領導排斥對員工建言行為的影響及作用機制

李澄鋒，田也壯

(1.哈爾濱工程大學研究生院，黑龍江 哈爾濱 150001；2.哈爾濱工業大學管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

領導排斥對員工建言行為的影響及作用機制

李澄鋒1,2，田也壯2

(1.哈爾濱工程大學研究生院，黑龍江 哈爾濱 150001；2.哈爾濱工業大學管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001)

本文旨在研究中國組織情境下領導排斥對員工建言行為的影響以及心理安全和組織自尊在該過程中的中介作用，并就價值觀變量員工傳統性的調節效應作了探討。對262份主管和員工匹配問卷進行層級回歸分析，結果表明，領導排斥對員工建言有顯著的負向影響，心理安全和組織自尊在其中起到部分中介作用；員工傳統性傾向越弱，領導排斥對員工建言的負向影響就越強。

領導排斥；員工建言；心理安全；組織自尊；員工傳統性

1 引言

人員結構的多元化和復雜化使得組織中人際沖突、暗中角力、排擠孤立等現象愈發普遍[1]。職場排斥是近年來受到西方學者較為關注的一個研究議題，Ferris等[1]將職場排斥界定為“在工作場所中員工知覺到的來自他人的排擠或忽視對待”。Ferris等[1]和Leung等[2]的研究表明職場排斥行為跨群體、跨文化、跨地域普遍存在于組織中。國外學者針對職場排斥的影響和后果開展了一系列研究，研究發現：職場排斥與員工的工作態度[3]、工作滿意度[1]、親社會行為[4]、組織公民行為[5]和工作績效[6]負相關，與員工的工作壓力[7]、情緒耗竭[7]、抑郁情緒[7]、知識隱藏行為[8]及反生產行為[9]正相關，研究結果證實職場排斥對員工的心理、工作態度和行為產生非常消極的影響。

然而，文獻梳理發現：(1)以往研究主要集中在國外。(2)研究大都圍繞“職場排斥”這個概念展開，并沒有嚴格區分具體的排斥源，籠統地將各種來源的排斥混雜在一起研究，忽視了不同來源的排斥所具有的不同特性以及對組織效能及員工行為所表現出來的差異性影響。一般而言，排斥源既可能是同事，也可能是領導，不同來源的排斥對員工態度和工作行為的影響是不同的[9]。(3)既有文獻尚未檢驗“來源于領導的排斥”對員工建言行為的影響，事實上，建言獻策已經成為事關組織生存與發展的重大問題。

那么，職場上來源于領導的排斥是否會對員工建言獻策有影響？影響如何產生？基于此，本文旨在探討中國組織情境下領導排斥與員工建言行為的關系，分析并檢驗組織自尊和心理安全的中介作用，以及員工傳統性的調節效應。

2 理論評述與假設提出

2.1 領導排斥與員工建言行為

領導排斥是一種來源于直接上司的職場排斥，綜合Ferris等[1]和Hitlan等[9]的觀點，我們將領導排斥定義為：“工作場所中員工知覺到的來自直接上司的排斥或忽視對待”。領導排斥具有以下特性：首先，它是一種主觀知覺，即員工感受到的領導排斥的多寡與其主觀評估緊密相關；其次，領導排斥是一種發生在上下屬之間的冷暴力，但是不包括直接的肢體接觸，更多的是一種沉默性的回避或忽視，因此具有較強的間接性和隱蔽性，不太容易被發現。最后，領導排斥具有隱晦性，即領導者既可能有意為之，也可能是無意識的，排斥后果取決于下屬的主觀感受[10]。

員工建言是指組織中員工對與工作相關的建設性想法、信息或意見的表達，它是一種以組織變革為導向并旨在改善組織效能的角色外行為[11]，包括以下幾層含義：首先，員工建言的方式是向領導或者上級提供建設性建議而不是簡單的抱怨或批評，所提供的信息既有可能是指出當前組織中存在的問題，也有可能是改進組織當前現狀或者解決問題的方案；其次，員工建言是一種關于組織內部知識、信息共享的角色外利組織行為，并非員工本職工作職責內要求；再次，員工建言的目的是改善或提升組織效能，是一種建設性的言論；最后，員工建言存在風險性，具有挑戰“現狀”或使上級“難堪”的特性，是員工權衡風險及收益后作出的行為[11]。員工建言是個體因素主導下對外界影響因素的反應和解釋[12]，其中，領導作為員工建言的主要指向對象，會對員工建言產生重要的影響[13]。

