领导感激表达能提高员工的追随行为吗？情绪表达真诚性的作用*

祝养浩 龙立荣 刘文兴

领导感激表达能提高员工的追随行为吗？情绪表达真诚性的作用*

祝养浩1龙立荣1刘文兴2

(1华中科技大学管理学院, 武汉 430074) (2中南财经政法大学工商管理学院, 武汉 430073)

感激作为中华民族的传统美德, 近年来受到了学者的广泛关注。本文通过结合情绪的社会功能理论和社会等级的双策略理论构建了一个被调节的中介模型, 旨在探讨领导感激表达对员工追随行为的影响效果。通过一个情景实验和一个多时点、上下级配对的问卷调查, 研究结果证实了所提的理论假设: 领导感激表达通过增加感知领导声望进而促进员工的积极追随行为, 通过减少感知领导支配进而抑制员工的消极追随行为。尤其是当领导情绪表达真诚性高时, 上述关系更为强烈。研究结论有助于启示领导者要更多、更真诚地向员工表达感激。

领导感激表达, 声望, 支配, 追随行为, 情绪表达真诚性

1 问题提出

在国内外企业管理实践中, 许多公司都将感激视为企业文化的重要组成部分。国内知名快餐企业老乡鸡就是一个典型的例子, 其董事长曾向员工行“跪拜大礼”, 以感激员工在危难时刻帮助公司度过难关(郭一蓉等, 2021)。此外, 《哈佛商业评论》曾报道了一位“传奇”CEO的经历, 罗伯特·埃克特(Robert A. Eckert)在就职于全球最大的玩具公司——美泰(Mattel)时, 利用“热情赞扬计划” (Rave Reviews)来帮助公司扭亏为盈。该计划表现为: 公司所有职工可以互发一封简短的电子证书(e-certificate), 表示对其他同事的认可和感谢, 凭此证书可以免费获得一杯咖啡**https://www.hbrchina.org/2015-08-17/3259.html。上述管理实践反映出感激在职场中的重要作用, 并且感激也成为了近些年来学术界关注的热点话题。

对于感激议题的研究, 学者们倾向于将其分为三种形式, 特质感激(对生活中积极经历做出回应的感激倾向, McCullough et al., 2002)、状态感激(在受到他人恩惠时所产生的一种感激感觉, 刘军等, 2019; Emmons & McCullough, 2003)与感激表达(向提供恩惠的他人表达感激的一种回应, Gordon et al., 2011; Locklear et al., 2023)。近年来, 由于感激表达向他人传递了尊重、认可和赞赏等深层次内容, 在人际互动过程中扮演着重要角色, 由此学者们逐渐从关注特质感激、状态感激转向关注感激表达。可是, 截止目前感激表达研究仍存在以下不足亟需弥补。第一, 有限的感激表达研究主要关注于互动双方是地位/层级相似的情况(如配偶之间、同事之间), 忽视了普遍存在于组织中的地位/层级不相似的上下级之间的感激表达(Locklear et al., 2023)。需要说明的是, 上下级的感激表达存在两种形式, 员工向领导者表达感激和领导者向员工表达感激。Anicich等(2022)的研究发现, 组织成员的权力越大(越小), 感受和表达的感激就越少(越多)。学者提出员工向领导者表达感激被认为是理所应当的(朱征等, 2022), 因为领导者拥有着员工想要的资源, 并且员工通过向领导者表达感激更有助于获得职业成功(Chen et al., 2022)。而对于领导者向员工表达感激较少的一个重要原因是因为他们低估了感激表达对感激接受者的积极影响(Kumar & Epley, 2018)。表达感激作为一种几乎零成本且具有高回报的行为, 或许只有让领导者深入了解感激表达的积极效果才能劝说他们更多地向员工表达感激。因此, 本文专注于领导感激表达的积极影响效应。第二, 现有感激表达的后果主要集中在对幸福感和人际关系质量的探讨, 忽视了感激表达在促进关系行为(relational behavior)的作用(Locklear et al., 2023)。在领导力的研究中, 考察领导感激表达对员工关系行为(如追随行为)是非常重要的。这是因为在新冠疫情背景下, 组织面临着生死存亡的关键时刻, 仅凭领导者的努力难以改变既定的现实, 而追随者正是组织生存与发展需要调动和开发的关键力量(罗文豪等, 2021)。因此, 本文将重点聚焦于领导感激表达对员工追随行为的影响。

为了揭示领导感激表达对员工追随行为影响的作用机制及边界条件, 本文将结合情绪的社会功能理论(social functions of emotion; Fischer & Manstead, 2008)和社会等级的双策略理论(dual-strategies theory of social rank; McClanahan, 2020)考察员工感知领导声望和支配的中介作用以及情绪表达真诚性的调节作用。根据情绪的社会功能理论, 情绪具有归属(affiliation)和社会疏远(social distancing)两种社会功能。由于感激情绪的关系属性(van Kleef & Côté, 2022), 其更可能在归属功能而非社会疏远功能上发挥积极作用。结合社会等级的双策略理论, 领导感激表达可以促进员工的感知领导声望(对应归属功能)以及降低感知领导支配(对应社会疏远功能)。当员工感知领导声望高时, 员工会展现出勇敢、模范、主动等特征的积极追随行为; 当员工感知领导支配高时, 员工会展现出旁观、冷漠、疏离等特征的消极追随行为。此外, 情绪的社会功能理论指出, 情绪并不总是能发挥社会功能作用, 其会受到情绪表达方式和特征(如情绪表达真诚性)的影响(Fischer & Manstead, 2008)。也就是说, 对于感激接受者(员工)而言, 他们会推断领导者所表达感激情绪的真诚性, 继而会影响员工对领导者的评价及后续关系行为(Leong et al., 2020)。相比于不真诚的感激表达, 人们更加喜欢收到来自他人真诚的感激表达。因此, 只有当员工觉得领导者的感激表达真诚性较高(而非较低)时, 感激情绪的社会功能才会发挥作用, 表现为增加员工对于领导者的积极评价及后续的追随行为。具体的研究模型如图1所示。

本文具有以下几点理论意义: 第一, 通过考察领导感激表达对员工追随行为的影响, 本文丰富了领导感激表达的影响效果; 第二, 基于社会等级的双策略理论, 本文揭示了领导感激表达对员工追随行为影响的“黑箱”, 并发现感知领导声望和支配起着中介作用; 第三, 基于情绪的社会功能理论, 本文考察了情绪表达真诚性特征作为领导感激表达与员工追随行为的边界条件, 拓展了情绪表达研究视角。

