累并快樂著：服務型領導的收益與代價——基于工作?家庭資源模型視角*

康勇軍 彭 堅

?

累并快樂著：服務型領導的收益與代價——基于工作?家庭資源模型視角

康勇軍彭 堅

(廣東財經(jīng)大學創(chuàng)業(yè)教育學院, 廣州 510320) (廣州大學工商管理學院, 廣州 510006)

服務型領導被以往大量研究證實能夠?qū)ο聦佼a(chǎn)生積極的影響效果。然而, 我們對服務型領導如何影響領導者自己還知之甚少。基于此, 文章根據(jù)工作?家庭資源模型, 探討了服務型領導的收益與代價。采用經(jīng)驗抽樣法, 對廣州市76名企業(yè)單位中的主管進行為期5天的日記研究, 并運用多層線性模型進行數(shù)據(jù)分析。結(jié)果表明：主管每日從事服務型領導行為既可以產(chǎn)生更多的積極情緒, 從而改善工作?家庭關系, 又可能會引發(fā)資源損耗, 從而惡化了工作?家庭關系。主管感知的組織支持是服務型領導行為雙刃劍效應的“門閥”, 當主管感知到高的組織支持時, 從事服務型領導行為會帶來更多的積極情緒, 而當主管感知到低的組織支持時, 從事服務型領導行為可能更容易增加資源損耗。以上結(jié)果能拓寬我們對服務型領導影響效果的認識, 并為如何干預服務型領導行為提供一些新的啟發(fā)。

服務型領導行為; 工作?家庭沖突; 工作?家庭促進; 組織支持; 工作?家庭資源模型

1 問題提出

“為人民服務”是中國政府的執(zhí)政理念, 正因如此, 服務型領導(servant leadership)一向被中國黨政機關倡導。在業(yè)界, 服務型領導也得到了不少知名公司的推崇(Hunter et al., 2013)。服務型領導是指一種超越個人私利的領導方式, 強調(diào)“服務下屬的愿望, 滿足下屬的需求”, 并對下屬、組織及其利益相關者的長期福祉負責(Greenleaf, 1977)。大量研究發(fā)現(xiàn)服務型領導正向影響下屬的積極態(tài)度、建言和工作績效(陳佩, 楊付, 石偉, 2016; 段錦云, 曾愷, 閻寒, 2017; Hu & Liden, 2011)。服務型領導不僅會在工作中服務、滿足下屬的愿望和需求, 還能為下屬生活提供一些資源或幫助, 從而有利于下屬履行家庭責任, 即服務型領導對下屬的工作?家庭關系具有重要影響。基于此, 新近研究發(fā)現(xiàn)服務型領導能幫助下屬獲得工作?家庭促進, 降低工作?家庭沖突(Tang, Kwan, Zhang, & Zhu, 2016; Wang, Kwan, & Zhou, 2016; Zhang, Kwan, Everett, & Jian, 2012)。

服務型領導行為是否會影響領導者自身的工作?家庭關系？調(diào)查表明, 99%的中國經(jīng)理人正在經(jīng)歷工作家庭失衡問題, 而且來自工作和家庭的壓力正在逐年呈上升趨勢(財富中文版, 2008, 2017)。鑒于領導者工作家庭問題的普遍性, 通過探討領導行為給領導者自身工作?家庭關系造成的結(jié)果, 能幫助組織更好地識別領導者的收益與代價, 為干預領導者的工作?家庭關系提供一些可參考的方法(Qin, Huang, Johnson, Hu, & Ju, in press)。從理論上講, “領導者如何對待下屬”不僅會影響下屬, 還會反過來作用于領導者自身的心理與行為(Bass & Riggio, 2006)。因此, 探索服務型領導行為對領導者工作?家庭關系的影響, 能兼顧理論與實踐兩方面的需要。

本文基于工作?家庭資源模型(Work-Home Resources Model, W-HR) (ten Brummelhuis & Bakker, 2012), 認為服務型領導行為對領導者的工作?家庭關系具有雙刃劍效應。W-HR模型認為, 在資源型經(jīng)歷中, 個體資源得到增益, 產(chǎn)生工作?家庭促進; 在要求型經(jīng)歷中, 個人資源將被損耗, 誘發(fā)工作?家庭沖突。根據(jù)理論關聯(lián)性與以往研究(Koopman, Lanaj, & Scott, 2016; Lanaj, Johnson, & Lee, 2016)的建議, 本文選擇積極情緒(positive emotion)來代表資源產(chǎn)生機制, 自我損耗(ego depletion)來代表資源損耗機制。此外, 倘若服務型領導行為對領導者自身具有雙刃劍效應, 那么服務型領導者究竟何時受益, 何時付出代價？W-HR模型提出, 在不同情境資源條件下, 個人行為所產(chǎn)生或消耗資源的程度存在差異, 進而對工作?家庭關系產(chǎn)生不同影響(ten Brummelhuis & Bakker, 2012)。因此, 本文擬引入組織支持這種情境資源, 考察其對服務型領導行為的資源產(chǎn)生、消耗機制的調(diào)節(jié)作用。在研究方法上, 本文擬采用經(jīng)驗抽樣設計, 來探究領導者每日展現(xiàn)的服務型領導行為能否通過每日的資源變化影響到工作?家庭關系, 這是因為新近研究開始認識到領導行為在個體內(nèi)(within-person)會發(fā)生變化(Lanaj et al., 2016; Lin, Ma, & Johnson, 2016), 即領導者在每個工作日所產(chǎn)生的服務領導行為可能存在程度上的差異, 產(chǎn)生波動性。

1.1 服務型領導行為的資源產(chǎn)生功能

服務型領導行為可以通過資源產(chǎn)生功能提升領導者的積極情緒。積極情緒是指一種愉悅的感受, 如快樂、滿意、自豪、興趣和感激等(Watson, Clark, & Tellegen, 1988)。充裕的資源是產(chǎn)生積極情緒的重要誘因, 而展現(xiàn)服務型領導行為恰好可以幫助領導者建立工作、關系和個人方面的資源(Bono, Glomb, Shen, Kim, & Koch, 2013; Weinstein & Ryan, 2010)。第一, 每日從事服務型領導行為能提高下屬福祉, 改善下屬績效, 這能增強領導者的勝任和成就感(Weinstein & Ryan, 2010), 從而體驗到更多的愉悅情緒; 第二, 服務型領導行為展現(xiàn)出服務、謙卑的態(tài)度, 能營造一種安全而友好的工作氛圍, 這使領導者在與下屬的日常互動過程中會更加順暢, 更少摩擦, 因而能體驗到積極情緒(van Dierendonck, 2011); 最后, 服務型領導行為是一種親社會活動, 能收獲同事或下屬的好評、贊賞和認可, 這些積極的反饋能令領導者感到振奮和滿足, 繼而產(chǎn)生積極情緒。

