效身處於男尊女卑、父權主義的華人社會 中，女性位居管理者時，常會同時受到「性別 角色」以及「管理者角色」兩者間雙重的角色 期待，進而影響主管和部屬之間的互動。本研 究的目的在探討男、女主管面對不同性別部屬 時，其所展現的家長式領導行為的差異情形， 以及主管與部屬的共事時間在其中扮演的調節 角色。本研究是以問卷資料進行各項假設的驗 證，研究對象為 60 家台灣企業之中、低階管理 人員以及一般員工，其中，主管與部屬的有效 對偶資料為 510 個對偶。進行各項統計分析之 後，研究結果顯示，男女主管所展現的家長式 領導皆沒有顯著差異；但四種主管與部屬的性 別配對間，主管所展現的威權領導以及仁慈領 導 有 顯 著 差 異 存 在 ， 至 於 德 行 領 導 則 沒 有 差 異。而由階層迴歸分析結果發現，主管與部屬 的性別配對與主管所展現的威權領導的關係會 受到共事時間的調節，也就是說，四種主管與 部屬的性別配對間，主管所展現威權領導的差 異幅度，會隨著主管與部屬共事時間的增長而 愈加顯著。最後，本研究對研究結果作進一步 的討論，並針對研究限制以及未來研究方向做 更為詳盡地說明。 關鍵詞：主管性別、主管與部屬性別配對、家 長式領導、主管與部屬的共事時間。
緒論
身處於男尊女卑、父權主義的華人社會中，女性 位居管理者時，常會同時受到「性別角色」以及「管 理者角色」兩者間雙重的角色期待，進而影響主管和 部屬間的互動，但「理想的」甚或「適當的」領導者 仍是以男性主管的形象為主，使得女性不由得藉由展 現更為雄性的作風以符合領導者的形象，是故，雖然 女性主管人數逐年增加（行政院主計處， 2005），仍 舊必須面對許多限制以及角色衝突，即使和男性擁有 一樣的領導所需技能與才能，她們仍舊需要更努力來 證明自己的領導能力。而回顧台灣對此議題的研究， 研究者在比較男女主管的領導行為差異時，大多針對 西方主流研究的體恤與主動結構、轉型式領導以及魅 力領導進行探討，並以量化分析與質性研究為主。以性別與領導角色孰先孰後？
主管—部屬性別配對、共事時間及家長式領導
論文編號︰ 06058 ；初稿收件： 2006 年 12 月 18 日；第一次修正： 2007 年 4 月 25 日；完成修正： 2007 年 5 月 10 日； 正式接受： 2007 年 6 月 8 日 通訊作者︰鄭伯壎 106 台北市羅斯福路四段 1 號（E-mail: chengbor@ntu.edu.tw）林姿葶 鄭伯壎
國立台灣大學心理學系 致謝 感謝李美枝主編與兩位匿名審稿人的精闢意見，對本文的修改助益頗大。本研究也獲得國科會本土心理學追求卓越延續計畫 （NSC95-2752-H-002-003PAE）的補助，在此一併致謝。量化分析的研究結果，多數發現男女主管的領導行為 並無存在顯著差異；若以質性研究的深入訪談為主的 研究，訪談對象則大多單以女性主管為對象，多數認 為女性領導者傾向西方轉型式領導的領導風格（黃麗 容， 1996）。然而，由於華人傳統的文化價值與意識 型態對領導者角色的型塑，女性擔任領導者時，和她 的異性同事一般，會自然展現華人領導者所「應該」 展現的領導風格，即是「家長式領導」，故在華人組 織中，家長式領導扮演獨特且重要的角色，普遍流行 於華人組織中，從家長式領導理論以及實徵研究結果 的回顧整理，可以確定家長式領導是華人組織中獨特 的領導風格（鄭伯壎、謝佩鴛、周麗芳， 2002 ； Cheng, Huang, & Chou, 2002; Cheng, Chou, Wu, Huang, & Farh, 2004），且有助於提升部屬效能以及工作態度 （ 鄭 伯 壎 、 周 麗 芳 、 黃 敏 萍 、 樊 景 立 、 彭 泗 清 ， 2003）。可惜的是，縱然家長式領導的相關研究非常 多，但針對性別議題探討的研究卻付之闕如，而有必 要再針對家長式領導的性別議題作進一步的分析。故 本研究將以社會角色理論作為推論依據，進行量化研 究，重新檢視在華人組織中，性別角色與領導者角色 對於男性主管以及女性主管扮演領導者角色時，所展 現的領導行為及其所造成的影響。意即，探討男、女 性領導者的家長式領導行為是否有差異，再深入探究 主管與部屬的性別配對之間是否有差異存在，並對結 果所隱含的意涵加以討論，且提出建議。 除此之外，本研究亦打算探討共事時間在此關係 中 的 調 節 角 色 。 此 變 項 在 上 下 關 係 中 雖 然 重 要 （Sparrowe & Liden, 1997），但卻常被視為一項控制變 項。此外，雖然共事時間（length of relationship）在 組 織 成 員 差 異 性 影 響 中 ， 扮 演 著 重 要 的 調 節 角 色 （Harrison, Price, & Bell, 1998），並會影響人際間的互 動，但過去研究多著重於比較表層差異性（surface-level diversity）與深層差異性（deep-動，但過去研究多著重於比較表層差異性（surface-level diversity） 作為人際互動的評估標準時，在不同關係階段的差異 情形，而非單一背景變項隨著共事時間影響力的改 變。因此，本研究將試圖從主管的角度，進一步探討 性別對主管家長式領導之影響是否會因為共事時間長 短而有異。 總之，本研究探討的主要問題有三：第一、主管 性別與家長式領導行為的關係為何？第二、面對不同 性別的部屬，不同性別之主管的家長式領導行為是否 有所差異？以及第三、主管與部屬之共事時間是否具 有調節作用？
文獻與假設
性別與領導 根據社會分類理論，人們傾向將所接收的訊息分 類，而 Ridgeway（1997 ， 231 頁）認為在工作職場 中，性別是最顯而易見的分類標準。性別角色（gen-der role）的概念是「個人認為何為男女合適的角色或 對兩性間行為期望的偏好」（Thornton & Freedman, 1979）。依據性別角色理論（gender role theory; Eagly, 1987）的觀點，性別角色可歸因為兩大特質（Eagly, Wood, & Diekman, 2000）：較歸屬於男性角色的特質 （agentic trait）以及較歸屬於女性角色的特質（com-munal trait）；其分化常與社會、經濟及政治環境有 關，經由社會化的過程，形成男女角色行為刻板化的 印象（李美枝、鐘秋玉， 1996）。時至今日，縱然男 女有別的社會角色已經有了很大的改變，但這種性別 刻板印象卻依然存在（Bergen & Williams, 1991）。Eagly等人（2000）進一步指出，由於社會對男 性與女性不同的認定，對其在組織情境中所應展現的 行為產生不同的期待，故在職場上，男性會比女性展 現較多的管理代理的男性角色（agentic）行為，其內 涵可能包括言語獨斷、爭取注意力、影響他人、主導 行動成為任務取向以及提供問題導向的建議；女性則 會較男性展現更多的協同幫助的女性角色（communal） 行為，其行為內涵可能包括試探式言語、不引人注 目、接受他人指導、支持並撫慰他人，以及提供有關 人際問題的解決辦法等。領導者除了對他人性別角色 期 待 做 出 反 應 ， 本 身 亦 往 往 有 一 定 程 度 的 內 化 （Wood, Christensen, Hebl, & Rothgerber, 1997），進而 展現出符合其性別角色的領導行為。故過去文獻往往 將領導風格定義為男性角色為主（primarily agentic） 以及女性角色為主（primarily communal）等兩類領導 行為（Bass & Stogdill, 1990; Cann & Siegfried, 1990），並影響及領導型態的測量方法與理論。整體 而言，由於性別角色會在組織情境中擴張（spillover, Gutek & Morasch, 1982）而影響領導行為，相較於男 性主管，女性主管的行為可能較為人際取向，偏向民 主型以及轉型式領導；相反地，男性主管的領導行為 則 比 女 性 主 管 較 為 任 務 取 向 ， 偏 向 專 權 型 領 導 （Kirchmeyer, 1998; Bass & Stogdill, 1990; Eagly & Johannesen-Schmidt, 2001; Eagly & Johnson, 1990; Eagly, Johannesen-Schmidt & Engen, 2003）。另外， Trinidad與 Normore（2005）在回顧過去文獻後亦指 出，男女主管領導行為的差異，不論在組織情境或是 學校場域，女性皆傾向展現民主與參與式領導與轉型
