累并快樂著：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的收益與代價(jià)——基于工作?家庭資源模型視角*

康勇軍 彭 堅(jiān)

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累并快樂著：服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的收益與代價(jià)——基于工作?家庭資源模型視角

康勇軍彭 堅(jiān)

(廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)創(chuàng)業(yè)教育學(xué)院, 廣州 510320) (廣州大學(xué)工商管理學(xué)院, 廣州 510006)

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)被以往大量研究證實(shí)能夠?qū)ο聦佼a(chǎn)生積極的影響效果。然而, 我們對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)如何影響領(lǐng)導(dǎo)者自己還知之甚少?；诖? 文章根據(jù)工作?家庭資源模型, 探討了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的收益與代價(jià)。采用經(jīng)驗(yàn)抽樣法, 對(duì)廣州市76名企業(yè)單位中的主管進(jìn)行為期5天的日記研究, 并運(yùn)用多層線性模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。結(jié)果表明：主管每日從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為既可以產(chǎn)生更多的積極情緒, 從而改善工作?家庭關(guān)系, 又可能會(huì)引發(fā)資源損耗, 從而惡化了工作?家庭關(guān)系。主管感知的組織支持是服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為雙刃劍效應(yīng)的“門閥”, 當(dāng)主管感知到高的組織支持時(shí), 從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)帶來(lái)更多的積極情緒, 而當(dāng)主管感知到低的組織支持時(shí), 從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為可能更容易增加資源損耗。以上結(jié)果能拓寬我們對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)影響效果的認(rèn)識(shí), 并為如何干預(yù)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為提供一些新的啟發(fā)。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為; 工作?家庭沖突; 工作?家庭促進(jìn); 組織支持; 工作?家庭資源模型

1 問題提出

“為人民服務(wù)”是中國(guó)政府的執(zhí)政理念, 正因如此, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)(servant leadership)一向被中國(guó)黨政機(jī)關(guān)倡導(dǎo)。在業(yè)界, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)也得到了不少知名公司的推崇(Hunter et al., 2013)。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)是指一種超越個(gè)人私利的領(lǐng)導(dǎo)方式, 強(qiáng)調(diào)“服務(wù)下屬的愿望, 滿足下屬的需求”, 并對(duì)下屬、組織及其利益相關(guān)者的長(zhǎng)期福祉負(fù)責(zé)(Greenleaf, 1977)。大量研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)正向影響下屬的積極態(tài)度、建言和工作績(jī)效(陳佩, 楊付, 石偉, 2016; 段錦云, 曾愷, 閻寒, 2017; Hu & Liden, 2011)。服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)不僅會(huì)在工作中服務(wù)、滿足下屬的愿望和需求, 還能為下屬生活提供一些資源或幫助, 從而有利于下屬履行家庭責(zé)任, 即服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的工作?家庭關(guān)系具有重要影響?；诖? 新近研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)能幫助下屬獲得工作?家庭促進(jìn), 降低工作?家庭沖突(Tang, Kwan, Zhang, & Zhu, 2016; Wang, Kwan, & Zhou, 2016; Zhang, Kwan, Everett, & Jian, 2012)。

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為是否會(huì)影響領(lǐng)導(dǎo)者自身的工作?家庭關(guān)系？調(diào)查表明, 99%的中國(guó)經(jīng)理人正在經(jīng)歷工作家庭失衡問題, 而且來(lái)自工作和家庭的壓力正在逐年呈上升趨勢(shì)(財(cái)富中文版, 2008, 2017)。鑒于領(lǐng)導(dǎo)者工作家庭問題的普遍性, 通過探討領(lǐng)導(dǎo)行為給領(lǐng)導(dǎo)者自身工作?家庭關(guān)系造成的結(jié)果, 能幫助組織更好地識(shí)別領(lǐng)導(dǎo)者的收益與代價(jià), 為干預(yù)領(lǐng)導(dǎo)者的工作?家庭關(guān)系提供一些可參考的方法(Qin, Huang, Johnson, Hu, & Ju, in press)。從理論上講, “領(lǐng)導(dǎo)者如何對(duì)待下屬”不僅會(huì)影響下屬, 還會(huì)反過來(lái)作用于領(lǐng)導(dǎo)者自身的心理與行為(Bass & Riggio, 2006)。因此, 探索服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者工作?家庭關(guān)系的影響, 能兼顧理論與實(shí)踐兩方面的需要。

本文基于工作?家庭資源模型(Work-Home Resources Model, W-HR) (ten Brummelhuis & Bakker, 2012), 認(rèn)為服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的工作?家庭關(guān)系具有雙刃劍效應(yīng)。W-HR模型認(rèn)為, 在資源型經(jīng)歷中, 個(gè)體資源得到增益, 產(chǎn)生工作?家庭促進(jìn); 在要求型經(jīng)歷中, 個(gè)人資源將被損耗, 誘發(fā)工作?家庭沖突。根據(jù)理論關(guān)聯(lián)性與以往研究(Koopman, Lanaj, & Scott, 2016; Lanaj, Johnson, & Lee, 2016)的建議, 本文選擇積極情緒(positive emotion)來(lái)代表資源產(chǎn)生機(jī)制, 自我損耗(ego depletion)來(lái)代表資源損耗機(jī)制。此外, 倘若服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者自身具有雙刃劍效應(yīng), 那么服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者究竟何時(shí)受益, 何時(shí)付出代價(jià)？W-HR模型提出, 在不同情境資源條件下, 個(gè)人行為所產(chǎn)生或消耗資源的程度存在差異, 進(jìn)而對(duì)工作?家庭關(guān)系產(chǎn)生不同影響(ten Brummelhuis & Bakker, 2012)。因此, 本文擬引入組織支持這種情境資源, 考察其對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的資源產(chǎn)生、消耗機(jī)制的調(diào)節(jié)作用。在研究方法上, 本文擬采用經(jīng)驗(yàn)抽樣設(shè)計(jì), 來(lái)探究領(lǐng)導(dǎo)者每日展現(xiàn)的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為能否通過每日的資源變化影響到工作?家庭關(guān)系, 這是因?yàn)樾陆芯块_始認(rèn)識(shí)到領(lǐng)導(dǎo)行為在個(gè)體內(nèi)(within-person)會(huì)發(fā)生變化(Lanaj et al., 2016; Lin, Ma, & Johnson, 2016), 即領(lǐng)導(dǎo)者在每個(gè)工作日所產(chǎn)生的服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為可能存在程度上的差異, 產(chǎn)生波動(dòng)性。