根據(jù)W-HR模型, 領導者在服務下屬后體驗到的積極情緒, 是一種重要的個人資源, 能產(chǎn)生積極的溢出效應, 緩和工作?家庭沖突(工作角色妨礙了個體履行家庭職責; Greenhaus & Beutell, 1985), 提升工作?家庭促進(個體在工作中的體驗能夠幫其更好地履行家庭職責; Greenhaus & Powell, 2006)。首先, 積極情緒是一種可以促進個體趨近目標的基礎性資源(Watson, Wiese, Vaidya, & Tellegen, 1999)。當領導者具有積極情緒時, 其會主動與家庭成員保持接近, 并建立友好互動關系, 產(chǎn)生工作?家庭促進; 而不會將工作中的不佳狀態(tài)帶入到生活領域, 降低工作?家庭沖突的可能性。其次, 積極情緒可以擴展個體的注意范圍(Fredrickson & Branigan, 2005)。對于積極情緒的領導者而言, 其更有可能注意到家庭成員的各種需求, 并能有意識地去履行家庭相關角色職責, 使工作中的積極體驗對家庭領域產(chǎn)生積極的溢出效應; 同時, 當領導者能注意到家人的需求時, 其并不會僅僅關注自己的工作和事業(yè)而忽略家人的需求, 繼而減少了工作?家庭沖突。最后, 積極情緒可以提高個體認知靈活性(郭小艷, 王振宏, 2007), 促進個體想出更多有利于解決問題的方法, 這不僅有助于個體成功應對家庭事務和問題, 還能幫助個體快速解決工作問題, 避免將工作問題帶入生活領域。綜上, 領導者從事服務型領導行為會增加積極情緒, 從而改善工作?家庭關系。

H1: 每日服務型領導行為增強每日積極情緒, 進而降低工作?家庭沖突(H1a), 提高工作?家庭促進(H1b)。

1.2 服務型領導行為的資源消耗功能

本文認為, 服務型領導行為會通過資源消耗機制使領導者付出代價。自我損耗是指個體經(jīng)過一段需要自我調(diào)節(jié)的活動之后, 心理資源被耗盡的狀態(tài)(Hagger, Wood, Stiff, & Chatzisarantis, 2010)。當個體主動進行諸如“控制想法”、“精力付出”和“復雜決策”等需要自我調(diào)節(jié)的活動時, 會導致心理資源的損耗(Lanaj, Johnson, & Wang, 2016); 而服務型領導者在與下屬互動過程中往往會涉及這些活動(van Dierendonck, 2011)。第一, 服務型領導要求領導者在他人利益與個人私利之間做出選擇, 并通過自我控制來克服自利傾向, 從而滿足服務型領導的角色規(guī)范; 在控制、克服“追求個人私利想法”的過程中, 領導者要消耗“自我調(diào)節(jié)資源” (Lin et al., 2016)。第二, 為激發(fā)下屬的潛能, 服務型領導者扮演了一個指導者角色(van Dierendonck, 2011)。“指導角色”要求領導者在下屬身上花費更多的時間和精力; 甚至還可能耽誤領導者個人的工作進展, 使得服務型領導者不得不用加班加點的方式來工作; 在這些情況下, 領導者容易出現(xiàn)身心資源損耗(Lin et al., 2016)。最后, 服務型領導者在決策過程中, 既要考慮組織內(nèi)部利益相關者(如員工、股東)的利益, 也需要顧及組織外部利益相關者(如客戶、社區(qū)和政府)的福祉(van Dierendonck, 2011)。要滿足這種復雜而困難的決策任務要求, 領導者需要消耗大量資源來進行信息加工, 從而加重領導者的資源損耗(Lin et al., 2016)。

當領導者從事服務領導行為產(chǎn)生自我損耗時, 領導者缺乏充足的資源來履行好家庭職責, 從而激發(fā)工作?家庭沖突, 降低工作?家庭促進。首先, 在自我損耗的情況下, 服務型領導者好比“泥菩薩過河, 自身難保”, 以至于缺乏足夠的時間和精力去陪伴家人、關注家人的需求, 更難提供家人足夠的社會情感支持(Lin et al., 2016), 容易引發(fā)工作?家庭沖突; 同時, 自我損耗的領導者在工作中感到筋疲力盡, 很難獲得良好的工作體驗, 領導者也較難體驗到工作對家庭生活的積極溢出效應(Greenhaus & Powell, 2006)。其次, 當服務型領導者因工作發(fā)生資源損耗時, 難免會把工作中的不良狀態(tài)帶入家庭領域, 容易對家庭造成人際傷害(Tang et al., 2016), 增加工作?家庭沖突的可能性; 此外, 在自我損耗狀態(tài)下, 服務型領導者帶入家庭領域的良好狀態(tài)更少, 會降低其參與家庭活動、履行家庭職責的意愿和動力(Greenhaus & Powell, 2006), 進而減少工作?家庭促進。綜上, 遵循W-HR模型的邏輯, 領導者扮演服務型領導行為這種角色會增加自我損耗, 進而影響領導者的工作?家庭關系。

H2: 每日服務型領導行為增加每日自我損耗, 進而誘發(fā)工作?家庭沖突(H2a), 降低工作?家庭促進(H2b)。

1.3 組織支持的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)W-HR模型, 本文認為組織支持這一情境資源, 既能增強服務型領導行為與積極情緒之間的關系, 也能減弱服務型領導行為與資源損耗之間的關系。組織支持是指組織重視成員的貢獻并關心他們的利益(Eisenberger, Huntington, Hutchison, & Sowa, 1986)。組織支持會影響主管的資源變化過程, 及其采取的資源管理策略(獲取資源還是避免損失) (Hobfoll, Freedy, Lane, & Geller, 1990)。具體地, 在高的組織支持下, 個體能從組織中獲得更多資源支持, 積聚豐富的個人資源; 此時, 他們更容易聚焦于資源獲取, 并追求獲取資源的機會(Halbesleben, Neveu, & Paustianunderdahl, 2014)。換言之, 主管會將“展現(xiàn)服務型領導行為”看作為獲取資源的機會, 通過從事有益于集體福祉的服務型領導行為, 來收獲更多的積極反饋, 并與各利益相關者建立起更多的關系資源; 這些積聚的資源能幫助主管實現(xiàn)高層次的社會需求(Lanaj et al., 2016), 繼而體驗到更多的積極情緒。此外, 高的組織支持為主管在服務下屬過程中提供資源補給, 由此減緩甚至避免了服務型領導行為導致的資源損耗。然而, 在低的組織支持下, 個體面臨著有限的資源, 容易陷入資源損耗的螺旋, 此時個體對資源損失更加敏感, 會盡量避免任何可能給資源帶來威脅的風險(Halbesleben et al., 2014)。據(jù)此, 在低的組織支持下, 從事服務型領導行為會讓主管認為是一種對資源的潛在威脅, 這會降低積極情緒, 放大資源損耗的知覺。

