领导与员工的关系

领导与员工的关系（精选8篇）

1.领导与员工的关系 篇一

领导要发挥领导力才能和员工搞好关系

大领导们每天都会面临各种挑战，无论是交流战略、帮助人们经历改变，还是面对妥协时候尽量保持最佳状态，但是这些都不是领导者感到最痛苦的，这些领导者希望可以和他们的团队平等地一起工作，而且只是扮演“资源”的角色，而非团队领导者。这确实是一门领导力课程，而且是不能在忙碌中学到的，他需要实践，并真正对自我进行掌控。

优秀的企业关心三项最终衡量的指标，而不是仅仅一项。除了关注企业盈利水平的财务指标外，还以同等的重视度去关注客户和员工的满意度。在这些企业中，客户忠诚度和员工投入度被认为与盈利指数同样重要。领导者懂得要获得成功,要懂得发挥领导力，必须为员工创造一种积极向上的工作环境，从而通过员工实现高品质的客户服务，最终带来财务盈利。

员工的工作意愿不强，工作能力不够，就无法向客户提供优质的服务。如果领导者不善待员工，发挥领导力企业的组织架构认知岗位设置与角色任务以人为本的企业经营流程与产品营销理念以实现经营目标为需要的员工招聘、晋升、调岗与解聘以人力资源会计为核算依据的薪资管理、成本控制主要体现人力资源成本控制）、报表分析以企业战略为目标的岗位绩效定义与角色绩效考核：平衡计分卡基于业绩的团队建设方法和考核基于价值贡献和促进企业发展的人才价值评估以上要点的设定，必将强化人力资源合理架构与企业人力成本的相关性，从而树立起人力资源管理目标与企业经营目标重合、一致的良性发展战略管理思想沙盘模拟导入、规则说明、财务报表讲解课程导入：沙盘模拟课程介绍、本课程规则讲解课程组织：企业组织架构解读、CEO任职条件设置、竞聘CE团队建立：角色设置、人员配置、角色扮演，参与团队研讨教学年模拟经营：讲师带领完成第0年操作、财务报表填写、解模拟第一年经营活动: 感受经营的艰辛和不讲师点评：企业经营本质、企业利润增加的“关键”、财务指标是绩效考核的关键、何谓战略绩效管理（平衡计分卡财产对应：学会如何将财务报表数据与企业人力资源贡献状态关联起第一年运营总结：人力资源管理工作同市场、产品和顾客同等重要第1天下午：模拟第2、3年经营活动，并反思与总模拟第2年经营活动：重点分析企业人力资源战略经营模拟：市场竞单、独立完成财务报表经营检讨：解读企业间的两项竞争（招聘人员、寻找客户）经营预判：学会运用《损益表》理解人力资源与财务结果的关系理怎能期望他们去善待客户呢？善待员工的第一步是要为他们设定正确目标的业绩计划，让他们知道实现目标的责任，良好的行为标准是怎样的。然后，领导者就要给予员工恰当的指导和支持，来帮助他们实现目标。

1、发挥领导力之从小事开始。

找一个可以控制的主题。不要一开始就如漫步在大农场一样，这样只会让你焦虑，而且当事情失衡以后，你会很容易又将缰绳握在自己手中。不利于发挥领导力。

2、发挥领导力之以一些你兴趣不大的事情来开始。

找到一个你不那么感兴趣的主题，比如，或者是新员工上岗，而不是重新设计整个公司的品牌。那么，你会冷静地参与到这个讨论中去，至少目前是这样的。

3、发挥领导力之指定一个领导者（并且告诉他们）。

让别人负责引导你选择的一个主题的会议。事先告诉其他与会参与者，但是不要游说其他人，或者告诉他们如何引导会议。目的是你移交这种便利性给其他人，而非让他们成为你的提线木偶。

4、发挥领导力之只是呆在那里。

一定要耐着性子到整个会议结束。一定要抵制想缺席的诱惑，尤其当整个会议变得无聊，和琐碎时。这样就不会成为一种资源，而是挑肥拣瘦。别的每个人都必须弄完所有细节，你也应该。

5、发挥领导力之参与。

坐在那里像石头一样沉默并不比主导这个会议强到哪里去。参与，这意味着你要贡献你有的，分享那些对这个组其他人有帮助的，如果你没有，那就保持安静。其他人这么，你也可以如此练习。有助于发挥领导力。

总之，提升领导力，一切都要先确立领导力的价值所在，不能只关心目标是否实现。在关注盈利的同时，领导者也必须关注人，并用人包括客户和员工来衡量自己的工作成果，这将与实际盈利表现同样重要。于是，企业盈利利成为呵护客户、呵护员工的必然结果和回报。作为领导者，若想使自己的工作成效最大化，就要同时设立结果和关系两方面因素的高指标。假如领导者呵护员工，然后员工同样去呵护客户，那么盈利和财务表现必将跟随而至，成功将在结果和关系上双双体现。

2.领导与员工的关系 篇二

关键词：领导风格,忠诚度,关系,统计分析

1 引言

有关领导的研究指出，关于组织绩效差异的原因，领导因素大约占20%～45%。领导风格在我国学术界又称为领导行为类型或者领导行为方式，长期以来是行为理论中有关领导行为的焦点问题，在传统管理中，管理者的领导风格只要求适应企业组织结构、文化等因素，而忽略下属的个体差异。在这种相对固定的领导模式下，下属的整体满意度往往面临一个瓶颈，即总有部分下属对于其上司的领导风格不满，这种不满长期潜伏下来，最终导致下属采取沉默行为，员工组织忠诚度下降[1]。

经过查阅相关文献资料，发现在不同的领导风格下员工的忠诚度可能存在差异。因此，本文以某些企业为研究对象，将领导风格和员工忠诚度的相关性作为研究框架，希望借不同的领导风格探究对员工忠诚度的影响。比较不同下属是否因为领导风格不同，而表现出不同的忠诚度。主要探讨：领导风格和员工忠诚度是否具有相关性;不同的领导风格对员工忠诚度的差异;不同下属对主管领导风格的认知以及对企业的忠诚度是否有差异。本论文的研究以领导风格和员工忠诚度的概念为出发点，系统的阐述了国内外关于领导风格和员工忠诚度的研究现状，通过科学的调查方法对企业领导风格和员工忠诚度进行分析研究，得出科学的结论，进而丰富和发展了关于领导风格和员工忠诚度实证研究的理论，从而为领导风格和员工忠诚度的关系研究提供了参考和借鉴。

2 相关文献综述

国外对员工忠诚度影响因素的研究始于20世纪60～70年代，主要倾向于通过量表调查进行实证研究，Fredrick Reichheld发现某些员工天生更倾向于对企业忠诚[2]，Br1an Schrag则从道德层面提出任何人本身就有对企业忠诚的需要，个人道德水准不同，忠诚度也不同，企业应激发和培育员工的忠诚。

各学者还指出不同情境中影响员工忠诚度诸多因素的重要性有所不同。David W.Rhodes调查发现职业发展机会是影响员工忠诚度的重大因素。Sean Valentine等认为企业伦理价值观及内部伦理状况对员工忠诚度有显著影响。Barsky和Lenny Nash调查揭示了工作经历中的感情因素是员工忠诚的主要影响因素[3]。

Smith,organ和Near研究发现，领导者的支持行为对员工的忠诚尽职行为有直接影响力，对其他行为则必须间接通过工作满足而产生影响力。

Vries和Roe用任务导向和关系导向作为领导风格研究领导行为中工作动机和工作满意之间的关系，发现关系导向总与工作满意度相关，但任务导向未必如此[4]。于是引入下级对监督的需要作为干涉变量，找出任务导向与工作动机和工作满意之间的关系。Cries研究认为影响下级对监督的需要因素主要有下级的经验、任务的结构化程度、满足个体需要的条件、明确的目标等。因此，领导者要根据下属对监督的不同需要选择适宜的领导风格。Konorsky,Pugh研究发现，领导者的信任对组织公民行为和员工忠诚度有显著影响。Judge等研究表明，变革型领导对员工对领导的满意度、组织承诺、工作动机与领导者有效性均有显著影响。Avolio等采用阶层线形模型证实了变革型领导对组织承诺有显著的正向关系。Howell认为领导对单个或成组被领导者的心理反应(如追随者的工作满意度、忠诚度、工作压力、动机以及团队凝聚力)有最直接的影响[5]。

国内学者梁巧转、李海静：“任务导向型领导风格、关心导向型领导风格均与员工工作满意度存在正相关关系且关心导向型比任务导向型更能使下属满意[6]。章小波认为，领导应改善领导行为，鼓励下属展现组织公民行为，提高员工忠诚度。何忠、郑庚峰、戴志强等人认为要培养和提高知识员工的忠诚度，企业需采取积极措施，包括转变传统观念、改善领导风格，帮助员工发展事业、交流与沟通等。李超平等研究了变革型领导与员工工作态度的关系及其作用机制。结果表明，愿景激励与德行垂范对组织承诺与员工忠诚度都有显著影响，而领导魅力与个性化关怀只对员工忠诚度有显著影响。

总之，国内对领导风格和员工忠诚度单方面的研究比较活跃，而把两者联系在一起关于两者之间的关系研究就很少。

3 研究框架

3.1 研究对象说明

本研究的样本取自沈阳市的7家民营企业的中层管理者以及普通员工。本研究随机抽取样本，并按照上下级关系配对发放问卷，共发放问卷140份，回收112份，有效问卷104份。

3.2 研究变量

3.2.1 领导风格变量

本研究中，将主管的领导行为分为定规和关怀领导行为两个维度。定规和关怀是相互独立的，每个领导都会兼有其中两种，根据高低不同可以分为四种领导风格，即指导式、成功导向式、参与式和支持式领导风格。

3.2.2 员工忠诚度变量

本研究在综合文献的基础上，对于员工忠诚度的评价采用组织承诺的研究成果，通过组织承诺评价体系来评价员工忠诚度。下表即为Porter、Moday和Steers提出的组织承诺量表。

