【正文】 水平。表52 各量表的信度分析量表名稱分量表名稱題項數(shù)量系數(shù)Cronbach39。s Alpha整體Cronbach39。s Alpha家長式領導仁慈領導5德行領導5威權領導5領導成員交換領導成員交換7組織承諾組織承諾9 問卷效度分析本研究主要考察量表的結構效度，對于實證研究，量表的結構效度是一個重要指標。結構效度是指測量結果體現(xiàn)出來的某種結構與測量值之間的對應程度。結構效度分析所采用的方法是因子分析。本節(jié)主要是運用因子分析和KMO值、Barlett球體檢驗，以此檢驗量表的結構效度，結果如表53所示。對家長式領導量表中的15個題目進行因子分析，，自由度為105，小于1%，滿足因子分析的條件。使用主要成分分析法提煉因子和最大方差法進行正交旋轉之后，得到三個因子，分別命名為仁慈領導、德行領導和威權領導，各個取向最后各由5個題目組成。對領導成員交換量表中的7個題目進行因子分析，，自由度為21，小于1%，滿足因子分析的條件。使用主成分分析法提煉因子和最大方差法進行正交旋轉后，得到1個因子，與構念一致。對組織承諾量表中的9個題目進行因子分析，，自由度為28，小于1%，滿足因子分析的條件。使用主成分分析法提煉因子和最大方差法進行正交旋轉后，得到1個因子，命名組織承諾，這一量表最后由7個題目組成。經過分析，各個量表的效度良好，符合研究要求，為下一步研究奠定基礎。表53 各量表的效度分析變量KMOBarlett球體檢驗卡方值自由度顯著性概率因子數(shù)家長式領導2838. 8311053領導成員交換211組織承諾281 相關分析本研究采用計算Pearson簡單相關系數(shù)的方法來探討家長式領導與領導成員交換之間的關系、領導成員交換與員工組織承諾之間的關系、家長式領導與員工組織承諾之間的關系。然后控制領導成員交換，計算家長式領導與組織承諾的偏相關系數(shù)。如表54所示，（雙尾檢驗）顯著正相關，（雙尾檢驗）上顯著負相關，顯著程度略次之。具體來說，對于領導成員交換，仁慈領導的相關系數(shù)最高，相關系數(shù)為r=，德行領導的相關系數(shù)次之，為r=，威權領導的相關系數(shù)最弱，為r=。這說明領導如果經常對下屬的全面生活給予關懷和幫助，關心下屬的幸福，為其利益做持續(xù)的、長久的規(guī)劃，在下屬出現(xiàn)困難和危機時，能給予教誨和幫助，以幫助其成長和更好地發(fā)展，那么下屬也能感覺到領導的關心，也會做出相應的回報，提升領導成員交換關系；與此同時，領導者如果有很好的個人修養(yǎng)和敬業(yè)精神，正直、無私、盡責、竭盡全能地為下屬樹立榜樣、做好表率。領導者的這些特征將影響到整個組織的整體運作和公平感知，也有利于提升領導成員交換關系；最后，領導者如果注重強調威權，要求下屬嚴格地、無條件地服從，并進行嚴密控制。相應地，下屬則表現(xiàn)出敬畏、順從等反應，這對提升領導成員交換的關系有一定作用，但不夠明顯。表54 家長式領導和領導成員交換的均值、標準差和相關性均值標準差仁慈領導德行領導威權領導領導成員交換仁慈領導1德行領導**1威權領導****1領導成員交換*****1**（雙尾檢驗）如表55所示，（雙尾檢驗）上顯著正相關，兩者之間的相關系數(shù)為r=。這說明領導成員交換關系的提升和下屬對組織的情感性依賴有同向變動的關系，也就是說，如果員工感知到領導與自己之間的關系比較良好的時候，員工的組織承諾感就會更高。表55 領導成員交換和組織承諾的均值、標準差和相關性均值標準差領導成員交換組織承諾領導成員交換1組織承諾**1**（雙尾檢驗）首先，在不控制領導成員交換的前提下做相關分析。如表56所示，家長式領導的仁慈維度、（雙尾檢驗）上都顯著正相關，（雙尾檢驗）上顯著負相關，顯著程度稍弱。其中，德行領導與組織承諾的相關性最大，相關系數(shù)為r=，仁慈領導與組織承諾的相關性次之，相關系數(shù)為r=，威權領導與組織承諾的相關性最小，相關系數(shù)r=。