2012 TOPCO 崇越論文大賞

論文題目

威權到順從內在運作機轉之探討

報名編號： F0065

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摘 要

本研究以家長式領導三元模式為基礎，探討劇場理論對威權領導和順從反應

之影響。但劇場理論未能完全解釋這之間的關係，故以自我決定理論觀點來解釋

這之間可能的運轉機制。

本研究以問卷調查法，針對台灣中小企業為對象，採一個主管對二位部屬的

配對方式進行資料蒐集。結果證實了工作動機內化的程度之調節效果以及印象整

飭策略對威權領導及順從反應的中介效果。研究結果提供了威權領導如何影響部

屬的順從反應可能的解釋、因應和建議。

關鍵字：威權領導、印象整飭策略、順從反應、工作動機內化的程度

壹、緒論

一、研究背景

2011年5月7日新加坡結束國會議員選舉，反對黨席次增加，創新加坡自1965

年以來最高，此次選舉結果對執政黨而言無疑是個警訊。觀乎新加坡2010年表現，

經濟成長極快，第一季成長亦超出預期，國內失業率降至約3%，政府還宣佈了退

稅和現金補助（楊少強，2011）。執政黨在大選前看似擁有許多優勢，但為何還造

成這樣的選舉結果呢？專家們認為主因是領導者之領導方式與民意脫節（星洲日

報，2011年5月10日；星洲日報，2011年5月13日；星洲日報，2011年5月17日）。

在前述新加坡之案例中，該國當前總理李顯龍先生之領導風格，深受新加坡

前任總理，亦是該國精神領袖李光耀先生所影響，而李光耀先生之領導方式，即

為家長式領導(paternalistic leadership)中之威權領導（鄭伯壎、樊景立、周麗芳，2006

）。就短期而言，領導者採取威權領導，可為組織帶來最大的效益，因為威權領導

者會要求部屬展現高績效的嚴峻行為，但隨著社會的變遷、個人主義抬頭，領導

者若是採取絕對的威權領導，將不利於上司與下屬的雙向互動與溝通，進而影響

部屬的績效表現。所以，就長期來說，領導者應該採取恩威並濟，以提升部屬的

工作態度與工作效能（鄭伯壎，1997），才能使組織效能達到最大的效果。而領導

者與部屬的角色是互補的，若部屬不願扮演領導者所期望之角色時，領導行為將

無法有效發揮。某些學者認為威權領導會戕害部屬效能（吳宗祐、徐瑋伶、鄭伯

壎，2002；趙安安、高尚仁，2005），然而這種華人的特殊領導風格，現今卻仍普

遍存在於華人企業組織當中，因此，本研究欲探討主管的威權領導風格對部屬行

為的影響。

二、研究動機與目的

樊景立、鄭伯壎（2000）在家長式領導三元模式提出威權、仁慈、德行三種

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領導方式，並將部屬的順從視為主要的部屬反應之一。Westwood and Chan (1992)

認為領導模式需建立在命令與部屬順從，以及和諧的需求之基礎上，也就是說，

當部屬順從主管的指示時，將有助於組織內部的運作，達成組織目標。吳宗祐、

周麗芳與鄭伯壎（2008）研究指出，部屬的順從與否，直接影響工作任務能否有

效達成。假使部屬不願意順從主管的指示或命令，不僅讓工作任務無法順利完成，

亦讓領導者的領導效能大打折扣。由此可知，部屬的順從反應，有助於工作目標

的達成，也是一項重要的領導效能指標（許境頤、簡心潔，2012）。

過去威權領導的後果變項，大多著重於領導者之領導方式對部屬的工作態度

及行為的影響，如部屬對主管的順從反應(Cheng, Chou, Wu, Huang, and Farh, 2004;

牛君白，2006; 黃培軒，2011; 鄭伯壎、周麗芳、黃敏萍、樊景立、彭泗清，2003)

、部屬與主管的上下關係品質（包括忠誠與信任）（鄭伯壎、謝佩鴛、周麗芳，2002a

）、部屬的工作滿意與組織承諾（吳宗祐，2008a；趙安安、高尚仁，2005；鄭伯

壎、黃敏萍、周麗芳，2002）、部屬的組織公民行為(Cheng, Huang, and Chou, 2002)

等等的研究，然而解釋威權領導到部屬反應間可能的中介歷程之研究則是付之闕

如(Cheng et al., 2004; 鄭伯壎等人，2003; 吳宗祐等人，2002)。

在職場中，個體通常會藉由語言或非語言的各種行為來展現自己，以操縱或

引導主管，使其對自己形成某種印象。Wayne and Ferris (1990)將印象整飭策略分

為工作焦點、主管焦點，及自己焦點三種，實徵研究亦顯示個體會透過這些印象

整飭策略的運用，以改善人際關係，提升自己的績效考核(Bolino , Verla, Bande, and

Turnley, 2006; Chen and Fang, 2008; Ferris, Judge, Rowland, and Fitzgibbons, 1994;

Grant and Mayer, 2009; Wayne and Ferris, 1990; Wayne and Liden, 1995; Zivnuska,

Kacmar, Witt, Carlson, and Bratton, 2004)、與提升由主管評量的情感性承諾(Shore,

Bommer, and Shore, 2008)。因此，本研究認為，在職場中，正如Westwood and Chan

(1992)所言，領導效能決定於命令的建立與部屬的順從，在上司的命令傳達到其所

知覺到的部屬順從間，部屬的印象整飭策略則可能擔任了中介的角色，這些印象

整飭策略決定了主管對下屬的觀感。

而哪些因素決定了個體所要採取的策略呢？自我決定理論(Self-Determination

Theory, SDT)認為，個體的動機內化的程度為主要的關鍵因子(Ryan and Deci, 2000)

。自我決定理論將個人的動機內化的程度以連續帶(continuum)的觀點解釋，工作

動機內化的程度愈低時，表示個體根本無心去做被要求做的事情，甚至會有職場

偏差的行為產生；而當個體的工作動機內化的程度越高時，則越會表現出有利於

組織的行為，如組織投入、組織承諾及組織公民行為(Tremblay, Blanchard, Taylor,

Pelletier, and Villeneuve, 2009)，Gagne´ and Deci (2005)認為工作動機內化的程度高

的人在工作績效、組織信任與承諾及工作滿足有正相關。是故，本研究認為，部

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屬採取印象整飭策略的行為時會受其工作動機內化的程度的影響，當工作動機內

