1. 引言
在高速发展和创新驱动的动态环境之中，员工积极主动地为组织中存在的问题建言献策，是促进组织健康发展的重要途径之一。在员工建言行为的相关研究中，领导者是促进员工建言的重要因素[1] [2]。现有研究主要从认知和动机两个角度进行讨论。动机视角主张领导可以通过激发员工建言动机来激励员工的建言行为[3]-[5]；认知视角强调领导采取措施改变员工的认知从而影响其建言行为[6] [7]。
赞同和认可是每个人在生活和工作中渴望获得的。顾客会对提供服务的员工表示感谢，教师会对学生的课堂表现提出赞美，同样地，在工作场景中，领导也可以对员工完成的工作进行夸奖。尽管感激表达可以低成本搭建和维持人际关系，但是当前围绕这个主题的研究较为有限，而对其在工作场合的运用研究少之又少。领导感激表达作为促进员工建言的关键因素领导者的行为之一，对员工的工作予以积极的反馈，从而对员工的心理和行为产生正面影响。基于情绪社会信息理论[8]，领导感激表达会让员工感知到其所传达的工作支持和情感信息，这在激发员工产生积极情绪的同时又让其有意愿进一步投入工作，为组织的良好发展付出更多努力，从而促进了员工的建言行为。将从情感互动视角和工作动机视角展开论述，深入探究领导感激表达对员工建言行为的影响机制。
依托情绪社会信息模型，领导在进行感激表达时，向员工传递了赞许和认可的情绪和信息，这种积极表达使得下属对自己所从事的工作产生正向认知，同时对工作也采取更加积极的态度，进而在工作中采取更主动的行为。通过构建“领导感激表达–正向情感互动–员工认知重塑–员工建言行为”的逻辑链条，即将积极情绪和工作投入作为中介变量探讨领导感激表达对员工建言行为的作用机制。
综合相关研究，考虑到员工对于权威人物释放信息的关注程度会受到自身权力导向的不同而变化[9]，即员工自身对于权力距离导向的不同会影响其对于领导感激表达的感知，具体表现为低权力距离的员工对上级释放的认可信号更加敏感，故将其作为调节变量引入研究模型。
因此，本文构建了一个领导感激表达为自变量，员工建言行为为因变量，积极情绪和工作投入为中介变量，权力距离为调节变量的有调节的双中介作用模型，探索了领导–员工感激传递行为对员工的影响，拓展了员工建言行为的前因变量及领导感激表达对员工建言行为的内在作用机制，为企业提升员工建言行为提供了新的见解。
2. 理论基础与研究假设
(一) 领导感激表达、情绪社会信息模型、资源保存理论
感激是以他人为导向的情感表达，会影响接受者对关系的态度和行为。现有研究认为这种影响包含两个方面：一是促进积极的人际关系，二是抑制消极的人际关系。本研究侧重于研究其对于积极人际关系进而对员工主动行为的影响。结合朱征等人[10]的观点，领导感激表达在本研究中是指：领导对员工在工作场合提供的帮助或贡献表示感激的情感表达。
情绪社会信息模型解释了个体在工作中情绪反应的结构、原因以及结果，认为安稳的工作环境会导致积极/消极工作事件的发生，体验这些工作事件会激发个体的情绪反应，情绪反应又通过态度直接或间接影响行为。个体行为可进一步分为情绪驱动行为和判断驱动行为，前者是直接由情绪反应驱动，后者是情绪反应对行为的间接驱动，即情绪反应最初影响人的认知、看法、观念、判断、态度等，再进一步通过这些认知、态度等驱动影响行为。情绪社会信息模型展现了员工在工作场所中的情绪作用机制，情绪在事件和态度行为的关系中起到中介作用。
资源保存理论最早由美国心理学家Hobfoll提出，揭示了人类在进化过程中获取并保存资源以谋求生存的行为过程，人们利用资源不仅是在应对压力，同时也是为了未来的需要和发展而建立的资源库。其基本原则之一是进行资源投资，个体通过持续投入资源从而避免资源损失和帮助个体恢复之前的资源损失[11]。
(二) 情感互动视角：积极情绪的中介作用
随着Watson等将情绪这一心理学概念应用到组织行为学领域，大量学者对情绪及积极情绪进行研究[12]。情绪可被划分为特质情绪和状态情绪。特质情绪是个体深层的情感认知，个体以这种固定的情感视角看待事物，积极情绪反映了一个人感到热情、活跃和机敏的程度。状态情绪是个体对当下环境的情感体验，积极情绪是一个人在完成目标任务后被外界认可时的一种良好而愉悦的感觉。现有研究中，积极情绪主要作为前因变量或中介变量出现。
从情感互动视角来看，在互动关系中，情绪能够传递双方的态度、意愿和感受，进而影响行为。情绪通过情绪感染和信号处理对他人的行为产生影响。情绪感染指的是以语言、面部表情、姿态等形式无形中受到他人的情绪趋向，并且情绪更容易从职权高的人转向职权低的人。结合本文研究，当领导表达感激，员工会被这种积极情绪感染，继而通过信号处理机制，对其进行解读并且作出相应的行动，即领导的感激表达会带动下属的情绪波动进而调控其行为反应。Liu W等人的研究结果表明领导的正面情绪能够促进下属同样带有正面情绪进而采取积极的建言行为[13]。
由此，提出如下假设：
