袁 凌，劉 平，褚 昊

(1.湖南大學 工商管理學院，湖南 長沙 410082；2.中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢 430073)

0 引言

近年來，隨著組織內外部環(huán)境不確定性增大，工作中出現(xiàn)領導憤怒表達的場景越發(fā)常見，并成為領導與下屬互動研究領域的熱點話題[1]。根據(jù)以往研究，領導憤怒表達的結果變量涉及領導有效性感知[1]、員工績效[2]、領導信任[3]、反生產(chǎn)行為[4]、組織公民行為[5]等多個方面，但較少有學者研究領導憤怒表達對員工創(chuàng)新的影響。隨著經(jīng)濟環(huán)境動蕩性增大，當今組織更加注重員工創(chuàng)新能力培育，因此深入了解領導憤怒這一常見職場負面情緒對員工創(chuàng)新能力的影響十分必要。事實上，從問題識別到創(chuàng)意生成的整個創(chuàng)新過程中員工都需與領導持續(xù)互動及反饋[6]，此時員工易于感知到領導的憤怒情緒，而觀察他人憤怒情緒會對個體創(chuàng)造性思維以及注意力產(chǎn)生顯著消極影響[7]。因此，領導的憤怒情緒將可能導致員工降低創(chuàng)新過程投入。由于已有研究對領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入的關系尚未給予足夠關注，其中的“黑箱”有待揭示。此外，以往關于領導憤怒表達的研究多基于西方組織情境，受儒家文化、集體主義等影響，中國人表達憤怒情緒的方式、結果與西方人存在一定差異，因此有必要在中國組織情境下作進一步探討[8]。綜上，本研究將基于中國本土情境探討領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入關系及內在作用機制，以豐富中國組織情境下領導憤怒表達對員工創(chuàng)新影響的研究。

情緒即社會信息模型(EASI，Emotion As Social Information)中的綜合認知和情緒雙視角為員工遭遇領導憤怒情緒喧泄后的行為選擇提供了一個較全面的解釋框架[9]。該模型認為領導情緒可以通過兩種不同機制影響員工行為：一是信號傳遞過程，即領導情緒被員工還原為一種信息并整合到認知過程中，進而影響其行為決策；二是情緒感染過程，即領導通過“傳染”過程喚起員工類似情緒，進而影響其后續(xù)態(tài)度和行為。本研究將以此為理論框架，結合中國文化情境和實踐，從個體認知和情感系統(tǒng)中分離出兩個可能與創(chuàng)新相關的因素，即組織支持感(重要的創(chuàng)新認知資源)和職場焦慮(現(xiàn)代人常見情緒問題)，探討二者在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的中介作用。此外，情緒認知評價理論指出，個體情緒來源于其對相關情境的認知評價[10]，即個體認知過程會影響其情緒反應。因此，本研究將進一步探討組織支持感和職場焦慮在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的鏈式中介效應。

由于個體行為受自我調節(jié)系統(tǒng)管控，而正念屬于與自我調節(jié)系統(tǒng)緊密相關的個體特質，能對工作行為進行有效調節(jié)，極大緩沖內外部消極刺激產(chǎn)生的后果[11]，因此能在很大程度上調節(jié)領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入的消極作用。由此，本研究選擇正念為調節(jié)變量，探討其在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入關系中的鏈式中介調節(jié)作用。

綜上所述，本研究立足中國文化情境，結合領導憤怒情緒表達特點，探討中國組織情境下領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入的影響，同時，檢驗組織支持感與職場焦慮的鏈式多重中介作用，以及員工正念的調節(jié)作用。本研究采用問卷調查法在中國本土企業(yè)收集數(shù)據(jù)，使用結構方程模型方法進行實證檢驗，基于理論和實證的共同分析，深層解析中國組織情境下領導憤怒表達何時以及如何影響員工創(chuàng)新過程投入，從而為相關理論發(fā)展和企業(yè)管理實踐提供指導與借鑒。

1 理論分析與假設推導

1.1 中國組織情境下的領導憤怒表達

關于領導憤怒表達，Gibson & Callister[12]提出的定義在西方獲得較高認同，即領導憤怒表達是指領導在與下屬互動中表現(xiàn)出來的憤怒情緒，其源于目標受阻或感知威脅，常涉及對下屬不當行為的職責評估以及糾正領導者所認為的錯誤行為與目標等。領導憤怒表達具有3個特點：①其是由工作場所事件引發(fā)的一種典型消極情緒，通常伴隨肢體語言，識別性較高，如眉毛下垂、鼻孔張開、臉龐脹紅、拳頭握緊和聲音激昂等；②領導憤怒表達包含強烈的認知、動機和行為意圖，具有社會和人際雙重功能，能夠促進或阻礙組織目標實現(xiàn)；③領導憤怒表達依賴一定的文化情境，會受到組織文化規(guī)范的影響[8]。

