自己從事的工作感到自豪。專心致志指員工聚精會(huì)神地工作，沉迷于自己的工作，覺(jué)得時(shí)間過(guò)得很快，很難中斷手上的工作(Schaufeli，Salanova，González-Romá，et al.，2002)。

2.2 員工敬業(yè)程度的影響因素

在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，歐美學(xué)者主要從員工的心理狀態(tài)、工作環(huán)境、工作資源、管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等方面，探討員工敬業(yè)程度的影響因素。

Kahn(1990)的研究結(jié)果表明，員工的心理意義(員工覺(jué)得自己從體力、認(rèn)知力、感情等方面在工作中投入自我可獲得多少收益)、心理安全感(員工覺(jué)得自己在工作中利用與表現(xiàn)自我，不會(huì)損害自己的自我形象、地位或職業(yè)前途)、心理備用資源(員工覺(jué)得自己擁有身體、感情和認(rèn)知資源，能表現(xiàn)敬業(yè)行為)都會(huì)影響他們的敬業(yè)行為。如果工作環(huán)境可使員工感到工作的意義，產(chǎn)生心理安全感，覺(jué)得自己擁有各種工作資源，員工就更可能敬業(yè)。May等人在美國(guó)中西部一家大型保險(xiǎn)公司的實(shí)證研究結(jié)果支持凱恩的上述觀點(diǎn)(May，Gilson and Harter，2004)。

Maslash等人根據(jù)“工作與個(gè)人適配”理論，提出了一個(gè)“個(gè)人與工作環(huán)境適配”模型，論述工作環(huán)境與員工疲憊程度和敬業(yè)程度之間的關(guān)系。他們認(rèn)為，如果員工能應(yīng)付工作負(fù)擔(dān)、控制自己的工作、獲得表彰和獎(jiǎng)勵(lì)、得到他人的社交性支持、得到管理人員的公平對(duì)待、感受到工作的意義和價(jià)值，就更可能敬業(yè)(Maslach，Schaufeli and Leiter，2001)。Saks(2006)對(duì)員工敬業(yè)程度的前因后果變量進(jìn)行了一次實(shí)證研究。他的研究結(jié)果表明，工作特點(diǎn)、員工感知的組織支持、員工感知的程序公平性對(duì)他們的敬業(yè)程度都有顯著的正向影響。

根據(jù)“工作職務(wù)要求與工作資源”理論，工作資源是影響員工敬業(yè)程度的一個(gè)極為重要的因素。工作資源包括組織層次(例如，員工薪酬、事業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)、工作的安全性)、人際交往與社會(huì)關(guān)系層次(例如，主管人員和同事的支持、團(tuán)隊(duì)氛圍)、工作系統(tǒng)層次(例如，工作角色的明確程度、員工參與決策的程度)、工作任務(wù)層次(例如，工作技能多樣性、工作任務(wù)完整性、工作任務(wù)重要性、工作自主權(quán)、工作績(jī)效反饋)的資源。工作資源既會(huì)發(fā)揮內(nèi)源動(dòng)力作用，促進(jìn)員工成長(zhǎng)、學(xué)習(xí)和發(fā)展，又會(huì)發(fā)揮外源動(dòng)力作用，幫助員工實(shí)現(xiàn)工作目標(biāo)。工作職務(wù)提供員工需要的工作資源，可提高員工的敬業(yè)程度。相反，如果工作職務(wù)不能提供員工需要的資源，就會(huì)引起員工憤世嫉俗(Bakker，Demerouti，2007)。許多學(xué)者的實(shí)證研究結(jié)果都表明，員工擁有的工作資源與他們的敬業(yè)程度存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Bakker，Leiter，2010)。

管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格也會(huì)影響員工的敬業(yè)程度。Zhu等人認(rèn)為，管理人員的變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)對(duì)員工的心理意義、心理安全和心理資源產(chǎn)生積極的影響，進(jìn)而提高員工的敬業(yè)程度。他們?cè)跀?shù)據(jù)分析過(guò)程中控制員工個(gè)人感知的管理人員的變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工的正面?zhèn)€性特征之后，員工群體感知的管理人員的變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工個(gè)人的敬業(yè)程度仍然存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Zhu，Avolio and Walumbwa，2009)。Walumbwa等人的實(shí)證研究結(jié)果表明，員工群體感知的管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格既會(huì)直接影響員工個(gè)人的組織公民行為和敬業(yè)程度，又會(huì)通過(guò)員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的認(rèn)同感和員工的心理受權(quán)，間接影響員工個(gè)人的組織公民行為和敬業(yè)程度(Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。Van指出，管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)影響員工的敬業(yè)程度(即將發(fā)表)。但他沒(méi)有對(duì)這一學(xué)術(shù)觀點(diǎn)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

歐美學(xué)者已對(duì)員工敬業(yè)程度的影響因素進(jìn)行了一些理論探討和實(shí)證研究，但實(shí)證研究成果仍比較少見(jiàn)?，F(xiàn)有的少量研究成果主要存在以下不足之處:①根據(jù)多層次理論，研究人員同時(shí)從宏觀和微觀角度研究不同層次變量之間的關(guān)系，才能全面地解釋組織的行為。然而，迄今為止，極少有人采用多層次理論來(lái)研究員工敬業(yè)程度的影響因素。我們認(rèn)為，研究人員同時(shí)探討員工個(gè)人層次變量和團(tuán)隊(duì)層次變量對(duì)員工的敬業(yè)程度的影響，才能更全面、準(zhǔn)確地了解員工敬業(yè)程度的影響因素。②管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織氛圍、員工群體的敬業(yè)程度會(huì)對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度產(chǎn)生重大影響。然而，學(xué)術(shù)界探討真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、團(tuán)隊(duì)氛圍、員工群體的敬業(yè)程度與員工個(gè)人的敬業(yè)程度之間的關(guān)系的實(shí)證研究成果卻極為少見(jiàn)。③Macey和Schneider認(rèn)為，管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)通過(guò)員工對(duì)管理人員的信任感，間接影響員工的敬業(yè)程度(Macey，Schneider，2008)。但他們并沒(méi)有對(duì)這一學(xué)術(shù)觀點(diǎn)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。此外，不少企業(yè)管理學(xué)者的實(shí)證研究成果表明，管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)通過(guò)組織氛圍間接影響員工的工作態(tài)度和工作行為(Schneider，Ehrhart，Mayer，et al.，2005;凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。然而，迄今為止，國(guó)內(nèi)外企業(yè)管理學(xué)者尚未在實(shí)證研究中檢驗(yàn)過(guò)組織氛圍對(duì)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工敬業(yè)程度的中介作用。