3.3 研究假设

假设1：定规行为的领导风格与员工忠诚度以及员工忠诚度的各维度呈正相关关系。

假设2：关怀行为的领导风格与员工忠诚度以及员工忠诚度的各维度呈正相关关系。

假设3:4种领导风格对员工忠诚度的影响存在着差异。

假设4：不同属性的员工对主管领导风格的认知及对企业的忠诚度有显著差异。

4 问卷研究与统计分析

4.1 设计调查问卷

本研究的问卷分为3个部分，第一部分为被调查者的基本资料;第二部分为领导风格问卷;第三部分为员工忠诚度问卷。下面就变量所用的量表予以详细介绍。

本研究的领导行为量表，是参考Halpin的解释，定规及关怀领导行为量表各有5个陈述，取自领导行为描述问卷(LBDQ)，员工忠诚度量表借鉴了Porter,Mowday,Steers提出的组织承诺量表(OCQ量表)，量表提出了衡量员工忠诚度3个维度(价值承诺、努力承诺、留职承诺)14个问项的衡量指标。

4.2 统计分析

4.2.1 数据分析方法

本文收集的资料主要借助SPSS15.0统计软件进行分析，主要分析方法有：单因素方差分析、回归分析。

4.2.2 方差分析结果

本部分主要探讨4种领导风格对员工忠诚度各维度的影响是否存在差异，结果如表2、表3所示。

从表2可看出，在价值承诺维度中，成功导向型领导风格较其他3种领导风格更能使下属产生价值承诺方面的忠诚度;在努力承诺维度中，成功导向型领导风格较其他领导风格在努力承诺方面的忠诚度显著。从表3中可以看出，不同的领导风格在价值承诺(F=5.792,Sig<0.05)、努力承诺(F=1.433,Sig<0.05)上存在显著差异，而在留职承诺(F=3.978,Sig>0.05)上无显著差异。

4.2.3 回归分析

将定规、关怀领导行为作为自变量，以员工忠诚度的价值承诺为因变量，进行回归分析，其结果如表4、表5、表6所示。

从表4可以看出，F=20.145达到显著水平，且R2=0.156，由R2可知自变量对因变量的整体解释力，领导风格的两个维度(定规领导行为、关怀领导行为)对价值承诺有15.6%的解释力，即回归方程能解释总变异的15.6%。领导风格对价值承诺有显著的正向影响。从表5可以看出，F=14.256达到显著水平，且R2=0.325，由R2可知自变量对因变量的整体解释力，关怀领导行为对努力承诺有32.5%的解释力，即回归方程能解释总变异的32.5%。关怀领导行为对努力承诺有显著的正向影响。从表6可以看出，F=30.325达到显著水平，且R2=0.265，由R2可知自变量对因变量的整体解释力，领导风格的两个维度(定规、关怀领导行为)对留职承诺有26.5%的解释力，即回归方程能解释总变异的26.5%。领导风格对留职承诺有显著的正向影响，领导风格的定规领导和关怀领导行为能较好的预测留职承诺因素。

5 结语

根据本研究的假设和以上的分析结果加以对照，得出以下研究结论，如表7所示。

(1)定规行为领导风格对员工忠诚度维度中的价值承诺、留职承诺呈正向关系，与努力承的关系不显著;关怀行为领导风格对员工忠诚度各个维度都呈现出正向关系。领导风格的两个维度对留职承诺有26.5%的解释力，均对留职承诺有显著的正向影响。定规行为的领导风格与员工忠诚度维度间的关系，除了与价值承诺、留职承诺呈正向关系，与努力承诺的关系不显著。

(2)关怀行为领导风格与员工忠诚度各维度上表现出正向关系，也就是说领导越运用关怀行为，包括工作有所进展时，对下属表示称赞、工作的意见和建议加以采纳、尊重关心下属的需要等，都会提高员工的忠诚度，营造出一个凝聚力非常强的企业。

(3)下属的员工忠诚度确实受到不同领导风格的影响，价值承诺、努力承诺受不同领导风格的影响显示出差异性。参与型、指导型、支持型和成功导向型四种不同的领导风格下的下属，在忠诚度方面会有所不同，其中下属在价值承诺、努力承诺方面会有所不同。通过均值比较发现，成功导向型领导风格较其他3种领导风格更能使下属产生价值承诺方面的忠诚度。

参考文献

[1]苏保忠.领导科学与艺术[M].北京:清华大学出版社,2004.

[2]FIEDLER F E.Theory of leadership effectiveness[M].NewYork:Mcgraw-hill,1967:234-236.

[3]BECKER H.Notes on the concept of commitment[J].AmericanJournal of Sociology,1960(66):32-42.

[4]黄蕾.基于企业道德实力理论的员工忠诚度影响因素研究[D].长沙:湖南大学企业管理,2005:11-15.

[5]凌文栓,张治灿,方俐洛.中国职工组织承诺的结构模型研究[J].管理科学学报,2000(2):76-81.

3.领导与员工的关系 篇三

本文基于印象管理理论，从提高领导魅力的视角，构建了一个女性领导者印象管理对员工情感依附的影响机制的模型，并通过对企业事业单位（如服务性企业、IT企业、生产企业、高校）的女性领导的下属进行问卷调查，采用实证分析的方法对该模型进行了检验。

一、理论基础与假设提出

本研究基于情感依附理论，分析影响员工的情感依附的因素，并且研究它们之间的作用机制。已有学者从非正式网络结构因素出发对这个问题进行了研究，但是很少有学者从领导者领导方式与领导水平方面出发进行研究。本研究在已有理论研究的基础上，建立印象管理、领导魅力与情感依附三者之间的关系模型（见图1）。

（一）印象管理与领导魅力

印象管理的思想起源于马基雅维里主义，它对后人研究印象管理产生了重大影响。但是社会学家戈夫南（1959）的关于社会互动的戏剧性观点的提出，才是对印象管理研究的真正开始，具有重要的标志性作用。戈夫南认为，当一个人出现在某人面前时，通常由于某种原因，他会调动他的行动，以便传达一个从他的利益想要传达的印象。然而，戈夫南更多地注重外部环境的作用，却忽略了内部心理因素的作用，为他的研究带来了瑕疵。鲍麦斯特等对印象管理进行再度分析，认为人们可能被激发进行印象管理来培养所需的身份。施耐德在一项研究中指出，印象管理是指个人通过向别人呈现或限制现有信息来控制自己所扮演的形象的行为，人们可以有意识或者无意识地利用印象管理来影响别人对其自身的看法。然而，泰特洛克等（Tetlock et al.）指出，人们经常在没有意识到自身行为的情况下进行印象管理。利瑞等认为，印象管理或者有时候称自我呈现，是个人试图控制别人对其印象的一个过程。

魅力的概念可以追溯到罗马（Romans）基督教的“圣经”新约，魅力是圣灵赐予的礼物，在马克思·韦伯（Max Weber）的著作之前魅力的术语被保留专为神学所用。韦伯（1925/1968a）写到：魅力的概念是指个人具有某种人格品质，凭借这种品质他被认为是非凡的，被看做具有超自然或者特别特殊的权力或者素质，并且基于这些素质这个人被看做领导。

加德纳等（Gardner et al.，1998）指出，魅力领导就是一个印象管理的过程，这种印象管理往往具有一定的戏剧性。布鲁斯等（Bruce et al.，2002）研究发现管理者的亲社会印象管理行为对领导魅力有显著的正向影响，这种亲社会印象管理行为包括示范、讨好和恳求；而利己印象管理行为对领导魅力具有显著的负向影响，这种利己印象管理行为包括自我宣传、恐吓。由此提出下面的假设：

假设1 女性领导者印象管理对领导魅力有显著影响。

假设1a 女性领导者讨好行为对领导魅力有显著的正向影响。

假设1b 女性领导者自我宣传行为对领导魅力有显著的负向影响。

假设1c 女性领导者恐吓行为对领导魅力有显著的负向影响。

假设1d 女性领导者示范行为对领导魅力有显著的正向影响。

假设1e 女性领导者恳求行为对领导魅力有显著的正向影响。

（二）印象管理与情感依附

鲍尔比（Bowlby，1998）最初提出依附理论，并定义依附为一个人获得或保留与一些自己喜欢的他人相似的任何行为方式，这些异己的人通常指的是较强或者较聪明的人。依附是人与特定对象间的一种情感纽带，强烈的依附涉及对一个特定对象的喜欢或者困扰的强烈思维定势。鲍比（John Bowlby）首创情感依附理论，他提出了一套概念，帮助我们了解人类有和他人发生强烈情感联结的倾向，并且当这种联结被威胁或者被破坏时，会产生强烈的情感反应。情感依附的概念表示一个人认为他与集体有多么亲密。直观地，情感依附反映个体感觉和组织中的其他成员的亲密程度，以及他作为组织的一员是否开心。

保罗·罗森菲尔德等在书中谈印象管理的效用性时指出，一些印象管理策略能够促进社会交往，促进人际关系的和谐，然而近些年，感知凝聚力已经成为人际关系质量评价的重要指标（刘咏梅等，2011），本研究根据前人的研究采用感知凝聚力对员工情感依附进行测量。因此领导的印象管理影响群体的人际关系，实际影响的是员工的情感依附。领导是组织意志的代表（何永林等，1999），员工对领导的情感依附往往和对组织的情感依附是融于一体的（吴维库等，2008）。由此提出下面的假设：

假设2 女性领导者印象管理对员工的情感依附有显著影响。

假设2a 女性领导者讨好行为对员工的情感依附有显著的正向影响。

假设2b 女性领导者自我宣传行为对员工的情感依附有显著的负向影响。

假设2c 女性领导者恐吓行为对员工的情感依附有显著的负向影响。

假设2d 女性领导者示范行为对员工的情感依附有显著的负向影响。

假设2e 女性领导者恳求行为对员工的情感依附有显著的正向影响。

（三）领导魅力的中介作用

以往的研究已经证明领导魅力对员工情感依附具有显著影响，这一论点已经得到了学术界的普遍支持。由此我们提出下面的假设：

假设3 领导魅力对员工情感依附具有显著正向影响。

在综合上述假设的基础上，我们提出下面的假设：

假设4 领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。

二、数据来源与数据分析

根据本研究的研究目的和研究设计，我们选取企事业单位中女性领导的下属作为调查对象，通过问卷调查来进行数据的收集。发放问卷总共384份，共收回346份有效问卷，有效回收率90.1%。

