李錫元,張亞麗,龔湛雪

(武漢大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430000)

一、問題的提出

試想一下，當你的領導責罵你時，你會選擇激烈地反駁回去還是順從地聽訓或者說些好話給領導“順毛”？當你的領導嚴厲批評你之后，你會不會爭取下次表現(xiàn)好一點？中國是一個權利距離較高的國家，領導與下屬之間，領導占據(jù)著較高的主導權，領導與下屬互動較少會顧及下屬，因此在中國，辱虐管理現(xiàn)象是現(xiàn)實存在的[1]。當辱虐管理普遍存在不可避免時，員工會不會選擇逢迎領導？什么時候什么樣的員工會傾向于逢迎辱虐型領導呢？這是一個值得研究的問題。

在職場特別是在官場，我們見到那些無視實際情況而一味地只奉承討好領導的人，通常會諷刺地評價道“馬屁精”。但是，逢迎不等于拍馬。逢迎是印象管理策略之一，它有四個維度的含義，分別是恭維他人、觀點遵從、自我表現(xiàn)和施惠他人[2]。在領導與員工互動過程中，逢迎是領導和員工常用的交際手段之一，巧妙的逢迎能夠快速拉近上下級之間的關系，使得人際交往更加順暢高效[3]。逢迎作為印象管理的策略之一受到西方學者青睞[4]，然而關于逢迎行為的理論和實證研究尚未受到國內(nèi)學者關注。

已有研究表明，逢迎是應對辱虐管理的有效手段。辱虐管理作為典型的負面領導行為受到組織行為學領域的廣泛關注，是近幾年的研究熱點。辱虐管理(Abusive Supervision)即下屬所感知到的領導持續(xù)表現(xiàn)出的敵對性的語言或非語言行為，但不包括敵對性的身體接觸行為[5]。相關研究證明，辱虐管理會給員工的認知、情緒體驗和行為帶來一系列消極影響。辱虐管理通過組織公平和領導成員交換關系等因素來影響員工的工作態(tài)度，增加員工心理壓力，造成員工情緒耗竭，員工幸福感和工作滿意度降低[6-9]。此外，遭受領導辱虐的員工會因為壓力過大而減少組織公民行為[10]，增加沉默行為和偏離行為[11-13]，甚至實施報復行為[14]。不難看出，辱虐管理被界定為是一種極具破壞性的領導行為，關于辱虐管理的研究基本上都聚焦于其對員工造成的負面影響，除了國內(nèi)學者秦昕等人研究了辱虐管理在短期內(nèi)給領導者帶來積極影響外[15]，幾乎沒有研究從辱虐管理可能存在的積極影響出發(fā)探討辱虐管理對員工的影響。在現(xiàn)實工作場所中，辱虐管理普遍存在，員工面對領導的辱虐管理可能會憤而離職，但有些員工選擇積極逢迎領導來應對辱虐[16]。因此，探討辱虐管理可能產(chǎn)生的積極影響在辱虐管理理論研究當中具有重要意義，這也是本文研究的重點。

圖1 研究框架

目前關于辱虐管理的大多數(shù)研究都聚焦其負面結果，大量研究探討的是辱虐管理通過某些中介機制或者調(diào)節(jié)作用最終導致負面影響，甚少有學者研究探討辱虐管理是通過何種中介機制影響員工逢迎行為這一積極的行為反應。辱虐管理之所以會產(chǎn)生積極的影響與資源流失和獲取息息相關。資源保存理論認為，人們對自有珍貴資源的損耗是極為敏感的，資源損耗會給個體帶來極大的心理壓力[17]。國外學者Hobfoll提出自尊是一種重要的人格特質(zhì)資源[17]。當員工遇到辱虐型領導時，員工面對領導持續(xù)的語言否定、蔑視甚至責罵，員工自尊會受到影響，其擁有的自尊這一重要稀缺資源面臨損失。為了緩解資源流失所產(chǎn)生的壓力，員工會采取措施(如減少工作時間)來減少稀有資源的投入或者通過自我表現(xiàn)行為(如逢迎行為)來增強自我心理資源，獲取新資源。劉軍等的研究結果表明員工采取逢迎行為可以減弱辱虐管理帶來的心理壓力[17]。而調(diào)節(jié)焦點作為一種自有特質(zhì)資源能夠緩解自尊資源損失給員工帶來的壓力。本文認為，員工可能基于維護自尊資源的需求采取自我表現(xiàn)行為，員工自尊在辱虐管理和逢迎行為之間起著中介作用，并且這一中介作用受到調(diào)節(jié)焦點的調(diào)節(jié)。

