● 趙富強(qiáng) 楊淑媛 陳耘 張光磊

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的不斷發(fā)展, 企業(yè)間競爭日趨激烈。面對日益復(fù)雜的市場環(huán)境, 企業(yè)往往期待員工表現(xiàn)出更高績效, 卻忽視了員工的個(gè)人需要, 尤其是工作-家庭關(guān)系的需要（Jia, Shaw, Tsui & Par, 2014）。根據(jù)資源保存理論, 個(gè)體的時(shí)間、角色和情感等資源是有限的, 其在工作-家庭間資源分配的不合理必然導(dǎo)致工作-家庭沖突。隨著工作-家庭沖突不斷加劇, 員工容易產(chǎn)生工作倦怠（Ismail & Gali, 2016）、增加角色壓力（Nohe,Meier, & Sonntag, 2015）以及降低工作績效（Christoph, Alexra, & Karlheinz, 2014）,甚至出現(xiàn)抑郁自殺等心理和生理健康問題（Hoobler, Wayne, & Lemmon, 2009）。因此, 如何平衡員工的工作-家庭關(guān)系, 讓員工保持旺盛精力和高效工作狀態(tài)是企業(yè)夢寐以求的（韓翼, 魏文文,2013）。而實(shí)施工作-家庭平衡型人力資源管理實(shí)踐（Work-Family-Balanced Human Resource Management Practice, WFB-HRM）可以幫助員工減少工作-家庭沖突, 改善員工表現(xiàn), 幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)夢寐以求的愿景（Davis & Kalleberg,2006）。

以往研究曾探討過高績效（Delaney et al., 1996; Wright et al., 2000）、高參與（Dyer et al., 1988; Forth et al., 2004）、 高 承 諾（Auther et al., 1992; Baird et al., 2002）等人力資源管理實(shí)踐對員工績效的影響機(jī)制（Becker et al., 1996）, 但這些人力資源管理實(shí)踐主要關(guān)注員工的工作表現(xiàn), 較少關(guān)注員工的工作-家庭關(guān)系。WFB-HRM的提出, 是對以往人力資源管理實(shí)踐的重要補(bǔ)充。雖然以往研究發(fā)現(xiàn), 處理好工作-家庭關(guān)系能夠改善個(gè)體工作績效, 降低離職率等（Nohe, Meier, Sonntag, & Michel,2014; Krist, Rober, &Mahmoud , 2014; Van Steenbergen & Ellemers, 2009）,但有關(guān)WFB-HRM與員工績效的關(guān)系, 相關(guān)研究還不多見。究竟WFB-HRM如何影響員工績效？是直接影響員工個(gè)體績效, 還是通過改變升個(gè)體工作狀態(tài)來影響其績效,以及這種影響在什么邊界條件下發(fā)生等問題還缺乏系統(tǒng)解答?；诖? 本研究旨在探究WFB-HRM影響員工績效的黑箱機(jī)制和邊界條件。

眾所周知, 員工的有效工作行為源于其積極工作狀態(tài)（Avey, 2011）, 而工作繁榮（thriving at work）是員工積極工作狀態(tài)的核心表現(xiàn)之一（Walumbwa, Muchiri,& Misati, 2016）。工作繁榮使員工能夠更好學(xué)習(xí)、能量恢復(fù)、不易倦怠、減少缺勤和減輕壓力（Sonnentag,Frita, 2007）, 因而會(huì)更專注于工作任務(wù), 從而表現(xiàn)出更強(qiáng)的能力、更高的效率和更好的適應(yīng)性（Carmeli, Ben-Hador, & Waldman, 2009）, 從而有助于個(gè)體工作績效提升（Sprertzer et al.,2012）。目前, 研究發(fā)現(xiàn), 除個(gè)人特征外, 工作情境也對工作繁榮具有重要影響（Sprertzer et al., 2005）。工作和家庭作為員工生活的兩個(gè)重要領(lǐng)域, 是影響員工工作繁榮最為重要的社會(huì)環(huán)境（Spreitzer,Sutcliffe & Dutton, 2005）。員工工作-家庭關(guān)系處理得越好, 則越容易在工作中實(shí)現(xiàn)繁榮旺盛狀態(tài), 從而帶來績效的提升。因此, 本研究探索工作繁榮——這一反映工作主觀體驗(yàn)狀態(tài)的構(gòu)念——能否在WFB-HRM與工作績效之間扮演中介作用。特別地, 為了闡明其中的解釋邏輯,本研究將引入資源保存理論（Hobfoll, 2002）。

在現(xiàn)實(shí)中, 領(lǐng)導(dǎo)是人力資源管理職能的重要擔(dān)當(dāng)者,尤其是在差序格局和“上有政策下有對策”的中國情境下, 領(lǐng)導(dǎo)行為直接影響員工對人力資源政策制度的解讀,從而影響到員工的行為反應(yīng)（張璐,胡君辰,吳泳臻,2015）。 因此, 人力資源管理實(shí)踐的有效性還受到領(lǐng)導(dǎo)行為的影響。真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)（Authentic Leadership）在處理領(lǐng)導(dǎo)和員工之間關(guān)系時(shí), 能夠秉承自我意識、內(nèi)化道德、信息平衡和關(guān)系透明, 營造促進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)和員工自我發(fā)展的組織情景（Walumbwa et al., 2008）。真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)具有較高的自我意識與良好的內(nèi)化道德, 能夠從道德和責(zé)任層面更好地理解員工面臨的工作和生活問題, 能夠感同身受地貫徹組織的WFB-HRM, 從而給員工帶來工作安全感、積極心理狀態(tài)和尊敬學(xué)習(xí)等（劉生敏, 2016; 韓翼, 楊百寅, 2009）；此外, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)通過平衡信息處理和關(guān)系透明, 能客觀公平對待成員面臨的工作-家庭問題, 從而有益于下屬更好地領(lǐng)會(huì)WFBHRM的意圖和精神（王震等, 2014）。因而毋庸置疑,再好的政策如果得不到領(lǐng)導(dǎo)的支持也是枉然（Judge &Colquitt, 2004）。盡管以上種種證據(jù)表明領(lǐng)導(dǎo)行為在人力資源管理效能中的重要作用（Frye & Breaugh, 2004;Thomas & Ganster, 1995）, 但既有研究尚未將真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與WFB-HRM相結(jié)合, 以檢驗(yàn)兩者如何共同塑造員工的工作狀態(tài)與績效。為了彌補(bǔ)上述不足, 本研究擬將真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)納入研究框架, 檢驗(yàn)其對WFB-HRM、工作繁榮與工作績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

本研究基于資源保存理論, 選擇工作繁榮作為中介變量, 探究WFB-HRM對員工績效的影響機(jī)理；接著, 選擇真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)作為調(diào)節(jié)變量, 考察黑箱機(jī)制發(fā)生的邊界條件。本研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩方面：一方面, 通過探究工作繁榮的中介作用, 進(jìn)一步揭示W(wǎng)FB-HRM影響員工績效的黑箱機(jī)制。具體而言, 我們從資源保存理論角度闡釋W(xué)FB-HRM如何影響員工的工作繁榮, 進(jìn)而影響其工作績效。該視角在進(jìn)一步深化人力資源管理實(shí)踐作用機(jī)制的同時(shí), 也有助于豐富人力資源管理實(shí)踐、心理狀態(tài)、工作績效與領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等相關(guān)變量的研究。另一方面, 通過考察真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)在WFB-HRM、工作繁榮與工作績效間的調(diào)節(jié)作用, 深刻揭示W(wǎng)FB-HRM影響機(jī)制的邊界條件, 這對于設(shè)計(jì)有利于WFB-HRM作用發(fā)揮的規(guī)則框架和組織情景具有重要啟示。