由于東西方文化差異和領導憤怒對文化情境的依賴，不能將西方文化背景下的憤怒內涵簡單移植到中國實踐中來[8]。中國的儒家文化、集體主義等倡導“和諧”、“中庸”、“內斂”，這與西方文化倡導的“個性化”、“開放”、“張揚”等價值觀相差極大。由此可見，中國組織情境下的領導憤怒表達內涵與西方情境下的領導憤怒表達是存在差異的。具體而言：其一，中國組織情境下的領導憤怒表達更加含蓄內斂。相較于西方，中國的文化傳統(tǒng)是“喜怒不形于色”，領導者往往很少直接表達憤怒[13]。有調查研究發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)中國人生氣時的舉動首先是“生悶氣”(58.4%)，其次是“掉頭就走”(33.3%)和“大罵”(32.9%)。由此可見，中國人生氣時首先是習慣性壓抑，其次是規(guī)避憤怒，最后是怒形于色[14]。正因為如此，當員工遭遇領導上述生氣舉動時，往往不能當即理解，需要結合其認知資源揣摩其中的“潛臺詞”，以調整自己態(tài)度及行為[15]。其二，中國組織情境下的領導憤怒表達常與破壞性領導行為相關。中國是一個倡導儒家文化的禮儀之邦，強調“和諧”、“中庸”、“面子”，領導對下屬的破壞性行為多表現(xiàn)為沒有明顯傷害意圖的“憤怒”，而非大眾熟知的“辱虐”[16]。因此，憤怒被視為領導破壞性行為的一種外顯形式，而這也導致員工對其破壞性的感知更為敏感。其三，中國組織情境下的領導憤怒表達易引發(fā)員工消極反應，包括消極情緒和消極認知。受面子文化影響，中國人自尊心較強，當感知領導憤怒時更容易感覺被冒犯、“不給面子”等，從而產(chǎn)生較高的負面情緒，形成敵意的工作場所氛圍，導致組織人際關系僵化甚至惡化[16]。同時，在儒家文化影響下，領導憤怒意味著情緒失控，違背了大眾對德才兼?zhèn)涞葌鹘y(tǒng)領導形象的預期，容易引發(fā)員工對領導才能的懷疑[17]。鑒于此，員工更傾向于將領導憤怒詮釋為敵意舉動、領導才能低下等，而非績效引導[16]。 綜上，相比西方組織情境，中國組織情境下的領導憤怒表達更加內斂含蓄，會消耗員工較多的認知資源，且其常與破壞性行為相聯(lián)系，破壞性特征更顯著，容易引發(fā)員工消極反應，包括消極情緒和負面認知。因此，本研究推測，中國組織情境下的領導憤怒表達會消極影響員工創(chuàng)新。

1.2 領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入

創(chuàng)新過程投入是指個人在創(chuàng)新產(chǎn)出過程中的投入，包括問題識別、信息搜索與編碼、創(chuàng)意與替代方案生成等[18]。個體投入精力越多，識別問題越充分、獲得信息越多，就越可能產(chǎn)生既新穎又實用的解決方案[6]。因此，對員工來說，在追求創(chuàng)新的過程中需要持續(xù)投入時間與注意力，并需要對想法不斷打磨。

受傳統(tǒng)文化影響，中國組織情境下的領導憤怒易引起對方的不滿與消極體驗，從而降低其創(chuàng)新過程投入[8]。首先，基于EASI模型[9]，當面對憤怒的領導時，員工會通過察言觀色對其舉止(面部表情、身體姿勢等)進行無意識模仿而經(jīng)歷相似的憤怒體驗[19]。而個體經(jīng)歷的消極情緒經(jīng)歷會負向影響其工作狀態(tài)[20]，最終降低創(chuàng)新過程投入。同時，領導憤怒向員工傳遞出潛在的威脅信號，受到領導憤怒情緒影響的員工會反復分析憤怒動因，極大消耗其認知資源，從而導致員工減少創(chuàng)新上的認知資源投入[16]。其次，領導憤怒情緒下隱含的“盡快做好”信號會使員工減少信息檢索數(shù)量和降低檢索質量，嚴重影響創(chuàng)新過程投入[6]；同時，“盡快做好”的信號會促使員工選擇比較保守的方案，而不會花費大量時間去打磨想法、獲得更多創(chuàng)意，最終負向影響創(chuàng)新過程投入[6]。最后，上級憤怒(如批評、指責、詆毀等)除導致員工產(chǎn)生身份威脅感及不安全感外，還會讓其懷疑自身貢獻和努力未得到尊重，從而降低其在組織內的發(fā)展動機[21]。而內在動機對員工創(chuàng)新行為有促進作用，即員工內在動機越強，越可能打破陳規(guī)，接受挑戰(zhàn)性工作，進而提出創(chuàng)新性建議和策略[22]。因此，本研究提出如下假設：

