研發主管辱虐管理總是抑制員工工作重塑嗎？
——一個被調節的雙路徑模型

侯昭華，宋合義，薛 賢，譚 樂

（1.西安交通大學管理學院，陜西西安 710049；2.西安交通大學過程控制與效率工程教育部重點實驗室，陜西西安 710049；3.陜西科技大學經濟與管理學院，陜西西安 710021；4.西北大學經濟管理學院，陜西西安 710127）

1 研究背景

2021 年5 月28 日，習近平主席在中國科學院、中國工程院兩院大會上強調，要著力實施人才強國戰略，充分激發廣大科技人員的積極性、主動性與創造性。然而，現實中科技人員的主動性與創造性經常受到各種因素制約。研發人員作為科技人員的典型，其一般效能感與自我實現需要更加強烈［1］，面對傳統工作設計難以針對個體特長與優勢的弊端，他們會根據自身動機、特長與愛好主動改進工作需求和資源而進行工作重塑（job crafting）［2］。工作重塑是員工追尋工作意義、提升自我價值與使命感的重要途徑［3］。

研究表明，工作重塑作為員工自下而上自主發起的工作再設計，能夠影響個體幸福感［4］，并對團隊績效產生積極影響［5］。但整體來說，國內對工作重塑的研究尚處于起步階段。現有對工作重塑的探討主要聚焦了工作重塑的影響后效、驅動工作重塑的心理特征，而對于工作重塑影響前因及作用機制的探討相對不足。工作重塑雖然由員工自主發起，但仍將受到工作情境的影響［2］。領導作為組織工作場所重要的情境因素，大多關注積極領導風格對員工工作重塑的促進作用，而對消極特質的辱虐管理如何影響工作重塑結論并不一致。同時，以往對辱虐管理的研究主要聚焦其對員工消極行為的誘發，以及對員工積極心理行為的負向抑制。基于中國文化情境的最新實證研究顯示，辱虐管理在特定條件下對員工工作投入具有正向激發作用［6］，并對績效產生一定的積極影響［7］。作為下屬的一種主觀知覺感受，不同個體對主管辱虐管理的解讀與敏感程度不同，可能產生更為復雜的認知、態度與行為［8］。鑒于實踐中研發人員的主動性與創造性總是受到諸多因素的抑制，工作重塑作為個體自發調整與改進工作的主動行為，研發主管辱虐管理僅是負向抑制其工作重塑，還是在具體邊界條件下能夠產生一定的積極效應？澄清這些問題有助于揭示研發主管辱虐管理影響員工工作重塑的內部機理，為高科技企業研發主管駕馭辱虐管理提供借鑒。

因此，基于工作重塑概念的最新發展，本研究將探明研發主管辱虐管理在何種情境下通過什么樣的途徑影響員工促進定向與防御定向工作重塑。情境調節焦點（regulatory focus）作為個體一種狀態型動機變量，易受即時情境激發，對領導影響下屬態度與行為的機理具有重要揭示作用［9］。根據Tepper［10］對辱虐管理內涵的界定，辱虐管理可被視為組織情境中的一種壓力源，而壓力能夠激發個體的情境調節焦點［11］。情境促進聚焦被激發的員工關注成長與收益，更傾向于尋求資源與挑戰型需求而進行促進定向工作重塑；防御聚焦被激發的員工關注風險與損失，更傾向保存資源與降低工作需求而進行防御定向工作重塑，這一視角能夠更為全面地探明研發主管辱虐管理影響員工促進/防御定向工作重塑的內部機理。同時，Lazarus［8］的研究表明，個體特質對解讀主管辱虐管理起著關鍵作用。核心自我評價（core self-evaluation,CSE）作為高階人格特質，是個體承受損失與抗壓能力的重要資源，CSE 較高的員工更易放大對辱虐管理的積極信息解讀，激發情境促進聚焦，增加促進定向工作重塑，CSE 較低的員工更易放大對辱虐管理的消極信息解讀，誘發情境防御聚焦，增加防御定向工作重塑［12］。因此，將核心自我評價納入模型有利于進一步理清研發主管辱虐管理差異化影響員工促進/防御定向工作重塑的邊界。