3 概念模型和假設(shè)

在文獻(xiàn)研究和定性研究的基礎(chǔ)上，我們提出了圖1所示的概念模型。

圖1 概念模型

3.1 員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工個(gè)人的敬業(yè)程度

公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格指領(lǐng)導(dǎo)者有崇高的理想、高尚的道德品質(zhì)和強(qiáng)烈的事業(yè)心，全心全意為員工、組織和社會(huì)服務(wù)，帶領(lǐng)廣大員工不斷提高企業(yè)的社會(huì)效益和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)(凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。公仆型領(lǐng)導(dǎo)者高度重視員工的個(gè)人發(fā)展，深入了解員工在精神、職業(yè)、人身等方面的需要，盡力為員工創(chuàng)造個(gè)人發(fā)展的機(jī)會(huì)(Spears，1995)和健康成長(zhǎng)的工作環(huán)境(Rude，2003)。在他們領(lǐng)導(dǎo)的組織里，員工可獲得較多的社交性支持和工作資源，表現(xiàn)較多的敬業(yè)行為。因此，我們假定:

H1:員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響。

3.2 員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、員工對(duì)管理人員的信任感與員工個(gè)人的敬業(yè)程度

Greenleaf等人指出，公仆型領(lǐng)導(dǎo)者甘愿做他人的公仆，是他們贏得員工信任感的一個(gè)重要原因(Greenleaf，1977;Joseph，Winston，2005)。根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)者與成員交換關(guān)系理論，公仆型領(lǐng)導(dǎo)者關(guān)心員工，把員工的利益放在首位，會(huì)引發(fā)員工對(duì)管理人員的關(guān)心，增強(qiáng)員工對(duì)管理人員的信任感(Joseph，Winston，2005)。Reinke、Joseph和Winston的實(shí)證研究結(jié)果都表明，管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工對(duì)管理人員的信任感存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Joseph，Winston，2005;Reinke，2004)。

企業(yè)管理學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，員工對(duì)管理人員的信任感會(huì)對(duì)員工的工作態(tài)度和工作行為產(chǎn)生重要的影響。Dirks和Ferrin(2002)的元分析結(jié)果表明，員工對(duì)管理人員的信任感會(huì)增強(qiáng)員工的工作滿意感、員工對(duì)組織的歸屬感，削弱員工的離職意向，激勵(lì)員工表現(xiàn)更多的組織公民行為，提高工作績(jī)效。Chughtai和 Buckley (2007)指出，員工在能力、可靠性、坦誠(chéng)、關(guān)懷等方面信任高層管理人員、主管人員和同事，會(huì)提高他們的敬業(yè)程度。

根據(jù)組織行為學(xué)理論，員工的工作環(huán)境會(huì)直接影響他們的工作態(tài)度，進(jìn)而影響他們的工作行為。Walumbwa等人認(rèn)為，公仆型領(lǐng)導(dǎo)者把員工的利益放在個(gè)人利益之上，真正關(guān)心員工的利益，表現(xiàn)為對(duì)員工有利的行為，盡力為員工謀利益，可為員工創(chuàng)造良好的工作環(huán)境(Walumbwa，Hartnell and Oke，2010)。在公仆型管理人員領(lǐng)導(dǎo)的組織里，員工更可能信任管理人員，產(chǎn)生較強(qiáng)的內(nèi)外源工作動(dòng)力，也就更可能表現(xiàn)敬業(yè)行為。

根據(jù)上述的論述，我們假定:

H2:員工對(duì)管理人員的信任感對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響;

H3:員工對(duì)管理人員的信任感會(huì)中介員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響。

3.3 部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍與員工個(gè)人的敬業(yè)程度

真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格指領(lǐng)導(dǎo)者使用自己的正面心理能力與組織的正面?zhèn)惱淼赖路諊?，提高自己的自知程度、整體道德標(biāo)準(zhǔn)、均衡的信息處理能力、自己與組織成員坦誠(chéng)交往程度，促進(jìn)組織成員的正面自我發(fā)展的一種行為方式(Walumbwa，Avolio，Gardner，et al.，2008)。部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍指同一部門的員工對(duì)管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的共同看法。不少學(xué)者認(rèn)為，管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)對(duì)員工的敬業(yè)程度產(chǎn)生積極的影響(Avolio，Gardner，Walumbwa，et al.，2004;Gardner，Avolio，Luthans，et al.，2005;Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)者是采用公開透明的決策方式，言行一致，為員工作出表率的領(lǐng)導(dǎo)者。他們的這種表率式領(lǐng)導(dǎo)方式既能表明他們的工作責(zé)任感，又能指導(dǎo)員工如何在工作中保持他們的情感、體力和敏感的認(rèn)知能力。員工會(huì)通過(guò)觀察性學(xué)習(xí)，仿效領(lǐng)導(dǎo)者的行為，提高他們的敬業(yè)程度(Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。此外，真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)者盡力發(fā)現(xiàn)員工的優(yōu)點(diǎn)，幫助員工恰當(dāng)?shù)匕l(fā)揚(yáng)與增強(qiáng)長(zhǎng)處，讓員工從事他們擅長(zhǎng)的工作，與員工建立良好的關(guān)系，可增大他們感知的工作意義，增強(qiáng)他們的心理安全感，進(jìn)而提高他們的敬業(yè)程度(Gardner，Avolio，Luthans，et al.，2005)。Walumbwa等人的實(shí)證研究結(jié)果表明，員工群體感知的管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(Walumbwa，Wang P，Wang H，et al.，2010)。因此，我們也假定:

H4:部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響。

3.4 部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍、公平性氛圍與員工個(gè)人的敬業(yè)程度

組織的公平性氛圍指組織成員對(duì)管理人員是否公平對(duì)待他們的共同看法(Mayer，Nishii，Schneider，et al.，2007)。國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果表明，管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是影響組織的公平性氛圍的一個(gè)重要的因素(Cho，Dansereau，2010; Ehrhart，2004;Walumbwa，Hartnell and Oke，2010;Walumbwa，Wu and Orwa，2008;凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。Howell和Avolio(1992)指出，真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)者信奉符合道德準(zhǔn)則的價(jià)值觀念，重視團(tuán)隊(duì)和組織的利益。他們?cè)敢鉃楣ぷ鲌F(tuán)隊(duì)、組織、社區(qū)或整個(gè)社會(huì)的利益而犧牲個(gè)人的利益(Michie，Gooty，2005)。因此，在真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍比較濃厚的部門里，廣大員工更可能對(duì)組織公平性形成共識(shí)，進(jìn)而形成濃厚的公平性氛圍。

組織公平性會(huì)對(duì)員工的敬業(yè)程度產(chǎn)生重要的影響(Maslach，Schaufeli，Leiter，2001;Saks，2006)。根據(jù)Saks(2006)的觀點(diǎn)，在公平性氛圍比較濃厚的部門里，員工認(rèn)為管理人員能公平地對(duì)待廣大員工，員工就更可能與管理人員發(fā)展良好的人際關(guān)系。與管理人員的人際關(guān)系較好的員工更可能產(chǎn)生心理安全感與回報(bào)管理人員的義務(wù)感，也就更可能提高他們的敬業(yè)程度。

組織氛圍理論研究成果表明，管理人員的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)通過(guò)組織氛圍間接影響員工的工作態(tài)度和工作行為(Schneider，Ehrhart，Mayer，et al.，2005;凌茜，汪純孝，張秀娟，等，2009)。真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)者盡力為廣大員工做正確、公平的事(Luthans，Avolio，2003;Michie，Gooty，2005)，會(huì)在組織內(nèi)部營(yíng)造濃厚的公平氛圍。員工認(rèn)為自己和其他組織成員都得到管理人員公平的對(duì)待，就更可能愿意表現(xiàn)較多的敬業(yè)行為，回報(bào)管理人員的公平對(duì)待。

根據(jù)上述的論述，我們假定:

H5:部門的公平性氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響;

H6:部門的公平性氛圍會(huì)中介部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響。

3.5 部門的公平性氛圍、員工群體的敬業(yè)程度與員工個(gè)人的敬業(yè)程度

Ehrhart(2004)在美國(guó)某零售企業(yè)的實(shí)證研究結(jié)果表明，部門的程序公平性氛圍與員工群體的組織公民行為有顯著的正相關(guān)關(guān)系。他指出，團(tuán)隊(duì)成員通過(guò)相互交往，會(huì)對(duì)組織環(huán)境形成共同的看法。團(tuán)隊(duì)成員普遍認(rèn)為他們得到組織的公平對(duì)待(即團(tuán)隊(duì)內(nèi)部存在良好的程序公平性氛圍)，就會(huì)認(rèn)為他們與組織之間存在良好的社會(huì)交換關(guān)系。團(tuán)隊(duì)成員之間的交往也會(huì)使他們作出相似的反應(yīng)(例如，表現(xiàn)更多的組織公民行為)。我們認(rèn)為，如果團(tuán)隊(duì)成員普遍認(rèn)為管理人員能公平對(duì)待員工，與員工保持良好的社會(huì)交換關(guān)系，他們就更可能表現(xiàn)敬業(yè)行為，回報(bào)管理人員的公平對(duì)待。

人們會(huì)通過(guò)移情性反應(yīng)，感受他人的情感、態(tài)度和行為(Bakker，Van Emmerik and Euwema，2006)。Bakker等人指出，員工群體的精力充沛程度和專心致志程度會(huì)通過(guò)一個(gè)無(wú)意識(shí)的移情過(guò)程，影響員工個(gè)人的精力充沛程度和專心致志程度。員工群體的奉獻(xiàn)精神則會(huì)通過(guò)一個(gè)有意識(shí)的移情過(guò)程，影響員工個(gè)人的奉獻(xiàn)精神。因此，員工群體的敬業(yè)程度(精力充沛、奉獻(xiàn)精神和專心致志)會(huì)影響員工個(gè)人的敬業(yè)程度。他們的實(shí)證研究結(jié)果表明，員工群體的敬業(yè)程度與員工個(gè)人的敬業(yè)程度存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Bakker，Van Emmerik and Euwema，2006)。

