, ,
(1.电子科技大学 经济与管理学院,四川 成都 611731; 2.南开大学 中国公司治理研究院,天津 300071;3.清华大学 经济管理学院,北京 100084)
员工绩效管理历来是管理界最关心的话题之一,以往研究侧重于探讨变革型领导等对绩效的积极影响,较少研究某些类型的领导可能产生的破坏性效应[1]。近年来,领导的“阴暗面”受到学术界的广泛关注,越来越多的领导类型被称为“毒性”领导,其中自恋领导被认为是“毒性”领导的典型代表[1]。改革开放以来,受西方个人主义文化价值观的影响,自恋领导在我国逐渐增多,然而,国内目前对于自恋领导的研究仍处于理论探索阶段,实证研究还比较匮乏[2],自恋领导对员工绩效的影响更是一个值得探索的领域。Hochwarter和Thompson[3]发现自恋领导受利己主义信念所驱动,损害下属利益,对其工作绩效产生了负面影响,但是自恋领导的破坏性作用究竟通过什么途径实现?是否受到组织情景因素的调节?现有文献对于这两个问题尚没有清晰的解答。因此,本研究响应Hochwarter和Thompson的呼吁[3],着重分析自恋领导影响下属绩效的内在传导机制与外部边界条件。根据资源保存理论,下属在面对领导压力时,为了保存、维持现有的上下级关系资源,会有意识地选择退缩或防御性行为[4]。沉默行为是一种典型的防御性行为,会损害下属的心理、认知等资源,削弱工作积极性,降低工作能力和绩效[5]。那么,自恋领导是否会通过沉默行为对下属工作绩效产生破坏性影响?此外,情景领导理论认为,领导效能随着组织情景因素而权变[6]。以往研究发现下属的主动性人格、传统性等特质对领导效能具有调节作用[7,8]。自恋人格以浮夸、利己主义和膨胀的自我观为特点,在新生代员工中较为普遍[9],但却鲜有研究探讨其对个体行为的影响。那么,自恋领导对下属沉默行为的影响,以及通过沉默行为对工作绩效的间接影响是否受到下属自恋人格的调节?
鉴于此,本研究基于资源保存理论和情景领导理论视角,通过构建一个被调节的中介模型,探讨自恋领导在影响下属工作绩效的过程中,沉默行为的中介作用以及自恋人格的调节作用。研究结果有助于厘清自恋领导对下属工作绩效产生破坏性效应的作用机制和边界条件,为解释员工工作绩效下降的深层机制提供了新的视角。
自恋是一种包含统治欲、权力欲、自负、自我中心、低移情以及敌视等特征的稳定的人格特质,通常包含浮夸的自我概念、失调的人际关系以及自我强化策略[9]。由于自恋者具有自信、高自尊、高支配力、富有魅力等特点,容易担任领导角色[10]。自恋领导是一种将自我需求和信仰凌驾于所领导的组织的需求和利益之上,按照个人的需求进行领导的行为[11]。以往研究发现,自恋领导兼具积极和消极两方面的影响效应。一方面,自恋领导具有权威和魅力,领导效能突出[10];另一方面,自恋领导以自我为中心,牺牲组织和下属的利益[11],从事不道德行为[12],剥削、虐待下属[13],诱发员工反生产行为[14],对员工工作绩效产生消极影响[3]。
资源保存理论认为个体会积极评估环境,以识别对自身资源(包括个人、社会、物质资源)的机会和威胁。个体理性追求资源最大化,会努力维持、保护和获取他们认为有价值的资源,如组织支持、个人特征、时间和精力。个体行为从根本上来讲是为了获取新的资源和避免已有资源的损失,而资源的损失会引起心理失调和压力[4]。根据这一理论逻辑,员工工作是一个资源损耗的过程,如果得不到相应的资源支持,员工就会感觉资源失衡,继而诱发资源被剥夺感,造成员工消极应对工作。已有研究表明,自恋领导等不当管理方式是引发资源失衡的重要因素[4]。首先,自恋领导受利己主义信念驱动[11],对下属苛索备至,忽视员工利益,会通过窃取员工工作成果满足其个人需要,直接掠夺下属工作资源。其次,自恋领导为了维护积极的自我形象,会过度强调自己的权威,贬低下属,让其为自己的失败承担责任[10],使下属面临着工作资源减少的威胁。最后,自恋领导更可能实施不当督导行为[13],破坏上下级之间的互惠关系,从而阻断下属的工作资源补充,让其感到无法从领导那里获取足够的资源和支持。因此,可以推断,自恋领导会减少下属感知的资源获得性,引起下属资源失衡,增加下属的职场紧张感,降低工作积极性,导致工作绩效下降。基于以上分析,本研究提出如下假设:
H1自恋领导对下属工作绩效具有负向影响。
沉默行为是指员工拥有改善相关工作、组织现状的观点和建议,但是出于各种目的,故意隐瞒、保留、提炼或者过滤自己的想法和建议的行为[15]。以往研究发现领导、组织和个体因素均会影响员工沉默行为,其中领导是影响下属沉默行为的主要因素[5]。
自恋领导作为一种破坏型领导,对员工发展构成威胁,可概念化为一种负向压力源。资源保存理论强调资源保护的首要性,资源获取的次要性。在受到压力威胁时,个体倾向于首先采取防御措施,保存资源,以避免资源的进一步损失[4]。因此,在面对自恋领导威胁时,下属会倾向于采取退缩或防御性行为远离压力源,比如沉默行为。具体而言,虽然员工提出问题和建议在客观上有利于组织发展,但对员工个体而言,却蕴含着较高的风险和成本,会消耗大量的时间、精力与情绪资源[16],而在自恋领导情景下,这种资源的损失不会得到补充,反而会进一步加重。自恋领导具有傲慢、非理性等负面特质,缺乏道德感和同情心,很少与下属换位思考[17],忽视其信息反馈[18]。员工提出问题和建议很可能被自恋领导视为抱怨者或麻烦制造者,受到排挤,失去发展机会,尤其在涉及组织的核心问题时,更有可能挑战组织现状和领导权威,使员工损失更多的资源[19]。因此,可以推测,面对自恋领导这一外部威胁时,员工不会冒着资源损失的危险“发声”。反之,为了缓解自恋领导所带来的心理压力,员工会选择沉默等防御行为,有意保留与工作或组织相关的信息,避免损耗现有的时间、精力、发展机会等物质资源,并努力维持心理资源与人际关系资源。基于以上分析,本研究提出如下假设:
H2自恋领导对员工沉默行为具有正向影响。
根据前文所述,在面临自恋领导这一负面的压力源时,员工为了维护现有资源,会采取沉默行为。那么,沉默行为在自恋领导与工作绩效之间是否发挥了中介作用呢?以往研究表明,员工沉默是一种功能失调的行为,会减少组织承诺,削弱心理动机,导致职业倦怠,诱发员工离职倾向[20]。本研究认为,员工沉默会损耗员工拥有的心理资源,对工作绩效产生负面影响。首先,观点表达是员工获取对周围环境控制感的重要途径[15]。当员工认为自己的建议不会对现状改变有任何作用时,会选择沉默。因此,沉默行为会引发一种被忽视、缺乏控制以及认知失调的心理脱离状态,导致员工身心疲惫,消耗工作所需的心理资源,进而降低工作绩效。其次,员工沉默是一种抑制表达欲望的行为[21]。长期的压抑状态会消耗员工的认知、情绪和物质资源,分散工作精力,对工作绩效产生消极影响。
综上所述,自恋领导作为负面压力源,对员工的心理和物质资源构成了潜在或直接的威胁,员工在自恋领导的威胁下会采取沉默行为,保存现有资源。同时,沉默行为也会导致员工自身处于压抑、心理脱离和身心疲惫的状态,消耗工作所需的认知、情绪和物质资源,最终对工作绩效产生负面影响。基于以上分析,本研究提出如下假设:
H3沉默行为中介了自恋领导与工作绩效之间的关系。
根据情景领导理论,领导效能会因为下属的个体特征差异而权变[6]。Wang和Jiang[22]发现,面对破坏型领导,自恋的下属表现出更多反生产行为。本研究推测,面对自恋领导时,自恋的下属也会表现得更沉默。首先,自恋者以自我为中心,忽视他人与组织的利益[2,11]。下属的自恋水平越高,保护自我资源的意识也越强,冒险向自恋领导提出问题和建议的概率也就越低。其次,自恋者擅长印象管理,热衷与高社会地位者建立联系[10]。当意识到自恋领导不愿接受负面反馈时,自恋水平越高的下属越可能保持沉默,避免被领导认为意见相左。最后,自恋者拥有膨胀而又易损的自我观,需要获得外在的持续肯定,对威胁较为敏感[9]。当感知到自恋领导的压力和威胁时,下属的自恋水平越高,越倾向于保持沉默以获得领导的认可。基于以上分析,本研究提出如下假设:
H4下属的自恋人格正向调节自恋领导与沉默行为之间的关系,即下属自恋水平越高,自恋领导对沉默行为的正向作用越强。
根据上述假定,本研究进一步推论,沉默行为的中介作用受到自恋人格的调节。具体而言,与不自恋的下属相比,自恋的下属对外在威胁更敏感,资源保护意识更强,面对自恋领导时,对资源剥夺的感知更强,越倾向于保持沉默,进一步加速了工作绩效的下降。换言之,与不自恋的下属相比,自恋领导更容易通过影响自恋下属的沉默行为而对工作绩效产生破坏性效应。基于以上分析,本研究提出如下假设:
H5下属的自恋人格调节了沉默行为在自恋领导与工作绩效之间的中介作用,即下属自恋水平越高,沉默行为在自恋领导与工作绩效之间的中介作用越强;反之越弱。
通过以上论述,本研究提出自恋领导对员工工作绩效的影响机制模型,如图1所示。
图1 研究框架
本研究的数据来源于中国西南地区某大型电商公司,调查对象包括48位领导,200名员工,每位领导平均匹配4位员工。调查共分两次,在时间点1(2016年10月),员工对自身的自恋水平及其直属领导的领导风格进行评价;在时间点2(2017年1月),员工对自身的沉默行为进行评价,领导对员工的工作绩效进行评价。经过两次调查,最终回收领导问卷38份,员工问卷160份,剔除无效问卷后,得到有效领导问卷37份,员工问卷154份,形成154对上下级匹配数据,有效问卷回收率为77%。有效样本中,71.4%的领导为男性,平均年龄为33.3岁(SD=3.795),大专以下、大专、本科、研究生及以上学历占比分别为4%、29.1%、57.8%和9.1%。54.5%的员工为男性,平均年龄为28.5岁(SD=4.099),大专以下、大专、本科、研究生及以上学历占比分别为6.4%、38.4%、53.3%和1.9%。
为确保测量工具的效度及信度,本研究采用国际权威期刊发表的量表,所有变量均由被调查对象根据6点评分法评价,1表示“完全不同意”,6表示“完全同意”。
自恋领导:采用Hochwarter和Thompson[3]开发的量表,共6个条目,如“我的上司自视甚高”等,其α信度系数为0.890。沉默行为:采用Tangirala和Ramanujam[23]开发的量表,共5个条目,如“尽管我对工作有好的想法/建议,但我不会说出来”等,其α信度系数为0.730。自恋人格:采用Ames等[24]开发的量表,共16个条目,如“我知道我是优秀的,因为每个人都这么说”等,其α信度系数为0.880。工作绩效:采用Babin和Boles[25]开发的量表,共4个条目,如“该员工能比别人更高质量地完成工作”等,其α信度系数为0.899。
借鉴以往关于工作绩效的研究[26],本研究控制了可能对工作绩效产生影响的个体特征变量,即上下级的性别、年龄和学历。其中性别为虚拟变量(男性为“0”,女性为“1”),其余变量为连续变量。
本研究运用Mplus 7.0软件对主要研究变量(自恋领导、沉默行为、自恋人格和工作绩效)进行验证性因子分析,结果显示:在四因子模型、三因子模型、两因子模型与单因子模型之间的对比中,四因子模型拟合效果最好(χ2=658.370,df=428,χ2/df=1.538,CFI=0.900,TLI=0.883,RMSEA=0.041,SRMR=0.04),且所有测量题项的因子载荷系数都显著(p<0.001),说明四因子模型能够代表不同构念的测量结构,各构念具有较好的区分效度。
对变量进行描述性统计以及相关性分析,结果显示:各变量均值与标准差均在合理范围,自恋领导与下属工作绩效显著负相关(r=-0.191,p<0.01),自恋领导与员工沉默行为显著正相关(r=0.217,p<0.01),沉默行为与下属工作绩效显著负相关(r=-0.278,p<0.01),为论证研究假设提供了初步依据。
参考Muthén等[27〗提出的方法,本研究运用Mplus 7.0软件采取Bootstrap法对主效应、中介效应和调节效应进行检验。首先,控制了上下级性别、年龄、学历的影响之后,依次对自恋领导→下属工作绩效、自恋领导→沉默行为的路径进行回归;接下来,对沉默行为→下属工作绩效的路径进行回归;然后,引入沉默行为,检验其在自恋领导与下属工作绩效之间的中介效应;最后,将自恋领导与自恋人格这两个变量进行中心化,构造自恋领导与自恋人格交互项,检验自恋人格对自恋领导与沉默行为关系的调节作用。检验结果如表1所示,自恋领导对下属工作绩效具有显著的负向影响(β=-0.113,SE=0.059,p<0.05,95%的置信区间[-0.209,-0.012]),假设1成立。其次,自恋领导对沉默行为具有显著的正向影响(β=0.488,SE=0.100,p<0.001,95%的置信区间[0.322,0.658]),假设2成立。沉默行为对下属工作绩效具有显著的负向影响(β=-0.194,SE=0.075,p<0.01,95%的置信区间[-0.324,-0.092]),自恋领导通过沉默行为对下属工作绩效的间接效应显著(β=-0.095,SE=0.037,p<0.01,95%的置信区间[-0.174,-0.044]),表明沉默行为中介了自恋领导与下属工作绩效之间的关系,假设3成立。最后,自恋领导与自恋人格的交互项对沉默行为具有显著的正向影响(β=0.210,SE=0.105,p<0.05,95%的置信区间[0.009,0.369]),假设4成立。
