为家所困还是弥补缺憾负面家庭事件对有效领导行为的影响.pdf

心理学报 2024,Vol.56,No.5,612629 2024中国心理学会 Acta Psychologica Sinica https:/doi.org/10.3724/SP.J.1041.2024.00612 收稿日期:2022-09-02*山东省社会科学规划研究项目(23BGLJ03)资助。通信作者:李珏兴,E-amil: 612 为家所困还是弥补缺憾？负面家庭事件 对有效领导行为的影响 刘德鹏1 李珏兴2 张生军3 庞旭宏3 王 政4(1山东大学管理学院,济南 250100)(2云南师范大学经济与管理学院,昆明 650500)(3上海财经大学商学院,上海 200433)(4浙江大学管理学院,杭州 310058)摘 要 现有文献对负面家庭事件在个体内层次如何跨领域影响有效领导行为存在为家所困和弥补缺憾两种不一致的观点。本文引入跨领域领导身份认同理论,通过两个经验取样法研究发现:在个体内层次,领导者经历的负面家庭事件一方面会产生为家所困效应,通过自我耗竭降低领导身份认同和有效领导行为;另一方面也会产生弥补缺憾效应,通过弥补提高领导身份认同和有效领导行为。当领导者具有高外向性人格时,在个体内层次,领导者经历的负面家庭事件会提高领导身份认同,促进有效领导行为。当领导者具有低外向性人格时,在个体内层次,领导者经历的负面家庭事件会降低领导身份认同,减少有效领导行为。研究加深了对负面家庭事件如何影响有效领导行为的理解,丰富了对外向性人格在领导力中作用的认识,并拓展了领导身份认同的前因研究。关键词 负面家庭事件,有效领导行为,基本领导行为,变革领导行为,领导身份认同,外向性人格 分类号 B849 C933 1 前言 负面家庭事件是人们在日常家庭生活中所经历的破坏性或具有消极效价的事件,包括与家人争吵、被家人无视和贬损等(Lin et al.,2021;Spanier,1976)。近年来,技术、经济和社会等多种因素的交织,推动了负面家庭事件的频发。新技术的兴起模糊了家庭和工作的边界,经济增速放缓使人们的收入和工作安全感下降,增加了家庭矛盾产生的可能性(Beckman&Mazmanian,2020;Probst et al.,2020)。在新冠疫情影响下,人们对健康的担忧增加(Prime et al.,2020),居家办公效率低下(Leroy et al.,2021),负面情绪的产生和发泄成为常态。负面家庭事件和经历,已成为不可忽视的一大社会问题(马梦媛,2020)。负面家庭事件不仅对人们的家庭生活、幸福感以及身心健康等产生负面影响,还会向工作领域渗透(Lin et al.,2021)。不仅普通员工受到负面家庭事件的影响,在组织中处于中枢位置、具有资源分配权力的领导者,其有效领导行为也会受到影响,最终影响团队和组织绩效的达成(Lin et al.,2021;McClean et al.,2021)。组织管理者迫切需要找到帮助领导者应对负面家庭事件,促进有效领导行为的措施。鉴于事件具有明显的离散性特征,存在不可忽视的个体内差异,现有研究大都讨论个体内层次家庭事件的跨领域作用(Lin et al.,2021;Watkins,2021)。遗憾的是,对于个体内层次领导者经历的负面家庭事件如何影响其有效领导行为,现有文献存在不一致的观点。部分学者认为领导者经历的负面家庭事件会消耗他们的资源,使其很难有足够的资源留到工作中,进而减少有效领导行为(Barnes et al.,2015;Lin et al.,2021),即产生为家所困效应。另一些学者则认为,领导者在家庭中受挫之后,很可能会在工作领域内主动寻找机会弥补缺憾,从而第5期 刘德鹏 等:为家所困还是弥补缺憾？负面家庭事件对有效领导行为的影响 613 增加有效领导行为(Edwards&Rothbard,2000;Zedeck,1992),即产生弥补缺憾效应。现有文献的不一致观点,不仅阻碍了家庭工作交互与领导力研究的进展,而且不利于指导组织和领导者有效应对负面家庭事件。正如Hollenbeck(2008)所言,研究结论或观点不一致是创造知识的重要机遇。本文引入跨领域领导身份认同理论(Hammond et al.,2017)来整合上述两种不一致的观点,并提出能够区分二者的一个重要边界条件:领导者外向性人格。具体来讲,高外向性的领导者更可能经历弥补缺憾效应,即在个体内层次,负面家庭事件正向影响领导身份认同,促使其做出有效领导行为(包括基本领导行为和变革领导行为)。