王華強(qiáng)，丁志慧，劉文興

(1.長(zhǎng)江大學(xué)管理學(xué)院，湖北 荊州 434023；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430073；3.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

今天，幾乎所有的企業(yè)都必須面對(duì)技術(shù)迅速變化、產(chǎn)品快速更新?lián)Q代以及經(jīng)濟(jì)全球化的復(fù)雜環(huán)境[1]。為了在激烈的競(jìng)爭(zhēng)中取得優(yōu)勢(shì)并更好地發(fā)展下去，企業(yè)需要員工積極參與組織決策[2]，尤其是一線員工，他們更了解企業(yè)的實(shí)際情況，他們的建議可以更好地幫助企業(yè)解決實(shí)際問(wèn)題[3]，從而推動(dòng)企業(yè)發(fā)展。然而，在組織中，面對(duì)管理者的錯(cuò)誤決策及組織內(nèi)部存在的諸多問(wèn)題，員工往往以“言多必失”或“沉默是金”的觀念來(lái)面對(duì)，員工本可以提出建議和想法，卻因各種原因而保留自己的觀點(diǎn)[4]，這種行為被學(xué)者稱之為沉默行為，已成為組織中廣泛存在的一種現(xiàn)象[5]。

過(guò)去學(xué)者的實(shí)證研究已充分表明，員工沉默行為會(huì)給組織及員工本人帶來(lái)諸多負(fù)面效應(yīng)[4]。事實(shí)上，作為下屬建言的對(duì)象，領(lǐng)導(dǎo)者掌握著組織的權(quán)力與資源，其行為方式對(duì)下屬的沉默行為會(huì)產(chǎn)生較為深刻的影響[6]，因此，學(xué)者們尤其關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)因素對(duì)員工沉默帶來(lái)的影響。目前關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)因素與員工沉默行為關(guān)系的探討，主要聚焦于辱虐管理[4][6]、倫理型領(lǐng)導(dǎo)[7]、真誠(chéng)型領(lǐng)導(dǎo)[8]等領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對(duì)員工沉默行為的影響，還沒(méi)有研究探討過(guò)領(lǐng)導(dǎo)特質(zhì)是否會(huì)影響員工的沉默行為。Brian J. Hoffman等(2013)研究表明，領(lǐng)導(dǎo)的人格特質(zhì)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)效能會(huì)產(chǎn)生顯著的影響[9]，尤其是領(lǐng)導(dǎo)的消極人格特質(zhì)會(huì)深刻影響下屬的行為和心理。過(guò)去的研究表明，自戀會(huì)誘發(fā)領(lǐng)導(dǎo)的專制行為[10]和針對(duì)下屬的辱虐管理行為[11]，自戀的管理者具有強(qiáng)烈的利己主義，在組織中常常以自我為中心[12]，難以傾聽員工的意見，對(duì)員工的反饋尤其是負(fù)面反饋充滿敵意[13]，因此，我們推斷，管理者的自戀特質(zhì)很可能會(huì)導(dǎo)致員工沉默行為的發(fā)生。

進(jìn)化心理學(xué)理論指出，個(gè)體為了保護(hù)自己，面對(duì)威脅時(shí)會(huì)形成一定的心理防御機(jī)制，而在感知到安全時(shí)，個(gè)體的心理防御水平則會(huì)降低[14]。我們認(rèn)為，自戀管理者的負(fù)面行為易使員工形成消極的心理安全感知，從而提高其心理防御水平，為了避免損失，員工更容易保持沉默。因此，我們推測(cè)，管理者的自戀行為很可能會(huì)通過(guò)削弱員工的心理安全感而激發(fā)員工的沉默行為。此外，要揭示員工沉默行為的產(chǎn)生機(jī)制，必須把員工的行為放在組織的關(guān)系情境中來(lái)理解[15]，尤其是在中國(guó)組織情境下，上下級(jí)關(guān)系對(duì)員工的沉默行為會(huì)產(chǎn)生顯著影響[16]。因此，基于領(lǐng)導(dǎo)成員交換理論，我們選取上下級(jí)關(guān)系作為調(diào)節(jié)變量，以探討管理者自戀對(duì)員工沉默行為影響的邊界。本研究的模型如圖1所示：