H3: 組織支持強化每日服務型領導行為與積極情緒之間的正向關系(H3a), 緩和服務型領導行為與自我損耗之間的正向關系(H3b)。

綜上，本文的理論模型見圖1。

圖1 服務型領導行為影響工作?家庭關系的雙路徑模型

注：工作?家庭沖突、工作?家庭促進概念化為每日工作?家庭關系指標, 服務型領導行為、積極情緒、自我損耗與工作?家庭關系假設為個體內(nèi)關系, 組織支持假設為跨層次的調(diào)節(jié)變量。

2 研究方法

2.1 樣本及程序

本研究樣本來自廣州地區(qū)8家服務行業(yè)中小企業(yè)中的部門主管。為減少共同方法偏差, 本研究采用上下級配對和經(jīng)驗抽樣問卷調(diào)查方法收集數(shù)據(jù)。在各合作單位人力資源部門的協(xié)助下, 招募主管及其上司進行調(diào)查。在問卷發(fā)放前, 本研究團隊先統(tǒng)計好自愿參加研究的主管名單并給他們編號。問卷調(diào)查分為一次性調(diào)查和每日調(diào)查兩部分。在日記調(diào)查的前一周, 給被試發(fā)放一次性調(diào)查問卷, 調(diào)查內(nèi)容包含組織支持和人口學信息。在接下來的5個工作日, 本文參考以往工作?家庭關系研究, 選取已婚的主管作為研究對象。依據(jù)Johnson, Derue和Ilgen (2007)的研究做法, 選擇了11:00、16:00和19:00~21:00三個時間點來進行每日的追蹤調(diào)查。在時間點1 (11:00), 主管填寫服務型領導行為問卷, 主管直接上司評價主管的變革型領導行為和道德型領導行為; 在時間點2 (16:00), 主管填寫積極/消極情緒和自我損耗問卷; 在時間點3 (19:00~21:00), 主管填寫工作?家庭沖突和工作?家庭促進問卷。對于完成5個工作日問卷調(diào)查的被試, 本研究會支付一定的報酬。在具體問卷發(fā)放方式上, 分為工作時間發(fā)放和晚上發(fā)放。(1)工作時間問卷發(fā)放：由每個調(diào)研點的研究者專門負責, 在合作單位研究助理的協(xié)助下, 每日按照上午11:00、下午16:00定時給被試發(fā)放問卷, 被試每次填完后將問卷封入信封由研究者或負責人當場回收, 研究者根據(jù)被試填答情況及時反饋酬勞。(2)晚上問卷發(fā)放：在每日下午下班前將晚上調(diào)查問卷(事先裝入信封)發(fā)放給被試, 告知被試在19:00~21:00期間作答。同時在上述時段, 研究者會再次發(fā)微信提醒被試按時作答, 并要求被試問卷填完后要用手機拍照向研究者反饋。研究者收到被試反饋后, 將提供及時酬勞, 從而保證被試能夠按時填答問卷。

在一次性調(diào)查階段, 本研究共發(fā)放一次性調(diào)查問卷100份, 收回問卷92份, 回收有效問卷88份。在每日調(diào)查階段, 本研究針對這88名主管及其上司發(fā)放每日調(diào)查問卷, 共回收405份。最后得到有效的76名主管及其上司的配對問卷380份。問卷有效回收率86.4%。樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示, 在主管中, 男性占60.7%, 平均年齡33.31歲(= 5.73年), 平均工作年限5.79年(= 4.80年), 在學歷方面, 多數(shù)主管具有研究生或本科學歷, 分別占28.4%、55.8%, 平均每周工作時間42.1小時(= 7.06小時), 在家庭方面, 家中有小孩需要照顧占73.3%。在上司中, 男性占69.5%, 平均年齡38.35歲(= 5.45年), 平均工作年限8.32年(= 4.91年), 在學歷方面, 以研究生和本科學歷為主, 分別占41.0%和59.0%。對完成第一次調(diào)研與每日調(diào)研的被試流失率進行檢驗發(fā)現(xiàn), 流失被試與保留被試在性別[= 0.44,;= 1.27,]、年齡 [= ?0.76,;= 0.74,]、工作年限 [= ?0.20,;= 1.25,]上不存在顯著差異。

2.2 測量工具

本研究對來自英文文獻的問卷采用了翻譯?回譯的程序, 所有問卷采用李克特5點計分, 從1到5表示“非常不同意”到“非常同意”。

2.2.1 每日(個體內(nèi))測量

服務型領導行為：采用Liden等(2015)的服務型領導行為量表, 包含7個條目, 例題如“今天, 我把下屬的利益放在我自己的利益之前”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.84。

積極情緒：采用Watson等(1988)的積極情緒量表, 包含5個條目, 例題如, 您現(xiàn)在的心情或感受是“興奮的”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.91。

自我損耗：采用Lanaj等(2016)研究中使用的自我損耗量表, 包含5個條目, 例題如“我現(xiàn)在感到筋疲力盡”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.94。

工作?家庭沖突/促進：采用Wayne, Musisca和Fleeson (2004)研究中使用的工作?家庭沖突、工作?家庭促進量表, 各包含4個條目, 工作?家庭沖突例題如“工作使我對家庭的投入減少了”, 工作?家庭促進例題如“做工作的事情能夠幫助我應對家庭問題”。本研究中, 上述量表的α系數(shù)分別為0.90和0.86。

2.2.2 個體間測量

組織支持：采用Lynch, Eisenberger和Armeli (1999)研究中使用的量表, 包含8個條目, 例題如“我的單位真的很關心我的個人福祉”。本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.89。

2.2.3 控制變量

以往研究發(fā)現(xiàn), 消極情緒、工作時間會影響工作?家庭關系(Ilies, Liu, Liu, & Zheng, 2017; Lin, Ilies, Pluut, & Pan, 2017; 馬紅宇, 申傳剛, 楊璟, 唐漢瑛, 謝菊蘭, 2014), 道德型領導行為會影響自我損耗(Lin et al., 2016), 變革型領導行為會影響個體的情緒狀態(tài)(Lanaj et al., 2016; 隋楊, 王輝, 岳旖旎, Luthans, 2012), 因此, 本研究將上述因素作為控制變量加以控制。消極情緒測量采用Watson等(1988)的5題量表, 例題如“您現(xiàn)在的心情或感受是苦惱的” (α = 0.91), 變革型領導行為測量采用Lanaj等(2016)研究中使用的Podsakoff, MacKenzie, Moorman和Fetter (1990)的4題量表, 例題如“今天, 該下屬向部門成員傳達一個理想的目標或愿景” (α = 0.91), 道德型領導行為測量采用Lin等(2016)研究中使用的8題量表, 例題如“今天, 該下屬樹立按照道德標準做事的榜樣” (α = 0.91), 工作時間的測量按每日工作的客觀時間來評價(以小時為單位)。