相反,低外向性的领导者更可能出现为家所困效应,即在个体内层次,负面家庭事件会负向影响领导身份认同,使其做出更少的有效领导行为。研究模型如图1所示。本文的实证研究由两个经验取样法研究组成。其中,研究1的目的是检验研究假设,样本来自中国华东地区三个城市三家国有商业银行的网点主任和部门经理。研究2对研究1进行了拓展。第一,鉴于本文的研究假设建立在为家所困和弥补缺憾效应存在的基础上,研究2直接使用变量反映这两个效应,为本文的理论推导提供了更加坚实的基础。第二,研究2招募来自更多地区和行业的管理者作为样本,进一步提高了本文的外部效度。1.1 负面家庭事件、为家所困效应和弥补缺憾效应 家庭和工作是人生中最重要的两个领域,并且经常跨领域相互影响(Edwards&Rothbard,2000;徐姗 等,2022)。本文主要关注领导者在家庭领域发生的负面家庭事件如何影响工作领域中的有效领导行为。由于家庭事件和领导行为都存在不可忽视的个体内差异(Lin et al.,2021;McClean et al.,2019),本文讨论个体内层次负面家庭事件对有效领导行为的影响。关于领导者经历的负面家庭事件如何在个体内层次影响其有效领导行为,现有文献存在不一致的观点,本文分别称之为“为家所困效应”和“弥补缺憾效应”。为家所困效应认为,领导者经历的负面家庭事件,会降低其在家庭领域的需求满足(Lin et al.,2021),使其产生负面情绪(Carlson et al.,2011),消耗自我控制资源(Greenhaus&Powell,2006),导致 领 导者 无法 在 工作 领域 做 出有 效领 导 行为(Barnes et al.,2015)。因此,为家所困效应预测,在个体内层次,领导者经历的负面家庭事件将负向影响有效领导行为。目前绝大多数实证研究支持了这一观点(Courtright et al.,2016;Lin et al.,2021)。例如,Courtright等人(2016)研究发现,在个体内层次,领导者在家庭领域感受到的家庭工作冲突越高,自我耗竭程度越高,从而越可能在工作领域中对下属做出辱虐管理行为。弥补缺憾效应则认为,领导者在家庭领域经历负面事件之后,会主动在其它领域寻求意义感、奖励或者心理安慰来弥补家庭领域内的缺憾(Edwards&Rothbard,2000;Zedeck,1992)。他们在家庭领域所遭遇事件的负面程度越高,且工作领域赋予的意义感和奖励程度越高,就越有动机投入工作来弥补家庭中的缺憾,以保证总体的收益(Edwards,1992;Edwards&Rothbard,2000)。因此,弥补缺憾效应预测,在个体内层次,领导者经历的负面家庭事件将正向影响有效领导行为。早期关于弥补缺憾效应的讨论主要存在于家庭工作互动相关的理论研究中,最近的实证研究也开始为该效应的存在提供了支持。例如,Ganster等人(2023)研究指出,在个体内层次,家庭中伴侣的不文明行为,可能促使员工在工作中更多从事帮助行为来弥补家庭中的缺憾。很明显,为家所困效应和弥补缺憾效应对个体内层次领导者经历的负面家庭事件如何影响其有效领导行为存在相反的预测。为了整合现有文献中 图1 研究模型 614 心 理 学 报 第56卷 的不一致观点,本文引入跨领域领导身份认同理论(Hammond et al.,2017),讨论领导身份认同在负面家庭事件和有效领导行为之间的中介作用,以及两种不同效应的边界条件。该理论关注发生在非工作领域的事件对领导身份认同和领导行为的跨领域影响,不仅适用于个体间层次,还适用于本文所进行的个体内层次研究。1.2 负面家庭事件与领导身份认同:外向性人格的调节作用 领导身份认同指个体将自己定义为一个领导者的程度(Day et al.,2009;DeRue&Ashford,2010)。已有研究集中于解释领导身份认同在工作领域中的发生、变化及其前因后果,却相对忽视了人们在非工作领域的经历对领导身份认同的影响。事实上,领导者不是在孤岛中生存的,其它领域的事件和经历,也会影响领导者的领导身份认同和相应的领导行为(Blanchard,1999;Sandberg&Tsoukas,2015)。因此,Hammond等人(2017)率先将领导身份认同理论扩展到非工作领域,提出了跨领域领导身份认同理论,解释了其它领域事件如何通过领导者的心理和认知过程,影响其有效领导行为。