2 理論基礎與研究假設

2.1 工作重塑概念的最新發展與內涵界定

當今對工作重塑的研究主要基于Wrzesniewski等［3］的角色觀與Tims 等［13］的資源觀展開，但由于這兩大主流學派工作重塑核心觀點不一致，造成現有研究成果相對割裂［9］，因此，學者們不斷探尋整合兩種概念的理論視角與方法。Bruning 等［14］基于個體趨近-回避動機，首次提出了“趨近-回避型工作重塑”這一整合概念。隨后，Lichtenthaler 等［15］通過深入對比發現，角色觀和資源觀兩種觀點都認為工作重塑對員工的內部動機、健康與績效有益，然而Rudolph 等［16］和Mkikangas［17］的研究表明，降低阻礙性工作要求或縮減工作任務與員工的內部動機、健康不相關，與績效甚至負相關。為更科學地解釋這一現象，Lichtenthaler 等［15］基于調節焦點理論提出了促進定向工作重塑與防御定向工作重塑，并通過元分析驗證了促進/防御定向工作重塑能夠有效解決上述矛盾，但僅關注了促進/防御定向工作重塑的影響后效，未對其驅動前因與發生機制進行探討。根據該整合概念，促進定向工作重塑是獲取積極工作資源與結果的重塑行為，包括增加工作資源與挑戰性工作要求，擴展任務、關系與認知邊界；防御定向工作重塑是規避消極工作要求與結果的重塑行為，包括降低阻礙性工作要求，縮減任務與關系邊界。這一整合概念從內涵與維度上更為準確、科學地匹配了兩類工作重塑，基于此，本研究將辱虐管理作為前因探討其對員工促進/防御定向工作重塑的影響。

2.2 研發主管辱虐管理與促進/防御定向工作重塑的關系

根據Lichtenthaler 等［15］對工作重塑的最新界定，工作重塑作為員工自主發起的調整與改進工作的主動行為，其促進定向工作重塑包括增加工作資源（結構性資源、關系性資源）與挑戰性工作要求；防御定向工作重塑包括降低阻礙性工作要求。以往多數研究表明辱虐管理對個體主動行為產生負向影響，而最新研究亦證實，在特定條件下辱虐管理具有一定的積極效應［18］。由Tepper［10］對辱虐管理的定義“被下屬知覺到的領導所表現出的不友好言語與非言語行為，但不包括身體接觸”可知，上級辱虐管理是下屬的知覺感受，由于個體所擁有應對風險與壓力的資源不同，面對同等水平的辱虐，不同個體的解讀存在很大差異。Lee 等［19］、Tepper 等［20］分別從壓力源或侵略、攻擊視角進行探討，得出了不同的結論。Tepper［10］特別強調領導的辱虐管理可能是對工作要求較為苛刻，其原意并非要去傷害員工，并呼吁從多視角廣泛開展研究以比對與整合辱虐管理的正效應與負效應。在中國文化情境下，員工的權力距離較高［7］，主管辱虐管理更可能形成工作“零容忍”的壓力情境，因此，本研究將研發主管辱虐管理作為一種壓力源，探討其對研發人員促進/防御定向工作重塑的影響。

Tepper［10］指出辱虐管理在產生損害激發的同時，在某種程度上還具有績效促進的作用。將辱虐管理作為一種壓力源具有挑戰性壓力績效促進與阻礙性壓力損害激發的二元性［21］。促進定向工作重塑作為員工積極獲取工作資源與結果的擴展性重塑行為，研發主管辱虐管理的挑戰性壓力對促進定向工作重塑可能產生倒“U”型影響，即存在一個度。具體分析，主管辱虐管理水平過低，員工認為領導對工作懈怠、放任，此時缺乏改進工作的動力；當辱虐管理提升但不超過一個度時，適度的鞭策會給員工帶來挑戰性壓力，該壓力的克服將帶來收益與成長機會，進而提升員工積極尋求資源與增加挑戰需求的促進定向工作重塑［22］；當主管辱虐管理過高，超過員工資源能力上限會造成員工嚴重的資源耗竭感，抑制促進定向工作重塑。防御定向工作重塑作為員工規避消極工作要求與結果的縮減性重塑行為，研發主管辱虐管理的阻礙性壓力將會直接誘發員工的防御定向工作重塑。由于阻礙性壓力難以被克服，會給個體帶來不同程度的危害與損失，因此，主管辱虐管理提高了員工的不確定與挫折感，為保護自有資源不受損失，員工將進行降低工作要求與縮減工作任務的防御定向工作重塑［23］。綜上分析，提出如下假設：

H1a：研發主管辱虐管理對員工促進定向工作重塑具有倒“U”型影響。

H1b：研發主管辱虐管理對員工防御定向工作重塑具有正向影響。

2.3 情境調節焦點對研發主管辱虐管理與員工促進/防御定向工作重塑的中介作用

調節焦點理論由Higgins［24］提出，認為個體擁有促進聚焦與防御聚焦兩套自我調節系統。促進聚焦源自個體的趨利，來源于強烈的理想、成長需要與“獲得-無獲得”情境，對獎勵獲取行為正向調節，促使個體關注理想、個人成長與潛在收益，傾向以進取策略追求積極目標。防御聚焦源自個體的避害，來源于強烈的義務、安全需要與“無損失-損失”情境，對懲罰規避行為正向調節，促使個體關注工作安全、職責義務與潛在損失，傾向以規避策略避免消極結果［25］。調節焦點又被分為特質與情境兩種類型，特質調節聚焦是一種個性特征，不易受外界情境影響，情境調節聚焦受即時情境激發［24］。研發主管辱虐管理作為壓力情境將誘發員工的情境調節聚焦。

