員工憤怒表達對領導力涌現(xiàn)的影響：溫暖和能力感知的中介作用以及憤怒道歉的彌補作用*

蔣旭婷 吳小玥 范雪靈 賀 偉

員工憤怒表達對領導力涌現(xiàn)的影響：溫暖和能力感知的中介作用以及憤怒道歉的彌補作用*

蔣旭婷 吳小玥 范雪靈 賀 偉

(南京大學商學院, 南京 210093)

基于刻板印象內容模型和內隱領導理論, 本研究探討了員工的憤怒表達類型對其領導力涌現(xiàn)的影響及其作用機制, 并提出憤怒表達之后的彌補策略, 從而把憤怒表達對領導力的影響從縱向領導力拓展至橫向領導力。研究1 (= 279)采用情景實驗法, 設計2 (憤怒表達類型：合理憤怒表達vs.越軌憤怒表達) × 2 (憤怒道歉：是vs.否)和抑制憤怒5個情景; 研究2 (= 200)采用關鍵事件法, 調查真實的員工發(fā)怒事件。研究3 (= 354)通過3 (憤怒表達類型：間接憤怒vs.合理憤怒表達vs.越軌憤怒表達) × 2 (憤怒原因：利他vs.自利)和暗自憤怒7個情景的情景實驗重復驗證了研究2的結論, 并探討了研究1和2結論不一致可能的原因, 但未發(fā)現(xiàn)憤怒原因的調節(jié)作用; 研究4開發(fā)了憤怒表達類型的測量量表, 并通過問卷方式采集西方樣本, 除重復驗證前3個研究的結論外, 亦發(fā)現(xiàn)了合理憤怒表達相比于抑制憤怒的間接憤怒對能力感知的正向作用。通過4個研究得出結論：合理憤怒表達與越軌憤怒表達相比更有利于同事對表達者溫暖和能力的感知進而更利于表達者的領導力涌現(xiàn); 而與抑制憤怒相比, 得出的發(fā)現(xiàn)較為復雜。最后, 憤怒道歉會通過增加溫暖感知而促進領導力涌現(xiàn)。

員工憤怒表達, 領導力涌現(xiàn), 能力感知, 溫暖感知, 憤怒道歉

1 前言

憤怒是人類的一種基本情感(Izard, 1992)。在組織中憤怒表達行為常見于成員的互動過程(Gibson & Callister, 2010), 且其社會性功能也已引起學者的大量關注(宋錫妍等, 2021; Liu et al., 2017; van Kleef et al., 2011)。以往研究表明, 憤怒表達的一個主要社會性功能是賦予憤怒表達者地位和權力(Tiedens, 2001), 而地位與權力與領導力(leadership)密切相關。領導力涌現(xiàn)(leader emergence)指非正式領導的個體被他人視為領導者的程度(Judge et al., 2002)。根據(jù)領導力的社會過程理論, 領導力是社會建構的, 任何個體都可以通過表現(xiàn)某種行為得到他人認可, 以擔任領導角色對他人施加影響(DeRue & Ashford, 2010)。本研究即關注員工的同事間憤怒表達對其領導力涌現(xiàn)的影響。

通過梳理現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn), 這一問題尚未得到充分解決。第一, 憤怒表達在橫向領導力領域的研究數(shù)量少, 且結論不一致。現(xiàn)有研究主要聚焦縱向領導力領域, 探討正式領導者對下屬的憤怒表達如何影響其領導力有效性(馮彩玲, 2019; 張光磊等, 2019; Shao & Guo, 2021; Wang et al., 2018), 并發(fā)現(xiàn)憤怒表達能為領導者帶來積極作用(如提高下屬對領導者能力和地位的感知等)。然而, 在橫向領導力領域, 少有研究探索組織成員面向同事的憤怒表達將如何影響其領導力涌現(xiàn)。由于組織成員和正式領導在正式地位上存在差異(Gaertig et al., 2019), 所以憤怒表達對橫向與縱向領導力的影響亦有所差別。此外, 少有的關注員工憤怒表達的研究得出的結論并不一致。比如, Tiedens (2001)證明, 相比于其它負面情緒(如傷心), 憤怒表達有助于提升員工的地位(升職加薪); 然而, Gaertig等(2019)指出憤怒表達強度越高, 越不利于表達者在具有相同地位的人群中獲得更高地位。第二, 缺乏對憤怒表達類型的研究。一方面, 憤怒表達存在不同強度, 但現(xiàn)有研究主要通過比較憤怒和其它具體負面情緒(如悲傷)的影響來考察憤怒表達的積極社會功能(Madera & Smith, 2009; Tiedens, 2001), 難以說明憤怒強度的差異會帶來何種影響。少量直接探索憤怒表達強度的影響的研究(張光磊等, 2019; Gaertig et al., 2019)對憤怒強度的分類標準不夠明確。另一方面, 憤怒表達存在不同程度的合理性, 尤其是隨著強度的增加, 他人對憤怒表達合理性的評價也會隨之改變, 從而產(chǎn)生不同的人際間影響 (van Kleef, 2009)。因此, 對憤怒不同表達類型的忽視, 阻礙了對“憤怒表達如何影響表達者地位”這一問題的深入理解(Shao & Guo, 2021)。第三, 盡管對憤怒表達的負面作用及機制已有諸多研究, 也給出了豐富的、有關憤怒抑制和表達策略的實踐指導意見(如, 張光磊等, 2019; Wang et al., 2018), 但少有研究關注憤怒表達后, 表達者如何有效地彌補憤怒表達產(chǎn)生的消極人際影響。

基于上述研究空白, 本研究聚焦于員工的同事間憤怒表達, 結合刻板印象內容模型(Stereotype Content Model; Fiske et al., 2002)和內隱領導理論(Epitropaki & Martin, 2004; Lord et al., 1984), 提出員工憤怒表達作用于領導力涌現(xiàn)的兩條對立機制：員工的憤怒表達會降低同事對表達者溫暖(warmth)的感知但提升對其能力(competence)的感知。隨后, 同事會將感知到的溫暖和能力與內隱領導原型對照, 進而形成對表達者領導力的矛盾判斷。其次, 基于憤怒的雙閾值模型(Dual Threshold Model of Anger in Organizations; Geddes & Callister, 2007), 本文將憤怒表達分為三種類型：抑制憤怒、合理憤怒表達和越軌憤怒表達, 并比較三類憤怒表達對領導力涌現(xiàn)的作用差異。最后, 提出憤怒道歉作為一種有效的彌補策略。

本研究對工作場所的憤怒表達研究做出了如下貢獻：首先, 將職場憤怒表達研究從縱向領導力(Gibson & Callister, 2010; Wang et al., 2018)拓展到橫向領導力領域, 以揭示橫向領導力構建過程中憤怒表達行為的人際后果。第二, 不同于以往通過與其它負面情緒對比來研究憤怒表達的作用這一方式, 本研究直接聚焦于憤怒表達類型(結合了憤怒表達強度和合理性), 明確憤怒表達不同類型的定義, 深入比較不同憤怒表達類型的作用。第三, 通過將內隱領導理論引入職場憤怒表達領域, 延展了該理論的適用情境。最后, 將憤怒表達與道歉領域的研究相結合, 構建憤怒道歉的概念, 為憤怒表達者提供一種有效的彌補措施。

1.1 憤怒表達在工作場所中的人際影響

憤怒是一種消極情緒, 產(chǎn)生于個體目標因他人或其他外部因素受阻的情況下, “包含對他人或另一實體不當行為的評價, 并往往帶有糾正錯誤的目的” (Frijda, 1986; Gibson & Callister, 2010, p. 68)。根據(jù)憤怒的雙閾值模型(Geddes & Callister, 2007), 組織成員的憤怒表達有三種類型, 并對其他成員有著不同的影響。具體而言, 工作場所中憤怒表達存在兩個閾值：一是“表達閾值”, 突破該閾值意味著個體不再抑制憤怒而是表達憤怒; 二是“不當閾值”, 突破該閾值意味著憤怒表達違反了組織規(guī)范而變得不恰當。首先, 在“表達閾值”之前的是抑制憤怒, 具體包括暗自憤怒(silent anger)和間接憤怒(muted anger)表達。前者是個體內部的情緒調節(jié), 后者是向自己信任的人表達憤怒, 而不是直接向“引發(fā)憤怒的對象”或“有能力改變問題的人”表達憤怒。這兩類行為沒有傳達出對解決問題的需求, 但間接憤怒能在一定程度上傳達出表達者對情感支持的需求。其次, 介于“表達閾值”與“不當閾值”之間的是合理憤怒表達, 個體在組織規(guī)范允許范圍內表達憤怒, 憤怒表達強度處于低至中等范圍。這不僅能讓他人關注引起憤怒的原因所在、共同致力于問題解決, 而且還會讓他人感受到表達者試圖改變現(xiàn)狀、拒絕逃避問題的意圖(Farrell, 1983), 從而使他人對表達者產(chǎn)生積極的態(tài)度。最后, “不當閾值”之外的是越軌憤怒(deviant anger)表達, 憤怒表達強度處于過高水平以至偏離組織規(guī)范。這會被他人視為不當?shù)摹⒂袀π缘暮筒豢山邮艿? 使他人對表達者產(chǎn)生消極態(tài)度、甚至對其實施正式(如口頭或書面警告等)或非正式(如明顯的不贊成、回避等)的懲罰。

雖然這一模型指出了三種類型的憤怒表達以及他人相應的應對和對表達者的態(tài)度, 但沒有指出這些反應背后的心理機制。由此, 本研究引入刻板印象內容模型。該模型指出, 在人際交往中, 個體會通過他人行為來推斷他人的溫暖程度和能力大小(Fiske et al., 2002)。據(jù)此, 本研究認為, 員工的憤怒表達會影響同事對其溫暖和能力的感知, 最終影響對其領導力涌現(xiàn)的評價。

1.2 對憤怒同事的人際感知及其領導力涌現(xiàn)的評價

根據(jù)刻板印象內容模型, 在人際互動中, 個體會通過解讀目標對象行為背后的意圖、判斷意圖實施的可能性, 從而產(chǎn)生對目標對象溫暖和能力的感知(Cuddy et al., 2008; Fiske et al., 2002)。溫暖感知產(chǎn)生于對目標對象意圖的評價(有害的或有益的), 衡量目標對象被認為是友好、值得信賴、有同情心和善良的程度, 與溫暖相關的行為表現(xiàn)或特質均有利他(other-profitable)屬性; 能力感知主要基于對目標對象能否有效實施意圖的判斷, 衡量目標對象被認為是聰明、自信、高效和熟練的程度。

