員工感知的高績效工作系統(tǒng)對員工績效的影響
——基于鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷姆治?/h1>
2021-03-12 07:40:22周禮沈康
科技與經(jīng)濟(jì) 2021年1期
周 禮 沈 康
(1 浙江工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，杭州 310023；2 浙江工業(yè)大學(xué)社會科學(xué)研究院，杭州 310023)
0 引 言
黨的十九屆五中全會指出，國際環(huán)境日趨復(fù)雜，不穩(wěn)定性不確定性明顯增加。而國內(nèi)市場主體內(nèi)部存在不同程度的“內(nèi)卷化”，“狼性文化”“996”“007”加班文化等使員工被“物化”的情況日益嚴(yán)重，員工的時(shí)間、精力等個(gè)人資源分配問題越來越突出，家庭與工作、個(gè)人休息與加班趕工之間的矛盾顯得尤為尖銳。這些企業(yè)文化和管理措施可能會過度消耗員工個(gè)人資源，不利于員工績效的提升。
根據(jù)社會心理學(xué)，社會刺激通過社會心理對社會行為產(chǎn)生影響。在企業(yè)管理中，不合理的企業(yè)文化和管理措施能引起員工情緒耗竭，進(jìn)而誘發(fā)員工反生產(chǎn)行為，降低員工績效。根據(jù)工作要求-資源(JD-R)模型，當(dāng)工作資源超過工作要求時(shí)，員工產(chǎn)生積極心態(tài)，采取積極行動(dòng)[1]。高績效工作系統(tǒng)(High Performance Work System，簡稱HPWS)可以消除不良刺激的負(fù)面影響，為員工營造良好的工作氛圍、提供更多的工作資源，由此降低員工產(chǎn)生情緒耗竭、實(shí)施反生產(chǎn)行為的可能性，保證員工績效。
當(dāng)前的HPWS研究中，大多從HPWS帶來積極影響的角度討論其對員工績效的影響，而從HPWS消除或減弱不良刺激因素負(fù)面影響的角度來探討其對員工績效的促進(jìn)作用的研究還不多，因此對員工感知的HPWS減少員工負(fù)面情緒和行為的作用進(jìn)行研究顯得尤為必要。本文將基于JD-R模型，從理論和實(shí)證角度出發(fā)，探討員工感知的HPWS對于保障和提高員工績效的作用，以期揭示HPWS與績效之間的中介“黑箱”，為企業(yè)人力資源管理理論和實(shí)踐提供有價(jià)值的啟示。
1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)
1.1 員工感知的HPWS對員工績效的影響
高績效工作系統(tǒng)(HPWS)是指一系列以提高組織績效為目標(biāo)的人力資源管理實(shí)踐集，員工感知的HPWS表示HPWS是否得到員工較為準(zhǔn)確清晰的感知和理解，其構(gòu)成主要包括雇傭安全、選拔式招聘、員工培訓(xùn)、信息共享、內(nèi)部晉升、誘因薪酬、工作團(tuán)隊(duì)、員工參與等內(nèi)容[2-6]。
HPWS對員工績效的影響研究是該領(lǐng)域的研究主流。前期大量的研究盡管存在行業(yè)、環(huán)境差異和研究方法差異，但基本一致認(rèn)為，員工感知的HPWS對于員工工作態(tài)度和行為、員工績效具有積極的促進(jìn)作用[7-12]。HPWS對績效的促進(jìn)作用應(yīng)該建立在員工對人力資源管理實(shí)踐的感知上，即員工感知的HPWS[13]，它通過組織公民行為、組織承諾、員工建言等中介因素對員工績效產(chǎn)生正面影響。然而與前述幾類“積極正面”的中介因素相比，將情緒耗竭和反生產(chǎn)行為等“負(fù)面”的因素作為中介變量的研究還不多，因此有必要對此進(jìn)行探索。
HPWS對員工績效的影響路徑是HPWS研究的核心。根據(jù)JD-R模型，HPWS會給員工提供工作資源以進(jìn)行資源補(bǔ)給和增益，這不僅有利于員工達(dá)成工作任務(wù),也有益于員工實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo),提升個(gè)體的幸福感;同時(shí),HPWS也會對員工提出工作要求，需要員工承擔(dān)工作任務(wù)，投入更多生理和心理資源，導(dǎo)致個(gè)體資源的持續(xù)損耗。孫健敏、王宏蕾(2016)指出HPWS對員工績效的最終影響取決于兩者的平衡：當(dāng)員工感知到工作資源超過工作要求時(shí)，有利于員工工作技能和能力的積累，增加社會與經(jīng)濟(jì)資源，帶來積極結(jié)果；當(dāng)員工感知到工作要求超過工作資源時(shí)，為了完成目標(biāo)，員工個(gè)人資源會被更多地?fù)p耗，工作狀態(tài)更糟糕，甚至生活境況也惡化[14]。
1.2 情緒耗竭與反生產(chǎn)行為的中介作用
情緒耗竭(Emotional Exhaustion)是一種與工作相關(guān)的負(fù)面情感體驗(yàn)(例如疲勞感)，當(dāng)個(gè)體缺乏足夠精力完成工作時(shí)，或當(dāng)員工所擁有的資源不足以達(dá)到預(yù)期績效，員工會產(chǎn)生情緒耗竭。