研發主管辱虐管理作為一種壓力源具有二元特性［21］，由于挑戰性壓力潛存著理想實現、個體成長與績效收益，將激發員工的情境促進聚焦。具體而言，面對主管辱虐管理的批評、指責，依據壓力認知交互模型，員工將結合工作要求與應對資源做出不同的認知判斷。當辱虐管理水平過低，員工認為領導放任不咎，便會敷衍工作，此時動機水平較低；當主管辱虐管理提高但不超過某個度時，員工將其評估為一種挑戰性壓力，由于該壓力潛存著未來的收益、成長與晉升，將喚起他們強烈的成長需要，激發其促進聚焦動機［26］；當主管辱虐管理超出某一可承受的度，員工便會產生嚴重的資源耗竭感，促進聚焦動機將急劇下降。研發主管辱虐管理的阻礙性壓力由于潛存著強制義務、損失，往往與工作不安全感、懲罰代價相關，將喚起他們強烈的安全需要，誘發員工的防御聚焦動機［27］。綜上分析，提出如下假設：

H2a：研發主管辱虐管理與員工情境促進聚焦間存在倒“U”型關系。

H2b：研發主管辱虐管理與員工情境防御聚焦間存在正相關關系。

研發主管辱虐管理激發員工情境促進聚焦后，促進聚焦的個體關注成長、發展與自我實現，傾向以進取策略達成目標，更可能進行促進定向工作重塑。首先，促進聚焦的個體擅長利用自身資源達成目標，學習新知識、新技能有助于提高對工作的掌控感，因此他們更加關注對結構性資源的重塑。其次，促進聚焦的個體傾向以進取策略達成目標，更可能增加關系性資源（包括支持與反饋），注重與領導建立高質量的交換關系，以便獲取資源支持與價值性信息反饋，同時注重與同事的信息交流和資源共享，不斷增加對關系性資源的重塑［28］。最后，促進聚焦的個體追求成長與理想實現，善于抓住工作中的學習、提升與發展機會，滿足自我成長需要，更可能增加挑戰性工作要求［29］。研發主管辱虐管理誘發員工情境防御聚焦后，防御聚焦的個體注重風險回避、責任義務，其行為更加謹慎保守，傾向以規避策略達成目標，更可能進行保存資源與降低工作要求的防御定向工作重塑［30］。首先，防御聚焦的個體是風險回避者，相較于嘗試新方法、新措施，更愿意維持常規與現狀，以預防工作差錯，保存現有資源不受損失。其次，由于阻礙性工作要求（不確定性、模糊性等）包含壓力與阻礙，將消耗員工大量認知與情感資源去應對，造成員工情緒耗竭，引發一系列消極結果，阻礙個體目標的實現，因此，防御聚焦被激發的員工將降低阻礙性工作要求，增加防御定向工作重塑。綜上分析，提出如下假設：

H3a：情境促進聚焦與促進定向工作重塑顯著正相關。

H3b：情境防御聚焦與防御定向工作重塑顯著正相關。

綜合H2a、H2b與H3a、H3b，研發主管辱虐管理將通過激發個體不同情境調節焦點對促進/防御定向工作重塑產生非線性/線性的差異化影響：挑戰性壓力通過激發員工成長需要，對情境促進聚焦產生倒“U”型激發，進而在一定程度上對促進定向工作重塑產生倒“U”型影響；阻礙性壓力通過誘發員工安全需要，對情境防御聚焦正向誘發，進而對防御定向工作重塑產生正向影響。綜上所述，提出如下假設：

H4a：情境促進聚焦中介研發主管辱虐管理與員工促進定向工作重塑間倒“U”型關系。

H4b：情境防御聚焦中介研發主管辱虐管理與員工防御定向工作重塑間正相關關系。

2.4 核心自我評價的調節作用

核心自我評價是由Judge［12］整合控制點、自尊、神經質與一般自我效能4 種人格特質而成，是個體對自身能力與價值的最基本判斷，是更為廣泛、隱性、高階的人格特征。CSE 較高的個體，能夠正面、積極評價自己，面對挫折與失敗表現開放、樂觀與韌性，傾向采取問題解決策略趨近積極目標，具有良好的專注力與抗壓能力［31］。相反，CSE 較低的個體，心理資源相對匱乏，對自身的評價較為負面、消極，面對挫折與失敗表現悲觀與回避，傾向采取情緒導向策略規避消極結果，容易夸大壓力的消極面而悲觀退縮［32］。研究表明CSE 正向預測員工主動行為，并對領導影響下屬態度與行為的效應產生邊界作用［33］。

