· 薛曉州 趙暢

道德型領(lǐng)導對員工主觀幸福感的影響：同事支持和同事信任以及親社會動機的作用

· 薛曉州 趙暢

近年來社會各界關(guān)于幸福感的報道越來越多，員工的幸福感也受到越來越多的關(guān)注，然而基于組織行為學提出的旨在提升員工道德意識的領(lǐng)導方式——道德型領(lǐng)導——如何影響員工幸福感的研究還為數(shù)不多。基于社會信息加工理論，本文引入同事支持和同事信任作為中介變量，以及親社會動機作為調(diào)節(jié)變量，試圖考察道德型領(lǐng)導對員工主觀幸福感的作用機制?；趯?97名企業(yè)員工的數(shù)據(jù)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）道德型領(lǐng)導對員工主觀幸福感有顯著正向影響；（2）道德型領(lǐng)導可以促進同事支持和同事信任進而提高員工主觀幸福感；（3）親社會動機在道德型領(lǐng)導和同事支持、同事信任之間有負向調(diào)節(jié)作用。

道德型領(lǐng)導 同事支持 同事信任 親社會動機 主觀幸福感

一、引言

古希臘哲學家伊壁鳩魯說過：“快樂是幸福生活的開始和目的。因為我們認為幸福生活是我們天生最高的善，我們的一切取舍都從快樂出發(fā)，我們的最終目的乃是得到快樂?！鼻皫啄?，央視一個關(guān)于“你幸福嗎？”的隨機調(diào)查引起了很多人的關(guān)注，一直到最近幾年，每年的中國城市幸福排行榜都會引起人們的熱議。幸福指數(shù)、幸福感等等這些數(shù)字已經(jīng)不僅僅是衡量一個國家居民生活質(zhì)量的指標，它們也被企業(yè)借鑒來測度員工的工作和精神狀態(tài)。這樣的社會現(xiàn)象目前也引起了學術(shù)界的關(guān)注和探討。本文中研究的主觀幸福感（Subjective Well-Being）是指個體主觀上對自己已有生活狀態(tài)正是自己想要的生活狀態(tài)的一種肯定的態(tài)度和感受（Pavot & Diener，1993）。這是一種積極的情感和認知，能夠激發(fā)員工工作的熱情，提高其對組織的忠誠度和歸屬感，進而有利于組織績效的提高。既然員工的幸福感對組織的健康發(fā)展如此重要，如何才能提高員工的幸福感呢？在組織中，領(lǐng)導者作為組織任務(wù)的發(fā)布者和員工績效的考核者，其行為會對下屬的情緒經(jīng)歷和情感狀態(tài)產(chǎn)生較大影響，因此領(lǐng)導的領(lǐng)導風格和領(lǐng)導行為必然會影響到員工的幸福感（Chen，2013；Conna，2014；Fariborz & Mohammad，2015；Kelloway et al.，2012）。道德型領(lǐng)導作為一種強調(diào)領(lǐng)導與員工互動過程的領(lǐng)導類型，其對下屬的影響最近受到學術(shù)界的廣泛關(guān)注。

目前關(guān)于道德型領(lǐng)導與員工主觀幸福感之間作用關(guān)系的研究仍舊處于較空白的狀態(tài)，學界僅有幾篇研究考察了下屬對管理者的信任和下屬的工作滿意度的中介作用（Aamir et al.，2015；Avey et al.，2012；Conna，2014；Li et al.，2014），并未從員工之間的關(guān)系等方面進行深入分析。實際上，道德型領(lǐng)導不僅會通過影響下屬對領(lǐng)導者或自身的認知而對下屬主觀幸福感產(chǎn)生影響，下屬對同事關(guān)系的認知也是重要的影響機制。本文意在彌補該項空白，從同事關(guān)系的角度出發(fā)對道德型領(lǐng)導和員工主觀幸福感的中介機制進行探究。具體地，我們關(guān)注同事支持和同事信任在道德型領(lǐng)導和主觀幸福感間的中介作用。