H1：领导感激表达对员工积极情绪具有正向作用
H2：积极情绪在领导感激表达和员工建言行为之间存在中介作用
(三) 工作动机视角：工作投入的中介作用
自Kahn在1990年提出工作投入的概念后[14]，学者们进行了广泛而深入的研究。尽管学界对工作投入的定义仍有分歧，但普遍认为它是一种积极的工作状态，表现为活力、奉献和专注。目前对工作投入的研究已经比较丰富。在个体层面，职业使命感、工作焦虑、工作动机等是影响员工工作投入的重要因素；在组织层面，领导风格、组织支持、程序公平等对员工工作投入具有积极影响。对于结果变量的研究包含心理生理健康、工作满意度、组织承诺、离职倾向、主观幸福感、工作重塑、组织公民行为等。
从工作动机视角来看，员工提高工作投入水平会让其更加专心于工作，发现组织所面临的问题并采取建言行为。即员工为反馈领导的感激，并且期望进一步获得好处而专注于工作，转化为行动可表现为积极建言。基于资源保存理论，领导感激表达是上级的一种积极反馈，对员工而言可以视作重要的组织资源，日后可能会带来升迁等良好的工作机会，由此会促使员工采取积极投入工作的行动保持这一资源，例如员工会把主动建言作为领导感激表达的积极反馈。这一链条有助于拉近上下级之间关系，形成开放的讨论氛围，推动组织结构扁平化建设，削弱了员工建言原有的风险和困难。
由此，提出如下假设：
H3：领导感激表达对员工工作投入具有正向作用
H4：员工工作投入在领导感激表达和员工建言行为之间存在中介作用
(四) 权力距离的调节作用
Hofstede提出的权力距离描述了对不平等的地位和权力分配的接受程度。虽然最初应用于社会层面，但研究表明其在个体层面同样能调节领导行为和员工反应之间的作用机制[15]。在个体角度上，员工权力距离反映了其对组织中不平等权力分配的接受程度，进而能够解释员工对领导行为的反应。
权力距离低的员工相较于权力距离高的员工在和领导的情感距离上更为亲近，这是因为低权力距离员工对领导与员工之间的权力分配接受程度低，在与领导的交流上更加积极主动，也就更容易感知到领导感激表达时所传递的积极情绪并且进行解读。权威关系模型表明，权力距离影响个体对权威人士所表达信息不同方面的关注，权力距离低的员工对倾向于关注关系导向的上级行为，感到与上级的关系亲近；权力距离低的员工对关系导向的上级行为敏感度更低，认为上级是“高不可攀”的。
由此，提出如下假设：
H5：权力距离负向调节领导感激表达和员工积极情绪之间的关系
H6：权力距离负向调节积极情绪在领导感激表达与员工建言行为间的中介效应
综上所述，本研究构建了一个有调节的双中介模型(见图1)。
Figure 1. Theoretical hypothesis model
图1. 理论假设模型
3. 研究设计
(一) 研究样本及程序
本文研究领导感激表达与员工建言行为之间的关系，采用问卷调查的方式收集数据调查对象为各组织中的工作人员。通过线上线下渠道共发放和收集245份，经过审核与剔除，最终得到229份有效问卷。被调查者基本信息频数分析显示，男性占比42.36%，受教育程度中本科占比48.47%，年龄集中在20~30岁之间，占比60.43% (见表1)。
Table 1. Basic information frequency analysis of participants (N = 229)
表1. 被调查者基本信息频数分析(N = 229)
题项 |
选项 |
频率 |
百分比 |
累计百分比 |
性别 |
男 |
97 |
42.61% |
42.61% |
女 |
132 |
57.39% |
100.00% |
年龄 |
20岁以下 |
25 |
10.87% |
10.87% |
20~30岁 |
139 |
60.43% |
71.3% |
31~40岁 |
33 |
14.35% |
85.65% |
41~50岁 |
23 |
10.00% |
95.65% |
51岁以上 |
10 |
4.35% |
100.00% |
受教育程度 |
小学 |
14 |
6.11% |
6.11% |
初中 |
17 |
7.42% |
13.53% |
高中 |
40 |
17.47% |
31.00% |
本科 |
111 |
48.47% |
79.47% |
硕士及以上 |
47 |
20.53% |
100.00% |
任职时间 |
6个月以内 |
25 |
10.92% |
10.92% |
6个月~1年 |
72 |
31.44% |
42.36% |
1~3年 |
65 |
28.38% |
70.74% |
3~5年 |
36 |
15.72% |
86.46% |
5年 |
31 |
13.53% |
100.00% |
(二) 测量工具
本论文综合参考了国内外相关论文，所使用的量表均为成熟量表，采用Likert五点量表计分，1~5衡量了从完全不同意到完全同意的程度。
