管理者自戀會導致員工沉默嗎：心理安全感與上下級關系的作用

王華強，丁志慧，劉文興

(1.長江大學管理學院，湖北 荊州 434023；2.中南財經政法大學公共管理學院，湖北 武漢 430073；3.中南財經政法大學工商管理學院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

今天，幾乎所有的企業都必須面對技術迅速變化、產品快速更新換代以及經濟全球化的復雜環境[1]。為了在激烈的競爭中取得優勢并更好地發展下去，企業需要員工積極參與組織決策[2]，尤其是一線員工，他們更了解企業的實際情況，他們的建議可以更好地幫助企業解決實際問題[3]，從而推動企業發展。然而，在組織中，面對管理者的錯誤決策及組織內部存在的諸多問題，員工往往以“言多必失”或“沉默是金”的觀念來面對，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[4]，這種行為被學者稱之為沉默行為，已成為組織中廣泛存在的一種現象[5]。

過去學者的實證研究已充分表明，員工沉默行為會給組織及員工本人帶來諸多負面效應[4]。事實上，作為下屬建言的對象，領導者掌握著組織的權力與資源，其行為方式對下屬的沉默行為會產生較為深刻的影響[6]，因此，學者們尤其關注領導因素對員工沉默帶來的影響。目前關于領導因素與員工沉默行為關系的探討，主要聚焦于辱虐管理[4][6]、倫理型領導[7]、真誠型領導[8]等領導風格對員工沉默行為的影響，還沒有研究探討過領導特質是否會影響員工的沉默行為。Brian J. Hoffman等(2013)研究表明，領導的人格特質對領導效能會產生顯著的影響[9]，尤其是領導的消極人格特質會深刻影響下屬的行為和心理。過去的研究表明，自戀會誘發領導的專制行為[10]和針對下屬的辱虐管理行為[11]，自戀的管理者具有強烈的利己主義，在組織中常常以自我為中心[12]，難以傾聽員工的意見，對員工的反饋尤其是負面反饋充滿敵意[13]，因此，我們推斷，管理者的自戀特質很可能會導致員工沉默行為的發生。

進化心理學理論指出，個體為了保護自己，面對威脅時會形成一定的心理防御機制，而在感知到安全時，個體的心理防御水平則會降低[14]。我們認為，自戀管理者的負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，管理者的自戀行為很可能會通過削弱員工的心理安全感而激發員工的沉默行為。此外，要揭示員工沉默行為的產生機制，必須把員工的行為放在組織的關系情境中來理解[15]，尤其是在中國組織情境下，上下級關系對員工的沉默行為會產生顯著影響[16]。因此，基于領導成員交換理論，我們選取上下級關系作為調節變量，以探討管理者自戀對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、文獻回顧與假設提出

(一)管理者自戀與員工沉默

近年來，關于組織中自戀問題的研究逐漸增多，人們對組織情境下自戀問題的興趣日益濃厚。關于自戀，最初的定義是1968年美國心理分析學會給出的，他們認為，自戀就是個體將興趣集中于自身的一種心理。而Campbell等學者的觀點更具體，他們認為自戀是一種相對穩定的個體差異，這種差異主要由自負、夸大及不切實際所構成[17]。在過去相關研究的基礎上，Rosenthal和Pittinsky(2006)提出了一種自戀型領導方式，他們認為如果管理者的行為是由極端自私的個人觀念和需求驅動，而非由其組織利益驅動時，這種領導方式就是自戀型領導。[12]Ouimet(2010)在文獻綜述的基礎上，提出自戀的領導風格包括五個維度:魅力、利己主義、欺騙動機、知識抑制和“黑暗人格”特質。[18]

