王玉峰，趙雯越，王樹進

（南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江蘇南京 210095）

1 問題提出

費孝通先生最早于《鄉(xiāng)土中國》一書中提出了差序格局理論的思想［1］?！安睢敝赣胁顒e的對待，“序”指尊卑有序的社會交換關系。差序格局理論形象地將中國社會以己為中心，以血緣、地緣為基礎的人際親疏關系圈層描述了出來。這種“尊卑有序”“關系本位”的思想深刻地影響著華人社會的人際交往和行為規(guī)范，甚至對華人企業(yè)組織的管理和運營也產(chǎn)生了重要影響［2］。臺灣學者鄭伯塤［3］通過對本土企業(yè)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，管理者通常依據(jù)“親”“忠”“才”的標準區(qū)別對待員工，將其劃分為“圈內(nèi)人”和“圈外人”，繼而在資源分配和晉升獎勵等方面表現(xiàn)出差別對待［4］。組織內(nèi)的差序格局本質上是一種以關系為依據(jù)對稀缺資源進行配置的模式和格局［5］，對員工的工作行為和績效產(chǎn)生均有顯著影響。以往有關組織內(nèi)區(qū)別對待現(xiàn)象的研究大都基于西方社會交換理論，忽略了中國人際關系中特有的本土文化。以差序格局為基礎、關系為導向的管理實踐給華人工作場所創(chuàng)造了獨特的組織氛圍，研究其作用結果對本土化的組織行為和人力資源管理研究有著重要意義［2］。

不少研究從組織層面（組織差序氛圍）、領導層面（差序式領導）和個體層面（差序氛圍感知）出發(fā)證實了差序管理實踐對員工創(chuàng)新具有顯著影響。但仍存在幾點不足。首先，有效變量的選取與測量。雖然學者從不同角度出發(fā)選取了不同的有效變量，但測量過程都使用了劉貞妤［6］開發(fā)的差序氣氛量表。這一量表主要是基于個體對組織內(nèi)管理者行為感知的角度進行測量，且測量主體大多為部屬。因此，考慮到差序氣氛量表的測量視角和認知-行為理論的相關研究，本文決定采用差序氛圍感知這一有效變量，探究其對員工工作行為和創(chuàng)新績效的影響。其次，現(xiàn)有研究雖已證實差序管理實踐對個體認知和創(chuàng)新行為、創(chuàng)新績效存在著直接或間接的影響，但其作用機制仍不完善，且對于其影響結果是積極的還是消極的尚未有統(tǒng)一的結果。不少學者從情感、心理等角度出發(fā)，指出了差序管理的消極影響［7-8］，卻忽略了組織內(nèi)差序格局的積極影響。一方面，組織中的差序格局基于華人社會的圈層邏輯形成，相較于西方的“金字塔”格局，圈層結構更趨于扁平化和有機性。這種以關系為基礎的組織結構更能滿足員工在工作場所的人際交往和自我實現(xiàn)的需要，一定程度上增強了員工對組織的忠誠度、歸屬感或情感承諾［4，9］,對員工工作行為及績效會產(chǎn)生一定影響。另一方面，組織內(nèi)的差序格局并非一成不變，“圈內(nèi)人”和“圈外人”的劃分具有動態(tài)變化的特征。管理者與員工的關系親疏程度以及資源分配方式會隨著員工在組織中的工作表現(xiàn)而不斷變化，差序氛圍感知在一定程度上激發(fā)了員工對創(chuàng)新績效的追求。在如此復雜變化的環(huán)境之下，員工只有通過持續(xù)的學習和創(chuàng)新，不斷完善和超越自我，提升工作績效，才能與管理者建立更高質量的交換關系，從而維持良好的生存和健康和諧的發(fā)展［10］。因此，本文認為個體學習行為可能在差序氛圍感知和員工創(chuàng)新績效間發(fā)揮了中介作用。

此外，研究表明隱性知識是創(chuàng)新績效的重要來源，決定了企業(yè)的核心競爭力［11］。隱性知識通常是從長期的學習和實踐中的得來的，具有高度的經(jīng)驗性和個人化色彩。相比于顯性知識，它更難以用簡單的文字、概念或者公式表達出來，即“只可意會不可言傳”。，而人情、關系與面子加強了圈層內(nèi)部隱性知識的傳播和共享［12］。因此，本文認為隱性知識共享可能在差序氛圍感知和員工創(chuàng)新績效產(chǎn)生之間具有一定影響。