表1 Bootstrap法检验结果
注:N=154;*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001。下同。
接下来,按照Hayes[28]的建议,使用Process插件程序,基于偏差校正的非参数百分位Bootstrap法,进一步检验下属自恋人格对自恋领导与沉默行为关系的调节作用。检验结果如表2所示,自恋人格正向调节了自恋领导与沉默行为之间的关系(β=0.193,SE=0.091,p<0.01,95%的置信区间[0.024,0.357])。为更加直观地表现该调节作用,本研究以调节变量(下属的自恋人格)的均值加减一个标准差作为分组标准,分别在高自恋水平和低自恋水平情况下,对自恋领导与沉默行为的关系进行描绘。由图2可知,在高自恋水平下,自恋领导对沉默行为的正向作用更强。
本研究选取自恋人格正负一个标准差进行简单斜率分析,以进一步解释自恋人格的调节作用。结果显示:当下属自恋水平较高时,自恋领导能够显著预测沉默行为(β=0.321,t=3.486,p<0.001),当下属自恋水平较低时,自恋领导对沉默行为的预测作用不显著(β=0.009,t=0.423,p>0.05)。考虑到选点法作简单斜率分析存在一定的局限性,本研究进一步采用Johnson-Neyman法进行简单斜率分析。结果显示,当自恋人格在[4.010, 6.000]取值时,简单斜率都显著不为0。这表明,高自恋水平下,自恋领导对员工沉默行为具有显著的正向影响,而在低自恋水平下,自恋领导对员工沉默行为的影响较弱甚至没有作用。假设4进一步成立。
表2 调节效应检验结果
最后,根据Preacher等[29]提出的方法,本研究运用Mplus 7.0软件采取Bootstrap法检验被调节的中介作用,结果如表3所示。高自恋水平下,沉默行为的中介作用显著(β=-0.104,SE=0.048,p<0.01,95%的置信区间[-0.202,-0.042]);低自恋水平下,沉默行为的中介作用不显著(β=0.001,SE=0.033,p>0.05,95%的置信区间[-0.053,0.058]);不同自恋水平下,沉默行为的中介作用存在显著差异(β=-0.105,SE=0.064,p<0.05,95%置信区间[-0.230,-0.021])。因此,沉默行为的中介作用受到自恋人格的调节,假设5成立。
本研究结合资源保存理论和情景领导理论,提出并检验了自恋领导影响下属工作绩效的理论模型。研究结果显示,自恋领导会引发下属的沉默行为,并且通过沉默行为的中介对下属的工作绩效产生破坏性影响。下属的自恋人格不仅强化了自恋领导对沉默行为的直接影响,还强化了沉默行为在自恋领导与工作绩效之间的中介作用。
本研究的理论创新点体现在三个方面:首先,拓展了员工沉默行为的前因变量。相关文献表明领导与上下级关系是沉默行为的重要预测因素[8,19],但是对究竟有哪些负面领导特质或行为会导致员工沉默缺乏实证研究。本研究基于资源保存理论,聚焦自恋领导的阴暗面,发现领导的自恋行为会构成一种负向压力源,导致员工为了维持现有资源而保持沉默。这一结论丰富了负面领导行为与员工消极行为之间关系的实证证据,同时也是在中国情景下对自恋领导破坏性影响的一次有益探索。
其次,发现了自恋领导对下属工作绩效产生破坏性影响的内在机制。以往研究从情感为中心的自愿工作模型[14]、社会认知理论[7]、社会学习理论[18]、社会交换理论[18]等多个角度去探讨自恋领导作用于员工反生产行为、组织公民行为、亲社会行为的路径。本研究基于资源保存理论的视角,首次揭示了沉默行为在自恋领导与工作绩效之间的中介作用。这一发现扩充了自恋领导影响下属工作绩效的路径研究,同时也为解释领导行为与下属工作绩效之间的深层作用机制提供了新的理论视角。