1.1 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的資源產(chǎn)生功能

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為可以通過資源產(chǎn)生功能提升領(lǐng)導(dǎo)者的積極情緒。積極情緒是指一種愉悅的感受, 如快樂、滿意、自豪、興趣和感激等(Watson, Clark, & Tellegen, 1988)。充裕的資源是產(chǎn)生積極情緒的重要誘因, 而展現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為恰好可以幫助領(lǐng)導(dǎo)者建立工作、關(guān)系和個(gè)人方面的資源(Bono, Glomb, Shen, Kim, & Koch, 2013; Weinstein & Ryan, 2010)。第一, 每日從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為能提高下屬福祉, 改善下屬績(jī)效, 這能增強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)者的勝任和成就感(Weinstein & Ryan, 2010), 從而體驗(yàn)到更多的愉悅情緒; 第二, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為展現(xiàn)出服務(wù)、謙卑的態(tài)度, 能營(yíng)造一種安全而友好的工作氛圍, 這使領(lǐng)導(dǎo)者在與下屬的日?；?dòng)過程中會(huì)更加順暢, 更少摩擦, 因而能體驗(yàn)到積極情緒(van Dierendonck, 2011); 最后, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為是一種親社會(huì)活動(dòng), 能收獲同事或下屬的好評(píng)、贊賞和認(rèn)可, 這些積極的反饋能令領(lǐng)導(dǎo)者感到振奮和滿足, 繼而產(chǎn)生積極情緒。

根據(jù)W-HR模型, 領(lǐng)導(dǎo)者在服務(wù)下屬后體驗(yàn)到的積極情緒, 是一種重要的個(gè)人資源, 能產(chǎn)生積極的溢出效應(yīng), 緩和工作?家庭沖突(工作角色妨礙了個(gè)體履行家庭職責(zé); Greenhaus & Beutell, 1985), 提升工作?家庭促進(jìn)(個(gè)體在工作中的體驗(yàn)?zāi)軌驇推涓玫芈男屑彝ヂ氊?zé); Greenhaus & Powell, 2006)。首先, 積極情緒是一種可以促進(jìn)個(gè)體趨近目標(biāo)的基礎(chǔ)性資源(Watson, Wiese, Vaidya, & Tellegen, 1999)。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者具有積極情緒時(shí), 其會(huì)主動(dòng)與家庭成員保持接近, 并建立友好互動(dòng)關(guān)系, 產(chǎn)生工作?家庭促進(jìn); 而不會(huì)將工作中的不佳狀態(tài)帶入到生活領(lǐng)域, 降低工作?家庭沖突的可能性。其次, 積極情緒可以擴(kuò)展個(gè)體的注意范圍(Fredrickson & Branigan, 2005)。對(duì)于積極情緒的領(lǐng)導(dǎo)者而言, 其更有可能注意到家庭成員的各種需求, 并能有意識(shí)地去履行家庭相關(guān)角色職責(zé), 使工作中的積極體驗(yàn)對(duì)家庭領(lǐng)域產(chǎn)生積極的溢出效應(yīng); 同時(shí), 當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者能注意到家人的需求時(shí), 其并不會(huì)僅僅關(guān)注自己的工作和事業(yè)而忽略家人的需求, 繼而減少了工作?家庭沖突。最后, 積極情緒可以提高個(gè)體認(rèn)知靈活性(郭小艷, 王振宏, 2007), 促進(jìn)個(gè)體想出更多有利于解決問題的方法, 這不僅有助于個(gè)體成功應(yīng)對(duì)家庭事務(wù)和問題, 還能幫助個(gè)體快速解決工作問題, 避免將工作問題帶入生活領(lǐng)域。綜上, 領(lǐng)導(dǎo)者從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)增加積極情緒, 從而改善工作?家庭關(guān)系。

H1: 每日服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為增強(qiáng)每日積極情緒, 進(jìn)而降低工作?家庭沖突(H1a), 提高工作?家庭促進(jìn)(H1b)。

1.2 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的資源消耗功能

本文認(rèn)為, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)通過資源消耗機(jī)制使領(lǐng)導(dǎo)者付出代價(jià)。自我損耗是指?jìng)€(gè)體經(jīng)過一段需要自我調(diào)節(jié)的活動(dòng)之后, 心理資源被耗盡的狀態(tài)(Hagger, Wood, Stiff, & Chatzisarantis, 2010)。當(dāng)個(gè)體主動(dòng)進(jìn)行諸如“控制想法”、“精力付出”和“復(fù)雜決策”等需要自我調(diào)節(jié)的活動(dòng)時(shí), 會(huì)導(dǎo)致心理資源的損耗(Lanaj, Johnson, & Wang, 2016); 而服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者在與下屬互動(dòng)過程中往往會(huì)涉及這些活動(dòng)(van Dierendonck, 2011)。第一, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)要求領(lǐng)導(dǎo)者在他人利益與個(gè)人私利之間做出選擇, 并通過自我控制來(lái)克服自利傾向, 從而滿足服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的角色規(guī)范; 在控制、克服“追求個(gè)人私利想法”的過程中, 領(lǐng)導(dǎo)者要消耗“自我調(diào)節(jié)資源” (Lin et al., 2016)。第二, 為激發(fā)下屬的潛能, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者扮演了一個(gè)指導(dǎo)者角色(van Dierendonck, 2011)。“指導(dǎo)角色”要求領(lǐng)導(dǎo)者在下屬身上花費(fèi)更多的時(shí)間和精力; 甚至還可能耽誤領(lǐng)導(dǎo)者個(gè)人的工作進(jìn)展, 使得服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者不得不用加班加點(diǎn)的方式來(lái)工作; 在這些情況下, 領(lǐng)導(dǎo)者容易出現(xiàn)身心資源損耗(Lin et al., 2016)。最后, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者在決策過程中, 既要考慮組織內(nèi)部利益相關(guān)者(如員工、股東)的利益, 也需要顧及組織外部利益相關(guān)者(如客戶、社區(qū)和政府)的福祉(van Dierendonck, 2011)。要滿足這種復(fù)雜而困難的決策任務(wù)要求, 領(lǐng)導(dǎo)者需要消耗大量資源來(lái)進(jìn)行信息加工, 從而加重領(lǐng)導(dǎo)者的資源損耗(Lin et al., 2016)。

