2011 TOPCO 崇越論文大賞 論文題目 真誠領導對前瞻性行為影響之研究 : 對主管認同與調節焦點一致性的調節 - 中介模式 報名編號 : E0083 0

2011 TOPCO 崇越論文大賞 論文題目 真誠領導對前瞻性行為影響之研究 : 對主管認同與調節焦點一致性的調節 - 中介模式 報名編號 : E0083 0

真誠領導對前瞻性行為影響之研究 : 對主管認同與調節焦點一致性的調節 - 中介模式 摘要本研究採用調節中介模式, 探討真誠領導 對主管認同 前瞻性行為及調節焦點一致性間的關係 研究結果顯示 :1. 對主管的認同對前瞻性行為有正向關聯 2. 對主管的認同在真誠領導與前瞻性行為間有完全中介效果 3. 調節焦點一致性在對主管的認同與前瞻性行為間有顯著調節效果 調節焦點一致性高, 對主管的認同與前瞻性行為的正向關係愈強 4. 真誠領導透過對主管認同影響前瞻性行為有顯著的條件性間接效果 ( 以調節焦點一致性為調節變項 ) 關鍵字 : 真誠領導 對主管的認同 前瞻性行為 調節焦點配適壹 導論過去二十年, 學者們針對領導研究, 提出了許多正向的領導風格, 包括交易型 轉換型 魅力型及願景式等 綜觀這些新興的領導風格, 仍多著重於工作績效或以組織之 願景 為目標來表現其領導行為, 非發自領導者本身 然而十多年來, 在大環境中, 各種組織包括公營或私營企業的弊案 醜聞層出不窮, 發生於大公司的違反道德事件更屢屢使大家無不哀嘆, 大企業背後竟隱藏著許多可怕的道德黑暗 弊案的揭露令人感嘆人性對利益錢財誘惑的挑戰, 但另一方面, 卻也藉此喚醒學術與實務界對組織中領導者自我道德問題的重視 Luthans 和 Avolio(2003) 尌以轉換型及道德領導為基礎提出了真誠領導理論 (Authentic Leadership Theory) 真誠領導理論強調的是組織中領導者是否能真誠的表現其想法, 擁有正向心理資本, 並能夠自我察覺及自我調適其行為 學者們藉著研究組織中領導者的真誠領導程度, 探討其對組織或個人工作績效的影響 從近年許多實證研究我們已可得知, 真誠領導者會透過察覺個人的感受或認知, 了解自我信念和價值觀, 客觀地判斷或分析相關資訊, 並展現其最真實的一面之領導方式, 來對其跟隨者產生正向的影響效果 過去已有許多探討真誠領導對部屬的正向影響效果的實證研究, 例如真誠領導對部屬工作績效 工作滿意度 組織承諾和工作投入的研究 (Walumbwa et 1

al.,2008), 行為面則有對部屬組織公民行為影響的研究 (Walumbwa, Wang, Schaubroeck and Avolio,2010) 真誠領導為新興的領導理論, 然而從近年研究中我們也可發現, 針對真誠領導對部屬行為的相關探討相對少了許多 Walumbwa 等學者 (2010) 的研究結果指出, 真誠領導會透過部屬對主管的認同來間接影響部屬的組織公民行為 在部屬行為的概念中, 前瞻性行為 (proactive behavior) 的內涵與組織公民行為十分類似, 它們強調的均是組織成員會採取在非正式工作規定下的角色外行為 但是相較之下, 組織公民行為則較重視員工所採取的行為是發自內心, 熱心地去協助同事或主管的工作 ; 而前瞻性行為則不只強調員工的主動行為, 也重視此行為是否能協助改善組織的現況 前瞻性行為 (proactive behavior) 的概念在學術領域發展已有一段時間, 然隨著大環境的變化越來越快速, 競爭漸趨激烈, 組織無不冀望員工們能擁有更彈性 更積極主動的工作態度及行為, 以助組織因應動態環境中的競爭 在台灣, 從約莫十年前開始, 國家陸續提出且執行了公營企業民營化的政策, 期望透過民營化, 提高企業競爭, 進而刺激其營運績效的成長 再加上開放某些民生工業的經營 ( 如台塑石油 ), 在這樣的政策環境中, 即使尚未真正民營化, 許多可能即將民營化的公營企業, 紛紛開始為未來可能面臨的大幅變動及競爭做準備 因此, 本研究參考行政部經濟建設委員會的公布資料, 挑選已列入民營化名單多年的四家公營企業, 分別為台灣菸酒 台灣電力 台灣糖業及中國石油股份有限公司為研究對象, 探討四家企業中主管真誠領導與其直屬部屬前瞻性行為的關係 綜合上述, 根據 Walumbwaal.(2010) 的研究, 以及前瞻性行為在現今競爭激烈的產業環境中之重要性, 本研究欲探討真誠領導與前瞻性行為間可能的中介變項 - 對主管的認同, 試圖驗證對主管的認同在真誠領導與前瞻性行為間是否會具有完全中介的效果 過去已有許多研究結果顯示領導者與部屬之間在各方面的一致或相似性, 如價值觀 (Ashkanasy & O Connor, 1997) 態度的一致(Engle & Lord, 1997) 對彼此關係及行為的影響 其次, 個人行為研究中的態度理論, 認為影響態度的包含有情感 認知及行為 其中, 認知與行為間的關係表示, 個體對某個對象的認知會對其行為產生影響 因此, 我們可推估當組織中部屬認知到其主管和他 / 她有較 2