憤怒表達具有高激活度, 會使他人產(chǎn)生對表達者溫暖和能力的感知。首先, 在溫暖維度上, 合理憤怒表達與越軌憤怒表達均會削弱他人對表達者溫暖的感知, 但兩者相比, 越軌憤怒表達有更為負面的作用。憤怒表達的身體語言(如眉毛下垂、鼻孔張開)具有明顯的攻擊性(Lerner & Tiedens, 2006), 會使他人認為憤怒表達者具有傷害性意圖。而越軌憤怒表達更是伴隨強烈的攻擊性行為(如握緊拳頭、摔東西) (劉宇平等, 2021; Ekman, 1984), 其傷害性意圖更為明顯, 又因違背組織規(guī)范更不為他人接受(Geddes & Callister, 2007)。相反, 抑制憤怒的個體不會流露出憤怒, 即使是向信任的人表達不滿或抱怨, 攻擊性也很弱。此外, 其流露出的對情感支持的需求, 能夠傳遞出增進社會關系、加強情感聯(lián)結的有益意圖(Geddes & Callister, 2007)。綜上, 相比于抑制憤怒, 合理憤怒表達會降低他人對表達者溫暖的感知; 相比于合理憤怒表達, 越軌憤怒表達更不利于他人對表達者溫暖的感知。

假設1a：相比于抑制憤怒, 員工的合理憤怒表達更易降低同事對表達者溫暖的感知;

假設1b：相比于越軌憤怒表達, 員工的合理憤怒表達更不易降低同事對表達者溫暖的感知。

其次, 在能力維度上, 合理憤怒表達一方面能表明表達者有能力認識到現(xiàn)存問題, 有較強的解決問題的動機(Geddes & Callister, 2007), 也能顯示出表達者具有強烈的意愿和信心來解決問題, 達成自己的目標(Lerner & Tiedens, 2006)。因此, 合理憤怒表達能向他人證明表達者實施意圖的有效性, 提高他人對表達者能力的評價(Lerner & Tiedens, 2006; Tiedens, 2001)。然而, 抑制憤怒不能明確表現(xiàn)意圖, 或表現(xiàn)出索要情感支持的意圖, 而且有意避開引起憤怒的對象, 因此意圖實施有效性低, 且態(tài)度回避, 更像缺乏自信的表現(xiàn)。因此, 員工的合理憤怒表達比抑制憤怒更能提高其他成員對表達者能力的感知。最后, 越軌憤怒表達違背了組織規(guī)范, 會讓他人不關注引起憤怒的問題, 反而將表達者視作問題所在(Geddes & Callister, 2007), 從而將越軌憤怒歸因于表達者的負面特質, 如自控力弱(Gaertig et al., 2019)、情緒調節(jié)能力低(Gross, 2007)等。因此, 相比于合理憤怒表達, 越軌憤怒表達則會降低其他成員對表達者能力的感知。

假設2a：相比于抑制憤怒, 員工的合理憤怒表達更易提升同事對該員工能力的感知;

假設2b：相比于越軌憤怒表達, 員工的合理憤怒表達更易提升同事對該員工能力的感知。

正如前文所述, 領導力是社會構建的過程, 領導力涌現(xiàn)需要得到他人的認可, 即表達者的個體形象與他人心中的領導者原型——對典型領導應該具備的特質和能力的抽象概念——匹配(Lord et al., 1984)。內隱領導理論(Epitropaki & Martin, 2004)指出, 領導原型包括6個維度：陽剛之氣、敏感、暴君、智力、奉獻和活力。其中, 陽剛之氣是“像管理者一樣思考, 即像男性一樣思考”的刻板印象; 敏感和暴君維度指人際關系中對待他人的方式和關心他人的程度, 包括是否善解人意、樂于助人和真誠等(敏感), 是否專橫、好斗、操縱和自私等(暴君); 智力、奉獻和活力維度是描述領導的能力特征, 包括是否聰明、受過良好教育等(智力), 是否具有奉獻精神、勤奮(奉獻), 是否精力充沛、靈活等(活力) (Tu et al., 2018)。這6個維度對應于刻板印象內容模型中的溫暖和能力兩大維度, 即越是具有溫暖和能力的個體越符合領導原型, 越容易被視為領導者(DeRue et al., 2015)。據(jù)此, 相比于抑制憤怒, 員工的合理憤怒表達會通過降低同事感知到的溫暖進而阻礙其領導力涌現(xiàn); 但相比越軌憤怒, 合理憤怒表達較少地損害他人對表達者的溫暖感知, 進而對其領導力涌現(xiàn)的負面影響較小。另一方面, 無論是與抑制憤怒還是越軌憤怒表達相比, 合理憤怒表達都能夠提高他人感知的表達者的能力, 進而促進其領導力涌現(xiàn)。

假設3a：員工的合理憤怒表達(vs.. 抑制憤怒)通過同事感知到該員工的溫暖而負向作用于該員工的領導力涌現(xiàn);

假設3b: 員工的合理憤怒表達(vs.. 越軌憤怒表達)通過同事感知到該員工的溫暖而正向作用于該員工的領導力涌現(xiàn);

假設4a：員工的合理憤怒表達(vs.. 抑制憤怒)通過同事感知到該員工的能力而正向作用于該員工的領導力涌現(xiàn);

假設4b：員工的合理憤怒表達(vs.. 越軌憤怒表達)通過同事感知到該員工的能力而正向作用于該員工的領導力涌現(xiàn);

1.3 憤怒道歉作為彌補策略

憤怒表達有著負面的人際影響, 而道歉作為一種親社會行為, 具有修補人際關系的作用(van Doorn et al., 2014), 是解決人際緊張和沖突的一種重要策略(Lazare, 2004)。大量實證研究表明, 在組織情境下, 道歉有助于解決人際沖突、提高領導有效性(Tucker et al., 2006)。典型的道歉包括承認錯誤、表達后悔并愿意為修復人際損害承擔責任或提供補償(Fehr & Gelfand, 2010; Goffman, 1967)。憤怒道歉指在憤怒表達之后, 憤怒表達者承認自己不恰當?shù)那榫w表達對他人造成了傷害, 感到后悔, 并愿意修復受損的人際關系(Fehr & Gelfand, 2010; Kim et al., 2004)。道歉行為表現(xiàn)出的意圖具有利他性：既能讓被表達者得到補償, 又有助于人際關系的修復, 還能促進和諧氛圍; 其展現(xiàn)出的真誠、承擔責任的意愿, 都能弱化攻擊形象。因此, 我們認為憤怒道歉能夠提升他人感知到的表達者的溫暖, 進而促進其領導力涌現(xiàn), 并提出假設：

假設5a：員工的憤怒道歉正向作用于同事對該員工溫暖的感知;

假設5b：員工的憤怒道歉通過提高同事感知到該員工的溫暖而正向作用于該員工的領導力涌現(xiàn)。

為了檢驗上述假設模型, 我們結合多種研究方法開展了4個研究[1]4個研究的問卷、數(shù)據(jù)、分析語句以及補充分析均已上傳至https://osf.io/MPWJ6/, 以建立內外部效度并重復驗證模型。研究1采用情景實驗設計, 僅證實合理憤怒表達相比越軌憤怒表達通過能力感知對領導力涌現(xiàn)的作用(假設4b)和憤怒道歉的彌補作用(假設5a和5b)。研究2通過關鍵事件法進行問卷調查, 證實合理憤怒表達相比其他兩類憤怒表達對溫暖感知的作用(假設1a和1b)、溫暖感知的中介作用(假設3a和3b)、合理憤怒表達相比越軌憤怒表達對能力感知的作用和能力感知相應的中介作用(假設2b和4b)以及憤怒道歉的彌補作用(假設5a和5b)。為了解釋前兩個研究結果的不一致并探索未被驗證的假設, 研究3引入憤怒原因作為調節(jié)變量, 通過情景實驗得到與研究2一致的結果, 并解釋了研究1和2結果的不一致, 但并未發(fā)現(xiàn)憤怒原因的調節(jié)作用。為了進一步驗證外部效度, 重復檢驗模型, 研究4進一步開發(fā)職場憤怒表達量表并且采用兩時點數(shù)據(jù)對模型進行驗證。

2 研究1：情景實驗(5個情景)

2.1 被試和程序

本文借鑒以往研究職場憤怒表達的方法(Wang et al., 2018), 設計了一個情景實驗以檢驗模型。使用問卷星數(shù)據(jù)采集服務, 共招募280[2]使用G*Power進行效力分析, 參照中效應量的指標設定f = 0.25 (Cohen, 1988), 同時設定α = 0.05, power = 0.95, 由此計算出對于2×2的個體間實驗需要210份樣本, 平均每組為52.5個樣本; 此外, 我們還設置了一個暗自憤怒(無憤怒原因)組, 即共5組, 因此總計劃樣本量為260。多出20個樣本為問卷星樣本服務額外收集。名全職員工為被試。其中, 一位被試在年齡一題中提供無關文本信息, 故被剔除。最終得到279個有效樣本(越軌憤怒表達有憤怒道歉,= 52; 越軌憤怒表達無憤怒道歉,= 56; 合理憤怒表達有憤怒道歉,= 58; 合理憤怒表達無憤怒道歉,= 61; 抑制憤怒,= 52)。被試的平均年齡為30.18歲(= 5.93), 男性占比44.1%, 平均工作年限為6.06年(= 4.81)。

實驗包括2 (憤怒表達類型：合理憤怒表達vs.越軌憤怒表達) × 2 (憤怒道歉：是vs.否)四個情景, 和一個抑制憤怒組(無憤怒道歉), 被試被隨機分配到五組情景中的一組。根據(jù)指導語及背景描述, 被試需要想象自己任職于一家廣告公司, 在一個沒有正式領導的項目團隊工作, 但項目進展緩慢。主要的情景為團隊成員在一個正在進行的會議上針對項目進度發(fā)表意見。被試閱讀完相應的情景材料后, 填寫相關測量量表并提供人口統(tǒng)計學信息。

2.2 操縱和測量

2.2.1 憤怒表達操縱

根據(jù)已有研究(Schaubroeck & Shao, 2012; Wang et al., 2018), 我們通過描述團隊成員徐明在分享他/她對項目看法時的情緒表達來操縱憤怒表達的不同類型, 具體描述包括語言和非語言(表情、動作等)。在越軌憤怒表達的情景下, 團隊成員徐明在會議上“非常憤怒”, 在表達他/她對項目的意見時“拍案而起”, “緊握拳頭”; 在合理憤怒表達的情景下,徐明在會議上“有一點憤怒”, 在表達他對項目的意見時“皺著眉頭”, “語氣有些激動”。在抑制憤怒情景下, 由于抑制憤怒為個體內的情緒調整, 而間接憤怒會導致不同情景中被試扮演的角色不同——在前4個情景中被試扮演徐明憤怒的對象, 間接憤怒則會使被試扮演徐明信賴的且不為其憤怒負責的對象——故僅設計為暗自憤怒, 即徐明沒有任何情緒上的表現(xiàn)。