二、理論與假設(shè)

（一） WFB-HRM與員工績效

工作-家庭平衡指工作和家庭間關(guān)系良好, 工作和家庭之間角色沖突最小, 并能在兩角色間獲得積極體驗(yàn)（Marks & MacDermid, 1996）。人力資源管理實(shí)踐是組織目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和持續(xù)發(fā)展的源泉, 是一套既相互獨(dú)立又相互聯(lián)系、相互補(bǔ)充和相互依賴的過程、活動(dòng)或職能（Lado &Wilson, 1994）。而WFB-HRM是為實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)、提高組織績效而采取的一系列緩解工作-家庭沖突和增進(jìn)工作-家庭增益的人力資源管理活動(dòng)組合, 包括彈性工作、遠(yuǎn)程辦公、家庭照顧、員工援助、休閑假期、家庭友好、家庭親善、入學(xué)入托、配偶工作、住房支持等（Eaton, 2003）。研究表明, 工作-家庭平衡能夠正向影響員工的留職意愿、工作產(chǎn)出（Beauregard & Henry 2009）和員工績效（Harrington& Ladge, 2009）, 能夠降低員工離職傾向, 提高員工滿意度, 提升員工組織承諾, 改善員工績效（Cegarra-Leiva,Sánchez-Vidal, & Gabriel Cegarra-Navarro, 2012）, 以及促進(jìn)員工角色績效（Magnini, 2009）。

基于資源保存理論, 員工如果能夠得到組織支持,他們就會(huì)有足夠資源提升自身績效, 從而幫助組織達(dá)成目標(biāo)（Eisenberger & Adornetto, 1986）。既有研究發(fā)現(xiàn), 彈性工作對員工工作態(tài)度有積極影響（Tsui, Egan, &O'Reilly, 1992）, 能夠有效解決員工工作和家庭間的時(shí)間沖突, 同時(shí)員工的生活質(zhì)量、工作質(zhì)量和工作效率都能得以提高, 從而提升自己的工作產(chǎn)出（Higgins, Duxbury &Irving, 1992）。此外, 彈性工作還能顯著提高員工的關(guān)系績效和任務(wù)績效（劉健,劉春林,劉潤剛, 2015）。同樣,家人關(guān)懷計(jì)劃可以讓員工沒有后顧之憂地工作（Parkes& Langford, 2008）, 孩子托管看護(hù)政策可以有效降低有子女員工的家庭負(fù)擔(dān), 提高他們的工作滿意度和工作產(chǎn)出（Muse, Harris, & Giles, 2008）, 員工支持可以讓員工最大限度地處理個(gè)人事務(wù), 休閑假期則可以讓員工放松精神和恢復(fù)能量, 提高員工在工作中的積極情感和狀態(tài)（Payne,Cook, & Diaz, 2012）。以上這些人力資源管理實(shí)踐均能提高員工的績效表現(xiàn)。綜上, 本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：WFB-HRM正向影響員工工作績效。

（二） 工作繁榮的中介作用

1.WFB-HRM對工作繁榮的影響

工作繁榮是員工在工作中同時(shí)體驗(yàn)到“活力”和“學(xué)習(xí)”的積極心理狀態(tài)（Spreitzer et al., 2005）, 其中活力表示員工工作活躍和熱情狀態(tài)（Nix, 1999）；而學(xué)習(xí)則代表個(gè)體獲取和利用知識技能樹立信心的能力（Carver,1998）。如果員工缺乏工作活力而堅(jiān)持學(xué)習(xí), 那么就很容易工作倦怠和情緒耗竭；相反, 如果員工工作有活力, 但缺乏學(xué)習(xí)成長機(jī)會(huì), 就會(huì)停滯不前（韓翼等, 2013）。個(gè)體所處的情境特征和工作資源能夠影響個(gè)體的工作繁榮（Spreitzer et al., 2005）。當(dāng)外部環(huán)境可以滿足個(gè)體積極心理需求時(shí), 則可以促進(jìn)個(gè)體工作或?qū)W習(xí)的主動(dòng)性（Ryan & Deci,2000）。Spreitzer等（2005）基于自適應(yīng)理論和社會(huì)認(rèn)知理論提出的工作繁榮社會(huì)嵌入模型解釋了工作繁榮如何產(chǎn)生以及結(jié)果影響如何等。當(dāng)個(gè)體能夠進(jìn)行自我決定、感到信息透明、公平信任以及心理需求滿足時(shí), 員工更易體驗(yàn)到工作繁榮（谷智馨, 2015）。因而企業(yè)要想充分發(fā)揮員工工作繁榮的主動(dòng)性和積極作用, 就需要有寬松的環(huán)境、充足的時(shí)間、積極的情感、充裕的資源等組織支持,而WFB-HRM可以通過彈性工作、家庭關(guān)懷、員工支持和休閑假期等人力資源管理實(shí)踐的有機(jī)結(jié)合, 讓員工獲得時(shí)間、情感、資源和環(huán)境等方面的資源支持。研究表明,當(dāng)組織實(shí)施這種人力資源管理實(shí)踐時(shí), 個(gè)體的幸福感會(huì)得以提升, 他們會(huì)精力充沛、躊躇滿志、信心滿滿、愿意學(xué)習(xí)并且樂此不疲來回報(bào)組織, 從而為組織成功做出貢獻(xiàn)（Abid, Zahra, & Ahmed, 2015）。

根據(jù)資源保存理論, 健康的飲食習(xí)慣、經(jīng)常的體育鍛煉和充足的睡眠放松等, 使個(gè)體擁有健康的身體和清晰的頭腦, 從而讓他們愿意學(xué)習(xí)且精力充沛活力四射（Spreitzer,Porath, & Gibson, 2012）；彈性工作時(shí)間能夠有效促進(jìn)員工的身心健康（Halpern, 2005）, 既有實(shí)證研究也支持這一觀點(diǎn)（Martens, Nijhuis, & Van Boxtel, 1999; Benach,Amable, & Muntaner, 2002; Van Steenbergen, & Ellemers,2009）。而家人關(guān)懷、員工支持、休閑假期以及休息調(diào)整等讓員工心理負(fù)擔(dān)減少, 從而有更多資源和時(shí)間處理工作任務(wù)。基于此, 本研究認(rèn)為, WFB-HRM能夠促進(jìn)個(gè)體的身心愉悅, 讓個(gè)體擁有清醒的頭腦和學(xué)習(xí)的活力。另一方面, 基于資源保存理論, 個(gè)體所擁有的時(shí)間資源和認(rèn)知資源都是有限的, 當(dāng)個(gè)體將把這些資源分配到某一領(lǐng)域時(shí), 則另一領(lǐng)域能夠分到的就會(huì)相應(yīng)減少（Harrison & Wagner,2016）。同樣, 當(dāng)個(gè)體在某一領(lǐng)域減少這些資源分配時(shí), 則另一領(lǐng)域能夠分到的就會(huì)相應(yīng)增加。WFB-HRM能夠?yàn)閱T工的家庭領(lǐng)域提供額外資源, 幫助員工減少工作-家庭間的矛盾沖突, 從而相應(yīng)減少員工用于處理矛盾的時(shí)間資源和認(rèn)知資源消耗, 節(jié)省的資源和精力可以讓員工在工作和學(xué)習(xí)中精力充沛。因此, 本研究認(rèn)為, WFB-HRM能夠促進(jìn)員工的工作繁榮?；诖? 我們做出如下假設(shè)：