這說明對于家長式領導來說，領導者具有良好的個人修養(yǎng)和敬業(yè)精神，正直、無私、盡責、竭盡全能地為下屬樹立榜樣、做好表率，能夠很大程度提升員工的組織承諾。仁慈領也同樣對員工的組織承諾有顯著影響，但效果不如前者。威權領導對組織承諾的影響則最小。表56 家長式領導和組織承諾的均值、標準差和相關性（不控制領導成員交換）均值標準差仁慈領導德行領導威權領導組織承諾仁慈領導1德行領導**1威權領導****1組織承諾*****1**（雙尾檢驗）*（雙尾檢驗）其次，在控制了領導成員交換的前提下做相關分析。如表57所示，在控制了領導成員交換這一變量之后，家長式領導與組織承諾相關性消失，這說明家長式領導在很大程度上可能是通過領導成員交換這一中介作用對員工的組織承諾產生影響。而具體的中介作用要在下一章節(jié)回歸分析中繼續(xù)討論。表57家長式領導和組織承諾的均值、標準差和相關性（控制領導成員交換）均值標準差仁慈領導德行領導威權領導組織承諾仁慈領導1德行領導1威權領導1組織承諾1在前面的相關分析中，各因素之間存在的關系以及緊密程度已經得到明確，回歸分析則進一步指明關系的方向，展示因素之間是否存在因果聯(lián)系，驗證假設是否成立。本研究沿用Baom和Kenny（1986）的三步法探索領導成員交換的中介作用[32]。首先，自變量與中間變量顯著相關；第二，自變量與因變量顯著相關；第三，在回歸方程同時包含自變量的情況下，中介變量與因變量的關系顯著。如果這三個條件都滿足，則說明至少存在部分中介作用。而在第三步中如果自變量對因變量的回歸系數(shù)不顯著，那么就證明了完全中介作用是存在的?；貧w分析方法采用線性回歸分析中的幾個自變量同時進入方程法。對于回歸效果，本文在回歸表格中給出幾個關鍵值，F(xiàn)是檢驗回歸效果的統(tǒng)計量，其值越大越好，當F的信度檢驗達到顯著性水平時，表示在a的水平上己解釋方差明顯大于未解釋方差。R稱為判定系數(shù)，反映了回歸效果的好壞，其定義可以從線性回歸的幾何解釋中引出，越接近l越好。調整確定系數(shù)R2統(tǒng)計量中不含有自由度，所謂校正的判定系數(shù)，是指考慮了自由度的判定系數(shù)，調整的R2中剔除了自由度的影響。第一個步驟，對自變量家長式領導三個維度在中介變量領導成員交換上進行回歸。這樣做的結果能夠滿足中介模型驗證所需的第一個條件。家長式領導對領導成員交換的回歸結果，如下表58所示。在模型1中，從控制變量看，下屬的管理職級、所處的創(chuàng)業(yè)階段、成長階段，表明這些因素都對領導成員交換有顯著的影響。在模型2~4中，家長式領導三個維度對領導成員交換的回歸中。所以，家長式領導各個維度對領導成員交換都有顯著的正向作用，假設1及其三個子假設都成立。具體而言。在模型5當中，家長式領導的三個維度同時對領導成員交換進行回歸，而威權維度對領導成員交換的回歸系數(shù)則不顯著，這說明影響領導成員交換質量的直接因素是領導的仁慈作風與個人的德行修養(yǎng)。而如果領導強調威權，對下屬嚴格控制，則對于提升領導成員交換質量沒有顯著作用。表58 家長式領導對領導成員交換的回歸模型1模型2模型3模型4模型5系數(shù)估計值系數(shù)估計值系數(shù)估計值系數(shù)估計值系數(shù)估計值第一步（控制變量）常數(shù)***************員工來源性別年齡0126*教育水平管理經驗管理職級**************資產規(guī)模創(chuàng)業(yè)階段****成長階段****成熟階段第二步（主效應）仁慈領導******德行領導******威權領導***Adjusted R2△R2Sig. △R2F value***************注：*表示p值，** 表示p值， ***表示p值（雙尾）第二個步驟，驗證自變量家長式領導三個維度對因變量組織承諾的回歸。下表是家長式領導對組織承諾的回歸結果，詳細情況如表59所示。