● 高日光 徐小鳳 鐘艷萍 王碧英

一、引言

領導, 一直是人力資源管理與組織行為學領域的熱門研究主題。長期以來, 管理學界將主要研究精力聚焦在有效的領導行為（effective leadership behaviors） 及 其 積極效應上（Yukl, 1998）, 即僅僅探討領導的陽光面（bright side of leadership）。最近有研究發(fā)現(xiàn), 領導的陰暗面（dark side of leadership）的危害更應該引起學術界的重視（Tepper, 2000; Tepper, 2007）。破壞性領導行為（destructive leadership behavior）作為一種消極的領導行為, 西方學術界自2007年開始關注和探討這一領域, 但是, 在早期研究中, 學者主要關注破壞性領導的消極 效 果（Einarsen, Aasland, & Skogstad,2007; Schaubroeck, Walumbwa, Ganster, &Kepes, 2007）, 例如降低工作績效（Schyns& Schilling, 2013）, 造成員工幸福感缺失（Nyberg et al., 2011）等, 而對破壞性領導行為的誘因探索較少（Padilla, Hogan, &Kaiser, 2007）。

近年, 破壞性領導行為的誘因逐漸被學者和管理實踐者重視（高日光, 王碧英,2016）。早在2007年, 以Padilla為首的西方學者, 對破壞性領導行為的誘因進行了理論探討, 并提出毒三角模型, 即破壞性領導行為是管理者、下屬與環(huán)境三方面作用的結果。這項研究對于加深我們認識破壞性領導的誘因有重要的借鑒價值, 但目前很少有學者回應Padilla的研究。因此, 本研究從人格特質視角出發(fā)來探討“某種特質如何誘使破壞性領導行為?”

首先, 破壞性領導行為產生可能是人格特質的使然。眾所周知, 自戀是一種比較常見的人格特質。自戀常常與高自我觀念、低同理心相關, 同時還能夠預測不良關系（relationship dysfunction）、工作場所偏離行為（workplace deviance）、不道德行為（unethical behavior）, 以及攻擊 行 為（aggression）（Bushman & Baumeister, 1998;Campbell & Foster, 2002; Judge, Lepine, & Rich, 2006;Rosenthal & Pittinsky, 2006）。 正 如 Blickle, Schlegel,Fassbender和Klein（2006）提出在白領階層, 自戀的管理者犯罪（如盜用或挪用公款等）所占比例相對更高。類似的,Watts和他的同事發(fā)現(xiàn), 在辦公場所, 自戀的總裁（高管）更可能產生不道德行為（Williams, 2014）, 還有Campbell,Hoffman, Campbell和Marchisio （2011）指出擁有自戀特質的領導者會釋放較多的破壞性行為, 但其作者并未進行實證檢驗。這些正是本研究的一個重要突破口, 即采用實證研究來探討管理者自戀特質與破壞性領導行為之間的關系。

其次, 根據(jù)社會認知理論（Bandura, 1986）, 道德脫離作為個體對不道德行為進行文過飾非的心理認知方式,在我們的生活和工作中屢見不鮮（Bandura, 2002）。研究發(fā)現(xiàn), 道德脫離在冷漠無情（callous-unemotional）（人格特性）與關系攻擊（relational aggression）（破壞性行為）之間起著重要的傳遞作用（Kokkinos, Voulgaridou,& Markos, 2016）。因此, 我們認為, 管理者自戀特質未必直接作用于破壞性領導行為, 而是透過道德脫離間接作用于破壞性領導行為。

與此同時, 在組織這所政治競技場中, 政治技能是個體在組織中獲得成功的重要因素之一, 具有較高政治技能的管理者能夠根據(jù)不同情境靈活地調整其行為方式, 讓他人覺得其行為真誠可靠（Mintzberg, 1985; 謝俊, 汪林, 儲小平, 2013）。我們認為, 高政治技能的管理者, 善于掩飾自己的破壞性領導行為, 從而降低下屬對其破壞性領導行為的感知。因此, 本研究將討論政治技能在管理者自戀特質與破壞性領導行為之間所起的調節(jié)作用。綜上, 本研究的理論模型如圖1所示。