相似的特質時, 將引發部屬更多的正向行為 再者, 計劃行為理論 (theory of planned behavior) 認為, 決策者的行為 (behavior) 會由個體的行為意向 (behavioral intention) 所決定, 行為意向愈強, 未來尌愈可能產生此行為表現 而個體的信念會形成對某行為所持的態度, 進而影響其行為意向, 引發其採取此行為 在動機理論中, 調節焦點理論 (Regulatory Focus Theory) 將個體追求目標的動機分為求成焦點 (promotion focus) 和避敗焦點 (prevention focus), 前者指的是個體會以趨近的方式達到目標, 且會較熱衷於追求目標和自我的成尌, 對於正向的結果較為敏感 ; 後者則是個體以避免或預防犯錯的方式來達到目標, 較重視是否盡到義務及安全, 且對負面的結果較為敏感 調節配適 (regulatory fit) 的概念來自於調節焦點理論, 但傳統調節配適的定義指的是個體採行追求目標的方式與其調節焦點傾向配適時的狀態 (Higgins, 2000, 2005), 在過去多年也已被擴展應用至組織及社會領域等中, 舉凡調節焦點傾向與其做決策時選擇方式間的配適 (Idson et al., 2004), 亦或調節焦點傾向及某特定情境的配適 (Camacho, Higgins, & Luger, 2003) 而近年也開始有學者研究個體間的調節配適, 並在組織環境中以此來探討領導者與部屬之間的關係 (Ritchie, 2009) 但從這些研究中我們也可發現, 學者們研究的大多是主管領導風格與部屬調節焦點傾向的配適 (Kark and Van-Dijk,2008), 或者是發展出認為當調節配適高時所產生主管與部屬間關係品質的狀態 (Medvedeff and Lord,2005), 卻少有研究直接探討主管與部屬兩者調節焦點之間的一致性 因此, 綜合上述, 並依據計劃行為理論, 本研究欲探討主管與部屬調節焦點一致性在對主管的認同與部屬前瞻性行為間的調節效果 再者, 參考 Preacher,Rucker 和 Hayes(2007) 提出的條件性間接效果 (conditional indirect effect), 本研究將進一步探討此調節效果對本研究中介效果 ( 對主管的認同在真誠領導與部屬前瞻性行為間的中介效果 ) 的影響程度為何 貳 文獻探討與假設推論一 真誠領導真誠領導最早由 Luthans 和 Avolio 在 2003 年所提出, 定義為 組織中的真誠領導是由正向心理資本 ( 包含自信 樂觀 希望和回復力 ) 與已高度發展的組織環境 3

互動中所發生的過程 Kernis(2003) 提出真誠的四項內涵, 包括了 (1) 自我意識 (self-awareness): 個體對自己的動機 感受 欲望和自我相關認知的意識及信任 ; (2) 不偏的過程 (unbiased processing): 個體會客觀且理性地去接受 評斷與自己相關的正負面訊息 屬性和特質 ;(3) 真誠行為 (authentic action): 個體的行為和其價值觀及偏好具有一致性 ;(4) 真誠的關係 (relational authenticity): 個體會在和自己親近的關係中表現真誠 不做作 之後真誠領導的研究大多也是以 Luthans 和 Avolio(2003) 所提到的真誠領導者的正向心理資本概念及 Kernis(2003) 的此四個真誠內涵為基礎來進行對真誠領導的探討 Avolio 和 Gardner(2005) 也彙整了之前學者們對真誠領導者的定義及部屬會受到心理層面的影響 認為真誠領導者包括了有以下的特質 :(1) 正向心理資本 ; (2) 正向道德知覺 ;(3) 自我意識 ;(4) 自我調適 在真誠領導者對部屬影響的相關研究方面,Avolio, Gardner, Walumbwa, Luthans 和 May(2004) 發展出 真誠領導者對部屬的態度和行為影響機制模型, 說明了真誠領導者對部屬態度和行為的影響, 此模型包含可能的中介因素 - 希望 信任和正向情緒 研究者們認為真誠領導者會先透過部屬對領導者及社會的認同, 產生希望 信任和正向情緒, 接著在藉此引導出部屬包括有承諾 滿意度 意義感及投入等工作態度, 最後產生較佳的績效等工作行為 接著 Ilies et al.(2005) 則以 Kernis(2003) 的真誠四要素為基礎, 發展出 真誠領導影響領導者及部屬的幸福感模型 模型列出了真誠領導者的四項特質 : 自我意識 不偏的資訊處理過程 真誠的行為及與他人真誠的關係 (Kernis, 2003), 透過這些特質來達到自己的幸福, 包括了個人印象 自我發展 心流經驗及自我效能 自尊 對部屬則是透過個人和組織認同 正向情感認知 正向行為模範 支持的自我決定及正向的社會交換關係來使部屬達到幸福 此架構連結了真誠領導者的內涵與領導者 部屬幸福感的關係, 在真誠領導的理論發展上有很大的貢獻 其中,Ilies et al.(2005) 認為在探討真誠領導者影響部屬的績效或滿意度時, 都應該以此模型作為探討的基礎 回顧真誠領導從 2003 年被提出至今, 從真誠領導的定義, 包含針對真誠領導者的內涵 擁有的特質相關態度 行為取向的研究, 同時也有許多學者提出了相關的研究假說 模型成為未來實證研究的基礎 Walumbwa et al.(2010) 的研究結果已顯示, 真誠領導和對主管的認同有正向關聯, 且真誠領導會透過對主管的認同 4

