林叢叢 李秀鳳 張慶紅 王榮松

（1 中國人民大學(xué)商學(xué)院, 北京, 100872）

（2 山東師范大學(xué)商學(xué)院, 濟南, 250014）

1 引言

進入21世紀(jì), 日益復(fù)雜和不確定性的競爭環(huán)境, 使得越來越多的企業(yè)開始采用扁平化的組織結(jié)構(gòu)和靈活性管理模式, 以快速把握住市場機遇, 并及時發(fā)現(xiàn)與解決發(fā)展中的問題。在此時代背景下, 員工被動接受組織安排的傳統(tǒng)工作模式, 已經(jīng)難以適應(yīng)創(chuàng)新發(fā)展的需要。企業(yè)希望員工在完成基本的崗位要求的同時, 主動發(fā)現(xiàn)工作中的風(fēng)險和機會, 并積極尋求改變。主動行為是員工自發(fā)的、面向未來的, 旨在改善個人和環(huán)境的行為（Crant, 2000; Parker,Williams, & Turner, 2006）, 它能夠促進個人職業(yè)發(fā)展（Fuller & Marler, 2009; Wu, Parker, Wu, & Lee, 2018）, 改善管理和領(lǐng)導(dǎo)的有效性（Bateman & Crant,1993; Meijerink,Bosnehles, & Leede, 2018）。盡管主動行為對職業(yè)成功與企業(yè)發(fā)展的積極意義得到了研究者的廣泛認同, 但在現(xiàn)實中,受到傳統(tǒng)管理思想的影響, 很多員工仍傾向于被動地接受工作任務(wù)與安排, 消極地適應(yīng)環(huán)境, 而不愿意尋求改變。因此, 如何有效促進員工的主動行為成為管理者要面臨的重要難題。

鑒于員工主動行為在組織管理中的重要作用, 研究者圍繞其影響因素與形成機制開展了一系列探討, 為推動該領(lǐng)域的研究做出了重要貢獻。但同時也存在一定不足: （1）相關(guān)的影響因素研究集中于個體差異（如個性、動機、知識和能力）和直接工作情境（如工作特征、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和人際氛圍）（胡青, 王勝男, 張興偉, 程斌, 孫宏偉, 2011;Parker, Bindl, & Strauss, 2010）, 卻較少關(guān)注更廣闊的組織情境, 如人力資源管理系統(tǒng)（林葉, 李燕萍, 2016; Batistic,?erne, Ka?e, & Zupic, 2016）。然而 , 人力資源管理系統(tǒng)作為組織正式的管理制度, 在塑造員工積極的工作態(tài)度與行為方面具有重要作用（Boon & Kalshoven, 2014; Den Hartog, Boon, Verburg, & Croon, 2013）。Hong, Liao, Raub和Han（2016）還發(fā)現(xiàn), 組織實施一系列諸如鼓勵員工及時發(fā)現(xiàn)、提出并主動解決工作中問題的人力資源管理實踐,有助于提升主動行為。因此，人力資源管理系統(tǒng)與主動行為的關(guān)系及作用機制仍需進一步探討。（2）現(xiàn)有研究對主動行為形成的探討, 多聚焦于個體動機視角, 如主動動機模型、自我決定理論和期望價值理論等（王大偉 , 李文婷,歐亞萍, 朱曉宇, 胡藝馨, 2017; Parker et al., 2010）, 較少關(guān)注情境資源在其形成過程的作用。而主動行為具有自發(fā)性、前瞻性和改善未來性, 其自發(fā)性決定了, 該行為會受到個體內(nèi)在動機和目標(biāo)的驅(qū)動, 但同時, 其前瞻性和改善現(xiàn)狀性, 預(yù)示了從事主動行為往往會消耗個體資源, 對個體而言具有一定的難度和挑戰(zhàn)性。因此, 除個體動機因素,外部環(huán)境是否有提供了充分的資源和支持促進主動行為,對個體是否會做出主動行為也十分重要。