當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)者從事服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為產(chǎn)生自我損耗時(shí), 領(lǐng)導(dǎo)者缺乏充足的資源來(lái)履行好家庭職責(zé), 從而激發(fā)工作?家庭沖突, 降低工作?家庭促進(jìn)。首先, 在自我損耗的情況下, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者好比“泥菩薩過河, 自身難?！? 以至于缺乏足夠的時(shí)間和精力去陪伴家人、關(guān)注家人的需求, 更難提供家人足夠的社會(huì)情感支持(Lin et al., 2016), 容易引發(fā)工作?家庭沖突; 同時(shí), 自我損耗的領(lǐng)導(dǎo)者在工作中感到筋疲力盡, 很難獲得良好的工作體驗(yàn), 領(lǐng)導(dǎo)者也較難體驗(yàn)到工作對(duì)家庭生活的積極溢出效應(yīng)(Greenhaus & Powell, 2006)。其次, 當(dāng)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者因工作發(fā)生資源損耗時(shí), 難免會(huì)把工作中的不良狀態(tài)帶入家庭領(lǐng)域, 容易對(duì)家庭造成人際傷害(Tang et al., 2016), 增加工作?家庭沖突的可能性; 此外, 在自我損耗狀態(tài)下, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者帶入家庭領(lǐng)域的良好狀態(tài)更少, 會(huì)降低其參與家庭活動(dòng)、履行家庭職責(zé)的意愿和動(dòng)力(Greenhaus & Powell, 2006), 進(jìn)而減少工作?家庭促進(jìn)。綜上, 遵循W-HR模型的邏輯, 領(lǐng)導(dǎo)者扮演服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為這種角色會(huì)增加自我損耗, 進(jìn)而影響領(lǐng)導(dǎo)者的工作?家庭關(guān)系。

H2: 每日服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為增加每日自我損耗, 進(jìn)而誘發(fā)工作?家庭沖突(H2a), 降低工作?家庭促進(jìn)(H2b)。

1.3 組織支持的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)W-HR模型, 本文認(rèn)為組織支持這一情境資源, 既能增強(qiáng)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒之間的關(guān)系, 也能減弱服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與資源損耗之間的關(guān)系。組織支持是指組織重視成員的貢獻(xiàn)并關(guān)心他們的利益(Eisenberger, Huntington, Hutchison, & Sowa, 1986)。組織支持會(huì)影響主管的資源變化過程, 及其采取的資源管理策略(獲取資源還是避免損失) (Hobfoll, Freedy, Lane, & Geller, 1990)。具體地, 在高的組織支持下, 個(gè)體能從組織中獲得更多資源支持, 積聚豐富的個(gè)人資源; 此時(shí), 他們更容易聚焦于資源獲取, 并追求獲取資源的機(jī)會(huì)(Halbesleben, Neveu, & Paustianunderdahl, 2014)。換言之, 主管會(huì)將“展現(xiàn)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為”看作為獲取資源的機(jī)會(huì), 通過從事有益于集體福祉的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為, 來(lái)收獲更多的積極反饋, 并與各利益相關(guān)者建立起更多的關(guān)系資源; 這些積聚的資源能幫助主管實(shí)現(xiàn)高層次的社會(huì)需求(Lanaj et al., 2016), 繼而體驗(yàn)到更多的積極情緒。此外, 高的組織支持為主管在服務(wù)下屬過程中提供資源補(bǔ)給, 由此減緩甚至避免了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為導(dǎo)致的資源損耗。然而, 在低的組織支持下, 個(gè)體面臨著有限的資源, 容易陷入資源損耗的螺旋, 此時(shí)個(gè)體對(duì)資源損失更加敏感, 會(huì)盡量避免任何可能給資源帶來(lái)威脅的風(fēng)險(xiǎn)(Halbesleben et al., 2014)。據(jù)此, 在低的組織支持下, 從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)讓主管認(rèn)為是一種對(duì)資源的潛在威脅, 這會(huì)降低積極情緒, 放大資源損耗的知覺。

H3: 組織支持強(qiáng)化每日服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒之間的正向關(guān)系(H3a), 緩和服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與自我損耗之間的正向關(guān)系(H3b)。

綜上，本文的理論模型見圖1。

圖1 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為影響工作?家庭關(guān)系的雙路徑模型

注：工作?家庭沖突、工作?家庭促進(jìn)概念化為每日工作?家庭關(guān)系指標(biāo), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為、積極情緒、自我損耗與工作?家庭關(guān)系假設(shè)為個(gè)體內(nèi)關(guān)系, 組織支持假設(shè)為跨層次的調(diào)節(jié)變量。

2 研究方法

2.1 樣本及程序

本研究樣本來(lái)自廣州地區(qū)8家服務(wù)行業(yè)中小企業(yè)中的部門主管。為減少共同方法偏差, 本研究采用上下級(jí)配對(duì)和經(jīng)驗(yàn)抽樣問卷調(diào)查方法收集數(shù)據(jù)。在各合作單位人力資源部門的協(xié)助下, 招募主管及其上司進(jìn)行調(diào)查。在問卷發(fā)放前, 本研究團(tuán)隊(duì)先統(tǒng)計(jì)好自愿參加研究的主管名單并給他們編號(hào)。問卷調(diào)查分為一次性調(diào)查和每日調(diào)查兩部分。在日記調(diào)查的前一周, 給被試發(fā)放一次性調(diào)查問卷, 調(diào)查內(nèi)容包含組織支持和人口學(xué)信息。在接下來(lái)的5個(gè)工作日, 本文參考以往工作?家庭關(guān)系研究, 選取已婚的主管作為研究對(duì)象。依據(jù)Johnson, Derue和Ilgen (2007)的研究做法, 選擇了11:00、16:00和19:00~21:00三個(gè)時(shí)間點(diǎn)來(lái)進(jìn)行每日的追蹤調(diào)查。在時(shí)間點(diǎn)1 (11:00), 主管填寫服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為問卷, 主管直接上司評(píng)價(jià)主管的變革型領(lǐng)導(dǎo)行為和道德型領(lǐng)導(dǎo)行為; 在時(shí)間點(diǎn)2 (16:00), 主管填寫積極/消極情緒和自我損耗問卷; 在時(shí)間點(diǎn)3 (19:00~21:00), 主管填寫工作?家庭沖突和工作?家庭促進(jìn)問卷。對(duì)于完成5個(gè)工作日問卷調(diào)查的被試, 本研究會(huì)支付一定的報(bào)酬。在具體問卷發(fā)放方式上, 分為工作時(shí)間發(fā)放和晚上發(fā)放。(1)工作時(shí)間問卷發(fā)放：由每個(gè)調(diào)研點(diǎn)的研究者專門負(fù)責(zé), 在合作單位研究助理的協(xié)助下, 每日按照上午11:00、下午16:00定時(shí)給被試發(fā)放問卷, 被試每次填完后將問卷封入信封由研究者或負(fù)責(zé)人當(dāng)場(chǎng)回收, 研究者根據(jù)被試填答情況及時(shí)反饋酬勞。(2)晚上問卷發(fā)放：在每日下午下班前將晚上調(diào)查問卷(事先裝入信封)發(fā)放給被試, 告知被試在19:00~21:00期間作答。同時(shí)在上述時(shí)段, 研究者會(huì)再次發(fā)微信提醒被試按時(shí)作答, 并要求被試問卷填完后要用手機(jī)拍照向研究者反饋。研究者收到被試反饋后, 將提供及時(shí)酬勞, 從而保證被試能夠按時(shí)填答問卷。

