家長式領導對員工建言行為激勵內化機制研究
——中庸思維調節下的跨層次分析

馬 鵬，蔡雙立

(天津財經大學商學院，天津 300222)

一、引 言

現代企業處于超競爭時代，所面臨的環境具有高度不確定性，很難單純地依賴管理層智慧來解決企業發展中的種種問題，這使得員工建言獻策成為企業持續獲得競爭優勢和創新的源泉。從海底撈員工發明加長火鍋筷子到阿里巴巴數據中心利用千島湖水為服務器降溫，都體現了員工建言在創新和績效提升中的作用。

建言行為屬于員工角色外組織公民行為，旨在促進組織變革和創新，是一種積極的、具有建設性的、自我啟動的主動行為[1]。建言行為的人際互動特性使得領導成為影響員工建言的重要情境線索。以往研究主要考察了不同領導風格、領導部屬關系對建言行為的影響與作用[2][3]，并有針對性地展開了家長式領導的本土化研究[4][5]，然而這些研究仍然存在以下不足：首先，領導是建言行為決策過程的觸發點，但作為外因，其對建言的激勵內化作用機理仍不明晰。參與此過程的內外激勵要素之間的交互效應仍需深入探究。其次，根據自我概念理論，激勵內化具有顯著的文化情境性。倡導“家文化”和“和為貴”的中國人行事強調“中庸”，由于顧忌面子和關系 ，員工在人際沖突面前選擇回避、沉默甚至惜諫。那么不同中庸思維水平下的員工是否對建言行為的激勵要素呈現出敏感性差異？為此本研究嘗試從領導、個體、文化價值觀三個層面跨層次分析建言行為的激勵內化過程，探究內外因的作用路徑，了解“中庸思維”在此過程中的邊界效應，為激發員工建言主動性，鼓勵其組織公民行為，提升組織績效提供理論依據與參考。

二、文獻綜述與研究假設

(一)家長式領導風格與建言行為

東方社會的“泛家族化”制度安排使恩威并重的家長式領導風格更適合中國式的管理實踐。該領導方式具有人治主義傾向，既體現出領導仁慈的一面，也要求員工對領導絕對服從、依賴及信任[6]。家長式領導最初包含兩個維度“施恩”和“立威”，進而發展出仁慈、德行和威權三個維度。威權領導要求下屬毫無保留地服從上級，遵從其絕對權威；仁慈領導體現出上級對下級的人文關懷和錯誤容忍；德行領導強調領導以身作則、正直盡責等樹德行為。

家長式領導風格具有長期導向性，強調尊嚴、組織忠誠和團隊和諧，這些特質影響員工與組織的溝通[7]。首先，中國社會交往遵從互惠原則，領導對員工的關懷和寬容有助于增進信任感，拉近了上下級關系進而產生情感承諾。出于感激或關系負債的互惠義務感，員工積極進言獻策作為對領導的回報。其次，領導公平公正的行事風格降低了員工的心理壓力和負面預期，有利于開放式溝通。另一方面領導誠信正派的德行營造出積極正面的組織氛圍，員工往往會效仿其品德言行，更愿意表達真實想法。最后，威權領導采用嚴苛的管理手段，不允許員工對領導權威的挑戰，加深了他們的逆反心理和對領導的敬畏。這種員工與領導之間的心理芥蒂使得員工不敢暢所欲言，更傾向于保留意見。基于以上論述，提出如下假設：

H1：家長式領導風格與建言行為存在相關關系。

H1a：仁慈領導對建言行為具有正向作用；

H1b：德行領導對建言行為具有正向作用；

H1c：威權領導對建言行為具有負向作用。

(二)上司支持感在家長式領導風格影響建言行為關系中的中介作用

Kottke & Sharafinski(1988)認為組織承諾具有雙向性，既反映員工對領導的忠誠，也體現領導對員工的承諾，而后者則被界定為組織支持感[8]。根據組織擬人化理論，上司充當了組織的代理人，因此上司支持感是組織支持感在領導部屬關系中的具體移植和運用，表達為員工對上司重視他們貢獻、關心他們福祉程度的總體看法和信念。

基于社會交換理論，員工的付出與價值得到企業重視和保證時，這種支持性關系知覺使員工產生了對企業的信任、感激和義務感，表現出更多超越職責范圍的行為，推動建言由角色外的自愿行為轉化為角色內的自覺行為[9]。根據自我決定理論，上司支持感有助于提高員工的心理授權感，建言過程中的上下級互動增強了員工的認知體驗，強化了其參與組織決策的積極性，提升了員工的工作自主性與效能感知[10]。

