委以重任還是排斥打壓？明星員工與團隊領導的人際互動后果

摘" 要" 通過整合社會相互依賴理論及支配補償理論， 文章構建了一個被調節的間接效應模型， 以闡釋明星員工與團隊領導的人際互動后果。通過開展1項情境實驗和1項問卷調查研究， 結果揭示：（1）下屬明星員工身份通過增強團隊領導對下屬的信任促進領導授權行為， 抑制領導排斥行為; 下屬明星員工身份通過增強領導地位威脅感知促進領導排斥行為; （2）下屬的支配性強化了其明星員工身份與團隊領導地位威脅感知之間的正向關系， 并進一步促進了領導排斥行為。研究結果不僅驗證了明星員工與團隊領導人際互動的“雙刃劍”效應及其邊界條件， 啟發人們進一步思考如何構建有利于發揮明星員工價值的工作情境， 還豐富了領導授權與排斥行為的前因研究。

關鍵詞" 明星員工， 團隊領導， 人際互動， 領導授權， 領導排斥

分類號" B849： C93

1" 前言

知識經濟時代， 各類組織之間的“人才戰爭”愈演愈烈， 特別是那些關乎組織戰略目標實現的“關鍵少數”， 成為人才爭奪的重中之重， 組織管理學者稱他們為“明星員工”， 即：組織中少數具有持續的、不均衡的高績效表現、高社會地位的員工（Call et al.， 2015; Kehoe et al.， 2018）1。明星員工對于組織的重要性一方面體現在其突出的直接貢獻：在很多行業（如：科技、金融）， 排名前5%的明星員工為組織貢獻了超過25%的業績產出（O’Boyle amp; Aguinis， 2012）; 另一方面， 還體現在明星員工可通過與上級、下級或同事的人際互動（如：信息溝通， 資源共享， 榜樣引導， 社會比較， 人際依賴）對他們的心理狀態及行為產生一系列積極或消極的影響， 從而間接影響組織的價值創造活動（如：Groysberg et al.， 2011; Li et al.， 2020; Lockwood amp; Kunda， 1997; Oettl， 2012）。

關于明星員工人際互動的對象， 已有研究主要集中于非明星員工（如：Grigoriou amp; Rothaermel， 2014; Lockwood amp; Kunda， 1997; 馬君 等， 2022）， 較少涉及領導。少數幾篇相關文獻僅解釋了作為人際影響源的明星員工， 會對其領導的個人情緒及行為產生怎樣的影響（如：創意明星引發領導的嫉妒心理， Carnevale et al.， 2023; 明星員工使得領導表現得更謙卑， Yang et al.， 2019）， 但并未從人際影響對象的視角全面分析領導面對明星下屬時， 會對其產生怎樣的人際反應。鑒于此， 本文將基于影響對象心理與行為反應的視角， 從積極和消極兩方面探究明星員工與團隊領導的人際互動后果。該研究問題具有重要的理論與實踐意義：理論層面， （1）由于領導權力與地位的特殊性， 明星員工與其人際互動的方式顯著不同于和非明星員工的互動， 學者們亟待探索明星員工和領導這兩類在組織中掌握豐富資源、享有崇高的地位的人同處一個社會系統（如：同一團隊）時， 會呈現怎樣的人際效應; （2）明星員工價值的發揮不僅依賴其突出的個人才能（Call et al.， 2015）， 也離不開必要的情境支持（Groysberg et al.， 2008）， 在諸多情境因素中， 領導作為資源分配者和決策者， 其所提供的社會支持， 是明星員工才能得以發揮的重要條件， 因而該研究問題有效回應了“如何為實現明星員工的價值創造積極的人際關系情境？”這一重要研究問題。實踐層面， 明星員工與領導在組織或團隊中都扮演著舉足輕重的角色， 因此， 避免二者之間消極的人際互動， 促使其建立積極的人際關系， 對于提升組織或團隊的凝聚力和有效性具有重要價值。

鑒于此， 本文將以工作團隊為情境， 檢驗明星員工與團隊領導的人際互動過程與后果。基于社會相互依賴理論（social interdependence theory）， 我們認為：在團隊這一高度社會依賴的情境下， 明星下屬與團隊領導之間的目標依賴關系具有合作性與競爭性并存的特征， 而非此消彼長的關系， 這源于領導與下屬之間的基本矛盾關系（Van Vugt et al.， 2008）及雙方目標的多維屬性， 也造成了雙方之間的人際互動同時顯現出積極效應與消極效應。具體而言， 其積極效應源于雙方的目標在“完成團隊任務、提升團隊業績”這一維度是一致的， 具有合作性特征， 由此可能促使團隊領導對明星下屬做出積極評價（如：人際信任）， 并進一步引發其合作導向的人際行為（如：授權行為）; 其消極效應源于雙方的目標在“個人權利與地位分配”這一維度存在不一致， 具有競爭性特征， 由此可能促使團隊領導對明星下屬做出消極評價（如：地位威脅）， 并進一步引發其競爭導向的人際行為（如：排斥行為）。

進一步地， 為促進團隊領導與明星下屬之間積極的人際互動， 本文還須探索在何種條件下明星員工與團隊領導的積極人際互動會增強， 消極人際互動會削弱。解決這一問題的關鍵在于厘清強化雙方之間合作性目標依賴關系、緩解競爭性目標依賴關系的邊界條件。根據社會相互依賴理論， 二元人際互動中， 雙方目標依賴關系的性質及強弱取決于影響對象（團隊領導）對影響源（明星下屬）的存在是否有利于自身目標達成的主觀評價（Deutsch， 1949）。根據支配補償理論（dominance complementarity theory）的觀點， 這種主觀評價會受到影響源（明星員工）人際特征及其與影響對象（領導）之間人際匹配性的影響（Tiedens et al.， 2007; Turner， 1991）。因此， 本文將支配補償理論整合到社會相互依賴理論這一整體框架中， 關注明星員工的人際特征， 檢驗其如何影響團隊領導對雙方合作性及競爭性目標依賴關系強弱水平的評價， 進而引發其對明星下屬積極或消極的人際反應。

通過對以上研究問題進行實證檢驗， 本文一方面從影響對象心理與行為反應的視角全面解釋了明星員工與團隊領導在人際互動中產生積極或消極效應的原因、過程及權變因素， 從而豐富了針對不同對象的明星員工人際效應的研究; 另一方面， 厘清團隊領導對待明星下屬矛盾性的人際反應機制、結果及邊界條件， 有助于學者們從人際關系情境的視角， 深化對“如何充分發揮明星員工價值， 規避其風險？”這一理論問題的認識。此外， 從領導學研究的視角看， 相關研究結果還有助于學者們從社會相互依賴性的視角探索積極或消極領導行為的前因。

1.1" 理論基礎與實證模型設定

本文選取社會相互依賴理論作為主要理論框架， 其核心思想是：在同一社會系統中（如：同一團隊）， 不同成員之間目標依賴關系的性質會影響他們之間的人際關系與互動結果（Deutsch， 1949）。當某位成員目標的實現產生了有利于另一位成員目標的達成時， 雙方之間就存在合作性目標依賴關系， 這種積極依賴可促進二者之間的相互信任， 進而促發合作導向的人際行為; 相反， 當某位成員目標的實現阻礙了另一位成員目標的達成時， 雙方之間就存在競爭性目標依賴關系， 這種消極依賴會導致一方對另一方人際威脅感增加， 進而促發競爭導向的人際行為。由于人際關系及社會系統本身的復雜性， 處于同一社會系統下的成員， 在目標依賴關系上可能兼具合作性與競爭性（Johnson， 2003; Johnson amp; Johnson， 2005）。團隊中， 領導與下屬之間的目標依賴關系就屬于這種情況， 它源于二者之間的基本矛盾關系（Van Vugt et al.， 2008）：一方面， 領導依靠領下屬共同的努力， 才能順利完成團隊任務， 同時， 下屬也需要領導的指導與支持， 才能在團隊工作中實現自身價值， 因此， 雙方在“完成團隊任務、提升團隊業績”方面具有積極的合作性目標依賴關系; 另一方面， 權力和地位是影響科層組織資源分配的重要因素， 領導相比于下屬在這兩方面具有優勢（Archer， 1988; Keltner et al.， 2003; Maner amp; Mead， 2010）， 如若下屬同樣追求高水平的權力和地位， 就會導致雙方在“個人權利與地位分配”方面具有消極的競爭性目標依賴關系。