資源保存理論認為個體擁有的資源越充足，在面對壓力與風險時越不易產生資源損失感，越有能力獲得更多資源［23］，因此核心自我評價作為高階人格特質是一種重要的個體資源。壓力認知交互理論表明，不同人格特質的員工對相同的壓力源會產生積極或消極評價［8］。因此，CSE 高低差異將對研發主管辱虐管理影響員工促進/防御定向工作重塑產生權變作用［34］。具體而言，CSE 較高的員工，應對壓力的個體資源更加充足，面對適度辱虐管理能夠保持樂觀、自信與韌性，將其視為挑戰性壓力，進而積極獲取資源，增加促進定向工作重塑；當主管辱虐管理超過一定的度，員工自身資源無法應對，則會抑制其促進定向工作重塑。CSE 較低的員工，更傾向采取保守措施以避免風險與損失，此時辱虐管理與促進定向工作重塑間不存在轉折點，表現為直接的負相關。綜上分析，提出如下假設：

H5a：CSE 調節研發主管辱虐管理與員工促進定向工作重塑間倒“U”型關系。

CSE 將調節研發主管辱虐管理與員工防御定向工作重塑間正相關關系［34］。CSE 較高的員工，具有較強的資源調節能力，對控制工作目標的積極預期較高，能夠緩解辱虐管理阻礙性壓力對個體造成的資源剝奪感，抑制員工縮減工作任務的防御定向工作重塑。相反，CSE 較低的員工，其應對研發主管辱虐管理壓力的資源不足，容易遭受資源損失的威脅，放大對辱虐管理的消極解讀與歸因，更易評估為阻礙性壓力，進而增加縮減工作任務與阻礙性要求的防御定向工作重塑。據上分析，提出如下假設：

H5b：CSE 調節研發主管辱虐管理與員工防御定向工作重塑間正相關關系。

CSE 將調節研發主管辱虐管理對員工情境促進聚焦的激發。CSE 較高的員工，擁有的心理資源充足（高自我效能、高控制感、樂觀等），克服適度辱虐管理挑戰性壓力的自我效能與控制感高，更加關注辱虐管理背后潛存的機會、成長與收益等積極因素，對其促進聚焦的激發作用將被增強；當辱虐管理超過員工所能承受的資源臨界值，則會導致其促進聚焦的急劇下降。因此，對于CSE 較高的員工，研發主管辱虐管理與情境促進聚焦間的倒“U”型關系更顯著。相反，CSE 較低的員工，應對辱虐管理挑戰性工作要求的資源匱乏，更多關注風險與損失，增強了其對辱虐管理消極面的認知［33］，進而采取更加保守的措施去應對，導致辱虐管理與情境促進聚焦間只存在負相關。綜上分析，提出如下假設：

H6a：CSE 調節研發主管辱虐管理對員工情境促進聚焦間倒“U”型影響。

CSE 將調節研發主管辱虐管理對員工情境防御聚焦的誘發。CSE 較高的員工擁有充足的個體資源，應對風險與壓力的自我效能感高，對工作結果的控制力強，面對挫折保持樂觀、積極，有效緩解了主管辱虐管理對員工情境防御聚焦的誘發；相反，CSE較低的員工，克服壓力與應對風險的個體資源匱乏，應對主管辱虐管理的自我效能感較低，容易放大對工作目標的消極預期，隨著辱虐管理水平的提高，其安全需要逐漸增強，情境防御聚焦進一步受到激發［33］。因此，相較于高CSE 員工，主管辱虐管理對低CSE 員工情境防御聚焦的正向誘發更強。綜上分析，提出如下假設：

H6b：CSE 調節研發主管辱虐管理對員工情境防御聚焦的正向影響。

基于H5a、H5b與H6a、H6b的推演，CSE 將調節情境調節聚焦在研發主管辱虐管理與員工促進/防御定向工作重塑間的差異化中介作用。一方面，員工CSE 水平高時，研發主管辱虐管理對員工情境促進聚焦的倒“U”型效應增強，進而對其促進定向工作重塑的倒“U”型作用更顯著；另一方面，員工CSE 水平低時，研發主管辱虐管理對員工情境防御聚焦的正向誘發增強，進而對其防御定向工作重塑的正向影響更顯著。基于此，提出如下假設：

