郭夏陽

摘 要：目前國內(nèi)關(guān)于威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的研究結(jié)論還沒有得到統(tǒng)一，用傳統(tǒng)的定性文獻(xiàn)綜述無法得到二者關(guān)系的大小。在回顧以往研究的基礎(chǔ)上，通過運用定量的文獻(xiàn)統(tǒng)計分析方法——元分析，將23篇有關(guān)中國情境下的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的實證研究進(jìn)行合并，得到的樣本人數(shù)為7669人。結(jié)果表明：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為存在顯著的負(fù)向預(yù)測;威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的量表版本能夠顯著調(diào)節(jié)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的關(guān)系，在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的量表條目較少時，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的效應(yīng)值更大。

關(guān)鍵詞：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo);員工建言行為;元分析

一、引言

員工作為一種能夠為企業(yè)提供建設(shè)性意見的重要資源，其合理化建議是企業(yè)創(chuàng)新性想法和觀點的來源（LePine & Van Dyne，2001;于靜靜，趙曙明，2013）。因而，建言行為不僅有利于企業(yè)的創(chuàng)新性發(fā)展，還能促使員工把自己當(dāng)作企業(yè)的一份子而主動地表現(xiàn)出更多的角色外行為（段錦云，王重鳴， 鐘建安，2007）以及提高員工對組織的承諾（段錦云，張晨，徐悅，2016）。

但在實際工作中，下屬很少會對組織決議提出不一樣的看法（段錦云，2012），組織中的很多管理者和下屬會出于自身利益的考慮而對自己工作上的問題保持沉默（Milliken， Morrison & Hewlin，2003;田在蘭，黃培倫，2014），這些情況在華人企業(yè)組織當(dāng)中尤其普遍，而這可能與企業(yè)組織中領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)行為方式有關(guān)。因為下屬的晉升機(jī)會和加薪的決定權(quán)掌握在領(lǐng)導(dǎo)者的手中，同時領(lǐng)導(dǎo)者還擁有對資源分配的權(quán)利，使得下屬會根據(jù)領(lǐng)導(dǎo)者的行為來決定是否做出某種行為。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)作為中國傳統(tǒng)文化下的產(chǎn)物，能夠很好地解釋企業(yè)組織中員工“知而不言”的現(xiàn)象（邱功英，龍立榮，2014）。很多研究已經(jīng)證實，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)不利于企業(yè)組織中員工的建言行為（Chan， 2013;Li & Sun，2014）。然而，本文通過回顧以往的研究，發(fā)現(xiàn)各研究間有關(guān)二者之間關(guān)系的結(jié)論并不一致。有研究表明，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)能夠?qū)T工建言行為產(chǎn)生積極作用（賈陽， 2014），然而也有研究得出二者之間的關(guān)系并不顯著的結(jié)論（Zhang & Huai，2015）。這些研究間結(jié)論的不一致，不僅影響學(xué)術(shù)界對兩者關(guān)系的進(jìn)一步探索，也不利于企業(yè)管理者采取正確的管理方式。此時，采用傳統(tǒng)的定性文獻(xiàn)綜述方法無法確切得出二者的真實關(guān)系強度。而元分析作為一種重要的定量文獻(xiàn)綜述方法，能夠以科學(xué)的方式將研究相同問題的不同研究整合在一起，同時修正那些由于“人為因素”而產(chǎn)生的統(tǒng)計偏差，使得到的結(jié)論更加科學(xué)、準(zhǔn)確（魏江，趙立龍，馮軍政，2012）。另外，通過元分析還能夠發(fā)現(xiàn)使各研究間效應(yīng)值的大小和方向產(chǎn)生差異的潛在調(diào)節(jié)變量。因而，本文將采用元分析的方法對收集到的23篇實證研究進(jìn)行合并和分析，以從整體上揭示二者之間的真實相關(guān)強度，并找出引起不同研究間效應(yīng)值不一致的原因，在此基礎(chǔ)上采用亞組分析來估計受試者年齡和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)量表的調(diào)節(jié)效應(yīng)。以期為威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和員工建言行為相關(guān)理論的發(fā)展提供參考。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)作為鄭伯動發(fā)展家長式領(lǐng)導(dǎo)三元模式時的構(gòu)想起點，是家長式領(lǐng)導(dǎo)三維度中最清晰鮮明的一種領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（吳宗佑，2008）。是指領(lǐng)導(dǎo)者的權(quán)力和威嚴(yán)是絕對的，不容侵犯的。在與員工交互的過程中，要求下屬絕對的服從。作為一種命令性的領(lǐng)導(dǎo)行為方式，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的行為表現(xiàn)可以概括為以下幾個方面：（1）專權(quán)作風(fēng)：重點強調(diào)領(lǐng)導(dǎo)者會獨攬大權(quán)，操控信息，從不授權(quán)，嚴(yán)密監(jiān)視下屬;（2）貶低下屬能力：是指領(lǐng)導(dǎo)者無視下屬的貢獻(xiàn)，將功歸于自己，將過歸于下屬;（3）形象整飾：是指領(lǐng)導(dǎo)者通過維護(hù)自己的權(quán)威、表現(xiàn)出自信來塑造自己的良好形象;（4）教誨行為：反映了領(lǐng)導(dǎo)者對下屬嚴(yán)格要求，強調(diào)高的績效標(biāo)準(zhǔn)，并對低績效者予以斥責(zé)，同時指導(dǎo)下屬如何改善績效。