來對部屬的組織公民行為產生正向影響 因此, 本研究也以此為基礎, 將探討部屬對屬管認同在真誠領導與部屬前瞻性行為間的中介效果 接著, 將進行對主管的認同與前瞻性行為過去的相關文獻探討, 並推論本研究假設 二 對主管的認同對主管的認同之概念源自於個人認同 (personal identification),kart, Shamir 和 Chen(2003) 借用了 Pratt(1998) 對組織認同的定義來說明個人認同, 認為當個體將某個人 ( 如領導者 ) 的信念 形象當作自我參考或自我定義的內容時, 將對此人產生認同感 此外, 以組織中領導者與部屬為例,Pratt(1998) 也提到個人認同會由兩種方式來呈現 : (1) 部屬的自我概念中會認為他的價值觀和領導者是相近的 ;(2) 會引發部屬想改變或重新確認他的自我概念, 使自己的價值觀及信念變得與領導者越來越相似 組織中, 領導者是部屬形成關係自我概念的重要人物之一 (Kark & Shamir, 2002; Kark, Shamir, & Chen, 2003), 因而使部屬對領導者的個人認同也成為了影響部屬態度及行為之重要因素 (Conger & Kanungo, 1998; Kets de Vries, 1988; Shamir et al., 1993; cf. Kelman, 1958;Wang & Rode,2010) 部屬透過他與領導者之間關係來定義自我, 形成其自我概念, 使該部屬產生對領導者的認同 (Kark & Shamir, 2002; Kark et al., 2003; van Knippenberg et al., 2004) 過去已有些學者已將此概念用於魅力型及轉換型領導之研究中, 目前也越來越受到學者們的重視 (Kark, et al., 2003) Shamir et al.(1993) 以自我概念理論來說明魅力型領導者影響部屬的過程, 提出許多相關假設 其中指出了魅力型領導者會透過形塑部屬的自我概念來對其行為發揮影響力, 會由三種心理歷程來進行 :(1) 個人認同 (2) 社會認同 (3) 價值觀的內化 其中的個人認同, 也尌是部屬對領導者的認同會使他嚮往擁有和領導者一樣價值和特質, 進而產生態度或行為上的改變, 包括個人對領導者及任務的忠誠 自我犧牲 組織公民行為及工作意義 此外, 根據過去研究, 部屬對領導者的個人認同是魅力型領導影響部屬的基礎 (Kets de Vries,1988) 及中心機制 (Conger & Kanungo,1998), 也是主要影響部屬內化領導者價值觀及願景的來源 (Conger, 1999) 接著,Shamir, Zakay, Breinin 和 Popper(1998) 針對 1993 年提出的研究假設, 對 5

魅力型領導者的行為 個人層次相關及群體層次進行實證研究 其中的個人層次則包含了部屬對領導者的個人認同及信任 雖然研究結果顯示魅力型領導者的領導行為並不會對部屬對領導者的認同及信任有正向影響, 但作者也說明可能是因為之前提出的假設 (Shamir el.,1993) 中, 將自我概念與許多的認同概念作連結, 包含有對領導者 任務 群體及整個組織系統的認同, 但是卻忽略了這些認同概念互斥的可能性 同樣地已有許多研究提出了與魅力型領導相同的概念, 認為轉換型領導主要是透過影響部屬的自我概念來發揮其影響力 (Kark & Shamir, 2002; Lord, Brown, & Freiberg, 1999; Shamir, House, & Arthur, 1993; Van Knippenberg, et al., 2004),Kark, Shamir 和 Chen(2003) 的研究結果也發現轉換型領導與部屬對領導者的個人認同有正向關係, 並且轉換型領導可透過此個人認同來間接影響部屬的依賴 此外,Wang 和 Rode(2010) 則研究了創造氣候及對轉換型領導者的個人認同在轉換型領導與部屬創造力之間的調節關係, 研究結果雖推翻了這兩個變數的調節效果, 但支持了另一假說 - 創造氣候在轉換型領導和部屬創造力間的調節關係是決定於部屬對領導者的個人認同 也尌是說, 必須在部屬對領導者有高度個人認同的情況下, 高創造氣候中的轉換型領導才會對部屬創造力有更大的影響 雖然過去許多研究均已證實部屬對領導者的個人認同在魅力型及轉換型領導中的重要性, 但針對此個人認同在領導者行為與領導效益 ( 如部屬工作績效或工作滿意度 ) 之間的中介效果仍未經實證研究 個人認同概念的發展, 從 Kelman(1958) 至今已有很長一段時間, 但在組織中部屬對領導者的個人認同, 卻是從 1990 年代之後才開始受到注意, 且相較於社會認同及組織認同, 相關研究也明顯少了許多 然而透過近年的研究, 可知部屬對領導者的個人認同在魅力型與轉換型領導中的重要意涵, 例如領導者能透過部屬對領導者的個人認同感來增強對部屬的正向影響 經過以上文獻回顧, 本研究將 個人認同 定義為組織中部屬對領導者的認同, 也尌是部屬會以領導者的信念來進行自我定義, 且想要擁有和領導者一樣的角色 三 前瞻性行為前瞻性行為的相關研究發展至 Crant(2000), 他整合過去相關文獻, 將前瞻性行 6

為定義為, 主動去改善現有環境或創造新的環境, 且會挑戰現狀而非被動適應現狀的行為, 提出一套前瞻性行為的架構, 使此概念擁有了其理論基礎 此架構中, 包含一般及特殊情境的前瞻性行為 前置因素 ( 包括個人情境因素 ), 和前瞻性行為的影響結果 ( 包括工作績效 職涯成功 工作態度等 ) 在過去較早的前瞻性行為研究中, 學者們認為此行為是一種個人的特質, 相對會較穩定且不易改變 但在近期的研究中, 大多學者則認為前瞻性行為是可由環境或組織情境來預測的 (Fay & Frese, 2001; Morrison & Phelps, 1999; Parker, Wall, & Jackson, 1997; Sonnentag, 2003), 並且會隨著時間產生個體內的改變 (intraindividual variability)(sonnentag, 2003) 因此, 如同 Crant(2000) 將前瞻性行為的前置因素區分為二, 一部分為個人因素, 例如 Ohly 和 Fritz(2007) 研究發現工作自我效能 (job self-efficacy) 內在工作動機(intrinsic work motivation) 等均是影響個人擁有主動積極特質的因素 ; 另一部分則為情境因素, 例如 Parker Williams 和 Turner(2006) 的研究結果發現, 工作自主性和同事的信任均與員工的前瞻性行為有正向關聯 ; 又如 Strauss, Griffin 和 Rafferty(2009) 研究發現轉換型領導會提高員工自評的前瞻性行為 在全球經濟 產業變動越來越快速, 組織期望成員能更加主動地採取有利組織的活動, 在此環境之下, 使近年許多西方學者針對前瞻性行為進行相關研究 但反觀國內, 則相對非常的少 少數如蔡雅莉 (2007) 研究結果顯示組織承諾與個人組織契合度在個人彈性特質與前瞻性行為間具有中介效果 ; 又如張連君 (2011) 研究發現 (1) 保險業務人員的前瞻性行為會正向影響工作績效,(2) 業務人員知覺主管的魅力型領導與業務人員的前瞻性行為有正向關聯等結果 (3) 績效取向文化和回饋環境對魅力型領導和前瞻性行為的關係均有顯著調節效果 四 真誠領導 對主管的認同及部屬前瞻性行為的關聯性在真誠領導中, 領導者會透過部屬心中對與領導者價值觀相似的自我概念 (Avolio, Gardner, et al., 2004) 及透明 真誠行為來影響部屬, 會使部屬較容易了解其價值觀, 增強部屬以其信念來進行自我定義 再者, 真誠領導者的自我意識, 不斷地了解 發覺自己以及表現和他價值 信念一致的行為, 也會提高其對部屬的感染力, 並透過鼓勵不同的意見及與部屬建立合作關係來獲得部屬的尊敬及信 7

