王士红，霍晓星，孙铭禧
(1.南京审计大学 政府审计学院，江苏 南京 211815；
2.比勒陀利亚大学 经济与管理科学学院，南非 比勒陀利亚 999136)
为应对新时代带来的挑战，提升企业竞争力，魅力型领导作为一种有效的领导风格越来越受到广泛关注。现有文献针对魅力型领导对员工工作绩效影响的“黑箱”开展了大量研究，其中情绪机制是主要的影响机制之一[1]。特别是对于内部审计组织而言，内部审计人员在工作过程中往往不可避免地会与其他组织的成员发生冲突，引发负面情绪，从而更有可能进行情绪控制。目前大多数研究关注魅力型领导对员工情绪状态的积极作用，包括魅力型领导可以通过提高员工的工作满意度[2]等途径影响员工工作绩效。但是员工的情绪机制不仅包括情绪状态，还包括员工对自己工作情绪的调整、表达等控制行为，即员工的情感控制策略[3]。因此，本文将情绪调节策略引入魅力型领导与内部审计人员工作绩效相关关系的理论模型中，具有一定的理论与现实意义。
鉴于此，本研究旨在以情感调节理论为基础，在内部审计背景下探讨魅力型领导、情感控制策略和员工工作绩效之间的关系，并引入内部审计人员个体特征作为调节变量构建理论模型，以期从理论层面丰富魅力型领导与内部审计的相关研究，为探索魅力型领导影响的“黑箱”研究提供新的方向，并为内部审计人员提升工作表现提供理论支持。
内部审计是组织开展内部管理的有效方式之一，旨在发现组织内部控制缺陷、加强组织风险管理、促进公司治理健康运行等。随着组织面临的各种风险加剧，内部审计的重要性日益凸显，其不仅要在宏观层面上加强内部审计制度建设，而且要重视内部审计主体对提升内审有效性的关键性作用。组织中内部审计人员工作绩效反映了内部审计主体的工作表现，内部审计绩效评价用于整体评价内部审计工作成果的过程，主要考察内部审计部门的工作过程与流程是否规范，并对不规范的部分进行整改以使之达到要求。对于内部审计绩效评价时应考虑的因素，有的学者认为绩效评价是内部审计体系的重要组成部分，战略匹配度是内部审计绩效评估时所要考虑的主要维度[4]。有的学者从业务流程、人员满意度、内审人员、部门定位四个方面进行考虑，认为它们是内部审计绩效评估标准的主要方面[5]。也有学者将已有的卓越评价标准应用于内部审计评价[6]。张庆龙等从个体特质角度研究了内部审计人员人格类型和胜任力对其工作绩效的影响[7]。还有的学者认为不仅要考虑各个影响因素本身，还要考虑影响因素之间的耦合程度以提高公司内部审计绩效水平[8]。但这些文献均忽视了领导风格这一组织因素对内部审计人员工作绩效的重要影响。
情绪是组织中魅力型领导对员工施加影响的系统过程中的一个中心节点[9]。在领导者影响其追随者的过程中，情感表达能力相对来说起着更大的作用，而在多种领导风格中，魅力型领导尤其擅长运用自身的沟通技巧和表达方式来激发他人的特定情绪，引导这些情绪向有利于组织目标实现的方向发展[10]。现有研究已经验证了魅力型领导对员工工作满意度、工作积极性等情绪状态的积极作用[2]，却较少关注内部审计组织中魅力型领导对员工情绪控制行为的影响。
(一)魅力型领导与内部审计人员工作绩效
领导风格对维持和提高员工工作绩效至关重要。组织中的魅力型领导善于传达一种“基于价值观、具有组织象征性、情感充沛”的领导信号[10]。对于内部审计组织而言，魅力型领导强调集体使命感，他们通过构建互助型、学习型和人文型的组织价值观将审计人员的个人利益追求转化为内部审计组织乃至整个公司的集体利益追求，从而改变内部审计人员的工作动机；
同时，内部审计组织的魅力型领导能够将内部审计的工作愿景清楚明晰地向员工阐述，给审计人员传递一种积极的目标暗示，使员工在心理上形成对自身绩效提高的未来预期，有助于内部审计人员工作绩效的实际提升[11]；
而且内部审计组织的魅力型领导富有感染力、鼓舞人心的行为表达也更容易感染员工，增强审计人员与领导之间对于组织目标的共同感，促使审计人员自愿付出额外努力来提升其工作绩效[12]。魅力型领导的这些行为特征还能够提升审计沟通的有效性[7]。对内，魅力型领导对员工需求的敏感性能够加强内部审计团队各成员之间的审计沟通，及时了解内部审计工作存在的问题，提高内部审计效率；