2.3 驗證性因素分析與區(qū)分效度

為檢驗本研究中的主要變量(即服務型領導行為、積極情緒、自我損耗、工作?家庭沖突、工作?家庭促進和組織支持)的測量是否具有結(jié)構(gòu)效度和區(qū)分效度, 本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型對上述變量進行驗證性因素分析。表1顯示, 六因素模型的擬合數(shù)據(jù)最為理想, 且明顯優(yōu)于其他幾個模型。這表明, 本研究中的各個變量測量具有區(qū)分度。

2.4 統(tǒng)計分析策略

本研究數(shù)據(jù)存在層次結(jié)構(gòu)(每位主管包含多天測量), 我們使用Mplus 7.0, 采用多層次路徑分析模型檢驗研究假設。該方法能夠從整體上驗證本研究提出的假設模型, 因為其可以同時包含多個回歸方程進行檢驗, 這樣能夠同時處理多個自變量與多個因變量之間的關系。根據(jù)Hofmann, Griffin和Gavin (2000)、Enders和Tofighi (2007)的意見, 所有層次1的預測變量均采用組均值中心化(group- mean centering), 這種中心化策略能夠排除預測變量個體間差異的影響, 因此保證分析結(jié)果反映的完全是個體內(nèi)差異的關系; 所有層次2的變量均采用總均值中心化(grand-mean centering)。最后, 本文使用Preacher, Zyphur和Zhang (2010)推薦的parametric bootstrap程序(20000次Monte Carlo復制), 估計效應值的95%水平下的偏差矯正置信區(qū)間以檢驗中介效應。

3 結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2列出了每個Level 1構(gòu)念在個體內(nèi)水平進行測量時的差異比例, 本研究中Level 1測量的構(gòu)念顯示出在每日水平具有一定差異, 其個體內(nèi)差異百分比在38%~64%之間。

由表3可知, 服務型領導行為與積極情緒(= 0.15,< 0.01)、自我損耗(= 0.29,< 0.01)呈顯著正相關; 積極情緒與工作?家庭沖突(= ?0.13,< 0.01)呈顯著負相關, 與工作?家庭促進(= 0.18,< 0.01)呈顯著正相關; 自我損耗與工作?家庭沖突(= 0.18,< 0.01)呈顯著正相關, 但與工作?家庭促進(= ?0.03,)負相關不顯著; 組織支持與服務型領導行為(= 0.47,< 0.01)、積極情緒(= 0.24,< 0.01)呈顯著正相關, 與自我損耗(= ?0.32,< 0.01)呈顯著負相關。

表1 驗證性因素分析結(jié)果

注：= 380。SL = 服務型領導行為; PA = 積極情緒; ED = 自我損耗; WFC = 工作?家庭沖突; WFF = 工作?家庭促進; OS = 組織支持。“+”表示兩個因素合并為一個因素。所有的Δχ在< 0.001顯著。

表2 每日測量構(gòu)念的個體內(nèi)差異百分比

注：個體內(nèi)差異百分比= e/(e+ r)。T1表示在時間點1的問卷測量, T2表示在時間點2的問卷測量, T3表示在時間點3的問卷測量。

3.2 假設檢驗

H1檢驗結(jié)果。如圖2顯示, 服務型領導行為正向預測積極情緒(= 0.10,< 0.05), 而積極情緒與工作?家庭沖突呈顯著負向關系(= ?0.14,< 0.05), 與工作?家庭促進呈顯著正相關(= 0.16,< 0.05)。進一步采用Preacher等(2010)推薦的parametric bootstrap程序(Monte Carlo復制= 20000次)來檢驗中介效應, 結(jié)果顯示, 服務型領導行為通過積極情緒影響工作?家庭沖突、工作?家庭促進的間接效應值分別為?0.014、0.016, 95%的置信區(qū)間分別為[?0.034, ?0.0006]、[0.001, 0.038], 均不包括0; 綜上, H1a和H1b都得到支持。

表3 研究變量間的相關及描述性統(tǒng)計

注：= 380,= 76。Level 1 變量的相關代表變量在個體內(nèi)水平的相關, Level 2變量的相關代表變量在個體間水平的相關。< 0.05,< 0.01。

圖2 模型路徑系數(shù)

注：出于簡潔清晰的原因，本研究只呈現(xiàn)了全模型的主要路徑系數(shù)(非標準化解)，控制變量(變革型領導行為、道德型領導行為、消極情緒、工作時間)到因變量的路徑系數(shù)顯著的有：工作時間與工作?家庭沖突(= 0.28)。< 0.05,< 0.001。圖中虛線表示路徑系數(shù)不顯著，實線表示路徑系數(shù)顯著。

H2檢驗結(jié)果。從圖2可知, 服務型領導行為正向預測自我損耗(= 0.16,< 0.05), 而自我損耗與工作?家庭沖突呈顯著正向關系(= 0.15,< 0.05), 但與工作?家庭促進 (= ?0.05,)負向關系不顯著。同樣采用parametric bootstrap程序(Monte Carlo復制=20000次)來檢驗中介效應, 結(jié)果顯示, 服務型領導行為通過自我損耗影響工作?家庭沖突的間接效應值為0.024, 95%的置信區(qū)間分別為[0.0004, 0.059], 不包括0; 但服務型領導行為通過自我損耗影響工作?家庭促進的間接效應值為[?0.008], 95%的置信區(qū)間為[?0.031, 0.009], 包括0。因此, H2a得到支持, H2b未獲得支持。

H3a檢驗結(jié)果。如圖2顯示, 本研究發(fā)現(xiàn), 組織支持顯著調(diào)節(jié)了服務型領導行為與積極情緒之間的關系(交互項系數(shù)= 0.06,< 0.05), 如交互作用圖3所示, 與低組織支持的個體相比, 高組織支持的個體的上述正向關系更強。簡單斜率檢驗顯示, 當個體的組織支持高時, 服務型領導行為對積極情緒的影響更強(= 0.17,= 2.53,< 0.05), 當個體的組織支持低時, 服務型領導行為對積極情緒的影響更弱(= 0.07,= 0.63,)。因此, H3a得到支持。

