女性領導者印象管理與員工情感依附的關系研究

1、<p>　　女性領導者印象管理與員工情感依附的關系研究</p><p>　　本文基于印象管理理論，從提高領導魅力的視角，構建了一個女性領導者印象管理對員工情感依附的影響機制的模型，并通過對企業(yè)事業(yè)單位（如服務性企業(yè)、IT企業(yè)、生產(chǎn)企業(yè)、高校）的女性領導的下屬進行問卷調(diào)查，采用實證分析的方法對該模型進行了檢驗。 </p><p>　　一、理論基礎與假設提出 </p>

2、<p>　　本研究基于情感依附理論，分析影響員工的情感依附的因素，并且研究它們之間的作用機制。已有學者從非正式網(wǎng)絡結構因素出發(fā)對這個問題進行了研究，但是很少有學者從領導者領導方式與領導水平方面出發(fā)進行研究。本研究在已有理論研究的基礎上，建立印象管理、領導魅力與情感依附三者之間的關系模型（見圖1）。 </p><p>　?。ㄒ唬┯∠蠊芾砼c領導魅力 </p><p>　　印象管理的思

3、想起源于馬基雅維里主義，它對后人研究印象管理產(chǎn)生了重大影響。但是社會學家戈夫南（1959）的關于社會互動的戲劇性觀點的提出，才是對印象管理研究的真正開始，具有重要的標志性作用。戈夫南認為，當一個人出現(xiàn)在某人面前時，通常由于某種原因，他會調(diào)動他的行動，以便傳達一個從他的利益想要傳達的印象。然而，戈夫南更多地注重外部環(huán)境的作用，卻忽略了內(nèi)部心理因素的作用，為他的研究帶來了瑕疵。鮑麥斯特等對印象管理進行再度分析，認為人們可能被激發(fā)進行印象管理

4、來培養(yǎng)所需的身份。施耐德在一項研究中指出，印象管理是指個人通過向別人呈現(xiàn)或限制現(xiàn)有信息來控制自己所扮演的形象的行為，人們可以有意識或者無意識地利用印象管理來影響別人對其自身的看法。然而，泰特洛克等（Tetlock et al.）指出，人們經(jīng)常在沒有意識到自身行為的情況下進行印象管理。利瑞等認為，印象管理或者有時候稱自我呈現(xiàn)，是個人試圖控制別人對其印象的一個過程。 </p><p>　　魅力的概念可以追溯到羅馬（R

5、omans）基督教的“圣經(jīng)”新約，魅力是圣靈賜予的禮物，在馬克思?韋伯（Max Weber）的著作之前魅力的術語被保留專為神學所用。韋伯（1925/1968a）寫到：魅力的概念是指個人具有某種人格品質(zhì)，憑借這種品質(zhì)他被認為是非凡的，被看做具有超自然或者特別特殊的權力或者素質(zhì)，并且基于這些素質(zhì)這個人被看做領導。 </p><p>　　加德納等（Gardner et al.，1998）指出，魅力領導就是一個印象管理的

6、過程，這種印象管理往往具有一定的戲劇性。布魯斯等（Bruce et al.，2002）研究發(fā)現(xiàn)管理者的親社會印象管理行為對領導魅力有顯著的正向影響，這種親社會印象管理行為包括示范、討好和懇求；而利己印象管理行為對領導魅力具有顯著的負向影響，這種利己印象管理行為包括自我宣傳、恐嚇。由此提出下面的假設： </p><p>　　假設1 女性領導者印象管理對領導魅力有顯著影響。 </p><p>

7、　　假設1a 女性領導者討好行為對領導魅力有顯著的正向影響。 </p><p>　　假設1b 女性領導者自我宣傳行為對領導魅力有顯著的負向影響。 </p><p>　　假設1c 女性領導者恐嚇行為對領導魅力有顯著的負向影響。 </p><p>　　假設1d 女性領導者示范行為對領導魅力有顯著的正向影響。 </p><p>　　假設1e 女性領

8、導者懇求行為對領導魅力有顯著的正向影響。 </p><p>　　（二）印象管理與情感依附 </p><p>　　鮑爾比（Bowlby，1998）最初提出依附理論，并定義依附為一個人獲得或保留與一些自己喜歡的他人相似的任何行為方式，這些異己的人通常指的是較強或者較聰明的人。依附是人與特定對象間的一種情感紐帶，強烈的依附涉及對一個特定對象的喜歡或者困擾的強烈思維定勢。鮑比（John Bowlb

9、y）首創(chuàng)情感依附理論，他提出了一套概念，幫助我們了解人類有和他人發(fā)生強烈情感聯(lián)結的傾向，并且當這種聯(lián)結被威脅或者被破壞時，會產(chǎn)生強烈的情感反應。情感依附的概念表示一個人認為他與集體有多么親密。直觀地，情感依附反映個體感覺和組織中的其他成員的親密程度，以及他作為組織的一員是否開心。 </p><p>　　保羅?羅森菲爾德等在書中談印象管理的效用性時指出，一些印象管理策略能夠促進社會交往，促進人際關系的和諧，然而近些