綜上所述，本文主要研究內(nèi)容為以下兩點：一是討論辱虐管理對員工產(chǎn)生的積極影響，即辱虐管理激發(fā)員工積極自我表現(xiàn)，逢迎領導；二是探討辱虐管理如何產(chǎn)生積極影響，即辱虐管理和逢迎之間的關系如何受到自尊的中介作用以及調(diào)節(jié)焦點的調(diào)節(jié)作用。本文研究框架如圖1所示。

二、理論基礎與研究假設

(一) 逢迎行為

逢迎行為的概念最早出現(xiàn)在印象管理相關研究當中。為了研究印象管理對組織的促進作用，Jones等[18]開發(fā)了一個廣泛的分類法，旨在捕捉早期研究人員發(fā)現(xiàn)的各種印象管理行為。他們概括出五種個人常用的印象管理策略，逢迎是五種常用印象管理策略之一，其他分別為自我宣傳、示范、恫嚇和懇求。其中逢迎(ingratiation)是指個人通過給他人提供幫助或者奉承他人來引起他人的偏愛歸因，獲得他人認可。Kumar等[2]認為逢迎行為包含四個維度，一是恭維他人，強調(diào)逢迎者對目標人表達積極的評價(夸贊對方各種優(yōu)勢和美德等)，雖然逢迎者歪曲或者夸大了目標人的品質(zhì)，但目標人很難忽視此種恭維；二是觀點遵從，指以與目標人的意見、判斷或行為一致的方式表達自己的意見或行為；三是施惠對方，指逢迎者給對方提供幫助使得對方認為其是有幫助的、友好的、體貼的，增強目標人對逢迎者的身份認同；四是自我表現(xiàn)，指通過行為來展示自己具備某些特質(zhì)或者直接向領導闡釋自己是有能力的。

已有研究表明，逢迎是應對辱虐管理的有效手段。相對于因辱虐管理引發(fā)的負面行為結果如沉默行為和報復行為甚至離職等，逢迎行為特別是自我表現(xiàn)行為在一定程度上能夠帶來積極影響[19]。逢迎作為一種印象管理手段能夠?qū)T工人際關系起到潤滑作用，也促進組織整體提升。從員工個人角度來看，員工通過逢迎領導增加領導對員工的關注，有助于改善其與領導的關系，提高領導對下屬的認可和喜愛程度；從組織角度來看，員工使用一些逢迎策略迎合領導和組織可以促進個人利益的滿足和組織目標的實現(xiàn)。

(二) 自尊的中介作用

在心理學研究當中，自尊源自自我意識，包含了對自我的認知評價和對自我的情感體驗。個人成長過程中，自尊隨著自我意識的增長逐步產(chǎn)生并受到多種因素的影響，例如家庭氛圍、學校教育和社會文化熏陶等。此外，自尊隨著個體年齡的增長逐步穩(wěn)定并影響著個體的情緒、心理健康以及行為動機。Leary等[20-21]將自尊定義為是一種內(nèi)在的、主觀的“標志”(Marker)，反映了個體對自身能力以及自身在組織中的價值持續(xù)性的評估。

依據(jù)資源保存理論，自尊是一種重要的人格資源，而組織環(huán)境因素(如領導風格等)會影響員工自尊資源損益[24]。Hobfoll[17]將資源定義為“個體特質(zhì)、條件、能量等讓個體覺得有價值的東西或者是獲得這些東西的方式”。資源主要分為四類：個體特質(zhì)(自尊、自我效能等)、能源性資源(時間、知識等)、物質(zhì)性資源(汽車、住房等)以及條件性資源(權力、朋友等)。這些資源在個人與個人之間、個人與社會環(huán)境之間傳遞交互，影響著個體認知和行為。組織中員工自尊與領導緊密相關，領導控制的資源和信息(績效考核、晉升等)對員工很重要。更直接的是，領導怎樣對待員工表明了該員工是否對組織有貢獻，是否被認可。社會心理學研究早就發(fā)現(xiàn)，在社會群體中，個體受到其他人的積極和有利的對待(贊賞，表揚等)表明這個人是被重視的，這會增加個體自尊。相比之下，被別人批評、嘲笑、欺凌或者被別人虐待，這表明這個人沒有被重視，被認為是令人煩惱的群體成員，這會降低個體自尊[22-23]。因此，辱虐管理與員工自尊負相關，導致員工自尊降低。