化的程度愈強時，表示個人越享受這份工作所帶來的樂趣與挑戰，因而工作為焦

點的印象整飭策略越可能產生；當工作動機內化的程度愈弱時，個體僅是將工作

視為謀生的工具，因此較會做表面工夫，而表現出以主管為焦點的印象整飭策略。

貳、文獻探討

一、威權領導與順從反應之關係

樊景立、鄭伯壎（2000）所提出的家長式領導三元模式裡指出，順從為威權

領導下部屬所展現的行為反應，此對應關係，是建立在「領導者和下屬對各自角

色的認同」（態度的順從），以及「下屬對領導者的追隨」（行為的順從）兩個假設

上。若此對應關係不存在，則將無法彰顯主管的管理效能，甚至可能引發雙方的

衝突。

此外，在高權利距離的華人社會中，強調上位者（領導者）與下位者（部屬）

間的角色規範與權利義務不對等，因此，當上位者被認為具有高度資源配置權時，

如強制權、獎賞權，皆足以提高部屬的順從反應（楊國樞，1995；樊景立、鄭伯

壎，2000），故當上位者威權取向愈高時，下位者愈易表現出心生敬畏的反應。

在過去威權領導與部屬順從反應的相關研究中，鄭伯壎等人（2003）以中國

大陸企業組識為主要研究對象，證實威權領導有促使與引發部屬對領導者犧牲、

順從的效果。黃培軒（2011）探討家長式領導與不同部屬的順從類型時發現，威

權領導對部屬的行為順從有顯著的正向關係。牛君白（2006）以情境故事法的方

式探討部屬順從反應在威權領導與部屬意願的中介關係，研究結果發現威權領導

與部屬順從反應間無顯著相關。Cheng et al. (2004)以台灣企業為研究對象發現，德

行領導對於部屬的敬畏順從行為的預測效果最佳，威權領導次之，而且在控制西

方轉型領導之後，三種家長式領導對於部屬的順從反應均有解釋效果。

由上述研究可知，威權領導與部屬的順從反應間的關係似乎並不完全如家長

式領導三元模式之假設，其可能原因有二：（1）部屬填答問卷時，為維持自己的

形象（印象整飭），因而作答時未真實作答；（2）部屬未察覺自己真實的感受，而

以理想中的自我來作答。此外，Molm (1991)、鄭伯壎、姜定宇（2000）皆認為在

部屬與主管雙方權力有明顯落差的情境中，彼此的認知會有所落差，在姜定宇

（2009）實徵研究證實主管知覺部屬效忠與部屬效忠主管之間，在內涵上有著不

同的強調。因此，本研究探討的順從反應為主管所知覺的部屬順從反應，根據上

述之討論，本研究做出以下推測：

H1：威權領導對主管知覺的部屬順從反應具有顯著的正相關。

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本研究認為從主管的威權領導行為到他所知覺到的部屬順從反應間，部屬的

表現應具有中介的效果，又 Rosenfeldt, Giacalonem, and Riordan (1995)指出個體的

印象整飭策略決定了他人對自己的觀感，因此，本研究以部屬的印象整飭策略為

代表，作為探討威權領導和順從反應間之中介效果。

二、印象整飭策略在威權領導和順從反應間之關係

印象整飭一詞最早由 Goffman (1959)所提出，他以劇場理論將人生比喻為一齣

戲，並指出大多數人在前台(front stage)面對他人時，會不自覺地裝飾自己，美化自

己，來維持和表現自身形象與角色，期望在別人心目中塑造出某種特定的形象。

因此，他認為印象整飭是個人在人際互動中，透過語言或非語言的訊息，企圖操

縱或引導他人對自己形成某種良好的印象或有利歸因的過程，其目的是在創造良

好的人際關係或產生某種影響力。Rioux and Penner (2001)認為，印象整飭是指個

人意圖維持在他人心中正面的形象，並同時避免產生負面的形象。因此印象整飭

是一種行為策略，是個人用來保護其自我形象(self-images)以及影響重要的他人

(significant others)對其知覺的方式(Wayne and Linden , 1995)。

實際上，組織中的任何員工只要在工作中涉及人際互動，皆有可能需要進行

印象整飭策略(Goffman, 1959)。Wayne and Ferris (1990)依整飭的對象，將印象整飭

策略分為工作焦點 (Job-focused)、主管焦點 (Supervisor-focused)或自己焦點

(Self-focused)的印象整飭策略，個體藉由這些印象整飭策略的運用，以操縱或引導

他人對自己形成某種特定的印象(Bolino et al., 2006; Wayne and Ferris, 1990; Wayne

and Liden, 1995)。

如同心理學的行為學派對人類行為的觀點，當個人受到某種外在刺激時，會

導致某項行為發生，而這樣的行為，主要是受到該行為的某種「結果」所影響而

產生的。在職場中，主管的威權領導行為與他所知覺到的部屬的順從反應間，部

屬的表現應具有中介的效果，因為當部屬知覺到主管的領導風格時，為了保住工

作或好的績效評估、升遷結果時，他可能會力求表現以獲得主管的認同，也就是

說，部屬為了影響主管對自我的評價，會透過向上影響的策略以改變主管對自己

的觀感(Bolino et al.,2006; Chen and Fang, 2007; Ferris et al., 1994; Grant and Mayer,

2009; Wayne and Ferris, 1990; Wayne and Kacmar, 1991;Wayne and Liden, 1995;

Zivnuska et al., 2004)。

由劇場理論亦可知，印象整飭策略直接涉及個人外顯行為的控制與表達，其

結果較易被主管觀察到，因此當部屬知覺主管擁有較大的權力時，為了有更好的

績效評估、升遷結果時，主管的威權領導會促使部屬投注更多心力進行印象整飭

策略，讓部屬在主管面前看起來認真工作且有模範員工的模樣（吳宗祐，2008b）。

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因此，當部屬展現工作焦點的策略時，其目的是想使自己在別人眼中看起來