二、理論基礎與研究假設

（一） 破壞性領導的概念

破壞性領導概念的提出, 始于2007年領導季刊（Leadership Quarterly ）的專刊。早期, 學術界一直將破壞性領導行為視為一種非常正常的現(xiàn)象, 并未引起學術界和實踐者的重視（Padilla et al., 2007）。近年,破壞性領導行為逐漸引起學界的廣泛關注（高日光, 王碧英, 2014; 吳維庫, 王未, 劉軍, 吳隆增, 2012）。破壞性領導行為是“領導者持續(xù)表現(xiàn)出來的侵害組織的正當利益（legitimate interest）的系統(tǒng)化行為, 這些行為既包括侵害組織目標、妨礙組織任務達成、損害組織資源、降低組織效能的行為, 也包括破壞下屬的工作動機、降低下屬的工作滿意度和幸福感的行為等”（Einarsen et al.,2007）。從破壞性領導行為定義可以看出,破壞性領導行為有如下幾個特征: （1）典型性。破壞性領導行為是系統(tǒng)和反復的, 對于偶爾發(fā)生的行為, 如偶爾受到不公正對待后的情緒爆發(fā), 應該排除在定義之外; （2）非意圖性。領導行為是否被感知為破壞性領導行為, 取決于下屬的主觀判斷, 與行為意圖關系不大, 即使那些欠考慮、輕率、不敏感、無能等行為都屬于破壞性領導行為; （3）正當性。領導者的行為是否具有破壞性, 唯一的參考標準是看“行為是否損害了組織的正當利益, 是否在服務于組織及其雇主過程中破壞了對組織的財務資源、物質資源和人力資源的最佳應用”（Einarsen et al., 2007）; （4）時代性。領導者的行為是否被感知到具有破壞性, 還與特定社會背景、特定場景有密切的關系, 破壞性領導行為的內容, 與當時的制度、文化以及歷史背景密切相關。

圖1 理論模型

（二） 自戀與破壞性領導的關系

自戀（Narcissism）一詞起源于古希臘一個美麗的神話, 據(jù)傳美少年那喀索斯（Narcissus）因為愛上了自己在水中的倒影, 致使茶不思飯不想, 最終憔悴而死, 變成一朵水仙花（narkissos）。后來, 學術界借用那喀索斯（Narcissus）這個詞來描述個體自戀的現(xiàn)象。早在1914年,Freud在《論自戀》中對自戀的起源與本質進行了詳細探討,并把自戀引入精神分析與精神治療領域, 從而引起醫(yī)學界對自戀的特別關注和研究。Freud認為, 自戀人格特質具有獨立意識強、高自信、難以被說服、極高權力欲、自我關注、缺乏移情、敏感、敵意、非道德等, 是一種普遍存在人群中的人格特質（Freud, 1950）。有研究表明, 自戀的管理者往往很自負, 以自我為中心, 總是將下屬的建議拒之千里, 而且傾向剝削他人, 將自己的缺陷和失敗歸咎于下屬并實施譴責（Hogan, Raskin, & Fazzini, 1990）。自戀的領導還有很強的權力欲望, 通常會采用欺騙、操縱、威脅、或通過走捷徑等方式來達成目的（Glad, 2002）。Williams（2014）還指出自戀的領導更傾向于為個人的利益而工作, 甚至會為了個人的利益而侵害下屬、團隊、組織的利益。可見, 自戀的領導者很可能會對下屬、組織等實施破壞性行為, 例如自私自利的行為、批評或譴責下屬、不道德行為、反生產力行為等等。因此, 我們認為自戀特質較高的管理者在工作過程中會產生破壞性領導行為?；谝陨险撌? 本研究提出如下假設。

