祝振兵 王钰涵 许 晟

(1.江西师范大学商学院; 2.江西理工大学商学院； 3.江西农业大学经济管理学院)

1 研究背景

在当今竞争日趋激烈的商业环境中，追随者的作用日益凸显，组织越来越需要依靠追随者的主动性和见解来应对挑战[1]。与实践需求相呼应，近年来追随力研究正在从学术的边缘走向主流，成为管理学领域的前沿话题之一。追随力研究关注追随者特征及其在领导力过程中的主动性[2]。在众多追随者特征中，积极追随特质(即理想或有效的追随者所具有的一系列能力、情感、道德方面的积极特征[3])是一个备受青睐的话题。有研究发现，积极追随特质对于组织和个人均具有正向影响。例如，高积极追随特质者对组织有更高的情感承诺、更高的工作绩效[4]，更易于得到领导者的信任[5]，获得上司的更多授权和积极对待[6]。鉴于积极追随特质引发的诸多善果，学者们大力倡导提升追随者的积极追随特质。

虽然现有研究大多揭示了积极追随特质的正面作用，但本研究认为当前研究可能夸大了积极追随特质的有利方面，忽视了其可能带来的负面后果。例如，有学者指出，组织中“能者过劳”的现象，即工作效率高、能力强、具有奉献精神的员工(积极追随特质者)更容易被领导安排过多工作任务，从而体验到更高的工作压力[7]。鉴于积极追随特质和压力之间的关系尚缺乏检验，因此，本研究拟实证考察积极追随特质与追随者的工作压力之间的关系。进一步地，考虑到已有文献发现积极追随特质会给追随者赢得更多支持[8]，而支持会降低工作压力[9]。由此，本研究所关注的另一个问题是积极追随特质为何以及在何种情况下会减少或增加工作压力？对这一问题进行探索不仅有助于在理论上全面认识积极追随特质和工作压力的关系，而且也有助于兴利除弊，减少组织中积极追随特质者身心压力过大的现象。

为了回答上述问题，本研究基于追随力研究的视角翻转模型和资源保存理论(conservation of resources theory，COR)构建了积极追随特质作用于工作压力的双路径模型。视角翻转模型认为，追随者不只是领导力过程的被动接受者，其亦可以影响领导对待追随者的态度和行为，进而影响追随结果[2]。但该模型只是提供了一个研究框架，未对变量进行具体化。COR理论则指出，资源损耗是压力产生的直接原因，并且存在资源获取和资源损失两条影响个体压力体验的路径[10]。通过整合上述模型和理论，本研究认为，积极追随特质对工作压力具有双刃剑效应：一方面，积极追随特质可以通过影响领导者对追随者的资源授予，降低追随者的压力体验(即减压路径)；另一方面，积极追随特质还可以引发更多的资源损失，增加追随者的压力(即增压路径)。

就减压路径而言，本研究关注领导支持的减压作用。领导支持是个体在工作场所的一种重要资源[11]，表现出高积极追随特质的追随者会得到其上司更多支持和关心[12]，从而降低追随者的压力体验。就增压路径而言，本研究关注领导施加的负荷的作用。工作负荷代表了一种典型的资源损失情境[11]。高积极追随特质者工作效率高、效果好，出于管理方便的考虑，领导者往往会让其承担更多、甚至超过其时间和能力承受边界的任务，增加其工作负荷[7]，引发更高工作压力。此外，考虑到追随者对领导行为的作用会受到领导者自身特征的影响[2]，本研究还将进一步考察自利领导在增压和减压路径中的调节作用。自利领导是影响领导者在与追随者互动中授予资源或剥夺资源的一个重要领导者因素[13]。当自利领导水平较低时，积极追随特质会引发更多领导支持，降低追随者的工作压力；当自利领导水平较高时，积极追随特质会增加追随者施加的工作负荷，增加追随者的工作压力。

