领导权力何时转化为地位？德性管理行为的调节作用

卫旭华

(兰州大学 管理学院，甘肃 兰州 730000)

一、引 言

吴长江是雷士照明有限公司的创始人，曾集公司董事长和总裁等大权于一身。然而，他屡次无视公司制度，随意越过董事会做决策，并将公司资产用于个人用途。这些违反公司制度和规则的管理行为导致他在公司中逐渐不得人心，其在公司中的地位也屡遭撼动，曾多次被驱逐出自己一手创办的企业。吴长江的大权独揽并没有换来其他人的尊重和敬佩，反而引发了雷士照明内部等级结构的多次波动和调整。

对于现代组织而言，权力和地位等级是组织等级的两种重要表现形式[1-3]。早期的组织管理研究者将权力和地位混为一谈，但近期越来越多的研究发现权力和地位是具有不同内涵和作用机理的独立构念[4-5]。领导权力通常是正式的组织等级，是指领导对组织内部资源不对称控制的程度[6-8]。领导控制的组织资源越多，他所拥有的权力就越大。与权力等级不同，地位是非正式的组织等级，通常来自他人的尊重、敬佩和自愿服从[9-11]。因此，领导地位是由其他人赋予的。如果领导赢得不了其他人的尊重和敬佩，他也就不能获得地位。

尽管权力和地位都能够反映领导在组织中的相对排序，且权力与地位之间具有一定的关联度[12-13]，但高权者并不一定拥有高地位[4, 14-15]。以往研究发现，如果高权者不具备高地位，他们更可能与他人发生冲突[4]，对其他人进行贬损[4, 15]，从而给组织和部门带来非常负面的影响。这意味着，关注领导权力和地位的转化关系有着重要的理论和现实意义。然而，不幸的是，当前研究多是关注领导权力和地位影响机制的差异[5, 14]，却忽视了领导权力与地位转化关系的边界条件。

基于以上考虑，本研究借鉴了品行德性理论的基本假定，通过实地调查研究来关注领导权力与地位之间的转化关系，并探索其中潜在的调节变量。

二、理论基础与研究假设

(一) 领导地位的来源

品行德性理论(Moral Virtue Theory)是解释个人地位获取过程的重要理论[16]。在品行德性理论之前，研究者普遍认为支配力(Dominance)和胜任力(Competence)是个人地位的重要来源[17-19]。然而，品行德性理论则认为以往研究忽视了德性行为(Virtuous Acts)在个人地位获取方面所扮演的重要角色[16]。因此，品行德性理论将德性行为作为个人地位获取的第三类重要来源，并认为德性行为能够在支配力和胜任力基础上对地位产生新的解释力。

根据品行德性理论，支配力是一种可以让其他人被动服从的强制力，这种强制力会让其他人感到害怕[13]，从而赢得其他人的尊重[16, 20]。因此，拥有较高支配力的人往往是通过特定的手段(如高高在上的职位)来夺取地位[17]。与支配力不同，胜任力是一个人表现出来的专业知识和任务技能，这些知识和技能有助于他们为集体任务目标做出重要贡献，进而赢得其他人的自愿服从和尊重[21- 22]。因此，高胜任力者的地位是被他人自愿授予的，而并非夺取地位[17]。德性行为通常是指一个人所表现出来的道德上值得他人称赞的行为[16]。这些行为往往是通过牺牲自己的利益来实现集体目标。德性高的人能够起到道德模范的作用，因此能够获得其他人发自内心的赞美、尊重和敬佩[16]。品行德性理论不仅明确了地位获取的三条重要路径，同时该理论也指出支配力、胜任力和德性行为对地位的影响并不是孤立的，德性行为可能与其他两类地位来源发生交互作用，从而使地位产生过程变得较为复杂[16]。

