為家所困還是彌補缺憾？負面家庭事件對有效領導行為的影響

摘" 要" 現有文獻對負面家庭事件在個體內層次如何跨領域影響有效領導行為存在為家所困和彌補缺憾兩種不一致的觀點。本文引入跨領域領導身份認同理論， 通過兩個經驗取樣法研究發現： 在個體內層次， 領導者經歷的負面家庭事件一方面會產生為家所困效應， 通過自我耗竭降低領導身份認同和有效領導行為; 另一方面也會產生彌補缺憾效應， 通過彌補提高領導身份認同和有效領導行為。當領導者具有高外向性人格時， 在個體內層次， 領導者經歷的負面家庭事件會提高領導身份認同， 促進有效領導行為。當領導者具有低外向性人格時， 在個體內層次， 領導者經歷的負面家庭事件會降低領導身份認同， 減少有效領導行為。研究加深了對負面家庭事件如何影響有效領導行為的理解， 豐富了對外向性人格在領導力中作用的認識， 并拓展了領導身份認同的前因研究。

關鍵詞" 負面家庭事件， 有效領導行為， 基本領導行為， 變革領導行為， 領導身份認同， 外向性人格

分類號" B849 C933

1" 前言

負面家庭事件是人們在日常家庭生活中所經歷的破壞性或具有消極效價的事件， 包括與家人爭吵、被家人無視和貶損等（Lin et al.， 2021; Spanier， 1976）。近年來， 技術、經濟和社會等多種因素的交織， 推動了負面家庭事件的頻發。新技術的興起模糊了家庭和工作的邊界， 經濟增速放緩使人們的收入和工作安全感下降， 增加了家庭矛盾產生的可能性（Beckman amp; Mazmanian， 2020; Probst et al.， 2020）。在新冠疫情影響下， 人們對健康的擔憂增加（Prime et al.， 2020）， 居家辦公效率低下（Leroy et al.， 2021）， 負面情緒的產生和發泄成為常態。負面家庭事件和經歷， 已成為不可忽視的一大社會問題（馬夢媛， 2020）。負面家庭事件不僅對人們的家庭生活、幸福感以及身心健康等產生負面影響， 還會向工作領域滲透（Lin et al.， 2021）。不僅普通員工受到負面家庭事件的影響， 在組織中處于中樞位置、具有資源分配權力的領導者， 其有效領導行為也會受到影響， 最終影響團隊和組織績效的達成（Lin et al.， 2021; McClean et al.， 2021）。組織管理者迫切需要找到幫助領導者應對負面家庭事件， 促進有效領導行為的措施。

鑒于事件具有明顯的離散性特征， 存在不可忽視的個體內差異， 現有研究大都討論個體內層次家庭事件的跨領域作用（Lin et al.， 2021; Watkins， 2021）。遺憾的是， 對于個體內層次領導者經歷的負面家庭事件如何影響其有效領導行為， 現有文獻存在不一致的觀點。部分學者認為領導者經歷的負面家庭事件會消耗他們的資源， 使其很難有足夠的資源留到工作中， 進而減少有效領導行為（Barnes et al.， 2015; Lin et al.， 2021）， 即產生為家所困效應。另一些學者則認為， 領導者在家庭中受挫之后， 很可能會在工作領域內主動尋找機會彌補缺憾， 從而增加有效領導行為（Edwards amp; Rothbard， 2000; Zedeck， 1992）， 即產生彌補缺憾效應?，F有文獻的不一致觀點， 不僅阻礙了家庭?工作交互與領導力研究的進展， 而且不利于指導組織和領導者有效應對負面家庭事件。

正如Hollenbeck （2008）所言， 研究結論或觀點不一致是創造知識的重要機遇。本文引入跨領域領導身份認同理論（Hammond et al.， 2017）來整合上述兩種不一致的觀點， 并提出能夠區分二者的一個重要邊界條件： 領導者外向性人格。具體來講， 高外向性的領導者更可能經歷彌補缺憾效應， 即在個體內層次， 負面家庭事件正向影響領導身份認同， 促使其做出有效領導行為（包括基本領導行為和變革領導行為）。相反， 低外向性的領導者更可能出現為家所困效應， 即在個體內層次， 負面家庭事件會負向影響領導身份認同， 使其做出更少的有效領導行為。研究模型如圖1所示。

本文的實證研究由兩個經驗取樣法研究組成。其中， 研究1的目的是檢驗研究假設， 樣本來自中國華東地區三個城市三家國有商業銀行的網點主任和部門經理。研究2對研究1進行了拓展。第一， 鑒于本文的研究假設建立在為家所困和彌補缺憾效應存在的基礎上， 研究2直接使用變量反映這兩個效應， 為本文的理論推導提供了更加堅實的基礎。第二， 研究2招募來自更多地區和行業的管理者作為樣本， 進一步提高了本文的外部效度。

1.1" 負面家庭事件、為家所困效應和彌補缺憾效應

家庭和工作是人生中最重要的兩個領域， 并且經?？珙I域相互影響（Edwards amp; Rothbard， 2000; 徐姍 等， 2022）。本文主要關注領導者在家庭領域發生的負面家庭事件如何影響工作領域中的有效領導行為。由于家庭事件和領導行為都存在不可忽視的個體內差異（Lin et al.， 2021; McClean et al.， 2019）， 本文討論個體內層次負面家庭事件對有效領導行為的影響。

關于領導者經歷的負面家庭事件如何在個體內層次影響其有效領導行為， 現有文獻存在不一致的觀點， 本文分別稱之為“為家所困效應”和“彌補缺憾效應”。為家所困效應認為， 領導者經歷的負面家庭事件， 會降低其在家庭領域的需求滿足（Lin et al.， 2021）， 使其產生負面情緒（Carlson et al.， 2011）， 消耗自我控制資源（Greenhaus amp; Powell， 2006）， 導致領導者無法在工作領域做出有效領導行為（Barnes et al.， 2015）。因此， 為家所困效應預測， 在個體內層次， 領導者經歷的負面家庭事件將負向影響有效領導行為。目前絕大多數實證研究支持了這一觀點（Courtright et al.， 2016; Lin et al.， 2021）。例如， Courtright等人（2016）研究發現， 在個體內層次， 領導者在家庭領域感受到的家庭?工作沖突越高， 自我耗竭程度越高， 從而越可能在工作領域中對下屬做出辱虐管理行為。

