1 引言
在当前组织变革环境下，从外界获取有益信息对员工的持续学习和自我发展尤为重要(高中华, 2023)。反馈作为主要的外部交互方式，对组织绩效至关重要(Zhu et al., 2023)。然而，员工常常因担心负面后果而避免与上级交流，这种行为被称为反馈规避。它可能导致工作绩效下降(Xue et al., 2022)和组织问题的累积(Zhu et al., 2023)，影响长期发展。研究表明，个体因素如责任感(Moss et al., 2020)、恐惧(申传刚, 杨璟, 2020)和自我评价(宋萌 等, 2015)，以及情境因素如领导方式(杜鹏程 等, 2023; Arain et al., 2020)和风格(Moss et al., 2020)，都影响着反馈规避行为的发生。但在情境因素方面尚忽略了基于中国传统文化沿袭下来的一些典型领导方式产生的影响。在中国传统文化和高权力距离导向下，威权领导一直占据重要地位(章凯 等, 2022; Farh & Cheng, 2000)。威权领导强调自己在组织中具有绝对的权威，严密地控制下属并要求下属无条件服从，同时对下属设置高绩效要求和严格的惩罚办法(李朋波 等, 2023)。这一特征无形地抑制了员工的个性发展和积极性，导致员工更倾向于避免与领导进行交流和互动，从而限制组织的创新与进步。鉴于此，本研究拟聚焦于探究威权领导对反馈规避行为的影响，以期解释威权领导对此负面行为的作用过程和边界条件，为组织管控员工反馈规避行为提供管理启示与方案。
根据心理契约理论，威权领导风格影响员工对组织支持、公平待遇和职业发展的心理期望(王磊 等, 2023; 章凯 等, 2022)。这种领导方式可能削弱员工对这些期望的信心，从而影响心理契约的履行(侯楠 等, 2019)。威权领导通常难以接近，可能忽视员工的观点和建议，引发员工的恐惧心态(Chiang et al., 2021)。特别是在绩效不佳时，员工可能会面临质疑和指责，增加他们的恐惧感，导致他们害怕寻求反馈，以免遭受更多的斥责和伤害(宋萌 等, 2015)。此外，威权领导通常不与员工分享权力和信息，使员工感到心理契约中关于信息共享和权力平等的部分未得到履行(Schaubroeck et al., 2017)。这种管理风格可能导致员工担心提出个性化想法会受到惩罚，因此他们可能选择沉默以避免反馈。在中国，受传统文化的影响，员工普遍接受较高的权力距离(苗彬 等, 2023)，这强化了对权威的尊重和服从。在这种文化背景下，员工可能更倾向于避免与领导交流，以减少风险和冲突。基于以上分析，本研究提出假设1：威权领导对员工的反馈规避行为具有显著正向影响。
威权领导作为一种管理风格，其特征在于高度的控制和权威性决策。根据心理契约理论，员工在加入组织时会形成一系列关于组织支持、公平对待以及个人价值实现的期望(常育榕, 王忠军, 2021)。然而，威权领导的“一言堂”式决策和管理方式可能会破坏员工与组织之间的平等交流和合理回报的心理契约(Zhang et al., 2022)。这种管理风格忽视了下属的想法和建议，导致员工感到自己的贡献和能力没有得到认可和回报，从而损害了他们的自尊和价值感。威权领导还可能降低下属的信任水平(Yang, 1996)，进一步影响员工基于组织形成的自尊感。当员工感受到威权领导要求无条件服从命令，剥夺他们参与决策和积极沟通的机会时，他们可能会失去主动性，无法发挥才能并实现个人价值，进而降低基于组织的自尊(Zhang et al., 2022)。这种信任基础的破坏和对其自信及自主的伤害(宋萌 等, 2015; Wang et al., 2018)，进一步强化了员工的消极感受。因此，本研究提出假设2：威权领导对员工基于组织的自尊具有显著的负向影响。
根据心理契约理论，员工与组织之间存在一种非正式的、未明文规定的期望和承诺关系。当这种心理契约被违背，即员工感到组织未能满足他们的期望时，他们的组织自尊可能会受到削弱，进而采取策略性行为来最小化心理资源流失并捍卫残存的自尊，包括避免不必要的风险和减少与上级的互动(Aryee et al., 2007; Chen et al., 2014)。这种心态可能导致员工故意回避上级，减少目光接触，以及采取其他消极的互动模式。此外，基于组织的自尊感缺失容易使员工陷入一种持久的消极状态，而不是采取行动来积极改善现状(刘巨钦, 宗博强, 2019)，这种状态可能导致员工发展出一种规避反馈的行为模式，作为一种自我保护机制，以避免进一步的自尊受损。综上所述，对于身处威权主义领导风格的管理体系中的员工而言，这种领导风格可能会削弱他们基于组织的自尊，并可能激发起更多的回馈规避行为。因此，本研究提出假设3：基于组织的自尊在威权领导与反馈规避行为之间起中介作用。
