酒店員工領導信任及其與工作滿意度的關系

[摘要]酒店企業員工高流失現象源于多種因素的相互作用，其中，員工領導信任及其與員工工作滿意度之間的關系則是重要因素之一。以張家界市酒店企業為例，采用文獻法、訪談法獲得概念模型和量表，對企業員工實施問卷調查，運用SPSS、AMOS等統計軟件分析數據和驗證模型，探討員工領導信任的結構、員工領導信任的影響因素及其與員工工作滿意度之間的關系。研究結果表明：員工領導情感信任主要受領導公正行為、指導行為、關懷行為、控制權分享行為和信息溝通這5個方面因素的影響，領導正直行為、角色勝任行為、信任傾向和制度規范這4個因素對員工領導情感信任影響不顯著。在情感信任的影響因素當中，領導關懷行為的標準化路徑系數最大（0.69）。員工領導認知信任主要受領導正直行為、角色勝任行為、公正行為、指導行為、控制權分享行為、信任傾向、制度規范和信息溝通這8個方面因素的影響，關懷行為對員工領導認知信任影響不顯著。在認知信任的影響因素當中，領導公正行為的標準化路徑系數最大（0.50）。員工領導情感信任和認知信任均對員工工作滿意度產生顯著正向影響，且認知信任較情感信任對員工工作滿意度的影響更大。

[關鍵詞]員工領導信任；影響因素；工作滿意度

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002-5006（2015）02-0069-10

Doi：10.3969/j.issn.1002-5006.2015.02.008

目前，有關領導者信任這一研究主題，大多是探討領導應該怎樣信任員工以及員工如何獲取領導的信任。然而，有關中國企業文化背景下的員工領導信任模型，即員工領導信任的結構維度劃分及其與前因后果變量之間的相互關系卻一直缺乏系統性研究。從實踐層面看，我國酒店企業員工流失率一直居高不下，原因之一就是酒店企業員工的領導信任問題及其所衍生的較低工作滿意度。筆者希望從員工角度出發，運用領導行為學理論，分析影響員工對領導產生信任的因素，并探討如何通過領導行為方式的改變來加強員工對領導的信任以及驗證員工領導信任與員工工作滿意度之間的關系。這對于規范我國企業尤其是酒店企業的領導行為和完善員工領導信任理論都很有意義。

1 員工領導信任文獻綜述

1.1 員工領導信任的概念

員工領導信任的概念引申于信任。目前學界采用較多的對于信任的定義是麥耶爾等（Mayer，etal.）提出的：“信任是一方不畏懼暴露自己的弱點和使自己的利益可能受到對方損害，即使自己有能力控制對方的狀態。”對于員工領導信任的定義則多采用盧梭等（Rousseau，et al.）的定義：“員工對領導信任是因為對領導的目的和行為懷有美好的期望，所以員工即使可能會冒一定風險，也愿意接受領導的行為，甚至是缺點的一種心理狀態。”這也是本文所采用的員工領導信任的定義。

在企業等級制度中，員工所面對的領導包括直接（如團隊領導）和間接（如CEO）兩種領導。對一般員工而言，對領導的信任主要表現出組織化和個人化兩個特點。高層領導通過制定組織結構、文化等來間接影響員工，對高層領導的信任更多地體現組織化的一面；直接領導通過與員工長期的社會交換關系來影響員工，共同信任成為雙方個人化關系的基礎。

由于高層領導與基層員工交流和接觸的機會較少，其領導行為、方式、風格很少直接作用于基層員工。本文的目的恰恰是從員工的視角，分析影響員工對領導產生信任的因素，并研究如何通過領導方式的改變來加強員工對領導的信任。因此，本文將員工領導信任定義為員工對直接領導的個人化信任。

1.2 員工領導信任的維度

對于人際信任的維度劃分主要從以下3種視角展開：信任者視角、被信任者視角和相互關系視角。根據本文采用的員工領導信任定義，本文的研究從信任者視角展開。

國外學者對于信任維度的劃分主要采用麥克阿利斯特（McAllister）提出的情感信任和認知信任兩個維度。員工對領導的情感信任是指員工與領導之間相互關心與照顧，員工與領導之間有特定的情感聯系，員工感知領導對其關心，從而產生情感的依戀與投入，進而逐漸產生了員工對領導情感心理上的親密認同、義務感和責任心。員工對領導的認知信任不是主體主觀臆斷，而是結合客觀具體的環境條件和已有的對外部世界的經驗認識，對信任對象進行綜合分析、判斷后得到的肯定和不懷疑的心理。這種評價是以人的理性認知能力為前提，以邏輯分析、推理等理性思維能力為手段，以理性分析獲得的證據結論為基礎，從而對被信任方某方面做出積極肯定的判斷。