人們越來越多地用自戀來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者稱為“毒性”領導方式[18]。在組織中，員工面對自戀的上級時更愿意選擇“知而不言”，我們認為，這與上級的行為方式及員工的認知方式有著密切的關系。首先，自戀的管理者為了達到自己的目的，常常欺騙、剝削或辱虐下屬，這些負面行為將破壞下屬對上級的信任[19]，因而員工對組織發生的事情傾向于沉默，不愿意向上級反饋意自己的意見。學者們的實證研究結果表明，破壞性領導方式會導致員工沉默[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，他們對負面反饋尤其敏感，常常對反饋者充滿敵意[13]，下屬的負面反饋被管理者認為是對其自我完整性的一種威脅[21]，因此，員工為了規避風險，會揣摩上級主管的行為及心理，當員工感知到上級的權力和控制偏好時，員工也會順從上級，從而表現出更多的沉默行為。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)的研究結論也證實了這一點，他們認為，自戀的管理者比較自負且認為下屬的建議沒有多大價值，因此很少采納下屬的建議[23]。依據期望理論，當員工預期估計上級主管已經決定了此類問題的方案，而自己的建議被采納的可能性微乎其微時，自然會選擇保留自己的觀點。綜合以上論述，本文提出以下假設。

H1：管理者自戀與員工沉默行為呈正相關關系。

(二)心理安全感的中介作用

心理安全感是個體可以展示和表現自我且不必考慮職業消極后果、自我形象或地位的感受，是員工與上級領導、同事長期的人際互動之后的一種感知，被認為是影響員工積極建言還是保持沉默的一個重要認知變量[24]。我們認為，自戀管理者的負面行為方式會降低員工的心理安全感。首先，具有自戀特質的管理者強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，為了體現自己的優越感，往往會通過貶低他人來維持其自尊[26]，因而其攻擊性行為會使員工會產生挫敗感，降低其自尊[27]，這必然會降低員工的心理安全感。其次，自戀的管理者是個利己主義者，雖然能與員工迅速建立關系，但往往形成的是膚淺且充滿功利性的互動關系，一旦員工不能為自己所用，自戀者隨時準備拋棄這種關系，不僅如此，自戀的管理者常常剝削和占有員工的勞動成果，使得員工會降低對上級的信任。[25]因此，自戀管理者的功利主義和侵占行為會降低員工的心理安全感。最后，自戀的管理者具有知識抑制行為[18]，對持不同意見及觀點的員工常常會采取批評和威脅措施[26]，因此，員工會擔心向自戀的上級建言不僅將破壞上下級關系，也會引發上級在工作上給予負面評價，因而員工容易產生不安全感。

在上下級的權力關系中，下屬是權力較小的一方，對上級權力存在著一定程度的依賴。上級可以決定部門中或團隊中資源的分配、下屬任務的分配以及對他們的評估結果。因此，員工擔心對自戀的上級建言會造成潛在的沖突，導致自己被貼上不好的“標簽”，甚至有可能受到責罰?；谶M化心理學理論，較低的心理安全感將會觸發個體的防御反射機制。因此，員工在個人利益面對威脅時(如擔心自戀的上級可能采取報復措施)，員工會提高心理防御水平，往往會采取沉默的方式來規避風險。[44]相反的情況是，一旦下屬認為向上級提建議是安全的，那么他們自然而然會降低自身的心理防御水平。因此，心理上的安全感讓他們愿意打破沉默，暢所欲言[28]。實證研究的結果也表明了高的心理安全感對員工沉默行為具有抑制作用[7]，而低的心理安全感則會將促進員工沉默行為的發生[24]?；谏鲜鲫U述，我們提出了以下假設:

H2：員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。管理者自戀會讓員工產生消極的心理安全感知，進而導致員工沉默行為的發生。

