領導風格與員工工作績效關系的元分析

于君劍 趙立軍 魏祥遷

（1 聊城大學教育科學學院，聊城252059；2 齊魯師范學院教師教育學院，濟南250200）

1 引言

領導與員工的關系問題一直是組織管理者和學術界關注的焦點問題。組織的發(fā)展，離不開領導與員工雙方的努力，需要雙方各自扮演好自己的角色。大量研究發(fā)現(xiàn)， 領導風格會影響整個組織的工作氛圍和工作士氣，對工作績效起重要作用（何立，凌文輇，2008；胡海軍，翁清雄，曹威麟，2015；胥彥，李超平，2019）。 因此，如何運用領導理論提高員工的工作績效，也越來越引起諸多國內(nèi)外學者廣泛關注（Koene，Vogelaar，Soeters，2002；Walumbwa，Wu，Orwa，2008；張淑華，劉兆延，2016；王震，龍昱帆，彭堅，2019）。但目前關于二者關系的研究大多基于某一中介變量（如組織認同、工作投入、自我效能感、工作壓力等）影響得出的結論，尚未形成一致性的結果。

在以往的研究中， 對領導風格與員工工作績效之間的關系的強度存在較大的差異。 不同的研究中所使用的領導風格維度量表和員工工作績效維度量表有所不同，其研究結果不能進行直接比較，且不同量表會影響領導風格與員工工作績效關系的性質(zhì)及強度，很可能對兩者關系做出不同解釋。 不僅如此，基于差別化的文化背景下， 不同研究中所選擇被試的年齡、性別與學歷都存在差異，不同的文化背景是否會對領導風格和員工績效兩者之間的關系產(chǎn)生影響，這些都需要進行深入探索，因此，就要針對二者關系及其存在的中介、調(diào)節(jié)效應展開元分析。

胡海軍、翁清雄、曹威麟（2015）使用元分析技術分析了魅力型領導與組織績效的關系， 發(fā)現(xiàn)魅力型領導風格不僅可以促進員工工作績效的增長， 還可以有效提升團隊和組織的效率。 但是在此研究中只研究了魅力型領導風格， 沒有對其他風格的領導方式進行研究及比較。Hoch 等人（2018）使用元分析方法比較了倫理型領導、 變革型領導與服務型領導三種新興的積極領導形式的影響， 但是該文章中沒有使用中文文獻， 故無法確定這些領導風格在中國文化背景下的影響。 卡奧（2018）基于元分析技術發(fā)現(xiàn)領導風格與員工離職意向存在負相關關系， 并且服務型領導、道德型領導、變革型領導、真誠性領導、交易型領導對員工離職意向的影響遞減。胥彥、李超平（2019）使用元分析技術發(fā)現(xiàn)領導風格和敬業(yè)度之間呈顯著的正相關關系，授權型領導、倫理型領導、變革型領導、真實型領導、交易型領導、服務型領導與家長式領導對敬業(yè)度的影響程度遞減。 綜合以上關于領導風格的元分析， 我們可以發(fā)現(xiàn)近年來學者們對領導風格有效性的重視與利用。因此，探討領導風格對員工工作績效的影響，對提高員工工作績效，增強員工認同感， 促進組織團結， 有著積極正向的影響。

基于以上分析，本研究旨在運用元分析技術，對領導風格、員工工作績效之間的關系進行深入探究，通過在中文期刊與外文期刊中檢索“領導風格與員工工作績效”的相關論文進行篩選、整理和分析，對領導風格的維度、 工作績效的維度以及影響二者關系的中介變量、研究的文化背景進行編碼和分析，探索領導風格與工作績效的關系， 以及對影響二者關系的調(diào)節(jié)變量進行分析。 研究以社會交換理論為理論模型，利用CMA3.0 對所得數(shù)據(jù)進行分析，進而得出結論。

1.1 領導風格的概念與測量

領導風格是在對長期的實踐和經(jīng)驗進行有效總結和深入研究分析的基礎上形成的獨特習慣化行為方式（Schein，2014）。 它不是某種具體的領導行為，而是指系列領導行為的綜合， 為某一特定功能提供支持，且會隨領導情景發(fā)生變化（Eagly ＆ Chaiken，2007）。 到目前為止，西方的代表性領導風格理論已經(jīng)分別經(jīng)過了領導特質(zhì)理論、 行為模型理論和權變理論三個階段的發(fā)展。 主要的領導風格有倫理型領導、魅力型領導、真實型領導、家長式領導、包容型領導、交易型領導等。