式領導風格，並認為這樣的差異傾向和社會化歷程發 展有關，而與社會角色理論的想法一致。 性別與家長式領導 由家長式領導理論以及實徵研究結果的回顧整 理，可以確定家長式領導是華人組織中極為普遍的領 導風格，並對部屬的領導滿意、工作滿意、組織承 諾、以及組織公民行為等效能，具有主要影響作用 （鄭伯壎等人， 2003 ； Cheng et al., 2004）。家長式領 導是指：在一種人治的色彩下，顯現出嚴明的紀律、 父 親 般 的 仁 慈 與 權 威 ， 及 道 德 的 廉 潔 性 （ Farh & Cheng, 2000） ； 並 包 含 三 個 重 要 向 度 ， 即 威 權 （authoritarianism）、仁慈（benevolence）及德行 （moral）領導。其中，威權領導是指領導者強調其權 威是絕對的、不容挑戰；對部屬做嚴密的控制，而且 要求部屬要毫不保留地服從；仁慈領導是指領導者對 部屬個人的福祉做個別而全面的關懷；德行領導則強 調領導者必須表現更高的個人操守或修養，以贏得部 屬 的 景 仰 與 效 法 （ 鄭 伯 壎 、 周 麗 芳 、 樊 景 立 ， 2000）。雖然家長式領導的相關議題逐漸受到研究者 的重視，然而，過去在探究家長式領導行為及其效能 時，總是將主管以及部屬視為中性個體，忽略主管性 別以及部屬性別在家長式領導行為展現上的影響。 但究竟主管性別與家長式領導有何關係呢？基於 性別角色理論，男性角色規範（agentic norms）導致 男性較女性偏好支配與控制，而 Eagly 與 Johnson （1990）以事後分析的方法分析過去的研究結果後， 確實也發現相較於女性，男性偏向展現專制與主導的 領導型態。鄭伯壎等人（2000）經由確認性因素分析 的結果，將威權構念區分為「威服」、「專權」、「隱 匿」、「嚴峻」及「教誨」等五種行為向度，依據性 別角色理論（Eagly et al., 2000），此行為類型較歸屬 於男性，且表現出獨斷、控制以及支配傾向等的男性 管理代理角色（agentic）行為。鄭伯壎等人（2000） 的初步分析亦發現，在企業組織中，相較於女性主 管，男性主管較傾向威權領導，即使其相關程度並未 達到顯著水準，但結果與西方研究傾向一致。故本研 究推論如下： 假設 1a ：相較於女性主管，男性主管展現較高 的威權領導。 Eagly與 Johnson（1990）的事後分析研究除了驗 證上述論點外，也發現女性顯著比男性更傾向人際導 向的領導型態。 Cooper 在英國的研究則強調，由於 社會化歷程，女性習得如何照料（manage）家裡的人 事與其間關係，並將這些技能進一步應用在工作場所 中（Morris, 1992）。這樣的想法與楊國樞（1995）的 泛家族主義（pan-familism）不謀而合。該理論認 為，中國人會將由家庭中學得的經驗類化到其他組織 當中。而 Phillips（1995）則發現，相較於男性企業 主，女性企業主較常將其企業形容為一個大家庭，對 人際關係的敏感度較高，並傾向將注意力放在照顧 （caring）以及養育（nurturing）的關係上。 Kabacoff（1998）在美國以 17,491 個受試者進行 大樣本施測的結果，再度驗證相較於男性，女性在人 際 相 關 的 領 導 行 為 與 技 能 得 分 較 高 。 鄭 伯 壎 等 人 （2000）經由確認性因素分析的結果，將仁慈構念分 為「個別照顧」與「寬容體諒」兩種行為向度，雖然 不同於西方對部屬平等對待與上下平權的概念，但整 體而言，領導者所展現的仁慈領導行為仍屬於人際傾 向的領導風格，是以人際關係作為影響基礎的，而符 合 Eagly 等人（2000）以社會角色理論所區分之較歸 屬於女性的角色，強調對他人福祉的關切、是幫助 的、寬容的、撫育的、善解人意的，以及具仁慈傾向 等協同幫助的女性角色（communal）行為。綜合上述 分析，本研究推論如下： 假設 1b ：相較於男性主管，女性主管展現較高 的仁慈領導。 誠如前述，德行領導可描述為領導者必須展現更 高的個人操守、修養以及公私分明，以贏得部屬的景 仰與效法，其構念可分為「正直盡責」、「不佔便宜」 及 「 無 私 典 範 」 三 種 行 為 向 度 （ 鄭 伯 壎 等 人 ， 2000）。由於德行領導是指領導者個人應該遵循社會 道德規範的領導展現跨情境特定的領導行為，因此， 應該不會因為主管性別而有所不同。也由於個人特質 的一致性，故領導者所展現的德行領導應該不會因為 部屬性別而有所改變。以文化根源的角度來看，德行 領導源自於華人對領導者道德與操守的期待，是屬於 華人組織成員對於主其位者，所應展現領導者角色的 行為期待，因此，這樣的角色期待是兩性所共享的， 不會因為領導者的性別而有所差異。雖然西方研究對 於男女工作者抑或領導者的道德觀念，是否存在差異 性雖然仍無定論，但 Ford 與 Richardson（1994）指 出，性別可能是道德（ethics）研究領域中最重要的 背景變項，且在其回顧的十四個過去有關道德的重要 實徵研究中，有超過一半研究結果的道德表現是沒有 性別差異的。而 Ambrose 與 Schminke（1999）回顧西 方有關性別差異的道德研究後亦指出，男性與女性的 道德相似性與差異性研究雖然未有定論，但大多數研 究 傾 向 支 持 性 別 對 道 德 的 中 立 性 （ 如 ： Jones &
Kavanagh, 1996; Stanga & Turpen, 1991）。綜合上述分 析，我們認為，相較於威權與仁慈領導，德行領導是 屬於較偏向性別中立的領導行為，不會因領導者性別 抑或部屬性別而有所差異。
主管—部屬性別配對與家長式領導