明星員工高績效、高地位的屬性特征進一步強化了領導與下屬之間目標依賴關系的矛盾性特征。從合作性方面考慮， 明星員工突出的業績和社會地位能夠為團隊提供必要的支持， 不僅有助于團隊高效、高質量地完成任務， 還有助于提升其整體聲譽并獲取外部資源（Kehoe et al.， 2018; O’Boyle amp; Aguinis， 2012）， 因而領導與下屬之間的目標在“完成團隊任務、提升團隊業績”這一維度上合作性進一步增強， 由此導致團隊領導對明星下屬產生信任感， 并施以更多合作導向的、更少競爭導向的人際行為（即：人際信任機制）; 從競爭性方面考慮， 明星下屬出眾的業績表現和社會地位會使其受到更廣泛的關注與認可， 這使得領導在組織或團隊中的權力和地位優勢相對下降（Khan et al.， 2018; Maner amp; Mead， 2010; 易明 等， 2021）， 領導與下屬之間的目標在“個人權利與地位分配”這一維度上競爭性進一步加劇， 由此導致團隊領導感受到來自明星下屬的地位威脅感， 從而對其施以更多競爭導向的、更少合作導向的人際行為（即：地位威脅機制）。鑒于授權是領導對高能力、高業績下屬的一種典型的積極合作行為（如：Hakimi et al.， 2010; Sharma amp; Kirkman， 2015; 易明 等， 2021）， 而排斥是領導對有威脅的下屬的一種典型的消極競爭行為（如：Leheta et al.， 2017; 陳志霞， 涂紅， 2017）， 本文選擇此兩種典型行為， 分別作為團隊領導針對明星下屬合作導向、競爭導向人際行為的效標變量。

此外， 明星下屬與團隊領導之間的人際互動主要體現為人際信任機制， 還是地位威脅機制？解決這一問題的關鍵在于領導對雙方合作性及競爭性目標依賴關系強弱水平的主觀評價。但是， 社會相互依賴理論本身并不能回答這一問題。本文借鑒了支配補償理論中人際特征互補性匹配（complementary fit）的觀點對此予以解釋， 該理論認為：二元人際關系中， 一方占據支配地位時， 另一方須表現出較高的服從性， 雙方才能形成良性的互補性匹配， 產生積極的人際互動; 若另一方表現出較高的支配性， 則難以形成互補性匹配， 引發消極的人際互動（Carson， 1969; Tiedens et al.， 2007）。就團隊領導與明星下屬這對二元關系而言， 團隊領導通常享有權力、地位和資源的優勢（Vecchio， 2007; Yukl， 2012）， 更可能占據人際關系中的支配性地位（例如Khan et al.， 2018; Kipnis， 1972）。因此， 明星下屬的“支配?服從”傾向將決定雙方能否形成互補性匹配， 進而影響團隊領導對雙方合作性及競爭性目標依賴關系強弱水平的評價， 并對后續的人際互動機制（人際信任機制、地位威脅機制）產生差異化影響。綜上， 本文將選擇“下屬支配性”作為典型的人際特征， 探討其如何調節明星下屬與團隊領導之間的人際互動過程。本文提出的實證研究模型如圖1所示。

1.2" 下屬明星員工身份對團隊領導的積極影響：人際信任機制

積極人際互動成立的基礎是團隊領導與明星下屬在“完成團隊任務、提升團隊業績”方面存在合作性目標依賴關系， 其主要作用機制是人際信任。明星下屬的高績效和高地位屬性對于這一合作性目標依賴關系都具有促進作用。第一， 明星員工通常具有遠優于他人的績效表現， 其突出的能力可以幫助領導完成團隊任務中較困難的部分， 從而為團隊業績的提升帶來直接貢獻（Aguinis amp; O’Boyle， 2014）; 第二， 明星員工因其高地位屬性可獲得廣泛的社會認可和資源， 這不僅有助于提升整個團隊的外部聲譽（Kehoe et al.， 2018）， 還可以幫助團隊中的其他同事更好地利用外部資源完成本職工作， 從而間接地為團隊績效的提升做出貢獻（Cornelissen et al.， 2017）。鑒于團隊業績、聲望的提升以及資源的獲取都有助于團隊領導工作目標的達成， 因而在此情形下， 明星下屬與團隊領導之間可能形成高水平的合作性目標依賴關系。

進一步地， 在合作性目標依賴關系的驅使下， 團隊領導可能對明星下屬做出積極的評價， 進而產生信任感。Williams （2001）提出， 人際信任表現為個體在有機會主義風險的情況下愿意依賴群體中其他成員的行為， 因此群體成員間積極的依賴關系會促進他們之間的人際信任。例如：Tjosvold （1989）發現， 當員工認為團隊成員間的目標是合作性的， 會增加彼此間的信任度; 類似地， Meyerson等（1996）發現來自不同職業的人之所以能夠迅速建立起完成復雜任務所需的信任， 是因為他們相信臨時工作系統中的每個人都擁有共同的目標， 同時每個人都將從項目的成功中受益。

團隊領導對某位下屬的信任程度會進一步影響其針對該下屬的授權行為和排斥行為。根據社會相互依賴理論， 積極的人際心理狀態（如：信任）會增加個體幫助他人目標實現的合作導向人際行為， 減少個體阻礙他人目標實現的競爭導向人際行為（Johnson amp; Johnson， 2005）。領導授權行為指在組織情境中， 領導賦予員工執行任務更多決策權、自由度的一系列管理活動。該行為以領導對下屬的充分信任為基礎（Sharma amp; Kirkman， 2015）， 授權水平的高低能有效反映出雙方為實現集體目標而進行人際合作的程度。在“完成團隊任務、提升團隊業績”方面， 相比于非明星下屬， 團隊領導顯然更信任明星下屬的工作能力（Mayer et al.， 1995）， 并更可能通過向明星下屬授權， 促使其發揮自身能力優勢與資源優勢， 為團隊集體目標的實現而貢獻價值。領導排斥行為指個體在工作情境中感知到的來自上級領導公開或隱秘的拒絕、忽視等人際偏差行為（Ferris et al.， 2008; Howard et al.， 2020）。該行為的出現意味著領導與下屬之間不再相互信任， 甚至走向對立（Halbesleben amp; Wheeler， 2015）。相比于非明星下屬， 工作表現與社會地位都很突出的明星下屬更可能幫助團隊領導實現團隊業績的提升， 因而更可能獲得領導信任， 遭受領導排斥的可能性也更低（王小予 等， 2019）。綜上所述， 提出假設1a、假設1b：

假設1a：下屬明星員工身份通過增強領導對下屬的信任， 正向影響領導授權行為。

假設1b：下屬明星員工身份通過增強領導對下屬的信任， 負向影響領導排斥行為。

1.3" 下屬明星員工身份對團隊領導的消極影響：地位威脅機制

消極人際互動成立的基礎是團隊領導與明星下屬在“個人權利與地位分配”方面存在競爭性目標依賴關系， 其主要作用機制是地位威脅。具體而言， 明星員工的高績效與高地位屬性都有可能加劇這一競爭性目標依賴關系， 主要原因如下：一方面， 相比于非明星員工， 明星員工因其出眾的績效和能力更容易受到組織其他成員（尤其是高層管理者）的關注與認可， 這可能對所在團隊領導的個人威望構成威脅， 甚至使明星員工成為領導晉升道路上的潛在對手（Feenstra et al.， 2020; Maner amp; Mead， 2010）。另一方面， 在工作場所， 個體所擁有的地位并非固定不變， 而是呈現出一定動態性和不穩定性。當下屬通過持續的高業績、高能力表現進一步提升自己在組織中的地位時， 其所在團隊領導的地位就會相對下降。

進一步地， 在競爭性目標依賴關系的驅使下， 團隊領導可能對明星下屬做出消極的評價， 將其視為潛在的競爭對手， 由此產生了地位威脅感知。已有研究表明：在正式的層級制結構中， 享有地位優勢的成員（如：領導）習慣于從地位相對處于劣勢的成員（如：下屬）那里獲取更多利益和尊重， 高度在意他們是否認可其地位， 對地位損失異常敏感; 尤其當面對那些業績突出且地位與自己接近的成員（如：明星下屬）時， 這種潛在的威脅感會更強（Blader amp; Chen， 2011）。

