王媛，李鋒

(1.中國科學院行為科學重點實驗室(中國科學院心理研究所)，北京 100101；2.中國科學院大學心理系，北京 100049)

1 引言

辱虐管理與員工離職均是學術界關注的重要主題，盡管已有研究發(fā)現(xiàn)，辱虐管理對員工離職傾向有顯著正向影響，組織公平感和組織支持感在兩者間起到顯著中介作用，下屬的政治技能和逢迎行為可以調(diào)節(jié)辱虐管理對離職傾向的影響過程[1-3]；然而鮮有研究關注領導排斥感和領導認同在其中的作用機制。本研究基于自我認同理論，結合前人實證研究，提出辱虐領導行為激發(fā)員工的領導排斥感知，進而對離職傾向產(chǎn)生影響；同時，引入領導認同作為辱虐管理與領導排斥感間關系的調(diào)節(jié)變量，進一步探索領導認同對中介模型的調(diào)節(jié)效應。

2 研究假設

2.1 辱虐管理對領導排斥感的影響

辱虐管理是指領導持續(xù)地對員工做出具有敵意的語言或者非語言行為，但不包括身體接觸，具體表現(xiàn)有嘲笑、怒吼、當眾批評等[1]。領導排斥感是指員工感到被領導忽視或排擠，是員工在與領導的工作互動過程中的主觀感受。辱虐管理如何影響員工的領導排斥感呢？一方面，辱虐管理作為一類阻礙性壓力源，對員工的消極情緒有顯著影響[4]，導致員工需要投入更多的精力進行自我調(diào)節(jié)，以保證恰當情緒和行為來應對與領導的工作互動，該過程會過度消耗員工的情緒資源，導致員工出現(xiàn)嚴重的情緒耗竭狀態(tài)[5]和心理痛苦感受[6]，而心理痛苦恰恰是個體感知被排斥的關鍵信號[7]。另一方面，資源保存理論認為，個體必須不斷獲得資源，才能從資源耗損中恢復過來，但是辱虐領導阻礙員工獲得有助于績效改善的工作資源和有意義的工作反饋[8-9]，使員工產(chǎn)生領導排斥感知。已有研究表明，辱虐管理雖然沒有直接表現(xiàn)出排斥行為，但是通過辱虐行為傳遞出排斥意圖，并且隨著辱虐水平增高而增強[10]。因此，本研究提出假設：

H1：辱虐管理與員工的領導排斥感呈正相關。

2.2 領導排斥感的中介效應

離職傾向是指員工有計劃地離開組織的想法或意愿。領導排斥感會影響員工心理狀態(tài)和工作關系，進而促使員工產(chǎn)生離職傾向。首先，歸屬感理論認為，個體通過與他人建立積極的人際關系從而獲得群體歸屬感，而排斥感會威脅到個體的歸屬需求，引起強烈的心理痛苦和消極情感[7]，員工選擇離職可以使自己遠離這些負面影響。其次，根據(jù)社會認同理論，員工通過對自我群體的分類產(chǎn)生對工作團隊的組織認同，并通過對其他群體的區(qū)別對待來維持和強化組織認同[11]；排斥感會讓員工認為自己不被領導和同事接納，逐漸成為團隊中的邊緣化角色，組織認同感降低，員工選擇離職才能夠使自己脫離困境。已有研究發(fā)現(xiàn)，領導排斥感導致員工歸屬感降低[12]；面對組織環(huán)境和職業(yè)發(fā)展的不確定性，員工產(chǎn)生離職傾向，并且隨著領導排斥感升高而增強[11]。因此，本研究提出假設：

H2：領導排斥感與員工離職傾向呈正相關。

此外，前人實證研究已表明辱虐管理對員工離職傾向有正向影響[1-2,10]；結合前文關于辱虐管理對領導排斥感、領導排斥感對員工離職傾向具有正向影響的假設論述，本研究進而提出如下中介假設：

H3：領導排斥感在辱虐管理對員工離職傾向的影響中起到中介作用。

2.3 領導認同的調(diào)節(jié)效應

領導認同是關系認同的一種類型；根據(jù)自我認同理論，關系認同是指個體通過與重要他人的二元關系和角色關系進行自我定義的程度[13]。高關系認同個體具有維護牢固二元關系的強烈偏好與需要[14]；而工作場所的無禮行為不利于他們的關系需要滿足，會讓他們覺得人際關系變差，進而增加人際排斥擔憂、感覺更加孤立[15]。因此，不好的二元關系會放大高關系認同個體的關系需要未滿足感。實證研究已表明，團隊成員的無禮行為會讓高關系認同員工產(chǎn)生更強烈的排斥感知[15]。鑒于此，對于領導認同較強的員工來說，領導辱虐行為會引發(fā)他們更強烈的領導排斥感知，本研究提出如下假設：