圖1 研究模型

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

(一)管理者自戀與員工沉默

近年來(lái)，關(guān)于組織中自戀問(wèn)題的研究逐漸增多，人們對(duì)組織情境下自戀問(wèn)題的興趣日益濃厚。關(guān)于自戀，最初的定義是1968年美國(guó)心理分析學(xué)會(huì)給出的，他們認(rèn)為，自戀就是個(gè)體將興趣集中于自身的一種心理。而Campbell等學(xué)者的觀點(diǎn)更具體，他們認(rèn)為自戀是一種相對(duì)穩(wěn)定的個(gè)體差異，這種差異主要由自負(fù)、夸大及不切實(shí)際所構(gòu)成[17]。在過(guò)去相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，Rosenthal和Pittinsky(2006)提出了一種自戀型領(lǐng)導(dǎo)方式，他們認(rèn)為如果管理者的行為是由極端自私的個(gè)人觀念和需求驅(qū)動(dòng)，而非由其組織利益驅(qū)動(dòng)時(shí)，這種領(lǐng)導(dǎo)方式就是自戀型領(lǐng)導(dǎo)。[12]Ouimet(2010)在文獻(xiàn)綜述的基礎(chǔ)上，提出自戀的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格包括五個(gè)維度:魅力、利己主義、欺騙動(dòng)機(jī)、知識(shí)抑制和“黑暗人格”特質(zhì)。[18]

人們?cè)絹?lái)越多地用自戀來(lái)解釋組織中管理者的破壞性行為[12]。管理者的自戀行為方式也被有的學(xué)者稱為“毒性”領(lǐng)導(dǎo)方式[18]。在組織中，員工面對(duì)自戀的上級(jí)時(shí)更愿意選擇“知而不言”，我們認(rèn)為，這與上級(jí)的行為方式及員工的認(rèn)知方式有著密切的關(guān)系。首先，自戀的管理者為了達(dá)到自己的目的，常常欺騙、剝削或辱虐下屬，這些負(fù)面行為將破壞下屬對(duì)上級(jí)的信任[19]，因而員工對(duì)組織發(fā)生的事情傾向于沉默，不愿意向上級(jí)反饋意自己的意見。學(xué)者們的實(shí)證研究結(jié)果表明，破壞性領(lǐng)導(dǎo)方式會(huì)導(dǎo)致員工沉默[4][6][20]。其次，自戀的管理者常常以自我為中心，難以傾聽員工的意見，常常忽視或敵視與自己不一致的觀點(diǎn)，他們對(duì)負(fù)面反饋尤其敏感，常常對(duì)反饋者充滿敵意[13]，下屬的負(fù)面反饋被管理者認(rèn)為是對(duì)其自我完整性的一種威脅[21]，因此，員工為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)揣摩上級(jí)主管的行為及心理，當(dāng)員工感知到上級(jí)的權(quán)力和控制偏好時(shí)，員工也會(huì)順從上級(jí)，從而表現(xiàn)出更多的沉默行為。此外，Nevicka Barbora等人(2011)指出，由于自戀的管理者以自我為中心，總是偏愛(ài)自己已獲得的信息，剛愎自用，不愿征求下屬的不同意見[22]。Edgar E. Kausel 等(2015)的研究結(jié)論也證實(shí)了這一點(diǎn)，他們認(rèn)為，自戀的管理者比較自負(fù)且認(rèn)為下屬的建議沒(méi)有多大價(jià)值，因此很少采納下屬的建議[23]。依據(jù)期望理論，當(dāng)員工預(yù)期估計(jì)上級(jí)主管已經(jīng)決定了此類問(wèn)題的方案，而自己的建議被采納的可能性微乎其微時(shí)，自然會(huì)選擇保留自己的觀點(diǎn)。綜合以上論述，本文提出以下假設(shè)。