1.1 理论基础

个人具有两种基本的社会目标, 其一是社会联系, 主要是为了寻求与他人建立联系, 想要与他人一起合作; 其二是社会距离, 主要是为了避开那些具有威胁的人, 或者想要对他人施加控制, 以牺牲他人为代价来提升自己的社会等级(Fischer & Manstead, 2008)。由于情绪既可以帮助个人与他人保持社会联系(如: 开心、悲伤情绪), 又可以帮助个人与他人保持社会距离(如: 蔑视、恐惧情绪)。因此, 学者提出了情绪的社会功能理论, 认为情绪具有归属功能和社会疏远功能(Fischer & Manstead, 2008), 前者对应着“社会联系”目标, 后者对应着“社会距离”目标。

图1 研究模型

此外, 情绪的两种社会功能恰好与社会等级的双策略理论不谋而合。社会等级的双策略理论强调个人在获取社会等级时, 存在两种不同的策略(Cheng et al., 2013; Garfield et al., 2019)。其一是声望策略, 该策略是指个人运用自身宝贵的经验、技能和指导及帮助他人, 进而获得团队成员的尊重, 并被赋予较高的地位(刘智强等, 2015; 容琰等, 2022; Henrich & Gil-White, 2001)。该策略更多反映出个人与他人的“合作意向”以及对应着社会联系目标。其二是支配策略, 该策略是指个人通过采取强迫和操纵他人的方式, 以获得并保持等级制度的顶端位置(Maner, 2017)。支配策略下的个人经常将自身利益置于他人利益之上(Maner & Mead, 2010), 由此支配策略的特点是恐吓、胁迫他人和操纵及控制资源(刘智强等, 2013)。该策略更多反映出个人与他人的“竞争意向”以及对应着社会疏远目标。

综上所述, 本文将结合情绪的社会功能理论和社会等级的双策略理论, 选取感知领导声望(对应情绪的归属功能)和感知领导支配(对应情绪的社会疏远功能)作为领导感激表达对员工追随行为影响的作用机制, 并根据感激情绪的关系属性, 预测领导感激表达可以增加员工感知领导声望和降低员工感知领导支配。此外, 根据情绪表达方式和特征, 选取情绪表达真诚性作为影响上述关系的边界条件。

1.2 领导感激表达与员工追随行为

感激是个体将体验到的积极结果归因于他人的一种积极情绪(Weiner, 1985), 感激表达则是一种情绪表达行为, 指的是个体通过表示感谢(语言或非语言)明确承认他人对自身增益的贡献(Grant & Gino, 2010)。本文采用朱征等(2022)的观点, 将领导感激表达定义为领导对员工提供的帮助或贡献表示感激的一种积极情绪表达行为, 显示了领导对员工帮助或贡献的尊重、认可和赞赏。

本文预期领导感激表达会影响员工的追随行为, 如会增加员工对领导的积极追随行为以及降低员工对领导的消极追随行为。具体而言, 根据情绪的社会功能理论, 感激情绪由于其关系属性, 更多反映的是情绪表达者合作的意向(归属功能), 而不是竞争的意向(社会疏远功能) (朱征等, 2022; van Kleef & Côté, 2022)。因此, 来自于领导者的感激表达具有改善员工对于双方互动过程中关系认知的社会功能(朱征等, 2022)。也就是说, 领导感激表达传达出领导者肯定员工价值和贡献的社会信息, 员工接收到该信息会产生对领导者的积极互惠信念(Algoe, 2012; Algoe et al., 2013)。一旦员工形成与领导者的积极互惠信念时, 其会在后续的互动过程中更多展现出积极追随行为和更少展现出消极追随行为。基于上述分析, 本文提出假设1和2:

假设1: 领导感激表达对员工积极追随行为具有显著的正向影响。

假设2: 领导感激表达对员工消极追随行为具有显著的负向影响。

1.3 感知领导声望的中介作用

根据情绪的社会功能理论, 感激情绪可以传递出个人想要寻求与他人建立联系、与他人一起合作的社会信息。通过接收领导感激表达所传递的社会信息, 员工会对领导者进行评价。具体而言, 员工倾向于对表达感激的领导者进行积极的评价, 因为在人际互动过程中尊重是相互的, 当领导者向员工表示出尊重、认可和赞赏时, 员工也会认为领导者是温暖的、友好的和令人尊重的(朱征等, 2022)。同时结合声望策略的定义和特点, 当员工认为领导者行为是积极的、值得尊重的且利于组织及成员的, 员工会赋予领导者地位, 感知领导者具有较高的声望(Henrich & Gil-White, 2001)。由此, 本文认为领导感激表达会使得员工赋予领导者更高的地位, 认为领导者具有较高的声望。

此外, 当感知到领导具有较高的声望时, 员工会认为领导者更利他(Halevy et al., 2012)、更少的自恋、更有道德(Cheng et al., 2010), 此时员工倾向于与领导者进行更多的人际互动(Liu et al., 2012; Mayer et al., 2009)。因此, 感知领导声望可能会影响员工后续的追随行为。具体而言, 员工可能表现出勇敢、模范、主动的积极追随行为以此来拥护具有高声望的领导者(Hildreth & Anderson, 2016; Hu et al., 2018)。如在面临困境时与领导者共同努力度过难关、在领导者提出观点时大胆支持和拥护、以及主动为领导者分担工作压力和任务等。此外, Sung和Choi (2021)的研究明确指出声望策略具有亲社会属性, 可以有效促进积极的关系行为。由此, 感知领导声望可以促进员工指向领导的关系行为, 如积极追随行为。基于上述分析, 本文提出假设3:

假设3: 感知领导声望在领导感激表达与员工积极追随行为之间发挥着中介作用。

1.4 感知领导支配的中介作用

根据情绪的社会功能理论, 感激情绪与个人社会联系目标是一致的, 而与社会距离目标是不一致的。具体而言, 感激情绪源于将积极的结果归因于他人(Rudolph & Tscharaktschiew, 2014)。在表达感激的过程中, 领导者明确承认他们从员工的行为中受益(McCullough et al., 2001), 通过放大员工的价值和淡化自身的贡献, 这种行为不是自私的。而根据Kakkar及其同事的观点, 高支配倾向的个体主要关注于维护自身在群体中的等级, 而不考虑其他群体成员的目标和愿望, 他们的行为更多被认为是自私的(Kakkar et al., 2020; Kakkar & Sivanathan, 2022)。此外, Ritzenhöfer等(2019)的研究直接表明, 领导感激表达与员工对领导者自私的评价呈负相关。因此, 领导感激表达会降低员工对领导者自私的评价, 不会认为领导者具有较高的支配。