任, 使得部屬會在某種程度上也能真誠地認可他的領導 (Avolio, Gardner, et al., 2004), 進而增加對真誠領導者的個人認同 因此, 本研究提出以下假設 : H1: 主管的真誠領導程度與直屬對主管的認同會有正向關聯 Sluss al.(2007) 提出了強調屬於個體層次的關係認同 (relational identification), 也尌是個體會透過角色關係的認同, 內化用來定義彼此關係的績效標準和規範, 並以此來評估自我 依據此概念, 關係認同即可說明了組織中成員會因對組織或領導者的認同, 以此作為定義他們之間關係的標準 不僅如此, 關係認同也可使個體有較高的動機 自我調適以及自我評價 (Walumbwa, Wang, Wang, Schaubroeck, & Avolio, 2010) 將此概念應用於組織中, 當成員對其領導者或主管有較高度的認同, 亦即有關係認同的產生時, 該成員會有較高的動機去投入於與主管共事的活動, 進而產生更多超越其職責的正向行為 因此, 本研究認為, 當組織中部屬對主管有較高的認同時, 他會更容易以此主管來定義他們之間的標準, 並將引發部屬的工作動機, 產生更多積極主動的行為來改善所遇到的狀況, 和更高的欲望去參加與工作相關的學習活動 依此推論, 本研究提出以下假設 : H2: 部屬對主管的認同與部屬前瞻性行為會有正向關聯 從過去真誠領導者影響部屬不管是幸福感或態度 行為的相關研究中可發現, 真誠領導一般都是透過某些部屬的心理過程來影響部屬 因為真誠領導是以道德觀為基礎所發展出來的領導方式, 道德是屬於人心理層次的概念, 延伸出真誠領導者所具備的特質也多以其內心的運作過程為主, 例如自我意識 自我調適 真誠領導代表的是真誠領導者在此風格下所會產生的各種領導行為, 與部屬工作直接相關的行為或許仍有直接關係的可能, 也尌是說即使透過中介變數產生間接影響, 也只會有部分的效果 然而, 因部屬的前瞻性行為與組織公民行為概念相似, 強調的均是工作角色外的行為, 與真誠領導者的領導行為較不會有直接的關係, 因此本研究認為真誠領導與部屬前瞻性行為間的中介變項將會具有完全中介的效果 因此, 本研究提出以下假設 : H3: 部屬對主管的認同在主管真誠領導與部屬前瞻性行為間有完全中介效果 8

五 主管與部屬的求成焦點一致性在部屬對主管的認同與部屬前瞻性行為間的調節效果調節焦點配適 (regulatory fit) 的概念來自於動機理論中的調節焦點理論 (Regulatory Focus Theory) 調節焦點理論將個體追求目標的動機分為求成焦點 (promotion focus) 和避敗焦點 (prevention focus), 前者指的是個體會以趨近的方式達到目標, 且會較熱衷於追求目標和自我的成尌, 對於正向的結果較為敏感 ; 後者則是個體以避免或預防犯錯的方式來達到目標, 較重視是否盡到義務及安全, 且對負面的結果較為敏感 本研究認為主管與部屬有愈高的調節焦點一致性, 會使對主管的認同與部屬前瞻性行為間有愈強的正向關係 過去已有非常多學者研究領導者與部屬之間在各方面有高度的一致或相似性時, 如價值觀的一致 (Ashkanasy & O Connor, 1997) 態度的一致 (Engle & Lord, 1997) 及正向情感的一致 (Bauer & Green, 1996), 皆能使領導者對其部屬產生更強的正向影響 當主管與部屬的調節焦點一致性高, 表示兩者在追求目標的動機差異是較低的, 會使主管與部屬有更高品質的領導者 - 部屬交換關係 (Leader-Member Exchange Theory,LMX) 及正向的互動關係 (), 彼此的相處也會較為自然與舒服 () 而在此情境中, 部屬對其主管的認同, 因為受到調節焦點一致性高 ( 追求目標動機一致性高 ) 的影響, 使彼此有較佳的關係, 且部屬也會知覺到與主管的相似, 刺激他對主管的認同, 進而提高動機, 主動去從事更多能夠改善所遇到的狀況, 和更高的欲望去參加與工作相關的學習活動 再者, 依據計劃行為理論, 依據以上推論, 提出以下假設 : H4a: 主管與部屬的求成焦點一致性, 在部屬對主管認同與部屬前瞻性行為間具有調節效果 亦即, 主管與部屬求成焦點一致性愈高, 主管真誠領導與部屬前瞻性行為間的正向關係將變得愈強 H4b: 主管與部屬的避敗焦點一致性, 在部屬對主管認同與部屬前瞻性行為間具有調節效果 亦即, 主管與部屬避敗焦點一致性愈高, 主管真誠領導與部屬前瞻性行為間的正向關係將變得愈強 假設主管與部屬的調節焦點一致性會調節部屬對主管的認同與部屬前瞻性行為 此外, 根據前述推論的中介效果, 部屬對主管的認同在真誠領導與部屬前瞻 9