H1：管理者自戀與員工沉默行為呈正相關(guān)關(guān)系。

(二)心理安全感的中介作用

心理安全感是個(gè)體可以展示和表現(xiàn)自我且不必考慮職業(yè)消極后果、自我形象或地位的感受，是員工與上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)、同事長(zhǎng)期的人際互動(dòng)之后的一種感知，被認(rèn)為是影響員工積極建言還是保持沉默的一個(gè)重要認(rèn)知變量[24]。我們認(rèn)為，自戀管理者的負(fù)面行為方式會(huì)降低員工的心理安全感。首先，具有自戀特質(zhì)的管理者強(qiáng)烈渴望他人的贊美和肯定[25]，他們不太可能允許其所在組織中存在與其相左的意見，為了體現(xiàn)自己的優(yōu)越感，往往會(huì)通過(guò)貶低他人來(lái)維持其自尊[26]，因而其攻擊性行為會(huì)使員工會(huì)產(chǎn)生挫敗感，降低其自尊[27]，這必然會(huì)降低員工的心理安全感。其次，自戀的管理者是個(gè)利己主義者，雖然能與員工迅速建立關(guān)系，但往往形成的是膚淺且充滿功利性的互動(dòng)關(guān)系，一旦員工不能為自己所用，自戀者隨時(shí)準(zhǔn)備拋棄這種關(guān)系，不僅如此，自戀的管理者常常剝削和占有員工的勞動(dòng)成果，使得員工會(huì)降低對(duì)上級(jí)的信任。[25]因此，自戀管理者的功利主義和侵占行為會(huì)降低員工的心理安全感。最后，自戀的管理者具有知識(shí)抑制行為[18]，對(duì)持不同意見及觀點(diǎn)的員工常常會(huì)采取批評(píng)和威脅措施[26]，因此，員工會(huì)擔(dān)心向自戀的上級(jí)建言不僅將破壞上下級(jí)關(guān)系，也會(huì)引發(fā)上級(jí)在工作上給予負(fù)面評(píng)價(jià)，因而員工容易產(chǎn)生不安全感。

在上下級(jí)的權(quán)力關(guān)系中，下屬是權(quán)力較小的一方，對(duì)上級(jí)權(quán)力存在著一定程度的依賴。上級(jí)可以決定部門中或團(tuán)隊(duì)中資源的分配、下屬任務(wù)的分配以及對(duì)他們的評(píng)估結(jié)果。因此，員工擔(dān)心對(duì)自戀的上級(jí)建言會(huì)造成潛在的沖突，導(dǎo)致自己被貼上不好的“標(biāo)簽”，甚至有可能受到責(zé)罰。基于進(jìn)化心理學(xué)理論，較低的心理安全感將會(huì)觸發(fā)個(gè)體的防御反射機(jī)制。因此，員工在個(gè)人利益面對(duì)威脅時(shí)(如擔(dān)心自戀的上級(jí)可能采取報(bào)復(fù)措施)，員工會(huì)提高心理防御水平，往往會(huì)采取沉默的方式來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。[44]相反的情況是，一旦下屬認(rèn)為向上級(jí)提建議是安全的，那么他們自然而然會(huì)降低自身的心理防御水平。因此，心理上的安全感讓他們?cè)敢獯蚱瞥聊?，暢所欲言[28]。實(shí)證研究的結(jié)果也表明了高的心理安全感對(duì)員工沉默行為具有抑制作用[7]，而低的心理安全感則會(huì)將促進(jìn)員工沉默行為的發(fā)生[24]?；谏鲜鲫U述，我們提出了以下假設(shè):

H2：?jiǎn)T工的心理安全感在管理者自戀與員工沉默行為之間起中介作用。管理者自戀會(huì)讓員工產(chǎn)生消極的心理安全感知，進(jìn)而導(dǎo)致員工沉默行為的發(fā)生。

(三)上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

在中國(guó)組織情景中，人們把上下級(jí)“關(guān)系”理解為一種具有情感成分的特別關(guān)系，它可以幫助關(guān)系中的個(gè)體進(jìn)行利益交換[29]，以實(shí)現(xiàn)個(gè)人目的。過(guò)去的研究表明，上下級(jí)關(guān)系會(huì)影響員工態(tài)度、行為和心理[16]，基于此，我們認(rèn)為上下級(jí)關(guān)系在管理者自戀與員工心理安全感之間具有調(diào)節(jié)作用。領(lǐng)導(dǎo)-成員交換理論認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者和下屬之間通過(guò)一系列的互動(dòng)、合作等活動(dòng)發(fā)展成為不同質(zhì)量的關(guān)系[30]。上下級(jí)之間情感和利益交換的頻度與深度決定了上下級(jí)之間感情的深厚性和相互利益連接的程度[31]。我們認(rèn)為，如果上下級(jí)之間能進(jìn)行積極的互動(dòng)，形成良性的上下級(jí)關(guān)系，那么下級(jí)會(huì)對(duì)上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)產(chǎn)生高度的信任，對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的負(fù)面行為也會(huì)表示出較高程度的包容性，因此，良好的上下級(jí)關(guān)系會(huì)使員工降低對(duì)自戀管理者的負(fù)性行為的預(yù)期性焦慮，亦即高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系將有助于緩解因管理者自戀帶來(lái)的心理不安全感。相反，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較差時(shí)，即領(lǐng)導(dǎo)與員工的互動(dòng)較差且信任度較低時(shí)，糟糕的上下級(jí)關(guān)系會(huì)使員工增加對(duì)上級(jí)負(fù)性行為的預(yù)期性焦慮，因而會(huì)加重下屬的心理不安全感。由上述分析，本文提出如下假設(shè):