H1：領導的自戀特質會誘發(fā)破壞性行為, 領導越自戀,越有可能對下屬實施破壞性行為。

（三） 道德脫離的中介作用

道德脫離（moral disengagement）是指個體對不道德行為的自我調節(jié)過程, 主要包括八種自我調節(jié)方法（Bandura, 1999）: ①道德辯護（moral justification）,即通過調節(jié)道德認知, 將有害的行為正義化, 以達到自我服務的目的。②委婉標簽（euphemistic labeling）, 即用委婉的言語來掩蓋（應受譴責的）事件的丑陋本質,例如恐怖分子為自己貼上“自由戰(zhàn)士”的標簽。③有利比較（advantageous comparison）, 即充分利用對照原理, 將個體有害行為與更加非人道主義行為進行對比,使其破壞性顯得微不足道, 甚至可被忽視。④責任轉移（displacement of responsibility）, 即事件的因果關系模糊不清, 或將責任推卸給他人, 拒絕承擔后果, 例如人們通常聲稱其行為是受他人指使, 并非出自個人意愿。⑤責任分散（diffusion of responsibility）, 也可稱為旁觀者效應, 即當某一件事由多個人共同完成時, 個體責任感不強甚至為無。例如群體決策, 當決策失誤時, 就會出現(xiàn)“大眼瞪小眼”的現(xiàn)象。⑥忽視或扭曲結果（disregard or distortion of consequence）, 即個體往往僅展示事件好的一面, 而避免展現(xiàn)出事件壞的一面或直接選擇性地忽視其有害性。⑦非人性化（dehumanization）, 即不把受害者當“人”看, 不在乎他人的喜怒哀樂。⑧責任歸因（attribution of blame）, 即將責任歸咎于他人或環(huán)境。

研究表明, 個體層面的因素（如習性、特質等）是道德脫離產生的重要原因之一（Moore, Detert,, &Mayer, 2012）。Eisenber（2000）提出, 當個體缺乏移情,無視或忽略他人時, 極易產生道德脫離行為。自戀者自大傲慢、自以為是、缺乏移情等特性, 很可能會為其不道德行為采取辯護、責任轉移或分散等行為, 從而形成道德脫離?；谏鐣J知理論可知, 高道德脫離者實施不道德行為的重要原因在于其認知機制減弱了道德規(guī)范對自我道德行為的約束作用（王興超, 楊繼平, 2013）。一般情況下, 管理者對道德行為能夠進行自我調節(jié), 意即當管理者從事破壞性領導行為時, 他們或她們會產生罪惡感并可能受到良心譴責, 進而終止這種破壞性行為。然而, 當這一正常道德自我調節(jié)機制遭到破壞之后, 即管理者產生道德脫離之后, 他們或她們對自我破壞性領導行為的約束能力便會隨之減弱, 繼而促使諸如攻擊、欺騙等破壞性領導行為的出現(xiàn)（Bandura, Barbaranelli, Caprara, & Pastorelli,1996; 王興超, 楊繼平, 2013）。例如Paciello, Fida,Tramontano, Lupinetti和Caprara （2008）實證研究發(fā)現(xiàn),道德脫離水平不同的個體在言語或身體攻擊行為和暴力行為方面存在明顯的差異, 高道德脫離與言語或身體攻擊行為、暴力行為呈顯著的正相關關系?；谝陨险撌? 本研究提出如下假設。