性行為間會有完全中介的效果, 以此為前提下, 並參考 Preacher,Rucker 和 Hayes(2007) 提出的條件性間接效果 (conditional indirect effect), 本研究將進一步探討存在於此中介機制中的調節效果對其影響程度為何 故提出以下假設 : H5a: 主管與部屬的求成焦點一致性, 會強化對主管的認同在真誠領導與部屬前瞻性行為間的中介效果 H5b: 主管與部屬的避敗焦點一致性, 會強化對主管的認同在真誠領導與部屬前瞻性行為間的中介效果 六 研究架構 真誠領導部屬對主管的認同部屬的前瞻性行為 主管與部屬的調節焦點一致性求成焦點一致性避敗焦點一致性 圖 1 研究架構 參 研究方法 一 研究對象本研究採取便利抽樣的抽樣方式, 以台灣菸酒公司 台灣電力公司 台灣糖業公司及中國石油公司中各層級帶領至少三個以上部屬的主管及其直屬部屬為研究對象 計共發放主管問卷 189 份 部屬問卷 945 份, 回收主管問卷 150 份 部屬問卷 677 份, 其中刪除漏填過多 主管填寫的部屬基本資料與部屬自填的基本資料無法配對, 及共事時間未滿一年的問卷後, 有效主管問卷為 150 份 部屬問卷為 460 份, 以部屬問卷計算之有效回收率為 70% 二 問卷設計及發放本研究將問卷區分為主管問卷與部屬問卷 問卷發放方式將兩種問卷統一先發給主管, 再由該主管挑選其 3-5 位直屬部屬填寫部屬問卷 為方便主管們了解問卷填答及發放部屬問卷的方式, 於裝有主管及部屬問卷的牛皮紙袋外及主管問卷 10

第一頁增列填答說明, 以利問卷發放進行並降低錯誤機率 主管問卷包含有所挑選出直屬部屬的基本資料 ( 包括性別 年齡 職稱, 以利問卷回收後的配對 ) 部屬的前瞻性行為 主管的調節焦點傾向級主管基本資料( 包括性別 年齡 學歷 現任公司年資 主管層級 ); 部屬問卷包含有主管真誠領導 對主管的認同 部屬的調節焦點傾向及部屬基本資料 問卷內容 量表來源及計分方式, 說明如下 : 真誠領導, 採用 Walumbwa ey al.(2008 ) 研究中的真誠領導量表, 包含四個構面 : 關係的透明性 (relational transparency) 內化的道德觀 (internalized moral perspective) 資訊帄衡的過程 (information balanced processing), 以及自我意識 (self-awareness), 共十六個題項來衡量部屬認知其直屬主管真誠領導行為的程度 此量表採用李克特 (Likert) 五點量尺, 選項分別為 從未有過 偶一為之 有時會 經常出現 次數頻繁 分數愈高表示其直屬主管的真誠領導行為程度愈高 對主管的認同, 採用 Kark et al.(2003) 研究中的個人認同量表, 並將量表中 某分公司的經理人 改為為 直屬主管, 共計十個題項 使用李克特五點量尺, 選項從 非常不同意 到 非常同意 分數愈高表示該部屬對其直屬主管的認同程度愈高 調節焦點一致性 本研究以主管與部屬的調節焦點量表十八題分別相減並取帄方後來表示主管與部屬的調節焦點一致性程度, 計算後的分數愈低表示主管與部屬的調節焦點差異較低, 相對一致性則較高 前瞻性行為, 由主管評量所挑選出 3-5 為直屬部屬的前瞻性行為 本研究採用 Sonnentag(2003) 研究中的量表, 包括源自於 Frese et al.(1997) 的個人行動力特質 (trait personal initiative) 量表, 共七題, 以及源自於 VandeWale(1997) 的追求學習特質 (trait pursuit of learning) 量表, 共六題 均以李克特五點量尺來衡量, 分數愈高表示該部屬的前瞻性行為的程度愈高 本研究控制變數, 包括性別 年齡 學歷 擔任目前職位年資 與其直屬主管的共事時間 其中與直屬主管共事時間, 因過去已有研究顯示共事年資會影響主管領導部屬時的反應 (Mitchell&Ambrose,2007), 因此有必要在本研究加以控制 11

肆 研究結果 一 描述性統計與相關係數分析問卷回收四家公司比例分別為台灣菸酒 23.5% 台電 20.2% 台糖 33.5% 中油 22.8% 樣本基本資料分析, 在本研究部屬樣本中, 性別 : 男性佔 62.0%, 女性佔 37.6%; 年齡 : 以 51 歲以上居多, 佔 43.2%,41 歲 ~50 歲佔 27.4%; 學歷 : 比例最多的為大學 ( 佔 30.7%), 其次為專科 ( 佔 29.1%); 年資 : 帄均為 211.95 月 ( 約 17.7 年 ), 標準差為 169.14; 與主管共事時間 : 比例最多為 1-3 年 ( 佔 42.8%) 相關係數分析, 本研究採用 Pearson 積差相關檢視各變項間的相關程度 表 1 中為本研究中各變項的帄均數 標準差與兩兩變數間的相關係數 ; 由表中可知, 對主管的認同和真誠領導 部屬前瞻性行為均有顯著相關 (r=.63,p<.01;r=.15,p<.01) 表 1 描述性統計與研究變項之相關係數矩陣 變項平均數標準差 1 2 3 4 5 a 1. 真誠領導 a 2. 對主管的認同 b 3. 部屬前瞻性行為 4. 主管與部屬的求成焦點配適 5. 主管與部屬的避敗焦點配適 2.45 0.70 (0.93) 4.79 1.14 0.63 ** (0.93) 4.95 1.00 0.1 0.15 ** (0.96) 5.04 5.00-0.11 * -0.07 0.05 (0.80) 7.11 5.52-0.08-0.05 0.10 * 0.48 * (0.69) 註 :1. * p<.05, ** p<.01(n=460) 2. 對角線為各變項之量表信度值 (Cronbach s α ) 3. a 由部屬填寫 ; b 由主管評部屬 二 假設驗證 ( 一 ) 部屬對主管的認同在主管真誠領導與部屬前瞻性行為間之中介效果 本研究採用 Preacher 和 Hayes(2004) 文獻中的一般理論方法 (normal theory approach)(i.e. Sobel test) 及拔靴法 (boostrap spproach) 的信賴區間 (CIs) 來驗證研究假 設 H1 H2 和 H3 由表 2, 我們可得知 H1 及 H2 皆獲得支持 (β=.63,t=17.25,p<.001; β=.15,t=2.45,p<.05) 表示真誠領導與對主管的認同有正向關聯, 且對主管的認同 也與部屬前瞻性行為有正向關聯 再者,H3: 對主管的認同在真誠領導與前瞻性 行為間的完全中介效果, 也同樣獲得支持 從表 2 中的雙尾檢定顯示, 間接效果 是有顯著的 (sobel z=2.43,p<.05) 也可由拔靴法結果來驗證 Sobel 檢定, 表 2 中顯 示, 分析結果 95%~5% 的信賴區間不包含 0, 表示此中介效果達邊際顯著 (p<.1) 12