從社會角色理論的觀點，個人的行為會受到社會 期待的影響，而社會期待又會因為情境因素而有所不 同。鄭伯壎（1991）早期的研究中指出，華人企業主 持人會因為自己與部屬的關係差異，將部屬區分為自 己人與外人，並對自己人表現出內團體偏私行為。他 也進一步（鄭伯壎， 1995）指出華人社會的人際互動 較西方社會更傾向類別化的差異對待，並進一步提出 領導者的員工歸類歷程，以及可能存在的員工類別原 型，認為華人領導者會依據關係、忠誠及能力三個準 則來對部屬進行歸類，而其歸類準則的權重則會依領 導者價值觀而有所差異。當領導者因為關係親疏、忠 誠度高低及才能優劣將員工加以分類後，與不同類型 員工的互動方式也隨之不同，並展現不同的領導作風 或是管理行為（Cheng, Farh, Chang, & Hsu, 2002）。是故，主管面對部屬時，會將部屬依照特定的標 準加以分類，而給予不同的對待。顯然地，在組織情 境中，除了上述鄭氏所提到的親、忠、才標準之外， 生理性別是最容易觀察並加以分辨的個人變項，不需 經由人際互動或自我表述便可得知。因此，當人們面 對其他組織成員時，會傾向以生理性別將其分類為男 性或女性，而產生不同的期待，並進而展現不同的領 導行為。過去文獻對於男女領導者所展現的領導行為 有否差異，仍舊爭論不休。其原因之一可能便是過去 研究忽略領導情境中，部屬性別的重要性。理論上， 管理者被期待對部屬一視同仁，然而，受到「親親法 則」或相關法則之差序概念的影響，管理者對待不同 部屬往往會有不同的模式或態度，對待不同性別的部 屬也可能有不同的模式。例如：可能對女性部屬較為 仁慈，對男性部屬較為威權；甚至男性或女性管理者 對待不同性別部屬的差序格局亦會有所不同。所以， 在探討男女管理者的差異時，不該僅著重於主管性 別，也應考慮部屬性別在其中所扮演的情境角色。由 於管理行為主要是來自於主管和部屬間的互動行為， 上下關係之單向探索只能描繪出個體性別對其自體的 獨特解釋力，因此，必須考慮上下間雙方的性別以及 其中的互涉效果。故本研究以互動觀點進行討論，以 主管和部屬的性別組成配對，探討其對於組織行為的 影響；意即，以主管性別－部屬性別的對偶觀點，同 時考慮主管性別與部屬性別，以及其間的互涉關係， 並以性別配對的方式，形成 2 × 2（主管性別 × 部屬 性別）的四種配對情形（男主管－男部屬，女主管－ 男部屬，男主管－女部屬，女主管－女部屬），探討 「性別」在主管與部屬間互動的心理歷程中的關 鍵 角色。 主管與部屬間的性別配對，意即同性或異性，並 非只代表生物意義的性別差異而已，亦包含其性別角 色所隱含的相對權力概念。故當相對權力與其職位不 對等時，領導者可能就必須展現更多的領導者角色行 為，來強調其間權力距離的絕對性與不容挑戰性。身 處於男尊女卑、父權主義的華人社會，女性位居管理 者時，會同時面對「性別刻板印象」以及「管理者刻 板印象」（想到管理者，想到男性的迷思）兩者間雙 重的評判，進而影響主管和部屬間的互動。是故，不 論是女性或男性，大眾普遍認為優秀的領導者皆擁有 突出的雄性特質，而這些特質傳統上皆和男性有關 （性別刻板印象），這種「想到管理者便想到男人」 （管理者刻板印象） （think manager-think male）似乎 成為一種全球化的現象（Powell & Butterfield, 1979）， 尤其在男性之間更是嚴重（Powell, Butterfield, & Parent, 2002）。是故，男性部屬較不容易接受一位女 性的管理者（Eagly, Makhijani & Klonsky, 1992; Vecchio & Bullis, 2001），女性主管的領導權威更容易 被挑戰，其領導能力亦較容易遭受質疑。 因此，在維持權力距離的必要性下，女性主管面 對男性部屬時可能必須展現更多的威權領導，以加強 對部屬的控制，使其順從無違。故相較於其他性別配 對，女性主管在面對男性部屬時會展現較多的威權領 導行為，在面對女性部屬時會展現較少的威權領導行 為；相反地，男性主管面對女性部屬時，其性別所隱 含的權力概念，便可增強女性部屬的服從性，故四個 性別配對中，男性主管對女性部屬所展現的威權領導 行為應該會最少。 假設 2a ：相較於其他性別配對，女性主管面對 男性部屬時，會展現最多威權領導行為；男性主管面 對女性部屬時，則展現最少威權領導行為。 受到差序概念的影響，管理者對待不同部屬可能 會有不同的模式或態度，對待同性或異性的部屬也可 能有不同的模式。過去研究者（例： Tsui & O’Reilly, 1989; Tsui, Xin, & Egan, 1995）多以相似性吸引理論 （similarity attraction theory）與社會認定理論（social identity theory），推論主管與部屬間的性別配對，即 兩造間性別的相似性（同性）與差異性（異性）對領 導行為所產生的影響。其中，相似吸引理論強調主管 和部屬間（dyads）的背景變項一致性會使彼此間較
為喜歡，進而產生較佳的工作成果（Pelled & Xin, 1997）。 Tsui 等人（Tsui & O’Reilly, 1989; Tsui et al., 1995）發現基於人口統計變項背景的相似，主管與其 部屬會認為兩造間擁有相似的信念與價值觀；而這樣 的假設會促使其相處時較為舒服，且相互溝通較為容 易。研究結果亦發現，主管給予同性部屬的績效評估 與喜愛度皆比異性部屬為高。 社會認定理論認為背景相似之主管與部屬彼此間 較為喜歡的原因，在於個體會因其所屬的社會分類團 體而定義自我：由於外界環境對於個體的訊息過於豐 富，個體會傾向簡化訊息，並以背景變項作為分類依 據。此外，為了達成正向的社會認定和自尊，當個體 進行類別間（between-category）比較時，會給予其所 屬分類團體較高的評價；並認為相較於其他分類團 體，其所屬分類團體的成員是較有吸引力且較令人喜 歡的（Pelled & Xin, 1997），因而值得信任與互惠 （Kramer, 1989）。 Moskowitz 、 Suh 及 Desaulniers （1994）以經驗取樣方法（experience-sampling method） 進行研究，發現與男性相比，女性展現更多女性特質 （communal）的行為，尤其是在與其他女性互動的狀 況下。 是故，整體而言，主管對於同性部屬會比異性部 屬更加喜歡且增加施惠行為，也會展現更多的個別照 顧與寬容體諒的仁慈領導領導行為。反之，相較於女 性主管，男性主管會內化性別角色期待而展現較少的 仁慈領導行為，同時，男性主管較偏愛同性部屬，故 在面對男性部屬的時候，會比面對女性部屬的時候展 現更多仁慈領導行為。至於女性主管，則會內化性別 角色期待而展現較多的仁慈領導行為，同時，相面對 女性部屬時，會展現更多的仁慈領導行為。故相較於 其他性別配對，女性主管在面對女性部屬時會展現最 多的仁慈領導行為。 假設 2b ：相較於其他性別配對，女性主管面對 女性部屬時，會展現最多仁慈領導行為；男性主管面 對女性部屬時，則展現最少仁慈領導行為。 在 德 行 領 導 方 面 ， 德 行 構 念 可 分 為 「 正 直 盡 責」、「不佔便宜」及「無私典範」三種行為向度， 而具體的德行領導行為包含不徇私、正直盡責、以身 作則及公私分明等（鄭伯壎等人， 2000）。細看內容 可以發現：「正直盡責」展現了領導者有所為有所不 為的態度，意指領導者不僅為人剛正不阿，還具備道 德勇氣；「不佔便宜」意指領導者不會為了追求私 利，而做出違規或侵害別人利益的事；而「無私典範」 則是意指領導者在做決定時能公正，不會偏袒與自己 親近的人，且能夠公私分明，不會因為與部屬關係不 同而產生不同的對待，且由於個人特質的跨情境一致 性，故領導者所展現的德行領導也不會因為部屬性別 而有所改變。因此，我們推論，相較於威權與仁慈領 導，德行領導是屬於較偏向性別中立的領導行為，不 會因領導者性別抑或部屬性別而有所差異。也就是 說，主管不會因為與部屬性別配對不同，而展現不同 的德行領導行為。 共事時間的調節效果 雖然上下間的性別配對與領導行為有關，但這種 關係顯然會受到彼此間相處時間的影響。過去研究已 發現，共事時間（length of relationship）在主管與部 屬的上下關係品質（Sparrowe & Liden, 1997）、組織 成員差異性影響（Harrison et al., 1998）中扮演非常重 要的調節角色；而 Vecchio 與 Bullis（2001）的研究 指出，以組織的動態歷程觀點來看，在關係發展的早 期階段，組織成員缺乏其他訊息來評估他人，會較仰 賴表層背景變項差異性（surface-level demographical diversity）作為人際互動的評估標準，但隨著時間的 增加，組織成員有較多的機會進行社交互動，故在關 係發展的後期階段，組織成員逐漸失去對表層差異性 作為人際互動評估標準的依賴性，而會以其他標準進 行互動。是故，我們推論，隨著共事時間的增加，部 屬與主管之間的互動機會增多，觀察時間增長，因為 性別所造成的行為差異亦會漸漸變小，也就是說，四 種性別配對間主管所展現的領導行為差異會減小。 假設 3a ：隨著主管與部屬的共事時間增加，各 性別配對間主管所展現威權領導行為的差異幅度會減 少。 假設 3b ：隨著主管與部屬的共事時間增加，各 性別配對間主管所展現仁慈領導行為的差異幅度會減 少。