根據(jù)Mathieu和Taylor(2007)的觀點(diǎn)，鄰近層次變量之間的關(guān)聯(lián)較強(qiáng)，遙遠(yuǎn)層次變量之間的關(guān)聯(lián)較弱。因此，我們認(rèn)為，與員工個(gè)人的敬業(yè)程度相比較，部門的公平性氛圍會(huì)對(duì)員工群體的敬業(yè)程度產(chǎn)生更大的直接影響。部門的公平性氛圍會(huì)直接影響員工群體的敬業(yè)程度，并通過(guò)員工群體的敬業(yè)程度間接影響員工個(gè)人的敬業(yè)程度。

根據(jù)上述的論述，我們假定:

H7:員工群體的敬業(yè)程度對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響;

H8:員工群體的敬業(yè)程度會(huì)中介部門的公平性氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響。

4 問(wèn)卷設(shè)計(jì)與調(diào)研過(guò)程

在文獻(xiàn)研究和定性分析的基礎(chǔ)上，我們?cè)O(shè)計(jì)了調(diào)查問(wèn)卷。(1)選用我國(guó)學(xué)者汪純孝等人的24個(gè)公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格計(jì)量項(xiàng)目，從管理人員關(guān)心員工、清正廉潔、授權(quán)、尊重員工、甘于奉獻(xiàn)、幫助員工發(fā)展六個(gè)方面，計(jì)量員工感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(汪純孝，凌茜，張秀娟，等，2009)。(2)選用Nyhan(2000)的4個(gè)計(jì)量項(xiàng)目(員工相信管理人員勝任本職工作、待人坦率、會(huì)履行諾言、有決策能力)，計(jì)量員工對(duì)管理人員的信任感。(3)使用Walumbwa等人的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格量表(16個(gè)計(jì)量項(xiàng)目)，從管理人員與員工的關(guān)系透明度、管理人員的整體道德觀、管理人員均衡的信息處理能力、管理人員的自知程度四個(gè)方面，計(jì)量員工感知的管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(Walumbwa，Avolio，Gardner，et al.，2008)。(4)選用Tsui等人的6個(gè)員工公平感計(jì)量項(xiàng)目，從本部門確定員工薪酬、決定員工職務(wù)晉升、評(píng)估員工工作績(jī)效的程序和結(jié)果等方面，計(jì)量員工感知的組織公平性(Tsui，Pearce，Porter，et al.，1997)。(5)使用Schaufeli等人的工作敬業(yè)程度量表(17個(gè)計(jì)量項(xiàng)目)，從員工的精力充沛、奉獻(xiàn)精神、專心致志三個(gè)方面，計(jì)量員工的敬業(yè)程度(Schaufeli，Bakker and Salanova，2006)。

2009年5月至7月(T1)，我們對(duì)湖南省和廣東省的22家飯店(5家五星級(jí)飯店、10家四星級(jí)飯店、3家三星級(jí)飯店和4家經(jīng)濟(jì)型飯店)的員工進(jìn)行第一次問(wèn)卷調(diào)查。為了減少數(shù)據(jù)的同源誤差，我們根據(jù) Podsakoff等人的論述(Podsakoff，MacKenzie，Podsakoff，et al.，2003)，設(shè)計(jì)了A、B兩套不同內(nèi)容的員工問(wèn)卷，并按照Avolio等人的做法(Avolio，Zhu，Koh，et al.，2004)，請(qǐng)各部門一半員工填寫A問(wèn)卷，評(píng)估他們感知的部門管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、他們感知的組織公平性和他們的敬業(yè)程度;請(qǐng)另一半員工填寫B(tài)問(wèn)卷，評(píng)估他們感知的部門管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和他們對(duì)部門管理人員的信任感。此次調(diào)查共發(fā)出4310份問(wèn)卷(包括2155份A問(wèn)卷和2155份B問(wèn)卷)，收回2572份有效問(wèn)卷(包括1311份有效A問(wèn)卷和1261份有效B問(wèn)卷)。兩個(gè)月后(T2)，我們請(qǐng)參與第一次調(diào)查的B卷答卷者自評(píng)敬業(yè)程度。我們從22家飯店的99個(gè)部門收回B卷答卷者兩次調(diào)查有效配對(duì)問(wèn)卷730份。

在730份有效配對(duì)樣本中，女性員工占55.9%，16～34歲的員工占74.6%，大專及以下學(xué)歷的員工占93.5%，個(gè)人月收入在2000元以下的員工占84.7%，合同工占69.0%，10年以下工齡的員工占90.7%。

5 數(shù)據(jù)分析

我們刪除本飯店工齡不足6個(gè)月的答卷者和實(shí)習(xí)生的數(shù)據(jù)、答卷者人數(shù)少于3人的部門的數(shù)據(jù)、rwg值為負(fù)數(shù)的部門的數(shù)據(jù)之后，使用68個(gè)部門的員工數(shù)據(jù)，進(jìn)行多層次線性模型分析。在分析過(guò)程中，為了減少數(shù)據(jù)的同源誤差，我們采用 Judge等人和 Ostroff等人的檢半法(Judge，Locke，Durham，et al.，1998; Ostroff，Kinicki and Clark，2002)，把T1時(shí)68個(gè)部門的807名A卷答卷者對(duì)部門管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織公平性和他們的敬業(yè)程度的評(píng)分聚合為層次2 (部門層次)的自變量值，把T1時(shí)68個(gè)部門的570名B卷答卷者對(duì)部門管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和他們對(duì)部門管理人員的信任感作為層次1(個(gè)人層次)的自變量數(shù)據(jù)，把他們?cè)赥2時(shí)自評(píng)的敬業(yè)程度作為個(gè)人層次應(yīng)變量的數(shù)據(jù)(層次1樣本量為570，層次2樣本量為68)。各部門答卷的員工人數(shù)為3～28人，平均人數(shù)為8.38人。