2 理论基础与研究假设

2.1 概念及相关理论

积极追随特质概念的提出与追随原型的研究密切相关。追随原型是指领导者心目中与追随者有关的认知结构或图示。SY[3]最早对追随原型进行了实证研究，发现领导者持有两种追随原型，即积极追随原型和非追随原型。前者反映了与有效或理想的追随者有关的认知结构，后者是指与无效追随者有关的认知结构。积极追随原型包含3个方面的特征[14]：①工作能力上的高效、努力和不断超越；②工作状态上的活力、乐观和友善；③人际品质上的信赖、忠诚和协作。与积极追随原型相对应的特定追随者表现出来的追随特征被称为积极追随特质[14]。鉴于积极追随特质契合了领导者对于理想或优秀追随者的期待，并会带来较高工作绩效[8]，因此，得到了学界和实践界的青睐。但作为一个新兴话题，当前相关研究仍显不够充分，对于其作用后果的认识仍有待深入。

视角翻转模型亦称为“以追随者为中心”的领导力研究。领导力的传统研究多采用“以领导者为中心”的视角，即领导者处于领导力过程的中心地位，追随者处于被动接受的地位，领导者会“自上而下”地影响追随者[2]。近年来，随着组织生产环境日趋复杂多变以及追随者能力的不断提升，学者们愈发认识到追随者在与领导者的互动中不只是消极被动的接受者，其亦可以“自下而上”地影响领导者与他们互动的方式和行为，并最终影响追随力结果，这种自下而上的影响被称为视角翻转模型。鉴于以往对于追随力研究的系统性忽视，UHL-BIEN等[2]呼吁更多关注这一视角。由此，本研究将基于视角翻转模型考察积极追随特质与领导行为、追随后果之间的关系。

COR理论是用来解释压力形成的一个重要理论，其基本观点是人们极其看重资源，并且会努力获得、保留、培养和保护资源[10]。该理论认为存在资源损失和资源获得两条路径[9]：当资源丧失、被认为不稳定，个人或团体无法看到培养和保护其资源的途径，或资源受到威胁时，资源损失的路径就会启动，个体会产生压力体验；当个体的资源增加或获得更多资源时，其应对压力的能力将得到提升，个体会体验到更低的工作压力。本研究将基于COR理论探讨领导支持和领导施加的负荷对追随者压力感知的影响。

2.2 积极追随特质对领导支持和领导施加的负荷的影响

视角翻转模型认为，追随者特征亦可影响领导者行为(如领导对追随者的支持和向追随者施加工作负荷)[2]。COR理论进一步明确了个体的特征或活动可能产生资源增益和损耗两个过程[10]。基于视角翻转模型和COR理论，本研究认为：一方面，积极追随特质可以引发领导的支持，带来资源的增益；另一方面，也可能会让追随者承受更多工作负荷，引起资源损耗。

领导支持被定义为领导者对于追随者的重视和关心程度，是追随者的一种重要资源，其主要表现在两个方面：其一，领导对于追随者表现的价值认可；其二，在追随者遇到问题或困难时给予帮助。与低积极追随特质者相比，高积极追随特质者不仅更易于获得领导者认可，而且也更易于得到领导的帮助。一方面，领导者对于满足其期望的行为有更高的认可[15]。高积极追随特质者具有卓越的工作能力，积极热情的工作状态，忠心耿耿、值得信赖的人际品质，这些特征契合了领导者对于理想追随者的期望[3]，因此，追随者在积极追随特质上表现的越明显，领导者对其认可度越高。另一方面，在组织中，领导者与追随者之间的关系往往遵循互惠的原则，当一方在二者关系中做出更多贡献时，另一方也会给予更多回报(如给予更多支持)。较高的工作产出、积极的工作态度以及对领导忠诚等这些积极追随特质有助于领导者完成组织目标，是追随者在与领导者互动中的积极贡献。作为回报，领导者也会给予高积极追随者更多支持。WANG等[8]的研究也支持了这一推论。该研究发现，高积极追随特质会引起领导者的仁慈对待，领导者不仅会在工作中给积极追随特质者提供帮助，而且还会关心其家庭遇到的困难，因此，积极追随特质越高越容易获得领导的支持。

