破壞性領導對員工工作投入的影響研究

趙贊 魯虹

摘 要：本文以激活理論和資源保存理論為基礎，選取心理所有權為中介變量，員工傳統(tǒng)性為調節(jié)變量，來探索破壞性領導對于員工工作投入的影響。通過對432名企業(yè)員工的調研發(fā)現(xiàn)，破壞性領導與員工工作投入之間存在倒U型關系。員工的心理所有權在破壞性領導與員工工作投入之間起到部分中介的作用。員工傳統(tǒng)性能夠調節(jié)破壞性領導與員工工作投入之間的倒U型關系，即員工傳統(tǒng)性越低，破壞性領導與員工工作投入之間的倒U型關系越明顯。

關鍵詞：破壞性領導;工作投入;倒U型曲線;心理所有權;員工傳統(tǒng)性

中圖分類號：C 933

文獻標識碼：A?? 文章編號：1672-7312（2021）01-0110-08

The Impact of Destructive Leadership on Employee Job Engagement

——

A Moderated Mediation Model

ZHAO Zan，LU Hong

（School of Business，University of Shanghai for Science and Technology，Shanghai 200093，China）

Abstract：Based on the activation theory and conservation of resources theory，this paper selects psychological ownership as a mediator and traditionality as a moderator to explore the impact of destructive leadership on job engagement of?subordinates.Through a survey of 432 employees，it is found that there is an inverted U-shaped relationship between destructive leadership and employee job engagement.Moreover，psychological ownership plays a partial mediating effect?between destructive leadership and employee job engagement.The traditionality of subordinates can regulate the inverted U-shaped relationship between destructive leadership and employee job engagement.As a moderator，traditionality weakened the relationship between destructive leadership and employ job engagement.

Key words：destructive leadership;job engagement;inverted U-shaped curve;psychological ownership;traditionality

0 引言

伴隨科學技術日新月異的發(fā)展，企業(yè)的競爭環(huán)境已進入了一個VUCA新時代——易變性（Volatile）、不確定性（Uncertain）、復雜性（Complex）、模糊性（Ambiguous）。應對瞬息萬變的外部環(huán)境和嚴酷激烈的市場競爭，企業(yè)對員工也提出了更多、更高的要求。企業(yè)期望員工能夠主動承擔責任、積極解決工作難題，以一種更加積極的工作態(tài)度來迎接工作。工作投入作為員工工作態(tài)度中的重要行為要素，是企業(yè)維持和提升競爭力的關鍵，也

是目前人力資源領域和組織行為學研究的熱點[1]。

諸多學者研究證實，領導風格與員工工作投入之間有密切的關系，領導的行為可以激發(fā)或削弱下屬的工作投入[2-3]。當前研究多聚焦于變革型領導[4]，魅力型領導[5]，謙卑型領導[6]，真實型領導[7]等正面領導對于工作投入的積極影響，而負面領導對于工作投入的影響研究卻十分匱乏。實際上，負面領導作為正面領導的“陰暗面”，其對于員工的影響遠大于正面領導[8]。

破壞性領導作為典型的負面領導，Tepper[9]將其定義為“下屬感覺到的管理者持續(xù)表現(xiàn)出來的懷有敵意的言語和非言語行為，其中不包括身體接觸行為”。目前研究多認為破壞性領導會帶來消極的影響，導致員工的負面情緒和行為[10]。中國傳統(tǒng)文化深受儒家思想的影響，員工對于領導者多持有“順從”、“上尊下卑”的觀念，因此破壞性領導行為在中國情境中十分常見。從辯證角度來看，“存在即為合理”。那么破壞性領導行為的普遍存在性，是否表明其會對員工產生一定程度的積極影響呢？破壞性領導究竟如何影響員工的工作投入？這其中的作用機理到底是怎樣的呢？本文將基于員工心理所有權的中介作用和員工傳統(tǒng)性的調節(jié)作用，對上述問題進行討論與研究。