5.1 數(shù)據(jù)質(zhì)量分析

我們使用SPSS 14.0軟件，計(jì)算計(jì)量指標(biāo)的內(nèi)部一致性系數(shù)。計(jì)算結(jié)果表明，T1和T2時(shí)各個(gè)概念計(jì)量指標(biāo)的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.930與0.975之間，即各個(gè)概念的計(jì)量項(xiàng)目都是可靠的。我們使用LISREL 8.8軟件的最大似然估計(jì)程序，采用整列刪除法，處理缺失值之后，進(jìn)行確認(rèn)性因子分析。分析結(jié)果表明，這個(gè)模型與數(shù)據(jù)有較高的擬合程度，各個(gè)概念的計(jì)量指標(biāo)有較高的會(huì)聚有效性與鑒別有效性。

5.2 數(shù)據(jù)聚合的依據(jù)

在多層次數(shù)據(jù)分析中，學(xué)術(shù)界通常采用組內(nèi)評(píng)估者一致性系數(shù)、組內(nèi)相關(guān)系數(shù)等指標(biāo)，判斷個(gè)人層次的變量是否可以聚合為團(tuán)隊(duì)層次的變量。學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，如果①rwg值大于0.6或0.7，②研究人員使用單向方差分析方法，計(jì)算ICC(1)值，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明ICC(1)是顯著的，③ICC(2)值大于0.7，研究人員才可把個(gè)人層次的變量聚合為團(tuán)隊(duì)層次的變量。Klein等人進(jìn)一步指出，ICC(2)值大于0.7，表明組內(nèi)評(píng)估者評(píng)分的可靠性是可以接受的;ICC(2)值在0.5與0.7之間，可勉強(qiáng)接受;ICC(2)值在0.5以下，則表明組內(nèi)評(píng)估者的評(píng)分缺乏可靠性(Klein，Bliese，Kozlowski，et al.，2000)。

我們使用SPSS 14.0軟件，分別計(jì)算同一個(gè)部門的答卷者對(duì)管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、組織公平性、員工敬業(yè)程度評(píng)分的rwg系數(shù)、ICC(1)系數(shù)和ICC(2)系數(shù)。計(jì)算結(jié)果表明，在68個(gè)部門里，①員工對(duì)上述三個(gè)變量評(píng)分的rwg值的平均數(shù)分別為0.74、0.57和0.73，②三個(gè)變量的ICC(1)值分別為0.10、0.13和0.12(p= 0.00)，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明三個(gè)ICC(1)都是顯著的;③三個(gè)變量的ICC(2)值分別為0.57、0.63和0.61。盡管員工對(duì)組織公平性評(píng)分的rwg值的平均數(shù)稍低于0.6，但I(xiàn)CC(1)值和ICC(2)值都表明員工對(duì)組織公平性的評(píng)分可以聚合為團(tuán)隊(duì)層次的變量值。三個(gè)變量的ICC(2)值都低于0.7，但大于0.5，表明組內(nèi)評(píng)估者評(píng)分的可靠性是勉強(qiáng)可以接受的。因此，可把員工對(duì)這三個(gè)變量的評(píng)分聚合為“部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍”、“部門的公平性氛圍”、“員工群體的敬業(yè)程度”等層次2變量的評(píng)分。

5.3 多層次線性模型分析

在我們的多層次線性模型中，層次1(個(gè)人層次)的控制變量包括員工的性別、年齡、學(xué)歷、個(gè)人月收入、用工類別和本飯店工齡，自變量包括T1時(shí)員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和T1時(shí)員工對(duì)管理人員的信任感，應(yīng)變量是T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度。層次2(部門層次)的控制變量包括飯店所在地、星級(jí)和所有制，自變量包括T1時(shí)部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍、T1時(shí)部門的公平性氛圍和T1時(shí)員工群體的敬業(yè)程度。

5.3.1 單向方差分析

我們首先進(jìn)行單向方差分析(“虛模型”)，檢驗(yàn)應(yīng)變量(T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度)是否有顯著的組間方差。檢驗(yàn)結(jié)果表明(見(jiàn)表1)，T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度既有較大的組內(nèi)方差(σ2=0.87)，又有顯著的組間方差(τ00=0.23，p=0.000)，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC(1)為0.21。因此，我們可以把T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度作為應(yīng)變量，進(jìn)行多層次線性模型分析。

5.3.2 多層次中介效應(yīng)分析

我們按照Baron和Kenney(1986)論述的中介分析方法，采用以下步驟，進(jìn)行中介效應(yīng)分析:①使用HLM 6軟件的完全的極大似然估計(jì)程序，檢驗(yàn)自變量對(duì)應(yīng)變量的影響，②檢驗(yàn)自變量與中介變量之間的關(guān)系(使用SPSS 14.0軟件的分層回歸程序，檢驗(yàn)層次2自變量與中介變量之間的關(guān)系)，③使用HLM 6軟件的完全的極大似然估計(jì)程序，檢驗(yàn)中介變量與應(yīng)變量之間的關(guān)系，④在第三步的模型中增加自變量之后，檢驗(yàn)自變量對(duì)應(yīng)變量的影響。在各個(gè)步驟中，我們都控制了兩個(gè)層次的各個(gè)控制變量。我們按照Sobel論述的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法(Sobel，1982)，檢驗(yàn)間接效應(yīng)的顯著性(Preacher，Hayes，2004)。

中介效應(yīng)分析結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 多層次中介效應(yīng)分析結(jié)果

表1中的數(shù)據(jù)表明:

(1)員工對(duì)管理人員的信任感中介員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工個(gè)人的敬業(yè)程度之間的正相關(guān)關(guān)系