2.2.2 憤怒道歉操縱

根據(jù)以往道歉領域的研究(Fehr & Gelfand, 2010), 我們通過描述徐明在憤怒表達之后所說的語言內容來操縱憤怒道歉。在有憤怒道歉的情景下, 徐明承認自己的憤怒是不恰當?shù)? 對在工作中表達憤怒表示歉意, 并承諾在未來的相處中會考慮其他團隊成員的感受。然后, 徐明闡述了自己表達憤怒的理由——希望在項目上取得進展并按時完成項目。在沒有憤怒道歉的情景下, 徐明只闡述了自己表達憤怒的理由[3]徐明對表達憤怒理由的闡述是5個情景共有的內容, 增加這一部分是為了讓5個情景盡量在內容和信息量上保持一致, 避免無關因素的干擾。同時, 我們在設計時盡量避免摻雜除了道歉以外的另外3種解釋策略(Tucker et al., 2006)：借口(excuse, 承認錯誤但將錯誤等歸因于外部因素以逃脫責任)、合理化(justification, 不承認錯誤但承擔責任)、否認(denial, 不承認錯誤也不承擔責任), 以最大程度減少干擾。。

2.2.3 能力感知和溫暖感知測量

采用Fiske等人(2002)開發(fā)的9項量表測量能力與溫暖感知。其中, 4條測量溫暖感知, 即在多大程度上認為“徐明”是“寬容的”、“溫暖的”、“好脾氣的”和“真誠的” (1 = 非常不同意, 7 = 非常同意; Cronbach’ α = 0.81); 5條測量能力感知, 即在多大程度上認為“徐明”是:“有能力的”、“自信的”、“獨立的”、“有競爭力的”和“聰明的” (1 = 非常不同意, 7 = 非常同意; Cronbach’ α = 0.82)。

2.2.4 領導力涌現(xiàn)測量

領導力涌現(xiàn)采用“一般領導力印象(General Leadership Impression)”的五題項量表測量。大量實證研究表明該量表適用于領導力涌現(xiàn)和其它領導力感知的測量(Cronshaw & Lord, 1987)。示例題項如：“徐明在多大程度上是一個典型的領導者?” (1 = 非常不同意, 7 = 非常同意; Cronbach’ α = 0.91)。

2.2.5 操縱檢驗

完成相關變量的測量后, 被試需要評價徐明表達憤怒的程度。本研究采用Wang等(2018)開發(fā)的三項量表。示例題項如：“您覺得徐明表達了多大程度的憤怒?” (1 = 完全沒有, 7 = 非常強烈; Cronbach’ α = 0.87)。同時, 被試需要評價“徐明在多大程度上對‘自己的憤怒表現(xiàn)’表達了道歉?” (1 = 完全沒有, 7 = 非常強烈)。在R (4.1.2版本)中使用“bruceR”包(Bao, 2022)對2 (憤怒表達：合理與越軌) × 2 (憤怒道歉：是與否)和抑制憤怒五個情景進行方差分析(ANOVA)和檢驗, ANOVA結果顯示三組不同的憤怒表達程度存在顯著差異(= 3.22,= 0.71;= 5.31,= 0.69;= 5.67,= 0.75;(2, 276) = 21.01,< 0.001, ηp2= 0.61, 90% CI [0.56, 0.66]);檢驗進一步驗證合理憤怒表達下被試感知的徐明憤怒表達強度顯著低于越軌憤怒表達((225) = ?3.82,< 0.001,= 0.51), 并顯著高于抑制憤怒組((169) = 18.02,< 0.001,= 2.99)。對于憤怒道歉,檢驗結果表明, 憤怒道歉組的被試對道歉的感知水平(= 5.37,= 1.21)顯著高于無道歉組的被試(= 4.68,= 1.38;(225) = 3.99,< 0.001,= 0.53)。綜上, 憤怒表達和憤怒道歉均操縱成功。

2.3 實證分析與結果

CFA結果顯示假設的三因子模型擬合效度最優(yōu)((χ2= 192.91,= 74, CFI = 0.95, TLI = 0.93, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.05), 變量之間的區(qū)分效度良好[4]研究1～3的詳細CFA結果見https://osf.io/MPWJ6/。在R (4.1.2版本)中使用“bruceR”包(Bao, 2022)進行ANOVA和檢驗, 檢驗憤怒表達類型對能力感知和溫暖感知的主效應(即假設1a-2b)。

假設1a和1b提出合理憤怒表達相比抑制憤怒、合理憤怒表達相比越軌憤怒表達對溫暖感知的影響。首先基于三類憤怒表達進行ANOVA, 結果顯示溫暖感知(= 4.60,= 1.02;= 4.47,= 1.01;= 4.24,= 1.12;(2, 276) = 2.36,> 0.10)在三類憤怒表達之間差異并不顯著。使用檢驗, 將合理憤怒表達分別與抑制憤怒((169) = ?0.77,> 0.10)和越軌憤怒表達((225) = 1.60,> 0.10)進行對比, 結果顯示對溫暖感知的作用均無顯著差異。假設1a和1b均未得到驗證。

假設2a和2b提出合理憤怒表達分別與抑制憤怒和越軌憤怒表達相比對能力感知的影響。基于三類憤怒表達的ANOVA結果顯示能力感知(= 5.24,= 0.65;= 4.92,= 0.96;= 4.66,= 1.07;(2, 276) = 6.66,= 0.002, ηp2= 0.05, 90% CI [0.01, 0.09])在三類憤怒表達之間存在顯著差異。檢驗結果則顯示合理憤怒表達情景下, 被試相比抑制憤怒情景((169) = ?2.18,= 0.03,= ?0.36)對徐明能力的感知顯著更低, 與假設2a相反; 而相比越軌憤怒表達情景((225) = 1.95,= 0.052,= 0.26)能力感知更高, 但僅為邊際顯著。因此假設2a和2b均未得到驗證。

接下來用Mplus 8.3對中介模型進行分析, 檢驗憤怒通過溫暖和能力感知對領導力涌現(xiàn)的中介效應(Edwards & Lambert, 2007)。我們先編碼出兩個虛擬變量：抑制憤怒(1 = 抑制憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達)和越軌憤怒(1 = 越軌憤怒表達, 0 = 合理憤怒表達和抑制憤怒)。結果顯示溫暖感知(= 0.24,< 0.001)和能力感知(= 0.67,< 0.001)均與領導力涌現(xiàn)呈顯著正相關。假設3a和3b提出合理憤怒表達相比于抑制憤怒、越軌憤怒表達相比于合理憤怒表達均會通過溫暖感知負向作用于領導力涌現(xiàn)。結果顯示, 合理憤怒表達與抑制憤怒(= 0.03,= 0.04; 95% CI [?0.04, 0.13])和越軌憤怒表達(= ?0.05,= 0.04; 95% CI [?0.146, 0.004])相比, 均無顯著的通過溫暖感知影響領導力涌現(xiàn)的中介效應, 假設3a和3b均未得到支持。假設4a提出合理憤怒表達相比抑制憤怒通過能力感知對領導力涌現(xiàn)有正向影響, Bootstrapping結果顯示抑制憤怒的中介效應顯著但為正向(= 0.21,= 0.09; 95% CI [0.06, 0.39]), 不支持假設4a。假設4b提出合理憤怒表達相比于越軌憤怒表達通過能力感知對領導力涌現(xiàn)有正向影響, Bootstrapping結果顯示越軌憤怒變量的中介效應顯著并為負向(= ?0.18,= 0.10; 95% CI [?0.375, ?0.004]), 假設4b得到支持。

最后, 對假設5a和5b進行檢驗, 即憤怒道歉對溫暖感知、進而對領導力涌現(xiàn)的影響。憤怒道歉對溫暖感知的主效應顯著(= 4.51,= 4.21;(225) = 2.13,= 0.03,= 0.28)。因此, 假設5a得到支持——憤怒道歉能顯著提高對表達者溫暖的感知, 并且憤怒表達的強度并沒有影響溫暖感知。Bootstrapping結果顯示溫暖感知的中介效應顯著(= 0.21,= 0.10; 95% CI [0.02, 0.42]), 假設5b得到支持。此外, 我們補充分析了憤怒道歉能否對能力感知產(chǎn)生作用并進而影響領導力涌現(xiàn)。方差分析結果顯示憤怒道歉對能力感知無顯著影響(= 4.78,= 4.80;(225) = ?0.13,> 0.10); 將能力感知與溫暖感知同時作為中介分析, Bootstrapping結果顯示中介效應亦不顯著(= ?0.01,= 0.09; 95% CI [?0.19, 0.15])。

2.4 討論

研究1的情景實驗部分支持了本研究的假設模型。與抑制憤怒相比, 合理憤怒表達會通過降低觀察者對憤怒表達者能力的感知, 對表達者領導力涌現(xiàn)產(chǎn)生負面影響; 相比于越軌憤怒表達, 合理憤怒表達則可通過提高能力感知而促進領導力涌現(xiàn)。但無論與抑制憤怒還是越軌憤怒表達相比, 合理憤怒表達對表達者溫暖感知的作用均未得到證明。此外, 憤怒道歉被證明是一種有效的彌補策略, 通過提高表達者溫暖感知而促進其領導力涌現(xiàn)。這些發(fā)現(xiàn)共同表明, 對于普通員工來說, 憤怒表達會產(chǎn)生負面的人際影響。

盡管有上述發(fā)現(xiàn), 但本研究仍有較為明顯的不足, 主要體現(xiàn)在對憤怒表達類型的操縱上。首先, 盡管操縱檢驗結果顯示憤怒表達的程度有差異, 但是具體的操縱方式主要依賴對副語言的描述, 缺少語言內容, 不能充分體現(xiàn)出憤怒表達的攻擊性。其次, 我們也沒有對憤怒表達是否符合組織規(guī)范進行檢驗, 不能確定實驗操縱的越軌憤怒表達是否真正超出“不當閾值”。同時, 抑制憤怒的操縱與中性情緒并無差別且不包含間接憤怒, 與概念內涵差異較大。最后, 情景中徐明闡述其憤怒表達理由為“希望能夠盡快推進項目進度”, 引入了其他變量, 如利他的憤怒原因等, 可能會削弱對表達者溫暖形象感知的負面作用(Geddes & Callister, 2007)。這些不足可能導致合理憤怒表達對表達者溫暖感知的作用不顯著, 合理憤怒表達相比于抑制憤怒在能力維度上的假設亦未得到支持。