彌補缺憾效應則認為， 領導者在家庭領域經歷負面事件之后， 會主動在其它領域尋求意義感、獎勵或者心理安慰來彌補家庭領域內的缺憾（Edwards amp; Rothbard， 2000; Zedeck， 1992）。他們在家庭領域所遭遇事件的負面程度越高， 且工作領域賦予的意義感和獎勵程度越高， 就越有動機投入工作來彌補家庭中的缺憾， 以保證總體的收益（Edwards， 1992; Edwards amp; Rothbard， 2000）。因此， 彌補缺憾效應預測， 在個體內層次， 領導者經歷的負面家庭事件將正向影響有效領導行為。早期關于彌補缺憾效應的討論主要存在于家庭?工作互動相關的理論研究中， 最近的實證研究也開始為該效應的存在提供了支持。例如， Ganster等人（2023）研究指出， 在個體內層次， 家庭中伴侶的不文明行為， 可能促使員工在工作中更多從事幫助行為來彌補家庭中的缺憾。

很明顯， 為家所困效應和彌補缺憾效應對個體內層次領導者經歷的負面家庭事件如何影響其有效領導行為存在相反的預測。為了整合現有文獻中的不一致觀點， 本文引入跨領域領導身份認同理論（Hammond et al.， 2017）， 討論領導身份認同在負面家庭事件和有效領導行為之間的中介作用， 以及兩種不同效應的邊界條件。該理論關注發生在非工作領域的事件對領導身份認同和領導行為的跨領域影響， 不僅適用于個體間層次， 還適用于本文所進行的個體內層次研究。

1.2" 負面家庭事件與領導身份認同： 外向性人格的調節作用

領導身份認同指個體將自己定義為一個領導者的程度（Day et al.， 2009; DeRue amp; Ashford， 2010）。已有研究集中于解釋領導身份認同在工作領域中的發生、變化及其前因后果， 卻相對忽視了人們在非工作領域的經歷對領導身份認同的影響。事實上， 領導者不是在孤島中生存的， 其它領域的事件和經歷， 也會影響領導者的領導身份認同和相應的領導行為（Blanchard， 1999; Sandberg amp; Tsoukas， 2015）。因此， Hammond等人（2017）率先將領導身份認同理論擴展到非工作領域， 提出了跨領域領導身份認同理論， 解釋了其它領域事件如何通過領導者的心理和認知過程， 影響其有效領導行為。

跨領域領導身份認同理論認為， 領導者在非工作領域經歷的某個事件到底會提升還是降低領導身份認同和有效領導行為， 取決于領導者對該事件與領導身份之間關系的解釋。領導者解釋的差異， 將會導致不同的身份工作， 引起領導身份認同程度的變化， 最終影響到領導者在工作場所中的領導行為實施（Hammond et al.， 2017）。領導者的解釋往往不是單一的， 可能包括多種不同的觀點（Crawford et al.， 2019; Hammond et al.， 2017）。具體到本文的研究情境中， 一方面， 領導者在經歷了負面家庭事件之后往往會消耗大量的資源， 若他們更關注領導身份帶來的挑戰和壓力， 認為會進一步消耗所剩不多的資源（Lanaj et al.， 2019）， 則會降低領導身份認同， 產生為家所困效應。另一方面， 領導者經歷的負面家庭事件往往意味著家庭領域的缺憾， 若他們更看重領導身份帶來的積極效價和收益， 認為是彌補他們在家庭領域中缺憾的機會， 則會提高領導身份認同， 產生彌補缺憾效應。

跨領域領導身份認同理論指出， 領導者如何解釋其在非工作領域經歷的事件與領導身份的關系， 受到性格等穩定的個人傾向的影響（Hammond et al.， 2017）。具體哪一種性格特征能夠作為邊界條件， 則需要根據研究情境來決定。本文主要關注外向性這一性格特征 。高外向性的人具有高獎勵敏感性、高社交性和高能量水平的特征， 而低外向性的人具有高懲罰敏感性、低社交性和低能量水平的特征（Ashton et al.， 2002; Grant， 2013）。本文關注外向性的原因是： 首先， 負面家庭事件和領導主要與人際和社會交往相關， 能夠反映人們的人際和社會交往傾向的性格特征更加勝任邊界條件。其次， 更重要的是， 相關文獻指出， 高外向性和低外向性的人， 在對外部環境的解釋， 以及外部環境如何影響自己等方面存在顯著的差異， 這為整合為家所困效應和彌補缺憾效應帶來可能性。

本文認為高外向性會使領導者將領導身份解釋為對家庭領域缺憾的彌補， 而低外向性則會使其將領導身份解釋為對業已匱乏的資源的進一步消耗。具體理由如下：

第一， 領導者對獎勵或懲罰的敏感性影響其解釋傾向。對獎勵更敏感的高外向性領導者， 更可能看重領導身份帶來的積極效價和意義感， 認為其產生的收益能夠彌補他們在家庭領域內的損失（Bataille amp; Vough， 2022; Dutton et al.， 2010; Edwards amp; Rothbard， 2000）。而對懲罰更敏感的低外向性領導者， 更可能看重領導角色帶來的挑戰和風險， 認為其將會進一步消耗他們因應對負面家庭事件而所剩不多的資源（Ashton et al.， 2002; Lanaj et al.， 2019）。

第二， 領導者的社交性水平也會影響其解釋傾向。具有高社交性水平的外向領導者認為自己能夠更好地處理領導身份所需要的各項事務， 并且能夠從社交情境中獲得更多積極情緒和收益（Ashton et al.， 2002; Judge amp; Zapata， 2015）。此時， 他們更加可能將領導身份看作是對家庭領域缺憾的彌補。相反， 低外向性水平的領導者具有低社交性， 較少掌握領導身份需要的社交技巧， 難以體會領導身份的意義， 而且還得消耗大量資源來應對上述自己不擅長的事務（Ashton et al.， 2002）。此時， 他們更可能認為領導身份會進一步消耗其為應對負面家庭事件而所剩不多的資源。

第三， 領導者的能量水平影響其解釋傾向。研究指出， 當個體在某一領域產生資源損失后， 既可能為了保存現有資源而減少在其它領域的消耗， 也可能尋求在其它領域中獲取新資源， 其選擇取決于個體自身資源水平的高低（Halbesleben et al.， 2014; 徐姍 等， 2022）。而能量是一種重要的資源（Halbesleben et al.， 2014; Quinn et al.， 2012）。對于高能量水平的高外向性領導者， 在經歷負面家庭事件而致使自身資源受損或受到威脅時， 更傾向于獲取新資源， 認為領導身份能夠幫助他們獲得新的資源來彌補負面家庭事件造成的損失， 從而選擇在工作中認同領導身份（Lilius， 2012; Parker et al.， 2013）。相反， 對于低能量水平的低外向性領導者， 在經歷負面家庭事件后， 更傾向于保存剩余的有限資源， 認為領導身份會進一步消耗其所剩無幾的資源， 因而更不愿認同領導身份（Halbesleben et al.， 2014; Parker et al.， 2013）。

綜合以上討論， 本文認為外向性是負面家庭事件影響領導身份認同的為家所困效應和彌補缺憾效應發揮作用的一個重要邊界條件。因此， 本文提出：

假設1： 領導者的外向性人格調節了負面家庭事件和領導身份認同在個體內層次的關系。具體來講， 對高外向性的領導者， 負面家庭事件在個體內層次正向影響領導身份認同; 對低外向性的領導者， 負面家庭事件在個體內層次負向影響領導身份認同。

