宋 琪 任琪琪 陳 揚(yáng) 任迎偉

(1 西南財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院, 成都 611130) (2 電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 成都 611731)(3 四川旅游學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 成都 610100)

1 問(wèn)題提出

在當(dāng)下VUCA (volatility, uncertainty, complexity,ambiguity)時(shí)代, 組織所處環(huán)境的不確定性和動(dòng)態(tài)性日益加劇(宋琪, 陳揚(yáng), 2021)。作為應(yīng)對(duì)動(dòng)態(tài)多變環(huán)境的有效辦法, 各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念近年來(lái)備受產(chǎn)學(xué)兩界關(guān)注(Bark et al., 2022; Xu et al., 2023; Zhang et al., 2021)。員工個(gè)人主動(dòng)行為(personal initiative behavior, 以下簡(jiǎn)稱(chēng)員工主動(dòng)行為)作為典型的主動(dòng)性構(gòu)念, 是指員工自發(fā)采取積極的方式, 通過(guò)克服困難和障礙以實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)的行為(Frese et al., 1996), 包括自發(fā)性、行動(dòng)領(lǐng)先性與克服困難三項(xiàng)特征(Fay & Frese, 2001)。例如, 員工積極解決組織潛在問(wèn)題、主動(dòng)改善組織流程和優(yōu)化自身工作方式。

員工主動(dòng)行為會(huì)改變領(lǐng)導(dǎo)關(guān)注和資源分配, 從而影響同事的切身利益(Bark et al., 2022; 張穎 等,2022)。因此, 同事會(huì)對(duì)員工主動(dòng)行為做出反應(yīng), 而非置之不理。遺憾的是, 以往相關(guān)研究大多關(guān)注各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的影響(Fuller et al., 2015;Park et al., 2022; Xu et al., 2023), 對(duì)同事這一職場(chǎng)重要人際對(duì)象著墨較少1由于各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念[主要包括員工主動(dòng)行為、建言行為、主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為和主動(dòng)型人格四種類(lèi)型(Tornau & Frese, 2013)]共同具備行動(dòng)導(dǎo)向、變革導(dǎo)向和未來(lái)導(dǎo)向的特征(Parker et al., 2010;Tornau & Frese, 2013), 依循現(xiàn)有研究(如Chen & Trevi?o, 2022;Zhang et al., 2021), 本研究從廣義的主動(dòng)性構(gòu)念視角出發(fā)梳理其人際間影響效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn), 來(lái)析出目前該領(lǐng)域存在的空缺,并基于此提出本研究的理論貢獻(xiàn)。為了以示區(qū)別, 在行文過(guò)程中, “員工主動(dòng)性”是指廣義的主動(dòng)性構(gòu)念, 而“員工主動(dòng)行為”則是本研究所關(guān)注的具體的主動(dòng)性類(lèi)別。。然而, 探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事的影響很關(guān)鍵, 原因有三: 首先, 同事關(guān)系會(huì)影響員工的工作態(tài)度和行為(Grant & Parker,2009; Venkataramani et al., 2013)。如果員工主動(dòng)行為導(dǎo)致同事關(guān)系惡化, 這不僅會(huì)使員工的主動(dòng)行為無(wú)以為繼, 還會(huì)惡化其整體工作態(tài)度(Bolino et al.,2010)。其次, 同事的反應(yīng)會(huì)影響員工主動(dòng)行為的最終有效性(Zhang et al., 2021)。如果員工主動(dòng)行為受到同事壓制, 組織將很難從這種行為中受益(Sun et al., 2021)。最后, 同事的反應(yīng)會(huì)在團(tuán)隊(duì)內(nèi)形成漣漪效應(yīng)(Ng et al., 2021)。換言之, 員工主動(dòng)行為的人際體驗(yàn)會(huì)進(jìn)一步影響整個(gè)團(tuán)隊(duì)實(shí)施主動(dòng)行為的意愿(Bolino et al., 2010)。由此, Parker 等(2019)在其主動(dòng)性的綜述中, 強(qiáng)烈建議未來(lái)研究探討同事對(duì)員工主動(dòng)行為的反應(yīng), 以搭建更為系統(tǒng)完整的主動(dòng)性影響效應(yīng)理論框架。

那面對(duì)呈現(xiàn)出高水平主動(dòng)行為的員工, 同事是接近并樂(lè)意與之為伍? 還是會(huì)遠(yuǎn)離甚至孤立他?對(duì)此, 現(xiàn)有研究尚未達(dá)成一致的結(jié)論, 且大多持單一的正面或負(fù)面效應(yīng)論(Duan et al., 2022; Ng et al.,2021; Sun et al., 2021)。一部分學(xué)者認(rèn)為員工主動(dòng)行為具有積極的人際影響, 如增強(qiáng)同事的自主性動(dòng)機(jī)、支持行為和工作績(jī)效等(Bark et al., 2022;Twemlow et al., 2022; 張穎 等, 2022)。另一部分學(xué)者則發(fā)現(xiàn)員工主動(dòng)行為具有消極的人際影響, 如增強(qiáng)同事的威脅感知、人際阻抑和傷害行為等(Duan et al., 2022; Sun et al., 2021)。由此, 為調(diào)和現(xiàn)有研究的理論沖突, 本文基于情境視角, 將研究焦點(diǎn)從關(guān)注“員工主動(dòng)行為對(duì)同事是好還是壞”轉(zhuǎn)移到“員工主動(dòng)行為在何種情境下會(huì)產(chǎn)生人際收益或人際代價(jià)”這一問(wèn)題上, 辯證地探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事的雙刃劍影響。Parker 等(2019)指出, 主動(dòng)行為產(chǎn)生人際收益還是人際代價(jià)可能會(huì)因行為主體而異。因此, 本研究結(jié)合刻板印象特質(zhì)相關(guān)文獻(xiàn), 重點(diǎn)關(guān)注員工熱情這一刻板印象特質(zhì)的邊界作用。

具體而言, 熱情特質(zhì)是表征行為意圖好壞的關(guān)鍵品質(zhì), 包括友善、樂(lè)于助人、真誠(chéng)和社群性等方面(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002)?，F(xiàn)有研究指出(Chaiken & Trope, 1999; de Dreu, 2003), 由于資源有限, 同事在評(píng)估社會(huì)信息(如員工主動(dòng)行為)時(shí), 為降低信息處理成本, 會(huì)啟動(dòng)啟發(fā)式信息處理過(guò)程, 而員工的刻板印象特質(zhì)是同事可依據(jù)的關(guān)鍵且簡(jiǎn)便的啟發(fā)式信息處理準(zhǔn)則(Grandey et al., 2019;Sanbonmatsu et al., 1994)。其中, 員工熱情作為影響人際互動(dòng)的核心刻板印象特質(zhì), 主要影響同事對(duì)員工行為的利害性評(píng)估和后續(xù)的趨近?回避人際反應(yīng)(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002; Fiske et al.,2007)。由此, 我們認(rèn)為, 員工熱情特質(zhì)是決定員工主動(dòng)行為對(duì)同事產(chǎn)生雙刃劍影響的關(guān)鍵邊界。

為深入闡述該雙刃劍效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制, 本研究整合趨近?回避系統(tǒng)理論進(jìn)行探討。該理論提出,個(gè)體會(huì)針對(duì)特定外部環(huán)境線索(如他人的行為,Chen & Trevi?o, 2022), 啟動(dòng)趨近或回避系統(tǒng)予以應(yīng)對(duì)(Elliot, 2006; Gray, 1990)。其中, 趨近和回避導(dǎo)向的情緒狀態(tài)是趨近和回避系統(tǒng)起作用的關(guān)鍵過(guò)程機(jī)制, 可解釋外部環(huán)境線索對(duì)個(gè)體最終應(yīng)對(duì)行為的影響(Elliot, 2006; Elliot et al., 2013)。上述理論進(jìn)一步指出, 個(gè)體會(huì)根據(jù)外部環(huán)境線索對(duì)自身潛在利害性的評(píng)估, 決定是啟動(dòng)趨近還是回避系統(tǒng)(Elliot, 2006; Gray, 1990)。鑒于員工熱情特質(zhì)會(huì)影響同事對(duì)員工主動(dòng)行為的利害性評(píng)估和后續(xù)的趨近?回避反應(yīng), 因此, 我們提出, 對(duì)于員工主動(dòng)行為這一外部環(huán)境線索, 同事是啟動(dòng)趨近還是回避導(dǎo)向的情緒和后續(xù)應(yīng)對(duì)行為, 取決于員工熱情特質(zhì)的高低。