一方面，已有研究在理論和實(shí)證研究的基礎(chǔ)上證明了HPWS能夠抑制情緒耗竭，胡恩華等(2020)研究發(fā)現(xiàn)HPWS福祉歸因能夠削弱消極情緒，帶來積極情緒并由此減少員工反生產(chǎn)行為[15]。根據(jù)JD-R模型，工作要求帶來個(gè)人資源損耗，而員工感知的HPWS為員工保存、提供的工作資源則可以防止個(gè)人資源過度損耗，從而減輕、削弱了情緒耗竭的可能性。另一方面，情緒耗竭與員工績效存在密切的聯(lián)系。情緒耗竭是直接影響員工績效的個(gè)體因素，它在員工個(gè)體內(nèi)部即可完成對員工績效的影響。已有研究表明，情緒耗竭不利于員工績效，故而需要外在的人力資源管理實(shí)踐對其積極干預(yù)。
員工感知到HPWS為其提供了良好的工作環(huán)境和工作資源，這使其能夠克服工作上的困難，自身情緒耗竭的概率就會降低，進(jìn)而削弱了情緒耗竭對員工績效的不利影響。基于此，本文提出假設(shè)H1：情緒耗竭在員工感知的HPWS與員工績效之間起中介作用。
根據(jù)Fox和Spector等(2001)的研究，反生產(chǎn)行為是工作場所中各種消極行為的總和，涵蓋攻擊、人際沖突、怠工和偷竊等傷害組織及其成員的、影響員工績效和組織績效的各種行為[16]。由此可見，反生產(chǎn)行為在本質(zhì)上對于員工績效具有負(fù)面影響。除此之外，還有不少學(xué)者對員工反生產(chǎn)行為-員工績效之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果較為一致地顯示員工反生產(chǎn)行為會導(dǎo)致員工績效的降低。但是根據(jù)JD-R模型，HPWS的各項(xiàng)實(shí)踐圍繞組織和員工績效，為員工提供優(yōu)質(zhì)的工作資源和機(jī)會，這能讓員工對企業(yè)做出更多的情感承諾，并在自己的工作中更投入，從而減少反生產(chǎn)行為，提升個(gè)人和組織績效。張永軍等(2012)指出反生產(chǎn)行為對員工績效具有潛在的積極作用，但這種積極作用具有滯后性，即實(shí)施了反生產(chǎn)行為的員工個(gè)體在組織一系列糾偏機(jī)制的作用下，發(fā)泄了內(nèi)心的消極情緒和緊張感，恢復(fù)了工作興趣，從而更加努力地投入工作、提升績效[17]。而HPWS注重管理措施的內(nèi)外契合，能夠發(fā)揮組織糾偏作用，更及時(shí)地讓實(shí)施了反生產(chǎn)行為、釋放了內(nèi)心消極情緒的員工重回正軌，以積極的態(tài)度和行動(dòng)投入工作?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H2：反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間起中介作用。
情緒耗竭與反生產(chǎn)行為存在正相關(guān)關(guān)系。員工在工作場所的情緒耗竭能直接導(dǎo)致員工的反生產(chǎn)行為，也能間接地通過降低員工的組織承諾從而導(dǎo)致反生產(chǎn)行為。根據(jù)JD-R模型，HPWS為員工提供工作資源和工作關(guān)懷，情緒耗竭發(fā)生的可能性降低，進(jìn)而減小反生產(chǎn)行為的發(fā)生可能性，使員工更投入工作，保障和提高員工績效。綜上所述，情緒耗竭和反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效的關(guān)系中起中介作用，基于此，本文提出假設(shè)H3：情緒耗竭和反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
由此，本文構(gòu)建一個(gè)鏈?zhǔn)诫p中介變量研究概念模型(見圖1)。
圖1 研究概念模型
2 研究設(shè)計(jì)
2.1 研究樣本與數(shù)據(jù)收集
采樣在上海、北京、廣東、江蘇、浙江、河南、山東、湖北、河北、福建、四川等11個(gè)省市的相關(guān)公司完成。共發(fā)放700份問卷，回收596份，回收率85.1%，參考以往研究的問卷篩選標(biāo)準(zhǔn)，得到有效問卷325份，有效率54.5%。樣本中，調(diào)查對象的人口特征：男女比例分別為45.5%和54.5%；高中/中專及以下學(xué)歷占2.8%，大專占15.4%，本科占70.1%，研究生及以上占11.7%。
2.2 測量量表