研究方法
研究對象 本研究是以 60 家台灣企業之中、低階管理人員 以及一般員工為研究對象，以一位主管搭配兩位部屬 的方式成套蒐集資料，總共發出問卷 330 套（主管問 卷 330 份、部屬問卷 660 份），有效主管問卷有 293 份、有效部屬問卷則有 567 份，有效問卷回收率分別 為 88.29 ％與 85.91 ％；其中，部屬與主管能相互配 對的有效對偶資料為 510 個對偶，涵蓋不同性別、年 齡、工作性質、教育程度、工作職務及職級。樣本組表一
研究樣本組成 組成背景 部屬 主管 組成背景 部屬 主管 (N = 510) (N = 272) (N = 510) (N = 272) 項目 人數(%) 人數(%) 項目 人數(%) 人數(%) 性別 教育程度 1. 男性 288(56.5%) 204(75.0%) 1. 國中或以下 3(0.6%) 1(0.4%) 2. 女性 222(43.5%) 67(24.6%) 2. 高中或高職 63(12.4%) 23(8.5%) 未填答 0(0.0%) 1(0.4%) 3. 專科 167(32.8%) 64(23.5%) 年齡 4. 大學 238(46.7%) 152(55.9%) 1. 20歲以下 2(0.4%) 5. 研究所 36(7.1%) 31(11.4%) 2. 21-25歲 58(11.4%) 未填答 3(0.6%) 1(0.4%) 3. 26-30歲 189(37.1%) 8(3.0%) 職務 4. 31-35歲 156(30.6%) 72(26.5%) 1. 現場人員 49(9.6%) 5. 36-40歲 65(12.8%) 96(35.3%) 2. 一般職員 340(66.7%) 6. 41-45歲 27(5.3%) 63(23.2%) 3. 基層主管 89(17.5%) 124(45.6%) 7. 46-50歲 9(1.8%) 27(10.0%) 4. 中級主管 27(5.3%) 110(40.4%) 8. 50歲以上 3(0.6%) 6(2.2%) 5. 高級主管 1(0.2%) 35(12.9%) 未填答 1(0.2%) 0(0.0%) 未填答 4(0.8%) 3(1.1%) 工作性質 年資 1. 生產 13(2.6%) 6(2.2%) 1. 不滿一年 80(15.7%) 4(1.5%) 2. 業務 206(40.4%) 111(40.8%) 2. 1-3年 173(33.9%) 26(9.6%) 3. 工程 33(6.5%) 19(7.0%) 3. 3-5年 91(17.9%) 34(12.5%) 4. 管理 125(24.5%) 84(30.9%) 4. 5-7年 65(12.8%) 39(14.3%) 5. 後勤 37(7.3%) 15(5.5%) 5. 7-9年 24(4.7%) 35(12.9%) 6. 其他 90(17.7%) 24(8.8%) 6. 9-11年 36(7.1%) 42(15.4%) 未填答 6(1.2%) 13(4.8%) 7. 11-13年 18(3.5%) 24(8.8%) 8. 13年以上 22(4.3%) 64(23.5%) 未填答 1(0.2%) 4(1.5%)成資料，詳如表一所示。 進一步分析部屬與主管的性別配對，結果以男主 管—男部屬的配對最多，有 257 個配對，女主管—男 部屬的配對最少，只有 21 個配對較少，男主管—女 部屬、女主管—女部屬則分別有 118 個與 99 個配 對；而部屬與直屬主管共事時間則多為一年以上，佔 全部之 66.67 ％；將部屬與主管性別配對與共事時間 人數進行交叉分析後發現，大致而言，各共事時間的 對數分配頗為平均，但隨著時間增長，對數有逐漸增 加的趨勢（人數交叉表詳見表二）。 研究工具 本研究採用結構式的自陳式問卷，其中，主管問 卷僅請主管填答相關個人背景資料；而部屬問卷則分 為兩個部分：第一部份是請部屬描述其直屬主管的領 導行為；第二部分是請部屬填答相關個人背景資料。 本研究以主管的背景變項（年齡、職務、教育水準、 職位、領導部屬數、年資）作為控制變項。這些變項 都和部屬與直屬主管的互動有關，且過去研究顯示這 些 變 項 與 本 研 究 要 探 討 的 領 導 行 為 有 密 切 的 關 係 （Cheng et al. 2004）。 家長式領導。家長式領導行為的題目，以鄭伯壎 等人（2000）所編製之家長式領導來測量，此量表測 量 威 權 、 仁 慈 及 德 行 三 大 行 為 向 度 ， 以 李 克 特 式 （Likert type）六點量尺來衡量部屬對領導者表現出領 導行為頻次。過去研究證實，此量表具有相當不錯的 信度與效度。至於本研究的內部一致性分析結果，則 得到威權、仁慈及德行領導各分量表的 Cronbach α 分別為 .90 、 .95 及 .91 。 主管與部屬的共事時間。主管與部屬的共事時間 由部屬填答，題項為「您與現在直屬主管共事的時 間」，並有五個選項可供選擇，分別標明「六個月以 下」、「六個月至一年」、「一年至二年」、「二年至 三年」以及「三年以上」（各分項人數如表二所示）。 研究步驟 本研究是以團體施測與委託施測的方式，分別進 行問卷資料的蒐集。挑選的研究對象為台灣企業組織 中的員工，其中有些受試者參與管理碩士班之在職訓 練，乃採用團體施測的方式來蒐集資料，由研究者之 一負責施測；其餘則委託參與訓練之管理人員攜回， 要求他們擔任施測者的角色，尋找符合條件之主管與 部屬來填答。填寫之後，則直接以回郵信封寄還研究 者。因此，直屬主管皆不會看到其部屬的回答，由此 確保問卷資料的隱密性。同時，為了確保資料蒐集的 品質，委託施測部分亦事先對委託之主管施以訓練， 給予書面與口頭指引。 在資料蒐集方式上，以一位主管搭配兩位部屬的 方式成套蒐集，研究問卷分為主管與部屬兩類不同的 問卷，為避免誤填或錯置，問卷又分為三種顏色印 製，主管問卷為白色，兩份部屬問卷分別為藍色與黃 色，而一套完整的問卷資料袋，及同時包括有這三種 顏色的問卷。當所有問卷回收之後，進行廢卷處理的 工作，將空白過多、反應傾向過於明顯的問卷剔除， 再根據研究目的進行資料分析。 資料分析 在資料分析分面，為了瞭解家長式領導（威權領 導、仁慈領導以及德行領導）的因素結構，本研究首 先進行探索性因素分析，再進行信度分析，以瞭解各 分量表的內部一致性信度。在進行研究假設驗證時， 先以 t 檢定檢驗男女主管所展現的家長式領導行為
表二