10、年，感知凝聚力已經(jīng)成為人際關系質(zhì)量評價的重要指標（劉詠梅等，2011），本研究根據(jù)前人的研究采用感知凝聚力對員工情感依附進行測量。因此領導的印象管理影響群體的人際關系，實際影響的是員工的情感依附。領導是組織意志的代表（何永林等，1999），員工對領導的情感依附往往和對組織的情感依附是融于一體的（吳維庫等，2008）。由此提出下面的假設： </p><p>　　假設2 女性領導者印象管理對員工的情感依附有顯著影響。

11、 </p><p>　　假設2a 女性領導者討好行為對員工的情感依附有顯著的正向影響。 </p><p>　　假設2b 女性領導者自我宣傳行為對員工的情感依附有顯著的負向影響。 </p><p>　　假設2c 女性領導者恐嚇行為對員工的情感依附有顯著的負向影響。 </p><p>　　假設2d 女性領導者示范行為對員工的情感依附有顯著的負向影

12、響。 </p><p>　　假設2e 女性領導者懇求行為對員工的情感依附有顯著的正向影響。 </p><p>　　（三）領導魅力的中介作用 </p><p>　　以往的研究已經(jīng)證明領導魅力對員工情感依附具有顯著影響，這一論點已經(jīng)得到了學術界的普遍支持。由此我們提出下面的假設： </p><p>　　假設3 領導魅力對員工情感依附具有顯著正向影

13、響。 </p><p>　　在綜合上述假設的基礎上，我們提出下面的假設： </p><p>　　假設4 領導魅力在女性領導者印象管理對員工情感依附的影響中起到中介作用。 </p><p>　　二、數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)分析 </p><p>　　根據(jù)本研究的研究目的和研究設計，我們選取企事業(yè)單位中女性領導的下屬作為調(diào)查對象，通過問卷調(diào)查來進行數(shù)據(jù)的收

14、集。發(fā)放問卷總共384份，共收回346份有效問卷，有效回收率90.1%。 </p><p><b>　?。ㄒ唬┳兞繙y量 </b></p><p>　　通過對現(xiàn)有印象管理文獻的查閱與回顧，并結合本文研究的目的，我們采用波利諾和特萊伊（Bolino and Turnley，1999）開發(fā)的印象管理測量量表。該量表多次被國內(nèi)外學者通過實證檢驗證實具有很好的信度和效度，其一致

15、性系數(shù)是0.70，包括了印象管理的五個方面：討好、恐嚇、自我宣傳、示范以及懇求，共包含22個項目，采用五級積分。 　　本研究中，我們采用康格和凱南格（Conger and Kanungo，1987）開發(fā)的C-K量表，該量表在1994年被康格和凱南格由原來的6個維度壓縮到5個維度。共包含20個題項。該量表多次被國內(nèi)外學者通過實證檢驗證實具有很好的信度和效度，領導魅力C-K量表的Cronbach' α系數(shù)均大于0.7，具有很高的信

16、度。在評量方式上采用Likert的五點積分。 </p><p>　　本研究中情感依附的量表我們采用波利諾和特萊伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），該量表被學者們用來測量情感依附。這個模型捕捉依附的兩個維度：個體對特定組織的歸屬感和他或她對與成員身份有關的感情士氣。共包括6個項目。該量表多次被國內(nèi)外學者通過實證檢驗證實具有很好的信度和效度。該量表的Cronbach' a系數(shù)為0.893，在評量方式上采用

17、五點測量法，每題以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分數(shù)值高，表明情感依附高。 </p><p>　　（二）數(shù)據(jù)處理方法 </p><p>　　本研究用SPSS17.0軟件首先對變量量表的信度、效度進行檢驗，主要通過Cronbach's a系數(shù)來衡量信度，通過KMO值和Bartlett球型檢驗檢驗量表的效度。然后對各變量進行相關性分析，最后對自變量和因變量，自變量與中介變量，中

18、介變量與因變量，以及三個變量之間進行回歸分析，以便了解各變量間的依賴關系從而驗證假設是否成立。 </p><p><b>　　三、數(shù)據(jù)分析結果 </b></p><p>　?。ㄒ唬┬哦刃Ф葯z驗 </p><p>　　本研究所使用的各個量表的Cronbach’s α值如表1所示，可以發(fā)現(xiàn)每個量表的Cronbach’s α值均大于0.7，表明本研究

19、所引用的量表都具備良好的信度。 </p><p><b>　?。ǘ┬Ф葯z驗 </b></p><p>　　在效度檢驗中主要想檢驗量表是否可以對概念的含義進行真實的測量。本研究所引用的量表均是取自經(jīng)前人實證證實過的具有良好效度的比較成熟的量表，因此內(nèi)容效度都比較好，我們只需采用SPSS對量表的結構效度進行測量。在此之前，要進行KMO檢驗，KMO要求大于0.7，而且還要