1.3" 領導身份認同與有效領導行為

有效領導行為是對最有可能對下屬和團隊的態度、行為和績效產生積極影響的領導行為的統稱（DeRue et al.， 2011; Yukl， 2012）。本文借鑒現有文獻中使用較為廣泛的Kotter （2001）二分法， 將有效領導行為分為管理和領導兩類。已有研究指出， 基本領導行為 和變革領導行為可以很好地反映領導者的管理和領導職能（Rosen et al.， 2019）。基本領導行為主要涵蓋明確期望、計劃、任務優先排序、監控和提供反饋等日常管理行為（Stogdill et al.， 1962）。變革領導行為則包含了鼓勵員工超出自我利益和工具化考慮， 對實現組織目標表現信心和熱情等方面（Bass， 1985）。

身份是行為的重要驅動因素（Markus amp; Wurf， 1987）。較高的領導身份認同意味著， 相比于其它選項， 領導角色的要求在領導者心目中有更高的優先度和重要性（Hammond et al.， 2017）。本文認為， 在領導身份認同較高的工作日里， 領導者將做出更多的基本領導行為和變革領導行為。第一， 領導身份認同影響領導者的行為選擇。在領導身份認同較高的工作日， 領導者更有可能做出與領導角色要求相一致的有效領導行為， 即基本領導行為和變革領導行為（Lanaj et al.， 2021; Lord et al.， 2010）。第二， 領導身份認同還會影響領導者的信息處理過程（Markus amp; Wurf， 1987）。在領導身份認同較高的工作日， 領導者將會更加積極地看待領導職位要求， 在心理上放大有效領導行為帶來的好處， 而相對忽視其潛在成本， 因而更有動機做出基本領導行為和變革領導行為（Ashford amp; DeRue， 2012; Cunningham et al.， 2023）。相反， 在領導身份認同較低的工作日， 領導者更少地做出與領導角色一致的領導行為， 也更加看重有效領導行為可能帶來的潛在個人成本， 從而更少做出基本領導行為和變革領導行為。近期的研究也為個體內層次領導身份認同對有效領導行為的積極影響提供了實證證據（Lanaj et al.， 2021; 2022）。因此， 本文提出：

假設2： 在個體內層次， 領導者的領導身份認同正向影響（a）基本領導行為和（b）變革領導行為。

跨領域領導身份認同理論指出， 具有不同性格特征的領導者， 在經歷了其它領域事件后， 對該事件與領導身份的關系可能產生不同的解釋， 導致其領導身份認同程度不同， 最終對領導行為帶來不同的影響（Hammond et al.， 2017）。基于該理論， 本文提出被調節的中介效應假設。具體來講， 對于高外向性人格的領導者， 在個體內層次， 在經歷了負面家庭事件之后， 更可能將領導身份解釋為對家庭領域損失和缺憾的彌補， 從而產生彌補缺憾效應， 負面家庭事件通過提高領導身份認同正向影響基本領導行為和變革領導行為。對于低外向性人格的領導者， 在個體內層次， 在經歷了負面家庭事件之后， 更可能將領導身份解釋為對由于應對負面家庭事件而減少的資源的進一步消耗， 從而產生為家所困效應， 負面家庭事件通過降低領導身份認同負向影響基本領導行為和變革領導行為。因此， 本文在一定程度上整合了現有文獻有關為家所困效應還是彌補缺憾效應的爭議。本文提出：

假設3： 外向性人格調節了個體內層次負面家庭事件通過領導身份認同影響（a）基本領導行為和（b）變革領導行為的間接效應。對于高外向性的領導者， 在個體內層次， 負面家庭事件通過提高領導身份認同正向影響基本領導行為和變革領導行為; 對于低外向性的領導者， 在個體內層次， 負面家庭事件通過降低領導身份認同負向影響基本領導行為和變革領導行為。

2" 研究1： 假設檢驗

2.1" 研究方法

2.1.1" 樣本和過程

研究1的目的是檢驗本文的研究假設。本文關注的是領導者個體內層次變量之間的關系， 因此研究1采用時間滯后間隔的經驗取樣法（time-lagged interval-based experience sampling method， ESM）收集數據。研究1調研的樣本為位于華東地區三座城市的三家國有商業銀行的中層領導者（包括網點主任和部門領導）。選擇該樣本的原因如下： 一是銀行中層領導者加班多， 工作強度大， 且常常占用下班時間外出應酬， 作為領導者他們更加被期望成為“理想型員工”， 在工作上全心投入并付出更多時間和精力， 這些會影響家庭經營和和諧家庭關系的維系， 使他們更容易經歷負面家庭事件（Dahm et al.， 2015; Humberd et al.， 2015）。二是商業銀行面臨著較大的競爭和業績壓力， 不僅要完成日常的基本工作， 還必須應對挑戰性目標和動態環境， 基本領導行為和變革領導行為都是其有效領導行為的體現和要求。因此， 商業銀行中層管理者是合適的調研對象。

研究者在征得銀行高層管理者的同意和支持后正式開始調研， 并通過微信向三市的113位中層管理者介紹調研目的和調研程序。參與者需要完成一次基礎調研， 以及為期兩周、一共10個工作日、每天3次的日調研。為了提高積極性， 每次發放問卷時以微信紅包的方式向參與者發放報酬作為即時獎勵， 整體調研完成后人均可獲得約200元人民幣。同時本研究設置現金抽獎來獎勵能完成10天總共30次日調研問卷的人（包括一等獎兩人每人1000元， 二等獎5人每人300元）。113位中層領導中， 有110位同意參與調研。

本次調研所有問卷通過問卷星發放， 研究助理會按照規定的時間發送問卷鏈接， 參與者點擊鏈接填答并提交問卷。在調研的第一周， 參與者需要完成基礎調研問卷， 該問卷測量個體間層次變量， 包括人口統計學特征、外向性和管理者自我效能感。110位參與者都完成了基礎調研。隨后， 110位參與者進入為期兩周（連續10個工作日）的日調研。為了降低共同方法偏差， 問卷分成三個時點調研（Gabriel et al.， 2019; Podsakoff et al.， 2003）。研究者根據參與者通常的上下班時間和工作慣例， 并參考已有研究的做法（Foulk amp; Lanaj， 2022; Sherf et al.， 2019）， 來確定問卷推送和關閉時間。時點一測量負面家庭事件、積極家庭事件和睡眠質量以及積極情緒、消極情緒， 問卷填答時間是11：00 ～ 15：00。研究者在前期的訪談中了解到， 中層領導上午需要準備和召開晨會， 在該時間段才能抽出完整時間完成問卷， 且對昨天晚上的家庭事件有清楚記憶。時點二測量領導身份認同， 填答時間是16：30 ～ 19：00。時點三測量基本領導行為和變革領導行為。由于中層管理者經常出現加班和下班較晚的情況， 時點三問卷的填答時間是20：00 ～ 00：00。平均來看， 時點一問卷約在13：35完成， 時點二問卷約在18：21完成， 時點三問卷約在21：49完成。