(三)上下級關系的調節作用

在中國組織情景中，人們把上下級“關系”理解為一種具有情感成分的特別關系，它可以幫助關系中的個體進行利益交換[29]，以實現個人目的。過去的研究表明，上下級關系會影響員工態度、行為和心理[16]，基于此，我們認為上下級關系在管理者自戀與員工心理安全感之間具有調節作用。領導-成員交換理論認為領導者和下屬之間通過一系列的互動、合作等活動發展成為不同質量的關系[30]。上下級之間情感和利益交換的頻度與深度決定了上下級之間感情的深厚性和相互利益連接的程度[31]。我們認為，如果上下級之間能進行積極的互動，形成良性的上下級關系，那么下級會對上級領導產生高度的信任，對領導的負面行為也會表示出較高程度的包容性，因此，良好的上下級關系會使員工降低對自戀管理者的負性行為的預期性焦慮，亦即高質量的上下級關系將有助于緩解因管理者自戀帶來的心理不安全感。相反，當上下級關系質量較差時，即領導與員工的互動較差且信任度較低時，糟糕的上下級關系會使員工增加對上級負性行為的預期性焦慮，因而會加重下屬的心理不安全感。由上述分析，本文提出如下假設:

H3：上下級關系負向調節管理者自戀與心理安全感知的關系。上下級關系質量越高，管理者自戀與員工心理安全感的負相關關系越弱；反之則越強。

三、研究設計

(一)研究對象

本研究采集的樣本主要來自青島、荊州的三家企業，其中高新技術企業、傳統制造企業、服務企業各一家，主要涉及制造業、IT及物流業。在調查開始之前，我們根據社會關系，聯系了調查企業的人力資源部門主管，確定了調研的時間和方式，通過委托人力資源部門主管進行問卷調查。

為了避免同源誤差問題，問卷采用兩階段方法發放，先后相隔2個月左右。調研時間為2017年4月4日到2017年6月5日。在第一時間點，采集被調查者的人口統計變量、控制變量(年齡、性別、工齡和所處組織層級)及自變量(管理者自戀)及上下級關系，共發放問卷500份，收回問卷405份，剔除回答題項缺失嚴重的問卷和隨意填答的問卷43份后，回收有效問卷362份。在第二時間點，采集心理安全感和員工沉默，共發放490份，收回問卷385份，剔除無效問卷后回收有效問卷343份，刪除第一、第二時間點不能配對的樣本，共得到295套兩階段有效數據，最終有效回收率為59.6%。本次調研樣本的結構特征如表1所示。

表1 樣本的結構特征

(二)研究工具

本次調研樣本要檢驗的關系中所涉及的變量包括自戀、上下級關系、心理安全感、員工沉默，除自戀外，均采用國內外學者充分使用的成熟量表。為了確保所測變量的題項具有較高的準確性和易讀性，我們采用標準的翻譯和回譯兩個步驟。本研究中所有量表均采用Liket五點評分方法(1表示非常不符合；5表示非常符合)進行評價。

1.管理者自戀。本研究采用Hochwarter和Thompson(2012)基于人格和領導學領域構念開發的自戀測量量表[32]，以下屬評價的方式反映感知到的管理者自戀。該量表共有6個測量題項，如“我的上級主管是一個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證，但目前為止還沒有學者運用該量表開展中國組織情景下的研究。因而要對該量表在中國組織情景下的信度、效度進行分析。首先，對量表中的六個題項進行探索性因子分析，該量表的KMO值為0. 801(大于0.7表示為良好)，這表明各題項之間存在共同因子。同時，Bartlett’s球形檢驗的χ2值為723.041，且為0.000顯著性水平，表明該量表可以進行因子分析。通過抽取特征根大于1的因子，結果顯示為1個因子，累計解釋總變異量為72.33%(大于50%)，各題項的因子載荷在0.662-0.913之間，表明各題項具有較高的聚合效度。其次，檢驗單因子的擬合效度，具體各項參數，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，以上參數說明該測量量表擬合較好。第三，該測量量表的Cronbachα內部一致性系數為0.809。由上述檢驗可知，該自戀測量量表在中國組織情景下同樣具有良好的信效度。

2.心理安全感。關于心理安全感的測量，本研究采用Detert和Burris于2007年編制的量表[33]，該量表的cronbach α系數為0.903。共有3個題項，如“在組織中說真話是安全的”。