圖1 本研究的理論模型

綜上, 主動行為的激發(fā), 既與個體特質(zhì)相關(guān), 又會受到外在情境的影響（Parker et al., 2010）, 但現(xiàn)有研究多圍繞其中一方面進行分析（Frese & Fay, 2001）。而從管理實際來看, 同時關(guān)注個體與情境對主動行為的影響, 對于優(yōu)化工作設(shè)計, 改善組織情境, 以及提升組織的有效性, 具有更強的指導(dǎo)意義（Hong et al., 2016; Wu et al., 2018）。據(jù)此,本研究兼顧了組織與個體因素, 擬探討人力資源管理實踐與員工成就目標(biāo)對主動行為的交互影響, 主要研究內(nèi)容和貢獻包括以下三方面。（1）不同于以往人力資源管理系統(tǒng)對員工行為的整體影響研究, 本文從員工成就動機的差異出發(fā), 考察了組織實施的聚焦于個體成長的發(fā)展型人力資源管理實踐, 和聚焦于安全穩(wěn)定的維持型人力資源管理實踐（Korff, Biemann, Voelpel, 2016; Kooij, Jansen, Dikkers, &De Lange, 2013）對員工主動行為的跨層次影響, 從而深化研究者對于人力資源管理實踐與主動行為關(guān)系的認識。（2）探討了員工成就目標(biāo)在這些人力資源管理實踐與員工主動行為關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用, 揭示不同人力資源管理實踐對主動行為影響的邊界條件, 豐富組織情境與個體差異對主動行為的交互影響研究。（3）本研究從資源保存理論的視角, 將組織實施的人力資源管理實踐看作組織賦予個體的工作資源（Boon & Kalshoven, 2014）, 分別探討了發(fā)展型與維持型人力資源管理實踐所提供的不同資源, 在拓展個體思維, 提升個體從事主動行為的能力或資源的作用（即通過增強資源獲取與積累, 促進主動行為）, 以及幫助個體應(yīng)對壓力和降低從事主動行為風(fēng)險的影響（即通過減少資源消耗或成本, 維持主動行為）。同時, 考慮到資源保存理論中資源的價值性與個體目標(biāo)緊密相關(guān), 具有不同成就目標(biāo)的個體，對組織所提供的資源的認知也有所差異。本文結(jié)合成就目標(biāo)理論, 分析了發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐與個體成就目標(biāo)交互, 進而對個體主動行為產(chǎn)生的差異化影響, 為探討主動行為的形成機制提供較為新穎的理論解讀。

2 理論背景與研究假設(shè)

2.1 發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐

隨著資源有限性的發(fā)展和管理精細化程度的提升, 人力資源管理逐漸走向精益化和差異化（Becker, Huselid, &Beatty, 2009; Nishii, Khattab, Shemla, & Paluch, 2018）。 為了充分利用和開發(fā)人力資本的價值, 提高企業(yè)管理的效率與效果, 企業(yè)對具有不同戰(zhàn)略價值的員工采取差異化管理模式（Kowalski & Loretto, 2017; Lepak & Snell, 1999）。同時, 作為人力資源管理實踐體驗者的員工在人口統(tǒng)計特征和目標(biāo)等方面存在廣泛差異, 對相同人力資源管理實踐的感知也各不相同（Jiang, Hu, Liu, & Lepak, 2017; Liao, Toya,Lepak, & Hong, 2009）, 如果忽略這種差異, 可能難以全面揭示人力資源管理實踐對員工的影響過程（Nishii &Wright, 2008）。

因此, 有研究根據(jù)個體生命發(fā)展周期內(nèi)目標(biāo)、動機變化觀點, 即隨著年齡的增長, 個體的成長、發(fā)展動機逐漸減弱, 而安全、穩(wěn)定的動機逐漸增強, 將人力資源管理系統(tǒng)劃分為兩種構(gòu)型: 發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐（Korff et al., 2016; Kooij et al., 2013）。發(fā)展導(dǎo)向的實踐主要指, 能夠為員工達成更高的目標(biāo)（如績效提升、職業(yè)發(fā)展）而提供資源與支持的實踐, 包括培訓(xùn)開發(fā)、輪崗、細致遴選和參與管理等。維持導(dǎo)向的實踐主要指, 能夠幫助員工（尤其是面臨挑戰(zhàn)性工作任務(wù)的情境時）維持現(xiàn)有績效水平或降低資源損失而提供保障的實踐, 包括團隊工作、工作安全和薪酬福利等。這兩種人力資源管理構(gòu)型兼顧了組織管理和個體差異性, 對員工態(tài)度、行為具有不同的影響（Korff et al., 2016）。本研究接下來將重點探討這兩種人力資源管理實踐構(gòu)型對員工主動行為的影響與邊界條件。

2.2 人力資源管理實踐構(gòu)型對員工主動行為的影響

資源保存理論認為, 資源損失會導(dǎo)致個體壓力和焦慮體驗, 資源獲取和保存則有利于個體抵御工作壓力的侵蝕,并為其獲取更多的資源創(chuàng)造有利條件（Hobfoll, 1989）。因此, 個體總是努力獲取和保存有價值的資源, 前瞻性的資源投資（resource investment of proactive coping）是個體應(yīng)對壓力和獲取資源的重要途徑。為了獲取和積累更多的資源, 擁有較多的資源個體, 更愿意做出資源投資行為, 而擁有較少資源的個體為了保存自身資源, 傾向于減少資源消耗或避免資源投入（Hobfoll, 2001）。

主動行為是一種旨在改變或改善組織情境或個體自身的, 未來導(dǎo)向的行為, 具有自發(fā)性、變革性和前瞻性（Parker et al., 2006）。其中, 前瞻性或改善未來性, 反映了主動行為對于個體而言是一種預(yù)先的資源投入, 這種投資預(yù)示未來可能會對組織或員工產(chǎn)生積極效用。但同時, 變革性或挑戰(zhàn)現(xiàn)狀性也預(yù)示了員工從事主動行為會面臨壓力和風(fēng)險, 從而導(dǎo)致個體現(xiàn)有資源的損失（Strauss, Parker, &O'Shea, 2017）。結(jié)合資源保存理論, 個體在工作場所中的資源狀況對主動行為具有重要影響, 充足的能量或資源,有利于幫助個體應(yīng)對壓力, 并拓展個體思維, 增強認知的靈活性, 對于激發(fā)個體的主動行為具有積極作用（Wu &Parker, 2011）。積極的情境還為促進個體的活力、心流體驗、奉獻以及安全感提供了必要的資源與條件,有助于激發(fā)個體設(shè)置并達成主動行為目標(biāo)（Batistic et al., 2016）。