具體而言, 高熱情特質(zhì)的員工傾向于幫助他人,行事更多是基于利他而非利己目的, 低熱情特質(zhì)者則相反(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2007; Zhang et al., 2021)。由此, 當(dāng)員工具有高/低熱情特質(zhì)時(shí),同事更可能評(píng)估其主動(dòng)行為能給自身帶來(lái)潛在收益/損失, 進(jìn)而傾向于啟動(dòng)趨近/回避系統(tǒng)。本研究預(yù)測(cè), 高水平熱情特質(zhì)員工所采取的主動(dòng)行為, 會(huì)通過(guò)激發(fā)同事關(guān)系能量這一趨近導(dǎo)向的情緒, 從而促使同事采取人際促進(jìn)行為。反之, 低水平熱情特質(zhì)員工所采取的主動(dòng)行為, 會(huì)通過(guò)激發(fā)同事人際反感這一回避導(dǎo)向的情緒, 從而誘發(fā)同事采取人際孤立行為。研究模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

1.1 員工主動(dòng)行為

員工主動(dòng)行為是一種特定形式的主動(dòng)性, 而主動(dòng)性構(gòu)念范疇分布較廣并據(jù)此形成了不同的細(xì)分領(lǐng)域(Frese et al., 1996)。根據(jù)Tornau 和Frese (2013),主動(dòng)性這一構(gòu)念范疇主要包括主動(dòng)行為、主動(dòng)型人格、建言行為和主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。盡管這些主動(dòng)性構(gòu)念均具備行動(dòng)導(dǎo)向、變革導(dǎo)向和未來(lái)導(dǎo)向的特征(Parker et al., 2010; Tornau & Frese, 2013), 但本文關(guān)注的主動(dòng)行為與其他三種類(lèi)型仍然存在差異, 具體區(qū)別見(jiàn)附錄。

本研究聚焦員工主動(dòng)行為, 原因可歸納為如下三方面: 第一, 員工主動(dòng)行為與組織目標(biāo)一致, 對(duì)組織具有重要價(jià)值(Frese et al., 1997), 故而會(huì)引起團(tuán)隊(duì)同事的反應(yīng)(Xu et al., 2023)。第二, 主動(dòng)行為適用于不同行業(yè)、層級(jí)和職位的個(gè)體, 故而本研究結(jié)論可推廣至廣泛的工作情境(Bark et al., 2022;Frese et al., 1997)。第三, 員工主動(dòng)行為是一種行為集合概念, 不局限于改善組織流程的主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為或人際溝通的建言行為, 故而本研究覆蓋面較廣,可提升研究的實(shí)踐價(jià)值(Frese et al., 1996)。

盡管本研究關(guān)注的是員工主動(dòng)行為, 但我們從廣義的視角梳理主動(dòng)性這一整體構(gòu)念范疇的研究脈絡(luò), 以凸顯本文的理論站位和貢獻(xiàn)。主動(dòng)性這一研究議題長(zhǎng)期受到學(xué)界關(guān)注。最初學(xué)者主要關(guān)注其影響因素, 隨著研究的深入, 近年來(lái)學(xué)者們逐漸開(kāi)始關(guān)注其作用后果(Hong et al., 2016; Parker et al.,2019)。目前, 主動(dòng)性影響后果的研究大多采取個(gè)體內(nèi)視角, 關(guān)注其對(duì)個(gè)體幸福感和職業(yè)生涯成功等方面的影響(Jacob et al., 2019; Mensmann & Frese,2019; Rieger et al., 2023)。相比之下, 基于人際間視角開(kāi)展的相關(guān)研究較少且大多探討其對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的影響(Bolino et al., 2010; Duan et al., 2022; Ng et al.,2021; Wihler et al., 2017; Wu et al., 2022), 對(duì)同事影響的關(guān)注極其匱乏(Chen & Trevi?o, 2022; Zhang et al., 2021)。然而, 上下級(jí)情境中的研究結(jié)論未必適用于同事關(guān)系(Parker et al., 2019; 李玲玲, 黃桂,2021)。由此, Parker 等(2019)建議深入探討員工主動(dòng)性對(duì)同事的影響, 以增進(jìn)我們對(duì)主動(dòng)性影響的理解。

此外, 目前學(xué)界對(duì)于員工主動(dòng)性對(duì)同事人際影響的研究結(jié)論尚未達(dá)成一致, 大多持單一的正面或負(fù)面效應(yīng)論(Duan et al., 2022; Ng et al., 2021; Sun et al., 2021)。這些矛盾的結(jié)論不僅在理論上不利于我們正確認(rèn)識(shí)主動(dòng)性對(duì)同事的影響, 同時(shí)也不便于業(yè)界管理。因此, 為了調(diào)和上述議題存在的爭(zhēng)論,后續(xù)研究可采取情境視角, 辯證地探討員工主動(dòng)性在何種情境下會(huì)對(duì)同事產(chǎn)生正面或負(fù)面的影響。鑒于員工主動(dòng)行為是重要的主動(dòng)性類(lèi)型, 為了彌補(bǔ)現(xiàn)有主動(dòng)性研究空白, 我們擬基于趨近?回避系統(tǒng)理論和刻板印象特質(zhì)相關(guān)文獻(xiàn), 探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事產(chǎn)生雙刃劍影響的邊界條件及其傳導(dǎo)機(jī)制。

1.2 趨近?回避系統(tǒng)理論

趨近?回避系統(tǒng)理論指出, 人們對(duì)外部環(huán)境線索的反應(yīng)與個(gè)體激活的趨近系統(tǒng)或回避系統(tǒng)有關(guān)(Elliot, 2006)。當(dāng)個(gè)體評(píng)估外部環(huán)境線索對(duì)自身潛在有利/有害時(shí), 會(huì)啟動(dòng)趨近系統(tǒng)/回避系統(tǒng)。具體地, 趨近系統(tǒng)是由潛在給個(gè)體帶來(lái)積極影響的環(huán)境線索所觸發(fā), 通過(guò)激活趨近導(dǎo)向的情緒(approachbased emotion), 促使個(gè)體采取趨近有利環(huán)境線索的行為; 而回避系統(tǒng)則是由潛在給個(gè)體帶來(lái)消極影響的環(huán)境線索所觸發(fā), 通過(guò)激活回避導(dǎo)向的情緒(avoidance-based emotion), 致使個(gè)體采取回避有害環(huán)境線索的行為(Elliot, 2006; Elliot et al., 2013)。

其中, 趨近/回避導(dǎo)向的情緒作為推動(dòng)個(gè)體維持/消除或走向/遠(yuǎn)離特定有利/有害環(huán)境線索的情緒(Elliot, 2006), 有別于一般性的情緒狀態(tài): 其一,趨近/回避導(dǎo)向的情緒包含特定的指向?qū)ο? 而一般性情緒(如高興、悲傷)并不包含。其二, 帶有特定指向?qū)ο蟮那榫w會(huì)驅(qū)使個(gè)體采取導(dǎo)向具體對(duì)象的行為, 而一般性情緒并不必然驅(qū)動(dòng)這類(lèi)行為(Fredrickson, 1998)。由此, 相較于一般性情緒, 趨近/回避導(dǎo)向的情緒更適合傳導(dǎo)特定環(huán)境線索對(duì)個(gè)體趨近/回避導(dǎo)向行為的影響。

另外, 根據(jù)趨近?回避系統(tǒng)理論, 趨近導(dǎo)向的行為包括采取行動(dòng)獲取目前缺乏或維系目前存在的積極環(huán)境線索, 而回避導(dǎo)向的行為包括采取行動(dòng)遠(yuǎn)離目前暫未出現(xiàn)或消除目前存在的消極環(huán)境線索(Elliot, 2006; Elliot et al., 2013)?？梢?jiàn), 趨近系統(tǒng)啟動(dòng)不涉及回避導(dǎo)向行為的減少, 反之亦然。由此,趨近和回避導(dǎo)向情緒對(duì)趨近和回避導(dǎo)向行為不產(chǎn)生交叉影響。