品行德性理论提出时间不久，实证检验该理论的研究并不多见。本研究认为，品行德性理论能够为不同权力领导的地位获取过程提供一定的借鉴。在组织中，权力通常代表的是领导的支配力，能够迫使其他人被动服从，从而获取地位[17]。然而，领导的高权力并不必然带来高地位。如果高权力者采取违反德性原则的管理行为，他们的支配力所产生的地位是不稳固的。因此，本研究预期领导权力与领导的德性管理行为能够对领导地位产生交互影响[16]。

(二) 领导权力与地位

由于高权者掌握着组织的稀缺资源，这会提升其他人对高权者的依赖程度，并提升高权者的支配力[23]。根据品行德性理论，高权者可能会用手中的支配力来损害低权者的利益，这会导致低权者对这种潜在的伤害感到担忧与害怕，从而不得不尊重和服从高权者，即赋予他们地位[16]。一方面，高权者拥有支配组织稀缺资源的能力，尊重高权领导有助于改善上下级关系[24]，并帮助低权者获取更多的社会资本。因此，低权者有动机认可和服从高权者的这种支配力，以交换潜在的利益。另一方面，权力会促使高权者表现出更多具有侵略性的行为。比如，权力会导致领导们在开会和谈话过程中大声讲话，占据更多的主动权和谈话时间，将他们的观点强加给低权者，并贬低其他人的观点、设想和贡献[4, 15, 25]。高权领导这些宣誓自我价值的行为会使他们拥有更高的言语支配力[25]，树立他们自己的权威形象，并提升其他人对他们的尊重和敬佩程度。综上，领导权力能够促进领导地位的形成，故提出如下假设：

假设1：领导权力与领导地位正相关。

(三) 领导德性管理行为与地位

德性管理行为通常是基于德性原则和社会规范而做出的正确行为[16]。在组织中，领导是权力的拥有者和资源的分配者，这些优势往往会导致领导自我膨胀，进一步导致领导违反道德规范和辱虐下属的现象[1, 7]。近期关于领导权力心理效应的研究也支撑了这一观点，即领导权力具有一定的腐蚀效应[2]，这会转化为下属对领导德性层面的评价。此外，由于领导是资源的分配者，在资源分配过程中，公平分配是下属最为关心的结果，是下属对领导德性评价的重要方面[16]。受中国关系文化的影响，领导分配资源的时候往往还会参与各种关系实践活动，即领导往往会向那些与自己关系亲密的下属分配更多的资源，这显然会引起其他下属的不满，并产生对领导的消极评价[26, 27]。因此，在中国组织中，道德管理行为、辱虐管理行为、公平管理行为和关系实践行为是领导日常工作中经常表现出来的与德性原则有关的管理行为。根据品行德行理论，这些德性管理行为可以分为两类：一类与积极的管理行为有关[28]，比如公平管理行为、道德管理行为，这些管理行为都符合德性行为的基本原则[29]，属于德性行为的范畴[16]；另一类与消极的管理行为有关[30]，比如辱虐管理行为、关系实践行为，这些管理行为都在一定程度上违反了德性原则[27, 31]，属于非德性行为的范畴[16]。

在中国，德性行为具有悠久的历史文化传统。中国传统儒家思想非常注重一个人的品行德性，强调德性是修身齐家治国平天下之根本。根据品行德性理论，尽管展现德性行为的人不能控制资源也不能展示能力，但有德性行为的人往往能够为了集体利益而牺牲自我，这会导致人们由衷的敬佩和赞美[16]。这与儒家所倡导的“以德服人者，中心悦而诚服也”的含义非常接近。当领导展示出公平管理、道德管理等德性管理行为时，领导是为下属着想，并没有为自己谋私利[29]。这种利他主义的表现往往会赢得下属的赞美、尊重和敬佩，进而使得下属愿意授予领导以地位[16]。