工作负荷本质上是一个反应工作数量或工作难度的变量，其代表了一种资源的损耗。LAURENCE等[16]根据工作负荷来源的不同区分了自我启动的负荷和组织施加的负荷。前者指个体主动寻求承担更大的工作量和更难的工作，后者指组织施加给个体更多工作任务。由于组织主要是通过领导者落实任务、指导下属工作，领导者往往被视为组织的代理人，对追随者的工作内容有直接影响[17]。鉴于此，本研究主要关注领导者向追随者施加的负荷。已有研究指出，为了减少管理压力和心理责任，领导者往往根据追随者能力高低的不同而授予差异化的工作任务，那些工作能力和责任心强的追随者往往被要求更高的工作质量和更多的工作任务[7]。这种依赖于领导者个人决策的差异化任务安排在高权力距离的中国组织情境下尤为突出[18]。积极追随特质意味着追随者卓越工作能力和高度的责任心[12]。高积极追随特质者具有卓越的工作能力、积极的工作态度和忠诚的品质，这些特征会使其被领导者委派更多超越其岗位职责的任务，从而导致其工作数量和难度的增加，体验到更高的工作负荷。由此，提出以下假设：

假设1a积极追随特质对领导支持有正向影响。

假设1b积极追随特质对领导施加的负荷有正向影响。

2.3 自利领导的调节作用

视角翻转模型认为领导者特征会影响追随者对领导者作用的强度或方向[2]。由此，本研究认为，自利领导在积极追随特质与领导支持和领导施加的负荷之间的关系中起到了重要调节作用。自利领导是指领导者将自己的利益置于他人利益之上，完全忽略了追随者或下属的需求[13]。个体的自利倾向越高，其越会将注意力集中于自己的幸福和资源获取；相反，低自利者会更乐于分享和付出，更关心他人的福祉。对于积极追随特质和领导支持之间的关系而言，领导的高自利倾向会弱化二者的关系。一方面，高自利倾向的领导者会将注意力更多地关注于自我，而忽视对追随者的关注。由此，即使是高积极追随特质者亦很少体验到高自利领导者对其价值的赞许，这种认可的缺乏会减少追随者对于支持的感知。另一方面，由于自利领导不关注他人的福祉，领导的高自利倾向也会造成追随者和领导者互惠关系的不平衡[18]。即使追随者在工作中投入更多时间和精力、有高质量的产出[19]，在面对高自利领导时依然不会得到更多支持和帮助。相反，低自利倾向的领导者会跳出自我利益之上的藩篱，更多关注他人的需求和遵循公平的原则行事[13]，乐于为追随者提供更多工作上的支持和帮助(如知识分享等)[20]，从而增进积极追随特质与领导支持之间的关系。

对于积极追随特质与领导施加的负荷之间的关系而言，本研究认为，领导者的高自利倾向会增强二者之间的关系。高自利倾向的领导者会沉浸于如何获取自己的利益，甚至牺牲他人来换取自己的利益[21]。为了追求自身利益的最大化，高自利倾向的领导者会将高积极追随特质者视为自己谋利的工具，增加其工作负荷。这是因为高积极追随特质者具有更高的工作效率和高质量的工作产出，将更多任务分配给高积极追随特质者有助于领导者在任务管理上花费较少的时间和精力，减轻领导者自身的管理责任[7]。一般而言，管理风险和精力的减少能够增加领导者的个人获益。相反，低自利倾向的领导者在与追随者的互动中更加奉行公平和尊重的法则，更少利用他人的付出来减轻自己的工作压力和责任。鉴于此，在高自利领导条件下，积极追随特质与领导施加的负荷之间的正向关系会得到进一步强化。由此，提出以下假设：

假设2a自利领导负向调节了积极追随特质对领导支持的正向影响，当领导自利水平更低时，二者之间的正向关系更强。

假设2b 自利领导正向调节了积极追随特质对领导施加的负荷的正向影响，当领导自利水平更高时，二者之间的正向关系更强。

2.4 积极追随特质对追随者工作压力的间接作用

本研究认为领导支持有助于降低工作压力，而领导施加的负荷会增加追随者的压力体验。压力是个体面对某种资源损失环境时的反应[10]。COR理论认为，资源的止损和资源的获得均有助于降低个体感知到的工作压力[10]。就领导支持与追随者的压力感知之间的关系而言：一方面，与低领导支持相比，高的领导支持有助于提升追随者解决问题的效率，节约其认知努力、减少工作时长[22]，从而阻止工作中资源的损耗，减少工作压力；另一方面，在领导的指导下，追随者能够更好地解决所面临的困难和问题，这种成功解决问题的经历能提升其自我效能感这一重要心理资源，从而带来心理资源的增益，减少工作压力。