圖3 組織支持對服務型領導行為與積極情緒關系的調(diào)節(jié)效果

H3b檢驗結(jié)果。如圖2所示, 本研究發(fā)現(xiàn), 組織支持顯著調(diào)節(jié)了服務型領導行為與自我損耗之間的關系(交互項系數(shù)= ?0.17,< 0.001), 如交互作用圖4所示, 與低組織支持的個體相比, 高組織支持的個體的上述正向關系更弱。簡單斜率檢驗顯示, 當個體的組織支持高時, 服務型領導行為對自我損耗的影響更弱(= 0.14,= 0.61,), 當個體的組織支持低時, 服務型領導行為對自我損耗的影響更強(= 0.27,= 4.32,< 0.001)。因此, H3b得到支持。

圖4 組織支持對服務型領導行為與自我損耗關系的調(diào)節(jié)效果

3.3 補充分析

在上述段落, 本研究主要匯報了帶有控制變量的分析結(jié)果。依據(jù)Bernerth和Aguinis (2016)的建議, 為了增加研究中控制變量使用的透明性(transparency of control variable usage), 本研究在不加入任何控制變量的情況下對數(shù)據(jù)進行了重新分析。結(jié)果顯示, 服務型領導行為通過積極情緒負向影響工作?家庭沖突(間接效應值為?0.011, CI= [?0.031, ?0.0004])、正向影響工作?家庭促進(間接效應值為0.014, CI= [0.001, 0.032]), 服務型領導行為通過自我損耗正向影響工作?家庭沖突(間接效應值為0.021, CI= [0.0007, 0.049])、但并未顯著負向影響工作?家庭促進(間接效應值為?0.006, CI= [?0.030, 0.014]), 組織支持正向調(diào)節(jié)服務型領導行為與積極情緒間的關系(交互項系數(shù)= 0.06,< 0.05)、負向調(diào)節(jié)服務型領導行為與自我損耗間的關系(交互項系數(shù)= ?0.18,< 0.001), 這表明控制變量對本研究結(jié)果的干擾不明顯。

4 討論

鑒于以往研究主要關注服務型領導行為對下屬的影響機制, 而忽略了對領導者自己的影響(陳佩等, 2016; van Dierendonck, 2011), 本研究根據(jù)W-HR模型, 考察服務型領導行為如何通過資源產(chǎn)生機制(積極情緒)和資源消耗機制(自我損耗)影響領導者的工作?家庭關系, 以及情境特征(組織支持)對不同中介機制的調(diào)節(jié)作用。采用經(jīng)驗抽樣法揭示, 服務型領導行為不僅可以通過資源產(chǎn)生功能提升領導者的積極情緒, 還可以通過資源消耗功能加重領導者的資源損耗, 從而對工作?家庭關系產(chǎn)生雙刃劍效應。此外, 服務型領導行為與積極情緒、自我損耗之間的關系受到組織支持的調(diào)節(jié)。

4.1 理論意義

首先, 本研究采取領導者視角, 同時考察服務型領導行為對領導者自己的積極與消極影響, 有助于人們更加全面地認識服務型領導行為的“雙刃劍”效應, 推進了服務型領導行為的后果研究。雖然之前研究從行為接受者視角探討了服務型領導行為對下屬工作?家庭關系的作用(Zhang et al., 2012), 但這些研究忽略了服務型領導行為對領導者工作?家庭關系的影響。考慮到服務型領導行為對于組織的重要價值, 考察服務型領導行為如何影響他們自己的工作體驗是至關重要的, 因為服務型領導行為的收益與代價直接關系到服務行為的可持續(xù)性。為彌補這一不足, 本研究同時考察服務型領導行為的積極和消極結(jié)果。結(jié)果揭示, 服務型領導行為既會給領導者帶來積極結(jié)果(提高積極情緒), 也會給領導者帶來消極結(jié)果(增加資源損耗), 這支持了本研究提出的服務型領導行為具有“雙刃劍”效應的理論觀點。

其次, 本研究通過進一步揭示服務型領導行為如何對領導者的工作?家庭關系產(chǎn)生雙刃劍效應, 推進對服務型領導行為影響工作?家庭關系的作用機制的認識。本研究發(fā)現(xiàn), 服務型領導行為一方面會經(jīng)由積極情緒的資源產(chǎn)生機制對工作?家庭關系產(chǎn)生積極影響, 另一方面, 會經(jīng)由自我損耗的資源消耗機制對工作?家庭關系產(chǎn)生消極作用。上述結(jié)果與以往一些相關研究的結(jié)果相一致。例如, Lanaj等(2016)發(fā)現(xiàn), 每日展現(xiàn)變革型領導行為能夠促進領導者的積極情緒、減少消極情緒; 然而, 該研究卻并未考察領導行為的資源損耗機制。此外, Lin等(2016)發(fā)現(xiàn), 一些積極的領導行為(如道德型領導行為)會消耗領導者的心理資源, 產(chǎn)生資源損耗。遺憾的是, 上述研究從單一視角考察了領導行為對領導者資源的影響, 尚未從整合視角同時考察資源產(chǎn)生與損耗這兩種機制。本研究引入W-HR模型, 將資源產(chǎn)生與損耗這兩種機制同時納入理論框架, 在控制變革型領導和道德型領導行為的基礎上, 解釋了服務型領導行為既具有資源產(chǎn)生功能, 又存在資源損耗的一面。這不僅全面地闡釋了服務型領導者的資源變化過程, 而且是首次將W-HR模型與服務型領導理論相整合來揭示工作?家庭關系的動態(tài)形成機制。

第三, 本研究揭示了服務型領導行為產(chǎn)生代價或收益的權變條件, 即組織支持的調(diào)節(jié)作用。將情境變量整合進個體內(nèi)分析框架已成為當前管理學研究的一個重要趨勢(Qin et al., in press)。鑒于此, 本研究還考察了組織支持如何調(diào)節(jié)服務型領導者的收益與代價。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在高組織支持下, 服務型領導行為會增強其積極效應(提高積極情緒)的作用; 在低組織支持下, 服務型領導行為會增強其消極效應(增加資源損耗)的作用。這說明組織支持能夠強化服務型領導的收益, 降低其潛在的損失或代價。以往研究也普遍支持組織支持的資源補給功能。例如, 元分析發(fā)現(xiàn), 組織支持知覺可以滿足個體的社會情感需求、增加幫助預期和自我效能, 這些重要資源能提高積極情緒、工作滿意度、基于組織的自尊和工作?家庭平衡, 降低工作壓力、情緒枯竭和工作?家庭沖突(Kurtessis et al., 2017; Rhoades & Eisenberger, 2002)。此外, 組織支持的積極調(diào)節(jié)效應也得到廣泛支持(Rhoades & Eisenberger, 2002; ten Brummelhuis, & Bakker, 2012)。可見, 本研究的發(fā)現(xiàn)與以往觀點較為一致。

