積極追隨特質對追隨者工作壓力的雙重影響研究

祝振兵 王鈺涵 許 晟

(1.江西師范大學商學院; 2.江西理工大學商學院； 3.江西農業大學經濟管理學院)

1 研究背景

在當今競爭日趨激烈的商業環境中，追隨者的作用日益凸顯，組織越來越需要依靠追隨者的主動性和見解來應對挑戰[1]。與實踐需求相呼應，近年來追隨力研究正在從學術的邊緣走向主流，成為管理學領域的前沿話題之一。追隨力研究關注追隨者特征及其在領導力過程中的主動性[2]。在眾多追隨者特征中，積極追隨特質(即理想或有效的追隨者所具有的一系列能力、情感、道德方面的積極特征[3])是一個備受青睞的話題。有研究發現，積極追隨特質對于組織和個人均具有正向影響。例如，高積極追隨特質者對組織有更高的情感承諾、更高的工作績效[4]，更易于得到領導者的信任[5]，獲得上司的更多授權和積極對待[6]。鑒于積極追隨特質引發的諸多善果，學者們大力倡導提升追隨者的積極追隨特質。

雖然現有研究大多揭示了積極追隨特質的正面作用，但本研究認為當前研究可能夸大了積極追隨特質的有利方面，忽視了其可能帶來的負面后果。例如，有學者指出，組織中“能者過勞”的現象，即工作效率高、能力強、具有奉獻精神的員工(積極追隨特質者)更容易被領導安排過多工作任務，從而體驗到更高的工作壓力[7]。鑒于積極追隨特質和壓力之間的關系尚缺乏檢驗，因此，本研究擬實證考察積極追隨特質與追隨者的工作壓力之間的關系。進一步地，考慮到已有文獻發現積極追隨特質會給追隨者贏得更多支持[8]，而支持會降低工作壓力[9]。由此，本研究所關注的另一個問題是積極追隨特質為何以及在何種情況下會減少或增加工作壓力？對這一問題進行探索不僅有助于在理論上全面認識積極追隨特質和工作壓力的關系，而且也有助于興利除弊，減少組織中積極追隨特質者身心壓力過大的現象。

為了回答上述問題，本研究基于追隨力研究的視角翻轉模型和資源保存理論(conservation of resources theory，COR)構建了積極追隨特質作用于工作壓力的雙路徑模型。視角翻轉模型認為，追隨者不只是領導力過程的被動接受者，其亦可以影響領導對待追隨者的態度和行為，進而影響追隨結果[2]。但該模型只是提供了一個研究框架，未對變量進行具體化。COR理論則指出，資源損耗是壓力產生的直接原因，并且存在資源獲取和資源損失兩條影響個體壓力體驗的路徑[10]。通過整合上述模型和理論，本研究認為，積極追隨特質對工作壓力具有雙刃劍效應：一方面，積極追隨特質可以通過影響領導者對追隨者的資源授予，降低追隨者的壓力體驗(即減壓路徑)；另一方面，積極追隨特質還可以引發更多的資源損失，增加追隨者的壓力(即增壓路徑)。

就減壓路徑而言，本研究關注領導支持的減壓作用。領導支持是個體在工作場所的一種重要資源[11]，表現出高積極追隨特質的追隨者會得到其上司更多支持和關心[12]，從而降低追隨者的壓力體驗。就增壓路徑而言，本研究關注領導施加的負荷的作用。工作負荷代表了一種典型的資源損失情境[11]。高積極追隨特質者工作效率高、效果好，出于管理方便的考慮，領導者往往會讓其承擔更多、甚至超過其時間和能力承受邊界的任務，增加其工作負荷[7]，引發更高工作壓力。此外，考慮到追隨者對領導行為的作用會受到領導者自身特征的影響[2]，本研究還將進一步考察自利領導在增壓和減壓路徑中的調節作用。自利領導是影響領導者在與追隨者互動中授予資源或剝奪資源的一個重要領導者因素[13]。當自利領導水平較低時，積極追隨特質會引發更多領導支持，降低追隨者的工作壓力；當自利領導水平較高時，積極追隨特質會增加追隨者施加的工作負荷，增加追隨者的工作壓力。