本研究在借鑒以往研究量表的基礎(chǔ)上，修訂、設(shè)計(jì)問卷，問卷都采用Likert5量表(1=完全同意，5=完全不同意)。員工感知的HPWS借鑒Xiao等(2006)開發(fā)的量表[3]，選用19個(gè)題項(xiàng)，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α值為0.869；情緒耗竭采用Maslach等(1981)研究的量表[18]，共8個(gè)題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.888；反生產(chǎn)行為借鑒Yang等(2009)基于香港環(huán)境而開發(fā)的量表[19]，共23個(gè)題項(xiàng)，選用其中10個(gè)題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.781；員工績效借鑒Van Scotter等(1996)[20]和Tsui等(1997)[21]開發(fā)的量表，共25個(gè)題項(xiàng)，選用其中12個(gè)題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.771。為了控制組織特征和員工個(gè)人特征對員工感知的HPWS和員工績效之間關(guān)系的影響，本研究對性別、年齡、教育程度、工作年限、員工職位、組織所屬行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、規(guī)模、成立年限等9個(gè)變量進(jìn)行控制。
3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)和模型擬合度檢驗(yàn)
本文按Harman單因子檢驗(yàn)法鑒定同源方法偏差的問題，結(jié)果表明：特征值大于1的因子共有17個(gè)，且第一個(gè)因子的解釋率為17.49%，遠(yuǎn)小于臨界值40%，故本研究不存在嚴(yán)重的同源偏差。運(yùn)用Amos21.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示四因子擬合指標(biāo)(χ2/df=1.602<5，RMSEA=0.044<0.08，IFI=0.902>0.9，CFI=0.900>0.9)良好，因此可以認(rèn)為測量模型的擬合程度良好。
3.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析和效度檢驗(yàn)
從表1可知，員工感知的HPWS與情緒耗竭(r=-0.409，p<0.01)、反生產(chǎn)行為(r=-0.300，p<0.01)、員工績效(r=0.557，p<0.01)均顯著相關(guān)，情緒耗竭、反生產(chǎn)行為、員工績效也兩兩顯著相關(guān)，這為進(jìn)一步分析奠定了基礎(chǔ)。
效度分析主要針對問卷的收斂效度和區(qū)分效度。經(jīng)過分析，四個(gè)變量的測量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷系數(shù)均高于0.6，所有變量的組合信度(CR)均大于0.8，平均方差提取量(AVE)均大于0.5(見表1)，說明各測量構(gòu)念均具有較高的收斂效度。由表1可知，每個(gè)變量的AVE平方根均大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，說明有較好的區(qū)分效度。
表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和效度檢驗(yàn)系數(shù)
3.3 假設(shè)檢驗(yàn)
本文采用Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，通過SPSS23.0中Process插件檢驗(yàn)中介作用。以325份問卷為總體，設(shè)定5 000個(gè)抽取的樣本，采用95%的置信區(qū)間，若置信區(qū)間不含零，則表明對應(yīng)的效果顯著。其中，均將性別、年齡、教育程度、工作年限、員工職位、組織所屬行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、規(guī)模、成立年限作為控制變量，分析結(jié)果如下：
情緒耗竭在員工感知的HPWS與員工績效之間的中介效應(yīng)(見表2)。結(jié)果表明，員工感知的HPWS對員工績效的總效應(yīng)為0.434，95%置信區(qū)間為(0.331，0.539)；且當(dāng)放入中介變量情緒耗竭后，員工感知的HPWS對員工績效的直接效應(yīng)為0.383，95%置信區(qū)間為(0.271，0.494)，中介效應(yīng)為0.052，95%置信區(qū)間為(0.020，0.090)，直接效應(yīng)和中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的88.1%和11.9%。這表明員工感知的HPWS不僅能夠直接預(yù)測員工績效，而且能夠通過情緒耗竭的中介作用預(yù)測員工績效。假設(shè)H1得到支持。
表2 情緒耗竭的中介效應(yīng)檢驗(yàn)