H1：中國組織情境下的領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入有負向影響。

1.3 組織支持感的中介作用

組織支持感是指員工在工作中對組織是否承認個體付出、關注個體福利和幸福的一種綜合感知，是綜合社會交換理論和互惠原則的一個構念[23]。

領導憤怒表達與員工組織支持感負相關。首先，領導是組織代言人，員工的組織支持感在很大程度上是由領導行為及領導——員工關系塑造的[23]。在中國組織情境下的領導憤怒易引發(fā)員工的消極認知，并被詮釋為譴責、否定與質疑，進而上升到霸凌行為，破壞領導——員工關系[16]。同時，由于員工無法及時獲得領導反饋信息或溝通不足，會削弱員工對領導支持的感知，并最終降低組織支持感[24]。其次，由于領導掌控著組織資源，當員工遭遇領導憤怒時往往不敢申辯和反駁。在權力距離較顯著的國內，這種現(xiàn)象更為普遍[25]。長此以往，員工內心容易積壓委屈和不公平感，最終負向影響員工組織支持感[26]。最后，領導憤怒容易引發(fā)敵意認知。敵意認知是個體在與他人交往過程中表現(xiàn)出的敵對想法，包括貶低、消極評價和怨恨等。敵意認知作為一種負面認知，會削弱員工對領導和組織的認同，并顯著降低組織支持感[27]。

組織支持感與創(chuàng)新過程投入正相關。首先，從內在激勵角度看，當員工擁有較高的組織支持感時，他們會感到自己受到組織重視，會更加努力地回報組織，從而以更強的主動性投入創(chuàng)新過程[23]。其次，從心理資本角度看，員工組織支持感越高，越不懼怕失敗，即使創(chuàng)新失敗了，由于組織的支持，他們也會被寬容。因此，組織支持感越高，員工展現(xiàn)自我的欲望越強并敢于冒險，從而更有積極性投入創(chuàng)新過程[28]。最后，從資源整合利用角度看，由于高組織支持感的員工與組織建立了高質量交換關系[23]，因此無論是在問題識別、信息搜索，還是創(chuàng)意產(chǎn)生中，他們都能夠與領導及團隊進行更多溝通、獲取更多信息、產(chǎn)生更多“頭腦風暴”，從而更有可能產(chǎn)出創(chuàng)意。簡而言之，高組織支持感的員工能夠更充分地利用各種組織資源，在創(chuàng)新過程中有更好的表現(xiàn)以及加大創(chuàng)新過程投入[29]。

綜上所述，中國組織情境下的領導憤怒表達會削弱員工的組織支持感，而較低的員工組織支持感不利于其創(chuàng)新過程投入。因此，本研究提出如下假設：

H2：組織支持感在中國組織情境下的領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入關系中具有中介作用。

1.4 職場焦慮的中介作用

職場焦慮是指員工在組織中感受到威脅時形成的不安與憂慮，其屬于一種以緊張為主要癥狀的壓力反應[30]。焦慮分為特質焦慮和狀態(tài)焦慮，本研究關注的是組織情境下的狀態(tài)焦慮，常在員工面臨威脅和壓力時發(fā)生[31]。

領導憤怒會加大員工的職場焦慮。首先，依據(jù)情緒認知評價理論，當個體感知到組織中存在不利于自身目標實現(xiàn)和利益獲取的威脅時，往往會產(chǎn)生較強的焦慮情緒[10]。由此可以推測，遭遇領導憤怒會影響員工職場焦慮水平。如前所述，領導憤怒(如批評、指責、詆毀等)常給員工帶來消極影響，是一種威脅信號。從組織正式制度角度考慮，領導憤怒可能意味著員工表現(xiàn)不佳，會面臨組織制度責罰和地位威脅[8]；從人際關系角度看，領導憤怒可能導致員工面臨職場排斥風險[32]。同時，憤怒還可能作為一種達成恐嚇員工目的的威脅策略[33]。由于焦慮情緒常在員工面臨威脅時產(chǎn)生，因此領導憤怒作為一種場景威脅會引發(fā)員工職場焦慮。其次，基于情緒傳染理論，遭遇領導憤怒會使員工“感染”憤怒情緒，而焦慮作為憤怒的伴隨情緒會由此滋生，即此時員工也會產(chǎn)生較高的焦慮情緒[33]。

職場焦慮不利于員工投入創(chuàng)新過程。首先，依據(jù)資源保存理論，狀態(tài)焦慮作為負面情緒，會較多地占用員工認知/情緒資源[34]，導致員工在創(chuàng)新過程中的情緒/認知資源投入減少，從而負向影響創(chuàng)新過程投入。其次，因遭受組織不公平待遇而產(chǎn)生的消極情緒會將員工注意力引至不公平待遇的溯源上[35]。因此，當員工遭遇領導憤怒且產(chǎn)生較強的狀態(tài)焦慮時，員工會將更多注意力投向如何平息領導憤怒情緒上，而較少關心工作任務，造成創(chuàng)新過程投入降低。最后，焦慮作為一種預防取向情緒，會限制個體注意力范圍，即個體容易將注意力集中在與安全/危險相關的刺激源上，導致思維僵化，抑制創(chuàng)造性思維[36]。具體地，焦慮會導致信息搜尋和處理受到限制、對問題備選解決方案的考慮減少、注意力持續(xù)時間縮短、傾向于利用熟悉和保險的解決方案，并最終導致創(chuàng)新過程投入減少[7]。