主管與部屬之性別配對與共事時間的交叉分析 共事時間 六個月以下 六個月至一年 一年至二年 二年以上 總和 男主管—男部屬 39 37 84 97(55) 257 男主管—女部屬 15 25 39 39(27) 118 女主管—男部屬 6 8 4 3(2) 21 女主管—女部屬 16 19 31 33(20) 99 總和 76 89 158 172 495 註：括弧內數字為共事時間三年以上的對偶配對數（威權、仁慈、德行領導）是否存在顯著差異，以檢 驗假設 1 ；而主管與部屬的性別配對對主管所展現的 家長式領導行為的影響，由於各性別配對間對數並不 相等，以各組人數不同之單因子變異數分析（unequal ANOVA）方法，加上 Levene 變異數同質性檢定，檢 驗四個主管與部屬性別配對之間，主管所展現的家長 式領導行為是否存在顯著差異，用以檢驗假設 2 。 接著，再以描述統計分析，說明各變項之平均數 與標準差，並呈現各變項之相關情形，藉以瞭解所有 控制變項與研究變項之間的相關情形。為了探討並驗 證主管與部屬共事時間在主管與部屬的性別配對與家 長 式 領 導 的 調 節 效 果 ， 本 研 究 採 用 階 層 迴 歸 分 析 （hierarchical regression analysis），探討主管與部屬性 別配對以及共事時間之二維交互作用效果部分，並以 主管的背景變項（年齡、工作性質、學歷、職務、領 導部屬數及年資）作為控制變項；預測變項則為主管 與部屬的性別配對，而為了同時考慮主管性別與部屬 性別，以及其間的互涉關係，並採 2 × 2（主管性別 × 部屬性別）的四種配對情形（男主管—男部屬，女 主 管 — 男 部 屬 ， 男 主 管 — 女 部 屬 ， 女 主 管 — 女 部 屬），以「女主管—男部屬」配對作為參照組，利用 dummy coding方式重新定義資料，其中， dummy1 為 「男主管—男部屬」配對， dummy2 為「男主管—女 部屬」配對， dummy3 為「女主管—女部屬」配對； 分別對主管所展現的家長式領導行為，也就是威權領 導、仁慈領導及德行領導，各自進行階層迴歸分析。 再者，為避免交互作用項與主管與部屬性別配 對、共事時間產生線性重合（multicolinearity）的問 題，先將主管與部屬性別配對以及共事時間予以標準 化，並以標準化之 z 分數計算交互作用項（Villa, Howell, & Dorfman, 2003）。至於階層迴歸分析的步 驟，則採下列過程進行：以威權領導為例，首先，迴 歸模式放入主管基本變項作為控制變項，再根據迴歸 係數（β）與增加的解釋變異量（ΔR2），來檢視主 管與部屬性別配對對威權領導的效果是否達到顯著水 準（M1），用以檢驗假設 2 ；其後，同樣以主管基本 變項作為控制變項，依序置入主管與部屬性別配對、 共事時間以及二維交互作用（主管與部屬性別配對 × 共事時間）（M2），接著，再根據迴歸係數（β）與 增加的解釋變異量（ΔR2），來考察共事時間對主管 與部屬性別配對與家長式領導之間的關係所具有的調 節效果，用以檢驗假設 3 。此外，延續過去研究者依 照 De Vries 、 Roe 及 Tailleu 對於有關領導情境研究的 建議（Chou, Cheng, & Jen, 2005），採取α = .10 的信 賴水準進行顯著性驗證。最後，如果得到顯著的調節 效果，則進一步依照 Cohen 與 Cohen（1983）的建 議，將樣本依主管與部屬的性別配對分為四組，即： 男主管—男部屬、男主管—女部屬、女主管—男部 屬、女主管—女部屬，分別計算各個共事時間區段內 主管所展現威權領導頻率的平均值，以共事時間為 X 軸，威權領導為 Y 軸，繪製折線圖，來說明調節效果 的趨勢，其餘領導亦然。
研究結果
主管性別與家長式領導 由表三可以得知，主管所展現的家長式領導行 為，不論是威權、仁慈或是德行領導，各 t 值皆未達 到顯著水準，也就是說，男性主管以及女性主管所展 現的家長式領導行為並沒有顯著差異，假設 1 沒有獲 得支持，顯示主管所展現的威權領導行為、仁慈領導 行為以及德行領導行為不會因為主管性別而有差異。 主管與部屬的性別配對與家長式領導 主管展現的家長式領導是否會因為主管與部屬性 別 配 對 而 有 顯 著 差 異 ， 分 析 結 果 如 表 四 所 示 ， 而 Levene變異數同質性檢定所得到的統計量，威權、仁 慈、德行領導分別為 .23 、.53 、.92 ，皆未達顯著水表三
主管性別對家長式領導行為之 t 檢定分析 家長式領導 男主管 女主管 N M SD N M SD t值 威權 383 3.19 0.84 123 3.11 0.85 1.03 仁慈 383 3.89 0.87 123 3.84 0.89 0.61 德行 383 4.46 0.83 123 4.53 0.86 - 0.74準（p > .10），顯示四個性別配對的變異數可謂相等 （即同質）。其中，威權領導的變異數分析達到顯著水 準（F3,502 = 5.36， p < .01），顯示參與樣本中主管所 展現的威權領導行為，確實會因為不同主管與部屬的 性別配對而有顯著差異。整體而言，相較於其他性別 配對的主管與部屬，女性主管面對男性部屬會展現最 多的威權領導行為，而男性主管面對女性部屬會展現 最少的威權領導行為，故假設 2a 獲得支持。 仁慈領導的部分，亦有同樣發現，不同性別配對 的主管所展現的仁慈領導行為有顯著差異（F3,502 = 2.98， p < .05），顯示參與樣本中主管所展現的仁慈 領導行為，確實會因為不同主管與部屬的性別配對而 有顯著差異，相較於其他性別配對的主管與部屬，男 性主管面對男性部屬會展現最多的仁慈領導行為，而 男性主管面對女性部屬會展現最少的仁慈領導行為， 其中，相較於男性主管會對同性部屬較為照顧關懷， 女性主管較不會因為部屬是男是女而產生不同的對待 方式，故假設 2b 獲得部分支持。 至 於 德 行 領 導 的 分 析 結 果 則 未 達 到 顯 著 水 準 （F3,502= 0.20， p > .10），故主管所展現的德行領導行 為不會因為主管與部屬的性別配對不同而有差異。意 即，不同性別的主管不會因為部屬性別而展現不同程 度的德行領導行為，同樣支持德行領導行為性別中立 的假設。 由於各配對間人數並不相同，故以 Scheffe 法進 行事後分析，結果顯示只有「男主管—男部屬」配對 與「男主管—女部屬」配對之間，威權領導（D = 0.30， p < .05）與仁慈領導（D = 0.28 ， p < .05）的 差異達到顯著水準。但須注意的是，由於性別配對人 數分配的不平均，可能因而減弱其差異顯著性，故雖 然有些配對間平均數差異頗大，事後比較的結果仍舊 無法達到顯著水準。 上述結果，在相關分析中亦獲得驗證。相關分析 結果如表五所示，包含各變項的平均數、標準差以及 相關係數。由性別與其他變項的相關分析可以發現， 主 管 性 別 與 部 屬 性 別 則 現 正 相 關 （ r = .45 ， p < .01），顯示參與樣本中的主管與部屬配對以同性居 多；而主管性別與家長式領導的相關值皆無達到顯著 水準，顯示參與樣本中男性主管以及女性主管所展現 的威權、仁慈或是德行領導皆沒有顯著差異（不支持 假設 1）。至於主管與部屬的共事時間和其他變項的相 關分析則顯示，其與性別以及家長式領導行為的相關 值，皆未達到顯著水準，顯示參與樣本中主管性別、 部屬性別、甚至是主管所展現的家長式領導行為，皆 不會因為主管與部屬的共事時間增長而有所改變。另 外，根據控制變項與其他變項間的相關結果，說明在 檢驗家長式領導的調節效果時，引進主管的年齡、工 作性質、學歷、職位、部人數、及年資作為控制變項 是合理的。 共事時間的調節作用 階層迴歸分析結果如表六所示，有關主管－部屬 性別配對與家長式領導行為的關係部分，分析結果與 單因子變異數分析（ANOVA）結果相同，即使在控 制其他相關的主管背景變項後，主管與部屬的性別配 仍與家長式領導行為有關（支持假設 2）。 在威權領導方面，控制其他相關的主管背景變項 後，主管與部屬的性別配對仍具有顯著的影響效果 （ΔR2= 0.03， p < .01），顯示男性與女性主管在面對 不同性別的部屬時，確實會展現不同程度的威權領導 行為，再度支持假設 2a ：主管—部屬性別配對與威 權領導行為有關。而在進階的交互作用分析部分，主 管與部屬的共事時間對主管所展現的威權領導行為並 沒有顯著影響效果，表示主管所展現的威權領導行為 程度並不會因為與部屬間共事時間增加而有所改變；