跨领域领导身份认同理论认为,领导者在非工作领域经历的某个事件到底会提升还是降低领导身份认同和有效领导行为,取决于领导者对该事件与领导身份之间关系的解释。领导者解释的差异,将会导致不同的身份工作,引起领导身份认同程度的变化,最终影响到领导者在工作场所中的领导行为实施(Hammond et al.,2017)。领导者的解释往往不是单一的,可能包括多种不同的观点(Crawford et al.,2019;Hammond et al.,2017)。具体到本文的研究情境中,一方面,领导者在经历了负面家庭事件之后往往会消耗大量的资源,若他们更关注领导身份带来的挑战和压力,认为会进一步消耗所剩不多的资源(Lanaj et al.,2019),则会降低领导身份认同,产生为家所困效应。另一方面,领导者经历的负面家庭事件往往意味着家庭领域的缺憾,若他们更看重领导身份带来的积极效价和收益,认为是弥补他们在家庭领域中缺憾的机会,则会提高领导身份认同,产生弥补缺憾效应。跨领域领导身份认同理论指出,领导者如何解释其在非工作领域经历的事件与领导身份的关系,受到性格等稳定的个人倾向的影响(Hammond et al.,2017)。具体哪一种性格特征能够作为边界条件,则需要根据研究情境来决定。本文主要关注外向性这一性格特征1。高外向性的人具有高奖励敏感性、高社交性和高能量水平的特征,而低外向性的人具有高惩罚敏感性、低社交性和低能量水平的特征(Ashton et al.,2002;Grant,2013)。本文关注外向性的原因是:首先,负面家庭事件和领导主要与人际和社会交往相关,能够反映人们的人际和社会交往倾向的性格特征更加胜任边界条件。其次,更重要的是,相关文献指出,高外向性和低外向性的人,在对外部环境的解释,以及外部环境如何影响自己等方面存在显著的差异,这为整合为家所困效应和弥补缺憾效应带来可能性。本文认为高外向性会使领导者将领导身份解释为对家庭领域缺憾的弥补,而低外向性则会使其将领导身份解释为对业已匮乏的资源的进一步消耗。具体理由如下:第一,领导者对奖励或惩罚的敏感性影响其解释倾向。对奖励更敏感的高外向性领导者,更可能看重领导身份带来的积极效价和意义感,认为其产生的收益能够弥补他们在家庭领域内的损失(Bataille&Vough,2022;Dutton et al.,2010;Edwards&Rothbard,2000)。而对惩罚更敏感的低外向性领导者,更可能看重领导角色带来的挑战和风险,认为其将会进一步消耗他们因应对负面家庭事件而所剩不多的资源(Ashton et al.,2002;Lanaj et al.,2019)。第二,领导者的社交性水平也会影响其解释倾向。具有高社交性水平的外向领导者认为自己能够更好地处理领导身份所需要的各项事务,并且能够从社交情境中获得更多积极情绪和收益(Ashton et al.,2002;Judge&Zapata,2015)。此时,他们更加可能将领导身份看作是对家庭领域缺憾的弥补。相反,低外向性水平的领导者具有低社交性,较少掌握领导身份需要的社交技巧,难以体会领导身份的意义,而且还得消耗大量资源来应对上述自己不擅长的事务(Ashton et al.,2002)。此时,他们更可能认为领导身份会进一步消耗其为应对负面家庭事件而所剩不多的资源。第三,领导者的能量水平影响其解释倾向。研究指出,当个体在某一领域产生资源损失后,既可能为了保存现有资源而减少在其它领域的消耗,也 1 在文献中,外向性人格也被称作“外向性内向性人格”,个体在该变量上得分高即为外向的人,得分低即为内向的人。为了简便,本文参考近期一些文献的做法,使用“外向性”来表示(如Grant,2013)。第5期 刘德鹏 等:为家所困还是弥补缺憾？负面家庭事件对有效领导行为的影响 615 可能寻求在其它领域中获取新资源,其选择取决于个体自身资源水平的高低(Halbesleben et al.,2014;徐 姗 等,2022)。而 能 量 是 一 种 重 要 的 资 源(Halbesleben et al.,2014;Quinn et al.,2012)。对于高能量水平的高外向性领导者,在经历负面家庭事件而致使自身资源受损或受到威胁时,更倾向于获取新资源,认为领导身份能够帮助他们获得新的资源来弥补负面家庭事件造成的损失,从而选择在工作中认同领导身份(Lilius,2012;Parker et al.,2013)。