H4：領導認同正向調(diào)節(jié)辱虐管理與領導排斥感的關系，即員工的領導認同越強，辱虐管理與領導排斥感的正向關系越強。

由于領導認同調(diào)節(jié)辱虐管理與領導排斥感的關系，本研究認為領導認同也有可能調(diào)節(jié)領導排斥感的中介作用。具體而言，員工的領導認同越強，辱虐管理通過領導排斥感對員工離職傾向的正向影響越強，本研究進一步提出假設：

H5：領導認同正向調(diào)節(jié)領導排斥感在辱虐管理與員工離職傾向之間的中介作用，即員工的領導認同越強，領導排斥感的中介效應越強。

綜上所述，本文提出研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

3 對象與方法

3.1 對象

研究以全職員工為研究對象，采用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，共回收有效問卷299份。員工樣本中男性107人，占比35.79%，女性192人，占比64.21%，教育程度以本科學歷為主(55.85%)，平均年齡是30.61歲(SD=6.00)，平均工作年限是7.67年(SD=6.20)，與直屬領導的共事時間平均是2.85年(SD=3.03)。

3.2 測量工具

辱虐管理量表。采用Tepper[1]開發(fā)的量表，共15個題目，如“我的主管常嘲笑我”，采用Likert7點評分法，1表示非常不同意，7表示非常同意，本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.96。

領導排斥感量表。采用Ferris等人[16]開發(fā)的量表，共10個題目，根據(jù)研究需要，將題目主語改為“直屬主管(領導)”，如“工作中，直屬主管(領導)會忽視我的感受或觀點”，采用Likert7點評分法，1表示從不，7表示總是，本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.95。

離職傾向量表。采用Cammann等人開發(fā)的量表，共3個題目，如“我即將要辭去現(xiàn)在的工作”，采用Likert5點評分法，1表示非常不同意，5表示非常同意，本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.82。

領導認同量表。采用Kark等人[17]開發(fā)的量表，共7個題目，如“領導的成功，如同我自己成功一樣”，采用Likert7點評分法，1表示非常不同意，7表示非常同意，本研究中該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.95。

4 結果

4.1 共同方法偏差與驗證性因子分析

首先，通過SPSS 26.0的Harman單因素檢驗進行共同方法偏差檢驗，結果顯示共有4個因子的特征值>1，累計解釋量達到70.24%，第一主成分能解釋41.41%的方差變異，低于50%。然后，使用AMOS 26.0進行驗證性因子分析。結果見表1，四因子模型的各項指標都達到擬合標準，并且優(yōu)于其他模型，表明研究數(shù)據(jù)的共同方法偏差并不嚴重，問卷具有良好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析與模型比較(N=299)

4.2 描述性統(tǒng)計與相關性分析

表2呈現(xiàn)了變量描述統(tǒng)計及相關分析結果。辱虐管理與領導排斥感顯著正相關(r=P<0.60，P<0.01)，領導排斥感與離職傾向顯著正相關(r=P<0.33，P<0.01)，辱虐管理與離職傾向顯著正相關(r=P<0.34，P<0.01)，這些結果為后續(xù)假設檢驗提供支持。

表2 各變量的均值、標準差與相關矩陣(N=299)

4.3 假設檢驗

表3呈現(xiàn)了層級回歸分析結果。模型1結果表明辱虐管理顯著正向影響領導排斥感(M1，β=0.57，P<0.001)，假設H1得到驗證。模型3結果表明辱虐管理顯著正向影響離職傾向(M3，β=0.32，P<0.001)。模型3基礎上加入領導排斥感后，領導排斥感顯著正向影響離職傾向(M4，β=0.22，P<0.01)，假設H2得到驗證；而辱虐管理對離職傾向的回歸系數(shù)減小，但正向影響依然顯著(M4，β=0.19，P<0.05)；進一步使用SPSS PROCESS 3.1進行中介效應分析，結果表明中介效應顯著(Effect=0.13，SE=0.05，95% CI[0.0300，0.2286])，假設H3得到驗證。

表3 層級回歸分析結果(N=299)

在模型1基礎上，加入辱虐管理與領導認同的交互項形成模型2，結果表明交互作用顯著(M2，β=0.09，P<0.05)，假設H4得到驗證。進一步的簡單斜率分析表明(圖2)，高領導認同水平強化了辱虐管理對領導排斥感的正向影響(high=0.71，t(299)=8.91，P<0.001；low=0.52，t(299)=9.36，P<0.001)。