第四, 本研究既是對W-HR模型的應用, 也是對該模型的一種實證檢驗和推進。具體而言, 本研究發(fā)現(xiàn)工作領域體驗的資源增益能夠較穩(wěn)定地預測工作?家庭沖突和工作?家庭促進, 而工作領域體驗的資源損失僅能預測工作?家庭沖突, 但未顯著預測工作?家庭促進。這說明工作?家庭沖突和工作?家庭促進兩者具有一定的區(qū)分性(Powell & Greenhaus, 2006)。正因如此, 本研究推測導致上述結(jié)果的主要原因可能是, 工作領域中的資源對工作?家庭沖突與工作?家庭促進的影響可能存在差異。雖然工作中的資源損耗會增加個體履行家庭角色的壓力, 激發(fā)工作?家庭沖突, 但未必一定會影響到工作?家庭促進, 是因為工作?家庭促進除了受到工作中的資源損耗影響外, 可能還受到其他影響強度更大的資源的作用, 例如配偶情感支持(如, Lin et al., 2017)。新近的一項元分析對此提供了支持。Lapierre等(2018)發(fā)現(xiàn), 與工作領域的資源相比, 來自家庭領域的資源(如, 家庭社會支持)對工作?家庭促進的影響更大, 而且, 與情境引發(fā)的資源消耗相比, 情境導致的資源產(chǎn)生對工作?家庭促進的作用更強。同時也說明W-HR模型有必要具體區(qū)分工作?家庭關系的類型。

以往研究表明, 領導行為(包括服務型領導行為)和工作?家庭關系都具有內(nèi)在動態(tài)特點, 會每日產(chǎn)生波動(Ilies et al., 2017; Lanaj et al., 2016; Lin et al., 2016), 特別是, 這種每日動態(tài)變化的服務型領導行為會超越對下屬的影響, 對領導者的工作?家庭關系產(chǎn)生重要作用。然而, 以往研究忽略了對此問題的探討。為彌補這一不足, 本研究采取了經(jīng)驗取樣法, 探究了每日W-HR的變化及其在每日服務型領導行為與每日工作?家庭關系體驗中的作用。通過這項舉動, 本研究回應了ten Brummelhuis和Bakker (2012)的號召, 加強了我們對W-HR模型的內(nèi)在動態(tài)特性的認識。

4.2 實踐意義

服務型領導行為被視為一種有利于組織各利益相關者長期福祉的積極領導行為, 對組織發(fā)展和創(chuàng)新具有十分重要的價值。正因如此, 以往研究大力呼吁采用服務型領導行為來管理員工。但本研究表明, 服務型領導行為具有雙刃劍效應。主管從事服務型領導行為既會給主管自己帶來收益, 同時也會使他們?yōu)榇烁冻龃鷥r。因此, 在實踐中, 管理者如何通過設計和實施一些政策和措施來激發(fā)主管持續(xù)展現(xiàn)出服務型領導行為, 就要既能使主管體驗到工作?家庭促進, 又能降低其工作?家庭沖突。本研究結(jié)果對管理者具有以下幾方面的啟發(fā)。第一, 組織可以通過設計和實施一些政策來幫助主管平衡他們的工作與家庭生活, 例如, 實施能夠使主管靈活管理他們的工作日程的舉措, 提高主管對自己工作時間的控制(Williams, Berdahl, & Vandello, 2016), 這可以進一步提高主管對組織支持的知覺, 從而有助于減少主管從事服務型領導行為的消極結(jié)果, 增加主管從事服務型領導行為的積極體驗。第二, 組織可以實施主管培訓項目, 通過向主管清楚說明從事服務領導行為給個人帶來的收益(如提高積極情緒), 這可以激勵更多的主管表現(xiàn)服務領導行為(Lanaj et al., 2016)。鑒于從事服務型領導行為具有一定的負面效果, 組織需要采取一些措施來降低服務型領導的資源損耗情況。例如, 組織可以通過把服務領導行為納入績效評價范圍, 并給予經(jīng)濟獎勵, 幫助主管從踐行服務領導行為中獲得資源補充。與此同時, 組織可以在工作期間利用各種機會, 對主管從事服務型領導行為給予認可、表揚等精神上的獎勵, 使主管感受到從事服務型領導行為能夠得到組織的支持, 從而感受到價值感和意義(Rhoades & Eisenberger, 2002), 這可以迅速補充主管的心理資源(Lanaj et al., 2016), 由此減少或避免主管的資源損耗, 緩解服務型領導行為給他們自己帶來的不利。

4.3 研究不足與展望

本研究還存在一些不足。第一, 雖然本研究根據(jù)以往工作?家庭文獻, 選取工作?家庭沖突和工作?家庭促進作為服務型領導行為影響家庭領域的結(jié)果變量, 未來研究可以在本研究基礎上, 通過考慮家庭生活中的態(tài)度和行為指標來進一步擴展反映家庭生活的結(jié)果變量, 例如, 提供配偶情感支持、家庭生活滿意度等(Ilies et al., 2017; Lin et al., 2017)。第二, 雖然本研究采取日記法, 并在不同時間點讓主管評價自己的服務型領導行為、以及直接上司評價主管的道德型領導和變革型領導行為, 但這種方法仍然依賴自我報告, 故不能完全排除共同方法偏差的干擾, 建議未來研究可以嘗試主管評價自己的道德型領導和變革型領導行為、直接上司評價主管的服務型領導行為等測量方法, 并同時考慮日記法與實驗法相結(jié)合的研究設計(段錦云, 陳文平, 2012), 以更好地驗證服務領導行為與工作?家庭的關系。最后, 本研究雖然檢驗了組織支持這一情境資源條件對服務型領導行為與工作?家庭關系間的調(diào)節(jié)效應, 但也可能存在其他調(diào)節(jié)機制。例如, 以往研究發(fā)現(xiàn), 參與決策等情境資源可能會對工作家庭間的溢出效應產(chǎn)生權變影響(ten Brummelhuis & Bakker, 2012), 主動性人格等個人資源也能夠預測個體的工作特征及其相關的資源變化過程(Li, Fay, Frese, Harms, & Gao, 2014)。因此, 本研究鼓勵未來研究考察參與決策或主動性人格等情境、個人資源如何調(diào)節(jié)服務型領導行為的溢出效應。此外, 未來研究還可以探討其他一些具有服務特征的領導行為(如變革型領導或責任型領導)的收益和代價(杜玲毓, 孫建敏, 尹奎, 彭堅, 2017; 邢璐, 林鈺瑩, 何欣露, 彭堅, 2017)。

Bass, B. M., & Riggio, R. E. (2006).(2nded.). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum.