T1時(shí)員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)T2時(shí)他們個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第1步)，γ70=0.34(p＜0.01)，支持H1。T1時(shí)員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)T1時(shí)他們對(duì)管理人員的信任感有顯著的正向影響(第2步)，γ70=0.84(p＜0.01)。T1時(shí)員工對(duì)管理人員的信任感對(duì)T2時(shí)他們個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第3步)，γ70=0.34(p＜0.01)，支持H2。我們控制T1時(shí)員工對(duì)管理人員的信任感之后，T1時(shí)員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)T2時(shí)他們個(gè)人的敬業(yè)程度仍然有顯著的正向影響(第4步)，但γ系數(shù)從第1步的0.34降至第4步的0.16(p＜0.05)。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，T1時(shí)員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)T2時(shí)他們個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的間接效應(yīng)，Z值為9.06(p＜0.01)。因此，T1時(shí)員工對(duì)管理人員的信任感部分中介了T1時(shí)他們個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)T2時(shí)他們個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響，支持H3。

(2)部門的公平性氛圍中介真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響

T1時(shí)部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍對(duì)T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度沒(méi)有顯著的影響(第1步)，γ04=0.18(p＞0.1)，不支持H4。分層回歸分析結(jié)果表明，T1時(shí)部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍與T1時(shí)部門的公平性氛圍有顯著的正相關(guān)關(guān)系(第2步)，回歸系數(shù)β為0.91(p＜0.01)①在分層回歸分析中，變量最大的方差膨脹系數(shù)(VIF)為1.92，表明數(shù)據(jù)沒(méi)有嚴(yán)重的多重共線問(wèn)題。。T1時(shí)部門的公平性氛圍對(duì)T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第3步)，γ04=0.16(p＜0.1)，支持H5。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，T1時(shí)部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍對(duì)T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的間接效應(yīng)，Z值為1.91(p＜0.05)。根據(jù)間接效應(yīng)模型，T1時(shí)部門的公平性氛圍是T1時(shí)部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍與T2時(shí)員工個(gè)人敬業(yè)程度的中介變量，支持H6。

(3)員工群體的敬業(yè)程度是部門的公平性氛圍與員工個(gè)人的敬業(yè)程度之間的中介變量

我們控制T1時(shí)部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍之后，T1時(shí)部門的公平性氛圍對(duì)T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度沒(méi)有顯著的影響(第1步)，γ05=0.13(p＞0.1)。分層回歸分析結(jié)果表明，T1時(shí)部門的公平性氛圍與T1時(shí)員工群體的敬業(yè)程度有顯著的正相關(guān)關(guān)系(第2步)，回歸系數(shù)β為0.30(p＜0.05)②在分層回歸分析中，變量最大的方差膨脹系數(shù)(VIF)為2.11，表明數(shù)據(jù)沒(méi)有嚴(yán)重的多重共線問(wèn)題。。T1時(shí)員工群體的敬業(yè)程度對(duì)T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的正向影響(第3步)，γ05=0.37(p＜0.05)，支持H7。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，T1時(shí)部門的公平性氛圍對(duì)T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度有顯著的間接效應(yīng)，Z值為1.71(p＜0.05)。根據(jù)間接效應(yīng)模型，T1時(shí)員工群體的敬業(yè)程度是T1時(shí)部門的公平性氛圍與T2時(shí)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的中介變量，支持H8。

6 討論與結(jié)論

6.1 本次研究的結(jié)論與貢獻(xiàn)

(1)我們首次采用縱斷調(diào)研法，探討員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和員工對(duì)管理人員的信任感對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的直接和間接影響。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，員工個(gè)人感知的管理人員的公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格既會(huì)直接影響員工個(gè)人的敬業(yè)程度，又會(huì)通過(guò)員工對(duì)管理人員的信任感間接影響他們個(gè)人的敬業(yè)程度。這些研究結(jié)果為Dierendonck、Macey和Schneider的觀點(diǎn)提供了初步的實(shí)證依據(jù)。我們認(rèn)為，飯店的管理人員應(yīng)增強(qiáng)公仆意識(shí)，為廣大員工提供優(yōu)質(zhì)內(nèi)部服務(wù)，以便贏得廣大員工的信任，進(jìn)而激勵(lì)他們提高敬業(yè)程度。

(2)我們首次采用縱斷調(diào)研法，探討部門的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍和公平性氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的直接和間接影響。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，部門的公平性氛圍既會(huì)直接影響員工個(gè)人的敬業(yè)程度，又會(huì)中介真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響。因此，與真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍相比較，部門的公平性氛圍會(huì)對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度產(chǎn)生更直接的正向影響。

(3)我們首次采用縱斷調(diào)研法，探討員工群體的敬業(yè)程度對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的影響。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，員工群體的敬業(yè)程度既會(huì)直接影響員工個(gè)人的敬業(yè)程度，又會(huì)中介部門的公平性氛圍對(duì)員工個(gè)人的敬業(yè)程度的正向影響。我們認(rèn)為，飯店管理人員不僅應(yīng)重視員工個(gè)人的敬業(yè)程度，而且應(yīng)重視員工群體的敬業(yè)程度。管理人員應(yīng)采用真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，在企業(yè)內(nèi)部營(yíng)造濃厚的公平氛圍，以便提高員工群體和員工個(gè)人的敬業(yè)程度。

這些創(chuàng)新的研究成果為企業(yè)管理學(xué)術(shù)界進(jìn)一步探討員工敬業(yè)程度理論提供了實(shí)證依據(jù)，深化與豐富了員工敬業(yè)程度理論，有助于飯店管理人員理解員工敬業(yè)程度的影響因素，以便他們采取有效的管理措施，改進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)方式，提高領(lǐng)導(dǎo)效果，提高員工的敬業(yè)程度，進(jìn)而提高企業(yè)的社會(huì)效益與經(jīng)濟(jì)效益。