1) 领导感激表达。采用Ritzenhöfer [16]的量表测量，包含5个题项，此量表的Cronbach’s α系数为0.93。本研究中Cronbach’s α系数为0.93。
2) 权力距离。采用Dorfman & Howel [15]的量表测量，包含6个题项，此量表的Cronbach’s α系数为0.82。本研究中Cronbach’s α系数为0.84。
3) 积极情绪。采用邱林[17]修订后的PANAS量表中的积极情绪维度量表进行测量，包含9个题项，此量表的Cronbach’s α系数为0.84。本研究中Cronbach’s α系数为0.89。
4) 工作投入。采用Schaufeli等[18]修订的简版量表测量，包含9个题项，此量表的Cronbach’s α系数超过了0.7。本研究中Cronbach’s α系数为0.81。
5) 员工建言行为。采用Johnson和Umphress [19]开发的量表测量，包含6个题项，此量表的Cronbach’s α系数为0.86。本研究中Cronbach’s α系数为0.91。
4. 数据分析与结果
(一) 验证性因子分析
本研究采用Mplus7.0进行验证性因子分析，结果显示，五因子模型拟合(χ2(119) = 323.70, CFI = 0.98, TLI = 0.96, RMSEA = 0.07)显著优于其他模型(见表2)。这表明本研究各变量之间区分效度良好。
Table 2. Discriminant validity of each variable
表2. 各变量区分效度
|
Chi-Square |
d.f. |
CFI |
TLI |
RMSEA |
五因子模型(感激表达/权力距离/积极情绪/工作投入/建言行为) |
323.70** |
119 |
0.97 |
0.96 |
0.05 |
四因子模型(感激表达/权力距离/积极情绪 + 工作投入/建言行为) |
987.64** |
123 |
0.83 |
0.82 |
0.14 |
四因子模型(感激表达/权力距离 + 积极情绪/工作投入/建言行为) |
1139.72** |
123 |
0.82 |
0.79 |
0.15 |
四因子模型(感激表达/权力距离 + 积极情绪/工作投入/建言行为) |
683.87** |
123 |
0.87 |
0.83 |
0.11 |
三因子模型(感激表达/权力距离 + 积极情绪 + 工作投入/建言行为) |
1493.97** |
126 |
0.76 |
0.74 |
0.17 |
两因子模型(感激表达 + 权力距离 + 积极情绪 + 工作投入/建言行为) |
1527.81** |
137 |
0.64 |
0.63 |
0.22 |
单因子模型(感激表达 + 权力距离 + 积极情绪 + 工作投入 + 建言行为) |
2795.50** |
139 |
0.51 |
0.45 |
0.24 |
注：N = 229，+p < 0.10、*p < 0.05、**p < 0.01，下同。
(二) 描述性统计分析
表3汇总了本研究所涉及到的各个变量的均值、标准差和相关系数。研究结果表明，领导感激表达与积极情绪(r = 0.41, p < 0.01)和工作投入(r = 0.37, p < 0.01)显著正相关，积极情绪与员工建言行为显著正相关(r = 0.28, p < 0.01)，工作投入与员工建言行为显著正相关(r = 0.27, p < 0.01)。
Table 3. Means, standard deviations, and correlations among study variables
表3. 均值、标准差和相关系数
变量 |
均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
性别 |
1.56 |
0.50 |
|
|
|
|
|
|
|
|
年龄段 |
2.61 |
1.03 |
−0.16 |
|
|
|
|
|
|
|
教育水平 |
3.39 |
0.94 |
0.05 |
−0.41 |
|
|
|
|
|
|
任职时间 |
3.16 |
1.08 |
−0.21** |
0.28 |
−0.10 |
|
|
|
|
|
领导感激表达 |
3.91 |
0.95 |
−0.03 |
0.44** |
0.23** |
−0.09 |
|
|
|
|
权力距离 |
3.83 |
0.79 |
0.06 |
0.08 |
0.21* |
0.26* |
0.23 |
|
|
|
积极情绪 |
3.63 |
0.91 |
0.01 |
−0.02 |
0.16** |
−0.03** |
0.41** |
0.32** |
|
|
工作投入 |
3.12 |
0.94 |