心理弹性是个体面对逆境时恢复能力的关键个人特质，代表着心理资源的适应性和韧性，对个体应对压力至关重要(樊子立, 马君, 2022)。根据心理契约理论，员工与组织间的关系发展会影响心理契约的动态变化，而个体差异性在这个过程中扮演着重要角色(Kutaula et al., 2020)。本研究强调心理弹性在应对威权领导风格下的心理契约违背中的作用。具有较高心理弹性的员工能够更灵活地调整其对组织的心理期望(王长峰, 刘柳, 2023)，包括对领导行为的不同解释、对组织目标和价值的新理解，以及对个人角色和期望的重新定位(Haslberger & Brewster , 2009)。这种期望的灵活调整有助于减少威权领导行为可能导致的契约违背感，保护员工的基于组织的自尊。同时，在威权领导的环境中，高心理弹性的员工也更可能主动进行心理契约的重构(黄海艳 等, 2016)，这涉及对与组织关系的重新定义，包括对领导和组织的信任、忠诚和承诺的再评估(Bankins, 2015; Bankins et al., 2020)。通过这种重构，员工能够建立起对组织更加积极的认知框架，缓解威权领导可能带来的负面情绪，维持或提升自尊(Brown et al., 2016)。因此，本研究提出假设4：心理弹性对威权领导与基于组织的自尊的关系具有调节作用。当员工的心理弹性水平较高时，威权领导对基于组织的自尊的负向影响会被削弱。
总体而言，本研究认为基于组织的自尊在威权领导与反馈规避行为之间起中介作用，且心理弹性对威权领导与反馈规避行为的关系具有调节作用，当下属的心理弹性较高时，威权领导对基于组织的自尊的负向影响较弱。结合心理契约理论相关观点，本研究进一步推论，心理弹性对基于组织的自尊在威权领导与下属反馈规避行为之间的中介作用可能也存在调节效应。具体而言，在高心理弹性的情况下，员工能够通过期望调整和契约重构机制，减少威权领导对基于组织的自尊的负面影响，从而降低反馈规避行为的发生；相反，在低心理弹性的情况下，员工在面对威权领导和自尊威胁时，可能无法有效地调整期望或重构心理契约，这可能导致他们更容易采取反馈规避行为，以避免进一步的自尊损害。由此，本研究提出假设5：心理弹性能够调节威权领导通过基于组织的自尊对下属反馈规避行为的间接作用。心理弹性水平越高，这一间接作用越弱；心理弹性水平越低，则这一间接作用越强。
综上，本研究的理论模型如图1 所示。
2 研究方法
2.1 被试
采用网络与实地相结合的方式进行问卷调研。线上依托于问卷星调研平台提供的样本服务功能，共招募到符合要求的被试108名，剔除作答时间过短等不达标样本后，回收有效问卷97份，有效回收率89.81%。实地调研的企业共9家，分别来自西北及华北地区。在与企业相关负责人取得联系与许可后，现场发放纸质版问卷227份，平均每家企业发放25份。剔除明显连选、陷阱题错选等作答不认真的问卷后，共得到可供进一步数据处理的样本186份，有效回收率81.94%。
对283份有效个案进行样本特征统计发现，男性员工共163名，占57.60%；女性员工共120名，占42.40%。被试年龄分布主要集中在31～40岁，在该年龄段的共188人，占66.43%。学历方面，大专及以下的共27人，占9.54%；本科136人，占48.06%；硕士90人，占31.80%；博士30人，占10.60%。样本中与上级领导平均共事时间为2.77±1.10年，平均工龄为3.48±1.01年。以上参与调研的员工来自国有企业的有59人，占20.85%；民营企业36人，占12.72%；外资企业5人，占1.77%；政府部门76人，占26.86%；事业单位90人，占31.80%；其他组织形式从业者共17人，占6.00%。
2.2 研究工具
本研究所有量表均采用李克特7点计分法，从1到7分别代表“非常不符合”到“非常符合”。
2.2.1 威权领导
采用Cheng等(2004)开发的家长式领导分量表对威权领导进行测量，共包含5个题项。代表性条目如“当工作任务无法达成时，领导会斥责我”。 本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.93。
2.2.2 基于组织的自尊