該劃分更符合中國文化背景下組織內部員工與領導的關系特征，因而也得到了國內許多學者的認可。正如彭泗清所言，在中國社會的人際信任中，情感信任是一種感性即非理性的信任，因為情感信任需要情感付出，而后者多不計較報酬和代價；而認知信任則是在過去已有知識經驗基礎上產生的更具有理性以及保障性質的信任。組織的資源通常是掌握在領導手中，工作目標的制定和績效考核的標準都由領導掌控，員工對于這些很少有過問的權力。因此，員工在組織中所面對的不確定性風險比較高，從而使得員工在做出是否信任領導判斷時更加小心謹慎，更具有理性分析成分。同時，和西方社會相比，中國社會自古以來就是一個更加注重關系、人情的社會，所以內部信任的情感內涵要更多一些，情感信任在中國這種集體主義文化和關系導向背景下的作用更為突出。

因此，本文基于員工即信任方的視角，將員工領導信任劃分為認知信任和情感信任兩大維度。

1.3 員工領導信任的領導行為學理論

領導行為學的主要研究目的是通過領導行為評價量表評價領導的有效行為，以期尋找影響領導有效性的行為因素。行為研究具有的優勢是行為可以被觀察、被測量，更具有客觀性；其次，行為不是天生的，行為能夠通過學習而得到。只要找出哪些是有效領導者的行為，那么就可以運用行為改變技術來培養和訓練領導者，提高領導者們的領導水平，更多地贏得員工的信任。

在國外對于信任問題的研究中，麥耶爾等提出信任對象的正直、善意和能力是影響人際信任的3個關鍵因素。在此基礎上，譚等（Tan，et al.）的實證研究結果進一步證實，領導的正直、善意和能力也是提高員工領導信任的關鍵因素。類似的，辛德勒等（Chindler，et al.）提出正直、能力、一貫、忠實、開放是影響信任的5個因素。懷特利（Whitener）提出了5種管理者可信行為：行為一致、對控制的分享和授權、行為正直性、溝通以及表現關心。

國內學者陳春花等認為，信任的構建依賴于信任方對信任對象行為規律一致性和行為意圖的善意兩個方面的判斷：一致性、謹慎、開放、履行諾言等可以視為對可預測性即行為規律性的考察，正直、忠誠、公平、仁慈等可以視為是對可接受性即行為意圖的善意的判斷。黃維德等提出正直、能力、關心、公平是知識員工對雇主是否信任的4個影響因素。韋慧民等提出了中國文化背景下管理者5種可信行為：正直行為、公正行為、領導角色勝任行為、控制權分享行為和指導行為，且進一步研究了這5種可信行為對信任的認知和情感2個維度的不同影響。

從員工領導信任現有文獻來看，大多數研究集中在員工領導信任的領導行為維度劃分等方面，同時已有部分學者開始關注員工領導信任的層級差異，以及考慮加入文化背景、組織情景等因素，以使研究更為完善。但已有研究缺乏對組織情景、信任方特征、文化背景以及前因后果變量等更為系統性的考量，尤其對于旅游企業管理研究而言，業界對典型規范的酒店企業背景下員工領導信任問題更缺乏討論。因此，試圖探索并解決這些問題也就構成了本文研究的初衷。

2 研究設計

2.1 研究假設和概念模型

2.1.1 相關假設

（1）影響員工領導信任的領導行為因素假設。結合上文有關員工領導信任的領導行為學理論分析，本文認為，領導的正直行為（行為一致）、角色勝任行為（能力）、公正行為、指導行為、關懷行為和控制權分享行為等6個方面的因素是影響員工領導信任的重要因素，并據此提出下述相關假設：