魅力型領導者（charismatic leadership）指的是具有自信并且信任下屬，對下屬有理想化的期望，以及使用個性化風格的領導者。 他們能夠發(fā)現(xiàn)下屬身上的閃光點， 并激勵他們?yōu)榱瞬块T或組織而超越自身的利益。 魅力型領導可以通過提升個體的自我效能感，進而提高個體的周邊績效（葉余建，何銓，聶雪林，2007）。 早期國外學者結合歸因理論模型以及MLQ 量表將魅力型領導看作是轉換型領導的一個成分（Conger ＆ Kanungo，1987；Bass，1990），歸納了涉及個體層面與組織層面的魅力型領導的結構，主要包含愿景激勵、環(huán)境感知、關心下屬、個人冒險與非常規(guī)行為5 個維度。 后有國內(nèi)學者將量表進行本土化處理，增加了“品德高尚”這一變量（董林萍，吳冰，黃維德，2008）。 包容型領導（inclusive leadership）作為一種新興的領導方式，則強調(diào)關注和滿足下屬的需求。 Hollander（2009）指出包容型領導對于追隨者的需求表示尊重與理解， 為員工提供有效幫助，確保明確其組織目標，一旦目標明確，并在認識上達成一致， 員工就愿意花時間與同事加以溝通和配合，使員工的集體效能感得以增強。包容型領導的測量主要采用Carmeli 和Reiter 編制的問卷， 包括開放性、 有效性和易接近性三個維度 （Carmeli ＆Reiter，2010）。 倫理型領導（ethical leadership），又稱道德型領導（moral leadership），指的是利用個人行動與人際關系使規(guī)范合意的行為得以展示（孫健敏，陸欣欣，2017）。 這種領導更加注重道德品質(zhì)與個人操守，在道德上發(fā)揮榜樣作用，并成為員工忠誠、追隨與模仿的對象，進而提高員工的工作績效（路紅，孫桂芳，劉毅，2014）。國外關于倫理型領導風格的測量主要有Brown 編制的單維度倫理領導量表（Brown，2005），Kalshoven 等人編制的多維度倫理型領導問卷共包括公平、誠信、道德導向、以人為本、權利分享、 角色扮演、 關心可持續(xù)發(fā)展7 個維度（Kalshoven，Hartog，＆ Hoogh，2011）。 國內(nèi)主要有黃杰修訂的正直性、利他主義、集體激勵三維度倫理型領導風格量表（黃杰，2011）。 家長式領導（paternalistic leadership）是在中國傳統(tǒng)文化的基礎上所產(chǎn)生的本土領導理論，與西方領導理論存在本質(zhì)區(qū)別（周浩，龍立榮，2005），主要有仁慈領導、德行領導和威權領導（鄭伯壎，周麗芳，樊景立，2000）：德行領導公平無私、廉潔自律、誠實守信、以身作則，是道德品行方面對一個領導者的基本要求；仁慈領導關懷員工，以促使員工表現(xiàn)出知恩圖報的行為； 威權領導則要求領導權威和對下屬的絕對控制。 仁慈領導與德行領導利于提高員工工作績效， 但在高權力距離的文化背景下，員工對威權領導的某些表現(xiàn)可能會不滿，不利于提高員工的工作績效，但也會自發(fā)調(diào)整心態(tài)，盡可能完成工作（于桂蘭，姚軍梅，張藍戈，2017）。家長型領導風格的測量主要是基于以上三維度理論框架，由鄭伯壎、周麗芳和樊景立在二十家臺灣企業(yè)數(shù)據(jù)基礎上開發(fā)出信度、 效度良好的家長型領導風格三元量表（鄭伯壎，周麗芳，樊景立，2000），后期對題項進行了精簡， 最后確定為28 個題項 （張藍戈，2015）。 真實型領導（authentic leadership）是指領導者誠實、正直、忠于自己，會與下屬構建真實的關系（Avolio ＆ Gardner，2005）。 真實型領導的自我意識十分強烈，具有積極的心理能力與核心的心理品德，從而對員工產(chǎn)生激發(fā)作用， 進而使其形成強烈的自我意識，增強領導與員工之間的信任感，提高員工的心理安全感，有助于提高員工工作積極性（Gardner，Cogliser，Davis，＆Dickens，2011）。真實型領導的測量主要以Walumbwad 等人開發(fā)的真實型領導量表（ALQ）為代表，共包括自我意識、關系透明、內(nèi)化道德觀、平衡處理4 個維度（Walumbwad，2008）。 國內(nèi)學者基于中國情境對真實型領導進行調(diào)查， 開發(fā)出符合中國文化背景的真實型領導風格維度量表（謝恒曉，2007； 周蕾蕾，2010）。 服務型領導（service leadership）比較注重員工利益，是基于員工個人發(fā)展而形成的特殊領導風格（胥彥，李超平，2018），堅持“服務優(yōu)先”而不是“領導優(yōu)先”（陳佩，楊付，石偉，2016）。服務型領導有利于促進員工形成組織公民行為，同時提高員工的工作滿意度，有利于提高員工的個人績效（王杰群，2017）。服務型領導風格的測量主要有SLBS－6 量表（Sendjaya，2017），包含自愿服務、保持真誠、契約關系、道德責任、卓越精神、變革影響6 個維度。 國內(nèi)學者開發(fā)出中國情境下量表，由尊重員工、指導員工、發(fā)展員工、愿景、甘于奉獻、承擔社會責任、授權等11 個維度組成（汪孝純，凌茜，張秀娟，2009）。 變革型領導（transformational leadership）是指利用領導魅力、個性化關懷、感召力以及智力激發(fā)等有效途徑， 領導者能夠使員工切實感受到自身責任與任務是重要的， 使下屬思考與解決問題的能力得到有效增強， 促進員工績效水平的提高（Bass＆ Avolio，1995；李超平，時勘，2005；李磊，2012）。其測量方式主要使用李超平和時勘編制的TLQ 量表，將變革型領導分為四個維度： 德行垂范、愿景激勵、個性化關懷、領導魅力（李超平，時勘，2005）。交易型領導（transactional leadership）在了解下屬需要的基礎上，明確成員達成組織目標時可獲得的報酬，并提供必要的工作資源，促使員工努力完成工作，從而滿足員工需要，提高員工的工作績效（Bass，1985；劉金棟，鄭向敏，2012）。交易型領導風格的測量主要使用Bass 等編制的量表，包括積極例外管理、消極例外管理和權宜獎勵3 個維度（Bass ＆ Avolio，2000）。