領導的人文關懷和對錯誤的寬容態度拉近了與下屬的心理距離，形成關系認同，進而產生社會吸引，提高員工的組織歸屬感和溝通開放性。德行領導所展現的合乎道德、不偏不倚的行事風格保證了上下級的互動公平與公正，提升了員工對上司的信任程度和支持性感知，降低了建言的負面效果擔憂[11]。威權領導所表現出的立威和控制容易在上下級之間產生心理隔閡，形成高權力距離的組織氛圍。員工很難感受到上司的認可和關照，抑制了思想的表達。基于以上論述，提出如下假設：

H2：家長式領導風格與上司支持感存在相關關系。

H2a：仁慈領導對上司支持感具有正向作用；

H2b：德行領導對上司支持感具有正向作用；

H2c：威權領導對上司支持感具有負向作用。

H3：上司支持感對建言行為具有正向作用。

(三)心理安全感在家長式領導風格影響建言行為關系中的中介作用

心理安全感描述了個體對其工作環境中人際關系風險結果的感知。May等(2004)發現心理安全感容易被企業中人和制度所影響，其中領導的作用最為顯著[12]。仁慈領導對于員工的錯誤會給予指導及改正機會，形成了寬容性和支持性組織氛圍。Nembhard和Edmondson(2006)的研究發現，管理開放性與包容性領導風格容易讓員工卸下建言中的顧慮與思想包袱[13]。德行領導展現出的以身作則、公正無私會通過認同效仿增進人際和諧提升員工的心理安全。威權領導的專權和監控會使員工加重心理壓力，高權力距離導致人際關系的不和諧和不平等降低其心理安全，進而導致其采取不作為的態度保持緘默。Milliken等(2003)指出家長式領導可以通過心理安全的感知促進或抑制員工的建言行為[14]。基于以上論述，提出如下假設：

H4：家長式領導風格與心理安全感存在相關關系。

H4a：仁慈領導對心理安全感具有正向作用；

H4b：德行領導對心理安全感具有正向作用；

H4c：威權領導對心理安全感具有負向作用。

H5：心理安全感對建言行為具有正向作用。

(四)中庸思維對中介效應的調節作用

中庸思維是中國文化情境下最具典型性的文化特征，要求為人處事關注驅動人際關系的動力及這些要素之間的互動作用，因此中庸思維可以解釋相同情境下的個體行為差異[15]。中庸思維首先強調的就是“致中和”的和諧觀，要求采取顧全大局的方式，在提升組織凝聚力的基礎上處理矛盾沖突。其次，“過猶不及”和“執兩用中”是中庸思維的核心，反對激進行為，要求在“過”與“不及”連續體中尋求適度點。具體到員工行為上，高中庸思維者會在建言中顧及他人的感受，通過自我約束控制情緒，斟酌建言過程中的措辭與方式[16]。最后，“權變適中” 強調為人處事與其所處的情境相契合。高中庸者往往具有采擇能力，能夠換位思考，更容易理解他人的想法、意圖和感受。他們的情境參考線索更為多元，既包括事前環境、事后結果，也包含與之相聯系的人際關系，通常會根據形勢變化審時度勢地靈活處理問題。而低中庸思維者則對這種變化反應遲鈍，表現出默守成規和固執己見。段錦云和凌斌(2011)的研究發現中庸思維與促進式建言正相關[17]。何軒(2009)發現員工的中庸思維在互動公平與沉默行為中起調節作用[16]。張軍偉和龍立榮(2016)認為中庸思維在寬恕氛圍和員工人際公民行為關系之間具有調節效應[18]。基于以上論述，提出如下假設：

H6：中庸思維在上司支持感、心理安全感與建言行為之間具有正向調節作用。

H6a：中庸思維正向調節上司支持感對建言行為的作用，即高中庸思維的員工在上司支持感相同的條件下比低中庸思維的員工表現出更強的建言傾向；

H6b：中庸思維正向調節心理安全感對建言行為的作用，即高中庸思維的員工在心理安全感相同的條件下比低中庸思維的員工表現出更強的建言傾向。

本文的研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

三、研究設計

(一)樣本與數據收集

本研究的樣本主要來自北京、天津、上海、廣東等省市三星級以上的酒店員工，涵蓋商務、度假、精品等不同類型酒店，以期達到樣本多樣性和全面性的目的。問卷調研分為兩個階段，首先根據文獻原始量表設計問卷，在天津市幾家酒店做預測試并根據測試結果修正題項；其次，將問卷交于各酒店的部門經理向員工發放填寫以期保證問卷的有效性。共發放309份問卷，剔除無效問卷后剩余245份，問卷有效率為79.3%。樣本結構特征顯示：男性員工占比59.1%；90后和80后員工占比較高，達到83.4%；本科以上學歷占比51.8%；67.2%的員工工齡少于5年；60.3%的員工來自基層。