現(xiàn)有研究指出, 員工主動(dòng)行為可作為激活同事趨近和回避系統(tǒng)的環(huán)境線索(Chen & Trevi?o,2022)。由此, 本研究基于趨近?回避系統(tǒng)理論探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事的雙刃劍影響機(jī)理。具體而言,在趨近系統(tǒng)下, 員工主動(dòng)行為會(huì)通過(guò)激發(fā)同事趨近導(dǎo)向的情緒進(jìn)而促使其采取趨近導(dǎo)向的行為。關(guān)系能量作為源自他人且有利于提升個(gè)體工作能力和績(jī)效的積極情緒狀態(tài), 包括動(dòng)機(jī)、活力和堅(jiān)持不懈三方面(Owens et al., 2016; Wang et al., 2018)。與趨近系統(tǒng)一致, 關(guān)系能量有利于促進(jìn)個(gè)體維持或強(qiáng)化與能量來(lái)源者之間的持續(xù)互動(dòng), 可被視為趨近導(dǎo)向的情緒(Tang, Ilies, et al., 2022)。進(jìn)一步地, 人際促進(jìn)行為作為個(gè)體通過(guò)幫助、協(xié)助和保護(hù)等方式使他人受益的行為, 是趨近有利環(huán)境線索的人際行為(Cuddy et al., 2007; Elliot, 2006)。綜上, 在趨近系統(tǒng)下, 員工主動(dòng)行為通過(guò)激發(fā)同事的關(guān)系能量, 進(jìn)而驅(qū)使其采取人際促進(jìn)行為。

在回避系統(tǒng)下, 員工主動(dòng)行為會(huì)通過(guò)激發(fā)同事回避導(dǎo)向的情緒進(jìn)而致使其采取回避導(dǎo)向的行為。人際反感是指?jìng)€(gè)體對(duì)他人的討厭情緒(Brown &Keeping, 2005; Casciaro & Lobo, 2008; Roseman,2008), 可由潛在給個(gè)體帶來(lái)?yè)p失的消極環(huán)境線索引發(fā)(Nifadkar et al., 2012)。與回避系統(tǒng)一致, 人際反感會(huì)促使個(gè)體遠(yuǎn)離他人并增加社交距離, 屬于回避導(dǎo)向的情緒(Roseman, 2008)。進(jìn)一步地, 人際孤立行為是個(gè)體在人際互動(dòng)中通過(guò)排斥、忽視或不理睬等方式貶低或疏遠(yuǎn)他人的行為, 是回避有害環(huán)境線索的人際行為(Cuddy et al., 2007; Elliot, 2006;Ferris et al., 2008)。綜上, 在回避系統(tǒng)下, 員工主動(dòng)行為會(huì)通過(guò)激發(fā)同事的人際反感, 進(jìn)而致使其采取人際孤立行為。

趨近?回避系統(tǒng)理論進(jìn)一步指出, 個(gè)體在面對(duì)特定外部環(huán)境線索時(shí), 會(huì)評(píng)估其對(duì)自身利害的影響,并據(jù)此決定是啟動(dòng)趨近還是回避系統(tǒng)(Elliot, 2006;Gray, 1990)?？贪逵∠筇刭|(zhì)相關(guān)文獻(xiàn)指出, 個(gè)體的刻板印象特質(zhì)是他人對(duì)個(gè)體行為進(jìn)行解釋可依據(jù)的關(guān)鍵啟發(fā)式信息處理準(zhǔn)則(Grandey et al., 2019;Sanbonmatsu et al., 1994; Sherman, 1996)。刻板印象特質(zhì)包括能力和熱情兩個(gè)方面, 共同解釋了人際間印象總體方差的97% (Fiske et al., 2002; Fiske et al.,2007)。本研究關(guān)注熱情而非能力特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用,是由于: 首先, 能力特質(zhì)涉及到個(gè)體智力、技能、創(chuàng)造力和效率等方面, 主要決定個(gè)體能否有效實(shí)施行為, 影響對(duì)象為個(gè)體自身(Fiske et al., 2007)。而熱情特質(zhì)則表征了個(gè)體行為意圖的好壞, 其高低程度將影響個(gè)體行為是會(huì)給他人帶來(lái)潛在收益還是損失, 主要影響他人的趨避反應(yīng)(Cuddy et al., 2011;Fiske et al., 2002; Fiske et al., 2007)。此外, 現(xiàn)有研究證明, 主動(dòng)行為本身可被視為能力的一種指標(biāo)(Zhang et al., 2021)。因此, 能力特質(zhì)與主動(dòng)行為存在一定重疊性。綜上所述, 我們聚焦員工熱情特質(zhì)在框定同事針對(duì)員工主動(dòng)行為是啟動(dòng)趨近還是回避系統(tǒng)時(shí)的邊界作用。

此外, 盡管個(gè)體對(duì)他人行為的動(dòng)機(jī)評(píng)估也可能會(huì)影響其后續(xù)反應(yīng)(如Sun et al., 2021), 但本研究關(guān)注員工熱情特質(zhì)而非動(dòng)機(jī)是由于: 其一, 刻板印象特質(zhì)是更為直接的啟發(fā)式信息處理準(zhǔn)則(Grandey et al., 2019)。只有當(dāng)刻板印象特質(zhì)不存在時(shí), 人們才會(huì)借用其他線索(如動(dòng)機(jī))來(lái)解釋他人的行為(Grandey et al., 2019)。其二, 根據(jù)Reeder (2009),個(gè)體對(duì)他人行為動(dòng)機(jī)的歸因過(guò)程非常復(fù)雜, 受多種因素的影響(如個(gè)體歸因風(fēng)格、文化背景等)。相較而言, 他人特質(zhì)尤其是刻板印象特質(zhì), 是個(gè)體對(duì)他人有意識(shí)行為進(jìn)行信息處理更為簡(jiǎn)單且無(wú)偏的準(zhǔn)則。

1.3 員工熱情特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)趨近?回避系統(tǒng)理論, 針對(duì)員工主動(dòng)行為這一外部環(huán)境線索, 同事會(huì)根據(jù)其對(duì)自身的利害性,來(lái)決定是啟動(dòng)趨近導(dǎo)向的關(guān)系能量情緒還是回避導(dǎo)向的人際反感情緒(Chen & Trevi?o, 2022; Elliot,2006; Gray, 1990)。根據(jù)刻板印象特質(zhì)相關(guān)文獻(xiàn), 員工的刻板印象特質(zhì)是同事對(duì)員工主動(dòng)行為進(jìn)行評(píng)估可依據(jù)的關(guān)鍵啟發(fā)式信息處理準(zhǔn)則(Grandey et al., 2019; Sanbonmatsu et al., 1994)。其中, 員工熱情作為核心刻板印象特質(zhì), 會(huì)影響同事對(duì)員工主動(dòng)行為的利害性評(píng)估和后續(xù)的趨避反應(yīng)(Sherman,1996)。因此, 我們認(rèn)為員工主動(dòng)行為是激發(fā)同事關(guān)系能量還是人際反感取決于員工熱情特質(zhì)的高低。