目前學(xué)術(shù)界對于建言行為（voice behavior）的概念尚存在兩種不同的觀點。一種觀點認(rèn)為建言行為是員工針對當(dāng)前組織的不滿所表現(xiàn)出的一種被動建設(shè)性行為（Hirschman， 1970），其最終結(jié)果是可以促進(jìn)當(dāng)前組織的變革。該觀點代表人物是Hirschman，他首次提出建言行為這一概念，并認(rèn)為員工在面對工作的不滿和組織出現(xiàn)問題情況時，會做出三種行為反應(yīng)，即：建言、退出、忠誠。其中，建言是員工為改變當(dāng)前工作和組織的不利局面而向領(lǐng)導(dǎo)者提出有建設(shè)性意見。而另一種觀點則認(rèn)為建言行為不是組織的規(guī)則制度所要求的，但卻有利于組織和個人的一種行為。該觀點認(rèn)為建言行為是員工自發(fā)的一種主動性行為，是由于員工對工作滿意或感到組織公平等正向情感所引起的，并非表達(dá)自身對不滿與現(xiàn)狀 （LePine & Van Dyne，1998），其目的是為了改善現(xiàn)狀。這種觀點的代表人物是LePine和Van Dyne，他們認(rèn)為建言是員工工作職責(zé)之外的內(nèi)容，員工之所以建言，是出于協(xié)作動機(jī)而表達(dá)出具有創(chuàng)新性的觀點、建議和看法（LePine & Van Dyne，2001）。

雖然兩種觀點對員工產(chǎn)生建言行為的原因有所不同，但兩者的共同之處在于它們都將員工建言行為是一種有利于組織的利好行為，是企業(yè)組織應(yīng)該鼓勵和提倡的一種行為。然而，在有關(guān)建言行為的研究中，學(xué)者更多地傾向于把員工建言行為作為一種組織公民行為來探討。比如，Liang等（2012）;Liu等（2010）。按照建言對象的不同，建言行為可以分為向主管建言和向同事建言。本文元分析中所研究的是員工向上司的建言。

近年來，學(xué)者們從各自的視角探究了威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)如何對員工建言行為產(chǎn)生影響。比如：段錦云（2012）從心里安全視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)會降低員工的心理安全感，而不利于員工建言行為的發(fā)生;基于中國傳統(tǒng)文化視角，Li等人（2014）發(fā)現(xiàn)員工的權(quán)利距離傾向不同，二者之間的相關(guān)強度也會有所差異，即：員工的權(quán)利距離傾向越高，其向領(lǐng)導(dǎo)者建言的可能性就越小。另外，中國是一個典型的集體主義文化國家，員工通常會為維持組織的和諧和維護(hù)他人的面子（尤其是領(lǐng)導(dǎo)者）而保持沉默（段錦云，張倩，2012）。邱功英等人（2014）采用關(guān)系視角，發(fā)現(xiàn)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)不利于領(lǐng)導(dǎo)者和員工之間形成高質(zhì)量的交換關(guān)系，基于互惠原則，員工也不會主動地建言獻(xiàn)策來回饋領(lǐng)導(dǎo)者。