然而，当领导展示出辱虐管理、关系实践等非德性管理行为时，领导首先考虑的是自己的利益，而不是下属的感受。比如，当领导采取辱虐管理行为时，往往会对下属进行带有敌意的人身攻击，这会极大损害下属的身心[31]；而当领导采取关系实践行为时，领导往往不是依贡献分配资源，而是将超额资源分配给那些与自己关系较好的下属，这显然损害了其他下属的利益[26, 32]。因此，这些非德性管理行为会增加下属对领导的反感，降低下属对领导尊重和敬佩的程度，进而导致领导地位的下降[16]。因此，提出如下假设：

假设2a：领导德性管理行为(公平管理行为、道德管理行为)与领导地位正相关。

假设2b：领导非德性管理行为(辱虐管理行为、关系实践行为)与领导地位负相关。

(四) 领导德性管理行为的调节作用

从文化视角来看，中国是高权力距离和高集体主义国家的典型代表。一方面，在日常工作和生活中，人们注重对权威的服从[8, 33]。因此，对于那些拥有高权力的领导而言，人们更可能根据权力距离的文化规范而服从领导[33]，并由此赋予领导地位。这意味着领导权力可能会在德性管理行为之上对地位产生更大的影响。然而，另一方面，Torelli等(2014)[18]的研究认为集体主义国家中的德性行为在地位获取方面扮演更为重要的角色，这与中国传统儒家哲学所提的“德者事业之基”之基本主张相一致。这意味着，在中国社会中，德性管理行为对地位的促进作用可能比权力更强。虽然两个视角均具有一定的合理之处，但品行德性理论认为二者在领导地位获取方面的作用是平等的，且二者对领导地位的影响并不是孤立地，他们之间可能会产生一定的交互作用[16]。

正如《孟子》记载的“以力服人者，非心服也，力不赡也”，由权力强制产生的地位往往是不稳固的[12]。在很多时候，领导德性管理行为是领导权力转化为地位的前提[16]。不论是低权领导还是高权领导，一旦他们表现出较低的德性管理行为时，即做出不道德的决策、参与不公平的分配、辱虐管理和关系实践时，他们就已经损害了下属的利益。此时，下属对自身利益侵害的担忧已经成为徒劳，他们与领导已经形成不了交换关系，其对领导的尊重程度和被动服从动力也就有所下降[16]。因此，在低德性管理行为的情形中，低权领导与高权领导的地位水平并无明显差异。

然而，当领导表现出较多的德性管理行为时，德性管理行为将有助于权力转化为领导地位。以往诸多研究表明，权力能够产生腐蚀效应，进而导致高权领导参与各种不道德行为[2, 6]。因此，人们会预期高权者可能参与更多的非德性管理行为。然而，如果高权领导能够保持较高的德性水准，即做出更加公平和道德的管理行为，并较少参与辱虐管理和关系实践行为，这将大大超出下属的预期。根据品行德性理论，这种超预期的表现会引发下属向高权领导展示出更多的尊重、敬佩和自愿服从[16]。因此，在高德性管理行为的情形中，领导权力越高，下属对领导超预期感知的可能性越高，权力转化为领导地位的可能性就越大。

基于以上分析，我们可以看到，德性管理行为(公平管理行为、道德管理行为)会加强领导权力与地位的关系，而非德性管理行为(辱虐管理行为、关系实践行为)会削弱领导权力与地位的关系，故提出如下假设：