3.上下級關系。我們采用了Chen等學者(2009)基于中國情境開發的上下級關系量表[31]。該量表由12個題項組成，如“我的上司總是和我分享對工作和生活的想法、意見和感情”，該量表的cronbach α系數為0.857。

4.員工沉默。員工沉默行為的測量采用Detert和Edmondson于2011年編制的量表[34]，共5個題項，如“我會保留改進無效工作的想法”，該量表的cronbach α系數為0.887。

5.控制變量。以往學者的研究結論揭示了員工的年齡、性別、工齡及所處層級對其沉默行為會產生一定程度的影響[35][36]，因此在本研究中對上述變量加以控制。

四、數據分析與結果

(一)同源方法偏差檢驗

根據以往學者的建議，本研究采用Harman的單因素檢驗方法檢驗同源方法偏差[37]。具體步驟為，第一步，把所有變量的題項組合在一起；第二步，對上述題項進行探索性因子分析，獲得的最大的因子(未旋轉的)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)，這一結果表明，采集的測量數據具有較好的穩定性，不會干預運行結果。

(二)驗證性因子分析

在本研究中，為了對涉及的所有變量進行驗證性因子分析，我們采用AMOS19.0軟件對采集的295套數據進行分析，最終的驗證性分析結果如表2所示，在所有構建的驗證模型中，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。四種模型擬合的結果見表2，最終支持四因子模型，即管理者自戀、上下級關系、心理安全感及員工沉默行為之間的區分效度良好。

表2 概念區分效度的驗證性因子分析結果

注：MN為管理者自戀，PS為心理安全感，SS為上下級關系，ES為員工沉默行為，+表示融合。

(三)描述性統計和相關分析

表3提供了研究中變量的均值、標準差和相關系數。從表3的數據可以得出，管理者自戀與員工沉默行為(r=0.27，p<0.01)顯著正相關。管理者自戀與心理安全感顯著負相關(r=-0.22，p<0.01)，心理安全感與員工沉默行為顯著負相關(r=-0.36，p<0.01)。這些變量之間的初步相關關系，為進一步驗證假設提供了基礎。

表3 各變量的描述性統計和相關系數

注：N=295 ，*表示p<0.05，** 表示p<0.01。

(四)心理安全感的中介效應檢驗

為了檢驗心理安全感的中介效應，我們根據Baron等人[38]的建議，分三步進行檢驗，檢驗結果見表4。首先，把年齡、性別、工齡及員工所處組織層級等變量控制后，管理者自戀對員工沉默行為的回歸模型M4的F值檢驗達到顯著水平(F=6.907，p<0.01)，模型對變異量的解釋力提高7.2%，管理者自戀對員工沉默行為有顯著正向影響(β=0.281，p<0.001)，H1得到驗證；其次，管理者自戀對員工心理安全感有顯著負向影響(β=-0.253，p<0.001)。第三，當把自變量(管理者自戀)和中介變量(心理安全感)帶入回歸方程之后，心理安全感對員工沉默行為的影響顯著(β=-0.332，p<0.001)，而管理者自戀對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系，H2部分得到支持。

表4 心理安全感的中介效應檢驗

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

根據溫忠麟等(2014)的建議[39]，本研究采用Preacher等[40]提出的Bootstrap中介效應檢驗方法進一步檢驗心理安全感的中介效應?；赟PSS軟件的PROCESS宏程序，我們采用Bootstrap方法進行5000次抽樣。結果表明，管理者自戀通過影響員工心理安全感而產生沉默行為的間接效應值為0.086(p<0.01)，95%置信區間為[0.03，0.11]，不包含零。因此，間接效應顯著，再一次驗證了假設H2。