2 理論基礎與研究假設

2.1 概念及相關理論

積極追隨特質概念的提出與追隨原型的研究密切相關。追隨原型是指領導者心目中與追隨者有關的認知結構或圖示。SY[3]最早對追隨原型進行了實證研究，發現領導者持有兩種追隨原型，即積極追隨原型和非追隨原型。前者反映了與有效或理想的追隨者有關的認知結構，后者是指與無效追隨者有關的認知結構。積極追隨原型包含3個方面的特征[14]：①工作能力上的高效、努力和不斷超越；②工作狀態上的活力、樂觀和友善；③人際品質上的信賴、忠誠和協作。與積極追隨原型相對應的特定追隨者表現出來的追隨特征被稱為積極追隨特質[14]。鑒于積極追隨特質契合了領導者對于理想或優秀追隨者的期待，并會帶來較高工作績效[8]，因此，得到了學界和實踐界的青睞。但作為一個新興話題，當前相關研究仍顯不夠充分，對于其作用后果的認識仍有待深入。

視角翻轉模型亦稱為“以追隨者為中心”的領導力研究。領導力的傳統研究多采用“以領導者為中心”的視角，即領導者處于領導力過程的中心地位，追隨者處于被動接受的地位，領導者會“自上而下”地影響追隨者[2]。近年來，隨著組織生產環境日趨復雜多變以及追隨者能力的不斷提升，學者們愈發認識到追隨者在與領導者的互動中不只是消極被動的接受者，其亦可以“自下而上”地影響領導者與他們互動的方式和行為，并最終影響追隨力結果，這種自下而上的影響被稱為視角翻轉模型。鑒于以往對于追隨力研究的系統性忽視，UHL-BIEN等[2]呼吁更多關注這一視角。由此，本研究將基于視角翻轉模型考察積極追隨特質與領導行為、追隨后果之間的關系。

COR理論是用來解釋壓力形成的一個重要理論，其基本觀點是人們極其看重資源，并且會努力獲得、保留、培養和保護資源[10]。該理論認為存在資源損失和資源獲得兩條路徑[9]：當資源喪失、被認為不穩定，個人或團體無法看到培養和保護其資源的途徑，或資源受到威脅時，資源損失的路徑就會啟動，個體會產生壓力體驗；當個體的資源增加或獲得更多資源時，其應對壓力的能力將得到提升，個體會體驗到更低的工作壓力。本研究將基于COR理論探討領導支持和領導施加的負荷對追隨者壓力感知的影響。

2.2 積極追隨特質對領導支持和領導施加的負荷的影響

視角翻轉模型認為，追隨者特征亦可影響領導者行為(如領導對追隨者的支持和向追隨者施加工作負荷)[2]。COR理論進一步明確了個體的特征或活動可能產生資源增益和損耗兩個過程[10]?；谝暯欠D模型和COR理論，本研究認為：一方面，積極追隨特質可以引發領導的支持，帶來資源的增益；另一方面，也可能會讓追隨者承受更多工作負荷，引起資源損耗。

領導支持被定義為領導者對于追隨者的重視和關心程度，是追隨者的一種重要資源，其主要表現在兩個方面：其一，領導對于追隨者表現的價值認可；其二，在追隨者遇到問題或困難時給予幫助。與低積極追隨特質者相比，高積極追隨特質者不僅更易于獲得領導者認可，而且也更易于得到領導的幫助。一方面，領導者對于滿足其期望的行為有更高的認可[15]。高積極追隨特質者具有卓越的工作能力，積極熱情的工作狀態，忠心耿耿、值得信賴的人際品質，這些特征契合了領導者對于理想追隨者的期望[3]，因此，追隨者在積極追隨特質上表現的越明顯，領導者對其認可度越高。另一方面，在組織中，領導者與追隨者之間的關系往往遵循互惠的原則，當一方在二者關系中做出更多貢獻時，另一方也會給予更多回報(如給予更多支持)。較高的工作產出、積極的工作態度以及對領導忠誠等這些積極追隨特質有助于領導者完成組織目標，是追隨者在與領導者互動中的積極貢獻。作為回報，領導者也會給予高積極追隨者更多支持。WANG等[8]的研究也支持了這一推論。該研究發現，高積極追隨特質會引起領導者的仁慈對待，領導者不僅會在工作中給積極追隨特質者提供幫助，而且還會關心其家庭遇到的困難，因此，積極追隨特質越高越容易獲得領導的支持。