最后,验证了自恋领导通过沉默行为影响工作绩效的过程受到自恋人格的调节。张兰霞等[7]发现主动性人格削弱了自恋领导对组织公民行为的负向影响。但是,还没有研究以下属的自恋人格为情景变量,结合自恋领导、沉默行为和下属工作绩效进行探讨。本研究结合资源保存理论与情景领导理论,通过构建一个被调节的中介模型发现了下属自恋人格的调节作用,从理论上揭示了自恋作为领导行为与员工特质在职场的双重危害性,即当上下级都表现出较高的自恋水平时,员工更容易产生沉默等消极行为,进而导致更差的工作绩效。这一结论也响应了Zhang等[30]的呼吁,在开展领导-下属对偶层次的研究时,应该充分考虑上下级行为、特质、价值观等因素的一致性或差异性对结果变量的可能影响。此外,与以往单纯研究中介效应或调节效应相比,本研究所采用的方法能够更系统地分析下属的自恋人格和沉默行为的综合作用,为自恋领导作用发挥的权变机制和边界条件拓展提供了新的思路。
本研究的结论对于管理实践具有一定的意义。首先,针对自恋领导的破坏性影响,组织有必要建立与完善对于自恋领导的控制、监督和惩罚机制。其次,下属面对自恋领导时倾向于保持沉默,而沉默行为对组织和个人绩效有害。企业应该建立安全的申诉渠道,避免员工受到领导的恶意报复,以提高员工的建言行为。最后,由于自恋的员工在遭遇自恋领导时更倾向于保持沉默,导致个人绩效更差。因此,在团队和部门建设时,应考虑上下级的特质匹配,避免为自恋领导配置自恋的下属,以遏制其破坏性作用的扩散。
本研究主要存在以下有待改进之处:首先,采用纵向的研究设计,并在变量评价上采用不同的数据来源进行控制,从而有效地降低同源误差的影响。未来研究可考虑结合实验的方法,进一步提高研究效度。其次,以资源保存理论为基础构建理论框架,证实了自恋领导的破坏性影响效应,但是没有控制社会交换理论、社会学习理论等其他理论的影响。未来可控制相关理论的影响,进一步确定资源保存理论的解释力度。最后,沉默行为最早作为组织层次的构念[5],分为组织沉默和员工沉默。本研究关注的是个体层次上自恋领导通过沉默行为对下属工作绩效的影响。结合目前跨层次研究的趋势,未来研究可考虑自恋领导在组织层次上对沉默行为以及团队绩效的影响。
参考文献:
[1] 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(1): 138-158.
[2] 廖建桥,邵康华,田婷.自恋型领导的形成、作用及管理对策[J].管理评论,2016,28(6):131-139.
[3] Hochwarter W A, Thompson K W. Mirror, mirror on my boss’s wall: engaged enactment’s moderating role on the relationship between perceived narcissistic supervision and work outcomes[J]. Human Relations, 2012, 65(3): 335-366.
[4] Hobfoll S E. Conservation of resources: a new attempt at conceptualizing stress[J]. American Psychologist, 1989, 44(3): 513-524.
[5] Morrison E W, Milliken F J. Organizational silence: a barrier to change and development in a pluralistic world[J]. Academy of Management Review, 2000, 25(4): 706-725.
[6] Howell J P, Dorfman P W. Substitutes for leadership: test of a construct[J]. Academy of Management Journal, 1981, 24(4): 714-728.