Bernerth, J. B., & Aguinis, H. (2016). A critical review and best-practice recommendations for control variable usage.(1), 229–283.

Bono, J. E., Glomb, T. M., Shen, W., Kim, E., & Koch, A. J. (2013). Building positive resources: Effects of positive events and positive reflection on work stress and health.(6), 1601–1627.

Chen, P., Yang, F., & Shi, W. (2016). Servant leadership: Concept, measurements, influencing factors, and consequences.(1), 143–157.

[陳佩, 楊付, 石偉. (2016). 公仆型領導: 概念、測量、影響因素與實施效果.(1), 143–157.]

Du, L. Y., Sun, J. M., Yin, K., & Peng, J. (2017). What makes leaders engage in transformational leadership behavior: A literature review of the antecedents of transformational leadership., (11), 87–97.

[杜玲毓, 孫健敏, 尹奎, 彭堅. (2017). 變革型領導從何而來？變革型領導的形成機理., (11), 87–97.]

Duan, J. Y., & Chen, W. P. (2012). Ambulatory-assessment based sampling method: Experience sampling method.(7), 1110–1120.

[段錦云, 陳文平. (2012). 基于動態(tài)評估的取樣法: 經(jīng)驗取樣法.(7), 1110–1120.]

Duan, J. Y., Zeng, K., & Yan, H. (2017). Dual mechanism of servant leadership affecting employee voice behavior.(3), 210–219.

[段錦云, 曾愷, 閻寒. (2017). 服務型領導影響員工建言的雙重機制研究.(3), 210–220.]

Eisenberger, R., Huntington, R., Hutchison, S., & Sowa, D. (1986). Perceived organizational support.(3), 500–507.

Enders, C. K., & Tofighi, D. (2007). Centering predictor variables in cross-sectional multilevel models: A new look at an old issue.(2), 121–138.

Fredrickson, B. L., & Branigan, C. (2005). Positive emotions broaden the scope of attention and thought-action repertoires.(3), 313–332.

Greenhaus, J. H., & Beutell, N. J. (1985). Sources of conflict between work and family roles.(1), 76–88.

Greenhaus, J. H., & Powell, G. N. (2006). When work and family are allies: A theory of work-family enrichment.(1), 72–92.

Greenleaf, R. K. (1977).. New York: Paulist Press.

Guo, X. Y., & Wang Z. H. (2007). Concept, function and meaning of positive emotion.(5), 810–815.

[郭小艷, 王振宏. (2007). 積極情緒的概念、功能與意義.(5), 810–815.]

Hagger, M. S., Wood, C., Stiff, C., & Chatzisarantis, N. L. D. (2010). Ego depletion and the strength model of self- control: A meta-analysis.(4), 495–525.

Halbesleben, J. R. B., Neveu, J. P., & Paustianunderdahl, S. C. (2014). Getting to the “COR”: Understanding the role of resources in conservation of resources theory.(5), 1334–1364.

Hobfoll, S. E., Freedy, J., Lane, C., & Geller, P. (1990). Conservation of social resources: Social support resource theory.(4), 465–478.

Hofmann, S. A., Griffin, M. A., & Gavin, M. B. (2000). The application of hierarchical linear modeling to organizational research. In K. Klein, & S. Kozlowski (Eds.),(pp. 75–170). San Francisco: Jossey-Bass.

Hu, J., & Liden, R. C. (2011). Antecedents of team potency and team effectiveness: An examination of goal and process clarity and servant leadership.(4), 851–862.

Hunter, E. M., Neubert, M. J., Perry, S. J., Witt, L. A., Penney, L. M., & Weinberger, E. (2013). Servant leaders inspire servant followers: Antecedents and outcomes for employees and the organization.(2), 316–331.

Ilies, R., Liu, X. Y., Liu, Y. K., & Zheng, X. M. (2017). Why do employees have better family lives when they are highly engaged at work?(6), 956–970.

Johnson, M. D., Derue, D. S., & Ilgen, D. R. (2007). When can employees have a family life? The effects of daily workload and affect on work-family conflict and social behaviors at home.(5), 1368–1379.

Koopman, J., Lanaj, K., & Scott, B. A. (2016). Integrating the bright and dark sides of OCB: A daily investigation of the benefits and costs of helping others.(2), 414–435.

Kurtessis, J. N., Eisenberger, R., Ford, M. T., Buffardi, L. C., Stewart, K. A., & Adis, C. S. (2017). Perceived organizational support: A meta-analytic evaluation of organizational support theory.(6), 1854–1884.

Lanaj, K., Johnson, R. E., & Lee, S. M. (2016). Benefits of transformational behaviors for leaders: A daily investigation of leader behaviors and need fulfillment.(2), 237–251.

Lanaj, K., Johnson, R. E., & Wang, M. (2016). When lending a hand depletes the will: The daily costs and benefits of helping.(8), 1097–1110.

Lapierre, L. M., Li, Y. H., Kwan, H. K., Greenhaus, J. H., Direnzo, M. S., & Shao, P. (2018). A meta-analysis of the antecedents of work-family enrichment.(4), 385–401.

Li, W. D., Fay, D., Frese, M., Harms, P. D., & Gao, X. Y. (2014). Reciprocal relationship between proactive personality and work characteristics: A latent change score approach.(5), 948–965.

Liden, R. C., Wayne, S. J., Meuser, J. D., Hu, J., Wu, J. F., & Liao, C. W. (2015). Servant leadership: Validation of a short form of the SL-28.(2), 254–269.

Lin, K. J., Ilies, R., Pluut, H., & Pan, S. Y. (2017). You are a helpful co-worker, but do you support your spouse? A resource-based work-family model of helping and support provision.(1), 45–58.

Lin, S. J., Ma, J., & Johnson, R. E. (2016). When ethical leader behavior breaks bad: How ethical leader behavior can turn abusive via ego depletion and moral licensing.(6), 815–830.

Lynch, P. D., Eisenberger, R., & Armeli, S. (1999). Perceived organizational support: Inferior versus superior performance by wary employees.(4), 467–483.

Ma, H. Y., Shen, C. G., Yang, J., Tang, H. Y., & Xie, J. L. (2014). Boundary flexibility and work-family conflict and enrichment: From person-environment fit perspective.(4), 540–551.

[馬紅宇, 申傳剛, 楊璟, 唐漢瑛, 謝菊蘭. (2014). 邊界彈性與工作?家庭沖突、增益的關系: 基于人?環(huán)境匹配的視角.(4), 540–551.]