有能力，在某些研究也被認為是種自我推銷的表現(Turnley and Bolino, 2001; Bolino

et al., 2006)，面試的時候也較容易得到面試官的青睞(Tedeschi and Melburg, 1984)，

Chen and Fang (2007)認為工作焦點的印象整飭與主管評量的工作績效有正相關。

因此可推論，工作焦點的印象整飭策略可能對部屬的順從反應具有正向效果，因

為採威權領導的主管會教導部屬如何成功達成工作目標之教誨行為，以及要求部

屬展現高績效之嚴峻行為，所以會使得部屬可能願意順從主管的領導，而獲致高

的績效。因此，本研究推論，當部屬表現出工作焦點的印象整飭策略時，將會正

向影響主管知覺的部屬順從反應。

主管焦點的印象整飭策略其目的是為了得到主管的偏愛，研究發現，部屬使

用這樣的策略對於自身的績效評估、人際關係及組織公民行為有正向的關係

(Bolino et al., 2006; Chen and Fang, 2007; Ferris et al., 1994; Wayne and Ferris, 1990;

Wayne and Liden, 1995)。Shore et al. (2008)指出當部屬展現主管焦點的印象整飭時，

與主管評量的情感性承諾有正相關。所以，當部屬做有利於主管的事情、或者為

他們說好話時，可能會讓主管覺得自己不錯、給予好處，並認為自己是順從於主

管的，因此，本研究推論，當部屬表現出以主管為焦點的策略時，將會正向影響

主管知覺的部屬順從反應。

自己焦點的印象整飭策略之目的是為了使自己看起來比其他人更勤奮、好相

處、合作的(cooperative)及富有生產力(productive)(Wayne and Liden, 1995)。而Bolino

et al. (2006)指出，員工展現此種策略行為類似於例證的行為，通常是為了讓主管覺

得自己是模範員工，因此做出超越自己工作範圍的事情，讓主管認為自己犧牲奉

獻在某些事情上。Zivnuska et al. (2004)發現自己焦點的印象整飭與主管評量的工作

績效有正相關。由此可知當主管將部屬的自己焦點行為視為是真心誠意的，讓主

管相信自己是勤奮的並具有生產力的員工，績效評估的提升會是一個可能的結果，

因此，本研究推論，當部屬表現出以自己為焦點的策略時，將會正向影響主管知

覺的部屬順從反應。據此，本研究做出以下的假設：

H2：部屬的印象整飭策略會中介部屬知覺的威權領導與主管知覺的順從反應之關

係。

H2a：部屬工作焦點的印象整飭策略會中介部屬知覺的威權領導與主管知覺的順從

反應之關係。

H2b：部屬主管焦點的印象整飭策略會中介部屬知覺的威權領導與主管知覺的順從

反應之關係。

H2c：部屬自己焦點的印象整飭策略會中介部屬知覺的威權領導與主管知覺的順從

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反應之關係。

哪些因素決定了個體所採取的印象整飭策略呢？本研究認為，個體工作動機

的內化程度扮演了重要角色，當工作動機內化程度愈強時，表示個人越享受這份

工作所帶來的樂趣與挑戰，因而工作為焦點的印象整飭策略越可能產生；當工作

動機內化程度愈弱時，個體僅是將工作視為謀生的工具，因此較會做表面工夫，

而表現出以主管為焦點、自己焦點的印象整飭策略。因此本研究引用Deci and Ryan

(1985)的自我決定理論解釋個體選擇印象整飭策略時的心理歷程。

三、工作動機內化的程度之調節角色

Deci and Ryan (1985)的自我決定理論指出，每個人都會決定其自我的行為，他

們認為個人行為背後的動機和需求，將影響其學習、表現、個人經驗以及健康，

而這些需求與動機又會因外在的社會價值觀或是情境所促進或阻礙，使得個體會

逐步地調節自己的行為，將這些外在社會因素與個人的價值觀及自我動機整合和

內化。因此，個體會因為工作動機內化的程度不同，使其面對主管的威權領導行

為時，調節他所展現出的行為，進而影響主管對其工作行為表現的知覺。

對工作動機內化的程度愈高的部屬而言，表示已認同工作對自己是重要、有

價值且值得去做，也就是說，個人已認同此行為的價值，並願意接受此行為所需

擔負的責任感(Deci and Ryan, 2008)。Gagne ́and Deci (2005)認為工作動機內化的程

度高的人在工作績效、組織信任與承諾及工作滿足有正相關。Richer, Blanchard, and

Vallerand (2002)發現對於工作動機內化的程度高的人而言，較不容易產生情緒耗竭

的情況，而且與工作滿足呈正向關係，Tremblay et al. (2009)研究發現工作動機內

化的程度愈高的部屬，愈會表現出有利於組織的行為，如組織投入、組織承諾及

組織公民行為。

因此當威權領導者對部屬提供工作指導、要求部屬展現高績效時，降低部屬

對工作任務所產生的不確定性與不安全感，使個人能夠確實掌握工作進度及結果，

進而享有在工作上的自主性(Deci, Connell, and Ryan, 1989)，對於工作動機內化的

程度較深的部屬，因認同此份工作的價值與任務目標，而將此依歸整合至自己的

核心理念中，進而引發其對工作有更高的自我要求與敬業態度，並主動地執行並

完成任務（周婉茹、周麗芳、鄭伯壎、任金剛，2010）。因此，工作動機內化的

程度愈深的部屬應可調節威權領導與工作焦點間之關係，使其以較正向的態度看

待主管威權領導。

相反地，對工作動機內化的程度愈低部屬而言，其受到自尊、外在酬賞及如

何避免懲罰之控制的影響，使得個體感覺此活動是受控制的，因此其表現較不是

出自於內心真誠的感受，而只是一種表面工夫(Deci and Ryan, 1985; Ryan and Deci,

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2000)。研究亦顯示工作動機內化的程度愈低的人，容易有情緒耗竭、職場偏差的