采用Pierce等(1989)开发的10题项基于组织的自尊测量量表。代表性题项如“在单位中，我对周围很有影响力”。本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.92。
2.2.3 反馈规避行为
使用Moss和Sanchez(2004)开发的6题项反馈规避行为量表，代表性题项如“当我的工作表现不好时，我会尽量安排外出工作，以躲避我的领导”。本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.95。
2.2.4 心理弹性
使用Siu等(2009)开发的9题项心理弹性量表，代表性题项如“即使受到挫折，我也能很快恢复过来”。本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.92。
2.3 数据分析
采用SPSS24进行数据分析，并使用PROCESS插件对被调节的中介效应模型进行检验。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用自我报告方式进行数据收集，可能会产生同源方差问题，常见的判断方式为Harman单因子检验法。将所有的量表测量题项进行降维因子分析，结果显示第一个因子提取到的方差解释率为27.13%，小于40%的判别标准，说明本研究中共同方法偏差问题并不严重，可以进行下一步的假设检验分析。
3.2 描述性统计与相关性分析
四个关键变量均值、标准差及相关系数分析结果如表1 所示。从变量间的相关关系来看，威权领导与员工反馈规避行为显著正相关(r=0.40, p<0.01)、与基于组织的自尊显著负相关(r=−0.17, p<0.01)，基于组织的自尊与员工反馈规避行为显著负相关(r=−0.31, p<0.01)。以上相关关系的方向与显著性结果能够为研究所提假设的进一步分析提供基础支持。
表1 描述性统计与相关分析 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 |
| 1.性别 | 1.42 | 0.46 | |||||||||
| 2.年龄 | 3.06 | 0.66 | −0.07 | ||||||||
| 3.学历 | 3.43 | 0.82 | −0.08 | −0.07 | |||||||
| 4.与上级领导共事时间 | 2.77 | 1.10 | −0.05 | 0.28** | −0.05 | ||||||
| 5.工龄 | 3.48 | 1.02 | −0.03 | 0.73** | −0.25** | 0.36** | |||||
| 6.组织形式 | 3.54 | 1.67 | 0.02 | 0.05 | 0.17** | −0.07 | −0.07 | ||||
| 7.威权领导 | 4.23 | 1.28 | −0.06 | −0.02 | 0.01 | −0.04 | −0.02 | −0.07 | |||
| 8.基于组织的自尊 | 4.73 | 0.81 | −0.05 | 0.08 | −0.14* | 0.10 | 0.10 | −0.04 | −0.17** | ||
| 9.反馈规避行为 | 2.85 | 1.32 | 0.01 | −0.08 | 0.14* | −0.12* | −0.10 | 0.08 | 0.40** | −0.31** | |
| 10.心理弹性 | 2.97 | 0.85 | 0.12* | −0.02 | 0.04 | −0.13* | −0.01 | 0.03 | −0.19** | −0.19** | 0.14* |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 假设检验
采用多层线性回归方法对威权领导、基于组织的自尊、员工反馈规避行为和心理弹性之间的直接效应、中介效应和调节效应进行假设检验(表2 )。将性别、年龄、学历、与上级领导共事时间、工龄和组织形式作为控制变量。
表2 多层线性回归分析结果 |
| 变量 | 基于组织的自尊 | 员工反馈规避行为 | |||||||
| M1 | M2 | M3 | M4 | M5 | M6 | M7 | M8 | ||
| 性别 | −0.05 | −0.06 | −0.04 | −0.03 | 0.01 | 0.04 | −0.03 | 0.02 | |
| 年龄 | 0.06 | 0.06 | 0.05 | 0.04 | −0.06 | −0.06 | −0.05 | −0.05 | |