為了控制自回歸效應， 需要控制前一天的領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為， 因此若參與者第t?1天的數據缺失， 則第t天的數據也將被剔除。同時， 研究1僅保留完整地完成三天及以上日調研問卷的參與者數據（Gabriel et al.， 2019）。經過對三個時點數據的匹配并根據上述標準剔除后， 得到來自67位參與者的461個觀測數據（平均每位參與者提供6.88個觀測數據）作為最終樣本。本研究對該樣本進行了非回應偏差檢驗， 結果顯示最終樣本和缺失樣本在年齡、性別、受教育程度、部門任期、管理層級和管理者職位任期6個方面均沒有顯著差異， 說明不存在非回應偏差。在這67位參與者中， 平均年齡為34.12歲（標準差為6.44）， 68.66%為男性， 平均部門任期為3.88年（標準差為4.43）。

2.1.2" 測量

研究1所用英文原版量表均遵循Brislin （1986）的翻譯?回譯法翻譯成中文。所有量表均為7點Likert量表， 參與者報告其對每個條目的同意程度。

負面家庭事件。使用來自Lin等人（2021）的5條目量表， 包括“昨天下班回家， 我與家人發生了激烈爭吵”和“昨天下班回家， 我想要與家人分享很重要的事， 但他們毫無興趣”等， 個體內α值為0.95。

領導身份認同。使用來自Ashford等人（2016）的4條目量表， 包括“今天下午， 我感到當一個領導者對我來講很重要”和“今天下午， 我將自己視為一個領導者”等， 個體內α值為0.92。

基本領導行為。使用來自Stogdill （1963）的10條目量表， 包括“今天下午， 我決定應該做什么以及以何種方式做”和“今天下午， 我鼓勵使用統一的政策”等， 個體內α值為0.96。

變革領導行為。使用來自Tepper等人（2018）的4條目量表， 包含變革領導行為的理想型領導、愿景激勵、智力激發和個性化關懷4個維度， 每個維度1個條目。這一簡短版量表既能較為全面地測量變革領導行為， 又減輕了參與者問卷填答負擔， 適用于需要多次填答問卷的經驗取樣法研究。量表條目包括“今天下午， 我為我們團隊描繪了非常有趣的未來藍圖”和“今天下午， 我用我對未來的規劃激勵他人”等， 個體內α值為0.92。

外向性。使用來自Donnellan等人（2006）的大五人格量表， 外向性是其中一個維度， 共4個條目， 包括“我是聚會中的核心人物”和“我在聚會上會跟很多人交流”等， 個體間α值為0.62。外向性測量α值較低的原因可能有： 第一， 信度系數的高低受到樣本量的影響， 一般樣本量越大， 信度系數越高。本研究共收集了67個個體的外向性數據， 樣本數相對較小， 在一定程度上降低了信度系數。第二， 測量條目減少會降低α值。本研究使用Donnellan等人（2006）發展的20條目的大五人格量表， 其中外向性包含第1、6、11和16四個條目， 量表的縮短也會降低變量測量的信度系數（Raykov， 2007）。盡管信度系數會被降低， 但該量表仍然是實用且可靠的。首先， 本研究采用了經驗取樣法收集數據， 參與者在工作中填答問卷的時間比較緊張， 而且問卷過長會導致參與者注意力下降和填答失真（Donnellan et al.， 2006）， 使用縮減版本的量表可以減輕參與者填答負荷， 這也符合經驗取樣法的最佳實踐（Uy et al.， 2016）。其次， Donnellan等人（2006）通過一系列調研已經驗證了， 20條目的大五人格量表與原50條目量表相比， 能夠測出相似的內容范圍， 不會犧牲解釋效度。最后， 本研究所得外向性的α值仍在可接受的范圍內（gt; 0.6）。

控制變量。在個體內層次， 控制了積極情緒、消極情緒、積極家庭事件和睡眠質量。積極情緒和消極情緒采用Kercher （1992）的PANAS量表測量， 共10個條目， 其中積極情緒包括“興奮的” “熱情的” “機敏的” “受鼓舞的”和“堅定的”， 個體內α值為0.71; 消極情緒包括“痛苦的” “心煩的” “恐懼的” “緊張的”和“害怕的”， 個體內α值為0.91?？刂品e極情緒和消極情緒符合經驗取樣法最佳實踐的做法， 有助于解決數據同源時可能導致的假陽性問題和同源方差問題（Gabriel et al.， 2019）。并且， 控制積極情緒和消極情緒還可以排除情緒這一種替代解釋機制（Lin et al.， 2021; Weiss amp; Cropanzano， 1996）。參考Lin等人（2021）在研究積極家庭事件的影響時控制負面家庭事件的做法， 本研究則控制了積極家庭事件。量表來自Lin等人（2021）， 共5個條目， 由參與者在時點一評價， 包括“昨天下班回到家， 我參與到和家人有趣的活動中”和“昨天下班回到家， 我和家人就某些事情進行了具有啟發性的討論”等， 個體內α值為0.97。睡眠質量量表來自Barnes等人（2015）的4條目量表， 包括“昨天夜里， 我難以入眠”和“今天早上醒來時， 我感覺疲憊不堪”等， 個體內α值為0.89。為了使數據更直觀地反應睡眠質量， 本研究對其進行了反向計分處理。有部分研究指出， 領導者的睡眠質量是影響領導者做出有效領導行為的重要因素（Barnes et al.， 2015; Courtright et al.， 2016）， 控制睡眠質量的影響能夠排除替代解釋機制。

此外， 根據研究者關于ESM最佳實踐的建議， 控制了自回歸效應以及個體內變量在一周內的變化趨勢和周期（Gabriel et al.， 2019）。對于自回歸效應， 本研究分別控制了前一天的領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為。對于變化趨勢和周期， 本研究控制了一周內天數、正弦和余弦。其中， 一周內天數指周一到周五的第幾天， 因為本次調研只在工作日發放問卷。正弦和余弦根據Liu和West （2016）的方法計算， 正弦= sin （2πt/7）， 余弦= cos （2πt/7）， t表示一周的第幾天。

在個體間層次， 本研究控制了管理者自我效能感和工作?家庭區隔導向。管理者自我效能感量表來自Fast等人（2014）， 由參與者在基礎調研中評價， 包括“作為一個管理者， 我能實現大多數為自己設定的目標”和“作為一個管理者， 當面對困難的任務時， 我非常確定自己將會完成它”等， α值為0.97。同時， 本研究補充了一次問卷測量工作?家庭區隔導向， 量表來自Paustian-Underdahl等人（2013）的4條目量表， 包括“我不喜歡回到家里還想著工作的事情”和“我更愿意把個人生活留在工作之外”等， α值為0.85。