表四
主管與部屬的性別配對對家長式領導行為之 ANOVA 主管—部屬 威權 仁慈 德行 N M SD F值 N M SD F值 N M SD F值 男—男 263 3.29 0.82 5.36** 263 3.98 0.87 2.98* 263 4.46 0.80 0.20 男—女 120 2.90 0.84 120 3.70 0.84 120 4.47 0.91 女—男 21 3.43 0.84 21 3.85 0.92 21 4.49 0.8 女—女 102 3.04 0.84 102 3.83 0.89 102 4.54 0.87 * p < .05. ** p < .01.然而，在接下來的交互作用分析中，主管與部屬的性 別配對與共事時間的交互作用，對主管所展現的威權 領導行為具有一定的調節效果（ΔR2 = 0.01， p < .10）。為了進一步瞭解交互作用的影響方式，將主管 與部屬的性別配對與共事時間繪製交互作用圖，如圖 一所示。 圖一顯示，女性主管對男性部屬展現的威權領導 行為頻次會隨著其共事時間的增長而增加；反之，女 性主管對女性部屬展現的威權領導行為頻次卻會隨著 共事時間而有起伏；至於男性主管方面，不論面對男 性部屬或是女性部屬，其所展現的威權領導行為頻次 皆會隨著其共事時間的增長而漸漸降低。細看各個階 段則可以發現，主管與部屬共事時間為六個月以下的 各性別配對中，主管所展現的威權領導行為頻次差異 不大，但隨著主管與部屬共事時間的增加，男性與女 性主管對不同性別的部屬所展現的威權領導行為頻次 差異越來越大，意即，隨著主管與部屬共事時間的增 加，各性別配對間主管所展現的威權領導行為差異會 更加顯著，而符合假設 3a 所述。其中，當主管與部 屬的共事時間未滿一年時，除男性主管對女性部屬展 現的威權領導行為頻次稍微減少外，其他性別配對的 主管所展現的威權領導行為頻次皆隨之增加；而主管 與部屬的共事時間已滿一年但未足兩年的配對中，僅 女性主管對女性部屬展現的威權領導行為頻次隨著共 事時間增加而減少，其他配對大致維持不變；至於主 管與部屬的共事時間已滿兩年的配對中，相較於男性 主管，女性主管不論面對男性部屬，或是女性部屬， 皆隨著共事時間增加而展現更多的威權領導行為。 在仁慈領導方面，控制其他相關的主管背景變項 後，主管－部屬性別配對仍舊具有顯著效果（ΔR2 = 0.02， p < .05），顯示男性與女性主管在面對不同性 別的部屬時，會展現不同程度的仁慈領導行為，故假 設 2b 獲得支持：主管—部屬性別配對與仁慈領導行 為有關。而在進階的交互作用分析中，主管－部屬共 事時間與仁慈領導行為並沒有顯著關係，表示主管所 展現的仁慈領導行為程度並不會因為與部屬間共事時 間增加而有所改變；在接下來的交互作用分析時，主 管與部屬的性別配對與共事時間的交互作用，對主管 所展現的仁慈領導行為的調節效果亦未到達顯著水準 （ΔR2= 0.00， p > .10），故假設 3b 沒有獲得支持。
表五
各變項之平均數、標準差及相關係數（N = 471-510） 變項 平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 主管控制變項 1 年齡 5.14 1.08 2 工作性質 3.27 1.38 - .04* 3 學歷 3.71 0.80 - .12** - .09* 4 職位 1.66 0.69 .34** - .06 .11* 5 部屬數 6.30 2.65 .22** - .13** .03 .39** 6 年資 5.30 2.08 .44** - .04 - .19** .10* .20* 性別與共事時間 7 主管性別 1.24 0.43 - .29** .09* - .07 .04 - .15** - .15** 8 部屬性別 1.44 0.50 - .21** .02 .04 .05 - .09 - .07 .45** 9 共事時間 2.86 1.06 .15** - .05 - .06 .13** .12** .17** - .08 - .01 家長式領導 10 威權 3.18 0.84 .13** - .01 .03 .05 .10* .05 - .05 - .17** .03 ( .90) 11 仁慈 3.88 0.88 - .03 - .04 - .09 - .07 .02 .00 - .03 - .12** - .01 - .38** ( .95) 12 德行 4.48 0.85 - .09* - .04 - .10* - .03 .06 - .04 .03 .02 - .05 - .56** .66** ( .91) * p < .05. ** p < .01.（雙尾檢測）；主管背景變項的登錄碼請參考表一樣本組成中各項目的編碼； 括弧內為 Cronbach α值表六
主管與部屬性別配對對家長式領導之階層迴歸分析 變項 威權領導 仁慈領導 德行領導 M1 M2 M3 M4 M5 M6 控制變項：主管背景 1. 年齡 0.12* 1.10 + - 0.09 - 0.08 - 0.14* - 0.12* 2. 工作性質 - 0.01 - 0.01 - 0.04 - 0.05 - 0.04 - 0.05 3. 學歷 0.05 0.06 - 0.12* - 0.12* - 0.15** - 0.15** 4. 職位 - 0.00 0.01 - 0.05 - 0.05 - 0.03 - 0.03 5. 部屬數 0.05 0.04 0.06 0.07 0.13* 0.13* 6. 年資 - 0.01 - 0.02 - 0.01 - 0.03 - 0.04 - 0.05 Δ ΔR2 0.02 0.02 0.03* 0.03 + 0.05** 0.05** 配對性別 7. DUMMY1 - 0.10 - 0.21 0.02 - 0.04 - 0.07 - 0.07 8. DUMMY2 - 0.24* - 0.33** - 0.11 - 0.18 - 0.04 - 0.05 9. DUMMY3 - 0.16 - 0.24* - 0.10 - 0.14 - 0.06 - 0.06 Δ ΔR2 0.03** 0.03** 0.02* 0.02* 0.00 0.00 10. 共事時間(CT) 0.03 0.04 - 0.01 Δ ΔR2 0.00 0.00 0.00 交互作用 11. DUMMY1× CT - 0.18 + - 0.11 - 0.03 12. DUMMY2× CT - 0.16 - 0.07 - 0.03 13. DUMMY3× CT - 0.13 0.01 0.09 ΔR2 0.01 + 0.01 0.01 調整後 R2 0.03 0.02 0.03 0.03 0.03 0.03 F值 2.48** 1.66* 2.35* 2.08* 2.60** 2.23** df1,df2 9, 454 13, 439 9, 454 13, 439 9, 454 13, 439 估計標準誤 0.84 0.84 0.85 0.85 0.82 0.82 + p < .1 * p < .05 ** p < .01。 ΔR2值為同一模式中，各變項群加入所增加的額外解釋力。Dummy coding參照組為「女主管－男部屬」配對；其中， Dummy1 為「男主管－男部屬」配對， Dummy2 為 「男主管－女部屬」配對， Dummy3 為「女主管－女部屬」配對。