| 学历 | −0.14* | −0.14* | −0.12* | −0.11 | 0.13* | 0.12* | 0.09 | 0.09 | |
| 与上级领导共事时间 | 0.07 | 0.06 | 0.03 | 0.04 | −0.10 | −0.08 | −0.08 | −0.07 | |
| 工龄 | −0.01 | −0.01 | 0.01 | 0.02 | 0.02 | 0.02 | 0.01 | 0.02 | |
| 组织形式 | −0.02 | −0.03 | −0.03 | −0.03 | 0.06 | 0.09 | 0.06 | 0.09 | |
| 威权领导 | −0.17** | −0.21*** | −0.17** | 0.40*** | 0.37*** | ||||
| 基于组织的自尊 | −0.28*** | −0.22*** | |||||||
| 反馈规避行为 | |||||||||
| 心理弹性 | −0.21*** | −0.18** | |||||||
| 威权领导×心理弹性 | 0.28*** | ||||||||
| F | 1.60 | 2.61** | 3.96*** | 6.52*** | 1.80 | 9.71*** | 5.06*** | 10.97*** | |
| R2 | 0.03 | 0.06 | 0.10 | 0.178 | 0.04 | 0.20 | 0.11 | 0.24 | |
| Adj-R2 | 0.01 | 0.04 | 0.08 | 0.15 | 0.02 | 0.18 | 0.09 | 0.22 | |
注：表中数据为标准化回归系数。 |
3.3.1 主效应和中介效应检验
由表2 的模型6可知，威权领导对员工反馈规避行为具有显著正向影响(β=0.40, p<0.001)，假设1得到支持。模型2结果表明，威权领导对基于组织的自尊具有显著的负向影响(β=−0.17, p<0.01)，假设2得到支持。由模型7可知，基于组织的自尊对员工反馈规避行为具有显著的负向影响(β=−0.28, p<0.001)。模型8在模型6的基础上加入中介变量基于组织的自尊，可以发现，威权领导对员工反馈规避行为的回归系数由0.40降低至0.37，基于组织的自尊对员工反馈规避行为的负向影响仍然显著(β=−0.22, p<0.001)，说明基于组织的自尊在威权领导与员工反馈规避行为之间起部分中介作用，假设3得到支持。
3.3.2 调节效应检验
在表2 模型3的基础上加上威权领导与心理弹性的交互项对假设4进行检验。模型4的结果显示，当威权领导、心理弹性、威权领导与心理弹性的交互项同时进入对员工反馈规避行为的回归方程时，交互项回归系数显著(β=0.28, p<0.001)，说明心理弹性在威权领导与基于组织的自尊关系间发挥负向调节作用，假设4得到数据支持。
为了更加清晰地展示假设4的调节效果，使用简单斜率分析绘制了调节变量心理弹性对威权领导与基于组织的自尊关系的调节效应图。从图2 中可以看出，当心理弹性较低时，威权领导与基于组织的自尊负向关系较为明显；当心理弹性较高时，威权领导与基于组织的自尊负向关系得到缓和。
3.3.3 被调节的中介效应检验
使用PROCESS插件工具进行调节中介作用分析(表3 )。针对基于组织的自尊这一中介变量，其在高水平心理弹性时，95%的置信区间包括数字0，意味着在此水平时没有中介作用；其在心理弹性处于平均值水平时，95%的置信区间不包括数字0，意味着在此水平时具有中介作用，且Effect值为0.04；其在心理弹性处于低水平时，95%的置信区间同样不包括数字0，意味着在此水平时具有中介作用，且Effect值为0.10；综上分析可知，在不同水平时，中介作用情况不一致，说明具有调节中介作用。此外，被调节的中介效应值为−0.07(Boot SE=0.03, Boot LLCI=−0.14, Boot ULCI=−0.02)，其95%的置信区间也不包括数字0，进一步验证了调节变量心理弹性对中介过程存在影响，假设5得到支持。
表3 调节变量对中介过程的影响分析结果 |
| 调节变量 | 量值 | Effect | Boot SE | Boot LLCI | Boot ULCI |
| 心理弹性 | 2.12 | 0.10 | 0.04 | 0.03 | 0.18 |
| 2.98 | 0.04 | 0.02 | 0.01 | 0.08 | |
| 3.83 | −0.02 | 0.02 | −0.08 | 0.02 |