假設(shè)2：WFB-HRM能夠正向影響員工工作繁榮。

2.工作繁榮對工作績效的影響

工作繁榮是一種積極的工作體驗(yàn)狀態(tài), 能夠幫助個(gè)體了解他們在做什么、怎么做以及加強(qiáng)個(gè)體工作運(yùn)轉(zhuǎn)效率和適應(yīng)性（Spreitzer & Porath, 2014）。根據(jù)資源保存理論, 工作繁榮水平高的員工往往精力充沛堅(jiān)忍不拔, 且能自覺自愿地努力工作, 有更好的精力和活力去整合資源, 從而有助于工作效率提高和個(gè)體績效提升（Schaufeli et al., 2006）；工作繁榮水平高的員工在工作中往往能夠通過各種途徑不斷學(xué)習(xí)工作技巧和有效方法, 因而有更多的技術(shù)和知識資源, 也更有可能采取不同方法適應(yīng)工作要求的動(dòng)態(tài)變化, 從而提高績效（Cross, 2003）。研究發(fā)現(xiàn), 個(gè)體的工作繁榮影響其整體績效（Walumbwa et al.,2016）, 能夠幫助個(gè)體全身心投入工作, 因而工作更專注,工作也做得更好（Carmeli & Ben-Hador, 2009）；被上級評價(jià)工作繁榮水平高的員工，其工作績效明顯高于工作繁榮水平低的員工（Spreitzer, 2012）；員工的工作繁榮高于一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差, 工作績效會(huì)提高16%、工作倦怠會(huì)降低125%、忠誠度會(huì)提高32%、工作滿意度會(huì)提高46%, 并且工作繁榮高的員工病假次數(shù)也較少（Porath, 2012）?；诖? 我們做出如下假設(shè)：

假設(shè)3：員工工作繁榮能夠正向影響員工工作績效。

3.工作繁榮的中介作用

眾所周知, 員工有效的工作行為源于其積極的工作狀態(tài) （Avey, 2011）, 而工作繁榮是員工的積極工作狀態(tài),能夠使員工更好地尋求學(xué)習(xí)、能量恢復(fù)、不易倦怠、減少缺勤和減輕壓力（Sonnentag & Frita, 2007）, 能夠幫助個(gè)體將其自身能力和精力全身心投入工作, 因而會(huì)更專注于工作任務(wù), 從而表現(xiàn)出更強(qiáng)的能力、更高的效率和更好的適應(yīng)性（Carmeli, Ben-Hador, & Waldman, 2009）, 從而有助于個(gè)體提升工作績效和健康水平（Sprertzer et al.,2012）, 不僅對個(gè)體工作有積極影響, 而且還能使組織受益。但個(gè)體工作繁榮受部門情境特征、工作資源以及動(dòng)因性工作行為等所處環(huán)境的影響（Sprertzer et al., 2005）。而工作和家庭作為員工生活的兩個(gè)重要領(lǐng)域, 是影響員工工作繁榮最為重要的社會(huì)環(huán)境（Spreitzer, Sutcliffe, & Dutton,2005）, 而WFB-HRM可以為個(gè)體提供資源支持, 讓個(gè)體感知到組織支持氛圍, 滿足其心理安全需求。如彈性工作給予員工足夠的工作自主性與決策權(quán), 這有助于增強(qiáng)其工作效能感和心理授權(quán)感知, 讓其產(chǎn)生高度信任和積極情感（Avolio et al., 2004）, 從而調(diào)動(dòng)其學(xué)習(xí)發(fā)展和創(chuàng)新熱情,使其信心滿滿躊躇滿志, 從而精力充沛地從事更具挑戰(zhàn)性工作（Block, 1987）；家人關(guān)懷和員工支持等資源支持,讓員工有更多時(shí)間、精力、情感和資源等從事更多的角色外行為如人際促進(jìn)和工作奉獻(xiàn)等來回報(bào)組織, 從而更利于工作目標(biāo)的創(chuàng)造性實(shí)現(xiàn)。此外, 休閑假期等能夠幫助員工獲得更好的休息, 讓員工擁有更具活力的身體和更為清晰的思維, 讓員工在工作中一直保持工作繁榮狀態(tài), 從而更加精力充沛地專注于工作任務(wù)（Martens, Nijhuis, & Van Boxtel, 1999）, 因而員工的工作績效也會(huì)隨之提高?；诖?我們做出如下假設(shè)：

假設(shè)4：工作繁榮中介WFB-HRM對員工工作績效的影響。

（三） 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用

現(xiàn)實(shí)中, 人力資源管理實(shí)踐能否真正影響員工的工作繁榮和工作績效, 這取決于員工對人力資源管理實(shí)踐的感知與解讀。在關(guān)系差序格局和“上有政策下有對策”的中國情境下, 領(lǐng)導(dǎo)是人力資源管理職能的擔(dān)當(dāng)者, 領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和方式直接影響員工對人力資源政策的解讀。換言之, 員工會(huì)結(jié)合上司的領(lǐng)導(dǎo)行為和方式去解讀不同情境下的人力資源管理實(shí)踐, 并做出靈活應(yīng)對（張璐,胡君辰,吳泳臻,2015）, 因而, 組織人力資源管理實(shí)踐實(shí)施的成功與否, 關(guān)鍵取決于領(lǐng)導(dǎo)是否支持（Swanberg, 2004）。Grover 和Cooker（1995）認(rèn)為, 盡管WFB-HRM很好, 但如果領(lǐng)導(dǎo)不支持, 結(jié)果就會(huì)大相徑庭。根據(jù)既有研究, 人力資源管理實(shí)踐對個(gè)體的影響主要通過能力開發(fā)、動(dòng)機(jī)激發(fā)和機(jī)會(huì)提供（AMO）三個(gè)方面（Appelbaum, 2000）來實(shí)現(xiàn),而真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)在這些方面均可以強(qiáng)化人力資源管理實(shí)踐的作用。

真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)是 Avolio等 （2003）將變革型領(lǐng)導(dǎo)與倫理型領(lǐng)導(dǎo)結(jié)合后提出的一種新型積極領(lǐng)導(dǎo)方式, 其較高的自我意識與良好的內(nèi)化道德能夠提升員工的工作安全感和積極心理狀態(tài)（劉生敏, 2016）, 其重視和支持下屬發(fā)展會(huì)激發(fā)員工的感恩奉獻(xiàn)（韓翼, 2009）, 其誠實(shí)正直、關(guān)系透明和平衡信息處理, 能客觀公平對待不同成員的信息,從而進(jìn)行科學(xué)合理決策 （王震等, 2014）, 其能夠有效調(diào)節(jié)管理實(shí)踐對員工態(tài)度、行為與績效的影響作用（劉生敏,2016）。

HRM能夠通過AOM提高員工的績效水平, 進(jìn)而提高組織績效, 因而WFB-HRM同樣可以通過AOM影響員工績效, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)亦能有效調(diào)節(jié)WFB-HRM對員工狀態(tài)、行為和績效的影響。首先, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與WFB-HRM有機(jī)協(xié)同可以開發(fā)員工工作-家庭平衡處理的能力, 鼓勵(lì)員工分享工作-家庭矛盾處理的心得體會(huì), 從而提高員工處理工作-家庭沖突的能力和信心 （Ilies, Morgeson,& Nahrgang, 2005）。其次, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)更容易建立與員工彼此間的信任, 其較高的自我意識和內(nèi)化道德, 能夠從職業(yè)道德、家庭責(zé)任和自身實(shí)際出發(fā), 讓員工明白工作-家庭沖突盡管有其必然性, 但通過WFB-HRM和自身努力是可以有效化解的, 從而鼓勵(lì)員工積極、藝術(shù)和有效地面對和處理工作-家庭沖突 （Gardner, Avolio,& Walumbwa, 2005）。再次, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)讓員工擁有更多心理自主權(quán), 使其有更多機(jī)會(huì)利用WFB-HRM提供的資源去整合其工作事務(wù)和家庭生活, 從而減少工作-家庭間的矛盾（Grzywacz & Marks, 2000; Thompson &Prottas, 2005）。綜上所述, WFB-HRM與真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的協(xié)同可以提升員工處理工作-家庭沖突的能力, 激發(fā)其工作-家庭平衡的動(dòng)機(jī), 提供更多工作-家庭矛盾解決的機(jī)會(huì)和資源, 而工作-家庭間矛盾的減少使員工可以將更多時(shí)間和精力投入到工作和學(xué)習(xí)中, 并且精力充沛樂此不疲,從而表現(xiàn)出更好的工作繁榮（Abid et al., 2015）；而當(dāng)真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)水平較低時(shí), 即使企業(yè)施行WFB-HRM, 員工由于無法從領(lǐng)導(dǎo)的行為和語言中了解其態(tài)度, 那么WFBHRM就可能束之高閣——決而不行（李永鑫等,2014）?；诖? 我們做出如下假設(shè)：