本研究基于差序格局理論，從本土角度出發(fā)探究差序氛圍感知對員工創(chuàng)新績效的影響，為中國情境下的組織行為和人力資源管理研究提供參考；從個體角度出發(fā)，結合“認知-行為”理論，提出并檢驗個體學習的中介作用；引入了隱性知識共享作為調(diào)節(jié)變量，探究差序氛圍感知對員工創(chuàng)新績效影響的情境條件。

2 研究理論與假設

2.1 差序氛圍感知與員工創(chuàng)新績效

組織中的差序是指團隊管理者以己為中心、依據(jù)關系親疏對下屬進行有差別的資源分配的現(xiàn)象。這種管理實踐上升到組織層面就形成了組織差序氛圍［5］。差序氛圍感知就是指員工對這一現(xiàn)象的感知程度。創(chuàng)新績效作為一種角色外績效，有助于員工提高自身競爭優(yōu)勢，以應對不斷變化的組織環(huán)境［13］。創(chuàng)新績效的順利實現(xiàn)需要得到組織和管理者在機會、資源、技術等多方面的支持與保障。

當員工感知自己處于圈層的核心時，說明其與管理者的關系較為親密，更容易得到團隊的信任和重用，與領導保持著高質量的交換關系。此類員工在工作中通常被給予更多的資源和機會，比較有話語權，能接觸到新的技術和想法［14］。這種良性的經(jīng)濟交換和社會性交換，有利于增強圈內(nèi)員工的報答心理和身份認同感［15］。因此，圈內(nèi)員工更有可能在工作中進行變革創(chuàng)新，提升角色外績效來報答管理者對自己的“照顧”，進而維持自己“內(nèi)部人”的地位。對于圈外人而言，雖然其與管理者的交換關系質量較低，但在本土背景下的組織中，以“仁”為核心的儒家理論講求對待不同身份地位的人有不同的正義標準［16］，“親”“忠”“才”的管理標準同樣是一種公平的表現(xiàn)，并不會引起員工不滿的情緒，甚至還會有一定激勵的作用［17］。管理者對圈內(nèi)員工的偏私和信任同樣是一種對能力和貢獻的肯定，圈外員工會將其作為榜樣學習，繼而在工作中尋求創(chuàng)新，提升工作績效以改變自己被邊緣化的現(xiàn)狀。

綜上所述，本研究認為差序氛圍感知對于圈內(nèi)員工和圈外員工的影響路徑雖然存在差異，但都會導致員工對創(chuàng)新績效的追求。如果員工的差序氛圍感知水平很低，說明他認為組織內(nèi)對于不同能力水平或績效表現(xiàn)的員工沒有明顯的差別對待。如果員工沒有感知到自己與管理者關系的親疏程度和工作表現(xiàn)的優(yōu)劣會帶來不同的結果，那么員工將會失去在工作中進行創(chuàng)新的動力。因此，本文提出如下假設：

H1a:相互依附對員工創(chuàng)新績效有正向影響。

H1b:偏私對待對員工創(chuàng)新績效有正向影響。

H1c:親信角色對員工創(chuàng)新績效有正向影響。

2.2 個體學習的中介作用

個體學習是指員工在工作場所不斷獲取知識、改善行為、提升素質，以在不斷變化環(huán)境中使自己保持良好生存和健康和諧發(fā)展的過程［18］。員工學習行為是對組織績效和員工發(fā)展都具有重要作用的個體行為［19］。目前有關個體學習的研究大都從心理學或認知心理學角度進行探討。研究表明，主動性人格［20］、積極情緒［21］、個體感知到的自身與工作崗位和組織的匹配度對個體學習行為均有顯著影響［22］。有關個體學習的結果變量主要側重于個體行為和結果的改變。結果變量方面，個體學習對創(chuàng)新構想的產(chǎn)生［18］、個體創(chuàng)新行為［19］、企業(yè)創(chuàng)新行為和企業(yè)績效均有顯著影響［23-24］。