H2：領導的自戀特質對道德脫離具有正向的影響, 越是自戀的領導, 越有可能產生道德脫離。

H3：領導的道德脫離對破壞性領導行為具有正向的影響, 道德脫離越高的領導, 下屬感知到破壞性行為會越多。

H4：道德脫離在領導的自戀特質與破壞性領導行為之間起中介作用, 自戀透過道德脫離對破壞性領導行為產生間接影響。

（四） 政治技能的作用

政治技能是一種“兼具人際互動風格和社交效能的個體能力, 擁有政治技能的個體能有效理解他人并運用相應知識去影響他人, 從而達成自身或組織的目標, 主要包括四種關鍵能力: 社交敏銳性（Social astuteness）、人際影響力（Interpersonal influence）、關系網(wǎng)絡能 力（Networking ability）、 真 誠 表 現(xiàn)（Apparent sincerity）”（Ferris, 2007; 劉軍, 吳隆增和許浚,2010）。高政治技能的個體冷靜自信, 能夠給他人帶來一種安全、舒適的感覺, 從而吸引他人、獲得他人的信任（Ferris, Treadway, & Kolodinsky, 2005）。同時, 高政治技能的個體能夠根據(jù)不同的對象和情境靈活地選擇恰當?shù)姆绞絹磉_成自身的目標（Ferris, 2007）。Ferris,Treadway和Kolodinsky （2005）還發(fā)現(xiàn), 高政治技能的個體不僅知道如何處理好各種關系或事件, 而且更懂得如何掩蓋其不可告人、自私的動機, 使其表現(xiàn)得真誠。

在組織中, 自戀的領導可能會充分利用他（她）高超的政治技能來掩飾其破壞性行為。首先, 高政治技能的領導具有高超的社交敏銳性, 對自己和他人的感知能力較強, 他們能夠準確判斷組織情況和下屬性格特征, 并根據(jù)外部情況選擇合適的方式影響下屬, 從而減弱領導自戀特質的影響。此外, 高政治技能的領導善于與他人建立良好的聯(lián)盟關系, 說服他人的能力很強, 在互動過程中誘使下屬相信他們是誠實可靠、正直之人（Ferris et al., 2005;Harris， Kacmar, Zivnuska, & Shaw, 2007; 韓翼, 楊百寅,2014）。即使管理者在實現(xiàn)目標的過程中受到了阻礙（例如下屬抵制）, 他們會利用自己高超的政治技能說服下屬,而不是使用脅迫、控制或辱罵下屬的方式。與此相反, 若自戀的領導擁有低政治技能時, 其社交敏銳性較低、應變能力差、不擅處理各種關系等等, 這將會產生不良效果,即下屬將有極大可能會感知到更多的破壞性領導?；诖?本研究提出如下假設:

H5：政治技能在領導的自戀特質與破壞性行為之間起調節(jié)作用, 即當自戀的領導具有高政治技能時, 能夠掩飾其破壞性行為, 從而減少不良影響, 而當自戀的領導具有低政治技能時, 下屬會感知到更多的破壞性行為。

三、研究方法

（一） 研究對象和數(shù)據(jù)收集

本研究數(shù)據(jù)來自對江西省內商業(yè)銀行的調查。采用領導-員工配對抽樣的方法, 管理者（領導）填寫管理者問卷（主要對自戀、道德脫離和政治技能進行評價）, 下屬填寫員工問卷（主要是對領導行為進行評價）。本次研究共發(fā)放管理者問卷200份, 員工問卷350份, 回收管理者問卷188份, 員工問卷335份。經過仔細篩選, 剔除了填寫特別不認真、數(shù)據(jù)缺失較多、領導與員工無法配對的問卷, 最終獲得308份有效配對數(shù)據(jù)（170份有效的管理者問卷和308份有效的員工問卷, 回收有效率為85%和88%）。在樣本結構方面: 其中, 管理者男女比例較不平衡（65.3%為男性, 30.6%為女性）, 年齡主要集中在21- 51歲之間（21 - 30歲占34.7%, 31 - 40歲占38.8%,41 - 50歲占18.2%）, 大部分工作時間較長（1 - 5年占23.5%, 6 - 10年占27.1%, 11 - 20年占31.2, 20年以上占14.7%）, 大部分管理者學歷較高（專科占22.9%, 本科及研究生以上占59.2%）; 員工男女比例平衡（48.1%為男性,49.7%為女性）, 員工年齡主要分布在21 - 30歲和31 -40歲（分別占79.9%、11%）, 大部分員工工作年齡集中在1 - 5年（占63.3%）、5 - 10年（占15.9%）, 而在當前企業(yè)工作的年齡則主要集中在5年以內（1年以內占31.8%, 1 - 5年占56.2%）, 員工的學歷普遍較高（大專占32.1%, 本科以上占53.2%）。