假設(shè)5：真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)WFB-HRM對工作繁榮的影響, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)水平越高, WFB-HRM對工作繁榮的影響越大。

眾所周知, “關(guān)系導(dǎo)向”差序格局的中國情境下, 信任是領(lǐng)導(dǎo)成員社會(huì)交換關(guān)系的核心（Blau, 1964）。領(lǐng)導(dǎo)成員間關(guān)系遠(yuǎn)超西方單純的工作關(guān)系, 而拓展到工作之外更加密切的私人情誼中（劉軍等, 2008）。而真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)展示自我意識、內(nèi)化道德、關(guān)系透明和平衡加工等時(shí), 成員會(huì)更多地感受到領(lǐng)導(dǎo)真實(shí)性, 因而易于與真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)間達(dá)成更高水平的信任和獲得更為積極的情感, 進(jìn)而加強(qiáng)其人力資源管理實(shí)踐利用的心理授權(quán), 同時(shí)鼓勵(lì)員工開放式溝通和知識信息分享, 因而其會(huì)產(chǎn)生更好的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和機(jī)會(huì)（鄒竹峰,楊紫鵬,2013）；此外, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)更易于形成下屬的真實(shí)知覺, 開始善意信號回饋, 易于建立彼此間真誠互信, 從而充分利用WFB-HRM精力充沛, 同時(shí)也有更多的能力、動(dòng)機(jī)和機(jī)會(huì)從事更多的角色外行為, 更愿意與同事發(fā)展人際促進(jìn)行為, 更愿意以主人翁精神奉獻(xiàn)于組織工作（張璐等, 2015）。因此, 員工感知到的真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)水平越高, 越容易發(fā)展出更好的工作繁榮狀態(tài),從而產(chǎn)生更好的周邊績效和任務(wù)績效。

基于以上分析, 我們推斷真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)水平越強(qiáng),WFB-HRM經(jīng)由工作繁榮對員工績效的影響（間接效應(yīng)）越強(qiáng)。基于此, 提出如下假設(shè)

假設(shè) 6：真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)了WFB-HRM與員工績效間經(jīng)由工作繁榮的中介效應(yīng), 且在高水平真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)下該中介效應(yīng)更強(qiáng)。。

綜上所述, WFB-HRM影響工作績效的被調(diào)節(jié)中介作用概念模型如圖1所示。

二、研究方法

（一）研究樣本

本文選擇深圳、廣州、上海、蘇州、武漢、常州的46家企業(yè)作為調(diào)查對象, 涵蓋了信息通訊、機(jī)械制造、生物制藥、工程建筑、教育培訓(xùn)、物流交通、能源化工、金融服務(wù)、酒店旅游等行業(yè)。本研究數(shù)據(jù)采集采取現(xiàn)場發(fā)放并回收問卷的方式獲得。調(diào)查從2016年9-12月歷時(shí)三個(gè)多月, 分三個(gè)時(shí)點(diǎn)收集不同變量數(shù)據(jù), 如圖1, t0時(shí)點(diǎn)收集WFB-HRM和真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)數(shù)據(jù), t1時(shí)點(diǎn)收集員工的工作繁榮數(shù)據(jù), t2時(shí)點(diǎn)收集員工的感知績效數(shù)據(jù), 時(shí)點(diǎn)間隔時(shí)間為一個(gè)月左右, 以檢驗(yàn)彼此之間的真實(shí)因果關(guān)系。t0時(shí)點(diǎn)發(fā)放問卷512份, 收回問卷466份, 剔除無效問卷38份, 剩余有效問卷428份；t1時(shí)點(diǎn)對428份有效問卷進(jìn)行追蹤, 收回問卷392份, 剔除無效問卷31份, 剩余有效問卷361份；t2時(shí)點(diǎn)對361份有效問卷進(jìn)行追蹤調(diào)查, 收回問卷336份, 剔除無效問卷41份后, 剩余有效問卷為295份, 有效率為88.80%。

在樣本中, 男性占53.22%, 女性占46.78%；婚姻以已婚員工為主, 占65.08, 未婚占34.92%；年齡以26-35歲為主, 占56.27%, 18-25歲占18.31%, 36-55歲占24.07%,56歲以上占1.36%；員工學(xué)歷以本科為主, 占42.71%, 大專及以下占24.07%, 碩士占28.81%, 博士及以上占4.41%；員工職務(wù)職級以基層和中層為主, 其中基層48.81%, 中層占41.36%, 高層占9.83%；工作年限在3年及以下員工占24.75%, 3-5年占20%, 6-10年占26.44%, 11年及以上占28.81%；企業(yè)規(guī)模在200人及以下占21.36%, 201-500人占28.47%, 501-1000人占20.34%, 1000人及以上占29.83%。

圖1 WFB-HRM對工作績效影響機(jī)制

（二）測量工 具

WFB-HRM: 本研究參考張伶等（2016）和趙富強(qiáng)等（2016）研究, 并結(jié)合專家意見和員工反饋, 編制了22題的量表。對216份預(yù)調(diào)查問卷進(jìn)行探索性因子分析, 22個(gè)題項(xiàng)提取特征值大于1的四個(gè)公因子, 累計(jì)解釋變異量74.55%, 刪除因子載荷低于0.50或不能很好收斂于所屬概念的4題項(xiàng), 最終形成包含4維度18題的正式量表, 如表1。其中, 彈性工作、員工支持和休閑假期各4題, 家人關(guān)懷6題。量表采用李克特5點(diǎn)計(jì)分。通過后期295份問卷的驗(yàn)證性因子分析, 四因子模型擬合指標(biāo)如下：χ2/df = 2.42, NFI = 0.88, CFI = 0.93, IFI = 0.93, TLI = 0.90,RMSEA = 0.07, Cronbach’s α 值為 0.86。

工作繁榮：采用Porath等（2012）等編制的工作繁榮量表, 該量表包含兩個(gè)維度, 共10題項(xiàng)構(gòu)成。前5 題測量學(xué)習(xí)維度, 例題如“我工作中, 會(huì)主動(dòng)學(xué)習(xí)和了解相關(guān)信息或知識”；后 5 題測量活力維度, 例題如“工作時(shí),我感覺自己精力充沛”。量表測量采用李克特5點(diǎn)計(jì)分。本研究中, 該量表Cronbach’s α值為0.85。兩因子模型擬合指標(biāo)如下：χ2/df = 4.05, NFI = 0.92, CFI = 0.93,IFI = 0.94, TLI = 0.90, RMSEA = 0.06