1 理論分析與研究假設

1.1 破壞性領導

破壞性領導研究起源于對有效領導中的愿景式領導、魅力型領導和變革型領導陰暗面的研究。最初，當破壞性領導作為領導的陰暗面被提出時，被認為是一種顯而易見的現(xiàn)象[11]。然而，伴隨著負面領導研究的興起，學者們意識到負面領導現(xiàn)象涵蓋不同類型的負面行為和人格特征，而不僅僅是正面領導的陰暗面[12]。Tepper從下屬角度出發(fā)，強調下屬對于領導敵意行為的感知。EINARSEN et al[13]從組織角度對破壞性領導做出了界定，認為破壞性領導行為是領導者持續(xù)表現(xiàn)出來侵害組織正當利益的系統(tǒng)化行為。SCHYNS et al[14]從領導、下屬雙視角，提出破壞性領導是較長時間內，員工個體或團隊成員在工作經歷和人際關系等方面，受到來自領導反復的持續(xù)的敵對式或阻礙式的影響。PADILLA et al[15]從領導者特征出發(fā)，提出破壞性領導很少是完全具有破壞性的，在大多數情境下是好壞并存，同時也受到下屬以及工作環(huán)境的影響。

為了提升研究結果的普遍適用性，本文從下屬角度進行研究，認為破壞性領導是下屬所感知到的領導的不友好行為（不包括身體上的接觸），這種行為很少是完全破壞性，通常破壞程度不一。同時，本文認為破壞性領導的行為特征具體表現(xiàn)如下：①不友好性。破壞性領導的行為是不友好的，給組織或者個人帶來一定程度的影響;②主觀性。破壞性領導的行為對不同的下屬產生的影響程度存在差異。下屬對于相同破壞性行為的感知與接受程度也不盡相同;③反復性與系統(tǒng)性。破壞性領導行為是系統(tǒng)和反復的行為，非典型的行為被排除在外[16]。

近年來，伴隨著越來越多的學者對于領導負面行為影響的關注，各類研究成果不斷涌現(xiàn)。學者們對于破壞性領導的影響研究，多集中于其所帶來的負面效應，具體可分為對下屬的影響和對組織的影響：其一，對下屬的影響。研究發(fā)現(xiàn)，破壞性領導對下屬績效[17]、工作滿意度[18]均具有顯著的負面影響;破壞性領導將引發(fā)員工的沉默行為[19]、減少員工的主動行為[20]以及增加員工的離職傾向[21]等。其二，對組織的影響。Erickson et al研究證實，破壞性領導對組織帶來的傷害，主要可分為人力資源的損失（高離職率等）、不良的組織文化氛圍以及組織績效的下降;嚴瑜和張振嘉[22]從組織角度出發(fā)，提出負面領導行為會對組織公平產生影響。同時，LEE和YUN[23]曾指出破壞性領導也能產生一定的正向影響，能夠在一定程度上提升員工的創(chuàng)新績效。然而，學者們對于破壞性領導對員工工作投入的影響研究卻較為稀缺。

1.2 破壞性領導與員工工作投入的曲線關系

工作投入是一種積極的工作狀態(tài)[24]。本文認為工作投入是建立在工作認同的心理狀態(tài)之上，是一種積極且持久的工作態(tài)度。具有高工作投入的員工，能夠以更加堅韌的品質、飽滿的熱情以及更加專注的精神，全身心投身于工作，進而提升組織的整體效能，為企業(yè)帶來積極的變化。員工的工作投入受到多種因素的影響，領導方式已被證實是影響員工工作投入重要原因之一。中國員工深受集體主義文化的影響，在工作環(huán)境中，更加注重人際關系，特別是與上級領導者之間的關系。員工的工作態(tài)度與行為也更易受到直接領導的影響[25]。同時，下屬是領導破壞性行為的最直接、最主要的影響者。當領導者做出不同程度的破壞性行為時，將會對下屬的身心帶來不同的影響。

依據激活理論，適當的激活水平能夠幫助個體優(yōu)化認知資源、有利于個體情緒調節(jié)，使其能夠全心全意投入工作，從而提高績效水平[26]。為了使員工達到最佳工作狀態(tài)，需要對其采取適當的激活措施。破壞性領導方式正是員工行為與態(tài)度的一個重要的激活源[27]。員工在一定程度的破壞性領導行為的督促下，能夠及時調整自身的工作方式與工作態(tài)度，改正自身缺點，以更好的狀態(tài)來投入工作。因此，適當的破壞性領導行為能夠激發(fā)員工的個人潛能，提升員工的個人素質，在一定程度上增加員工的工作投入。