此外, 感知领导支配会增加员工的消极追随行为。当领导者通过威胁、恐吓和个人攻击等以支配为导向的行为来行使权力时, 成员就会认为领导者是霸道、独裁、自私, 仅仅关注于自身利益而对组织其他成员利益漠不关心(DeChurch et al., 2010)。几项研究表明, 支配型领导者的行为目的旨在维护自身社会层级, 这种行为方式会损害领导−员工积极互动方式。例如, Maner和Mead (2010)发现支配型领导者倾向于排斥有才能的团队成员, 并进一步隐瞒关键信息, 以增加团队成员的依赖性。并且, 支配型的领导者会限制有能力的团队成员与其他人建立联系, 以减少对其领导层级的潜在威胁(Case & Maner, 2014), 甚至将熟练员工分配到不适合该角色的工作(Maner & Case, 2016)。因此, 感知领导支配会促进员工的消极追随行为。基于上述分析, 本文提出假设4:

假设4: 感知领导支配在领导感激表达与员工消极追随行为之间发挥着中介作用。

1.5 情绪表达真诚性的调节作用

情绪的社会功能理论指出, 情绪的社会功能并不总是能发挥作用, 其会受到情绪表达方式和特征的影响(Fischer & Manstead, 2008)。根据情绪表达研究(Gardner et al., 2009), 表达的情绪可能不同于真正经历的情绪, 个体在工作中展现或表达情绪可能是由于某件事件真实诱发的(真诚的情绪表达), 也有可能是为了达到目的而主动生成的一种策略或手段(不真诚的情绪表达) (Potworowski & Kopelman, 2008)。在本文情境中, 对于情绪接收者(员工)而言, 他们可以识别和推断对方(领导者)所表达感激情绪的真诚性, 继而影响双方的人际互动过程。换而言之, 情绪表达真诚性特征会决定领导感激表达能否有效影响员工对于领导者的评价及后续的追随行为。

具体而言, 当员工认为领导者的情绪表达真诚性高时, 感激情绪的社会功能可以有效地发挥作用。此时, 员工会对表达感激的领导者进行积极的评价, 促使员工赋予领导者更高的社会地位以及减少对领导者霸道、独裁及自私的感知, 即员工会认为领导者更有声望而非支配。正如汤一鹏等(2021)在对于人际真诚的研究中指出, 人际真诚可能会更有利于个体累积声誉和威望, 提升在整个组织中的社会地位。但是, 一旦当员工认为领导者的情绪表达真诚性低时, 感激情绪的社会功能会受到阻碍。此时, 不真诚的感激表达会让员工认为领导者是虚假的、有预谋的, 这会降低员工对领导者的积极评价。此种情形下, 员工会对领导感激表达进行印象管理归因, 认为领导者向员工表达感激仅仅是假象, 实质上是想披着感激员工的外衣谋取更高的权力(姚楠等, 2019)。一旦员工认为领导虚与委蛇, 感激情绪的社会功能将不会发生作用, 领导感激表达也不会对员工感知领导声望和支配产生影响。此外, Leong等(2020)研究表明, 只有当施恩者(员工)将受益者(领导者)的感激表达评价为真诚时, 感激表达才会导致积极的关系结果, 这一发现为本文假设提供了间接证据。基于上述分析, 本文提出假设5和6:

假设5: 情绪表达真诚性调节着领导感激表达与感知领导声望之间的关系, 即情绪表达真诚性越高,领导感激表达对感知领导声望的正向影响越强。

假设6: 情绪表达真诚性调节着领导感激表达与感知领导支配之间的关系, 即情绪表达真诚性越高, 领导感激表达对感知领导支配的负向影响越弱。

1.6 被调节的中介作用

根据上述研究假设, 本文进一步提出被调节的中介效应假设(假设7和8), 即领导感激表达通过感知领导声望进而对积极追随行为以及领导感激表达通过感知领导支配进而对消极追随行为的间接效应会受到情绪表达真诚性的影响。

假设7: 情绪表达真诚性调节着领导感激表达通过感知领导声望对积极追随行为的间接效应, 即情绪表达真诚性越高, 领导感激表达通过感知领导声望对员工积极追随行为的间接效应越强。

假设8: 情绪表达真诚性调节着领导感激表达通过感知领导支配对消极追随行为的间接效应, 即情绪表达真诚性越高, 领导感激表达通过感知领导支配对员工消极追随行为的间接效应越弱。

2 研究1: 情景实验

2.1 被试与程序

研究1通过在国内见数平台(www.credamo. com)发布招募研究被试的广告, 邀请在职的、且日常会与领导进行面对面交流的200名职场员工参与情景实验研究。在参与情景实验研究之前, 详细告知被试研究全程不涉及到任何违反法律法规及伦理准则的事项, 所填写的个人信息将严格保密, 调研数据仅用于学术研究, 并且被试有权在任何阶段终止或退出调研。通过两个甄选题剔除了16份未通过注意力检测的样本, 最终获得184份有效样本。其中, 在性别方面, 男性61人, 女性123人; 在年龄方面, 平均年龄为31.97岁(= 7.20); 在教育背景方面, 本科学历人数最多(142人), 占比达到77.2%; 在工作性质方面, 从事脑力劳动人数为164人, 从事体力劳动人数为20人; 在行业类型方面, 从事制造业(46人)、教育业(34人)及销售业(29人)人数较多。

在研究设计方面, 首先, 邀请被试报告自身的人口统计学变量信息(包括性别、年龄、教育背景)、工作性质及行业类型等。其次, 被试将被随机分配到一种实验情景(领导感激表达情景VS中性实验情景), 要求仔细阅读实验操纵材料。最后, 要求被试根据上述阅读的实验材料报告其他变量信息。完成全部实验的被试将获得5元报酬奖励。

2.2 实验材料

实验材料改编于Ritzenhöfer等(2017), 包括背景材料和核心情景材料。背景材料为:

张总是你的直接领导, 他/她在广告公司“新视野”担任市场营销经理已有三年。他/她是一个具有非常丰富经验的团队领导, 与他/她的沟通是非常重要的。为了让客户满意, 他/她对每一个细节都很关注, 并且紧跟行业发展的最新趋势。

这周, 张总及你们团队和一个客户开了一个非常重要的会议, 需要为一个广告活动提出一个新的提案。客户已经公开招标, 所以新视野公司与其他几家机构竞争这个项目。张总及你们团队单独负责这个活动的设计和展示, 并且你们已经为这个展示工作了好几个星期了。

张总的任务是协调团队, 并为客户举行最终的演示。你与其他团队成员的任务是负责创建演示文稿, 并将其发送给张总。所有相关人员都知道, 获得这个项目将极大地提高公司的声誉, 因为该客户是行业中要求最高的。在展示的第二天, 张总在团队会议上宣布了结果: 客户被这个活动打动了, 并把这项工作交给了新视野公司。

核心情景材料:

领导感激表达组: 张总反复强调此客户对我们公司的重要性, 在会议期间, 张总感谢所有团队成员。在会议结束时, 张总与每个团队成员进行了交谈, 与所有人握手, 并再次感谢所有团队成员。

中性情景组: 张总反复强调此客户对我们公司的重要性, 在会议期间, 张总指出该结果对公司非常有帮助。在会议结束时, 张总客观地谈论了他们各自对这次活动的贡献。

2.3 测量工具

本研究所采用的量表均为发表在国际刊物上且被实证研究验证为有效的成熟量表, 遵循Brislin (1970)的双向翻译−回译程序, 确保量表适应我国组织情境中的研究。本研究所有量表采用李克特7点进行计分, 1表示“非常不同意”, 7表示“非常同意”。具体量表信息如下:

操纵检验工具。对领导感激表达的操纵检验采用Ritzenhöfer等(2019)开发的领导感激表达量表, 该量表中共包含5个题项。代表性题项为“张总对我表达感谢”以及“张总对我表达不胜感激”。该量表的Cronbach’s α系数为0.90。

感知领导声望。采用Cheng等(2010)开发的感知领导声望量表, 该量表共包含9个题项。代表性题项为“我非常尊重张总”以及“我总是希望张总能够取得成功”。该量表的Cronbach's α系数为0.86。

感知领导支配。采用Cheng等(2010)开发的感知领导支配量表, 该量表共包含8个题项。代表性题项为“我认为张总享受控制团队成员的感觉”以及“张总倾向于用激进的策略来达到他/她的目的”。该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

追随行为。采用Brumm和Drury (2013)开发且被Wang等(2022)验证有效的积极追随行为与消极追随行为量表, 两个量表分别包含7个题项。题干描述为“在未来的工作中, ……”, 积极追随行为代表性题项为“我会站在张总的立场上去思考问题”以及“我全力协助、支持张总的工作”。消极追随行为代表性题项为“我会想要远离张总”以及“我不想与张总分享我的看法”。积极追随行为量表的Cronbach’s α系数为0.79, 消极追随行为量表的Cronbach’s α系数为0.88。

控制变量: 首先, 本研究控制了被试者的基本信息, 包括性别、年龄、教育程度, 以及工作性质及行业背景。其次, 考虑到情绪传染效应(Hatfield et al., 1993), 本研究还控制了被试者的积极和消极情绪。积极和消极情绪采用Thompson (2007)开发的量表, 各包含5个题项, 在本研究中, 积极情绪的Cronbach's α系数为0.83, 消极情绪的Cronbach's α系数为0.82。最后, 个体的权力距离及内隐领导认知会影响个体对于领导感激表达的解读(朱征等, 2022), 由此, 本研究也将权力距离和内隐领导作为控制变量。权力距离采用Dorfman和Howell (1988)开发的量表, 共包含6个题项。代表性题项为“员工应当服从管理层决定”, 该量表的Cronbach's α系数为0.80。内隐领导认知采用Epitropaki和Martin (2004)开发的量表, 共包含13个题项。被试者在阅读材料之后, 被要求去评价“有涵养的”、“知识渊博的”等特征多大程度上适合去描述张总。该量表的Cronbach's α系数为0.80。

2.4 实验结果

2.4.1 操纵检验

首先, 独立样本检验结果显示, 操纵组与控制组的参与者在人口统计学变量信息(性别、年龄、教育背景)、工作性质及行业类型中均不存在显著差异。其次, 独立样本检验结果显示, 操纵组的参与者所报告的领导感激表达(= 5.70,= 0.47)显著高于控制组的参与者所报告的领导感激表达(= 4.41,= 1.29),(182) = 8.99,< 0.001, Cohen’s= 1.33。这表明本研究中对领导感激表达的操纵是成功的。

2.4.2 假设检验

主效应假设检验。本研究采用独立样本检验进行主效应假设检验, 结果显示操纵组参与者报告的积极追随行为(= 6.02,= 0.46)显著高于控制组参与者报告的积极追随行为(= 5.76,= 0.66),(182) = 3.08,= 0.002, Cohen’ s= 0.46。因此, 领导感激表达对员工积极追随行为存在显著正向影响, 假设1得到验证。此外, 独立样本t检验结果也显示操纵组参与者报告的消极追随行为(= 1.95,= 0.46)显著低于控制组参与者报告的消极追随行为(= 2.32,= 1.00),(182) = 3.26,= 0.001, Cohen’ s= 0.48。因此, 领导感激表达对员工消极追随行为存在显著负向影响, 假设2得到验证。

中介效应假设检验。通过将删除所有控制变量的结果与包含控制变量的结果进行比较, 假设检验的显著性没有发生任何变化。此处报告的是包含控制变量的假设检验结果。本研究使用Mplus 8.4采用Bootstrapping方法对中介效应假设进行检验, 重复抽样次数设定为5000次, 结果如表1所示。由表1可知, 领导感激表达通过感知领导声望对积极追随行为影响的间接效应值为0.12, 标准误为0.05, 95%置信区间为0.049至0.234, 不包含0, 表明间接效应显著, 即假设3得到了验证。此外, 领导感激表达通过感知领导支配对消极追随行为影响的间接效应值为−0.16, 标准误为0.06, 95%置信区间为−0.320至−0.069, 不包含0, 表明间接效应显著, 即假设4得到了验证。