H3：上下級(jí)關(guān)系負(fù)向調(diào)節(jié)管理者自戀與心理安全感知的關(guān)系。上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量越高，管理者自戀與員工心理安全感的負(fù)相關(guān)關(guān)系越弱；反之則越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究對(duì)象

本研究采集的樣本主要來(lái)自青島、荊州的三家企業(yè)，其中高新技術(shù)企業(yè)、傳統(tǒng)制造企業(yè)、服務(wù)企業(yè)各一家，主要涉及制造業(yè)、IT及物流業(yè)。在調(diào)查開始之前，我們根據(jù)社會(huì)關(guān)系，聯(lián)系了調(diào)查企業(yè)的人力資源部門主管，確定了調(diào)研的時(shí)間和方式，通過(guò)委托人力資源部門主管進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。

為了避免同源誤差問(wèn)題，問(wèn)卷采用兩階段方法發(fā)放，先后相隔2個(gè)月左右。調(diào)研時(shí)間為2017年4月4日到2017年6月5日。在第一時(shí)間點(diǎn)，采集被調(diào)查者的人口統(tǒng)計(jì)變量、控制變量(年齡、性別、工齡和所處組織層級(jí))及自變量(管理者自戀)及上下級(jí)關(guān)系，共發(fā)放問(wèn)卷500份，收回問(wèn)卷405份，剔除回答題項(xiàng)缺失嚴(yán)重的問(wèn)卷和隨意填答的問(wèn)卷43份后，回收有效問(wèn)卷362份。在第二時(shí)間點(diǎn)，采集心理安全感和員工沉默，共發(fā)放490份，收回問(wèn)卷385份，剔除無(wú)效問(wèn)卷后回收有效問(wèn)卷343份，刪除第一、第二時(shí)間點(diǎn)不能配對(duì)的樣本，共得到295套兩階段有效數(shù)據(jù)，最終有效回收率為59.6%。本次調(diào)研樣本的結(jié)構(gòu)特征如表1所示。

表1 樣本的結(jié)構(gòu)特征

(二)研究工具

本次調(diào)研樣本要檢驗(yàn)的關(guān)系中所涉及的變量包括自戀、上下級(jí)關(guān)系、心理安全感、員工沉默，除自戀外，均采用國(guó)內(nèi)外學(xué)者充分使用的成熟量表。為了確保所測(cè)變量的題項(xiàng)具有較高的準(zhǔn)確性和易讀性，我們采用標(biāo)準(zhǔn)的翻譯和回譯兩個(gè)步驟。本研究中所有量表均采用Liket五點(diǎn)評(píng)分方法(1表示非常不符合；5表示非常符合)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

1.管理者自戀。本研究采用Hochwarter和Thompson(2012)基于人格和領(lǐng)導(dǎo)學(xué)領(lǐng)域構(gòu)念開發(fā)的自戀測(cè)量量表[32]，以下屬評(píng)價(jià)的方式反映感知到的管理者自戀。該量表共有6個(gè)測(cè)量題項(xiàng)，如“我的上級(jí)主管是一個(gè)十分自我為中心的人”等。雖然該量表的信效度已得到了西方情境的驗(yàn)證，但目前為止還沒(méi)有學(xué)者運(yùn)用該量表開展中國(guó)組織情景下的研究。因而要對(duì)該量表在中國(guó)組織情景下的信度、效度進(jìn)行分析。首先，對(duì)量表中的六個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，該量表的KMO值為0. 801(大于0.7表示為良好)，這表明各題項(xiàng)之間存在共同因子。同時(shí)，Bartlett’s球形檢驗(yàn)的χ2值為723.041，且為0.000顯著性水平，表明該量表可以進(jìn)行因子分析。通過(guò)抽取特征根大于1的因子，結(jié)果顯示為1個(gè)因子，累計(jì)解釋總變異量為72.33%(大于50%)，各題項(xiàng)的因子載荷在0.662-0.913之間，表明各題項(xiàng)具有較高的聚合效度。其次，檢驗(yàn)單因子的擬合效度，具體各項(xiàng)參數(shù)，χ2/ df為 2.893，小于3；CFI值為0.907，大于0.9；RMSEA值為0.072，低于0.08，以上參數(shù)說(shuō)明該測(cè)量量表擬合較好。第三，該測(cè)量量表的Cronbachα內(nèi)部一致性系數(shù)為0.809。由上述檢驗(yàn)可知，該自戀測(cè)量量表在中國(guó)組織情景下同樣具有良好的信效度。