然而，依據資源保存理論，當破壞性行為過于激烈時，個體自身的稀缺資源將被迫損失，個體也會采取行動來抵御流失。對個體來說，資源越是珍貴或難以獲取，個體對其消耗就越是敏感。來自上級領導的辱罵、嘲諷、恐嚇等一系列帶有攻擊性的強烈的負面行為，將損耗下屬的情緒、信心以及自尊等稀缺心理資源，給下屬的身心健康帶來不利影響。當個體意識到自身的稀缺資源面臨損失時，便會積極采取措施來防止進一步的資源損失[28]。然而，采取何種措施來應對資源的流失，也與個體的社會地位、能力等特征相關。下屬屬于上下級關系中的弱勢一方，應對資源損耗，所能采取的應對措施也受到自身實力與地位的限制，而減少工作投入是下屬能夠采取的有效措施之一。基于以上分析，本研究提出如下假設

H1：破壞性領導與員工工作投入之間存在倒U型關系，只有適度的破壞性領導行為，才能增加員工的工作投入。

1.3 心理所有權的中介作用

心理所有權是指個體感覺目標物或目標物的一部分為他所擁有的心理狀態(tài)[29]，強調個體對目標物之間的占有感，使個體對目標物產生“我的”或“我們的”心理認知[30]。在工作場景中，員工心理所有權主要體現(xiàn)為將自身所在組織視為目標的占有感[31]。心理所有權可劃分為歸屬感、自我效能感、自我認同、責任感4個維度[32]。

當破壞性領導的行為程度較低且適度時，對于員工工作上的錯誤或不足，領導者將予以及時的指正、批評與教育。首先，依據戰(zhàn)略欺凌理論，下屬有時會對領導者強硬的工作態(tài)度、支配欲望以及把控性的行為產生敬佩之情[33]，認為領導者擁有“家長式”的威嚴，而組織呈現(xiàn)出一種類似于“家”的場所，從而歸屬感增強[34]。其次，適度的破壞性領導行為，能夠使員工及時知曉并改正工作上的不足，能夠更加出色的完成工作，從而提升自己的工作能力和信心，使得自我效能感提升。再次，適度的破壞性領導行為使員工更好的把控工作節(jié)奏與內容，對于工作的控制感、占有感以及成就感增強，進而不斷認清自我、認同組織，強化了員工的自我認同[35]。最后，適度的破壞性領導行為，能夠使員工感受到來自領導的關注與指導并從中受益，員工受益的同時便會對組織產生較強的責任感[36]?？傊m度的破壞性領導行為能夠通過增加員工的歸屬感、自我效能感、自我認同、責任感，激發(fā)員工的心理所有權。心理所有權的增強，使得員工產生“這個組織屬于我的”觀念，從而更愿意為組織奉獻自身力量，增加工作投入。

然而，當破壞性領導行為程度較高時，領導便會對員工產生過度辱罵、質疑、不尊重以及侮辱等過激行為，給員工的認知能力、情緒調節(jié)能力以及心理健康等帶來不利影響。首先，面對破壞性領導激烈行為，員工將會降低對于組織和領導的依賴與信任，懷疑自己組織內部人的身份，從而對組織的歸屬感降低[37]。其次，破壞性領導的過度責罵、否定，使員工作自信心不斷下降，導致自我效能感減弱[38]。再次，伴隨領導破壞性行為的升級，員工會懷疑自身對于組織的意義和價值，自我認同感便會隨之降低。最后，破壞性領導激烈的言行，使得員工感到焦慮、無助與迷茫，并加大領導與員工之間的距離感，使得員工難于從領導處獲取有利的信息與幫助，對于工作的責任感便會逐漸降低。總之，伴隨著員工的歸屬感、自我效能感、自我認同、責任感的減少，員工的心理所有權將會降低，產生“我不屬于這個組織”的心理，從而導致員工工作投入減少。基于以上分析，本研究提出如下假設

H2：破壞性領導與員工心理所有權之間存在倒U型關系，只有適當的破壞性領導行為，才能增加員工的心理所有權。

H3：員工心理所有權在破壞性領導與員工工作投入的倒U型關系中具有中介作用。

1.4 員工傳統(tǒng)性的調節(jié)作用

員工傳統(tǒng)性是在中國傳統(tǒng)文化的影響下，個人所具有的認知態(tài)度與行為模式[39]。在現(xiàn)代企業(yè)的經營與管理中，員工傳統(tǒng)性是符合中國情景與文化氛圍的一個非常重要的度量指標[40]，也被認為是描述中國人個性與價值觀的重要取向指標。中國傳統(tǒng)文化以儒家文化為中心，強調對上級領導的尊重與順從。不同傳統(tǒng)性的員工，對于領導的破壞性行為的接受與忍耐程度會存在差異，進而產生的行為結果也會不同。同時，依據社會信息加工理論，即使面對上級領導相同的行為，由于個體特質的差異性，下屬會產生不同的解讀，進而做出不一致的行為反應[41]。