當團隊領導感受到來自某位下屬的地位威脅時， 會相應地調整對該下屬的授權和排斥行為水平。根據社會相互依賴理論， 消極的人際心理狀態（如：威脅）會減少個體幫助他人目標實現的合作導向人際行為， 增加個體阻礙他人目標實現的競爭導向人際行為（Johnson amp; Johnson， 2005）。授權是領導與下屬之間典型的合作導向人際行為， 但它對于領導而言存在一定風險， 通常需要其放棄原有的部分權力， 并授予下屬一定程度的自主決策權（楊英， 龍立榮， 2009; 楊英 等， 2010）。當領導感知到來自某位下屬的地位威脅時， 對其授權意味著將更多權力與資源交付給了該下屬， 給予對方展示自身能力的機會， 有助于該下屬地位的進一步提升， 從而加劇了對自身地位的威脅（Feenstra et al.， 2020）。因此， 相比于非明星下屬， 團隊領導面對威脅其地位的明星下屬時， 會傾向于減少對他們的授權（易明 等， 2021）。排斥則是領導與下屬之間典型的競爭導向人際行為， 一方面， 排斥行為能夠阻止該下屬參與核心工作、避免其與重要社會資源（如：企業高層、重要客戶）接觸， 逐步降低該下屬在團隊內的權威（陳志霞， 涂紅， 2017）; 另一方面， 排斥行為能夠在多方面傷害員工， 如引發一系列負面情緒， 降低員工的工作績效與組織公民行為等（王懷勇， 劉永芳， 2013）， 從而間接降低該下屬的地位（Maner amp; Mead， 2010; 易明 等， 2021）。相比于非明星下屬， 明星下屬因其突出的業績與地位更可能激發團隊領導的地位威脅感， 從而招致其更多的排斥行為。因此， 提出假設2a、假設2b ：

假設2a：下屬明星員工身份通過增強領導地位威脅感知， 負向影響領導授權行為。

假設2b：下屬明星員工身份通過增強領導地位威脅感知， 正向影響領導排斥行為。

1.4" 下屬支配性的調節作用

接下來， 將從“下屬人際特征”的視角分析人際信任和地位威脅這兩個機制的邊界條件。就領導與下屬的二元人際關系而言， 權力與地位的差異是最突出的人際特征之一， 而支配性代表著個體追求權力與地位優勢的程度（Sidanius et al.， 2004; Wiggins， 1979）， 其水平的高低反映了個體在人際關系中更傾向于做支配者還是服從者（Glomb amp; Welsh， 2005）。如前文所述， 科層制組織中的領導往往因其權力、地位和資源優勢， 在與下屬的人際關系中扮演支配者角色（例如Khan et al.， 2018; Kipnis， 1972）。根據支配補償理論， 若明星下屬在與團隊領導人際交往中也表現出高支配性， 雙方就難以形成互補性的人際關系， 這會促使團隊領導弱化對雙方合作性目標依賴關系的評價， 強化對競爭性目標依賴關系的評價， 進而增加消極、減少積極的人際反應; 反之， 若明星下屬在與團隊領導人際交往中表現出高服從性， 雙方在人際關系方面則會形成互補性匹配， 這會促使團隊領導強化對雙方合作性目標依賴關系的評價， 弱化對競爭性目標依賴關系的評價， 進而增加積極、減少消極的人際反應。

具體而言， 從人際信任機制出發， 明星下屬的高支配性（即：低服從性）意味著他（她）不會完全服從團隊領導的命令， 甚至有可能挑戰其權威（Graham et al.， 2019）， 同時， 支配性強的員工謀求通過強制、恐嚇等方式獲取對身邊同事的控制， 也容易引起同事負面、敵對的態度（Cheng et al.， 2013）。從團隊領導視角看， 這不僅有可能造成自身公信力的下降， 導致下屬們不再聽從領導的指揮， 還會引起團隊內的人際沖突， 導致協同工作效率降低。這些因素都不利于團隊任務的順利開展以及整體業績的提升; 因此， 明星下屬的高支配性人際特征在團隊領導看來， 是對彼此之間合作性目標依賴關系的破壞， 這會進一步引起團隊領導對明星下屬信任程度的降低 （Kiesler， 1983）。

反之， 當明星下屬具有低支配性（即：高服從性）時， 這意味著他（她）在與團隊領導相處時往往會更擁護領導的權威， 更傾向于聽從領導的指揮， 同時， 低支配性的員工不謀求對他人的控制， 不易使身邊同事產生人際威脅（Cheng， 2020）。從團隊領導的視角看， 這不僅有助于其公信力的提升， 使得下屬們更愿意追隨他（她）的領導行為， 還有助于減少團隊內的人際沖突， 提升團隊成員之間的協作效率。這些因素都有利于團隊任務的順利開展以及整體業績的提升; 因此， 在團隊領導看來， 明星下屬的低支配性強化了雙方之間的合作性目標依賴關系， 從而提升了團隊領導對明星下屬信任程度（Tiedens et al.， 2007）。由此， 提出假設3：

假設3：下屬支配性調節了下屬明星員工身份與領導對下屬的信任之間的關系：下屬支配性越強， 下屬明星員工身份與領導對下屬的信任之間的正向關系越弱。

假設1a和假設3、假設1b和假設3分別形成了兩個被調節的間接效應， 由此提出假設4a、假設4b （Muller et al.， 2005; 溫忠麟， 葉寶娟， 2014）：

假設4a：下屬支配性調節了下屬明星員工身份通過增強領導對下屬的信任正向影響領導授權行為這一間接效應：下屬支配性越強， 該正向間接效應越弱。

假設4b：下屬支配性調節了下屬明星員工身份通過增強領導對下屬的信任負向影響領導排斥行為這一間接效應：下屬支配性越強， 該負向間接效應越弱。

另一方面， 從地位威脅機制出發， 當明星下屬具有高支配性（即：低服從性）時， 這意味著他（她）會挑戰團隊領導的支配者地位， 甚至可能公開反對領導（Graham et al.， 2019）， 二者之間難以形成積極的互補關系， 極易發生權力與地位的明爭暗斗。這種爭奪進一步加劇了團隊領導與明星下屬之間競爭性目標依賴關系， 從而使團隊領導的地位威脅感變得更強烈（Kiesler， 1983）。

相反， 明星下屬的低支配性（即：高服從性）則會在一定程度上削弱其明星員工身份對團隊領導地位威脅感知的正向影響。一方面， 他們愿意服從團隊領導的管理， 從而使團隊領導感受到自身的支配者地位并未因明星下屬的存在而受到挑戰; 另一方面， 服從性高的明星員工在人際交往中往往表現得低調內斂， 不過分追求在團隊中的高地位與高聲望， 因而團隊領導自身的地位優勢并未受到削弱。綜合以上因素， 在團隊領導看來， 相比于高支配性明星下屬， 低支配性明星下屬與自身間的競爭性目標依賴關系更弱， 自然不會產生過高的地位威脅感。綜上所述， 提出假設5：

假設5：下屬支配性調節了下屬明星員工身份與領導地位威脅感知之間的關系：下屬支配性越強， 下屬明星員工身份與領導地位威脅感知之間的正向關系越強。

假設2a和假設5、假設2b和假設5分別構成了兩個被調節的間接效應， 由此提出假設6a、假設6b （Muller et al.， 2005; 溫忠麟， 葉寶娟， 2014）：

假設6a：下屬支配性調節了下屬明星員工身份通過增強領導地位威脅感知負向影響領導授權行為這一間接效應：下屬支配性越強， 該負向間接效應越強。

假設6b：下屬支配性調節了下屬明星員工身份通過增強領導地位威脅感知正向影響領導排斥行為這一間接效應：下屬支配性越強， 該正向間接效應越強。

為檢驗以上假設， 我們設計了兩項研究：（1）研究1是一項情境實驗研究， 目的在于檢驗下屬明星員工身份與領導對下屬的信任、領導地位威脅感知以及授權行為和排斥行為之間的因果關系， 并進一步驗證下屬支配性在其中發揮的調節作用。（2）研究2是一項“多來源?多時點”的問卷調查研究， 旨在復證研究1得到的結果， 并通過在真實工作場景中檢驗研究假設， 增強研究結果的外部效度。