由表可知，在模型1中，從控制變量看，員工的教育水平、資產規(guī)模、所處的成長階段，表明這些因素都對組織承諾有顯著的影響，在模型2~4中，家長式領導的三個維度對組織承諾的回歸中。所以家長式領導各個維度對組織承諾都有顯著的正向作用，假設2及其三個分假設都成立。具體而言。在模型5當中，家長式領導的三個維度同時對組織承諾進行回歸，結果顯示，三個維度對組織承諾的回歸系數(shù)都顯著，，這說明這三個維度都是直接影響組織承諾的因素，其中威權領導的影響力最弱。表59 家長式領導對組織承諾的回歸模型1模型2模型3模型4模型5系數(shù)估計值系數(shù)估計值系數(shù)估計值系數(shù)估計值系數(shù)估計值第一步（控制變量）常數(shù)***************員工來源性別年齡0113教育水平********管理經驗***管理職級*資產規(guī)模**********創(chuàng)業(yè)階段***成長階段**********成熟階段***第二步（主效應）仁慈領導******德行領導******威權領導****Adjusted R2.473△R2.393Sig. △R2F value***************注：*表示p值，** 表示p值， ***表示p值（雙尾）、領導成員交換對組織承諾的回歸第三步，在考慮自變量的同時看中介變量和因變量的回歸結果，領導成員交換對組織承諾的回歸結果非常好，如下表510所示。這說明，領導成員交換對組織承諾有正向作用，假設3成立。表510 家長式領導、領導成員交換對組織承諾的回歸模型1模型2系數(shù)估計值系數(shù)估計值第一步（控制變量）常數(shù)***員工來源性別年齡教育水平****管理經驗管理職級資產規(guī)模*****創(chuàng)業(yè)階段**成長階段****成熟階段*第二步（主效應）仁慈領導**德行領導***威權領導**領導成員交換關系***Adjusted R2△R2Sig. △R2F value******注：*表示p值，** 表示p值， ***表示p值（雙尾）綜上所述，以上三個步驟回歸結果的顯著性，只能說明領導成員交換存在部分中介作用，要證明完全中介模型，還要考慮第三步回歸中，自變量家長式領導在回歸方程中的回歸系數(shù)是否顯著，如果不顯著，才能證明領導成員交換在家長式領導和組織承諾的關系中存在完全中介作用。從上表的回歸結果可以看出，在領導成員交換和家長式領導的各個維度同時對組織承諾進行回歸，結果都顯著，但各個維度顯著程度略有不同。領導成員交換加入回歸方程之后，德行領導對組織承諾的顯著性最高，回歸系數(shù)r=，由此說明德行領導不通過LMX的中介作用，直接影響組織承諾；領導成員交換加入回歸方程之后，使得仁慈領導對組織承諾的顯著性明顯降低，回歸系數(shù)r=，，所以LMX對仁慈領導存在部分中介作用；領導成員交換加入回歸方程之后，威權領導對組織承諾仍有微弱的顯著正向作用，回歸系數(shù)r=，，由于上節(jié)已驗證出威權領導對LMX沒有直接正向作用，則可以認為威權領導是直接作用于組織承諾的。通過以上三個步驟對家長式領導行為、領導成員交換關系和組織承諾各變量的回歸分析結果，對研究假設的模型進行修正。家長式領導行為、領導成員交換關系和組織承諾三者各維度之間的影響模型如下圖所示。其中，直接影響路徑：德行領導——組織承諾，威權領導——組織承諾。通過中介的影響路徑：仁慈領導——領導成員交換——組織承諾。仁慈領導德行領導威權領導領導成員交換組織承諾圖51 中介變量修正模型第六章 結論與建議本文是在中國經濟發(fā)展方式發(fā)生深刻轉變這一特殊的背景下，通過領導行為特征對組織影響作用入手，研究潮汕文化背景下家長式領導行為、領導成員交換和組織承諾這三者之間關系的。結果數(shù)據(jù)顯示，家長式領導行為對領導成員交換和組織承諾有顯著的正向影響，領導成員交換對組織承諾有正向作用。變量的不同維度，其影響路徑也不盡相同。其次，領導成員交換在家長式領導對組