具體而言, 本研究預(yù)測(cè), 高水平熱情特質(zhì)的員工所采取的主動(dòng)行為更易提升同事的關(guān)系能量2員工僅有熱情特質(zhì)并不能促進(jìn)同事關(guān)系能量, 原因如下: 個(gè)體熱情特質(zhì)決定了個(gè)體行為意圖, 但是并不意味著其具有實(shí)施該意圖的能力(Cuddy et al., 2007)。關(guān)系能量作為源自他人且有利于提升個(gè)體工作能力和績(jī)效的積極情緒狀態(tài)(Owens et al.,2016), 員工僅有行為意圖不足以促進(jìn)同事產(chǎn)生提升工作能力和績(jī)效的情緒(Yu et al., 2018)。此外, 關(guān)系能量源自那些被認(rèn)為具有更多心理資源的“高能量個(gè)體” (諸彥含 等, 2017)。具有高水平熱情特質(zhì)但做事被動(dòng)的員工, 同事將其視為“高能量個(gè)體”的概率較低, 該類(lèi)型員工也不太可能激發(fā)同事關(guān)系能量。。這是因?yàn)橥聦?duì)高熱情特質(zhì)員工的固有印象包括樂(lè)于助人、親社會(huì)和高社群性等特點(diǎn)(Cuddy et al.,2011; Fiske et al., 2002)。面對(duì)該類(lèi)型員工所采取的主動(dòng)行為, 基于刻板印象信息處理準(zhǔn)則,同事傾向于將其評(píng)估為是對(duì)自身有利的環(huán)境線索, 進(jìn)而引發(fā)關(guān)系能量這一趨近導(dǎo)向情緒。具體地: 首先, 員工主動(dòng)行為被視為工作能力的體現(xiàn)(Zhang et al.,2021), 而同事對(duì)高熱情特質(zhì)員工的印象往往是樂(lè)于助人和愿意分享資源(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002), 所以, 同事傾向于認(rèn)為自己能從這些員工那里獲得專(zhuān)業(yè)知識(shí)、學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)和建議等工具性資源(Campbell et al., 2017; van der Vegt et al., 2006;宋琪 等, 2023)。其次, 同事對(duì)高熱情特質(zhì)員工的固有印象是友善的、親社會(huì)的和利他導(dǎo)向的(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002), 同事傾向于認(rèn)為該類(lèi)型員工采取的主動(dòng)行為能給團(tuán)隊(duì)帶來(lái)積極的外溢效應(yīng), 如聲譽(yù)提升、客戶資源增加和團(tuán)隊(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)(Hogg & Abrams, 1988; Lam et al., 2011), 此時(shí), 處于同一團(tuán)隊(duì)的同事因此而共同獲益的可能性更大(Campbell et al., 2017; Zhang et al., 2021)。最后, 熱情刻板印象特質(zhì)的一個(gè)重要方面是社群性, 具有這種特征的員工更容易融入社會(huì)群體, 和他人相處融洽(程婕婷, 史夢(mèng)薇, 2023)。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn), 同事傾向于對(duì)主動(dòng)且與他人相處融洽的員工持積極的情緒, 將他們視作朋友(Sun et al., 2021), 此時(shí)同事會(huì)與員工形成高質(zhì)量的關(guān)系身份。鑒于關(guān)系身份是自我概念的重要組成部分(Cooper & Thatcher, 2010),高熱情特質(zhì)員工所采取的主動(dòng)行為能使同事感到“與有榮焉”, 進(jìn)而提升同事的自我評(píng)價(jià)(Taylor &Lobel, 1989; Brown et al., 1992; Gardner et al.,2002)。此時(shí), 同事傾向于評(píng)估員工主動(dòng)行為有利。綜上, 當(dāng)員工熱情特質(zhì)較高時(shí), 其主動(dòng)行為有利于提升同事的關(guān)系能量, 反之亦然。由此, 我們提出:

H1: 員工熱情特質(zhì)能夠調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為與同事關(guān)系能量之間的關(guān)系。具體地, 員工熱情特質(zhì)越高,員工主動(dòng)行為對(duì)同事關(guān)系能量的正向作用越強(qiáng)。

本研究預(yù)測(cè), 低水平熱情特質(zhì)的員工所采取的主動(dòng)行為更易增強(qiáng)同事的人際反感。這是因?yàn)橥聦?duì)低熱情特質(zhì)員工的固有印象通常包括不友善和行事的利己主義等特點(diǎn)(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002)。此時(shí), 面對(duì)該類(lèi)型員工所采取的主動(dòng)行為, 基于刻板印象信息處理準(zhǔn)則, 同事傾向于將其評(píng)估為對(duì)自身有害的消極環(huán)境線索, 從而引發(fā)人際反感這一回避導(dǎo)向情緒。具體地: 其一, 由于組織資源的稀缺性和組織環(huán)境的競(jìng)爭(zhēng)性(Katz & Kahn,1978; Weber, 1978; 宋琪 等, 2023), 領(lǐng)導(dǎo)傾向于投資有價(jià)值的員工(Sun et al., 2021)。這意味著表征工作能力的員工主動(dòng)行為可能會(huì)使員工在有限的團(tuán)隊(duì)資源池內(nèi)分得更大的一杯羹(Campbell et al.,2017; Zhang et al., 2021)。然而同事對(duì)低熱情特質(zhì)員工的固有印象往往是不愿意幫助他人, 因此同事評(píng)估該類(lèi)型員工不太可能與他人共享個(gè)人資源(Cuddy et al., 2011; Zhang et al., 2021)。此時(shí), 同事會(huì)認(rèn)為低水平熱情特質(zhì)員工采取的主動(dòng)行為會(huì)危及到自己可獲得的組織資源(Rousseau et al., 2006),從而傾向于將其評(píng)估為有害的。其二, 由于低熱情特質(zhì)表現(xiàn)為低友善性和利己主義, 同事對(duì)這類(lèi)員工的印象是其行事不會(huì)顧及他人的利益和感受(Helmreich et al., 1981)。由此, 該類(lèi)型員工所采取的主動(dòng)行為容易讓團(tuán)隊(duì)中那些相對(duì)不太主動(dòng)的同事感到“相形見(jiàn)絀”, 進(jìn)而對(duì)同事的自我評(píng)價(jià)產(chǎn)生不利影響(Collins, 1996; Campbell et al., 2017)。據(jù)此,當(dāng)員工熱情特質(zhì)較低時(shí), 其主動(dòng)行為會(huì)增強(qiáng)同事的人際反感, 反之亦然。由此, 我們提出:

H2: 員工熱情特質(zhì)能夠調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為與同事人際反感之間的關(guān)系。具體而言, 員工熱情特質(zhì)越低, 員工主動(dòng)行為與同事人際反感的正向關(guān)系越強(qiáng)。

1.4 同事關(guān)系能量與人際促進(jìn)行為

本研究預(yù)測(cè), 同事關(guān)系能量會(huì)激發(fā)同事的人際促進(jìn)行為。我們將從互惠互利原則和關(guān)系能量的積極人際行為驅(qū)動(dòng)效應(yīng)兩方面進(jìn)行闡述: 其一, 根據(jù)互惠互利原則, 當(dāng)員工給同事帶來(lái)積極結(jié)果時(shí), 同事會(huì)投桃報(bào)李, 通過(guò)良好的人際對(duì)待予以回饋(Blau, 1964, 1968)。因此, 關(guān)系能量作為由高熱情特質(zhì)員工所采取的主動(dòng)行為帶來(lái)的有價(jià)值的情緒狀態(tài), 會(huì)激發(fā)同事的人際促進(jìn)行為(Xiao et al.,2020)。其二, 關(guān)系能量具有積極人際行為驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。具體而言, 關(guān)系能量涉及積極情緒喚醒, 體現(xiàn)為同事在工作中活力、精力和耐力的提升(Owens et al., 2016; 諸彥含 等, 2017)。因此, 具有高水平關(guān)系能量的同事更有可能調(diào)動(dòng)身心資源, 從事積極的人際行為(Owens et al., 2016; Xiao et al., 2020)。如現(xiàn)有研究證實(shí), 精力充沛的員工更可能采取幫助和關(guān)懷等人際公民行為(Halbesleben & Wheeler, 2015;Trougakos et al., 2015; Xiao et al., 2020)?；诖?我們提出:

H3: 同事關(guān)系能量與人際促進(jìn)行為之間呈正向關(guān)系。

1.5 同事人際反感與人際孤立行為

本研究預(yù)測(cè), 同事人際反感會(huì)激發(fā)同事的人際孤立行為。我們將從趨利避害原則和人際反感的消極人際行為驅(qū)動(dòng)效應(yīng)兩方面進(jìn)行闡述: 其一, 根據(jù)趨利避害原則, 當(dāng)員工引發(fā)同事消極體驗(yàn)時(shí), 同事會(huì)采取措施回避甚至削弱這種消極感受的來(lái)源(Chen & Trevi?o, 2022; Elliot, 2006)。因此, 人際反感作為由低熱情特質(zhì)員工所采取的主動(dòng)行為帶來(lái)的消極情緒狀態(tài), 會(huì)促使同事采取人際孤立行為予以回避。其二, 人際反感具有消極人際行為驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。具體而言, 由于人際反感作為針對(duì)特定他人的討厭情緒, 會(huì)促使同事減少彼此間的人際互動(dòng), 這可能表現(xiàn)為同事采取排斥、忽視或不理睬等方式,以貶低或疏遠(yuǎn)員工(Gray, 1990; Nifadkar et al., 2012;Roseman, 2008)。與該推斷一致, Yu 等(2018)研究發(fā)現(xiàn), 消極的人際情緒會(huì)增加人際偏差行為?；诖?我們提出:

H4: 同事人際反感與人際孤立行為之間呈正向關(guān)系。

1.6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè)

結(jié)合前面相關(guān)論述, 本研究進(jìn)一步提出如下兩個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè):

H5: 員工熱情特質(zhì)調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為通過(guò)同事關(guān)系能量對(duì)人際促進(jìn)行為的間接效應(yīng)。具體而言,員工熱情特質(zhì)越高, 員工主動(dòng)行為通過(guò)同事關(guān)系能量影響人際促進(jìn)行為的間接效應(yīng)越強(qiáng); 反之亦然。

H6: 員工熱情特質(zhì)調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為通過(guò)同事人際反感對(duì)人際孤立行為的間接效應(yīng)。具體而言,員工熱情特質(zhì)越低, 員工主動(dòng)行為通過(guò)同事人際反感影響人際孤立行為的間接效應(yīng)越強(qiáng); 反之亦然。

1.7 研究概覽

為驗(yàn)證理論模型, 我們首先開(kāi)展了一項(xiàng)三階段、多來(lái)源的實(shí)地輪詢問(wèn)卷調(diào)研(研究1)。盡管問(wèn)卷調(diào)研外部效度較高, 但其內(nèi)部效度不足(Park et al., 2022; Zhang et al., 2021)。因此, 為提高研究結(jié)論的內(nèi)部效度和可復(fù)制性, 我們進(jìn)一步開(kāi)展了一個(gè)情境實(shí)驗(yàn)(研究2)來(lái)驗(yàn)證模型變量間的因果關(guān)系。此外, 研究2 使用多條目量表測(cè)量人際孤立行為,可彌補(bǔ)研究1 單條目測(cè)度的不足, 提高研究結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性和可信度。

2 研究1: 輪詢問(wèn)卷調(diào)研

2.1 研究樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究采用問(wèn)卷調(diào)研, 在8 家服務(wù)型企業(yè)進(jìn)行了為期3 輪、每輪中間間隔3 周的數(shù)據(jù)收集。在調(diào)研的企業(yè)中, 團(tuán)隊(duì)成員通常在同一辦公室工作, 彼此工作往來(lái)密切, 這有利于我們獲取團(tuán)隊(duì)成員人際互動(dòng)的相關(guān)信息(Zhang et al., 2021; 湯一鵬 等,2022)。我們?cè)谄髽I(yè)人力資源經(jīng)理的協(xié)助下, 通過(guò)公司內(nèi)部群發(fā)送邀請(qǐng)信和數(shù)據(jù)收集說(shuō)明書(shū)。最終, 來(lái)自87 個(gè)業(yè)務(wù)團(tuán)隊(duì)的87 名領(lǐng)導(dǎo)和450 名團(tuán)隊(duì)成員自愿參與調(diào)查, 業(yè)務(wù)團(tuán)隊(duì)規(guī)模范圍為4～6 人, 涵蓋銷(xiāo)售、人力和市場(chǎng)等職能領(lǐng)域。

本研究采用輪詢法設(shè)計(jì)(Round-robin design;Kenny & La Voie, 1984)進(jìn)行數(shù)據(jù)收集3數(shù)據(jù)分析材料已上傳在OSF 平臺(tái)(研究設(shè)計(jì)詳見(jiàn)https://osf.io/mkf5d?view_only=43ee5120fff24d93b3b9367a3232d29f; 研究數(shù)據(jù)、分析代碼和數(shù)據(jù)結(jié)果詳見(jiàn): https://osf.io/vjft3/?view_only=e4d4ccd799074772b562db3360c00852)。。該方法要求團(tuán)隊(duì)成員相互評(píng)價(jià), 可獲取關(guān)于行動(dòng)者、同伴者和雙方關(guān)系對(duì)人際變量影響的信息, 有利于更好地刻畫(huà)工作場(chǎng)所的人際互動(dòng)(Warner et al., 1979)。我們采用輪詢?cè)O(shè)計(jì)測(cè)量關(guān)系能量、人際反感、人際促進(jìn)行為和人際孤立行為。

在第一輪(T1), 我們邀請(qǐng)領(lǐng)導(dǎo)評(píng)估每位成員的主動(dòng)行為、個(gè)人信息和團(tuán)隊(duì)基本情況, 同時(shí)邀請(qǐng)成員評(píng)估熱情特質(zhì)和個(gè)人信息。該輪回收有效領(lǐng)導(dǎo)答卷65 份(有效回收率74.7%), 有效成員答卷305 份(有效回收率67.8%)。三周后進(jìn)行第二輪(T2), 成員匯報(bào)來(lái)自其他每位團(tuán)隊(duì)成員的關(guān)系能量和對(duì)其他每位團(tuán)隊(duì)成員的人際反感。該輪回收有效成員答卷305 份(有效回收率100%)。三周后進(jìn)行第三輪(T3),成員匯報(bào)針對(duì)其他每位團(tuán)隊(duì)成員的人際促進(jìn)行為和人際孤立行為。該輪回收有效成員答卷305 份(有效回收率100%)。所有被試者填寫(xiě)的均為紙質(zhì)版問(wèn)卷。三輪全部返回并通過(guò)質(zhì)量檢測(cè)的被試者將獲得150 元現(xiàn)金酬勞。我們通過(guò)給每個(gè)被試者賦予獨(dú)特編號(hào)來(lái)匹配三輪問(wèn)卷, 最終得到來(lái)自65 個(gè)團(tuán)隊(duì)(總體有效率74.7%)305 名成員(總體有效率67.8%)的1164 份人際配對(duì)樣本。

在最終團(tuán)隊(duì)成員樣本中: 女性占42.6%; 年齡均值為31.42 (SD= 6.21)歲; 專(zhuān)科及以上占99.3%;平均工作年限和在目前團(tuán)隊(duì)平均工作年限分別為3.66 (SD= 2.28)年和2.91 (SD= 1.40)年。在最終團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)樣本中: 女性占52.5%; 年齡均值為34.45(SD = 5.31)歲; 本科及以上占83.2%; 平均工作年限為6.89 (SD= 3.36)年。團(tuán)隊(duì)平均規(guī)模為10.23(SD= 4.16)人, 平均團(tuán)隊(duì)年齡為12.19 (SD= 4.56)年。

2.2 變量測(cè)量

本研究均使用西方成熟量表測(cè)度各變量, 并采用“翻譯?回譯”法確定中文量表(Brislin, 1986)。各變量均采用Likert?5 點(diǎn)量表進(jìn)行評(píng)分(1 = 非常不同意, 5 = 非常同意)。

員工主動(dòng)行為(T1, Cronbach’s α = 0.85)。采用Frese 等(1997)開(kāi)發(fā)的7 條目量表。具體地, 團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)根據(jù)每位成員的工作表現(xiàn), 回答在多大程度上同意題項(xiàng)中的描述, 樣題如“該員工積極地解決問(wèn)題”。依循Campbell 等(2017)的建議, 我們邀請(qǐng)領(lǐng)導(dǎo)而非同事評(píng)價(jià)員工主動(dòng)行為, 原因在于: 同事評(píng)估可能會(huì)放大員工主動(dòng)行為和同事關(guān)系能量和人際反感之間的影響效應(yīng), 由領(lǐng)導(dǎo)評(píng)估能減少共同方法偏差(Podsakoff et al., 2003)。另外, 領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)員工主動(dòng)行為在組織中被廣泛使用, 這有利于提高外部效度(Smither, 2012)。鑒于我們邀請(qǐng)領(lǐng)導(dǎo)評(píng)估員工主動(dòng)行為, 所以將該變量架構(gòu)在個(gè)體層面。