行為產生(Richer et al., 2002; Tremblay et al., 2009)。因此即使威權領導者對其揭示

清楚的工作流程、提供工作上的指導，降低其對工作任務所產生的不確定感，然

而，工作動機內化的程度較弱者由於容易將自我焦點放在如何避免因違反主管要

求而被懲處，因此，擁有較低的自我決定行為，此時其在主管面前的行為表現只

是一種表面工夫(Deci and Ryan, 1985; Ryan and Deci, 2000) 藉由奉承主管或例證

的方式作為知覺主管威權領導時的反應行為可能性愈高。因此，不同程度的動機

會使部屬自我決定採用不同印象整飭的策略。整理上述的推論，本研究做出以下

相關的假設：

H3：部屬的工作動機內化的程度對威權領導與印象整飭策略之間具有調節作用。

H3a：部屬的工作動機內化的程度愈高，威權領導與工作焦點的印象整飭策略關係

愈強。

H3b：部屬的工作動機內化的程度愈低，威權領導與主管焦點的印象整飭策略關係

愈強。

H3c：部屬的工作動機內化的程度愈低，威權領導與自己焦點的印象整飭策略關係

愈強。

參、研究方法

一、測量

(一)威權領導

採用採用自鄭伯壎、周麗芳與樊景立（2000）之威權領導量表。此份問

卷共計 9 題，其 Cronbach’s α值為 0.83。由部屬以六點量表的形式來評估

主管威權領導行為的表現。題目如：「我的主管要求我完全服從他/她的領導」、

「在我們面前，我的主管會表現出威嚴的樣子」、「我的主管要求我們的表現

一定要超過其他單位」等，分數愈高則表示部屬知覺到威權領導程度愈高。

(二)印象整飭策略

根據 Bolino et al. (2006)修改自 Wayne and Ferris (1990)的印象整飭策略之

問卷。分別為工作焦點（8 題）、主管焦點（5 題）及自我焦點（4 題）的印象

整飭策略。此份問卷共計 17 題，其 Cronbach’s α值分別為 0.78、0.82、0.76。

由主管以七點量表的形式來評估部屬使用印象整飭策略的技巧。題目如：「他

/她會讚美我的衣著和外表」、「他/她表現得像個”模範”員工，如：午餐的時

間不會過長」、「他/她會盡量早到公司讓我對他/她有好的印象」等，分數愈高

則表示部屬對主管展現印象整飭策略的技巧程度愈高。

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(三)順從反應

依據 Cheng et al. (2004)所整理出的部屬反應量表。此份問卷共計 5 題，

其 Cronbach’s α值為 0.77。由主管以六點量表的形式來評估部屬的順從反

應。題目如：「他/她會確實遵循我的工作理念與做事方法」、「他/她會確實遵

循我的工作理念與做事方法」、「有新作法要推行時，他/她願意配合我的要求」

等，分數愈高則表示部屬對主管展現順從反應的程度愈高。

(四)工作動機內化的程度

根據 Tremblay et al. (2009)之工作動機量表，共計 15 題，其 Cronbach’s α

值為 0.90。由部屬以七點量表的形式來評估部屬工作動機內化的程度。題目

如：「選擇此工作，是因它可讓我過著我想過的生活方式」、「選擇此工作是為

了它所提供的薪資」、「當我成功的完成某些困難的任務時，我會獲得滿足」

等，計分方式則採用 Vallerand (1997)的加權公式：（3×內在動機）+（2×整合

調節）+（1×認同調節）+（-1×投入調節）+（-2×外部調節），將動機以一個連

續的向度呈現，代表工作動機內化的程度。

(五)控制變項

與主管的共事時間的長短、與主管的性別相同與否，都可能對部屬知覺

威權領導與主管所知覺到的印象整飭和順從反應產生預測效果。

與主管的共事時間的長短方面，與主管的共事時間愈長時，因對主管的

行事風格已較為熟悉，所以部屬對主管或工作的態度也會有所影響。Mitchell

and Ambrose (2007)證實了部屬與主管共事時間確實會影響部屬的反應。林姿

葶與鄭伯壎（2007）也發現女主管對男部屬展現的威權領導行為會隨著共事

時間的增長而增加；男性主管則是不論面對男性或女性部屬，其所展現的威

權領導行為皆會隨著共事時間的增長而逐漸減弱。

與主管的性別相同與否方面，林姿葶與鄭伯壎（2007）指出主管與部屬

的性別配對差異，會影響主管所表現的威權領導方式，不論男性或女性主管，

面對男性部屬時，皆會展現出較多的威權領導，例如領導者長期對部屬展現

貶抑行為，所以部屬在知覺主管威權領導時，可能會因個體與主管的性別與

否而有不同。故本研究在驗證假說時將這兩項背景變項加以控制。

(六)共同方法變異之前的事先預防和事後檢定

由於過去威權領導與部屬的順從反應間的關係是以單一問卷向某一群樣

本取得資料，使其結果並不完全如家長式領導三元模式之假設，本研究認為，

過去的方法可能發生共同方法變異(Common Method Variance, CMV)的問題，

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因為部屬是否有順從反應要視主管本身的主觀感受而定，因此，本研究依彭