反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間的中介效應(yīng)(見表3)。結(jié)果表明，員工感知的HPWS對員工績效的總效應(yīng)為0.434，95%置信區(qū)間為(0.331，0.539)；且當(dāng)放入中介變量反生產(chǎn)行為后，員工感知的HPWS對員工績效的直接效應(yīng)為0.344，95%置信區(qū)間為(0.228，0.460)，中介效應(yīng)為0.091，95%置信區(qū)間為(0.046，0.149)，直接效應(yīng)和中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的79.2%和20.8%。這表明員工感知的HPWS不僅能夠直接預(yù)測員工績效，而且能夠通過反生產(chǎn)行為的中介作用預(yù)測員工績效。假設(shè)H2得到支持。
表3 反生產(chǎn)行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)
情緒耗竭、反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(見表4)。結(jié)果表明，員工感知的HPWS對員工績效的總效應(yīng)為0.434，95%置信區(qū)間為(0.331，0.539)。其中，員工感知的HPWS對員工績效的直接效應(yīng)為0.340，95%置信區(qū)間為(0.261，0.418)，間接效應(yīng)為0.095，95%置信區(qū)間為(0.040，0.156)。中介效應(yīng)中，路徑1(員工感知的HPWS→情緒耗竭→員工績效)的效應(yīng)為0.006，95%的置信區(qū)間為(-0.030，0.042)；路徑2(員工感知的HPWS→情緒耗竭→反生產(chǎn)行為→員工績效)的效應(yīng)為0.046，95%的置信區(qū)間為(0.028，0.072)；路徑3(員工感知的HPWS→反生產(chǎn)行為→員工績效)的效應(yīng)為0.043，95%的置信區(qū)間為(0.005，0.095)。由此可知，員工感知的HPWS與員工績效之間的總效應(yīng)、直接效應(yīng)以及情緒耗竭和反生產(chǎn)行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均是顯著的，表明在員工感知的HPWS和員工績效之間，情緒耗竭和反生產(chǎn)行為起著鏈?zhǔn)街薪樽饔谩＜僭O(shè)H3得到支持。
表4 情緒耗竭、反生產(chǎn)行為的雙中介效應(yīng)檢驗(yàn)
4 結(jié)論與啟示
4.1 研究結(jié)論
本文根據(jù)JD-R模型，對325名服務(wù)型企業(yè)員工開展調(diào)研，探討員工感知的HPWS、情緒耗竭、反生產(chǎn)行為和員工績效之間的關(guān)系和作用機(jī)制。實(shí)證分析的結(jié)論如下：一是情緒耗竭在員工感知的HPWS和員工績效之間起中介作用。員工感知的HPWS能為員工提供充足的工作資源和保障，削弱、降低情緒耗竭可能性，并提升員工的工作投入度和工作積極性，從而正向影響員工績效。二是反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS和員工績效之間起中介作用。員工感知的HPWS保障員工的良好工作環(huán)境，減少不良刺激引發(fā)員工反生產(chǎn)行為的可能性，并提升員工的工作投入度和工作積極性，從而正向影響員工績效。三是情緒耗竭、反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS和員工績效之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｇ榫w耗竭是反生產(chǎn)行為的重要誘因，員工感知的HPWS削弱、降低情緒耗竭的可能性，那么反生產(chǎn)行為的可能性也相應(yīng)降低。
4.2 管理啟示
與以往不同，本研究將情緒耗竭和反生產(chǎn)行為作為HPWS-員工績效之間的中介變量，此類研究雖然還不多，但對于揭示HPWS-員工績效之間中介“黑箱”，明晰管理措施和員工績效之間的路徑具有獨(dú)特意義，利于今后更深入、透徹地探索、分析HPWS對員工績效的影響機(jī)制。而且，本文根據(jù)JD-R模型，發(fā)現(xiàn)了員工感知的HPWS通過抑制情緒耗竭、減少反生產(chǎn)行為來保障和提高員工績效的作用。這不僅驗(yàn)證了JD-R模型的可靠性，也為HPWS-員工績效的關(guān)系研究提供了更廣泛的理論基礎(chǔ)。
對于企業(yè)日常管理而言，“內(nèi)卷化”和“996”等現(xiàn)象會讓員工生理心理耗竭，這就要求企業(yè)在日常管理中既需要關(guān)注企業(yè)戰(zhàn)略，又要遵循“以人為本”的經(jīng)營理念，積極促進(jìn)員工能力提升，推動(dòng)員工不斷創(chuàng)造價(jià)值。首先，企業(yè)需要關(guān)注人力資源管理措施對員工個(gè)人資源(時(shí)間、精力、情緒等)的損耗，及時(shí)止損并給予更多的工作保障方能長久激發(fā)員工工作干勁。其次，任何工作環(huán)境都難以避免員工倦怠，預(yù)防員工倦怠或者當(dāng)倦怠出現(xiàn)時(shí)及時(shí)干預(yù)才是正確的應(yīng)對舉措。管理者要關(guān)注員工的日常情緒狀態(tài)和行為表現(xiàn)，對于員工的負(fù)面情緒和行為應(yīng)當(dāng)及時(shí)采取針對性的管理措施。最后，企業(yè)還要注重自身健康的企業(yè)文化構(gòu)建與塑造，搭建企業(yè)-員工交流溝通平臺，不斷拉近雇傭雙方的距離，增強(qiáng)雙方的價(jià)值認(rèn)同，使員工內(nèi)化外部動(dòng)機(jī)，產(chǎn)生更多積極的行為。