相反,对于低能量水平的低外向性领导者,在经历负面家庭事件后,更倾向于保存剩余的有限资源,认为领导身份会进一步消耗其所剩无几的资源,因而更不愿认同领导身份(Halbesleben et al.,2014;Parker et al.,2013)。综合以上讨论,本文认为外向性是负面家庭事件影响领导身份认同的为家所困效应和弥补缺憾效应发挥作用的一个重要边界条件。因此,本文提出:假设1:领导者的外向性人格调节了负面家庭事件和领导身份认同在个体内层次的关系。具体来讲,对高外向性的领导者,负面家庭事件在个体内层次正向影响领导身份认同;对低外向性的领导者,负面家庭事件在个体内层次负向影响领导身份认同。1.3 领导身份认同与有效领导行为 有效领导行为是对最有可能对下属和团队的态度、行为和绩效产生积极影响的领导行为的统称(DeRue et al.,2011;Yukl,2012)。本文借鉴现有文献中使用较为广泛的Kotter(2001)二分法,将有效领导行为分为管理和领导两类。已有研究指出,基本领导行为2和变革领导行为可以很好地反映领导者的管理和领导职能(Rosen et al.,2019)。基本领导行为主要涵盖明确期望、计划、任务优先排序、监控和提供反馈等日常管理行为(Stogdill et al.,1962)。变革领导行为则包含了鼓励员工超出自我利益和工具化考虑,对实现组织目标表现信心和热情等方面(Bass,1985)。身份是行为的重要驱动因素(Markus&Wurf,1987)。较高的领导身份认同意味着,相比于其它选项,领导角色的要求在领导者心目中有更高的优先度和重要性(Hammond et al.,2017)。本文认为,在领导身份认同较高的工作日里,领导者将做出更多 2 基本领导行为的英文是“initiating structure”,为了不引起歧义,且更加符合中文表达习惯,本文将其意译为“基本领导行为”,而非直译为“初始结构”或“启动结构”。的基本领导行为和变革领导行为。第一,领导身份认同影响领导者的行为选择。在领导身份认同较高的工作日,领导者更有可能做出与领导角色要求相一致的有效领导行为,即基本领导行为和变革领导行为(Lanaj et al.,2021;Lord et al.,2010)。第二,领导 身 份认 同还 会 影响 领导 者 的信 息处 理 过程(Markus&Wurf,1987)。在领导身份认同较高的工作日,领导者将会更加积极地看待领导职位要求,在心理上放大有效领导行为带来的好处,而相对忽视其潜在成本,因而更有动机做出基本领导行为和变革领导行为(Ashford&DeRue,2012;Cunningham et al.,2023)。相反,在领导身份认同较低的工作日,领导者更少地做出与领导角色一致的领导行为,也更加看重有效领导行为可能带来的潜在个人成本,从而更少做出基本领导行为和变革领导行为。近期的研究也为个体内层次领导身份认同对有效领导行为的积极影响提供了实证证据(Lanaj et al.,2021;2022)。因此,本文提出:假设2:在个体内层次,领导者的领导身份认同正向影响(a)基本领导行为和(b)变革领导行为。跨领域领导身份认同理论指出,具有不同性格特征的领导者,在经历了其它领域事件后,对该事件与领导身份的关系可能产生不同的解释,导致其领导身份认同程度不同,最终对领导行为带来不同的影响(Hammond et al.,2017)。基于该理论,本文提出被调节的中介效应假设。具体来讲,对于高外向性人格的领导者,在个体内层次,在经历了负面家庭事件之后,更可能将领导身份解释为对家庭领域损失和缺憾的弥补,从而产生弥补缺憾效应,负面家庭事件通过提高领导身份认同正向影响基本领导行为和变革领导行为。对于低外向性人格的领导者,在个体内层次,在经历了负面家庭事件之后,更可能将领导身份解释为对由于应对负面家庭事件而减少的资源的进一步消耗,从而产生为家所困效应,负面家庭事件通过降低领导身份认同负向影响基本领导行为和变革领导行为。因此,本文在一定程度上整合了现有文献有关为家所困效应还是弥补缺憾效应的争议。本文提出:假设3:外向性人格调节了个体内层次负面家庭事件通过领导身份认同影响(a)基本领导行为和(b)变革领导行为的间接效应。对于高外向性的领导者,在个体内层次,负面家庭事件通过提高领导身份认同正向影响基本领导行为和变革领导行为;对于低外向性的领导者,在个体内层次,负面家庭事616 心 理 学 报 第56卷 件通过降低领导身份认同负向影响基本领导行为和变革领导行为。