H1a：領導正直行為對員工領導情感信任有正向作用

H1b：領導正直行為對員工領導認知信任有正向作用

H2a：領導角色勝任行為對員工領導情感信任有正向作用

H2b：領導角色勝任行為對員工領導認知信任有正向作用

H3a：領導公正行為對員工領導情感信任有正向作用

H3b：領導公正行為對員工領導認知信任有正向作用

H4a：領導指導行為對員工領導情感信任有正向作用

H4b：領導指導行為對員工領導認知信任有正向作用

H5a：領導關懷行為對員工領導情感信任有正向作用

H5b：領導關懷行為對員工領導認知信任有正向作用

H6a：領導控制權分享行為對員工領導情感信任有正向作用

H6b：領導控制權分享行為對員工領導認知信任有正向作用

（2）影響員工領導信任的員工自身因素假設。羅特爾（Rotter）認為，信任是經過長期的社會學習而形成的穩定的人格特質，而這個特質都是在幼年早期就已經形成，很少會劇烈變化。他進一步從人際信任個體特質角度出發，將人格分為信任型人格和懷疑型人格兩種類型。通常具有懷疑型人格的人對他人更為不信任，具有信任型人格的會更加外向、開朗，更容易信任他人。麥耶爾等也認為信任傾向會影響到個人對于他人的信任，即信任傾向越大，對他人的信任程度就可能越高，同時個人的信任傾向主要受個人的教育背景、家庭社會經歷影響，這些差異勢必會對員工領導信任產生不小的影響。因此，本文認為員工信任傾向是影響員工領導信任的員工方面的重要因素，并據此提出下述相關假設：

H7a：員工信任傾向對員工領導情感信任有正向作用

H7b：員工信任傾向對員工領導認知信任有正向作用

（3）影響員工領導信任的組織環境因素假設。在企業組織情景中，探討員工領導信任的影響因素，組織環境方面的因素的影響必然不能忽視。波得薩闊夫等（Podsakoff et al.）的研究發現，工作反饋會對信任產生顯著的影響。在凌文輇等提出的評價領導行為的品德績效維系量表中就考慮了信息溝通、績效規范這兩個情境因素。霍榮棉等研究發現，團隊制度保障與員工信任意向的顯著相關。因此，本文認為制度規范和信息溝通是影響員工領導信任的組織環境方面的重要因素，并據此提出本文的相關假設：

H8a：制度規范對員工領導情感信任有正向作用

H8b：制度規范對員工領導認知信任有正向作用

H9a：信息溝通對員工領導情感信任有正向作用

H9b：信息溝通對員工領導認知信任有正向作用

（4）員工領導信任對員工工作滿意度的影響假設。譚等研究發現，主管信任會顯著影響員工對主管的滿意感。阿里耶等（Aryee，et al.）的研究結果支持組織信任對員工的工作滿意感產生顯著影響。因此，本文認為員工領導信任的兩個不同維度均可能對員工工作滿意度產生積極影響，并提出相關假設：

H10a：員工領導情感信任對員工的工作滿意度有正向作用

H10b：員工領導認知信任對員工的工作滿意度有正向作用

2.1.2 模型構建

根據以上分析，本文構建了有關酒店企業員工領導信任及其與工作滿意度關系研究的假設模型，如圖1所示。

2.2 量表與變量測度

（1）員工領導信任。員工領導信任包括情感信任和認知信任兩個維度，情感信任與認知信任測量量表改編自麥克阿利斯特編制的包括9個題項的量表，其中，情感信任測量有5個項目（QGXRI～QGXR5），認知信任測量有4個項目（RZXRI～RZXR4）。

1）我和直接領導之間有很好的默契，我們可以很容易地分享各種觀念、情感和心中的期望（QGXR1）。

2）我很愿意跟直接領導談論我的工作困難，并且我知道他也愿意傾聽（QGXR2）。

3）如果我和直接領導兩人中有一個被調走，不能再在一起工作，我們都會有一種失落感（QGXR3）。

4）如果我向直接領導傾訴我的問題，我知道他會關心我并給我提出有建設性的意見（QGXR4）。

5）在我與直接領導的工作關系中，我們都投入了大量的情感（QGXR5）。

6）根據我與直接領導的接觸，我沒有理由懷疑他的工作能力（RZXR1）。

7）我相信直接領導不會在工作中粗心大意，導致我的工作變得更難以完成（RZXR2）。

8）大多數人，即使不是我的直接領導親近的朋友，都會信任并且尊重他（RZXR3）。

9）與我的直接領導打交道的周圍其他同事認為他是值得信賴的人（RZXR4）。

（2）領導行為。懷特利5種管理者可信行為的研究非常經典，而韋慧民提出的中國文化背景下管理者可信行為的結構與之非常接近。因此，本文基本上采用韋慧民的五維度管理者可信行為量表（正直行為ZZ、領導角色勝任JSSR、公正行為GZ、指導行為ZD與控制權分享KZQ）；但根據文獻綜述和相關假設加入了一個關懷維度（關懷行為GH），該維度測量項目采用李超平和時勘的中國式變革型領導問卷個性化關懷維度部分。