(二)測量工具

(1)家長式領導。借鑒鄭伯塤等(2000)[19]開發的15個題項的量表，包含3個維度：仁慈領導，如“當我犯錯時，領導會給我改正的機會”；德行領導，如“領導為人正派，不會假公濟私”；威權領導，如“本部門大小事情都由領導獨自決定”。以上3個維度的Cronbach α系數分別為0.855、0.921、0.851。(2)上司支持感。參照Farh et al.(2007)[20]的研究，包含“如果我出于好意卻辦錯了事，上司會原諒我”等5個題項，Cronbachα系數為0.846。(3)心理安全感。借鑒Detert和Burris(2007[21]開發的量表，包含“在工作中，我可以自由地表達自己的想法”等5個題項，Cronbachα系數為0.834。(4)中庸思維。采用吳佳輝和林正義(2005)[22]開發的13個題項的量表，包含3個維度：多方思考，如“意見討論時我會兼顧相互爭執的意見”；整合性，如“我期待在討論的過程中可以獲得具有共識的結論”；和諧性，如“我發表意見時通常會考慮整體氣氛的和諧性”。以上3個維度的Cronbachα系數分別為0.824、0.866、0.833。(5)建言行為。參照Van Dyne等 (2003)[22]的研究，包含“我會積極向領導反映工作中出現的不協調問題”等5個題項，Cronbachα系數為0.867。本研究所有量表均采用個人自評式問卷，使用李克特5點計分法，依次將“非常不符合”到“非常符合”計為1至5分。

四、實證分析與結果

(一)共同方差偏差檢驗

本研究采用Harman單因子檢驗法，將所有變量的題項進行未旋轉因子分析來考察共同方法偏差問題。數據分析結果表明第一個主成分的方差解釋變異為19.42%，小于總變異解釋67.11%的一半，可以判定共同方法偏差現象未對本研究造成嚴重影響。

(二)驗證性因子分析與收斂效度

驗證性因子分析采用了組合信度(CR)來判別模型的內部質量，采用平均方差抽取量(AVE)檢驗收斂效度，以極大似然法對各維度變量進行參數擬合。驗證性因子分析結果如表1所示。數據分析表明CR值均大于0.8，表明構面的內部一致性較好；AVE值均大于0.5，表明構面的方差解釋力較好。χ2/df小于5，GFI、NFI、IFI和CFI值均大于0.8，RMSEA值小于0.10表明變量模型的擬合較為理想。

表1 驗證性因子分析擬合指數、組合信度和平均方差抽取量

(三)相關性檢驗與判別效度

如表2所示，由各變量相關系數可知，在領導風格方面，仁慈領導和德行領導與其他變量呈現顯著的正相關關系，而威權領導則存在顯著的負相關關系。其他變量之間也存在著顯著的正相關關系。這些結果初步支持了前面提出的相關假設。對角線上的各變量AVE平方根均大于其他因子相關系數的絕對值，表明變量之間具有良好的判別效度。

表2 描述性統計分析與相關性檢驗

注：** 表示P<0.05；對角線為各變量AVE平方根。

(四)中介效應檢驗

本文運用AMOS 22.0軟件繪制整體結構方程模型，檢驗上司支持感/心理安全感的中介效應。數據分析表明模型的擬合指數χ2/df=1.929，遠小于5，RMSEA=0.061，小于0.08， CFI=0.924，IFI=0.925，GFI=0.919，均大于0.9，而NFI=0.855，雖小于0.9，但考慮到模型的變量較多，所以數據可以接受。采用Bootstrap檢驗法把原始樣本作為整體，進行放回性重復抽樣，將抽樣計算獲取的乘積結果由小至大排列，選取2.5-97.5的分位數(95%置信區間)，若其中不包括0則表示具有中介作用。路徑分析結果如表3所示。

