領導者積極情緒對下屬建言行為的影響

宋文琤，吳東儒

（1．福建江夏學院工商管理學院，福建福州，350108；2．哈爾濱工業大學經濟與管理學院，黑龍江哈爾濱，150001）

一、問題的提出

在中國經濟的轉型時期，企業面臨嚴峻的競爭環境，如何充分調動員工積極建言關系到組織的發展進步。員工建言行為是為改變組織現狀，對組織的政策、實踐、過程、工作方式和目標等方面發表意見和建議的行為。[1]但建言行為是角色外行為，很難納入企業績效考核。在中國企業的管理實踐中，員工在被征詢意見時往往沉默不言、隱瞞真實想法或者簡單附和。[2]如何鼓勵員工積極表達、進行高質量的建言成為管理研究和實踐的熱點。

目前對建言影響機制的研究主要集中在個體層面、組織層面和領導行為及風格等方面。[3]但也有研究認為以上這些前因變量的分析，無法解釋所有的方差。[4]在管理實踐中，領導者通過表達積極的情緒，如表揚、贊賞等以鼓勵員工積極建言獻策，這種情緒策略是否有效呢？如果有效，這一過程是怎樣實現的，又受到什么條件的影響呢？

“情緒作為社會信息”模型（Emotion as Social Information，EASI模型）由Van Kleef在2009年提出，旨在研究社會交往中個人行為與他人情緒的關系。該理論認為情緒影響感知者的兩種途徑是情感反應路徑和推理途徑。[5]此外，該模型還提出了影響情緒作用過程的條件因素，其中之一是感知者對于情緒信息加工的動機和能力。本研究擬基于EASI模型，通過對上下級配對樣本的分析，探討在中國的管理實踐中領導者的積極情緒對下屬建言行為的影響過程和邊界條件，以期對管理理論和實踐的發展做出貢獻。

二、文獻回顧與理論假設

（一）領導者積極情緒與下屬建言行為的關系

關于領導者情緒的研究發現，領導者的情緒提供了重要的社會信息，在上下級互動過程中影響下屬的行為。[6]領導者的積極情緒有利于促進下屬建言，這一影響可能來源于以下兩個方面：

一方面是領導者表現出的情緒狀態給員工帶來的影響。由于建言行為旨在改善組織現狀或者表達不滿而對領導者的權威帶來挑戰，因此具有一定的風險。[7]領導者可能視建言為威脅，對向上建言的員工報以負面反饋。[8]因此，在建言環境中，為避免領導者的誤解或疑惑，員工更加關注領導者的情感狀態以評估建言的時機。領導者表達出消極情緒，如攻擊性幽默（戲弄、諷刺和嘲笑）時，會導致員工沉默[9]；領導者呈現出積極的情感，員工有可能推測領導者是高興的、滿意的[5]，這會增加員工的心理安全感[4]，進而可能自由分享自己的觀點和建議[1]。另外，積極情感使領導者面對新想法的時候更靈活更開放，更能接受建議。[10]可見，當領導表達出積極的情緒時，可能使員工覺得環境是安全的，是適合建言的。

另一方面是情緒傳染的作用。根據EASI模型，情感反應途徑會通過情緒傳染方式發揮作用。情緒傳染指人們在互動過程中，會自發和無意識地捕捉周圍人的情緒變化，模仿他人的表情、聲音、姿勢和動作。[11]特別在傳統中國文化的背景下，權力差距指數較高[12]，對于需要在組織生存中依賴高權力者（領導者）的下屬來說，領導者的情緒具有高顯著性，對下屬也具有高傳染性[13]。當領導者以積極的情緒面對下屬時，員工會受其影響，產生積極的情緒，使個體更加傾向于冒險[14]，即員工的積極情緒有利于幫助其面對建言行為所可能帶來的風險[7]，可能對建言行為有促進作用。