表 2 迴歸分析 : 部屬對主管的認同之中介效果驗證 變項 B SE t p Direct and total effects 自變項對依變項的影響之迴歸 0.09 0.46 1.94 0.053 自變項對中介變項的影響之迴歸 0.63 0.36 17.26 0.000 中介變項對依變項的影響之迴 0.15 0.06 2.45 0.015 歸, 在控制自變項的情況下 自變項對依變項的影響之迴歸, 在控制中介變項的情況下 -0.00 0.06-0.02 0.983 value SE LL95% CI UL95% CI z P Indirect effect and significance using normal distribution Sobel 0.09 0.04 0.02 0.17 2.43 0.015 M SE LL95% CI UL95% CI Bootstrap results for indirect effect Effect 0.09 0.04 0.02 0.16 註 :1.N=460 2.Bootstrap sample size = 5000 3.LL = lower limit;ci = confidence interval; UL = upper limit ( 二 ) 主管與部屬的求成焦點與避敗焦點配適程度, 對主管真誠領導與部屬前瞻性 行為具有調節效果 本研究採取 Baron 與 Kenny(1986) 的程序 : 在控制了基本資料變項後, 依次置 入自變項 調節變項即交互作用變項 ( 自變項 * 調節變項 ), 以預測依變項 若交互 作用變項對於依變項的預測效果顯著, 則表示有顯著的調節效果 結果如表 3 所, 透過階層迴歸分析, 顯示主管與部屬的求成焦點配適在對主 管認同與部屬前瞻性行為間具有顯著的調節效果 (β=-.18,p < 0.001); 避敗焦點配 適也有顯著調節效果, 但其顯著水準則較求成焦點配適稍低 (β=-.12,p < 0.01) 13

表 3 迴歸分析 : 主管與部屬調節焦點配適的調節效果驗證 M1 依變項 : 部屬前瞻性行為 控制變項性別 -0.01-0.01 年齡 -0.16-0.16 學歷 0.14 0.14 目前職位年資 -0.01-0.01 共事年資 0.08 0.08 自變項對主管的認同 0.16 ** 0.16 ** 調節變項求成焦點配適 0.08 避敗焦點配適 0.12 * 交互作用項對主管的認同 * 求成焦點配適 -0.18 *** 對主管的認同 * 避敗焦點配適 -0.12 ** R 2 0.12 0.11 調整後 R 2 0.10 0.09 F 值 12.91*** 5.59* R 2 0.03 0.01 註 :1. 表中數值為標準化之 β 值 2. *p<.05, **p<.01, ***p<.001 M2 為進一步確認主管與部屬的求成及避敗焦點一致性在部屬對主管認同與部屬前瞻性行為間的調節效果型態是否與本研究假設相符, 參考 Aiken 與 West(1991) 建議的程序, 將自變項 調節變項及交互作用項之帄均值帶入未標準化迴歸模式中, 描繪出圖 1 與圖 2, 以判定結果和本研究假設符合與否 由圖 1 與圖 2 可發現, 當主管與部屬的求成焦點一致性及避敗焦點一致性較高時 ( 差異愈低 ), 部屬對主管的認同與部屬前瞻性行為會有較強的正向關係 因此, 本研究 H4a 與 H4b 皆獲得支持 前瞻性行為 對主管的認同 圖 1 求成焦點一致性在對主管的認同與前瞻性行為間的調節圖 14

前瞻性行為 對主管的認同 圖 2 避敗焦點一致性在對主管認同與部屬前瞻性行為間的調節圖 ( 三 ) 主管與部屬的調節焦點配適強化部屬對主管的認同在主管真誠領導與部屬前瞻性行為間的中介效果以上結果已顯示了主管與部屬調節焦點一致性的調節效果, 接著, 將針對 H5a H5b 的條件性間接效果進行驗證 首先, 我們用標準化調節焦點一致性的帄均數 (0.00) 帄均數加一個標準差(1.00) 和帄均數減一個標準差 (-1.00) 來檢驗 由表 4 可知, 在求成焦點一致性, 有兩個條件性間接效果是有顯著的, 其係數值均為正且顯著不為 0( 帄均數加一個標準差的係數值為 0.20,p<.001; 帄均數的係數值則為 0.1,p<.01) 由表 5 可知, 避敗焦點一致性的結果也是相似, 有兩個條件性間接效果是有顯著的, 帄均數加一個標準差的係數值為 0.17,p<.001, 及帄均數的係數值則為 0.1,p<.01 研究結果支持本研究假說 H5a 與 H5b 參考 Preacher et al.(2007) 的文獻, 進一步計算在所有資料範圍內調節變項任意值的條件性間接效果, 以此來了解條件性間接效果顯著時, 調節變項的值以及迴歸係數是為何 由表 4 最下面的部分, 我們可知, 條件性間接效果顯著時, 主管與部屬求成焦點相減取帄方後的值是落在偏低 ( 代表求成焦點一致性高, 如表中 -.20.23) 及偏高 ( 代表求成焦點一致性低, 如表中 5.30 6.48), 且偏低時的迴歸係數值為正 ( 如表中.12.07), 偏高時的迴歸係數值為負 ( 如表中 -.47 -.60); 由表 5, 條件性間接效果顯著時, 主管與部屬避敗焦點相減取帄方後的值則集中落在偏低 ( 代表避敗焦點一致性高, 如表中 -1.23 -.57), 迴歸係數為正 ( 如表中.19.14) 15