（一）变量测量

通过对现有印象管理文献的查阅与回顾，并结合本文研究的目的，我们采用波利诺和特莱伊（Bolino and Turnley，1999）开发的印象管理测量量表。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，其一致性系数是0.70，包括了印象管理的五个方面：讨好、恐吓、自我宣传、示范以及恳求，共包含22个项目，采用五级积分。endprint

本研究中，我们采用康格和凯南格（Conger and Kanungo，1987）开发的C-K量表，该量表在1994年被康格和凯南格由原来的6个维度压缩到5个维度。共包含20个题项。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，领导魅力C-K量表的Cronbach' α系数均大于0.7，具有很高的信度。在评量方式上采用Likert的五点积分。

本研究中情感依附的量表我们采用波利诺和特莱伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），该量表被学者们用来测量情感依附。这个模型捕捉依附的两个维度：个体对特定组织的归属感和他或她对与成员身份有关的感情士气。共包括6个项目。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度。该量表的Cronbach' a系数为0.893，在评量方式上采用五点测量法，每题以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分数值高，表明情感依附高。

（二）数据处理方法

本研究用SPSS17.0软件首先对变量量表的信度、效度进行检验，主要通过Cronbach's a系数来衡量信度，通过KMO值和Bartlett球型检验检验量表的效度。然后对各变量进行相关性分析，最后对自变量和因变量，自变量与中介变量，中介变量与因变量，以及三个变量之间进行回归分析，以便了解各变量间的依赖关系从而验证假设是否成立。

三、数据分析结果

（一）信度效度检验

本研究所使用的各个量表的Cronbachs α值如表1所示，可以发现每个量表的Cronbachs α值均大于0.7，表明本研究所引用的量表都具备良好的信度。

（二）效度检验

在效度检验中主要想检验量表是否可以对概念的含义进行真实的测量。本研究所引用的量表均是取自经前人实证证实过的具有良好效度的比较成熟的量表，因此内容效度都比较好，我们只需采用SPSS对量表的结构效度进行测量。在此之前，要进行KMO检验，KMO要求大于0.7，而且还要进行Bartlett检验，Bartlett检验的显著性需要小于0.05，只有这两者都符合了，才能认为量表能够做探索性因子分析。本研究的KMO检验和Bartlett检验的值，在显著性都小于0.05的情况下，KMO的值也都满足大于0.7，所以，我们认为可以继续进行探索性因子分析。通常情况下，收敛效度是需要使用因子载荷来进行测量的，因子载荷数的值越大越好，如果其值都大于0.5则表示该量表具有良好的收敛效度。还要看累计可解释方差的值，这个值越大越好，这个值越大表示各题项解释原变量的能力越强。本研究中各变量的因子载荷数值均大于0.5，并且累计可解释方差均大于60%，说明印象管理量表具有很好的效度。

（三）相关性分析

为了验证印象管理、领导魅力、情感依附之间的相互影响关系，必须首先对各变量之间进行相关性分析。相关性分析只能说明变量之间是否存在关系，并不能表明它们之间的相互影响作用。本文采用Pearson相关分析，针对各变量之间的相互关系进行验证，结果如表2所示。

从上面的分析矩阵可以看出，印象管理以及印象管理的各维度与领导魅力以及情感依附都显著相关，P值都小于0.01，领导魅力与情感依附都显著相关，并且P值都小于0.01。

（四）回归分析

根据我们的研究目的以及研究假设，运用分层回归的方法，对印象管理、领导魅力、情感依附之间的关系进行检验，首先检验印象管理与领导魅力进行回归分析结果见表3。由表3可以看出印象管理及各维度对领导魅力有显著影响，Sig.值均小于0.01，因此假设1及各子假设成立。

接着检验印象管理和领导魅力对情感依附的回归分析，表4显示印象管理及各维度和领导魅力对情感依附的影响显著，Sig.值都小于0.01，假设2及各子假设除假设2d外都成立，假设3也成立。

最后验证领导魅力在印象管理各子假设与情感依附关系间的中介作用，分别建立五个回归模型。模型1将自我宣传和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量。回归模型结果发现将领导魅力也作为自变量加入模型中以后，自我宣传与情感依附的关系系数绝对值由0.311下降到0.168，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对自我宣传与情感依附起到部分中介作用。模型2将讨好和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（讨好）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对讨好与情感依附起到完全中介作用。模型3将恐吓和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恐吓）对因变量的β系数绝对值由0.369降为0.131，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对恐吓与情感依附起到部分中介作用。模型4将示范和领导魅力都作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（示范）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对示范与情感依附起到完全中介作用。模型5将恳求和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恳求）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对恳求与情感依附起到完全中介作用。所以假设4成立。

四、研究结论

本研究探讨了女性领导者印象管理对员工情感依附的影响，同时验证了领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。结果显示，印象管理对领导魅力和情感依附都具有显著的影响。通过进行回归分析，我们发现印象管理的5个维度分别对领导魅力和情感依附的因果关系显著，它们之间的相关关系很强。其中讨好、示范、恳求对领导魅力和情感依附有显著的正向影响，而自我宣传、恐吓对领导魅力和情感依附具有显著的负向影响。领导魅力对情感依附具有显著的正向影响作用。通过回归分析，我们发现领导魅力对情感依附的正向影响非常显著。领导魅力在印象管理对情感依附的影响中具有中介作用，其中领导魅力在讨好、示范、恳求对情感依附的作用机制中发挥了完全中介作用，领导魅力在自我宣传、恐吓对情感依附的作用机制中发挥了部分中介作用。

〔基金项目：本文受教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《女性高层次人才成长规律与发展对策研究》（批准号：10JZD0045-2）资助〕

（姚军梅，吉林大学商学院博士研究生。张秋惠，吉林大学商学院教授，硕士研究生导师。凌珊珊，吉林大学商学院硕士研究生）endprint

本研究中，我们采用康格和凯南格（Conger and Kanungo，1987）开发的C-K量表，该量表在1994年被康格和凯南格由原来的6个维度压缩到5个维度。共包含20个题项。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，领导魅力C-K量表的Cronbach' α系数均大于0.7，具有很高的信度。在评量方式上采用Likert的五点积分。

本研究中情感依附的量表我们采用波利诺和特莱伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），该量表被学者们用来测量情感依附。这个模型捕捉依附的两个维度：个体对特定组织的归属感和他或她对与成员身份有关的感情士气。共包括6个项目。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度。该量表的Cronbach' a系数为0.893，在评量方式上采用五点测量法，每题以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分数值高，表明情感依附高。

（二）数据处理方法

本研究用SPSS17.0软件首先对变量量表的信度、效度进行检验，主要通过Cronbach's a系数来衡量信度，通过KMO值和Bartlett球型检验检验量表的效度。然后对各变量进行相关性分析，最后对自变量和因变量，自变量与中介变量，中介变量与因变量，以及三个变量之间进行回归分析，以便了解各变量间的依赖关系从而验证假设是否成立。

三、数据分析结果

（一）信度效度检验

本研究所使用的各个量表的Cronbachs α值如表1所示，可以发现每个量表的Cronbachs α值均大于0.7，表明本研究所引用的量表都具备良好的信度。

（二）效度检验

在效度检验中主要想检验量表是否可以对概念的含义进行真实的测量。本研究所引用的量表均是取自经前人实证证实过的具有良好效度的比较成熟的量表，因此内容效度都比较好，我们只需采用SPSS对量表的结构效度进行测量。在此之前，要进行KMO检验，KMO要求大于0.7，而且还要进行Bartlett检验，Bartlett检验的显著性需要小于0.05，只有这两者都符合了，才能认为量表能够做探索性因子分析。本研究的KMO检验和Bartlett检验的值，在显著性都小于0.05的情况下，KMO的值也都满足大于0.7，所以，我们认为可以继续进行探索性因子分析。通常情况下，收敛效度是需要使用因子载荷来进行测量的，因子载荷数的值越大越好，如果其值都大于0.5则表示该量表具有良好的收敛效度。还要看累计可解释方差的值，这个值越大越好，这个值越大表示各题项解释原变量的能力越强。本研究中各变量的因子载荷数值均大于0.5，并且累计可解释方差均大于60%，说明印象管理量表具有很好的效度。

（三）相关性分析

为了验证印象管理、领导魅力、情感依附之间的相互影响关系，必须首先对各变量之间进行相关性分析。相关性分析只能说明变量之间是否存在关系，并不能表明它们之间的相互影响作用。本文采用Pearson相关分析，针对各变量之间的相互关系进行验证，结果如表2所示。

从上面的分析矩阵可以看出，印象管理以及印象管理的各维度与领导魅力以及情感依附都显著相关，P值都小于0.01，领导魅力与情感依附都显著相关，并且P值都小于0.01。

（四）回归分析

根据我们的研究目的以及研究假设，运用分层回归的方法，对印象管理、领导魅力、情感依附之间的关系进行检验，首先检验印象管理与领导魅力进行回归分析结果见表3。由表3可以看出印象管理及各维度对领导魅力有显著影响，Sig.值均小于0.01，因此假设1及各子假设成立。

接着检验印象管理和领导魅力对情感依附的回归分析，表4显示印象管理及各维度和领导魅力对情感依附的影响显著，Sig.值都小于0.01，假设2及各子假设除假设2d外都成立，假设3也成立。

最后验证领导魅力在印象管理各子假设与情感依附关系间的中介作用，分别建立五个回归模型。模型1将自我宣传和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量。回归模型结果发现将领导魅力也作为自变量加入模型中以后，自我宣传与情感依附的关系系数绝对值由0.311下降到0.168，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对自我宣传与情感依附起到部分中介作用。模型2将讨好和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（讨好）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对讨好与情感依附起到完全中介作用。模型3将恐吓和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恐吓）对因变量的β系数绝对值由0.369降为0.131，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对恐吓与情感依附起到部分中介作用。模型4将示范和领导魅力都作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（示范）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对示范与情感依附起到完全中介作用。模型5将恳求和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恳求）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对恳求与情感依附起到完全中介作用。所以假设4成立。