表1 WFB-HRM收斂效度檢驗(yàn)結(jié)果

真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)：修訂了Walumbwa等（2008）的真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)量表, 包括自我意識、關(guān)系透明、平衡加工和內(nèi)化道德四個(gè)維度, 共14題項(xiàng), 如表2。相對于領(lǐng)導(dǎo)者自我報(bào)告, 員工感知到的真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)對個(gè)體的影響更為明顯（王震, 宋萌, 孫健敏,2014）, 因而本研究采用下屬報(bào)告來測量上級的真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)水平。量表采用李克特5點(diǎn)計(jì)分, 量表Cronbach’s α值為0.89。四因子模型擬合指標(biāo)如下：χ2/df=2.98, NFI=0.92, CFI=0.94, IFI=0.94, TLI=0.91,RMSEA=0.08。

工作績效：分為任務(wù)績效和周邊績效兩個(gè)維度, 共19題項(xiàng)。任務(wù)績效的測量參考臺灣學(xué)者樊景立和鄭伯塤（1997）的量表, 并結(jié)合專家意見和員工反饋進(jìn)行修改, 最終形成5題項(xiàng)。周邊績效的測量則采用Scotter和Motowidle（1996）編制的量表, 并進(jìn)行部分修改, 其中,人際促進(jìn)有6個(gè)題項(xiàng), 工作奉獻(xiàn)有8個(gè)題項(xiàng), 如表3。量表采用李克特5點(diǎn)計(jì)分, 量表Cronbach’s α值為0.92。三因子模型擬合指標(biāo)如下：χ2/df = 1.18, NFI = 0.96, CFI= 0.99, IFI = 0.99, TLI = 0.99, RMSEA = 0.02。

控制變量：由于影響工作績效的因素很多, 本研究不可能對所有變量進(jìn)行控制, 因而盡量選擇關(guān)鍵人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量進(jìn)行控制, 主要包括：性別狀況、婚姻狀況、年齡狀況、學(xué)歷狀況、行業(yè)狀況、工作年限和企業(yè)規(guī)模。本研究所有控制變量均為編碼測量, 其中性別狀況（男性編碼為0, 女性編碼為1）和婚姻狀況（未婚編碼為0, 已婚編碼為1）為兩個(gè)分類, 其余控制變量均為兩個(gè)以上分類（分別編碼為0,1,2, ……）。

四、研究結(jié)果

（一） 同源方差檢驗(yàn)

由于條件和資源所限, 本研究問卷調(diào)查均采用自評式量表, 所有變量測量均由同一被試完成, 因而收集數(shù)據(jù)有可能存在共同方法偏差問題。本研究依據(jù)Podsakoff,MacKenzie , Lee和 Podsakoff （2003） 的 建 議 ,采用Harman單因素檢驗(yàn)判別數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差。未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的因子分析抽取出 13個(gè)特征值大于1的因子, 累計(jì)解釋變異量72.16%, 其中第一個(gè)因素的特征值為12.64,解釋變異量為20.72%, 沒有超過50%的判斷標(biāo)準(zhǔn), 說明各變量內(nèi)部結(jié)構(gòu)清晰, 不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

表3 工作績效收斂效度檢驗(yàn)結(jié)果

表4 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

（二） 區(qū)分效度分析

為了檢驗(yàn)關(guān)鍵變量“WFB-HRM”、“真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)”、“工作繁榮”、“工作績效”之間的區(qū)分效度, 本研究采用AMOS 17.0 對關(guān)鍵變量進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析分析, 根據(jù)Netemeyer 等人 （1990） 的方法 , 我們將 WFB-HRM和工作績效的題目平均到各維度, 并將各維度作為潛變量指標(biāo), 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)和工作繁榮則以題目直接進(jìn)行分析。表4結(jié)果顯示, 四因子模型擬合得比其他模型要好, 表明測量模型具有較好的區(qū)分效度。

表5 研究變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)分析

表6 多元回歸分析結(jié)果表

（三）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

所有變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)見表5。結(jié)果顯示,WFB-HRM與員工工作績效呈顯著正相關(guān)（t= 0.33,p＜0.01）； WFB-HRM與工作繁榮之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r= 0.55,p＜ 0.01）；工作繁榮和工作績效之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系（r= 0.46,p＜ 0.01）。因而假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3均得到初步支持。

（四）假設(shè)檢驗(yàn)

主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果如表6模型2所示, 在控制了性別、婚姻、年齡、學(xué)歷、職務(wù)、工齡、部門、行業(yè)和規(guī)模以后, WFB-HRM顯著正向影響工作績效（β= 0.30,p＜ 0.001）, 故研究假設(shè)1得到支持。模型3在控制了相關(guān)變量以后, 工作繁榮正向影響工作績效（β= 0.47,p＜0.001）, 故研究假設(shè)3得到支持。模型6在控制了相關(guān)變量以后, WFB-HRM正向影響工作繁榮（β= 0.48,p＜0.001）, 故研究假設(shè)2得到支持。

表7 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)作用回歸分析

工作繁榮的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)自變量（WFBHRM）對中介變量（工作繁榮）的影響, 模型6結(jié)果顯示,WFB-HRM顯著正向影響工作繁榮（β= 0.48,p＜ 0.001）；檢驗(yàn)中介變量（工作繁榮）對因變量（工作績效）的影響,模型3結(jié)果顯示, 工作繁榮（β= 0.47,p＜ 0.001）顯著正向影響工作績效；檢驗(yàn)中介變量（工作繁榮）的中介效應(yīng),模型4結(jié)果顯示, 將WFB-HRM、工作繁榮共同納入回歸方程后,工作繁榮（β= 0.43p＜ 0.001）顯著正向影響工作績效, WFB-HRM （β= 0.10,ns）對工作績效沒有顯著影響?？梢? 工作繁榮完全中介WFB-HRM對工作績效的影響（中介效應(yīng) = 0.26, CI95% = [0.18, 0.36], 抽樣數(shù)= 2000, 效應(yīng)量 = 0.70）。假設(shè)4得到支持。

圖2 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)在WFBHRM和員工工作績效之間的調(diào)節(jié)作用驗(yàn)證前, 要進(jìn)行數(shù)據(jù)中心化處理（減去其均值）, 然后根據(jù)溫忠麟（2012）關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的驗(yàn)證方法, 采用逐步回歸的方法對調(diào)節(jié)作用進(jìn)行驗(yàn)證。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果, 如表7模型3所示,WFB-HRM與真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的交互項(xiàng)顯著正向影響工作繁榮（β= 0.10,p＜ 0.05）。簡單斜率檢驗(yàn)結(jié)果表明, 在低水平真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)下, WFB-HRM對工作繁榮的影響較弱（b= 0.34,t= 4.55,p＜ 0.001, 圖2）；在高水平真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)下,WFB-HRM對工作繁榮的影響更強(qiáng)（b= 0.55,t= 7.39,p＜ 0.001, 圖2）。因此, 假設(shè)5得到支持。

被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。采用Hayes（2013）的PROCESS分析插件檢驗(yàn)真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)是否調(diào)節(jié)工作繁榮在WFB-HRM與員工績效之間的間接效應(yīng)。結(jié)果見表8,WFB-HRM通過工作繁榮對工作績效的間接效應(yīng)在真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)低、中、高時(shí)均正向顯著, 且存在顯著組間差異。因此, 假設(shè)6得到支持, 即真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)工作繁榮在WFB-HRM與員工績效之間的間接效應(yīng), 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)水平越高, 其間接作用越強(qiáng), 高水平真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)下其間接效應(yīng)為 0.26 （p＜ 0.05）。