0.01 |
0.02 |
−0.34** |
−0.02* |
0.37** |
0.47** |
0.40** |
|
员工建言行为 |
3.64 |
0.78 |
0.03 |
0.26** |
0.06* |
−0.07** |
0.25** |
0.37** |
0.28** |
0.27** |
注：N = 229，+p < 0.10、*p < 0.05、**p < 0.01。
(三) 假设检验
采用SPSS 27.0进行统计检验。表4模型2和模型6显示，领导感激表达对积极情绪的正向作用显著(β = 0.36, p < 0.01)，并显著正向影响工作投入(β = 0.57, p < 0.01)。假设1和假设3成立。
对自变量和调节变量进行中心化处理后检验调节作用。表4的模型4显示，领导感激表达和权力距离对积极情绪(β = −0.11, p < 0.10)的交互作用显著，即权力距离显著负向调节领导感激表达和积极情绪的关系，假设5成立。为展示权力距离的调节作用，画出了调节效应示意图(见图2)。当处于低权力距离水平时，领导感激表达对积极情绪的影响较强(β = 0.416, t = 5.705, p < 0.001)；当处于高权力距离水平时，领导感激表达对积极情绪的影响较弱(β = 0.345, t = 8.845, p < 0.001)。这意味着随着权力距离从低到高变化，领导感激表达对于积极情绪的影响逐渐减小。
Figure 2. Moderating effect of power distance on the relationship between leader gratitude expression and positive affect
图2. 权力距离对领导感激表达和积极情绪的调节作用
Table 4. Hierarchical regression test results (positive affect and work engagement as outcome variables)
表4. 层级回归检验结果(以积极情绪和工作投入为结果变量)
变量 |
积极情绪 |
工作投入 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型4 |
模型5 |
模型6 |
模型7 |
模型8 |
自变量 |
|
|
|
|
|
|
|
|
领导感激表达 |
|
0.36** |
0.36** |
0.34** |
|
0.57** |
0.55** |
0.47** |
调节变量 |
|
|
|
|
|
|
|
|
权力距离 |
|
|
0.04 |
0.06 |
|
|
0.07 |
0.13 |
自变量 × 调节变量 |
|
|
|
|
|
|
|
|
领导感激表达 × 权力距离 |
|
|
|
−0.11 |
|
|
|
0.15 |
R2 |
0.027 |
0.341 |
0.311 |
0.332 |
0.004 |
0.150 |
0.143 |
0.157 |
ΔR2 |
|
0.297 |
0.003 |
0.008 |
|
0.135 |
0.005 |
0.021 |
F |
1.497 |
23.718** |
19.421** |
16.812** |
0.170 |
7.289** |
6.181** |
6.470** |
根据表5模型5的层级回归结果能够做出判断，积极情绪(β = 0.31, p < 0.01)和工作投入(β = 0.17, p < 0.05)对员工建言行为分别有显著的正向影响，这为接下来的中介效应检验提供了基础。
Table 5. Hierarchical regression test results (employee voice behavior as outcome variable)
表5. 层级回归检验结果(以员工建言行为为结果变量)
变量 |
员工建言行为 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型4 |
模型5 |
自变量 |
|
|
|
|
|
领导感激表达 |
|
0.11 |
0.04 |
0.04 |
0.05 |
中介变量 |
|
|
|
|
|
积极情绪 |
|
|
0.45** |
|
0.31** |
工作投入 |
|
|
|
0.13** |
0.17* |
R2 |
0.039 |
0.042 |
0.078 |
0.104 |
0.147 |
ΔR2 |
|
0.006 |
0.043 |
0.066 |
0.079 |
F |
1.421 |
1.437 |
2.981** |
3.145** |
3.419** |