最后，使用PROCESS 3.1進一步檢驗被調(diào)節(jié)的中介模型，結果表明領導認同在領導排斥感的中介機制中的調(diào)節(jié)作用顯著(Index=0.02，SE=0.02，95%CI[0.0001，0.0585])，當領導認同水平低時，辱虐管理通過領導排斥感對員工離職傾向的間接影響顯著(Effect=0.12，SE=0.05，95%CI[0.0213，0.2143])，當領導認同水平高時，該間接效應被強化(Effect=0.17，SE=0.06，95% CI[0.0313，0.2879])假設H5得到驗證。

圖2 領導認同的調(diào)節(jié)效應圖

5 討論

研究結果表明辱虐管理與員工感知到的領導排斥感呈正相關，領導排斥感與員工離職傾向呈正相關，而且領導排斥感中介辱虐管理對員工離職傾向的影響。該結果與Wang等人[10]基于新入職員工的研究發(fā)現(xiàn)相一致，但本研究將領導排斥感的中介機制拓展到了企業(yè)一般員工群體，進一步豐富了辱虐管理與離職傾向的作用機制。更重要的是，本研究基于自我認同理論研究發(fā)現(xiàn)領導認同在辱虐管理與領導排斥感的關系中以及整個中介模型中具有正向調(diào)節(jié)作用。近年來，員工的自我認同特征在領導過程中發(fā)揮著越來越重要的作用，關系認同維度的重要價值也得到越來越多研究者的關注[18-19]；然而在辱虐管理研究領域，自我認同特征特別是關系認同尚未得到關注，因此本研究將領導認同引入辱虐領導行為研究，作為員工的關系認同在上下級關系中的具體體現(xiàn)，探討領導認同對辱虐管理與領導排斥感關系，以及對領導排斥感中介作用的調(diào)節(jié)機制，有助于關系認同在領導過程中作用的理論發(fā)展，為辱虐管理的研究框架提供了新的理論依據(jù)。此外，雖然Hitlan等人[20]、王榮等人[12]、葉仁蓀等人[11]相繼發(fā)現(xiàn)領導排斥感和同事排斥感的影響機制不同，但是以往研究較少將其進行區(qū)分。因此，本研究將領導排斥感從職場排斥感中分離出來，單獨作為一個中介變量進行檢驗，這是對職場排斥感作用機制研究的有效補充。

{本研究結果能夠為企業(yè)管理實踐提供一些有價值的啟示。首先，企業(yè)應當重視辱虐管理給員工帶來的排斥感知變化，以及這種變化對員工離職傾向的影響。領導在營造組織環(huán)境中扮演著關鍵角色[21]，在管理層的選拔和考核上，不僅要考察他們的專業(yè)能力和績效表現(xiàn)，還應該關注他們的管理行為對員工情緒和態(tài)度的影響。其次，企業(yè)應當重視管理層的領導力培養(yǎng)，在管理層培養(yǎng)項目和企業(yè)文化宣導中，增強管理層對辱虐管理破壞性和消極影響的認知，倡導管理層采用具有積極意義的領導行為，使員工感受到領導的尊重和關懷。最后，領導和員工具有較好的特征匹配，有助于維持高質(zhì)量交換關系[22]，領導認同特征會影響員工對辱虐管理的認知后果，可以作為特征因素為員工招聘和配置提供參考。

同時，本研究也存在著一些不足。首先，本研究采用的橫截面研究設計，無法具體確定各變量之間的因果關系，未來研究可以采用縱向研究設計考察變量間因果關系。其次，本研究著重分析了員工的領導認同特征如何調(diào)節(jié)辱虐管理與領導排斥感的關系，對員工感到領導排斥感后的應對策略沒有進行檢驗，未來研究可以增加應對策略相關的調(diào)節(jié)變量，考察應對策略在領導排斥感與員工離職傾向關系中發(fā)揮怎樣的調(diào)節(jié)作用。

6 結論

本研究以自我認同理論為理論框架，探討了辱虐管理對員工離職傾向影響過程中領導排斥感的中介作用和領導認同的調(diào)節(jié)作用。研究結果表明：領導排斥感在辱虐管理與員工離職傾向之間起到中介作用；領導認同調(diào)節(jié)了辱虐管理與領導排斥感的關系，也調(diào)節(jié)了領導排斥感的中介作用，對于領導認同較高的員工來說，辱虐管理與領導排斥感的正向影響被加強，領導排斥感的中介效應也得到強化。以上研究結果一方面從關系認同角度，豐富了辱虐管理與員工離職傾向的研究模型，深入理解了關系認同的作用機制；另一方面，對于人才選拔和招聘以及管理層領導力培養(yǎng)具有參考價值。