2.1.3" 分析策略

由于數據呈現出多水平的嵌套結構（每日數據嵌套于個體中）， 因此采用Mplus 8.3軟件（Muthén amp; Muthén， 2010）進行多層次驗證性因子分析（multi-level CFA）， 來檢驗模型中主要變量的效度。表1中的結果顯示， 五因子模型擬合得最好： χ2 = 1230.06， df = 534， χ2/df = 2.30 （lt; 5）， RMSEA = 0.05 （lt; 0.08）， CFI = 0.91 （gt; 0.9）， TLI = 0.90 （gt; 0.9）， 個體內SRMR = 0.03 （lt; 0.08）， 個體間SRMR = 0.07 （lt; 0.08）。

同理， 研究1采用多層次路徑分析方法（Preacher et al.， 2010）檢驗研究假設。進行個體內層次分析的前提是， 每日測量的變量有足夠的個體內方差， 因而本研究首先計算相關變量的個體內方差（σ2）和個體間方差（τ00）， 以及個體內方差的占比（σ2/（σ2+τ00）） （Podsakoff et al.， 2019）， 結果如表2所示。結果顯示， 負面家庭事件、領導身份認同、基本領導行為、變革領導行為、積極情緒、消極情緒、積極家庭事件和睡眠質量的個體內層次方差占比分別為26.26%、34.33%、36.50%、44.64%、38.13%、33.33%、61.00%和41.40%， 具有足夠的個體內層次方差， 可以進行多層次路徑分析。

2.2" 研究結果

研究1中變量的描述性統計和相關系數如表3所示。在個體內層次， 負面家庭事件與基本領導行為間有顯著負相關關系（r = ?0.11， p = 0.02）， 領導身份認同與基本領導行為（r = 0.40， p lt; 0.001）、變革領導行為（r = 0.32， p lt; 0.001）間均為顯著的正相關關系。

表4報告了多層次路徑分析結果。如表4中模型2和3所示， 負面家庭事件對領導身份認同的影響不顯著（β = ?0.06， ns）， 而外向性對負面家庭事件和領導身份認同間的關系具有正向的調節作用（β = 0.25， p lt; 0.001）， 說明負面家庭事件對領導身份認同的影響取決于其外向性人格。外向性人格的調節效應如圖2所示。簡單斜率分析顯示， 高外向性領導者經歷的負面家庭事件與領導身份認同間的關系顯著為正（slope = 0.18， p = 0.02）。相反， 低外向性領導者經歷的負面家庭事件與領導身份認同間的關系顯著為負（slope = ?0.33， p lt; 0.001）。兩者差異是顯著的（d = 0.52， p lt; 0.001）。假設1得到支持。

假設2a和假設2b分別討論了領導身份認同對基本領導行為和變革領導行為的影響， 如表4中模型5和7顯示， 領導身份認同對基本領導行為（β = 0.19， p lt; 0.001）和變革領導行為（β = 0.21， p = 0.01）均有顯著的正向影響。假設2a和2b得到支持。

表5報告了被調節的中介效應分析結果。當外向性較低時， 負面家庭事件通過領導身份認同影響基本領導行為的間接效應顯著為負， 95%置信區間為[?0.12， ?0.02]， 不包含0。當外向性較高時， 負面家庭事件通過領導身份認同影響基本領導行為的間接效應顯著為正， 95%置信區間為[0.0002， 0.08]， 不包含0。并且， 二者的差異顯著， 95%置信區間為[0.03， 0.18]， 不包含0。因此， 假設3a得到支持。當外向性較低時， 負面家庭事件通過領導身份認同影響變革領導行為的間接效應顯著為負， 95%置信區間為[?0.14， ?0.01]， 不包含0。當外向性較高時， 負面家庭事件通過領導身份認同影響變革領導行為的間接效應顯著為正， 95%置信區間為[0.0001， 0.09]， 不包含0。并且， 二者的差異顯著， 95%置信區間為[0.03， 0.21]， 不包含0。因此， 假設3b得到支持。

2.3" 補充分析

2.3.1" 長期效應分析

研究1發現， 對于高外向性的領導者， 在個體內層次， 負面家庭事件對領導身份認同和有效領導行為有正向的影響。這是否意味著高外向性的領導者就應該或可以多制造負面家庭事件， 從而帶來更高的領導身份認同， 促進有效領導行為呢？現有文獻中打消這種顧慮的常用方法是探索這種積極效應在短期和長期內的差異（Ju et al.， 2019; Qin et al.， 2018）。因而， 有必要探索負面家庭事件對有效領導行為的這種積極作用只是在短期內（在本文中， 即以天為單位）發生， 還是從長期來看也可能存在。若本文的發現僅存在于短期， 而不存在于長期， 那么我們將無法得到高外向性領導者應當多制造負面家庭事件的啟示。

本文關注的是在個體內層次領導者前一天的負面家庭事件對當天有效領導行為的影響， 其中為家所困和彌補遺憾效應以及外向性人格的調節作用均為短期動態效應的研究。而從長期來看， 本文猜想長期處于較高程度的負面家庭事件中會持續消耗領導者自身的個人資源， 使其處于資源耗竭狀態（Courtright et al.， 2016; ten Brummelhuis et al.， 2014）， 即使高外向性的領導者也難以再有足夠的資源進行領導身份認同。因此， 從長期來看， 外向性的調節作用將不顯著。

針對這一問題， 本研究采用三種數據處理方式來進行分析和探索： 第一種方式是， 對負面家庭事件和領導身份認同的日調研數據分別取均值， 在個體間層次進行回歸。結果顯示， 負面家庭事件對領導身份認同的影響不顯著（β = 0.19， ns）， 外向性的調節作用不顯著（β = 0.01， ns）。第二種方式是， 對負面家庭事件取均值， 分析其對最后一天的領導身份認同的影響。結果顯示， 負面家庭事件對領導身份認同的影響不顯著（β = 0.21， ns）， 外向性的調節作用不顯著（β = 0.01， ns）。第三種方式是， 參考徐姍等人（2022）的做法， 對負面家庭事件和領導身份認同的日調研數據分別取均值， 作為個體間層次的長期數據， 同時分析個體內層次負面家庭事件通過領導身份認同影響有效領導行為的短期效應， 和個體間層次負面家庭事件平均水平通過長期領導身份認同影響長期有效領導行為的長期效應， 以及外向性對個體內和個體間層次效應的調節作用。研究結果表明， 個體內層次效應和外向性的跨層次調節效應結果都與本文主分析的研究結果是一致的; 在個體間層次， 負面家庭事件的平均水平對長期領導身份認同的影響不顯著（β = ?0.12， ns）， 負面家庭事件的平均水平與外向性的交互項對長期領導身份認同的影響不顯著（β = ?0.08， ns）， 長期領導身份認同對長期基本領導行為和長期變革領導行為均有顯著的正向影響（分別為β = 0.35， p lt; 0.001和β = 0.35， p lt; 0.001）。三種數據分析結果都支持了本文的猜想， 即從長期來看， 外向性將不會影響負面家庭事件和領導身份認同之間的關系。因此， 從研究1中不能得出類似于“高外向性的領導者可以或者應該多制造負面家庭事件， 從而提高領導身份認同和有效領導行為”的結論。