工作負荷本質上是一個反應工作數量或工作難度的變量，其代表了一種資源的損耗。LAURENCE等[16]根據工作負荷來源的不同區分了自我啟動的負荷和組織施加的負荷。前者指個體主動尋求承擔更大的工作量和更難的工作，后者指組織施加給個體更多工作任務。由于組織主要是通過領導者落實任務、指導下屬工作，領導者往往被視為組織的代理人，對追隨者的工作內容有直接影響[17]。鑒于此，本研究主要關注領導者向追隨者施加的負荷。已有研究指出，為了減少管理壓力和心理責任，領導者往往根據追隨者能力高低的不同而授予差異化的工作任務，那些工作能力和責任心強的追隨者往往被要求更高的工作質量和更多的工作任務[7]。這種依賴于領導者個人決策的差異化任務安排在高權力距離的中國組織情境下尤為突出[18]。積極追隨特質意味著追隨者卓越工作能力和高度的責任心[12]。高積極追隨特質者具有卓越的工作能力、積極的工作態度和忠誠的品質，這些特征會使其被領導者委派更多超越其崗位職責的任務，從而導致其工作數量和難度的增加，體驗到更高的工作負荷。由此，提出以下假設：

假設1a積極追隨特質對領導支持有正向影響。

假設1b積極追隨特質對領導施加的負荷有正向影響。

2.3 自利領導的調節作用

視角翻轉模型認為領導者特征會影響追隨者對領導者作用的強度或方向[2]。由此，本研究認為，自利領導在積極追隨特質與領導支持和領導施加的負荷之間的關系中起到了重要調節作用。自利領導是指領導者將自己的利益置于他人利益之上，完全忽略了追隨者或下屬的需求[13]。個體的自利傾向越高，其越會將注意力集中于自己的幸福和資源獲??；相反，低自利者會更樂于分享和付出，更關心他人的福祉。對于積極追隨特質和領導支持之間的關系而言，領導的高自利傾向會弱化二者的關系。一方面，高自利傾向的領導者會將注意力更多地關注于自我，而忽視對追隨者的關注。由此，即使是高積極追隨特質者亦很少體驗到高自利領導者對其價值的贊許，這種認可的缺乏會減少追隨者對于支持的感知。另一方面，由于自利領導不關注他人的福祉，領導的高自利傾向也會造成追隨者和領導者互惠關系的不平衡[18]。即使追隨者在工作中投入更多時間和精力、有高質量的產出[19]，在面對高自利領導時依然不會得到更多支持和幫助。相反，低自利傾向的領導者會跳出自我利益之上的藩籬，更多關注他人的需求和遵循公平的原則行事[13]，樂于為追隨者提供更多工作上的支持和幫助(如知識分享等)[20]，從而增進積極追隨特質與領導支持之間的關系。

對于積極追隨特質與領導施加的負荷之間的關系而言，本研究認為，領導者的高自利傾向會增強二者之間的關系。高自利傾向的領導者會沉浸于如何獲取自己的利益，甚至犧牲他人來換取自己的利益[21]。為了追求自身利益的最大化，高自利傾向的領導者會將高積極追隨特質者視為自己謀利的工具，增加其工作負荷。這是因為高積極追隨特質者具有更高的工作效率和高質量的工作產出，將更多任務分配給高積極追隨特質者有助于領導者在任務管理上花費較少的時間和精力，減輕領導者自身的管理責任[7]。一般而言，管理風險和精力的減少能夠增加領導者的個人獲益。相反，低自利傾向的領導者在與追隨者的互動中更加奉行公平和尊重的法則，更少利用他人的付出來減輕自己的工作壓力和責任。鑒于此，在高自利領導條件下，積極追隨特質與領導施加的負荷之間的正向關系會得到進一步強化。由此，提出以下假設：

假設2a自利領導負向調節了積極追隨特質對領導支持的正向影響，當領導自利水平更低時，二者之間的正向關系更強。

假設2b 自利領導正向調節了積極追隨特質對領導施加的負荷的正向影響，當領導自利水平更高時，二者之間的正向關系更強。

2.4 積極追隨特質對追隨者工作壓力的間接作用

本研究認為領導支持有助于降低工作壓力，而領導施加的負荷會增加追隨者的壓力體驗。壓力是個體面對某種資源損失環境時的反應[10]。COR理論認為，資源的止損和資源的獲得均有助于降低個體感知到的工作壓力[10]。就領導支持與追隨者的壓力感知之間的關系而言：一方面，與低領導支持相比，高的領導支持有助于提升追隨者解決問題的效率，節約其認知努力、減少工作時長[22]，從而阻止工作中資源的損耗，減少工作壓力；另一方面，在領導的指導下，追隨者能夠更好地解決所面臨的困難和問題，這種成功解決問題的經歷能提升其自我效能感這一重要心理資源，從而帶來心理資源的增益，減少工作壓力。