在工作情境中, 有價值的資源是指能夠幫助個體完成工作, 降低工作要求引發(fā)的生理和心理耗竭, 并促進個人成長與發(fā)展的各個方面, 包括社交支持（如同事支持、上級支持等）和工作控制（如工作自主、參與決策和工作安全等）（Demerouti & Bakker, 2011; Halbesleben, Neveu, &Paustian-Underdahl, 2014）。來自組織系統(tǒng)的支持, 如人力資源管理實踐, 可以視為組織為員工提供的一種工作資源,用以幫助員工更好地實現(xiàn)工作目標(biāo), 并促進工作投入（胡斌, 毛艷華, 2017; Boon & Kalshoven, 2014）。具體而言:發(fā)展型人力資源管理實踐, 是促進員工的能力提升和職業(yè)發(fā)展的重要組織資源, 對員工主動行為具有積極影響。如參與管理、申訴與抱怨程序等實踐, 允許員工對組織決策具有一定的自主性和影響力, 有助于激發(fā)員工主動改善工作環(huán)境的行為（Bindl & Parker, 2011; Grant & Ashford,2008）; 培訓(xùn)開發(fā)、輪崗和信息分享等, 能夠顯著提升員工的工作技能, 高工作能力又有助于提高個體工作績效與自我效能感（杜旌, 李難難, 龍立榮, 2014; Kuvaas, 2008）,進而幫助員工獲取到更高的薪酬, 更好的職位或更多的上級支持。研究發(fā)現(xiàn), 工作勝任、工作自主性（Wu, Deng, &Li, 2018）、 自我效能（Parker et al., 2006）和上級支持（Wu& Parker, 2017）能夠顯著提升員工的主動行為。因此, 根據(jù)資源保存理論, 發(fā)展型人力資源管理實踐有助于促進個體資源獲取與積累, 在此管理情境下, 個體會擁有較多的資源, 從而更可能做出主動行為。

另外, 研究發(fā)現(xiàn), 工作壓力和要求作為負向的工作特征, 會消耗個體資源（Demerouti & Bakker, 2011）。從資源保存理論來看, 經(jīng)歷資源損失的個體, 對可能產(chǎn)生較多資源消耗的行為會保持防御態(tài)度（Hobfoll, 2001）。對此, 維持型人力資源管理實踐, 旨在幫助員工更好地應(yīng)對工作壓力或挑戰(zhàn)性環(huán)境, 有助于降低個體資源損失, 從而減少員工從事主動行為的后顧之憂。如鼓勵團隊工作、維持公平、靈活的工作時間, 有利于降低過高的工作要求（如工作超負荷、時間壓力等）和消極工作事件（如不公正對待）對員工的負面影響; 工作安全與長期導(dǎo)向的薪酬福利, 有助于增加員工的心理安全感, 降低主動行為導(dǎo)致的資源消耗預(yù)期（Batistic et al., 2016）。因此, 盡管維持型人力資源管理實踐沒有直接促進個體資源的獲取與增加, 但是它有利于資源的維持和保存, 對激發(fā)個體的主動行為起到一定的保障作用。綜上, 提出如下假設(shè):

H1: 發(fā)展型人力資源管理實踐對主動行為有顯著正向影響。

H2: 維持型人力資源管理實踐對主動行為有顯著正向影響。

2.3 員工積極成就目標(biāo)在人力資源管理實踐構(gòu)型與主動行為之間的調(diào)節(jié)作用

成就目標(biāo)理論認為, 個體存在兩種類型的目標(biāo), 即學(xué)習(xí)目標(biāo)（learning goal）和表現(xiàn)目標(biāo)（performance goal）（工作情境中稱為績效目標(biāo)）（Dweck & Leggett, 1988）,績效目標(biāo)又分為績效追求目標(biāo)和績效規(guī)避目標(biāo)（Elliot &Harackiewicz,1996）。學(xué)習(xí)目標(biāo)是指個體努力追求學(xué)習(xí)與挑戰(zhàn), 以促進能力提升與發(fā)展, 績效追求目標(biāo)是指個體希望表現(xiàn)出優(yōu)于他人的能力, 以獲得社會稱許, 而績效規(guī)避目標(biāo)則指個體盡量避免展現(xiàn)出較低的工作能力, 以規(guī)避負面評價。因此, 學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)反映了個體對自身能力發(fā)展和績效表現(xiàn)的積極態(tài)度與行為傾向, 被統(tǒng)稱為高成就動機或積極的成就目標(biāo)（Durik & Harackiewicz,2003; Harackiewicz & Elliot, 1993）。研究發(fā)現(xiàn), 具有積極成就目標(biāo)的員工, 為了獲取并掌握新的工作技能, 或者獲得他人對自己能力的積極評價, 會在工作場所中表現(xiàn)出更多的主動行為（如主動學(xué)習(xí), 尋求挑戰(zhàn), 努力獲取資源支持和績效反饋等）（Crant, 2000; Chiaburu, Marinova, &Lim, 2007）。同時, 個體目標(biāo)也會與情境因素發(fā)生交互,并通過影響目標(biāo)的實現(xiàn), 來促進主動行為（Crant, 2000;Parker et al., 2010）。本研究主要關(guān)注個體的積極成就目標(biāo), 并探討其與人力資源管理實踐對員工主動行為的交互影響。