2" 研究1：情境實驗

2.1" 研究方法

2.1.1" 樣本收集

本研究同時對下屬明星員工身份（明星員工 vs. 非明星員工）、下屬支配性（高支配性vs. 低支配性）進行操縱， 參與者被隨機分配到4個實驗組。研究1的參與者來自于中國北京一所高校的管理類在職研究生項目， 均具有一定工作經驗。研究者共招募500位實驗參與者， 通過“問卷星”在線調查平臺（https：//www.wjx.cn）將實驗材料及問卷發放給他們， 由于部分參與者未能在規定時間內完成問卷提交， 最終得到356個有效樣本。其中， 女性占比為59.00%， 95.22%的參與者有1年及以上的全職工作（不含實習）經歷， 平均工作年限為10.60年， 參與者在企業中位于基層、中層、高層的比例分別為39.89%、46.07%、14.04%。各實驗組參與人數如表1所示。

2.1.2" 情境實驗設計

研究人員事先向參與者告知：他們將參與一項關于領導行為的情境模擬實驗， 并需要扮演某公司軟件開發團隊的領導。具體情境如下：參與者所領導的團隊負責一項新任務——為某家企業客戶研發一款定制化的管理軟件。下周將召開技術方案審核會， 確定項目的技術框架。作為團隊領導， 參與者可考慮是否邀請團隊內的一位技術人員參與技術方案的制定與審核工作， 之后情境中描述的王工就是一位潛在的候選人。關于王工的描述， 研究者根據預先的設計同時對其明星員工身份和支配性進行“高?低水平”的操縱。

基于理論部分對“明星員工”的定義， 在對“明星員工身份”進行實驗操縱時， 我們同時考慮了績效和地位兩方面屬性：首先， 關于績效信息的描述， 通過對3家互聯網公司的10名軟件工程師進行訪談， 確定了該崗位通用的績效評定指標， 即：技術水平、復雜性任務的完成質量、任務完成及時性、代碼的準確性; 其次， 關于地位信息的描述， 借鑒了Hays和Bendersky （2015）的情境描述， 并結合本實驗的情境做了適當修改。最終， 形成了對組織中少數具有持續且不均衡的高績效、高地位特征的明星員工的描述， 具體如下：王工的業績排名在每次考核中幾乎都位于團隊的前5%， 經常負責技術要求高、具有復雜性和挑戰性的工作， 不僅能及時完成任務， 編寫代碼時很少出錯誤（bug）; 同時， 他在團隊中的威望與地位明顯高于其他成員， 當團隊內進行技術研討時， 只要王工不發表觀點， 其他成員都不敢發表意見， 在王工提出觀點后， 大多數成員都會附和他。相應地， 我們對非明星員工（即：績效和地位都處于中等及以下水平）情境的描述如下：王工的業績排名始終處于團隊中游水平， 雖然較少負責技術要求高、具有復雜性和挑戰性的工作， 但基本能夠按時完成工作任務， 編寫代碼的錯誤（bug）數量也基本達標。同時， 他在團隊中的威望與地位并未顯著高于其他成員， 當團隊內進行技術研討時，"王工有時會被眾人忽略， 他提出的觀點也經常不被其他成員重視。

關于“下屬支配性”的操縱， 主要參考了Buss和Craik （1980）以及van der Westhuizen和Solms （2015）的情境描述， 并結合本情境做了適度改編。其中， 高支配性下屬的情境描述為：王工個性強勢， 喜歡與人爭辯以說服他人接受自己的觀點， 在集體決策時， 他常通過各種直接或間接的方式控制決策結果， 不論其他同事或上級領導是否贊同他的觀點， 執行團隊任務時， 他喜歡發號施令， 在其他人面前展現自己的能力與權威; 低支配性下屬的情境描述為：王工個性內斂， 很少在公開場合與他人爭辯， 集體決策時， 他很少獨斷專行， 會尊重不同的意見并服從集體或上級的決議， 即使有時他本人內心并不贊同， 執行團隊任務時， 他從不以“領導者”自居， 愿意傾聽、服從其他人的意見。

由于本研究關注下屬明星員工身份與其支配性的交互作用對于領導心理狀態和行為的影響， 研究者在實驗分組設計時， 將以上4種情境兩兩組合， 形成“高支配性明星員工” “低支配性明星員工” “高支配性非明星員工” “低支配性非明星員工”四種情境。參與者在閱讀完隨機分配的情境信息后， 被要求將自己代入情境中的團隊領導， 并回答一系列問題（含：操縱檢驗題目、核心變量題目、人口學信息）。

2.1.3" 變量測量

本研究的部分測量工具原版為英文， 為保障測量一致性， 作者團隊按照標準流程對英文量表進行了“翻譯與回譯”工作（Brislin et al.， 1973）。所有變量的測量標尺均采用李克特7點計分; 其中， 領導對下屬的信任和領導地位威脅感知的測量標尺“1至7”代表從“非常不同意”到“非常同意”， 領導授權行為（傾向）2和領導排斥行為（傾向）的測量標尺“1至7”代表從“非常不可能”到“非常可能”。

領導對下屬的信任。由參與者在參與實驗后評價其對王工的信任程度。共6個測量條目， 節選自McAllister （1995）開發的量表， 例如：“根據王工以往的表現， 我認為他能很好地完成技術方案的制定與審核工作”， “我愿意向王工毫無顧慮地分享我的想法、感受和期望”。其Cronbach’s α值為0.87。

領導地位威脅感知。由參與者在參與實驗后評價自身因王工產生的地位威脅感知。共3個測量條目， 改編自Khan等人（2018）開發的量表， 代表性條目為“我覺得王工的地位會威脅到我的地位”， “如果王工的地位進一步提升， 我團隊領導的地位將不?！?。其Cronbach’s α值為0.95。

領導授權行為（傾向）。由參與者在閱讀完實驗材料后自評其授權行為（傾向）。共7個測量條目， 改編自王輝等人（2008）開發的量表， 代表條目如“當涉及到王工和他負責的工作時， 我在做決策前會征求他的意見”， “在技術方案的實施階段， 我會給王工相應的權限， 讓王工在工作中能自主決策”。其Cronbach’s α系數為0.92。

領導排斥行為（傾向）。由參與者在閱讀完實驗材料后自評其排斥行為（傾向）。共5個測量條目， 改編自Hitlan和Noel （2009）開發的量表， 代表條目如“項目進行過程中， 我不會及時回復王工的請求或者問題”， “這次項目結束后， 即便王工做得很好， 我也不愿意表揚他”。其Cronbach’s α值為0.87。

控制變量。現有文獻表明， 性別、工作年限、職級會影響個人的信任傾向和領導授權行為等（Jeanquart-barone amp; Sekaran， 1994; 尹奎 等， 2021）。因此， 本研究控制了參與者的性別、職級和工作年限。其中， 性別作虛擬變量處理， 女性為0， 男性為1; 職級分為基層員工（或初級技術人員）、中層管理者（或中級技術人員）、高層管理者（或高級技術人員）三類; 工作年限以“年”為單位計量。

2.2" 數據分析與結果

2.2.1" 操縱檢驗

參與者在閱讀情境后回答了操縱檢驗題目， 下屬明星員工身份的操縱檢驗題目為：“如果團隊內要評選‘明星員工’（即：績效優異， 且聲譽、地位很高的員工）， 您認為王工有多大可能性當選？”; 下屬支配性的操縱檢驗題目為：“您多大程度上同意以下說法：‘王工是一位個性順從， 支配傾向低的員工’？”。上述問題均使用7分量表評估。獨立樣本t檢驗的結果顯示， 首先， 就明星員工身份情境而言， 相比非明星員工組參與者， 明星員工組參與者更傾向于認為王工是明星員工（M明星員工組 = 5.67， M非明星員工組 = 3.67， t （334） = 12.34， p lt; 0.001， Cohen’s d = 1.31）， 但兩組參與者對王工的順從性的評價沒有顯著差異（M明星員工組 = 3.77， M非明星員工組 = 3.77， t （354） = 0.01， p = 0.99， Cohen’ s d = 0.001）。其次， 就高?低支配性情境而言， 相比低支配性組參與者， 高支配性組參與者對王工順從性的評價更低

（M高支配性組 = 2.86， M低支配性組 = 4.63， t （354） = ?10.07， p lt; 0.001， Cohen’ s d = 1.07）， 認為王工是明星員工的可能性也更低（M高支配性組 = 4.31， M低支配性組 = 5.02， t （354） = ?3.76， p lt; 0.001， Cohen’ s d = 0.40）。上述結果表明， 對“下屬明星員工身份”以及“高?低支配性”情境的操縱是有效的。