4 讨论
4.1 威权领导正向预测员工反馈规避行为
本研究通过揭示威权领导风格与员工的反馈规避行为之间的正向关系，为理解领导风格如何影响员工行为提供了更细致的理解。这一发现与李朋波等(2023)的研究结果相一致，他们指出威权领导者倾向于采用指令式沟通风格，这可能限制员工的参与和表达。此外，李嘉和杨忠(2018)的研究强调了这种领导风格与员工的自主性和参与感的缺失之间的联系，这可能进一步导致反生产行为(李英武 等, 2021)和非伦理行为(蒋瑞, 林新奇, 2020)。本研究不仅验证了威权领导对员工消极行为的影响，而且进一步拓展了这一理论框架，特别是通过识别员工可能采取的回避反馈行为作为一种应对策略。这种策略可能是一种自我保护机制，员工通过避免反馈来减少与威权领导者的潜在冲突。
4.2 基于组织的自尊的中介作用
本研究结果揭示了基于组织的自尊在威权领导与员工反馈规避行为之间的部分中介作用，这一发现不仅丰富了心理契约理论的应用，而且为理解员工在组织中的行为提供了新的视角。与现有文献相呼应，指出了威权领导对员工自尊具有显著的负面影响(李宗波, 王明辉, 2018)。威权领导的人治特征可能导致员工感受到不公平和信任缺失(Zhang et al., 2022)，进而影响其价值观和控制感，降低基于组织的自尊。员工在自尊受损时可能会采取防卫性策略，如减少与领导的互动，以保护其心理资源(Aryee et al., 2007; Chen et al., 2014)。这表明基于组织的自尊不仅是个体心理状态的反映，也是组织行为和领导风格影响下的产物。因此，组织应重视培养和维护员工的自尊，以减少反馈规避行为的发生。
4.3 心理弹性的调节作用
本研究不仅揭示了心理弹性在维护员工与组织间心理契约完整性方面的关键作用，而且为理解个体如何在负面领导风格下维持积极心态提供了新的视角。研究结果显示，威权领导可能对员工的认知和自尊产生负面影响，但具有高心理弹性的员工能够以更积极的方式解读这些经历，并保持较高的自我效能感(黄海艳 等, 2016)。即心理弹性可以缓冲威权领导的消极影响，保护员工的自尊，并减少反馈规避行为。此外，本研究强调了心理弹性作为边界条件在组织研究中的重要性。心理弹性不仅影响个体如何响应领导行为，还可能调节领导行为与员工态度和行为之间的关系。这意味着在领导风格研究中，考虑心理弹性的角色对于理解领导行为如何影响员工行为至关重要。
4.4 研究意义及局限
本研究基于心理契约理论，引入威权领导、基于组织的自尊、反馈规避行为以及心理弹性作为研究变量，构建了一个包含领导风格和个体心理及行为因素的研究框架。本研究拓展了影响反馈规避行为的前因研究，聚焦于负向管理风格的领导类型。本研究还揭示了威权领导影响反馈规避行为的作用机制，为解释领导风格与员工行为之间的关系提供了新的视角。本研究也在一定程度上丰富了心理契约理论，对深入理解威权领导对反馈规避行为的作用机制提供了新的理论框架和情境表达。最后，本研究发现了心理弹性是威权领导作用后果的重要边界条件，对基于个体特征全面理解领导风格的作用机制提供了新的思路。
本研究对企业管理实践具有重要启示作用。管理层应认识到威权领导的负面影响并采取相应措施，如建立约束机制、塑造团结文化、消除贬抑行为以及提供心理辅导等，以营造支持性组织氛围。此外，管理层还可以通过关怀措施和弹性设计来提高下属的价值感和职业满意度，从而提升基于组织的自尊水平。此外，组织在招聘时应重视员工个人特质，选择具有心理弹性和抗压力的员工，并适当安排外向型性格的员工参与团队合作，以提升整体组织的心理弹性水平，从而降低反馈规避行为的发生频率。
本研究存在一些局限之处。首先，横断面数据收集限制了对因果关系的深入分析，建议未来采用纵向研究方法以进一步验证本研究的发现，并增强研究结果的外部有效性。其次，样本选择仅限于员工个人填写，缺乏同事和领导对其工作表现的客观评价，后续可以从上下级双方收集数据以降低主观干扰。最后，反馈规避行为的概念内涵和测量工具有待进一步发展以适应中国特色管理实践，未来可以开展基于中国情境的量表开发工作。
5 结论
威权领导会正向预测员工反馈规避行为的发生；基于组织的自尊在威权领导与员工反馈规避行为的作用关系中起部分中介作用；员工的心理弹性在威权领导与基于组织的自尊间发挥调节作用，员工的心理弹性水平越高，威权领导对基于组织的自尊的负向影响就越弱；心理弹性调节威权领导通过基于组织的自尊对反馈规避行为的间接效应，即当员工的心理弹性越高时，威权领导通过基于组织的自尊对反馈规避行为的正向效应会被减弱。