根據(jù)資源保存理論, 個體傾向于獲取和保存有價值的資源, 如一系列物質(zhì)、條件、能量或個體特質(zhì)等（Hobfoll,1989）。但由于個體特質(zhì)的差異（如認知或目標(biāo)）, 人們對壓力源或資源損失的評價存在差異（Hobfoll, 1989）,從而影響他們對待不同資源態(tài)度。Halbesleben等（2014）認為, 資源是能夠幫助個體實現(xiàn)目標(biāo)或滿足心理需要的一系列重要因素, 其對個體目標(biāo)實現(xiàn)或需要滿足的積極作用越大, 在個體資源庫中的重要性和價值性就越大。因而,這些資源的獲取或保存對個體行為的促進與激發(fā)作用將越大。

將上述邏輯擴展到人力資源管理中, 本研究認為, 員工的積極成就目標(biāo)越高, 發(fā)展型人力資源管理實踐與主動行為之間的關(guān)系越強。具體而言: 當(dāng)員工的學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)較高時, 發(fā)展型人力資源管理實踐的內(nèi)容（如培訓(xùn)、內(nèi)部晉升等）更符合這些員工對于職業(yè)發(fā)展和績效提升的心理訴求, 相應(yīng)地他們越能感知到這些實踐的價值性與重要性。結(jié)合前文對資源投資的論述, 在發(fā)展型人力資源管理實踐中, 具有高學(xué)習(xí)目標(biāo)和高績效追求目標(biāo)的員工更容易獲取和積累重要資源, 從而為其從事更多的主動行為創(chuàng)造有利條件。相反, 對于學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)較低（回避能力發(fā)展和績效挑戰(zhàn)）的員工而言, 發(fā)展型人力資源管理實踐所提供的資源（促進個體能力發(fā)展和績效提升）的價值性可能大打折扣, 甚至反而被知覺為一種資源負擔(dān)或資源消耗, 并削弱其對主動行為的積極作用。例如, 廣泛培訓(xùn)和績效評估實踐, 可能會對積極成就目標(biāo)較低的員工產(chǎn)生一定的心理壓力, 當(dāng)員工為了處理這些壓力而努力進行自我調(diào)節(jié)時, 實際的資源損失就會發(fā)生。根據(jù)資源保存理論, 經(jīng)歷資源損失的個體, 傾向于對外界采取防御性的措施, 如降低資源消耗和投入（Hobfoll, 2001）,從而對主動行為產(chǎn)生負向影響?？傮w來看, 當(dāng)員工的學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)較低時, 發(fā)展型人力資源管理實踐可能難以起到激發(fā)員工主動行為的作用。

另外, 本研究還預(yù)期, 員工積極成就目標(biāo)越高, 維持型人力資源管理實踐與主動行為之間的關(guān)系越弱。這主要因為, 維持型人力資源管理實踐, 如工作保障、鼓勵團隊工作和集體主義、公平等, 雖然有助于員工在挑戰(zhàn)性的環(huán)境下維持現(xiàn)有的績效和資源水平, 為工作穩(wěn)定和團隊和諧提供了制度保障, 但不能直接促進員工的成長發(fā)展和績效提升。所以, 這些實踐對個體學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)實現(xiàn)的作用較小, 加之維持型人力資源管理實踐旨在維持個體的現(xiàn)有資源, 對資源積累或資源增益的直接作用不明顯, 總體而言, 這種人力資源管理構(gòu)型可能對高成就動機員工的主動行為的影響較小。相反, 具有較低的積極成就目標(biāo)的員工傾向于回避能力評價與績效挑戰(zhàn)（Durik &Harackiewicz, 2003）, 維持型人力資源管理實踐所強調(diào)的維持與穩(wěn)定與其心理訴求較為一致。盡管這些實踐并未給個體帶來更多的資源, 但是對于這些員工而言, 其至少符合了他們心理預(yù)期, 并且在資源維持方面, 為個體從事主動行為提供一定的保障與支持。綜上, 提出如下假設(shè):

H3: 員工積極成就目標(biāo)(a學(xué)習(xí)目標(biāo), b績效追求目標(biāo))正向調(diào)節(jié)了發(fā)展型人力資源管理實踐與主動行為的關(guān)系。當(dāng)學(xué)習(xí)目標(biāo)或績效追求目標(biāo)較高時, 二者之間的關(guān)系較強,當(dāng)學(xué)習(xí)目標(biāo)或績效追求目標(biāo)較低時, 二者之間的關(guān)系不顯著。