（二） 測量工具

破壞性領導: 本研究采用高日光（2011）開發(fā)的破壞性領導量表, 包括四個維度（言行辱虐、情緒不定、自私自利、陰險毒辣）, 每個維度4個條目, 共有16個條目,典型條目有“我的上司經常辱罵下屬”、“我的上司處理事情易受情緒影響”、“我的上司出現(xiàn)工作過失, 將責任推卸給下屬”、“我的上司拉幫結派, 搞小團體”等。該量表由員工填寫, 信度系數(shù)（Cronbach’s alpha）為0.96,滿足管理學研究要求。

自戀: 本研究結合Ames, Rose和Anderson （2006）編制的16個條目自戀人格量表, 經過嚴格刪減, 得出6個條目, 典型條目有“我喜歡成為關注的中心”、“我總是知道我在做什么”、“我可以輕易地操縱他人”等。該量表由管理者填寫, 信度系數(shù)（Cronbach’s alpha）為0.77,滿足管理學研究要求。

道德脫離: 本研究采用Moore, Detert,和Mayer（2012）開發(fā)的8個條目道德脫離的簡版量表, 典型條目有“人們可以為了保護在乎的人或事而散步謠言”、“借用他人的東西并不需要得到主人的準許”、“那些被虐待的人是罪有因得, 因為他們沒有被傷害的感覺”等。該量表由管理者填寫, 信度系數(shù)（Cronbach’s alpha）為0.82, 滿足管理學研究要求。

政治技能: 本研究采用Ferris（1999）編制的6個條目單維政治技能量表, 該量表是最早用于測量政治技能的工具, 具有良好的信度和效度, 典型條目有“我能夠讓身邊大多數(shù)人感覺舒適和安逸”、“與大多數(shù)人建立友善關系,對我來說很容易”、“我總是盡力去發(fā)現(xiàn)我與別人的共同之處”等。該量表由管理者填寫, 信度系數(shù)（Cronbach’s alpha）為0.80, 滿足管理學研究要求。

四、數(shù)據(jù)分析與結果

（一） 變量間的區(qū)分效度分析

本研究采用Amos24.0進行驗證性因子分析, 探討各變量之間的區(qū)分效度。首先, 由于各變量所對應的測量條目較多, 因此我們運用SPSS18.0對各變量進行了項目打包（將破壞性領導的每一維度的4個條目打包取平均值,最終得4個條目; 將自戀的6個條目兩兩打包取平均值,最終得3個條目; 將道德脫離的8個條目兩兩打包取平均值, 最終得4個條目; 將政治技能的6個條目兩兩打包取平均值, 最終得3個條目）。其次, 我們建立四因子模型,與三因子模型、兩因子模型、單因子模型進行比較。最后,結果表明四因子模型擬合良好（RMSEA= 0.08 ＜ 0.1;NFI＝ 0.89;IFI＝ 0.92;CFI＝ 0.92;TLI＝ 0.88）, 且優(yōu)于其他備選模型, 具有較好的區(qū)分效度。

表1 驗證性因子分析結果

（二） 各變量的相關性分析

本研究采用SPSS18.0統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析。表2是各變量的平均數(shù)、標準差和相關性的統(tǒng)計結果。結果可知: 自戀與道德脫離、政治技能具有顯著的相關性（r= 0.37,p＜ 0.01;r= 0.33,p＜ 0.01）, 道德脫離與破壞性領導具有顯著的相關性（r= 0.22,p＜ 0.01）, 政治技能與破壞性領導具有顯著的相關性（r= -0.12,p＜ 0.05）, 而自戀與破壞性領導的具有一定的相關性（r= 0.11,p＜ 0.1）。