COR理论指出，资源的实际损耗或对于资源损耗的预期均会导致压力的产生[10]。工作负荷是个体被要求承担的工作种类和数量。领导施加的负荷对追随者而言是一种重要的资源威胁或损失。与低工作负荷相比，高的工作负荷意味着工作责任和工作要求的增加(比如要求完成额外的工作任务)，而工作责任和要求的增加必然要求追随者在工作中倾注更多的时间和精力，从而造成个人认知和精神能量的消耗，增加工作压力。事实上，工作负荷与工作压力之间的关系在已有研究中已经得到了支持。例如，有研究发现，工作负荷会显著降低个体的幸福感、会显著增加心理枯竭[23]，因此，领导施加的负荷可能是工作压力的一个重要诱发因素。

视角翻转模型认为，追随者特征会经由领导行为继而影响追随力结果[2]。比如，追随者的主动人格会影响领导授权，进而影响追随者的工作投入和工作重塑[24]。就本研究而言，积极追随特质代表了追随者特征，领导支持和领导施加的负荷代表了领导行为，工作压力代表了一种追随力结果。基于此，在视角翻转模型的基础上，结合假设1a和假设1b，以及上述领导支持、领导施加的负荷与工作压力之间关系的分析，本研究认为积极追随特质会经由领导支持的中介减少追随者的工作压力；同时，会经由领导施加的负荷的中介增加追随者的工作压力。由此，提出以下假设：

假设3a积极追随特质会增加领导支持，进而降低追随者体验到的工作压力。

假设3b积极追随特质会增加领导施加的负荷，进而增加追随者体验到的工作压力。

2.5 有调节的中介假设

综上所述，领导支持中介了积极追随特质与工作压力之间的负向关系，领导施加的负荷中介了积极追随特质与工作压力之间的正向关系(假设3a和假设3b)。此外，自利领导会负向调节积极追随特质与领导支持之间的关系(假设2a)，正向调节积极追随特质与领导施加的负荷之间的关系(假设2b)。综合以上研究假设，本研究提出了一个有调节的中介整合模型——自利领导调节了积极追随特质经由领导支持和领导施加的负荷影响追随者工作压力的间接效应。具体而言：当自利领导水平低时，积极追随特质与领导支持之间的正向关系更强，因此，自利领导会负向强化领导支持的中介效应；当自利领导水平高时，积极追随特质会正向强化领导施加的负荷的中介效应。由此，提出以下假设：

假设4a自利领导负向调节了领导支持在积极追随特质与追随者工作压力之间的间接效应，当自利领导水平低时，间接效应更强。

假设4b自利领导正向调节了领导施加的负荷在积极追随特质与追随者工作压力之间的间接效应，当自利领导水平高时，间接效应更强。

综上，本研究构建如下研究模型(见图1)

图1 研究模型

3 研究方法

3.1 研究对象及程序

本研究采用多阶段测量的问卷调查方法，在江西、河南、广州等地区选择了10余家企、事业单位进行调研，涉及服务、保险、制造等多个行业。首先，课题组先通过熟人介绍确定了被调查的员工或追随者；然后，由该追随者将相关问卷推送给其直接上司或领导者；最终，获得了由558个被试(279个配对，追随者与其直接领导1∶1配对)组成的样本。由于疫情防控的要求，被试的问卷作答主要通过在线方式完成，课题组在3个时间点(相邻两次测量之间的时间间隔为两周)搜集数据，并基于识别码对3次获得的数据进行匹配。数据搜集的具体安排如下：①时间点1，对领导者进行调查，即领导者报告自己的年龄、性别、工龄、教育程度等人口统计学特征，以及与其配对的追随者的积极追随特质情况。②时间点2，对配对的追随者进行调查，即追随者报告自己的年龄、性别、工龄、教育程度、与现任领导的共事时长等人口统计学特征，并完成自利领导、领导支持、领导施加的负荷的测量。③时间点3，对追随者进行第二次调查，完成工作压力问卷的填写。在删除3次调研无法匹配的问卷后，最终保留430个被试(215个配对)的有效问卷，问卷回收有效率为77.06%。在追随者的有效样本中，平均年龄为32.4岁；女性占比为52.1%；平均工龄为8.25年；与现任领导平均共事时长为14.48个月。