四、研究结论

本研究探讨了女性领导者印象管理对员工情感依附的影响，同时验证了领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。结果显示，印象管理对领导魅力和情感依附都具有显著的影响。通过进行回归分析，我们发现印象管理的5个维度分别对领导魅力和情感依附的因果关系显著，它们之间的相关关系很强。其中讨好、示范、恳求对领导魅力和情感依附有显著的正向影响，而自我宣传、恐吓对领导魅力和情感依附具有显著的负向影响。领导魅力对情感依附具有显著的正向影响作用。通过回归分析，我们发现领导魅力对情感依附的正向影响非常显著。领导魅力在印象管理对情感依附的影响中具有中介作用，其中领导魅力在讨好、示范、恳求对情感依附的作用机制中发挥了完全中介作用，领导魅力在自我宣传、恐吓对情感依附的作用机制中发挥了部分中介作用。

〔基金项目：本文受教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《女性高层次人才成长规律与发展对策研究》（批准号：10JZD0045-2）资助〕

（姚军梅，吉林大学商学院博士研究生。张秋惠，吉林大学商学院教授，硕士研究生导师。凌珊珊，吉林大学商学院硕士研究生）endprint

本研究中，我们采用康格和凯南格（Conger and Kanungo，1987）开发的C-K量表，该量表在1994年被康格和凯南格由原来的6个维度压缩到5个维度。共包含20个题项。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度，领导魅力C-K量表的Cronbach' α系数均大于0.7，具有很高的信度。在评量方式上采用Likert的五点积分。

本研究中情感依附的量表我们采用波利诺和特莱伊（1990）感知凝聚力模型（PCS），该量表被学者们用来测量情感依附。这个模型捕捉依附的两个维度：个体对特定组织的归属感和他或她对与成员身份有关的感情士气。共包括6个项目。该量表多次被国内外学者通过实证检验证实具有很好的信度和效度。该量表的Cronbach' a系数为0.893，在评量方式上采用五点测量法，每题以1分（完全不同意）到5分（非常同意）。分数值高，表明情感依附高。

（二）数据处理方法

本研究用SPSS17.0软件首先对变量量表的信度、效度进行检验，主要通过Cronbach's a系数来衡量信度，通过KMO值和Bartlett球型检验检验量表的效度。然后对各变量进行相关性分析，最后对自变量和因变量，自变量与中介变量，中介变量与因变量，以及三个变量之间进行回归分析，以便了解各变量间的依赖关系从而验证假设是否成立。

三、数据分析结果

（一）信度效度检验

本研究所使用的各个量表的Cronbachs α值如表1所示，可以发现每个量表的Cronbachs α值均大于0.7，表明本研究所引用的量表都具备良好的信度。

（二）效度检验

在效度检验中主要想检验量表是否可以对概念的含义进行真实的测量。本研究所引用的量表均是取自经前人实证证实过的具有良好效度的比较成熟的量表，因此内容效度都比较好，我们只需采用SPSS对量表的结构效度进行测量。在此之前，要进行KMO检验，KMO要求大于0.7，而且还要进行Bartlett检验，Bartlett检验的显著性需要小于0.05，只有这两者都符合了，才能认为量表能够做探索性因子分析。本研究的KMO检验和Bartlett检验的值，在显著性都小于0.05的情况下，KMO的值也都满足大于0.7，所以，我们认为可以继续进行探索性因子分析。通常情况下，收敛效度是需要使用因子载荷来进行测量的，因子载荷数的值越大越好，如果其值都大于0.5则表示该量表具有良好的收敛效度。还要看累计可解释方差的值，这个值越大越好，这个值越大表示各题项解释原变量的能力越强。本研究中各变量的因子载荷数值均大于0.5，并且累计可解释方差均大于60%，说明印象管理量表具有很好的效度。

（三）相关性分析

为了验证印象管理、领导魅力、情感依附之间的相互影响关系，必须首先对各变量之间进行相关性分析。相关性分析只能说明变量之间是否存在关系，并不能表明它们之间的相互影响作用。本文采用Pearson相关分析，针对各变量之间的相互关系进行验证，结果如表2所示。

从上面的分析矩阵可以看出，印象管理以及印象管理的各维度与领导魅力以及情感依附都显著相关，P值都小于0.01，领导魅力与情感依附都显著相关，并且P值都小于0.01。

（四）回归分析

根据我们的研究目的以及研究假设，运用分层回归的方法，对印象管理、领导魅力、情感依附之间的关系进行检验，首先检验印象管理与领导魅力进行回归分析结果见表3。由表3可以看出印象管理及各维度对领导魅力有显著影响，Sig.值均小于0.01，因此假设1及各子假设成立。

接着检验印象管理和领导魅力对情感依附的回归分析，表4显示印象管理及各维度和领导魅力对情感依附的影响显著，Sig.值都小于0.01，假设2及各子假设除假设2d外都成立，假设3也成立。

最后验证领导魅力在印象管理各子假设与情感依附关系间的中介作用，分别建立五个回归模型。模型1将自我宣传和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量。回归模型结果发现将领导魅力也作为自变量加入模型中以后，自我宣传与情感依附的关系系数绝对值由0.311下降到0.168，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对自我宣传与情感依附起到部分中介作用。模型2将讨好和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（讨好）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对讨好与情感依附起到完全中介作用。模型3将恐吓和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，回归结果显示，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恐吓）对因变量的β系数绝对值由0.369降为0.131，但是仍然显著（P<0.01），所以领导魅力对恐吓与情感依附起到部分中介作用。模型4将示范和领导魅力都作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（示范）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对示范与情感依附起到完全中介作用。模型5将恳求和领导魅力作为自变量，情感依附作为因变量，在引入领导魅力这一中介变量后，自变量（恳求）对因变量的影响已经不再显著，所以领导魅力对恳求与情感依附起到完全中介作用。所以假设4成立。

四、研究结论

本研究探讨了女性领导者印象管理对员工情感依附的影响，同时验证了领导魅力在女性领导者印象管理对员工情感依附的影响中起到中介作用。结果显示，印象管理对领导魅力和情感依附都具有显著的影响。通过进行回归分析，我们发现印象管理的5个维度分别对领导魅力和情感依附的因果关系显著，它们之间的相关关系很强。其中讨好、示范、恳求对领导魅力和情感依附有显著的正向影响，而自我宣传、恐吓对领导魅力和情感依附具有显著的负向影响。领导魅力对情感依附具有显著的正向影响作用。通过回归分析，我们发现领导魅力对情感依附的正向影响非常显著。领导魅力在印象管理对情感依附的影响中具有中介作用，其中领导魅力在讨好、示范、恳求对情感依附的作用机制中发挥了完全中介作用，领导魅力在自我宣传、恐吓对情感依附的作用机制中发挥了部分中介作用。

〔基金项目：本文受教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目《女性高层次人才成长规律与发展对策研究》（批准号：10JZD0045-2）资助〕

4.领导与员工流失 篇四

如果企业员工大量流失，一定是企业管理人员、管理方法出了问题。

可以通过一个实验来证明：打电话给公司离职超过3个月以上的比较优秀的员工。询问离职的原因，“当初你离开公司的真正原因是什么?”

就会发现，80%以上的人会说：“当初我离开公司的真正原因不是那个辞职报告上写的什么家庭原因、个人原因，都是借口，真实原因是我和我的直接领导合不来，不是他看我不顺眼，就是我看他不顺眼。” 千里马常有而伯乐不常有。在管理过程当中，70%的员工都是被平庸的领导折磨走的。所以决定一个人能不能取得卓越成绩的最大影响因素来自于他的直接领导。

一个人要想取得成绩有三个基本因素：自身优势、与工作岗位是否匹配、是否有一个优秀的领导。而对一个人最大的影响、对一个团队最大的影响往往来自于这个团队的直接领导，他才是一个组织环境、文化核心决策的决定因素;他才是决定一个团队的状态、员工敬业的最核心的影响要素。

在企业里面，员工在工作的过程中会有很多的问题。在这个时候，谁能第一时间来处理?就是员工的直接领导，他的一句话就能解决所有问题。团队合作是人与人之间的交流，那么就不可避免的产生摩擦和问题，谁能第一时间疏导? 直接领导、直接领导、还是直接领导!

那么要怎样处理好与上级之间的关系呢。当我们理解这一点以后就知道，要主动与领导进行联系。哒咔手机考勤，可以让员工通过手机客户端的通讯录功能，直接找到所要进行沟通的领导即可。同时也可以在其中联系其他员工。

5.领导者与被领导者的关系 篇五

12人力 齐胜楠 12090241030 领导者与被领导者的关系,与父子、夫妻、师生,以及营业员同顾客等之间的关系不同,主要表现为工作关系。这种关系,不仅存在于党政机关。而且广泛存在于部队、工厂、农村、学校等一切单位和部门。处理好领导者与被领导者之间的关系很重要。对于领导者来说,它能够使其很好地发挥领导作用,有效地指导工作、生产,使工作、生产得以顺利进行。对于被领导者来说,又能使其充分发挥积极性和创造性,自觉、主动、愉快地去进行工作。这就不仅能使领导者和被领导者双方密切配合,协调一致,把工作做好;而且由于关系融洽,甚至亲密无间,使得双方能够互相关心。

一、领导者与被领导者之间的关系

（1）指挥与服从关系

从组织行为的角度来看，领导者与被领导者所处的地位不同，一个是指挥者，另一个是服从者，领导者的“指挥者”的角色，意味着他为了大家的利益可以“发号施令”，有权指挥，安排被领导者的活动，被领导者应当听从领导者的指挥，服从领导着安排，这样组织才能正常运转起来，产生最大的绩效。在社会主义组织中，指挥与服从的关系，只是上下级的工作关系，领导者与被领导者在人格上是平等的。

（2）沟通与信任关系。

在共同完成组织预定目标的过程中，由于领导者与被领导者所处的地位不同，领导者应当在适当的场合，适当的时间，把与组织生存发展有关的情况向被领导者通报，同时积极征求被领导者的意见，以消除领导者与被领导者之间的隔阂，增进相互信任，同舟共济，共同为实现组织目标作出努力。

（3）合作与支持的关系

领导者由于处在领导岗位上，要对组织行为目标的实现负责任，因而他迫切希望与被领导者密切合作，把大家的思想统一起来，“政令畅通”。按预定的方案行事。作为被领导者应当致辞临高这的正确决策，形成一股合力，促进组织目标的达成。取得被领导者的合作，对于领导者是十分重要的。