假设3a：领导的公平管理行为会正向调节领导权力与地位的关系，即领导的公平管理程度越高，权力与地位的正相关程度越强。

假设3b：领导的道德管理行为会正向调节领导权力与地位的关系，即领导的道德管理程度越高，权力与地位的正相关程度越强。

假设3c：领导的辱虐管理行为会负向调节领导权力与地位的关系，即领导的辱虐管理程度越高，权力与地位的正相关程度越弱。

假设3d：领导的关系实践行为会负向调节领导权力与地位的关系，即领导的关系实践程度越高，权力与地位的正相关程度越弱。

本文的研究模型如图1所示。

图1 研究模型

三、研究方法

(一) 研究样本

在地位等级研究中，领导地位是领导在他人心目中的形象，故多是通过下属他评的方式进行评价。本研究遵循这种研究范式，通过下属对领导的两期他评数据来验证相关研究假设。研究样本来自西部某省份89家企业的268名员工。这些员工参加时间跨度为三个月的管理培训，因此可以在不同时间点集中收集数据。为了避免共同方法变异，本研究的自变量与因变量分别在第一次培训和最后一次培训进行收集。首次调查收集了被调查者的人口统计信息及其自变量领导权力等数据；第二次调查收集了因变量领导地位、调节变量公平管理行为、道德管理行为、辱虐管理行为以及关系实践行为等数据。为了提升这些员工的参与度，研究者进行了物质激励，即完成第一次调查问卷可以获得三元酬劳，完成第二次调查可以获得五元报酬。通过两次数据匹配后，用于最终分析的样本为224份，样本有效率为83.582%。其中，男性员工占比为47.768%，样本平均年龄为32.759岁(标准差为6.016)，平均受教育年限为16.250年(标准差为1.470)。

(二) 变量测量

本研究的所有变量的测量均取自成熟量表，并由两名英语系老师采用翻译-回译的方式将所有英文量表翻译成中文量表。

1.自变量测量。本研究的自变量为领导权力。领导权力通常是指领导对管辖范围内有价值资源的不对称控制[6]。本研究通过如下题项来评价领导权力[25]：“领导在部门内很有权力”和“领导在部门很有影响力”(1=完全不同意；7=完全同意)。该构念的α信度系数为0.703。

2.因变量测量。本研究的因变量为领导地位。领导地位通常是指下属对领导尊重和敬佩的程度[20]。本研究通过如下题项来评价领导地位[15, 21]：“目前而言，我对领导非常尊重”和“目前而言，我对领导非常敬佩”(1=完全不同意；7=完全同意)。该构念的α信度系数为0.912。

3.调节变量测量。本研究的调节变量为领导德性管理行为，包括公平管理和道德管理等德性管理行为以及辱虐管理和关系实践行为等非德性管理行为[16]。

(1)公平管理行为。公平管理行为主要是反映领导对待下属的公平性和无偏性，通过Tyler等[34]的三个题项来进行衡量，代表性题项为：“领导对待所有员工都一视同仁”。该量表的α信度系数为0.942。

(2)道德管理行为。道德管理行为是指领导是否依道德规范来行事，通过两个题项来进行评价[35]，代表性题项为：“领导的做事方式在道德上是可以接受的”(1=完全不同意；7=完全同意)。该量表的α信度系数为0.918。

(3)辱虐管理行为。辱虐管理行为是指下属对领导敌意行为的感知，通过Mitchell等[36]的五题项量表进行评价，代表性题项为：“领导经常说我的想法和感受很愚蠢”(1=完全不同意；7=完全同意)。该量表的α信度系数为0.944。

(4)关系实践行为。关系实践行为主要是反映领导依据私人关系来分配组织资源的行为，通过Chen等[26]的五题项量表来测量，代表性题项为：“奖金和工资往往是根据与领导的关系来决定的”(1=完全不同意；7=完全同意)。该量表的α信度系数为0.923。

4.控制变量。以往关于先赋地位的研究表明，诸如性别、年龄等人口统计特征可能会形成一定的社会偏见，进而影响领导地位[11]。因此，本研究将领导的性别、年龄和学历作为控制变量。其中，性别为虚拟变量(0表示女，1表示男)，年龄为连续型变量，学历为分类变量(1～5分别代表高中及以下、大专、本科、硕士研究生和博士研究生)。