在德行領導方面，控制其他相關的主管背景變項 後，主管－部屬性別配對依舊不具有顯著效果（ΔR2 = 0.00， p > .10），顯示男性與女性主管在面對不同性 別的部屬時，所展現的德行領導行為程度並沒有差 異；而在進階的交互作用分析中，主管－部屬共事時 間與德行領導行為亦沒有顯著關係；而在接下來的交 互作用分析時，主管與部屬的性別配對與共事時間的 交互作用，對主管所展現的德行領導行為的調節影響 效果仍未到達顯著水準（ΔR2 = 0.01， p > .10），顯 示男性與女性主管在面對不同性別的部屬時，所展現 的德行領導行為程度並不會因為其共事時間而有所差 異。故整體而言，仍舊維持德行領導性別中立的研究 假設。
討論
本研究依據性別角色理論（gender role theory） （Eagly, 1987）的觀點，認為由於社會對男性與女性
不同的認定，對其在組織情境中所應展現的行為產生 不同的角色期待，使得男、女主管會展現不同的領導 行為。可是研究結果卻顯示，不論是威權領導或是仁 慈領導行為的展現，男女主管皆沒有顯著差異存在， 和過去研究結果並不一致（Kirchmeyer, 1998; Bass & Stogdill, 1990; Eagly & Johannesen-Schmidt, 2001; Eagly & Johnson, 1990; Eagly, Johannesen-Schmidt & Engen, 2003）。理由之一可能是在實際組織情境中， 組織結構對組織成員應該表現的行為往往有清楚的規 定，故管理者除了受到其本身性別角色的行為期待， 同時亦受到組織對於該職位所定義的角色行為所約束 導致男性與女性擔任相同領導角色時，其展現的行為 可能相當類似（Kanter, 1977），或是差異性就算有也 不會太大（Eagly & Johannesen-Schmidt ， 2001）。而 華人組織對於領導者角色的期待，也可能來自家庭的 擴大，以父子關係為主軸，有清楚可辨的上下關係； 其中，家父長擁有最高權威，有權界定個人的權利與 義務。一般來說，家父長往往是由男性所擔任，婦女 只能聽命服從（鄭伯壎， 2005），故傳統華人組織成 員對領導者形象多以男性形象為主，以致於女性擔任 領導者時，必須一方面降低女性形象的展現，一方面 彰顯職位的權威。 Ragins（1991）回顧西方研究後同樣指出，相較 於男性，女性在組織情境中的職權（position power） 通常較小，故女性擔任領導者時，可能必須倚賴展現 特定行為來強調其權威的不可挑戰性，以鞏固其上下 之間的權力距離，此時，威權領導行為便是最好的工 具，藉由對部屬做嚴密的控制，並要求部屬要毫不保 留地服從，來強調其權威是絕對的、不容挑戰；同 時，亦必須降低較仁慈領導行為，以避免過於強調女 性特質，而導致權威的降低。兩相平衡下，使得兩性 主管間在威權領導與仁慈領導的展現上沒有差異存 在。有關德行領導的研究結果則和西方研究結果一致 （Ambrose & Schminke, 1999）與推論假設一致，是屬 於性別中立的領導行為；整體而言，德行領導是華人 組織成員對於主其位者，所應展現領導者角色的行為 期待，意即，身為領導者所「應該」展現的行為，這 樣的角色期待是兩性所共有的，是華人對領導者道德
圖一：
各性別配對之威權領導隨時間變化的傾向 威權領導 3.06 3.03 3.03 2.81 2.99 3.31 3.64 3.54 3.51 3.35 2.98 2.90 3.78 3.25 3.15 2.93 3.80 3.40 3.00 2.60 共事時間 男主管—男部屬 男主管—女部屬 女主管—男部屬 女主管—女部屬 六個月以上 六個月至一年 一年至二年 二年以上與操守的期待，不會因為領導者的性別而有所差異。 其次，就華人社會而言，不同性別領導者對不同 性別的部屬可能產生不同的期待，因此，部屬的性別 可能扮演重要的情境因素，故本研究進一步探討部屬 性別在其中所扮演的角色。研究結果顯示，主管所展 現的威權領導行為以及仁慈領導行為，確實會因為主 管與部屬的性別配對而有差異，即使控制主管其他重 要的背景變項後，各性別配對間主管所展現的領導行 為仍舊存有顯著差異。威權領導的部分，由主管與部 屬的性別配對與威權領導行為的交互作用圖可以發 現，雖然整體而言，男性以及女性主管在威權領導行 為的展現上沒有顯著差異存在，但不論男性抑或女性 主管，面對男性部屬時，皆會展現較高程度的威權領 導行為。其背後心理意涵值得玩味，由鄭伯壎（2005） 對女性主管的質性訪談資料可以進一步深入瞭解： 我覺得對女生可能要小心一點，因為女生比較脆 弱。女生 handle（處理）得不好會哭，男生不會。而 且哭成習慣以後你就知道有多累，有時候心裡覺得蠻 不忍的，所以就安慰一下。人家都哭了你還想怎樣？ 因為我自己以前也哭過。男生當然不會，而且當過兵 的、那種皮厚的，你不對他激烈一點，他都沒有感 覺，所以對男生的話，你可以直話直說；對女生你就 要稍微拐一點彎，不管是你對或你錯。（p.168） 由此可知，主管確實會因為部屬的性別而給予不 同的對待，相較於女性部屬，主管對男性部屬會較為 嚴厲，也更強調其威嚴的絕對性。而比較四種主管與 部屬性別配對間差異可以發現，相較於其他配對，女 性主管會對男性部屬展現最多的威權領導行為，再度 驗證性別所隱含的權力概念（Ragins, 1991），由於華 人社會「男尊女卑」的概念根深蒂固，在性別角色擴 散效應的作用下，女性主管在華人組織中的權力仍舊 不如男性同僚；而面對男性部屬時，由於其性別權力 與職位權力的不對等，相較於面對女性部屬，女性主 管必須倚賴更多的威權領導行為來鞏固自我權威的不 可挑戰性，以彰顯彼此之間權力距離；相反地，男性 主管面對女性部屬時，其性別所隱含的權力概念，便 可增強女性部屬的服從性。是故，四個性別配對中， 男性主管對女性部屬所展現的威權領導行為最少。 仁慈領導的部分，由主管與部屬的性別配對與仁 慈領導行為的交互作用圖可以發現，整體而言，女性 主管對待部屬較為一視同仁，不會因為部屬是男是女 而給予不同的照顧與關懷行為，反觀男性主管對部屬 所展現的仁慈領導行為，存在著明顯的同性相吸的傾 向，意即，男性主管會對與自己同性的部屬會展現較 多個別照顧與關懷行為。由社會角色理論中對兩性工 作與家庭的期望來看，一般而言，男性較被期望在工 作上有所成就，因此，男性主管對男性部屬的期望是 在工作上可以接班，並且有較長程的發展，所以他應 該對他比較嚴厲但是也比較照顧；相反地，男性主管 對女性的角色期望是以家庭為主，且傳統上女性較為 順從柔弱，故男性主管對其較不需要過於嚴厲。除此 之外，男性主管亦有可能由於自覺或不自覺的避諱， 而抑制對女性部屬表現怕會引起誤會的仁慈行為；女 性主管因為沒有這方面的忌諱，所以不會產生差異對 待的行為。 雖然心理學者研究現代華人家庭的子女教養時發 現，華人的父子關係傾向存在著明顯的情感距離，甚 至帶有緊張與敵對的成分存在（Ho, 1987），但由本研 究的結果可以發現，這樣的父子敵對關係在華人工作 場域或組織間是不存在的，男性主管面對男性部屬反 而會有更多的照顧行為，對其福祉做個別而全面的關 懷，噓寒問暖的同時，甚至會幫助解決生活上的難 題。而由過去的實徵研究結果發現（鄭伯壎、郭建 志、徐瑋伶、胡秀華， 2004），華人領導者對於情感 關係佳的部屬，會採恩威並濟的方式，除了展現領導 者的威嚴外，一方面又會給予其較多的私人照顧，整 體而言，和本研究結果一致。 至於德行領導的部份，本研究針對德行領導的結 果則和原先推論假設一致，即主管所展現的德行領導 行為不會受主管性別或是部屬性別的影響，整體而言 呈 現 性 別 中 立 的 傾 向 ， 和 西 方 研 究 多 數 結 果 相 同 （Ambrose & Schminke, 1999; Jones & Kavanagh, 1996; Stanga & Turpen, 1991），顯示德行領導是一種對領導 者道德與操守的期待，不因性別而有所不同。