有研究發(fā)現(xiàn)，員工是否做出建言行為與其感受到的領(lǐng)導(dǎo)者響應(yīng)性（Action Taking）和可接近性（Approachability）有很大關(guān)系（Saunders，Sheppard，Knight，& Roth，1992;Edmondson，2003）。威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)是組織的信息中心和決策者，通常不會向下屬分享信息，不愿聽取下屬的意見，也不希望聽到組織中有反對他的聲音存在。為了保證自己的絕對權(quán)威，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)也不愿授權(quán)以保持與下屬之間的權(quán)利距離。領(lǐng)導(dǎo)者的這些行為使員工覺得領(lǐng)導(dǎo)者不太好接觸，其所提的建議被接受的可能性較小。另外，建言行為會伴隨著潛在的風(fēng)險，且對負(fù)向領(lǐng)導(dǎo)行為比較敏感（李銳，凌文輇，柳士順，2009）。在威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)看來，員工的建言行為可能是一種抱怨或是對自己權(quán)威的挑戰(zhàn)（Detert & Burris， 2007）。因而，員工會更多地表現(xiàn)為“知而不言”。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H1：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系

三、潛在調(diào)節(jié)變量

元分析的優(yōu)點之一是幫助研究者找出潛在調(diào)節(jié)變量，元分析中的潛在調(diào)節(jié)變量可以通過對文獻(xiàn)的編碼來找出。不同于各研究中的調(diào)節(jié)變量，潛在調(diào)節(jié)變量是指納入元分析的研究中所包含的、可以解釋各研究間效應(yīng)值大小和方向上方差變異的所有因素（Arthur， Bennett & Huffcutt，2001），包含測量因素和情境因素兩類。在本文所包含的研究中，大多數(shù)研究的樣本都會涵蓋多個行業(yè)、多個地區(qū)、多種職業(yè)，有些研究沒有明確指出樣本特性。因此，本研究認(rèn)為員工年齡和威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的量表長度可能會對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和員工建言行為間關(guān)系的大小和方向產(chǎn)生影響。

（一）員工年齡作為潛在調(diào)節(jié)變量

有研究發(fā)現(xiàn)（唐菁，2011），對于30歲以上的員工來說，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但對于30歲以下的員工來說，雖然威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為之間的關(guān)系仍為負(fù)相關(guān)，但并不顯著。Cheng等人（2004）的研究發(fā)現(xiàn)，對不同年齡段的員工而言，其對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的敏感度也有所不同。30歲以下的一代人屬于80后群體，他們恰逢中國的改革開放和恢復(fù)高考，能夠受到良好的教育并可以接觸到很多與中國傳統(tǒng)文化有沖突的西方文化思想。使得他們敢于表達(dá)自己的觀點，而不再把一味地順從權(quán)威作為自己的價值觀，這也使得傳統(tǒng)的權(quán)威思想受到挑戰(zhàn)。因此，本研究根據(jù)各研究樣本中員工的平均年齡是否超過30歲，提出下列假設(shè)：

H2：員工的年齡能夠?qū)ν?quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的關(guān)系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié)作用，相對于員工平均年齡未超過30歲的研究，在員工平均年齡超過30歲的研究中，二者之間的相關(guān)強度會更高。

（二）威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的量表長度作為潛在調(diào)節(jié)變量

本文元分析所涉及到的文獻(xiàn)中，對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的測量主要用的是鄭伯塤等人編制的13題（2000）、5題（2003）和9題（2004）量表。根據(jù)條目的多少，他們將5題量表稱為短版量表，9題及以上稱為長版量表。Lin等人（2014）認(rèn)為，家長式領(lǐng)導(dǎo)的量表版本會顯著地正向調(diào)節(jié)家長式領(lǐng)導(dǎo)與部屬效能之間的關(guān)系;在基于元分析探究組織學(xué)習(xí)對組織績效的關(guān)系時，蔣建華等人（2014）發(fā)現(xiàn)組織學(xué)習(xí)的測量條目長短能夠顯著地正向調(diào)節(jié)組織學(xué)習(xí)與非財務(wù)績效之間的關(guān)系，但對組織學(xué)習(xí)與財務(wù)績效間的關(guān)系卻產(chǎn)生負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。Nunnally和Bernstein（1994）認(rèn)為多條目量表能夠降低隨機(jī)誤差，提高量表的信度。從而可以保證研究結(jié)果的可靠性以及準(zhǔn)確性。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的量表長度能夠調(diào)節(jié)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的關(guān)系，即不同長度的量表會對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的關(guān)系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié)作用。

