Using Mplus 6.11 (Muthén & Muthén,

Using Mplus 6.11 (Muthén & Muthén, 2010), we modeled the structural associations among study variables using the integrated approach outlined by Edwards and Lambert (2007),and tested all the proposed relationships simultaneously in a multilevel structural equation model (MSEM; Preacher et al., 2010). In comparison to the piecemeal approach of Study 1, this integrated approach does not require multiple stages of analysis and generates estimates that are less biased (Edwards & Lambert, 2007; Liu et al., 2012). For each construct measured with multiple items, we used the average item score as a composite to represent the construct so that the overall model did not become overly complex. We modeled negative and positive affect as alternative mediators of the stressor-performance relationships and allowed them to covary with cognitive appraisals. The value of intraclass correlation (ICC(1) = .19, χ2[87] = 149.58, p < supports our conceptualization and operationalization of charismatic leadership as a unit-level
moderator. Similar with Study 1, we centered the individual-level exogenous variables at each
unit’s mean value and the unit-level exogenous variable at the overall mean value.
Results
Table 3 summarizes the descriptive statistics, internal consistency reliabilities, and zero-
order correlations of variables in Study 2. The challenge and hindrance stressor means are at the higher end of the range of previous studies (Cavanaugh et al, 2000; LePine et al., 2004; Rodell & Judge, 2009; Zhang et al., 2014). We excluded rank and education from subsequent analyses because they are not related to any of the endogenous variables.
49 Insert Table 3 about here

Hypothesis tests. Our hypotheses imply a two-level dual-stage moderated mediation
model (Edwards & Lambert, 2007; Liu et al., 2012). A dual-stage moderated mediation is present when the indirect (mediated) effect varies as a function of a moderator that strengthens or weakens the relationship between an independent variable and a mediator as well as the
relationship between a mediator and an outcome variable (Liu et al., 2012). In our study, the key to testing moderated mediation is to examine whether the indirect effects of work stressors on performance through cognitive appraisals vary as a function of charismatic leadership, as well as to explain such variation in indirect effects based on the first-stage and second-stage moderations.Although we proposed mediation hypotheses in line with our theory, they are not statistically required for testing moderated mediation (Liu et al., 2012). We summarized the findings with the multilevel structural equation model that speaks to our hypotheses in Table 4 and Figure 1.
23 Insert Table 4 about here
Mediation effects through cognitive appraisals. As illustrated in Table 4 and Figure 1,
challenge appraisals are positively related to challenge stressors (γ =.32, p < .05) but are not
related to task performance (β =.10, p > .05). We adopted the Monte Carlo approach of resampling to construct bias-corrected confidence intervals for the indirect effects (Liu et al.,2012; Seligman & Preacher, 2008). As shown in Table 5, the indirect effect of challenge stressors on task performance via challenge appraisals is not significant (ρ = .03; p > .05). Hence, Hypothesis 1a is not supported. However, we note that this average indirect effect may be nonsignificant due to the existence of moderators that we examine in the next section. Also as
illustrated in Table 4 and Figure 1, hindrance appraisals are positively related to hindrance
stressors (γ = .27, p < .05) and negatively related to task performance (β = -.18, p < .05). As
shown in Table 5, the indirect effect of hindrance stressors on task performance via hindrance
appraisals is significantly negative (ρ = -.05; p < .05). As such, Hypothesis 1b is supported.

55 Insert Table 5 about here

Moderation of the appraisal process. The moderating effects of charismatic leadership
over the stressor-appraisal linkages (i.e., the appraisal process) are summarized in Table 4 and
Figure 1. Specifically, charismatic leadership moderates the linkage between challenge stressors
and challenge appraisals (γ = .14, p < .05). The nature of this interaction is illustrated in the right panel of Figure 2, which shows that for Marines whose unit leaders score high on charismatic leadership, challenge stressors are more positively related to challenge appraisals (β = .46, p .05), and thus Hypothesis 2b is not supported.