高傳統(tǒng)性的員工會更加遵從傳統(tǒng)價值觀中對待上級行為服從、克制、尊重等理念，更加認可“上尊下卑”的上下級關系，更傾向于無條件的尊重和聽從上級領導[42]。低傳統(tǒng)性的員工更傾向于遵從誘因-貢獻平衡的原則，更加崇尚自由與平等的觀念，對待上下級權力地位的差距敏感性較低，敢于挑戰(zhàn)工作場所的不合理行為[43]。

依據激活理論與資源保存理論，盡管當上級的破壞性行為從低到適度，再到高的過程中，無論員工的傳統(tǒng)性如何，在工作投入上都有先增加再減少的趨勢。但兩者相比較而言，高傳統(tǒng)性員工能夠更加認同領導的行為，更愿意遵從社會角色義務[44]，其組織忠誠度更高、組織歸屬感更強，更愿意為組織貢獻自己的力量。因此，高傳統(tǒng)性員工對破壞性領導行為的敏感程度更低。然而，低傳統(tǒng)性員工思想觀念更為開放，與領導之間傾向于互惠的關系，即“領導如何對我，我就如何回報領導”[45]。因此，低傳統(tǒng)性員工對領導的破壞性行為更為敏感。當低傳統(tǒng)性員工感受到來自領導的不友好行為時，便會以類似的行為予以回報，減少工作投入就成為其能夠采取的消極工作行為之一?；谝陨戏治觯狙芯刻岢鋈缦录僭O

H4：員工傳統(tǒng)性能夠調節(jié)破壞性領導與員工工作投入之間的倒U型關系，員工傳統(tǒng)性越低，破壞性領導與員工工作投入之間的倒U型關系越明顯。

綜上所述，本文理論模型如圖1所示。

2 研究設計

2.1 研究樣本

本研究采用問卷調研方式進行數據的收集，問卷的發(fā)放對象為企業(yè)在職普通員工。問卷包含的主要變量有破壞性領導、心理所有權、員工傳統(tǒng)性和工作投入。同時，問卷包含一些人口統(tǒng)計學信息（如年齡、受教育程度等）。

本次調研的時間為2020年2月至2020年8月，歷時6個月。被調研者主要分布在上海、北京、天津等經濟較發(fā)達地區(qū)。主要調研企業(yè)包含6家國有企業(yè)，4家民營企業(yè)。調研主要通過兩個途徑進行問卷收集：其一，通過向工作的同學、朋友、家人發(fā)放網絡電子問卷;其二，通過實地走訪企業(yè)發(fā)放調研問卷，向實習單位、家人工作單位員工實地發(fā)放問卷并回收。

本調研共計發(fā)放466份問卷，一共回收445份，回收率95.49%。其中，有效問卷432份，問卷有效率97.08%。有效統(tǒng)計數據表明，45.53%的受訪者為男性，54.47%為女性;12.34%的受訪者為25歲及以下，36.60%為26到30歲之間，3106%為31到35歲之間，13.62%為36到40歲之間，6.38%為41歲及以上;77.87%的受訪者為已婚，22.13%為未婚;2.13%的受訪者為高中（含中專）及以下學歷，8.51%為?？疲?7.02%為本科，12.34%為碩士及以上;36.60%的受訪者工作1～5年，35.74%工作6～10年，16.17%工作10～15年，5.96%工作15～20年，5.53%工作21年及以上;4.68%的受訪者月薪在4 000元以下，2638%月薪4 000～6 999元，37.02%月薪7 000～9 999元，29.36%月薪10 000～19 999元，255%月薪20 000及元以上。

2.2 測量工具

本次調研采用的均為國外成熟量表，并被國內外學者多次證實，具有良好的信度與效度。由于存在文化和語言表達上的差異，對原始英文問卷采用翻譯—回譯的方法處理，并聘請一位人力資源管理方面的教授進行修評，形成問卷最初設計。在正式問卷發(fā)放之前，采用預調研的方式來評估問卷的科學性以及語言的恰當性，同時，根據預調研者提供的意見對問卷再次修改，進而形成最終的問卷。各個變量的測量均采用的是五級Likert計分，從1表示“完全不同意”到5表示“非常同意”。