綜上所述，中國組織情境下的領導憤怒表達會增加員工的職場焦慮，而員工的職場焦慮會阻礙其投入創(chuàng)新過程。因此，本研究提出如下假設：

H3：職場焦慮在中國組織情境下的領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入關系中具有中介作用。

1.5 組織支持感與職場焦慮的鏈式中介作用

情緒認知評價理論認為，個體情緒反應來源于其內部情緒認知過程，即員工對領導憤怒情緒的認知與解釋將引發(fā)相應的內部情緒反應[10]。組織支持感是員工對組織是否看重自己的工作付出、個體福利和幸福的一種綜合感受，來源于員工對組織情境的認知評價，屬于一種認知過程[23]；而職場焦慮是一種強烈的負面情緒，是員工特定的內部情緒反應[30]。組織支持感的形成過程可以看作是一種情緒認知過程，通過該過程產(chǎn)生特定的情緒反應，即職場焦慮。因此，基于情緒認知評價理論的作用機制，本研究認為較低的員工組織支持感會導致較強烈的職場焦慮。組織支持感降低，意味著員工認為工作中失去了組織重視與相應資源支持，對個體順利實現(xiàn)自身目標和獲得收益來說是一種潛在威脅[37]。而職場焦慮通常在個體面臨威脅時產(chǎn)生，充當生存受到威脅時的自救信號[31]。因此，組織支持感降低作為一種威脅會增強員工的焦慮感。由此，結合假設H2和H3，即中國組織情境下的領導憤怒表達會負向影響員工與組織的交換過程，降低員工的組織支持感，而低組織支持感會導致員工感知較大的威脅，增加員工職場焦慮，而較高的職場焦慮會負向影響員工的認知、思維、信息處理等，最后導致創(chuàng)新過程投入降低。由此，本研究提出如下假設：

H4：組織支持感和職場焦慮在中國組織情境下的領導憤怒與創(chuàng)新過程投入間存在鏈式中介效應，即領導憤怒表達由于降低了員工組織支持感而加劇了職場焦慮，進而負向影響員工創(chuàng)新過程投入。

1.6 員工正念的調節(jié)作用

在管理領域，正念被定義為一種對當前內外部刺激的高度專注和坦然接納，既可表示個體的意識狀態(tài)，也可表示一種特質[38]。注意與接納是正念的兩個核心要素，其中，注意是個體對當前內外部刺激的一種持續(xù)關注；而接納是個體面對內外部刺激時一種不加評判的接受，包括所有痛苦和開心[39]。

正念會降低職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響?；谇拔姆治?，當員工職場焦慮較強烈時，很可能持續(xù)沉浸在擔憂中，降低注意力效率和質量，最終減少創(chuàng)新過程投入。而正念通過影響個體注意力機能，能夠顯著緩解這種負向影響[39]。首先，正念強調專注 “此時此刻”，減少對當下與任務無關的“憂思”。因此，高正念的員工能夠更專注當下任務，提高注意力效率，減少職場焦慮對注意力的分散和占用，在創(chuàng)新過程中投入更多[40]。其次，正念強調對當前內外部刺激不加評判地接納[39]。因此，高正念的員工更能坦然接納職場焦慮這一負面情緒，而不會對此作出好壞利弊的評價，這有助于員工在消極的焦慮情緒和自身反應之間建立更大的緩沖空間[41]，減少沖動性認知或負面行為，改善自我調整與管理功能。由此，高正念員工會比低正念員工以更加積極的狀態(tài)面對職場焦慮這一負面體驗，緩解職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負面影響。

此外，正念將通過緩解職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響，對組織支持感、職場焦慮在領導憤怒與創(chuàng)新過程投入間的鏈式中介產(chǎn)生調節(jié)作用。員工正念水平越高，擁有的自我調節(jié)資源越多，通過保持當下的專注力與接納度，最終實現(xiàn)對自身情緒、認知和行為等方面更有效的調節(jié)[42]。因此，高正念員工能夠更好地應對因領導憤怒導致的組織支持感降低和職場焦慮升高等不良心理體驗，從而緩解認知/情緒等自我調節(jié)資源不足問題，避免創(chuàng)新過程投入降低。簡而言之，高正念員工對職場焦慮的敏感度較低，不會顯著受到它的消極影響[43]。這意味著領導憤怒對創(chuàng)新過程投入的間接影響會較少通過職場焦慮得以傳遞，因此領導憤怒通過組織支持感到職場焦慮，再到創(chuàng)新過程投入的鏈式中介作用將得到緩解。因此，本研究提出如下假設：

H5：員工正念通過緩和職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響進而調節(jié)組織支持感、職場焦慮在中國組織情境下領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的鏈式中介作用，即對低正念員工來說，該負向鏈式中介作用較強，但對高正念員工來說，該負向鏈式中介作用相對較弱。