COR理論指出，資源的實際損耗或對于資源損耗的預期均會導致壓力的產生[10]。工作負荷是個體被要求承擔的工作種類和數量。領導施加的負荷對追隨者而言是一種重要的資源威脅或損失。與低工作負荷相比，高的工作負荷意味著工作責任和工作要求的增加(比如要求完成額外的工作任務)，而工作責任和要求的增加必然要求追隨者在工作中傾注更多的時間和精力，從而造成個人認知和精神能量的消耗，增加工作壓力。事實上，工作負荷與工作壓力之間的關系在已有研究中已經得到了支持。例如，有研究發現，工作負荷會顯著降低個體的幸福感、會顯著增加心理枯竭[23]，因此，領導施加的負荷可能是工作壓力的一個重要誘發因素。

視角翻轉模型認為，追隨者特征會經由領導行為繼而影響追隨力結果[2]。比如，追隨者的主動人格會影響領導授權，進而影響追隨者的工作投入和工作重塑[24]。就本研究而言，積極追隨特質代表了追隨者特征，領導支持和領導施加的負荷代表了領導行為，工作壓力代表了一種追隨力結果?；诖?，在視角翻轉模型的基礎上，結合假設1a和假設1b，以及上述領導支持、領導施加的負荷與工作壓力之間關系的分析，本研究認為積極追隨特質會經由領導支持的中介減少追隨者的工作壓力；同時，會經由領導施加的負荷的中介增加追隨者的工作壓力。由此，提出以下假設：

假設3a積極追隨特質會增加領導支持，進而降低追隨者體驗到的工作壓力。

假設3b積極追隨特質會增加領導施加的負荷，進而增加追隨者體驗到的工作壓力。

2.5 有調節的中介假設

綜上所述，領導支持中介了積極追隨特質與工作壓力之間的負向關系，領導施加的負荷中介了積極追隨特質與工作壓力之間的正向關系(假設3a和假設3b)。此外，自利領導會負向調節積極追隨特質與領導支持之間的關系(假設2a)，正向調節積極追隨特質與領導施加的負荷之間的關系(假設2b)。綜合以上研究假設，本研究提出了一個有調節的中介整合模型——自利領導調節了積極追隨特質經由領導支持和領導施加的負荷影響追隨者工作壓力的間接效應。具體而言：當自利領導水平低時，積極追隨特質與領導支持之間的正向關系更強，因此，自利領導會負向強化領導支持的中介效應；當自利領導水平高時，積極追隨特質會正向強化領導施加的負荷的中介效應。由此，提出以下假設：

假設4a自利領導負向調節了領導支持在積極追隨特質與追隨者工作壓力之間的間接效應，當自利領導水平低時，間接效應更強。

假設4b自利領導正向調節了領導施加的負荷在積極追隨特質與追隨者工作壓力之間的間接效應，當自利領導水平高時，間接效應更強。

綜上，本研究構建如下研究模型(見圖1)

圖1 研究模型

3 研究方法

3.1 研究對象及程序

本研究采用多階段測量的問卷調查方法，在江西、河南、廣州等地區選擇了10余家企、事業單位進行調研，涉及服務、保險、制造等多個行業。首先，課題組先通過熟人介紹確定了被調查的員工或追隨者；然后，由該追隨者將相關問卷推送給其直接上司或領導者；最終，獲得了由558個被試(279個配對，追隨者與其直接領導1∶1配對)組成的樣本。由于疫情防控的要求，被試的問卷作答主要通過在線方式完成，課題組在3個時間點(相鄰兩次測量之間的時間間隔為兩周)搜集數據，并基于識別碼對3次獲得的數據進行匹配。數據搜集的具體安排如下：①時間點1，對領導者進行調查，即領導者報告自己的年齡、性別、工齡、教育程度等人口統計學特征，以及與其配對的追隨者的積極追隨特質情況。②時間點2，對配對的追隨者進行調查，即追隨者報告自己的年齡、性別、工齡、教育程度、與現任領導的共事時長等人口統計學特征，并完成自利領導、領導支持、領導施加的負荷的測量。③時間點3，對追隨者進行第二次調查，完成工作壓力問卷的填寫。在刪除3次調研無法匹配的問卷后，最終保留430個被試(215個配對)的有效問卷，問卷回收有效率為77.06%。在追隨者的有效樣本中，平均年齡為32.4歲；女性占比為52.1%；平均工齡為8.25年；與現任領導平均共事時長為14.48個月。