當?shù)赖滦皖I(lǐng)導通過同事信任和同事支持的中介作用對員工的主觀幸福感產(chǎn)生影響時，是否存在相應的調(diào)節(jié)變量會調(diào)節(jié)“道德型領(lǐng)導——同事支持”和“道德型領(lǐng)導——同事信任”這兩條作用路徑呢？事實上，員工個體之間的差別（如親社會動機）會影響道德型領(lǐng)導的作用效果。然而，據(jù)我們所知，迄今為止還沒有研究關(guān)注于個體間變量（親社會動機）是否會調(diào)節(jié)道德型領(lǐng)導與下屬對同事關(guān)系的認知反應間的關(guān)系。因此本研究擬將親社會動機作為調(diào)節(jié)變量，考察下屬對同事關(guān)系的認知反應受到道德型領(lǐng)導的影響程度，以厘清在何種情況下，道德型領(lǐng)導更能通過促進員工的相互支持和相互信任。

綜上所述，本文建立如下模型，探究同事間的相互支持和相互信任在道德型領(lǐng)導與員工主觀幸福感之間的中介作用，并關(guān)注親社會動機在其中的調(diào)節(jié)作用，以考察道德型領(lǐng)導通過何種機制對員工主觀幸福感產(chǎn)生何種影響。本文的理論研究模型如圖1所示。

圖1　研究模型

二、理論與假設(shè)

（一）道德型領(lǐng)導、員工的主觀幸福感、同事間的支持和信任

道德型領(lǐng)導是這樣一種領(lǐng)導模式：領(lǐng)導者在個人行為及人際關(guān)系中表現(xiàn)出規(guī)范性的、適當?shù)男袨?，并通過雙向溝通、鞏固和決策等方式，在其追隨者中促進這種行為（王震等，2012）。道德型領(lǐng)導的主要特色是對道德和倫理的強調(diào)，因此這樣的領(lǐng)導會在組織中鼓勵員工之間互助和信任等美德的養(yǎng)成，并且支持相應的行為。除此之外，這一類領(lǐng)導者關(guān)心員工，會在物質(zhì)和精神方面給予員工盡可能多的幫助，在他們的帶領(lǐng)下，員工也會互助互愛，相互支持，彼此之間更加信任，在這一和諧的組織與員工關(guān)系中，員工的滿意度得到提高，進一步會使得員工的主觀幸福感得到提高（Conna，2014）。主觀幸福感是一種積極情感占據(jù)情感體驗主導地位從而使個體能夠從整體上對生活感到滿意的心理狀態(tài)。來自領(lǐng)導和情境中的積極因素都會觸發(fā)員工的積極情感，員工會對目前的工作狀態(tài)感到滿意，進而提升主觀幸福感。基于社會信息加工理論，員工在組織中會利用來自多方面的信息去解釋看到或者經(jīng)歷的事情，并依據(jù)解釋的結(jié)論做出相應的反應（Salancik & Pfeffer，1978）。根據(jù)這一理論，領(lǐng)導者的特質(zhì)、行為、態(tài)度等都會成為員工從組織中獲取的信息，員工會以此為線索，對其進行加工、處理。當組織中的管理者是一名道德型領(lǐng)導者時，他會給予組織成員更多的支持和幫助（Brown et al.，2005），這些來自組織和領(lǐng)導的信息會促使員工相互信任、相互支持，進而組織中就會有一種積極、良好的氛圍，在這樣的組織中，員工會感受到來自周圍的支持與善意，會對目前的工作狀態(tài)和工作環(huán)境感覺到滿足，覺得這就是內(nèi)心的一種理想狀態(tài)，進而主觀幸福感得到提高。因此，作為一種新型的領(lǐng)導方式，道德型領(lǐng)導可以通過改善員工對同事關(guān)系的認知來提高員工的主觀幸福感，比如說促進員工感知到的同事支持和同事信任。