綜上，構建本研究理論框架如圖1所示。

圖1 理論研究模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究調查樣本主要來自湖南、廣東、北京等地對員工創(chuàng)新要求較高的互聯(lián)網(wǎng)、廣告、金融等行業(yè)企業(yè)，其員工屬于典型的知識型員工。研究采用線上電子問卷和線下紙質問卷兩種方式進行數(shù)據(jù)收集。具體如下：首先，利用大學MBA學員發(fā)放匿名問卷；其次，利用社會資源渠道聯(lián)系多家相關企業(yè)高層，獲得其支持后在其企業(yè)發(fā)放匿名問卷；最后，利用社會關系，采用在線滾雪球方式針對符合要求的調查對象發(fā)放問卷。本研究共計發(fā)放問卷600份，回收512份，刪除無效問卷如不完整填寫和明顯不認真填寫等，最終得到有效問卷381份，有效率為63.5%。樣本特征見表1。

表1 樣本人口統(tǒng)計學特征分布

2.2 變量測量

本研究采用量表均是在國外主流期刊上發(fā)表過的成熟量表，并在中國組織情境下被證明具有良好信效度。所有英文量表均進行了完整的翻譯——回譯工作，并成立相關專題小組對問卷進行修改，盡可能避免問卷中出現(xiàn)語句歧義和模糊。

領導憤怒表達采用Forgays等[44]開發(fā)的“憤怒情緒調查量表”，共5個題項，舉例題項如 “在工作中，直接上級領導對我們表現(xiàn)出憤怒”，員工采用“1”-“6”依次表示“一次也不”到“非常頻繁”。本研究中，其α系數(shù)為0.925。

組織支持感采用Shanock等[45]開發(fā)的量表，共6個題項，舉例題項如“公司重視我們?yōu)楣纠孀鞒龅呢暙I”等，采用Likert6點量表計分。本研究中，其α系數(shù)為0.870。

職場焦慮采用Mccarthy等[30]開發(fā)的量表，共8個題項，舉例題項如“一想到工作做得不好，我就不知所措”、“我對不能達到業(yè)績目標感到緊張和憂慮”、“即使我盡我所能，我仍然擔心我的工作表現(xiàn)是否足夠好”等，采用Likert6點量表計分。本研究中，其α系數(shù)為0.913。

創(chuàng)新過程投入采用Zhang & Bartol[18]開發(fā)的量表，共11個題項，包括問題識別、信息搜索和編碼、創(chuàng)意和備選方案生成3個維度。舉例題項如“我花了相當長的時間來理解問題本質”、“我仔細考慮不同來源的信息以產(chǎn)生新想法”、“我嘗試想出一些與已有解決問題方法不同的新辦法”等，采用Likert6點量表計分。本研究中，其α系數(shù)為0.891。

正念采用Brown & Ryan[46]開發(fā)的量表，共15個題項，舉例題項如“我發(fā)現(xiàn)我很難把注意力集中在當下發(fā)生的事情”和“我發(fā)現(xiàn)自己會沉浸在過去的事情或未來的想象中”等，采用Likert6點量表計分。本研究中，其α系數(shù)為0.916。

控制變量。已有研究表明，領導與員工個體差異等方面因素會影響員工創(chuàng)新過程投入。因此，本研究控制變量包括：領導與員工的性別年齡、受教育程度、共事時間、工作年限以及領導職級等9個變量。

3 實證分析

3.1 驗證性因子分析

本研究遵循標準的實證檢驗流程，首先對假設模型涉及的主要變量(領導憤怒表達、組織支持感、職場焦慮、創(chuàng)新過程投入和正念)進行驗證性因子分析。由表2可知，五因子模型的χ2/df=2.091, RMSEA=0.054, SRMR=0.050, CFI=0.916, IFI=0.917, TLI=0.910,符合適配標準。而四因子、三因子、二因子和單因子模型對數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度顯著劣于五因子，未達到適配標準，進一步驗證了本研究5個變量間具備較好的區(qū)分效度。

3.2 共同方法偏差檢驗

本研究采用Harman單因素方法和共同方法潛因子(CMV)[47]檢驗共同方法偏差。Harman單因素方法檢驗結果表明：特征根大于1的因子總變異解釋量為65.303%，第一個主成分的變異解釋量為30.529%，未超過最大值50%，且不超過總變異解釋量的一半，初步說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。同時，共同方法潛因子(CMV)檢驗結果表明(如表2)：在五因子模型中加入一個共同方法變異因子后，其SRMR、CFI、IFI、TLI等改善程度處于0～0.02之間，與五因子模型相比只有非常微弱的改善，且RMSEA指標變得不合格。因此，綜合以上兩種方法的檢驗結果可知，本研究測量數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

表2 區(qū)分效度檢驗及共同方法偏差檢驗結果

3.3 描述性統(tǒng)計與相關性分析

表3列出了不同變量均值、標準差及Pearson相關系數(shù)。相關分析結果表明：①領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入顯著負相關(r=-0.193，p<0.001)；②領導憤怒表達與組織支持感顯著負相關(r=-0.335，p<0.001)，組織支持感與員工創(chuàng)新過程投入顯著正相關(r=0.438，p<0.001)；③領導憤怒表達與員工職場焦慮顯著正相關(r=0.336，p<0.001)，職場焦慮與員工創(chuàng)新過程投入顯著負相關(r=-0.384，p<0.001)；④組織支持感與員工職場焦慮顯著負相關(r=-0.360，p<0.001)；⑤正念與領導憤怒表達(r=-0.338，p<0.001)、職場焦慮(r=-0.523，p<0.001)顯著負相關，與組織支持感(r=0.424，p<0.001)、創(chuàng)新過程投入(r=0.469，p<0.001)顯著正相關。變量相關性檢驗結果初步驗證了本研究假設，為后續(xù)檢驗奠定了基礎。