表3 中介效應路徑分析

續表

假設假設路徑關系路徑系數標準誤差C.R.P值置信區間假設檢驗H4a心理安全感<—仁慈領導0.3330.0983.3900.0000.059-0.698成立H4b心理安全感<—德行領導0.3680.0754.9050.0000.147-0.593成立H4c心理安全感<—威權領導-0.0720.073-0.9840.325-0.269-0.122不成立H5建言行為<—心理安全感0.4790.1044.6000.0000.181-0.782成立

由上表可知，家長式領導風格三個維度對建言行為的影響并不顯著，C.R.值均<1.96，同時P>0.05且置信區間包含0，因此假設H1不成立。

仁慈領導和德行領導對上司支持感和心理安全感的正向影響顯著(C.R>1.96，P<0.05， 置信區間不含0)，假設H2a、H2b、H4a、H4b成立。同時路徑系數表明仁慈領導(β=0.532)對上司支持感的作用要大于德行領導(β=0.234)，而德行領導(β=0.368)對心理安全感的建構作用大于仁慈領導(β=0.333)。雖然威權領導對上司支持感和心理安全感均具有負向作用但是不顯著(C.R<1.96，P>0.05， 置信區間含0)，因此拒絕H2c、H4c。

上司支持感和心理安全感對建言行為均存在顯著的正向作用(C.R>1.96，P<0.05， 置信區間不含0)，假設H3和H5得到支持。其中心理安全感(β=0.479)的作用大于上司支持感(β=0.206)。假設H1不成立表明家長式領導對建言行為沒有顯著的直接效應，上司支持感和心理安全感在該模型中具有完全中介作用。

(五)調節效應檢驗

本研究應用Hayes(2013)的SPSS宏程序PROCESS，以員工性別、年齡、教育程度、工作職位和工作年限為控制變量，考察上司支持感和心理安全感在領導風格和建言行為之間的中介效應是否受到中庸思維的調節。由于中介效應檢驗中威權領導子維度對中介變量的影響不顯著，因此后續討論中自變量只包括仁慈領導和德行領導。

表4 中庸思維對上司支持感的調節檢驗

注：*** 表示P<0.05。

由表4、6可知，四個模型整體擬合效果較好，F值在95%的置信區間顯著。性別、年齡、教育程度、工作年限以及工作職位等控制變量P值大于0.05，置信區間包含0區間，表明控制變量不影響數據分析結果。

檢驗上司支持感中介作用后半段是否受中庸思維的調節，表4結果表明：仁慈領導和德行領導顯著正向影響上司支持感(β值分別為0.67和0.66，P<0.05)；上司支持感對建言行為具有正向影響(β值分別為0.19和0.12，P<0.05)，中庸思維正向預測建言行為(β值分別為0.19和0.19，P<0.05)；上司支持感和中庸思維的交互項，無論自變量是仁慈領導和德行領導，都正向影響建言行為(β值分別為0.15和0.13，P<0.05)，表明中庸思維的調節效應顯著，假設H6a得到支持。通過均值加減一個標準差考察中庸思維作為調節變量在不同取值條件下的間接效應。PROCESS運行結果如表5所示，仁慈領導通過上司支持感對員工建言行為產生的間接影響在高水平中庸思維下達到顯著水平，間接效應為0.23(置信區間為0.08，0.40)，置信區間不含0；在低水平中庸思維下，該間接效應為0.03(置信區間為-0.13，0.15)，由于含0置信區間，因此間接效應不顯著。同理，德行領導通過上司支持感對員工建言行為產生的間接影響在高水平中庸思維下達到顯著水平，間接效應分別為0.17(置信區間為0.01，0.32)，置信區間不含0；在低水平中庸思維下，該間接效應為-0.01(置信區間為-0.11，0.11)，由于含0置信區間，因此間接效應不顯著。由此可見，無論是仁慈領導還是德行領導為自變量，高水平的中庸思維都正向調節上司支持感對建言行為的促進作用。

表5 在不同調節變量水平上領導風格通過上司支持感對建言行為的間接效應

檢驗心理安全感在家長式領導風格與建議行為之間的中介作用后半段是否受中庸思維的調節，表6結果表明：仁慈領導和德行領導顯著正向影響心理安全感(β值分別為0.58和0.66，P<0.05)；心理安全感對建言行為具有正向影響(β值分別為0.42和0.37，P<0.05)，中庸思維不能預測建言行為(β值分別為0.10和0.10，P>0.05)， 仁慈領導并不能預測建言行為(β=0.08，P>0.05)，而德行領導對建言有顯著的正向影響(β=0.14，P<0.05)；上司支持感和中庸思維的交互項，無論自變量是仁慈領導和德行領導，對建言行為的影響都不顯著(β值分別為0.06和0.07，P>0.05)，表明中庸思維的調節效果不明顯，拒絕假設H6b。