表1 中介效应假设检验结果(Bootstrapping = 5000)

注: LGE表示领导感激表达, PP表示感知领导声望, PD表示感知领导支配, PFB表示积极追随行为, NFB表示消极追随行为。Differences表示两个间接效应差异。

研究1采用情景实验方法对领导感激表达与员工追随行为之间的因果关系进行考察, 并初步检验了感知领导声望与感知领导支配在领导感激表达与员工追随行为之间的中介效应, 增强了研究的内部效度。为了进一步提升研究的外部效度以及检验情绪表达真诚性的调节作用, 本文在研究2中采用多时点、多来源的问卷调查法对整体模型进行验证。

3 研究2: 问卷调查

3.1 样本和程序

本研究调研对象主要来自于华东及华中地区的企业领导及员工。首先, 借助外部合作网络联系在华东及华中地区可能参与调研的企业, 以及与企业负责人进行较为深入的访谈, 了解到当前企业中员工与领导者会进行较为频繁的面对面沟通交流, 符合本研究的情境。其次, 在获得企业负责人同意之后, 与企业人力资源部门经理联系取得可以参与调研的被试名单, 对其进行编码。最后, 在调研开始之前, 通过企业人力资源部门经理告知被试领导及员工各自的编码信息, 正式开始一项为期二阶段、中间间隔一个月的调研。在时间点1, 向员工发放了第一阶段调研问卷, 要求员工报告领导感激表达、感知领导情绪表达真诚性、人口统计学变量信息以及每位员工的编码信息等, 该阶段共回收有效问卷246份问卷。在时间点2, 向完成第一阶段调研的员工及其领导发放第二次问卷, 要求员工报告感知领导声望、感知领导支配变量信息以及编码信息等, 要求领导评价员工积极追随行为、消极追随行为变量信息。该阶段回收了214份员工问卷以及63份领导问卷。本研究通过剔除以下三类无效问卷: 第一, 问卷填写不完整, 单个变量一半以上题项未作答; 第二, 未通过注意力检测的问卷; 第三, 无法配对的问卷, 包括员工第一阶段与第二阶段无法配对以及员工与领导无法配对。最终共获得192份有效问卷, 问卷回收有效率为78.05%, 其中删除的无效样本与保留的有效样本在人口统计学信息方面不存在显著的差异。在有效的192份问卷中, 54.7%为女性, 平均年龄为33岁(= 6.58), 本科学历占比最高, 达到38.5%, 平均共事年限为6.51年(= 6.23)。

3.2 测量工具

领导感激表达、感知领导声望、感知领导支配、积极追随行为和消极追随均采用与研究1相同的量表。量表的Cronbach's α系数依次为0.93、0.87、0.89、0.95和0.93。

情绪表达真诚性。采用Lechner和Paul (2019)使用的情绪表达真诚性的量表, 通过将原量表中的“顾客”更换为“领导”以适用于组织情境, 该量表共包含4个题项。情绪表达真诚性量表在问卷调查时紧跟着领导感激表达的测量, 员工被要求回答“请您结合实际情况, 对之前问题中领导的情绪表达做出评价”, 代表性题项为“我的领导表达他的情绪是真诚的”。该量表的Cronbach's α系数为0.90。

控制变量: 根据罗瑾琏等(2018)的研究, 员工的性别、年龄、受教育程度和共事年限等人口统计学变量会影响追随行为, 因此本研究将员工的人口统计学变量作为控制变量。此外, Miao等(2020)的元分析以及曾之光等(2020)的研究发现, 上下级关系会影响员工对领导的追随行为, 因此本文也将上下级关系作为控制变量。上下级关系采用Law等(2000)开发的量表, 共包含6个题项。代表性题项为“在节假日或下班后, 我会打电话给我的领导或拜访他/她”, 该量表的Cronbach's α系数为0.96。

3.3 数据分析策略

由于本研究中的积极追随行为和消极追随行为是一名领导评价多位员工, 数据结构属于嵌套型数据。因此, 本研究采取多水平分析方法(multilevel method), 通过Mplus 8.4软件进行路径分析来检验假设, 并且采用蒙特卡洛方法(Monte Carlo method)来计算中介效应以及被调节的中介效应的置信区间(Preacher & Selig, 2012)。

3.4 数据分析结果

3.4.1 验证性因子分析

本研究利用Mplus 8.4进行一系列验证性因子分析以检验变量之间的区分效度。在进行验证性因子分析之前, 由于测量题项较多, 如果直接将所有题项纳入进行验证性因子分析可能导致结果无法拟合, 此外研究更加关注的是变量之间的区分效度而非变量内部题项之间的相关。因此, 遵循Little等(2002)的建议, 将含有5个及以上题项的变量采取随机打包策略进行打包(Item parceling)处理。验证性因子分析结果如表2所示, 由表2可知, 七因子模型的各项拟合指标不仅达到了学术界建议的标准(χ²/= 1.58, CFI = 0.97, TLI = 0.96, RMSEA = 0.06, SRMR = 0.05), 而且显著优于其他替代模型。因此, 说明本研究所涉及的主要变量具有良好的区分效度。

李响[27]基于DEM软球模型，分析了垂直二维振动鼓泡流化床内振动强度和频率对颗粒浓度、速度和床层压降分布的影响，结果表明：沿床高形成了近布风板低颗粒浓度区、床层中部高浓度区和床层表面的过渡区；随振幅和频率增加，颗粒浓度、速度、曳力径向分布都趋于均匀；床层压降随布风板振动而周期运动，随着振幅和频率增加，压降平均值和脉动方差值增大。

3.4.2 描述性统计分析

描述性统计分析结果如表3所示。由表3可知, 领导感激表达与积极追随行为正相关(= 0.26,< 0.01)以及与消极追随行为负相关(= −0.17,< 0.05)。此外, 领导感激表达与感知领导声望正相关(= 0.21,< 0.01)以及与感知领导支配负相关(= −0.19,< 0.01); 感知领导声望与积极追随行为正相关(= 0.28,< 0.01), 感知领导支配与消极追随行为正相关(= 0.29,< 0.01)。这些结果初步支持了本研究所提的基本假设。

3.4.3 假设检验

主效应假设检验。在控制了所有的控制变量之后, 领导感激表达对员工积极追随行为具有显著的正向影响(γ = 0.14,= 0.05,= 0.006), 领导感激表达对员工消极追随行为的负向影响边缘显著(γ = −0.08,= 0.04,= 0.060), 由此假设1和2得到了验证。