2 研究1:假设检验 2.1 研究方法 2.1.1 样本和过程 研究1的目的是检验本文的研究假设。本文关注的是领导者个体内层次变量之间的关系,因此研究1采用时间滞后间隔的经验取样法(time-lagged interval-based experience sampling method,ESM)收集数据。研究1调研的样本为位于华东地区三座城市的三家国有商业银行的中层领导者(包括网点主任和部门领导)。选择该样本的原因如下:一是银行中层领导者加班多,工作强度大,且常常占用下班时间外出应酬,作为领导者他们更加被期望成为“理想型员工”,在工作上全心投入并付出更多时间和精力,这些会影响家庭经营和和谐家庭关系的维系,使他们更容易经历负面家庭事件(Dahm et al.,2015;Humberd et al.,2015)。二是商业银行面临着较大的竞争和业绩压力,不仅要完成日常的基本工作,还必须应对挑战性目标和动态环境,基本领导行为和变革领导行为都是其有效领导行为的体现和要求。因此,商业银行中层管理者是合适的调研对象。研究者在征得银行高层管理者的同意和支持后正式开始调研,并通过微信向三市的113位中层管理者介绍调研目的和调研程序。参与者需要完成一次基础调研,以及为期两周、一共10个工作日、每天3次的日调研。为了提高积极性,每次发放问卷时以微信红包的方式向参与者发放报酬作为即时奖励,整体调研完成后人均可获得约200元人民币。同时本研究设置现金抽奖来奖励能完成10天总共30次日调研问卷的人(包括一等奖两人每人1000元,二等奖5人每人300元)。113位中层领导中,有110位同意参与调研。本次调研所有问卷通过问卷星发放,研究助理会按照规定的时间发送问卷链接,参与者点击链接填答并提交问卷。在调研的第一周,参与者需要完成基础调研问卷,该问卷测量个体间层次变量,包括人口统计学特征、外向性和管理者自我效能感。110位参与者都完成了基础调研。随后,110位参与者进入为期两周(连续10个工作日)的日调研。为了降 低 共 同 方 法 偏 差,问 卷 分 成 三 个 时 点 调 研(Gabriel et al.,2019;Podsakoff et al.,2003)。研究者根据参与者通常的上下班时间和工作惯例,并参考已有研究的做法(Foulk&Lanaj,2022;Sherf et al.,2019),来确定问卷推送和关闭时间。时点一测量负面家庭事件、积极家庭事件和睡眠质量以及积极情绪、消极情绪,问卷填答时间是11:00 15:00。研究者在前期的访谈中了解到,中层领导上午需要准备和召开晨会,在该时间段才能抽出完整时间完成问卷,且对昨天晚上的家庭事件有清楚记忆。时点二测量领导身份认同,填答时间是16:30 19:00。时点三测量基本领导行为和变革领导行为。由于中层管理者经常出现加班和下班较晚的情况,时点三问卷的填答时间是20:00 00:00。平均来看,时点一问卷约在13:35完成,时点二问卷约在18:21完成,时点三问卷约在21:49完成。为了控制自回归效应,需要控制前一天的领导身份认同、基本领导行为和变革领导行为,因此若参与者第t1天的数据缺失,则第t天的数据也将被剔除。同时,研究1仅保留完整地完成三天及以上日调研问卷的参与者数据(Gabriel et al.,2019)。经过对三个时点数据的匹配并根据上述标准剔除后,得到来自67位参与者的461个观测数据(平均每位参与者提供6.88个观测数据)作为最终样本。本研究对该样本进行了非回应偏差检验,结果显示最终样本和缺失样本在年龄、性别、受教育程度、部门任期、管理层级和管理者职位任期6个方面均没有显著差异,说明不存在非回应偏差。在这67位参与者中,平均年龄为34.12岁(标准差为6.44),68.66%为男性,平均部门任期为3.88年(标准差为4.43)。2.1.2 测量 研究1所用英文原版量表均遵循Brislin(1986)的翻译回译法翻译成中文。所有量表均为7点Likert量表,参与者报告其对每个条目的同意程度。负面家庭事件。使用来自Lin等人(2021)的5条目量表,包括“昨天下班回家,我与家人发生了激烈争吵”和“昨天下班回家,我想要与家人分享很重要的事,但他们毫无兴趣”等,个体内值为0.95。领导身份认同。使用来自Ashford等人(2016)的4条目量表,包括“今天下午,我感到当一个领导者对我来讲很重要”和“今天下午,我将自己视为一个领导者”等,个体内值为0.92。基本领导行为。