資源保存理論的核心觀點是人們總是努力去維持、保護和構建資源[17]。自尊是個體非常珍貴的自有資源，個體對珍貴資源的損耗是極為敏感的。當珍貴資源受到威脅時，個體會傾向于首先采取行動防止該資源的進一步損耗?；诖?，受到辱虐管理而產(chǎn)生自尊降低的員工會為了維持自尊資源而選擇逢迎行為來重新獲得認可。Ferris等[25-26]的研究表明因被辱虐和排斥而產(chǎn)生的自尊降低驅(qū)使個人試圖通過自我表現(xiàn)行為向他人表明自身價值，強化群體對其價值的認可和接受。因此，當員工自尊降低之后，員工可能會傾向于采取自我表現(xiàn)、遵從領導觀點和恭維領導等逢迎策略來防止資源的進一步損失。

綜上，本研究認為被領導辱虐的員工會面臨自尊資源流失的威脅，產(chǎn)生自尊降低，員工基于維持自尊、保護自有珍貴資源的需求會選擇逢迎行為來應對領導辱虐。由此，本研究提出：

假設1：自尊在辱虐管理和逢迎行為之間起著中介作用。

(三) 調(diào)節(jié)焦點的調(diào)節(jié)作用

調(diào)節(jié)焦點理論(regulatory focuses theory)最早由Higgins等[27]提出，他們認為個體存在促進型和防御型兩種不同的自我調(diào)節(jié)傾向(自我調(diào)節(jié)指個體追尋自我與目標相匹配的過程)，即促進焦點與防御焦點。Higgins等[28-29]的研究證明，促進焦點(Promotion Focus)更明顯的個體會更關注愿景、期望和得到與否，對積極的結果(如獎勵、成功等)更敏感，更多表現(xiàn)出對自我的追求；防御焦點(Prevention Focus)更明顯的個體會更關注職責、責任和失去與否，對消極的結果(如失敗、懲罰等)比較敏感，更多表現(xiàn)出對規(guī)則的追求。Kark等[30]進一步將調(diào)節(jié)焦點分為情境調(diào)節(jié)焦點與特質(zhì)調(diào)節(jié)焦點。特質(zhì)調(diào)節(jié)焦點屬于一種個體特征資源。

資源保存理論的資源喪失螺旋(loss spiral)效應指出自有資源缺乏的個體更容易面臨資源流失的威脅，由于自身資源稀缺個體往往無法應對高壓力從而導致資源更快速流失。相關研究證明，擁有更多原始心理資源的人具有更強的釋壓能力，積極的個體特征作為一種自有資源能夠彌補資源損耗。領導辱虐引起員工自尊資源流失，對那些高防御焦點的員工來說，他缺乏更多的自有資源來應對自尊資源的流失，從而加劇自尊進一步降低。而對那些高促進焦點的員工來說，他有較為豐富的自有資源，員工可以通過調(diào)動促進焦點來彌補自尊資源的損耗。具體而言，高促進焦點能夠緩解因遭受領導辱虐而產(chǎn)生的自尊降低帶來的壓力，高促進焦點的員工感受更低水平的自尊降低。而對高防御焦點的員工來說，遭受領導辱虐會使得員工承受更大的壓力，產(chǎn)生更高水平的自尊降低。

假設2a：促進焦點正向調(diào)節(jié)辱虐管理與自尊之間的關系。

假設2b：防御焦點負向調(diào)節(jié)辱虐管理與自尊之間的關系。

此外，本研究還認為調(diào)節(jié)焦點將調(diào)節(jié)自尊對辱虐管理與逢迎關系的中介作用的強度。對具備高促進焦點的員工而言，員工自身所擁有的特質(zhì)資源能夠緩解自尊降低帶來的資源損失，從而員工更傾向于關注自我實現(xiàn)而采取積極的自我表現(xiàn)行為來重新獲得領導認可。相反，高防御焦點的員工面對辱虐管理時，員工會感受更高水平的自尊資源損失，從而員工高防御焦點的員工傾向規(guī)避風險，減少資源進一步流失而減少逢迎行為。具體而言，當員工促進焦點水平更高時，辱虐管理對自尊降低的影響會減弱，繼而導致員工可能采取積極的逢迎行為。相反，當員工防御焦點較高時，辱虐管理對自尊的負向影響會增強，繼而導致員工更少地逢迎領導。綜上，本研究提出:

假設3a：促進焦點調(diào)節(jié)自尊對辱虐管理與逢迎關系的中介作用，促進焦點水平越高，自尊中介作用越強。

假設3b：防御焦點調(diào)節(jié)自尊對辱虐管理與逢迎關系的中介作用，防御焦點水平越高，自尊中介作用越弱。

三、研究方法

(一) 研究對象和數(shù)據(jù)收集

1.研究對象。本研究數(shù)據(jù)來源于國內(nèi)深圳、上海、武漢三個地區(qū)不同行業(yè)員工，研究對象為來自不同企業(yè)的MBA學員。為了降低同源誤差的影響，本研究先后進行了兩次問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，兩次調(diào)查時間間隔為兩個月。第一次調(diào)查，收集了員工的背景信息、辱虐管理、逢迎行為的數(shù)據(jù)。第二次調(diào)查，收集了自尊、促進焦點和防御焦點的數(shù)據(jù)。兩次問卷都采用匿名填寫，調(diào)查對象填完問卷之后由工作人員現(xiàn)場回收問卷。第一次調(diào)查發(fā)放問卷500份，收回426份，問卷有效回收率為85.2%。第二次調(diào)查，借由學員學號鎖定之前426位有效問卷的填寫者，并進行階段2問卷的發(fā)放，共收到有效問卷283份，有效率為66.4%。本研究有效樣本283份。該樣本結構中，男性占比53.75%，女性占比46.25%，年齡分布以20-30歲(32.42%)及31-40歲(35.47%)為主，平均企業(yè)工作經(jīng)驗為7年。

2.測量工具。(1)辱虐管理：采用Mitchell等[26]開發(fā)的量表，共5個題項，舉例題項為:“我的主管當著其他人的面奚落我”，采用Likert5點法(1～5代表“從不”到“總是”)進行測量。

(2)逢迎行為:采用Bolino等[31]開發(fā)的量表，共4個題項，題項舉例：“贊美你的領導，讓他們覺得你很討人喜歡”，采用Likert5點法(1～5代表“從不”到“總是”)進行測量。

(3)自尊：采用Heatherton等[32]開發(fā)的量表，共14個題項，舉例題項為:“此刻我覺得自己不如別人”，采用Likert5點法(1～5代表“非常不同意”到“非常同意”)進行測量。

(4)調(diào)節(jié)焦點：采用Zhou等[33]設計的調(diào)節(jié)焦點量表，該量表有7個題項，2個維度。促進焦點有4個題項，題項舉例為：“我會將全部精力集中在將來我希望獲得成功的事情上”；防御焦點有3個題項，題項舉例為：“我總是擔心不能完成我的工作目標”，采用Likert5點法(1～5代表“非常不同意”到“非常同意”)進行測量。

(二) 數(shù)據(jù)分析及結果

1.效度分析和同源誤差。為了檢驗無響應偏差，本文采用了Wave分析比較前后兩次問卷發(fā)放批次中主要研究變量的區(qū)別。第二批次問卷是在第一次問卷回收后兩個月進行的，兩次發(fā)放的問卷能夠很好地識別。核心變量的T檢驗結果為辱虐管理(p=0.81)，逢迎行為(p=0.11)，防御焦點(p=0.14)，促進焦點(p=0.26)，自尊(p=0.21)。可見后期收集的問卷中主要變量與前期收集的無顯著性差異，從而可以判斷本研究沒有受到無響應偏差的影響。

為了避免研究中共同方法偏差的威脅，本文在問卷設計的時候采用了標記變量法。RM1和RM2分別是與標記變量相關系數(shù)最小和次小的變量。同時研究將RM1和RM2同其他研究變量相關系數(shù)的平均值分別標記為RM1avg和RM2avg。表1展示了含標記變量后的相關系數(shù)，表2展示了引入RM1、RM2、RM1avg和RM2avg后的相關系數(shù)。與表1對比，相關系數(shù)最大的變化為0.049，同時相關系數(shù)的顯著性水平也沒有發(fā)生變化。

表1 標記變量和研究變量的相關系數(shù)

注：M1為行業(yè)類型；M2為問卷回答者的工作年限；*p<0.05,**p<0.01,***p<0.005,雙尾檢驗。

表2 修正前后的相關系數(shù)

注：RM1為M2與逢迎行為之間的相關系數(shù)；RM2為M1與促進焦點之間的相關系數(shù)；RM1avg是M2與其他研究變量相關系數(shù)的均值；RM2avg是M1與其他研究變量相關系數(shù)的均值；雙尾檢驗。