3.2 變量測量

為確保將本研究使用的英文量表翻譯成意義對等的中文量表，本研究遵循“翻譯-回譯”程序將所使用的相關量表進行英漢互譯。所有變量的測量均采用Likert 6點計分，1～6表示從“完全不同意”到“完全同意”。

(1)積極追隨特質該變量的測量采用SY[3]開發的用于測量積極追隨原型的量表，共9個題項，如“我的追隨者工作努力”等，要求領導者評定與之配對的追隨者在多大程度上具有這些特征。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.94。

(2)領導支持該變量的測量采用CHENG等[25]所使用的量表，共4個題項，如“當我遇到困難危機時，我的領導會提供幫助”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.89。

(3)領導施加的負荷該變量的測量借鑒LAURENCE等[16]用來測量組織施加的負荷的量表，共4個題項。根據本研究的需要，僅對題項中工作負荷來源的表述進行修訂，如“領導期望我完成的事情太多了”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.88。

(4)工作壓力該變量的測量采用王紅麗等[26]所使用的量表，共3個題項，如“我的工作極具壓力”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα值為0.85。

(5)自利領導該變量的測量采用CAMPS等[13]開發的量表，共4個題項，如“我的上司不為員工著想，只為自己著想”等。本研究中，該量表的Cronbach’sα為值0.82。

(6)控制變量本研究將追隨者性別、年齡、工齡、與現任領導共事時長和教育程度5個人口統計學變量納入模型作為控制變量。這是因為上述5個人口統計學變量可能會影響個體的壓力應對能力和對壓力的感知。此外，與現任領導共事時長可能會對上下級之間的熟悉程度產生影響[27]，進而影響領導者對追隨者的支持和任務安排，因此，也對該變量進行了控制。

4 數據分析

4.1 共同方法偏差與區分效度檢驗

雖然本研究采用多時點、多來源的方式搜集數據，但由于調節變量、中介變量和因變量均由追隨者報告，故仍無法完全排除共同方法偏差問題。為此，本研究先對追隨者評定的數據進行共同方法偏差檢驗?；贖arman單因子法，探索性因子分析發現第一因子所解釋的變異為27.14%(小于40%)，因此，本研究的共同方法偏差問題不明顯。進一步地，使用驗證性因子分析對5個核心變量之間的區分效度進行檢驗。由于多題項問卷會降低樣本量和待估計的參數數量之間的比值，導致小樣本參數估計的不穩定以及標準誤的增加。為了獲得更優的樣本量和估計指標之間的比值，本研究借鑒以往研究的做法，在進行驗證性因子分析之前對題項較多的測量量表進行了打包處理[28]。具體而言，將積極追隨特質以維度為單位生成3個題項包，其余量表由于測量題項較少，不予打包處理，有關結果見表1。由表1可知，與其他競爭模型相比，五因子模型有更好的數據擬合度(χ2=165.07，df=125，χ2/df=1.32，CFI=0.98，TLI=0.97，SRMR=0.04，RMSEA=0.04)。這說明本研究的5個核心變量具有良好的區分效度。

表1 核心變量的驗證性因子分析(N=215)

4.2 變量的描述性統計和相關分析

為了初步了解變量及變量間的關系，本研究對數據進行了描述性統計分析，所有變量的均值、標準差和變量間的相關系數見表2。由表2可知，積極追隨特質與領導支持和領導施加的負荷均存在顯著正向關，領導支持與追隨者的工作壓力存在顯著負相關，領導施加的負荷與追隨者的工作壓力存在顯著正向關。這說明變量間的關系模式與本研究的研究假設基本一致。

表2 變量的均值、標準差和相關系數(N=215)

4.3 回歸分析

為了對研究假設進行直接檢驗，本研究進行了OLS回歸分析，有關結果見表3。表3中，由模型1和模型2可知，在控制追隨者年齡、性別、工齡、教育程度、與現任領導共事時長等人口統計學特征后，積極追隨特質對于領導支持的解釋增量為5%(p<0.01)，積極追隨特質預測領導支持的回歸系數亦達到統計顯著水平(b=0.30，p<0.01)；同理，由模型5和模型6可知，在控制了人口統計學變量后，積極追隨特質預測領導施加的負荷的回歸系數亦達到統計顯著水平(b=0.33，p<0.01)。由此，假設1a和假設1b得到支持。