本研究對領導風格的維度劃分和測量也大多基于上述理論， 在分別對不同維度的領導風格對員工工作績效的影響進行研究討論時， 將其領導風格按照量表及維度不同進行分類討論。

1.2 員工工作績效的概念與測量

國外學者Woodruffe（1993）指出，工作績效由行為、能力和結果共同組成，具體是指在一定條件下，個人、組織與團隊所接受任務的完成度，直接反映了目標實現(xiàn)程度。在楊杰、凌文輇和方俐洛等人（2004）看來，工作績效指的是在某一時間段內(nèi)，員工或團體通過采取適當?shù)氖侄螌崿F(xiàn)達成的結果。 對工作績效的測量方式也具有多元化：Borman 和Motowidlo（1993） 提出的二維度模型包括任務績效和周邊績效；Van－Scotter 和Motowidlo（1996）設計的三維度量表包括任務績效、工作奉獻和人際促進；我國學者溫志毅（2005）編制了四維度結構模型，量表分為任務績效、適應績效、人際績效、努力績效4 個維度。此后的工作績效量表的維度分類， 多基于以上的分類模型。

根據(jù)本研究納入文獻對員工工作績效的維度劃分，分為個人工作績效與團隊績效兩個維度。個人工作績效主要包括任務績效和周邊績效、 任務績效和情境績效、員工工作績效、任務績效等；團隊績效的研究中，主要包括團隊角色績效和團隊任務績效、群體績效、企業(yè)績效、組織績效等。 因此本研究在分別討論了員工工作績效不同維度的同時， 將員工工作績效的各個維度歸類為個人工作績效和團隊績效兩類進行討論。

1.3 領導風格與員工工作績效的關系：理論模型

社會交換理論（Homans，1961）認為，人們直接互動的過程其本質(zhì)屬于交換過程， 根據(jù)該理論的觀點， 社會即為人與人之間行動與行為相互交換形成的結果，社會結構是人與人行為的集合體。在領導風格與員工工作績效的關系中， 當領導以員工為導向時，作為交換，員工會做出更多有利于組織的行為；當領導以任務為導向時， 領導會嚴格監(jiān)督與控制員工，以保證生產(chǎn)任務的完成。 而在團體中，領導的行為也同樣會使員工以相應的績效作為交換來反饋。因此我們提出假設：整體效應上，領導風格與員工工作績效之間存在正向顯著影響。

1.4 領導風格與員工工作績效的關系：調(diào)節(jié)效應

在研究過程中， 通過認真梳理與歸納所納入文獻，發(fā)現(xiàn)以下方面存在不一致：被試的年齡、性別、學歷及工齡的不同；被試所在地區(qū)、所選量表維度、不同研究中所選用的中介變量以及研究結果均存在不同。不同研究間的差異勢必會影響研究結果。所以，在本研究中， 將以上所述的差異因素進行整理并作為調(diào)節(jié)變量加以探索。對于納入的各個研究而言，均有男女被試，在對被試年齡、學歷、工作年限等進行報告時，采用的是比例分布法，導致上述研究中相關的因素并未得到準確統(tǒng)計， 因此在本研究中被試的性別、年齡、學歷和工作年限不被納入調(diào)節(jié)變量進行分析。基于此，本文就如下因素對領導風格和員工工作績效關系的調(diào)節(jié)效應進行分析。