Moderation of the reaction process. The moderating effects of charismatic leadership over the appraisal-performance linkages (i.e., the reaction process) are also shown in Table 4 and
Figure 1. Charismatic leadership moderates the linkage between challenge appraisals and task
performance (γ = .21, p < .05). This interaction is illustrated in the right panel of Figure 3.
Specifically, for Marines whose unit leaders score high on charismatic leadership, challenge appraisals are more positively related to task performance (β = .31, p < .05) than for Marines
whose unit leaders score low on charismatic leadership (β = -.11, p > .05). Hence Hypothesis 3a
is supported. Charismatic leadership also moderates the linkage between hindrance appraisals and task performance (γ = .12, p < .05). This interaction is illustrated in the right panel of Figure 4. For Marines whose unit leaders score high on charismatic leadership, hindrance appraisals are less negatively related to task performance (β = -.06, p > .05) than for Marines whose unit leaders score low on charismatic leadership (β = -.30, p < .05). Hence Hypothesis 3b is also supported.Moderated mediation effects. Moderated mediation suggests that the indirect effect that is attributed to the mediator varies at different levels of the moderator. We again adopted the Monte Carlo approach to construct bias-corrected 95% confidence intervals for indirect effects of stressors on performance via appraisals at “high” and “low” levels (one standard deviation above and below the average) of charismatic leadership, as well as the difference between these two conditional indirect effects (Liu et al., 2012; Seligman & Preacher, 2008). As summarized in Table 5, the indirect effect of challenge stressors on task performance via challenge appraisals differ significantly (∆ρ = .16; p < .05) when charismatic leadership is at high (ρ = .14; p < .05) versus low levels (ρ = -.02; p > .05). Hence, the indirect effect of challenge stressors on task performance via challenge appraisals is moderated by charismatic leadership, which supports
Hypothesis 4a. The indirect effect of hindrance stressors on task performance via hindrance
appraisals also differs significantly (∆ρ = -.11; p < .05) when charismatic leadership is at high (ρ = -.01; p > .05) versus low levels (ρ = -.11; p < .05). As such, Hypothesis 4b is supported.
Study 2 Summary. Our findings in Study 2 are highly consistent with findings in Study 1.
The fact that results were cross-validated across two studies with distinct features in design (controlling for positive and negative affect and examining leadership as observed by followers)and analytical procedures bolsters our confidence in interpreting our findings. Study 2 not only offers more direct evidence of moderated mediation but also less biased estimates.
42
43

Kết quả (Việt) 1:

Chúng tôi sử dụng Mplus 6,11 (Muthén & Muthén, 2010), mô hình cấu trúc các Hiệp hội giữa các nghiên cứu biến bằng cách sử dụng phương pháp tiếp cận tích hợp vạch ra bởi Edwards và Lambert (2007), và thử nghiệm tất cả các mối quan hệ được đề nghị cùng một lúc trong một mô hình đa phương trình cấu trúc (MSEM; Nhà thuyết giáo et al., 2010). So với phương pháp tiếp cận trọn vẹn của nghiên cứu 1, cách tiếp cận tích hợp này không đòi hỏi nhiều công đoạn của phân tích và tạo ra các ước tính là ít thiên vị (Edwards & Lambert, 2007; Lưu et al., 2012). Đối với mỗi xây dựng đo với nhiều mục, chúng tôi sử dụng số điểm trung bình là mục là một hỗn hợp để đại diện cho xây dựng để mô hình tổng thể đã không trở thành quá phức tạp. Chúng tôi làm người mẫu ảnh hưởng tiêu cực và tích cực như thay thế trung gian của các mối quan hệ căng thẳng-hiệu suất và cho phép họ covary với nhận thức đánh giá. Giá trị của mối tương quan intraclass (ICC(1) =.19, χ2 [87] = 149.58, p < hỗ trợ chúng tôi conceptualization và operationalization của các lãnh đạo lôi cuốn là đơn vị cấpngười điều hành. Tương tự với nghiên cứu 1, chúng tôi tập trung biến cá nhân cấp ngoại sinh tại mỗigiá trị trung bình của đơn vị và các đơn vị cấp ngoại sinh biến lúc giá trị trung bình tổng thể.Kết quảBảng 3 tóm tắt thống kê mô tả, thống nhất nội bộ reliabilities, và 0-Thứ tự các tương quan của các biến trong nghiên cứu 2. Các thách thức và trở ngại căng thẳng có nghĩa là cuối cao hơn phạm vi của nghiên cứu trước đây (Cavanaugh et al, năm 2000; LePine et al, 2004; Rodell & thẩm phán, 2009; Trương et al., 2014). Chúng tôi loại đánh giá và giáo dục từ phân tích tiếp theo bởi vì họ không có liên quan đến bất kỳ các biến nội sinh.49 chèn bảng 3 về đâyGiả thuyết thử nghiệm. Giả thuyết của chúng tôi hàm ý một hòa giải được điều phối kép-giai đoạn hai cấpMô hình (Edwards & Lambert, 2007; Lưu et al., 2012). Một hòa giải được điều phối kép-giai đoạn là hiện nay khi gián tiếp có hiệu lực (trung gian) khác nhau như là một chức năng của một người điều tiết tăng cường hoặc làm suy yếu mối quan hệ giữa một biến độc lập và một hòa giải viên cũng nhưmối quan hệ giữa một hòa giải viên và một biến kết quả (lưu và ctv., 2012). Trong nghiên cứu của chúng tôi, chìa khóa để thử nghiệm kiểm duyệt hòa giải là để kiểm tra cho dù những tác động gián tiếp của công việc căng thẳng trên hiệu suất thông qua nhận thức đánh giá khác nhau như là một chức năng của lãnh đạo lôi cuốn, cũng như để giải thích biến đổi trong các hậu quả gián tiếp dựa trên giai đoạn đầu tiên và thứ hai-giai đoạn moderations. Mặc dù chúng tôi đề xuất hòa giải giả thuyết phù hợp với lý thuyết của chúng tôi, họ không được thống kê yêu cầu để thử nghiệm kiểm duyệt hòa giải (lưu và ctv., 2012). Chúng tôi tóm tắt những phát hiện với mô hình đa phương trình cấu trúc mà nói với chúng tôi giả thuyết trong bảng 4 và hình 1.23 chèn bảng 4 về đâyHòa giải các hiệu ứng thông qua nhận thức đánh giá. Như minh họa trong bảng 4 và con số 1,thách thức đánh giá tích cực liên quan đến thách thức căng thẳng (γ =. 32, p <.05) nhưng khôngliên quan đến hiệu suất công việc (β =. 10, p >.05). Chúng tôi đã thông qua phương pháp Monte Carlo của phương xây dựng thiên vị sửa chữa khoảng tin cậy cho những tác động gián tiếp (lưu et al., năm 2012; Seligman & nhà thuyết giáo, 2008). Như minh họa trong bảng 5, tác động gián tiếp của thách thức căng thẳng về nhiệm vụ thực hiện thông qua đánh giá thách thức là không đáng kể (ρ =. 