2.心理安全感。關(guān)于心理安全感的測(cè)量，本研究采用Detert和Burris于2007年編制的量表[33]，該量表的cronbach α系數(shù)為0.903。共有3個(gè)題項(xiàng)，如“在組織中說(shuō)真話是安全的”。

3.上下級(jí)關(guān)系。我們采用了Chen等學(xué)者(2009)基于中國(guó)情境開發(fā)的上下級(jí)關(guān)系量表[31]。該量表由12個(gè)題項(xiàng)組成，如“我的上司總是和我分享對(duì)工作和生活的想法、意見和感情”，該量表的cronbach α系數(shù)為0.857。

4.員工沉默。員工沉默行為的測(cè)量采用Detert和Edmondson于2011年編制的量表[34]，共5個(gè)題項(xiàng)，如“我會(huì)保留改進(jìn)無(wú)效工作的想法”，該量表的cronbach α系數(shù)為0.887。

5.控制變量。以往學(xué)者的研究結(jié)論揭示了員工的年齡、性別、工齡及所處層級(jí)對(duì)其沉默行為會(huì)產(chǎn)生一定程度的影響[35][36]，因此在本研究中對(duì)上述變量加以控制。

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

(一)同源方法偏差檢驗(yàn)

根據(jù)以往學(xué)者的建議，本研究采用Harman的單因素檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)同源方法偏差[37]。具體步驟為，第一步，把所有變量的題項(xiàng)組合在一起；第二步，對(duì)上述題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，獲得的最大的因子(未旋轉(zhuǎn)的)解釋方差變異比例為22.9%(少于總解釋方差變異比例56.8%的一半)，這一結(jié)果表明，采集的測(cè)量數(shù)據(jù)具有較好的穩(wěn)定性，不會(huì)干預(yù)運(yùn)行結(jié)果。

(二)驗(yàn)證性因子分析

在本研究中，為了對(duì)涉及的所有變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，我們采用AMOS19.0軟件對(duì)采集的295套數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，最終的驗(yàn)證性分析結(jié)果如表2所示，在所有構(gòu)建的驗(yàn)證模型中，卡方與自由度比值χ2/ df最小的模型是四因子模型，且小于3，RMSEA值低于0.08，CFI值大于0.9，由此可以得出，擬合最佳的模型是四因子模型。四種模型擬合的結(jié)果見表2，最終支持四因子模型，即管理者自戀、上下級(jí)關(guān)系、心理安全感及員工沉默行為之間的區(qū)分效度良好。

表2 概念區(qū)分效度的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

注：MN為管理者自戀，PS為心理安全感，SS為上下級(jí)關(guān)系，ES為員工沉默行為，+表示融合。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

表3提供了研究中變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。從表3的數(shù)據(jù)可以得出，管理者自戀與員工沉默行為(r=0.27，p<0.01)顯著正相關(guān)。管理者自戀與心理安全感顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.22，p<0.01)，心理安全感與員工沉默行為顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.36，p<0.01)。這些變量之間的初步相關(guān)關(guān)系，為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)提供了基礎(chǔ)。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)

注：N=295 ，*表示p<0.05，** 表示p<0.01。

(四)心理安全感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)心理安全感的中介效應(yīng)，我們根據(jù)Baron等人[38]的建議，分三步進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。首先，把年齡、性別、工齡及員工所處組織層級(jí)等變量控制后，管理者自戀對(duì)員工沉默行為的回歸模型M4的F值檢驗(yàn)達(dá)到顯著水平(F=6.907，p<0.01)，模型對(duì)變異量的解釋力提高7.2%，管理者自戀對(duì)員工沉默行為有顯著正向影響(β=0.281，p<0.001)，H1得到驗(yàn)證；其次，管理者自戀對(duì)員工心理安全感有顯著負(fù)向影響(β=-0.253，p<0.001)。第三，當(dāng)把自變量(管理者自戀)和中介變量(心理安全感)帶入回歸方程之后，心理安全感對(duì)員工沉默行為的影響顯著(β=-0.332，p<0.001)，而管理者自戀對(duì)員工沉默行為的影響減弱(β=0.113，p<0.01)，表明心理安全感部分中介管理者自戀與員工沉默行為的關(guān)系，H2部分得到支持。