綜上所述，提出以下假設：

H1：領導者的積極情緒正向影響下屬的建言行為。

（二）下屬對領導者好感的中介作用

根據EASI理論，情感反應途徑是通過情感表達改變感知者對表達者的人際印象和好感實現的。[5]好感意味人際之間相互吸引的程度[15]，顯著影響工作結果的相關變量很多，例如績效評估、組織承諾、工作滿意度和領導部屬交換[16]。因此，領導者的積極情緒可能通過增加下屬的好感促進建言。

首先，領導者的積極情緒可能對下屬好感有正向影響。快樂的領導者引發團隊成員的快樂情緒并給員工留下好印象。[17]當領導者以積極的情緒面對下屬的時候，可能增加下屬對上級的好感。其次，下屬對領導者的好感有可能正向影響下屬的建言行為。研究發現領導者和下屬之間的好感能夠促進雙方的交換關系，并增加員工的工作滿意度[16]，而領導部屬交換[18]、工作滿意度[19]又會促進下屬建言。領導部屬交換關系越好，員工對工作越滿意，根據社會交換理論的互惠原則，員工為了回報領導、回報組織，可能做出超越職責的努力，比如更加積極地建言。[20]因此，下屬對領導者的好感可能促進下屬的建言。

依據EASI模型的情感反應路徑和上文的討論，可以推導出領導者的積極情緒會影響下屬的建言行為，并且這種影響可能是通過下屬對上級的好感帶來的。

據此，提出如下假設：

H2：下屬對領導的好感在領導者積極情緒和下屬建言行為之間起中介作用。

（三）互動公平的中介作用

EASI模型認為情緒表達在組織中引發個體行為的另一種作用方式是激發情緒接受者的推理過程。[5]互動公平可能是實現這一推理過程的中介因素。互動公平是指在工作過程中員工感受到的領導對待其態度、方式的公平知覺。[21]相較于程序公平和分配公平，高權力距離環境下具有集體主義價值觀的中國人更加重視互動公平。[22]因此，在中國文化背景下，領導者的積極情緒對員工建言的影響可能通過互動公平起作用。

一方面，領導者的積極情緒對互動公平有正向影響。研究發現呈現積極情緒的個體被認為更具有親社會傾向[23]，而展現消極情感則往往被理解為具有威脅、固執或疏遠他人的傾向[24]。領導者的積極情緒能夠提升下屬對其信任[25]，而表達消極情緒則會導致下屬對領導者意圖的負向判斷，并且損害領導有效性[26]。如果領導者能盡量以積極的情緒對待下屬，例如和顏悅色地解釋工作、及時給予下屬表揚、以鼓勵代替批評等，更可能使下屬感受到尊重，從而增加下屬的互動公平感知。因此，在上下級互動中，以積極情緒對待下屬，更能讓下屬推導出領導者在互動中是公平的。另一方面，互動公平可能有利于增加員工建言。由于建言可能被領導者視為對個人的反對和批評，對員工來說具有風險性。[27]研究表明，互動公平能夠讓員工感受到組織的支持、對領導者產生信任[28]，而員工越信任領導者，越樂意承擔風險，越能增加他們的建言意愿[27][29]。可見互動公平可能促進建言行為。

依據EASI模型的推理路徑和上文的討論，可以發現領導者積極情緒可能通過影響互動公平而影響員工建言。基于上述分析，提出假設：

H3：互動公平在領導者積極情緒和下屬建言行為之間起中介作用。

（四）情緒智力的調節作用和被調節的中介作用

EASI模型提出影響情緒表達作用的條件因素，其中之一是情緒感知者加工情緒信息的動機和能力。[5]這就涉及個體的情緒智力，也就是個體處理情緒的能力。情緒智力包括個體評價和表達自己的情緒、識別和評價他人的情緒、調節自己的情緒和使用情緒等方面的能力。[30]個體越有效地識別和理解情緒，就能夠進行越徹底的情緒信息加工。