（1）領導風格。本研究中所納入文獻中的領導風格類型存在很大差異， 采用的領導風格測量量表也有所不同。 不同領導風格的理論基礎和測量內(nèi)容大多不一致， 故導致所測出的領導風格在外延與內(nèi)涵上均存在差異，加上不同領導風格的維度內(nèi)容，勢必會導致領導風格和員工績效二者之間的關系受到影響 （Eisenberg ＆ Miller，1987； 何立，2010；Cemal，2012；程宇劍，2017）。因此本研究對所有不同類型的領導風格分開進行計算和研究。 據(jù)此提出假設1：不同類型的領導風格對員工工作績效產(chǎn)生的影響程度不同。

（2）員工工作績效。本研究所納入的文獻中采用的員工工作績效類型大致分為個人工作績效與團隊工作績效兩種，個人工作績效大多依據(jù)“任務績效—周邊績效”二維績效模型，團隊績效則存在多種的理論基礎和測量內(nèi)容。 胡海軍、翁清雄、曹威麟（2015）由元分析結果發(fā)現(xiàn)，魅力型領導風格與個體績效、團隊績效與組織績效均存在顯著的正相關關系， 且與組織績效的關系強度大于個體績效的關系。 因此在本研究中將員工工作績效分為個人工作績效和團隊工作績效進行討論。 據(jù)此提出假設2：不同內(nèi)容的員工工作績效對領導風格與員工工作績效的關系有顯著的調(diào)節(jié)作用， 團體工作績效的影響顯著高于個人工作績效。

（3）文獻中選用的中介變量。關于領導風格和工作績效之間關系的研究大多基于某一中介變量的作用影響， 本研究所納入文獻中采用不同的中介變量對領導風格與員工工作績效的關系進行研究。Eisenbeiss 和Boerner（2013）發(fā)現(xiàn)員工依賴作為消極效應的中介變量， 削弱了變革型領導對員工工作績效提升的積極作用。 王震、龍昱帆、彭堅（2019）研究發(fā)現(xiàn)， 當前很多研究在研究過程中引入兩個并列的矛盾性中介變量來考察積極領導風格所產(chǎn)生的消極效應。 領導風格經(jīng)過積極的中介變量的影響會形成積極的影響，利于員工工作績效的提高，經(jīng)過消極的中介變量會形成消極的影響， 不利于員工工作績效的提高。故此，我們將每個研究中所采用的中介變量分為積極變量和消極變量。 據(jù)此提出假設3：各研究文獻中所采用的中介變量會對領導風格與員工工作績效的關系存在顯著的調(diào)節(jié)作用； 積極的中介變量對員工工作績效的影響高于消極變量。

（4）研究文化背景。根據(jù)Hersey（2013）提出的領導情景理論，領導方式是否有效，既要受到領導者的素質(zhì)與能力影響，也要由被領導者的接受性、管理環(huán)境等決定。在領導情景中，文化是一個十分關鍵的影響變量。 本研究中所選用的文獻來自中文期刊和外文期刊，包括東方和西方不同的文化情境，文獻中的被試來源于中國、韓國、巴基斯坦、德國、美國、加拿大、越南等地，存在較大的跨文化差異。 但固定的領導風格在不同的文化背景下對員工工作績效的影響應該是穩(wěn)定的（Anderson，2015）。 據(jù)此提出假設4：在不同的文化背景下， 領導風格對員工工作績效的關系影響具有一致性，不具有顯著差異性。

2 研究方法

2.1 文獻搜索

文獻搜索過程由兩位研究者分別獨立進行，搜集結束后，將兩位研究者的收集結果進行對比，并根據(jù)對比結果查缺補漏，形成完整的文獻樣本。本研究的文獻搜索包括中文數(shù)據(jù)庫（中國知網(wǎng)期刊全文數(shù)據(jù)庫、中國博士學位論文全文數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩士學位論文全文數(shù)據(jù)庫、維普中文科技期刊、萬方數(shù)據(jù)檢索系統(tǒng)） 和英文數(shù)據(jù)庫（PsycINFO、ABI／Inform、EBSCO、Wiley－Blackwell、ScienceDirect、SpringerLink、ProQuest Dissertations and Theses、Web of Science、Google Scholar）。 中文檢索主題詞為領導風格、領導、員工、工作績效、員工工作績效，英文檢索主題詞為 leader style、leading style、style of leadership、leadership、leader、staff、employee、job performance、work performance、task performance。文獻搜索時間跨度為2005 至2019 年5 月，共檢索出242 篇文獻。 本研究只涉及企業(yè)員工與工作績效之間的關系， 故排除了護士長領導風格、 黨政機關領導風格以及公務員領導風格對員工工作績效的影響。最終，本研究中共納入79 篇研究。其中中文文獻43 篇，英文文獻36 篇。由于有的研究文獻包含多個獨立效應量， 因此本研究最終得到獨立樣本86 個，共包括22328 名被試。