[7] 张兰霞,张靓婷,裴亚寒.自恋型领导的双面特质对员工组织公民行为的作用机制——一个被调节的中介效应模型[J].技术经济,2017,36(3):68-78.
[8] 张端民.领导-成员交换与员工沉默行为:组织公平与传统性的作用[J].预测,2017,36(3):14-20.
[9] Campbell W K, Hoffman B J, Campbell S M, et al.. Narcissism in organizational contexts[J]. Human Resource Management Review, 2011, 21(4): 268-284.
[10] 黄攸立,李璐.组织中的自恋型领导研究述评[J].外国经济与管理,2014,36(7):24-33.
[11] Rosenthal S A, Pittinsky T L. Narcissistic leadership[J]. Leadership Quarterly, 2006, 17(6): 617- 633.
[12] Hansbrough T K, Jones G E. Inside the minds of narcissists: how narcissistic leaders’ cognitive processes contribute to abusive supervision[J]. Zeitschrift Für Psychologie, 2014, 222(4): 214-220.
[13] Rijsenbilt A, Commandeur H. Narcissus enters the courtroom: CEO narcissism and fraud[J]. Journal of Business Ethics, 2013, 117(2): 413- 429.
[14] Braun S, Aydin N, Frey D, et al.. Leader narcissism predicts malicious envy and supervisor-targeted counterproductive work behavior: evidence from field and experimental research[J]. Journal of Business Ethics, 2016, 99(1): 1-17.
[15] Dyne L V, Ang S, Botero I C. Conceptualizing employee silence and employee voice as multidimensional constructs[J]. Journal of Management Studies, 2003, 40(6): 1359-1392.
[16] 马贵梅,樊耘,门一,等.权威领导影响下属建言行为的双元心理机制[J].预测,2014,33(6):1-7.
[17] Hepper E G, Hart C M, Sedikides C. Moving narcissus: can narcissists be empathic[J]. Personality and Social Psychology Bulletin, 2014, 40(9): 1079-1091.
[18] Liu H, Chiang J T, Fehr R, et al.. How do leaders react when treated unfairly? Leader narcissism and self-interested behavior in response to unfair treatment[J]. Journal of Applied Psychology, 2017, 102(11): 1590-1599.
[19] 席猛,许勤,仲为国,等.辱虐管理对下属沉默行为的影响——一个跨层次多特征的调节模型[J].南开管理评论,2015,18(3):132-140.
[20] 王颖,刘莎莎.组织沉默对员工负向行为的影响及其作用机制[J].科研管理,2017,38(1):144-152.
[21] Ng T W, Feldman D C. Employee voice behavior: a meta-analytic test of the conservation of resources framework[J]. Journal of Organizational Behavior, 2012, 33(2): 216-234.
[22] Wang R, Jiang J. How narcissistic employees respond to abusive supervision: two roles of narcissism in decreasing perception and increasing deviance[J]. Psychological Reports, 2014, 115(2): 372-380.
[23] Tangirala S, Ramanujam R. Employee silence on critical work issues: the cross level effects of procedural justice climate[J]. Personnel Psychology, 2008, 61(1): 37- 68.
[24] Ames D R, Rose P, Anderson C P. The NPI-16 as a short measure of narcissism[J]. Journal of Research in Personality, 2006, 40(4): 440- 450.
[25] Babin B J, Boles J S. Employee behavior in a service environment: a model and test of potential differences between men and women[J]. Journal of Marketing, 1998, 62(2): 77-91.
[26] 龙立荣,易谋,张勇.交易型与关系型心理契约对员工任务绩效和关系绩效的影响——绩效薪酬和上级支持感的调节作用[J].预测,2015,34(1):8-14.
[27] Muthén L K, Muthén B O. Mplus user’s guide(version 7)[M]. Los Angeles, CA: Muthén & Muthén, 2013.
[28] Hayes A F. Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: a regression-based approach[J]. Journal of Educational Measurement, 2013, 51(3): 335-337.
[29] Preacher K J, Rucker D D, Hayes A F. Addressing moderated mediation hypotheses: theory, methods, and prescriptions[J]. Multivariate Behavioral Research, 2007, 42(1): 185-227.
[30] Zhang Z, Wang W, Shi J. Leader-follower congruence in proactive personality and work outcomes: the mediating role of LMX[J]. Academy of Management Journal, 2012, 55(1): 111-130.