(五)上下級關系的調節效應檢驗

根據Aiken和West的調節效應三步檢驗法[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等控制變量放入對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關系兩個變量的主效應，對心理安全感的解釋效應明顯增加(△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關系的交互項加入回歸方程，結果發現管理者自戀和上下級關系的交互效應對心理安全感有顯著影響(β=0.084，p<0.001)，對心理安全感的解釋效應明顯增加(△R2=0.031，p<0.01)，表明上下級關系顯著調節管理者自戀與心理安全感的關系，H3得到初步驗證。

表5 上下級關系的調節效應

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

為了更加清楚地說明上下級關系的調節作用，按照Aiken和West的建議[41]，選取了在管理者自戀和上下級關系的平均值以下和以上各一個標準差的四個基點(為了避免共線性的問題，對兩者均做了中心化的處理)，繪制了管理者自戀與上下級關系的交互作用關系圖 (見圖2)。從圖2中可以看出上下級關系的負向調節效應十分明顯，即當上下級關系得分較低時，管理者自戀與心理安全感之間的負相關關系十分顯著;當上下級關系得分較高時，管理者自戀與心理安全感之間的負相關關系減弱，H3得到進一步驗證。

圖2 上下級關系在管理者自戀與心理安全感間的調節效應

五、結論、意義及未來展望

(一)研究結論

1.管理者自戀為誘發員工沉默的領導因素。通過本研究的實證檢驗，驗證了管理者自戀與員工沉默之間的正相關關系，假設1得到支持，這表明管理者自戀顯著影響了員工沉默的發生。對于這一發現，我們認為，隨著管理者自戀逐漸成為組織中的一種普遍現象，自戀的管理者過分關注自我，迷戀權力，對下屬常常表現出敵意和攻擊行為，為了彰顯自我價值和優越感，對他人的意見通常采用批評或威脅的方式，以維護其脆弱的自尊。這些負面行為不僅會嚴重削弱上下級信任和相互關系，還會激發下屬的防備心理，從而導致員工沉默的產生。由此可以推論，管理者自戀是誘發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抑制行為[18]，對持不同意見的下屬會采取當眾批評和攻擊的行為[10]，容易形成固執僵化的組織氛圍，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員工沉默的影響機制。假設2描述了管理者自戀、心理安全感與員工沉默之間的關系。統計檢驗的結果支持了假設2，表明管理者自戀對員工沉默的影響部分通過心理安全感的中介作用來傳遞的。這表明管理者的自戀行為會增加員工的心理不安全感，從而導致員工沉默的產生。這與Miron-Spektor等學者的研究結論基本一致，他們認為，面對威脅時人們會觸發防御反射機制[14]，員工會為了保護自身利益而保持沉默。

3.上下級關系是管理者自戀影響員工心理安全感的“情景條件”。自戀管理者的領導效能受具體情景的影響[9]。假設3預測了上下級關系在管理者自戀與心理安全感的調節作用。結合調節效應圖(圖2)可見，上下級關系質量較高的員工能從上級主管處獲得較多的支持和信任，員工也會更加包容管理者的自戀行為，因而會降低管理者自戀帶來的心理不安全感；處于低質量上下級關系中的員工，獲得的上級支持和信任較低，因而會增加自戀管理者負面行為而形成的心理不安全感。這與Edmondson(1999)的研究結論一致，他們認為，良好的領導成員關系為員工創造了一種安全、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，使其更愿意真實地表達自己[42]。因此，不同質量的上下級關系會影響員工對管理者自戀行為產生的心理安全感知，進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員工沉默的影響，豐富了管理者自戀的結果變量研究。盡管西方學者對自戀的影響效應研究已經取得較大的進展，但更多的研究是關于個體自戀對自身的影響，但關于自戀對他人影響的研究仍然比較欠缺，尤其是管理者自戀對員工行為影響的研究。因此，本文可以使人們對管理者自戀帶來的職場效應認識更為全面深刻。其次，基于進化心理學理論，本研究證實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系提供了新的視角。在現有的關于領導與員工沉默關系的研究中，學者們主要是從互動公平[6]和領導信任[35]、組織自尊[27]等角度關注領導方式對員工沉默的影響，而本文從心理認知視角選取心理安全感為中介變量，并通過進化心理學理論來解釋員工沉默的形成過程，在一定程度上揭開了管理者自戀對員工沉默影響的“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，為變革時代提高員工對組織的歸屬感提供了有益的啟示。最后，通過本文的研究拓展了員工沉默產生的邊界條件。研究中國情境下的員工行為，需將個體行為放在“關系”中來理解，即討論領導與員工的“關系”情境對員工沉默行為的影響。然而，關于上下級關系是否會調節管理者自戀與心理安全感之間的關系，目前還沒有學者進行過探討。本文基于領導成員交換理論探討并驗證了上下級關系調節管理者自戀與心理安全感的關系，拓展了員工沉默產生的邊界條件。