2.2 文獻納入標準

滿足要求的文獻必須具備以下條件： ⑴研究是領導風格與員工工作績效關系的實證研究， 文獻綜述不包含在內(nèi)。⑵文獻中明確報告了樣本量、領導風格與員工工作績效的相關系數(shù)r，或t 值或F 值。 ⑶一篇文獻中有多個獨立樣本， 需報告每個獨立樣本中不同維度的領導風格與員工工作績效的相關系數(shù)或整體相關系數(shù)。 ⑷文獻中所運用的量表必須是完整獨立且信效度良好的領導風格量表與員工工作績效量表， 不包括其他概念量表中包含的領導風格維度或員工工作績效維度量表。

2.3 文獻編碼

對納入元分析的文獻，采用以下方式進行編碼：文獻中的文獻信息（作者／年份）、樣本量大小、相關系數(shù)（效應值）大小、中介變量維度內(nèi)容（積極P／消極N）、領導風格量表的維度內(nèi)容、員工工作績效量表的內(nèi)容（團體／個人）、研究的文化背景（東方／西方）。 其中，根據(jù)霍夫斯泰德的跨國文化調(diào)查數(shù)據(jù)進行編碼（Hofstede ＆ Minkov，2010），中國、阿拉伯國家、印度尼西亞、越南、韓國、泰國、老撾、巴基斯坦等編碼為east，美國、加拿大、澳大利亞、德國等編碼為west。 即使是英文文獻，如果樣本屬于東方國家，也編為east。 對每個獨立樣本編碼一次。

2.4 效應值

采用相關系數(shù)作為領導風格與員工工作績效關系的效應值，對文獻中沒有報告相關系數(shù)，但報告了t值、F值（領導風格是員工工作績效唯一的預測變量時）的情況，將t值與F值轉化為r。對于組織認同領導風格和員工工作績效采用多維度量表， 沒有報告領導風格整體與員工工作績效的相關系數(shù)時，采用領導風格各維度與員工工作績效各維度相關系數(shù)的平均值。

2.5 統(tǒng)計分析

本 研 究 采 用CMA 3.0 （comprehensive meta analysis v3）進行數(shù)據(jù)分析。

3 研究結果

3.1 異質(zhì)性檢驗結果

異質(zhì)性檢驗是為了檢驗效應值之間是否異質(zhì)，關系到模型選擇的問題，本研究采用Hedges 和Vevea（1998）的理論，若各效應值表現(xiàn)同質(zhì)性，則采用固定效應模型進行分析，否則采用隨機效應模型。

由表1 可知，Q 值達到顯著水平 （p＜0.001），說明各效應之間表現(xiàn)異質(zhì)，I2值為92.743，表示在領導風格與員工工作績效關系的研究中， 有92.743%的觀察變異是由效應值的真實差異造成的，有7.257%的觀察變異是由于隨機誤差帶來的。 區(qū)分高、中、低異質(zhì)性的分界點I2分別為75%、50%、25% （Higgins，Thompson，Deek，＆Altman，2003）， 說明各效應值為高異質(zhì)性，因此本研究采用隨機效應模型。Tau2為0.045， 說明在隨機效應模型中對各項研究進行權重加權時，研究間變異有4.5%可用于計算權重。

表1 效應值異質(zhì)性檢驗結果（Q 統(tǒng)計）

3.2 發(fā)表偏差檢驗

發(fā)表偏差（publication bias）是指已發(fā)表的研究文獻不能系統(tǒng)全面地代表該領域已經(jīng)完成的研究總體（Rothstein，Sutton，＆ Borenstein，2005）。 本研究對所納入文獻進行了發(fā)表偏差檢驗， 在文獻搜索階段盡可能獲取了沒有發(fā)表的文獻，并采用漏斗圖（funnel plot）、Egger’s 回歸系數(shù)檢驗與Begg 秩相關檢驗三種方法對所納入的研究文獻進行發(fā)表偏差檢驗。

從漏斗圖（圖1）來看，領導風格效應值主要分布在漏斗圖的頂部， 左右兩邊的效應值基本呈對稱形式，且大部分研究數(shù)據(jù)集中在漏斗圖的中上部，表明本元分析存在發(fā)表偏差的可能性很小。

為了進一步精確檢驗發(fā)表偏差， 本研究采用Egger’s 回歸系數(shù)檢驗與Begg 秩相關檢驗的方法，檢驗結果見表2。各領導風格的Egger’s 回歸系數(shù)p值都不顯著（p＞0.05），說明研究結果不受發(fā)表偏差的影響。Begg 秩相關檢驗p值也都不顯著（p＞0.05），說明研究結果不受發(fā)表偏差的影響。此外，采用剪粘法檢驗發(fā)表偏差對元分析結果造成的影響（Duval＆ Tweedie，2000），結果表明，去除任一所納入文獻，總效應仍然顯著。