同事間的相互信任是同事認為彼此的言辭、承諾、行為等是可靠的、值得信賴的一種內(nèi)心期望（Nyhan & Marlowe，1997）?，F(xiàn)有研究在道德型領(lǐng)導通過信任這樣的中介因素影響員工幸福感的研究路線中，信任主要是下屬對于領(lǐng)導者的信任，以此為中介，下屬在執(zhí)行任務(wù)時會提高其工作投入并減少情緒倦?。ˋamir et al.，2015）。同事間的相互信任來源于同事之間可信度的感知和知覺（孫健敏等，2015）。根據(jù)社會信息加工機制可知，領(lǐng)導的情感、認知、態(tài)度和行為會成為工作情境中的重要信息，下屬會根據(jù)這些信息做出反應。道德型領(lǐng)導者的領(lǐng)導行為會對組織氛圍產(chǎn)生正面的影響（Kottke & Pelletier，2013），因此在道德型領(lǐng)導的帶領(lǐng)下，領(lǐng)導信任下屬，下屬也信任領(lǐng)導（Chughtai，2015），組織就會形成一種信任的氛圍，而這些來自環(huán)境中的信息經(jīng)過員工的加工和解釋，下屬據(jù)此會做出更樂于去相信同事的行為。當員工所處的組織是一個充滿信任感的組織時，員工就會因為自己的組織、同事和領(lǐng)導而感知到一種幸福感。

與同事間的信任有所區(qū)別，同事間的相互支持是指在他人需要時，同事能夠采取具體的行動以幫助他人，例如可以通過分享經(jīng)驗與知識幫助同事度過難關(guān)（Scott & Bruce，1994），獲得來自其他成員的幫助與支持（Setton & Mossholder，2002）。從道德型領(lǐng)導的定義可以看出，這一類型的領(lǐng)導者注重與下屬的交流與溝通，在此過程中也會讓他們感受到來自領(lǐng)導的信任和支持，這些來自領(lǐng)導和組織的資源是其幸福感的一個主要來源，已有研究證明組織支持資源會影響員工幸福感（陳春花等，2014）。除此之外，道德型領(lǐng)導風格會促進組織和諧關(guān)系的形成，激發(fā)員工的幫助行為（王永躍等，2014），另外現(xiàn)有研究表明道德型領(lǐng)導還會促進員工之間的分享行為（楊齊，2014；Ma et al.，2013），依據(jù)社會信息加工機制，這些下屬的切身體會都會成為一種重要的外部信息促使他們給予組織中的同伴以支持，一方面為自己的同伴創(chuàng)造一個積極的工作環(huán)境，使得員工保持正面的情緒狀態(tài)（Chooi，2012）；另一方面也會緩解同事的負面情緒（Duffy et al.，2002）。上述的同事支持和同事信任都會使得員工知覺到自己身處于適合自己的環(huán)境，并從中獲得愉快感覺（趙磊等，2011），感知到一種滿足，即主觀幸福感。據(jù)此，我們提出：

H1a：同事間的相互支持在道德型領(lǐng)導與員工的主觀幸福感之間有中介作用。

H1b：同事間的相互信任在道德型領(lǐng)導與員工的主觀幸福感之間有中介作用。

（二）親社會動機的調(diào)節(jié)作用

親社會動機是一種能夠為他人著想，并愿意為此進行投入的意愿（Grant，2008），體現(xiàn)了個體幫助他人的傾向，具有社會互動性，增強了領(lǐng)導與員工之間的互惠效應（Grant & Mayer，2009）。在親社會動機的驅(qū)使下，員工會進行親社會行為，主要包括合作、分享、助人、支持等行為。親社會動機目前已經(jīng)證明其可以調(diào)節(jié)互動公平在道德型領(lǐng)導與幫助行為之間關(guān)系的中介作用（王永躍等，2014），其不僅會促進員工的幫助行為（Arzu et al.，2014），而且在員工志愿行為中獲得的快樂可以促進其親社會動機（María et al.，2013）?；诖?，我們可以認為親社會動機會影響到道德型領(lǐng)導的作用效果。親社會動機作為員工的一種心理特征，已經(jīng)成為員工日常行事的主要出發(fā)點，這樣的員工有一種根植于自己內(nèi)心深處的行為準則，因此其行為和態(tài)度會較少地受到來自領(lǐng)導、同事等的影響（王永躍等，2014）?；谏鲜龇治觯诘赖滦皖I(lǐng)導通過同事間的相互支持和信任影響員工主觀幸福感的過程中，當員工的親社會動機較高時，其自身就更傾向于換位思考、幫助他人，更易于明白他人的“好意”，更加信任和支持自己的伙伴，并不會因為領(lǐng)導風格的變化而改變與同事之間的相處方式和行為模式，而員工親社會動機較低時，其考慮問題更可能是以自身為主，換句話說可能會比較自私，這樣的人較容易因為外界的變化改變自己的行為處事方式，因此我們認為親社會動機可以作為研究模型中的調(diào)節(jié)變量。