首先，本研究從領導-部屬交換理論(Leader Member Exchange theory，LMX)的視角來分析領導排斥與下屬建言的關系，該理論認為領導者會與不同的下屬在正式的權力系統中建立差異性的交換關系，依據交換關系質量的高低將下屬劃分為“內團體成員”和“外團體成員”兩種身份[14]。公平和互惠理論的觀點被廣泛用來解釋兩種不同質量的交換關系[15-16]。內團體成員與領導者建立一種高質量的交換關系，領導給下屬提供較多的信任、支持、授權、培訓和晉升等資源，為回報上司的信任和支持，下屬也往往會付出超過自己職責范圍的努力，例如通過增加角色外行為以尋求保持及增強這種平衡互惠的交換關系[15]。汪林等人[17]的研究證實了與高層領導高質量的交換關系和經理人“諫言”行為顯著正相關。Van等[18]的實證研究也證實了LMX對下屬建言具有正向影響。依此反推，領導排斥代表了低質量的LMX交換關系，下屬的需求和情感遭遇上級的冷落、忽視和拒絕，下屬被貼上“外團體成員”的標簽[9]?！巴鈭F體成員”身份也將獲得上級較少的信任和支持[14]。依據互惠原則，上司的不信任及不支持會降低員工的對組織的責任感和義務感并抑制建言行為，即使有改善工作的想法也不說出來，漠視組織存在的問題，用沉默來回報組織及其“代理人”，以此保持交換關系的平衡。

其次，本研究從領導納諫的角度來厘清領導排斥與員工建言的關系。以往文獻認為領導的態度和價值觀念是造成員工放棄建言保持沉默的重要原因[19-21]。一般來說，上司就是建言的對象，因此上司的行為在下屬建言過程中扮演極其重要的角色[22]。同時，上司擁有對下屬的獎懲權。這種決定下屬晉升機會、獎金分配、任務安排和績效考評的權力使得上司成為下屬是否做出某一行為至關重要的因素[23]。當上級對建言表現出興趣并愿意將之付諸實施的時候，下屬建言的動機和行為就會增強[22]。反之，如果上司有意或無意回避下屬，在工作中和下屬沒有互動，對下屬的提問不予理睬或借故推脫，等等，諸如此類的排斥行為無疑給下屬傳遞一個負面信息：下屬的建言是沒有價值的，即使下屬進諫，上司也不會感興趣并采納?？紤]到建言的風險性，下屬會抑制內心的想法，保持沉默以免惡化和上級的關系并遭致進一步的領導排斥。綜合以上分析，本研究提出如下假設：

假設1:領導排斥對員工建言具有顯著的負向影響。

2.2 心理安全的中介作用

心理安全感是一種信念，即人際關系中風險承擔是否安全，它可以使個體在組織中自由展現真實的自我，而不用擔心這種真實會影響到個人的地位、形象或者職業生涯[24]。鑒于上級在一定程度上掌控各種關鍵資源并決定下屬的前途，領導行為必然在下屬心理安全感的形成過程中起著至關重要的作用。Edmondson[25]也認為員工是否感知到心理安全很大程度上取決于領導行為對下屬的影響，領導行為是個體心理安全感的重要預測變量。因此有理由推斷，領導排斥給下屬傳遞了這樣一種信息，即下屬是不被重視的，領導對下屬并不信任甚至持有敵意，下屬即使做出有利于組織的正直的、誠實的行為也可能會帶有危險性，這種負面信息很大程度上會影響到個體心理安全感的形成。

建言行為經常涉及對現有組織流程或政策的批評和挑戰，尤其在中國傳統文化強調領導權威、人際和諧的組織情境中，成員對組織提出問題也往往被視為是破壞組織和諧甚至挑戰領導權威，因此個體在提出建議或發表觀點之前會經歷一個權衡的過程。其中，心理安全感是影響個體決策是否做出建言的至關重要的“熱認知”變量[25]。在建言行為的現有文獻中，學者普遍認為心理安全感是員工建言的前提條件，在滿足了該條件時，下屬建言的可能性較大[22,26-27]。Morrison等[19]研究發現員工不愿意就某個議題發表看法或觀點的最主要的原因之一就是擔心建言帶來的消極后果。只有當下屬持有較高的自由表達自己意見和觀點的安全信念時，他們才可能對建言報以積極的態度[27]。相反，當心理安全感較低時，由于擔心建言可能導致個人損失，下屬會盡量避免公開場合發表自己真實的意見和看法而選擇沉默[18]。綜合以上分析，本研究提出如下假設：