情緒智力高的人，情緒管理的能力較強，能夠敏銳覺察他人的情緒，并且識別和理解情緒信息的含義，再通過合理調整自己的情緒表達和行為來解決問題。相反，情緒智力較低的人在人際互動中，由于無法及時察覺和理解他人的情緒，也不擅長識別和調整自己的情緒，可能在溝通中出現問題。由于個體的情緒智力存在差異性，在大量組織環境的研究中發現擁有優秀情緒智力的個體往往表現出積極的態度和行為，獲得較高的績效。[31]此外，情緒智力在工作場合的人際互動中具有重要的調節作用，能夠調節組織領域中的許多關鍵變量之間的關系，包括調節顧客導向和銷售業績、情緒勞動和倦怠、壓力和倦怠之間的關系等等。[32]

研究發現，低情緒信息加工動機的下屬，在領導者表現出開心等積極情緒的時候，更會受到其情緒感染，感受到快樂情緒，在心中形成正向的領導印象，并且取得更好的績效。[5]說明情緒智力在領導者的情緒對下屬的影響中起到調節作用，情緒智力低的員工更容易受到領導者積極情緒的傳染，而對其產生好感可能強化領導者積極表達作用的效果，從而表現出建言行為。而情緒智力高的員工具有更強的情緒識別、理解的能力，能夠正確解讀情緒中的信息，較為理性，不易受到領導者情緒的影響。因此，提出假設：

H4：下屬情緒智力在領導者積極情緒對下屬對領導者好感的正向影響之間起著調節作用。下屬情緒智力越低，這種正向影響的效果越強。

同樣，領導者表現出積極情緒，情緒智力高的員工能夠識別領導者情緒中的信息并理性分析情緒背后的動機，而不是簡單地受到對方情緒的傳染[30]；而情緒智力低的員工更容易從領導對員工體現出的禮貌和尊重中體會領導對待下屬的公平[33]，從而進一步強化領導者積極情緒表達作用的效果，促進建言行為。因此，本研究假設：

H6：下屬情緒智力在領導者積極情緒對互動公平的正向影響之間起著調節作用。下屬情緒智力越低，這種正向影響的效果越強。

H7：領導者的積極情緒通過互動公平對下屬建言行為的正向作用受到下屬情緒智力的影響。下屬的情緒智力越低，這種正向的間接效應越強。

綜上所述，本研究的假設模型見圖1。

圖1 研究假設模型

三、數據與變量測量

（一）樣本與數據收集

本研究采用問卷調查法，為避免共同方法變異（CMV），在問卷設計與編排時隱匿題項意義并從企業領導者和員工2個來源收集數據。在調查過程中，采取以下步驟收集樣本：首先，調查人員征得企業管理者同意和配合。其次，由企業的領導者挑選1～3名直屬下級，根據與不同下屬的互動情況填寫“領導者問卷”，包括其對該名下屬的積極情緒表達和對該下屬的建言行為的評價。最后，研究者將“下屬問卷”交由領導者選出的員工進行填寫，內容為評價其對上級的好感、互動公平和情緒智力。為了增加問卷填寫的真實性、減少被試者的顧慮、避免社會期許現象的發生，所有的問卷都是不記名填寫，并且在被試填寫完成后直接由研究者收回。

研究所涉及的主題在各類組織中具有普遍性，因此樣本選取了金融行業、廣告行業、環保行業、教育培訓行業、咨詢行業、互聯網科技行業、機械制造業、零售業、房地產建筑業、電器行業、服裝行業和酒店餐飲業等不同產業和行業的企業領導者和員工作為研究對象，以增加研究的代表性。本研究總共向115家企業發放了485份配套問卷，經過篩選、清理和去除無效問卷，共回收403份配對問卷，包括139位領導和403位下屬，有效問卷回收率為83．1%。在有效被試者中，領導者的平均年齡為33．2歲，男性占50．9%，72．2%的人有本科及以上學歷；下屬的平均年齡為27．8歲，女性占62．3%，74．5%的員工擁有本科及以上學歷；50．2%以上的員工有10年以上工作經驗，上下級搭檔的平均時間為2．43年。