表6 中庸思維對心理安全感的調節檢驗

注：*** 表示P<0.05。

五、研究結論與理論貢獻

本文以家長式領導風格為邏輯起點，以上司支持感知和個體層面的心理安全感為中介，探討建言行為的激勵內化過程，并從文化價值觀視角分析中庸思維對以上作用機制的調節效應。主要結論和理論貢獻如下：

1. 本研究發現家長式領導對員工建言行為的直接效應并不顯著，這與Zhang等 (2015)[24]、段錦云和凌斌(2011)[17]等學者的研究存在差異。較之其他角色外行為，建言行為的自愿性、非獎懲性和高風險性導致員工更需要對情境線索進行分析，權衡利弊，考量風險后再做出建言決策[25]。家長式領導只是建言行為觸發機制的起點，屬于必要非充分條件。同時這種結論上的不一致也反映出西方建言理論在中國管理實踐應用中的變異性。另外，本研究細化了家長式領導三個子維度在建言行為生成機制中的作用。研究發現仁慈領導對上司支持感的作用要大于德行領導，德行領導對心理安全感的建構作用大于仁慈領導，而威權領導對以上兩者的負向影響作用均不顯著。

2. 本研究深化了對建言行為的觸發、認知和決策機制的理解。研究發現上司支持感和心理安全感正向影響員工的建言行為，心理安全感的作用大于上司支持感。雖然上司支持感為建言提供了情感動力、態度準備和行動參照，但是心理安全是建言行為發生的最近端屬于內因，其他外因往往通過心理因素發揮作用，是建言的決定性因素[26]。根據個人組織匹配理論，當個體價值觀與組織供應系統相適應時，員工會展現出積極的組織公民行為，但是建言屬于角色外行為依賴于員工主動性，這種自愿行為的前提是建言安全受到保障。

3. 根據情境相關理論，特質相關情境會強化或削弱弱特質對行為的影響。中庸思維在上司支持感和建言行為之間的調節效應顯著，而在心理安全和建言行為關系中的調節效應不顯著。一方面說明相對于心理安全感，上司支持感是建言行為的弱相關線索，表明個體對外因的反應和敏感程度依賴于認知心理的內化作用。另一方面中庸思維對領導和個體層面激勵要素內化效果的差異性表明建言行為具有特定的情境-個體交互性，揭示了文化價值觀對個體行為的影響路徑，豐富和拓展了建言行為的本土化研究。

六、管理啟示與展望

本研究對中國本土化管理具有如下啟示：(1)本研究發現仁慈領導有助于形成上司支持感，而德行領導則與心理安全感的構建有關，這就提醒企業管理者需要“以人為本”，采取柔性化管理，為員工提供個性化的人文關懷。另外，領導需要處事公私分明、堅持公平原則，完善和嚴格貫徹企業的規章制度。領導提供的情感支持和制度安排契合了員工的內在價值觀才更容易形成組織認同，更愿意投入到組織變革與創新中。(2)企業需要形成容忍失敗的寬容氛圍，特別是針對高中庸思維的員工，這種積極作用更為顯著。高中庸思維的員工考慮問題更為全面，決策參照點更為多樣。因此可以營造以和諧為目標、以包容為原則的組織氛圍，并輔以中庸水平測評了解員工中庸水平心理狀態，激發其創新行為的積極性。

本研究雖然取得一些有價值的結論，然而仍存在著如下的局限性：(1)本次調研樣本集中于酒店行業，未來研究可以將樣本拓展到其他行業，并采用比較研究以提高研究結論的普適性。(2)本次研究只涉及促進式建言，未來的研究可以從集體主義和中庸視角探討文化價值觀對抑制型建言的作用，以期達到研究的全面性與系統性。

參考文獻:

[1] Burris E.R.， Detert J.R.， Chiaburu D.S. Quitting Before Leaving: The Mediating Effects of Psychological Attachment and Detachment on Voice[J]. Journal of Applied Psychology， 2008， 93(4):912-22．