四、研究方法

本研究采用元分析的研究方法來驗證上述假設(shè)。作為一種重要的統(tǒng)計分析方法，元分析能夠?qū)⑹褂貌煌瑯颖镜芯恐黝}相同的各獨立研究的統(tǒng)計量進(jìn)行合并、分析、歸納，修正各研究間由于樣本量的大小以及特性和變量測量工具的不同所引起的誤差，從而使得到的結(jié)論更具客觀、準(zhǔn)確。同時，該研究方法還能定量分析不同研究結(jié)果產(chǎn)生差異的原因，繼而發(fā)現(xiàn)單個研究無法顯現(xiàn)但有利于未來研究的結(jié)論（Hunter & Schmidt，2004;張翼，樊耘，趙菁，2009）。

（一）文獻(xiàn)搜集

為了使研究結(jié)論更加可靠、準(zhǔn)確，本文盡可能全面地搜索了探究威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為關(guān)系的中英文文獻(xiàn)。對于中文文獻(xiàn)，本文分別以“家長式領(lǐng)導(dǎo)”、“威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)”、“員工建言行為”、“員工諫言行為”、“下屬進(jìn)諫行為”為關(guān)鍵詞，在中國知網(wǎng)（CNKI）學(xué)術(shù)文獻(xiàn)總庫、萬方數(shù)據(jù)服務(wù)平臺進(jìn)行搜索，為防止遺漏，又手工查閱了2010—2018年的6種管理學(xué)期刊（管理世界、南開管理評論、外國經(jīng)濟(jì)與管理、科研管理、管理學(xué)報、管理評論）和3中心理學(xué)期刊（心理學(xué)報、心理科學(xué)進(jìn)展、心理科學(xué)）。對于英文文獻(xiàn)，本文分別以“Paternalistic Leadership”、“Authoritarian Leadership”、“Voice Behavior”為關(guān)鍵詞在Web of Science、谷歌學(xué)術(shù)、EBSCOhost進(jìn)行搜索。截止2018年10月，共搜集到42篇探究二者關(guān)系的文獻(xiàn)，其中，中文文獻(xiàn)37篇，英文文獻(xiàn)5篇。具體如表1所示：

注：相關(guān)系數(shù)指的是家長式領(lǐng)導(dǎo)中的威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的關(guān)系

（二）文獻(xiàn)篩選

本研究的篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）非實證研究的文獻(xiàn)排除;（2）沒有探究威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和員工建言行為之間關(guān)系的文獻(xiàn)排除;（3）研究威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與促進(jìn)性建言、抑制性建言的文獻(xiàn)排除;（4）在團(tuán)隊層次上進(jìn)行研究的文獻(xiàn)排除;（5）樣本非大陸企業(yè)組織的文獻(xiàn)排除。經(jīng)過以上標(biāo)準(zhǔn)篩選后，最終得到了23篇文獻(xiàn)。包含了23個獨立樣本，總樣本量為7669名員工。其中，碩博論文12篇，期刊論文10篇。

（三）編碼

對篩選后的文獻(xiàn)，本文對其進(jìn)行了編碼，以便接下來效應(yīng)值的計算和調(diào)節(jié)作用分析。編碼內(nèi)容包括：文獻(xiàn)題目、作者、年份、自變量、調(diào)節(jié)變量、中介變量、因變量、效應(yīng)值、信度系數(shù)、樣本（包括樣本量、樣本特征）、量表類型、文獻(xiàn)類型。為了保證編碼的準(zhǔn)確性，本文的編碼工作由兩位編碼人員共同完成，這樣可以避免編碼人員的主觀判斷。對于編碼不一致的地方，由兩人協(xié)商，直至達(dá)成一致。

（四）元分析技術(shù)

本文選擇威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值，采用Comprehensive Meta-Analysis（CMA）2.0（試用版）來計算總體平均效應(yīng)值和統(tǒng)計偏誤的修正，并采用敏感性分析來檢測是否存在異常值，利用漏斗圖和失安全系數(shù)（Fail-safe Number）來檢驗本文是否存在發(fā)表偏倚（Publication Bias），對于潛在調(diào)節(jié)變量的診斷，則采用Q檢驗、I2檢驗相結(jié)合的方式，最后，運用亞組分析來估計調(diào)節(jié)效應(yīng)。