本研究也有相應的實踐意義。Post(1993)指出組織中的任何一種負面行為都將威脅到組織的利益[43]。沉默行為對組織來說，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反饋，也將讓組織的競爭優勢在快速變化的環境中逐漸喪失。因此，在管理實踐中，關于如何抑制員工的沉默行為是一個重要的議題。首先，組織應該采取有效措施預防管理者自戀帶來的負面效應。一方面從源頭進行預防，如在選拔管理者時對候選人進行自戀人格測試，過度自戀的管理者對組織弊大于利，應不予以錄用；另一方面，把管理者的自戀關在“籠子”里，通過制度設計制確保個人利益不凌駕于集體利益之上，防止自戀的領導為了個人利益而損害集體利益。其次，管理者應避免自己的行為對員工產生消極影響，努力創造使員工感到心理安全的建言環境，因此，管理者應鼓勵下屬積極建言，對持不同意見的下屬為更包容，降低員工建言的負面預期，促進員工產生更多有利于組織的建言行為。最后，考慮到不同質量的上下級關系對管理者的領導效能會產生影響，因此，這提醒我們，管理者應積極加強與員工的互動，建立信任，通過高質量的上下級關系來提高領導效能。

(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，而不是隨機樣本，因此，樣本的代表性受到一定質疑。未來的研究可以從不同行業和不同地區選取樣本，對本文的研究結論進行進一步的檢驗。其次，關于自戀構念的結構維度和測量量表還沒有完全統一，不同的測量方式或許會存在一定的偏差，因此，本研究的測量結果是否完全準確，還需用其他的測量方式進行進一步的驗證。

未來的研究可嘗試從以下幾個方面進行：(1)關注管理者自戀對員工或組織產生的其他負面效應。目前關于管理者自戀影響效應的實證研究十分欠缺，員工沉默只是管理者自戀誘發的一種負面結果，是否會產生其他的負面效應也值得我們進一步探討。(2)探討管理者自戀與員工沉默之間的其他中介機制。本文探討了心理安全感的中介作用，經檢驗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制，未來的研究可以嘗試探討互動公平、領導信任等中介效應。(3)探討管理者自戀與員工沉默的其他邊界條件。本文探討了上下級關系的調節效應，事實上，傳統的價值觀和個體特質也可能會影響員工對領導行為的認知，因此，未來的研究可以把員工的傳統性、人格特質等作為調節變量進行研究。

參考文獻:

[1] 段錦云，張倩，黃彩云.建言角色認同及對員工建言行為的影響機制研究[J]. 南開管理評論， 2015， 18 (5) :65-74．

[2] 段錦云，黃彩云.變革型領導對員工建言的影響機制再探:自我決定的視角[J]. 南開管理評論，2014， 17 (4) :98-109．

[3] 梁建.道德領導與員工建言:一個調節-中介模型的構建與檢驗[J]. 心理學報，2014， 46 (2) :252-264．

[4] 席猛，許勤，仲為國，趙曙明.辱虐管理對下屬沉默行為的影響[J]. 南開管理評論， 2015，18 (3) :132-140．

[5] Tangirala S.，Ramanujam R. Employee Silence on Critical Work Issues: The Cross Level Effects of Procedural Justice Climate [J]. Personnel Psychology， 2010，61(1)，pp.37-68.