員工熱情特質(zhì)(T1, Cronbach’s α = 0.78)。采用Helmreich 等(1981)開(kāi)發(fā)的8 條目量表自評(píng), 樣題如“我是樂(lè)于助人的”。

同事關(guān)系能量(T2, Cronbach’s α = 0.88)。成員根據(jù)和其他每位團(tuán)隊(duì)成員在工作中的互動(dòng), 采用Owens 等(2016)開(kāi)發(fā)的5 條目量表逐一評(píng)估自己分別針對(duì)其他每位團(tuán)隊(duì)成員的關(guān)系能量水平, 樣題如“跟該同事交流后, 我受到了鼓舞”。

同事人際反感(T2, Cronbach’s α = 0.79)。成員根據(jù)和其他每位團(tuán)隊(duì)成員在工作中的互動(dòng), 采用Brown 和Keeping (2005)開(kāi)發(fā)的4 條目量表逐一評(píng)估自己分別針對(duì)其他每位團(tuán)隊(duì)成員的人際反感程度, 樣題如“我不喜歡該同事”。

人際促進(jìn)行為(T3, Cronbach’s α = 0.78)。成員根據(jù)和其他每位團(tuán)隊(duì)成員在工作中的互動(dòng), 使用Zhang 等(2021)改編自Sibley (2011)的3 條目量表逐一評(píng)估自己分別針對(duì)其他每位團(tuán)隊(duì)成員的人際促進(jìn)行為, 樣題如“我很樂(lè)意幫助該同事”。

人際孤立行為(T3)。成員根據(jù)和其他每位團(tuán)隊(duì)成員在工作中的互動(dòng), 使用Baethge 等(2020)開(kāi)發(fā)的單條目量表逐一評(píng)估自己分別針對(duì)其他每位團(tuán)隊(duì)成員的人際孤立行為, 樣題如“我很支持該同事”4本研究采用湯一鵬等(2022)改編自Ferris 等(2008)的3 題項(xiàng)量表來(lái)交叉驗(yàn)證單條目量表的有效性, 我們通過(guò)對(duì)收集自120 位在職人士的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 結(jié)果顯示兩種測(cè)度間相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.91 (p < 0.001)。。考慮到人際孤立行為難以識(shí)別, 且存在自我期許偏差(Cuddy et al., 2007; Sibley, 2011), 該題項(xiàng)采取反向計(jì)分。此外, 由于輪詢調(diào)研要求每位參與者對(duì)團(tuán)隊(duì)其他所有成員進(jìn)行評(píng)價(jià), 現(xiàn)有研究常采用單條目量表以減小答題者填寫(xiě)問(wèn)卷的疲勞感和敷衍程度(如, Lee & Duffy, 2019; Taylor et al., 2022)。

控制變量。在個(gè)體層次, 本研究控制了成員的年齡、性別、學(xué)歷、工作年限和團(tuán)隊(duì)任期, 因?yàn)楝F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn), 這些變量會(huì)對(duì)工作場(chǎng)所的人際互動(dòng)產(chǎn)生影響(de Jong et al., 2007; Harrison et al., 1998; To et al., 2021)。由于團(tuán)隊(duì)規(guī)模和團(tuán)隊(duì)年齡也會(huì)影響到團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的人際互動(dòng), 我們也進(jìn)行了控制(Richter et al., 2006; Zhang et al., 2021)。

2.3 分析策略

通過(guò)輪詢?cè)O(shè)計(jì)收集的數(shù)據(jù)具有復(fù)雜的層級(jí)嵌套結(jié)構(gòu), 包括人際層次(dyadic level; 成員A—B)、個(gè)體層次(individual level; 成員A 和成員B)和團(tuán)隊(duì)層次(group level)。本研究采用社會(huì)關(guān)系模型(social relations model, SRM; Kenny, 1994) 來(lái)處理該類(lèi)型數(shù)據(jù)。SRM 通過(guò)將關(guān)系型變量的方差分解為團(tuán)隊(duì)效應(yīng)(group effect)、行動(dòng)者效應(yīng)(actor effect)、同伴效應(yīng)(partner effect)和關(guān)系效應(yīng)(dyadic effect) (徐桃等, 2015), 可提升該類(lèi)型數(shù)據(jù)分析結(jié)果的生態(tài)效度(Li et al., 2022; Tai et al., 2023; To et al., 2021)。

本研究采用Kenny 和Wong (2016)所開(kāi)發(fā)的R軟件包來(lái)進(jìn)行跨層社會(huì)關(guān)系模型分析(Kenny et al.,2006; Tang, Lam, et al., 2022; 宋琪 等, 2023)。為了緩解構(gòu)建交互項(xiàng)導(dǎo)致的多重共線性, 我們對(duì)自變量進(jìn)行組均值中心化, 對(duì)控制變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行總均值中心化(Raudenbush & Bryk, 2002)。為了檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng), 我們采用Bauer 等(2006)的系數(shù)乘積法, 計(jì)算中介效應(yīng)在不同調(diào)節(jié)變量水平(±1SD、±1.5SD和±2SD)下的變化(Zhu et al., 2019)。此外, 我們采用軟件R3.5, 進(jìn)行20, 000 次迭代的隨機(jī)抽樣, 估計(jì)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)95%蒙特卡羅置信區(qū)間(95% Confidence Interval, 95% CIs), 以檢驗(yàn)其顯著性(Preacher et al., 2010)。

2.4 研究結(jié)果

2.4.1 驗(yàn)證性因子分析

本研究采用Mplus7.0 進(jìn)行多層次驗(yàn)證性因子分析, 驗(yàn)證個(gè)體層(即, 員工主動(dòng)行為和員工熱情特質(zhì))和人際層(即, 同事關(guān)系能量、同事人際反感、人際促進(jìn)行為和人際孤立行為)變量間的區(qū)分效度(Solomon et al., 2022)。其中, 單題項(xiàng)測(cè)量的人際孤立行為不納入分析(Eatough et al., 2016; Liu et al.,2021; Solomon et al., 2022)。結(jié)果顯示, 五因子模型擬合度良好: χ2(140) = 616.57, CFI = 0.92, TLI =0.90, RMSEA = 0.05, SRMR人際層= 0.05, SRMR個(gè)體層=0.06, 且顯著優(yōu)于其他備擇模型(310.41 ≤ ?χ2(1≤?df≤ 4) ≤ 1026.08)。

2.4.2 變異分解

如表1 所示, B 因A 獲得的關(guān)系能量和B 對(duì)A的人際反感的總體變異量中, 人際層次的變異分別占31.1%和35.8%; B 對(duì)A 的人際促進(jìn)行為和人際孤立行為的總體變異量中, 人際層次的變異分別占45.7%和63.6%。這表明, 本研究4 個(gè)內(nèi)生變量在很大程度上受到人際互動(dòng)的影響。

表1 變異分解結(jié)果(研究1)

2.4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

表2 中報(bào)告了變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果。

?