假設2：下屬的心理安全感在領導排斥與員工建言之間起中介作用。

2.3 組織自尊的中介作用

組織自尊是基于自尊理論引申和推導出來的[28-29]，指的是組織成員在所屬的組織中認為自己是重要的、有價值的、有能力的相信程度[30]。高組織自尊者通常相信“這里我說了算”[31]，低組織自尊者則認為自己是可有可無的，無足輕重的[31]。組織自尊在一定程度上來說屬于社會性建構[32]，即個體需要從與他人的人際互動來判斷自己在組織中價值和重要性。Pierce等[31]認為領導在組織自尊的形成過程中扮演重要角色。組織成員通過上司或者組織傳遞的信息來衡量自己在組織中是否重要或者有價值[31]。領導排斥作為一個負面的人際關系體驗，它影響了下屬組織自尊的形成[32]。被領導排擠的下屬無論在組織內部資源的獲取，還是與工作相關的信息掌控或者重要工作的授權方面，都將明顯少于“親信”員工，這無疑給下屬傳遞一個強烈的負面信號，即他們在組織中是不被重視的，沒有能力的，沒有價值的。另外，排斥經常和懲罰聯系起來，組織成員一旦被貼上被排斥的“標簽”，即意味著員工做錯了事情或者本質上是壞的，所以被領導排斥加以“懲罰”，員工會質疑自己的工作能力并喪失自信心。Aryee等[33]的研究也表明低質量的領導成員關系會降低下屬的組織自尊。

組織自尊對員工工作動機、態度以及行為表現有重要影響[28]。依據“自我一致性動機”[34]理論，高組織自尊者通常有著積極的自我認知，相信自己有能力并能夠通過更加有意義的方式來影響工作，為了與這種積極的自我認知保持一致，他們會選擇參與一些特定的活動來強化這種積極的認知。相反，對于低組織自尊者而言，由于對自己的思想、觀點和行為的正確與否充滿不確定與懷疑，通常需要從他人的肯定的態度和行為來尋求認同和支持，當面對他人疑問和反對的時候，他們做出行為的意愿將消逝殆盡[31]。具體到建言行為，循此邏輯，低自尊者往往對自己的想法和建議沒有足夠的信心，尤其在遭遇領導排斥的時候，擔心建言的觀點和建議并不能獲得被上級認同和采納，為了防止組織自尊的進一步損耗，會選擇抑制自己真實的想法沉默應對。綜合以上分析，我們提出如下假設：

假設3：組織自尊在領導排斥與員工建言之間起中介作用。

2.4 員工傳統性的調節作用

在中國的組織情境中研究領導行為，不容忽視中國人的文化價值取向。中國人受悠久文化的影響，傳統文化價值觀念根深蒂固。傳統性的概念最早源于70年代本土華人心理學家楊國樞等人的研究。楊國樞[35]將傳統性定義為中國傳統文化對人的要求下個體所具有的認知態度、思想觀念、價值取向、氣質特征與行為模式。楊國樞等人的實證研究表明傳統性涵蓋了五個維度：遵從權威、孝親敬祖、宿命自保、安分守成和男性優越[35]。楊國樞[35]認為個人舊有的傳統性心理和行為并不會因為社會的變遷而消失不見，而會與適應現代性的心理與行為并存，形成復雜的獨特的心理特征。以往研究表明員工傳統性是中國員工行為表現差異的一個重要調節變量[36-37]。Farh等[37]認為高傳統性與低傳統性員工態度與行為表現存在差異，其根本原因在于：高傳統性員工遵從傳統的社會角色義務(Social Role Obligation)，員工的態度和行為是由社會角色預先加以確定的；低傳統性的員工則遵從誘因—貢獻平衡(Inducement Contribution Balance)的原則，與領導進行平等的互惠交換。