四、結(jié)果討論

減少工作-家庭沖突、保持旺盛精力、提升工作績效等是員工的訴求和企業(yè)的追求（韓翼等,2013; Davis et al.,2006）。本文根據(jù)資源保存理論, 從人力資源管理實(shí)踐角度入手, 考察了一種與工作-家庭關(guān)系更為密切相關(guān)的新興人力資源管理實(shí)踐——WFB-HRM對員工工作績效的影響機(jī)制和邊界條件,試圖從資源保存角度回答“WFBHRM如何影響員工工作績效”, 以期對人力資源實(shí)踐和領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格轉(zhuǎn)變做出一定的理論與實(shí)踐貢獻(xiàn)。

表8 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

（一）理論意義

第一, WFB-HRM對員工績效的整合影響研究。前人對人力資源管理實(shí)踐影響績效黑箱機(jī)制的研究中, 對績效變量的界定并不一致, 因而影響關(guān)系和發(fā)生機(jī)制并不相同（Bryan, 2008）。因而本研究從資源保存理論角度實(shí)證探索WFB-HRM影響員工績效的作用機(jī)理和邊界條件,不僅回應(yīng)了Bryan（2008）在人力資源管理實(shí)踐對績效的研究中關(guān)注績效構(gòu)成的研究建議, 而且進(jìn)一步豐富了既有相關(guān)研究。

第二, WFB-HRM對員工績效具有顯著正向影響。前人對人力資源管理實(shí)踐影響績效黑箱機(jī)制的研究主要集中在高績效工作系統(tǒng)（Delaney et al., 1996；Wright et al., 2000）、高參與工作實(shí)踐（Dyer et al., 1988; Forth et al., 2004）、高承諾工作實(shí)踐 （Auther et al., 1992；Baird et al., 2002）等方面, 而WFB-HRM對績效影響的既有研究主要集中在社會(huì)交換理論下的直接效應(yīng)方面（Nohe et al., 2014; Van Steenbergen et al., 2009）, 本研究從資源保存理論角度關(guān)注WFB-HRM對個(gè)體績效的影響, 進(jìn)一步驗(yàn)證了其提升工作產(chǎn)出（Beauregard,2009; Muse, 2008）、改善員工績效（Harrington, 2009;Cegarra-Leiva, 2012）以及促進(jìn)員工角色績效（Magnini,2009）等研究結(jié)論, 從而進(jìn)一步豐富了既有研究。

第三, 員工工作繁榮能夠中介WFB-HRM對員工績效的影響。前人對員工工作繁榮問題的研究大多集中在工作壓力、工作場所特征、心理安全感、員工特質(zhì)等因素。而本文則側(cè)重從企業(yè)人力資源管理實(shí)踐角度出發(fā), 研究發(fā)現(xiàn)WFB-HRM的確能夠?yàn)閱T工提供額外資源, 幫助員工減少工作-家庭沖突, 減少員工資源消耗, 能夠使員工更好地尋求學(xué)習(xí)、能量恢復(fù)、不易倦怠、減少缺勤和減輕壓力,讓員工在工作和學(xué)習(xí)中精力充沛, 更好地調(diào)動(dòng)和整合其他資源, 從而表現(xiàn)出更強(qiáng)的能力、更高的效率、更好的適應(yīng)以及更好的績效, 從資源保存角度進(jìn)一步驗(yàn)證了Halpern等（2005）、Spreitzer等 （2005, 2012）以及Harrison等（2016）工作繁榮因果效應(yīng)的結(jié)論, 而且也響應(yīng)了韓翼等（2013）對工作繁榮前因變量拓展和縱向研究的倡議,豐富了工作繁榮的實(shí)現(xiàn)途徑, 同時(shí)為研究如何增進(jìn)工作繁榮提供了一個(gè)全新立足點(diǎn)和研究視角, 從而拓展了員工工作繁榮的研究視野, 為后續(xù)相關(guān)研究提供借鑒與參考。

第四, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)能夠調(diào)節(jié)WFB-HRM對工作繁榮的影響過程。前人對于真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的研究主要集中在真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的前因作用上, 本研究創(chuàng)新性地將真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)作為WFB-HRM黑箱機(jī)制的邊界條件進(jìn)行研究。全面分析了WFB-HRM通過工作繁榮對工作績效的內(nèi)在影響機(jī)理, 研究發(fā)現(xiàn), 在關(guān)系差序格局的中國情境下, 真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)確實(shí)能夠強(qiáng)化員工對WFB-HRM的感知、解讀和靈活運(yùn)用以更好地獲得資源支持, 從而表現(xiàn)出更好的工作繁榮和工作績效, 從資源保存視角進(jìn)一步驗(yàn)證了Appelbaum等（2000）人力資源管理實(shí)踐的組織支持作用以及張璐等（2015）、Swanberg等（2004）、Avolio等（2003）以及Abid 等（2015）的真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)在其間影響作用的結(jié)論, 豐富了真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的相關(guān)研究內(nèi)容, 同時(shí)為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。同時(shí), 響應(yīng)了徐智華（2016）對真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)機(jī)制的研究倡導(dǎo)。

（二）實(shí)踐意義

如何構(gòu)建有效的WFB-HRM, 改善員工工作狀態(tài), 進(jìn)而幫助員工提升工作績效, 是管理者關(guān)注的重點(diǎn)。本研究的相關(guān)結(jié)論可以為管理者帶來以下方面的實(shí)踐啟示：

第一, 營造良好的WFB-HRM支持性氛圍。WFBHRM作為一種幫助員工緩解工作-家庭沖突、平衡工作-家庭關(guān)系的人力資源管理實(shí)踐, 其實(shí)施能夠?yàn)閱T工個(gè)體乃至整個(gè)組織帶來一系列的良性影響。企業(yè)應(yīng)當(dāng)結(jié)合自身特點(diǎn), 選擇合理的人力資源管理實(shí)踐包, 進(jìn)行科學(xué)的WFBHRM構(gòu)型, 并營造良好的領(lǐng)導(dǎo)支持氛圍, 以利于該人力資源管理實(shí)踐的效能發(fā)揮。本研究強(qiáng)調(diào)了企業(yè)開展這種人力資源管理實(shí)踐的必要性以及真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)氛圍營造的重要性, 從而引起管理者重視。

第二, 培養(yǎng)員工工作繁榮狀態(tài)。員工的工作繁榮是一種積極的工作狀態(tài)。通過本文的分析可以了解到, 當(dāng)企業(yè)實(shí)施WFB-HRM時(shí), 員工的精力會(huì)更加集中, 員工可將更多的時(shí)間和認(rèn)知資源投入到工作中, 從而促進(jìn)員工的工作繁榮狀態(tài), 提升員工的工作績效。本文通過對既有相關(guān)文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn), 工作繁榮不僅能促進(jìn)個(gè)體績效, 而且還能提高員工的工作滿意度、留職意愿, 并降低其離職傾向等。因此, 企業(yè)應(yīng)當(dāng)重視和培養(yǎng)員工的工作繁榮狀態(tài)。

第三, 提高領(lǐng)導(dǎo)者管理意識, 增強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)真實(shí)性。企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)培養(yǎng)管理者的真實(shí)性, 讓管理者在和員工的協(xié)同工作過程中, 處理事情公平公正, 尊重員工并與員工溝通流暢, 通過收集處理各種反饋信息, 改善和員工間的認(rèn)知關(guān)系。通過真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)情景的設(shè)計(jì)和企業(yè)人力資源管理實(shí)踐規(guī)則框架的配合, 對下屬的工作狀態(tài)和心理狀態(tài)產(chǎn)生良性作用, 從而提升員工的工作績效, 為企業(yè)營造一個(gè)良好的工作氛圍。