表4 心理安全感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

注：N=295，*表示p<0.05，** 表示p<0.01，*** 表示p<0.001 (雙尾檢驗(yàn))。

根據(jù)溫忠麟等(2014)的建議[39]，本研究采用Preacher等[40]提出的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)一步檢驗(yàn)心理安全感的中介效應(yīng)。基于SPSS軟件的PROCESS宏程序，我們采用Bootstrap方法進(jìn)行5000次抽樣。結(jié)果表明，管理者自戀通過(guò)影響員工心理安全感而產(chǎn)生沉默行為的間接效應(yīng)值為0.086(p<0.01)，95%置信區(qū)間為[0.03，0.11]，不包含零。因此，間接效應(yīng)顯著，再一次驗(yàn)證了假設(shè)H2。

(五)上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)Aiken和West的調(diào)節(jié)效應(yīng)三步檢驗(yàn)法[41](見表5)，第一步，如模型M1所示，把年齡、性別、工齡與員工所處組織層級(jí)等控制變量放入對(duì)心理安全感的回歸方程；第二步，如模型M2所示，加入管理者自戀和上下級(jí)關(guān)系兩個(gè)變量的主效應(yīng)，對(duì)心理安全感的解釋效應(yīng)明顯增加(△R2=0.058，p<0.001)；第三步，如模型M3所示，將管理者自戀和上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)加入回歸方程，結(jié)果發(fā)現(xiàn)管理者自戀和上下級(jí)關(guān)系的交互效應(yīng)對(duì)心理安全感有顯著影響(β=0.084，p<0.001)，對(duì)心理安全感的解釋效應(yīng)明顯增加(△R2=0.031，p<0.01)，表明上下級(jí)關(guān)系顯著調(diào)節(jié)管理者自戀與心理安全感的關(guān)系，H3得到初步驗(yàn)證。

表5 上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

注：N=295，*表示p<0.05，** 表示p<0.01，*** 表示p<0.001 (雙尾檢驗(yàn))。

為了更加清楚地說(shuō)明上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，按照Aiken和West的建議[41]，選取了在管理者自戀和上下級(jí)關(guān)系的平均值以下和以上各一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的四個(gè)基點(diǎn)(為了避免共線性的問(wèn)題，對(duì)兩者均做了中心化的處理)，繪制了管理者自戀與上下級(jí)關(guān)系的交互作用關(guān)系圖 (見圖2)。從圖2中可以看出上下級(jí)關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)十分明顯，即當(dāng)上下級(jí)關(guān)系得分較低時(shí)，管理者自戀與心理安全感之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系十分顯著;當(dāng)上下級(jí)關(guān)系得分較高時(shí)，管理者自戀與心理安全感之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系減弱，H3得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

圖2 上下級(jí)關(guān)系在管理者自戀與心理安全感間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、結(jié)論、意義及未來(lái)展望

(一)研究結(jié)論

1.管理者自戀為誘發(fā)員工沉默的領(lǐng)導(dǎo)因素。通過(guò)本研究的實(shí)證檢驗(yàn)，驗(yàn)證了管理者自戀與員工沉默之間的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到支持，這表明管理者自戀顯著影響了員工沉默的發(fā)生。對(duì)于這一發(fā)現(xiàn)，我們認(rèn)為，隨著管理者自戀逐漸成為組織中的一種普遍現(xiàn)象，自戀的管理者過(guò)分關(guān)注自我，迷戀權(quán)力，對(duì)下屬常常表現(xiàn)出敵意和攻擊行為，為了彰顯自我價(jià)值和優(yōu)越感，對(duì)他人的意見通常采用批評(píng)或威脅的方式，以維護(hù)其脆弱的自尊。這些負(fù)面行為不僅會(huì)嚴(yán)重削弱上下級(jí)信任和相互關(guān)系，還會(huì)激發(fā)下屬的防備心理，從而導(dǎo)致員工沉默的產(chǎn)生。由此可以推論，管理者自戀是誘發(fā)員工沉默的又一組織情景因素。