為了彌補這些不足, 進一步探索未被證實的假設, 并建立外部效度, 我們仿照相關研究(Wang et al., 2018)采用關鍵事件法進行研究2。此方法能夠涵蓋更全面的憤怒種類, 并通過回憶和描述讓被試在腦海中重現(xiàn)目標事件, 刺激其產(chǎn)生足夠強烈的心理反應, 從而更有效地探索員工憤怒表達的人際間影響。

3 研究2：關鍵事件法

3.1 被試和流程

采用問卷星數(shù)據(jù)采集服務招募了218名全職員工(計劃樣本量為200)。我們要求被試回憶并描述“最近一次同事在工作場所表達憤怒”的事件。為了得到充分的憤怒表達信息并激活被試對目標事件和對象的心理反應, 被試被要求盡可能詳細地描述事件的原因、過程和結果, 以及表達者的語言和非語言(如面部表情)表現(xiàn)(共不少于50字)。隨后, 被試評價了憤怒表達者的溫暖、能力和領導力涌現(xiàn)并提供人口統(tǒng)計學信息。

18位被試(8.26%)未能按照要求描述在工作場所發(fā)生的同事憤怒表達事件, 如所描述的憤怒事件出于非工作原因或發(fā)生于組織外, 或描述了其它負面情緒(如蔑視)表達事件, 故被刪除。最終得到200個有效樣本, 54%是女性, 平均年齡30.59歲(= 4.96), 平均工作年限為5.19年(= 3.51)。被試來自制造業(yè)、銀行金融、交通運輸和教育服務等多個行業(yè)。

3.2 變量測量

3.2.1 憤怒表達類型測量

為了更好地確定憤怒表達的類型, 我們對被試描述的憤怒表達事件進行編碼。首先根據(jù)憤怒雙閾值模型建立抑制憤怒、合理憤怒表達和越軌憤怒表達的編碼標準(Geddes & Callister, 2007)。抑制憤怒的暗自憤怒表現(xiàn)具體示例如：“猛喝茶, 之后自己跟自己在那低聲罵著上司。之后深呼吸, 繼續(xù)工作”; 間接憤怒表現(xiàn)具體示例如：“她會和周圍同事吐槽領導, 指出領導做得不好的地方, 和同事達到共鳴”。合理憤怒表達具體示例如：“該同事不認可我編制的標準的內容, 要求更改, 我未同意, 于是雙方爭辯了很久, 聲音很大”。越軌憤怒表達具體示例如：“指桑罵槐, 一幅(副)猙獰的面孔, 拍桌子打板凳, 憤怒至極”。

本文的第一和第二作者按照上述編碼標準對樣本的憤怒類型進行獨立編碼(1 = “抑制憤怒”, 2 = “合理憤怒表達”, 3 = “越軌憤怒表達”), 評分信度(Cronbach’ α)為.88, 編碼有效。其中, 如果兩位編碼員對同一條樣本給出了相同的編碼, 該編碼即是最終編碼; 如果編碼不同, 則由兩位作者共同討論來確定最終的編碼。由此編碼出47條抑制憤怒, 124條合理憤怒表達和29條越軌憤怒表達[5]三組之間存在較大的樣本數(shù)量差異, 這是符合理論和職場實際情況的。從定義上來說, 抑制憤怒更難被觀察到; 而在實際的工作場所中, 越軌憤怒有違組織規(guī)范, 并非常態(tài), 因此發(fā)生頻率相對更低(Fitness, 2000)。。此外, 我們通過檢驗憤怒表達強度和憤怒表達合理性為了進一步驗證了編碼結果符合雙閾值模型的三類憤怒表達的定義, 編碼有效[6]編碼標準、示例及檢驗結果見https://osf.io/MPWJ6/。

3.2.2 憤怒道歉測量

被試被要求回憶在其所描述的憤怒表達事件中, 憤怒表達的同事是否有為他/她的憤怒表達道歉, 具體題項為：“該同事在事情發(fā)生之后多大程度上表達了道歉?” (1 = 完全沒有, 5 = 很大程度上)。

3.2.3 能力感知、溫暖感知和領導力涌現(xiàn)與控制變量的測量

測量溫暖感知、能力感知與領導力涌現(xiàn)三個變量所用量表與研究1相同, Cronbach’ α分別為0.90, 0.85和0.92。控制變量是表達者的性別, 以及表達者和被試間的人際競爭。根據(jù)刻板印象內容模型, 這兩個變量會影響觀察者對表達者的溫暖和能力的感知(Fiske et al., 2002; Lewis, 2000)。人際競爭采用Xu等人(2020)使用的三項量表測量。被試需要評價在多大程度上同意以下對與所回憶同事間關系的描述。示例題項如：“我認為該同事是我工作中的競爭對手”“在工作表現(xiàn)上該同事是我的競爭對手” (1 = 完全不同意, 5 = 完全同意, Cronbach’ α = 0. 91)。

3.3 實證分析與結果

CFA結果顯示假設的三因子模型擬合效度最優(yōu)((χ2= 165.57,= 74, CFI = 0.96, TLI = 0.95, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.05), 變量之間的區(qū)分效度良好。變量的描述性統(tǒng)計和相關性分析結果見表1。對于假設1a和假設1b, 基于三類憤怒表達的ANOVA結果顯示溫暖感知(= 3.22,= 1.02;= 2.82,= 1.07;= 2.22,= 0.96;(2, 197) = 8.25,< 0.001, ηp2= 0.08, 90% CI [0.02, 0.14])在三類憤怒表達之間差異顯著;檢驗結果顯示, 合理憤怒表達下同事感知到表達者的溫暖顯著低于抑制憤怒((169) = ?2.18,= 0.03,= ?0.37), 但顯著高于越軌憤怒表達((151) = 2.80,= 0.01,= 0.58), 因此假設1a和1b均得到支持。對于假設2a和2b, 基于三類憤怒表達的ANOVA結果顯示能力感知(= 3.41,= 0.80;= 3.23,= 0.94;= 2.35,= 0.72;(2, 197) = 14.63,< 0.001, ηp2= 0.13, 90% CI [0.06, 0.20])在三類憤怒表達之間差異顯著;檢驗結果顯示, 合理憤怒表達下同事感知到表達者的能力與抑制憤怒之間并無顯著差異((169) = ?1.24,> 0.10), 但顯著高于越軌憤怒表達((151) = 5.59,< 0.001,= 0.98)。因此, 假設2a沒有被支持, 但假設2b成立。

為了檢驗假設3a-4b, 我們采用和研究1一致的方法——生成兩個虛擬變量, 即抑制憤怒(1=抑制憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達)以及越軌憤怒(1=越軌憤怒表達, 0 = 抑制憤怒和合理憤怒表達), 并使用Mplus 8.3進行回歸分析(Bootstrap, n = 5000), 結果見表2。溫暖感知(= 0.30,< 0.001)和能力感知(= 0.51,< 0.001)與領導力涌現(xiàn)呈正相關。假設3a和3b分別提出合理憤怒表達相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達通過溫暖感知對領導力涌現(xiàn)的影響, Bootstrapping結果顯示溫暖感知對抑制憤怒與領導力涌現(xiàn)關系的中介效應顯著(= 0.12,= 0.06); 95% CI [0.02, 0.27]), 對越軌憤怒表達于領導力涌現(xiàn)關系的中介效應亦顯著(= ?0.19,= 0.08); 95% CI [?0.37, ?0.05])。因此假設3a和3b均得到支持。假設4a和假設4b分別提出合理憤怒表達相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達通過能力感知對領導力涌現(xiàn)的影響, Bootstrapping結果顯示能力感知對抑制憤怒與領導力涌現(xiàn)關系的中介效應不顯著 (= 0.09,= 0.07; 95% CI [?0.05, 0.24.]), 不支持假設4a; 而對越軌憤怒表達與領導力涌現(xiàn)關系的中介效應顯著(= ?0.45,= 0.11; 95% CI [?0.70, ?0.27]), 假設4b成立。

表1 主要研究變量的均值、標準差、信度和相關性(研究2)

注：= 200.*< 0.05;**< 0.01;***< 0.001; 對角線的括號中為Cronbach’ α系數(shù);

表達者性別：2 = 女性, 1 = 男性;

憤怒表達類型：3 = 越軌憤怒表達, 2 = 合理憤怒表達, 1 = 抑制憤怒;

抑制憤怒編碼：1 = 抑制憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達;

越軌憤怒編碼：1 = 越軌憤怒表達, 0 = 合理憤怒表達和抑制憤怒;

憤怒道歉編碼：1 = 有道歉, 0 = 無道歉。

表2 回歸分析結果(研究2)

注：= 200.+< 0.10;*< 0.05;**< 0.01;***< 0.001.

表達者性別：2 = 女性, 1 = 男性;

抑制憤怒編碼：1 = 抑制憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達;

越軌憤怒編碼：1 = 越軌憤怒表達, 0 = 合理憤怒表達和抑制憤怒;

憤怒道歉編碼：1 = 有道歉, 0 = 無道歉。

最后, 結果顯示憤怒道歉對溫暖感知具有正向作用(= 0.39,< 0.001), 并且憤怒道歉通過溫暖感知正向作用于領導力涌現(xiàn)(= 0.24,= 0.04; 95% CI [0.16, 0.33]), 假設5a和5b得到支持。同樣地, 我們補充分析了憤怒道歉能否對能力感知產(chǎn)生作用并進而影響領導力涌現(xiàn)。把能力感知與溫暖感知同時作為中介分析, 結果顯示憤怒道歉對能力感知具有顯著正向影響(= 0.17,= 0.001), 中介效應亦顯著(= 0.10,= 0.03; 95% CI [0.04, 0.17])。

3.4 討論

研究2發(fā)現(xiàn), 相比于抑制憤怒, 合理憤怒表達盡管不會顯著降低他人對表達者能力的感知, 但會降低對溫暖的感知, 從而阻礙領導力涌現(xiàn); 相較于合理憤怒表達, 越軌憤怒表達則會同時損害表達者在他人眼中能力和溫暖的形象, 從而有礙于其領導力涌現(xiàn); 此外, 研究2再次驗證了憤怒道歉作為憤怒表達之后的一種彌補策略, 能夠有效彌補表達者受損的溫暖形象而促進領導力涌現(xiàn)。