2.2.2" 區分效度檢驗

為檢驗各個測量變量之間的區分效度， 我們進行了驗證性因子分析， 結果如表2所示：四因子模型（即：兩個中介變量與兩個結果變量獨立形成4個因子）的擬合優度較好（χ2（179） = 454.22， RMSEA = 0.07， TLI = 0.94， CFI = 0.95， SRMR = 0.06）， 且顯著優于其他的模型， 因此， 本研究的測量具有良好的區分效度。

2.2.3" 描述性統計與相關性分析

描述性統計結果顯示（見表3）， 明星員工身份與領導對下屬的信任呈正相關（r = 0.33， p lt; 0.001）， 領導對下屬的信任與領導的授權行為（傾向）正相關（r = 0.66， p lt; 0.001）， 與領導的排斥行為（傾向）負相關（r = ?0.26， p lt; 0.001）， 明星員工身份也與領導地位威脅感知呈正相關（r = 0.17， p = 0.001）， 領導地位威脅感知與領導的授權行為（傾向）負相關（r = ?0.11， p = 0.044）， 與領導的排斥行為（傾向）正相關（r = 0.40， p lt; 0.001）， 以上結果與理論預期一致。

2.2.4" 假設檢驗結果

首先， 我們利用方差分析檢驗了下屬明星員工身份和支配性對領導信任、地位威脅感知、授權與排斥行為的影響。不同實驗情境下， 領導心理狀態和行為的描述性統計見表4。單因素方差分析結果顯示：在面對不同類型的下屬（即：高支配性明星員工、低支配性明星員工、高支配性非明星員工、低支配性非明星員工）時， 領導對該下屬的信任水平（F （3， 352） = 22.06， p lt; 0.001， η2p = 0.16）、地位威脅感知（F （3， 352） = 5.89， p = 0.001， η2p = 0.05）、授權行為（傾向） （F （3， 352） = 14.43， p lt; 0.001， η2p = 0.11）差異顯著; 但是， 領導對該下屬的排斥行為（傾向）差異并不顯著， F （3， 352） = 1.69， p = 0.170。

隨后， 我們構建路徑分析模型對研究假設逐一進行檢驗， 分析結果詳見圖2。在控制性別、工作年限、職級后， 下屬明星員工身份對領導信任具有顯著正向影響（β = 0.34， SE = 0.05， p lt; 0.001）; 領導對下屬的信任正向影響領導授權行為（傾向） （β = 0.63， SE = 0.04， p lt; 0.001）， 并且領導信任在下屬明星員工身份與領導授權行為（傾向）之間的間接效應顯著（b = 0.40， SE = 0.07， 95% CI = [0.28， 0.54]）， 假設1a得到支持; 領導對下屬的信任負向影響領導排斥行為（傾向） （β = ?0.24， SE = 0.05， p lt; 0.001）， 并且信任在下屬明星員工身份與領導排斥行為（傾向）之間的間接效應顯著（b = ?0.21， SE = 0.05， 95% CI = [?0.33， ?0.12]）， 假設1b得到支持。類似地， 下屬明星員工身份能夠顯著影響領導地位威脅感知（β = 0.16， SE = 0.05， p = 0.001）; 領導地位威脅感知負向影響領導授權行為（傾向） （β = ?0.12， SE = 0.04， p = 0.008）， 并且領導地位威脅感知在下屬明星員工身份與領導授權行為（傾向）之間的間接效應顯著（b = ?0.04， SE = 0.02， 95% CI = [?0.08， ?0.01]）， 假設2a得到支持; 領導地位威脅感知正向影響領導排斥行為（傾向） （β = 0.39， SE = 0.06， p lt; 0.001）， 并且地位威脅感知在下屬明星員工身份與領導排斥行為（傾向）之間的間接效應顯著（b = 0.16， SE = 0.06， 95% CI = [0.07， 0.29]）， 假設2b得到支持。此外， 下屬明星員工身份與下屬支配性的交互項對領導對員工的信任影響不顯著（β = 0.05， SE = 0.05， p = 0.267）， 假設3、假設4a、假設4b均未得到支持。但是， 下屬明星員工身份與下屬支配性的交互項對領導地位威脅感知影響顯著（β = 0.12， SE = 0.05， p = 0.026）， 證明調節效應存在。簡單斜率檢驗結果顯示， 當下屬支配性較高時， 下屬明星員工身份與領導地位威脅感知的關系顯著（b = 0.78， SE = 0.20， 95% CI = [0.40， 1.18]）; 當下屬支配性較低時， 下屬明星員工身份與領導地位威脅感知的關系不顯著（b = 0.13， SE = 0.21， 95% CI = [?0.28， 0.53]）， 假設5得到支持。詳細結果請參看圖3。

在此基礎上， 進一步檢驗了被調節的間接效應， 結果如表5所示：（1）當下屬支配性較強時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導授權行為（傾向）的影響顯著（b = ?0.06， SE = 0.03， 95% CI = [?0.14， ?0.02]）; 當下屬支配性較低時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導授權行為（傾向）的影響不顯著（b = ?0.01， SE = 0.02， 95% CI = [?0.05， 0.02]）; 兩個系數差異值的靴式檢驗置信區間不包含0點; 因此， 假設6a得到驗證。（2）當下屬支配性較強時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導排斥行為（傾向）的影響顯著（b = 0.28， SE = 0.08， 95% CI = [0.14， 0.46]）; 當下屬支配性較低時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導排斥行為（傾向）的影響不顯著（b = 0.05， SE = 0.07， 95% CI = [?0.10， 0.19]）; 兩個系數差異值的靴式檢驗置信區間不包含0點; 因此， 假設6b得到驗證。

2.2.5" 補充分析

首先， 為全面呈現本次實驗的結果， 我們在方差分析的基礎上， 分別對領導在不同情境下心理狀態和行為（傾向）進行了兩兩比較。事后多重檢驗結果表明：（1）就領導對下屬的信任而言， 低支配性明星員工組的均值顯著高于其他三組， 即：高支配性明星員工組、高支配性非明星員工組與低支配性非明星員工組; 高支配性明星員工組的均值顯著高于高支配性非明星員工組; 低支配性非明星員工組的均值顯著高于高支配性非明星員工組。（2）就領導地位威脅感知而言， 高支配性明星員工組的均值顯著高于其他三組， 即：低支配性明星員工組、高支配性非明星員工組與低支配性非明星員工組。（3）就領導授權行為（傾向）而言， 低支配性明星員工組的均值顯著高于其他三組， 即：高支配性明星員工組、高支配性非明星員工組與低支配性非明星員工組; 高支配性明星員工組的均值顯著高于高支配性非明星員工組。（4） 就領導排斥行為（傾向）而言， 高支配性非明星員工組的均值顯著高于低支配性明星員工組。其次， 為確保結果穩健性， 移除全部控制變量后， 我們對路徑模型進行了重新檢驗， 分析結果與添加控制變量時完全一致（注：僅路徑系數數值存在微小差異）。上述數據分析的詳細結果請參見“補充分析材料”3。

3" 研究2：問卷調查

3.1" 研究方法

3.1.1" 樣本收集

研究2聚焦于領導與下屬之間的“二元關系”層次， 調查對象（含：領導與下屬）來自于廣東省1家從事新材料研發與制造的企業。為減少共同方法偏差對研究結果的影響， 研究2采取了“多來源?多時點”的方式收集數據。具體而言， 全部調研分為兩輪展開， 兩輪之間的間隔為1個月， 研究者通過華覺

數字平臺（https：//end.huajuetech.com）發放網絡問卷：在第一輪， 領導評估了下屬的績效和地位， 下屬則自評其支配性， 并提供了人口統計學信息（含：年齡、性別、職級、工作類型）， 此輪共發放了464份下屬問卷和81份領導問卷， 有效回收了428份下屬問卷和78份領導問卷， 下屬、領導問卷回收率分別為92.24%和96.30%; 在第二輪， 領導自評了其對下屬的信任、地位威脅感知， 下屬則評價了他們感知到的領導授權、排斥行為， 并匯報了其與領導的共事的年限， 此輪共發放了408份下屬問卷和76份領導問卷4， 有效回收291份下屬問卷和66份領導問卷， 下屬、領導問卷回收率分別為71.32%、86.84%。最終， 我們得到了291份有效的上下級配對數據。其中， 下屬平均年齡為35.95歲（SD = 8.71）; 下屬中男性占比為51.20%; 就職級而言， 下屬中71.13%為初級生產（或技術、職能）序列人員， 28.52%為中級生產（或技術、職能）序列人員， 0.34%為高級生產（或技術、職能）序列人員; 就工作類型而言， 下屬從事各類工作的占比為：技術研發類（18.90%）、生產運作類（21.31%）、營銷銷售類（12.03%）、客戶服務類（7.22%）、職能管理類（如：行政、人事、財務工作等） （24.40%）， 其他（16.15%）; 下屬與其領導的平均共事時間為3.54年（SD = 3.82）。領導平均年齡為41.74歲（SD = 6.44）; 就職級而言， 領導中2.7%為初級生產（或技術、職能）管理人員， 61.9%為中級生產（或技術、職能）管理人員， 35.4%為高級生產（或技術、職能）管理人員。