中介效应假设检验。根据Preacher等(2010)的方法构建多水平路径分析, 模型拟合较为理想(χ2= 40.43,= 20, CFI = 0.95, RMSEA = 0.07, SRMR = 0.04), 并绘制了路径分析图, 如图2所示。由图2可知, 领导感激表达正向影响感知领导声望(γ = 0.13,= 0.05,= 0.008), 以及负向影响感知领导支配(γ = −0.11,= 0.04,= 0.006)。并且, 感知领导声望正向影响积极追随行为(γ = 0.18,= 0.08,= 0.019), 感知领导支配正向影响消极追随行为(γ = 0.28,= 0.08,= 0.001)。此外, 为了检验中介效应, 本研究采用蒙特卡洛方法计算中介效应的95%置信区间, 重复抽样设定为20000次。结果显示, 领导感激表达通过感知领导声望进而对员工积极追随行为影响的间接效应值为0.03, 标准误为0.02, 95%置信区间为0.003至0.066, 不包含0, 表明间接效应显著, 即假设3得到了验证。同理, 领导感激表达通过感知领导支配进而对员工消极追随行为影响的间接效应值为−0.03, 标准误为0.02, 95%置信区间为−0.065至−0.001, 不包含0, 表明间接效应显著, 即假设4得到了验证。

调节效应假设检验。由图2可知, 领导感激表达与情绪表达真诚性的交互项(标准化处理之后)对感知领导声望具有显著的正向影响(γ = 0.17,= 0.05,< 0.001), 由此假设5得到了初步验证。同理, 领导感激表达与情绪表达真诚性的交互项(标准化处理之后)对感知领导支配具有显著的负向影响(γ = −0.18,= 0.06,= 0.004), 由此假设6得到了初步验证。

此外, 本研究根据Aiken等(1991)的建议, 以均值加减一个标准差区分情绪表达真诚性的高低, 对调节效应进行了简单斜率检验以供具体分析, 结果如图3和图4所示。图3中, 简单斜率检验结果表明, 当情绪表达真诚性较低时, 领导感激表达对感知领导声望的作用不显著(β = −0.14,= 0.132); 当情绪表达真诚性较高时, 领导感激表达对感知领导声望的正向作用较强(β = 0.41,< 0.001), 假设5得到了再次验证。

表2 验证性因子分析结果1本研究的CFA结果是个体水平的分析结果, 考虑到积极追随行为和消极追随行为数据结构的嵌套性问题, 将积极追随行为和消极追随行为设置为团队水平、其他变量设置为个体水平进行了多水平CFA检验(陈晨等, 2020; Dyer et al., 2005), 七因子模型拟合结果如下：χ2 = 344.49, df = 196, CFI = 0.95, TLI = 0.94, RMSEA = 0.06, SRMR = 0.05, 优于其他替代模型。

注: LGE代表领导感激表达, PA代表情绪表达真诚性, PP代表感知领导声望, PD代表感知领导支配, PFB代表积极追随行为, NFB代表消极追随行为, SSG代表上下级关系。“+”表示2个因子合并为一个因子。

表3 描述性统计与相关性分析

注:为平均值;为标准差;*表示在< 0.05上显著;**表示在< 0.01上显著; 采用双尾检验。

图2 多水平路径分析结果

注: 报告为非标准化系数, 括号内为标准误; 实线表示路径系数显著, 虚线表示路径系数不显著。简洁起见, 控制变量路径系数已省略。*表示< 0.05、**表示< 0.01。

图3 情绪表达真诚性对领导感激表达与感知领导声望的调节效应图

图4 情绪表达真诚性对领导感激表达与感知领导支配的调节效应图

图4中, 简单斜率检验结果表明, 当情绪表达真诚性较低时, 领导感激表达对感知领导支配的作用不显著(β = 0.18,= 0.103); 当情绪表达真诚性较高时, 领导感激表达对感知领导支配的负向作用较强(β = −0.39,< 0.001), 假设6得到了再次验证。

补充分析。上述数据分析部分展示的都是包含了控制变量的分析结果, 为了提升研究结论的透明度、可靠性及稳健性, 参考Bernerth和Aguinis (2016)的建议, 同时也检验在不包含控制变量的分析结果, 对比两者之间的假设显著性是否存在差异。不包含控制变量的假设结果与包含控制变量的结果相比, 显著性没有变化, 这进一步支撑了本研究的结论。

研究2的结果不仅完全复制了研究1的结论, 还证实了情绪表达真诚性调节着领导感激表达与感知领导声望及感知领导支配之间的直接效应, 而且还调节着领导感激表达通过感知领导声望进而对员工积极追随行为以及领导感激表达通过感知领导支配进而对员工消极追随行为的间接效应。同时, 研究2采用多时点、多来源的调查数据弥补了研究1外部效度不足的问题, 从而显著提升了理论模型的解释能力。

表4 被调节的中介效应分析结果

注: 低情绪表达真诚性是均值减1个标准差, 高情绪表达真诚性是均值加1个标准差。

4 研究结论与讨论

本文基于情绪的社会功能理论和社会等级的双策略理论, 探讨了领导感激表达对员工追随行为的影响, 并考察了感知领导声望和感知领导支配的中介作用以及情绪表达真诚性的调节作用。通过1个情景实验和1个多时点、多来源问卷调查研究发现, 领导感激表达会正向影响员工的积极追随行为以及负向影响员工的消极追随行为; 领导感激表达会通过影响员工的感知领导声望进而对员工积极追随行为产生正向影响; 领导感激表达会通过影响员工的感知领导支配进而对员工消极追随行为产生负向影响; 情绪表达真诚性正向调节着领导感激表达与感知领导声望之间的直接效应; 情绪表达真诚性负向调节着领导感激表达与感知领导支配之间的直接效应; 情绪表达真诚性调节着领导感激表达通过感知领导声望进而对员工积极追随行为的间接效应; 情绪表达真诚性调节着领导感激表达通过感知领导支配进而对员工消极追随行为的间接效应。