H1 預(yù)測(cè)員工熱情特質(zhì)調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為與同事關(guān)系能量間的關(guān)系。當(dāng)員工熱情特質(zhì)較高時(shí), 員工主動(dòng)行為更易增加同事關(guān)系能量。由表3 中模型4 可見(jiàn), A 的主動(dòng)行為與A 的熱情特質(zhì)的交互項(xiàng)顯著正向預(yù)測(cè)B 因A 獲得的關(guān)系能量(b= 0.18,SE=0.07,p= 0.011)。為進(jìn)一步解釋調(diào)節(jié)效應(yīng), 我們采用Johnson?Neyman (J?N)圖來(lái)核對(duì)調(diào)節(jié)變量作用的方向和顯著性區(qū)域(Gardner et al., 2017)。J?N法通過(guò)描繪簡(jiǎn)單斜率的95% CI 可提供關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)更豐富的信息, 彌補(bǔ)傳統(tǒng)描點(diǎn)法(pick-a-point)的不足(Gardner et al., 2017; 馬君, 張銳, 2022)。從圖2 可見(jiàn), 當(dāng)A 的熱情特質(zhì)大于0.42 時(shí), 簡(jiǎn)單斜率的95%CI 不包括0, 并且隨著A 的熱情特質(zhì)水平的增強(qiáng), A的主動(dòng)行為對(duì)B 因A 獲得的關(guān)系能量的簡(jiǎn)單斜率逐漸增強(qiáng)。由此, H1 得到支持。

表3 社會(huì)關(guān)系模型預(yù)測(cè)B 因A 獲得的關(guān)系能量(研究1)

圖2 A 的熱情特質(zhì)在A 的主動(dòng)行為與B 因A 獲得的關(guān)系能量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)(研究1)

H2 預(yù)測(cè)員工熱情特質(zhì)調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為與同事人際反感間的關(guān)系。當(dāng)員工熱情特質(zhì)較低時(shí), 員工主動(dòng)行為更易激發(fā)同事人際反感。由表4 模型4可見(jiàn), A 的主動(dòng)行為與A 的熱情特質(zhì)的交互項(xiàng)顯著負(fù)向影響B(tài) 對(duì)A 的人際反感(b= ?0.14,SE= 0.06,p= 0.020)。進(jìn)一步地,J?N圖表明(見(jiàn)圖3), 當(dāng)A 的熱情特質(zhì)大于0.82 時(shí), 簡(jiǎn)單斜率的95% CI 不包括0, 并且隨著A 的熱情特質(zhì)水平的增強(qiáng), A 的主動(dòng)行為對(duì)B 因A 獲得的人際反感的簡(jiǎn)單斜率逐漸降低。由此, H2 得到支持。

表4 社會(huì)關(guān)系模型預(yù)測(cè)B 對(duì)A 的人際反感(研究1)

圖3 A 的熱情特質(zhì)在A 的主動(dòng)行為與B 對(duì)A 的人際反感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)(研究1)

H3 預(yù)測(cè)同事關(guān)系能量與人際促進(jìn)行為正相關(guān)。如表5 中模型2 所示, B 因A 獲得的關(guān)系能量正顯著影響B(tài) 對(duì)A 的人際促進(jìn)行為(b= 0.25,SE=0.03,p< 0.001)。該效應(yīng)在控制同事人際反感時(shí)仍成立(見(jiàn)表5 模型3,b= 0.17,SE= 0.03,p< 0.001)。由此, H3 得到支持。

表5 社會(huì)關(guān)系模型預(yù)測(cè)B 對(duì)A 的人際促進(jìn)行為和人際孤立行為(研究1)

H4 預(yù)測(cè)同事人際反感與人際孤立行為正相關(guān)。如表5 中模型5 所示, B 對(duì)A 的人際反感正顯著影響B(tài) 對(duì)A 的人際孤立行為(b= 0.14,SE= 0.04,p< 0.001)。該效應(yīng)在控制同事關(guān)系能量時(shí)仍成立(見(jiàn)表5 模型6,b= 0.12,SE= 0.05,p= 0.017)。由此,H4 得到支持。

H5 預(yù)測(cè)員工熱情特質(zhì)調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為通過(guò)同事關(guān)系能量激發(fā)人際促進(jìn)行為這一間接效應(yīng)。表6 匯報(bào)了間接效應(yīng)在不同調(diào)節(jié)變量水平(±1SD、±1.5SD和±2SD)下的變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn), A 的主動(dòng)行為通過(guò)B 因A 獲得的關(guān)系能量影響B(tài) 對(duì)A 的人際促進(jìn)行為這一間接效應(yīng)在A 的熱情特質(zhì)處于: 高水平(+1SD、+1.5SD和+2SD)時(shí)均正顯著, 低水平(?1SD、?1.5SD和?2SD)時(shí)均不顯著, 且兩個(gè)間接效應(yīng)的差值在調(diào)節(jié)變量三個(gè)水平下均顯著(±1SD:difference= 0.04, 95% CI [0.01, 0.07]; ±1.5SD:difference= 0.06, 95% CI [0.01, 0.11]; ±2SD:difference= 0.08, 95% CI [0.02, 0.15])。H5 得到支持。

H6 預(yù)測(cè)員工熱情特質(zhì)調(diào)節(jié)員工主動(dòng)行為通過(guò)影響同事人際反感引發(fā)人際孤立行為這一間接效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), A 的主動(dòng)行為通過(guò)B 對(duì)A 的人際反感影響B(tài) 對(duì)A 的人際孤立行為這一間接效應(yīng)在A的熱情特質(zhì)處于: 高水平且值增大時(shí), 其效應(yīng)由不顯著(+1SD和+1.5SD)變?yōu)樨?fù)顯著(+2SD); 低水平且值變小時(shí), 其效應(yīng)由不顯著(?1SD)變?yōu)檎@著(?1.5SD和?2SD); 且兩個(gè)間接效應(yīng)的差值在調(diào)節(jié)變量三個(gè)水平下均顯著(±1SD:difference= ?0.02,95% CI [?0.04, ?0.002]; ±1.5SD:difference= ?0.03,95% CI [?0.06, ?0.003]; ±2SD:difference= ?0.03,95% CI [?0.08, ?0.004])。H6 得到驗(yàn)證。

表6 被調(diào)節(jié)的間接效應(yīng)分析結(jié)果(研究1)

2.4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)研究結(jié)論的可信度, 我們進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先, 我們將控制變量全部刪除后再分析數(shù)據(jù), 結(jié)果依然支持所提假設(shè)。其次, 能力特質(zhì)是與熱情特質(zhì)平行的另一個(gè)影響社會(huì)信息處理的刻板印象特質(zhì)(Fiske et al., 2002; Fiske et al.,2007), 盡管在理論上熱情特質(zhì)是本研究更為合適的調(diào)節(jié)變量, 但為在實(shí)證上進(jìn)一步支持所提假設(shè),我們針對(duì)員工能力特質(zhì)進(jìn)行了兩項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本研究采用Brosi 等(2016)開(kāi)發(fā)的3 條目量表對(duì)員工能力特質(zhì)進(jìn)行測(cè)量, 樣題如“我是自信的”(Cronbach’s α = 0.61)。第一, 我們將員工能力特質(zhì)作為本文的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行數(shù)據(jù)分析, 結(jié)果顯示, A的主動(dòng)行為與A 的能力特質(zhì)的交互項(xiàng)對(duì): (1) B 因A獲得的關(guān)系能量(b= 0.04,SE= 0.05,p= 0.402)和(2) B 對(duì)A 的人際反感(b= ?0.07,SE= 0.04,p=0.113)均不顯著。第二, 我們加入員工能力特質(zhì)作為控制變量再分析數(shù)據(jù), 結(jié)果顯示, A 的主動(dòng)行為與A 的熱情特質(zhì)的交互項(xiàng)對(duì): (1) B 因A 獲得的關(guān)系能量(b= 0.15,SE= 0.07,p= 0.025)和(2) B 對(duì)A的人際反感(b= ?0.12,SE= 0.06,p= 0.042)顯著。

3 研究2: 情境實(shí)驗(yàn)研究

3.1 研究樣本

本研究通過(guò)見(jiàn)數(shù)(Credamo)平臺(tái)收集數(shù)據(jù), 招募全職職工為被試5實(shí)驗(yàn)材料在OSF 平臺(tái)進(jìn)行預(yù)注冊(cè)(詳見(jiàn), https://osf.io/8qzkh/?view_only=48a77edb83654f73a8de7756fddec25e)。。該平臺(tái)的數(shù)據(jù)質(zhì)量和可信度被以往研究佐證(Baer et al., 2021; Li et al., 2023; 邢志杰 等, 2022)。為保證答卷質(zhì)量, 我們?cè)趩?wèn)卷中添加了5 個(gè)質(zhì)量檢測(cè)問(wèn)題, 以拒絕填答不認(rèn)真的被試(Tai et al., 2023)。最終我們共回收280 份通過(guò)全部質(zhì)量檢測(cè)題項(xiàng)的被試答卷。被試的平均年齡為29.12 (SD= 4.09)歲, 女性占69.6%, 學(xué)歷以本科為主(占74.3%), 平均工作年限為4.34 (SD= 3.50)年。