H7a：CSE 調節情境促進聚焦在研發主管辱虐管理與員工促進定向工作重塑間倒“U”型中介作用。

H7b：CSE 調節情境防御聚焦在研發主管辱虐管理與員工防御定向工作重塑間線性中介作用。

綜上所述，本研究的概念模型如圖1 所示。

圖1 研究概念模型

3 研究方法

3.1 數據收集

高科技企業的研發人員是推動技術創新的核心力量，他們需要不斷更新知識、探索創新，工作重塑行為更加頻繁，將其作為調研對象更具典型性。正式調研之前對鄭州3 家高科技企業42 名研發人員進行預調研，并對部分題項的表述做了微調。正式調研數據主要來自鄭州、深圳、上海與北京等地的36 家高科技企業的研發部門。遵循便利性原則，采取網絡問卷填寫方式，并在3 個時間點收集數據以降低潛在同源偏差。以“地區+企業名稱+人員姓名”（如BJ-YT-WZH）為標記匹配問卷。首先，向員工發放控制變量、研發主管辱虐管理問卷（時間節點1）；在兩周后，向同一被試發放核心自我評價、情境調節焦點問卷（時間節點2）；時間節點1過去4 周后，要求同一被試填寫促進/防御定向工作重塑問卷（時間節點3）。調研時間為2021 年1月至2021 年3 月，期間共發放問卷482 份，剔除無效問卷后（問卷規律性或連續性作答）以及3 次填寫后無法有效匹配的問卷，共獲得有效問卷331 份，有效率為68.67%。其中，女性占17.82%，男性占82.18%；年齡方面，30 歲及以下占42.60%，30 歲以上占57.40%；學歷方面，本科及以下占14.50%，碩士及以上占85.50%；工作時長方面，3 年以內占41.39%，3 年以上占58.61%。

3.2 變量測量

（1）測量量表皆選自高水平期刊的成熟量表，李克特七點計分法，1 為完全不同意，7 為完全同意。

（2）研發主管辱虐管理（As）采用Harris 等［35］修訂自Tepper［36］的量表，其信效度得到良好驗證，共6 個題項，如“我的主管說我能力不夠或缺乏效能”，克隆巴赫系數（Cronbach'sα）為0.866。

（3）情境調節焦點（Rf）采用Neubert 等［37］設計的量表，共18 個題項，包括情境促進聚焦（Pr）、情境防御聚焦（Nr）各9 個題項，如“工作中發展機會是重要的考慮因素”“工作時我能夠被希望與理想所激勵”“工作中我總是避免可能的損失”“工作中我努力完成別人給我的責任與義務”。情境促進聚焦的Cronbach'sα為0.824，情境防御聚焦的Cronbach'sα為0.812，總一致性系數為0.836。

（4）促進/防御定向工作重塑，根據Lichtenthaler 等［15］對工作重塑概念的最新界定，促進定向工作重塑（Pjc）是包括增加結構性資源、關系性資源、提高挑戰性工作要求的擴展型重塑行為，共15 個題項，如“我設法在工作中學習新事物”“我詢問我的主管對我的工作是否滿意”“如果有新的開發，我將是第一批學習和嘗試它們的人”，Cronbach'sα為0.898；防御定向工作重塑（Njc）是減少阻礙性工作要求的收縮型重塑行為，共6 個題項，如“我設法確保自己工作中不作那么艱難的決定”，Cronbach'sα為0.882。

（5）核心自我評價（Cs）采用Judge［12］編制的量表，共12 個題項，如“我自信我能獲得工作中的成功”，Cronbach'sα為0.911，同時控制性別、年齡、工作年限、教育程度。

4 數據分析與結果

4.1 共同方法偏差與區分效度檢驗

鑒于辱虐管理是下屬的主觀感知變量，核心自我評價、情境調節焦點與促進/防御定向工作重塑是個體特質、心理與自主行為變量，主要采取了員工自我報告法，雖然在3 個時點收集數據，亦不可避免存在共同方法偏差（CMV），因此用單因素分析與潛在共同方法因子進行檢驗。Harman 單因素分析共析出6 個因子，首因子的解釋量為26.03%；當在六因子模型基礎上加入一個全局因子后，擬合指標CFI、TLI、IFI、RMSEA 的改變程度皆未超過0.02，表明共同方法偏差并不嚴重。

為檢驗變量間的區分效度，使用Amos 22.0 軟件對變量進行驗證性因子分析（CFA），結果如表1所示。六因子模型（χ2/df=1.693，CFI=0.962，TLI=0.945，IFI=0.909，RMSEA=0.048，N=331）與備擇模型相比擬合度最優，變量間區分效度良好，適合用于后續假設檢驗。