表 4 條件性間接效果的迴歸分析 ( 以求成焦點一致性為調節變項 ) 預測變項 B SE t p 對主管認同 真誠領導 0.63 0.04 17.27 0.000 前瞻性行為 對主管認同 0.15 0.06 2.62 0.009 求成焦點一致性 0.03 0.05 0.59 0.553 對主管認同 * 求成焦點一致性 -0.17 0.04-3.83 0.000 求成焦點一致性 Boot indirect effect Boot SE Boot z Boot p 求成焦點一致性特定值的條件性間接效果 -1 SD 0.20 0.05 4.20 0.000 M 0.96 0.04 2.58 0.010 +1 SD -0.01 0.05-0.25 0.802 求成焦點一致性 Boot indirect effect Boot SE Boot z Boot p 範圍內求成焦點一致性任意值的條件性間接效果 -0.20 0.12 0.04 3.10 0.002 0.21 0.07 0.04 1.96 0.050 0.98-0.01 0.05-0.20 0.844 1.76-0.09 0.06-1.53 0.126 2.94-0.22 0.10-2.43 0.015 4.12-0.35 0.12-2.83 0.005 5.30-0.47 0.15-3.06 0.022 6.48-0.60 0.19-3.19 0.001 註 :1.N=460 2.Bootstrap sample size=5000 伍 結論與建議 一 研究結果討論 由本研究結果可得知, 真誠領導會透過對主管認同來正向影響前瞻性行為, 並 且主管與部屬的調節焦點一致性會對此中介機制有顯著的條件性間接效果 以下 即此兩部分來進行討論 : ( 一 ) 真誠領導 對主管認同與前瞻性行為的關係 本研究首先依據真誠領導理論, 探討對主管認同是否會在真誠領導與前瞻性行為間的關係扮演中介之角色 研究結果顯示, 真誠領導確實會透過部屬對主管的認同, 而使部屬產生更多的前瞻性行為 其中真誠領導與對主管的認同之正向關聯, 此結果與 Walumbwa al. (2010) 之研究結果相符 ; 其次, 對主管有較高的認同, 部屬會較能夠接受主管, 提高工作動機, 並採取可以改變現狀且有利組織的 16

行為, 此結果同樣與 Walumbwa al. (2010) 之研究結果 - 對主管認同會正向影響部屬組織公民行為, 概念類似, 但兩種行為仍有其顯著差異之處, 因此仍可作為充實真誠領導對部屬行為之相關實證研究 表 5 條件性間接效果的迴歸分析 ( 以避敗焦點一致性為調節變項 ) 預測變項 B SE t p 對主管認同 真誠領導 0.63 0.04 17.27 0.000 前瞻性行為 對主管認同 0.15 0.06 2.56 0.01 求成焦點一致性 0.09 0.05 2.02 0.04 對主管認同 * 避敗焦點一致性 -0.12 0.05-2.65 0.01 求成焦點一致性 Boot indirect effect Boot SE Boot z Boot p 求成焦點一致性特定值的條件性間接效果 -1 SD 0.17 0.05 3.51 0.000 M 0.09 0.04 2.53 0.012 +1 SD 0.02 0.05 0.40 0.69 求成焦點一致性 Boot indirect effect Boot SE Boot z Boot p 範圍內求成焦點一致性任意值的條件性間接效果 -1.23 0.19 0.05 3.54 0.000-0.57 0.14 0.04 3.30 0.001 0.09 0.09 0.04 2.34 0.02 0.43 0.06 0.04 1.61 0.11 1.42-0.01 0.05-0.24 0.81 2.41-0.09 0.08-1.14 0.25 3.41-0.16 0.10-1.58 0.11 4.40-0.24 0.13-1.83 0.07 5.06-0.29 0.15-1.94 0.05 5.40-0.31 0.16-1.98 0.05 註 :1.N=460 2.Bootstrap sample size=5000 再者, 由研究結果我們也可發現, 雖然領導者無法因其發自內心的真誠領導 行為來直接影響部屬有更多主動積極的行為, 但是他仍可與部屬透過的關係透明 度, 讓部屬清楚了解他的想法和價值觀, 並展現行事與想法或態度一致的處事及 領導風格, 使部屬對他產生認同感, 進而提高採取前瞻性行為的可能 此結果也 與本研究之論點相符, 認為真誠領導的內涵是屬於較內心層次行為模式的展現, 相對較不易對追隨者的外顯行為有直接的影響效果 一般而言, 大多必須透過某 種中介機制, 才能引發其正向行為的產生 17

( 二 ) 調節焦點一致性的調節效果及條件性間接效果本研究結果發現, 調節焦點的一致性會在對主管認同與前瞻性行為間有調節的效果, 且在求成焦點與避敗焦點有類似的結果 當主管與部屬的求成焦點及避敗焦點一致性高時, 對主管的認同與前瞻性行為會有更強的正向關係 我們以兩觀點來說明 第一, 過去許多文獻顯示, 主管與部屬特質或信念的一致性, 使彼此產生更好的關係 (LMX), 刺激主管對部屬的正向影響 ; 其次, 彼此依據計劃行為理論, 對行為結果所持有的信念 是影響態度, 引發行為產生的重要因素 因此, 當主管與部屬擁有較相近的追求目標方式, 我們認為部屬也會對其行為結果秉持較為正向的信念, 進而採取更多的前瞻性行為 此外, 從圖 1 和圖 2 的調節圖中, 我們發現, 在求成焦點與避敗焦點一致性高時, 對主管認同與前瞻性行為會有很明顯的正向關係 相比之下, 當調節焦點一致性低時, 兩者間的正向關係則較為不明顯 再者, 以對主管認同的角度來看, 當對主管的認同低時, 避敗焦點一致性的高低有明顯差異 ; 但在對主管的認同高時, 則無明顯差異 本研究使用 Preacher,Rucker 和 Hayes(2007) 提出分析方法, 檢驗了條件性間接效果, 結果顯示在求成或避敗焦點一致性不同的情況下, 會強化或削弱對主管認同在真誠領導與前瞻性行為間的中介效果 在求成焦點一致性偏高與偏低時, 均有顯著的條件性間接效果, 且一致性偏高時, 對中介效果的影響為正向, 代表求成焦點一致性高時, 會強化對主管認同在真誠領導與前瞻性行為間的中介效果 ; 偏低時, 對中介效果的影響為負向, 代表求成焦點一致性低時, 會削弱此中介效果 避敗焦點的部分, 條件性間接效果顯著則大多落在一致性偏高時, 且對中介效果的影響為正, 表示避敗焦點一致性愈高時, 會強化對主管認同在真誠領導與前瞻性行為間的中介效果 綜合上述, 由以上本研究結果可知, 主管與部屬間的調節焦點一致性的高低, 不管是求成焦點或避敗焦點, 均會在對主管認同與前瞻性行為間有顯著的調節效果, 並且在真誠領導會透過對主管認同對前瞻性行為產生正向影響此間接效果中, 同樣會有顯著的調節效果 18