但研究2的結果與研究1存在兩處差異。首先, 不同于研究1, 研究2證明了越軌憤怒表達相比合理憤怒表達、合理憤怒表達相比于抑制憤怒對表達者溫暖形象的負面作用。其次, 研究2未能重復驗證研究1中發(fā)現(xiàn)的合理憤怒表達相比于抑制憤怒對能力形象的負面作用。導致這些差異的原因可能有兩點。一是, 引入了憤怒表達的原因這一新變量。我們嘗試根據(jù)文本數(shù)據(jù)對憤怒原因進行編碼, 發(fā)現(xiàn)除一條樣本外, 所有樣本均從表達者自身利益出發(fā)來表達憤怒, 如受到不公待遇等, 而未提及出于對團隊或組織利益的考慮而表達憤怒[7]之所以未能涵蓋到含有利他性意圖的憤怒表達, 可能是因為被試的認知偏差(如選擇性認知偏差、易得性偏差等; Callister et al., 2017)和文化情境的共同作用。人類對負面事件存在認知偏差, 更容易回憶起消極事件并關注其中消極的一面。在東方情境高集體主義文化下(Liu et al., 2018), 社會對自利意圖的評價往往是消極的, 因此被試也就更容易回憶起出于自利意圖的同事憤怒表達事件。。因此, 兩個研究的結果差異表明憤怒原因是一個可能的邊界條件。二是, 兩個研究對抑制憤怒的觀測手段存在一定差異。研究1中抑制憤怒只包含暗自憤怒, 研究2還包括間接憤怒。以往研究已反復驗證了憤怒表達相比于中性情緒的負面作用(Gaertig et al., 2019; Wang et al., 2018), 因此很可能是間接憤怒抵消了暗自憤怒相比于合理憤怒表達對能力感知的正向作用。此外, 關于“相比抑制憤怒, 合理憤怒表達對表達者能力形象上的積極作用”一直未被證實。為了解決上述問題, 我們開展研究3。

4 研究3：情景實驗(7個情景)

研究3主要有三個目標：1.重復驗證模型以增強結論穩(wěn)健性; 2.解釋研究1和2不一致的結論; 3.探索未被驗證的假設(即假設2a：合理憤怒表達相比于抑制憤怒對能力感知的積極作用)。根據(jù)上述討論, 憤怒原因和抑制憤怒的內涵是研究1和2的重要區(qū)分點。因此研究3探索憤怒原因的調節(jié)作用, 并同時檢驗合理憤怒表達與抑制憤怒的暗自憤怒和間接憤怒比較下的作用。考慮到實地研究不能保證三類憤怒表達平均分布以及充分涵蓋利他原因, 因此研究3采用情景實驗法[8]預注冊信息可在https://osf.io/rkd82上查看。與預注冊不同的是, 我們沒有在文中對憤怒原因可能的調節(jié)作用提出假設, 因為這并非本文主要關注的研究問題。。同時, 因為憤怒道歉的作用已經(jīng)得到兩個研究的重復驗證, 并且建立了內外部效度, 因此研究3不再對其進行重復驗證。

4.1 被試和流程

使用問卷星采集服務, 共招募354名[9]使用G*Power進行效力分析, 參照中效應量的指標設定f = 0.25 (Cohen, 1988), 同時設定α = 0.05, power = 0.95, 由此計算出對于3×2的個體間實驗需要251份樣本, 平均每組為42個樣本, 為了確保穩(wěn)健性, 計劃每組收集50個樣本; 此外, 我們還設置了一個暗自憤怒(無憤怒原因)組, 即共7組, 最終計劃樣本量為350。多出4個樣本為問卷星樣本服務額外收集。全職員工為被試。所有被試均通過了篩選題項(“出于研究需要, 此題請選擇‘一般’”), 答題時間均在正常范圍內(4.52～16.27分鐘)[10]相比于其他情景中的被試, 在暗自憤怒情景中的被試少回答了6道對憤怒原因操縱檢驗的題目, 因此問卷填答時間跨度較大。我們對回答時間進行頻率分析, 發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)主要集中于5～13分鐘, 僅有一條樣本超過13分鐘為16.27分鐘, 屬于異常值。該條數(shù)據(jù)屬于利他原因的間接憤怒表達情景, 其中并無缺失值或異常作答現(xiàn)象(如連續(xù)填“5”等), 且刪除該條前后, 結果并無明顯差異, 因此保留。(Huang et al., 2012)。被試的平均年齡為30.18 (= 331,= 5.37)[11]年齡存在23條樣本缺失。, 男性占比37.57% (= 0.49), 平均工作年限為5.37年(= 4.12), 來自多個行業(yè), 如互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)、教育業(yè)、制造業(yè)等。教育背景主要為本科學歷(75.14%), 亦包括高中及以下(0.85%)、大專(7.63%)、碩士(11.02%)和博士及以上學歷(0.28%)。樣本代表性較好。

實驗包括3 (憤怒表達類型：間接憤怒vs.合理憤怒表達vs.越軌憤怒表達) × 2 (憤怒原因：利他vs.自利)和一個暗自憤怒組(無情緒表達且無憤怒原因解釋), 共7個情景。被試被隨機分配到其中一組(出于利他原因的間接憤怒,= 51; 出于自利原因的間接憤怒,= 51; 出于利他原因的合理憤怒表達、出于自利原因的合理憤怒表達、出于利他原因的越軌憤怒表達, 每組= 50; 出于自利原因的越軌憤怒表達,= 51; 暗自憤怒,= 52)。為了讓被試更好地代入情景, 在展示情景材料之前, 我們先讓被試簡單回憶工作中觀察到的同事間不愉快事件以及不同同事各自的表現(xiàn)(Klotz & Bolino, 2016)。隨后讓被試閱讀情景的文本材料。各情景都以一次項目團隊的工作進度匯報會議為背景。該團隊沒有正式的領導, 但其正在從事的項目對公司發(fā)展很重要, 也能讓團隊成員獲得獎勵或晉升的機會。被試被要求把自己想象為該團隊的一名成員, 并將情景所描述的事件想象為真實發(fā)生在自己身邊的事件。閱讀完畢后, 被試填寫了相關測量量表并提供人口統(tǒng)計學信息[12]在問卷最后, 我們使用Klotz和Bolino (2016)的三條目Likert 5點量表讓被試評價了情景設置的真實性。除了利他原因的越軌憤怒表達情景的真實性得分略低于4 (3.97), 其他6個情景各自的真實性得分的均值均在4分以上; 總均值為4.27, 因此情景真實性充分。但因為該量表的Cronbach’ α僅為0.54, 故未在正文中匯報。。

4.2 實驗設計

4.2.1 憤怒表達類型操縱

研究2收集的文本信息以及Fitness (2000)對職場憤怒事件的質性研究表明, “由同事導致的工作受阻”是常見且適合情景操縱的事件。因此, 我們將引發(fā)憤怒的事件設定為一位成員犯了重大錯誤嚴重拖慢了團隊進度, 把憤怒表達行為設計為另一位成員徐明在會議中場休息期間對特定對象(徐明原部門的同事或犯錯的成員)表達憤怒, 該行為僅發(fā)生于徐明和該特定對象兩個主體之間, 并無其他人在場。被試以旁觀者視角(無意中看到)觀察徐明的表現(xiàn)。

基于雙閾值理論, 暗自和間接憤怒、合理憤怒表達和越軌憤怒表達在表達強度、憤怒表達合理性和表達對象上有所差異。由此, 基于這三方面, 設計面部表情、說話語氣、說話內容來操縱憤怒表達。在憤怒表達強度方面, 在暗自憤怒情景中, 徐明“神色平靜”、“語調平緩”, 言語中沒有流露任何與情緒有關的語句; 在間接憤怒情景中, 徐明的面部表情從最初的“神情憤怒”轉變?yōu)楸磉_后的“神色舒緩”。同時, 說話內容包括不想當面指出犯錯同事的問題, 憤怒表達只是向搭檔尋求理解和情感支持; 合理憤怒表達情景中, 徐明“神情憤怒”、“語氣有點激動”、“皺著眉頭”, 說話內容包括對犯錯同事很生氣, 要求其改正錯誤并不要再犯; 越軌憤怒表達情景中, 徐明“表情猙獰”、“語氣激憤不已”、“握緊拳頭”, 說話內容同樣包括對犯錯同事的生氣, 以及要求其改正。對合理性的操縱主要體現(xiàn)在越軌憤怒表達情景中。具體地, 徐明“大罵”, 說出帶有“氣死了”、“愚蠢至極”等有極強攻擊性和明顯侮辱性的詞匯, 并且在督促同事改正錯誤時使用了威脅的方式(“你再不把數(shù)據(jù)全部改正確, 而且再犯的話, 信不信我……！”)。在表達對象上的操縱主要體現(xiàn)在間接憤怒情景中：徐明的憤怒表達對象為“原部門的搭檔”, 該角色符合雙閾值理論中定義間接憤怒的兩個條件：徐明信任的對象、無法幫助徐明解決問題完成目標; 在其他情景(包括暗自憤怒)中, 憤怒表達(溝通)對象均為犯錯的同事。

4.2.2 憤怒原因操縱

對憤怒原因的操縱是通過徐明的語言內容來實現(xiàn)。利他原因情景中, 徐明解釋自己之所以感到憤怒是因為犯錯的同事妨礙了“大家”的工作, 有損于“整個團隊甚至組織”的發(fā)展。自利原因情景中, 徐明解釋自己之所以感到憤怒是因為犯錯的同事妨礙了“我”的工作, 有損于“我”的職業(yè)發(fā)展。在暗自憤怒情景中, 沒有解釋憤怒原因。

4.2.3 變量測量

所有測量均采用Likert 5點量表。所用的能力與溫暖感知量表與前兩個研究相同, Cronbach’ α分別為0.78和0.83。使用Lord等(1984)的4條目領導力感知量表測量領導力涌現(xiàn)。該量表被廣泛應用于領導力涌現(xiàn)的研究中, 并可見于最新的研究中(Lee Cunningham, 2022)。采用Brislin (1970)推薦的回譯法對量表進行翻譯, 示例題項為“徐明展現(xiàn)出了多少領導力”, Cronbach’ α為0.66[13]該變量Cronbach’ α并未達到0.70的水平, 對其進行刪除項后的標度分析, 發(fā)現(xiàn)刪去第四條題項(“徐明成為團隊領導的渴望有多少”)后Cronbach’ α達到0.73。為了兼顧量表的完整性和內部一致性, 正文匯報的分析中仍以所有4題項取均值的數(shù)據(jù)作為結果變量, 但所有分析步驟都會同時檢驗以全四題項和前三個題項分別取均值作為結果變量下的假設模型, 結果顯示兩者并無顯著差異。。