H4: 員工積極成就目標(biāo)(a學(xué)習(xí)目標(biāo), b績效追求目標(biāo))負向調(diào)節(jié)了維持型人力資源管理實踐與主動行為的關(guān)系。當(dāng)學(xué)習(xí)目標(biāo)或績效追求目標(biāo)較高時, 二者之間的關(guān)系不顯著, 當(dāng)學(xué)習(xí)目標(biāo)或績效追求目標(biāo)較低時, 二者之間的關(guān)系較強。

3 研究方法

3.1 樣本和數(shù)據(jù)收集

本研究數(shù)據(jù)來自國內(nèi)一家高新技術(shù)企業(yè), 該企業(yè)在全國31個省設(shè)有分支機構(gòu)。在獲得企業(yè)高層領(lǐng)導(dǎo)的支持下,研究者從全國東部、中部和西部的6個省份中隨機選擇了74家分支機構(gòu), 并邀請了74名部門主管和492名員工參與此次調(diào)研。為降低同源偏差, 調(diào)研以主管-員工配對問卷的方式進行。在調(diào)查之前, 研究者事先與總部的人力資源經(jīng)理取得聯(lián)系, 在確定調(diào)查對象后, 據(jù)此進行了問卷編碼。正式調(diào)查中, 研究者邀請部門主管根據(jù)其在組織工作的體驗以及對下屬員工的觀察, 對企業(yè)人力資源管理情況和員工主動行為進行評價。同時, 邀請對應(yīng)的員工對自身的成就目標(biāo)進行評價。經(jīng)過對回收問卷的初步篩選, 研究者共得到有效配對的主管問卷64份, 員工問卷434份（平均每個機構(gòu)有1名主管和6.78名員工）, 有效回收率分別為86.5%和88.2%。人口統(tǒng)計學(xué)特征（1）主管: 男性占68.8%, 女性占31.2%; 任領(lǐng)導(dǎo)崗位的平均年限為6.03（SD= 5.78）, 其中, 2年以內(nèi)占28.1%, 2-5年占26.6%, 5-10年占21.9%, 10年以上占23.4%; （2）員工: 男性占46.1%,女性占53.9%; 平均年齡為35.77（SD = 8.11）; 教育程度高中及以下占14.3%, 大專占38%, 本科占44.9%, 碩士占2.5%, 博士占0.2%; 平均工作年限為12.66（SD = 9.68）,其中, 2年以內(nèi)占9.7%, 3-5年占19.4%, 5-10年19.8%, 10年以上占51.1%。

3.2 變量測量

研究變量均運用國內(nèi)外引用率較高的成熟量表進行測量, 通過回譯的方法對英文量表完成英漢轉(zhuǎn)換。所有量表均以Likert-5點計分（1表示“完全不符”; 5表示“完全符合”）。

發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐。采用Korff等（2016）編制的量表, 共11個題項, 其中發(fā)展型人力資源管理實踐包括, 嚴(yán)格甄選、培訓(xùn)、績效評估、激勵性薪酬、內(nèi)部晉升、信息分享、參與管理、申訴和抱怨程序; 維持型人力資源管理實踐包括雇傭安全、薪酬福利和靈活工作實踐。具體題項如“企業(yè)為員工提供了廣泛的培訓(xùn)項目”, “員工可以靈活安排自己的工作時間”。本研究中兩種人力資源管理構(gòu)型量表的Cronbach's α值分別為0.70和0.71。

績效追求目標(biāo), 采用Baranik, Barron和Finney（2007）開發(fā)的量表, 共4個題項, 如“在工作中, 我愿意表現(xiàn)出我能比同事做得更好”。本研究中量表的Cronbach's α值為0.87。

主動行為。采用Parker等（2006）開發(fā)的量表, 共8個題項, 如“員工會向經(jīng)理、主管或其他人提出改進意見”。本研究中量表的Cronbach's α值為0.89。

控制變量。控制了主管的年齡、領(lǐng)導(dǎo)任職年限和員工性別、年齡、教育程度、工作年限。另外, 根據(jù)以往研究 （Wu& Parker, 2017）, 本研究還控制了主動性人格、工作自主性,以排除重要的個體特質(zhì)、工作特征和人際環(huán)境對主動行為的影響。其中, 主動性人格, 根據(jù)Parker等（2006）的研究選擇了Bateman和Crant（1993）量表中的4個題項測量, 如“我非常擅長識別機會”。工作自主性采用Spreitzer（1995）的3題項量表測量, 如“我有重大的自主權(quán)決定自己怎樣工作”。本研究中兩個量表的Cronbach's α值均為0.89。