表1 驗證性因子分析結果

4.2 描述性統計與相關分析

變量間相關系數如表2 所示。初步分析結果表明，研發主管辱虐管理與情境促進/防御聚焦(r=-0.231,P＜0.05；r=0.382,P＜0.01)、促進/防御定向工作重塑顯著相關(r=-0.226,P＜0.05；r=0.350,P＜0.01)；情境促進聚焦與促進定向工作重塑(r=0.426,P＜0.001)、情境防御聚焦與防御定向工作重塑相關顯著（r=0.413,P＜0.001)；核心自我評價與情境促進聚焦、促進定向工作重塑正相關顯著（r=0.178,P＜0.01；r=0.262,P＜0.01）。初步分析結果與假設基本一致。

表2 描述性統計結果及變量間相關系數

4.3 假設檢驗

4.3.1 研發主管辱虐管理與促進定向工作重塑間非線性關系檢驗

（1）主效應與中介效應檢驗。由Edwards 等［38］所述方法驗證非線性關系，使用SPSS20.0 進行層級回歸，結果如表3 所示。其中，由模型5a、模型6a 結果可知，研發主管辱虐管理與促進定向工作重塑顯著負相關（β=-0.214,P＜0.05），將辱虐管理平方項放入方程后，二者的相關系數下降（β=-0.109,P＜0.05），研發主管辱虐管理平方與促進定向工作重塑負相關顯著（β=-0.152,P＜0.01），且擬合指數提高顯著（ΔR2=0.053,P＜0.01），表明主管辱虐管理對促進定向工作重塑具有非線性影響，二者間存在倒“U”型關系，H1a得以驗證。由模型1a、模型2a 結果可知，研發主管辱虐管理與情境促進聚焦顯著負相關（β=-0.223,P＜0.05），將辱虐管理平方項放入后，二者的相關系數下降（β=-0.128,P＜0.05），辱虐管理平方項與情境促進聚焦負相關顯著（β=-0.206,P＜0.01），且擬合指數提高顯著（ΔR2=0.041,P＜0.01），表明研發主管辱虐管理與情境促進聚焦間存在倒“U”型關系，H2a得以驗證。由模型7a 結果可知，將情境促進聚焦放入模型后，促進聚焦與促進定向工作重塑正相關顯著（β==0.347,P＜0.01），H3a得以驗證，而研發主管辱虐管理及其平方項與促進定向工作重塑相關系數下降但仍顯著（β=-0.108,P＜0.05）（β=-0.126,P＜0.05），表明情境促進聚焦起部分中介作用，H4a得以驗證。

表3 非線性路徑上的回歸分析結果

（1）調節效應檢驗。對變量作中心化處理后調節效應結果如表3 所示。其中，由模型8a、模型9a結果可知，研發主管辱虐管理與CSE 的交互項與促進定向工作重塑相關性不顯著，但其平方項與CSE交互項對促進定向工作重塑回歸顯著（β=-0.231,P＜0.01），表明CSE 調節辱虐管理對促進定向工作重塑呈倒“U”型影響，H5a得以驗證。根據Aiken 等［39］所述方法繪制調節效應，如圖2 所示。當辱虐管理未超過某一特定值時，高CSE 員工更易進行促進定向工作重塑；當辱虐管理超過一定閾值后，辱虐管理對高CSE 員工的促進定向工作重塑產生更強的抑制作用。由表3 中模型3a、模型4a 結果可知，研發主管辱虐管理與CSE 的交互項對情境促進聚焦的回歸系數不顯著，而其平方項與CSE 交互項對情境促進聚焦回歸顯著（β=-0.263,P＜0.01），表明CSE 調節研發主管辱虐管理與員工促進聚焦的倒“U”型關系，H6a得以驗證，此調節效應如圖3 所示。

圖2 CSE 對研發主管辱虐管理與促進定向工作重塑的調節作用

圖3 CSE 對研發主管辱虐管理與情境促進聚焦的調節作用

（3）被調節的中介效應檢驗。用Bootstrap 方法驗證CSE 對情境促進聚焦中介作用的調節效應（見表4），隨機抽取數據5 000 次，CSE 均值增加、減少一個標準差（1SD）。CSE 高時，情境促進聚焦的中介效應值為0.037，95%置信區間為［0.007,0.074］，不包含0，中介效應顯著；CSE低時，效應值為-0.022，95%的置信區間［-0.048,0.054］，包含0，中介效應不顯著。其差異值為0.059，95%置信區間［0.001,0.128］，不包含0，差異顯著。表明CSE 正向調節情境促進聚焦的中介效應，H7a得以驗證。