2.信度分析、描述性統(tǒng)計和相關性分析。本研究使用的是Likert的5分制量表，1至5分分別代表了問卷回答者對相關測度問題從“非常不同意”到“非常同意”之間的態(tài)度變化。在測量模型中，每一個變量至少有兩個測度問題。為了保證問卷的可靠性并能夠被測試者所理解，在實際發(fā)放之前，研究在10個組織中進行了預測試。根據(jù)預測試的反饋，測度項也進行了相應的修改。表3展示了最終的研究變量及其測度項。

本研究使用軟件Amos2.2進行數(shù)據(jù)分析和假設的檢驗。測量模型中所有的變量測度均為反映型測度。測度模型的內(nèi)部一致性和收斂效度通過分項對總項相關系數(shù)(Item-to-construct Loading)、平均提取方差值(Average Variance Extracted， AVE)和綜合信度(Composite Reliability， CR)進行檢驗分析。表4展示了所有變量的分項對總項相關系數(shù)，其中最小值為0.78，大于0.707的最小臨界值，結果表明每個測度項與其所測度變量之間的共同變化超過了誤差變化。同時交叉承載系數(shù)(Cross-loadings)顯示，每個測度項與其所屬變量之間的相關系數(shù)大于其與其他變量之間的相關系數(shù)，且差值大于0.1。表5中展示了樣本的描述性統(tǒng)計，包括各個變量的均值、方差，變量之間的相關系數(shù)、Cronbach’s Alpha、AVE和CR。其中Cronbach’s Alpha和CR均大于0.7，AVE均大于0.5，并且AVE的平方根均大于相關變量之間的相關系數(shù)。同時方差膨脹因子(Variance Inflation Factors，VIF)均不超過2.79，不存在多重共線性。上述結果都表明研究模型具有不錯的測度屬性。

表3問卷變量測度項說明

變量標識測度項辱虐管理AS1AS2AS3AS4AS5我的主管當著其他人的面奚落我我的主管嘲笑下屬我的主管告訴下屬他/她的想法或感覺是愚蠢的我的主管告訴下屬他/她是無能的我的主管當著其他人的面評價下屬不好逢迎行為In1In2IIn3IIn4贊美你的領導,讓他們覺得你很討人喜歡對領導的個人生活表達友好的關心以表明你的友善贊美你的領導的成就,讓他/她認為你是可靠的對你的領導提供個人幫助,向他/她表明你的友善自尊St1St2St3St4St5St6St7St8St9St10St11St12St13St14此刻我覺得自己不如別人我對自己的能力很有信心我擔心我是否被認為是成功的或者失敗的我對自己的表現(xiàn)感到沮喪或慌亂我覺得我很難理解我讀過的東西我感覺不自在我覺得自己和別人一樣聰明我對自己感到不快我擔心別人怎么看我我相信我能理解事情我擔心我給別人留下的印象我覺得我現(xiàn)在的學習能力比別人差我感覺我做得不好我擔心自己看起來很傻促進焦點ProF1ProF2ProF3ProF4我會將全部精力集中在將來我希望獲得成功的事情上我會經(jīng)常思考如何得到好結果我經(jīng)常深入地思考如何能夠?qū)崿F(xiàn)自己的愿望和理想總的來說,我更加注重如何能獲得成功,而不是如何避免失敗防御焦點PreF1PreF2PreF3我總是擔心不能完成我得工作目標我非常擔心不能達到我的職責要求總的來說,我更加關注如何能避免失敗,而不是如何取得成功

表4驗證性因子分析分項因子載荷(The item to construct loadings)

分項辱虐管理逢迎行為自尊促進焦點防御焦點AS10.890.360.210.330.23AS20.870.370.210.360.25AS30.900.400.370.350.32AS40.770.260.340.240.24AS50.910.150.340.250.14In10.400.920.150.250.19In20.400.950.210.260.25In30.250.950.170.230.21In40.340.900.120.280.20St10.350.310.800.120.21St20.450.340.870.210.26St30.500.370.850.110.33St40.330.370.880.140.27St50.350.320.880.280.11St60.190.110.860.240.18St70.180.120.910.330.23St80.230.100.880.360.25St90.240.160.870.150.32St100.350.260.850.140.24St110.120.400.840.250.14St120.120.320.860.250.19St130.130.400.910.360.15St140.250.350.910.330.11ProF10.340.400.200.780.30ProF20.350.210.200.820.31ProF30.450.240.270.910.36ProF40.500.270.150.880.33PreF10.330.410.180.240.87PreF20.350.320.180.180.91PreF30.260.300.240.130.82