（二）測量量表

本研究所使用的量表均來自廣泛應用的成熟量表，由領導者填寫“領導者積極情緒表達量表”和“員工建言行為量表”，員工填寫“對上級的好感量表”“互動公平量表”和“情緒智力量表”。

領導者積極情緒表達量表來源于Glomb和Tews在2004年提出的DEELS量表（the Discrete Emotions Emotional Labor Scale離散情緒的情緒勞動量表）。本研究選用了真實表達分量表的積極情緒部分，量表中列出常見的5種積極情緒，請領導者仔細回想過去6個月的工作經歷中對某名下屬表達的情緒，包括肢體語言、面部表情和聲調，并請被試選擇其表達頻率。[34]該量表的Cronbach's α值為0．88。

此次診斷應用到的儀器為螺旋CT機，（飛利浦Brilliance64排），層厚及層間距均為0.5 mm的，1:1的螺距及120 kV的電管壓，450 mA的管電流。取平臥位，按照從主動脈弓到顱頂的順序進行掃描，以5.5 ml/s的速度肘靜脈注射非離子對比劑，將40 mL的對比劑團注，再團注70～80 mL的生理鹽水，進行動態化跟蹤掃描，得到的圖像由工作站處理，采用MIP、VR及血管探針等方法重建。

員工建言行為量表來源于Liang，Farh和Farh在中國情景下開發的量表，共10題，有促進性建言5題、抑制性建言5題，包括如“他/她積極發展和提出影響工作的建議”“他/她積極提出使工作受益的新項目”等條目；問卷采用Likert 5級量表進行測量（1表示完全不符合，5表示完全符合）。[1]該量表的Cronbach's α值為0．88。

對上級好感量表選取了Wayne和Ferris研發的量表。[35]這一量表是組織上下級二元研究中最常使用的好感量表。[16]該量表由單一維度的4個題項組成，包括“我和領導共事很愉快”等題項，問卷采用5點Likert量表打分。該量表的Cronbach's α值為0．84。

情緒智力量表來源于Wong和Law設計的量表，該量表測量的是中國文化背景的工作情境下的情緒智力，屬于混合類情緒智力量表，共16個項目。[30]該量表的Cronbach's α值為0．93。

互動公平量表選用了Moorman的量表，共6個題項，包括“我的領導待我很真誠”等題項。[36]該量表的Cronbach's α值為0．87。

本文在選取控制變量時，控制了一些可能對建言行為產生潛在影響的變量，包括員工的年齡、性別、工作年限和學歷。另外，由于有研究發現相處時間的增加可能影響對對方情緒的理解和識別[4]，因此還控制了上下級搭檔的任期。

四、研究結果

（一）驗證性因子分析

首先對研究中的5個變量（領導者的積極情緒、對上級的好感、建言行為、情緒智力和互動公平）進行驗證性因子分析。經過檢驗，五因子模型比單因子模型、二因子模型、三因子模型和四因子模型能更好地擬合數據（x2/df=2．071，RMSEA=0．032，GFI=0．907，CFI=0．0．917TLI=0．915），5個變量具有較好的區分效度，可以進行下一步研究。

（二）相關性分析

本研究對各變量的相關系數進行了分析。檢驗結果顯示，領導者積極情緒與員工對上級好感（r=0．126，p＜0．05）、互動公平（r=0．130，p＜0．01）、建言（r=0．124，p＜0．05）顯著正相關，建言與情緒智力（r=0．458，p＜0．001)、互動公平（r=0．436，p＜0．01）、員工對上級好感（r=0．349，p＜0．01）顯著正相關。這些結果為進一步進行假設檢驗提供了依據。