表3 變量均值、標準差與相關性系數(shù)

3.4 假設檢驗

3.4.1 中介模型檢驗

本研究采用結構方程模型進行假設檢驗。首先，對領導憤怒表達影響員工創(chuàng)新過程投入的主效應予以檢驗。主效應結構方程模型的擬合度指標良好(χ2/df=2.976, RMSEA= 0.072, SRMR=0.041, CFI=0.952, IFI=0.952, TLI=0.942)，標準化路徑系數(shù)為負且顯著(β=-0. 15，p<0. 001)，說明領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入具有顯著負向影響，假設H1得到進一步支持。

在前述分析的基礎上，繼續(xù)采用結構方程模型檢驗中介模型。首先通過比較各種嵌套競爭模型確定最優(yōu)中介模型，然后在結構方程模型分析的基礎上結合Bootstrap法驗證中介作用的顯著性。考慮到多重中介模型有3種不同形式：純鏈式中介模型、并列中介模型和復合中介模型[48]，本研究首先建立以領導憤怒表達為自變量，員工創(chuàng)新過程投入為因變量，組織支持感和職場焦慮為鏈式多重中介變量的假設模型1(見圖2)，然后在假設模型1的基礎上建立嵌套競爭模型2和嵌套競爭模型3。模型2刪除領導憤怒表達——職場焦慮，以及組織支持感——員工創(chuàng)新過程投入路徑，轉換為完全鏈式中介模型；模型3刪除組織支持感——職場焦慮路徑，轉換為并列中介模型。從表3可知，模型2和模型3的擬合度降低，相關指標未達標，表明假設模型1為最優(yōu)模型。同時，通過對比模型間的卡方值變化是否顯著進一步確定最優(yōu)模型：當Δχ2的差異顯著時，擬合程度更好的復雜模型為最優(yōu)模型，反之，簡潔路徑模型為最優(yōu)模型。結果顯示，相比模型2和模型3，模型1的卡方值變化顯著(Δχ2(2)=69.617，p<0.05；Δχ2(1)=22.283，p<0.05)，再次表明原假設模型1是最優(yōu)模型(模型1的路徑標準化系數(shù)如圖2)。因此，領導憤怒表達不僅分別通過組織支持感、職場焦慮間接影響員工創(chuàng)新過程投入，還通過先降低組織支持感、后促進職場焦慮水平升高，最終影響員工創(chuàng)新過程投入。

表4 結構方程模型擬合指數(shù)

接下來，在結構方程模型分析基礎上結合Bootstrap法，對組織支持感和職場焦慮的鏈式多重中介作用進行檢驗，最優(yōu)中介模型運行結果及Bootstrap檢驗結果如圖2、表5所示。由此可知，①領導憤怒表達——組織支持感的路徑系數(shù)(β=-0.32，p<0.001)、組織支持感——員工創(chuàng)新過程投入的路徑系數(shù)(β=0.38，p<0.001)均顯著，且組織支持感在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的中介作用顯著(β=-0.12，p<0.05)，Bootstrap的置信區(qū)間為[-0.202，-0.070]，未包含0，假設H2得證；②領導憤怒表達——職場焦慮的路徑系數(shù)(β=0.29，p<0.001)、職場焦慮——員工創(chuàng)新過程投入的路徑系數(shù)(β=-0.32，p<0.001)均顯著，且職場焦慮在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的中介作用顯著(β=-0.09，p<0.05)，Bootstrap的置信區(qū)間為[-0.152，-0.046]，未包含0，假設H3得證；③組織支持感—職場焦慮的路徑系數(shù)顯著(β=-0.27，p<0.001)，且組織支持感、職場焦慮在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的鏈式中介效應顯著(β=-0.03，p<0.05)，Bootstrap的置信區(qū)間為[-0.057，-0.008]，未包含0，假設H4得到支持。同時，領導憤怒表達——創(chuàng)新過程投入的路徑系數(shù)不顯著(β=0.03，p>0.05)，直接效應的Bootstrap置信區(qū)間為[-0.078，0.138]，包含0，因此組織支持感、職場焦慮在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間起完全多重鏈式中介作用。相較中介效應，兩條獨立中介路徑的差異不顯著(95%的Bootstrap置信區(qū)間包含0)，說明這兩條獨立中介路徑的中介效應相當，而鏈式中介路徑和兩條獨立中介路徑的中介效應差異顯著(95%的Bootstrap置信區(qū)間不包含0)，即兩條獨立中介路徑的中介效應強于鏈式中介路徑的中介效應。