对外，魅力型领导的外倾型表达能够加强内部审计团队与被审计对象之间的沟通交流，帮助内部审计人员获取更多的审计证据，从而提高内部审计人员的工作绩效。基于此，本文提出假设H1。
H1：魅力型领导与内部审计人员工作绩效显著正相关。
(二)情绪调节策略——认知重估与表达抑制的中介作用
一方面，魅力型领导能够改变员工的认知评价，他们善于通过愿景激励调动员工的工作情绪，帮助员工重构自己的情绪状态，从而实现员工的认知重估。也就是说，内部审计组织中的魅力型领导能通过一些鼓舞人心、关心下属的行为来转移内部审计人员注意力，帮助内部审计人员重塑情感评价、规范情感体验等[13]。另一方面，魅力型领导还会影响员工的情绪表达。Menges等人的研究指出，魅力型领导产生的“敬畏效应”使员工倾向于抑制或减少自己的情绪表达[13]。一般情况下，领导者主要通过情绪模仿令员工表现出与其相似的情感行为[14]，然而由于内部审计组织中魅力型领导的表达行为往往具有高组织地位性、高权力性等特征，容易形成较为强烈的领导者-追随者等级关系，这种情况下，领导对审计人员的情绪传染更可能通过情绪比较或替代情感体验等方式进行[15-16]。当员工将魅力型领导放在一个较高的心理地位上时，员工对魅力型领导的“敬畏感”会拉大其与领导之间的心理距离，促使员工产生“杯底”情绪，从而令其不愿意自由地表达真实情绪或减少情绪表达和肢体表达行为[16]；
甚至于，魅力型领导的情绪主导行为可能引发员工的顺从回应，也就是员工选择压制与魅力型领导类似的外向型表达以表现出顺应领导者的情绪表达行为[17]。
由此可见，情绪调节策略是魅力型领导对员工工作绩效影响机制的“黑箱”之一，魅力型领导对员工情绪的影响不仅单纯地作用于员工的情绪状态，还会影响员工认知重估和表达抑制这两种情感控制行为，并进一步作用于其工作表现。据此，本文提出假设H2a和H2b。
H2a：认知重估在魅力型领导与内部审计人员工作绩效关系中起中介作用；
H2b：表达抑制在魅力型领导与内部审计人员工作绩效关系中起中介作用。
(三)内部审计人员个体特征和专业胜任能力的调节作用
内部审计人员的性别、年龄等自然属性的个体特征无法通过其领导行为等外力进行改变，但它们同样对情绪调节有着不同的影响。由于受到社会情境和传统文化等因素的影响，内部审计人员的性别差异会导致个体具有不同的情绪调节倾向。Tamres等人指出，与男性相比，女性使用更多样的手段来调节自己的情绪，包括自省、认知重估、积极应对和接受社会支持等[18]；
Garnefski和Kraaij研究发现，由于女性在职场和家庭生活中面临的压力更大，因此可能会更频繁地利用情绪调节策略来应对负面情绪[19]；
Susan和Amelia的研究验证了性别差异对情绪调节策略有使用频率和范围上的显著性影响[20]。所以，在内部审计组织中，我们认为女性员工能够削弱魅力型领导对表达抑制的正向作用，性别在魅力型领导与表达抑制之间发挥了调节作用。
不同年龄层的成年人也会倾向于不同的情绪控制行为。对于内部审计组织的员工而言，随着年龄的增长，能够引发他们产生负面情绪的情感事件减少，因此，内部审计组织中较为年长的员工可能对情绪调节策略的使用频率更低[20]。然而有研究指出，由于认知重估和表达抑制这两种情感控制策略对人的情感控制能力要求较高，随着年龄的增长，人的认知水平逐步提升，对自身情绪的控制能力得到加强，因此，较为年长的员工在产生负面情绪的时候更有可能运用这两种情绪调节策略[21]。内部审计组织中的魅力型领导通过其强烈的个人风格与感染力，能够对审计人员的情绪产生较为显著的影响，越年轻的审计人员其认知重估越易受到魅力型领导的影响。据此，本文认为在魅力型领导对内部审计员工情绪机制影响过程中，内部审计员工性别和年龄方面的个体差异会调节这一作用，并据此提出假设H3。
H3：内部审计人员个体特征(性别、年龄)在魅力型领导与员工情绪调节策略之间起着调节作用。
本文构建模型如图1所示。
图1 研究模型
(四)模型建设
为检验魅力型领导对内部审计人员工作绩效的影响，本文构建以下模型：
WE=α0+α1CS+α2∑Controls+εi
(1)
为检验情绪调节策略的中介作用，本文构建以下模型：
CR=β0a+β1aCS+β2a∑Controls+εi