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根據(jù)社會心理學(xué)，社會刺激通過社會心理對社會行為產(chǎn)生影響。在企業(yè)管理中，不合理的企業(yè)文化和管理措施能引起員工情緒耗竭，進(jìn)而誘發(fā)員工反生產(chǎn)行為，降低員工績效。根據(jù)工作要求-資源(JD-R)模型，當(dāng)工作資源超過工作要求時(shí)，員工產(chǎn)生積極心態(tài)，采取積極行動(dòng)[1]。高績效工作系統(tǒng)(High Performance Work System，簡稱HPWS)可以消除不良刺激的負(fù)面影響，為員工營造良好的工作氛圍、提供更多的工作資源，由此降低員工產(chǎn)生情緒耗竭、實(shí)施反生產(chǎn)行為的可能性，保證員工績效。
當(dāng)前的HPWS研究中，大多從HPWS帶來積極影響的角度討論其對員工績效的影響，而從HPWS消除或減弱不良刺激因素負(fù)面影響的角度來探討其對員工績效的促進(jìn)作用的研究還不多，因此對員工感知的HPWS減少員工負(fù)面情緒和行為的作用進(jìn)行研究顯得尤為必要。本文將基于JD-R模型，從理論和實(shí)證角度出發(fā)，探討員工感知的HPWS對于保障和提高員工績效的作用，以期揭示HPWS與績效之間的中介“黑箱”，為企業(yè)人力資源管理理論和實(shí)踐提供有價(jià)值的啟示。
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高績效工作系統(tǒng)(HPWS)是指一系列以提高組織績效為目標(biāo)的人力資源管理實(shí)踐集，員工感知的HPWS表示HPWS是否得到員工較為準(zhǔn)確清晰的感知和理解，其構(gòu)成主要包括雇傭安全、選拔式招聘、員工培訓(xùn)、信息共享、內(nèi)部晉升、誘因薪酬、工作團(tuán)隊(duì)、員工參與等內(nèi)容[2-6]。
HPWS對員工績效的影響研究是該領(lǐng)域的研究主流。前期大量的研究盡管存在行業(yè)、環(huán)境差異和研究方法差異，但基本一致認(rèn)為，員工感知的HPWS對于員工工作態(tài)度和行為、員工績效具有積極的促進(jìn)作用[7-12]。HPWS對績效的促進(jìn)作用應(yīng)該建立在員工對人力資源管理實(shí)踐的感知上，即員工感知的HPWS[13]，它通過組織公民行為、組織承諾、員工建言等中介因素對員工績效產(chǎn)生正面影響。然而與前述幾類“積極正面”的中介因素相比，將情緒耗竭和反生產(chǎn)行為等“負(fù)面”的因素作為中介變量的研究還不多，因此有必要對此進(jìn)行探索。
HPWS對員工績效的影響路徑是HPWS研究的核心。根據(jù)JD-R模型，HPWS會給員工提供工作資源以進(jìn)行資源補(bǔ)給和增益，這不僅有利于員工達(dá)成工作任務(wù),也有益于員工實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo),提升個(gè)體的幸福感;同時(shí),HPWS也會對員工提出工作要求，需要員工承擔(dān)工作任務(wù)，投入更多生理和心理資源，導(dǎo)致個(gè)體資源的持續(xù)損耗。孫健敏、王宏蕾(2016)指出HPWS對員工績效的最終影響取決于兩者的平衡：當(dāng)員工感知到工作資源超過工作要求時(shí)，有利于員工工作技能和能力的積累，增加社會與經(jīng)濟(jì)資源，帶來積極結(jié)果；當(dāng)員工感知到工作要求超過工作資源時(shí)，為了完成目標(biāo)，員工個(gè)人資源會被更多地?fù)p耗，工作狀態(tài)更糟糕，甚至生活境況也惡化[14]。
1.2 情緒耗竭與反生產(chǎn)行為的中介作用
情緒耗竭(Emotional Exhaustion)是一種與工作相關(guān)的負(fù)面情感體驗(yàn)(例如疲勞感)，當(dāng)個(gè)體缺乏足夠精力完成工作時(shí)，或當(dāng)員工所擁有的資源不足以達(dá)到預(yù)期績效，員工會產(chǎn)生情緒耗竭。
一方面，已有研究在理論和實(shí)證研究的基礎(chǔ)上證明了HPWS能夠抑制情緒耗竭，胡恩華等(2020)研究發(fā)現(xiàn)HPWS福祉歸因能夠削弱消極情緒，帶來積極情緒并由此減少員工反生產(chǎn)行為[15]。根據(jù)JD-R模型，工作要求帶來個(gè)人資源損耗，而員工感知的HPWS為員工保存、提供的工作資源則可以防止個(gè)人資源過度損耗，從而減輕、削弱了情緒耗竭的可能性。另一方面，情緒耗竭與員工績效存在密切的聯(lián)系。情緒耗竭是直接影響員工績效的個(gè)體因素，它在員工個(gè)體內(nèi)部即可完成對員工績效的影響。已有研究表明，情緒耗竭不利于員工績效，故而需要外在的人力資源管理實(shí)踐對其積極干預(yù)。