表5 中介效應及Bootstrap分析結果

3.4.2 調節(jié)作用檢驗

本研究利用潛變量調節(jié)效應模型估計的無約束估計法驗證正念的調節(jié)作用[49]，并參考stride等[50]提出的被調節(jié)的鏈式中介模型算法進行假設檢驗。首先，構建正念和職場焦慮的調節(jié)項觀察指標。由于潛變量正念和職場焦慮的觀察指標數(shù)量不一致，因此去掉正念因子負荷較低的3個觀察指標；其次，采用題項打包策略各自形成4個觀察指標，中心化后按照乘積指標“大配大、小配小”的原則構建正念與職場焦慮調節(jié)項的觀察指標[51]，共構建4個乘積觀察指標；最后，將調節(jié)項和調節(jié)變量放入最優(yōu)中介模型中，模型擬合良好(χ2/df=1.993, RMSEA=0.051, CFI=0.915, IFI=0.916, TLI=0.909)。數(shù)據(jù)運行結果顯示：正念與職場焦慮的交互項對創(chuàng)新過程投入的預測作用顯著(β=0.12，p<0.05)，說明正念顯著調節(jié)了職場焦慮與創(chuàng)新過程投入的關系。

為了更直觀、清晰地顯示調節(jié)效果，本研究將樣本分為高正念組和低正念組(正念的均值加減一個標準差)，繪制正念調節(jié)效應圖，如圖3所示。結果表明，當正念水平較低時，職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響較顯著(β =-0.26，p<0. 05)；當正念水平較高時，職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響不顯著(β =-0.14，p >0. 05)。這說明員工正念緩解了職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響，且該負向影響只對正念水平較低的員工有顯著作用。

圖2 中介-調節(jié)模型估計

圖3 調節(jié)效應分析

進一步檢驗被調節(jié)的鏈式中介效應。本研究采用Hayes[52]提出的系數(shù)乘積法，即檢驗中介變量與調節(jié)項路徑系數(shù)乘積的顯著性進行判斷分析。同時，采用Edwards & Lambert[53]提出的差異分析法，對中介效應差異的顯著性作進一步驗證。檢驗結果表明：在領導憤怒表達通過組織支持感與職場焦慮影響創(chuàng)新過程投入的鏈式中介效應里，中介變量與調節(jié)項的路徑系數(shù)乘積(a1×d1×b3)為0.01(p <0.05)，說明正念對該鏈式的中介效應存在顯著調節(jié)作用。在表6 中，當正念水平較低時(均值減一個標準差)，領導憤怒表達通過組織支持感與職場焦慮影響創(chuàng)新過程投入的鏈式中介效應值為-0.02 (p<0.001)，95% 的Bootstrap置信區(qū)間不包含0，為[-0.047 4，-0.006 6]，說明鏈式中介效應顯著；當正念水平較高時(均值加一個標準差)，領導憤怒表達通過組織支持感與職場焦慮影響創(chuàng)新過程投入的鏈式中介效應值為-0.01 (p>0.05)，95%的Bootstrap 置信區(qū)間包含0，為[-0.032 2，0.000 2]，說明鏈式中介效應不顯著。同時，正念水平較低與正念水平較高時鏈式中介路徑的間接效應值存在顯著差異(p<0.05，CI [0.000 4，0.027 6])，說明員工正念緩解了組織支持感、職場焦慮在領導憤怒表達與創(chuàng)新過程投入間的鏈式中介作用，即鏈式中介效應只對正念水平較低的員工有顯著影響，假設H5得到數(shù)據(jù)支持。

表6 被調節(jié)的鏈式中介效應檢驗結果

4 結論與討論

4.1 研究結論

本研究立足中國文化情境，基于EASI模型，結合情緒認知評價理論，分析了組織支持感、職場焦慮分別在領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間的中介作用以及鏈式中介作用，并探討了員工正念的調節(jié)作用。研究結論如下：①中國組織情境下的領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入具有負向影響；②組織支持感、職場焦慮在中國組織情境下的領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間起鏈式多重中介作用。這說明：第一，領導憤怒表達可以通過降低組織支持感間接負向影響員工創(chuàng)新過程投入；第二，領導憤怒表達可以通過增加職場焦慮間接負向影響員工創(chuàng)新過程投入；第三，領導憤怒表達可以通過先降低員工組織支持感，后增加職場焦慮，最終間接負向影響員工創(chuàng)新過程投入；③員工正念通過緩解職場焦慮對創(chuàng)新過程投入的負向影響，進而調節(jié)組織支持感與職場焦慮的鏈式中介作用。對于低正念員工而言，領導憤怒可以通過組織支持感和職場焦慮的鏈式中介作用對創(chuàng)新過程投入產(chǎn)生負向影響，但是對高正念員工而言，該負向影響的鏈式中介作用不顯著。這是因為員工的正念水平越高，他們擁有的自我調節(jié)資源就越多，能夠更好地應對由領導憤怒導致的組織支持感降低和職場焦慮升高等不良心理體驗，并不會顯著受到他們的消極影響，從而導致該負向影響的鏈式中介作用不顯著。

