領導風格對員工績效的影響：自我監控的調節作用

朱金強 張麗華

摘要：對領導行為有效性的探討一直是領導理論的中心議題。文章實證檢驗了領導風格對員工績效的影響，以及自我監控人格特質的調節作用。研究結果表明：員工導向的領導風格正向影響員工的周邊績效，而任務導向的領導風格正向影響員工的任務績效，自我監控人格特質調節了員工導向的領導風格與周邊績效的關系。

關鍵詞：任務導向；員工導向；自我監控；任務績效；周邊績效

一、 引言

領導風格一直是學術界關心的一個重要話題，目前，我國正處在經濟結構轉型時期，中國的企業面臨著很大的挑戰，如何提高領導水平？如何提高員工績效？以及如何更好的運用領導理論提高員工績效等問題，成為學者們關注的重點。因此，領導風格與員工績效關系的研究引起了國內外眾多學者的廣泛關注（Koene，Vogelaar & Soeters， 2002；方陽春，2014；吳繼紅、吳敏、陳維政，2012）。

二、 文獻回顧和研究假設

1. 領導風格與員工績效。從早期的俄亥俄州立大學的開創性研究，到密歇根大學、管理方格論的拓展，再到領導權變理論（Fiedler & Chemers，1967；Kahn & Katz， 1952），均圍繞著各種領導行為有效性進行研究。在這些研究中，將領導風格劃分為2個維度：員工導向與任務導向。員工導向領導風格主要強調領導者與員工關系的維護，關心與尊重員工的需要；任務導向領導風格則強調領導者通過嚴格監督與控制員工以保證生產任務的完成，將員工視作是完成工作的手段或工具（Blake & Mouton，1964；Kahn & Katz，1952）。

Motowildo和Borman（1997）將員工績效分為任務績效和周邊績效：任務績效（Task Performance）是指實際的工作產出，與員工的工作能力、工作態度和工作經驗密切相關。周邊績效（Contextual Performance）是指與直接工作無關，但會間接影響到團隊績效的工作產出，與有效溝通，人際關系維護，部門工作氛圍渲染等密切相關。Motowidlo 和Van Scotter（1994）認為任務績效和周邊績效對總體績效的作用是獨立的，并證實了兩者的獨立性。王輝，李曉軒，羅勝強（2003）研究結果表明，任務績效和情境績效在結構上是可以分開的。

周邊績效也稱關系績效或情境績效，主要指的是與周邊行為有關的績效，具體表現在內部氛圍的促進和影響（陳勝軍，2008；韓翼、廖建橋，2006）。周邊績效對組織的業務本身沒有直接貢獻，但它卻在一個方面保證了組織內的有效溝通，對人際溝通或部門合作溝通起潤滑作用。周邊績效可以營造良好的工作氛圍，對組織任務的完成有促進和催化作用，同時可以幫助員工任務績效的完成以及提高整個團隊和組織績效（陳勝軍，2008）。Borman和Motowidlo（1993）描述了周邊績效的五個方面：一是自覺完成額外的工作；二是當被需要完成重要的工作時，能夠保持熱情；三是樂于幫助別人完成工作、樂意與他人合作；四是當個人出現不便因素時也會盡量遵守規則；五是會公開的贊同和維護組織的目標，并通過實際行動主動支持組織目標。

根據社會交換理論，當領導以員工為導向，關心員工時，作為交換，員工也會做出更多的利于組織的行為，從而提高員工的周邊績效。即員工導向的領導風格會促進員工的周邊績效。相關實證研究表明，員工導向的領導風格能夠有效地提高員工的工作滿意度（劉平青、王雪、劉冉等， 2013），進而提高員工的周邊績效。

基于社會交換理論和前人的相關研究，我們提出如下的假設：

假設1：員工導向的領導風格正向影響員工的周邊績效。

在企業中，員工的任務績效具體表現為完成工作的數量、質量等（羅正學、朱霞、陳靜等，2006）。任務績效是明確的、是由領導指派給員工并完成的本職工作。當領導以任務為導向時，領導會嚴格監督與控制員工以保證生產任務的完成，從而提高員工的任務績效。因此，我們認為：

假設2：任務導向的領導風格正向影響員工的任務績效。

2. 自我監控人格特質的調節作用。自從Snyder（1974）提出自我監控（Self-monitoring）的概念后，受到了學術界的廣泛關注。自我監控是一種人格特質。這種特質是相對穩定的，它反應個體對自我行為的調控能力隨著社交環境的變化而表現出不同狀態（Snyder，1974）。自我監控又稱自我管理，是指個體對自身的心理與行為的主動控制和調整，從而達到預定的目標（肖崇好，2005）。高自我監控者表現出相當高的環境適應性，他們非常善于根據不同情境，以及面對不同的個體采取不同行為；而低自我監控者則無法偽裝自己，傾向于隨時都表現出自己真實的性情和態度 （肖崇好，2005）。