表5 描述統(tǒng)計、相關系數(shù)及可靠性

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.005,雙尾檢驗。

表6 分層回歸分析結果

注：*p<0.05;**p<0.01,***p<0.005,雙尾檢驗。

3.假設檢驗。(1)Sobel中介作用分析。本研究采用分層回歸分析對所有的假設進行檢驗。為此本文用PLS運行了從M1到M5一共5個模型。M1和M2分別測量的是控制變量以及加入自變量辱虐管理后對自尊的影響。M3測量的是控制變量對逢迎行為的影響。M4在M3的基礎上添加了辱虐管理。M5則是在M4的基礎上引入了自尊的影響。同時5個模型分三步檢驗了兩類吸收能力的中介作用。表6展示出了5個模型層次回歸分析的結果，包括了標準化的路徑系數(shù)、被解釋方差(R2)、被方差變化(ΔR2)及其效應值(f2)。

模型M1中，所有的控制變量對自尊作用均不顯著。M2中，辱虐管理(β=-0.593,p<0.001)對自尊的作用為負向顯著，被解釋的方差為0.269(F=37.08,p<0.001)。模型M3的結果顯示，年齡、性別、婚姻狀況以及工作年限與逢迎行為關系不顯著，但是工作年限時間更長往往擁有著不錯的逢迎行為。M4中，辱虐管理(β=0.287,p<0.001)對逢迎行為具有顯著的正向作用，其被解釋的方差為0.293(F=43.07,p<0.001)。綜上所述，辱虐管理對自尊具有顯著的負向影響，對辱虐管理有顯著的正向影響。同時，在引入自尊變量之后，辱虐管理對逢迎行為的影響發(fā)生了變化，系數(shù)變得不顯著，而自尊(β=0.443,p<0.001)系數(shù)正向顯著。因此可以進一步檢驗自尊對辱虐管理與逢迎行為關系的中介作用。

在自尊對辱虐管理與逢迎行為關系的中介作用檢驗中，文章使用了Sobel方法檢驗了逢迎行為通過中介變量自尊對因變量逢迎行為的間接影響。Sobel檢驗結果表明，通過自尊(Z=2.35,p<0.05)，辱虐管理對逢迎行為有顯著的間接影響。該結果也意味著辱虐管理對自尊和逢迎行為的路徑系數(shù)均顯著不為0。因此假設H1成立。

(2)調(diào)節(jié)作用分析。為了檢驗本研究模型中的調(diào)節(jié)作用，本文使用了分層研究分析。以自尊作為因變量，共運行了5個模型檢驗從H2a到H2b兩個假設。在構建交互項的時候采用單一指標非線性模型，將構建乘積項的數(shù)據(jù)中心化，減少潛在的多重共線性。分層模型如下：

模型1:控制變量。

模型2:控制變量，辱虐管理，促進焦點，防御焦點。

模型3:控制變量，辱虐管理，促進焦點，辱虐管理與促進焦點的交互項。

模型4:控制變量，辱虐管理，防御焦點，辱虐管理與防御焦點的交互項。

模型5:控制變量，辱虐管理，促進焦點，防御焦點，辱虐管理與促進焦點的交互項，辱虐管理與防御焦點的交互項。

表7展示了分層模型的結果。模型1結果表明，年齡、性別、婚姻狀況和工作年限對自尊作用均不顯著。在模型2中，辱虐管理(β=-0.238，p<0.01)負向顯著地影響自尊，間接支持了H1，而促進焦點(β=0.325，p<0.01)和防御焦點(β=0.343，p<0.01)顯著和積極地影響自尊，因此可以進一步檢驗促進焦點和防御焦點的調(diào)節(jié)作用。在模型3中，辱虐管理和促進焦點交互項的路徑顯著(β=0.235，p<0.05)，表明對自尊有積極顯著的影響。同時在模型4中，辱虐管理和防御焦點之間的交互項(β=-0.214，p<0.05)負向顯著，表明該交互項對自尊有消極的影響。在模型5中，兩個交互項也都顯著，同時這兩個交互項共提高了7.6%自尊被解釋的方差。同時其F值(F=6.18，p<0.05)也顯著出該變化是顯著的，即H2a和H2b得到了支持。

表7 分層回歸分析結果

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.005,單尾檢驗，所有路徑系數(shù)均為標準化后的值。