2.2.1 破壞性領導

采用Cortina、Magley和Williams研發(fā)的測量量表（Workplace Incivility Scale，簡稱WIS），測量題項包括“我的領導輕視我或用高高在上的態(tài)度對待我”等。該量表在本次研究中Cronbachα值為0.818，具有較高的信度。

2.2.2 心理所有權

采用Avey量表中促進性心理所有權自我效能、責任感、歸屬感、自我認同4個維度的測量，測量題項包括“我認為我屬于公司”等。該量表在本次研究中Cronbachα值為0.845，具有較高的信度。

2.2.3 員工傳統(tǒng)性

采用Farh編制的單維度量表，測量題項包括“要避免發(fā)生錯誤，最好的辦法是聽領導的話”等。該量表在本次研究中Cronbachα值為0.739，信度較好。

2.2.4 工作投入

采用SCHAUFELI et al開發(fā)了Utrecht工作投入量表，以活力、奉獻和專注3個維度進行測量，測量題項包括“我為我所做的工作感到驕傲”等。該量表在本次研究中Cronbachα值為0.865，具有較高的信度。

3 研究結果

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究所使用的調研問卷涉及的自變量、因變量、中介變量和調節(jié)變量都由員工評估，故可能存在共同方法偏差。為了保證結果的合理性與科學性，本研究采用Herman單因子檢驗方法對所有變量進行檢驗。按照特征值大于1的方法提取出了10個共同因子，其中第一大因子能解釋方差為27.19%（小于40%），累計解釋力為6185%，所以認為不存在共同方法偏差問題。同時，對變量的方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）診斷，發(fā)現(xiàn)所有變量間的VIF值最大不超過1.34，說明不存在多重共線性問題。

3.2 驗證性因子分析

為了更進一步驗證驗證變量破壞性領導、心理所有權、員工傳統(tǒng)性與工作投入之間的差異性，故進行區(qū)分效度的檢驗。本文利用AMOS 24.0分別設立了一因子模型、二因子模型、三因子模型以及四因子模型來比較χ2/df、GIF、AGFI、CFI、RMSEA，見表2。可以看出，四因子模型的擬合度最優(yōu)，說明4個變量具有良好的區(qū)分度，適合做進一步相關性分析。

3.3 描述性統(tǒng)計和相關性分析

表2列出了各變量的均值、標準差和相關系數。由表2可以看出，破壞性領導與工作投入（r=-0.46，p<0.01）、心理所有權（r=-0.44，p<001）顯著相關;心理所有權與工作投入（r=0.67，p<0.01）顯著相關。上述相關性分析的結果為進一步的假設檢驗提供了依據。

4 假設檢驗

本文采用層級回歸的分析方法對研究假設進行分析驗證，選取性別、年齡、文化程度、工作年限等可能影響員工工作投入的人口統(tǒng)計變量為控制變量。

首先，進行主效應的檢驗，依據表3結果，破壞性領導平方與員工工作投入顯著負相關（模型4，β=-0.48，p<0.001），H1得到支持。

其次，參照Baron與Kenny[46]的檢驗研究方法，進行中介效應驗證，見表3。第一步，破壞性領導平方對員工工作投入的主效應檢驗（模型4，β=-0.48，p<0.001）;第二步，破壞性領導平方對員工心理所有權的直接效應檢驗（模型2，β=-055，p<0.001）;第三步，破壞性領導平方和心理所有權共同對員工工作投入回歸，破壞性領導平方與員工工作投入顯著性下降（模型5，β=-012，p<0.10）。綜上所述，說明心理所有權對破壞性領導與員工工作投入之間起到部分中介的作用，且H2、H3得以驗證。

最后，對員工傳統(tǒng)性的調節(jié)作用進行檢驗。第一步，對控制變量進行回歸;第二步，加入自變量破壞型領導、破壞性領導平方以及員工傳統(tǒng)性;第三步，將破壞型領導與員工傳統(tǒng)性、破壞性領導平方與員工傳統(tǒng)性的乘積項加入回歸中。由表4可以看出，破壞性領導平方和員工傳統(tǒng)性的乘積項顯著正相關（模型3，β=-0.16，p<0.05），H4得到支持，員工傳統(tǒng)性能夠調節(jié)破壞性領導平方和員工工作投入之間的關系。