2.3.2" 無控制變量分析

借鑒學者關于使用控制變量的最佳實踐， 本研究也進行了不加入控制變量的多層次路徑分析（Bernerth amp; Aguinis， 2016）。結果顯示， 外向性對負面家庭事件和領導身份認同之間關系的調節作用（β = 0.24， p lt; 0.001）， 以及領導身份認同對基本領導行為（β = 0.17， p = 0.01）和變革領導行為（β = 0.20， p = 0.01）的正向影響， 仍然顯著， 并且方向與假設一致， 本文研究結果的穩健性得到支持。

3" 研究2： 為家所困和彌補缺憾效應檢驗

研究2的目的是檢驗負面家庭事件影響領導身份認同的為家所困和彌補缺憾兩個機制， 為本文引入調節變量提供基礎。根據跨領域領導身份認同理論和家庭?工作交互理論， 選擇自我耗竭這一變量來反映為家所困效應。自我耗竭是指個體在之前的活動或經歷中消耗了大量本就有限的自我控制資源， 沒有足夠的資源履行后續自我控制要求的狀態（Baumeister et al.， 2007; Hagger et al.， 2010）。同時， 參考Rodell （2013）的研究， 采用彌補這一變量來反映彌補缺憾效應。該變量最初是反映人們在工作領域中缺失意義感時， 如何通過志愿服務來彌補。本研究根據研究情境對其進行改編， 使其能夠反映領導者在家庭領域受挫后， 想要在工作中得到彌補的想法。

3.1" 研究方法

3.1.1" 樣本和過程

研究者聯系了多家企業的中高層管理者， 并通過他們邀請所在公司的中層和基層管理者參與本次調研。樣本來自中國華東和西南地區多個行業的多家公司， 有72位管理者同意參與本次調研。參與者需完成連續2周每個工作日2次問卷的日調研， 所有問卷通過問卷星平臺發放， 參與者點擊問卷鏈接進行填答。在每個工作日， 日調研問卷分為2個時點發放： 時點一問卷測量參與者昨天下班回家后的負面家庭事件經歷， 以及當前的自我耗竭、彌補和領導身份認同， 在每個工作日的早上7：00發送并保持開放至中午12：30; 時點二問卷測量領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為， 在每個工作日的20：00發送并保持開放至晚上00：00。早上問卷平均9：07完成， 晚上問卷平均22：42完成。

為了控制自回歸效應， 本研究控制了前一天晚上的領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為， 因此如果參與者第t?1天的數據缺失， 則第t天的數據也將被剔除。同時， 本文僅保留完整地完成三天及以上日調研問卷的參與者數據。最終保留了42位管理者的307個個案數據。

3.1.2" 測量

研究2所用英文原版量表均遵循翻譯?回譯法翻譯成中文（Brislin， 1986）。所有量表均為7點Likert量表， 參與者報告其對每個條目的同意程度。負面家庭事件、領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為均采用了研究1所使用的量表， 在研究2中的個體內α值分別為0.84、0.92、0.94和0.89。

自我耗竭。使用Twenge等人（2004）發展的量表測量， 該量表包括5個條目。為適應個體內層面研究， 對量表進行了適當改編。量表條目包括“現在， 我感到精神疲憊”和“現在， 我需要很大努力才能集中精力做一件事”等， 個體內α值為0.94。

彌補。使用Rodell （2013）測量彌補機制的量表， 對量表進行了適用于本研究情境的改編。該量表共5個條目， 包括“此刻， 我想要通過承擔領導身份來探索家庭中缺失的東西”和“此刻， 我想要通過承擔領導身份來彌補家庭中的不足”等， 個體內α值為0.98。

控制變量。與研究1類似， 研究2采納ESM最佳實踐的建議， 分別控制了前一天晚上的領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為以控制自回歸效應和基線效應（baseline effect）; 并且控制了一周內天數、正弦和余弦以控制變化趨勢和周期。

3.1.3" 分析策略

研究2同樣采用Mplus 8.3軟件進行多層次驗證性因子分析。表6中的結果表明六因子模型擬合得最好： χ2 = 1797.64， df = 915， χ2/df = 1.96， RMSEA = 0.06， CFI = 0.91， TLI =0.89， 個體內SRMR = 0.04， 個體間SRMR = 0.09。

同時， 如表7所示， 負面家庭事件、自我耗竭、彌補、領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為的個體內層次方差占比分別為31.36%、43.41%、30.20%、36.99%、24.50%和30.99%， 具有足夠的個體內層次方差， 可以進行多層次路徑分析。

3.2" 研究結果

研究2中變量的描述性統計和相關系數如表8所示。在個體內層次， 負面家庭事件與自我耗竭（r = 0.38， p lt; 0.001）、彌補（r =0.31， p lt; 0.001）間有顯著正相關關系， 彌補與領導身份認同（r = 0.60， p lt; 0.001）間有顯著的正相關關系。領導身份認同與基本領導行為（r = 0.26， p lt; 0.001）、變革領導行為（r = 0.25， p lt; 0.001）間均為顯著的正相關關系。

研究2同樣采用Mplus 8.3軟件進行多水平路徑分析（Preacher et al.， 2010）檢驗研究假設， 分析結果如表9所示。結果顯示， 領導者經歷的負面家庭事件會增加領導者的自我耗竭（β = 0.30， p = 0.02）， 同時提高領導者對家庭缺憾的彌補（β = 0.39， p = 0.04）。領導者的自我耗竭降低領導身份認同（β = ?0.10， p = 0.04）， 相反地， 領導者對家庭缺憾的彌補會提高領導身份認同（β = 0.49， p lt; 0.001）。自我耗竭和彌補兩條機制在負面家庭事件與領導身份認同間起到了方向相反的中介作用， 并且結果也顯示負面家庭事件對領導身份認同的影響不顯著（β = 0.21， ns）， 說明了為家所困效應和彌補缺憾效應的存在。同時， 領導身份認同對基本領導行為（β = 0.18， p = 0.04）和變革領導行為（β = 0.17， p = 0.05）具有顯著的正向影響， 該結果進一步驗證了本文研究1關于領導身份認同與領導有效行為間關系的結論。