(3)調(diào)節(jié)的中介作用分析。為了進一步探究促進焦點和防御焦點的調(diào)節(jié)作用對整體模型的影響，檢驗使用分層研究分析。以逢迎行為作為因變量，共運行了6個模型檢驗從H3a到H3b兩個假設。在構建交互項的時候采用單一指標非線性模型，將構建乘積項的數(shù)據(jù)中心化，減少潛在的多重共線性。分層模型如下：

模型1:控制變量。

模型2:控制變量，辱虐管理，促進焦點，防御焦點。

模型3:控制變量，辱虐管理，自尊，促進焦點，防御焦點。

模型4:控制變量，辱虐管理，自尊，促進焦點，辱虐管理與促進焦點的交互項。

模型5:控制變量，辱虐管理，自尊，防御焦點，辱虐管理與防御焦點的交互項。

模型6:控制變量，辱虐管理，自尊，促進焦點，防御焦點，辱虐管理與促進焦點的交互項，辱虐管理與防御焦點的交互項。

表8 分層回歸分析結果

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.005,單尾檢驗，所有路徑系數(shù)均為標準化后的值。

表8展示了分層模型的結果。模型1結果表明，年齡、性別、婚姻狀況和工作年限對逢迎行為作用均不顯著。在模型2中，辱虐管理(β=-0.238，p<0.01)、促進焦點(β=0.325，p<0.01)和防御焦點(β=0.343，p<0.01)均顯著和積極地影響逢迎行為，這與之前的結果一致。在模型3中，加入了自尊變量之后，辱虐管理(β=0.137，p>0.1)對逢迎行為的影響變得不顯著，因此可以進一步檢驗調(diào)節(jié)的中介作用。在模型4中，辱虐管理和促進焦點交互項的路徑顯著(β=0.227，p<0.05)，表明其交互項對逢迎行為有積極顯著的影響。同時在模型4中，辱虐管理和防御焦點之間的交互項(β=-0.224，p<0.05)負向顯著，表明該交互項對逢迎行為有消極的影響。在模型5中，兩個交互項也都顯著，同時這兩個交互項共提高了6.8%逢迎行為被解釋的方差。同時其F值(F=6.30，p<0.05)也表現(xiàn)出該變化是顯著的，即H3a和H3b得到了支持。

表9總結了研究假設的結論。所有假設均成立。

表9 假設檢驗結果

四、結論與討論

(一) 結 論

辱虐管理是近幾年國內(nèi)組織行為學研究的熱點，盡管先前的研究成果豐碩，但絕大部分研究都聚焦于辱虐管理對員工的負面影響，甚少有研究探討辱虐管理對員工的積極影響。基于此，本研究將研究重點放在辱虐管理對員工的積極影響，認為辱虐管理通過員工自尊激發(fā)員工逢迎行為，自尊在這一過程中起到部分中介作用，調(diào)節(jié)焦點調(diào)節(jié)自尊中介作用的強度。本文以上海、武漢和深圳三個地區(qū)的高校MBA學員為研究對象進行實證分析來驗證研究模型。分析結果表明：自尊部分中介作用于辱虐管理與逢迎的關系，促進焦點正向調(diào)節(jié)辱虐管理與自尊之間的關系，高促進焦點增強自尊對辱虐管理與逢迎行為關系的中介作用；防御焦點負向調(diào)節(jié)辱虐管理與自尊之間的關系，高防御焦點削弱自尊對辱虐管理與逢迎行為關系的中介作用。

當員工促進焦點水平較高時，員工感受到的自尊降低會減弱，即辱虐管理和員工自尊之間的負相關系會減弱，繼而表現(xiàn)出積極逢迎行為；當員工防御焦點水平較高時，辱虐管理和自尊之間的負相關系會增強，繼而員工減少逢迎行為。

(二) 理論貢獻

本研究重點研究了辱虐管理的積極影響，辱虐管理激發(fā)員工逢迎行為，并依據(jù)資源保存理論分析了自尊的中介作用和調(diào)節(jié)焦點的調(diào)節(jié)作用。本研究的理論貢獻如下:

首先，本研究將逢迎行為作為辱虐管理的結果變量，豐富了組織情境中員工逢迎行為的理論研究。以往的研究側(cè)重于逢迎行為的調(diào)節(jié)效應研究，鮮有研究探討領導行為對員工逢迎行為的影響。本研究通過實證檢驗，驗證了領導辱虐行為是可以激發(fā)員工逢迎的，此結果是在劉軍等(2009)[1]研究結論基礎上的進一步驗證，這在一定程度上豐富了逢迎行為的理論研究成果。