03; p >.05). Do đó, giả thuyết 1a không được hỗ trợ. Tuy nhiên, chúng tôi lưu ý rằng này có hiệu lực gián tiếp trung bình có thể được nonsignificant do sự tồn tại của người kiểm duyệt chúng ta xem xét trong phần tiếp theo. Cũng nhưminh họa trong bảng 4 và con số 1, trở ngại đánh giá tích cực liên quan đến trở ngạicăng thẳng (γ =.27, p <.05) và tiêu cực liên quan đến hiệu suất công việc (β =-. 18, p <.05). NhưHiển thị trong bảng 5, tác động gián tiếp của căng thẳng trở ngại về nhiệm vụ thực hiện thông qua trở ngạiđánh giá là đáng kể tiêu cực (ρ =-. 05; p <.05). Như vậy, giả thuyết 1b được hỗ trợ.55 chèn bảng 5 về đâyKiểm duyệt của quá trình thẩm định. Những ảnh hưởng duyệt của lãnh đạo lôi cuốntrong đánh giá căng thẳng liên kết (tức là, quá trình thẩm định) được tóm tắt trong bảng 4 vàHình 1. Cụ thể, lãnh đạo lôi cuốn ôn mối liên kết giữa các thách thức căng thẳngvà thách thức đánh giá (γ =.14, p <.05). Bản chất của sự tương tác này được minh họa trong bảng bên phải của hình 2, mà cho thấy rằng cho thủy quân lục chiến mà lãnh đạo đơn vị điểm cao trên lãnh đạo lôi cuốn, thách thức căng thẳng hơn tích cực liên quan đến thách thức đánh giá (β =.46, p <.05) hơn cho thủy quân lục chiến mà lãnh đạo đơn vị điểm thấp trên lãnh đạo lôi cuốn (β =.18, p <.05). Như vậy, giả thuyết 2a được hỗ trợ. Lãnh đạo lôi cuốn, Tuy nhiên, không vừa phải mối liên kết giữa các trở ngại căng thẳng và trở ngại định giá (γ =-. 12, p >.05), và do đó không hỗ trợ giả thuyết 2b.Kiểm duyệt của quá trình phản ứng. Những ảnh hưởng duyệt của các lãnh đạo lôi cuốn trong mối liên kết đánh giá hiệu suất (tức là, quá trình phản ứng) cũng được hiển thị trong bảng 4 vàHình 1. Lãnh đạo lôi cuốn ôn mối liên kết giữa thách thức đánh giá và nhiệm vụhiệu suất (γ =.21, p <.05). Tương tác này được minh họa trong bảng bên phải của hình 3.Cụ thể, cho thủy quân lục chiến mà lãnh đạo đơn vị điểm cao trên lãnh đạo lôi cuốn, thách thức đánh giá tích cực hơn liên quan đến hiệu suất công việc (β =.31, p <.05) hơn cho thủy quân lục chiếncó nhà lãnh đạo đơn vị điểm thấp trên lãnh đạo lôi cuốn (β =-. 11, p >.05). Do đó giả thuyết 3ais supported. Charismatic leadership also moderates the linkage between hindrance appraisals and task performance (γ = .12, p < .05). This interaction is illustrated in the right panel of Figure 4. For Marines whose unit leaders score high on charismatic leadership, hindrance appraisals are less negatively related to task performance (β = -.06, p > .05) than for Marines whose unit leaders score low on charismatic leadership (β = -.30, p < .05). Hence Hypothesis 3b is also supported.Moderated mediation effects. Moderated mediation suggests that the indirect effect that is attributed to the mediator varies at different levels of the moderator. We again adopted the Monte Carlo approach to construct bias-corrected 95% confidence intervals for indirect effects of stressors on performance via appraisals at “high” and “low” levels (one standard deviation above and below the average) of charismatic leadership, as well as the difference between these two conditional indirect effects (Liu et al., 2012; Seligman & Preacher, 2008). As summarized in Table 5, the indirect effect of challenge stressors on task performance via challenge appraisals differ significantly (∆ρ = .16; p < .05) when charismatic leadership is at high (ρ = .14; p < .05) versus low levels (ρ = -.02; p > .05). Hence, the indirect effect of challenge stressors on task performance via challenge appraisals is moderated by charismatic leadership, which supportsHypothesis 4a. The indirect effect of hindrance stressors on task performance via hindranceappraisals also differs significantly (∆ρ = -.11; p < .05) when charismatic leadership is at high (ρ = -.01; p > .05) versus low levels (ρ = -.11; p < .05). As such, Hypothesis 4b is supported.Study 2 Summary. Our findings in Study 2 are highly consistent with findings in Study 1.The fact that results were cross-validated across two studies with distinct features in design (controlling for positive and negative affect and examining leadership as observed by followers)and analytical procedures bolsters our confidence in interpreting our findings. Study 2 not only offers more direct evidence of moderated mediation but also less biased estimates.4243

Kết quả (Việt) 2:

Sử dụng Mplus 6.11 (Muthén & Muthén, 2010), chúng tôi đã mô hình hóa các hiệp hội cơ cấu giữa các biến số nghiên cứu sử dụng phương pháp tiếp cận tích hợp được vạch ra bởi Edwards và Lambert (2007), và kiểm tra tất cả các mối quan hệ được đề xuất đồng thời trong một mô hình phương trình cấu trúc đa cấp (MSEM; Preacher et al., 2010). So với các phương pháp tiếp cận từng phần của nghiên cứu 1, cách tiếp cận tích hợp này không đòi hỏi nhiều công đoạn phân tích và tạo ra ước tính rằng ít thành kiến (Edwards & Lambert, 2007; Liu et al, 2012.). Đối với mỗi cấu trúc đo với nhiều mặt hàng, chúng tôi sử dụng số điểm mục trung bình như là một hỗn hợp để đại diện cho một công trình để các mô hình tổng thể không trở nên quá phức tạp. Chúng tôi mô hình tiêu cực và tích cực ảnh hưởng đến chất trung gian như thay thế các mối quan hệ căng thẳng Hiệu và cho phép họ covary với đánh giá nhận thức. Giá trị của sự tương quan intraclass (ICC (1) = 0,19, χ2 [87] = 149,58, p <hỗ trợ khái niệm và vận hành của lãnh đạo lôi cuốn như một đơn vị cấp của
người điều hành. Tương tự với nghiên cứu 1, chúng tôi tập trung vào ngoại sinh cấp độ cá nhân biến tại mỗi
giá trị trung bình của đơn vị và các biến ngoại sinh cấp đơn vị ở giá trị trung bình tổng thể.
Kết quả
Bảng 3 tóm tắt các thống kê mô tả, độ tin cậy nhất nội bộ, và zero-
tương quan trật tự của các biến trong nghiên cứu 2. Các thách thức và trở ngại căng thẳng phương tiện đang ở kết thúc cao hơn về một loạt các nghiên cứu trước đây (Cavanaugh et al, 2000; LePine et al, 2004;. Rodell & Judge, 2009;. Zhang et al, 2014). Chúng tôi loại trừ cấp bậc và giáo dục từ các phân tích tiếp theo, vì họ là không có liên quan với bất kỳ của các biến nội sinh.