20、進行Bartlett檢驗，Bartlett檢驗的顯著性需要小于0.05，只有這兩者都符合了，才能認為量表能夠做探索性因子分析。本研究的KMO檢驗和Bartlett檢驗的值，在顯著性都小于0.05的情況下，KMO的值也都滿足大于0.7，所以，我們認為可以繼續(xù)進行探索性因子分析。通常情況下，收斂效度是需要使用因子載荷來進行測量的，因子載荷數(shù)的值越大越好，如果其值都大于0.5則表示該量表具有良好的收斂效度。還要看累計可解釋方差的值，這個值越大

21、越好，這個值越大表示各題項解釋原變量的能力越強。本研究中各變量的因子載荷數(shù)值均大于0.5，并且累計可解釋方差均大于60%，說明印象管理量表具有很好的效度。 </p><p><b>　?。ㄈ┫嚓P性分析 </b></p><p>　　為了驗證印象管理、領導魅力、情感依附之間的相互影響關系，必須首先對各變量之間進行相關性分析。相關性分析只能說明變量之間是否存在關系，并不

22、能表明它們之間的相互影響作用。本文采用Pearson相關分析，針對各變量之間的相互關系進行驗證，結果如表2所示。 </p><p>　　從上面的分析矩陣可以看出，印象管理以及印象管理的各維度與領導魅力以及情感依附都顯著相關，P值都小于0.01，領導魅力與情感依附都顯著相關，并且P值都小于0.01。 </p><p><b>　?。ㄋ模┗貧w分析 </b></p&g

23、t;<p>　　根據(jù)我們的研究目的以及研究假設，運用分層回歸的方法，對印象管理、領導魅力、情感依附之間的關系進行檢驗，首先檢驗印象管理與領導魅力進行回歸分析結果見表3。由表3可以看出印象管理及各維度對領導魅力有顯著影響，Sig.值均小于0.01，因此假設1及各子假設成立。 </p><p>　　接著檢驗印象管理和領導魅力對情感依附的回歸分析，表4顯示印象管理及各維度和領導魅力對情感依附的影響顯著，S

24、ig.值都小于0.01，假設2及各子假設除假設2d外都成立，假設3也成立。 </p><p>　　最后驗證領導魅力在印象管理各子假設與情感依附關系間的中介作用，分別建立五個回歸模型。模型1將自我宣傳和領導魅力作為自變量，情感依附作為因變量?；貧w模型結果發(fā)現(xiàn)將領導魅力也作為自變量加入模型中以后，自我宣傳與情感依附的關系系數(shù)絕對值由0.311下降到0.168，但是仍然顯著（P<0.01），所以領導魅力對自我宣傳

25、與情感依附起到部分中介作用。模型2將討好和領導魅力作為自變量，情感依附作為因變量，回歸結果顯示，在引入領導魅力這一中介變量后，自變量（討好）對因變量的影響已經(jīng)不再顯著，所以領導魅力對討好與情感依附起到完全中介作用。模型3將恐嚇和領導魅力作為自變量，情感依附作為因變量，回歸結果顯示，在引入領導魅力這一中介變量后，自變量（恐嚇）對因變量的β系數(shù)絕對值由0.369降為0.131，但是仍然顯著（P<0.01），所以領導魅力對恐嚇與情感依附

26、起到部分中介作用。模型4將示范和領導魅力都作為自變量，情感依附作為因變量，在引入領導魅力這一中介變量后，自變量（示范）對因變量的影響已經(jīng)不再顯著，所以領導魅力對示范與情感依附起到完全中介作用。模型5將懇求和領導魅力作為自變量，情感依附作為因變量，在引入領</p><p><b>　　四、研究結論 </b></p><p>　　本研究探討了女性領導者印象管理對員工情感依

27、附的影響，同時驗證了領導魅力在女性領導者印象管理對員工情感依附的影響中起到中介作用。結果顯示，印象管理對領導魅力和情感依附都具有顯著的影響。通過進行回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)印象管理的5個維度分別對領導魅力和情感依附的因果關系顯著，它們之間的相關關系很強。其中討好、示范、懇求對領導魅力和情感依附有顯著的正向影響，而自我宣傳、恐嚇對領導魅力和情感依附具有顯著的負向影響。領導魅力對情感依附具有顯著的正向影響作用。通過回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)領導魅力對情感

28、依附的正向影響非常顯著。領導魅力在印象管理對情感依附的影響中具有中介作用，其中領導魅力在討好、示范、懇求對情感依附的作用機制中發(fā)揮了完全中介作用，領導魅力在自我宣傳、恐嚇對情感依附的作用機制中發(fā)揮了部分中介作用。 </p><p>　　〔基金項目：本文受教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目《女性高層次人才成長規(guī)律與發(fā)展對策研究》（批準號：10JZD0045-2）資助〕 </p><p>