(三) 构念效度与共同方法变异

1.构念效度。验证性因子分析结果显示(见表1)，数据对包含权力、地位、公平管理行为、道德管理行为、辱虐管理行为和关系实践行为的六因子模型拟合良好(χ2=279.452、df=137、RMSEA=0.068、CFI=0.963、NNFI=0.954)。这六个构念在相应题项上的载荷均高于0.700，其平均方差萃取量AVE值均高于0.500，且组合信度CR也均高于0.700，说明本研究的构念具有良好的聚合效度[37]。此外，本研究还通过多重组合验证性因子分析的方法来检验构念之间的区分效度。从表1可以看到，只有六因子模型的各项拟合指标达到推荐值，合并变量后的模型拟合程度均有不同程度的下降，且合并后的模型△χ2均显著，说明这些构念具有良好的区分效度。

表1 验证性因子分析与区分效度检验

注：***表示p<0.001。

a六因子分别为公平管理行为、道德管理行为、辱虐管理行为、关系实践行为、权力、地位；b五因子分别为公平管理行为、道德管理行为、辱虐管理行为、关系实践行为、权力+地位；c五因子分别为公平管理行为、道德管理行为+辱虐管理行为、关系实践行为、权力、地位；d五因子分别为公平管理行为+道德管理行为、辱虐管理行为、关系实践行为、权力、地位；e五因子分别为公平管理行为、道德管理行为、辱虐管理行为+关系实践行为、权力、地位；f四因子分别为公平管理行为、道德管理行为+辱虐管理行为、关系实践行为、权力+地位；g四因子分别为公平管理行为+道德管理行为、辱虐管理行为+关系实践行为、权力、地位；h三因子分别为公平管理行为+关系实践行为、道德管理行为+辱虐管理行为、权力+地位；i三因子分别为公平管理行为+道德管理行为、辱虐管理行为+关系实践行为、权力+地位；j两因子分别为公平管理行为+道德管理行为+辱虐管理行为+关系实践行为、权力+地位；k单因子为公平管理行为+道德管理行为+辱虐管理行为+关系实践行为+权力+地位。

2.共同方法变异。虽然本研究通过一些程序上的控制来降低共同方法变异，但所有数据均通过调查的方式进行收集，仍不可避免存在共同方法变异问题。因此，本研究通过未测量潜方法构念法(Unmeasured Latent Method Construct，ULMC)来评价共同方法变异问题的严重程度[38]。结果显示，数据对ULMC模型的拟合程度(χ2=195.827、df=118、RMSEA=0.054、CFI=0.980、NNFI=0.971)略优于六因子模型(见表1)。然而，潜在共同方法因子对数据方差的解释量仅为28.633%，远低于研究者设定的50%的上限[37]。因此，本研究并不存在严重的共同方法变异问题。

四、研究结果

表2向我们展示了本研究构念的描述性统计结果和相关分析结果。从表2中可以看到，控制变量年龄与地位正相关(r=0.134，p<0.05)；权力与地位正相关(r=0.341，p<0.001)；公平管理行为(r=0.752，p<0.001)和道德管理行为(r=0.532，p<0.001)均与领导地位正相关；辱虐管理行为(r=-0.501，p<0.001)和关系实践行为(r=-0.382，p<0.001)均与领导地位负相关。这些结果与我们的假设1和2基本保持一致。由于相关矩阵仅仅能够提供两两变量之间的关系，因此，本研究还进行了多元回归分析，来进一步检验权力与德性行为的主效应及二者之间的交互作用。

表2 描述性统计与相关矩阵

注：*表示p<0.05；**表示p<0.01；***表示p<0.001；对角线上的值为α信度系数。

表3列出了多元回归分析结果，其中，模型1是仅包含控制变量、自变量和调节变量的模型，模型2～5是包含了一个调节变量及其与权力交互项的模型，模型6是包含了所有变量及相关交互项的模型。从模型1可以看到，在控制了所有的控制变量、自变量和调节变量之后，领导权力与领导地位的关系仍然显著为正(β=0.165，p<0.001)，且公平管理行为(β=0.611，p<0.001)和道德管理行为(β=0.159，p<0.05)等德性管理行为对领导地位的正向影响依然成立，但辱虐管理行为(β=-0.047，p=0.499)和关系实践行为(β=-0.003，p=0.949)等非德性管理行为对领导地位的影响并不显著。这在一定程度上说明，在高权力距离文化下，本研究所考察的非德性管理行为并不能在权力之上对领导地位产生额外的解释力。因此，假设1和假设2a得到验证，假设2b没有得到验证。