使用来自Stogdill(1963)的10条目量表,包括“今天下午,我决定应该做什么以及以何种方式做”和“今天下午,我鼓励使用统一的第5期 刘德鹏 等:为家所困还是弥补缺憾？负面家庭事件对有效领导行为的影响 617 政策”等,个体内值为0.96。变革领导行为。使用来自Tepper等人(2018)的4条目量表,包含变革领导行为的理想型领导、愿景激励、智力激发和个性化关怀4个维度,每个维度1个条目。这一简短版量表既能较为全面地测量变革领导行为,又减轻了参与者问卷填答负担,适用于需要多次填答问卷的经验取样法研究。量表条目包括“今天下午,我为我们团队描绘了非常有趣的未来蓝图”和“今天下午,我用我对未来的规划激励他人”等,个体内值为0.92。外向性。使用来自Donnellan等人(2006)的大五人格量表,外向性是其中一个维度,共4个条目,包括“我是聚会中的核心人物”和“我在聚会上会跟很多人交流”等,个体间值为0.62。外向性测量值较低的原因可能有:第一,信度系数的高低受到样本量的影响,一般样本量越大,信度系数越高。本研究共收集了67个个体的外向性数据,样本数相对较小,在一定程度上降低了信度系数。第二,测量条目减少会降低值。本研究使用Donnellan等人(2006)发展的20条目的大五人格量表,其中外向性包含第1、6、11和16四个条目,量表的缩短也会降低变量测量的信度系数(Raykov,2007)。尽管信度系数会被降低,但该量表仍然是实用且可靠的。首先,本研究采用了经验取样法收集数据,参与者在工作中填答问卷的时间比较紧张,而且问卷过 长 会 导 致 参 与 者 注 意 力 下 降 和 填 答 失 真(Donnellan et al.,2006),使用缩减版本的量表可以减轻参与者填答负荷,这也符合经验取样法的最佳实践(Uy et al.,2016)。其次,Donnellan等人(2006)通过一系列调研已经验证了,20条目的大五人格量表与原50条目量表相比,能够测出相似的内容范围,不会牺牲解释效度。最后,本研究所得外向性的值仍在可接受的范围内(0.6)。控制变量。在个体内层次,控制了积极情绪、消极情绪、积极家庭事件和睡眠质量。积极情绪和消极情绪采用Kercher(1992)的PANAS量表测量,共10个条目,其中积极情绪包括“兴奋的”“热情的”“机敏的”“受鼓舞的”和“坚定的”,个体内值为0.71;消极情绪包括“痛苦的”“心烦的”“恐惧的”“紧张的”和“害怕的”,个体内值为0.91。控制积极情绪和消极情绪符合经验取样法最佳实践的做法,有助于解决数据同源时可能导致的假阳性问题和同源方差问题(Gabriel et al.,2019)。并且,控制积极情绪和消极情绪还可以排除情绪这一种替代解释机制(Lin et al.,2021;Weiss&Cropanzano,1996)。参考Lin等人(2021)在研究积极家庭事件的影响时控制负面家庭事件的做法,本研究则控制了积极家庭事件。量表来自Lin等人(2021),共5个条目,由参与者在时点一评价,包括“昨天下班回到家,我参与到和家人有趣的活动中”和“昨天下班回到家,我和家人就某些事情进行了具有启发性的讨论”等,个体内值为0.97。睡眠质量量表来自Barnes等人(2015)的4条目量表,包括“昨天夜里,我难以入眠”和“今天早上醒来时,我感觉疲惫不堪”等,个体内值为0.89。为了使数据更直观地反应睡眠质量,本研究对其进行了反向计分处理。有部分研究指出,领导者的睡眠质量是影响领导者做出有效领导行为的重要因素(Barnes et al.,2015;Courtright et al.,2016),控制睡眠质量的影响能够排除替代解释机制。此外,根据研究者关于ESM最佳实践的建议,控制了自回归效应以及个体内变量在一周内的变化趋势和周期(Gabriel et al.,2019)。对于自回归效应,本研究分别控制了前一天的领导身份认同、基本领导行为和变革领导行为。对于变化趋势和周期,本研究控制了一周内天数、正弦和余弦。其中,一周内天数指周一到周五的第几天,因为本次调研只在工作日发放问卷。正弦和余弦根据Liu和West(2016)的方法计算,正弦=sin(2t/7),余弦=cos(2t/7),t表示一周的第几天。在个体间层次,本研究控制了管理者自我效能感和工作家庭区隔导向。管理者自我效能感量表来自Fast等人(2014),由参与者在基础调研中评价,包括“作为一个管理者,我能实现大多数为自己设定的目标”和“作为一个管理者,当面对困难的任务时,我非常确定自己将会完成它”等,值为0.97。