高自我監控者對環境線索十分敏感，能根據不同情境采取不同的行為。對高自我監控的員工來說，當他們感覺領導重視任務時，他們就會表現出更多的有利于任務完成的行為，從而提高員工的任務績效；當他們感覺領導關心員工時，他們也會表現出更多的有利于同事的行為，從而提高員工的周邊績效。因此，我們提出如下假設：

假設3：自我監控人格特質調節了員工導向的領導風格與員工周邊績效的關系，對于高自我監控的員工，員工導向的領導風格對周邊績效的影響更強；

假設4：自我監控人格特質調節了任務導向的領導風格與員工任務績效的關系，對于高自我監控的員工，任務導向的領導風格對任務績效的影響更強。

綜上，本研究的研究模型如圖1。

三、 研究方法

1. 問卷設計和數據收集。本研究的調查問卷分為員工問卷和主管問卷，配對發放，主管評價下屬的任務績效和周邊績效，下屬評價領導的領導風格。其中員工問卷包括領導風格量表和自我監控人格特質量表，主管問卷包括員工的任務績效和周邊績效。采用6點量表的尺度進行測量，其中1為“完全不符合”，2為“不符合”，3為“不太符合”，4為“有點符合”，5為“符合”，6為“非常符合”。為了保證量表測量的有效性，在針對大樣本發放調查問卷之前，小批量的發放了30份的測試問卷進行預調研，然后依據預調研結果，對調查問卷量表進行相應的修訂與完善，最終確定了正式測量的問卷。

本次調查對象為企事業單位的在職員工，員工問卷和主管問卷配對發放，采用實名制配對方法，一份主管問卷和對應的一份員工問卷，記1套問卷，共發放200套，回收168套，其中有效問卷160套，問卷回收率84%，有效問卷回收率為80%。

從調查樣本的人口統計學特征來看，男性占44.6%，女性占56.4%；具有本科學歷的被調查者最多，占52.4%，其余依次是研究生及以上占38.1%，大專占5.4%，初中及以下占0.6%；已婚者占50.6%；平均年齡為29.84歲（SD=5.977）；平均工作年限為4.055年（SD=5.41）。

2. 變量測量。因變量員工績效的測量采用陳勝軍（2008）開發的量表，共8個測量條目，前4個測量任務績效，李克特6點計分，典型條目如“能夠準確地完成自己的工作目標”“我的工作質量保持了很高的水準”，“我在工作時間的利用率上較高”等。一致性系數α為0.843。后4個測量周邊績效，采取李克特6點計分，典型條目如“經常幫助他人完成工作”，“主動承擔本職工作以外的其他工作”，“愿意盡自己最大的努力工作”等。一致性系數α為0.802。

自變量領導風格的測量采用Koene，Vogelaar和 Soeters（2002）開發的量表，共11個測量條目，李克特6點計分，其中前4個測量任務導向維度，典型條目如“規定下屬應該做什么以及如何做”，“給出明確的績效標準”等，一致性系數α為0.758。后7個測量員工導向維度，典型條目如“主管關心下屬的福利”，“和主管交談時，感到自在、輕松”，“采納下屬的建議”等，一致性系數α為0.912。

調節變量自我監控人格特質的測量采用肖崇好（2005）開發的量表，共8個測量條目，李克特6點計分，典型條目如“為了與人相處并讓人喜歡， 如何符合人們的期望往往是我首先考慮的問題”，“對于實際上不喜歡的人，我可能裝的很友好”，“當我在某種社交場合中拿不準該怎么做時，我就以別人的行為作為樣板”。一致性系數α為0.645。

控制變量。本研究把企業性質、學歷、性別、年齡、婚姻等人口統計學變量作為控制變量，以檢驗自變量對因變量的凈效應。

3. 數據分析。采用SPSS 22.0和LISREL 8.7進行統計分析。首先，通過驗證性因子分析檢驗各變量間的區分度，并對可能存在的同源偏差進行檢驗。其次，采用層級回歸檢驗研究假設。

四、 研究結果

1. 信度檢驗。信度檢驗的結果表明，除自我監控變量的Cronbach's a系數在0.645以外，其余各個變量的Cronbach's a系數均大于0.70，說明本研究的問卷信度較高。