1）我的直接領導所做的行為和他/她所說的是一致的（ZZ1）。

2）如果我的直接領導說要去做一件事，他/她一定會去做（ZZ2）。

3）我的直接領導在不同場合的行為表現都是一致的（ZZ3）。

4）我的直接領導會遵守諾言，說到做到（ZZ4）。

5）我的直接領導思維嚴謹，所做的決策通常能讓下屬愿意接受（JSSR1）。

6）我的直接領導善于激勵下屬更努力地工作（JSSR2）。

7）我的直接領導對下屬的工作指示明確清楚（JSSR3）。

8）我的直接領導能深入現場了解下屬工作實際進展情況（JSSR4）。

9）我的直接領導一視同仁，平等地對待下屬（GZ1）。

10）我的直接領導為下屬提供公平競爭的機會（GZ2）。

11）我的直接領導根據規章制度而不是與下屬的私人感情做決策（GZ3）。

12）我的直接領導主動幫助和指導我解決工作中的問題（ZD1）。

13）我的直接領導為我提供有關職業發展的指導（ZD2）。

14）我的直接領導為我提供職業發展信息和機會（ZD3）。

15）我的直接領導會花時間聽我講碰到的工作問題，提高我對工作的信心（ZD4）。

16）我的直接領導幫助我提高對自身工作角色的認識，使我更好完成工作（ZD5）。

17）我的直接領導平常會向我噓寒問暖（GH1）。

18）在我有急難時，我的直接領導會及時伸出援手（GH2）。

19）我的直接領導關心員工的福利，會為我們爭取合理的權益（GH3）。

20）我的直接領導做決策的時候經常征求下屬的意見（KZQ1）。

21）我的直接領導做決策時會采納下屬的合理建議（KZQ2）。

22）我的直接領導給下屬表達意見的機會（KZQ3）。

23）我的直接領導會認真考慮下屬的不同意見（KZQ4）。

（3）員工信任傾向（XRQX）。該維度測量項目采用王飛雪等學者開發的一般信任量表。

1）社會上大多數人是誠實的、善良的（XRQX1）。

2）受人信任時大多數人將做出相應回報（XRQX2）。

3）信任別人通常帶來好的而不是壞的結局（XRQX3）。

（4）組織環境。本文將組織環境方面影響因素分為制度規范（ZDGF）和信息溝通（XXGT）兩個方面。其中，“制度規范”量表改編自徐雷公平公正性和健全合理性測量表和羅賓遜（Robinson）設計的問卷，“信息溝通”量表改編自格斯特和康韋（GuestConway）的組織溝通行為問卷和蓋乃誠的組織氣氛量表。

1）總的來說，社會法律法規及你所在組織的規章制度是公平公正的（ZDGF1）。

2）你認為法律法規或你所在組織的規章制度基本不存在漏洞（ZDGF2）。

3）你和你的同事都認為法律法規及公司的規章制度會保護你們的利益（ZDGF3）。

4）上級領導經常鼓勵大家坦白表達意見，和上級相反也沒關系（XXGT1）。

5）我常常向上級領導提出建議，以完善組織中有待改進之處（XXGT2）。

6）我和同事之間經常交換信息（XXGT3）。

7）我清楚哪些渠道提供的信息是可信的（XXGT4）。

（5）員工工作滿意度（MYD）。該維度測量項目采用李晉采用的工作滿意度量表㈣。

1）我很樂意推薦我的朋友干我這種工作（MYD1）。

2）假如重新選擇，我還是會選擇現在這個工作（MYD2）。

3）總的來說，我對自己現在的這個工作感到很滿意（MYD3）。

2.3 研究樣本

本研究以湖南省張家界市酒店為調查樣本，且將研究總體進一步限定為張家界市三星級以上酒店。截至2011年年底，該市共有五星級酒店10家、四星級酒店14家、三星級酒店16家，本文將抽樣框限定在這40家酒店。根據酒店名單隨機選取16家酒店，每家酒店委托人力資源部按工號隨機選50名酒店基層員工進行問卷調研。大規模調研于2012年2月至4月中旬開展，在16家酒店共發放問卷800份，共回收問卷682份，回收率為85.25%。為避免被測者趨中性回答，本問卷采用6分制，從1到6表示不符合到符合的程度，“1”表示“非常不符合”，“6”表示“非常符合”。回收的問卷還根據以下原則進行了刪除：（1）填寫明顯呈規律的；（2）缺失10題以上的；（3）前后矛盾的（在實際調查問卷中設置了反向條款）。最終，得到有效問卷486份，有效回收率為71.26%。