（4）评价与监督关系

在具体的领导过程中，领导者为了调动被领导者的积极性，负有对被领导者评价的职责，能否正确评价被领导者，也是领导者领导艺术高地的一个重要表现。在担任评价的角色的同时，领导者也在接受被领导者的评价，被领导者有权监督领导者的领导行为。

二、怎样处理好与被领导者之间的关系

1、对下级要尊重

对下级增重是提升领导能力最重要的一个方面。尊重是一种巨大的力量。上级与下级，领导者与下必是一律平等的，没有高低贵贱之分。有些领导者由于修养比较差，加之性格方面的原因，遇上不合自己心意的下级，常常说出一些有伤下级自尊心的话。在这种情况下，即使领导者的话是正确的，也不会产生好的效果。

2、要信任下属

凡下属职权范围内的事情，要充分信任他们，放手让他们大胆去工作。对下级最忌半信半疑，让他干了，还总不放心。这会影响下级积极性的有效发挥。

3、要体谅下属

遇有下级工作失误时，要给予体谅，主动为下级承担责任，推功揽过，多给下属挡驾、撑腰、壮胆。如果有了成绩是自己的，有了错误是下级的，这样的领导者，不仅不被信任，而是受人防范。

4、要支持下属

对下级提出的意见和设想要重视。只要对事业和工作有利，即便与自己的想法相反，也要做好说服解释工作，以免挫伤下级的积极性。

5、要鼓励下属

对下级应多进行表扬，即便很小的成绩，也应及时地肯定，使下级感到上级对他的注意和赞赏，从而增强工作的积极性。

6、要经常商量

给下级布置工作，一般要采取商量的口气。不要以为自己是领导者，就采取下命令的方式。商量，可以调动下级的积极性，引导他们谈出自己的想法和意见；命令，意味着只有服从和执行，不利于集思广益。

7、要帮助下属

对下级的工作要以诚恳的态度给予情的帮助。下级工作出了失误，要帮助分析具体原因，总结经验教训，并找出解决问题的办法，需要对下级批评时，也要有分寸，如本人已经认识到，就不要抓住不放。

8、要头脑冷静

与下属发生争执时，作为领导者头脑一定要冷静，要用理智控制感情，先让下属把话讲完，然后再根据具体情况，心平气和地妥善处理。

9、要体贴入微

情感是一种巨大的力量，领导者对下级的工作、学习和生活关心体贴，要经常了解下属的思想：他目前在想什么？最关心的问题是什么？他有什么困难需要解决？等等。如果领导者真正这样做了，上下级之间的关系，一定会更加亲密。

10、要带头做表率

领导者要严以律已，处处起表率作用。要求下级做到的事情，自己首先必须做到；自己必须做到的事情，不一定要求下级都做到。不能完全用衡量自己工作好坏的标准支衡量下级的工作，也不能用领导者应达到的标准去衡量群众的行为，在这方面不注意，也会影响上下级关系。

三、如何处理好与领导者的关系

从领导关系的角度看，下级是一个相对的概念。在领导系统中，从最高领导开始到基层领导者为止，每个领导者都有自己的下级，不同层次的领导都面临着一个处理好与下级关系的问题。领导者处理与下级的关系中心是如何发挥下级的作用，调动起积极性。领导者在处理与下级关系式应遵守以下原则：

1、服务原则

各级领导需要牢固树立“领导就是服务”的思想，主动关心下级的疾苦，经常倾听下级的呼声，积极帮助下级解决各方面的困难，热枕为他们创造良好的工作环境。

2、民主原则

领导者要实行民主，在同下级相处中造成一种民主气氛。遇事同下级商量，善于听取下级的意见，鼓励下级发表自己的见解，尤其是应当欢迎下级提出建设性的意见和批评意见。这样才能是上下级之间增进团结，加强了解、消除隔膜，在心理上和感情上更加接近，增进心理相容感。

3、公平原则

对下级一视同仁，公平合理，是领导者处理好与下级关系的重要前提。当下级发现领导者能公正的对待自己时，心情就舒畅，工作积极性就高，反之，则会产生不公平感。领导者的不公正态度，会挫伤下属的积极性，有的甚至会与领导冲撞，以此来发泄自己的不满。

4、监督原则

6.领导如何与员工打成一片 篇六

作为领导，要想让员工打成一片，让员工帮你解决问题，领导者对员工的讲话很重要，这就需要领导说话要讲技巧，说哪些话能鼓舞士气?要是说不好就会让团队低迷，失去战斗的力量，那么应该和员工沟通?首先作为领导要时刻保持高昂的斗志，用积极的态度同员工讲话，这样有利于工作开展和问题解决，有六句话是作为领导者必须经常对部属讲，并且要常挂在觜边说：

第1句：“你的问题很好，能够解决更好”。

这句话是鼓励员工多向你反馈问题，更能够自己主动解决问题。作为一名领导，你真正期望的是员工能够自己解决问题，然后告诉你他们是如何做的。创造一种鼓励决策和授权的氛围，鼓励员工自己解决问题。(如果他们犯了错，给出反馈和知道意见，但是不要因为他们的主动而责骂他们。)这句话要常挂在嘴边，是赞扬员工的好方式，使你能更清楚和了解他们工作的状况。

第2句：“你以后要多提醒我”。

这句话是鼓励员工在你忘记一些重要工作或重要会议时候，由你身边的员工常督促和提醒你，使你不会误了事情。如果你没有时间对一个问题或者建议做出思考并给出反馈，员工通常能够理解。他们不能理解的是，你永远不再理会跟进，所以让员工来提醒你。只要员工不反感，就应该把跟进这项“烦人”的工作交给他，让员工来提醒也使他感到有工作的成就感。因此“你以后要多提醒我，不要让我忘记这件事!”，是一句要常挂在嘴边的.话。

第3句：“对不起，我错了”。

作为领导，肯定有犯错的时候，有错误不可怕，可怕的是不敢承认错误，不能面对错误，甚至掩盖问题。这样的领导是不能让员工信服的，同时也造成不良的团队氛围。好领导做错事，一定要敢紧同员工说：“对不起，我错了”，这样会引导员工都能自己主动找自己的错误和不足，而不是针对着找别人的不足和问题，更有利于团队问题的解决，

第4句：“大家如果对我有不满意的地方，请一定对我说”。

作为领导，工作肯定难尽如人意，总会有处理不妥的时候。因此，“大家如果对我有不满意的地方，请一定对我说”。这句话既表明了作为领导好的工作态度，同时也能让员工感到舒服，就算他的真的对你不满意，你能够说出来，员工的气也就消了。这表示你愿意聆听他的抱怨，所以员工对你更信任和心悦诚服。

第5句：“嗨，真的了不起——告诉我你是如何做到的。”

这句话是你经常对员工卓越工作表现的赞许，员工听了很受用。那些吹响战斗号角的员工通常并不是为了自私的原因，他们只是没有安全感。当员工告诉你某项个人工作成就的时候，不要只是说，“哦，了不起”，你应该继续下去。问问细节。问问整个情况，而不是急着结束面谈。你这样做会提高员工的自信，并且激励他们获得更多更好的业绩。因此，领导要善于激励部属，而这句话真的很有激励性。

第6句：“谢谢你。

这句话是职场场常用的礼貌语言，但说出来的语气与语调要真诚。对员工在工作中的表现，出色的完成任务，每一个努力和付出，每一种上进的工作行为，都要给予感谢，让员工感觉温暖，懂得发自内心感谢部属和他人的人，能最终得到别人由衷的致谢!

作为团队的领导不妨站在员工的角度，有时候要多想想别人的角色，想想假如你是在那种环境下，你会如何?人都是这样，如果你会替别人着想，别人也不会拒人与千里之外。但是不能过于放纵员工，赏罚分明。

要遵循几个原则：

1、要尊重员工，了解他们的疾苦和困难，帮助解决，赢得员工的认同

2、要以身作则，不允许员工做的，自己坚决不做

3、要公平公正处理问题，不偏袒每一个人

4、要开诚布公，对于自己的错误不回避，诚实的向员工解释道歉

5、要经常和员工沟通。了解他们的想法，向他们了解信息

7.领导与员工的关系 篇七

在调查研究中, 借助计算机进行测试早在1968年美国计算机辅助测试大会中就有讨论, 随后很多研究对计算机辅助评估和纸笔调查的测量对等性 (measurement equivalence, ME) 展开了研究。随着互联网技术的发展, 互联网已经成为企事业单位学习和工作中不可分割的组成部分, 很多研究也逐渐认识到网络调查是一种有效的调查方法。与传统纸笔调查方法相比, 网络调查不仅具有节省成本、搜集数据速度快、增加便利性的特点, 而且还可以打破时空限制、减少调查对象填写问卷的担忧[1]。有研究者认为, 网络调查适合对比较敏感的问题进行调查, 因为网络调查可以隐藏被调查者的身份, 使其更容易表达真实想法[2]。目前, 网络调查已经在其它学科领域得到广泛应用, 比如流行病学、地理信息系统和心理健康等。一些专门用于调查的网站也为研究者提供了调查平台, 比如国外“Zoomerang”网站可以向使用者提供250多万人容量的样本库, 国内网络调查网站“问卷星”也可以为使用者提供260多万人的样本库。尽管网络调查有很多优点, 但是这种调查方式和传统纸笔调查是否同样有效, 尚无定论, 需要对其进行深入研究。

心理学和组织行为学领域的研究者也开始使用网络搜集研究数据, 但研究成果并没有形成一致结论。比如, Fang等 (2012a) 的研究表明, 网络调查和纸笔调查两种方法测得的个体创新和一般创新具有结构不变性[3], 而Steinmetz等 (2009) 的研究认为, 网络调查和纸笔调查只能实现测量工具的部分不变性[4];Ployhart等 (2003) 对在职者和求职者的人格特征和人口统计变量的分析发现, 两种调查方式测得的变量不能满足测量不变性的条件, 和纸笔调查相比, 网络调查测得的变量方差较大、均值较低、内部一致性较高, 变量的方差协方差矩阵不具有对等性[5];Eaton和Struthers (2002) 对组织犬儒主义的研究表明, 和纸笔调查相比, 网络调查的员工更容易对组织表达愤世嫉俗的态度[6]。由于在组织行为学领域的研究仅仅用学生样本或对单因子的测量不变性 (measurement invariance, MI) 进行分析, 因而并不能解释不同变量之间关系的不变性。

