第一節 研究變數的基本統計量與變數之間的相關性
表4-12 研究構念相關分析數據顯示，屬於西方魅力領導模型的行為構面都與部屬認 知性領導效應有顯著的正相關，由表4-2 觀察變項的基本統計量得知，魅力領導模型的 個別的行為構面之平均得分，除了反傳統與冒個人風險構面得分 3.77 與 3.14 較低以外，
願景提倡、需求敏感、及環境敏感構面都獲得高的得分4.15/3.95/4.25。因此，我們可以 理解西方魅力領導行為存在於台灣企業組織之經理人身上，這些行為變數具有跨文化的 適用性。在家長式領導因素方面，相關性分析結果發現，仁慈領導與威權領導因素的平 均得分 (3.62/3.52) 相較於德行領導因素 (4.13) 低了許多，由此可見，台灣企業組織裡 的經理人感受到其直屬高階經理人的德行領導行為，多於仁慈領導與威權領導行為，然 而，德行領導行為是否與部屬的認知性領導效應有顯著的關聯性，將在後續的討論中加 以進一步說明。
表 4-12 也顯示，魅力領導行為構面與家長式仁慈與德行領導行為構面，兩兩之間 具有高度相關性 (除了正直盡責、不佔便宜與違反傳統、個人風險行為無顯著相關以 外)；魅力領導的願景提倡、需求敏感、及環境敏感構面與威權領導因素顯著負相關。這 種領導構面之間的高度相關性在領導文獻裡是相當常見的 (Bass, 1985；Jacobsen & House, 2001；鄭伯壎、周麗芳、樊景立，2000)，學者常以領導者同時展現多元的領導行為，來 解釋此一領導構面之間具有高度相關性的現象。在領導變數與效應變數的相關性上，本 研究所呈現的結果與到目前為止其他學者所得的研究結果相吻合，魅力領導行為五構面 與認知性組織與個人導向領導效應顯著正相關，家長式領導行為的仁慈與德行領導構面 與領導效應顯著正相關，而威權領導的五個因素皆與領導效應顯著負相關。另外，值得 一提的是，研究發現，魅力領導之需求敏感因素，與仁慈領導之個別照顧及體諒寬容因 素具顯著正相關 (r = 0.75，P < 0.001)，它們顯現出一個中、西方不同領導因素的共通性；
而魅力領導的願景提倡、需求敏感、及環境敏感構面與威權領導五個因素顯著負相關，
也顯現出中、西方領導因素的特殊性。
第二節 跨文化、附加道德的魅力領導模式
首先，表 4-10 之驗證性因素分析結果證實：所有測量變項的因素負荷量都大於 0.6，
具有統計顯著性，即這些指標符合收斂效度；在潛在變項的平均變異抽取量方面，研究 模式各潛在變項的 VE 值皆大於0.5，顯示本研究模式之領導構念具有良好的收斂效度；
而研究構念之魅力領導五構面 (願景提倡、需求敏感、環境敏感、違反傳統、及個人風 險)，與家長式領導三個構面的組合信度也達到大於0.7 的標準。由表 4-12 得知，所有構 念之變異抽取量的均方根都皆大於各構念間之相關係數，因此可知，本研究模式之各領 導構念具有足夠的區辨效度。此外，表 4-11 本研究測量模型與資料的配適度指標顯示，
除了GFI = 0.70 與 AGFI = 0.67 稍嫌不足之外，χ2/df = 2.47、NFI = 0.96、CFI = 0.98、
及 RMSEA = 0.068 等指標都達到標準，顯示了良好的測量模型與資料之配適度。此一 事實在實證上支持了：西方魅力領導之測量工具的跨文化量測適用性 (measurement invariance)，並且突顯出西方魅力領導與華人的家長式領導的可區辨性與共存性 (distinctive and non-exclusive)。
圖4-2 顯示，由西方魅力領導以及華人德行領導因素，所合併組成的跨文化魅力領 導模型之各項配適度指標良好：χ2 (df) = 1507.21(545), P = 0.000, χ2/df = 2.76, GFI = 0.78, AGFI = 0.75, NNFI = 0.97, CFI = 0.98, PNFI = 0.88, RMSEA = 0.075。而且，此一結 構模式的路徑係數指出，德行領導因素與部屬對上司的認同與滿意效應具顯著的正向關 係 (γ = 0.27，P < 0.001 )。綜合上述統計分析結果，我們確認加入德行領導構面能補強 西方魅力領導行為模型的完整性，並進一步建立一個跨文化的新魅力領導模型。此外，
在加入德行變數是否增加模型預測力的概似比檢定 (likelihood ratio test，LR) 結果顯 示：LR 值 (∆χ2 Δd.f.) 大於 3.84 (P = 0.05)，達到統計顯著水準。因此，本研究認為：
加入德行領導因素對原先的西方魅力領導模型具有增進模型解釋力的效應。本研究根據
此一研究結果，主張附加道德的魅力領導模型，是適用於台灣企業組織環境脈絡下的魅 力領導模型，至於其通則化與外部適用性的驗證，則可透過後續研究對台灣以外的華人 企業及西方企業組織，進一步做實證研究來予以證實。
此一研究結果具有以下兩個理論性意涵：(一) 此一研究發現直接落實了 House (1996, p.345) 的假說：在領導者與部屬之間加入具體的道德內涵，可以增進魅力領導的領導效 應。德行領導構面相對於西方魅力領導模式的增強效應 (incremental effects)，正有如轉換 型領導模式相對於交易型領導模式的增益效應一樣；(二) 此一研究發現支持 Vera and Crossan (2004) 的見解：轉換型領導可能欠缺了一個重要的因素；以及 Brown and Trevino (2003) 的主張：以工具型或實用型價值觀為基礎的領導模式並不等於倫理領導模式。另 外，在實務性的意涵觀點上，本研究發現支持了本研究的推論：Collins (2001) 所謂的第 五級領導人的個人謙遜 (personal humility) 與專業意志力 (professional will) 特質，正符合 倫理與德行領導的內涵。
第三節 魅力領導、德行領導、家長式領導與領導效應的關聯性
一、魅力領導與領導效應的關聯性
圖4-1 魅力領導模型 (一階) 結構模式的路徑係數結果顯示，魅力領導模式的領導 效應主要歸因於願景提倡 (γ = 0.23，P < 0.05 ) 與需求敏感構面 (γ = 0.47，P < 0.001 )，
而違反傳統因素對部屬的組織承諾效應具有負向顯著效應 (γ = - 0.09，P < 0.05)，環境敏 感與個人風險因素則沒有顯現任何與領導效應的關聯性。此一研究結果與 Conger et al.
