破壞性領導行為與企業績效的關系研究

紹興文理學院元培學院 徐海波

近年來，有關領導陰暗面的研究已引起西方學界的高度重視，受此影響，領導力研究領域的研究開始把注意力僅從關注建設性的領導行為轉向同時關注建設性的領導行為和破壞性的領導行為。破壞性領導行為是指領導者(包括主管與經理)濫用手中的權力，以破壞性的行為(包括違法犯罪行為)來侵犯下屬和組織的合法權益，導致員工工作績效和組織績效下降的反復出現的行為。

破壞性領導的研究有助于我們更全面、更準確地認識領導行為，但是目前關于破壞性領導行為的研究還處于初級階段，本文在回顧文獻的基礎上，引入員工工作態度和員工工作績效作為調節變量，深入探討破壞性領導行為、員工工作態度與績效、企業績效三者之間的內在作用機制。

1 破壞性領導行為、員工工作態度與績效、企業績效關系模型及假設

依據學者們(Tepper等，2007；高日光，2009；Ericksen等，2007)的觀點，本文認為，領導的破壞性領導行為會影響員工的工作態度進而影響員工的工作績效，最終會使得企業的整體績效，基于此，本文提出了破壞性領導行為與企業績效關系模型(見圖1)及假設。具體假設如下：

假設1：破壞性領導行為與員工工作態度呈負相關關系。

假設2：破壞性領導行為與員工工作績效呈負相關關系。

假設3：員工工作態度是破壞性領導行為與員工工作績效之間的中介變量。

假設4：員工工作績效是員工工作態度與企業績效之間的中介變量。

假設5：員工工作績效是破壞性領導行為影響企業績效的中介變量。

假設6：破壞性領導行與對企業績效存在顯著負向影響。

圖1 破壞性領導行為與企業績效關系模型

2 實證分析

2.1 問卷設計與研究對象

在收集了有關破壞性領導行為的相關資料的基礎上，采用自行設計的問卷作為研究工具。

本文選取浙江省民營企業員工作為實證研究對象。共發放300份問卷并收回有效256份，有效回收率為85%。被調查員工中，男性占46%，女性占54%；年齡分布情況為20～29歲以下偏多，占65%；在受教育程度中，大專占總數的26%，本科以上占總數的63%，總體來看，被調查員工的受教育程度比較高；在職位分布上，企業部門經理和主管占多數。

2.2 變量測量

本文破壞性領導行為的“辱虐下屬”、“苛責下屬”、“貪污腐化”3個維度，本文研制出了包括14個測量題項的破壞性領導行為問卷。員工工作態度參考了Douglas(1999)、劉亞等(2003)和Pillai(1999)的量表，通過工作滿意度、組織公平感和組織承諾3個方面來測量。員工工作績效的測量采用“任務績效——周邊績效”的二維績效模型(孫健敏、焦長泉，2002)。企業績效采參考了謝洪明(2005)、王輝(2006)等人的研究，采用銷售額、利潤水平、市場占有率等靜態相對指標及銷售額增長率、總資產增長率上等動態相對指標來測量。

2.3 數據分析

首先，利用SPSS17.0軟件對所有變量進行處理。各變量Cronbach's Alpha系數為0.789，大于研究建議的可接受水平0.70，顯示了很好的內部一致性信度。另外，除員工工作績效量表的Cronbach's Alpha系數為0.614，略低于0.7外，其它量表的Alpha系數均在0.7以上，表明這些量表的可靠性較高。

本文的效度檢驗主要通過因子分析判斷變量的不同測度項是否準確反映了被測度變量的特性，對樣本的KMO檢驗和Barlett球形檢驗顯示，變量的KMO值都大于0.6，因子負荷最小值大于0.57，表明數據的效度檢驗符合統計要求。由于本文所涉及的變量具有主觀性強、因果關系比較復雜、難以直接度量等特點，采用多元回歸分析方法效率低且效果不理想，因此本研究使用結構方程模型法驗證前文提出的一系列假設。本文運用AMOS17.0統計軟件，對理論模型中的相關參數進行估計。

表1 參數估計結果表

卡方檢驗是模型擬合的絕對檢驗，從表1中可知，概值(P)為0.059，略大于0.05，模型符合理論要求。一般可通過驗證性因子分析的模型擬合情況來對量表的結構效度進行考評，因此，數據的效度檢驗就轉化為結構方程模型評價中的模型擬合指數評價，從表2可知理論模型與數據擬合較好，結構效度較好。總體來看，理論模型基本符合要求。

表2 模型擬合指數

結構方程模型圖見圖2。通過對測量數據的結構方程建模分析，我們可以得出各變量間中介作用的結果如表3所示。

從中我們可以發現(1)破壞性領導行為對員工工作態度具有直接的顯著性的負向影響，并且破壞性領導行為對員工工作態度的直接效應為-0.592。(2)破壞性領導行為對員工工作績效具有間接的負向影響，這是員工工作態度的中介作用產生的影響。其中，員工工作態度對員工工作績效具有直接的顯著性的正向影響，且當其他條件不變時，“員工工作態度”每提升1個單位，“員工工作績效”將直接提升0.646個單位。通過員工工作態度的中介作用，當“破壞性領導行為”每提升1個單位，“員工工作績效”將間接降低0.382個單位。

(3)在破壞性領導行為對企業績效產生的直接和間接負向影響中，間接負向影響大于直接負向影響，并且其中的直接負向影響非常有限，甚至可以忽略。當其他條件不變時，“破壞性領導行為”每提升1個單位，“企業績效”將降低0.203個單位，其中直接降低0.085個單位，間接降低0.118個單位。

圖2 結構方程模型圖

表3 中介效應作用匯總表

3 結語

本文研究發現，破壞性領導行為對員工工作態度和工作績效均產生消極影響。破壞性領導行為中的苛責和辱虐等行為都會傷害到下屬的工作情緒，下屬的工作態度發生了微妙的變化，進而工作滿意度降低，從而引起下屬對領導者的消極評價。當下屬遭受主管領導的辱虐和苛責時，作為回應，他們會減少角色內行為，降低工作績效。得出的研究觀點一致，同時也說明了在中國文化背景下，破壞性領導行為不僅存在，而且同樣對下屬產生諸多負面影響。這從另一個方面也說明了本文構建的關于破壞性領導行為問卷適用于中國情境下的企業。同時，假設6沒有得到本次調查數據的支持。即本文假設破壞性領導行為對企業績效有顯著的負向影響，而實際結果是二者雖然存在負相關，但是不顯著。本文得出的結論是，在這兩者的負相關關系中，破壞性領導行為對企業績效的間接負向影響大于直接負向影響，直接負向影響非常有限。造成這一結果的可能原因之一是企業績效的測量是通過員工和主管領導的主觀判斷得出的，雖然有研究者研究證明(Venkatraman 等，1986)在無法得到準確的企業財務數據的情況下，可以而且能夠使用主觀測量代替客觀評估，并且二者之間存在顯著相關。但是主觀測量的準確性畢竟沒有企業財務數據的準確性高。此外，破壞性領導行為的內涵是否完整以及測量工具是否可靠值得研究。雖然本文在參考前人研究文獻的基礎上對破壞性領導行為的概念進行了重新界定，并且在參照前人的測量問卷的基礎上研制出了包含“辱虐下屬”、“苛責下屬”和“貪污腐化”3個維度的測量問卷，但是該問卷的內容是否完整值得進一步研究。

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