3.1.2" 變量測量

本研究的部分測量工具原版為英文， 為保障測量一致性， 作者團隊按照標準流程對英文量表進行了“翻譯與回譯”工作（Brislin et al.， 1973）。所有變量的測量標尺均采用李克特7點計分; 除明星員工身份外， 其他量表的測量標尺均為“1至7”， 代表從“非常不符合”到“非常符合”。

下屬明星員工身份?；谇拔膶γ餍菃T工的定義， 我們借鑒了之前學者們的操作化方法， 將在績效和地位兩方面的一貫表現均超過組織全體員工平均值1個標準差以上的員工界定為明星員工（Beck et al.， 2014）。具體操作化方法如下：團隊領導在第一輪問卷調研中， 對下屬在績效和地位兩方面的一貫表現予以評價。其中， 績效測量包括3個條目， 節選自Tsui等人（1997）等開發的量表， 代表性條目如“該員工承擔的工作量”， “該員工的工作完成質量”， 該量表的Cronbach’s α值為0.88; 地位測量包括4個條目， 節選自Weiss和Morrison （2019）等開發的量表， 代表性條目如“該員工受人尊重的程度”， “該員工享有的地位”， 該量表的Cronbach’s α值為0.94。下屬績效與地位的測量標尺采用李克特7點計分， 領導以所在公司全體員工為參照系， 對其下屬進行評分， 具體標度為：1 = 低于平均值2個標準差以上; 2 = 低于平均值1～2個標準差; 3 = 低于平均值1個標準差以內; 4 = 與平均水平接近; 5 = 高于平均值1個標準差以內; 6 = 高于平均值1～2個標準差; 7 = 高于平均值2個標準差以上。同時滿足績效得分和地位得分不小于6 （即：高于平均值至少1個標準差）的員工將被確定為明星員工， 賦值為1， 其余為非明星員工， 賦值為0。根據以上測量方法， 在全部291份員工樣本中， 被識別出的明星員工共計24位， 人數占比為8.25%。該比例與之前相關實證研究所計算出的明星員工比例基本相符（如：Call et al.， 2021; Chen amp; Garg， 2018; Gagné， 2000）。

下屬支配性。在第一輪調研中， 每位員工均自評了其支配性。共6個測量條目， 改編自van der Westhuizen和Solms （2015）開發的量表， 代表性條目為“當我想要某樣東西時， 我通常會竭盡全力去獲取”， “我喜歡成為決策者， 讓別人服從我”。該測量的Cronbach’s α值為0.89。

領導對下屬的信任。在第二輪調研中， 領導分別評估了對每位下屬的信任程度。采用與研究1相同的量表， 結合問卷調研的情境對相關表述進行了調整， 代表性條目為“根據他/她以往的表現， 我認為他/她能很好地完成本職工作”， “我可以向他/她毫無顧慮地分享我的想法、感受和期望”。該測量的Cronbach’s α值為0.88。

領導地位威脅感知。在第二輪調研中， 領導分別針對每位下屬評估了感受到的地位威脅程度。采用與研究1相同的量表， 結合問卷調研的情境對相關表述進行了調整， 代表性條目為“我覺得他/她的地位可能會威脅到我的地位”， “如果他/她的績效或地位進一步提升， 我團隊領導的地位將不?！薄Ｔ摐y量的Cronbach’s α值為0.99。

領導授權行為。在第二輪調研中， 每位員工評價了團隊領導對自身的授權行為。量表的條目來源與研究1一致， 結合問卷調研的情境對相關表述進行了調整（注：測量的是具體的行為， 而非行為傾向）， 代表性條目為“當涉及到我負責的工作時， 領導在做決策前會征求我的意見”， “領導給了我相應的權限， 讓我在工作中自主決策”。該測量的Cronbach’s α值為0.94。

領導排斥行為。在第二輪調研中， 每位員工評價了團隊領導對自身的排斥行為。量表的條目來源與研究1一致， 結合問卷調研的情境對相關表述進行了調整（注：測量的是具體的行為， 而非行為傾向）， 代表性條目為“即便我做得很好， 領導也不會輕易表揚我”， “領導很少及時回復我的請求或者問題”。該測量的Cronbach’s α系數為0.88。

控制變量。本研究將可能對中介變量和結果變量產生影響的人口統計學因素列為控制變量， 包括：下屬性別、領導和下屬共事年限、下屬職級、下屬年齡、下屬工作類型。其中， 下屬性別作虛擬變量處理， 女性為0， 男性為1; 領導和下屬共事年限、下屬年齡以“年”為單位計量（保留1位小數）; 下屬職級為順序變量， 分為“1 = 初級生產（或技術、職能）序列人員”、“2 = 中級生產（或技術、職能）序列人員”、“3 = 高級生產（或技術、職能）序列人員”三級; 下屬工作類型為分類變量， 含6類：技術研發類、生產運作類、營銷銷售類、客戶服務類、職能管理類及其他， 將其編碼為5個虛擬變量（以“技術研發類”為參照點）。

3.2" 數據分析與結果

3.2.1" 區分效度檢驗

鑒于研究2的設計存在“同一領導評價多位下屬”以及“多位下屬評價同一領導”的情形， 這可能導致數據具有嵌套性， 因此采用了多層次驗證性因子分析（MCFA）對調節變量、中介變量及結果變量的測量區分效度進行了檢驗5。由于下屬支配性測量的是個人特質， 理論上不應存在領導層（層2）的組間方差變異， 因此在設置MCFA時， 我們將下屬支配性確定為下屬層（層1）變量， 其余4個變量（領導對下屬的信任、領導地位威脅感、領導授權行為、領導排斥行為）則允許其在下屬層和領導層同時存在組內及組間方差變異?；诖?， 我們構建出的理論假設模型包含下屬層5個因子和領導層4個因子， 同時又設計出4個競爭模型與假設模型進行對比。最終分析結果如表6所示：五因子模型擬合優度較好（χ2（489） = 903.38， RMSEA = 0.05， TLI = 0.92， CFI = 0.93， SRMR within= 0.06， SRMR between= 0.17）， 且顯著優于其他備選模型。因此， 研究2的測量具有良好的區分效度。

3.2.2" 描述性統計與相關性分析

描述性統計及相關分析結果顯示（見表7）， 下屬的明星員工身份與領導對下屬的信任呈正相關關系（r = 0.29， p lt; 0.001）， 領導對下屬的信任與領導授權行為呈正相關關系（r = 0.19， p = 0.001）， 與領導排斥行為呈負相關關系（r = ?0.17， p = 0.003）， 下屬的明星員工身份也與領導地位威脅感知呈正相關關系（r = 0.14， p = 0.019）， 領導地位威脅感知又與領導排斥行為呈正相關關系（r = 0.17， p = 0.004）， 以上分析結果與理論預期保持一致。然而， 領導地位威脅感知與領導授權行為則并不相關（r = 0.04， p = 0.480）， 這一結果與理論預期不一致。