3.3 整體效應檢驗

由表3 可知， 從整體上檢驗領導風格與員工工作績效的關系， 共有87 項效應值， 被試量總數(shù)為22328，領導風格與員工工作績效的整體相關系數(shù)為0.341。 Lipsey 和Wilson（2001）認為，當r≤0.1 時為低相關，0.1＜r＜0.4 時為中等相關，r≥0.4 時為高相關。據(jù)此判斷，領導風格與員工工作績效的關系為中等強度的正相關，并且達到顯著性水平（p＜0.001），假設1 得到支持。

3.4 調(diào)節(jié)效應檢驗結果

由于本研究效應值的異質(zhì)性， 在檢驗整體效應時采用了隨機效應模型， 在調(diào)節(jié)效應中， 也采用隨機效應模型進行檢驗。

由表4 的領導風格類型的異質(zhì)性分析可知，不同類型的領導風格顯著影響與員工工作績效的關系（Qb＝450.41，p＜0.001）， 各領導風格如果研究數(shù)不足（k＜3）則不納入分析。 對不同類型的領導風格進行調(diào)節(jié)分析發(fā)現(xiàn)， 魅力型領導風格與員工工作績效的相關最高 （r＝0.447）， 其次是包容型領導風格 （r＝0.445），變革型領導風格（r＝0.415）和家長型領導（r＝0.350），相關最低的是道德型領導（r＝0.277），服務型領導風格（r＝0.253）和交易型領導風格（r＝0.240）。因此，假設2 得到部分支持。

由表4 的員工工作績效內(nèi)容的異質(zhì)性分析可知， 不同內(nèi)容的員工工作績效顯著影響領導風格與員工工作績效的關系（Qb＝106.631，p＜0.001）。將不同內(nèi)容的員工工作績效內(nèi)容分為個人工作績效和團體工作績效進行分析， 發(fā)現(xiàn)領導風格與員工團體工作績效的相關程度（r＝0.429）高于與個人工作績效的相關程度（r＝0.324）。 因此，假設3 得到支持。

由表4 中所納入文獻的中介變量內(nèi)容的異質(zhì)性分析可知， 不同內(nèi)容的中介變量顯著影響領導風格與員工工作績效的關系（Qb＝40.450，p＜0.001）。 將不同內(nèi)容的中介變量分為積極變量和消極變量進行分析，發(fā)現(xiàn)以積極變量為中介變量時，領導風格與員工工作績效的相關程度（r＝0.357）高于以消極變量為中介變量（r＝0.272）。 因此，假設4 得到支持。

由表4 的研究文化背景內(nèi)容可知， 在東方和西方不同的文化背景下， 領導風格與員工工作績效的關系不具有顯著差異（Qb＝0.246，p＞0.05）。 假設5 得到支持。

圖1 領導風格與員工工作績效關系各效應值分布的漏斗圖

表2 出版偏倚檢驗結果

表3 領導風格與員工工作績效關系隨機模型分析

4 討論

本研究對有關領導風格與員工工作績效關系的實證研究進行了量化綜述， 結果表明領導風格與員工工作績效的相關強度為0.341，即領導風格可以解釋員工工作績效的變異， 說明領導風格是預測員工工作績效的有效變量， 符合社會交換理論下領導風格與員工工作績效關系的解釋。

調(diào)節(jié)效應檢驗結果表明， 不同類型的領導風格對領導風格與員工工作績效之間的關系具有顯著調(diào)節(jié)作用。 在本研究中，領導風格涉及的量表較多、維度較廣，不便于進行具體的比較分析，因此將不同領導風格的效應值進行比較分析， 各領導風格如果研究數(shù)不足（k＜3）則不納入分析。 研究結果發(fā)現(xiàn)，魅力型領導、包容型領導、變革型領導、家長型領導、道德型領導、 服務型領導風格和交易型領導對員工的工作績效的影響遞減。魅力型領導、包容型領導和變革型領導能夠發(fā)現(xiàn)下屬的優(yōu)點， 善于傾聽和關注員工的需求，能幫助員工認識工作的意義，與員工建立良好的關系，還能夠下放一定的權力，有助于提高員工工作的積極性， 促進員工完成工作和提高工作效率（董臨萍，2010，Carmeli et al.，2010；Hueryren，2012）。家長型領導能以身作則，并在工作中體諒下屬，給員工營造“家庭氛圍”，員工會懷有感恩之情，主動提高工作績效（于海波，關曉宇等，2014）。 但家長型領導中的仁慈領導、 德行領導維度對提高績效有積極地促進作用， 而威權領導維度可能令下屬產(chǎn)生逆反心理，產(chǎn)生工作懈怠，不利于提高工作績效（鐘定國，盧丹，2014）。 而道德型領導和服務型領導是以員工為大，以員工利益為先，員工不習慣“被服務”“被寵”。在這種領導方式下的員工， 反而會感到有壓力而無所適從（陳佩等，2016），王震與龍昱帆（2019）認為服務型領導有可能會“燃燒自己，點亮他人”，因此不利于提高員工的工作績效。 甚至可能會認為領導者的服務行為是為了個人利益， 如拉攏員工、 收買人心等，非但不領情，反而可能會對領導進行消極歸因，從而會玩忽職守，不認真工作，認為領導者的行為是為了個人利益（胥彥，李超平，2019），從而影響了道德型和服務型領導對員工工作績效的作用效果。 交易型領導和員工的關系是通過交換和隱含的契約為基礎而進行的（王元元，2014），員工不是出于內(nèi)心真實的想法而進行工作，而是為了得到相應的酬勞，因此不利于調(diào)動員工的工作積極性，提高工作績效。