(2)
WE=γ0a+γ1aCS+γ2aCR+γ3a∑Controls+εi
(3)
ES=β0b+β1bCS+β2b∑Controls+εi
(4)
WE=γ0b+γ1bCS+γ2bES+γ3b∑Controls+εi
(5)
为检验员工个体特征的调节作用，本文构建以下模型：
CR=β0a+β1aCS+β2a∑Controls+β3aPC+β4aCS×PC+εi
(6)
ES=β0b+β1bCS+β2b∑Controls+β3bPC+β4bCS×PC+εi
(7)
其中，CS为魅力型领导，CR为认知重估，ES为表达抑制，WE为内部审计人员工作绩效，PC为员工个体特征，即个体性别(GE)或年龄(YE)。
(五)样本与数据
本研究采用问卷调查方法获取数据，调查对象为来自不同组织(包含高校、政府机关和国有企业)的内部审计员工。目前，组织内部审计部门规模普遍较小，许多单位的内部审计员工只有一人，因此，调查过程中的每一位内部审计员工均来自不同的内部审计团队。正式发放问卷时，调查对象来自政府审计学院不同培训班，主要包括经济责任审计培训班、交通银行培训班、建设银行培训班，问卷发放与整理过程历时3个月。调查过程共发放问卷350份，回收297份，剔除无效问卷之后，最终得到241份有效问卷(具体问卷未列示，留存备索)。
(六)变量测量
1.魅力型领导：借鉴董临萍等的研究[22]，本文在Conger和Kanungo开发的魅力型领导量表基础上，增加“德行垂范”维度。测量量表最终包括六个维度：愿景激励、环境敏感性、员工需求敏感性、冒险倾向、非常规行为和德行垂范，共28个题项。举例题项如“有远见，经常提出关于未来各种可能性的想法”“在追求所管理各部门的目标的过程中，会采取个人冒险的行为”。量表采取李克特5点计分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。本研究中，Cronbach’sα系数为0.944。
2.情感控制策略：本文采用Gross和John提出的情感控制策略量表[3]，其中认知重估包括6个题项，举例题项如“在审计工作中，当我想减少自己的消极情绪时，我会调整我对工作处境的已有成见”。本研究中，Cronbach’sα系数为0.873。表达抑制包括4个题项，举例题项如“在审计工作中，当我情绪消极时，我确保不会在工作中将其表达出来”，量表采取李克特5点计分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。本研究中，Cronbach’sα系数为0.833。
3.工作绩效：本文采用张庆龙等研究内部审计人员任务绩效量表进行测量[7，23]，包括内部审计人员依法依规、职业道德、客观独立、工作考核、任务完成、敬业奉献、横向协同等7个题项，举例题项如“我能够注意做好横向沟通，得到银行、税务、工商等相关部门的大力配合”。量表采取李克特5点计分法，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。本研究中，Cronbach’sα系数为0.872。
4.控制变量：除内部审计人员个体差异之外，其所处制度环境的变化也会影响工作绩效。因此，本文从任务数量、业务范围、审计职责、风险水平四个方面来控制内部审计人员所处的制度环境，具体通过在问卷调查中设计相关题项，根据内部审计人员对这些方面变化程度的评分意见进行衡量。
(一)信度及效度检验
本文对问卷的信度及效度进行检验，结果显示，三个量表的Cronbach’系数的高于0.8，量表整体的KMO系数为0.903，且巴特利球形检验的显著性小于0.01，因此本次量表具有较好的信度及效度。
(二)验证性因子分析和共同方法偏差的检验
本文首先对模型中主要变量的区分效度进行了验证性因子分析，由表1可知，四因子模型的各项拟合指标明显优于其余三种拟合模型，且各项指标均达到模型适配度要求，表明四个相互独立的主要变量具有良好的区分度。同时，本研究采用Harman单因子检验法对共同方法偏差(CMV)进行了检验，结果表明，共有7个因子的特征根大于1，其中第一个因子解释的变异量为30.99%，小于40%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