3.2 变量测量

为确保将本研究使用的英文量表翻译成意义对等的中文量表，本研究遵循“翻译-回译”程序将所使用的相关量表进行英汉互译。所有变量的测量均采用Likert 6点计分，1～6表示从“完全不同意”到“完全同意”。

(1)积极追随特质该变量的测量采用SY[3]开发的用于测量积极追随原型的量表，共9个题项，如“我的追随者工作努力”等，要求领导者评定与之配对的追随者在多大程度上具有这些特征。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.94。

(2)领导支持该变量的测量采用CHENG等[25]所使用的量表，共4个题项，如“当我遇到困难危机时，我的领导会提供帮助”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.89。

(3)领导施加的负荷该变量的测量借鉴LAURENCE等[16]用来测量组织施加的负荷的量表，共4个题项。根据本研究的需要，仅对题项中工作负荷来源的表述进行修订，如“领导期望我完成的事情太多了”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.88。

(4)工作压力该变量的测量采用王红丽等[26]所使用的量表，共3个题项，如“我的工作极具压力”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα值为0.85。

(5)自利领导该变量的测量采用CAMPS等[13]开发的量表，共4个题项，如“我的上司不为员工着想，只为自己着想”等。本研究中，该量表的Cronbach’sα为值0.82。

(6)控制变量本研究将追随者性别、年龄、工龄、与现任领导共事时长和教育程度5个人口统计学变量纳入模型作为控制变量。这是因为上述5个人口统计学变量可能会影响个体的压力应对能力和对压力的感知。此外，与现任领导共事时长可能会对上下级之间的熟悉程度产生影响[27]，进而影响领导者对追随者的支持和任务安排，因此，也对该变量进行了控制。

4 数据分析

4.1 共同方法偏差与区分效度检验

虽然本研究采用多时点、多来源的方式搜集数据，但由于调节变量、中介变量和因变量均由追随者报告，故仍无法完全排除共同方法偏差问题。为此，本研究先对追随者评定的数据进行共同方法偏差检验。基于Harman单因子法，探索性因子分析发现第一因子所解释的变异为27.14%(小于40%)，因此，本研究的共同方法偏差问题不明显。进一步地，使用验证性因子分析对5个核心变量之间的区分效度进行检验。由于多题项问卷会降低样本量和待估计的参数数量之间的比值，导致小样本参数估计的不稳定以及标准误的增加。为了获得更优的样本量和估计指标之间的比值，本研究借鉴以往研究的做法，在进行验证性因子分析之前对题项较多的测量量表进行了打包处理[28]。具体而言，将积极追随特质以维度为单位生成3个题项包，其余量表由于测量题项较少，不予打包处理，有关结果见表1。由表1可知，与其他竞争模型相比，五因子模型有更好的数据拟合度(χ2=165.07，df=125，χ2/df=1.32，CFI=0.98，TLI=0.97，SRMR=0.04，RMSEA=0.04)。这说明本研究的5个核心变量具有良好的区分效度。

表1 核心变量的验证性因子分析(N=215)

4.2 变量的描述性统计和相关分析

为了初步了解变量及变量间的关系，本研究对数据进行了描述性统计分析，所有变量的均值、标准差和变量间的相关系数见表2。由表2可知，积极追随特质与领导支持和领导施加的负荷均存在显著正向关，领导支持与追随者的工作压力存在显著负相关，领导施加的负荷与追随者的工作压力存在显著正向关。这说明变量间的关系模式与本研究的研究假设基本一致。

表2 变量的均值、标准差和相关系数(N=215)

4.3 回归分析

为了对研究假设进行直接检验，本研究进行了OLS回归分析，有关结果见表3。表3中，由模型1和模型2可知，在控制追随者年龄、性别、工龄、教育程度、与现任领导共事时长等人口统计学特征后，积极追随特质对于领导支持的解释增量为5%(p<0.01)，积极追随特质预测领导支持的回归系数亦达到统计显著水平(b=0.30，p<0.01)；同理，由模型5和模型6可知，在控制了人口统计学变量后，积极追随特质预测领导施加的负荷的回归系数亦达到统计显著水平(b=0.33，p<0.01)。由此，假设1a和假设1b得到支持。