4.2.4 操縱檢驗

操縱檢驗的測量同樣均采用Likert 5點量表。對憤怒表達類型的操縱包括三個方面的檢驗：一是憤怒表達強度, 被試需要評價“徐明在多大程度上表達了憤怒”, 同時為了檢驗暗自憤怒是否被成功操縱為抑制憤怒, 被試還需要回答在多大程度上同意“徐明抑制了憤怒”; 二是憤怒表達的合理性, 采用和研究2中一樣的量表, Cronbach’ α為0.84; 三是憤怒表達的對象, 被試回答了在多大程度上同意“徐明‘直接’對出錯的同事表達了憤怒”。對兩類憤怒原因的操縱檢驗測量量表改編自de Dreu和Nauta (2009)的三題項親社會型公平動機(prosocial justice motive)和三題項自利型公平動機(self- interest justice motive)量表。被試需要評價在多大程度上同意下列有關徐明憤怒原因的表述。利他原因的示例題項為 “徐明關心項目組成員和公司的需求和利益”, 自利原因的示例題項為“徐明關心自己的需求和利益”。Cronbach’ α分別為0.77和0.72。在R (4.1.2版本)中使用“bruceR”包(Bao, 2022)進行ANOVA和檢驗。結果顯示[14]詳細分析結果見https://osf.io/MPWJ6/, 對于三類憤怒表達(抑制憤怒同時包括暗自憤怒與間接憤怒, 合理憤怒表達和越軌憤怒表達)以及兩類憤怒原因的操縱有效。

4.3 實證分析與結果

CFA結果顯示假設的三因子模型擬合效度最優(yōu)(χ2= 161.67,= 62, CFI = 0.94, TLI = 0.93, RMSEA = 0.07, SRMR = 0.05), 變量之間的區(qū)分效度良好[15]以領導力涌現(xiàn)的前三個題項進行CFA, 同樣是假設的三因子模型擬合度最優(yōu)。。首先對憤怒原因對合理憤怒表達相比于抑制憤怒對溫暖和能力感知作用的調節(jié)效應進行檢驗。在R (4.1.2版本)中使用“bruceR”包(Bao, 2022)進行ANOVA和檢驗。憤怒原因在第一階段的調節(jié)作用并未得到支持, 因此我們將不同憤怒原因但相同憤怒表達類型的情景合并(如利他原因的合理憤怒表達和自利原因的合理憤怒表達合并為一個情景, 即合理憤怒表達), 變?yōu)閱我蛩氐谋辉囬g實驗設計[16]該操作方式參考Bolino等人(2022)在研究3情景實驗中的做法, 我們也另外按照3x2的雙因素實驗設計對假設進行檢驗, 結果一致。。在主要分析中, 我們保持與研究2一致的分析方式, 將暗自憤怒和間接憤怒合并為抑制憤怒, 對假設1-5進行檢驗。各變量的均值、標準差和相關系數(shù)見表3。

假設1a和1b分別提出合理憤怒表達相比抑制憤怒、合理憤怒表達相比越軌憤怒表達對溫暖感知的影響。首先基于三類憤怒表達類型進行ANOVA, 結果顯示溫暖感知(= 3.21,= 0.85;= 2.85,= 0.86;= 2.18,= 0.75;(2, 351) = 47.20,< 0.001, ηp2= 0.21, 90% CI [0.15, 0.27])在三類憤怒表達之間存在顯著差異。檢驗結果顯示合理憤怒表達下被試感知到的溫暖顯著低于抑制憤怒((251) = ?3.22,0.001,= ?0.41), 但顯著高于越軌憤怒表達((199) = 5.91,0.001,= 0.83)。假設1a和1b得到驗證。

假設2a和2b分別提出合理憤怒表達相比抑制憤怒和越軌憤怒表達分別對能力感知的影響。同樣先基于三類憤怒表達進行ANOVA, 結果顯示能力感知(= 3.71,= 0.62;= 3.54,= 0.79;= 3.11,= 0.81;(2, 351) = 21.01,< 0.001, ηp2= 0.11, 90% CI [0.06, 0.16])在三類憤怒表達之間存在顯著差異。檢驗結果顯示：與合理憤怒表達相比, 在抑制憤怒情景下, 被試認為表達者具有更高的能力((251) = 1.94,0.053,= 0.25), 但僅為邊際顯著; 同時, 在越軌憤怒表達情景下, 被試認為表達者具有更低的能力((199) = ?3.78,0.001,= ?0.53)。因此假設2a未得到支持, 2b得到支持, 這與研究2一致。

采用與研究1和2相同的方法對假設3a-4b進行檢驗。以合理憤怒表達為參照生成兩個虛擬變量抑制憤怒(1=暗自憤怒和間接憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達)以及越軌憤怒(1=越軌憤怒表達, 0 = 暗自憤怒、間接憤怒和合理憤怒表達), 并使用Mplus 8.3進行回歸分析(Bootstrap, n = 5000), 結果見表4。溫暖感知(= 0.16,< 0.001)和能力感知(= 0.53,< 0.001)與領導力涌現(xiàn)呈正相關。假設3a和3b分別提出合理憤怒表達分相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達通過溫暖感知對領導力涌現(xiàn)的影響, Bootstrapping結果顯示溫暖感知對抑制憤怒與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應顯著(= 0.06,= 0.02; 95% CI [0.02, 0.12]), 對越軌憤怒表達與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應顯著(= ?0.19,= 0.08; 95% CI [?0.37, ?0.05])。因此假設3a和3b均得到支持。假設4a和假設4b分別提出合理憤怒表達相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達通過能力感知對領導力涌現(xiàn)的影響, Bootstrapping結果顯示能力感知

表3 主要研究變量的均值、標準差、信度和相關性(研究3)

注：= 354.*< 0.05;**< 0.01;***< 0.001; 對角線的括號中為Cronbach’ α系數(shù);

憤怒表達類型：3 = 越軌憤怒表達, 2 = 合理憤怒表達, 1 = 抑制憤怒;

抑制憤怒編碼：1 = 抑制憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達;

越軌憤怒編碼：1 = 越軌憤怒表達, 0 = 合理憤怒表達和抑制憤怒。

表4 回歸分析結果(研究3)

注：= 354.+< 0.10;**< 0.01;***< 0.001;

抑制憤怒編碼：1 = 抑制憤怒, 0 = 合理憤怒表達和越軌憤怒表達;

越軌憤怒編碼：1 = 越軌憤怒表達, 0 = 合理憤怒表達和抑制憤怒。

對抑制憤怒與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應不顯著(= 0.09,= 0.05; 95% CI [?0.001, 0.188]), 不支持假設4a; 但中介越軌憤怒表達與領導力涌現(xiàn)之間的關系(= ?0.23,= 0.07; 95% CI [?0.37, ?0.10]), 假設4b成立, 同樣與研究2一致。因此, 研究3重復驗證了研究2的發(fā)現(xiàn)。

4.4 補充分析[17]補充分析的所有結果見https://osf.io/MPWJ6/與討論

此部分, 我們進行補充分析以解釋研究1 (抑制憤怒僅有暗自憤怒)和2 (抑制憤怒包含暗自憤怒和間接憤怒)不一致的結論：研究1未證實合理憤怒表達(vs.抑制憤怒)、越軌憤怒表達(vs.合理憤怒表達)對溫暖感知的消極作用, 但研究2證實了這兩個關系; 研究1發(fā)現(xiàn)合理憤怒表達(vs.抑制憤怒)和越軌憤怒表達(vs.合理憤怒表達)對能力感知有消極作用, 但研究2未能驗證前者, 只驗證了后者。上述分析已排除了憤怒原因對合理憤怒表達(相比于抑制憤怒)對溫暖和能力感知作用的調節(jié)效應, 因此主要探索兩類抑制憤怒(暗自憤怒vs.間接憤怒)之間的差異能否解釋不一致的結論。

鑒于研究2和3結果的一致性, 我們認為此不一致的原因在于研究1中對憤怒表達類型操縱的缺陷(具體詳見研究1的討論部分)。此外, 我們也探索了憤怒表達類型對領導力涌現(xiàn)的主效應, 以及憤怒表達類型和憤怒原因對領導力涌現(xiàn)的直接交互作用。發(fā)現(xiàn)合理憤怒表達相比于間接憤怒對于領導力涌現(xiàn)有直接的正向作用, 而憤怒表達類型與憤怒原因的交互項對領導力涌現(xiàn)的作用邊際顯著。

5 研究4：問卷調查(西方樣本多時點)

5.1 被試和流程

在Proflic平臺上招募300名所在地區(qū)為美國和英國(西方文化的代表性國家)的全職員工[18]預注冊信息可在https://osf.io/4exsd上查看。與預注冊不同的是, 我們按照Proflic平臺的建議修改了給被試支付的報酬, 完成時點1問卷的被試得到1.1英鎊, 完成時點2問卷的被試再獲得0.5英鎊。/span>：年齡為18周歲以上、每周工作時間在31小時以上、工作中定期與同事有互動、且在Prolific上的問卷填答通過率大于等于99%。時點1中, 被試被要求隨機回憶一個同事, 寫下其姓名首字母后仔細回憶該同事在過去1個月內與憤怒有關的行為表現(xiàn)(如表情、語言及肢體語言等), 隨后評價該同事做出4類憤怒表達行為的頻率、和同事的敵對關系、和同事的任務依賴程度、組織消極情緒抑制規(guī)范、同事憤怒行為的合理性、同事情緒調節(jié)的程度, 并提供人口統(tǒng)計學信息。

問卷中設置了2個注意力篩選題項(“出于研究需要, 此題請選擇‘頻繁地’”和“出于研究需要, 此題請選擇‘不同意’”)。有3位被試沒有通過篩選題項, 3位沒有完整填答問卷, 3位沒有回憶同事姓名而回憶了具體事件, 最終得到291個樣本[19]刪去這9個樣本后我們同樣對答題時間進行分析, 發(fā)現(xiàn)只有一位答題時間異常長(134.45分鐘)。考慮到該條數(shù)據(jù)并無異常回答且刪除前后并不影響結果, 因此保留。。被試的平均年齡為38.22 (= 10.39); 其中50.0%為男性, 49.7%為女性, 0.3% (1位)為雙性認同; 88.6%為白人, 2.4%為黑人或非裔美國人, 4.8%為亞洲人, 4.1%為其他種族。被試在當前組織的平均工作年限為7.38 (= 6.60); 來自多個行業(yè), 包括互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)、教育業(yè)、制造業(yè)、零售業(yè)、服務業(yè)等; 教育背景主要為本科學歷(45.4%), 亦包括本科以下(34.4%)、碩士(15.8%)和博士及以上學歷(4.5%)。