在一次性調(diào)查階段, 本研究共發(fā)放一次性調(diào)查問卷100份, 收回問卷92份, 回收有效問卷88份。在每日調(diào)查階段, 本研究針對(duì)這88名主管及其上司發(fā)放每日調(diào)查問卷, 共回收405份。最后得到有效的76名主管及其上司的配對(duì)問卷380份。問卷有效回收率86.4%。樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示, 在主管中, 男性占60.7%, 平均年齡33.31歲(= 5.73年), 平均工作年限5.79年(= 4.80年), 在學(xué)歷方面, 多數(shù)主管具有研究生或本科學(xué)歷, 分別占28.4%、55.8%, 平均每周工作時(shí)間42.1小時(shí)(= 7.06小時(shí)), 在家庭方面, 家中有小孩需要照顧占73.3%。在上司中, 男性占69.5%, 平均年齡38.35歲(= 5.45年), 平均工作年限8.32年(= 4.91年), 在學(xué)歷方面, 以研究生和本科學(xué)歷為主, 分別占41.0%和59.0%。對(duì)完成第一次調(diào)研與每日調(diào)研的被試流失率進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 流失被試與保留被試在性別[= 0.44,;= 1.27,]、年齡 [= ?0.76,;= 0.74,]、工作年限 [= ?0.20,;= 1.25,]上不存在顯著差異。

2.2 測(cè)量工具

本研究對(duì)來(lái)自英文文獻(xiàn)的問卷采用了翻譯?回譯的程序, 所有問卷采用李克特5點(diǎn)計(jì)分, 從1到5表示“非常不同意”到“非常同意”。

2.2.1 每日(個(gè)體內(nèi))測(cè)量

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為：采用Liden等(2015)的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為量表, 包含7個(gè)條目, 例題如“今天, 我把下屬的利益放在我自己的利益之前”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.84。

積極情緒：采用Watson等(1988)的積極情緒量表, 包含5個(gè)條目, 例題如, 您現(xiàn)在的心情或感受是“興奮的”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.91。

自我損耗：采用Lanaj等(2016)研究中使用的自我損耗量表, 包含5個(gè)條目, 例題如“我現(xiàn)在感到筋疲力盡”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.94。

工作?家庭沖突/促進(jìn)：采用Wayne, Musisca和Fleeson (2004)研究中使用的工作?家庭沖突、工作?家庭促進(jìn)量表, 各包含4個(gè)條目, 工作?家庭沖突例題如“工作使我對(duì)家庭的投入減少了”, 工作?家庭促進(jìn)例題如“做工作的事情能夠幫助我應(yīng)對(duì)家庭問題”。本研究中, 上述量表的α系數(shù)分別為0.90和0.86。

2.2.2 個(gè)體間測(cè)量

組織支持：采用Lynch, Eisenberger和Armeli (1999)研究中使用的量表, 包含8個(gè)條目, 例題如“我的單位真的很關(guān)心我的個(gè)人福祉”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.89。

2.2.3 控制變量

以往研究發(fā)現(xiàn), 消極情緒、工作時(shí)間會(huì)影響工作?家庭關(guān)系(Ilies, Liu, Liu, & Zheng, 2017; Lin, Ilies, Pluut, & Pan, 2017; 馬紅宇, 申傳剛, 楊璟, 唐漢瑛, 謝菊蘭, 2014), 道德型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)影響自我損耗(Lin et al., 2016), 變革型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)影響個(gè)體的情緒狀態(tài)(Lanaj et al., 2016; 隋楊, 王輝, 岳旖旎, Luthans, 2012), 因此, 本研究將上述因素作為控制變量加以控制。消極情緒測(cè)量采用Watson等(1988)的5題量表, 例題如“您現(xiàn)在的心情或感受是苦惱的” (α = 0.91), 變革型領(lǐng)導(dǎo)行為測(cè)量采用Lanaj等(2016)研究中使用的Podsakoff, MacKenzie, Moorman和Fetter (1990)的4題量表, 例題如“今天, 該下屬向部門成員傳達(dá)一個(gè)理想的目標(biāo)或愿景” (α = 0.91), 道德型領(lǐng)導(dǎo)行為測(cè)量采用Lin等(2016)研究中使用的8題量表, 例題如“今天, 該下屬樹立按照道德標(biāo)準(zhǔn)做事的榜樣” (α = 0.91), 工作時(shí)間的測(cè)量按每日工作的客觀時(shí)間來(lái)評(píng)價(jià)(以小時(shí)為單位)。

2.3 驗(yàn)證性因素分析與區(qū)分效度

為檢驗(yàn)本研究中的主要變量(即服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為、積極情緒、自我損耗、工作?家庭沖突、工作?家庭促進(jìn)和組織支持)的測(cè)量是否具有結(jié)構(gòu)效度和區(qū)分效度, 本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)上述變量進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。表1顯示, 六因素模型的擬合數(shù)據(jù)最為理想, 且明顯優(yōu)于其他幾個(gè)模型。這表明, 本研究中的各個(gè)變量測(cè)量具有區(qū)分度。