6.2 本次研究的局限性和今后的研究方向

本次研究存在以下局限性。(1)我們采用方便抽樣法，樣本可能缺乏代表性。今后，企業(yè)管理學(xué)者應(yīng)采用隨機(jī)抽樣法，對(duì)本次研究的結(jié)果進(jìn)行重復(fù)性檢驗(yàn)。(2)員工感知的管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、員工感知的組織公平性、員工對(duì)管理人員的信任感、員工的敬業(yè)程度等數(shù)據(jù)都是員工提供的。因此，本次研究可能存在相同數(shù)據(jù)收集方法引起的誤差。今后，企業(yè)管理學(xué)者應(yīng)盡可能減少數(shù)據(jù)同源誤差。例如，研究人員可在三個(gè)不同時(shí)間，分別收集自變量、中介變量和應(yīng)變量數(shù)據(jù)。(3)我們只使用一個(gè)樣本的數(shù)據(jù)對(duì)提出的假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，也就無(wú)法判斷研究結(jié)果的普遍適用性。今后，研究者應(yīng)在其他類型的企業(yè)收集數(shù)據(jù)，以便對(duì)本次研究結(jié)果的普遍適用性進(jìn)行重復(fù)性檢驗(yàn)。(4)我們只檢驗(yàn)了管理人員的真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和公仆型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、部門的公平性氛圍對(duì)員工的敬業(yè)程度的影響。今后，企業(yè)管理學(xué)者應(yīng)對(duì)管理人員的多類正面領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(變革型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、倫理型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、支持型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等)和多類組織氛圍(服務(wù)氛圍、信任氛圍、授權(quán)氛圍等)與員工群體和員工個(gè)人的敬業(yè)程度之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以便更全面地、準(zhǔn)確地揭示領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和組織氛圍對(duì)員工敬業(yè)程度的影響。(5)在本次研究中，我們使用Shaufeli等人設(shè)計(jì)的員工敬業(yè)程度量表，探討我國(guó)企業(yè)員工敬業(yè)程度的影響因素。但是，由于社會(huì)文化的差異，中外企業(yè)的員工敬業(yè)程度的含義不可能完全相同。今后，企業(yè)管理學(xué)者應(yīng)根據(jù)我國(guó)的國(guó)情和企業(yè)管理實(shí)踐的需要，編制我國(guó)企業(yè)的員工敬業(yè)程度量表。

［1］ Avolio B J，Gardner W L，Walumbwa FO，et al.Unlocking themask:A look at the process by which authentic leaders impact follower attitudes and behaviors［J］.The Leadership Quarterly，2004，15(6):801-823.

［2］ Avolio B J，Zhu W C，Koh W，etal.Transformational leadership and organizational commitment: Mediating role of psychological empowerment and moderating role of structural distance［J］.Journal of Organizational Behavior，2004，25(8):951-968.

［3］ Bakker A B，Demerouti E.The job demands-resources model:State of the art［J］.Journal of Managerial Psychology，2007，22(3):309-328.

［4］ Bakker A B，Leiter M P.Where to go from here:Integration and future research on work engagement［A］.In:Bakker A B，Leiter M P，eds.，Work Engagement:A Handbook of Essential Theory and Research［C］.New York，NY:Psychology Press，2010:182-196.

［5］ Bakker A B，Van Emmerik H，Euwema M C.Crossover of burnout and engagement in work teams［J］.Work and Organizations，2006，33(4):464-489.

［6］ Baron R M，Kenny D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research:Conceptual，strategic，and statistic considerations［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1986，51(6):1173-1182.

［7］ Cho J，Dansereau F.Are transformational leaders fair?A multi-level study of transformational leadership，justice perceptions，and organizational citizenship behaviors［J］.The Leadership Quarterly，2010，21(3):409-421.

［8］ Chughtai A A，Buckley F.The relationship between work engagement and foci of trust:A conceptual analysis［A］.Proceedings of the 13thAsia Pacific Management Conference［C］.Melbourne，Australia，2007:73-85.

［9］ Dirks K T，F(xiàn)errin D L.Trust in leadership:Meta-analytic findings and implications for research and practice［J］.Journal of Applied Psychology，2002，87(4):611-628.

［10］ Ehrhart M G.Leadership and procedural justice climate as antecedents of unit-level organizational citizenship behavior［J］.Personnel Psychology，2004，57(1):61-94.

［11］ GardnerW L，Avolio B J，Luthans F，et al.“Can you see the realme?”A self-based model of authentic leader and follower development［J］.The Leadership Quarterly，2005，16(3): 343-372.

［12］ Greenleaf R K.Servant Leadership［M］.New York，NY:Paulist Press，1977.

［13］ Howell JM，Avolio B J.The ethics of charismatic leadership:Submission or liberation［J］.Academy of Management Executive，1992，6(2):43-54.

［14］ Joseph E E，Winston B E.A correlation of servant leadership，leader trust，and organizational trust［J］.Leadership and Organizational Development Journal，2005，26(1):6-22.

［15］ Judge T A，Locke E A，Durham C C，et al.Dispositional effects on job and life satisfaction:The role of core evaluations［J］.Journal of Applied Psychology，1998，83(1):17-34.

［16］ Kahn W A.Psychological conditions of personal engagement and disengagement at work［J］.The Academy of Management Journal，1990，33(4):692-724.

［17］ Klein K J，Bliese P D，Kozlowski SW，et al.Multilevel analytical techniques:Commonalities，differences and continuing questions［A］.In:Klein K J，Kozlowski SW J，eds.，Multilevel Theory，Research，and Methods in Organizations:Foundations，Extensions，and New Directions［C］.San Francisco，CA:Jossey-Bass，2000:512-533.