(2000) 的實證研究結果大致相同。與 Conger et al. (2000) 的實證研究結果不同之處有 二：(一) 違反傳統因素對部屬的組織承諾效應具有負向顯著效應，此一差異在實務上的 意涵為，台灣企業經理人對高階經理人的違反傳統行為，產生對組織承諾的反效果，原 因可能在於，高階經理人的違反傳統行為常常伴隨著組織變革的措施，如調動部屬的職 務或改變工作內容。因而降低了部屬對工作的安定感，畢竟，組織實施變革並不與部屬
本身的利益直接相關；(二) 環境敏感因素沒有顯現出與部屬心理認知效應的關聯性，此 一結果除反應出西方發源的理論在東方世界的效應差異性之外，也呼應了 House and Shamir (1993) 的主張：認為領導者對組織內、外環境評估的能力，並不能對追隨者產生 直接的激勵效應。雖然 Conger 主張對內、外在環境作好評估後才能孕育出正確的願景與 策略，因此環境敏感因素對領導效應至少能產生間接的效果 (Conger, 1999)。此一差異在 實務上的意涵為，台灣企業經理人將高階經理人的環境敏感行為，認知為是一種理所當 然的管理能力，雖然它是一種務實的能力，一種有助於實現組織變革，企業領導人所應 具備的能力 (Greenberg, 2005, p. 416；Nadler & Tushman, 1990)；但是它並未被認知為卓 越的領導能力，因此無法導致部屬對上司的認同與對組織的承諾等領導效應。
二、魅力領導、德行領導與領導效應的關聯性
圖5-2 魅力與德行領導混合模型 (二階) 結構模式的路徑係數顯示，德行領導構面 可以顯著地預測部屬的認知性領導效能。此一結果不僅呼應了先前相關分析所得的結 果、與 Hui and Tan (1999) 的實證研究結果一致，並且確認了德行領導構面在整合了西方 魅力領導構面的同時，所能產生獨立而有效的領導效應。其實務性的意涵為：在道德提 昇 (moral development) 的層面與關點上，台灣企業組織高階主管的正直盡責、不佔便 宜、與無私典範等德行領導行為，有如西方的魅力領導行為，能喚起部屬的認同、信任 與效法等正面的效應。
值得注意的是，圖4-2 魅力與德行領導混合模型 (二階) 結構模式的路徑係數顯 示，德行領導行為能預測部屬的認知性個人導向領導效應，而不能直接預測部屬的認知 性組織導向領導效應。然而，部屬的認知性個人導向領導效應，能直接導致部屬的認知 性組織導向領導效應 (β = 0.94，P < 0.001)。換句話說，與魅力領導所得的領導效應相同，
德行領導所產生的認知性領導效應，是直接作用在個人導向效應上，間接才作用在組織 導向效應上。因此，SEM 結構模式分析結果讓我們更深一層理解，魅力領導與德行領導 這類以個人價值觀為基礎的領導行為，對部屬領導效應作用的因果方向與流程順序。在
實務性的意涵上，我們可以推論：領導者的魅力與德行等領導行為之影響力，首先必須 被部屬所接納與內化，產生對領導者的敬畏、效法與見賢思齊等效應後，部屬對組織的 向心力與承諾才會油然而生。
三、家長式領導與領導效應的關聯性
圖4-4 家長式三元領導模型 (二階) 結構模式路徑係數顯示，家長式三元領導模式 的領導效應主要還是作用在仁慈領導 (γ =0.41，P < 0.001) 與德行領導 (γ =0.38，P < 0.01) 對個人導向認知效應上，而威權領導與組織導向領導效應呈顯著負向效應 ( γ = -0.09，P
< 0.05)，此一結果與邱盛林 (2001)、凌孝綦 (2001)、Cheng et al. (2004) 的研究大致相同。
Chang (1985) 針對在台美商企業經理人的研究結果也指出，即使非傳統家族企業公司，
在台美商企業經理人對其上司的仁慈領導需求也仍然相當高。由此可見仁慈領導居家長 式領導的核心地位，且適用於當今具有家族、差序及制度等三環文化結構特色的台灣企 業組織脈絡中。值得一提的是，威權領導具組織導向負面效應，與個人導向效應則否。
從實務上我們可以理解這個現象：員工個人雖然仍不喜歡上司如嚴父導師般的嚴厲與教
從實務上我們可以理解這個現象：員工個人雖然仍不喜歡上司如嚴父導師般的嚴厲與教