同时,本研究补充了一次问卷测量工作家庭区隔导向,量表来自Paustian-Underdahl等人(2013)的4条目量表,包括“我不喜欢回到家里还想着工作的事情”和“我更愿意把个人生活留在工作之外”等,值为0.85。2.1.3 分析策略 由于数据呈现出多水平的嵌套结构(每日数据嵌套于个体中),因此采用Mplus 8.3软件(Muthn&Muthn,2010)进 行 多 层 次 验 证 性 因 子 分 析(multi-level CFA),来检验模型中主要变量的效度。表1中的结果显示,五因子模型拟合得最好:2=1230.06,df=534,2/df=2.30(5),RMSEA=0.05(0.9),TLI=0.90(0.9),个体内SRMR=0.03(0.08),个体间SRMR=0.07(0.08)。同 理,研 究1采 用 多 层 次 路 径 分 析 方 法(Preacher et al.,2010)检验研究假设。进行个体内层次分析的前提是,每日测量的变量有足够的个体内方差,因而本研究首先计算相关变量的个体内方差(2)和个体间方差(00),以及个体内方差的占比(2/(2+00)(Podsakoff et al.,2019),结果如表2所示。结果显示,负面家庭事件、领导身份认同、基本领导行为、变革领导行为、积极情绪、消极情绪、积极家庭事件和睡眠质量的个体内层次方差占比分别为26.26%、34.33%、36.50%、44.64%、38.13%、33.33%、61.00%和41.40%,具有足够的个体内层次方差,可以进行多层次路径分析。2.2 研究结果 研究1中变量的描述性统计和相关系数如表3所示。在个体内层次,负面家庭事件与基本领导行为间有显著负相关关系(r=0.11,p=0.02),领导身份认同与基本领导行为(r=0.40,p 0.001)、变革领导行为(r=0.32,p 0.001)间均为显著的正相关关系。表4报告了多层次路径分析结果。如表4中模型2和3所示,负面家庭事件对领导身份认同的影响不显著(=0.06,ns),而外向性对负面家庭事件和领导身份认同间的关系具有正向的调节作用(=0.25,p 0.001),说明负面家庭事件对领导身份认同的影响取决于其外向性人格。外向性人格的调节效应如图2所示。简单斜率分析显示,高外向性领导者经历的负面家庭事件与领导身份认同间的关系显著为正(slope=0.18,p=0.02)。相反,低外向性领导者经历的负面家庭事件与领导身份认同间的关系显著为负(slope=0.33,p 0.001)。两者差异是显著的(d=0.52,p 0.001)。假设1得到支持。假设2a和假设2b分别讨论了领导身份认同对基本领导行为和变革领导行为的影响,如表4中模型5和7显示,领导身份认同对基本领导行为(=0.19,p 0.001)和变革领导行为(=0.21,p=0.01)均有显著的正向影响。假设2a和2b得到支持。表5报告了被调节的中介效应分析结果。当外向性较低时,负面家庭事件通过领导身份认同影响基本领导行为的间接效应显著为负,95%置信区间为0.12,0.02,不包含0。当外向性较高时,负面家庭事件通过领导身份认同影响基本领导行为的间接效应显著为正,95%置信区间为0.0002,0.08,不包含0。并且,二者的差异显著,95%置信区间为0.03,0.18,不包含0。因此,假设3a得到支持。当外向性较低时,负面家庭事件通过领导身份认同 表1 多层次验证性因子分析(研究1)模型 2 df2/df2(df)RMSEACFITLI SRMR个体内 SRMR个体间1.五因子模型:NFE,LI,IS,TFL,E 1230.06 5342.30 0.05 0.910.90 0.03 0.07 2.四因子模型:NFE,LI,IS+TFL,E 1744.00 5413.22513.94(7)0.07 0.840.82 0.06 0.09 3.三因子模型:NFE,LI+IS+TFL,E 2763.36 5465.061019.35(5)0.09 0.700.67 0.10 0.14 4.二因子模型:NFE+LI,IS+TFL+E 2917.43 5485.32154.07(2)0.10 0.680.65 0.17 0.23 注:样本量N个体内=461,N个体间=67 NFE=负面家庭事件,LI=领导身份认同,IS=基本领导行为,TFL=变革领导行为,E=外向性。