對華人 組織的部屬而言，其對男女主管均期待要展現合於規 範與美德的行為，以做為部屬的表率，亦不會利用職 位搞特權或公報私仇，應源自華人儒家文化所型塑的 克己修身觀之展現（徐瑋玲、黃敏萍、鄭伯壎、樊景 立， 2004）。 在共事時間的調節效果方面，過去研究發現，共 事時間在主管與部屬的上下關係中扮演非常重要的調 節角色（Sparrowe & Liden, 1997），也就是說，在關 係建立的不同時期，主管會因為不同的角色期待而展 現不同領導行為。而西方研究結果顯示（Vecchio & Bullis, 2001; Jackson, Stone, & Alvarez, 1993; Harrison et al., 1998），組織成員間會因為互動、觀察機會的增 加，而降低對表層背景變項的依賴性，故隨著共事時 間的增加，性別對領導行為的影響力會逐漸降低；但 本研究卻得到相反的結果，主管因為性別而產生領導 行為的差異，有隨著與部屬的共事時間增加而增大的
現象。這可能是因為過去西方研究在探討此議題時， 多以實驗室設計為主，而忽略組織情境中，組織結構 對領導者角色清楚的界定。 管理者在扮演其角色時，除了受到其本身性別角 色的行為期待外，亦同時受到職級中對於該身處職位 所定義之角色行為的束縛。我們以為：當主管開始與 部屬互動時，由於對雙方的不熟識，在沒有背景知識 可供參考的情況下，遵循組織界定的角色行為是最安 全的作法，因此，主管會傾向展現出該組織情境對其 領導者角色的期待行為，意即，階級中對於該身處職 位所定義的角色行為，導致男性與女性擔任相同領導 角色時，展現出相當類似的行為（Kanter, 1977）。可 是隨著主管與部屬間相處時間漸漸增加，而會產生一 定程度的默契，且不需要再依靠組織角色作為線索， 而會展現較多自我風格的領導行為，因此，可能會展 現較多性別角色期待之領導行為；同樣地，主管基於 部屬性別而產生不同的領導行為也因而增加。換言 之，隨著共事時間的增加，主管會降低領導者角色的 期待行為，進而增加性別角色的期待行為。也就是 說，華人組織情境中主管與部屬性別配對間，主管展 現的領導行為差異程度會更加明顯。故整體而言，華 人組織中的上下互動，是領導角色優先於性別角色， 領導者會先符合領導者形象後，才會展現性別角色的 特定行為。 雖然各性別配對之間威權領導行為差距會有隨 著時間而增加的現象，但仁慈領導的差異則不會因 為共事時間而產生變化；由圖一可以看出，各性別 配對間主管所展現的威權領導的差異幅度，隨著共 事時間而會有增加的趨勢，尤其是女主管面對男部 屬 時 ， 威 權 領 導 隨 著 共 事 時 間 增 加 的 幅 度 更 為 明 顯。顯示主管與部屬間的相對性別配對，意即同性 或異性，並非只代表生物意義的性別差異，亦包含 其性別角色所隱含的相對權力概念；故當相對權力 與其職位不對等時，領導者可能就必須展現更多的 威權領導行為，來強調其間權力距離的絕對性，與 不容挑戰性，而由於華人思想中「男尊女卑」的概 念根深蒂固，相較於女性部屬，領導者在面對男性 部屬時多會展現較多的威權領導行為，以彰顯自己 權威的絕對性。也就是說，當女性主管在面對男性 部屬時，由於男性部屬較不容易接受一位女性的管 理者，女性主管的領導權威更容易被挑戰，其領導 能力亦會較容易遭受質疑。因此，在維持權力距離 的必要性下，女性主管必須展現更多的威權領導， 以加強對部屬的控制，使其順從無違。於是，威權 領導會隨著共事時間的增長而有增加的趨勢。 研究限制與未來研究方向 本研究在收取樣本時，是採取實地研究、方便取 樣的方式，導致「男主管—男部屬」的對偶配對佔總 樣本的比例較大，「女主管—男部屬」的對偶配對比 例較小；而本研究的另一研究興趣為主管與部屬的共 事時間，將主管與部屬的性別配對與共事時間做交叉 比對後，可以發現研究樣本確實稍微有分配不均的現 象（見表三）。然而，本研究對各項調節效果仍舊得 到不錯的驗證結果，且不可否認地，目前職場中「男 主管—男部屬」的對偶配對仍佔大多數，「女主管— 男部屬」的對偶配對仍是少數，本研究的樣本分配實 際上是符合職場真實的生態，故對研究推論確實有一 定的解釋力以及外在效度。但考量統計分析方法的需 求，適度的性別配對分配平均仍屬必要，未來研究在 假設推論以及樣本蒐集時都應考慮性別的影響力，以 及所可能造成行為上和認知上的差異，注意樣本中主 管性別以及主管性別比例的均等，而可採用一位主管 搭配一位男性部屬以及一位女性部屬的方式蒐集資 料，這除了可平衡性別配對的比例外，對領導行為或 是領導效能的驗證會有更大的效力。 另外，本研究僅是橫斷性研究，故只能自同一時 間點蒐集共事時間不同的主管與部屬配對加以分析， 其性別差異的結果，是來自不同共事時間的主管與部 屬對偶配對間比較，而非同一主管與部屬對偶配對不 同共事時間點間比較，所得到的資訊仍舊有限。雖然 在共事時間的調節效果方面，不論是對於領導效能或 是與家長式領導行為互涉效果的部分，皆得到不錯的 驗證結果，但仍舊無法避免樣本存活率的問題，意 即，部分部屬可能基於某些特殊的原因（個人因素、 外在因素等）而離職他就，甚或轉換跑道，而共事時 間較長的主管與部屬配對可能基於某些特殊的原因 （個人因素、外在因素等）而持續共事狀態，故單純 在同一時間點比較共事時間不同的配對，容易忽略其 他因素可能造成的影響。因此，其背後心理機制仍有 待未來研究以貫時性方式再深入瞭解。 最後，本研究所蒐集的資料皆屬於個人層次，所 推論的結果也能套用在主管與部屬間的對偶層次概 念，但不見得能夠完全代表團隊效能，因此，蒐集團 隊效能的資料並加以分析，將是後續研究的重點之 一。而近代使用紋理分析（fine-grained analyses）的 相關研究指出，各背景變項統計上的相對少數並非代 表相同的意義，且同一背景變項統計上的相對少數所 代表的意義也會不同（Mueller, Finley, Iverson, & Price, 1999）；是故，團隊性別組成甚至是組織性別 組成對男性以及女性主管所造成的影響也是急待探究
的議題之一。換言之，研究者一方面可以從個人層次 來探討性別對團隊領導、團隊歷程及團隊成員的影響 效果，也可以團隊層次著手，比較總和（aggregate） 與對偶（dyadic）研究取徑的不同效果，以同時瞭解 團隊層次與個人層次的作用。此外，過去多數研究取 樣對象仍是以男性主導的華人組織為主，而少用女性 主義的企業。因此，未來研究可以像 Farh 、 Tsui 、 Xin及 Cheng,（1998）的研究一般，樣本取自女性主 導的企業情境，並以男性與女性主管為對象，進一步 探討個人層次、團隊層次抑或組織層次的性別組成對 其領導行為以及領導效能的影響。 整體而言，家長式領導的研究對華人組織的重要 性是無庸置疑的，然而，有關家長式領導行為的性別 研究卻極為缺乏，本研究只是一個開端，許多性別議 題仍舊需要未來更多研究來繼續探討。例如：以質性 訪談的方式，以本研究結果為基礎，進一步深入瞭解 主管與部屬雙方的心理歷程如何隨著共事時間的長短 產生差異。且隨著女性主管人數的增加，相對影響主 管—部屬的性別配對的生態，故未來研究有必要從新 探討不同的組織情境因素（例如：組織文化、組織性 別組成等等），或是主管其他個人因素（例如：年 齡、個人傳統性、現在性等等）的影響力，並重新建 構女性主管在組織中所扮演之領導者角色的內涵。
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