其次，本研究發(fā)現(xiàn)辱虐管理的積極影響，辱虐管理會激發(fā)員工逢迎行為。以往關于辱虐管理的研究大多將辱虐管理界定為破壞性領導，會給員工認知、情緒體驗和行為帶來一系列消極影響。本研究著眼于辱虐管理可能產(chǎn)生的積極影響，驗證了辱虐管理引起員工積極表現(xiàn)自我，彌補了以往研究的關于辱虐管理積極影響方面的不足，對深入研究辱虐管理具有一定理論意義。這一結論也回應了Qin等[15]所呼吁的未來研究可以考慮從組織情境因素和下屬因素出發(fā)探討辱虐管理可能產(chǎn)生的積極影響。此外，孫利平等的一項研究指出，領導者的消極情緒可能反而促進了下屬績效的提升[34]。本文關于辱虐管理積極效應的結論與孫利平等人的結論相呼應。

再次，本研究證實了員工自尊作為辱虐管理和逢迎之間傳導機制的可能性?；谫Y源保存理論，發(fā)現(xiàn)辱虐管理和逢迎之間的關系受到自尊部分中介作用。國內(nèi)外辱虐管理相關研究基本上是分析辱虐管理與負向結果之間的相關關系以及與負向結果之間的中介機制。國外學者Vogel等[35]指出，員工面對因領導辱虐而產(chǎn)生自尊降低會采取不同的行為反應。本文基于資源保存理論，探討辱虐管理與積極行為之間的中介機制，從資源保存理論視角分析了辱虐管理如何對員工產(chǎn)生積極影響。此結果與Vogel等的研究結論一致，在中國情境下，員工面對領導辱虐并不一定會消極回避，員工有可能出于維護自尊的目的選擇積極表現(xiàn)自我來回應領導的辱虐，這一結論豐富了辱虐管理相關理論研究[35]。

最后，本研究發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)焦點對辱虐管理和逢迎的關系起到調(diào)節(jié)作用。促進焦點正向調(diào)節(jié)自尊在辱虐管理和逢迎行為之間所起的中介作用，高促進焦點時，自尊的中介作用越強，員工可能采取積極的逢迎行為。防御焦點負向調(diào)節(jié)自尊在辱虐管理和逢迎行為之間所起的中介作用，高防御焦點時，自尊的中介作用減弱，員工更少地逢迎領導。這些研究結果豐富了調(diào)節(jié)焦點的理論研究。

(三) 管理啟示

本研究具有以下幾方面管理啟示:

首先，員工面對領導辱虐，可以采取適當逢迎策略來緩和沖突。研究發(fā)現(xiàn)逢迎行為可以有效應對辱虐，拉近員工與領導之間的距離。因此，員工可以適當迎合領導以獲取更多資源，幫助員工績效提升和組織目標實現(xiàn)。

其次，領導對待下屬應因人而異。研究發(fā)現(xiàn)員工調(diào)節(jié)焦點會影響員工自尊水平進而影響員工是否會采取逢迎行為。因此，對那些自尊水平較高，關注獎勵，追求目標實現(xiàn)的員工，領導適當?shù)貒栏褚源軌蚋蟪潭鹊丶ぐl(fā)員工潛能。而對于那些自尊敏感，害怕失敗，防御焦點明顯的員工，領導應避免對該類型員工過于苛責。

最后，企業(yè)應增加員工心理健康培訓，關注員工自尊心理，肯定員工價值。研究發(fā)現(xiàn)遭受領導辱虐的員工會產(chǎn)生自尊降低從而產(chǎn)生較大的心理壓力。因此，企業(yè)在日常培訓課程中應適當增加心理健康培訓來幫助員工特別是那些自尊波動較大的員工維持自尊水平。

(四) 不足與展望

首先，在收集問卷過程中考慮到領導同事報告無法準確反映員工實際情況，因而本研究采用員工自評收集數(shù)據(jù)，這可能產(chǎn)生同源誤差。為了減小同源誤差，本研究分兩個時間節(jié)點(前后間隔兩個月)來收集數(shù)據(jù)，此法能夠在一定程度上減小同源誤差但是并不能完全避免同源誤差，未來研究可以采用縱向研究設計來最大限度地避免同源偏差。

其次，本研究分析了調(diào)節(jié)焦點的調(diào)節(jié)作用。領導對下屬的影響機制不僅會受到員工個人特質(zhì)的影響，還會受到情境因素(如組織氛圍等)影響。以后的研究可以考慮從組織氛圍角度進一步深入探討可能存在的影響辱虐管理的因素。