為了更清晰地展示員工傳統(tǒng)性對破壞性領導與員工工作投入之間倒U型關系的調節(jié)作用，本文參照Aiken和West[47]的建議，對員工傳統(tǒng)性的均值各加減一個標準差將樣本分成高員工傳統(tǒng)性與低員工傳統(tǒng)性兩組數據，分別計算回歸方程并進行繪圖。如圖2所示，員工傳統(tǒng)性越低，破壞性領導與員工工作投入之間的倒U型關系越明顯，H4進一步得到驗證。

5 討論

5.1 理論貢獻

首先，豐富了破壞性領導的影響研究。目前，關于破壞性領導的研究多為負面影響研究，本文以全新的視角評判破壞性領導所帶來的影響。破壞性的領導對待員工的不友好行為，在我國文化背景下較為常見，古諺語道“打是親罵是愛”、“棍棒底下出孝子”等。領導者對員工越是關注或期待越高，對其錯誤行為的忍耐程度就越低，辱罵、批評等不友好行為便會凸顯。然而，正所謂“過猶而不及”，過多、過于激烈的破壞性行為，反而會讓員工受到身心的傷害，無法達成領導者的初衷。因此，本研究以激活理論、資源保存理論等為理論基礎，提出并驗證了“適度”的觀點，認為“適度”的破壞性領導能夠提升員工的工作投入，這為更加深刻了解破壞性領導給組織帶來的影響提供理論基礎和客觀依據。

其次，拓寬對于員工工作投入的影響因素的研究。領導風格作為影響員工工作投入的重要因素，其過往研究多聚焦于正向領導對于其積極影響的研究，而本文將以負向領導的典型代表——破壞性領導為切入點，探究其行為對員工工作投入所帶來的影響，拓展了對于員工工作投入的影響因素的研究。

最后，引入心理所有權作為中介變量和員工傳統(tǒng)性作為調節(jié)變量。研究揭示了在中國情境中，員工傳統(tǒng)性對破壞性領導與員工工作投入之間倒U型關系的調節(jié)作用，以及心理所有權對破壞性領導與員工工作投入倒U型關系的中介作用的復雜作用機理，為增強員工工作投入的微觀基礎提供新的角度。

5.2 實踐意義

首先，為中國現(xiàn)代企業(yè)人才梯隊的選拔提供的新視角。企業(yè)可通過辨別領導行為特點所帶來的現(xiàn)實影響，建立科學有效的領導者選拔機制，從而選擇適合企業(yè)文化和發(fā)展要求的領導人員。

其次，企業(yè)可對于領導的行為，提出把握好言行舉止“度”的新要求。利用領導言行的“度”，幫助員工克服工作倦怠，激發(fā)工作活力。同時，通過規(guī)范與約束領導的行為與對待下屬的態(tài)度和言行，為組織營造更好的工作氛圍，為企業(yè)績效帶來積極的影響。

再次，為企業(yè)對于員工的培訓提供新的側重點。企業(yè)應不僅注重員工技能的培訓，更應注重員工心理健康教育，關注領導行為對于員工心理等微觀層面所帶來的影響，以及培訓員工如何及時調節(jié)心理狀態(tài)、如何以更加積極的心態(tài)和更加飽滿的熱情投入工作。

最后，為企業(yè)選擇適合自身發(fā)展的員工提供指導。企業(yè)可根據領導者領導方式特征以及企業(yè)整體文化氛圍，選擇能夠與現(xiàn)有領導方式相匹配并符合企業(yè)文化發(fā)展的員工，從而減少企業(yè)的人力成本投入，促進企業(yè)的未來發(fā)展。

5.3 局限與展望

本研究尚存在一定局限性：首先，本研究對于破壞性領導的測量使用的是國外成熟量表，量表不能充分體現(xiàn)中國文化的特殊性，未來可嘗試開發(fā)符合中國情景的全新量表。其次，本研究采用的是橫向調查問卷，問卷結果不能展示破壞性領導與員工之間關系的動態(tài)連續(xù)變化，未來如具有條件，可收集縱向數據進行研究。最后，本研究僅考量了心理所有權的中介作用以及員工傳統(tǒng)性的調節(jié)作用，未來可以嘗試在其他不同情境中，研究新的影響路徑。

參考文獻：

[1] 徐振亭，曲怡穎，羅瑾璉.自我犧牲型領導對員工工作投入的跨層次影響研究[J].科學學與科學技術管理，2018，39（11）：142-157.