[2] 羅瑾璉， 趙佳. 真實型領導對員工建言行為的影響機理研究[J]. 軟科學， 2013， 27(12):41-44．

[3] 朱玥， 王曉辰. 服務型領導對員工建言行為的影響:領導-成員交換和學習目標取向的作用[J]. 心理科學， 2015，(2):426-432．

[4] 務凱，李永鑫， 劉霞. 家長式領導與員工建言行為:領導-成員交換的中介作用[J]. 心理與行為研究， 2016， 14(3):384-389．

[5] 段錦云. 家長式領導對員工建言行為的影響:心理安全感的中介機制[J]. 管理評論， 2012，24(10):109-116．

[6] 胡國棟， 王曉杰.中國情境下組織公民行為研究[J]. 財經問題研究， 2016,(4):3-10．

[7] Cheng B.S.， Chou L.F.， Huang M.P.， Wu T.Y.，Farh J.L.Paternalistic Leadership and Subordinate Responses: Establishing a Leadership Model in Chinese Organizations[J]. Asian Journal of Social Psychology， 2004，7(1):89-117．

[8] Kottke J.L.， Sharafinski C.E. Measuring Perceived Supervisory and Organizational Support[J]. Educational & Psychological Measurement， 1988， 48(4):1075-1079．

[9] 汪洪艷，陳志霞. 績效考核政治對員工組織公民行為的影響——差序氛圍的調節作用[J]. 經濟經緯， 2018， (1):286-297．

[10] Jin N.C. Change-Oriented Organizational Citizenship Behavior: Effects of Work Environment Characteristics and Intervening Psychological Processes[J]. Journal of Organizational Behavior， 2007， 28(4):467-484．

[11] 陳忠衛， 潘莎. 組織公正感的理論研究進展與發展脈絡述評[J]. 現代財經， 2012， (7):115-121．

[12] May D.R.， Gilson R.L.， Harter L.M. The Psychological Conditions of Meaningfulness， Safety and Availability and the Engagement of the Human Spirit at Work[J]. Journal of Occupational & Organizational Psychology， 2004， 77(1):11-37．

[13] Nembhard I.M.， Edmondson A.C. Making It Safe: The Effects of Leader Inclusiveness and Professional Status on Psychological Safety and Improvement Efforts in Health Care Teams[J]. Journal of Organizational Behavior， 2006， 27(7):941-966．

[14] Milliken F.J.， Morrison E.W.， Hewlin P.F. An Exploratory Study of Employee Silence: Issues that Employees Don’t Communicate Upward and Why[J]. Journal of Management Studies， 2003， 40(6):1453-1476．

[15] 楊中芳. 傳統文化與社會科學結合之實例:中庸的社會心理學研究[J]. 中國人民大學學報， 2009， 23(3):53-60．

[16] 何軒. 互動公平真的就能治療“沉默”病嗎？——以中庸思維作為調節變量的本土實證研究[J]. 管理世界， 2009,(4):128-134．

[17] 段錦云，凌斌.中國背景下員工建言行為結構及中庸思維對其的影響[J]. 心理學報， 2011， 43(10):1185-1197．

[18] 張軍偉， 龍立榮. 服務型領導對員工人際公民行為的影響:寬恕氛圍與中庸思維的作用[J]. 管理工程學報， 2016， 30(1):43-51．

[19] 鄭伯塤，周麗芳，樊景立. 家長式領導量表：三元模式的建構與測量[J]. 本土心理學研究， 2000， (14): 3-64．

[20] Farh J.L.， Hackett R.D.， Liang J. Individual-Level Cultural Values as Moderators of Perceived Organizational Support-Employee Outcome Relationships in China: Comparing the Effects of Power Distance and Traditionality[J]. Academy of Management Journal， 2007， 50(3):715-729．

[21] Detert J.R.， Burris E.R. Leadership Behavior and Employee Voice: Is the Door Really Open？[J]. Academy of Management Journal， 2007， 50(4):869-884．

[22] 吳佳輝，林義正.中庸思維量表的編制[J]. 本土心理學研究， 2005， (24):247-300．

[23] Van Dyne L.， Ang S.， Botero I. Conceptualizing Employee Silence and Employee Voice as Multidimensional Constructs[J]. Journal of Management Studies， 2003， (40):1359-1392．

[24] Zhang Y.， Huai M.Y.， Xie Y.H. Paternalistic Leadership and Employee Voice in China: A Dual Process Model[J]. Leadership Quarterly， 2015， 26(1):25-36．

[25] 吳璽玫. 組織公民行為的形成機理和員工管理對策[J]. 經濟經緯， 2010，(5):72-76．

[26] 段錦云， 張倩. 建言行為的認知影響因素、理論基礎及發生機制[J]. 心理科學進展， 2012， 20(1):115-126．