在未厘清网络调查和纸笔调查获得的数据是否存在差异的情况下, 直接将这两种调查获得的数据进行合并, 并对假设进行检验的做法是值得商榷的。另外, 作者以“网络调查和纸笔调查”为关键词, 在“中国知识资源总库”、“万方数据库”和“维普中文科技期刊全文数据库”三种研究平台中搜索, 结果发现只有于洪彦和黄晓治 (2011) 、陈永泰和何有世 (2007) 两篇文章与论文研究主题相关, 这表明国内研究者很少深入探讨网络调查和传统纸笔调查的测量不变性问题。因此, 有必要以企业员工为样本, 针对网络调查和纸笔调查获得的数据, 深入研究多个变量的测量不变性以及它们之间路径关系的不变性。

二、文献回顾与研究假设

测量不变性的研究是跨文化研究领域的重要议题, 这类研究认为, 某一测量工具在一种文化背景下有效, 并不能保证在其它文化背景下也有效。如果研究者想在其它文化背景下使用该测量工具, 必须对该测量工具的测量不变性进行检验[7]。测量不变性是指测量工具在不同测验群组施测得到同一特质的程度[8], 也有研究将其称为测量对等性[3]。测量工具测量不变性的检验包括结构不变性 (configural invariance) 、测量系数不变性 (metric invariance) 、因子协方差不变性 (factor covariance invariance) 、因子方差不变性 (factor variance invariance) 和误差方差不变性 (error variance invariance) 等[4]。

Joubert和Kriek (2009) 对网络调查和纸笔调查测得的职业人格问卷的结构对等性进行了检验, 结果表明两种方法测得的变量统计分布、均值、标准差的差异并不大, 无论是网络调查还是纸笔调查, 都不会对职业人格问卷的信度和协方差结构产生显著影响[9]。Vecchione等 (2012) 以意大利企业求职者为对象, 对网络调查和纸笔调查测得的五大人格的测量不变性进行了分析, 结果表明采用这两种方法得到的五大人格具有结构不变性、测量系数不变性和测量截距不变性[10]。Yu等 (2007) 针对台湾教师样本对比了网络调查和纸笔调查测得的DES-D抑郁量表测量不变性, 结果表明采用网络调查和纸笔调查测得的DES-D抑郁量表在二阶因子结构、测量系数、测量误差方差、因子方差和信度方面具有不变性[11]。于洪彦和黄晓治 (2011) 用学生样本对两种调查方法测得的学习能力和学习态度等变量的结构不变性进行了分析, 结果支持了他们对测量模型不变性的假设[12]。Boyer等 (2002) 分别用电子调查问卷和纸笔调查问卷对消费者网络购买意向进行了分析, 研究结论表明两种调查方式获得的结果整体上是相似的, 如果设计得当, 两种调查的方式是可以相互替代的[13]。Cole等 (2006) 运用某跨国公司4 909名员工样本分析了网络调查和纸笔调查测得的变革型领导的测量不变性, 结果发现变革型领导在结构、测量系数、测量误差方差、因子方差和协方差方面具有不变性, 在纸笔量表的信度和效度得到验证的情况下, 网络调查并不影响测量量表的测量特性[14]。

领导成员交换理论认为, 由于时间和资源的限制, 领导和所有下属的关系不可能完全一致, 领导往往会和接受其角色安排的下属和满足其角色期望的下属建立良好的关系, 其他“圈外下属”只限于和领导维持履行工作职责和任务的关系[15];圈内人关系的特点是高度的信任、相互交流、支持和忠诚;属于“圈内下属”的下属会得到领导较多的关心、支持、组织信息和较多资源等[16]。

高质量的领导成员交换有助于提高员工满意度[17]和员工绩效[18], 增加员工的组织承诺[19], 降低离职意向[20]。Ilies等 (2007) 的元分析结果表明, LMX和组织公民行为之间存在较强的正相关关系[21], 社会交换理论对此提供了强有力解释。当员工和领导有较好的关系时, 领导会提供给下属一些资源, 在互惠原则的作用下, 员工更倾向忠实于他的领导, 并表现出对领导较高的承诺;员工对领导的承诺在LMX和组织公民行为之间起到了中介作用[22]。LMX与离职意向和实际离职之间也存在其它路径, De Coninck (2011) 以销售人员为样本的研究表明, LMX通过销售人员的绩效和组织承诺对离职意向和实际离职产生影响[20]。

在领导和下属互动过程中, 领导向下属传达组织的管理思想、目标和价值观。高质量LMX的下属会得到领导提供的额外资源, 比如有价值信息和晋升机会, 这会强化下属对组织的义务感, 下属可能将从领导那里得到的回报视为是组织提供给他们的, 因为领导在这过程中担任了组织代表的角色。所以, 高质量LMX可以增强下属与组织的社会交换关系, 进而提高下属对组织的承诺, 降低其离职意向。低质量LMX的下属往往得到较少的额外资源, 他们履行组织正式的职责任务, 也期望得到等价的回报, 这会扩大他们与组织的心理距离。所以, 低质量LMX的下属在得不到组织更多支持与投入时, 他们倾向于关注短期利益, 即经济交换, 进而降低对组织的承诺, 增加离职意愿[23]。

根据上述论述, 本研究提出以下假设:

假设1:领导成员交换通过组织情感承诺和领导情感承诺影响离职意向;

假设2:在网络调查和纸笔调查中, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向的信度相同;

假设3:在网络调查和纸笔调查中, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向的因子结构和测量系数相同;

假设4:在网络调查和纸笔调查中, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向的潜变量均值相同;

假设5:在网络调查和纸笔调查中, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向之间的路径关系具有不变性。

三、研究方法

(一) 数据来源

本研究中, 两种方式都采用匿名填写形式。网络调查借用“问卷星”网络调查平台进行。在设计网络问卷时, 研究者进行了以下设置, 即每道题目都设置成必答题、同一IP地址只能填写一份问卷、填写并提交的被调查者可以获得一次抽奖机会。研究的抽样方法采用滚雪球调查方式, 由研究者将填写问卷的网址发给朋友填写问卷, 再请他们将问卷转发给其他熟悉的朋友填写。网络问卷共回收有效问卷162份。参加网络调查的被调查者中, 男性占53.7%;年龄分布从19岁到49岁, 平均年龄28.17岁;57.4%为未婚;大专以上学历的占95.1%, 其中大学本科学历占54.9%;平均参加工作时间4.948年, 平均与上司共事时间为1.966年;54.3%为一般员工。

纸笔调查采用传统的调查方式, 由研究者联系企业中的朋友, 然后请他们将打印的问卷发给同事填写, 填写完之后统一交到联系人手中, 再由联系人将填写的问卷寄回给研究者。纸笔问卷共发放350份, 回收324份, 有效问卷211份, 有效回收率为60.286%。参加纸笔调查的被调查者中, 男性占48.3%;年龄分布从19岁到51岁, 平均年龄27.66岁;55%为未婚;大专以上学历的占65.4%, 其中大学本科学历占44.5%;平均参加工作时间6.235年, 平均与上司共事时间为2.111年;81.5%为一般员工。

(二) 测量工具

领导成员交换量表使用Bernerth等 (2007) 开发的量表 (Leader–member social exchange, LMSX) , 该量表体现了领导成员交换中一个较为概括性的交换概念, 反映了下属对领导的自愿行为是否会得到领导某种形式回报的感知, 能够解释离职意向、组织承诺、任务绩效和关系绩效[24]。LMSX量表共8个题目, 比如“我的领导和我之间存在一种双向交换关系”、“我的努力会得到我领导的回报”等。由于国内没有研究者使用过LMSX量表, 所以本研究采用翻译回译测量, 将英文量表翻译成中文测量量表。

组织情感承诺测量采用Allen等 (1990) 编制的组织情感承诺量表[25], 该量表共有6道题目, 比如“我真的把单位的事情当做我自己的事情来处理了”、“我非常乐意今后一直在这家单位工作”和“我对这家单位有很深的个人感情”等。该量表经李超平等 (2006) 验证[26], 具有较好的信效度。

领导情感承诺测量借鉴周建明 (2005) 研究中测量领导情感承诺的方法[27], 量表共包含6个题目, 比如“我很乐意继续跟随我现在的主管干下去”、“我感觉到我上级的问题就是我的问题”和“总的来说, 我很忠于现在这个上级”等。

离职意向测量采用李超平等 (2006) 对员工离职意向的测量量表[26], 该量表有3个题目, 包括“我经常想离开这家单位”、“最近, 我经常想换一下工作”和“明年我很有可能会找一份新的工作”。

所有量表均采用6点李克特量表进行测量, 从非常不同意 (1) 到非常同意 (6) 。

(三) 数据处理

在比较网络调查和纸笔调查的差别之前, 首先根据Baron和Kenny (1986) 的方法分别用两种调查方法获得的数据对组织情感承诺和领导情感承诺的中介效用进行验证。第一步, 以领导成员交换为自变量, 以组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向为结果变量进行SEM分析;第二步, 以领导成员交换为自变量, 以组织情感承诺和领导情感承诺为中介变量, 以离职意向为结果变量进行SEM分析。

参照吴明隆 (2009) [28]与邱皓政和林碧芳 (2009) [29]对测量不变性的分析思路, 本研究采用AMOS多群组分析方法对变量测量不变性和路径系数不变性假设进行检验。在分析过程中, 首先分析变量的CFA测量不变性, 然后根据SEM分析变量间路径系数的不变性。具体分析内容方面, 首先对基准模型进行分析, 然后逐渐对基准模型的参数加以限制, 按先后顺序检验分析因子结构不变性、测量系数不变性、因子协方差和方差不变性、测量残差不变性、潜变量变量均值差异性和路径系数不变性。