2.4 統(tǒng)計(jì)分析策略

本研究數(shù)據(jù)存在層次結(jié)構(gòu)(每位主管包含多天測(cè)量), 我們使用Mplus 7.0, 采用多層次路徑分析模型檢驗(yàn)研究假設(shè)。該方法能夠從整體上驗(yàn)證本研究提出的假設(shè)模型, 因?yàn)槠淇梢酝瑫r(shí)包含多個(gè)回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn), 這樣能夠同時(shí)處理多個(gè)自變量與多個(gè)因變量之間的關(guān)系。根據(jù)Hofmann, Griffin和Gavin (2000)、Enders和Tofighi (2007)的意見, 所有層次1的預(yù)測(cè)變量均采用組均值中心化(group- mean centering), 這種中心化策略能夠排除預(yù)測(cè)變量個(gè)體間差異的影響, 因此保證分析結(jié)果反映的完全是個(gè)體內(nèi)差異的關(guān)系; 所有層次2的變量均采用總均值中心化(grand-mean centering)。最后, 本文使用Preacher, Zyphur和Zhang (2010)推薦的parametric bootstrap程序(20000次Monte Carlo復(fù)制), 估計(jì)效應(yīng)值的95%水平下的偏差矯正置信區(qū)間以檢驗(yàn)中介效應(yīng)。

3 結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2列出了每個(gè)Level 1構(gòu)念在個(gè)體內(nèi)水平進(jìn)行測(cè)量時(shí)的差異比例, 本研究中Level 1測(cè)量的構(gòu)念顯示出在每日水平具有一定差異, 其個(gè)體內(nèi)差異百分比在38%~64%之間。

由表3可知, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒(= 0.15,< 0.01)、自我損耗(= 0.29,< 0.01)呈顯著正相關(guān); 積極情緒與工作?家庭沖突(= ?0.13,< 0.01)呈顯著負(fù)相關(guān), 與工作?家庭促進(jìn)(= 0.18,< 0.01)呈顯著正相關(guān); 自我損耗與工作?家庭沖突(= 0.18,< 0.01)呈顯著正相關(guān), 但與工作?家庭促進(jìn)(= ?0.03,)負(fù)相關(guān)不顯著; 組織支持與服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為(= 0.47,< 0.01)、積極情緒(= 0.24,< 0.01)呈顯著正相關(guān), 與自我損耗(= ?0.32,< 0.01)呈顯著負(fù)相關(guān)。

表1 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

注：= 380。SL = 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為; PA = 積極情緒; ED = 自我損耗; WFC = 工作?家庭沖突; WFF = 工作?家庭促進(jìn); OS = 組織支持?！?”表示兩個(gè)因素合并為一個(gè)因素。所有的Δχ在< 0.001顯著。

表2 每日測(cè)量構(gòu)念的個(gè)體內(nèi)差異百分比

注：個(gè)體內(nèi)差異百分比= e/(e+ r)。T1表示在時(shí)間點(diǎn)1的問卷測(cè)量, T2表示在時(shí)間點(diǎn)2的問卷測(cè)量, T3表示在時(shí)間點(diǎn)3的問卷測(cè)量。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

H1檢驗(yàn)結(jié)果。如圖2顯示, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為正向預(yù)測(cè)積極情緒(= 0.10,< 0.05), 而積極情緒與工作?家庭沖突呈顯著負(fù)向關(guān)系(= ?0.14,< 0.05), 與工作?家庭促進(jìn)呈顯著正相關(guān)(= 0.16,< 0.05)。進(jìn)一步采用Preacher等(2010)推薦的parametric bootstrap程序(Monte Carlo復(fù)制= 20000次)來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng), 結(jié)果顯示, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為通過積極情緒影響工作?家庭沖突、工作?家庭促進(jìn)的間接效應(yīng)值分別為?0.014、0.016, 95%的置信區(qū)間分別為[?0.034, ?0.0006]、[0.001, 0.038], 均不包括0; 綜上, H1a和H1b都得到支持。

表3 研究變量間的相關(guān)及描述性統(tǒng)計(jì)

注：= 380,= 76。Level 1 變量的相關(guān)代表變量在個(gè)體內(nèi)水平的相關(guān), Level 2變量的相關(guān)代表變量在個(gè)體間水平的相關(guān)。< 0.05,< 0.01。

圖2 模型路徑系數(shù)

注：出于簡(jiǎn)潔清晰的原因，本研究只呈現(xiàn)了全模型的主要路徑系數(shù)(非標(biāo)準(zhǔn)化解)，控制變量(變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、道德型領(lǐng)導(dǎo)行為、消極情緒、工作時(shí)間)到因變量的路徑系數(shù)顯著的有：工作時(shí)間與工作?家庭沖突(= 0.28)。< 0.05,< 0.001。圖中虛線表示路徑系數(shù)不顯著，實(shí)線表示路徑系數(shù)顯著。

H2檢驗(yàn)結(jié)果。從圖2可知, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為正向預(yù)測(cè)自我損耗(= 0.16,< 0.05), 而自我損耗與工作?家庭沖突呈顯著正向關(guān)系(= 0.15,< 0.05), 但與工作?家庭促進(jìn) (= ?0.05,)負(fù)向關(guān)系不顯著。同樣采用parametric bootstrap程序(Monte Carlo復(fù)制=20000次)來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng), 結(jié)果顯示, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為通過自我損耗影響工作?家庭沖突的間接效應(yīng)值為0.024, 95%的置信區(qū)間分別為[0.0004, 0.059], 不包括0; 但服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為通過自我損耗影響工作?家庭促進(jìn)的間接效應(yīng)值為[?0.008], 95%的置信區(qū)間為[?0.031, 0.009], 包括0。因此, H2a得到支持, H2b未獲得支持。

H3a檢驗(yàn)結(jié)果。如圖2顯示, 本研究發(fā)現(xiàn), 組織支持顯著調(diào)節(jié)了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒之間的關(guān)系(交互項(xiàng)系數(shù)= 0.06,< 0.05), 如交互作用圖3所示, 與低組織支持的個(gè)體相比, 高組織支持的個(gè)體的上述正向關(guān)系更強(qiáng)。簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)顯示, 當(dāng)個(gè)體的組織支持高時(shí), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)積極情緒的影響更強(qiáng)(= 0.17,= 2.53,< 0.05), 當(dāng)個(gè)體的組織支持低時(shí), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)積極情緒的影響更弱(= 0.07,= 0.63,)。因此, H3a得到支持。

圖3 組織支持對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒關(guān)系的調(diào)節(jié)效果

H3b檢驗(yàn)結(jié)果。如圖2所示, 本研究發(fā)現(xiàn), 組織支持顯著調(diào)節(jié)了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與自我損耗之間的關(guān)系(交互項(xiàng)系數(shù)= ?0.17,< 0.001), 如交互作用圖4所示, 與低組織支持的個(gè)體相比, 高組織支持的個(gè)體的上述正向關(guān)系更弱。簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)顯示, 當(dāng)個(gè)體的組織支持高時(shí), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)自我損耗的影響更弱(= 0.14,= 0.61,), 當(dāng)個(gè)體的組織支持低時(shí), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)自我損耗的影響更強(qiáng)(= 0.27,= 4.32,< 0.001)。因此, H3b得到支持。