2(df)中每个模型均与上一个模型比较,p值均小于0.001 表2 变量个体内方差占比(研究1)变量 个体内方差(2)个体间方差(00)个体内方差占比(2/(2+00)1.负面家庭事件 0.73 2.05 26.26%2.领导身份认同 0.80 1.53 34.33%3.基本领导行为 0.50 0.87 36.50%4.变革领导行为 0.75 0.93 44.64%5.积极情绪 0.53 0.86 38.13%6.消极情绪 0.79 1.58 33.33%7.积极家庭事件 1.22 0.78 61.00%8.睡眠质量 1.18 1.67 41.40%注:样本量N个体内=461,N个体间=67 第5期 刘德鹏 等:为家所困还是弥补缺憾？负面家庭事件对有效领导行为的影响 619 620 心 理 学 报 第56卷 表4 多层次路径分析结果(研究1)变量 领导身份认同 基本领导行为 变革领导行为 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 截距项 4.51*(0.16)4.51*(0.16)4.51*(0.16)5.19*(0.10)3.75*(0.49)5.08*(0.10)3.58*(0.59)个体内层次 天数(周内)0.11(0.13)0.07(0.13)0.07(0.13)0.02(0.08)0.06(0.09)0.04(0.12)0.10(0.13)正弦 0.12(0.22)0.09(0.22)0.09(0.22)0.02(0.14)0.06(0.15)0.02(0.21)0.09(0.21)余弦 0.03(0.09)0.03(0.09)0.05(0.09)0.03(0.06)0.04(0.08)0.02(0.10)0.02(0.11)积极情绪 0.18(0.11)0.20(0.11)0.21(0.11)0.18(0.10)0.08(0.04)0.16(0.10)0.08(0.06)消极情绪 0.07(0.07)0.09(0.07)0.08(0.07)0.14(0.08)0.09*(0.04)0.18*(0.08)0.13*(0.05)领导身份认同(前一天)0.11(0.09)0.06(0.08)0.06(0.07)基本领导行为(前一天)0.13*(0.05)0.07(0.04)变革领导行为(前一天)0.15*(0.05)0.12*(0.05)积极家庭事件 0.03(0.08)0.06(0.06)0.06(0.06)0.02(0.05)0.04*(0.02)0.03(0.05)0.02(0.03)睡眠质量 0.03(0.06)0.04(0.05)0.04(0.05)0.04(0.04)0.03(0.03)0.03(0.04)0.03(0.04)负面家庭事件 0.06(0.08)0.07(0.07)0.05(0.05)0.01(0.03)0.06(0.07)0.03(0.06)领导身份认同 0.19*(0.06)0.21*(0.08)个体内层次残差 0.65 0.55 0.56 0.43 0.29 0.63 0.51 个体间层次 管理者自我效能感 0.12(0.18)0.12(0.18)0.10(0.18)0.48*(0.12)0.44*(0.11)0.42*(0.11)0.39*(0.11)工作家庭区隔导向 0.06(0.15)0.06(0.15)0.07(0.15)0.08(0.09)0.10(0.07)0.08(0.10)0.10(0.07)外向性 0.07(0.18)0.17(0.12)0.14(0.11)0.33*(0.13)0.30*(0.12)负面家庭事件外向性 0.25*(0.06)0.11(0.07)0.07(0.06)0.13(0.07)0.08(0.07)个体间层次残差 1.67 1.67 1.67 0.58 0.44 0.61 0.46 Pseudo R2 0.02 0.03 0.04 0.29 0.48 0.29 0.46 注:样本量N个体内=461,N个体间=67。*p 0.05,*p 0.01,*p 0.001 图2 外向性对负面家庭事件与领导身份认同间关系的调节作用图(研究1)影响变革领导行为的间接效应显著为负,95%置信区间为0.14,0.01,不包含0。当外向性较高时,负面家庭事件通过领导身份认同影响变革领导行为的间接效应显著为正,95%置