台光、高月慈、林鉦棽（2006）指出有二種事前處理方式將共同方法變異的

影響降到最低：（1）隔離式資料蒐集法：本研究以來源隔離法將問卷區分成

員工與主管不同的蒐集來源，由員工填答自變項和調節變項之問卷，主管填

答中介變項和依變項之問卷，回收之後依研究主題加以配對成一份完整的問

卷。（2）問卷設計法：匿名方式、使用六等、七等等不同衡量尺度進行測量。

另外，在共同方法變異事後檢定方面，依彭台光等人（2006）指出事後

處理方式：對未衡量潛在方法偏誤因素的控制，採用哈門氏單因子測試法分

析來檢驗。經探索性因素分析，以未旋轉的第一個主成份的因素解釋量並未

出現集中化，則判定同一資料來源並未嚴重扭曲研究結果，本研究的單一因

素所能解釋最大的變異量為 32.04%，由此觀之，共同方法變異在本研究中並

未造成嚴重的問題。

二、研究對象、抽樣方法及施測流程

威權領導為廣泛存在於華人企業中的一種獨特的領導行為，根據《2011 年中

小企業白皮書》統計 2010 年台灣中小企業總數已高達 1,247,998 家，占台灣企業

總數的 97.68%。2010 年中小企業就業人數達 8,191,000 人，占全國就業人數比重

為 78.06%，這些數據顯示中小企業在台灣扮演著舉足輕重的地位，故本研究採便

利抽樣，以個人現有資源在台灣中小企業工作者為發放對象樣本。

由於本研究探討主管威權領導與部屬的印象整飭策略和順從反應之間的關係，

為了避免資料僅來自部屬所造成的共同方法變異，在研究設計上採取問卷調查法，

將問卷分成主管填答與部屬填答兩份問卷，以一個主管對二位部屬的配對方式進

行資料蒐集，如此也可避免共同方法變異。第一份以自變項和調節變項為問卷內

容進行施測（即主管威權領導、工作動機內化的程度），由部屬填答；第二份以中

介變項和依變項做問卷施測內容（即部屬的印象整飭策略和順從反應），並且交由

主管來填答。

本研究蒐集中小企業主管與部屬之配對問卷，共發放 462 組問卷，回收 421

組，扣除未回覆份數或剔除填答不完全者，有效問卷為 358 組，有效回收率為 77.49

％。本研究對象在部屬中男性為 173 位（48.30％），女性為 185 位（51.70％），在

主管中男性為 229 位（64.00％），女性為 129 位（36.00％）；部屬年齡平均為 33.07

歲；自己和主管性別相同者有 236 位（佔 65.90%），平均工作年資為 6.54 年，與

主管的共事時間平均為 3.22年。在平均數方面分別為威權領導 3.50、順從反應 4.52、

工作焦點 4.02、主管焦點 4.00、自己焦點 5.35、工作動機內化的程度 44.95（加權

平均值）。

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肆、資料分析及結果

ㄧ、模式內部適配度

本研究各變項適配度 GFI 值、AGFI 值均達 0.80、NFI 值、CFI 值除了印象整

飭小於 0.90（接近 0.90），其餘變項均大於 0.90，MacCallum and Hong (1997)指出

AGFI 大於 0.90 的要求過於嚴苛，建議可放寬至 0.80，故本模式適配屬於可接受範

圍故尚可接受，RMSEA 值皆小於等於 0.08，顯示模式適配良好。對於區別效度的

檢定，本研究以 Hatcher (1994)的做法，藉由驗證性因素分析對所有變項進行成對

構念或構面間的區別性。其作法為建立一個未受限模式，將其變異數設為 1，但共

變數未限制，與建立一個受限模式，將共變數與變異數均限制為 1。如果這兩個模

式的卡方差異值達顯著，即表示這二個構念間具有區別效度（李茂能，2009）。本

研究變項區別效度檢視如表 1，可得知本研究變項具有足夠的區別效度。

表 1 各潛在變數之區別效度檢定

成對變數

未受限模式 受限模式

自由度 χ2 自由度 χ2 Δ χ2

威權領導 順從反應 64 217.67 65 358.87 141.20

工作焦點 89 336.31 90 415.269 78.96

主管焦點 64 309.04 65 448.16 139.12

自己焦點 43 178.06 44 314.33 136.27

工作動機內化的程度 188 670.25 189 785.20 114.95

順從反應 工作焦點 53 196.39 54 323.06 126.67

主管焦點 34 115.00 35 206.64 91.64

自己焦點 19 19.61 20 80.04 60.44

工作動機內化的程度 134 475.65 135 612.61 136.96

工作焦點 自己焦點 34 151.20 35 248.128 96.93

主管焦點 53 221.22 54 277.41 56.19

工作動機內化的程度 169 546.68 170 679.16 132.47

主管焦點 自己焦點 19 86.97 20 139.22 52.25

工作動機內化的程度 134 524.95 135 696.07 171.12

自己焦點 工作動機內化的程度 103 412.73 104 502.96 90.23

註：配對自由度均為 1，且 p=0.00，所有的值均達顯著水準。

在收斂效度方面，威權領導、順從反應及工作動機內化的程度等量表，皆為

一個因素，每題的標準化因素負荷量皆高於0.50以上，印象整飭策略為三個因素，

累積解釋量為55.64％，每題的標準化因素負荷量皆達顯著水準，且各變項組合信

度都高於0.70（0.79至0.91），滿足收斂效度的條件。

二、整體模式適配度

在模式適配的檢驗，本研究以理論模式進行分析，分別為虛無模式、單一因

子模式、多因子模式與理論模式。模式的實證結果，整體模式適配考慮到所有的

11

題項，以致 χ2 和 p 值未達標準。在虛無模式方面 GFI 值、AGFI 值和 RMSEA 分

別為 0.37、0.34 和 0.14；單一因子模式 GFI 值、AGFI 值和 RMSEA 分別為 0.50、

0.44 和 0.12；多因子模式方面 GFI、AGFI 和 RMSEA 分別為 0.70、0.66 和 0.08。

在理論模式裡GFI、AGFI和RMSEA分別為 0.85、0.82和 0.05，MacCallum and Hong

(1997)指出 AGFI 大於 0.90 的要求過於嚴苛，建議可放寬至 0.80，故本模式適配屬

於可接受範圍故尚可接受，因此本研究採理論模式為最佳模式。

三、研究變項之間的關係

(一)相關分析

在進行假設驗證前，本研究先透過各變項間的相關情形看變項之間的關

係是否與先前所作的推論相符，相關分析結果如表 2 所示。由表 2 可得知，

與主管性別相同與否和威權領導呈正相關(r=0.11, p＜0.05)；與主管共事時間

和順從反應呈負相關(r=-0.19, p＜0.001)；威權領導與順從反應、工作焦點呈正

相關(r=0.17, p＜0.01; r=0.19, p＜0.001)，表示當主管威權領導的程度愈高時，

部屬的順從反應愈高，且主管愈容易知覺部屬的工作焦點的行為；順從反應

和工作焦點、主管焦點、自己焦點及工作動機內化的程度呈正相關(r=0.23, p

＜0.001; r=0.23, p＜0.001; r=0.47, p＜0.001; r=0.18, p＜0.01)，表示當部屬展現

工作焦點、主管焦點、自己焦點的策略的程度愈高時，愈會讓主管認為此部

屬是順從自己。

表 2 相關分析

變項 1 2 3 4 5 6 7 8

控制變項

1.與主管性別相同與否 ─

2.與主管共事時間 -0.03 ─

自變項

3.威權領導 0.11* 0.04 (0.83)

依變項

4.順從反應 0.10 -0.19*** 0.17** (0.77)

中介變項

印象整飭：

5.工作焦點 0.00 0.10 0.19*** 0.23*** (0.78)

6.主管焦點 -0.03 0.10 -0.10 0.23*** 0.34*** (0.82)

7.自己焦點 0.06 -0.06 -0.01 0.47*** 0.15** 0.35*** (0.76)

調節變項

8.工作動機內化的程度 0.08 -0.06 0.07 0.18** -0.03 -0.05 0.11* (0.90)