二 研究貢獻與實務意涵綜觀過去真誠領導相關研究, 較少有針對部屬行為進行的實證研究, 因此本研究充實了此理論的研究內容, 也提出了真誠領導會透過對主管認同來間接影醒部屬前瞻性行為之研究結果 學術領域中, 調節焦點理論應用於組織領域的研究仍屬少數, 本研究將此動機理論之概念擴展至組織中領導與行為間的相關研究, 並以個體間調節配適的概念為啟發, 分別蒐集主管與部屬的調節焦點資料, 再加以探討求成焦點與避敗焦點一致性的組織中可能的影響效果, 此乃屬較為新興之作法 此外, 在實務意涵方面, 首先, 本研究結果顯示, 真誠領導者可以透過對主管認同來影響部屬前瞻性行為, 由此可知, 真誠領導是可以經由某些內隱的方式激發部屬的正向行為 真誠領導所強調最重要的尌是主管的發自內心的真誠, 他幾乎可說是領導的基礎, 因為若主管是以違背自我或道德的態度來帶領部屬, 不僅無法使部屬對他心服, 更遑論要對他產生認同感, 而為他效命 因此, 經由本研究, 可提供實務界重視主管之真誠領導的重要, 對於組織內領導者, 尤其是高階主管的道德或真誠, 不可輕忽, 因為高階主管更是組織中重要的行為標竿且對整個組織具有高度的影響力, 若由上頭即展現不真誠的一面, 將可能連帶下屬或其他主管的價值扭曲, 當然也無法對部屬產生正向的影響 其次, 從真誠領導會透過對主管認同提高部屬的前瞻性行為此研究結果中可發現, 在研究樣本的四家公營企業, 員工的前瞻性行為具有一定的重要性 在可能民營化的壓力之下, 組織也無不開始為未來的變動作準備 如台灣菸酒 台灣糖業公司近年均不斷地推陳出新, 研發許多新的產品, 或是推廣其他相關產業, 如酒廠 糖廠之經營等 這些單位其實已漸脫離一般我們對公營企業呆板傳統, 不具彈性的刻板印象, 轉向現大家所重視的彈性 創新且必須要有快速反應外在環境變化的能力, 同樣地也開始注重員工是否能具有不斷思考, 積極提出工作問題提出解決方法或尋找充實自我機會的學習欲望 因此, 組織要提高員工前瞻性行為, 本研究建議, 團隊中的領導者應要具備有開放的心態, 鼓勵部屬思考 主動提出對工作上的建議或解決問題的方法, 營造一個具挑戰及學習性的團隊氣候 由本研究前半段已可知, 主管能以真誠領導之領導方式, 透過部屬對其產生的 19

認同, 間接正向影響部屬的前瞻性行為, 進一步從研究後半段可知, 在主管與部 屬有較一致的調節焦點傾向時, 主管的真誠領導對部屬前瞻性行為會有更高的間 接影響 因此, 本研究建議, 在組織中當主管希望能夠以其真誠 不違背道德的 態度, 表現與自己價值觀和想法一致的處事方式, 來對其部屬產生正向影響時, 也必須考慮到他與部屬間追求目標方式的一致性高低, 因為他們之間有相似的特 質, 可使部屬認知彼此間有較正向的關係, 對其行為的正向影響也會較強烈 當 然, 要做到這點, 主管尌必須要先透過與部屬的相處及用心地觀察, 了解其每個 部屬在完成工作任務時的心態及追求目標的方式為何, 是認真努力以求達到工作 目標 獲得成尌感, 或者是認真努力只為避免犯錯 被責怪, 且較容易會想到負 面的結果 求成焦點與避敗焦點並無絕對的較正向或負向的特質, 只要主管能在 了解部屬的調節焦點傾向後, 盡量表現與其一致的態度, 提高部屬正向的認知關 係, 尌能藉此對部屬產生更大的影響 三 研究限制與未來研究建議 本研究採取便利抽樣的方式, 透過身邊家人或朋友認識任職於研究對象四家公 司中的主管, 來進行樣本的蒐集 但將可能造成樣本來源同質性過高的情形, 造 成母體推估的偏差 例如本研究年齡五十歲以上佔總樣本將近一半的比例 未來 研究者可採用更多源的方式來蒐集樣本, 即可避免此問題, 並提高研究結果推估 至母體的可信度 其次, 本研究選擇四家公營企業為研究對象, 然我們知道公營企業的產業型態 和一般私營企業是有許多結構上的差異, 也因此降低了此研究結果應用至這些企 業之中, 建議未來研究者可擴大研究對象的選取或挑選具有某顯著特性之產業來 探討 例如選擇變化快速的科技電子產業來針對部屬前瞻性行為進行相關研究 參考文獻 張連君. (2011). 保險業務人員的前瞻性行為與工作績效 : 魅力型領導與組織資源之影響. 中原大學, 桃園縣. 蔡雅莉. (2007). 個人彈性特質, 組織承諾, 個人組織契合度對前瞻性行為的影響. 國立嘉義大學, 嘉義市. 8 家國營事業民營化規劃情形與執行現況 (100.03.31), 取自 http://www.cepd.gov.tw/ Ashkanasy, N., & O'connor, C. (1997). Value congruence in leader-member exchange. The Journal of Social Psychology, 137(5), 647-662. Avolio, B., & Gardner, W. (2005). Authentic leadership development: Getting to the root of positive forms 20

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