表3 多元回归分析结果

注：*表示p<0.05；**表示p<0.01；***表示p<0.001。

从模型2和模型4可以看到，公平管理行为以及辱虐管理行为调节了领导权力与地位之间关系。具体而言，模型2中公平管理行为正向调节了领导权力与地位之间的关系(β=0.135，p<0.01)，即领导的公平管理行为越多，领导权力转化为领导地位的可能性就越大；模型4中辱虐管理行为负向调节了领导权力与地位之间的关系(β=-0.097，p<0.05)，即领导的辱虐管理行为越多，领导权力转化为领导地位的可能性就越小。在控制了所有变量及相关交互项之后(模型6)，上述关系依然成立，因此假设3a和3c得到验证。然而，从模型3和模型5可以看到，模型3中的道德管理行为(β=0.056，p=0.193)和模型5中的关系实践行为(β=-0.032，p=0.466)并不能调节领导权力与地位之间的关系。在控制了所有变量及相关交互项之后(模型6)，道德管理行为和关系实践行为的调节作用依然不成立，因此，假设3b和3d没有得到验证。

图2 公平管理对领导权力与地位关系的调节作用

图2和图3向我们直观地展示了公平管理行为以及辱虐管理行为的调节作用。从图2可以看到，当领导采取较多具有德性成分的公平管理行为时，领导权力与地位显著正相关(β=0.449，p<0.001)；然而，当领导采取较少的公平管理行为时，领导权力与地位的关系不复存在(β=0.060，p=0.562)。从图3可以看到，当领导采取较多违反德性原则的辱虐管理行为时，领导权力与地位并无显著关联性(β=0.106，p=0.308)；然而，当领导采取较少的辱虐管理行为时，领导权力与地位之间存在显著的正相关关系(β=0.408，p<0.001)。

图3 辱虐管理对领导权力与地位关系的调节作用

五、讨 论

权力和地位是组织等级的两种重要表现形式，近期受到了管理学者和心理学家的广泛关注[1-2, 9, 20, 39]。当前组织等级研究者主要关注权力和地位的区分度[5, 14]，却忽视了二者之间潜在的转化关系，也忽视了权力转化为地位的边界条件。本研究通过实证数据检验了领导权力与地位的潜在关系，并验证了领导德性管理行为的调节作用。这些结果对组织等级研究和领导地位研究具有重要的理论启示。

(一) 理论启示

首先，本研究验证了品行德性理论框架的合理性，即领导权力和领导的德性管理行为都是领导地位的重要来源。从权力视角来看，领导权力能够产生支配力，这种支配力会让下属产生恐惧心理，进而对领导产生尊重和服从。从德性行为视角来看，德性管理行为会让下属对领导产生由衷的赞美，进而转化为对领导的尊重、敬佩和自愿服从。然而，令我们感到意外的是，在多元回归的主效应模型中，领导的公平管理和道德管理等德性管理行为对地位具有显著的促进作用，而辱虐管理和关系实践等非德性管理行为对地位的抑制作用并不显著。可能的原因是，领导权力具有腐蚀作用[2, 6]，往往会导致高权领导参与一些违反德性原则的行为(比如辱虐管理行为和关系实践行为)。加之中国较高的权力距离文化，导致下属对高权领导的这些非德性行为具有较高的容忍度[16]，进而使他们与领导地位的直接关系不显著。