註：1.括弧內為內部一致性係數(Cronbach's α )。

2.*p<0.05，**p<0.01，**p<0.001。

12

(二)中介效果

驗證中介效果前，自變項對依變項和自變項對中介變項預測效果要成立。

其結果如表 3，威權領導對順從反應的預測效果顯著(β＝0.17, p＜0.01)，且威

權領導對工作焦點的預測效果也成立(β＝0.19, p＜0.001)，對主管焦點、自己

焦點的預測效果則不成立(β＝-0.10, p＞0.05; β＝-0.02, p＞0.05)。

中介效果的驗證方面，透過階層回歸，發現自變項對依變項雖仍顯著，

但迴歸係數下降(β＝0.16, p＜0.01)，顯示此模式為部份中介，本研究亦使用

Sobel test 驗證中介效果(Sobel, 1982)，當 Z 值大於 1.96 時，表中介效果顯著

(Preacher and Hayes, 2004)，結果為工作焦點(Z=2.62, p<0.01)、主管焦點(Z=1.72,

p>0.05)、自己焦點(Z=0.22, p>0.05)，顯示工作焦點確實在威權領導與順從反

應間扮演中介角色，故 H2a 成立，H2b 和 H2c 不成立。

表 3 中介效果驗證

變項名稱 模式一 模式二 模式三 模式四

順從反應 順從反應 工作焦點 主管焦點 自己焦點 順從反應

控制變項

與主管性別相同與否 0.09 0.07 -0.02 -0.02 0.06 0.05

與主管共事時間 -0.19*** -0.19*** 0.10 0.10 -0.06 -0.19***

自變項

威權領導 0.17** 0.19*** -0.10 -0.02 0.16**

中介變項

印象整飭：

工作焦點 0.14**

主管焦點 0.07

自己焦點 0.41***

調整後 R2 0.04 0.06 0.04 0.01 0.00 0.29

F 值 8.20*** 9.13*** 5.49** 2.40 0.91 25.64***

註：1.模式一至四數據係數為 β 係數。

2.*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

3. M1 至 M4 之迴歸模式而言，M1 代表在階層迴歸分析中，置入控制變項，以預測順從反應。M2 代表在階

層迴歸分析中，先置入控制變項，再置入威權領導，以預測順從反應。M3 代表在階層迴歸分析中，先置入

控制變項，再置入威權領導，以預測工作焦點、主管焦點、自己焦點。M4 代表在階層迴歸分析中，先置入

控制變項，再置入威權領導、印象整飭策略（工作焦點、主管焦點、自己焦點），以預測順從反應。

(三)調節效果

調節效果的驗證，本研究採取 Baron and Kenny (1986)的做法：透過階層

迴歸分析，逐次加入控制變項、自變項、調節變項以及交互作用項（自變項×

調節變項），對依變項進行驗證。為了避免自變項與交互作用項產生多元共線

性的問題，參考 Aiken and West (1991)作法，將數值予以標準化後再相乘積，

以求得交互作用項。

由表4知，在工作焦點M1階層迴歸分析中，工作焦點對與主管共事時間、

13

與主管性別相同與否之控制變數的 B 值皆未顯著。在主管焦點 M1 階層迴歸

分析中，主管焦點對與主管共事時間、與主管性別相同與否之控制變數的 B

值皆未顯著。在自己焦點 M1 階層迴歸分析中，自己焦點對與主管共事時間、

與主管性別相同與否之控制變數的 B 值皆未顯著。在 M2 階層迴歸分析中，

威權領導對工作焦點的 B 值顯著(B=0.21, p＜0.001)，顯示部屬知覺主管威權

領導程度愈高時，主管知覺部屬採取工作焦點的印象整飭行為愈高。威權領

導對主管焦點的 B 值不顯著(B=-0.13, p＞0.05)。威權領導對自己焦點的 B 值

不顯著(B=-0.02, p＞0.05)，顯示部屬知覺主管威權領導程度愈高時，主管愈不

會知覺部屬採取主管焦點、自己焦點的印象整飭行為。

其次，在 M3 階層迴歸分析中，威權領導對工作焦點的 B 值顯著(B=0.21,

p＜0.001)和工作動機內化的程度對工作焦點的 B 值不顯著(B=0.00, p＞0.05)。

威權領導對主管焦點的 B 值不顯著(B=-0.13, p＞0.05)和工作動機內化的程度

對主管焦點的 B 值不顯著(B=0.00, p＞0.05)。威權領導對自己焦點的 B 值不顯

著(B=-0.03, p＞0.05)和工作動機內化的程度對自己焦點 B 值不顯著(B=0.01, p

＞0.05)。最後，在 M4 階層迴歸分析中，在排除了控制變項、威權領導與工

作動機內化的程度之影響後，主管之威權領導與工作動機內化的程度之交互

作用對於工作焦點之 B 值顯著(B=0.12, p＜0.05)，因此，H3a 得到支持（見圖

1）。主管之威權領導與工作動機內化的程度之交互作用對於主管焦點之 B 值

不顯著(B=0.05, p＞0.05)，因此，H3b 未得到支持。主管之威權領導與工作動

機內化的程度之交互作用對於自己焦點之B值不顯著(B=0.02, p＞0.05)，因此，

H3c 未得到支持。

表 4 階層迴歸分析：工作動機內化的程度之調節效果驗證