H2a：員工的親社會動機對道德型領(lǐng)導和同事支持之間的關(guān)系有負向調(diào)節(jié)作用。對親社會動機低的員工來說，道德型領(lǐng)導對同事支持的正向影響較強。

H2b：員工的親社會動機對道德型領(lǐng)導和同事信任之間的關(guān)系有負向調(diào)節(jié)作用。對親社會動機低的員工來說，道德型領(lǐng)導對同事信任的正向影響較強。

三、研究方法

（一）研究樣本

本研究采用混合樣本，編制電子問卷，采用直接發(fā)送問卷鏈接的方式發(fā)送電子問卷200份，另外也發(fā)放回收了19份紙質(zhì)問卷。之后通過電子問卷的操作后臺，剔除填寫問卷時間低于100秒的問卷，紙質(zhì)問卷中有一份問卷內(nèi)容自相矛盾進行剔除，因此共收集到了219名員工的數(shù)據(jù)，其中有效問卷為197份，有效率為89.95%，其中男性57人，占28.9%，女性140人，占71.1%；高中及以下學歷36人，占18.3%，大學專科學歷34人，占17.3%，大學本科學歷115人，占58.4%，研究生及以上學歷12人，占6.1%；平均年齡為30.88歲，在當前企業(yè)任期平均時長為2.37年。

（二）變量測量

本研究中，主要變量的測量都采用利克特5點計分法，要求被調(diào)查者按照對每項表述的同意程度在“1- 非常不同意”到“5- 非常同意”中做出選擇。

道德型領(lǐng)導的測量采用 Brown 等人（2005）編制的量表，包括6個條目，如“他/她會懲罰那些違反道德標準的員工”。在道德型領(lǐng)導的測量工具中，該量表得到最廣泛的使用。本研究中該量表的α系數(shù)為0.88。

同事支持的測量采用Podsakoff（1997）開發(fā)的同事支持量表，包括7個條目，如“同事能夠提供給我有價值的信息，幫助我改善工作”。本研究中該量表的α系數(shù)為0.91。

同事信任的測量采用Nyhan 和Marlowe（1997）編制的同事信任量表，包括4個條目，如“在工作中遇到困難時，我相信我能得到同事們的幫助”，本研究中該量表的α系數(shù)為0.87。

親社會動機的測量采用Grant 和Mayer（2009）開發(fā)的親社會動機量表，共4 個條目，如“我很想通過我的工作幫助他人”。本研究中該量表的α系數(shù)為0.81。

員工主觀幸福感的測量采用Pavot 和Diener （1993）開發(fā)的主觀幸福感量表，共5個條目，如“我對生活感到滿意”。本研究中該量表的α系數(shù)為0.84。

（三）共同方法偏差檢驗

由于本文采用同源數(shù)據(jù)，我們采用“Harman單因子分析”和“不可測量潛在方法因子檢驗”進行了檢驗。Harman檢驗表明，單因子模型擬合優(yōu)度很差（χ2（299）=1413.12，CFI=0.82，TLI=0.81，RMSEA=0.16，SRMR=0.11）。不可測量潛在方法因子檢驗表明，盡管加入潛在方法因子的六因子模型（χ2（263）=469.78，CFI=0.98，TLI=0.97，RMSEA=0.06，SRMR=0.05）優(yōu)于五因子模型（χ2（289）= 564.52，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.07，SRMR=0.06），但改善程度不大：CFI和TLI的提升低于0.05的標準，表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