4.1 理论意义

第一, 本文从追随行为角度检验了领导感激表达的有效性。Locklear等(2023)总结了感激表达影响效果主要体现在三方面: 其一是幸福感(well-being),其二是人际关系质量, 其三是关系行为。但是, 现有文献对于关系行为的研究在数量上明显少于前两者。结合感激情绪的关系属性, 探讨领导感激表达对员工关系行为的影响是非常合理且重要的。本文将领导感激表达作为一种社会信息, 并结合情绪的社会功能理论和社会等级的双策略理论尝试去解释领导感激表达对员工追随行为(一种指向领导者的关系行为)的影响效果, 不仅回应了Yoshimura与Berzins (2017)的呼吁, 即基于权力与地位视角去考察感激表达在人际关系互动过程中的影响, 而且也丰富了领导感激表达的影响效果, 完善领导感激表达的理论框架。

第二, 本文基于社会等级的双策略理论, 揭示了领导感激表达对员工追随行为影响的“黑箱”。此前有关领导感激表达作用机制的探讨主要基于社会交换理论、社会信息加工理论及自我评价理论等, 考察了诸如信任(Ritzenhöfer et al., 2017)、基于组织自尊、情感承诺(朱征等, 2022)、角色宽度自我效能感以及感知亲社会影响(Chen et al., 2023)的中介作用。Locklear等(2023)呼吁未来研究需要进一步地揭示领导感激表达的影响机制。本文基于社会等级的双策略理论, 发现领导感激表达通过增加感知领导声望会正向影响员工的积极追随行为, 并且领导感激表达通过减少感知领导支配会负向影响员工的消极追随行为, 通过引入感知领导声望与支配丰富了领导感激表达的作用机制。同时, 通过将社会等级的双策略理论应用到领导感激表达主题的研究, 进一步拓展了社会等级双策略理论的应用情形和检验效力。

第三, 本文验证了情绪表达真诚性在领导感激表达与员工追随行为之间的调节作用, 拓展了领导感激表达的边界条件。此前领导感激表达边界条件的探讨主要关注了员工权力距离导向(朱征等, 2022)、关系认同(Chen et al., 2023)等。感激表达作为一种情绪表达行为, 其影响效果应该与情绪特征密切相关。正如在情绪表达的研究中, 学者认为不仅需要关注情绪的效价(积极情绪还是消极情绪)、强度(情绪表达强还是弱), 更重要的是要关注情绪表达的真诚性(Locklear et al., 2023), 这可能会对另一方的认知、态度及行为产生根本性的影响。本文基于情绪的社会功能理论, 发现只有当情绪表达真诚性高时, 感激情绪的社会功能才会发生作用。该结论不仅丰富了领导感激表达的作用边界及情绪表达特征研究, 而且回应了Locklear等(2023)的呼吁, 即未来研究需要重点考察情绪表达真诚性特征对于感激表达后果的影响。

4.2 实践意义

第一, 考虑到领导感激表达对员工追随行为的影响效果。一方面, 组织可以通过制定一些培训和社会化的项目来灌输感激表达的重要性(Fehr et al., 2017; Lee et al., 2019), 尽可能地鼓励领导者向做出有价值和贡献的员工表达感激。有研究表明, 人们之所以不愿意表达感激, 是因为他们低估了感激表达对感激接受者的积极影响(Kumar & Epley, 2018)。有时, 可能仅耗费一句话(口头对员工说谢谢)或者一封感谢信的成本就能收获意想不到的效果。因此, 组织需要告知领导者感激表达的重要性以及通过情境模拟演练来引导领导者主动向员工表达感激之情。另一方面, 组织也需要在公司中营造出一种感激的文化。在感激文化的熏陶下, 不论是领导者还是员工都会在收到帮助时更加主动地表达感激之情。根据已有研究, 组织可以通过以下措施来建立感激文化: (1)定义组织内部关于感激的基本信念, (2)设定与感激相关的具体策略或目标, (3)提供可视化的感激流程(例如, 表达感激的方式和行为准则)等(Chen et al., 2022)。

第二, 考虑到情绪表达真诚性对感激表达作用效果的影响, 组织及领导者应该认识到情绪表达真诚性的重要意义。虽然感激表达可以发挥着“四两拨千斤”的价值(朱征等, 2022), 但是前提是领导者要真诚地向员工表达感激。正如本文研究结论显示的那般, 只有当员工认为领导者是真诚地表达感激时, 员工才会认为领导者有声望并愿意主动去追随领导者。这就告诫组织及领导者, 想要发挥出感激表达的预期积极效果, 就得避免将感激表达作为一种印象管理策略和工具(Chen et al., 2022; Locklear et al., 2023)。领导者需要明白, 只有真诚地、发自内心的感激才会收获员工的信任和追随。因此, 组织和领导者必须要重视感激表达的真诚性。

4.3 研究局限与未来研究展望

虽然本文具有一定的理论意义和现实意义, 但是仍然不可避免地存在一些研究局限:

第一, 研究设计的严谨性问题。在数据2的收集过程中, 考虑到数据收集便利程度, 研究者采取了告知调研员工的编码信息, 以方便后期的配对。虽然这一类似做法得到了学者的广泛应用(蔡亚华等, 2022; 胡华等, 2021), 但是这可能会引起非匿名性或者社会期许效应进而影响被试填答质量。因此, 在未来的研究设计中, 这将警示研究者要保持学术研究的严谨性。

第二, 测量工具本土化的发展。本文所采用的量表全部来源于国际期刊上基于国外情境开发的量表, 虽然在使用过程中经历了严格的翻译−回译程序, 但是由于中西方情境存在一定的差异性, 将西方情境开发的量表直接运用到我国组织情境, 难免会对量表的有效性产生一定的影响。此外, “投我以木桃, 报之以琼瑶”、“滴水之恩, 当涌泉相报”这些名句强调了我国自古以来就重视“感激”, 这也说明感激在本土化情境下具有一定的特殊性。因此, 未来研究亟需基于我国组织情境开发具有中国特色的感激表达测量量表。

第三, 其他中介机制及边界条件的探讨。本文仅仅关注了感知领导声望和支配的中介作用以及情绪表达真诚性的调节作用。根据刻板印象内容模型(蒋旭婷等, 2023; Fiske et al., 2002), 领导感激表达可能会增加员工感知领导温暖(warmth), 进而发挥积极效果。此外, 领导感激表达的边界条件可能还包括员工的特质或价值观(如员工的集体主义导向、传统性), 以及员工对于领导感激表达的归因等。未来研究可以继续探讨领导感激表达的其他作用机制及边界条件。