此外， 本研究使用R 4.0.3軟件進一步檢驗了自我耗竭和彌補對負面家庭事件與領導身份認同之間關系的中介作用。如表10所示， 負面家庭事件通過自我耗竭影響領導身份認同的中介效應為負， 95%置信區間為[?0.08， ?0.0002]， 不包含0; 負面家庭事件通過彌補影響領導身份認同的中介效應為正， 95%置信區間為[0.01， 0.39]， 不包含0。這些結果為本文整合為家所困和彌補缺憾效應提供了實證基礎。

4" 結論與討論

領導者經歷的負面家庭事件對工作領域領導行為有怎樣的影響？現有文獻提出了為家所困效應和彌補缺憾效應兩種不同的觀點。本文根據跨領域領導身份認同理論， 引入外向性人格作為調節變量， 通過對來自不同地區和行業中層管理者樣本的兩個經驗取樣法研究發現： 在個體內層次， 負面家庭事件能夠同時產生為家所困效應和彌補缺憾效應， 通過自我耗竭和彌補對領導身份認同和有效領導行為產生不同的影響; 當領導者外向性程度較高時， 負面家庭事件將會產生彌補缺憾效應， 通過提高領導身份認同來促進包括基本領導行為和變革領導行為在內的有效領導行為; 而當領導者外向性程度較低時， 負面家庭事件將會產生為家所困效應， 通過降低領導身份認同抑制領導者在工作中的基本領導行為和變革領導行為。

4.1" 理論貢獻

第一， 本文最為重要的理論貢獻在于通過識別出領導者外向性人格這一重要邊界條件， 有效整合了現有文獻的不一致觀點， 從而增進和豐富了現有研究對負面家庭事件如何影響有效領導行為的理解?，F有文獻關于個體內層次領導者經歷的負面家庭事件如何影響有效領導行為， 存在著為家所困效應和彌補缺憾效應兩種不一致的觀點（Courtright et al.， 2016; Edwards amp; Rothbard， 2000）。本文通過引

入跨領域領導身份認同理論視角， 識別出外向性人格這一邊界條件。本文發現， 為家所困效應更可能發生在低外向性人格的領導身上， 而彌補缺憾效應則更可能發生在高外向性人格的領導身上。同時， 本文進一步研究發現， 雖然對于高外向性的領導者， 負面家庭事件能夠給有效領導行為帶來積極的影響， 但這種積極影響僅存在于短期， 在長期內并不存在積極效應。

第二， 拓展了個性特質影響領導行為的機制研究。過去關于個性特質如何影響領導行為的研究發現， 在大五人格中， 外向性對有效領導行為有最強的預測效力， 并指出這是因為外向性的領導者能夠更好地處理來自工作中的各種挑戰（Judge et al.， 2002; 2009）。本文為外向性領導者之所以更加有效提供了新的解釋， 即外向性還能幫助領導者在家庭領域遇到問題時， 以一種更加積極的方式在工作領域中行動。至少， 在短期內， 高外向性的領導者能夠化“家庭的悲痛”為“工作的力量”。

第三， 本文也貢獻于有效領導行為的個體內變化及其影響因素研究。自McClean等人（2019）討論充分挖掘時間因素在領導行為中的作用開始， 越來越多的研究開始關注有效領導行為的動態變化， 并討論能夠促進和損害有效領導行為的工作外因素， 尤其是家庭事件和經歷的作用（Lin et al.， 2021; McClean et al.， 2021）。這些研究的基本結論是， 有效領導行為往往是由積極家庭事件和經歷所驅動的， 而負面家庭事件和經歷只會降低有效領導行為。而本文發現對高外向性人格的領導者來講， 負面家庭事件在短期也可能是有效領導行為的驅動因素。上述發現豐富和拓展了現有文獻對家庭經歷和實踐與有效領導行為關系的認識。

第四， 本文還拓展了領導身份認同的前因變量研究?，F有實證研究主要討論了工作領域中的情境因素（Zhang et al.， 2020）以及領導者個人因素（Lanaj et al.， 2022）對領導身份認同的影響。本文從兩個方面拓展了現有研究。首先， 本文將領導身份認同的前因從工作領域情境因素拓展到非工作領域情境因素（本文中是負面家庭事件）。其次， 不同于以往研究討論領導者個人因素或者情境因素的單獨作用， 本文引入外向性人格作為調節變量， 討論了領導者個人和情境因素的共同作用對領導身份認同的影響。

4.2" 實踐啟示

本文對組織如何實施和使用家庭支持政策和實踐具有重要的啟示。首先， 組織應當重視針對領導者實施家庭支持政策和實踐。其次， 對于剛經歷了負面家庭事件的領導者， 需要進行分類管理， 而不必要統一管理。組織僅需要特別關注低外向性人格的領導者， 采取措施幫助他們減少負面家庭事件， 或者幫助他們降低負面家庭事件所產生的資源消耗。這在一定程度上， 提高了組織管理的針對性， 也節省了成本。最后， 組織的家庭支持政策和實踐更應當注重時效性， 這樣才能更加有效， 避免長期的負面影響， 這就對組織實施家庭支持政策和實踐提出了更高的要求。此外， 本文也啟示高外向性的領導者沒必要過度擔心負面家庭事件在短期內對有效領導行為產生負面的影響， 而低外向性的領導者一方面應該努力做好工作和家庭的平衡， 做好與家人的溝通和情感聯系， 減少負面家庭事件的發生; 另一方面， 當經歷了負面家庭事件時， 應該主動和及時地采取相應的認知策略和行為策略來降低負面家庭事件對個人資源的損耗， 以降低其為家所困的程度。

4.3" 研究不足與未來研究方向

本文可能存在以下缺陷： 第一， 雖然研究1和研究2均通過多時點的經驗取樣法設計， 在一定程度上降低了同源方差， 但不能完全規避該問題（Gabriel et al.， 2019; Podsakoff et al.， 2003）。未來研究可以參照McClean等人（2021）的做法， 在分時點的基礎上同時抽取比較了解領導情況的下屬來評價領導的有效領導行為。第二， 研究1和研究2經過匹配后的最終樣本分別包括67位和42位管理者， 雖然樣本量并不大， 但是鑒于在真實的企業中收集領導數據的難度， 更加之在討論領導行為個體內變化的文獻中很常見， 樣本量并不是一個非常致命的問題。但是， 正如前文所述， 較小的樣本量還是影響到了外向性人格的信度。我們建議未來研究可以通過MTurk或者問卷星等平臺招募多種多樣的領導者， 通過更大的樣本來檢驗本研究的結論是否依然穩健。第三， 由于本文主要關注的是前一天負面家庭事件發生后對領導身份認同和有效領導行為水平的影響， 根據相關方法論文獻的建議， 本文沒有控制領導身份認同、基本領導行為和變革領導行為在當天早晨的初始值（Gabriel et al.， 2019）， 該做法也與當下很多ESM研究相符（如Ganster et al.， 2023; Yu amp; Duffy， 2021等）。并且， 研究2的分析也表明早晨的領導身份認同已經受到負面家庭事件的影響， 控制早晨的測量值在本文的研究情境中是不恰當的。但是， 我們仍然建議未來研究關注中介變量和結果變量的變化， 控制當天的初始值， 充分發揮ESM能夠捕捉變量變動的優勢。第四， 受到客觀條件的限制， 本文根據調研參與者上下班的時間和工作慣例來選擇日調研的測量時點， 未能實現最完美的研究設計。雖然這種做法常見于現有ESM研究中（Foulk amp; Lanaj， 2022; Sherf et al.， 2019）， 仍然建議未來研究選擇更理想的時點收集數據， 盡量在早上上班前測量負面家庭事件， 并在上班后1小時內測量領導身份認同。