3 實證研究

3.1 效度和信度分析

3.1.1 效度分析

效度主要包括內容效度和建構效度。內容效度主要依賴同領域研究者對定義的認同，本研究所采用問卷均采用成熟且使用廣泛的量表，在使用之前與酒店業專家進行了多次溝通，且根據本文研究目標進行了適當修改，因此可以認為本研究所采用的問卷具有較好的內容效度。建構效度是指量表能夠衡量某一概念的程度，研究中一般用驗證性因子分析來檢測量表的建構效度，即只要驗證性因子分析模型擬合情況良好，且潛變量與測量題型之間的系數具有統計顯著意義則可認為該量表的建構效度較好。各潛在變量測量模型的路徑系數及臨界比率（critical raito，CR）值見表1。

表1顯示各潛變量和對應標識變量之間的路徑系數（標準化之后）均不低于0.4，且CR值大于1.96，表明各量表通過相關效度驗證性要求；各潛在變量測量模型的卡方擬合指數（x²/df）均小于3，相對擬合指數（RFI）、規范擬合指數（NFI）、增量擬合指數（IFI）、比較擬合指數（CFI）、Tucker-Lewis指數（TLI）均大于0.9，近似誤差均方根（RMSEA）小于0.08，表明擬合狀況良好。各潛在變量量表設計不存在效度問題，測量有效。

3.1.2 信度分析

信度指測量的一致性，即一個好的量表，其測量結果應在多次測評中保持一致。克朗巴哈系數（Cronbach’sα）是一種很好的信度度量方式，其值大于0.7以上，表示信度較佳。本文用SPSS軟件的信度分析，匯總結果見表2。

由表2可知，所有潛在變量的克朗巴哈系數值均高于0.7，并且總體系數高達0.872，因此本次調查的結果總體信度表現較好。

3.2 整體結構方程模型及其假設檢驗

3.2.1 整體結構方程模型

樣本數據呈正態分布是使用結構方程模型的前提條件。本研究得出的數據經正態分布偏度和峰度系數檢驗，結果均在可接受的范圍內，可以進行結構方程模型分析。其中，卡方擬合指數x²/df是直接檢驗樣本協方差矩陣和估計方差矩陣之間的相似程度的統計量，其理論期望值為1。x²/df越接近1，表示模型擬合越好。在實際研究中，x²/df接近2，認為模型擬合較好；樣本較大時，合理與否的標準可放寬至5。一般來說，RMSEA小于0.08說明擬合情況較好，小于0.05則擬合很好，大于0.1則表明擬合很差。實際研究中，由于模型擬合對象較為復雜，所含變量較多等原因，某些擬合指標可能無法滿足要求，研究人員可根據具體情況，適當降低要求，如RFI、NFI、IFI、CFI和TLI。另外，標準化載荷系數要求一般不能低于0.4，對應的CR絕對值要求超過1.96。

運行情感信任影響因素結構模型，結果顯示正直、角色勝任、信任傾向、制度規范等因素對情感信任的影響不顯著；運行認知信任影響因素結構模型，結果顯示關懷、信任傾向、控制權分享等因素對認知信任的影響不顯著；運行員工領導信任對員工工作滿意度影響結構模型，結果顯示情感信任、認知信任因素對員工工作滿意度的影響顯著。

重新檢查模型，將作用最不顯著的因素依次剔除，并綜合考慮結構方程模型的擬合指標和復雜性等因素，所得結果如圖1所示。

3.2.2 模型擬合指數、路徑系數和假設驗證

各模型擬合指數、路徑系數和假設驗證情況如下：

（1）模型擬合指數結果見表3。

（2）路徑系數及CR值結果見表4。

從表3來看，認知信任、滿意度模型各項擬合指標情況較好，情感信任模型多數指標雖然沒有達到結構方程模型相關要求，但都比較接近。在實際研究中，某些擬合指標可能無法滿足模型相關要求，但研究人員可根據具體情況，適當降低要求。考慮到本文研究對象的復雜性，以及擬合的變量較多、擬合的模型較復雜等原因，本研究中情感信任模型所獲得的指標仍然是可以接受的。相應地，從表4來看，對應的結構方程模型路徑系數也具有實際參考意義。