持有不同傳統性價值觀的員工在面對相同的領導情境時會表現出不同的行為結果[36]。中國人傳統性體現在上下級關系中則表現為“上尊下卑”的角色關系與義務，如上級可以對下級施加影響而不受角色規范束縛，而下級則應該無條件的遵從、信任和服從[37]。高傳統性的員工在受到領導排斥時會表現出更強的耐受力，即使主管表現出種種冷漠的行為，下屬也會嚴格恪守“卑”的角色規范與義務，認為領導者就應該如此，下屬應該遵從和維護領導者的權威，而不會表現出認知失衡。低傳統性者傾向于與領導保持公平、平等的交換關系，通常是“領導怎么對待我，我就怎么對待領導”[37]。因此，高傳統性員工面對同樣的領導排斥會表現出更多的理解、包容以及更多的建言行為，而低傳統性員工則會報以沉默回敬之。綜合以上分析，本研究提出如下假設：

假設4：員工傳統性對領導排斥與員工建言行為之間的關系具有正向調節作用，即對于低傳統性員工而言，領導排斥與建言行為之間的負向關系更強。

本文的理論框架如圖1所示。

圖1 研究框架

3 研究方法

3.1 數據采集和調查程序

本研究的調查對象為北京、上海、廣州和黑龍江的22家服務型企業。為了避免同源方差(Common method bias)，本研究采取了領導與下屬配對取樣的方式進行數據采集。向下屬發放《下屬調查問卷》，問卷內容包括感受到的領導排斥、心理安全、組織自尊及傳統性等變量。向領導發放簽有其下屬姓名的《領導調查問卷》，讓領導評定該下屬的員工建言行為。剔除無效問卷后，最終形成262份主管-員工配對問卷。在262位下屬中，46.56%為男性，53.44%為女性；25.57%的下屬在20至30歲之間，53.43%的下屬在30至40歲之間，17.56%在50至60歲之間；24.43%學歷為本科，59.92%的下屬學歷為碩士；67.56%的下屬任職年限在72個月以上，平均任職年限為3.27(SD=1.37)。

3.2 變量測量

領導排斥的測量采用蔣獎等[38]在中國本土化情境下編制的量表，共10個題項，代表性題項如“上司會忽略我的存在”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示員工感覺到被上司排斥越嚴重。王榮等人的研究[7,8]已經驗證了該量表具有較好的信度和效度。量表的Cronbach α值為0.950。

心理安全的測量采用Edmondson[25]編制的量表，共5個題項，代表性的題項如“如果我在單位犯了錯誤，沒有人會指責我”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示員工在組織內的安全感越強。量表的Cronbach α值為0.746。

組織自尊的測量采用Pierce等[39]編制的量表,共10個題項，代表性的題項如“在工作單位中，我是受重視的人”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常

同意”，評分越高表示員工認為自己的工作勝任能力越強。量表的Cronbach α值為0.798。

員工建言的測量采用Liang Jian等[27]編制的量表，共11個題項，代表性的題項如“該員工積極地提出了會使工作單位受益的新項目方案”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示領導認為該員工建言積極性越高。量表的Cronbach α值為0.903。

傳統性的測量采用Farh等[37]編制的量表,共5個題項，代表性的題項如“當人們發生爭論時，他們應該請最有資歷的前輩來判斷對錯”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示員工的思維習慣越傳統。量表的Cronbach α值為0.792。

控制變量方面，以往關于建言行為的研究文獻中，把員工的人口特征變量如年齡、性別、教育程度以及工作年資通常作為重要的控制變量[40]。由此，本研究將沿用此做法，將以上變量作為控制變量處理。

4 數據分析結果

4.1 驗證性因子分析

為了檢驗變量之間的區分度，按照Kelloway[41]的方法，將單因子變量心理安全、組織自尊、領導排斥和傳統性的題項都隨機分成3個部分，每個部分都看作一個因子，然后將建言行為、心理安全、組織自尊、領導排斥和傳統性5個變量的各因子作為顯示條目，采用AMOS17.0進行驗證性因子分析。本文根據溫忠麟等[42]和Steiger[43]的研究，采用χ2/df，CFI, GFI, TLI,NNFI 和 RMSEA 6個擬合指標來判斷模型的擬合效果。研究比較了五因子模型、四因子模型、三因子模型、二因子模型和單因子模型。結果顯示(表1)五因子模型的數據擬合效果最好(χ2/df=2.00，RMSEA=0.06，CFI=0.97，GFI=0.95，TLI=0.93,NNFI=0.94),這就說明本研究的5個變量之間具備良好的區分效度。