[6] Wang R.，Jiang J. How Abusive Supervisors Influence Employees’ Voice and Silence: The Effects of Interactional Justice and Organizational Attribution[J]. The Journal of Social Psychology， 2015，155(3)，pp.204-220．

[7] 李錫元，梁果，付珍.倫理型領導、組織公平和沉默行為傳統性的調節作用[J]. 武漢大學學報(哲學社會科學版)，2014，67 (1) :90-95．

[8] 呂逸婧，蘇勇.真誠型領導能否打破員工沉默？一個有調節的中介模型[J]. 心理科學，2015， 38 (5):1178-1186．

[9] Brian J. Hoffman， Sarah E. Strang， Karl W. Kuhnert， W. Keith Campbell， Colby L. Kennedy， & Alexander C. LoPilato. Leader Narcissism and Ethical Context: Effects on Ethical Leadership and Leader Effectiveness [J]. Journal of Leadership & Organizational Studies， 2013 ， 20 (1) ，pp.25-37．

[10] O’Boyle E. H.， Forsyth D. R.， Banks G. C.， McDaniel M. A.. A Meta-analysis of the Dark Triad and Work Behavior: A Social Exchange Perspective[J]. Journal of Applied Psychology， 2012，97(3)，pp. 557-579．

[11] Tepper， B. Consequences of Abusive Supervision[J]. Academy of Management Journal， 2000，42(2)，pp.178-190．

[12] Rosenthal S. A.，Pittinsky T. L. Narcissistic Leadership [J]. The Leadership Quarterly，2006，17 (6) ，pp.617-633．

[13] Martinez M. A.， Zeichner A.， Reidy D. E.， Miller J. D. Narcissism and Displaced Aggression: Effects of Positive， Negative， and Delayed Feedback[J]. Personality and Individual Differences， 2008， 44(1)，pp.140-149．

[14] Miron-Spektor E.， Efrat-Treister D.， Rafaeli A.， Schwarz-Cohen O. Others’ Anger Makes People Work Harder Not Smarter: The Effect of Observing Anger and Sarcasm on Creative and Analytic Thinking [J]. Journal of Applied Psychology，2011，96(5)，pp.1065-1075．

[15] 何友暉，彭泗清，趙志裕.世道人心:對中國人心理的探索[M]. 北京：北京大學出版社， 2007.141-142.

[16] 鄭曉濤，俞明傳，孫銳.LMX和合作勞動關系氛圍與員工沉默傾向的倒U型關系驗證[J]. 軟科學 ， 2017，31 (9) :88-92．

[17] Campbell W. K.， Brunell A. B.， Finkel E. J. Narcissism， Interpersonal Self-regulation， and Romantic Relationships: An Agency Model Approach[M]. Self and Relationships: Connecting Intrapersonal and Interpersonal Processes， 2006, pp. 57-83．

[18] Ouimet G.Dynamics of Narcissistic Leadership in Organizations∶Towards an Integrated Research Model [J]. Journal of Managerial Psychology ， 2010， 25 (7) ，pp.713-726．

[19] Benson M. J.，Hogan R.How Dark Side Leadership Personality Destroys Trust and Degrades Organisational Effectiveness[M]. e-Organisations & People，2008， 15(3)， p.10．

[20] 吳夢穎，彭正龍.破壞性領導對員工沉默的影響:角色困境與環境不確定性的作用分析[J]. 科學學與科學技術管理， 2017， 38 (7) :167-180．

[21] Horvath S.，Morf C. C.Narcissistic Defensiveness: Hypervigilance and Avoidance of Worthlessness [J]. Journal of Experimental Social Psychology， 2009 ， 45 (6) ，pp.1252-1258．