當員工感知到組織內(nèi)管理者的差別對待與資源分配時，對于圈內(nèi)人而言，資源和權力集中在圈層的核心部分，他們通?？梢詤⑴c更多重要的工作與決策。高參與的人力資源實踐有利于組織學習環(huán)境和氛圍的塑造，激發(fā)員工主動學習的內(nèi)在動力［22］。因此，當“內(nèi)部人”認為自己有能力和機會掌控自己的工作時，會更加努力地學習，獲取新的知識和技能［25］，繼而提升工作績效。對于圈外人而言，一方面，當他們意識到圈內(nèi)員工的工作行為被組織支持并能夠與管理者建立更高質量的交換關系時，會認可這種行為并進行效仿［16］；另一方面，在不斷變化的組織環(huán)境中，圈外員工只有不斷學習積累工作經(jīng)驗和知識，提升自我，才能改變自己被邊緣化的現(xiàn)狀，以謀求更健康的發(fā)展。因此，本文提出如下假設：

H2a:相互依附對個體學習有正向影響。

H2b:偏私對待對個體學習有正向影響。

H2c:親信角色對個體學習有正向影響。

此外，個體學習能力的9 個維度對創(chuàng)新績效產(chǎn)生的不同環(huán)節(jié)均有影響，為創(chuàng)新績效的產(chǎn)生提供了重要基礎［18］。個體學習過程中的發(fā)現(xiàn)、獲取知識、建立知識庫和輸出知識環(huán)節(jié)有利于創(chuàng)新想法的構建和產(chǎn)生；發(fā)明、選擇和反思過程使個體能正確地對所產(chǎn)生的多個創(chuàng)新構想進行評估和試驗，從中找到滿意的方案；執(zhí)行、推廣環(huán)節(jié)決定了創(chuàng)新活動的順利實施和結果的產(chǎn)生。由此可以看出，個體學習在差序氛圍感知和員工創(chuàng)新績效之間可能具有一定傳導作用。因此，本文提出如下假設：

H3：個體學習對員工創(chuàng)新績效具有正向影響。

H4a：個體學習在相互依附和員工創(chuàng)新績效之間具有中介作用。

H4b：個體學習在偏私對待和員工創(chuàng)新績效之間具有中介作用。

H4c：個體學習在親信角色和員工創(chuàng)新績效之間具有中介作用。

2.3 隱性知識共享的作用

英國哲學家Micheal Polanyi 最早提出了“隱含的知識”的概念，他認為知識分為兩種，一種是可以借助語言、數(shù)字、公式和圖標等方式表現(xiàn)出來的知識，可以通過各種媒體進行傳播和分享；另一種則是那些無法輕易用語言表達的，或未被表達的知識［26］。Nonaka 等［27］在著作《創(chuàng)造知識的公司》中基于知識的可呈現(xiàn)程度和有效轉移性明確將知識分為顯性知識和隱性知識。本文將隱性知識定義為企業(yè)或組織中那些難以言說的工作經(jīng)驗、方法或訣竅。而隱性知識共享是提升企業(yè)隱性知識儲備和知識創(chuàng)新的重要途徑之一［28］。研究已證實隱性知識對工作績效［29］、知識創(chuàng)造和員工創(chuàng)新均有顯著影響［30-31］。

中國文化背景下，面子導向和人情導向促進了個體之間的知識共享意愿［12］。在具有差序氛圍的組織中，尊卑有序、層級分明的現(xiàn)象并不會影響個體之間的知識溝通和經(jīng)驗分享，某種程度上，“學徒制”“導師制”這樣的工作模式為隱性知識共享提供了一個良好的環(huán)境［32］。相反，如果組織中的隱性知識共享程度很低，那么一些寶貴的經(jīng)驗、優(yōu)秀工作方式和處理能力將難以在團隊中進行傳播和學習，員工無法通過這種方式學習先進的知識和技能，繼而不利于其創(chuàng)新績效的產(chǎn)生。因此，本文提出如下假設：

H5a：隱性知識共享正向調(diào)節(jié)了相互依附對員工創(chuàng)新績效的影響。

H5b：隱性知識共享正向調(diào)節(jié)了偏私對待對員工創(chuàng)新績效的影響。

H5c：隱性知識共享正向調(diào)節(jié)了親信角色對員工創(chuàng)新績效的影響。

綜上，本文以差序格局理論作為整體理論視角，構建差序氛圍感知對員工創(chuàng)新績效的影響模型，并探討了個體學習和隱性知識共享在其中的作用。本文的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)收集