變項 工作焦點 主管焦點 自己焦點

M1 M2 M3 M4 M1 M2 M3 M4 M1 M2 M3 M4

控制變項

與主管性別相同與否 0.00 -0.05 -0.04 -0.03 -0.07 -0.05 -0.04 -0.04 0.13 0.13 0.12 0.12

與主管共事時間 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00

自變項/調節變項

威權領導 0.21*** 0.21*** 0.20** -0.13 -0.13 -0.13 -0.02 -0.03 -0.03

工作動機內化的程度 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 0.01

威權領導×

工作動機內化的程度 0.12* 0.05 0.02

調整後 R2 0.01 0.04 0.04 0.05 0.00 0.01 0.01 0.01 0.00 0.00 0.01 0.01

F 值 1.89 5.49** 4.20** 4.97*** 1.79 2.40 1.91 1.70 1.32 0.91 1.48 1.27

註：1.數據為 B 係數。2.*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

3. M1 至 M4 之迴歸模式而言，M1 代表在階層迴歸分析中，置入控制變項。M2 代表在階層迴歸分析中，先置入控制變項，

再置入威權領導，以預測工作焦點、主管焦點、自己焦點。M3 代表在階層迴歸分析中，先置入控制變項，再置入威權領導，最

後置入工作動機內化的程度，以預測工作焦點、主管焦點、自己焦點。M4 代表在階層迴歸分析中，先置入控制變項，再置入威

權領導、工作動機內化的程度，最後置入威權領導×工作動機內化的程度，以預測工作焦點、主管焦點、自己焦點。

14

由圖 1 可知，工作動機內化的程度低的部屬，受到主管威權領導而對主管知

覺到部屬的工作焦點影響較弱，相對地，工作動機內化的程度高的部屬知覺威權

領導愈高時，愈容易使主管知覺到部屬展現出工作焦點的印象整飭策略。即表示，

在低威權領導時，工作動機內化的程度低的部屬主管知覺的工作焦點比工作動機

內化的程度高的部屬高；但在高威權領導時，工作動機內化的程度高的主管知覺

的工作焦點比工作動機內化的程度低的部屬高。

圖 1 工作動機內化的程度之調節效果

伍、結果與建議

一、研究結果

本研究證實工作動機內化程度之調節效果以及工作焦點的印象整飭對威權領

導和順從反應的中介效果。

家長式領導三元模式認為，威權領導與部屬的順從反應為一相對應行為，但

過去的相關研究並不完全如家長式領導三元模式之假設，促使本研究欲對此一議

題做深入的探討。本研究結果顯示：威權領導與順從反應間為正向關係，此結果

和家長式領導三元模式之假設相同並且與 Cheng et al. (2004)、黃培軒（2011）、鄭

伯壎等人（2003）的發現一致，與他們研究最大的不同處，在他們的研究中，並

未針對威權領導到順從反應間之內在運作機轉作進一步的探討。有鑑於過去研究

均請部屬填答領導與順從兩部分的問卷，一方面可能因共同方法變異，再者可能

因部屬自我行為覺察度及自我防衛機轉，造成不一致的結果，因此本研究請部屬

與主管分別填答領導與順從兩量表，得到與過去相同的結果，也就是說，當部屬

知覺主管是威權領導時，主管愈易知覺部屬有順從反應產生，也證實了部屬的順

從反應由主管填答是可行的。推測此結果可能原因為：華人組織中，存在著較高

3.30

3.40

3.50

3.60

3.70

3.80

3.90

4.00

4.10

4.20

4.30

4.40

低 高

威權領導

工作動機內

化的程度高

工作動機內

化的程度低

工

作

焦

點

15

的權力距離，並強調角色義務的重要性，因此在主管與部屬之權力有明顯落差的

情境中，部屬會因為華人文化對下位者的角色規範形成順從的義務感；再者，當

上位者（領導者）被認為具有高度資源配置權時，如強制權、獎賞權等，亦愈會

引發部屬的順從反應（楊國樞，1995；鄭伯壎等人，2006），因此，威權領導的

確對順從反應有正向的解釋力。

本研究證實，主管主觀判斷的部屬順從，會受到部屬的印象整飭策略所影響。

當部屬知覺主管的威權領導行為程度越高，主管覺得部屬較傾向於展現工作焦點

的印象整飭策略 (β=0.19, p＜0.001)（主管焦點與自己焦點分別為 β=-0.10, p＞0.05

與 β=-0.02, p＞0.05）；此外，當主管愈是感受到部屬展現工作焦點的行為時，愈認

為此部屬是順從自己的(β=0.14, p＜0.01) （主管焦點與自己焦點分別為 β=0.07, p

＞0.05與β=0.41, p＜0.001）。本研究推論可能原因：目前有關印象整飭策略的研究，

皆由部屬填答自己的印象整飭行為(Bolino et al., 2006; Chen and Fang, 2007; Ferris

et al., 1994; Grant and Mayer, 2009; Wayne and Ferris, 1990; Wayne and Kacmar, 1991;