2.心理安全感是員工沉默形成的“心理判斷”。研究表明，自戀的管理者具有知識(shí)抑制行為[18]，對(duì)持不同意見的下屬會(huì)采取當(dāng)眾批評(píng)和攻擊的行為[10]，容易形成固執(zhí)僵化的組織氛圍，提高員工的心理防御水平，因此，本文從心理視角研究管理者自戀對(duì)員工沉默的影響機(jī)制。假設(shè)2描述了管理者自戀、心理安全感與員工沉默之間的關(guān)系。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的結(jié)果支持了假設(shè)2，表明管理者自戀對(duì)員工沉默的影響部分通過(guò)心理安全感的中介作用來(lái)傳遞的。這表明管理者的自戀行為會(huì)增加員工的心理不安全感，從而導(dǎo)致員工沉默的產(chǎn)生。這與Miron-Spektor等學(xué)者的研究結(jié)論基本一致，他們認(rèn)為，面對(duì)威脅時(shí)人們會(huì)觸發(fā)防御反射機(jī)制[14]，員工會(huì)為了保護(hù)自身利益而保持沉默。

3.上下級(jí)關(guān)系是管理者自戀影響員工心理安全感的“情景條件”。自戀管理者的領(lǐng)導(dǎo)效能受具體情景的影響[9]。假設(shè)3預(yù)測(cè)了上下級(jí)關(guān)系在管理者自戀與心理安全感的調(diào)節(jié)作用。結(jié)合調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(圖2)可見，上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較高的員工能從上級(jí)主管處獲得較多的支持和信任，員工也會(huì)更加包容管理者的自戀行為，因而會(huì)降低管理者自戀帶來(lái)的心理不安全感；處于低質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系中的員工，獲得的上級(jí)支持和信任較低，因而會(huì)增加自戀管理者負(fù)面行為而形成的心理不安全感。這與Edmondson(1999)的研究結(jié)論一致，他們認(rèn)為，良好的領(lǐng)導(dǎo)成員關(guān)系為員工創(chuàng)造了一種安全、舒適的組織情境，這將有助于消除員工的警惕心理，降低心理防御水平，使其更愿意真實(shí)地表達(dá)自己[42]。因此，不同質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系會(huì)影響員工對(duì)管理者自戀行為產(chǎn)生的心理安全感知，進(jìn)而影響員工沉默的形成。

(二)研究意義

本研究的理論意義在于：首先，本研究探討了管理者自戀對(duì)員工沉默的影響，豐富了管理者自戀的結(jié)果變量研究。盡管西方學(xué)者對(duì)自戀的影響效應(yīng)研究已經(jīng)取得較大的進(jìn)展，但更多的研究是關(guān)于個(gè)體自戀對(duì)自身的影響，但關(guān)于自戀對(duì)他人影響的研究仍然比較欠缺，尤其是管理者自戀對(duì)員工行為影響的研究。因此，本文可以使人們對(duì)管理者自戀帶來(lái)的職場(chǎng)效應(yīng)認(rèn)識(shí)更為全面深刻。其次，基于進(jìn)化心理學(xué)理論，本研究證實(shí)了心理安全感是影響員工沉默與否的重要前置變量，為解釋管理者自戀與員工沉默行為之間的關(guān)系提供了新的視角。在現(xiàn)有的關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)與員工沉默關(guān)系的研究中，學(xué)者們主要是從互動(dòng)公平[6]和領(lǐng)導(dǎo)信任[35]、組織自尊[27]等角度關(guān)注領(lǐng)導(dǎo)方式對(duì)員工沉默的影響，而本文從心理認(rèn)知視角選取心理安全感為中介變量，并通過(guò)進(jìn)化心理學(xué)理論來(lái)解釋員工沉默的形成過(guò)程，在一定程度上揭開了管理者自戀對(duì)員工沉默影響的“黑箱”，也豐富和拓展了心理安全感的前因變量的研究成果和解釋范圍，為變革時(shí)代提高員工對(duì)組織的歸屬感提供了有益的啟示。最后，通過(guò)本文的研究拓展了員工沉默產(chǎn)生的邊界條件。研究中國(guó)情境下的員工行為，需將個(gè)體行為放在“關(guān)系”中來(lái)理解，即討論領(lǐng)導(dǎo)與員工的“關(guān)系”情境對(duì)員工沉默行為的影響。然而，關(guān)于上下級(jí)關(guān)系是否會(huì)調(diào)節(jié)管理者自戀與心理安全感之間的關(guān)系，目前還沒(méi)有學(xué)者進(jìn)行過(guò)探討。本文基于領(lǐng)導(dǎo)成員交換理論探討并驗(yàn)證了上下級(jí)關(guān)系調(diào)節(jié)管理者自戀與心理安全感的關(guān)系，拓展了員工沉默產(chǎn)生的邊界條件。