49 Insert Table 3 về đây kiểm tra giả thuyết giả thuyết của chúng tôi bao hàm một dual-giai đoạn hòa giải kiểm duyệt hai cấp. mô hình (Edwards & Lambert, 2007;. Liu et al, 2012). Một hòa giải hai giai đoạn kiểm duyệt là mặt khi gián tiếp (qua trung gian) có hiệu lực khác nhau như là một chức năng của một người điều tiết mà mạnh hay yếu mà các mối quan hệ giữa biến độc lập và một người hòa giải cũng như các mối quan hệ giữa một người hòa giải và một biến kết quả (Liu et al, 2012.). Trong nghiên cứu của chúng tôi, chìa khóa để thử nghiệm kiểm duyệt hòa giải là để kiểm tra liệu những tác động gián tiếp của những căng thẳng công việc trên thực hiện thông qua việc đánh giá nhận thức khác nhau như là một chức năng của lãnh đạo lôi cuốn, cũng như để giải thích sự thay đổi như vậy trong tác động gián tiếp dựa trên các giai đoạn đầu tiên và giai đoạn thứ hai moderations.Although chúng tôi đề xuất giả thuyết hòa giải phù hợp với lý thuyết của chúng tôi, họ không bắt buộc về mặt thống kê để thử nghiệm hòa giải kiểm duyệt (Liu et al, 2012.). Chúng tôi tóm tắt những phát hiện với các mô hình đa cấp cấu trúc phương trình mà nói đến các giả thiết của chúng tôi trong Bảng 4 và Hình 1. 23 Insert Table 4 về đây hòa giải hiệu ứng này qua đánh giá nhận thức. Như minh họa trong Bảng 4 và Hình 1, thách thức đánh giá được tích cực liên quan đến thử thách căng thẳng (γ = 0,32, p <0,05) nhưng không liên quan đến thực hiện nhiệm vụ (β = 0,10, p> 0,05). Chúng tôi áp dụng phương pháp Monte Carlo của resampling để xây dựng khoảng tin cậy thiên vị sửa chữa cho những tác động gián tiếp (Liu et al, 2012;. Seligman & Preacher, 2008). Như thể hiện trong Bảng 5, tác động gián tiếp của thử thách căng thẳng về thực hiện nhiệm vụ thông qua thách thức đánh giá là không đáng kể (ρ = 0,03; p> 0,05). Do đó, giả thuyết 1a không được hỗ trợ. Tuy nhiên, chúng tôi lưu ý rằng tác động gián tiếp trung bình này có thể không có ý nghĩa do sự tồn tại của người điều hành mà chúng tôi kiểm tra trong phần tiếp theo. Cũng như minh họa trong Bảng 4 và Hình 1, các đánh giá trở ngại đang tích cực liên quan đến trở ngại căng thẳng (γ = 0,27, p <0,05) và tiêu cực liên quan đến thực hiện nhiệm vụ (β = -.18, p <0,05). Như thể hiện trong Bảng 5, tác động gián tiếp của những căng thẳng trở ngại về thực hiện nhiệm vụ thông qua trở ngại đánh giá là tiêu cực đáng kể (ρ = -.05; p <0,05). Như vậy, giả thuyết 1b được hỗ trợ. 55 Insert Table 5 về đây Moderation của quá trình thẩm định. Các tác dụng điều hòa của những lãnh đạo có sức lôi cuốn hơn những mối liên hệ nhân gây stress thẩm định (tức là, quá trình thẩm định) được tóm tắt trong Bảng 4 và Hình 1. Cụ thể, ôn lãnh đạo lôi cuốn sự liên kết giữa các yếu tố gây stress thách thức và đánh giá thách thức (γ = 0,14, p <. 