表4 情境促進聚焦在不同CSE 水平下的中介效應

4.3.2 研發主管辱虐管理與防御定向工作重塑間線性關系檢驗

（1）主效應與中介效應檢驗。采用Baron 等［40］所述方法，結果如表5 所示。其中，由模型4b 結果可知，研發主管辱虐管理與防御定向工作重塑正相關顯著（β=0.292,P＜0.01），H1b得以支持；由模型1b結果可知，研發主管辱虐管理與情境防御聚焦顯著正相關（β=0.343,P＜0.01），H2b得以支持；由模型5b結果可知，將情境防御聚焦放入后，情境防御聚焦與防御定向工作重塑正相關顯著（β=0.348,P＜0.01），H3b得以支持，此時研發主管辱虐管理與防御定向工作重塑的相關性不再顯著（β=0.204,n.s.）,表明情境防御聚焦完全中介二者間關系，H4b得以支持。

表5 線性路徑上的回歸分析結果

（2）調節效應檢驗。表5 中模型6b、模型7b 結果顯示，CSE 與防御定向工作重塑負相關顯著（β=-0.139,P＜0.05），研發主管辱虐管理與CSE交互項與防御定向工作重塑相關顯著（β=0.128,P＜0.01），表明CSE 調節研發主管辱虐管理與防御定向工作重塑間關系，H5b得到驗證，此調節效應如圖4 所示。表5 中模型2b、模型3b 結果顯示，CSE與情境防御聚焦顯著負相關（β=-0.142,P＜0.05），研發主管辱虐管理與CSE 交互項與情境防御聚焦顯著負相關（β=-0.137,P＜0.01）。表明CSE 負向調節研發主管辱虐管理與情境防御聚焦間的關系，H6b得到驗證，此調節效應如圖5 所示。

圖4 CSE 對研發主管辱虐管理與防御定向工作重塑的調節作用

圖5 CSE 對研發主管辱虐管理與情境防御聚焦的調節作用

（3）被調節的中介效應檢驗。采用Bootstrap 方法，驗證CSE 對情境防御聚焦中介作用的調節效應（見表6）。隨機抽取數據5 000 次，將CSE 均值增加、減少一個標準差。CSE 高時，情境防御聚焦的效應值為0.013，95%的置信區間為［-0.034,0.049］，包含0，中介效應不顯著；CSE 低時，效應值為0.042，95%的置信區間為［0.027,0.066］，不包含0，中介效應顯著，且差異值為-0.029，95%的置信區間為［-0.001,-0.052］，不包含0，差異顯著。表明CSE 負向調節情境防御聚焦的中介作用，H7b得以驗證。

表6 情境防御聚焦在不同CSE 水平下的中介效應

5 結論與討論

5.1 研究結論

本研究響應Tepper［10］從多視角廣泛開展研究以比對與整合辱虐管理正效應與負效應的呼吁，基于高新技術企業研發部門的多時點數據，從情境調節焦點理論與資源保存理論視角深入探究研發主管辱虐管理對員工促進/防御定向工作重塑的影響機理與邊界。結論如下：

（1）研發主管辱虐管理與員工促進定向工作重塑間存在倒“U”型關系、與員工防御定向工作重塑間存在正相關關系，表明適度的辱虐管理對研發人員促進定向工作重塑存在一定的積極效應，研發主管過低或過高水平的辱虐管理則會抑制員工促進定向工作重塑。

（2）情境調節焦點差異化中介研發主管辱虐管理與員工促進/防御定向工作重塑間關系，研發主管辱虐管理通過對員工情境促進聚焦的倒“U”型效應部分作用于促進定向工作重塑，即情境促進聚焦在該路徑中起到了部分中介傳導作用；研發主管辱虐管理通過對員工情境防御聚焦的正向激發傳導于防御定向工作重塑，即情境防御聚焦在該路徑中起到完全中介作用。

（3）CSE 調節研發主管辱虐管理與員工促進定向工作重塑間倒“U”型關系，即研發主管適度的辱虐管理對較高CSE 員工促進定向工作重塑的倒“U”型影響效應更顯著，對其情境促進聚焦的倒“U”型激發作用更強，同時情境促進聚焦在該路徑上所發揮的倒“U”型中介作用更顯著；研發主管辱虐管理對較低CSE 員工的防御定向工作重塑的正向影響更顯著，對其情境防御聚焦的正相誘發作用更強，同時情境防御聚焦在該路徑上所起的中介效應更顯著。

5.2 理論意義

（1）研發主管辱虐管理與員工促進定向工作重塑間存在倒“U”型曲線關系，與員工防御定向工作重塑間存在正相關關系的結論，揭示了研發主管辱虐管理對員工促進/防御定向工作重塑的差異化影響效應，在一定程度上彌補了現有研究過度關注辱虐管理消極面的不足，有益于加深對辱虐管理存在積極作用的理論認知，豐富并拓展促進/防御定向工作重塑影響前因的相關理論研究。