五、元分析結(jié)果

（一）總體平均效應(yīng)值的計算和發(fā)表偏倚的檢驗

利用CMA2.0得到的效應(yīng)值統(tǒng)計分布如圖1所示，橫軸表示經(jīng)過轉(zhuǎn)化后得到的Fisher's Z效應(yīng)值，縱軸表示Fisher's Z效應(yīng)值的標(biāo)準(zhǔn)誤。從圖1中可以看出，大多數(shù)的效應(yīng)值都分布在漏斗圖的頂部，并且聚集在總體平均效應(yīng)值的周圍，說明了本研究并不存在發(fā)表偏倚。為進(jìn)一步檢驗發(fā)表偏倚，本元分析利用CMA2.0計算得到了失安全系數(shù)，結(jié)果是1440，大于失安全系數(shù)的臨界值，（其公式為：失安全系數(shù)臨界值=總體平均效應(yīng)值*5+10）。表明本元分析的結(jié)論比較可靠（V？lckner & Hofmann， 2007）。

（二）敏感性分析

Hunter和Schmidt（1990）認(rèn)為，在元分析中，應(yīng)該刪去那些會對最終結(jié)果產(chǎn)生重大影響的研究。在本元分析的23篇獨立研究中，為判斷各獨立研究中的效應(yīng)值或樣本量是否會對最終結(jié)果造成影響，需要將它們分別從合并效應(yīng)值中剔除，發(fā)現(xiàn)總體平均效應(yīng)值變化范圍在0到0.023之間，表明刪去任何一項研究都不會使最終結(jié)果發(fā)生大的改變。因此，本元分析保留篩選過后的全部23篇研究。

（三）同質(zhì)性檢驗與主效應(yīng)檢驗

如表2所示，Q=222.102（df=22，p<0.001），I2=90.095，表示效應(yīng)值的真實變異能夠解釋觀察到變異的90.095%，大于75%的標(biāo)準(zhǔn)（Higgins，Thompson，Deeks，& Altman， 2003），表明本元分析中的研究樣本間存在高異質(zhì)性。所以，本研究采取以往研究的建議，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行下文的分析。結(jié)果表明，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工行為的總體相關(guān)為-0.196，依據(jù)Cohen經(jīng)驗判斷標(biāo)準(zhǔn)（Cohen，1992），為中等強度的相關(guān)關(guān)系，95%的置信區(qū)間不包括0，說明總體效應(yīng)值統(tǒng)計顯著。因此，假設(shè)1得到驗證。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

同質(zhì)性檢驗的結(jié)果表明存在潛在調(diào)節(jié)變量影響了威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間的關(guān)系，本文選擇威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)量表長度（測量因素）和年齡（情境因素）作為潛在調(diào)節(jié)變量，并使用CMA2.0進(jìn)行亞組分析和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗。其結(jié)果如表3所示，調(diào)節(jié)效應(yīng)的同質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，對于不同年齡段的員工，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為的影響不存在顯著的差異（Q=0.038，df=1，p>0.05）。因此，假設(shè)2沒有獲得數(shù)據(jù)的支持;當(dāng)量表版本不同時，二者之間的關(guān)系存在顯著的差異（Q=4.631，df=1，p<0.05），假設(shè)3得到驗證。

六、結(jié)論與討論

與假設(shè)一致，元分析的結(jié)果表明，威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)能夠?qū)T工建言行為產(chǎn)生負(fù)向的影響，這也符合段錦云（2012）、Li等人（2015）的研究結(jié)論，表明了華人企業(yè)組織中員工之所以“知而不言”與其領(lǐng)導(dǎo)者的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格有著密不可分的關(guān)系。由于受儒家“君臣尊卑”觀念的影響，領(lǐng)導(dǎo)者認(rèn)為自身享有絕對的權(quán)利和威嚴(yán)，這使得他們認(rèn)為下屬應(yīng)該絕對地服從自己和擁護(hù)自己的觀點，下屬的任何公開表明與自己相左的主張，都被認(rèn)為是對自己的權(quán)威的挑戰(zhàn)和對自己“臉面”的踐踏（Detert & Burris， 2007），因而會對下屬進(jìn)行打擊報復(fù)來使下屬順從自己的意志。而下屬受此觀念的影響，認(rèn)為自己人微言輕（Milliken et al.， 2003），同時也會擔(dān)心自己提出的觀念可能會冒犯領(lǐng)導(dǎo)者以及周圍同事的排擠。此外，員工自身也會認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者“高人一等”，順從領(lǐng)導(dǎo)者可能會得到重視而有利于自己的發(fā)展，因而通常不會主動建言，這種現(xiàn)象可能在公共組織中比較普遍，但目前關(guān)于家長式領(lǐng)導(dǎo)及其三維度有效性的研究為了保證研究的外部效度，通常都會選取不同類型、不同地區(qū)、不同行業(yè)的企業(yè)組織樣本作為研究對象，這樣通常會降低研究結(jié)論的內(nèi)部效度，也會使后來的學(xué)者在進(jìn)行文獻(xiàn)綜述時，不易找到合適的潛在調(diào)節(jié)變量。因而，未來的研究可以針對某一方面來探討家長式領(lǐng)導(dǎo)及其三維度的有效性。