05). Bản chất của tương tác này được minh họa trong bảng bên phải của hình 2, trong đó cho thấy rằng đối với Thủy quân lục chiến mà lãnh đạo đơn vị điểm số cao về lãnh đạo lôi cuốn, thử thách căng thẳng đang tích cực hơn liên quan đến thách thức đánh giá (β = 0,46, p <0,05) so với cho Thủy quân lục chiến mà đơn vị nhà lãnh đạo ghi bàn thấp về lãnh đạo lôi cuốn (β = 0,18, p <0,05). Như vậy, giả thuyết 2a được hỗ trợ. Lãnh đạo có sức lôi cuốn, tuy nhiên, không dung hòa mối liên kết giữa các yếu tố gây stress trở ngại và đánh giá trở ngại (γ = -.12, p> 0,05), và do đó Giả thuyết 2b không được hỗ trợ. Điều độ của quá trình phản ứng. Các tác dụng điều hòa của những lãnh đạo có sức lôi cuốn trong mối liên kết thẩm định hiệu suất (tức là, quá trình phản ứng) cũng được thể hiện trong Bảng 4 và Hình 1. ôn lãnh đạo Charismatic mối liên kết giữa các đánh giá thách thức và nhiệm vụ hoạt động (γ = 0,21, p <0,05 ). Sự tương tác này được minh họa trong bảng bên phải của Hình 3. Cụ thể, đối với Thủy quân lục chiến mà lãnh đạo đơn vị điểm số cao về lãnh đạo lôi cuốn, thách thức đánh giá được một cách tích cực hơn liên quan đến công việc hiệu quả (β = 0,31, p <0,05) so với Thủy quân lục chiến mà đơn vị lãnh đạo điểm thấp về lãnh đạo lôi cuốn (β = -.11, p> 0,05). Do đó giả thuyết 3a được hỗ trợ. Lãnh đạo lôi cuốn cũng điều hòa mối quan hệ giữa đánh giá trở ngại và thực hiện nhiệm vụ (γ = 0,12, p <0,05). Sự tương tác này được minh họa trong bảng bên phải của Hình 4. Đối với Thủy quân lục chiến mà lãnh đạo đơn vị điểm số cao về lãnh đạo lôi cuốn, đánh giá trở ngại có liên quan ít tiêu cực để công việc hiệu quả (β = -.06, p> 0,05) so với các đơn vị Thủy quân lục chiến mà các nhà lãnh đạo điểm số thấp về lãnh đạo lôi cuốn (β = -.30, p <0,05). Do đó giả thuyết 3b cũng được supported.Moderated tác hòa giải. Hòa giải kiểm duyệt cho thấy rằng tác động gián tiếp có được do sự hòa giải thay đổi ở mức độ khác nhau của người điều hành. Chúng tôi một lần nữa thông qua các phương pháp Monte Carlo để xây dựng 95% khoảng tin cậy thiên vị sửa chữa cho các hiệu ứng gián tiếp của những căng thẳng về hiệu suất thông qua đánh giá ở "cao" và mức độ "thấp" (một độ lệch chuẩn trên và dưới mức trung bình) của các lãnh đạo có sức lôi cuốn, cũng là sự khác biệt giữa hai tác động gián tiếp có điều kiện (Liu et al, 2012;. Seligman & Preacher, 2008). Như tóm tắt trong Bảng 5, tác động gián tiếp của thử thách căng thẳng về thực hiện nhiệm vụ thông qua thách thức đánh giá khác nhau đáng kể (Δρ = 0,16; p <0,05) khi lôi cuốn lãnh đạo là cao (ρ = 0,14; p <0,05) so với mức thấp (ρ = -.02; p> 0,05). Do đó, tác động gián tiếp của thử thách căng thẳng về thực hiện nhiệm vụ thông qua thách thức đánh giá được kiểm duyệt bởi lãnh đạo lôi cuốn, mà hỗ trợ giả thuyết 4a. Các tác động gián tiếp của những căng thẳng trở ngại về thực hiện nhiệm vụ thông qua trở ngại đánh giá cũng khác nhau đáng kể (Δρ = -.11; p <0,05) khi lôi cuốn lãnh đạo là cao (ρ = -.01; p> 0,05) so với mức thấp ( ρ = -.11; p <0,05). Như vậy, giả thuyết 4b được hỗ trợ. Nghiên cứu 2 Summary. Phát hiện của chúng trong nghiên cứu 2 là rất phù hợp với những phát hiện trong nghiên cứu 1. Thực tế là kết quả đã được cross-xác nhận qua hai nghiên cứu với các tính năng riêng biệt trong thiết kế (không kiểm soát tích cực và tiêu cực ảnh hưởng đến kiểm tra và lãnh đạo theo quan sát của những người theo) và thủ tục phân tích của chúng tôi ôm sự tự tin trong việc giải thích những phát hiện của chúng tôi. Nghiên cứu 2 không chỉ cung cấp những bằng chứng trực tiếp hơn của hòa giải kiểm duyệt nhưng cũng ước tính ít thành kiến. 42 43