3.3 統(tǒng)計分析

本研究同時包含分支機構(gòu)和個體兩個層次的變量, 且個體數(shù)據(jù)嵌套于機構(gòu)之中, 我們借助Mplus 6.0軟件的多層次結(jié)構(gòu)方程模型（multilevel structural equation modeling,MSEM）進行假設(shè)檢驗。與傳統(tǒng)的多層次線性分析（hieratical linear modeling, HLM）相比, 多層次結(jié)構(gòu)方程模型可以同時檢驗跨層次調(diào)節(jié)和被中介的調(diào)節(jié)作用, 并得到更為穩(wěn)健的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤估計（Preacher, Zyphur, & Zhang,2010）。為準(zhǔn)確區(qū)分組內(nèi)和組間差異, 本研究將組織層面的變量（如發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐）進行總均值中心化, 個體層面的變量（員工成就目標(biāo)、主動行為）進行了組均值中心化處理, 在控制組間交互作用的基礎(chǔ)上,得到研究所關(guān)心的組內(nèi)跨層次交互作用（Enders & Tof i ghi,2007; Hofmann & Gavin, 1998）。

4 研究結(jié)果

4.1 驗證性因子分析

研究者運用Mplus 6.0軟件對研究假設(shè)變量進行了驗證性因素分析。表1所示的結(jié)果表明, 四因素模型的數(shù)據(jù)擬合良好（χ2/df= 3.43, CFI = 0.96, TLI = 0.95, RMSEA =0.07, SRMR = 0.05）, 且顯著優(yōu)于其他替代模型, 因此, 本研究變量的區(qū)分效度良好, 不存在顯著的同源偏差。

表1 驗證性因素分析結(jié)果

4.2 描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

表2顯示了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和Cronbach's α 值。

4.3 假設(shè)檢驗

在假設(shè)檢驗之前, 為驗證本研究數(shù)據(jù)是否適合多層次分析, 我們通過零模型計算了因變量的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC1。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 主動行為（ICC1 = 0.16）具有顯著的組間變異量, 可以進行多層次分析。

表3顯示了運用結(jié)構(gòu)方程模型進行假設(shè)檢驗的路徑系數(shù)。結(jié)果表明, 將兩種人力資源管理實踐構(gòu)型同時納入到模型后, 發(fā)展型人力資源管理實踐對主動行為有顯著正向影響（β= 0.43,p＜ 0.01）; 維持型人力資源管理實踐對主動行為的正向影響顯著（β= 0.13,p＜ 0.05）。因此, H1和H2均得到支持。

此外, 跨層次交互效應(yīng)的檢驗結(jié)果表明, 發(fā)展型人力資源管理實踐與員工學(xué)習(xí)目標(biāo)（β= 0.33,p＜ 0.05）、績效追求目標(biāo)（β= 0.39,p＜ 0.05）對主動行為的正向交互作

11月19日中國尿素出口價格指數(shù)（CNEI）為1983.93點，環(huán)比下跌6.77點，跌幅為0.34%；比基期上漲124.93點，漲幅為6.72%。

用顯著。并且簡單坡度分析以及調(diào)節(jié)效應(yīng)圖2顯示, 當(dāng)學(xué)習(xí)目標(biāo)較高（+1SD）時, 發(fā)展型人力資源管理實踐對主動行為具有顯著正向影響（simple slope = 0.66,p＜ 0.001）,而當(dāng)學(xué)習(xí)目標(biāo)較低（-1SD）時, 發(fā)展型人力資源管理實踐對主動行為的影響不顯著（simple slope = 0.19,ns）。調(diào)節(jié)效應(yīng)圖3顯示, 當(dāng)績效追求目標(biāo)較高（+1SD）時, 發(fā)展型人力資源管理實踐對主動行為具有顯著正向影響（simple slope = 0.69,p＜ 0.001）, 而當(dāng)績效追求目標(biāo)較低（-1SD）時 ,發(fā)展型人力資源管理實踐對主動行為的影響不顯著（simple slope = 0.16,ns）, 由此, H3a和H3b均得到支持。

表2 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

表3 主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的路徑分析結(jié)果

同時, 維持型人力資源管理實踐與員工學(xué)習(xí)目標(biāo)對主動行為的負向交互作用不顯著（β= –0.14,p＞ 0.05）, H4a未得到支持。維持型人力資源管理實踐與員工績效追求目標(biāo)對主動行為的負向交互作用顯著（β= –0.28,p＜ 0.05）,并且簡單坡度分析以及調(diào)節(jié)效應(yīng)圖4顯示, 當(dāng)績效追求目標(biāo)較高（+1SD）時, 維持型人力資源管理實踐對主動行為的影響未達到顯著水平（simple slope = -0.06,ns）, 而當(dāng)績效追求目標(biāo)較低（-1SD）時, 維持型人力資源管理實踐對主動行為具有顯著的正向影響（simple slope = 0.36,p＜0.01）, H4b得到支持。

圖2 員工學(xué)習(xí)目標(biāo)對發(fā)展型人力資源管理實踐-主動行為的調(diào)節(jié)作用

圖3 員工績效追求目標(biāo)對發(fā)展型人力資源管理實踐-主動行為的調(diào)節(jié)作用

圖4 員工績效追求目標(biāo)對維持型人力資源管理實踐-主動行為的調(diào)節(jié)作用

5 研究討論與結(jié)論

本研究重點探討了人力資源管理實踐與員工主動行為的關(guān)系, 深入考察了不同人力資源管理實踐構(gòu)型對主動行為的影響與邊界條件。研究發(fā)現(xiàn), 發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐對員工主動行為的影響存在顯著差異, 發(fā)展型人力資源管理實踐, 能夠顯著提升高學(xué)習(xí)目標(biāo)和高績效追求目標(biāo)員工的主動行為, 對這兩類成就目標(biāo)較低的員工的主動行為的影響不顯著, 維持型人力資源管理實踐則僅對績效追求目標(biāo)較低的員工的主動行為具有積極作用。主要理論貢獻和實踐啟示如下:

5.1 理論貢獻

第一, 現(xiàn)有影響主動行為的情境研究, 普遍聚焦于工作特征、組織氛圍, 而較少從組織管理角度, 考察人力資源管理實踐與員工主動行為的關(guān)系。盡管早有研究指出了二者之間關(guān)系研究的重要性（Parker & Collins, 2010）, 但是從所掌握的文獻來看, 僅有少數(shù)研究關(guān)注這一問題（e.g.,林葉 , 李燕萍 , 2016; Batistic et al., 2016; Hong et al., 2016）。在控制以往研究強調(diào)的重要工作特征和個體差異變量的影響后, 本研究分析并驗證了發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐對主動行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 兩種類型的實踐都與員工主動行為顯著正相關(guān), 而且通過事后對比二者對主動行為變異的解釋量和影響路徑系數(shù)還發(fā)現(xiàn), 分別將兩種類型的實踐放入研究模型時, 發(fā)展型人力資源管理實踐對員工主動行為的組間變異的解釋量（R2= 0.40,β= 0.53）, 比維持型人力資源管理實踐的更大（R2= 0.26,β= 0.25）, 并且將二者同時納入研究模型后, 發(fā)展型人力資源管理實踐的預(yù)測效應(yīng)仍然顯著高于維持型（Δβ= 0.29）。這與資源保存理論對個體資源投資行為（如主動行為）的預(yù)測基本一致。發(fā)展型實踐能夠拓展個體思維, 增強個體從事主動行為的能力, 對于提升主動行為的直接作用顯著, 而維持型實踐旨在幫助個體應(yīng)對壓力, 減少或規(guī)避從事主動行為風(fēng)險, 盡管為個體從事主動行為提供了保障, 但對于提升主動行為的直接作用可能有限。相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)不同人力資源管理實踐（如承諾型、控制型; 發(fā)展型與維持型）對員工的組織承諾、工作績效、工作滿意度（Korff et al.,2016; Kooij et al., 2013）、主動行為（Batistic et al., 2016）的影響存在顯著差異。因此, 本研究不僅從組織管理角度,拓展了員工主動行為的前因研究, 還深化了不同人力資源管理構(gòu)型對員工行為的差異化影響的認識。

第二, 以往研究普遍單獨考察情境或個體因素對主動行為的影響, 本研究從組織情境與個體因素交互視角, 揭示了發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐對成就目標(biāo)水平不同的員工的主動行為影響及邊界條件。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 盡管總體而言, 發(fā)展型和維持型人力資源管理實踐對員工主動行為都有顯著正向影響, 但是在考慮員工成就目標(biāo)水平的差異后, 發(fā)展型人力資源管理實踐對學(xué)習(xí)目標(biāo)或績效追求目標(biāo)較高的員工的主動行為有顯著正向影響, 而維持型人力資源管理實踐對績效追求目標(biāo)較低的員工的主動行為有顯著正向影響。此外, 在本研究中學(xué)習(xí)目標(biāo)在維持型實踐與員工主動行為之間未起到顯著的調(diào)節(jié)作用, 這可能是因為學(xué)習(xí)目標(biāo)主要源于個體的內(nèi)部動機, 不論維持型實踐是否為其規(guī)避了從事主動行為風(fēng)險, 個體都較少愿意做出改變現(xiàn)狀的主動行為。本研究結(jié)論支持了在員工主動行為的影響研究中, 同時考察不同因素之間交互效應(yīng)的重要性。類似地, 新近的研究也發(fā)現(xiàn), 在不同工作特征（工作自主或任務(wù)依賴）情境下, 員工的自我概念（獨立或相互依賴）會分別激發(fā)不同導(dǎo)向的主動行為（個人職業(yè)導(dǎo)向或工作單位導(dǎo)向）（Wu et al., 2018）。在低集體（或低市場定價）氛圍下, 承諾型（或控制型）人力資源管理實踐對員工主動行為有顯著正向影響, 而在高集體（或高市場定價）氛圍下對員工主動行為有顯著負向影響。因此, 本研究豐富了不同因素對員工主動行為的交互影響研究, 也為未來人力資源管理研究, 結(jié)合個體差異分析最大化組織管理的效率與效果提供了一定啟發(fā)。