圖4 組織支持對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與自我損耗關(guān)系的調(diào)節(jié)效果

3.3 補(bǔ)充分析

在上述段落, 本研究主要匯報(bào)了帶有控制變量的分析結(jié)果。依據(jù)Bernerth和Aguinis (2016)的建議, 為了增加研究中控制變量使用的透明性(transparency of control variable usage), 本研究在不加入任何控制變量的情況下對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了重新分析。結(jié)果顯示, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為通過積極情緒負(fù)向影響工作?家庭沖突(間接效應(yīng)值為?0.011, CI= [?0.031, ?0.0004])、正向影響工作?家庭促進(jìn)(間接效應(yīng)值為0.014, CI= [0.001, 0.032]), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為通過自我損耗正向影響工作?家庭沖突(間接效應(yīng)值為0.021, CI= [0.0007, 0.049])、但并未顯著負(fù)向影響工作?家庭促進(jìn)(間接效應(yīng)值為?0.006, CI= [?0.030, 0.014]), 組織支持正向調(diào)節(jié)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒間的關(guān)系(交互項(xiàng)系數(shù)= 0.06,< 0.05)、負(fù)向調(diào)節(jié)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與自我損耗間的關(guān)系(交互項(xiàng)系數(shù)= ?0.18,< 0.001), 這表明控制變量對(duì)本研究結(jié)果的干擾不明顯。

4 討論

鑒于以往研究主要關(guān)注服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬的影響機(jī)制, 而忽略了對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者自己的影響(陳佩等, 2016; van Dierendonck, 2011), 本研究根據(jù)W-HR模型, 考察服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為如何通過資源產(chǎn)生機(jī)制(積極情緒)和資源消耗機(jī)制(自我損耗)影響領(lǐng)導(dǎo)者的工作?家庭關(guān)系, 以及情境特征(組織支持)對(duì)不同中介機(jī)制的調(diào)節(jié)作用。采用經(jīng)驗(yàn)抽樣法揭示, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為不僅可以通過資源產(chǎn)生功能提升領(lǐng)導(dǎo)者的積極情緒, 還可以通過資源消耗功能加重領(lǐng)導(dǎo)者的資源損耗, 從而對(duì)工作?家庭關(guān)系產(chǎn)生雙刃劍效應(yīng)。此外, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與積極情緒、自我損耗之間的關(guān)系受到組織支持的調(diào)節(jié)。

4.1 理論意義

首先, 本研究采取領(lǐng)導(dǎo)者視角, 同時(shí)考察服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者自己的積極與消極影響, 有助于人們更加全面地認(rèn)識(shí)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的“雙刃劍”效應(yīng), 推進(jìn)了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的后果研究。雖然之前研究從行為接受者視角探討了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)下屬工作?家庭關(guān)系的作用(Zhang et al., 2012), 但這些研究忽略了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者工作?家庭關(guān)系的影響?？紤]到服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)于組織的重要價(jià)值, 考察服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為如何影響他們自己的工作體驗(yàn)是至關(guān)重要的, 因?yàn)榉?wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的收益與代價(jià)直接關(guān)系到服務(wù)行為的可持續(xù)性。為彌補(bǔ)這一不足, 本研究同時(shí)考察服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的積極和消極結(jié)果。結(jié)果揭示, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為既會(huì)給領(lǐng)導(dǎo)者帶來(lái)積極結(jié)果(提高積極情緒), 也會(huì)給領(lǐng)導(dǎo)者帶來(lái)消極結(jié)果(增加資源損耗), 這支持了本研究提出的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為具有“雙刃劍”效應(yīng)的理論觀點(diǎn)。

其次, 本研究通過進(jìn)一步揭示服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為如何對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的工作?家庭關(guān)系產(chǎn)生雙刃劍效應(yīng), 推進(jìn)對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為影響工作?家庭關(guān)系的作用機(jī)制的認(rèn)識(shí)。本研究發(fā)現(xiàn), 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為一方面會(huì)經(jīng)由積極情緒的資源產(chǎn)生機(jī)制對(duì)工作?家庭關(guān)系產(chǎn)生積極影響, 另一方面, 會(huì)經(jīng)由自我損耗的資源消耗機(jī)制對(duì)工作?家庭關(guān)系產(chǎn)生消極作用。上述結(jié)果與以往一些相關(guān)研究的結(jié)果相一致。例如, Lanaj等(2016)發(fā)現(xiàn), 每日展現(xiàn)變革型領(lǐng)導(dǎo)行為能夠促進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)者的積極情緒、減少消極情緒; 然而, 該研究卻并未考察領(lǐng)導(dǎo)行為的資源損耗機(jī)制。此外, Lin等(2016)發(fā)現(xiàn), 一些積極的領(lǐng)導(dǎo)行為(如道德型領(lǐng)導(dǎo)行為)會(huì)消耗領(lǐng)導(dǎo)者的心理資源, 產(chǎn)生資源損耗。遺憾的是, 上述研究從單一視角考察了領(lǐng)導(dǎo)行為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者資源的影響, 尚未從整合視角同時(shí)考察資源產(chǎn)生與損耗這兩種機(jī)制。本研究引入W-HR模型, 將資源產(chǎn)生與損耗這兩種機(jī)制同時(shí)納入理論框架, 在控制變革型領(lǐng)導(dǎo)和道德型領(lǐng)導(dǎo)行為的基礎(chǔ)上, 解釋了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為既具有資源產(chǎn)生功能, 又存在資源損耗的一面。這不僅全面地闡釋了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者的資源變化過程, 而且是首次將W-HR模型與服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)理論相整合來(lái)揭示工作?家庭關(guān)系的動(dòng)態(tài)形成機(jī)制。