（三） Bootstrap分析

Bootstrap方法又稱自助法, 是非參數(shù)統(tǒng)計中一種重要的估計統(tǒng)計量方差進而進行區(qū)間估計的統(tǒng)計方法。根據(jù)陳瑞, 鄭毓煌和劉文靜 （2013）介紹的Bootstrap方法的相關原理、步驟及應用, 簡述Bootstrap方法具體操作步驟:第一, 將自變量、中介變量、調節(jié)變量以及因變量放入相應的選項框。第二, 選擇模型（本研究選擇模型5, 即“Model Number 5”）。第三, 設定樣本量為5000, 即“Bootstrap Sample”為5000。最后, Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法, 并選擇95%置信區(qū)間的置信度。

由Bootstrap分析結果和表3可知, 自戀對道德脫離具有顯著的正向影響, 區(qū)間（CI95% = 0.28, 0.50）不包含0；道德脫離對破壞性領導具有顯著的正向影響, 區(qū)間（CI95% = 0.03, 0.31）不包含0； 控制中介變量道德脫離后, 自變量（自戀）對因變量（破壞性領導）的直接作用顯著, 區(qū)間（CI95% = 0.36, 1.17）不包含0；道德脫離的中介效應顯著, 區(qū)間（CI95% = 0.01, 0.13）不包含0, 且中介效應作用大小為0.07?？芍? 道德脫離在自戀對破壞性領導的影響中發(fā)揮了部分中介作用。因此, H1、H2、H3、H4都被驗證成功。

由表3可知, 自變量（自戀）與調節(jié)變量（政治技能）的二維交互作用顯著, 區(qū)間（CI95% = -0.43, -0.06）不包含0。由表4可知, 在低政治技能的情況下, 增強了自戀對破壞性領導行為的影響, 區(qū)間（CI95% = 0.13, 0.54）不包含0, 作用大小為0.33; 在中等政治技能的情況下, 能夠降低自戀對破壞性領導行為的影響, 區(qū)間（CI95% = 0.04,0.34）不包含0, 作用大小為0.19; 在高政治技能的情況下,自戀對破壞性領導行為的影響呈不顯著, 區(qū)間（CI95% =-0.11, 0.21）包含0?？芍? 政治技能對自戀與破壞性領導行為之間的關系具有顯著的調節(jié)作用, 當管理者（領導）的政治技能很差時, 會產生更多的破壞性領導行為, 從而使下屬感知到破壞性領導。因此, H5被驗證成功。

表2 各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)

表3 Bootstrap檢驗結果

五、結論與討論

破壞性領導行為在組織中普遍存在, 這一現(xiàn)象引起了學術界的高度關注。到目前為止, 大多學者主要探討破壞性領導的消極影響, 而對破壞性領導誘因的實證研究十分缺乏。鑒于此, 我們一直在思考一個問題——為什么會產生破壞性領導行為？本研究則從人格特質視角探討破壞性領導行為的誘因, 并引入道德脫離（中介變量）、政治技能（調節(jié)變量）來探討破壞性領導的形成機制, 結果發(fā)現(xiàn):第一, 人格特質（自戀）是個體產生破壞性領導行為的內在要素, 即自戀特質會誘使領導實施破壞性行為; 第二, 領導的自戀特質透過個體道德脫離對破壞性行為產生正向影響, 即越是自戀的領導越可能產生道德脫離, 從而實施破壞性行為; 第三, 政治技能能夠調節(jié)自戀特質與破壞性領導行為的關系, 即當自戀的領導（管理者）具有高政治技能時, 其行為方式更加“圓滑”, 使下屬感知到更少的破壞性領導行為。

本研究具有一定的理論貢獻和實踐價值, 同時也存在著一定的局限性。在此基礎上, 本研究也提出了未來研究展望, 為后續(xù)研究奠定一定的理論基礎, 具體內容如下。