員工感知到HPWS為其提供了良好的工作環(huán)境和工作資源，這使其能夠克服工作上的困難，自身情緒耗竭的概率就會降低，進(jìn)而削弱了情緒耗竭對員工績效的不利影響。基于此，本文提出假設(shè)H1：情緒耗竭在員工感知的HPWS與員工績效之間起中介作用。
根據(jù)Fox和Spector等(2001)的研究，反生產(chǎn)行為是工作場所中各種消極行為的總和，涵蓋攻擊、人際沖突、怠工和偷竊等傷害組織及其成員的、影響員工績效和組織績效的各種行為[16]。由此可見，反生產(chǎn)行為在本質(zhì)上對于員工績效具有負(fù)面影響。除此之外，還有不少學(xué)者對員工反生產(chǎn)行為-員工績效之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果較為一致地顯示員工反生產(chǎn)行為會導(dǎo)致員工績效的降低。但是根據(jù)JD-R模型，HPWS的各項(xiàng)實(shí)踐圍繞組織和員工績效，為員工提供優(yōu)質(zhì)的工作資源和機(jī)會，這能讓員工對企業(yè)做出更多的情感承諾，并在自己的工作中更投入，從而減少反生產(chǎn)行為，提升個(gè)人和組織績效。張永軍等(2012)指出反生產(chǎn)行為對員工績效具有潛在的積極作用，但這種積極作用具有滯后性，即實(shí)施了反生產(chǎn)行為的員工個(gè)體在組織一系列糾偏機(jī)制的作用下，發(fā)泄了內(nèi)心的消極情緒和緊張感，恢復(fù)了工作興趣，從而更加努力地投入工作、提升績效[17]。而HPWS注重管理措施的內(nèi)外契合，能夠發(fā)揮組織糾偏作用，更及時(shí)地讓實(shí)施了反生產(chǎn)行為、釋放了內(nèi)心消極情緒的員工重回正軌，以積極的態(tài)度和行動(dòng)投入工作?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H2：反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間起中介作用。
情緒耗竭與反生產(chǎn)行為存在正相關(guān)關(guān)系。員工在工作場所的情緒耗竭能直接導(dǎo)致員工的反生產(chǎn)行為，也能間接地通過降低員工的組織承諾從而導(dǎo)致反生產(chǎn)行為。根據(jù)JD-R模型，HPWS為員工提供工作資源和工作關(guān)懷，情緒耗竭發(fā)生的可能性降低，進(jìn)而減小反生產(chǎn)行為的發(fā)生可能性，使員工更投入工作，保障和提高員工績效。綜上所述，情緒耗竭和反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效的關(guān)系中起中介作用，基于此，本文提出假設(shè)H3：情緒耗竭和反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
由此，本文構(gòu)建一個(gè)鏈?zhǔn)诫p中介變量研究概念模型(見圖1)。
圖1 研究概念模型
2 研究設(shè)計(jì)
2.1 研究樣本與數(shù)據(jù)收集
采樣在上海、北京、廣東、江蘇、浙江、河南、山東、湖北、河北、福建、四川等11個(gè)省市的相關(guān)公司完成。共發(fā)放700份問卷，回收596份，回收率85.1%，參考以往研究的問卷篩選標(biāo)準(zhǔn)，得到有效問卷325份，有效率54.5%。樣本中，調(diào)查對象的人口特征：男女比例分別為45.5%和54.5%；高中/中專及以下學(xué)歷占2.8%，大專占15.4%，本科占70.1%，研究生及以上占11.7%。
2.2 測量量表
本研究在借鑒以往研究量表的基礎(chǔ)上，修訂、設(shè)計(jì)問卷，問卷都采用Likert5量表(1=完全同意，5=完全不同意)。員工感知的HPWS借鑒Xiao等(2006)開發(fā)的量表[3]，選用19個(gè)題項(xiàng)，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbach’s α值為0.869；情緒耗竭采用Maslach等(1981)研究的量表[18]，共8個(gè)題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.888；反生產(chǎn)行為借鑒Yang等(2009)基于香港環(huán)境而開發(fā)的量表[19]，共23個(gè)題項(xiàng)，選用其中10個(gè)題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.781；員工績效借鑒Van Scotter等(1996)[20]和Tsui等(1997)[21]開發(fā)的量表，共25個(gè)題項(xiàng)，選用其中12個(gè)題項(xiàng)，Cronbach’s α值為0.771。為了控制組織特征和員工個(gè)人特征對員工感知的HPWS和員工績效之間關(guān)系的影響，本研究對性別、年齡、教育程度、工作年限、員工職位、組織所屬行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、規(guī)模、成立年限等9個(gè)變量進(jìn)行控制。