Wayne and Liden, 1995; Zivnuska et al., 2004)，然而本研究中部屬的印象整飭由主管

評量，由於主管與部屬在認知上的差異會導致彼此所定義的印象整飭並不完全相

同，因此即使部屬認為自己已遵照主管指示辦事、恭維主管、犧牲個人利益等，

便是順從主管的表現，然而威權領導的主管更重視的是部屬是否能如期完成份內

工作，因此三種印象整飭策略唯工作焦點策略最能被主管感受到，誠如 Chen and

Fang (2007)之研究，在主管面前展現工作焦點策略時，會得到主管的讚賞之相同的

結果。本研究亦使用 Sobel test 驗證中介效果(Sobel, 1982)，結果顯示工作焦點

(Z=2.62, p＜0.01)確實在威權領導與順從反應之間扮演中介角色。整體而言，主管

知覺到的順從反應之所以能提升，部分是由於工作焦點策略後的形塑。

最後，由自我決定理論可知，當個體動機內化程度愈深時，表示個人愈認同

此行為的價值，並願意接受此行為所需擔負的責任感(Deci and Ryan, 2008)。Gagne ́

and Deci (2005)認為工作動機內化的程度高的人在工作績效、組織信任與承諾及工

作滿足有正相關，Tremblay et al. (2009)的實徵研究更指出工作動機內化的程度愈

高的人愈容易表現出組織投入、組織承諾及組織公民行為，反之則會有職場偏差

的行為，顯示出工作動機內化的程度不同的人將會展現出不同的行為。由驗證結

果可知，工作動機內化的程度在威權領導與工作焦點關係上的調節效果達到顯著

水準(B=0.12, p＜0.05)，工作動機內化的程度會強化部屬知覺的威權領導，與主管

知覺到的部屬工作焦點策略之關係，尤其是對工作動機內化的程度高的人，代表

他認同這份工作對自己的重要性為何，因而工作焦點是他最熟悉的反應，亦可能

是其察覺威權領導者十分強調工作表現的重要性，也就是說其知覺到領導者為績

效導向的人，促使其藉由工作焦點的行為，做為知覺威權領導後的行為反應。

16

二、研究貢獻

(一)理論意涵

就理論貢獻而言，本研究藉由中介及調節效果的檢驗，使樊景立與鄭伯

壎（2000）的家長式領導三元模式更加完整。本研究以劇場理論解釋從領導

到部屬對應行為間之運作歷程，驗證部屬的印象整飭策略，尤其是工作焦點

行為，在威權領導到順從反應之間的中介機制；本研究發現，部屬知覺主管

威權領導後，透過部屬的印象整飭行為，進而決定了主管所知覺到的順從反

應，其中以工作焦點策略最為明顯，其在這關係中具有部分中介的效果。因

此可說，威權領導與順從行為雖如家長式領導三元模式所言，具要相對應的

關係，但這關係的成立應仍受其他因素的決定。

再者，本研究以自我決定理論，探討在威權領導下，影響個體採取何種

印象整飭策略的可能因素。黃培軒（2011）試圖解釋動機狀態和順從類型的

關係，並在此關係下探討家長式領導與不同順從類型的關聯性為何？但其並

無探討部屬工作動機內化的程度對其所展現行為之影響。本研究驗證，在威

權領導的背景下，個體的工作動機內化程度會強化個體採取工作焦點策略的

可能性。當部屬面對主管的威權領導時，會採取不同的印象整飭策略使主管

對自己形成較佳的印象，其中工作動機內化程度會強化威權與工作焦點策略

的關係。此結果不僅證實印象整飭策略採用的內在運作機轉，也顯示自我決

定理論亦可運用在工作場域中以解釋工作者的行為。

(二)管理意涵

本研究結果對部屬、主管及組織各有不同的管理意涵。就部屬的角度而

言，使得印象整飭策略得當時，可強化部屬與主管威權領導的相對應反應，

讓彼此的關係更加緊密。由於威權領導者十分強調部屬的工作表現，因此即

便部屬以例證的方式、誇大自己的成就、甚至做超出本份以外的事情，期望

讓主管認為自己犧牲奉獻在某些事情上，以獲取主管的認同，影響主管知覺

到的順從反應，使其有較佳的績效評估結果，然而只有工作焦點的策略才能

真的引起主管的注目，因而部屬應慎選印象整飭的策略，方能博得主管對自

己的好感。

再者，從本研究結果顯示，在威權領導的背景下，部屬的印象整飭策略

是影響主管主觀判斷的順從反應之基礎，以及工作動機內化的程度將會強化

個體採取工作焦點的可能性，對組織而言此種行為能增進組織效能，因此，

如何維持或提升部屬工作動機內化的程度，並藉以增進其效能，是所有的組

織皆應重視之事（徐瑋伶，2003；周婉茹等人，2010）。由自我決定理論可知，

17

工作動機內化程度愈高的人，是因認同此行為對自己的價值，反之則否，因

此，組織必須重視個體行為背後的內在運作機轉，對已就職者強化每份工作

對組織的重要性，以提升部屬工作動機內化的程度，並為組織創造最大的效

益。徵選新進人員時，可設計一些問卷來測試應徵者的工作動機，以判斷其

工作動機內化的程度高低。

對主管而言，必須瞭解部屬工作動機內化的程度及印象整飭策略會影響

主管對順從反應的評估。情境領導模型指出領導者的行為如果能夠跟領導情

境配合，將會得到較好的領導效能，至於領導者應該表現出怎麼樣的領導行

為，取決於一個重要的情境因素：部屬的成熟度，即部屬執行工作任務的意

願與能力。領導者對於無能力又無意願執行任務者（工作動機內化的程度低），

必須給予明確且特定的指引，並且在必要時監控其工作進度；對於有能力又

有意願從事工作任務者（工作動機內化的程度高），領導者不但不需要給予詳

盡的任務指示，甚至激勵效果也比較小，所以，此時最合適的領導風格是充

分授權部屬，讓他有自主決策的空間(Hersay and Blanchard, 1993)，希望部屬

在正確的領導下，可以由低成熟度漸漸邁向高成熟度，提高領導者的領導效

能。

三、研究限制與建議

本研究以實際的企業作為研究對象，採部屬與主管配對施測，雖是不記名問

卷，然而研究主題涉及許多敏感性的問題（如威權領導），因此在蒐集的過程中遭

到較多抗拒。再加上由於本研究於每一家公司中各委託一位專人代為發放及問卷

回收，因此當填答者對問題不瞭解、對回答方式不清楚時，無法立即得到研究者

指導和說明，為克服此問題，研究者在問卷附上研究者之 e-mail，並在指導語詳細

解釋本研究目的，以不記名方式、每份問卷均附有一個信封，讓受測者填完問卷

後可馬上彌封，交付協助者或直接郵寄給研究者，以降低受測者（不論是主管或

部屬）的戒心。

研究方法採問卷法，可能遭遇共同方法變異的問題，本研究試圖以不同的資

料來源來規避共同方法變異，採主管─部屬對偶層次的設計來進行資料蒐集與分

析，由部屬自評自變項和調節變項，主管衡量中介變項與依變項，此外，本研究

亦使用六等、七等等不同衡量尺度進行測量等方法降低或處理本研究中共同方法

變異之問題。事後之檢定，採用哈門氏單因子測試法，結果顯示單一因素所能解

釋最大的變異量為 32.04％，此顯示共同方法變異並不明顯。

再者，本研究為求研究概念簡單精準，將焦點著重於自我決定理論及劇場理

論在威權領導下所扮演的角色的影響，但在組織架構中，仍然有許多有趣的議題

18

與威權領導有關，例如華人文化下的衝突、忍耐、五大人格特質(Digman, 1990)、

情緒勞動（吳宗佑，2008b）等等，亦不排除有其他中介歷程或是調節效果的可能

性。此外，過去雖有許多研究發現威權領導與部屬的工作態度有著密切的關係，

然而對於威權領導的前置因子則是付之闕如。威權領導除了是華人文化下的產物，

領導者本身的成長背景也有可能影響其領導方式的風格。從社會學習理論(Bandura,

1977)的觀點可知，人們有許多行為可以透過觀察他人（如父母、老師、或上司等

人）的經驗來獲得新的模式，因此如主管的「個人傳統性」以及「個人現代性」（楊

國樞、余安邦、葉明華，1991）是否亦對威權領導及其效果造成影響，未來研究

也可以將這些歷程整合並提升至概念層次，建構更完整的威權領導概念。

最後，研究對象的部分，本研究之調查對象為台灣中小企業的主管與部屬，

所以資訊取得皆限於此範圍中，由於家長式領導是華人企業中極為普遍的領導方

式，已經有部分學者將此理論推廣至華人以外的國家，如中國大陸、土耳其、印

度(Aycan, Kanungo, and Sinha, 1999; Pellegrini and Scandura, 2006)，因此亦可檢視威

權領導與順從反應在其他類似文化的地區是否亦具有良好的類推效度。

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