本研究選取江浙滬地區(qū)的18 家企業(yè)進行抽樣，采用問卷調(diào)查方法收集數(shù)據(jù)。通過線下填寫、線上鏈接和電子郵件等方式共發(fā)放400 份問卷，回收有效問卷353 份，有效回收率88%。樣本描述性統(tǒng)計結果顯示，在353 名員工中，男性占51.6%（182 人），女性占48.4%（171 人）；35 歲及以下員工占80.5%；本科學歷占64.6%，碩士及以上占30%，樣本整體素質較高；科技和互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)員工占比39.9%，金融業(yè)占18.1%，制造業(yè)占13.3%；普通員工占45.6%，基層、中層和高層管理者分別占29.5%、19.8%和5.1%。

3.2 測量工具

為盡可能保證量表的信度和效度，本研究所使用相關變量量表均來自國內(nèi)外權威量表。量表均采用Likert-5 點法，1 分表示“完全不符合”，5 分表示“完全符合”。

（1）差序氛圍感知量表。采用劉貞妤［7］開發(fā)的差序氣氛量表，包含相互依附、偏私對待、親信角色3個維度共11個題項。Cronbach'sα系數(shù)為0.860。

（2）員工創(chuàng)新績效量表。借鑒Janssen 等［33］、Zhou 等［34］、韓翼［35］的研究成果與建議，采用自我感知的創(chuàng)新績效來衡量，共8 個題項，Cronbach'sα系數(shù)為0.823。

（3）個體學習量表。借鑒了陳國權［18］個體學習測量量表，考慮到問卷調(diào)查的可行性，在其基礎上選取了9 個題項。Cronbach'sα系數(shù)為0.908。

（4）隱性知識共享量表。參考了Bock 等［36］、Lin［37］的隱性知識共享的量表，結合本研究對象的中國企業(yè)背景將這些量表進行了修改和精簡，共8個題項，Cronbach'sα系數(shù)為0.909。

（5）控制變量。根據(jù)以往研究以及人口統(tǒng)計學的差異性檢驗結果，本文選取性別、年齡、學歷作為此次研究的控制變量。

4 實證結果分析

4.1 同源方差檢驗

由于條件有限，本研究中的調(diào)查問卷均由員工填寫，研究結果可能受到共同方法偏差的影響，因此，研究采取自愿填寫、匿名測量和部分題項反向等措施在程序上控制共同方法偏差。同時利用SPSS22.0軟件進行Harman 單因素檢驗和共同方法偏差檢驗。結果顯示提取出特征根大于1 的因子6 個，6 個主成分方差貢獻累計達75.2%，第一個主成分的方差貢獻為28.7%，未占到總解釋方差的一半。因此可認為本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

4.2 測量模型效度分析

聚合效度檢驗采用Amos 26 進行驗證性因子分析，得出各變量的平均萃取變異量（AVE）分別為：0.591（相互依附）、0.623（偏私對待）、0.656（親信角色）、0.525（個體學習）、0.56（隱性知識共享）、0.545（員工創(chuàng)新績效）。AVE 值均大于0.5，說明本研究中的6 個變量具有良好的聚合效度。

區(qū)分效度檢驗為評價本研究中涉及的主要變量的區(qū)分效度，采用結構方程模型對相互依附（MD）、偏私對待（GT）、親信角色（TF）、個體學習（IL）、隱性知識共享（TKS）和員工創(chuàng)新績效（IP）等6個變量進行驗證性因子分析，采用χ2、RMSEA、IFI、TFI、CFI 和SRMR 六個擬合指標來判斷模型的擬合效果。結果顯示，六因子模型的擬合指數(shù)最 優(yōu)（χ2/df=1.603，RMSEA=0.041，SRMR=0.049，IFI=0.954，TFI=0.949，CFI=0.964），說明6 個潛變量之間具有明顯的區(qū)分度。

表1 驗證性因子分析結果

4.3 描述性統(tǒng)計

本研究中各個變量的均值、標準差、AVE 及相關系數(shù)如表2 所示。相關分析結果表明，相互依附（r=0.35，P＜0.01）、偏私對待（r=0.31，P＜0.01）、親信角色（r=0.29，P＜0.01）與個體學習顯著正相關，個體學習與員工創(chuàng)新績效（r=0.44，P＜0.01）顯著正相關，為后文的假設檢驗提供了必要前提。

表2 變量均值、標準差和相關系數(shù)