四、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

表1列出了變量的均值、標準差和相關(guān)矩陣。如表1所示，道德型領(lǐng)導和員工的主觀幸福感有顯著正相關(guān)關(guān)系（r = 0.350，p ＜ 0.01），與同事間的相互支持（r = 0.452，p ＜ 0.01）和相互信任（r =0.604，p ＜ 0.01）均有顯著正相關(guān)關(guān)系。此外，同事間的相互支持（r = 0.409，p ＜ 0.01）和相互信任（r = 0.424，p ＜ 0.01）與員工的主觀幸福感呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

（二）假設(shè)檢驗

表2給出了回歸分析結(jié)果。在 M1 和 M2 中，在控制性別、教育程度和與當前領(lǐng)導共事的時間后，道德型領(lǐng)導對員工主觀幸福感有顯著正向影響（β= 0.335，p＜0.01）。在 M5 和 M6 中，剔除控制變量的作用后，道德型領(lǐng)導對同事間相互支持有顯著正向影響（β=0.455，p＜0.01）。綜合 M1，M2 和 M3，同事間相互支持進入模型后，它對員工主觀幸福感有顯著正向影響（β= 0.254，p＜0.01），但道德型領(lǐng)導對主觀幸福感的影響沒有之前強烈（β=0.240，p＜0.01），表明同事間相互支持在道德型領(lǐng)導和員工主觀幸福感之間有中介作用，假設(shè) 1a 成立。同樣，在 M8和 M9 中，道德型領(lǐng)導對同事間相互信任有顯著正向影響（β=0.610，p＜0.01）。綜合 M1，M2 和M4，在加入同事間相互信任后，它對員工主觀幸福感有顯著正向影響（β= 0.277，p＜0.01），但道德型領(lǐng)導對員工主觀幸福感的影響減弱（β= 0.187，p＜0.05），說明同事間相互信任在道德型領(lǐng)導和員工主觀幸福感之間起部分中介作用，假設(shè) 1b成立。為檢驗調(diào)節(jié)效應，我們分別以同事支持和同事信任為因變量，建立關(guān)于道德型領(lǐng)導、員工親社會動機以及二者交互項的回歸方程。如 M7 和 M10所示，道德型領(lǐng)導和員工親社會動機的交互項對同事間相互支持（β=-0.114， p＜0.05）和同事間相互信任（β=-0.107， p＜0.05）有顯著負向影響，證實了假設(shè) 2a和假設(shè)2b。根據(jù)最終的數(shù)據(jù)結(jié)果，我們繪制了具體的調(diào)節(jié)效應圖。如圖 2和圖 3所示，對低親社會動機的員工來說，道德型領(lǐng)導方式對同事支持和同事影響的正向影響均相對較強，對高親社會動機的員工而言，二者關(guān)系較弱。

表1　研究變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)矩陣

五、討論與結(jié)論

作為新型的課題，在探究道德型領(lǐng)導與員工主觀幸福感的過程中加入同事支持和同事信任作為中介變量是有其現(xiàn)實意義的。在本研究中，首先道德型領(lǐng)導與員工的主觀幸福感之間的正向關(guān)系得到證實。進一步，同事支持和同事信任在道德型領(lǐng)導與員工主觀幸福感之間的中介作用得到證實。上述結(jié)論說明道德型領(lǐng)導的領(lǐng)導行為會影響員工對同事關(guān)系的認知，進而影響到員工的主觀感知?，F(xiàn)有的對二者之間關(guān)系的研究都聚焦于領(lǐng)導者與下屬的互動（Aamir et al.，2015；Avey et al.，2012；Conna，2014；Li et al.，2014），不同于以往，本研究選取下屬對同事關(guān)系的認知反應作為中介變量，這樣更有利于從下屬角度探索道德型領(lǐng)導與主觀幸福感之間的聯(lián)系。另外，從表2中M3、M4、M6和M9綜合來看，同事支持和同事信任都具有顯著的中介作用，但是同事信任的中介作用要強于同事支持的中介作用，對此可能的解釋是同事間的相互信任會促進同事間的相互支持和幫助行為，而同事支持對同事信任卻無作用或者無明顯作用。