表3中，由模型4可知，將積極追隨特質和自利領導的乘積項納入回歸方程后，該乘積項對于領導支持預測的回歸系數達到了顯著水平(b=-0.25，p<0.01)。自利領導對積極追隨特質和領導支持之間關系的調節作用圖見圖2。由圖2中的簡單斜率檢驗可知:當自利領導取低值時，積極追隨特質能正向顯著預測領導支持(b=0.46，t=6.52，p<0.01)；當自利領導取高值時，積極追隨特質對領導支持的預測作用不顯著(b=0.09，t=1.12，ns)。由此，假設2a得到支持。表3中，由模型8可知，乘積項對于領導施加的負荷預測的回歸系數達到了顯著水平(b=0.22，p<0.01)。自利領導對積極追隨特質和領導施加的負荷之間關系的調節作用圖見圖3。由圖3中的簡單斜率檢驗可知：當自利領導取高值時，積極追隨特質能正向顯著影響領導施加的負荷(b=0.65，t=6.13，p<0.01)；當自利領導取低值時，積極追隨特質對領導施加的負荷的影響雖然也達到了顯著水平(b=0.16，t=2.03，p<0.05)，但影響更弱。由此，假設2b得到支持。

表3 領導支持、領導施加的負荷對積極追隨特質回歸的結果(N=215)

圖2 自利領導對積極追隨特質和領導支持之間關系的調節作用

圖3 自利領導對積極追隨特質和領導施加的負荷之間關系的調節作用

為了對中介效應和有調節的中介效應進行檢驗，本研究使用Process插件進行了5 000次Bootstrapping抽樣，獲得了間接效應95%的置信區間，當置信區間不包含0時，即可認為間接效應顯著。中介效應的Bootstrapping分析結果見表4。由表4可知，當中介模型不包含自利領導的調節效應時，積極追隨特質經由領導支持作用于追隨者工作壓力的間接效應為-0.06，其95%的置信區間為[-0.12，-0.01]；積極追隨特質經由領導施加的負荷作用于工作壓力的間接效應為0.17，其95%的置信區間為[0.07，0.29]。由此，假設3a和假設3b得到了支持。

表4 中介效應的Bootstrapping分析結果

對于有調節的中介假設，由表4還可知：當自利領導取低值時，積極追隨特質經由領導支持作用于工作壓力的間接效應為-0.10，其95%的置信區間為[-0.17，-0.02]；當自利領導取高值時，領導支持的中介效應為0.01，其95%的置信區間為[-0.03，0.10]；自利領導取高低分值時領導支持中介效應的差異為0.11，其95%的置信區間為[0.02，0.23]。由此，假設4a得到支持。當自利領導取高值時，積極追隨特質經由領導施加的負荷作用于工作壓力的間接效應為0.34，其95%的置信區間為[0.21，0.48]；當自利領導取低值時，領導施加的負荷的中介效應為0.09，其95%的置信區間為[0.00，0.18]；當自利領導取高低分值時，領導施加的負荷中介效應的差異為0.25，其95%的置信區間為[0.13，0.38]。由此，假設4b得到支持。

5 結論與討論

本研究主要得到以下研究結論：①積極追隨特質會增加領導者給追隨者提供的支持，從而減少追隨者的工作壓力。②積極追隨特質會增加領導者給追隨者施加的工作負荷，從而增加追隨者的工作壓力。③自利領導調節了上述兩條路徑。即當自利領導水平較低時，領導支持的負向中介作用被加強，領導施加的負荷的正向中介作用被削弱；反之，領導支持的負向中介作用被削弱，領導施加的負荷的正向中介作用被增強。