表4 相關因素對領導風格與員工工作績效的調(diào)節(jié)效應分析

在所納入的文獻中， 個人工作績效包括任務績效和情景績效，任務績效與周邊績效，任務績效周邊績效和創(chuàng)新績效，員工工作績效，員工角色內(nèi)、角色外績效，相關強度為0.324；團體績效包括群體績效、企業(yè)績效、團隊績效，團隊角色績效、團隊任務績效、任務完成、 成員滿意和團隊學習等， 相關強度為0.429。 對個人工作績效與團隊工作績效進行比較，發(fā)現(xiàn)使用團隊工作績效時， 領導風格與員工工作績效的相關強度系數(shù)高于使用個人工作績效。 這一結論符合前人的研究觀點，Eisenbeiss（2015）認為團隊成員所知覺到的集體效能感越強， 他們對于團隊能力的信心就更強，就更愿意排除萬難，努力為群體工作，有助于團隊績效的提升。 Lin（2016）認為團隊共同協(xié)作能提高團隊成員共同工作能力， 增強團隊成員的工作承諾，提高他們的內(nèi)聚力，從而有利于提高工作績效。董臨萍（2010）認為，團隊協(xié)作可以提高員工的群體效能感，幫助員工樹立信心，有助于企業(yè)工作績效的提升。同時，胡海軍、翁清雄、曹威麟（2015）在研究中也發(fā)現(xiàn)，魅力型領導通過影響組織文化、組織戰(zhàn)略進而使組織中每個成員、 團隊朝著一個共同的愿景和目標去努力，從而提升了組織的整體績效。這種影響是一種自上而下的、逐級傳遞的擴散效應，對企業(yè)整體和員工自身的行為和績效都產(chǎn)生了積極的影響作用。因此研究認為，企業(yè)整體的工作績效大于個人工作績效，更有利于提高員工工作績效。在團體工作中，群體成員能夠協(xié)同努力工作，對自身角色有更好的理解和定位， 成員之間彼此依賴， 相互團結，最終取得超出期望的績效，從而使領導風格對員工工作績效的作用影響更為顯著。

調(diào)節(jié)效應檢驗結果表明， 所納入文獻中使用不同的中介變量對領導風格與員工工作績效的關系具有顯著影響。在本研究中，所納入文獻的中介變量各不相同，為了便于討論，將這些中介變量分為積極變量和消極變量兩種類型。 本研究中的積極變量包括信任員工氛圍、工作倫理、工作投入、情感信任、責任感、群體效能感、心理資本、心理契約、心理授權、員工工作態(tài)度、自我效能感、組織承諾、組織公民行為、促進性建言、職場友誼等，相關強度為0.357；消極變量包括工作疏離感、工作壓力、任務沖突、消極情緒、員工沉默、工作倦怠等，相關強度為0.272。對積極變量和消極變量進行比較， 發(fā)現(xiàn)使用積極變量為中介變量， 領導風格與員工工作績效的相關強度高于使用消極變量為中介變量。 積極變量會在研究中形成正向影響， 對領導風格與員工工作績效的關系形成正向顯著影響， 而消極變量在研究中會形成負向影響， 對領導風格與員工工作績效關系的影響低于積極變量。 Byun（2018）的研究指出，員工工作懈怠這一消極變量不利于提高員工的工作績效。 于尚艷（2012）認為，任務沖突會造成組織內(nèi)部員工情感疏離，不利于提高員工的工作績效。 劉灣（2015）認為，員工的消極情緒這一消極變量會使員工的工作積極性與工作效率降低，不利于提高員工的績效。于桂蘭（2017）研究發(fā)現(xiàn)，員工之間的信任這一積極變量能夠增強員工之間的關系， 為員工群體創(chuàng)造良好的工作氛圍， 從而促進員工工作績效的提高。 劉國梁（2015）同樣發(fā)現(xiàn)，情感信任可以促進員工內(nèi)部更加團結，從而提高員工的工作績效。 Lin（2016）發(fā)現(xiàn)信任氣氛可以提高員工企業(yè)績效，促進公司績效提升。故國內(nèi)外的研究都發(fā)現(xiàn)積極的變量可以促進員工工作績效的提升， 消極的變量不利于員工工作績效的提升。這符合我們的研究結論，積極的中介變量對促進員工工作績效和企業(yè)績效的提升起到了良好的促進作用。 因此，在未來的研究中，對中介變量的選用應該注意區(qū)分變量的性質(zhì)。在員工工作中，應該促進員工積極情緒的培養(yǎng)，避免消極情緒的產(chǎn)生，并采用積極的方式注意對員工的消極情緒進行疏導， 促進員工積極情緒的產(chǎn)生，從而以更多的精力投入工作，提升工作效率。