根据以往研究, 在选择拟合优度指标方面, 本研究选择CMIN/DF、RMSEA、CFI、NFI和TLI作为判断模型拟合好坏的指标[4,8,30]。

四、研究结果

由于研究采用翻译回译方法形成的中文测量量表, 所以在进行其它分析之前, 首先用纸笔问卷调查的数据对LMSX的结构进行了CFA验证, 去掉2个因子负荷较低的题目之后 (我领导和我之间存在一种双向交换关系、我没有必要去明确我领导回报我的具体条件) , 结构方程拟合优度均达到良好水平 (CMIN/DF=1.572, RMSEA=0.052, CFI=0.991, IFI=0.991, TLI=0.980) , 最终保留6个题目, 包括“如果我为我领导做了什么, 他/她最终会回报我”、“我的努力会得到我领导的回报”、“当我在工作上付出努力时, 我领导会给予我回报”等。以后的分析都是用经过CFA验证后的这6个题目形成的LMSX。

注:网络调查n=162, 纸笔调查n=211;**p<0.01, *p<0.05。

表1和表2是组织情感承诺和领导情感承诺中介作用检验结果。其中, 网络调查分析结果表明, 在第一步分析中, 领导成员交换和组织情感承诺 (β=0.374, p<0.05) 、领导情感承诺 (β=0.684, p<0.05) 及离职意向 (β=-0.319, p<0.05) 均显著相关, 且模型拟合优度达到可接受水平;在第二步分析中, 领导成员交换和离职意向的直接关系不再显著, 表明领导成员交换和离职意向的关系被组织情感承诺和领导情感承诺完全中介。而在用纸笔调查数据进行分析时, 第一步的模型拟合优度有点不理想, 但这一步分析中的路径系数均达到显著水平 (如表2所示) 。因修正因子导致的模型拟合优度不理想的情况在第二步分析中得到很大改善 (如表1所示) 。综合表1和表2的分析结果, 假设1得到支持。

注:网络调查n=162, 纸笔调查n=211;**p<0.01, *p<0.05。

表3是领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向的均值、标准差、偏度、峰度、α系数和相关系数的数值。表3结果显示: (1) 四个研究变量的网络调查均值和纸笔调查均值之间的差异并不是太大, 且四个研究变量的方差也没有太大差异; (2) 研究变量的偏度和峰度结果表明, 两种调查获得的数据分布是相似的; (3) 四个研究变量的内部一致性α系数都在0.8以上, 表明研究变量有较好的信度; (4) 网络调查和纸笔调查获得的研究信度差异在0.053-0.011之间, 差别并不大。因此可以认为两种调查方式可以得到相同的信度, 假设2得到支持。

在四个研究变量的相关系数方面, 两种调查方式得到的结果具有一致性, 且均达到显著水平。离职意向和领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺显著负相关, 领导成员交换、组织情感承诺和领导情感承诺之间显著正相关, 这一研究结果也和以往研究中四个变量的相关性结论是一致的。

注:斜对角线以下部分是网络调查 (n=162) 的分析结果, 斜对角线。以上部分是纸笔调查 (n=211) 的分析结果;**p<0.01, *p<0.05。

注:除基准模型外, 每个模型都是在前一个模型的基础上加上相应的参数限制。

注:**p<0.01, *p<0.05。

为了进一步检验网络调查和纸笔调查之间的差异性, 研究采用多群组分析方法对数据进行分析检验。表4结果显示, 多群组测量模型不变性检验的拟合优度均达到要求, CFI、IFI、TLI都大于0.9, RMSEA都小于0.8, CMIN/DF都小于3, 表明除基准模型外, 其它逐渐增加参数限制的各模型拟合结果良好。

为了进一步比较不同测量模型之间的不变性, 研究通过嵌套模型比较各模型之间的差异。从表5到表7的结果表明, 虽然测量残差相等模型的拟合优度达到良好水平, 但是测量残差相等模型还是和其它模型之间存在差别, 这表明网络调查和纸笔调查获得的测量残差相等模型不能被接受。不过, 表4、表5和表6的结果表明, 在两种调查方式中, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向的因子载荷、方差和协方差相等, 所以假设3得到支持。

注:**p<0.01, *p<0.05。

注:**p<0.01, *p<0.05。

注:**p<0.01, *p<0.05。

根据邱皓政和林碧芳 (2009) 的建议, 在进行潜变量均值差异性检验时, 需要将一组的均值设定为0, 让另外一组的均值进行自由估计。本研究将纸笔调查均值设定为0, 让网络调查的均值自由估计。如果数值差异为负数, 则说明网络调查获得的均值小于纸笔调查;反之, 如果均值差异为正数, 则说明网络调查获得的均值大于纸笔调查。表8的结果显示, 和纸笔调查相比, 网络调查测得的领导成员交换 (C.R.=-2.959, p<0.01) 和领导情感承诺的均值较小 (C.R.=-3.478, p<0.01) , 且达到显著水平;组织情感承诺的均值虽然较小, 但没达到显著水平 (C.R.=-1.118, p>0.05) 。不过, 在网络调查中, 离职意向的均值要大于传统纸笔调查 (C.R.=4.694, p<0.01) 。因此, 假设4得到部分支持。

注:除基准模型外, 每个模型都是在前一个模型的基础上加上相应的参数限制。

邱皓政和林碧芳 (2009) 认为, 在进行路径结构恒等性检验时, 必须首先对因子结构和因子载荷恒等进行测量不变性检验[29]。上述分析结果表明, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向四个因子具有结构和因子载荷不变性, 故本研究在此基础上进行多群组路径系数不变性和路径结构嵌套模型对比分析。路径结构模型不变性检验结果表明, 除测量残差相等模型的拟合优度较差外 (CMIN/DF=2.009, RMSEA=0.052, CFI=0.896, IFI=0.896, TLI=0.894) , 其它模型的拟合优度都达到可接受水平 (如表9所示) ;嵌套模型分析结果表明, 测量残差相等模型确实和其它模型存在差别 (p<0.01) , 而其它模型之间并不存在显著差异 (如表10所示) 。假设5认为, 在网络调查和纸笔调查中, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向之间的路径关系具有不变性, 而嵌套模型分析中, 路径系数相等模型与因子载荷相等模型 (p=0.363>0.05) 、结构方差和协方差相等模型 (p=0.735>0.05) 之间的差别不显著 (如表10所示) , 所以可以将因子之间的路径系数视为相等, 假设5得到支持。

注:**p<0.01, *p<0.05。

五、讨论

领导理论的研究关注领导如何对下属的态度和行为产生影响。该领域的研究认为, 领导和下属的领导成员交换关系可以影响员工的态度和行为。根据互惠原则, 高质量的领导成员交换质量可以影响员工对领导和组织的情感承诺, 进而对员工行为产生影响。本研究运用企业员工样本, 不仅证实了组织情感承诺和领导情感承诺在领导成员交换和员工离职意向之间的中介作用, 而且还进一步证实网络调查和纸笔调查两种调查方法获得的数据在变量测量和路径系数方面具有不变性, 进一步扩展了Cole等 (2006) 的研究。

第一, 表3的结果表明, LMSX、组织情感承诺、领导情感承诺和员工离职意向在峰度和偏度方面都比较小, 说明网络调查和纸笔调查获得的数据的分布形态是一致的, 基本上都服从正态分布, 这一研究结果进一步支持了以往研究结论。此外, 在网络调查和纸笔调查中, LMSX、组织情感承诺、领导情感承诺和员工离职意的相关系数、信度系数表现出较高的一致性。

第二, 以往很多研究者担心 (比如Cole等, 2006;Brock等, 2012) 调查量表在开发过程中都是使用纸笔问卷进行调查, 经过信效度验证的纸笔量表在运用网络进行调查的过程中不一定仍保持较好的信效度, 因此他们呼吁必须要对网络调查和纸笔调查的对等性进行验证[14,31]。我们的研究结果表明, 网络调查和纸笔调查方法并不影响LMSX、领导情感承诺、组织情感承诺、离职意向的测量对等性以及它们之间路径关系的对等性。这一研究结果与Joubert等 (2009) 和Cole等 (2006) 的研究结果一致。另外, 以往以学生为样本的研究结果是否在其它样本群体中成立需要深入研究, 其研究结论的可推广性受到限制。本研究在集体主义文化背景中采用企业员工样本, 不仅验证了网络调查和纸笔调查可以得到一致结果, 而且还为测量一致性的研究文献提供了良好的佐证, 进一步扩展了Davison等 (2006) 和Fang等 (2012b) 的研究。

第三, 在LMSX测量有效性方面, 本研究用纸笔调查获得的数据对LMSX进行CFA检验, 结果表明在删除因子载荷较低的题目之后, 模型的拟合优度均达到可接受水平。通过网络调查和纸笔调查测量不变性和路径系数不变性的分析, 研究发现LMSX均保持较好的信度和效度, 而且和组织情感承诺、领导情感承诺和离职意向的相关系数保持不变。这说明, 如果将领导成员交换界定为下属对他们的自愿行为是否会得到领导某种形式回报的一种感知, 根据这一界定开发员工对这种投入回报感知的测量工具不但具有可行性, 而且还表现出良好的信度和效度, 并与其它校标变量 (如领导情感承诺、组织情感承诺等) 有较强的相关关系。由于本研究着重分析网络调查和纸笔调查的差别, 并没有深入分析LMSX和其它相关测量工具之间的关系, 未来研究可以进一步深入分析LMSX是否能够在LMX-7和LMX-MDM的基础上解释校标变量的额外方差。

第四, 我们的研究结果表明, 网络调查和纸笔调查在LMSX、领导情感承诺、组织情感承诺和离职意向在测量残差方面不具有对等性, 这与Fang等 (2012b) 研究者在测量不变性研究中对测量残差的研究结论是一致的。对于测量残差不对等的问题, Steenkamp和Baumgartner (1998) 认为, 在测量不变性的所有方面都满足要求是很少见的, 检验测量不变性需要考虑研究者的研究目的, 而不应仅仅依据统计数据进行判断。如果仅仅是检验相同变量在不同群组之间的结构是否相同, 只要不同群组对变量结构有相同的界定即可;如果是检验不同变量之间的关系, 就需要检验测量变量的因子符合是否在不同群组之间具有不变性[32]。我们的研究结果表明, 研究变量在因子结构、因子载荷、因子方差和协方差、路径系数方面具有不变性;根据研究目的, 研究在测量残差方面不对等也是可以接受的。