圖2　親社會動機在道德型領(lǐng)導與同事支持之間的調(diào)節(jié)作用

圖3　親社會動機在道德型領(lǐng)導與同事信任之間的調(diào)節(jié)作用

表2　回歸分析結(jié)果

本研究將親社會動機作為調(diào)節(jié)變量引入研究模型進行了探討。研究發(fā)現(xiàn)員工的親社會動機對道德型領(lǐng)導和同事支持以及道德型領(lǐng)導和同事信任均有負向調(diào)節(jié)作用，換言之對于親社會動機強的員工來說，道德型領(lǐng)導對他們之間的相互支持和相互信任的影響相對較弱，而對于親社會動機弱的員工來說，這種影響則較強。該調(diào)查結(jié)果說明員工的親社會動機作為一種心理動機，會影響到外界因素對員工的作用程度。受親社會動機驅(qū)使，員工更易識別他人的需求（Grant & Mayer，2009），保持積極的情緒并主動與他人建立良好的互動，進一步說明親社會動機較強的人更加不容易受到來自組織和領(lǐng)導的影響。目前親社會動機領(lǐng)域的研究多集中在親社會動機對親社會行為的影響，如幫助行為、共享行為等等（Penner et al.， 2005），本文的研究也為剖析親社會動機提供了新的視角。

本研究對組織管理實踐有一定啟示意義。首先，在組織情境中，道德型領(lǐng)導能顯著提高員工的主觀幸福感，啟示組織在進行領(lǐng)導的選拔和任用時要考慮其相應的領(lǐng)導特征和行為，能夠針對領(lǐng)導的道德素質(zhì)進行相關(guān)的培訓；其次，同事支持和同事信任在道德型領(lǐng)導和員工主觀幸福感之間存在著中介作用，因此領(lǐng)導者可以在組織中鼓勵團隊協(xié)作，提倡互幫互助，為組織創(chuàng)造一種支持、信任的企業(yè)文化，這樣有助于提高員工的幸福感，亦會提升企業(yè)形象；第三，對親社會動機低的員工，道德型領(lǐng)導對同事之間的支持和信任的正向影響更強，啟示管理者應更多地關(guān)注低親社會動機的員工并通過道德型領(lǐng)導行為去影響他們。

由于資源和條件所限，本研究仍舊存在著一些不足。首先是因為本研究中樣本全部選取為員工，對于領(lǐng)導者的領(lǐng)導方式和相關(guān)行為的測度存在一定的偏差，可能存在共同方法偏差，未來的研究可以采取領(lǐng)導和下屬的配對研究以最大限度地減少測量誤差。其次，由于本研究采取問卷調(diào)查的形式收集數(shù)據(jù)，導致研究數(shù)據(jù)只能來自某一時間點，并不能沿著時間進行縱向比較以更加深入地厘清各變量之間的因果關(guān)系，未來的研究可以嘗試采取以時間為縱向維度，深入挖掘各變量的實際內(nèi)在關(guān)聯(lián)。

1. 陳春花、宋一曉、曹洲濤：《組織支持資源影響員工幸福感的內(nèi)在機理:基于視?？萍嫉陌咐芯俊?，載《管理學報》，2014年第2期，第206-214頁。

2. 李陽、白新文：《善心點亮創(chuàng)造力：內(nèi)部動機和親社會動機對創(chuàng)造力的影響》，載《心理科學進展》，2015年第2期，第175-181頁。

3. 孫健敏、尹奎、李秀鳳：《同事信任對員工建言行為影響的作用機制研究》，載《軟科學》，2015年第11期，第93-96頁。

4. 王永躍、祝濤、王?。骸秱惱硇皖I(lǐng)導、互動公平與員工幫助行為：親社會動機的調(diào)節(jié)作用》，載《應用心理學》，2014年第1期，第60-66頁。

5. 王震、孫健敏、張瑞娟：《管理者核心自我評價對下屬組織公民行為的影響:道德式領(lǐng)導和集體主義導向的作用》，載《心理學報》，2012年第9期，第1231-1243頁。

6. 楊齊：《倫理型領(lǐng)導、組織認同與知識共享：心理安全的調(diào)節(jié)中介作用》，載《華東經(jīng)濟管理》，2014年第1期，第123-127頁。

7. 趙磊、沈伊默、魏春梅、張慶林：《心理契約破壞對組織公民行為的影響:同事支持感的調(diào)節(jié)作用》，載《心理學探新》，2011年第6期，第549-553頁。

8. Avey J B， Wernsing T S， Palanski M E. Exploring the process of ethical leadership: The mediating role of employee voice and psychological ownership. Journal of Business Ethics， 2011， 107（1）: 21-34.