4.2 理論意義

(1)通過探討中國組織情境下領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入的影響，豐富了領導憤怒表達結果變量研究和本土化研究。領導憤怒表達作為組織實踐中的高發(fā)場景，對員工影響極大，但是目前有限的研究多基于西方組織情境，且缺少對員工創(chuàng)新能力影響的探討。本研究結合中國組織情境下領導憤怒表達特點，通過實證分析，檢驗了中國組織情境下領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入的阻礙作用，進一步證實了領導憤怒表達的消極影響，擴展了其結果變量研究和本土化研究。

(2)通過探討組織支持感和職場焦慮的鏈式多重中介作用，為領導憤怒表達影響員工創(chuàng)新過程投入提供了一個更加動態(tài)和完整的作用路徑機制，并使EASI模型和情緒認知評價理論成為后續(xù)探討中國組織情境下領導憤怒表達后果和員工創(chuàng)新前因的理論基礎。本研究以EASI模型為研究框架，驗證了組織支持感和職場焦慮的中介作用，不僅揭示了領導憤怒表達和員工創(chuàng)新過程投入間的中介變量，還為EASI模型貢獻了特定的認知和情緒影響路徑。同時，以往研究在應用EASI模型時很少關注認知與情緒路徑關系[9]。本研究通過整合情緒認知評價理論，驗證了“消極刺激(領導憤怒表達)—認知反應(組織支持感)—情感反應(職場焦慮)—行為結果(員工創(chuàng)新過程投入)”過程在解釋領導憤怒表達與員工創(chuàng)新過程投入間發(fā)揮鏈式中介作用的有效性，對認知與情緒路徑關系研究進行了補充，擴展了EASI模型，為后續(xù)相關研究提供了理論基礎。

(3)通過探討正念對領導憤怒表達影響員工創(chuàng)新過程投入的調節(jié)作用，為領導憤怒表達影響員工創(chuàng)新過程投入貢獻了新的邊界條件。在以往研究中，正念多見于心理學領域，但實際上其對個體情緒、認知和行為等具有顯著影響[39]。本研究順應組織行為學和心理學交互的研究趨勢[39]，將正念引入組織情境，充分探究正念對本研究模型的調節(jié)作用，從個體調節(jié)系統(tǒng)視角豐富了領導憤怒表達作用于員工創(chuàng)新過程投入的邊界條件研究。

4.3 實踐啟示

(1)注重優(yōu)化領導者憤怒表達策略。本研究有助于促使管理者認識領導者憤怒情緒對員工創(chuàng)新過程投入的危害，進而有利于管理者提前干預。具體而言：①通過在一般領導培訓中設立憤怒表達模塊，進行憤怒表達訓練[54]，從而實現(xiàn)領導效能最大化；②通過設計相應的招聘和勝任制度，避免選擇或留用具有憤怒傾向或特質的領導者。

(2)注重提高員工的組織支持感并降低員工職場焦慮。管理者可以通過調控員工的組織支持感和職場焦慮水平削弱領導憤怒表達對員工創(chuàng)新過程投入的負向影響。具體而言：①設計相應的培訓課程(如技能提升、心理素質培養(yǎng)等)、建立相應的員工援助基地(如心理健康室、健身室等)，以及定期舉辦相應的文娛活動和競賽等對員工可能出現(xiàn)的消極心理進行干預，幫助員工增強組織支持感，減少職場焦慮；②從長遠來說，建立積極向上、開放的企業(yè)文化和氛圍更為關鍵，能夠更加有效地改善員工心理狀態(tài)[31]。

(3)注重提高員工正念水平。管理者可以通過提高員工正念水平削弱領導憤怒表達、職場焦慮等消極經(jīng)歷的負面影響。具體而言：①通過正念訓練提高員工正念水平。其中，正念認知療法和正念減壓法是正念訓練中的常用方法，組織可以適當采用這些技術和方法[39]；②通過相應的組織培訓、文化認同和鼓勵等讓員工認識到正念的重要性，從而使員工能夠自覺進行正式或非正式的正念訓練，以此促進正念水平提高。

4.4 研究局限與未來展望

本研究局限與展望如下：①研究數(shù)據(jù)屬于橫截面數(shù)據(jù)，很難真正排除變量間的反向因果關系。因此，未來研究可以采取縱向設計，例如日記法與經(jīng)驗取樣法等揭示變量間的因果關系；②本研究主要針對個體層次，雖然采取了控制同源誤差的措施，但無法完全消除其影響。未來研究可使用多來源數(shù)據(jù)，以此減小同源誤差；③工作場所中的領導情緒對員工心理、行為的影響極其復雜多變，本研究僅探討了組織支持感和職場焦慮在領導憤怒表達負向影響創(chuàng)新過程投入的線性中介機制以及低正念水平的邊界條件。未來研究可以從更廣視角出發(fā)，深入探討領導憤怒表達和員工創(chuàng)新過程投入間的其它線性或非線性作用機制以及更多的邊界條件，從而更加全面地反映二者關系。