（2）研發主管辱虐管理通過對情境促進聚焦的倒“U”型影響，進而倒“U”型激發員工促進定向工作重塑，通過對情境防御聚焦的正向誘發對員工防御定向工作重塑產生正向影響的結論，有助于揭開研發主管辱虐管理對員工促進/防御定向工作重塑作用機制的“黑箱”，驗證情境調節焦點在連接組織情境與個體促進/防御定向工作重塑間合適的中介效力，豐富探明驅動員工促進/防御定向工作重塑的機理、拓展工作重塑發生機制的理論研究。

（3）員工CSE 較高時，研發主管辱虐管理對其促進定向工作重塑的倒“U”型影響以及情境促進聚焦在二者間的中介效應更顯著，員工CSE 較低時，研發主管辱虐管理對其防御定向工作重塑的正向影響以及情境防御聚焦在二者間的中介效應更顯著，這一調節的雙中介路徑模型有助于厘清研發主管辱虐管理對員工促進/防御定向工作重塑產生差異化影響機制的權變過程，為更精準理解辱虐管理影響員工促進/防御定向工作重塑的機理提供新視角，亦拓展了核心自我評價發揮邊界效力的適用范圍。

5.3 實踐意義

（1）研發主管辱虐管理倒“U”型影響員工促進定向工作重塑，表明主管辱虐管理對員工積極改進工作的促進定向工作重塑既有“傷之刃”的消極影響，亦有“利之刃”的促進一面，而對員工防御定向工作重塑則起到正向誘發作用。因此，對于壓力情境下普遍存在的辱虐管理，要以辯證、審慎的態度看待這一典型的消極領導風格，能否有效把握好辱虐管理的度是對領導管理技能以及建立交換關系的考驗。作為創新要求高、風險大的高科技企業，研發人員所面對的壓力較大，研發主管如果采取辱虐管理不可避免，應盡量傳遞出“不打不罵不成器”、對事不對人的意念，以較為軟性的方式表達目標期望，充分發揮辱虐管理“利之刃”的鞭策作用，并將“傷之刃”的消極影響控制到最低；同時，研發主管要提升自我情緒穩定與正念力，面對下屬所犯的難以容忍的錯誤盡力保持冷靜，努力駕馭好辱虐管理鞭策、糾錯功能的度，降低辱虐管理“傷之刃”對員工工作重塑的危害。

（2）研發人員通過對主管辱虐管理的不同解讀促發不同的情境調節聚焦，進而影響辱虐管理促進/防御定向工作重塑。當研發人員將辱虐管理解讀為挑戰性壓力時，辱虐管理將對研發人員的情境促進聚焦產生倒“U”型影響，進而在一定程度上激發促進定向工作重塑；當研發人員將辱虐管理解讀為阻礙性壓力時，辱虐管理將正向誘發研發人員的情境防御聚焦，繼而增加防御定向工作重塑。這為高科技企業研發主管提供了新的反思視角，使其認識到辱虐管理可能促使研發人員形成不同的情境調節聚焦，進而激發或抑制研發人員的工作重塑。因此，研發部門應通過營造積極開放的文化氛圍、開展正念特訓等，將辱虐管理盡可能地控制在挑戰性水平，引導研發人員形成情境促進聚焦，防止辱虐管理阻礙性壓力對情境防御聚焦的喚起。

（3）高科技企業要化解研發主管辱虐管理“傷之刃”的危害，應針對CSE 不同的研發人員作出不同的調整。CSE 較高的員工，傾向于將研發主管辱虐管理作出挑戰性評估，增強其對情境促進聚焦與促進定向工作重塑的積極作用；CSE 較低的員工，更易于對研發主管辱虐管理作出威脅性評估，放大辱虐管理對情境防御聚焦與防御定向工作重塑的負向作用。因此，高科技企業在選拔與調配研發人員時應評估個體的CSE 水平，并通過有針對性地開展培訓，塑造競爭性的企業文化，增加員工個體資源，提高其CSE 水平；同時，針對CSE 不同個體應差別管理，員工CSE 較高的，應適當給予辱虐管理鞭策，促使其生成情境促進聚焦并驅動促進定向工作重塑；員工CSE 較低的，盡量避免對他們進行辱虐管理。

5.4 研究局限與展望

本研究通過多時點收集數據雖能降低測量誤差，但本質上仍屬截面數據，未來可采取縱向追蹤與日記、周報等方法，更加精準探明驅動工作重塑的前因與機制。其次，本研究中雙路徑模型僅限于個體層面，而團隊安全氛圍、知識共享等可能是緩解辱虐管理影響個體工作重塑的重要團隊因素，未來可開展跨層次研究。第三，本研究僅選取了情境調節焦點作為中介變量，而特質調節焦點對個體態度與行為同樣重要，未來可將二者同時納入模型進行驗證。最后，本研究所收集的數據限于高新技術企業的研發人員，樣本范圍較為受限，結論的外部效度有待于進一步驗證。