五、局限展望

盡管本研究通過縱向研究設(shè)計(jì)和被調(diào)節(jié)中介作用模型的驗(yàn)證, 揭示了工作繁榮的前因變量WFB-HRM及其對工作績效影響的黑箱機(jī)制, 并考察了真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)邊界條件的調(diào)節(jié)作用。但本研究仍存在以下不足：首先, 研究的跨層次問題。本研究問卷調(diào)查主要收集的是員工對相關(guān)變量的感知, 盡管這種收集方法能夠確保變量間影響的層次一致性和因果一致性。但是由于個(gè)體認(rèn)知的差異性, 現(xiàn)實(shí)中企業(yè)計(jì)劃的人力資源管理實(shí)踐以及部門實(shí)施的人力資源管理實(shí)踐與個(gè)體感知的人力資源管理實(shí)踐還是存在一定偏差的；真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的評價(jià)也會(huì)因個(gè)體領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系質(zhì)量的不同而不同；而這些不同層次的因素均會(huì)影響黑箱機(jī)制和邊界條件結(jié)論的普適性。因此,僅僅考慮個(gè)體層次的自我感知還是存在局限的。因而未來研究可在此方面有所突破, 通過使用不同企業(yè)不同部門的跨層研究來進(jìn)一步闡述其間的黑箱機(jī)制與邊界條件。其次, 本文研究數(shù)據(jù)收集均源自受調(diào)查者的主觀感知評價(jià), 這不可避免地會(huì)產(chǎn)生共同方法偏差問題。盡管本研究已采用檢驗(yàn)方法排除共同方法偏差的影響, 但僅從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析視角無法真實(shí)消除共同方法偏差帶來的影響。因此, 未來研究可采用更為客觀的領(lǐng)導(dǎo)、同事或客觀績效評價(jià)等方法進(jìn)行相關(guān)變量的測量, 從而保證研究結(jié)論的科學(xué)性、嚴(yán)謹(jǐn)性和有效性。

六、研究結(jié)論

本研究揭示了WFB-HRM對員工工作績效積極影響的作用機(jī)制和邊界條件。具體而言, WFB-HRM能夠激發(fā)員工的工作繁榮, 以此提升其工作績效。以上提及的中介作用機(jī)制雖然都尤為重要, 但真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用也不容忽視。員工的工作繁榮和工作績效受到WFB-HRM與真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的交互作用和共同決定, 在高水平真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)下, WFB-HRM對工作繁榮與工作績效的影響作用更強(qiáng), 同時(shí)工作繁榮的中介作用也更強(qiáng)。因而,這并不意味著好的人力資源管理實(shí)踐一定能夠激發(fā)員工的工作繁榮和提升其工作績效,好的人力資源管理實(shí)踐還需要合適的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與之匹配, 兩者的相輔相成彼此和諧, 才能交互協(xié)同相得益彰。這些發(fā)現(xiàn)不僅首次連接了WFB-HRM、真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)與員工的工作繁榮和工作績效等研究領(lǐng)域, 并對其做出理論貢獻(xiàn), 而且還能為工作-家庭平衡型管理實(shí)踐和真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)方式轉(zhuǎn)變提供啟發(fā)。

1.樊景立、鄭伯塤：《華人自評式績效考核中的自謙偏差：題意，謙虛價(jià)值及自尊之影響》，載《中華心理學(xué)刊》，1997年第2期，第103-118頁。

2.谷智馨：《基本心理需要的滿足對員工工作繁榮的影響》，載《科技創(chuàng)新與生產(chǎn)力》，2015年第1期，第40-42頁。

3.韓翼、魏文文：《員工工作繁榮研究述評與展望》，載《外國經(jīng)濟(jì)與管理》，2013年第8期， 第46-62頁。

4.劉健、劉春林、劉潤剛等：《高科技企業(yè)員工彈性工作時(shí)間的績效研究：基于工作自主性的調(diào)節(jié)中介模型》， 載《科技管理研究》，2015年第19期，第119-124頁。

5.劉生敏：《員工權(quán)力距離對其抑制性建言的影響：真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用》，載《中國人力資源開發(fā)》， 2016年第19期，第46-55頁。

6.王震、宋萌、孫健敏：《真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)：概念、測量、形成與作用》， 載《心理科學(xué)進(jìn)展》，2014年第3期，第458-473頁。

7.徐智華：《國外真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)研究述評》, 載《領(lǐng)導(dǎo)科學(xué)》, 2016年第9期,第37-39頁。

8.張伶、聶婷、黃華：《中國情境下家庭親善政策量表的開發(fā)與驗(yàn)證》，載《管理學(xué)報(bào)》，2016年第3期，第395-402頁。

9.張璐、胡君辰、吳泳臻：《真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)對下屬追隨力的影響機(jī)制：信任與領(lǐng)導(dǎo) - 成員交換的作用》，載《中國人力資源開發(fā)》，2015年第21期，第55-64頁。

10.趙富強(qiáng)、羅奎、張光磊、陳耘：《基于資源保存理論工作-家庭沖突對工作績效的影響研究》，載《中國人力資源開發(fā)》，2016年第21期, 第25-33頁。

11.鄒竹峰、楊紫鵬：《真實(shí)型領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為的影響——建言效能感與領(lǐng)導(dǎo)-部屬交換的作用》，載《中國人力資源開發(fā)》，2013年第21期，第41-45頁。

12.劉軍、宋繼文、吳隆增：《政治與關(guān)系視角的員工職業(yè)發(fā)展影響因素探討》，載《心理學(xué)報(bào)》，2008年第2期，第201-209頁。

13.溫忠麟、劉紅云、侯杰泰：《調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)分析》， 教育科學(xué)出版社，2012。

14.Abid G, Zahra I, Ahmed A.Mediated mechanism of thriving at work between perceived organization support, innovative work behavior and turnover intention.Social Science Electronic Publishing, 2016 （4）:297-299.

15.Beauregard T A, Henry L C.Making the link between work-life balance practices and organizational performance.Human Resource Management Review,2009, 19（1）: 9-22.

16.Benach J, Amable M, Muntaner C.The consequences of fl exible work for health: Are we looking at the right place? Journal of Epidemiology and Community Health, 2002, 56 （6）:405-411.

17.Carmeli A, Ben-Hador B, Waldman D A.How leaders cultivate social capital and nurture employee vigor: Implications for job performance.Journal of Applied Psychology, 2009（6）: 1553-1561.

18.Carver C S.Resilience and thriving: Issues, models, and linkages.Journal of Social Issues, 1998, 54（2）:245-266.

19.Cegarra-Leiva D, Sánchez-Vidal M E, Gabriel Cegarra-Navarro J.Understanding the link between work life balance practices and organizational outcomes in SMEs: The mediating effect of a supportive culture.Personnel Review,2012, 41（3）: 359-379.

20.Christine P, Spreitzer G, Gibson C.Thriving at work: Toward its measurement,construct validation, and theoretical re fi nement.Journal of Organizational Behavior,2012, 33（2）:250–275.

21.Christoph N, Alexra M, Karlheinz S.Family–work conflict and job performance: A diary study of boundary conditions and mechanisms.Journal of Organizational Behavior, 2014（3）: 339- 357.

22.Christoph N, Meier L, Sonntag K, and Michel A.The chicken or the egg? A meta-analysis of panel studies of the relationship between work–family con fl ict and strain.Journal of Applied Psychology, 2014, 99（6）:1-16.

23.Cross R.What creates energy in organizations? MIT Sloan Management Review, 2003, 44（4）: 51-56.

24.Eaton S C.If you can use them: Flexibility policies, organizational commitment, and perceived performance.Industrial Relations, 2003, 42（2）:145-167.

25.Eisenberger R, Adornetto M.Generalized self-control of delay and effort.Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51（5）: 1020-1031.

26.Frye N K, Breaugh J A.Family-friendly policies, supervisor support, work–family con fl ict, family–work con fl ict, and satisfaction: A test of a conceptual model.Journal of Business and Psychology, 2004, 19（2）: 197-220.