3.2.3" 假設檢驗結果

我們利用路徑分析方法對研究模型整體進行了檢驗。由于數據可能具有嵌套性， 在模型擬合時采用了具有穩健標準誤的極大似然估計方法（MLR）， 并使用Mplus軟件中的“cluster”和“type = complex”命令對潛在的嵌套效應進行了控制（Asparouhov amp; Muthen， 2006）。根據Spector和Brannick （2011）的建議， 在回歸分析時應去除與因變量不顯著相關的控制變量; 因此， 我們在路徑分析時僅保留“下屬工作類型”這一對“領導對下屬的信任”及“領導地位威脅感知”產生顯著影響的控制變量。圖4顯示了路徑模型的分析結果。具體而言， 下屬明星員工身份對領導信任具有顯著正向影響（β = 0.30， SE = 0.06， p lt; 0.001）， 領導對下屬的信任正向影響領導授權行為（β = 0.17， SE = 0.06， p = 0.003）， 并且領導信任在下屬明星員工身份與領導授權行為之間的間接效應顯著（b = 0.18， SE = 0.07， 95% CI = [0.06， 0.35]）， 假設1a得到支持; 領導對下屬的信任負向影響領導排斥行為（β = ?0.16， SE = 0.06， p = 0.008）， 并且信任在下屬明星員工身份與領導排斥行為之間的間接效應顯著（b = ?0.22， SE = 0.10， 95% CI = [?0.45， ?0.07]）， 假設1b得到支持; 下屬明星員工身份能夠顯著影響領導地位威脅感知（β = 0.14， SE = 0.06， p = 0.024）， 領導地位威脅感知對領導授權行為則無顯著影響（β = 0.03， SE = 0.06， p = 0.639）， 假設2a未得到支持; 領導地位威脅感知正向影響領導排斥行為（β = 0.18， SE = 0.09， p = 0.048）， 并且地位威脅感知在下屬明星員工身份與領導排斥行為之間的間接效應顯著（b = 0.12， SE = 0.09， 95% CI = [0.003， 0.37]）， 假設2b得到支持。

此外， 下屬明星員工身份與下屬支配性的交互項對領導對員工的信任影響不顯著（β = 0.05， SE = 0.04， p = 0.147）， 假設3、假設4a、假設4b均未得到支持; 但是， 下屬明星員工身份與下屬支配性的交互項對領導地位威脅感知有顯著的正向影響（β = 0.16， SE = 0.06， p = 0.008）， 證明調節效應存在， 因此我們又進行了簡單斜率分析， 結果顯示：當下屬支配性較高時， 下屬明星員工身份與領導地位威脅感知之間呈顯著正相關關系（b = 1.58， SE = 0.54， 95% CI = [0.55， 2.65]）; 當下屬支配性較低時， 下屬明星員工身份與領導地位威脅感知之間的相關關系不顯著（b = ?0.03， SE = 0.41， 95% CI = [?1.04， 0.67]）， 假設5得到支持。詳細結果請參看圖5。

在此基礎上， 進一步檢驗了被調節的間接效應， 結果如表8所示：（1）當下屬支配性較強時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導授權行為的影響不顯著（b = 0.03， SE = 0.07， 95% CI = [?0.08， 0.19]）; 當下屬支配性較低時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導授權行為的影響也不顯著（b = ?0.001， SE = 0.02， 95% CI = [?0.06， 0.03]）; 兩個系數差異值的靴式檢驗置信區間包含0點; 因此， 假設6a未得到支持。（2）當下屬支配性較強時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導排斥行為的影響顯著為正（b = 0.25， SE = 0.15， 95% CI = [0.02， 0.62]）; 當下屬支配性較低時， 下屬明星員工身份通過地位威脅感知對領導排斥行為的影響則不顯著（b = ?0.01， SE = 0.07， 95% CI = [?0.19， 0.11]）; 兩個系數差異值的靴式檢驗置信區間不包含0點; 因此， 假設6b得到支持。

3.2.4" 補充分析

為確保研究結果的可靠性， 我們進行了三項穩健性檢驗。第一， 在研究2路徑分析模型的基礎上， 考慮增加與領導人際特征、人口學相關的控制變量。根據Spector和Brannick （2011）的觀點， 在做穩健性檢驗時， 僅將與被解釋變量顯著相關的控制變量（即：下屬工作類型、領導支配性、領導年齡）納入路徑模型， 其分析結果與“3.2.3 假設檢驗結果”部分完全一致。第二， 將“下屬明星員工身份”轉換為連續性測量的變量6， 分析結果與“3.2.3 假設檢驗結果”部分基本一致， 僅存在兩點差異：（1）領導對下屬的信任與領導排斥行為之間的負相關關系未得到支持， 這導致與人際信任機制相關的間接效應也未得到支持; （2）下屬明星員工身份（連續性測量）和下屬支配性的交互項與領導地位威脅感知之間不相關。第三， 以“下屬明星員工身份”的連續性測量為基礎， 將綜合得分排在前27%的員工視為明星員工， 其余視為非明星員工， 重新構造了一個自變量（明星編碼為1， 非明星編碼為0）， 將其納入路徑分析模型， 分析結果與“3.2.3 假設檢驗結果”部分基本一致， 僅有一點差異：下屬明星員工身份（前27%）與下屬支配性的交互項與領導地位威脅感知之間不相關。綜上， 研究2的數據分析結果大部分通過了穩健性檢驗， 詳細結果請參見“補充分析材料”7。

4" 討論

本文通過情境實驗與問卷調查兩項研究檢驗了明星員工與團隊領導的人際互動后果及其作用機制和邊界條件， 相關研究假設的驗證情況如表9所示。

針對研究1支持， 但研究2未支持的假設， 其主要原因在于研究2調查企業的管理情境因素。研究結束后， 我們向企業人力資源總監進行了結果反饋， 提到了領導地位威脅感知與其授權行為之間的不顯著關系， 對方表示， 企業員工與領導在晉升通道方面不存在沖突， 且由于工作相互依賴性很高， 員工的個人目標與領導目標更趨一致; 雖然領導可能因明星下屬的存在而感到地位受到一定威脅， 但這種威脅不會對其實質性權力產生影響， 因此， 領導仍有可能因明星下屬突出的業績和能力而對其委以重任。這啟示我們：今后的研究可從企業人力資源制度這一重要的管理情境入手， 研究下屬明星員工身份與團隊領導對其授權行為之間的權變關系。

針對兩項研究均未支持的假設， 我們提供了一種可能的解釋：人際信任包含認知與情感兩方面（McAllister， 1995）。一方面， 明星下屬的支配性表現（如：主動承擔領導角色、積極展現自身優勢）會使其看起來更有能力（Anderson amp; Kilduff， 2009）， 從而增加領導對其認知方面的信任; 另一方面， 高支配性的明星下屬可能與領導展開權力競爭， 做出違背領導意愿的事， 這會進一步減少領導對其情感方面的信任。鑒于存在這一矛盾效應， 下屬明星員工身份與其支配性的交互作用與領導對下屬的信任之間的關系是不明確的。建議未來研究進一步區分認知信任與情感信任， 分別檢驗下屬支配性對下屬明星員工身份與領導對其認知或情感信任之間關系的調節作用。

4.1" 理論貢獻

第一， 本文從人際影響對象心理與行為反應的視角進一步拓展了明星員工人際效應的研究， 通過1項情境實驗研究和1項問卷調查研究檢驗了明星員工與團隊領導產生積極或消極人際互動后果的理論機制及邊界條件?；谏鐣嗷ヒ蕾嚴碚?， 本文揭示了團隊領導與明星下屬之間目標依賴關系的矛盾性：其中， 合作性目標依賴關系促使團隊領導對明星下屬做出積極評價， 進而產生人際信任， 并施以更多的授權行為、更少的排斥行為; 競爭性目標依賴關系促使團隊領導對明星下屬做出消極評價， 從而產生地位威脅感， 并施以更多的排斥行為、更少的授權行為。這從理論上解釋了為何明星員工與團隊領導之間的人際互動會同時導致積極和消極的后果。同時， 為幫助明星員工與團隊領導建立合作共贏關系， 探究雙方之間“雙刃劍”人際效應的邊界條件尤為重要。通過將支配補償理論整合到社會相互依賴理論這一整體框架中， 本文驗證了下屬支配性對下屬明星員工身份與領導地位威脅感知之間關系的正向調節作用。以上發現突破了過往明星員工人際效應研究僅涉及明星身份、數量、網絡位置等顯性特征的局限性， 關注到明星人際特征這一隱性的、深層次的心理屬性， 這一轉變意味著學者們在研究明星員工人際效應時須將與人際心理和行為相關的個體特征因素納入到分析框架中。