表3中，由模型4可知，将积极追随特质和自利领导的乘积项纳入回归方程后，该乘积项对于领导支持预测的回归系数达到了显著水平(b=-0.25，p<0.01)。自利领导对积极追随特质和领导支持之间关系的调节作用图见图2。由图2中的简单斜率检验可知:当自利领导取低值时，积极追随特质能正向显著预测领导支持(b=0.46，t=6.52，p<0.01)；当自利领导取高值时，积极追随特质对领导支持的预测作用不显著(b=0.09，t=1.12，ns)。由此，假设2a得到支持。表3中，由模型8可知，乘积项对于领导施加的负荷预测的回归系数达到了显著水平(b=0.22，p<0.01)。自利领导对积极追随特质和领导施加的负荷之间关系的调节作用图见图3。由图3中的简单斜率检验可知：当自利领导取高值时，积极追随特质能正向显著影响领导施加的负荷(b=0.65，t=6.13，p<0.01)；当自利领导取低值时，积极追随特质对领导施加的负荷的影响虽然也达到了显著水平(b=0.16，t=2.03，p<0.05)，但影响更弱。由此，假设2b得到支持。

表3 领导支持、领导施加的负荷对积极追随特质回归的结果(N=215)

图2 自利领导对积极追随特质和领导支持之间关系的调节作用

图3 自利领导对积极追随特质和领导施加的负荷之间关系的调节作用

为了对中介效应和有调节的中介效应进行检验，本研究使用Process插件进行了5 000次Bootstrapping抽样，获得了间接效应95%的置信区间，当置信区间不包含0时，即可认为间接效应显著。中介效应的Bootstrapping分析结果见表4。由表4可知，当中介模型不包含自利领导的调节效应时，积极追随特质经由领导支持作用于追随者工作压力的间接效应为-0.06，其95%的置信区间为[-0.12，-0.01]；积极追随特质经由领导施加的负荷作用于工作压力的间接效应为0.17，其95%的置信区间为[0.07，0.29]。由此，假设3a和假设3b得到了支持。

表4 中介效应的Bootstrapping分析结果

对于有调节的中介假设，由表4还可知：当自利领导取低值时，积极追随特质经由领导支持作用于工作压力的间接效应为-0.10，其95%的置信区间为[-0.17，-0.02]；当自利领导取高值时，领导支持的中介效应为0.01，其95%的置信区间为[-0.03，0.10]；自利领导取高低分值时领导支持中介效应的差异为0.11，其95%的置信区间为[0.02，0.23]。由此，假设4a得到支持。当自利领导取高值时，积极追随特质经由领导施加的负荷作用于工作压力的间接效应为0.34，其95%的置信区间为[0.21，0.48]；当自利领导取低值时，领导施加的负荷的中介效应为0.09，其95%的置信区间为[0.00，0.18]；当自利领导取高低分值时，领导施加的负荷中介效应的差异为0.25，其95%的置信区间为[0.13，0.38]。由此，假设4b得到支持。

5 结论与讨论

本研究主要得到以下研究结论：①积极追随特质会增加领导者给追随者提供的支持，从而减少追随者的工作压力。②积极追随特质会增加领导者给追随者施加的工作负荷，从而增加追随者的工作压力。③自利领导调节了上述两条路径。即当自利领导水平较低时，领导支持的负向中介作用被加强，领导施加的负荷的正向中介作用被削弱；反之，领导支持的负向中介作用被削弱，领导施加的负荷的正向中介作用被增强。