[22] Nevicka B.， Ten Velden F. S.， De Hoogh A. H.， Van Vianen A. E. Reality at Odds with Perceptions: Narcissistic Leaders and Group Performance[J]. Psychological Science，2011，22 (10)，pp.1259-1264．

[23] Kausel E. E.，Culbertson S. S.，Leiva P. I.，Slaughter J. E.，Jackson A. T. Too Arrogant for Their Own Good？ Why and When Narcissists Dismiss Advice [J]. Organizational Behavior & Human Decision Processes， 2015 ，(131)，pp.33-50．

[24] 吳維庫，王未，劉軍，吳隆增.辱虐管理、心理安全感知與員工建言[J]. 管理學報， 2012 ， 9 (1) :57-63．

[25] Chatterjee A.， Pollock T. Master of Puppets: How Narcissistic CEOs Construct Ther Professional Worlds[J]. Academy of Management Review， 2016， 42(4), pp. 703-725.

[26] Ouimet G. Dynamics of Narcissistic Leadership in Organizations [J]. Journal of Managerial Psychology ， 2013 ， 25 (7)，pp.713-726．

[27] 廖書迪，劉文興，廖建橋.自戀型領導對員工沉默行為的影響研究[J]. 工業工程與管理， 2016，21(6) :130-137．

[28] Liang J.，Farh C. I. C.，Farh J. L. Psychological Antecedents of Promotive and Prohibitive Voice: A Two-wave Examination [J]. Academy of Management Journal， 2012 ， 55 (1) ，pp.71-92．

[29] 邊燕杰.社會資本研究[J]. 學習與探索， 2006, (2) :39-40．

[30] Graen G.，Dansereau F.，Minami T. Dysfunctional Leadership Styles[J]. Organizational Behavior and Human Performance，1972,(2)，pp.216-236．

[31] Chen Y.，R. Friedman， E. Yu， W. Fanb and X. Lu. Supervisor-subordinate Guanxi: Developinb a Three-dimensional Model and Scale[J]. Management& Organization Review，2009， 5 (3)，pp.375-399．

[32] Wayne A. Hochwarter，Katina W. Thompson. 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)，pp.335-366．

[33] Detert J. R.，Burris E. R. Leadership Behavior and Employee Voice: Is the Door Really Open？ [J]. Academy of Management Journal, 2007， 50 (4)，pp.869-884．

[34] Detert J. R.， Edmondson A. C. Implicit Voice Theories: Taken-for-granted Rules of Self-censorship at Work [J]. Academy of Management Journal，2011，54(3)，pp.461-488.

[35] 李銳.辱虐式領導對員工沉默行為的作用機制[J]. 經濟管理， 2011,(10):79-86．

[36] Tangirala S.， Ramanujam R. Employee Silence on Critical Work Issues: The Cross Level Effects of Procedural Justice Climate [J]. Personnel Psychology， 2008， 61(1)，pp.37-68．

[37] 周浩，龍立榮.共同方法偏差的統計檢驗與控制方法[J]. 心理科學進展，2004，12(6):942-950．

[38] Baron R. M.，Kenny D. A. The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51(6)，pp.1173-1182．

[39] 溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析:方法和模型發展[J]. 心理科學進展， 2014 ， 22 (5) :731-745．

[40] Preacher K. J.，Rucker D. D.，Hayes A. F. Addressing Moderated Mediation Hypotheses∶Theory， Methods， and Prescriptions[J]. Multivariate Behavioral Research， 2007， 42(1)，pp.185-227．

[41] Aiken L. S.， West S. G. Multiple Regression: Testing and Interpreting Interactions.[J]. Evaluation Practice， 1994， 45(1),pp.119-120.

[42] Edmondson A. C. Psychological Safety and Teaming Behavior in Work Teams [J]. Administrative Science Quarterly， 1999，44(2)，pp.350-383．

[43] Post J. M. Current Concepts of the Narcissistic Personality∶Implications for Political Psychology [J]. Political Psychology ， 1993， 14(1)，pp.99-121

[44] 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)，pp.706-725.