時點2問卷中向時點1招募的300位被試發(fā)放, 讓其回憶并寫下在時點1問卷中所回憶同事的首字母后, 根據(jù)時點1所回憶的同事1個月前的行為表現(xiàn)評價該同事的溫暖和能力以及領導力涌現(xiàn)。時點2最終收回并匹配成功248份問卷(回收率82.67%)。被試的平均年齡為38.33 (= 10.51); 其中51.2%為男性, 48.4%為女性, 0.4% (1位)為雙性認同; 87.9%為白人, 2.8%為黑人或非裔美國人, 4.8%為亞洲人, 4.4%為其他種族。被試在當前組織的平均工作年限為7.67 (= 6.65); 來自多個行業(yè), 包括互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)、教育業(yè)、制造業(yè)等; 教育背景主要為本科學歷(44.4%), 亦包括本科以下(34.3%)、碩士(16.5%)和博士及以上學歷(4.8%)。未填答時點2問卷的被試和完整填答兩個時點的被試在人口統(tǒng)計學信息方面沒有顯著差異。因此, 樣本代表性良好, 選擇偏差較低。

5.2 變量測量

若無特殊說明, 量表均使用7點量表(1 = 非常不同意, 7 = 非常同意)。

時點1的變量測量。時點1測量的變量包括自變量(4種憤怒表達行為)、內容效度檢驗變量(感知的同事憤怒表達行為合理性、感知到的同事情緒調節(jié))、控制變量(被試的年齡性別、同事性別、被試和同事共事的時間、和同事的敵對關系, 和同事的任務依賴程度、組織消極情緒抑制規(guī)范)。憤怒表達類型使用本文開發(fā)的量表[20]量表開發(fā)過程見https://osf.io/MPWJ6/, 被試被要求回憶過去一個月內同事進行4類憤怒表達行為的頻率(1 = 從未, 7 = 總是), Cronbach’ α分別為0.91, 0.70, 0.76, 0.87 (= 291), 0.91, 0.68, 0.78, 0.88 (= 248)。和同事的敵對關系 (Cronbach’ α = 0.91 (= 291), 0.92 (= 248)) 以及同事處理憤怒行為的合理性(Cronbach’ α = 0.91 (= 291))采用和研究2一致的量表。感知到同事情緒調節(jié)的程度采用Gross和John (2003)的3條目量表(Cronbach’ α = 0.91 (= 291)), 示例題項為“XX (同事姓名首字母)隱藏自己的情緒”。和同事的任務依賴程度采用van der Vegt和Janssen (2003)的5條目量表(Cronbach’ α = 0.89 (= 291)), 示例題項為“我需要與XX (同事姓名首字母)合作, 以做好我的工作”。組織消極情緒抑制規(guī)范選取Schaubroeck和Jones (2000)8條目量表中的4條以“為了給他人(如領導、同事、顧客等)留下一個更好的印象”為目的的組織情緒表達規(guī)范感知(Cronbach’ α = 0.93 (= 291), 0.93 (= 248)), 因為本文關注人際感知, 示例題項為“為了給他人(如領導、同事、客戶等)留下好印象, 我們必須抑制可能感到的憤怒和蔑視”。

時點2的變量測量。時點2測量的變量包括中介(感知到同事的溫暖和能力)和結果變量(領導力涌現(xiàn))。采用和研究3一致的量表, 溫暖感知的Cronbach’ α = 0.91 (= 248), 能力感知的Cronbach’ α = 0.75 (= 248), 領導力涌現(xiàn)的Cronbach’ α = 0.91 (= 248)。

5.3 假設模型檢驗[21]所有包含控制變量的分析均在移去控制變量的情況下重復檢驗, 結果并未發(fā)現(xiàn)有統(tǒng)計學意義的差異。

首先對模型擬合度進行檢驗。CFA結果顯示, 假設的七因子模型擬合效度最優(yōu)(χ2= 649.40,= 254, CFI = 0.90, TLI = 0.88, RMSEA = 0.08, SRMR = 0.06)。盡管TLI偏低, 但除自變量外均采用成熟量表, 其他擬合指數(shù)總體達到可接受水平, 且該模型顯著優(yōu)于備擇模型(合并能力感知和領導力涌現(xiàn)后：χ2= 748.85,= 260, CFI = 0.87, TLI = 0.85, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.07; 合并溫暖感知和能力感知：χ2= 832.96,= 260, CFI = 0.85, TLI = 0.83, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.07; 合并溫暖感知和領導力涌現(xiàn)：χ2= 1024.12,= 260, CFI = 0.80, TLI = 0.77, RMSEA = 0.11, SRMR = 0.07)。因此我們認為模型擬合度良好。

各變量的均值、標準差和相關系數(shù)見表6。使用Mplus 8.3 進行回歸分析(Bootstrap,= 5000), 結果見表7。溫暖感知(= 0.44,< 0.001)和能力感知(= 0.64,< 0.001)與領導力涌現(xiàn)呈正相關。假設1a和1b分別提出合理憤怒表達分別相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達對溫暖感知的影響, 假設2a和2b則分別提出合理憤怒表達分別相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達對能力感知的影響。回歸結果顯示, 暗自憤怒對溫暖感知(= 0.13,= 0.08,= 0.10)和能力感知(= ?0.01,= 0.06,> 0.10)的作用不顯著, 間接憤怒對溫暖感知(= ?0.06,= 0.08,> 0.10)和能力感知(= ?0.10,= 0.06,= 0.09)的作用不顯著; 合理憤怒表達對溫暖感知(= 0.14,= 0.08,= 0.08)無顯著作用, 但對能力感知(= 0.12,= 0.06,= 0.04)有顯著正向作用; 越軌憤怒表達對溫暖感知(= ?0.19,= 0.07,= 0.01)有顯著負向作用, 但對能力感知(= ?0.03,= 0.05,> 0.10)作用不顯著。因本文提出的是兩兩比較的假設, 所以將合理憤怒表達對溫暖和能力感知的回歸系數(shù)與其他三類憤怒行為對應的回歸系數(shù)做差, Bootstrapping結果顯示, 合理憤怒表達與暗自憤怒對溫暖感知(= 0.01,= 0.12; 95% CI [?0.23, 0.24])和能力感知(= 0.13,= 0.09; 95% CI [?0.05, 0.29])的作用并無顯著差異; 合理憤怒表達與間接憤怒對溫暖感知的作用(= 0.20,= 0.11; 95% CI [?0.03, 0.41])無顯著差異, 但對能力感知存在顯著的更正向作用(= 0.22,= 0.09; 95% CI [0.04, 0.40]); 最后, 合理憤怒表達相比于越軌憤怒表達對溫暖(= 0.33,= 0.11; 95% CI [0.12, 0.56])和能力感知(= 0.15,= 0.07; 95% CI [0.02, 0.29])的作用均顯著更為正向。因此, 除假設1a外, 假設2a得到部分支持, 假設1b和2b得到支持。

表6 主要研究變量的均值、標準差和相關性(研究4)

注：= 248.*< 0.05;**< 0.01;***< 0.001

性別、同事性別：1 = 女性, 0 = 男性.

表7 回歸分析結果(研究4)

注：= 248.+< 0.10;**< 0.01;***< 0.001

假設3a和3b分別提出合理憤怒表達分別相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達通過溫暖感知對領導力涌現(xiàn)的影響, Bootstrapping結果顯示溫暖感知對暗自憤怒與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應(= 0.06,= 0.03; 95% CI [?0.01, 0.13]), 對間接憤怒與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應(= ?0.03,= 0.03; 95% CI [?0.10, 0.03]), 以及對合理憤怒表達與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應(= 0.06,= 0.03; 95% CI [?0.01, 0.13])均不顯著, 但對越軌憤怒表達與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應顯著(= ?0.09,= 0.04; 95% CI [?0.16, ?0.02])。同樣根據(jù)兩兩比較假設, 將中介作用做差分析, Bootstrapping結果顯示：相比于暗自憤怒, 合理憤怒表達通過溫暖感知(= 0.004,= 0.05; 95% CI [?0.10, 0.11])與領導力涌現(xiàn)的間接關系均無顯著差異; 相比于間接憤怒, 合理憤怒表達通過溫暖感知(= 0.09,= 0.05; 95% CI [?0.01, 0.19])與領導力涌現(xiàn)的間接關系與間接憤怒并無顯著差異; 相比于越軌憤怒表達, 合理憤怒表達通過溫暖感知(= 0.01,= 0.05; 95% CI [0.05, 0.26])與領導力涌現(xiàn)的間接關系均顯著更為正向。因此, 假設3a并未得到支持, 假設3b得到支持。

假設4a和假設4b分別提出合理憤怒表達分別相比于抑制憤怒和越軌憤怒表達通過能力感知對領導力涌現(xiàn)的影響, Bootstrapping結果顯示能力感知對暗自憤怒與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應(= ?0.004,= 0.04; 95% CI [?0.07, 0.07]), 對間接憤怒與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應(= ?0.06,= 0.04; 95% CI [?0.14, 0.01]), 對越軌憤怒表達與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應(= ?0.09,= 0.03; 95% CI [?0.16, 0.02])均不顯著, 但對合理憤怒表達與領導力涌現(xiàn)之間關系的中介效應 (= 0.08,= 0.04; 95% CI [0.01, 0.16])顯著。同樣將中介作用做差分析, Bootstrapping結果顯示：相比于暗自憤怒, 合理憤怒表達通過能力感知(= 0.08,= 0.06; 95% CI [?0.03, 0.19])與領導力涌現(xiàn)的間接關系無顯著差異; 相比于間接憤怒, 合理憤怒表達通過能力感知(= 0.02,= 0.06; 95% CI [0.03, 0.27])與領導力涌現(xiàn)的間接關系則顯著更為正向; 相比于越軌憤怒表達, 合理憤怒表達通過能力感知(= 0.04,= 0.04; 95% CI [0.01, 0.19])與領導力涌現(xiàn)的間接關系顯著更為正向。因此, 假設4a部分得到支持, 假設4b得到支持。

5.4 結論與討論

研究4中, 我們開發(fā)了工作場所憤怒表達行為的量表, 并根據(jù)該量表收取西方文化情境的數(shù)據(jù), 對模型進行檢驗。相關和回歸分析的結果證明, 合理憤怒表達相比于抑制憤怒的間接憤怒有利于提升同事感知到的能力, 相比于越軌憤怒表達則能讓同事同時感知到更高的溫暖和能力。研究4提升了本文的外部效度, 并反映出文化因素對職場憤怒表達社會作用的影響。為了更好地對比4個研究的結果和不同文化情境下的差異, 我們將所有的研究結果匯總在表8中。