其次，本研究找到了领导权力转化为领导地位的边界条件。以往研究关于权力和地位的关联度存在一定的争议。一些研究者发现权力和地位高度相关[12]，甚至可以把二者不加区分的使用；另外一些研究者则认为权力与地位适度相关[19]，二者之间具有明晰的界限；还有一些研究者认为权力与地位可以出现不匹配的情形，比如，高权力低地位情形往往会给领导带来诸多麻烦[5, 14]。这些研究结果暗含了权力和地位关系链中存在潜在的调节变量。本研究通过实证数据发现领导权力与领导地位并不必然发生联系，二者的正向关系取决于领导德性管理行为的多少。只有当领导采取较多德性管理行为(如公平管理行为)或者较少非德性管理行为(如辱虐管理行为)时，领导权力才能够顺利地转化为地位。然而，当领导采取较多辱虐管理行为或者较少的公平管理行为时，领导权力与地位的关系将不复存在。这一结论有助于揭示以往权力地位关系研究不一致的原因，也说明研究者不能将权力和地位不加区分地使用。

最后，本研究并没有发现道德管理行为对权力与地位正向关系的加强作用。其可能的原因是，与基于社会规范的道德管理行为相比，中国组织员工更关注基于组织规范且与自身资源分配利益相关的公平管理行为，从而导致道德管理行为不能在公平管理之上对权力与地位的正向关系产生额外的调节作用。此外，本研究并没有发现关系实践行为对权力与地位正向关系的削弱作用，这可能跟中国的关系文化有关。在中国，关系实践在组织内部普遍存在[27, 33]，中国员工对于此类现象拥有较高的接纳度，进而削弱了他在权力与地位关系链中所发挥的调节作用。

(二) 管理启示

本研究对于企业管理者具有一定的实践启示。地位对于领导而言是至关重要的，高地位者往往拥有更高的幸福感、更加健康的身体和更高的自尊水平[20]。企业中的领导应当意识到除了自身的职位权力之外，领导自身的行为也会影响其地位的高低，且领导的权力并不必然产生地位。领导若想在企业内部获得更高的地位，必须注意自己的言行举止，表现出更多的德性管理行为，这样才有助于领导地位的获取。一方面，领导积极参与公平管理或者避免采取辱虐管理行为，能够树立良好的领导形象，赢得其他下属的尊重和敬佩，致使他人授予自己地位；另一方面，企业领导者也需要认识到，德性管理行为能够促进权力向地位的转化，而非德性管理行为则会削弱权力与地位的转化关系。

(三) 局限与展望

本研究不可避免地存在一些局限。首先，本研究所有变量都是通过下属他评的方式来收集的，可能会存在共同方法变异问题。虽然我们通过程序控制和统计检验发现本研究相关构念的共同方法变异问题并不严重，但未来研究可以通过不同来源的数据(比如一些数据由领导自评，而另外一些数据由下属他评)来进一步验证本研究结论的稳健性。其次，本研究的研究对象为领导群体，并非一般组织员工，尚不知本研究结论是否也适用于普通员工群体。这也有待未来研究做进一步的探索。最后，本研究没有探索领导权力向领导地位转化的中间机制，即关注权力与地位关系链中潜在的中介变量。未来研究可以尝试以此为突破口，从而更好地理解不同组织等级之间动态转化的黑箱。

六、结 论

权力是领导地位的重要来源之一，但高权力并不必然带来高地位。不幸的是，领导权力何时转化为地位，学界并未给出明晰的答案。为了弥补这一不足，在借鉴品行德性理论的基础上，本研究尝试找到领导权力与地位关系的边界条件。基于224名下属对领导的两期他评数据，研究发现，领导权力与地位具有正相关关系，且二者的关系受到了领导自身德性管理行为的调节。当领导采取具有德性成分的公平管理行为时，领导权力能够转化为地位，但当领导表现出较多的不公平管理行为时，领导权力与地位之间的正向关系消失。此外，当领导避免采取违反德性原则的辱虐管理行为时，领导权力与地位之间具有显著的正相关关系，但当领导频繁表现出辱虐管理行为时，领导的高权力并不能转化为高地位。研究结果有助于领导者通过改善自己的德性管理行为来获取更高的组织地位。