第三, 以往研究發(fā)現(xiàn), 個體目標(biāo)定向、內(nèi)在動機是激發(fā)主動行為的內(nèi)在原因與動力（reason do）（Chiaburu et al., 2007）, 同時積極工作情境或個體特征所帶來的能量或資源, 賦予了員工從事主動行為的能力（can do）（Wu &Parker, 2011）?，F(xiàn)有解釋員工主動行為的理論（如自我決定理論、期望理論等）, 多探討個體目標(biāo)、動機或預(yù)期的損益評估, 對該行為的影響, 較少同時考慮二者對主動行為的交互影響, 而且對積極能量或資源的關(guān)注集中在個體、工作或領(lǐng)導(dǎo)因素（如自我效能感、工作勝任、工作自主性和領(lǐng)導(dǎo)支持等）, 較少考慮組織情境因素。本研究在資源保存理論框架下, 借鑒Halbesleben等（2014）對“資源”的內(nèi)涵與價值的觀點（即資源的價值在于其滿足個體需要和促進目標(biāo)實現(xiàn)的程度）, 從資源獲取、保存（can do）與個體目標(biāo)（reason do）交互視角, 分析并驗證了不同組織管理實踐對個體目標(biāo)實現(xiàn)的價值與效用（發(fā)展型實踐促進個體的資源獲取與資源增益, 符合具有高學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)的員工的心理訴求; 維持型實踐為員工維持現(xiàn)有資源提供保障, 符合低績效追求目標(biāo)員工的心理預(yù)期）對主動行為的影響。研究結(jié)論, 拓展了資源保存理論在主動行為研究中的應(yīng)用, 并深化資源與主動行為之間關(guān)系的認識。

5.2 實踐啟示

雖然員工主動行為有助于促進個人與企業(yè)的持續(xù)發(fā)展, 但其基于個體自主性與自發(fā)性, 并且其背后的努力往往是看不見的, 這導(dǎo)致組織即使發(fā)現(xiàn)員工主動性缺少, 也較難從正式的制度、規(guī)章方面要求員工更主動地工作。本研究發(fā)現(xiàn), 在人力資源管理中, 充分考慮員工成就目標(biāo)的差異性, 并從組織管理方面為促進個體目標(biāo)實現(xiàn)提供不同的資源, 有助于增加員工對組織資源的感知, 從而激發(fā)員工主動行為。因此, 為優(yōu)化人力資源管理的效率與效果,在對員工進行差異化管理時, 組織除了需要考慮以往差異化管理研究所強調(diào)的個體能力和貢獻因素外（Lepak &Snell, 1999）, 還應(yīng)該重視個體內(nèi)在成就目標(biāo)的差異, 對于具有高學(xué)習(xí)目標(biāo)和高績效追求目標(biāo)的員工, 更多地實施發(fā)展型人力資源管理實踐, 并通過為這些提供有利于其目標(biāo)實現(xiàn)的資源與支持, 從而提升從事主動行為的能力; 對績效追求目標(biāo)較低的員工, 注重維持型人力資源管理實踐對于保障個體現(xiàn)有資源的作用, 降低員工從事主動行為的成本或減少員工從事主動行為的顧慮, 從而增加其主動行為的可能。

5.3 不足和未來研究方向

第一, 企業(yè)的人力資源管理實踐和員工的成就目標(biāo)水平, 會隨時間推移而發(fā)生變化, 本文通過橫截面數(shù)據(jù)檢驗研究模型可能存在局限。未來可借鑒Liu, Mitchell,Lee, Holtom和Hinkin（2012）的縱向研究思路（e. g.,trajectory）, 深入揭示隨著員工成就目標(biāo)水平的變化, 不同人力資源管理實踐與員工主動行為的關(guān)系及其變化規(guī)律。

第二, 以往研究發(fā)現(xiàn)績效導(dǎo)向和維持導(dǎo)向的人力資源管理實踐, 通過不同的作用機制（情感承諾、持續(xù)承諾）對工作績效產(chǎn)生影響（Gong, Law, Chang, & Xin, 2009）,而且這兩種人力資源管理實踐與企業(yè)所有制類型對個體工作技能、創(chuàng)新績效具有顯著的三重交互作用（Liu, Gong,Zhou, & Huang, 2017）。盡管本研究分別考察了發(fā)展型或維持人力資源管理實踐與個體成就目標(biāo)對員工主動行為的交互影響, 但沒有考察這種影響的中介機制, 以及發(fā)展型實踐、維持型實踐和員工成就目標(biāo)或者其他組織層面變量（如組織氛圍, Batistic et al., 2016）對主動行為的三重交互影響。未來研究可從這些方面進一步拓展, 可能會發(fā)現(xiàn)更多有益的研究結(jié)論。

第三, 盡管本研究在分別單獨考察學(xué)習(xí)目標(biāo)或績效追求目標(biāo)在研究模型中的調(diào)節(jié)作用, 但是沒有關(guān)注員工的績效規(guī)避目標(biāo), 而且同一員工的學(xué)習(xí)目標(biāo)和績效追求目標(biāo)水平可以有兩種不同組合（即高, 低或低, 高）, 而本研究沒有對此進行分析與檢驗。未來可通過多項式回歸（polynomial regression）和響應(yīng)面分析（response surface methodology）（Edwards & Parry, 1993）, 進一步考察兩種人力資源管理構(gòu)型對不同學(xué)習(xí)目標(biāo)與績效追求/規(guī)避目標(biāo)水平組合的員工主動行為的影響。