27.Gardner, W.L., Avolio, B.J., & Walumbwa, F.O.Authentic leadership development: Emergent trends and future directions.Authentic leadership theory and practice: Origins, effects, and development, 2005: 387-406.

28.Grover S L, Crooker K J.Who appreciates family-responsive human resource policies: The impact of family-friendly policies on the organizational attachment of parents and non-parents.Personnel Psychology, 1995, 48（2）: 271-288.

29.Grzywacz J G, Marks N F.Re-conceptualizing the work–family interface:An ecological perspective on the correlates of positive and negative spillover between work and family.Journal of Occupational Health Psychology, 2000, 5（1）: 1111-1136.

30.Halpern D F.How time-flexible work policies can reduce stress, improve health, and save money.Stress and Health, 2005, 21（3）: 157-168.

31.Harrington B, Ladge J J.Work–life integration: Present dynamics and future directions for organizations.Organizational Dynamics, 2009, 38（2）: 148-157.

32.Harrison S H, Wagner D T.Spilling outside the box: The effects of individuals’ creative behaviors at work on time spent with their spouses at home.Academy of Management Journal, 2016, 59（3）: 841-859.

33.Hayes A F.Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: A regression-based approach.Guilford Press, 2013.

34.Higgins C A, Duxbury L E, Irving R H.Work-family conflict in the dualcareer family.Organizational Behavior and Human Decision Processes, 1992, 51（1）:51-75.

35.Hoobler J M, Wayne S J, Lemmon G.Bosses’ perceptions of family-work con fl ict and women’s promotability: Glass ceiling effects.Academy of Management Journal, 2009, 52 （5）: 939 -957.

36.Ilies R, Morgeson F P, Nahrgang J D.Authentic leadership and eudemonic well-being: Understanding leader–follower outcomes.The Leadership Quarterly, 2005,16（3）: 373-394.

37.Ismail H N, Gali N.Relationships among performance appraisal satisfaction,work–family con fl ict and job stress.Journal of Management & Organization, 2017, 23（3）:356-372.

38.Jia L, Shaw J D, Tsui A S, and Par T Y.A social-structural perspective on employee-organization relationships and team creativity.Academy of Management Journal, 2014, 57（3）: 3869-89.

39.Judge T A, Colquitt J A.Organizational justice and stress: the mediating role of work-family con fl ict.Journal of Applied Psychology, 2004, 89（3）: 395-404.

40.Krist S, Robert P J, Mahmoud D.Deviant behavior in retail, when sales associates “Go Bad”! Examining the relationship between the work family interface,job stress, and salesperson deviance.Journal of Retailing and Consumer Services,2014, 21（4）:424-431.

41.Lado A A, Wilson M C.Human resource systems and sustained competitive advantage: A competency based perspective.Academy of Management Review, 1994,19（4）:699-724.

42.Luthans, F , and Avolio , B J.Authentic leadership: A positive developmental approach.In Cameron K S, Dutton J E, and Quinn, R E （Eds.）.Positive organizational scholarship.San F rancisco: Berrett-Koehler, 2003.

43.Magnini V P.Understanding and reducing work-family conflict in the hospitality industry.Journal of Human Resources in Hospitality & Tourism, 2009, 8（2）: 119-136.

44.Marks S R, MacDermid S M.Multiple roles and the self: A theory of role balance.Journal of Marriage and The Family, 1996, 58（2）:417-432.

45.Martens M F J, Nijhuis F J N, Van Boxtel M P J.Flexible work schedules and mental and physical health: A study of a working population with non-traditional working hours.Journal of Organizational Behavior, 1999, 20（1）: 35-46.

46.Muse L, Harris S G, Giles W F.Work-life bene fi ts and positive organizational behavior: is there a connection? Journal of Organizational Behavior, 2008, 29（2）:171-192.

47.Nix G A.Revitalization through self-regulation: The effects of autonomous and controlled motivation on happiness and vitality.Journal of Experimental Social Psychology 1999, 35（3）: 266-284.

48.Nohe C, Meier L L, Sonntag K.The chicken or the egg? A meta-analysis of panel studies of the relationship between work–family con fl ict and strain.Journal of Applied Psychology, 2015, 100（2）: 522-557.

49.Parkes L P, Langford P H.Work–life balance or work–life alignment? A test of the importance of work-life balance for employee engagement and intention to stay in organizations.Journal of Management & Organization, 2008, 14（3）: 267-284.

50.Payne S C, Cook A L, Diaz I.Understanding childcare satisfaction and its effect on workplace outcomes: The convenience factor and the mediating role of workfamily con fl ict.Journal of occupational and organizational Psychology, 2012, 85（2）:225-244

51.Preacher K J, Hayes A F.SPSS and SAS procedures for estimating indirect effects in simple mediation models.Behavior Research Methods, Instruments, &Computers, 2004, 36（4）: 717-731.

52.Ryan R M, Deci E L.Intrinsic and extrinsic motivations: Classic de fi nitions and new directions.Contemporary Educational Psychology, 2000, 25（1）: 54-67.

53.Schaufeli W B.The Measurement of work engagement with a short questionnaire: A cross-national study.Educational and Psychological Measurement,2006, 66（4）:701-716.

54.Sonnentag S, Fritz C.The recovery experience questionnaire: Development and validation of a measure assessing recuperation and unwinding at work.Journal of Occupational Health Psychology, 2007, 12（3）:204-221.

55.Spreitzer G, Porath C L, Gibson C B.Toward human sustainability: How to enable more thriving at work.Organizational Dynamics, 2012, 41（2）: 155-162.

56.Spreitzer G M, Porath C.Enabling thriving at work.Putting positive leadership into action.San Francisco, CA: Barrett-Koehler, 2014.

57.Spreitzer G, Sutcliffe K, Dutton J.A socially embedded model of thriving at work.Organization Science, 2005, 16（5）: 537-549.

58.Swanberg J E.Illuminating gendered organization assumptions: An important step in creating a family-friendly organization: A case study.Community, Work &Family, 2004, 7（1）: 3-28.

59.Tsui A S, Egan T D, O'Reilly III C A.Being different: Relational demography and organizational attachment.Administrative Science Quarterly, 1992, 37（4）: 549-579.

60.Thomas L T, Ganster D C.Impact of family-supportive work variables on work-family con fl ict and strain: A control perspective.Journal of Applied Psychology,1995, 80（1）: 6-15.

61.Thompson C A, Prottas D J.Work-family culture: Key to reducing workforceworkplace mismatch? In Bianchi, S M, Casper, L M, King B R （Eds）.Work, family,health, and well-being, Mahwah, NJ, US: Lawrence Erlbaum Associates Publishers,2005.

62.Van Scotter J R, Motowidlo S J.Interpersonal facilitation and job dedication as separate facets of contextual performance.Journal of Applied Psychology, 1996, 81（5）:525-531.

63.Van Steenbergen E F, Ellemers N.Is managing the work-family interface worthwhile? Bene fi ts for employee health and performance.Journal of Organizational Behavior, 2009, 30（5）: 617-642.

64.Walumbwa F O, Avolio B J, Gardner W L.Authentic leadership: Development and validation of a theory-based measure.Journal of Management, 2008, 34（1）: 89-126.

65.Walumbwa F O, Muchiri M K, Misati E.Fired up to perform: A multilevel examination of antecedents and consequences of thriving at work.Paper Presented at the Annual Meeting of Academy of Management, 2016, Anaheim, California, USA.

66.Walumbwa F O, Wang P, Wang H.Retracted: Psychological processes linking authentic leadership to follower behaviors.The Leadership Quarterly, 2010, 21（5）:901-914.