第二， 相關研究結果從人際關系情境的視角， 豐富了學者們對于“如何充分發揮明星員工價值， 規避其風險？”這一理論問題的認識， 從而對明星員工有效性的研究做出了貢獻。鑒于研究表明脫離合適的工作情境后， 明星員工的價值將大打折扣（Groysberg et al.， 2008）， 且領導是影響員工動機與行為的重要情境因素， 探究如何促進領導與明星之間良性的人際互動對于實現明星員工有效性具有重要意義。研究結果顯示：當明星員工的支配性較強時， 其明星員工身份極易激發團隊領導的地位威脅感知， 進而引發他（她）對該明星的人際排斥。這種負面的人際互動模式顯然不利于明星員工價值的發揮， 甚至會破壞整個團隊的凝聚力和有效性。這一發現啟發學者們從人際匹配的視角思考具有何種特質的明星員工更可能獲得領導的青睞， 避免其人際傷害行為， 從而為更好地為發揮明星員工的價值營造有利的人際關系情境。

第三， 從影響對象“領導”的視角看， 相關研究結果有助于學者們從“領導與關鍵少數下屬人際關系”的視角探索積極或消極領導行為的前因?！瓣P鍵少數下屬”雖然人數較少， 卻能對所屬群體產生遠超其人數占比的影響（Call et al.， 2015; O’Boyle amp; Aguinis， 2012）。作為關鍵少數的典型代表， 明星員工這一身份特征對領導授權和排斥行為的影響值得關注。同時， 從人際特征的角度看， 明星下屬的支配性也會影響領導對其實施排斥行為的程度。以上研究結果整合了下屬身份特征和人際特征兩方面因素， 豐富了人際關系視角下領導授權行為和排斥行為的前因研究。

4.2" 實踐意義

本文的研究發現對于管理實踐的啟示主要有以下三點。首先， 從下屬視角看， 相關研究結果有利于明星員工學習與領導的相處之道， 以避免領導的人際傷害行為， 并獲得領導更多的支持。明星員工應將注意力放在團隊目標實現及業績提升方面自己所能做出的貢獻， 而非與領導之間的地位爭奪。同時， 明星員工的支配性特征可能會進一步加劇領導的地位威脅感， 因此， 明星員工應盡量避免在人際交往中表現得過于強勢。其次， 對團隊領導而言， 應嘗試與明星下屬建立良好的合作關系， 實現雙贏。相比于競爭性目標依賴關系， 領導應更注重與明星下屬之間的合作性目標依賴關系， 更多地從集體利益出發， 對明星下屬委以重任， 而非排斥打壓。最后， 從組織的角度來說， 應當對明星員工提供溝通技能、人際交往技能方面的培訓， 同時為團隊管理者提供領導力方面的培訓， 引導雙方建立互助合作的人際關系。

4.3" 不足與展望

第一， 明星員工與團隊領導的人際互動是一個復雜的社會影響過程， 受限于實證論文的篇幅， 本文僅從社會相互依賴理論和支配補償理論出發， 對這一現象的原因、機制及邊界條件予以解釋和檢驗。未來研究還可借鑒其他與人際互動或人際關系相關的理論， 構建并檢驗新的實證模型， 以豐富人們對于明星員工與團隊領導之間各類人際現象的理解。

第二， 本文主要檢驗了明星員工對團隊領導通過人際信任和地位威脅兩條路徑產生“雙刃劍”人際效應， 本質上是從“認知”視角對明星員工與團隊領導的人際互動關系進行闡釋， 并不涉及潛在的“情感”視角。鑒于已有研究發現領導對下屬的“下行嫉妒” （downward envy）在現實中非常普遍（Yu et al.， 2018）， 未來研究可聚焦于嫉妒這一機制， 從社會比較理論的視角揭示領導對明星員工可能產生的負面情感與行為反應。

第三， 關于明星員工與團隊領導人際互動邊界條件的探索， 本文主要聚焦于影響源（即：明星下屬）的人際特征， 對影響對象（即：團隊領導）的人際特征及雙方所處的管理情境因素關注不足。一方面， 之所以考慮影響源而非影響對象的人際特征作為調節變量， 是因為本文研究問題是“明星員工如何對團隊領導的心理狀態及行為產生影響？”盡管社會相互依賴理論涉及人際互動雙方， 但本文涉及的人際效應卻是單向的。我們更關注作為影響對象的領導如何因影響源（下屬）身份的不同、人際特征的不同而產生不同的心理與行為反應。未來， 在收集更豐富的明星員工及其領導的數據樣本后， 可就明星下屬與領導之間人際特征的匹配性對雙方人際互動的影響展開進一步探究。另一方面， 在開展研究2的過程中， 通過與企業管理者的訪談， 我們發現：諸如晉升政策、合作性目標設定等管理情境因素也可能影響領導與下屬之間的人際關系。未來， 可從管理情境視角出發， 進一步探討明星員工與團隊領導人際互動的邊界條件， 如：人員晉升制度、獎勵措施等。

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Empowerment or ostracism？ The consequences of interpersonal interaction

between star employee and team leader

ZHAO Kai1， YU Xi2， ZHANG Shanshan3

（1 School of Labor and Human Resources， Renmin University of China， Beijing 100872， China）

（2 School of Management and Labor Relations， Rutgers University-New Brunswick， New Brunswick 08854， USA）

（3 School of International Business， Southwestern University of Finance and Economics， Chengdu 611130， China）

Abstract

Star employees can enhance the organizational value creation not only through their direct and disproportionate contribution， but also by their extensive and profound influence on colleagues via interpersonal interaction. Current research primarily focuses on the interpersonal effect of stars on non-star employees; however， investigations into the interpersonal dynamics between star employees and their leaders remain limited. Based on social interdependence theory and dominance complementarity theory， this study built a moderated mediation model to explore the “double-edged sword” mechanisms and boundary condition of the interpersonal interaction of star employees on team leader. We designed a scenario experiment and a field study to test the model.

In the scenario experiment （Study 1）， we manipulated “the subordinate’s stardom” （i.e.， star or non-star） and “the subordinate’s dominance trait” （i.e.， high or low）， resulting in a 2 by 2 categories of the scenarios. Data was collected from the participants in an Executive Development Program hosted by a Chinese university through an online questionnaire platform （https：//www.wjx.cn）. The final sample size was 356. The results revealed that： （1） Through the mechanism of leader’s trust in subordinate， the subordinate’s stardom had a positive influence on his or her leader’s empowerment （tendency） and a negative impact on the leader’s ostracism （tendency）; via the mechanism of perceived threat to status， the subordinate’s stardom negatively affected his or her leader’s empowerment （tendency） and positively influenced the leader’s ostracism （tendency）. （2） The subordinate’s dominance trait moderated the relationship between the subordinate’s stardom and the leader’s perceived threat to status， such that the more dominant of the subordinate， the more likely the leader perceived threat to status caused by the subordinate’s stardom， thus exhibiting less empowerment （tendency） and more ostracism （tendency） toward the subordinate.

To replicate these findings and increase their external validities， we then conducted a multi-source， multi-wave field study. Employees and their direct supervisors from a Chinese new material manufacturing company were invited to participate in our survey. We collected the data at two time points （i.e.， a one-month time lag） through another online questionnaire platform （https：//end.huajuetech.com）. The paired sample size was 291. Study 2 replicated most of the findings in Study 1， except for the non-significant indirect effect of subordinate’s stardom on leader’s empowerment behavior through perceived threat to status.

In summary， our study makes three important theoretical contributions： （1） We clarified the consequences and mechanisms of star employees’ interpersonal interaction on team leaders， thereby enriching research on the interpersonal effect of star employees. （2） By examining the boundary conditions of stars’ impact on team leaders， our study prompted scholars and managers to explore how to build a proper work context to leverage stars’ value. （3） Our study aided leadership researchers to further investigate the antecedents of positive or negative leadership behaviors （i.e.， empowerment and ostracism） from the perspective of “the interpersonal relationship between a leader and the key minority subordinates”.

Keywords" star employee， team leader， interpersonal interaction， leader empowerment， leader ostracism

收稿日期： 2022-06-14

* 國家自然科學基金面上項目（72272147）資助。

通信作者： 趙鍇， E-mail： zhaok1@ruc.edu.cn

關于“明星員工”的定義， 不同學者的觀點不盡相同。本文聚焦于高績效表現和高社會地位兩方面特征， 主要出于以下兩點考慮：第一， 績效屬性是幾乎所有與明星員工相關的研究都涉及的關鍵屬性之一， 只是在表述方式上有所差別（例如：有的研究關注明星員工的高生產力）; 第二， 本文的研究問題是明星員工與團隊領導的人際互動， 鑒于二者在組織或團隊中都具有顯赫的地位特征， 這一相似性可能顯著地影響二者之間人際互動的過程和結果， 因此在定義明星員工時有必要關注其地位屬性。