第五, 我们的研究还表明, 网络调查和纸笔调查获得的潜变量均值存在不同。和纸笔调查相比, 网络调查中离职意向的均值较大, 而网络调查中的LMSX、组织情感承诺和领导情感承诺的均值较小, 且除组织情感承诺外, 其它变量均值的差异都达到显著水平 (如表8所示) , 这表明, 虽然网络调查和纸笔调查两种调查方法可以实现变量结构、因子载荷、因方差和协方差方面的不变性, 但是这两种调查方式并不能使潜变量的均值具有恒等性。对此, Fang等 (2012) 认为, 在开放匿名的网络平台中, 被调查者会觉得更加开放, 在纸币调查中的约束感也会被解除, 因此网络调查和纸笔调查获得的潜变量均值会存在不同[3]。以往对于网络调查和纸笔调查测得的潜变量均值不等的结论中, 有研究认为网络调查测得的变量均值较小[5], 也有研究认为网络调查测得的变量均值较大[14]。对此, 本研究结论表明, 针对比较敏感的问题, 网络调查的均值较大, 而针对不敏感的问题, 网络调查测得的均值较小。例如, 离职意向对企业员工来说是一个比较敏感的问题, 在集体主义和高权力距离文化背景下, 员工即使有离职意向也不愿意表达出自己的这种真实想法;而在网络环境中, 员工会感觉更加自由, 并不受约束地表达自己的想法, 所以离职意向在网络调查中的均值较大。

第六, 以往研究中学者担心运用网络调查时, 网页设计以及和计算机相关的特有因素会影响网络调查的有效性, 但随着网络技术和计算机技术的进步, 上述问题已经得到解决, 而且调查者还可以根据研究目的设计合适的问卷风格等。以往研究还认为, 很多其它因素也会影响网络调查和纸笔调查测得变量的对等性, 比如被调查者对两种调查方法的态度、被调查者填写问卷时的网络状况和被调查者可能重复填写并提交问卷等[33,34]。对此, 为了尽量提高网络调查的有效性, 避免网络调查回收率低等问题, 我们建议未来研究者可以选择滚雪球抽样方式进行调查。在设计问卷时, 针对遗漏问题, 研究者可以根据需要设置选项, 比如限制一个IP地址提交多份问卷、遗漏提醒等。被调查者填写完问卷后, 研究者可以提供一些奖励措施, 比如抽奖机会等。

虽然, 我们的研究获得了积极结果, 但是横截面研究设计是本研究的一个缺陷, 纵向研究设计可能更能说明组织行为研究领域中两种调查方式是否可以相互替代。本研究结果表明网络调查和纸笔调查测得的潜变量均值不相等, 这一结论和Vecchione等 (2012) 、Fang等 (2012) 研究者的研究结论类似, 未来的研究可以针对造成均值不等的原因进行深入研究。Fang等 (2012b) 的研究表明, 调查赞助商和提供商的声誉可以影响被调查者对网络调查的反映态度[35], 由此, 在组织行为研究领域, 不同调查主体发布的调查问卷的回收质量是否会依据被调查者对网络调查态度的不同而有所不同?这一问题也值得学者深入研究。

六、结论

本研究一方面讨论了领导成员交换与离职意向关系中组织情感承诺和领导情感承诺的中介作用, 另一方面运用嵌套模型的方法比较网络调查与纸币调查在研究领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺与离职意向关系议题中的异同。研究结果表明: (1) 组织情感承诺与领导情感承诺在领导成员交换与离职意向关系中起到了中介作用; (2) 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和员工离职意向在网络调查与纸币调查中获得的数据形态都服从正态分布, 具有一致性; (3) 在测量信度、测量模型不变性以及路径关系不变性方面, 领导成员交换、组织情感承诺、领导情感承诺和员工离职意向在网络调查与纸币调查两种调查方法中也具有一致性; (4) 网络调查与纸币调查对潜变量测量的均值存在差异, 而造成均值差异的原因是测量问题的敏感性。针对比较敏感的问题, 网络调查的均值较大;而针对不敏感的问题, 网络调查测得的均值较小。未来研究可以有选择地使用两种调查方法, 但如果研究者用网络调查和纸笔调查两种方式进行取样, 为确保研究结论的可靠性, 在应用合并数据分析研究假设之前应进行测量不变性的检验。

摘要：本文采用验证性因子分析和嵌套模型, 以领导成员交换与员工离职意向关系为例, 对网络调查和传统纸笔调查进行对比分析。研究结果表明:组织情感承诺、领导情感承诺在领导成员交换和员工离职意向之间起中介作用, 这四个变量在网络调查和纸笔调查不同群组之间具有测量模型不变性、变量测量信度不变性和路径系数的不变性;针对比较敏感的问题, 网络调查的变量均值较大, 反之则较小。

8.转型时期企业与员工的关系管理 篇八

关键词：企业 员工 关系 血汗工厂

一、企业与员工的关系

传统的观念中，关于企业与员工的关系，有两种说法：有机体论。顾名思义，如果将企业比作一个有机体，那么员工就是企业的新鲜的血液，企业给员工提供生存和发展的环境。其二是利益交换论。上个世纪著名的社会学家布劳提出的“社会交换”理论，即主张人类的一切行为都受到某种能带来奖励和报酬的交换活动的支配，人类一切社会活动都可以归结为一种交换，人们在社会交换中所结成的社会关系也是一种交换关系。在这种理论的指导下，参与企业活动者，即企业和员工都是精于计算的理性经济人，企业依靠员工支撑企业运营，制造更多的经济效益；员工贡献自己的劳力，换取自己的各项需求，经济、社会地位等等。那么企业和员工之间到底是什么关系？

（一）法理学角度的解析

雇佣关系。雇佣关系是指受雇人与雇佣人约定，由受雇人为雇佣人提供劳务，雇佣人支付报酬而发生的社会关系。实际生活中常见的雇佣形式有：家庭雇佣保姆，私人之间的雇佣（如车主雇人开车），雇请钟点工等。

劳动关系。劳动法中所称的劳动关系，包括劳动合同关系和事实劳动关系。劳动合同关系应是指机关、企业、事业、社会团体、个体经济组织（统称用人单位）与劳动者之间，依照劳动法的规定，签订劳动合同，使劳动者成为用人单位的成员，接受用人单位的管理，从事用人单位指定的工作，并获取劳动报酬和劳动保护所产生的法律关系。

（二）社会—经济学角度的解析

成长关系。企业给员工提供薪酬、晋升、福利及工作环境，是员工自我实现过程中重要的组成部分。员工给企业提供体力的、脑力的劳力，给企业不断地争取效益。员工从企业中获得工作经验，汲取营养。

合作关系（非零和博弈）。即使是资本家横行的时代，雇用人和受雇者也不是零和博弈的关系，而是合作下的非零和博弈，企业利益诉求与员工的利益并不完全冲突，员工的个人目标也可以在企业实现目标的同时实现，反之亦然。博弈双方存在“双赢”局面的可能。

然而，完美的理论是理想状态，实践总是存在着滞后性。近年来，“血汗工厂”的频繁曝光，富士康十三连跳事件、GUCCI血汗工厂、华为员工过劳死等等。作为一个外显，“血汗工厂”折射出目前企业与员工关系的现状不容乐观。

二、企业与员工的冲突外显——血汗工厂

血汗工厂指一间工厂的工业环境恐怖，工人在危险和困苦的环境工作，包括与有害物质、高热、低温、辐射为伍，且长工时，低工资等；血汗工厂多数在缺乏法律和公义支持工会保障的社会，再加上利润最大化的工厂老板主导。

血汗工厂的频繁曝出并非空穴来风。那原因究竟何在？分析得出，血汗工厂主要集中在第三世界国家以及中国、台湾地区、印度等地。这些地区有着一定的共性：劳动力的主要的技术构成是一样的，以劳动密集型为主导，劳动力的素质平均水平不高，成本低廉是最大的诱饵，给跨国的代工工厂，重污染的企业提供了存在的土壤。其次，受历史的惯性的影响，血汗工厂集中的这些地区曾经一段时间为西方国家的殖民地或半殖民地，历史上政治的威慑，形成了一种受压迫的文化。只是，在新时期，这种威慑更换了场域，从政治场转为经济场。

员工关系问题的集中爆发，是一个敏感的经济转折期的信号。在中国成长的企业，到了需要脱胎换骨的新坎上。

三、缓和企业和员工关系的关键要素

（一） 企业转型

改变传统的片面追求经济的利益诉求，重视完善企业社会责任的机制，构建和谐向上的企业文化，企业的社会地位也是一種无形的资本。用布尔迪厄的话说就是社会资本。其次，改善企业的技术构成，扭转传统的劳动力结构。劳动密集型的产业，可以引进机械化生产，引进机器的成本可以与人力资本抵消，减少“员工机器人”现象的出现。

（二） 企业工会

企业工会要独立于企业而存在，着实起到监督、牵制的作用。重视员工心理疏导，加强企业社会工作的建设。企业社会工作的主要功能有协助困难员工摆脱困境、重建企业员工信心、增强企业凝聚力、维护员工合法权益等等。1企业社会工作为职工解决实际问题，提升福利水平，改善工作环境和条件，以及技能培训等方面的服务介入，可以在很大程度上缓解企业与职工之间的矛盾与冲突，从而提高企业的管理效率。

（三） 企业领导者企业与员工关系的紧疏，孕育在企业的文化中，而特定的企业文化却是领导者们极力构建的。所以，企业和员工的关系，离不开领导者的个人魅力和素质。正所谓“义者不为不仁者死，智者不为暗主谋”，魅力型领导也是成本最低的，如今看来，马克思·韦伯的克里斯玛型权威依旧有展现的市场。企业领导者要激励能力、控制情绪的能力、倾听的能力，同时要有职业的敏感性，关心员工的成长，重视员工想法的反馈。针对员工反应的问题也能够及时的解决。好的领导，是企业具有凝聚力的前提条件。

注解：

① 李晓凤.社会工作——原理·方法·实务〔M〕.武汉大学出版社.2008：495—497.

参考文献

[1] 布迪厄，华康德.实践与反思：反思社会学导引〔M〕.李猛，李康译.邓正来校.中央编译出版社1998：162

[2] 李晓凤.社会工作——原理·方法·实务〔M〕.武汉大学出版社.2008：495—497.

[3] 闫晓娟.企业社会工作及其在企业内部员工关系管理中的运用[J].社会工作实务研究