[2]OSBORN D W，HUNT J G.Relation between leadership size & subordinate satisfaction in a voluntary organization[J].Journal of Applied Psychology，1985，60：730-735.

[3]BURKE R J.Why leaders fail：Exploring the darkside[J].International Journal of Manpower，2006，27（01）：91-100.

[4]王楨，陳樂妮，李旭培.變革型領導與工作投入：基于情感視角的調節(jié)中介模型[J].管理評論，2015，27（09）：120-129.

[5]姚春序，劉艷林.魅力型領導與下屬工作投入：雙維認同構念的中介機制[J].心理科學，2013，36（04）：942-948.

[6]唐漢瑛，龍立榮，周如意.謙卑領導行為與下屬工作投入：有中介的調節(jié)模型[J].管理科學，2015，28（03）：77-89.

[7]李永鑫，周海龍，田艷輝.真實型領導影響員工工作投入的多重中介效應[J].心理科學，2014，37（03）：716-722.

[8]徐燕，陳麗，丁五星，等.辱虐管理對護士離職意愿影響的研究現(xiàn)狀[J].中西醫(yī)結合護理（中英文），2018，4（08）：195-198.

[9]TEPPER B J.Consequences of abusive supervision[J].Academy of Management Journal，2000，43（02）：178-190.

[10]朱月龍，段錦云，凌斌.辱虐管理的概念界定與影響因素及結果探討[J].外國經濟與管理，2009，31（12）：25-32.

[11]PADILLA A，HOGAN R，KAISER R B.The toxic triangle：destructive leaders，susceptible followers，and conducive environments[J].The Leadership Quarterly，2007，18（02）：176-194.

[12]路紅，凌文輇，方俐洛.破壞性領導：國外負面領導研究綜述[J].管理學報，2012，9（11）：1718-1724.

[13]ERICKSON A，SHAW J B，AGABE Z.An empircal investigation of the antecedents，behaviors，and outcomes of bad leadership[J].Journal of Leadership Studies，2007，1（03）：26-43.

[14]SCHYNS B，SCHILLING J.How bad are the effects of bad leaders？A meta-analysis of destructive leadership and its outcomes[J].Leadership Quarterly，2013，24（01）：138-158.

[15]PADILLA A，HOGAN R，KAISER R B.The toxic triangle：destructive leaders，susceptible followers，and conducive environments[J].The Leadership Quarterly，2007，18（02）：176-194.

[16]高日光.破壞性領導與員工公忠、私忠的關系[J].理論與改革，2011（02）：89-92.

[17]高日光.破壞性領導會是組織的害群之馬嗎？——中國組織情境中的破壞性領導行為研究[J].管理世界，2009（09）：124-132，147.

[18]邱茜.破壞性領導“破壞”了什么？——基于直接下屬與非直接下屬的對比研究[J].山東大學學報（哲學社會科學版），2016（02）：88-94.

[19]吳夢穎，彭正龍.破壞性領導對員工沉默的影響：角色困境與環(huán)境不確定性的作用分析[J].科學學與科學技術管理，2017，38（07）：167-180.

[20]黃攸立，魏志彬，王禹，等.破壞性領導行為對員工主動行為影響研究：基于消極情緒和控制點作用[J].中國人力資源開發(fā)，2018，35（05）：49-59.

[21]馬躍如，余航海，夏冰.破壞性領導對員工離職意愿的影響研究[J].貴州財經大學學報，2018（02）：46-53.

[22]嚴瑜，張振嘉.組織公平在多層辱虐管理中的角色——基于道德排除理論的多視角分析[J].心理科學進展，2017，25（01）：145-155.

[23]LEE S，YUN S，SRIVASTAVA A.Evidence for a curvilinear relationship between abusive supervision and creativity in South Korea[J].The Leadership Quarterly，2013，24（05）：724-731.

[24]SCHAUFELI W B，SALANOVA M，GONZ LEZ-ROM V，et al.The measurement of engagement and burnout：A confirmative analytic approach[J].Journal of Happiness Studies，2002（03）：71-92.

[25]席燕平.辱虐管理對員工離職意愿的影響研究——情緒耗竭與員工對主管信任的多重中介作用[J].技術經濟與管理研究，2016（12）：51-55.