表1 變量區分效度的驗證性因子分析結果

注：SO表示領導排斥；PS表示心理安全；OBSE表示組織自尊；CC表示員工傳統性；VB表示員工建言；+表示兩個因子合并為一個因子，N=262。

4.2 變量之間的相關性、均值及標準差分析

各變量的均值，標準差和相關系數如表2所示。從表2可以看出，自變量、因變量和中介變量之間都存在顯著的相關性，且在0.001的水平上相關。具體而言，領導排斥和心理安全呈顯著的負相關關系(r=-0.470，p<0.001)；領導排斥與組織自尊成顯著的負相關關系(r=-0.307，p<0.001)；領導排斥與建言行為之間呈顯著的負相關關系(r=-0.230，p<0.001)；心理安全和組織自尊之間呈顯著的正相關關系(r=0.284，p<0.001)；心理安全和建言行為之間呈顯著的正相關關系(r=0.418，p<0.001)；組織自尊和建言行為之間呈顯著的正相關關系(r=0.475，p<0.001)。

4.3 中介效應的回歸分析

本文采用SPSS17.0軟件，借鑒Baron等人[45]提出的方法驗證中介效應。下面分別驗證心理安全和組織自尊的中介效應，并檢驗其它變量之間的因果關系。在控制了年齡、性別、教育程度和工作年資的條件下，從表3模型1的回歸結果可見，領導排斥對心理安全具有顯著的負向影響(β= -0.434,p<0.001)；從模型3可見，領導排斥對建言行為具有顯著的負向影響(β=-0.222,p<0.001)，假設1得到支持和驗證。從模型4中介效應的回歸結果可見，當把領導排斥和心理安全都放進回歸方程時，中介變量心理安全的回歸系數顯著(β=-0.388,p<0.001)，領導排斥的回歸系數變小，但仍然顯著(β=-0.153,p<0.05),因此，假設2得到驗證，即心理安全在領導排斥與員工建言的關系中起到部分中介作用。

表2 變量的均值、標準差以及相關系數(N=262)

注：(1)表中性別、年齡、教育程度及工作年資均為員工樣本數據，下同。(2)*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001，下同。(3)在性別上，1表示男性，2表示女性；在年齡上，由小到大依次是：1表示20歲以下、2表示20-30歲、3表示31-40歲、4表示41-50歲、5表示51-60歲；在教育程度上，由低到高依次是：1.初中及以下、2.高中/中專、3.大學?？?、4.本科、5.碩士、6.博士；在工作年資方面，由小到大依次是：1表示12個月以下、2表示13-36個月、3表示37-72個月、4表示73個月以上。

表3 心理安全與組織自尊的中介效應層級回歸分析

注： *表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001(雙尾檢驗)

在控制了年齡、性別、教育程度和工作年資的條件下，從表3模型2的回歸結果可見，領導排斥對組織自尊具有顯著的負向影響(β= -0.213,p<0.001)；從模型3可見，領導排斥對建言行為具有顯著的負向影響(β= -0.222,p<0.001)。從模型5可以看出，當把領導排斥和組織自尊都放進回歸方程時，中介變量心理安全的回歸系數顯著(β= -0.437,p<0.001)領導排斥的回歸系數減小，但仍然顯著(β= -0.121,p<0.05)。因此，假設3得到驗證，即組織自尊在領導排斥與建言行為的關系中起到部分中介作用。

4.4 調節效應的回歸分析

本研究采用層級回歸進行調節效應的檢驗，根據Baron等[44]的程序，在控制了人口統計學變量之后，依次將自變量、調節變量和交互項進入方程，以預測結果變量。為了避免多元共線性，本研究根據Aiken等[45]的建議，將自變量和調節變量進行了中心化處理，再計算交互項。從表4模型4的回歸結果可見，領導排斥與員工傳統性的交互項回歸系數顯著(β= 0.210，p<0.01; △R2=0.029，p<0.01),可見員工傳統性在領導排斥與員工建言關系之間起到正向調節作用，假設4得到支持與驗證。

表4 員工傳統性的調節作用回歸分析

為了更清晰地判斷員工傳統性的調節效應，本研究根據Aiken等[45]的Split-plot 的分析方法繪制調節效應的作用示意圖，根據員工傳統性的均值加減一個標準差將樣本分為高低兩組，分別進行層級回歸分析。從圖2可見，對于低傳統性的員工而言，領導排斥與建言行為的負向影響關系更為顯著，假設4進一步得到支持與驗證。