（三）假設檢驗

1．主效應和中介效應檢驗

采用SPSS層級回歸分析對主效應和中介效應假設進行檢驗，主效應和好感中介效應回歸分析結果，見表1；互動公平中介效應的回歸分析結果，見表2。

表1 主效應和好感中介效應回歸分析結果

表2 互動公平中介效應回歸分析結果

模型4中，領導的積極情緒對員工建言有顯著正向影響（β=0．127，p＜0．01），假設1得到驗證。模型2中，領導的積極情緒正向影響員工對上級好感（β=0．117，p＜0．01）；模型5中，員工對上級好感顯著正向影響建言（β=0．351，p＜0．001）。模型6中，當加入了員工對上級好感后，領導積極情緒對員工建言的影響系數下降（β=0．095，p＜0．05），而好感依然顯著正向影響員工建言（β=0．343，p＜0．001），說明好感在積極情緒與建言之間起部分中介作用，假設2得到驗證。

由表2可知，模型2中，領導者的積極情緒正向影響互動公平（β=0．110，p＜0．01）；模型5中，互動公平顯著正向影響建言（β=0．442，p＜0．001）。模型6中，當加入了員工對上級好感后，領導積極情緒對建言的影響不再顯著（β=0．079，n．s．），而互動公平依然顯著正向影響員工建言（β=0．433，p＜0．001），說明互動公平在積極情緒與建言之間起完全中介作用，假設3得到驗證。

2．調節效應檢驗

采用SPPS進行層級回歸分析對調節效應進行了驗證，結果見表3。

從表3的結果可以看出，根據模型4，領導的積極情緒與員工的情緒智力的交互項對好感有顯著的負向影響（β=-0．156，p＜0．01）。說明情緒智力在領導者積極情緒對好感的正向影響之間起調節作用，假設4得到驗證。根據模型8，積極情緒與情緒智力的交互項對互動公平有顯著的負向影響（β=-0．144，p＜0．01）。說明下屬情緒智力在領導者積極情緒對互動公平的正向影響之間起調節作用，假設6得到驗證。

表3 調節效應驗證結果

為了更加直觀地展示員工情緒智力的調節效應，采用簡單斜率測試，并繪制了調節效應圖，以分別高于均值1個標準差和低于均值1個標準差為基準描繪了員工情緒智力不同時調節作用的影響差異，見圖2、圖3。

圖2 情緒智力在積極情緒和好感之間的調節效應圖

圖3 情緒智力在積極情緒和互動公平之間的調節效應圖

通過圖2交互效應圖和簡單斜率測試的結果可以發現，當員工情緒智力較低時，領導者積極情緒對好感有顯著的正向影響（β=0．186，p＜0．001）；當員工智力較高的時候，積極情緒對好感的影響不顯著（β=-0．0332，n．s．）。也就是說，下屬情緒智力在領導者積極情緒對下屬好感的正向影響之間起調節作用。下屬的情緒智力越低，這種正向影響效果越強。假設4進一步得到驗證。

通過圖3交互效應圖和簡單斜率測試的結果可以看到，當員工情緒智力較低時，領導者積極情緒對互動公平有顯著的正向影響（β=0．194，p＜0．001）；當員工智力較高時，領導積極情緒對互動公平的影響不顯著（β=-0．003，n．s．）。也就是說，下屬情緒智力在領導者積極情緒表達對互動公平的正向影響之間起調節作用。下屬的情緒智力越低，這種正向影響效果越強。假設6進一步得到驗證。

3．被調節的中介效應

被情緒智力調節的中介效應采用SPPS軟件的Process插件進行Bootstrap分析。選擇模型8，設定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數百分法（Bias Corrected），置信區間的置信度選95%，選擇分組調節為均值和均值加減1個標準差，數據分析結果見表4、表5。