（一） 理論貢獻

本研究基于人格視角, 探討了破壞性領導行為的誘因, 改變了以往只關注后果, 不關注前因的研究趨勢。文獻研究表明, 有關消極領導行為的研究, 幾乎都在探討后果。而早在2007年, Padilla, Hogan和Kaiser提出了破壞性領導的誘因模型, 即破壞性領導的形成與管理者特質、環(huán)境和下屬特征是分不開的。其中, 個體特質（包括自戀（narcissism）、魅力（charisma）、特殊權力（personalized use of power）、消極的人生觀（negative life themes）、仇恨意識（an ideology of hate））是破壞性領導產生的重要因素。但現(xiàn)有文獻中仍未有研究采用實證方法來驗證其理論的可靠性。本研究采用實證研究表明，自戀特質一方面直接作用于破壞性領導行為, 另一方面能夠透過道德脫離間接作用于破壞性領導行為。因此，本研究回應了Padilla等（2007）提出的觀點, 并采用實證研究方法, 證實了自戀特質是破壞性領導行為的重要誘因。

對于探討破壞性領導行為的誘因, 本研究還著力解決其作用機制。有研究表明, 自戀者更容易產生道德脫離, 從而實施有害行為（Jones, Woodman, Barlow, &Roberts, 2016）。這正是由于其缺乏正確的道德判斷和道德認知（Glenn, Raine, Schug, Young, & Hauser, 2009）,導致其缺乏應有的同理心和愧疚感（Wachs, 2012）, 并通過自我調節(jié)機制使其應受斥責的行為轉變?yōu)楹侠硇?、可接受性行為。Kokkinos等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，冷漠無情的個性特征也是通過道德脫離對關系攻擊產生影響的。可見,已有研究對道德脫離在個體特質（尤其是自戀等特質）與消極行為之間發(fā)揮著重要的中介作用進行了相關闡述與論證。因此，本研究引入道德脫離來解釋破壞性領導行為產生的中介機制, 不僅有助于破壞性領導行為誘因的進一步挖掘, 更有助拓展道德脫離的作用邊界和范圍。

表4 調節(jié)作用的Bootstrap檢驗結果

最后, 本研究詳細闡述了政治技能在自戀特質和破壞性領導行為之間是如何發(fā)揮其緩沖作用的。近年來, 系列研究證實了政治技能是一劑有效的“解毒藥（antidote）”, 能夠緩解各種組織壓力（organizational stressors）, 包括生理壓力（physiological strain）（Zellars,Perrewé, Rossi, Tepper, &Ferris, 2007）、工作緊張感（job tension）（Hochwarter, Ferris, Gavin, Perrewé,Hll, & Frink, 2007）、組織政治知覺（perceptions of organizational politics）（Brouer, Ferris, Hochwarter,Laird, & Gilmore, 2006）、 角 色 沖 突（role conflict）（Perrewé, Zellars, Ferris, Rossi, Kacmar, & Ralston,2004）等等。其中, 政治技能不僅具有顯著的直接作用,如政治技能有助于提升職業(yè)成功（謝俊, 汪林, 儲小平,2013）, 更重要的是, 政治技能作為調節(jié)變量發(fā)揮著巨大的作用, 正如本研究發(fā)現(xiàn)政治技能對于改善領導與員工的關系具有重要的作用, 高政治技能的管理者, 更有可能獲得下屬的認同感, 并由此對下屬產生積極效應?？梢? 本研究將管理者政治技能作為一個情境因素, 調節(jié)管理者自戀特質與破壞性領導行為之間的關系, 從而拓展了政治技能的作用邊界, 也揭示了管理者的自戀特質作用于破壞性領導行為的機制條件。

（二） 實踐價值

首先, 本研究發(fā)現(xiàn), 自戀特質對破壞性領導行為具有顯著的正向影響, 不僅直接作用于破壞性領導行為, 而且還能夠透過道德脫離間接作用于破壞性領導行為。因此,我們在選拔公司管理層時, 著重考察求職者是否具有自戀特質, 防止這類人員進入公司管理層。