4.4 假設檢驗

4.4.1 主效應和中介效應

層級回歸檢驗結果見表3。在控制了性別、年齡、學歷后，相互依附對員工創(chuàng)新績效（模型2，β=0.357，P＜0.001）、偏私對待對員工創(chuàng)新績效（模型3，β=0.402，P＜0.001）、親信角色對員工創(chuàng)新績效（模型4，β=0.305，P＜0.001）均有顯著正向影響，H1a、H1b、H1c得到驗證。

表3 變量主效應、中介效應回歸結果

本文根據(jù)Baron 等［38］對中介變量作用檢驗的相關建議對個體學習的中介作用進行驗證。在控制了性別、年齡、學歷后，相互依附對個體學習（模型6，β=0.248，P＜0.001）、偏私對待對個體學習（模型7，β=0.288，P＜0.001）、親信角色對個體學習（模型8，β=0.287，P＜0.001）均有顯著正向影響，H2a、H2b、H2c得到驗證。個體學習對員工創(chuàng)新績效（模型5，β=0.424，P＜0.01）有顯著正向影響，H3得到驗證。在模型2 的基礎上加入中介變量個體學習后（模型9），相互依附對員工創(chuàng)新績效的正向影響由原來的β=0.357（P＜0.001）減少為β=0.269（P＜0.001）；在模型3 的基礎上加入中介變量個體學習后（模型10），偏私對待對員工創(chuàng)新績效的正向影響由原來的β=0.402（P＜0.001）減少為β=0.313（P＜0.01）；在模型4 的基礎上加入中介變量個體學習后（模型11），親信角色對員工創(chuàng)新績效的正向影響由原來的β=0.305（P＜0.001）減少為β=0.248（P＜0.01）。H4a、H4b、H4c得到驗證。

為進一步驗證中介效應顯著性，本文采用基于5 000 次的偏差校正Bootstrap 檢驗，結果如表4 所示。結果表明：個體學習在相互依附、偏私對待和親信角色與創(chuàng)新績效關系的中介作用中，95%水平上置信區(qū)間分別為為［0.042，0.152］、［0.025，0.118］、［0.047，0.137］，均不包含0，因此個體學習在這3 對關系之間的中介效應得到了驗證。

表4 個體學習中介作用結果匯總（Bootstrap 法）

4.4.2 隱性知識共享的調(diào)節(jié)作用

本文采用 Aiken 等［39］的方法對調(diào)節(jié)效應進行檢驗，分析結果見表5。在控制了性別、年齡、學歷后，將相互依附、偏私對待和親信角色與調(diào)節(jié)變量隱性知識共享引入回歸方程，分別構建模型12、模型13和模型14。在模型12 的基礎上，加入相互依附與隱性知識共享的交互項，其交互項與員工創(chuàng)新績效的關系不顯著（模型15，β=0.235，P＞0.05），假設H5a不成立；在模型13 的基礎上加入偏私對待與隱性知識共享的交互項，其交互項與員工創(chuàng)新績效顯著正相關（模型16，β=0.263，P＜0.001），假設H5b成立；在模型14 的基礎上加入親信角色與隱性知識共享的交互項，其交互項與員工創(chuàng)新績效的關系不顯著（模型17，β=0.272，P＞0.05），假設H5c不成立。

表5 變量調(diào)節(jié)效應回歸結果

隱性知識共享在偏私對待對員工創(chuàng)新績效作用中的調(diào)節(jié)效應如圖2 所示。由圖2 可知，高低隱性知識共享水平下，偏私對待知對員工創(chuàng)新績效均有顯著影響，且高水平隱性知識共享下的直線斜率大于低水平隱性知識共享下的直線斜率，即隱性知識共享正向調(diào)節(jié)了偏私對待對員工創(chuàng)新績效的影響，進一步應證了H5b。

圖2 隱性知識共享調(diào)節(jié)效應

5 研究結論與討論

5.1 研究結論

本研究基于差序格局理論和成就動機理論，探究差序氛圍感知對員工創(chuàng)新績效的影響，并檢驗個體學習的中介作用以及隱性知識共享的調(diào)節(jié)作用。研究結果表明，差序氛圍感知的3 個維度——相互依附、偏私對待和親信角色對員工創(chuàng)新績效均有顯著正向影響。個體學習部分中介了相互依附、偏私對待和親信角色對員工創(chuàng)新績效的影響。隱性知識共享正向調(diào)節(jié)了偏私對待對員工創(chuàng)新績效的影響，但在相互依附對員工創(chuàng)新績效、親信角色對員工創(chuàng)新績效的影響中不具有顯著調(diào)節(jié)作用。