第三, 本研究揭示了服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為產(chǎn)生代價(jià)或收益的權(quán)變條件, 即組織支持的調(diào)節(jié)作用。將情境變量整合進(jìn)個(gè)體內(nèi)分析框架已成為當(dāng)前管理學(xué)研究的一個(gè)重要趨勢(shì)(Qin et al., in press)。鑒于此, 本研究還考察了組織支持如何調(diào)節(jié)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)者的收益與代價(jià)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在高組織支持下, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)增強(qiáng)其積極效應(yīng)(提高積極情緒)的作用; 在低組織支持下, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)增強(qiáng)其消極效應(yīng)(增加資源損耗)的作用。這說明組織支持能夠強(qiáng)化服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的收益, 降低其潛在的損失或代價(jià)。以往研究也普遍支持組織支持的資源補(bǔ)給功能。例如, 元分析發(fā)現(xiàn), 組織支持知覺可以滿足個(gè)體的社會(huì)情感需求、增加幫助預(yù)期和自我效能, 這些重要資源能提高積極情緒、工作滿意度、基于組織的自尊和工作?家庭平衡, 降低工作壓力、情緒枯竭和工作?家庭沖突(Kurtessis et al., 2017; Rhoades & Eisenberger, 2002)。此外, 組織支持的積極調(diào)節(jié)效應(yīng)也得到廣泛支持(Rhoades & Eisenberger, 2002; ten Brummelhuis, & Bakker, 2012)?？梢? 本研究的發(fā)現(xiàn)與以往觀點(diǎn)較為一致。

第四, 本研究既是對(duì)W-HR模型的應(yīng)用, 也是對(duì)該模型的一種實(shí)證檢驗(yàn)和推進(jìn)。具體而言, 本研究發(fā)現(xiàn)工作領(lǐng)域體驗(yàn)的資源增益能夠較穩(wěn)定地預(yù)測(cè)工作?家庭沖突和工作?家庭促進(jìn), 而工作領(lǐng)域體驗(yàn)的資源損失僅能預(yù)測(cè)工作?家庭沖突, 但未顯著預(yù)測(cè)工作?家庭促進(jìn)。這說明工作?家庭沖突和工作?家庭促進(jìn)兩者具有一定的區(qū)分性(Powell & Greenhaus, 2006)。正因如此, 本研究推測(cè)導(dǎo)致上述結(jié)果的主要原因可能是, 工作領(lǐng)域中的資源對(duì)工作?家庭沖突與工作?家庭促進(jìn)的影響可能存在差異。雖然工作中的資源損耗會(huì)增加個(gè)體履行家庭角色的壓力, 激發(fā)工作?家庭沖突, 但未必一定會(huì)影響到工作?家庭促進(jìn), 是因?yàn)楣ぷ?家庭促進(jìn)除了受到工作中的資源損耗影響外, 可能還受到其他影響強(qiáng)度更大的資源的作用, 例如配偶情感支持(如, Lin et al., 2017)。新近的一項(xiàng)元分析對(duì)此提供了支持。Lapierre等(2018)發(fā)現(xiàn), 與工作領(lǐng)域的資源相比, 來(lái)自家庭領(lǐng)域的資源(如, 家庭社會(huì)支持)對(duì)工作?家庭促進(jìn)的影響更大, 而且, 與情境引發(fā)的資源消耗相比, 情境導(dǎo)致的資源產(chǎn)生對(duì)工作?家庭促進(jìn)的作用更強(qiáng)。同時(shí)也說明W-HR模型有必要具體區(qū)分工作?家庭關(guān)系的類型。

以往研究表明, 領(lǐng)導(dǎo)行為(包括服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為)和工作?家庭關(guān)系都具有內(nèi)在動(dòng)態(tài)特點(diǎn), 會(huì)每日產(chǎn)生波動(dòng)(Ilies et al., 2017; Lanaj et al., 2016; Lin et al., 2016), 特別是, 這種每日動(dòng)態(tài)變化的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為會(huì)超越對(duì)下屬的影響, 對(duì)領(lǐng)導(dǎo)者的工作?家庭關(guān)系產(chǎn)生重要作用。然而, 以往研究忽略了對(duì)此問題的探討。為彌補(bǔ)這一不足, 本研究采取了經(jīng)驗(yàn)取樣法, 探究了每日W-HR的變化及其在每日服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與每日工作?家庭關(guān)系體驗(yàn)中的作用。通過這項(xiàng)舉動(dòng), 本研究回應(yīng)了ten Brummelhuis和Bakker (2012)的號(hào)召, 加強(qiáng)了我們對(duì)W-HR模型的內(nèi)在動(dòng)態(tài)特性的認(rèn)識(shí)。

4.2 實(shí)踐意義

服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為被視為一種有利于組織各利益相關(guān)者長(zhǎng)期福祉的積極領(lǐng)導(dǎo)行為, 對(duì)組織發(fā)展和創(chuàng)新具有十分重要的價(jià)值。正因如此, 以往研究大力呼吁采用服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為來(lái)管理員工。但本研究表明, 服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為具有雙刃劍效應(yīng)。主管從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為既會(huì)給主管自己帶來(lái)收益, 同時(shí)也會(huì)使他們?yōu)榇烁冻龃鷥r(jià)。因此, 在實(shí)踐中, 管理者如何通過設(shè)計(jì)和實(shí)施一些政策和措施來(lái)激發(fā)主管持續(xù)展現(xiàn)出服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為, 就要既能使主管體驗(yàn)到工作?家庭促進(jìn), 又能降低其工作?家庭沖突。本研究結(jié)果對(duì)管理者具有以下幾方面的啟發(fā)。第一, 組織可以通過設(shè)計(jì)和實(shí)施一些政策來(lái)幫助主管平衡他們的工作與家庭生活, 例如, 實(shí)施能夠使主管靈活管理他們的工作日程的舉措, 提高主管對(duì)自己工作時(shí)間的控制(Williams, Berdahl, & Vandello, 2016), 這可以進(jìn)一步提高主管對(duì)組織支持的知覺, 從而有助于減少主管從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的消極結(jié)果, 增加主管從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的積極體驗(yàn)。第二, 組織可以實(shí)施主管培訓(xùn)項(xiàng)目, 通過向主管清楚說明從事服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為給個(gè)人帶來(lái)的收益(如提高積極情緒), 這可以激勵(lì)更多的主管表現(xiàn)服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為(Lanaj et al., 2016)。鑒于從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為具有一定的負(fù)面效果, 組織需要采取一些措施來(lái)降低服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)的資源損耗情況。例如, 組織可以通過把服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為納入績(jī)效評(píng)價(jià)范圍, 并給予經(jīng)濟(jì)獎(jiǎng)勵(lì), 幫助主管從踐行服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為中獲得資源補(bǔ)充。與此同時(shí), 組織可以在工作期間利用各種機(jī)會(huì), 對(duì)主管從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為給予認(rèn)可、表?yè)P(yáng)等精神上的獎(jiǎng)勵(lì), 使主管感受到從事服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為能夠得到組織的支持, 從而感受到價(jià)值感和意義(Rhoades & Eisenberger, 2002), 這可以迅速補(bǔ)充主管的心理資源(Lanaj et al., 2016), 由此減少或避免主管的資源損耗, 緩解服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為給他們自己帶來(lái)的不利。