其次, 我們發(fā)現(xiàn), 道德脫離是自戀特質到破壞性領導行為的重要傳遞機制, 這給公司管理人員敲響了警鐘, 如果求職者具有較高的自戀特質, 并且道德脫離也非常高的話, 一定要杜絕這類人員進入管理層。我們可以肯定地說,同時具有高自戀特質和高道德脫離認知的管理者, 在管理過程中, 一定會實施破壞性領導行為, 從而給企業(yè)帶來不可估量的損失。在員工招聘或者職業(yè)晉升時, 除了需要考察這類人員是否具有高自戀特質, 還應該同時對其道德脫離認知進行測量。如果自戀特質比較高, 但道德脫離較低的人員, 可以考慮作為管理人員的候選, 因為低道德脫離能夠抑制自戀特質誘發(fā)破壞性領導行為。

最后, 研究還發(fā)現(xiàn), 個體政治技能的重要性（Liu,Wang, & Cao, 2011; Blickle et al., 2012）。政治技能低的管理者會表現(xiàn)出更多的破壞性領導行為, 對下屬和組織產生消極影響。因此, 企業(yè)應該把政治技能作為一項重要技能加以考察和訓練。一方面, 組織在選拔人才, 尤其是管理人員時, 應將政治技能納入必須具備的項目來進行錄用決策。如果候選人自戀特質較高, 而政治技能較低時, 應杜絕進入管理層; 另一方面, 企業(yè)應將政治技能作為管理人員培訓提高的重要技能, 適當?shù)臅r候, 將其納入績效考核指標當中。一旦確立考核指標, 管理者必然會通過實踐練習、替代學習、溝通技能訓練和戲劇法等方法來培養(yǎng)和提高自我的政治技能（Ferris, Harrell-Cook, & Duleboh,2000）, 從而促進管理活動的有效性。

（三） 研究局限性及未來研究展望

任何研究均存在一定的不足, 本研究在努力克服同源誤差、文化差異方面做了一定的工作, 但仍有以下不足,供未來研究加以改善。

首先, 本研究采用了配對樣本收集數(shù)據(jù), 在很大程度上克服了同源誤差的影響, 從而增加了研究的可靠性, 但由于現(xiàn)有條件的限制, 我們數(shù)據(jù)采集沒能做到隨機抽樣,或者按照抽樣比例對不同企業(yè)類型, 管理層級, 不同地區(qū)等進行抽樣。后續(xù)研究可以考慮將該項研究設計, 采用不同地區(qū)或不同文化背景下抽樣來進行驗證, 以確定研究結果的邊界條件。

其次, 由于研究內容的限制, 我們僅對自戀這一特質進行了研究, 而個體特質如馬基雅維利主義、控制點、精神病態(tài)、責任心、宜人性等因素沒有進行考察?，F(xiàn)有研究對上述因素與破壞性領導行為進行考察的也很少, 未來研究可以加大前因變量的考察, 拓寬破壞性領導行為的誘因研究。

再次, 本研究采集的是橫斷面數(shù)據(jù), 雖然我們通過理論推導, 并用數(shù)據(jù)來驗證假設, 對于確立變量之間的因果關系具有一定的作用, 但真正的因果關系的確立, 需要采用追蹤研究或者實驗研究來驗證。因此, 未來研究可考慮改變研究范式, 如采用實驗研究來確立變量之間的因果關系。

最后, 本研究在中國情境下開展的實證研究, 除破壞性領導采用的是中國情境下開發(fā)的量表（高日光, 2011）,其余變量主要采用在西方文化背景下開發(fā)的較為成熟的量表。雖然這些量表均在中國文化下進行了檢驗, 但由于東西文化存在一定的差異, 研究結果的情境性稍有欠缺。未來研究一方面應加快開發(fā)中國組織情境下道德脫離、自戀特質、政治技能等量表的開發(fā), 另一方面, 在實證研究中,盡可能采用中國文化背景下所開發(fā)的量表進行實證研究。

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