3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果
3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)和模型擬合度檢驗(yàn)
本文按Harman單因子檢驗(yàn)法鑒定同源方法偏差的問題，結(jié)果表明：特征值大于1的因子共有17個(gè)，且第一個(gè)因子的解釋率為17.49%，遠(yuǎn)小于臨界值40%，故本研究不存在嚴(yán)重的同源偏差。運(yùn)用Amos21.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示四因子擬合指標(biāo)(χ2/df=1.602<5，RMSEA=0.044<0.08，IFI=0.902>0.9，CFI=0.900>0.9)良好，因此可以認(rèn)為測量模型的擬合程度良好。
3.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析和效度檢驗(yàn)
從表1可知，員工感知的HPWS與情緒耗竭(r=-0.409，p<0.01)、反生產(chǎn)行為(r=-0.300，p<0.01)、員工績效(r=0.557，p<0.01)均顯著相關(guān)，情緒耗竭、反生產(chǎn)行為、員工績效也兩兩顯著相關(guān)，這為進(jìn)一步分析奠定了基礎(chǔ)。
效度分析主要針對問卷的收斂效度和區(qū)分效度。經(jīng)過分析，四個(gè)變量的測量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷系數(shù)均高于0.6，所有變量的組合信度(CR)均大于0.8，平均方差提取量(AVE)均大于0.5(見表1)，說明各測量構(gòu)念均具有較高的收斂效度。由表1可知，每個(gè)變量的AVE平方根均大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，說明有較好的區(qū)分效度。
表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)和效度檢驗(yàn)系數(shù)
3.3 假設(shè)檢驗(yàn)
本文采用Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，通過SPSS23.0中Process插件檢驗(yàn)中介作用。以325份問卷為總體，設(shè)定5 000個(gè)抽取的樣本，采用95%的置信區(qū)間，若置信區(qū)間不含零，則表明對應(yīng)的效果顯著。其中，均將性別、年齡、教育程度、工作年限、員工職位、組織所屬行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、規(guī)模、成立年限作為控制變量，分析結(jié)果如下：
情緒耗竭在員工感知的HPWS與員工績效之間的中介效應(yīng)(見表2)。結(jié)果表明，員工感知的HPWS對員工績效的總效應(yīng)為0.434，95%置信區(qū)間為(0.331，0.539)；且當(dāng)放入中介變量情緒耗竭后，員工感知的HPWS對員工績效的直接效應(yīng)為0.383，95%置信區(qū)間為(0.271，0.494)，中介效應(yīng)為0.052，95%置信區(qū)間為(0.020，0.090)，直接效應(yīng)和中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的88.1%和11.9%。這表明員工感知的HPWS不僅能夠直接預(yù)測員工績效，而且能夠通過情緒耗竭的中介作用預(yù)測員工績效。假設(shè)H1得到支持。
表2 情緒耗竭的中介效應(yīng)檢驗(yàn)
反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間的中介效應(yīng)(見表3)。結(jié)果表明，員工感知的HPWS對員工績效的總效應(yīng)為0.434，95%置信區(qū)間為(0.331，0.539)；且當(dāng)放入中介變量反生產(chǎn)行為后，員工感知的HPWS對員工績效的直接效應(yīng)為0.344，95%置信區(qū)間為(0.228，0.460)，中介效應(yīng)為0.091，95%置信區(qū)間為(0.046，0.149)，直接效應(yīng)和中介效應(yīng)分別占總效應(yīng)的79.2%和20.8%。這表明員工感知的HPWS不僅能夠直接預(yù)測員工績效，而且能夠通過反生產(chǎn)行為的中介作用預(yù)測員工績效。假設(shè)H2得到支持。