本研究也有相應(yīng)的實(shí)踐意義。Post(1993)指出組織中的任何一種負(fù)面行為都將威脅到組織的利益[43]。沉默行為對(duì)組織來(lái)說(shuō)，就是一種隱性損耗，員工的這種消極行為不僅妨礙了組織信息的及時(shí)反饋，也將讓組織的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)在快速變化的環(huán)境中逐漸喪失。因此，在管理實(shí)踐中，關(guān)于如何抑制員工的沉默行為是一個(gè)重要的議題。首先，組織應(yīng)該采取有效措施預(yù)防管理者自戀帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)。一方面從源頭進(jìn)行預(yù)防，如在選拔管理者時(shí)對(duì)候選人進(jìn)行自戀人格測(cè)試，過(guò)度自戀的管理者對(duì)組織弊大于利，應(yīng)不予以錄用；另一方面，把管理者的自戀關(guān)在“籠子”里，通過(guò)制度設(shè)計(jì)制確保個(gè)人利益不凌駕于集體利益之上，防止自戀的領(lǐng)導(dǎo)為了個(gè)人利益而損害集體利益。其次，管理者應(yīng)避免自己的行為對(duì)員工產(chǎn)生消極影響，努力創(chuàng)造使員工感到心理安全的建言環(huán)境，因此，管理者應(yīng)鼓勵(lì)下屬積極建言，對(duì)持不同意見的下屬為更包容，降低員工建言的負(fù)面預(yù)期，促進(jìn)員工產(chǎn)生更多有利于組織的建言行為。最后，考慮到不同質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系對(duì)管理者的領(lǐng)導(dǎo)效能會(huì)產(chǎn)生影響，因此，這提醒我們，管理者應(yīng)積極加強(qiáng)與員工的互動(dòng)，建立信任，通過(guò)高質(zhì)量的上下級(jí)關(guān)系來(lái)提高領(lǐng)導(dǎo)效能。

(三)研究局限與展望

在本研究的開展中也存在一定的局限：首先，本研究采用的是方便樣本，而不是隨機(jī)樣本，因此，樣本的代表性受到一定質(zhì)疑。未來(lái)的研究可以從不同行業(yè)和不同地區(qū)選取樣本，對(duì)本文的研究結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。其次，關(guān)于自戀構(gòu)念的結(jié)構(gòu)維度和測(cè)量量表還沒(méi)有完全統(tǒng)一，不同的測(cè)量方式或許會(huì)存在一定的偏差，因此，本研究的測(cè)量結(jié)果是否完全準(zhǔn)確，還需用其他的測(cè)量方式進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證。

未來(lái)的研究可嘗試從以下幾個(gè)方面進(jìn)行：(1)關(guān)注管理者自戀對(duì)員工或組織產(chǎn)生的其他負(fù)面效應(yīng)。目前關(guān)于管理者自戀影響效應(yīng)的實(shí)證研究十分欠缺，員工沉默只是管理者自戀誘發(fā)的一種負(fù)面結(jié)果，是否會(huì)產(chǎn)生其他的負(fù)面效應(yīng)也值得我們進(jìn)一步探討。(2)探討管理者自戀與員工沉默之間的其他中介機(jī)制。本文探討了心理安全感的中介作用，經(jīng)檢驗(yàn)心理安全感起部分中介作用，這意味著在管理者自戀和員工沉默之間還存在其他中介機(jī)制，未來(lái)的研究可以嘗試探討互動(dòng)公平、領(lǐng)導(dǎo)信任等中介效應(yīng)。(3)探討管理者自戀與員工沉默的其他邊界條件。本文探討了上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，事實(shí)上，傳統(tǒng)的價(jià)值觀和個(gè)體特質(zhì)也可能會(huì)影響員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為的認(rèn)知，因此，未來(lái)的研究可以把員工的傳統(tǒng)性、人格特質(zhì)等作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究。

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