（3）假設驗證結果。數據分析表明，除H1a（正直一情感信任）、H2a（角色勝任一情感信任）、H7a（信任傾向一情感信任）、H8a（制度規范一情感信任）以及H5b（關懷一認知信任）等沒有獲得支持外，其他假設均通過。研究結果與已有研究成果大部分相同，但也有部分差異，這也實現了本文研究的初衷：即對已有研究成果的進一步驗證鞏固了已有理論，以及在模型更為系統、研究樣本更為有針對性的考慮下拓展員工領導信任主題研究。

4 結論

本文的研究表明：第一，員工領導情感信任主要受領導公正行為、指導行為、關懷行為、控制權分享、信息溝通5個方面因素的影響，酒店企業領導正直行為、角色勝任、信任傾向、制度規范4個因素對員工領導情感信任影響不顯著。研究結果與已有研究成果大部分相同，如韋慧民的研究支持公正行為、指導行為、控制權分享行為對情感信任的作用顯著，正直行為、管理者勝任行為對情感信任的作用不顯著；李晉的研究表明信息溝通對情感信任的作用顯著，制度規范、信任傾向對情感信任的作用不顯著。但本文進一步驗證了領導對員工的關懷行為也是影響員工領導信任的領導行為方面的一個重要因素這一假設，這與懷特利、黃維德的研究結果一致。

在情感信任的影響因素當中，領導關懷行為的標準化路徑系數最大。這充分說明領導對員工日常工作關懷的重要性。酒店企業領導對下屬利益和需求的關心和敏感，保護下屬的利益，才會取得員工對領導的親密認同，進而提高員工對領導的情感信任。

第二，員工領導認知信任主要受領導正直行為、角色勝任、公正行為、指導行為、控制權分享、信任傾向、制度規范、信息溝通8個方面因素的影響，關懷行為對員工領導認知信任影響不顯著。研究結果與已有研究成果大部分相同，如韋慧民的研究支持正直行為、管理勝任、公正行為、控制權分享行為對認知信任的作用顯著；李晉的研究表明信任傾向、制度規范、信息溝通對認知信任的作用顯著。與前人研究結果不同的是：關懷行為對員工領導認知信任影響不顯著，筆者認為可能是因為關懷行為更多地影響基于親密認同構建的情感信任，而非基于理性分析形成的認知信任；韋慧民的研究認為領導指導行為對員工領導認知信任影響不顯著㈣，但筆者認為領導指導行為能讓員工增加了解領導尤其是直接領導的機會和程度，進而更有利于促進員工對領導認知信任的構建。例如，領導在幫助和指導員工解決問題或提供職業發展指導的同時，也展示了領導在能力、經驗等方面的優勢，這些都無疑給員工對領導的認知信任層面加分。

在認知信任的影響因素當中，領導公正行為的標準化路徑系數最大，與之接近的是領導正直行為。這充分說明酒店企業領導尤其是直接領導在員工面前展示公正、正直的形象，有利于在與下屬的互動中產生一種可依可靠的認知，從而對員工領導認知信任的構建產生重要影響。這也驗證了員工領導認知信任定義所言，員工主要依據領導品行、聲譽等尋找領導可信性的證據，以此建立員工對領導認知信任。信任傾向對于員工領導認知信任的顯著影響從另一個角度說明了僅從信任對象維度考慮員工領導信任的影響因素，而忽略信任方特征的重要影響有失偏頗。

第三，員工領導情感信任和認知信任均對員工工作滿意度產生顯著正向影響，這與前人研究結果相同。這證明較高的員工領導情感信任或認知信任都能提高員工對工作本身的內在滿足程度，提高對于工作等方面的評價，和降低因對領導信任不足而產生的焦慮感等負面影響。另外，認知信任較情感信任對員工滿意度的影響更大，這可能是因為企業內部領導和員工的關系并不平等，領導控制著大部分資源，員工的利益部分地掌握在領導手中，因而員工在與領導交往的過程當中，會帶有更多謹慎而理智的分析和判斷，只有員工認為值得信任的領導，員工才會對工作投入更積極的態度和行為。

[責任編輯：劉魯；責任校對：魏云潔]