第四, 团队层面的影响。现有领导感激表达的研究大多都是基于个体水平来探讨领导感激表达对员工的认知、态度及行为的积极影响, 却在一定程度上忽视了领导感激表达在团队水平的效果。因此, 本文鼓励未来研究尝试探索领导感激表达在团队层面的影响效果, 如团队凝聚力、团队创造力等。

第五, 研究方法的多样化。虽然本文采取的是与此前大多数研究相一致的多时点数据收集方法(朱征等, 2022; Ritzenhöfer et al., 2019), 但是有研究表明感激表达也可以采取经验抽样法去收集被试每天的感激表达情况(郭一蓉等, 2019; Sheridan & Ambrose, 2022)。因此, 未来研究可以尝试采用经验抽样法去探讨感激表达的日常影响效果。

第六, 感激表达的归因问题。在人际关系的研究中, 双方关系不仅会受到一方的特质和行为影响(特质论或行为论), 也会受到另一方对于特质或行为的解读的影响(情境论) (毛江华等, 2017)。也就是说, 感激表达是否能够影响互动双方关系还取决于一方对于另一方感激表达的解读(或称为归因)。根据归因理论, 人们会对他人的行为进行归因, 进而理解他人的行为并做出相对应的行为反应(Weiner, 1985)。对他人感激表达的归因可能包括利他动机归因(如亲社会动机归因)和利己动机归因(如印象管理动机归因)。当一方将另一方的感激表达归因于“亲社会动机”, 则可以有效提升双方关系; 而一旦归因于“印象管理动机”, 感激表达的积极作用则不复存在, 甚至会带来消极的影响效果。因此, 本文呼吁未来研究对感激表达的归因问题进行深入的探讨。

第七, 感激表达与期望问题。产生期望是人最基本也是最重要的心理功能, 人们往往会依据期望的达到或未达到来决定后续的行为。借鉴于创新期望(Qu et al., 2015)、授权期望(尹奎等, 2021)、建言期望(Liu et al., 2022)的概念及定义, 本文提出收到感激期望, 并将其定义为在感激事件发生之后, 施恩者(benefactor)预期收到受益者(beneficiary)感激的程度。施恩者通过将实际收到感激与收到感激期望进行比较, 以决定后续对受益者的行为。期望一致与期望不一致究竟会引发什么新的研究问题, 亟待未来研究对此话题进行探索。

第八, 感激表达的方式和情境问题。Iqbal等(2020)提出4种感激表达方式: 行为表达(behavioral expressions)、口头表达(verbal expressions)、写感谢信(written expressions)以及将感激经历分享给他人(sharing grateful experiences with others)。尽管大多数研究以口头表达方式为主, 那么这几种感激表达方式对双方关系提升是否存在差异, 或者说人们更偏爱于哪种表达方式呢？此外, 感激表达的情境可以分为公开地表达感激或私下地表达感激, 那么, 不同的情境是否会存在不同的影响效果呢？对于上述问题的探讨可以帮助人们通过选择适当的感激表达方式与情境以更好地构建和发展人际关系。

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Can leader gratitude expression improve employee followership behavior?The role of emotional expression authenticity

ZHU Yanghao1, LONG Lirong1, LIU Wenxing2

(1School of Management, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan 430074, China) (2School of Business Administration, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China)

Gratitude, as a traditional virtue of the Chinese nation, has been widely focused on by scholars, who in recent years have begun to shift their focus from trait gratitude and state gratitude to the interpersonal interaction outcomes of gratitude expression. We drew on the dual-strategy theory of social rank and the social functions of emotion and hypothesized that leader gratitude expression has a positive impact on positive followership behavior via perceived leader prestige and a negative impact on negative followership behavior via perceived leader dominance. Furthermore, we expected that the above relationship is stronger when employees perceive that the emotional expression authenticity of their leaders is high.

We tested these hypotheses in an experimental study (= 184) and a field sample of leader−employee dyads (= 192). In Study 1, a between-participant scenario experimental design was used to manipulate the independent variable, namely, leader gratitude expression, with the scenario material developed by Ritzenhöfer et al. (2017) (leader gratitude expression condition vs. neutral condition), and 200 participants were invited to participate in the experimental study. When the test was administered, the participants were randomly assigned to a scenario to eliminate the effect of their own differences on the experimental results. A total of 184 participants who passed the attention test were retained. In Study 2, we collected 192 leader−employee dyadic data at two time points. At Time 1, employees needed to report leader gratitude expression and perceived authenticity as well as provide their demographic information. At Time 2, employees needed to report perceived leader prestige and dominance, while the leader needed to report the followership behavior of employees.

We applied analysis of variance, confirmatory factor analysis, path analysis, and Monte Carlo method to analyze the data. The results were as follows: leader gratitude expression positively impacted the positive followership behavior of employees through perceived leader prestige and negatively impacted the negative followership behavior of employees through perceived leader dominance. Perceived authenticity also moderated the direct effects between leader gratitude expression and perceived leader prestige and dominance as well the indirect effects between leader gratitude expression on the positive and negative followership behaviors of employees through perceived leader prestige and dominance. Specifically, when perceived authenticity is high, the positive effect of leader gratitude expression on positive followership behavior is stronger via the perceived leader prestige of employees, while the negative effect of leader gratitude expression on negative followership behavior via the perceived leader dominance of employees is weaker.

This study has the following theoretical contributions. First, this study examined the effectiveness of leader gratitude expression and expanded the research on the outcomes of such expression. Second, based on the dual-strategy theory of social rank, we revealed the mediating mechanism of leader gratitude expression on the followership behavior of employees, thus responding to Locklear et al.’s (2022) call that “further research is needed to understand fully the mechanisms underlying the effects of gratitude.” Third, this study examined the boundaries of leader gratitude expression based on the social functions of emotion and found that the perceived emotional expression authenticity of leaders plays a moderating role. In the process of emotional expression, many scholars focus on the potency (positive or negative) and intensity (strong or weak) of emotion but ignore the role of emotional expression authenticity. This study answers the call of Locklear et al. (2022) and enriches the empirical research on emotional expression authenticity.

leader gratitude expression, prestige, dominance, followership behavior, emotional expression authenticity

2022-06-07

* 国家自然科学基金面上项目(72172157), 国家自然科学基金重点项目(72132001)资助。

刘文兴, E-mail: kekexili24@163.com

B849: C93