在東西方文化背景下， 領導風格與員工工作績效的關系表現(xiàn)一致。 Kossek（2018）研究美國中西部變革型領導風格與任務績效的關系值為0.43，Pradhan（2016） 分析了印度變革型和工作績效的關系值為0.56，于尚艷（2012）以中國被試為群體研究變革型領導風格和員工工作績效的關系值為0.429，因此我們發(fā)現(xiàn)， 同一種領導風格在不同的國家中關系值接近。 Cole（2011）在研究中分析了德國和美國兩個國家的領導風格對團隊績效的影響， 發(fā)現(xiàn)不同國家的同一領導風格對員工工作績效有著相同的影響。Anderson（2015）的研究中，樣本來自新西蘭這一個多元文化的國家，此研究樣本中80%的領導者是白種人，來自英格蘭、愛爾蘭、蘇格蘭、威爾士、荷蘭和南非等西方國家，20%是毛利人和亞洲人，來自東方國家。此項研究中的樣本雖來自不同的國家，但是共同得出了領導風格有助于提高人際社交網(wǎng)絡和社會資本，從而促進組織內(nèi)個人績效的提高和企業(yè)成功，促進企業(yè)發(fā)展。 這也說明了不同文化背景下的領導對員工工作績效的提高具有相同的影響。 故同一領導風格在不同的文化背景下不存在大的差別， 表明了個體在東西方的大環(huán)境中， 來自不同國家各個地區(qū)的被試不存在較大的跨文化差異， 不同文化背景下所表現(xiàn)出的領導風格對員工工作績效關系影響具有共性。 研究結果強調(diào)了領導風格對員工工作績效的重要影響，為組織發(fā)展，提高員工工作績效提供了發(fā)展方向和理論依據(jù)。在東西方文化中，員工的領導風格與員工工作績效的關系不會隨著工作地域的改變而改變。歸根結底，利用領導風格的不同對員工進行管理，運用領導風格的正向影響，才是提高員工工作績效、促進組織發(fā)展的根本。

5 不足與展望

本研究中存在的不足為：（1）在進行調(diào)節(jié)效應分析時， 由于領導風格的類型較多， 量表維度數(shù)量較廣，且某些維度數(shù)目和內(nèi)容相差過大，從而容易造成一定的誤差， 并且同一量表中不同的維度對工作績效的影響可能會有所區(qū)別；（2）由于納入文獻大多采用比例分布的方式報告被試的工作年限、 年齡、學歷、職位，致使無法精確計算這些因素，故無法探討這些因素對領導風格與員工工作績效關系的影響；所收集到的單一領導風格樣本過少， 會對研究結果產(chǎn)生一定影響；（3） 由于團體工作績效的分類廣泛，所涉及的相關因素更多， 所以對績效的影響會存在多種因素的干擾， 而個人工作績效涉及的維度分類相對較少，對研究結果也會產(chǎn)生一定的影響。這些都是在今后的研究中需要繼續(xù)探討和改進的。

員工工作績效的問題關系到未來組織的發(fā)展，因此一直是管理界備受關注的問題， 而本研究表明領導風格與員工工作績效存在正向顯著影響。 未來的研究可以：（1） 深入研究領導風格維度的劃分，使以后的研究可以使用較為統(tǒng)一的維度， 形成較為一致性的研究結果；（2）在以后的研究中尋找影響領導風格與員工工作績效關系的其他有效變量；（3）積極搜尋和查找其他未被出版和發(fā)表的文章， 擴大樣本量，豐富不同領導風格與員工工作績效關系的研究。

6 結論

本研究采用元分析的方法發(fā)現(xiàn)：（1）領導風格與員工工作績效之間存在顯著的正相關關系；（2）調(diào)節(jié)效應分析表明， 在領導風格與員工工作績效關系中， 領導風格的不同類型調(diào)節(jié)作用顯著， 魅力型領導、包容型領導、變革型領導、家長型領導、道德型領導、 服務型領導和交易型領導對員工工作績效的作用依次遞減；（3）在領導風格與員工工作績效的關系中，員工工作績效的不同類型調(diào)節(jié)作用顯著，團隊工作績效的作用高于個人工作績效；（4）所使用的中介變量對領導風格與員工工作績效關系的調(diào)節(jié)作用顯著， 使用積極中介變量所得到的作用高于使用消極中介變量；（5）各研究中的文化背景對二者關系的調(diào)節(jié)作用不顯著。