［18］ Luthans F，Avolio B J.Authentic leadership development［A］.In:Cameron K S，Dutton J E，Quinn R E，eds.，Positive organizational scholarship:Foundations of a new discipline［C］.San Francisco，CA:Barrett-Koehler，2003:241-258.

［19］ Macey W H，Schneider B.The meaning of employee engagement［J］.Industrial and Organizational Psychology，2008，1(1):3-30.

［20］ Maslach C，SchaufeliW B，Leiter M P.Job burnout［J］.Annual Review of Psychology.2001，52 (1):397-422.

［21］ Mathieu JE，Taylor SR.A framework for testingmeso-mediational relationship in organizational behavior［J］.Journal of Organizational Behavior，2007，28(2):141-172.

［22］ May D R，Gilson R L，Harter L M.The psychological conditions of meaningfulness，safety and availability and the engagement of the human spirit at work［J］.Journal of Occupational and Organizational Psychology，2004，77(1):11-37.

［23］ Mayer D，Nishii L，Schneider B，et al.The precursors and products of justice climates:Group leader antecedents and employee attitudinal consequences［J］.Personnel Psychology，2007，60 (4):929-963.

［24］ Michie S，Gooty J.Values，emotions，and authenticity:Will the real leader please stand up［J］.The Leadership Quarterly，2005，16(3):441-457.

［25］ Nyhan R C.Changing the paradigm:Trust and its role in public sector organizations［J］.American Review of public Administration，2000，30(1):87-109.

［26］ Ostroff C，Kinicki A J，Clark M A.Substantive and operational issues of response bias across levels of analysis:An example of climate-satisfaction relationships［J］.Journal of Applied Psychology，2002，87(2):355-368.

［27］ Preacher K J，Hayes A F.SPSS and SAS procedures for estimating indirect effects in simple mediationmodels［J］.Behavioral Research Methods，Instruments，and Computers，2004，36(4): 713-731.

［28］ Posakoff PM，Mackenzie S B，Podsakoff N P，et al.Common method biases in behavioral research:A critical review of the literature and recommended remedies［J］.Journal of Applied psychology，2003，88(3):879-903.

［29］ Reinke S J.Service before self:Towards a theory of servant-leadership［J］.Global Virtue Ethics Review，2004，5(3):30-57.

［30］ RudeW J.Paradoxical leadership:The impact of servant-leadership on burnout of staff［Z］.Paper Presented at Servant Leadership Research Roundtable，2003:1-9.

［31］ Saks A M.Antecedents and consequences of employee engagement［J］.Journal of Managerial Psychology，2006，21(7):600-619.

［32］ SchaufeliW B，Bakker A B，Salanova M.The measurement of work engagement with a short questionnaire:A cross-national study［J］.Educational and Psychological Measurement，2006，66 (4):701-716.

［33］ SchaufeliW B，Salanova M.Enhancing work engagement through the management of human resources［A］.In:N?swall K，Sverke M，Hellgren J，eds.，The Individual in the Changing Working Life［C］.Cambridge，UK:Cambridge University Press，2008:380-404.

［34］ SchaufeliW B，Salanova M，González-RomáV，Bakker A B.The measurement of engagement and burnout:A two sample confirmatory factor analytic approach［J］.Journal of Happiness Studies，2002，3(1):71-92.

［35］ Schneider B，Ehrhart M G，Mayer D M，et al.Understanding organization-customer links in service settings［J］.Academy of Management Journal，2005，48(6):1017-1032.

［36］ Sobel M E.Asymptotic confidence intervals for indirecteffects in structural equationmodels［C］∥Leinhart S，ed.，Sociological Methodology.San Francisco，CA:Jossey-Bass，1982:290-312.

［37］ Spears L C.Reflection on leadership:How Robert K.Greenleaf’s theory of servant-leadership influenced today’s top management thinkers［M］.New York，NY:John Wiley and Sons，1995.

［38］ Tsui A S，Pearce J L，Porter L W，et al.Alternative approaches to the employee-organization relationship:Does investment in employees pay off［J］.The Academy of Management Journal，1997，40(5):1089-1121.

［39］ Van Dierendock，D.Servant leadership:A review and synthesis［J］.Journal of Management，In press.

［40］ Walumbwa FO，Avolio B J，Gardner W L，et al.Authentic leadership:Development and validation of a theory-based measure［J］.Journal of Management，2008，34(1):89-126.

［41］ Walumbwa FO，Hartnell C A，Oke A.Servant leadership，procedural justice climate，service climate，employee attitudes，and organizational citizenship behavior:A cross-level investigation［J］.Journal of Applied Psychology，2010，95(3):517-529.

［42］ Walumbwa FO，Wang P，Wang H，et al.Psychological process linking authentic leadership to follower behavior［J］.The Leadership Quarterly，2010，21(5):901-914.

［43］ Walumbwa FO，Wu C，Orwa B.Contingent reward transactional leadership，work attitudes，and organizational citizenship behavior:The role of procedural justice climate perceptions and strength［J］.The Leadership Quarterly，2008，19(3):251-265.

［44］ Zhu W C，Avolio B J，Walumbwa F O.Moderating role of follower characteristics with transformational leadership and follower work engagement［J］.Group and Organization Management，2009，34(5):590-619.

［45］ 凌茜，汪純孝，張秀娟，黃慧玲(汪純孝主編).公仆型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)服務(wù)氛圍與服務(wù)質(zhì)量的影響［M］.廣州:中山大學(xué)出版社，2009.

［46］ 汪純孝，凌茜，張秀娟.我國(guó)公仆型領(lǐng)導(dǎo)量表的設(shè)計(jì)與檢驗(yàn)［J］.南開管理評(píng)論，2009(3): 94-103.