最后，采用Process软件检验中介效应和有调节的中介效应(见表6)。中介效应检验结果显示，领导感激表达通过积极情绪正向影响员工建言行为(B = 0.0945, SE = 0.0376, 95% CI= [0.0372, 0.1673])，通过工作投入正向影响员工建言行为(B = 0.0472, SE = 0.0235, 95% CI = [0.0016, 0.1214])。假设2和假设4成立。
有调节的中介效应检验结果显示，当处于低水平权力距离时，领导感激表达通过积极情绪对员工建言行为的中介作用显著(B = 0.1392, SE = 0.0256, 95% CI = [0.0972, 0.1641])；当处于高水平权力距离时，领导感激表达通过积极情绪对员工建言行为的中介作用显著(B = 0.0974, SE = 0.0479, 95% CI = [0.0312, 0.1793])；进一步检验中介作用效应值之间的差异，二者差异值显著(90% CI = [0.0006, 0.0626])。假设6成立，即员工权力距离较低时，积极情绪在领导感激表达和建言行为之间的中介作用更强。
Table 6. Bootstrapping test of mediation effect and moderated mediation effect
表6. 中介效应和有调节的中介效应Bootstrapping检验
|
效应值 |
标准误 |
置信区间下限 |
置信区间上限 |
领导感激表达→工作投入→员工建言行为 |
|
0.0472 |
0.0235 |
0.0016 |
0.1214 |
领导感激表达→积极情绪→员工建言行为 |
|
0.0945 |
0.0376 |
0.0372 |
0.1673 |
领导感激表达→积极情绪→员工建言行为 |
低权力距离(−1SD) |
0.1392 |
0.0256 |
0.0972 |
0.1641 |
高权力距离(+1SD) |
0.0974 |
0.0479 |
0.0312 |
0.1793 |
差异(Difference) |
0.0528 |
0.0219 |
0.0006 |
0.0626 |
注：Bootstrap = 5000；中介效应汇报95% CI，有调节的中介效应汇报90% CI。
5. 结论与讨论
(一) 研究结论
本文基于情绪社会信息模型和资源保存理论，探讨领导感激表达与员工建言行为之间的联系，旨在揭示领导感激表达促进员工建言行为的作用机制。研究发现：1) 积极情绪在领导感激表达和员工建言行为之间发挥中介作用。2) 工作投入在领导感激表达和员工建言行为之间发挥中介作用。3) 权力距离负向调节领导感激表达和积极情绪的关系。4) 低权力距离增强了领导感激表达通过积极情绪对员工建言行为的正向影响。
(二) 理论贡献
第一，本文拓展了员工建言行为的前因变量，丰富了员工建言行为的相关研究。本文从领导者特质出发，探究领导感激表达和员工建言行为的关系，发现领导感激表达通过积极情绪和工作投入两条路径促进员工产生建言行为，弥补了现有研究的不足。
第二，本文丰富了领导感激表达的相关研究，探讨了其对于员工行为的正向引导，从情感互动视角和工作动机视角将这一作用机制进行深入研究，扩大了领导行为的研究范围，对领导与员工之间的互动关系有了更全面的理解。
第三，本文从资源保存理论的角度挖掘了领导感激之情对积极情绪的影响，发现领导感激表达对员工积极情绪具有正向影响，理清了领导感激表达影响员工积极情绪的边界条件，补充了积极情绪的相关研究成果。
(三) 实践意义
第一，本文研究结果表明，领导感激表达会对员工建言行为产生影响。这启发企业要鼓励领导者重视与员工的情感互动，在员工完成任务或者进行帮助之后表达到位的感激，从而拉近双方距离，为员工建言行为铺设道路。
第二，本文研究结果表明，低权力距离增强了领导感激表达通过积极情绪对员工建言行为的正向影响。当组织处于重视变革的力量且需要员工积极建言的发展阶段，为了更好发挥领导感激表达的作用，管理者在人员招聘、岗位安排时，可以选择权力距离较低的员工。企业也可以尝试培训已有的员工，帮助他们调整权力距离，使其对领导的感激表达行为更加敏感，提高对工作的热情与积极性。
(四) 研究局限与展望
第一，本文数据来源于员工自我陈述，可能产生共同方法偏差。后续研究可以从多种来源来收集变量数据(如让领导评价员工建言行为、员工评价领导感激表达行为，而后进行匹配)，提高研究设计的严谨性。并且，个人能力有限，收集到的样本数量有限，未来可以进一步扩展调查范围，增大样本数量。
第二，本文根据情绪社会信息模型与资源保存理论，验证了积极情绪和工作投入在领导感激表达和员工建言行为之间的中介作用，但领导感激表达和员工建言行为两者之间可能存在其他中介机制。后续研究可以根据其他理论寻找更多可能的内在作用机制。
第三，本文对领导感激表达行为影响员工工作投入程度的边界条件研究有限，后续研究可以引入其他调节变量进一步开展研究。