Podsakoff, P. M., Mackenzie, S. B., Moorman, R. H., & Fetter, R. (1990). Transformational leader behaviors and their effects on followers’ trust in leader, satisfaction, and organizational citizenship behaviors.(2), 107–142.

Powell, G. N., & Greenhaus, J. H. (2006). Is the opposite of positive negative? Untangling the complex relationship between work-family enrichment and conflict.(7), 650–659.

Preacher, K. J., Zyphur, M. J., & Zhang, Z. (2010). A general multilevel SEM framework for assessing multilevel mediation.(3), 209–233.

Qin, X., Huang, M., Johnson, R., Hu, Q., & Ju, D. (in press). The short-lived benefits of abusive supervisory behavior for actors: An investigation of recovery and work engagement.. Doi: 10.5465/amj.2016.1325

Rhoades, L., & Eisenberger, R. (2002). Perceived organizational support: A review of the literature.(4), 698–714.

Sui, Y., Wang, H., Yue, Y. N., & Luthans, F. (2012). The effect of transformational leadership on follower performance and satisfaction: The mediating role of psychological capital and the moderating role of procedural justice.(9), 1217?1230.

[隋楊, 王輝, 岳旖旎, Luthans, F. (2012). 變革型領導對員工績效和滿意度的影響: 心理資本的中介作用及程序公平的調(diào)節(jié)作用.(9), 1217–1230.]

Tang, G., Kwan, H. K., Zhang, D., & Zhu, Z. (2016). Work-family effects of servant leadership: The roles of emotional exhaustion and personal learning.(2), 285–297.

ten Brummelhuis, L. L., & Bakker, A. B. (2012). A resource perspective on the work-home interface: The work-home resources model.(7), 545–556.

van Dierendonck, D. (2011). Servant leadership: A review and synthesis.(4), 1228–1261.

Wang, M., Kwan, H. K., & Zhou, A. (2016). Effects of servant leadership on work-family balance in China.(4), 387–407.

Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales.(6), 1063–1070.

Watson, D., Wiese, D., Vaidya, J., & Tellegen, A. (1999). The two general activation systems of affect: Structural findings, evolutionary considerations, and psychobiological evidence.(5), 820–838.

Wayne, J. H., Musisca, N., & Fleeson, W. (2004). Considering the role of personality in the work-family experience: Relationships of the big five to work-family conflict and facilitation.(1), 108– 130.

Weinstein, N., & Ryan, R. M. (2010). When helping helps: Autonomous motivation for prosocial behavior and its influence on well-being for the helper and recipient.(2), 222–244.

Williams, J. C., Berdahl, J. L., & Vandello, J. A. (2016). Beyond work-life “integration”.(1), 515–539.

Xing, L., Lin, Y. Y., He, X. L., & Peng, J. (2017). Cognition-driven or emotion-dirven: A two path-way model linking responsible leadership to employee green behavior., (1), 31–40.

[邢璐, 林鈺瑩, 何欣露, 彭堅. (2017). 理性與感性的較量: 責任型領導影響下屬綠色行為的雙路徑探討., (1), 31–40.]

Zhang, H., Kwan, H. K., Everett, A. M., & Jian, Z. (2012). Servant leadership, organizational identification, and work-to-family enrichment: The moderating role of work climate for sharing family concerns.(5), 747–767.

Benefits and costs of servant leadership behavior: A work-home resource model perspective

KANG Yongjun; PENG Jian

(School of Entrepreneurship Education, Guangdong University of Finance and Economics, Guangzhou 510320, China) (School of Management, Guangzhou University, Guangzhou 510006, China)

Servant leadership refers to a set of behaviors that serve the needs and interests of others that enhance the long-term well-being of subordinates and the stakeholders associated. Many studies have demonstrated that servant leadership has a positive impact on its recipients such as subordinates, teams, and organizations. However, few studies have explored the impact of servant leadership behavior on actors (leaders). This study draws from the work-home resources model, and adopts the actor perspective to identify the benefits and costs of engaging in servant leadership behavior. Specifically, we infer that, on one hand, servant leadership could contribute to resource generation (i.e., positive emotion) and then improve work-family interface; on the other hand, servant leadership may also lead to resource depletion (ego depletion) and therefore have negative effect on work-family interface. However, as a kind of situational resource, organizational support could enhance the resource generation process and buffer the resource depletion process of servant leadership.

To test the proposed theoretical model, we surveyed 76 supervisors and their managers in Chinese enterprises using experience sampling surveys. Approximately one week before the start of the daily surveys, we sent a questionnaire containing the measures of our between-level constructs (e.g., organizational support) to participants. During the daily survey, participants were sent three surveys each day while they were at work for 5 workdays. At time 1 (11:00 a.m.), supervisors completed measures of servant leadership behavior, and then managers completed the measures of transformational leadership behavior and ethical leadership behavior of each of their subordinates (supervisors). At time 2 (4:00 p.m.), supervisors completed the measures of negative/positive emotion and ego depletion. At time 3 (7:00~9:00 p.m.), supervisors completed the measures of work-home interface (work-home conflict, work-home facilitation).

The results from the multilevel linear model analysis showed that: (1) engaging in servant leadership behavior is not only positively related to positive emotion, but also positively related to perceptions of ego depletion during the day; (2) positive affect and ego depletion, in turn, mediate the effects of servant leadership behavior on daily work-home interface; and (3) organizational support influences the strength of the daily relationships between servant leadership behavior and its positive (positive emotion) and negative outcomes (ego depletion), that is, high organizational support strengthens the positive association between servant leadership behavior and positive emotion whereas low organizational support increases the detrimental effects of servant leadership behavior on ego depletion.

Our findings contribute to literature in several ways. First, through taking an actor-perspective, we have investigated both positive and negative effects of servant leadership behavior, which can help us understand the double-edged sword effects of servant leadership behavior more comprehensively. Second, by revealing the mediating role of positive emotion and ego depletion and the moderating role of organizational support, this study has helped increase our understanding of the underlying mechanism and boundary conditions of the relationship between servant leadership behavior and work-home interface. Finally, based on the work-home resources model, this study has clarified the dynamic process characterizing servant leadership behavior to work-home interface by using within-level research design, which should eventually enrich the application of work-home resources model in leadership literature.

servant leadership behavior; work-home conflict; work-home facilitation; organizational support; work-home resources model

10.3724/SP.J.1041.2019.00227

2018-01-22

* 廣東省哲學社會科學“十三五”規(guī)劃2017年度學科共建項目(GD17XGL18)資助。

彭堅, E-mail: pengjiannut@163.com

B849: C91