[26]BAER M，OLDHAM G R.The curvilinear relation between experienced creative time pressure and creativity：Moderating effects of openness to experience and support for creativity[J].Journal of Applied Psychology，2006，91（04）：963-970.

[27]HARRIS K J，KACMAR K M，ZIVNUSKA S.An investigation of abusive supervision as a predictor of performance and the meaning of work as a moderator of the relationship[J].The Leadership Quarterly，2007，18（03）：252-263.

[28]曹霞，瞿皎姣.資源保存理論溯源、主要內容探析及啟示[J].中國人力資源開發(fā)，2014（15）：75-80.

[29]PIERCE J L，KOSTOVA T，DIRKS K T.The state of psychological ownership：integrating and extending a century of research[J].Review of General Psychology，2003，7（01）：84-107.

[30]劉云碩，葉龍，郭名.中國情境下工作重塑對員工創(chuàng)造力的影響研究[J].軟科學，2019，33（05）：87-91.

[31]PIERCE J L，KOSOVO T，DIRKS K T.Forthcoming：towards a theory of psychological ownership in organizations[J].Academy of Management Review，2001，26：298-310.

[32]AVEY G，JAMES B，BRUCE J A.Psychological ownership：theoretical extensions，measurement and relation to work outcomes[J].Journal of Organizational Behavior，2009，30（02）：173-191.

[33]FERRIS G R，ZINKO R，BROUER R，et al.Strategic bullying as a supplementary，balanced perspective on destructive leadership[J].The Leadership Quarterly，2007，18（03）：195-206.

[34]王艷子，田雅楠.包容型領導對員工建設性越軌行為的激發(fā)機理研究[J].外國經濟與管理，2019，41（03）：54-69.

[35]LIU J，WANG H，HUI C，et al.Psychological ownership：How having control matters[J].Journal of Management Studies，2012，49（05）：869-895.

[36]DAWKINS S，TIAN A W，NEWMAN A，et al.Psychological ownership：A review and research agenda[J].Journal of Organizational Behavior，2017，38（02）：163-183.

[37]丁寧，張敬潔.職場排斥對員工沉默的影響研究：心理所有權和工作不安全感的作用[J].領導科學，2019（16）：81-83.

[38]顏愛民，裴聰.辱虐管理對工作績效的影響及自我效能感的中介作用[J].管理學報，2013，10（02）：213-218.

[39]周浩，龍立榮.變革型領導對下屬進諫行為的影響：組織心理所有權與傳統(tǒng)性的作用[J].心理學報，2012，44（03）：388-399.

[40]仵鳳清，劉璐.欺凌行為對建言行為影響機制——消極情緒與傳統(tǒng)性聯(lián)合效應[J].中國人力資源開發(fā)，2014（15）：56-61.

[41]CRICK N R，DODGE K A.A review and reformulation of social information-processing mechanisms in childrens social adjustment[J].Psychological Bulletin，1994，115（01）：74-101.

[42]劉軍，富萍萍，張海娜.下屬權威崇拜觀念對信心領導過程的影響：來自保險業(yè)的證據[J].管理評論，2008（01）：26-31，63.

[43]LI S L，HUO Y，LONG L R.Chinese traditionality matters：Effects of differentiated empowering leadership on followers trust in leaders and work outcomes[J].Journal of Business Ethics，2017，145（01）：81-93.

[44]FARH J L，HACKETT R D，LIANG J.Individual-level cultural values as moderators of perceived organizational support-employee outcome relationships in China：Comparing the effects of power distance and traditionality[J].Academy of Management Journal，2007，50（03）：715-729.

[45]LU C Q，DU D Y，XU X M，et al.Revisiting the relationship between job demands and job performance：The effects of job security and traditionality[J].Journal of Occupational and Organizational Psychology，2017，90（01）：28-50.

[46]BARON R M，KENNY D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：conceptual，strategic，and statistical consideration[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（06）：1173-1182.

[47]AIKEN L S，WEST S G，RENO R R.Multiple regression：Testing and interpreting interactions[M].Thousand Oaks：Sage，1991.

（責任編輯：許建禮）

收稿日期：

2020-08-04

基金項目：

教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金《基于團隊生命周期的TMT認知演化對決策績效的影響研究》（17YJA630020）

作者簡介：

趙 贊（1989—），女，天津人，碩士研究生，主要從事人力資源管理方面研究工作。