本研究的理論貢獻主要在于：①本研究的結果對積極追隨特質作用后果的單一片面看法進行了挑戰。具體而言：一方面，高積極追隨特質者能夠獲得更多的外部資源，降低工作壓力體驗；另一方面，高積極追隨特質者亦可以被要求付出更多的時間和精力，體驗到更多工作壓力。鑒于此，相較于以往關注正面后果的單邊研究，本研究同時考察積極追隨特質的增壓和減壓過程，為全面認識積極追隨特質的作用后果提供了一個更加平衡和全面的視角。②通過考察領導支持和領導施加的負荷的中介作用，本研究揭示了積極追隨特質與追隨者壓力感知之間關系的黑箱。鑒于積極追隨特質既可能使追隨者自身獲益，也可能讓其蒙受損失，因此，從理論上了解何時會激活積極追隨特質的增壓路徑，何時會引發積極追隨特質的減壓路徑非常重要。COLQUITT等[29]指出，檢驗變量之間關系的機制和邊界條件尤為重要，這是構建和測試組織理論的主要組成部分。通過探索自利領導的調節作用，本研究發現了積極追隨特質削弱和增強追隨者工作壓力的邊界條件。鑒于當前對積極追隨特質與追隨力后果之間關系的機制和邊界條件的探索仍處于起步階段，本研究的結果是對這方面有關文獻的有益補充。③隨著追隨者的主動性和創造性愈發受到組織的重視，學者們呼吁基于視角翻轉模型考察追隨者對于領導的影響[2]。已有學者在此方面開始了積極探索(如優秀的追隨者會引發領導者的下行嫉妒，威脅領導者自尊[30])。本研究發現，積極追隨特質會影響領導支持和領導施加的負荷，進而影響工作壓力，這一結果回應了學者們對于加強追隨力研究的呼吁[31]，豐富了追隨力研究的成果。④領導支持和工作負荷是組織行為學中的兩個重要概念，但目前關于二者的研究主要集中于其作用后果，而對于其前因的研究則均較為薄弱。就領導支持而言，僅個別研究考察了主動性人格和工作自主性等工作特征對領導支持的影響，李銳等[32]指出，未來要加強領導支持的影響因素研究。本研究發現，積極追隨特質會影響領導支持，這一發現拓展了對領導支持前因的認識。就工作負荷而言，當前研究主要考察了環境因素(如鼓勵員工超額工作的文化)和員工的時間管理技能等個體因素對工作負荷的影響。BOWLING等[23]指出，要加強工作負荷尤其是非自愿承擔的工作負荷的影響因素研究。本研究的結果發現，高積極追隨特質會影響領導對其施加的工作負荷，這對上述有關研究呼吁進行了較好的回應。

本研究的管理啟示主要在于：①由于領導支持在積極追隨特質和追隨者感知到的壓力之間起負向中介作用，因此，為了減少高積極追隨特質者的工作壓力，領導者可以在情感上增加對追隨者的鼓勵認可，在行為上增加對追隨者的幫助和指導，從而讓追隨者體驗到更高的領導支持，減少工作壓力。②由于追隨者的工作負荷取決于領導者的任務安排，因此，組織可以通過制度設計來保證追隨者合理的工作數量和種類。例如，通過具體、科學的制度規范勞動分工，明確崗位職責和任職資格，弱化領導者在任務安排上的隨意性，減少追隨者的工作壓力[33]。③由于高自利領導促進了積極追隨特質的不良效應(即增壓)的發生，低自利領導更促進了積極追隨特質的增益效應(即減壓)的出現。鑒于此，在有關管理實踐中組織有必要控制領導者的自利行為。例如：一方面，組織可以在領導選拔環節將自利傾向作為否定性指標之一，控制高自利傾向者被提拔到領導崗位上；另一方面，組織還可以實施培訓計劃，幫助領導者認識到自利領導對追隨者可能帶來的危害，并引導和幫助相關管理人員成為一個優秀的領導者。

本研究仍然存在一些局限性：①雖采用3個時點來收集數據，但所有的指標均來自于被試的自我報告，難以完全排除主觀評定偏差的干擾(如共同方法偏差)。未來研究可以考慮對一些變量進行更加客觀的測量(如使用血壓、激素分泌等生理指標測量壓力水平等)，或用其他與壓力相關聯的客觀指標(如離職、缺勤等)作為替代指標對所構建的關系模式進行重復檢驗，以減少主觀評定偏差，檢驗模型的穩定性。②只考察了領導支持和領導施加的負荷的中介機制，暫未考慮積極追隨特質和工作壓力之間的其他中介機制。未來可以進一步考察高積極追隨特質者與同事之間的矛盾關系及其對壓力的影響。③只考察了自利領導的調節作用，未考察其他可能的邊界條件。未來可以考察影響不同中介機制發生作用的其他調節機制。如，后續可以探索競爭性組織文化[34]或領導績效壓力[35]在本研究所提出的兩條路徑上的調節作用。