綜合4個研究的結論可以發(fā)現(xiàn), 合理憤怒表達相比于越軌憤怒表達對溫暖和能力感知以及進一步對領導力涌現(xiàn)的正向作用是最穩(wěn)健的, 而與抑制憤怒相比則呈現(xiàn)出復雜且不一致的結論。其中有兩個重要的影響因素：一是比較對象(暗自憤怒 vs. 間接憤怒), 二是文化情境(東方 vs. 西方)。這也進一步驗證了研究3的結論。一方面, 比較對象上, 合理憤怒表達只有在與間接憤怒相比時才可能有利于他人感知到的能力感知(研究4); 而與暗自憤怒相比則無積極作用。另一方面, 情境因素上, 西方文化相比于東方文化, 對完成工具性任務以及顯示個體能力的目標更為重視, 其重要性不低于甚至高于人際和諧的目標 (Chen, 2001, 2002), 因此合理憤怒表達相比于抑制憤怒不僅不會有損同事的溫暖感知, 可能還有正向作用, 對能力感知也可能有提升作用。而在東方文化情境下, 維持和諧的規(guī)范主導人際交往, 因此當與暗自憤怒相比時, 合理憤怒表達會顯著降低同事感知到的溫暖, 也無法提升能力感知, 甚至往往產(chǎn)生負面作用; 而與間接憤怒相比時, 對溫暖感知和能力感知的作用無明顯差異。這也解釋了兩兩比較結果中顯示的合理憤怒表達對溫暖感知的正向作用, 以及另一個有趣的發(fā)現(xiàn)：間接憤怒在西方文化中對能力感知的顯著負向作用, 但在本土樣本中則并未顯示這一作用。進一步驗證了文化情境對憤怒表達行為社會作用的重要影響。

表8 四個研究結果對比

6 總結與討論

6.1 研究結論總結

4個研究的結果共同表明：合理憤怒表達相比于越軌憤怒表達能夠通過提高表達者溫暖和能力的形象而促進其領導力涌現(xiàn)。而合理憤怒表達相比于抑制憤怒的作用需要同時考慮比較對象和文化情境因素：合理憤怒表達和暗自憤怒相比時, 無論在東方還是西方文化情境下, 均不能提升表達者的溫暖和能力形象及進一步的領導力涌現(xiàn), 并且在東方文化情境下會出現(xiàn)顯著的負面作用; 但與間接憤怒相比時, 對表達者的能力形象可能所提升, 尤其是在西方文化情境下, 也不會顯著降低溫暖形象, 從而有助于領導力涌現(xiàn)。此外, 研究1和2的結果重復證明了憤怒道歉是一種有效的彌補策略, 能夠通過提高溫暖感知對領導力涌現(xiàn)產(chǎn)生積極作用; 研究3則探索了憤怒原因的作用, 發(fā)現(xiàn)至少在本土情境中, 憤怒原因對憤怒表達類型對溫暖和能力感知作用沒有顯著的調節(jié)效應, 證明了在東方文化情境下, 憤怒表達作為一個激活度非常高的行為, 無論出于何種原因, 其本身對表達者能力和溫暖形象都有很大影響。

6.2 理論貢獻

首先, 本研究通過將職場憤怒表達與領導力涌現(xiàn)相結合, 把對憤怒表達的研究從縱向領導力拓展到橫向領導力領域。已有研究主要集中于領導憤怒表達對領導有效性的影響(可參考綜述Shao & Guo, 2021), 但鮮少探索員工的憤怒表達對其領導力涌現(xiàn)的影響。本研究基于內隱領導理論和刻板印象內容模型, 揭示了憤怒表達在橫向領導力方面的消極作用。這一發(fā)現(xiàn)與在縱向領導力層面發(fā)現(xiàn)的積極作用并不一致, 這也恰恰說明了這一拓展的必要性和重要性。

第二, 本研究延展了內隱領導理論的適用情境, 補充了個體對他人與理想領導形象匹配度判斷的心理機制。首先, 本研究將該理論引入憤怒表達領域, 拓展了其在情感互動場景的應用(Melwani et al., 2012)。其次, 通過引入刻板印象內容模型, 提出溫暖和能力感知兩個心理機制, 更完整地刻畫了個體如何根據(jù)他人的具體行為來與理想領導進行匹配的心理過程。

第三, 本研究通過結合憤怒的雙閾值模型和刻板印象內容模型, 完善了憤怒雙閾值理論的解釋機制, 并通過實證檢驗挑戰(zhàn)了該理論的部分觀點, 增加了對該理論適用性的認識。具體而言, 一方面, 通過結合刻板印象內容模型, 本研究發(fā)現(xiàn)憤怒表達會引起他人形成對表達者溫暖和能力形象的認知評價, 從而補充了該理論未能揭示的憤怒人際間影響的具體心理機制。另一方面, 本文發(fā)現(xiàn)理論所提出的合理憤怒表達相較于抑制憤怒的積極作用盡管在西方文化情境中得到了充分的驗證, 但在東方文化情境下并不完全適用于橫向領導力領域, 檢驗了該理論的適用條件。最后, 本研究拓展了道歉領域的研究。提出憤怒道歉作為個體憤怒表達之后的彌補策略, 將道歉引入橫向領導力領域, 將道歉的社會性功能從人際關系修補拓展至對道歉者領導力涌現(xiàn)。

6.3 實踐啟示

首先, 本研究的結論總體揭示了在東方文化情境下, 憤怒表達對非管理者的負面人際影響。因此員工需要警惕憤怒表達對其領導力涌現(xiàn)的負面影響。其次, 憤怒表達的合理性在決定同事對表達者的看法和反應方面至關重要, 與合理憤怒表達相比, 超過“不當閾值”的越軌憤怒表達對表達者的負面影響最強。因此, 普通員工即便要直接表達憤怒, 也要控制好強度, 平衡好解決工作問題和遵守組織規(guī)范兩方面的工作要求。最后, 抑制憤怒盡管對溫暖形象的損失最小, 但如果不能依靠自身的情緒調節(jié)能力平息憤怒情緒, 盡量避免選擇向其他同事抱怨的方式(間接憤怒), 慎重選擇憤怒表達的對象, 平衡好自身的情緒需求和領導力表現(xiàn)。最后, 道歉能夠修復表達者受損的溫暖形象, 削弱憤怒表達對表達者領導力涌現(xiàn)的負面影響。因此, 我們建議普通員工在因工作事件對同事表達憤怒之后及時道歉, 以彌補憤怒表達帶來的負面人際影響。

6.4 研究局限和未來展望

首先, 數(shù)據(jù)樣本的局限性。4個樣本的平均年齡都在30～40歲。社會情緒選擇性理論(Carstensen, 1992)指出, 年齡的增長會使人們更重視人際關系。本研究所收集的樣本可能是更容易表達憤怒的群體, 可能會對本文的結論產(chǎn)生一定影響。此外, 本研究沒有進一步探究道歉內容的影響, 未來的研究可以結合互動雙方權力基礎、地位等差異, 進一步考察道歉內容的不同維度分別對溫暖和能力形象的彌補作用(Fehr & Gelfand, 2010; Frantz & Bennigson, 2005)。最后, 未來需要進一步探索員工在同事間的憤怒表達對其領導力涌現(xiàn)的其他解釋機制。在縱向領導力領域中, 能夠解釋憤怒表達對領導有效性的員工認知機制主要包括對領導個體特質的感知和動機的歸因(Shao & Guo, 2021); 而領導力涌現(xiàn)領域發(fā)現(xiàn)領導動機(motivation to lead)能夠正向預測領導力涌現(xiàn)(Badura et al., 2020), 因此未來研究可以進一步探索同事感知到表達者的領導動機在其中的中介效應。

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Effects of coworker anger expression on leader emergence: The mediating roles of perceived warmth and competence and the compensating effect of anger apology

JIANG Xuting, WU Xiaoyue, FAN Xueling, HE Wei

(Business School, Nanjing University, Nanjing 210093, China)

Although previous research has paid much attention to examining whetheranger expression is effective in enhancing leadership effectiveness, the social consequences ofanger expression are underexamined. Integrating the stereotype content model with implicit leadership theory, we propose that appropriate anger expression, compared with suppressed anger, has ambivalent effects on leader emergence by increasing coworkers’ perceived competence of the expresser while decreasing coworkers’ perceived warmth of the expresser. In addition, appropriate anger expression, compared with deviant anger expression, is theorized to positively affect leader emergence by increasing coworkers’ perceived competence and warmth of the expresser. We further propose that apology after anger expression (anger apology) is likely to benefit leader emergence by repairing coworkers’ perceived warmth of the expresser.

We conducted two online scenario-based experiments (Study 1 and 3) and two field surveys (Study 2 and 4) to test our research hypotheses. In Study 1, we employed a two (type of anger expression: expressed vs. deviant) by two (anger apology: yes vs. no) between-subjects experimental design, with a silent anger condition (i.e., no anger expression and thus no anger apology) as the control group. The sample consisted of 279 full-time Chinese employees recruited via an online survey panel (Sojump.com). To replicate the findings in Study 1, we conducted a critical incident technique study (Study 2), with a sample of 200 full-time employees recruited via the same panel used in Study 1. Participants were asked to recall and describe a workplace incident of coworker anger expression and then to evaluate their perceptions of competence, warmth, and the likelihood of leader emergence of the expresser. To reconcile some controversial findings in the two studies, we conducted Study 3 (a sample of 354 full-time employees recruited online) to provide a more nuanced examination of the effects of different types of anger expression. Specifically, we employed a three (type of anger expression: muted anger, appropriate anger expression vs. deviant anger expression) by two (anger account: other-orientation vs. self-interest) between-subjects experimental design with an additional condition of silent anger. To further replicate our findings and enhance the external validity, we conducted a field study (Study 4) by collecting two-wave data from 248 full-time employees from a Western online survey panel (Prolific.com).

In total, empirical results from four studies suggested that, compared with deviant anger expression, appropriate anger expression positively affects the likelihood of the expresser’s leader emergence by enhancing observers’ perceived competence and warmth of the expresser. However, the effects of appropriate anger expression, compared with anger suppression, were found to be contingent upon the type of anger suppression (silent vs. muted anger) and the cultural context (Chinese samples in Studies 1-3 vs. Western sample in Study 4).Moreover, anger apology was demonstrated as an effective relationship repair strategy that can increase observer perceived leader emergence of the anger expresser. These findings contribute to anger expression literature by shifting the focus from how leader anger expression affects leadership effectiveness to the social consequences of employees’ anger expression on leader emergence. Additionally, we contribute to implicit leadership theory and the dual threshold model of anger by testing and extending their core theoretical arguments in the context of coworker anger expression in the workplace. Finally, we develop a new construct of anger apology and examine its compensating effects for anger expression, providing new avenues for future research on the social functions of anger expression.

anger expression; leader emergence; perceived competence; perceived warmth; anger apology

B849: C93

2021-06-01

*國家自然科學基金面上項目(71772073), 國家杰出青年科學基金(72225007), 國家自然科學青年科學基金(72002098), 國家自然科學基金創(chuàng)新群體項目(71921003)。

范雪靈, E-mail: fanxueling@nju.edu.cn