9. Brown M E， Trevino L K， Harrison D A. Ethical leadership: A social learning perspective for construct development and testing. Organizational Behavior and Human Decision Processes， 2005， 97（2）: 117-134.

10. Brown M E， Trevino L K. Ethical leadership: A review and future directions. Leadership Quarterly， 2006， 17（6）: 595-916.

11. Chen C， Chen C V， Li C. The Influence of leader's spiritual values of servant leadership on employee motivational autonomy and eudaemonic well-being. Journal of Religion and Health， 2013， 52（2）: 418-438.

12. Chughtai A， Byrne M， Flood B. Linking ethical leadership to employee wellbeing: The role of trust in supervisor. Journal of Business Ethics， 2015， 128（3）: 653-663.

13. Duffy M K， Pagon M. Social undermining in the workplace. Academy of Management Journal， 2002， 45（2）: 331-351.

14. Grant A M. Does intrinsic motivation fuel the prosocial fire？ Motivational synergy in predicting persistence， performance， and productivity. Journal of Applied Psychology， 2008， 93（1）: 48-58.

15. Grant A M， Berry J W， Gino F， et al. The Necessity of others is the mother of invention: intrinsic and prosocial motivations， perspective taking， and creativity. Academy of Management Journal， 2011， 54（1）: 73-96.

16. Grant A M， Mayer D M. Good soldiers and good actors: Prosocial and impression management motives as interactive predictors of affiliative citizenship behaviors. Journal of Applied Psychology， 2009， 94（4）: 900-912.

17. Chooi H M A. Emotional labor and emotional exhaustion: Does co-worker support matter？ Journal of Management Research， 2013， 12（3）: 115-127.

18. Kasser T， Sheldon K M. Time affluence as a path toward personal happiness and ethical business practice: Empirical evidence from four studies. Journal of Business Ethics， 2009， 84（S2）: 243-255.

19. Korsgaard M A， Meglino B M， Lester S W. Beyond helping: Do otheroriented values have broader implications in organizations？ Journal of Applied Psychology， 1997， 82（1）: 160-177.

20. Kottke J L， Pelletier K L. Measuring and differentiating perceptions of supervisor and top leader ethics. Journal of Business Ethics， 2013， 113（3）: 415-428.

21. Li Y， Xu J， Tu Y， Lu X. Ethical leadership and subordinates' occupational well-being: A multi-level examination in China. Social Indicators Research， 2014，116（3）: 823-842.

22. Ma Y， Cheng W， Ribbens B A， et al. Linking ethical leadership to employee creativity: Knowledge sharing and self-efficacy as mediators. Social Behavior and Personality， 2013， 41（9）: 1409-1419.

23. Nyhan R C， Marlowe H A. Development and psychometric properties of the organizational trust inventory. Evaluation Review， 1997， 21（5）: 614-635

24. Page K M， Vella-Brodrick D A. The ‘what'， ‘why' and ‘how' of employee well-being: A new model. Social Indicators Research， 2009， 90（3）: 441-458.

25. Pavot W， Diener E. The affective and cognitive context of self-reported measures of subjective well-being. Social Indicators Research， 1993， 28（1）: 1-20.

26. Penner L A， Dovidio J F， Piliavin J A， Schroeder D A. Prosocial behavior: Multilevel perspectives. Annual Review of Psychology， 2005， 56: 365-392.

27. Podsakoff P M， Ahearne M， MacKenzie S B. Organizational citizenship behavior and the quantity and quality of work group performance. Journal of Applied Psychology， 1997， 82（2）: 262-270.

28. Rahimnia F， Sharifirad M S. Authentic leadership and employee well-being:

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薛曉州，中國人民大學勞動人事學院，博士研究生。

趙暢（通訊作者），中央財經(jīng)大學商學院，學生。電子郵箱：cufezc1993@ sina.com。