表4 情緒智力對積極情緒-好感-建言中介機制的調節作用的驗證結果

表5 情緒智力對積極情緒-互動公平-建言中介機制的調節作用的驗證結果

根據表4的分析結果可以發現，在領導積極情緒通過下屬對上級的好感對員工建言行為的影響中，員工情緒智力的置信區間是[-0．0849，-0．0092]，不包含0，被調節的中介效應顯著，假設H5得到支持。

根據表5的分析結果可以發現，在領導積極情緒通過互動公平對員工建言行為的影響中，員工情緒智力的置信區間是[-0．0993，-0．0052]，不包含0，被調節的中介效應顯著，假設7得到支持。

五、結論與展望

（一）結論與啟示

首先，驗證了領導者的積極情緒對員工建言的正向作用。這一研究結果從領導者情緒的新角度豐富了建言的影響機制，也證明了情緒在組織內部互動中的重要作用，為激勵員工建言提供了新的思路。企業可以對領導者進行有針對性的情緒管理方面的培訓，讓領導者學習在上下級之間的互動中采取積極的情緒表達方式，以增加下屬對建言的環境的感知，有利于增加建言的頻率和質量。

其次，證實好感和互動公平的中介作用。領導者的積極情緒表達能夠增加員工的好感和互動公平，從而促進員工建言。這一結果證明了EASI模型的情感反應路徑和推理路徑在領導者情緒對下屬建言行為的影響中起作用，拓展了領導者情緒勞動的研究。同時也提醒領導者在工作互動過程中應注重提升員工的好感和互動公平的感知，多采用積極情緒面對員工，及時給予鼓勵、表揚、支持等正向的反饋，使下屬感受到尊重、禮貌，以增加下屬的建言行為。

再次，證實情緒智力的調節作用和被調節的中介作用。這一研究結果體現了情緒智力在人際互動中的重要性，證明了情緒信息加工的動機和能力對情緒表達效果的影響。在上下級溝通中，面對情緒智力低的員工，領導者更應該重視積極情緒的表達，減少使用消極情緒，避免情緒傳染抑制員工建言。

最后，深化對組織內領導者情緒勞動的研究。組織內部上下級之間有頻繁的互動，如果領導者經常給予下屬消極的情緒反饋，會導致下屬的回避行為[37]，下屬會減少與領導的接觸，也降低了建言的機會和頻率，以避免溝通中的消極情緒反饋。所以，為了增加員工建言的頻率，領導應多采用積極情緒與員工溝通，增加下屬的好感和互動公平，以促進建言行為的發生。

（二）局限與展望

首先，后續的研究可以區分情緒的形式和強度。Van Kleef等學者強調獨立情緒在社會交往中有更精確的含義。[38]在未來的研究中，可以探索如喜歡、快樂、滿意等具體情緒的影響。此外，本研究的量表所涉及的主要是高強度的積極情緒（如熱情、快樂等），而有研究發現低強度情緒具有獨特的社會意義[38]，因此，后續可以使用更復雜的測量方法來評估領導者不同情緒強度對員工建言行為的影響。

其次，區分領導者積極情緒對不同形式建言行為的影響。Chamberlin等學者在元分析中發現促進型建言和抑制型建言有多達1/3的前因變量顯著不同[3]，在后續研究中可以詳細區分不同建言形式的領導情緒影響因素。

再次，可基于EASI理論繼續探索新的影響路徑和調節因素。后續研究可以進一步探討除好感和互動公平外其他可能的中介因素，也可對推理路徑和情感反應路徑之間的差異或相互作用進行研究。此外，EASI模型認為除了信息加工外，個體感知情緒表達和社會環境的合適與否也是重要的調節因素。[5]后續的研究可以探討包括組織文化、行業規范、組織氛圍等可能的調節因素。

最后，后續可采用縱向研究。本研究是在同一時間點收集數據的橫斷面研究，無法完全體現組織內部情緒勞動的特點。組織內部的互動是不間斷地每天發生，前面的互動效果會影響后面的互動。因此在后續的研究中，可以采用縱向研究，在多個時間點采集數據，更加準確地解釋因果關系。