4.3 研究不足與展望

本研究還存在一些不足。第一, 雖然本研究根據(jù)以往工作?家庭文獻(xiàn), 選取工作?家庭沖突和工作?家庭促進(jìn)作為服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為影響家庭領(lǐng)域的結(jié)果變量, 未來(lái)研究可以在本研究基礎(chǔ)上, 通過考慮家庭生活中的態(tài)度和行為指標(biāo)來(lái)進(jìn)一步擴(kuò)展反映家庭生活的結(jié)果變量, 例如, 提供配偶情感支持、家庭生活滿意度等(Ilies et al., 2017; Lin et al., 2017)。第二, 雖然本研究采取日記法, 并在不同時(shí)間點(diǎn)讓主管評(píng)價(jià)自己的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為、以及直接上司評(píng)價(jià)主管的道德型領(lǐng)導(dǎo)和變革型領(lǐng)導(dǎo)行為, 但這種方法仍然依賴自我報(bào)告, 故不能完全排除共同方法偏差的干擾, 建議未來(lái)研究可以嘗試主管評(píng)價(jià)自己的道德型領(lǐng)導(dǎo)和變革型領(lǐng)導(dǎo)行為、直接上司評(píng)價(jià)主管的服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為等測(cè)量方法, 并同時(shí)考慮日記法與實(shí)驗(yàn)法相結(jié)合的研究設(shè)計(jì)(段錦云, 陳文平, 2012), 以更好地驗(yàn)證服務(wù)領(lǐng)導(dǎo)行為與工作?家庭的關(guān)系。最后, 本研究雖然檢驗(yàn)了組織支持這一情境資源條件對(duì)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為與工作?家庭關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng), 但也可能存在其他調(diào)節(jié)機(jī)制。例如, 以往研究發(fā)現(xiàn), 參與決策等情境資源可能會(huì)對(duì)工作家庭間的溢出效應(yīng)產(chǎn)生權(quán)變影響(ten Brummelhuis & Bakker, 2012), 主動(dòng)性人格等個(gè)人資源也能夠預(yù)測(cè)個(gè)體的工作特征及其相關(guān)的資源變化過程(Li, Fay, Frese, Harms, & Gao, 2014)。因此, 本研究鼓勵(lì)未來(lái)研究考察參與決策或主動(dòng)性人格等情境、個(gè)人資源如何調(diào)節(jié)服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)行為的溢出效應(yīng)。此外, 未來(lái)研究還可以探討其他一些具有服務(wù)特征的領(lǐng)導(dǎo)行為(如變革型領(lǐng)導(dǎo)或責(zé)任型領(lǐng)導(dǎo))的收益和代價(jià)(杜玲毓, 孫建敏, 尹奎, 彭堅(jiān), 2017; 邢璐, 林鈺瑩, 何欣露, 彭堅(jiān), 2017)。

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Benefits and costs of servant leadership behavior: A work-home resource model perspective

KANG Yongjun; PENG Jian

(School of Entrepreneurship Education, Guangdong University of Finance and Economics, Guangzhou 510320, China) (School of Management, Guangzhou University, Guangzhou 510006, China)

Servant leadership refers to a set of behaviors that serve the needs and interests of others that enhance the long-term well-being of subordinates and the stakeholders associated. Many studies have demonstrated that servant leadership has a positive impact on its recipients such as subordinates, teams, and organizations. However, few studies have explored the impact of servant leadership behavior on actors (leaders). This study draws from the work-home resources model, and adopts the actor perspective to identify the benefits and costs of engaging in servant leadership behavior. Specifically, we infer that, on one hand, servant leadership could contribute to resource generation (i.e., positive emotion) and then improve work-family interface; on the other hand, servant leadership may also lead to resource depletion (ego depletion) and therefore have negative effect on work-family interface. However, as a kind of situational resource, organizational support could enhance the resource generation process and buffer the resource depletion process of servant leadership.

To test the proposed theoretical model, we surveyed 76 supervisors and their managers in Chinese enterprises using experience sampling surveys. Approximately one week before the start of the daily surveys, we sent a questionnaire containing the measures of our between-level constructs (e.g., organizational support) to participants. During the daily survey, participants were sent three surveys each day while they were at work for 5 workdays. At time 1 (11:00 a.m.), supervisors completed measures of servant leadership behavior, and then managers completed the measures of transformational leadership behavior and ethical leadership behavior of each of their subordinates (supervisors). At time 2 (4:00 p.m.), supervisors completed the measures of negative/positive emotion and ego depletion. At time 3 (7:00~9:00 p.m.), supervisors completed the measures of work-home interface (work-home conflict, work-home facilitation).

The results from the multilevel linear model analysis showed that: (1) engaging in servant leadership behavior is not only positively related to positive emotion, but also positively related to perceptions of ego depletion during the day; (2) positive affect and ego depletion, in turn, mediate the effects of servant leadership behavior on daily work-home interface; and (3) organizational support influences the strength of the daily relationships between servant leadership behavior and its positive (positive emotion) and negative outcomes (ego depletion), that is, high organizational support strengthens the positive association between servant leadership behavior and positive emotion whereas low organizational support increases the detrimental effects of servant leadership behavior on ego depletion.

Our findings contribute to literature in several ways. First, through taking an actor-perspective, we have investigated both positive and negative effects of servant leadership behavior, which can help us understand the double-edged sword effects of servant leadership behavior more comprehensively. Second, by revealing the mediating role of positive emotion and ego depletion and the moderating role of organizational support, this study has helped increase our understanding of the underlying mechanism and boundary conditions of the relationship between servant leadership behavior and work-home interface. Finally, based on the work-home resources model, this study has clarified the dynamic process characterizing servant leadership behavior to work-home interface by using within-level research design, which should eventually enrich the application of work-home resources model in leadership literature.

servant leadership behavior; work-home conflict; work-home facilitation; organizational support; work-home resources model

10.3724/SP.J.1041.2019.00227

2018-01-22

* 廣東省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)“十三五”規(guī)劃2017年度學(xué)科共建項(xiàng)目(GD17XGL18)資助。

彭堅(jiān), E-mail: pengjiannut@163.com

B849: C91