5.2 實踐啟示

管理學本土化研究的最終目的是要形成本土化的管理理念和方法體系，本研究結果為中國企業(yè)的人資資源管理和創(chuàng)新績效管理提供了一定啟示。

（1）在中國情境的組織下，管理者應關注差序關系管理的積極影響。適當進行差序的人際互動和工作安排，可以在一定程度上促進員工的學習行為和對創(chuàng)新績效的追求，以應對不斷發(fā)展和變化的組織環(huán)境。與此同時，參考劉軍等［5］、沈伊默等［8］、馬偉等人［9］的研究，管理者在進行差序管理時，應關注組織中差序格局的動態(tài)變化，對于才能不足、績效表現(xiàn)較差的員工可將其劃出圈內(nèi)人的范圍，而對于能力突出且忠誠的員工也可將其納入圈內(nèi)人的范疇［40］，避免員工產(chǎn)生不公平感、降低團隊凝聚力等，繼而對工作績效產(chǎn)生負面影響。

（2）關注員工的性格、內(nèi)在動機和學習能力等綜合素質。企業(yè)可通過招聘篩選、性格測試等方式對擁有不同水平成就動機的員工進行評估和選拔。任用個性強、有自我驅動力和較強學習能力的員工。這類員工在面對組織內(nèi)的差序管理方法和人際互動時，會表現(xiàn)出更高水平的成就動機和主動性，繼而更愿意在工作上進行學習、尋求創(chuàng)新。

（3）實行“師徒制”“導師制”的工作模式，加強企業(yè)內(nèi)部的隱性知識共享氛圍。由于隱性知識本身的特性，導致其傳播存在一定阻礙。相比于其他工作模式，“師徒制”“導師制”的工作模式更強調(diào)知識共享雙方之間的關系和感情基礎，個體間的強關系能夠提升知識共享雙方的信任度和共享意愿［41］。因此，高水平的隱性知識共享有利于組織形成較為系統(tǒng)化、規(guī)范化的知識體系，為員工創(chuàng)新提供良好的知識儲備。

5.3 局限性和未來研究方向

本研究仍然存在一些不足之處有待后續(xù)研究進一步完善。首先，從研究設計角度出發(fā)，由于條件有限，本研究采用了橫截面研究設計，在單一時點進行數(shù)據(jù)收集，一方面，橫截面研究設計會導致模型因果關系的說服力不足，另一方面，單一時間點的自我報告數(shù)據(jù)會存在共同方法偏差問題，雖然本研究已采取自愿填寫、匿名測量和部分題項反向等措施在程序上控制共同方法偏差，且Harman 單因子檢驗結果顯示可能存在的共同方法偏差問題并不嚴重，但并不能完全避免共同方法偏差導致的不良結果，因此，在未來研究中有必要采用多時間點評價方式。其次，本研究中的數(shù)據(jù)均采用了主觀評價的方式收集，雖然差序氛圍感知強調(diào)的是主觀感受，但員工對個體學習和創(chuàng)新績效的評價容易受主觀因素的影響，其真實性和準確性可能存在誤差，未來研究應盡可能采取客觀評價或主觀評價相結合的方式進行。再次，本文雖研究差序氛圍感知，但是除了差序氛圍感知和個體學習之外，模型中的其他變量卻來自于西方管理學理論，雖然某種程度上這樣的安排有助于增加正統(tǒng)管理學術界的接受度，但也在一定程度上犧牲了中國特色［5］。

最后，本研究基于成就動機理論對研究模型進行構建、驗證和解釋，認為員工感知到組織的差序氛圍后能在內(nèi)在動機的驅使下積極應對，但在某些情境下，差序氛圍感知可能會造成員工的認知偏移［5］、被邊緣化或對組織產(chǎn)生不信任感［32］，這也是目前對差序氛圍影響結果結論不統(tǒng)一的原因所在。因此，未來研究可以探討不同人格類型或不同情境下員工對組織差序氛圍的反應，進一步完善差序氛圍感知的作用機制和邊界條件。