本文采用引入調節變量的方法來解決現有文獻中關于負面家庭事件如何影響有效領導行為的不一致觀點。除此之外， 研究者還可以采用為核心變量劃分子維度、討論變量之間的曲線關系和在不同的層次進行研究等方法， 來解決和調和現有文獻中的不一致（林偉鵬， 2019）。比如， 未來研究者可以討論是否不同類型的負面家庭事件會對有效領導行為產生不同的影響; 可以探索負面家庭事件對有效領導行為的影響是否存在曲線效應; 也可以同時采用個體內和個體間層次的研究設計， 討論負面家庭事件對有效領導行為的影響是否在不同層次存在不同的作用機制。

本文從跨領域領導身份認同視角出發， 研究了領導身份認同在解釋負面家庭事件如何影響有效領導行為中扮演的角色。未來研究可以探索其它可能的解釋機制， 進一步豐富我們對相關問題的認知。例如， 負面家庭事件可能反應了領導者在處理某類事件上缺乏足夠的能力， 可能使領導者處于自我耗竭狀態而降低了對自我工作能力的認知， 也可能通過負面經歷和負面說服信號降低領導者的自我效能感， 從而減少有效領導行為。因此， 我們建議未來研究從工作能力或對工作能力的認知視角出發， 研究負面家庭事件對有效領導行為的作用機制。

本文發現負面家庭事件在短期內， 對高外向性人格的領導者存在積極作用。未來研究可以繼續拓展該方向， 進一步探討其它可能區分和整合為家所困和彌補缺憾兩種效應的個體和情境因素， 討論負面家庭事件會產生積極面的其他情形。本文猜測負面事件發生的時機也可能是一個非常關鍵的情境因素。具體來講， 負面家庭事件可能會受到之前發生的負面家庭事件影響。當一個人在前天晚上經歷了極高程度的負面家庭事件后， 昨晚雖然也經歷了一定程度的負面家庭事件， 但是總體來看， 程度顯著降低， 此時領導者也可能會產生一定的積極反應。

最后， 本文提出外向性通過影響領導者對負面家庭事件與領導身份認同之間關系的解釋， 起到了調節作用， 但顯然外向性不會是唯一的調節變量。為此， 我們建議未來研究者一方面可以研究其它可能影響該解釋過程的調節變量， 另一方面可以基于其它領域事件影響領導身份認同的過程中的其它環節， 尋找其它起到調節作用的變量。

參" 考" 文" 獻

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Trapped by family or compensated from work？ The influence of daily negative

family events on daily effective leadership behaviors

LIU Depeng1， LI Juexing2， ZHANG Shengjun3， PANG Xuhong3， WANG Zheng4

（1 School of Management， Shandong University， Jinan 250100， China） （2 School of Economics and Management，

Yunnan Normal University， Kunming 650500， China） （3 School of Business， Shanghai University of Finance and Economics，

Shanghai 200433， China） （4 School of Management， Zhejiang University， Hangzhou 310058， China）

Abstract

Negative family events and experiences have been major social problems in recent years due to the intersection and influence of technical， economic， and epidemic shocks. Negative family events influence leaders’ family domain and also have a cross-domain effect on leadership behaviors at work. However， there are two contradictory views on the relationship between negative family events and effective leadership behaviors. Some scholars claim a negative effect because of the depletion of leaders’ self-control resources， called the “trapped-by- family effect.” Others propose a positive effect owing to cross-domain compensation， called the “compensation effect.”

The inconsistency in existing literature prompts us to reconcile it using the theory of cross-domain leader identity. We argue that the influence of daily negative family events on leader identity and effective leadership behaviors depends on the leaders’ extraversion levels. Specifically， when leaders have higher levels of extraversion， the compensation effect will come into play; that is， daily negative family events will be positively associated with daily effective leadership behaviors by promoting daily leader identity. In contrast， when leaders have lower levels of extraversion， the trapped-by-family effect will play a role; that is， daily negative family events will be negatively associated with daily effective leadership behaviors by reducing daily leader identity.

To capture within-person variance and test our model， we conducted two experience sampling studies of middle managers across 10 consecutive workdays. In Study 1， participants were middle managers from three merchant banks in three cities. Before initiating the daily survey， participants were asked to complete a basic survey containing demographic questions and an extraversion personality inventory. After matching procedures， 461 observations from 67 managers were included in our final sample. Data analysis supported our hypotheses for both initial structure and transformational leadership that are typical effective leadership behaviors in the literature. In Study 2， we collected data from participants from different regions and industries， and the final sample included 307 observations from 42 managers. The data analysis results showed that negative family events did have both a trapped-by-family effect on leader identity and effective leadership behavior through ego-depletion and a compensation effect on leader identity and effective leadership behavior through compensation.

The theoretical contributions of this paper are fourfold. First， we integrate the inconsistent ideas of the relationship between negative family events and effective leadership behavior using the theory of cross-domain leader identity. We find that the levels of leaders’ extraversion play a vital role in deciding whether negative family events will have a trapped-by-family effect or a compensation effect on effective leadership behavior via leader identity. Second， unlike existing empirical studies， our findings suggest that negative family events will not always lead to negative leadership behaviors. At the within-person level， leaders with high levels of extraversion will exhibit more effective leadership behaviors at work after experiencing negative family events. Third， we extend the current research to further explore the effect of personality on leadership behaviors. Prior studies have suggested that extraversion assists leaders in handling the challenges of work， while we find that extraversion will also promote leaders to actively respond to negative family events by engaging in effective leadership behaviors. Fourth， we also contribute to leader identity studies by shifting its antecedents from work domain to family domain and by exploring the interactive effect of personal and situational factors on leader identity. The present study also provides practical guidance for organizations and leaders to cope with the challenge of negative family events and promote its potential positive effects.

Keywords" negative family events， effective leadership behavior， initial structure， transformational leadership， leader identity， extraversion

收稿日期： 2022-09-02

* 山東省社會科學規劃研究項目（23BGLJ03）資助。

通信作者： 李玨興， E-amil： lijuexing@139.com