2. 同源偏差檢驗。盡管采用配對方式收集數據，這在一定程度上減輕了同源偏差的影響，但不可能完全消除同源偏差問題。本研究使用EFA方法做了Harman 單因子檢驗。結果表明，在EFA 中，第一個因子變異占總變異量的比例為27.032%，小于50%（Hair，Anderson & Tatham et al.，1998）；這些結果表明，同源偏差并非一個嚴重問題，不會對本研究變量間的關系帶來實質性影響。

3. 區分度檢驗。本研究采用驗證性因子分析檢驗研究中5個變量（任務導向、員工導向、自我監控、任務績效、周邊績效）的區分度。LISREL 8.7運行結果顯示模型擬合良好（χ2=1140.65，df=314，χ2/df=3.63，RMSEA=0.080，CFI=0.960，NNFI=0.950），表明本研究所涉及的5個變量在內涵與測量方面具有足夠的區分度。

4. 相關分析。各變量的均值、標準差和相關系數如表1所示。從表1可以看出，任務導向維度與任務績效顯著正相關（r=0.348，p<0.01），員工導向維度與周邊績效顯著正相關（r=0.474，p<0.01），這說明主管領導越關心任務，員工的任務績效越高，員工工作的效率越高，工作成績越好；主管領導越關心員工，員工的周邊績效越高，員工工作的主動性越強，越愿意幫助其他員工，團隊更加和諧向上。為假設1、假設2提供了初步支持。

5. 假設檢驗。采用層級回歸檢驗研究假設，模型1、模型4先放入控制變量，模型2、模型5放入自變量，模型3、模型6放入調節變量、自變量和調節變量的乘積項。結果如表2所示，員工導向維度對員工的周邊績效具有顯著的正向影響（β=0.367，P<0.001），假設1得到支持。任務導向維度對員工的任務績效具有顯著的正向影響（β=0.232，P<0.05），假設2得到支持。員工導向與自我監控的乘積項系數顯著（β=0.190，P<0.05），表明自我監控調節了員工導向與周邊績效之間的關系，假設3得到支持。但任務導向與自我監控的乘積項系數不顯著，假設4沒有得到支持。

五、 結論與討論

本研究在借鑒國內外相關研究成果的基礎上，首先從理論上提出了領導風格對員工績效的影響，并檢驗了自我監控對領導風格與員工績效的調節作用。研究結果表明：員工導向的領導風格正向影響員工的周邊績效，而任務導向的領導風格正向影響員工的任務績效，自我監控人格特征調節了員工導向的領導風格與周邊績效的關系。這一研究結論豐富了領導風格的相關研究，并對實踐管理具有一定的啟示：

1. 員工導向的領導者應加強任務管理，加強對目標及任務的關注，可以通過更加明確可衡量的績效目標來實現，同時在績效達成的過程中給予員工足夠的指導，例如明確規定下屬應該做什么以及怎么做，相應的標準是什么，工作如何部署，需要哪些資源，以提高員工的任務績效水平。

2. 任務導向的領導者應加強對員工的關心，比較快速的方法是通過非常規的渠道實現與員工的溝通，在和員工交談的過程中，應讓員工感到自在；關心下屬的福利，關心下屬的職業發展，認真考慮下屬的建議，幫助下屬解決工作和生活中的難題，考慮下屬的價值并為員工的職業發展做考慮。這樣有助于提升下屬的周邊績效，使得員工工作更加積極主動，更加容易管理，團隊的氛圍也能夠更好的融合。

除了更多的溝通和交流之外，任務型的領導者也需要適當的進行授權，并在一些比較重要的決定前，讓更多的下屬參與到討論中，盡可能避免直接命令式的工作安排。

總之，在實際的領導過程中，應加強對于領導風格的培養，提高對領導風格的塑造，在關心任務的同時，加強對員工的關心。這樣既能保證正常工作的有效開展和高質量完成，也讓員工感到領導的重視與關心，提升員工的工作投入度。使得關心任務與關心員工均衡發展，相輔相成，讓員工的任務績效和周邊績效能夠同時穩步上升。從而營造一個良好的工作氛圍、提高員工的整體工作效率。

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基金項目：中國人民大學2014年度拔尖創新人才培育資助計劃成果。

作者簡介：張麗華（1957-），女，漢族，遼寧省大連市人，中國人民大學勞動人事學院教授、博士生導師，研究方向為領導、戰略人力資源管理；朱金強（1985-），男，漢族，山東省濰坊市人，中國人民大學勞動人事學院管理學博士生，研究方向人力資源管理、領導。

收稿日期：2015-09-21。