表3 反生產(chǎn)行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)
情緒耗竭、反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS與員工績效之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)(見表4)。結(jié)果表明，員工感知的HPWS對員工績效的總效應(yīng)為0.434，95%置信區(qū)間為(0.331，0.539)。其中，員工感知的HPWS對員工績效的直接效應(yīng)為0.340，95%置信區(qū)間為(0.261，0.418)，間接效應(yīng)為0.095，95%置信區(qū)間為(0.040，0.156)。中介效應(yīng)中，路徑1(員工感知的HPWS→情緒耗竭→員工績效)的效應(yīng)為0.006，95%的置信區(qū)間為(-0.030，0.042)；路徑2(員工感知的HPWS→情緒耗竭→反生產(chǎn)行為→員工績效)的效應(yīng)為0.046，95%的置信區(qū)間為(0.028，0.072)；路徑3(員工感知的HPWS→反生產(chǎn)行為→員工績效)的效應(yīng)為0.043，95%的置信區(qū)間為(0.005，0.095)。由此可知，員工感知的HPWS與員工績效之間的總效應(yīng)、直接效應(yīng)以及情緒耗竭和反生產(chǎn)行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均是顯著的，表明在員工感知的HPWS和員工績效之間，情緒耗竭和反生產(chǎn)行為起著鏈?zhǔn)街薪樽饔谩＜僭O(shè)H3得到支持。
表4 情緒耗竭、反生產(chǎn)行為的雙中介效應(yīng)檢驗(yàn)
4 結(jié)論與啟示
4.1 研究結(jié)論
本文根據(jù)JD-R模型，對325名服務(wù)型企業(yè)員工開展調(diào)研，探討員工感知的HPWS、情緒耗竭、反生產(chǎn)行為和員工績效之間的關(guān)系和作用機(jī)制。實(shí)證分析的結(jié)論如下：一是情緒耗竭在員工感知的HPWS和員工績效之間起中介作用。員工感知的HPWS能為員工提供充足的工作資源和保障，削弱、降低情緒耗竭可能性，并提升員工的工作投入度和工作積極性，從而正向影響員工績效。二是反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS和員工績效之間起中介作用。員工感知的HPWS保障員工的良好工作環(huán)境，減少不良刺激引發(fā)員工反生產(chǎn)行為的可能性，并提升員工的工作投入度和工作積極性，從而正向影響員工績效。三是情緒耗竭、反生產(chǎn)行為在員工感知的HPWS和員工績效之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｇ榫w耗竭是反生產(chǎn)行為的重要誘因，員工感知的HPWS削弱、降低情緒耗竭的可能性，那么反生產(chǎn)行為的可能性也相應(yīng)降低。
4.2 管理啟示
與以往不同，本研究將情緒耗竭和反生產(chǎn)行為作為HPWS-員工績效之間的中介變量，此類研究雖然還不多，但對于揭示HPWS-員工績效之間中介“黑箱”，明晰管理措施和員工績效之間的路徑具有獨(dú)特意義，利于今后更深入、透徹地探索、分析HPWS對員工績效的影響機(jī)制。而且，本文根據(jù)JD-R模型，發(fā)現(xiàn)了員工感知的HPWS通過抑制情緒耗竭、減少反生產(chǎn)行為來保障和提高員工績效的作用。這不僅驗(yàn)證了JD-R模型的可靠性，也為HPWS-員工績效的關(guān)系研究提供了更廣泛的理論基礎(chǔ)。
對于企業(yè)日常管理而言，“內(nèi)卷化”和“996”等現(xiàn)象會讓員工生理心理耗竭，這就要求企業(yè)在日常管理中既需要關(guān)注企業(yè)戰(zhàn)略，又要遵循“以人為本”的經(jīng)營理念，積極促進(jìn)員工能力提升，推動(dòng)員工不斷創(chuàng)造價(jià)值。首先，企業(yè)需要關(guān)注人力資源管理措施對員工個(gè)人資源(時(shí)間、精力、情緒等)的損耗，及時(shí)止損并給予更多的工作保障方能長久激發(fā)員工工作干勁。其次，任何工作環(huán)境都難以避免員工倦怠，預(yù)防員工倦怠或者當(dāng)倦怠出現(xiàn)時(shí)及時(shí)干預(yù)才是正確的應(yīng)對舉措。管理者要關(guān)注員工的日常情緒狀態(tài)和行為表現(xiàn)，對于員工的負(fù)面情緒和行為應(yīng)當(dāng)及時(shí)采取針對性的管理措施。最后，企業(yè)還要注重自身健康的企業(yè)文化構(gòu)建與塑造，搭建企業(yè)-員工交流溝通平臺，不斷拉近雇傭雙方的距離，增強(qiáng)雙方的價(jià)值認(rèn)同，使員工內(nèi)化外部動(dòng)機(jī)，產(chǎn)生更多積極的行為。
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