本研究的理论贡献主要在于：①本研究的结果对积极追随特质作用后果的单一片面看法进行了挑战。具体而言：一方面，高积极追随特质者能够获得更多的外部资源，降低工作压力体验；另一方面，高积极追随特质者亦可以被要求付出更多的时间和精力，体验到更多工作压力。鉴于此，相较于以往关注正面后果的单边研究，本研究同时考察积极追随特质的增压和减压过程，为全面认识积极追随特质的作用后果提供了一个更加平衡和全面的视角。②通过考察领导支持和领导施加的负荷的中介作用，本研究揭示了积极追随特质与追随者压力感知之间关系的黑箱。鉴于积极追随特质既可能使追随者自身获益，也可能让其蒙受损失，因此，从理论上了解何时会激活积极追随特质的增压路径，何时会引发积极追随特质的减压路径非常重要。COLQUITT等[29]指出，检验变量之间关系的机制和边界条件尤为重要，这是构建和测试组织理论的主要组成部分。通过探索自利领导的调节作用，本研究发现了积极追随特质削弱和增强追随者工作压力的边界条件。鉴于当前对积极追随特质与追随力后果之间关系的机制和边界条件的探索仍处于起步阶段，本研究的结果是对这方面有关文献的有益补充。③随着追随者的主动性和创造性愈发受到组织的重视，学者们呼吁基于视角翻转模型考察追随者对于领导的影响[2]。已有学者在此方面开始了积极探索(如优秀的追随者会引发领导者的下行嫉妒，威胁领导者自尊[30])。本研究发现，积极追随特质会影响领导支持和领导施加的负荷，进而影响工作压力，这一结果回应了学者们对于加强追随力研究的呼吁[31]，丰富了追随力研究的成果。④领导支持和工作负荷是组织行为学中的两个重要概念，但目前关于二者的研究主要集中于其作用后果，而对于其前因的研究则均较为薄弱。就领导支持而言，仅个别研究考察了主动性人格和工作自主性等工作特征对领导支持的影响，李锐等[32]指出，未来要加强领导支持的影响因素研究。本研究发现，积极追随特质会影响领导支持，这一发现拓展了对领导支持前因的认识。就工作负荷而言，当前研究主要考察了环境因素(如鼓励员工超额工作的文化)和员工的时间管理技能等个体因素对工作负荷的影响。BOWLING等[23]指出，要加强工作负荷尤其是非自愿承担的工作负荷的影响因素研究。本研究的结果发现，高积极追随特质会影响领导对其施加的工作负荷，这对上述有关研究呼吁进行了较好的回应。

本研究的管理启示主要在于：①由于领导支持在积极追随特质和追随者感知到的压力之间起负向中介作用，因此，为了减少高积极追随特质者的工作压力，领导者可以在情感上增加对追随者的鼓励认可，在行为上增加对追随者的帮助和指导，从而让追随者体验到更高的领导支持，减少工作压力。②由于追随者的工作负荷取决于领导者的任务安排，因此，组织可以通过制度设计来保证追随者合理的工作数量和种类。例如，通过具体、科学的制度规范劳动分工，明确岗位职责和任职资格，弱化领导者在任务安排上的随意性，减少追随者的工作压力[33]。③由于高自利领导促进了积极追随特质的不良效应(即增压)的发生，低自利领导更促进了积极追随特质的增益效应(即减压)的出现。鉴于此，在有关管理实践中组织有必要控制领导者的自利行为。例如：一方面，组织可以在领导选拔环节将自利倾向作为否定性指标之一，控制高自利倾向者被提拔到领导岗位上；另一方面，组织还可以实施培训计划，帮助领导者认识到自利领导对追随者可能带来的危害，并引导和帮助相关管理人员成为一个优秀的领导者。

本研究仍然存在一些局限性：①虽采用3个时点来收集数据，但所有的指标均来自于被试的自我报告，难以完全排除主观评定偏差的干扰(如共同方法偏差)。未来研究可以考虑对一些变量进行更加客观的测量(如使用血压、激素分泌等生理指标测量压力水平等)，或用其他与压力相关联的客观指标(如离职、缺勤等)作为替代指标对所构建的关系模式进行重复检验，以减少主观评定偏差，检验模型的稳定性。②只考察了领导支持和领导施加的负荷的中介机制，暂未考虑积极追随特质和工作压力之间的其他中介机制。未来可以进一步考察高积极追随特质者与同事之间的矛盾关系及其对压力的影响。③只考察了自利领导的调节作用，未考察其他可能的边界条件。未来可以考察影响不同中介机制发生作用的其他调节机制。如，后续可以探索竞争性组织文化[34]或领导绩效压力[35]在本研究所提出的两条路径上的调节作用。