(三)描述性统计
内部审计工作环境和审计人员工作能力可能会对工作绩效产生影响，因此，本文首先对相关基本信息进行统计分析。本次统计共计241份有效问卷，由表2可知，样本对象中56.0%(135名)为女性，无较大性别比例差异；
同时，约60.2%(145名)的被调查对象有审计或会计教育背景，其他教育背景也集中于法律、金融等专业，由此可见，内部审计人员普遍掌握了一定的专业知识。然而，调查数据显示审计工作经验差距较大，近半数(112名)人员的审计工作年限少于三年(即该问卷题项数值为1)。其次，审计工作年限高于七年的人员占比最高，工作经验的不同可能导致个体工作绩效存在较大差距，因此，本文在后续统计分析模型中将工作经验作为控制变量。此外，近年来内部审计的业务范围、制度条例、组织地位等均得到改善，因此，内部审计工作环境普遍改善。
表2 样本对象描述性统计
表3列出了主要变量的均值、标准差与Pearson相关系数。结果表明，各变量之间的相关系数均小于0.7，平均VIF为1.169，表明本文主要变量间不存在严重的多重共线性问题。同时，由表3可知，四个主要变量两两之间均具有显著相关性，初步检验了本文假设。
表3 变量描述性统计与相关性分析
(四)假设检验
1.魅力型领导和情感控制策略对内部审计人员工作绩效的影响
根据计量方程(1)，由表3的模型1可知，魅力型领导与内部审计人员工作绩效显著正相关，假设H1得到支持。根据计量方程(1)至方程(3)，从表4结果可以看出，模型2中魅力型领导与内部审计人员工作绩效正相关，其双尾检验的显著性大于0.1。为进一步验证认知重估是否发挥了中介作用，本文采用Mackinnon总结的Sobel法进行检验，结果显示，模型2的z值为4.439，p<0.01，表明认知重估的中介效应显著，假设H2a得到验证。根据计量方程(1)、方程(4)、方程(5)，模型3和模型5对表达抑制的中介效应进行了检验，结果表明表达抑制在魅力型领导与内部审计人员工作绩效关系中的中介效应显著，假设H2b得到验证。
表4 魅力型领导、情感控制策略对内部审计人员工作绩效的影响
2.内部审计人员个体特征的调节作用
在计算交乘项之前，本文对各连续变量进行了中心化处理，以防止多重共线性的干扰。因篇幅限制，未显示全部模型，仅对结果显著的相关模型进行研究。根据计量方程(2)、方程(6)，由表5的模型6和模型7可知，内部审计人员年龄在魅力型领导与认知重估之间发挥了调节作用，随着个体年龄减小，魅力型领导对内部审计人员认知重估的正向影响加强，即较年轻员工的认知重估更易受到魅力型领导的影响。根据计量方程(4)、方程(7)，模型8和模型9的结果表明，性别在魅力型领导与表达抑制之间发挥了调节作用，女性员工能够削弱魅力型领导对表达抑制的正向作用，假设H3得到部分验证。
表5 内部审计人员个体特征的调节作用
基于中国内部审计情境，本文探讨了魅力型领导对内部审计人员工作绩效的影响，并进一步检验认知重估和表达抑制两种情感控制策略的中介作用以及内部审计人员个体特征在其中的调节作用，结合241名不同单位内部审计人员的样本数据进行实证分析，结果表明：(1)魅力型领导在组织内部治理方面发挥了积极作用，其愿景激励、环境敏感等行为特征有利于感染员工，提升内部审计人员工作绩效；
(2)内部审计组织中的魅力型领导能够通过激发员工使用认知重估和表达抑制两种情感控制策略影响员工工作绩效；
(3)内部审计组织中的魅力型领导对不同年龄、不同性别员工情感控制策略的影响存在显著差异，魅力型领导更易激发年龄较小的员工进行认知重估，同时男性员工能够加强魅力型领导对表达抑制的正向作用。
本文研究结论对组织管理内部审计团队具有重要启示：善于应对外部风险环境的魅力型领导在组织内部治理方面同样能发挥积极作用，魅力型领导在管理内部审计团队时，应充分发挥其行为特征对员工情绪控制机制的正面影响，有针对性地结合员工个体特征调整管理效果，协调好员工情绪机制与能力机制对于工作绩效的双重作用，最大限度地提升内部审计人员工作绩效。
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