另外，由于受西方學(xué)者的影響，研究者對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)形成了一種刻板影響，將其視為一種負(fù)向的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（Wang & Cheng， 2010）。但在華人社會中，領(lǐng)導(dǎo)者對下屬的刻意批評或指責(zé)，可能是出于“為你好”的觀念。作為一個集體主義的國家，領(lǐng)導(dǎo)者通過運用自己的權(quán)利或權(quán)威來控制或命令下屬，也并非是為了維護(hù)與下屬之間的權(quán)利距離，可能是為了維護(hù)集體的和諧或?qū)崿F(xiàn)集體的目標(biāo)而不得不采取的強制手段 （Wu & Xu， 2012）。因而，研究者認(rèn)為有必要對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)構(gòu)念進(jìn)行重新定義和構(gòu)建新的測量工具（Chen & Farh， 2010），比如：周婉茹等人（2010）認(rèn)為威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)包含兩個維度：專權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和尚嚴(yán)領(lǐng)導(dǎo)，前者是對人的控制，反應(yīng)的是傳統(tǒng)的價值觀，側(cè)重的是權(quán)謀;后者是對事的控制，體現(xiàn)了現(xiàn)代的價值，比較重視規(guī)章和制度。他們研究發(fā)現(xiàn)，“專權(quán)”會對員工的態(tài)度和行為存在負(fù)面效應(yīng)，而“尚嚴(yán)”則表現(xiàn)出相反的效應(yīng)。這在一定程度上能夠解釋本元分析所涉及的研究樣本中威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為關(guān)系的不一致。而目前研究對二者機(jī)理的考察比較有限，未來可以以此二維度量表為基礎(chǔ)來更詳細(xì)地探究威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對員工行為和態(tài)度的影響機(jī)制。

在調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗中，年齡對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用沒有達(dá)到顯著水平，表明了不同年齡的下屬在同帶有威權(quán)風(fēng)格的領(lǐng)導(dǎo)交互過程中，通常都會選擇保持沉默。雖然，自改革開放以來，受“西風(fēng)東漸”的影響，人們的威權(quán)傾向有所減弱，但作為幾千年帝制文化、儒家和法家思想交互作用的產(chǎn)物，威權(quán)現(xiàn)象依然存在于組織的日常管理中，所謂“存在即合理”，這既說明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)在企業(yè)組織中也能起到一定的積極作用，也表明威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)仍然會對員工的態(tài)度和行為產(chǎn)生影響。而隨著人們心中傳統(tǒng)觀念意識的削弱，未來的研究可以探討90后、甚至00后的員工對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的看法。與假設(shè)一致，亞組分析的結(jié)果支持了量表版本的調(diào)節(jié)效應(yīng)，且在用短版量表測量威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)時（Z=-4.754，P<0.001），威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為的影響顯著大于長版量表測量的結(jié)果（Z=-0.323， P<0.05）。這一結(jié)論與Lin等人（2014）的研究結(jié)果相反，他們認(rèn)為量表的條目增多，可以降低測量誤差，提高信度，而且效度也會較高。這一觀點也得到其他一些學(xué)者的支持（Charles， 2015），之所以得到這樣的結(jié)論，可能是由于文獻(xiàn)數(shù)量有限。因此，此結(jié)論在推廣過程中，應(yīng)保持謹(jǐn)慎態(tài)度。

七、不足與展望

本文的最大不足是搜集的文獻(xiàn)數(shù)量太少，這也是元分析研究的通病。其原因：一是由于人為的失誤而造成的漏檢;二是由于有關(guān)威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言間關(guān)系的實證研究太少。另外，在檢驗?zāi)挲g的調(diào)節(jié)效應(yīng)中，本文是以研究對象的平均年齡是否超過30歲為原則，將納入元分析的研究樣本粗略的分為兩類，這樣得到的結(jié)論在推廣應(yīng)用時需要再次驗證一下，因此，未來的研究可以采取更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒▉眚炞C年齡對威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。同理，未來也可探究性別、教育程度、任職年限等人口統(tǒng)計學(xué)變量對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。甚至通過元分析的方法找出潛在中介變量來解釋威權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為的影響機(jī)制。

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