圖2 員工傳統性調節領導排斥與建言行為關系的示意圖

5 結語

本文通過北京、上海、廣州和黑龍江的22家服務型企業的262對主管和員工配對數據，分析領導排斥對員工建言的影響。研究發現：(1)領導排斥在中國企業中普遍存在。本研究中領導排斥的均值為2.17，與Hitlan和Noel[9]在西方組織情境中的調查數據2.21相當。中國企業中領導排斥呈高發態勢的原因在于：領導排斥具有隱蔽性，不易被發現，由此成為領導者排擠和打壓“異己”下屬并實現政治意圖“較為安全”的工具。(2)中國組織情境下領導排斥對員工建言具有負向影響。為此，組織應充分認識到領導排斥的潛在的危害性，從制度和文化建設入手改善員工生存的人文環境，反對小圈子文化，建立有效的預防和懲罰領導排斥的監督機制。(3)領導排斥對員工建言行為的影響是通過心理安全和組織自尊的中介作用實現的。鑒于此，組織應該對那些確實遭受領導排斥的員工積極地實施員工援助計劃,幫助他們進行情緒管理和心理干預，提高心理安全感和組織自尊，消除其為組織建言的顧慮，進而提高他們為組織貢獻智慧和觀點的積極性。(4)員工傳統性越低，領導排斥對員工建言的負向影響就越強。由此，組織應該特別關注那些傳統性價值觀較低的員工，鼓勵員工主動向組織的更高層反映上司的排斥問題，并且對此類問題要確實的予以重視和解決。

本文采取領導與員工配對數據來分析領導排斥對員工建言的影響，較大程度上控制了同源方差的影響，使研究結論更加具有說服力。然而，仍然不可避免的存在局限性。(1)本文的樣本和數據采集都處于同一時間截點，在研究設計上仍屬于橫截面研究，這使得我們不能很嚴格地評估概念之間的因果關系。特別是領導排斥通過心理安全和組織自尊作用于員工建言行為的中介過程，鑒于領導排斥在表現形式上具有較強的間接性和隱蔽性，因此中介效應的顯現在邏輯上會需要一定的時間間隔。未來研究可以采用具有時間跨度的縱向追蹤數據來對因果關系進行更為嚴苛的檢證，以使概念之間的因果關系更具說服力。(2)研究樣本主要來源于國內經濟和文化相對發達的東部省份，在員工傳統性方面，忽視了東部地區與中西部地區存在差異性，未來研究可以采用西部數據對傳統性調節效應的穩健性進行檢驗。(3)樣本組織類型均為服務型企業，研究結論能否推廣到其它行業有待進一步驗證。未來研究應該收集更多行業證據，以此提高研究的外部效度，增強研究結論的穩健性。

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The Mechanism of How Supervisor Ostracism Impacts on EmployeeVoice Behavior

LI Cheng-feng1,2,TIAN Ye-zhuang2

(1.Graduate School,Harbin Engineering University,Harbin 150001,China;2.School of Manangement,Harbin Institute of Technology,Harbin 150001,China)

The major purpose of the study is to examine the impact of supervisor ostracism on employee voice behavior in Chinese organizational context. Furthermore,the mediating role of psychological safety and organizational based self-esteem, and the moderating effect of traditionality on the relationship between supervisor ostracism and employee voice behavior are explored. Hierarchical regression analyses on 262 matched samples of employees and supervisors dyads show that:(1)supervisor ostracism related negatively to employee voice behavior;(2) psychological safety and organizational based self-esteem partially mediates the relationship between supervisor ostracism and employee voice behavior;(3) traditionality moderate the relationship between supervisor ostracism and employee voice behavior such that supervisor ostracism has a stronger negative effect on voice behavior when traditionality of employee are low rather than high.

supervisor ostracism; employee voice behavior; psychological safety; organizational based self-esteem; traditionality

1003-207(2017)08-0175-09

10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2017.08.019

2015-12-07；

2016-10-14

國家自然科學基金資助項目(71372089,71372090)

李澄鋒(1981-)，男(漢族)，江西人，哈爾濱工程大學研究生院學位辦主任，哈爾濱工業大學博士，助理研究員，研究方向：職場排斥、破壞性領導，E-mail:lichengfeng@hrbeu.edu.cn.

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