3.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

本研究采用2 (員工主動(dòng)行為: 高 vs. 低) × 2(員工熱情特質(zhì): 高 vs. 低)雙因素組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。首先, 被試隨機(jī)分配到4 個(gè)實(shí)驗(yàn)情境后匯報(bào)人口統(tǒng)計(jì)變量。然后, 被試閱讀情境設(shè)定材料: “您叫張三,與員工李四在同一個(gè)生產(chǎn)小組工作。您的生產(chǎn)小組被分配了很重的生產(chǎn)任務(wù), 您和小組同事需按時(shí)完成生產(chǎn)任務(wù)。昨天, 小組又來(lái)了新的成員, 需要對(duì)其進(jìn)行培訓(xùn)。所以大家不得不在完成生產(chǎn)任務(wù)的同時(shí)還要抽出時(shí)間來(lái)培訓(xùn)新成員, 感到壓力很大” [改編自Bledow 和Frese (2009)開(kāi)發(fā)的情境材料]。緊接著, 被試仔細(xì)閱讀各自關(guān)于員工主動(dòng)行為和熱情特質(zhì)的操縱情境材料(見(jiàn)下文)。隨后, 被試先回答操縱檢驗(yàn), 然后再回答同事關(guān)系能量、同事人際反感、人際促進(jìn)行為和人際孤立行為的問(wèn)卷。最后, 為保證操縱有效, 被試回答是否了解實(shí)驗(yàn)?zāi)康?苗曉燕 等, 2021)。結(jié)果表明所有被試均未猜到實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。為控制順序效?yīng)的干擾, 一半被試先操縱員工主動(dòng)行為, 再操縱員工熱情特質(zhì); 另一半則相反(邢志杰 等, 2022)。此外, 單一來(lái)源和單一時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)可能會(huì)存在一定的多重共線性, 我們對(duì)量表題項(xiàng)進(jìn)行了隨機(jī)分布并穿插質(zhì)量檢測(cè)題項(xiàng), 來(lái)減少潛在的響應(yīng)模式偏差(如出于慣性或?yàn)闈M足實(shí)驗(yàn)預(yù)期而作答)和共同方法偏差(Krishnan et al., 2006; Smit &Montag-Smit, 2019)。

員工主動(dòng)行為的操縱。結(jié)合Bledow 和Frese(2009)的主動(dòng)行為情境材料改編而成。由于在研究1 數(shù)據(jù)分析中, 我們對(duì)員工主動(dòng)行為進(jìn)行了組均值中心化(Sun et al., 2021; Zhang et al., 2021)。由此,依循Zhang 等(2021)的做法, 為了讓實(shí)驗(yàn)和問(wèn)卷擬合變量的內(nèi)涵保持一致, 本研究員工主動(dòng)行為操縱材料擬合的是員工相對(duì)團(tuán)隊(duì)均值的主動(dòng)行為表現(xiàn)。

員工主動(dòng)行為[高/低]組材料: “面臨這樣的情況, 您發(fā)現(xiàn), 相比于生產(chǎn)小組的平均水平, [李四更積極地處理問(wèn)題, 會(huì)主動(dòng)和大家一起討論, 尋找解決方案/李四處理問(wèn)題不太積極, 只是偶爾試圖尋找問(wèn)題的解決方案, 但不太能堅(jiān)持貫徹落實(shí)]。就在幾天前, 李四提出可以分組對(duì)新員工進(jìn)行培訓(xùn)以減少工作量, 但有同事并不贊成, [李四幾乎花了整整兩天時(shí)間, 向這些同事解釋這個(gè)方案的優(yōu)點(diǎn), 并說(shuō)服大家實(shí)施/李四就沒(méi)有再管這件事了]。同時(shí), 您還發(fā)現(xiàn), 為了按時(shí)完成小組這次的生產(chǎn)任務(wù), 相比于小組的平均水平, [李四總是更積極主動(dòng)地承擔(dān)超出職責(zé)的任務(wù)量/李四主動(dòng)承擔(dān)超出職責(zé)的任務(wù)量的情形較少], 此外, 李四在嘗試開(kāi)發(fā)新的裝配方式來(lái)提升工作效率、學(xué)習(xí)新技能和軟件來(lái)改善自身工作條件方面也[低于/高于]平均水平”。

員工熱情特質(zhì)的操縱。采用Stiegert 等(2021)對(duì)熱情特質(zhì)的操縱材料。

員工熱情特質(zhì)[高/低]組材料: “李四是一個(gè)[非常/很不]熱情的人, 家人、朋友和同事都一致認(rèn)為李四是他們遇到過(guò)的[最/最不]熱情的人之一”。

3.3 變量測(cè)量

操縱檢驗(yàn)工具。對(duì)員工主動(dòng)行為的操縱檢驗(yàn),我們采用研究1 中Frese 等(1997)開(kāi)發(fā)的7 條目量表(Cronbach’s α = 0.97)。對(duì)員工熱情特質(zhì)的操縱檢驗(yàn), 我們通過(guò)詢問(wèn)被試在多大程度上同意“李四是熱情的”來(lái)進(jìn)行, 該題項(xiàng)源自研究1 中Helmreich 等(1981)開(kāi)發(fā)的熱情特質(zhì)量表。

其他變量的測(cè)度工具。我們采用與研究1 相同的量表測(cè)量被試作為張三, 對(duì)同事李四的關(guān)系能量(Cronbach’s α = 0.95)、人際反感(Cronbach’s α =0.89)和人際促進(jìn)行為(Cronbach’s α = 0.81)。人際孤立行為(Cronbach’s α = 0.83)采用湯一鵬等(2022)改編自Ferris 等(2008)的3 題項(xiàng)量表進(jìn)行測(cè)量。樣題如“我會(huì)回避與李四有眼神接觸”。上述測(cè)度均邀請(qǐng)被試根據(jù)當(dāng)下的感受, 回答對(duì)題項(xiàng)的同意程度。

3.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.4.1 操縱檢驗(yàn)

員工主動(dòng)行為高組的得分(M= 4.36,SD= 0.32,N= 140)顯著高于低組(M= 1.94,SD= 0.48,N=140),t(278) = 49.53,p< 0.001, Cohen’sd= 5.92。員工熱情特質(zhì)高組的得分(M= 4.57,SD= 0.56,N=141)顯著高于低組(M= 1.35,SD= 0.57,N= 139),t(278) = 47.37,p< 0.001, Cohen’sd= 5.66。研究2對(duì)變量操縱有效。

3.4.2 驗(yàn)證性因子分析

本研究采用Mplus7.0 對(duì)變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。結(jié)果顯示, 假設(shè)的五因子模型具有良好的擬合度: χ2(199) = 343.07, CFI = 0.98, TLI = 0.97,RMSEA = 0.05, SRMR = 0.05, 且顯著優(yōu)于其他四因子(115.33 ≤ ?χ2(?df= 4) ≤ 472.19)和單因子(?χ2(?df= 15) = 2492.68)備擇模型。

3.4.3 假設(shè)檢驗(yàn)

變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表7 所示。本研究所有變量均由同一個(gè)被試在同一時(shí)點(diǎn)評(píng)估,可能存在多重共線性。我們計(jì)算了中介和結(jié)果變量間的方差膨脹因子(VIF), 結(jié)果顯示VIF 值范圍為[1.34, 2.59], 遠(yuǎn)低于臨界值10, 說(shuō)明不存在多重共線性(Owens & Hekman, 2016)。本研究基于軟件SPSS 24 進(jìn)行2×2 方差分析(ANOVA)檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)(H1、H2), 通過(guò)多元回歸檢驗(yàn)直接效應(yīng)(H3、H4), 同時(shí)利用軟件R3.5 采用蒙特卡羅方法檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(H5、H6)。

表7 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)(研究2)

ANOVA 結(jié)果(見(jiàn)表8)顯示: 員工主動(dòng)行為和員工熱情特質(zhì)對(duì)同事關(guān)系能量的交互作用顯著,F(1,276) = 58.14,p< 0.001, Cohen’sd= 0.92。對(duì)交互作用進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析(見(jiàn)圖4), 結(jié)果表明: 當(dāng)員工熱情特質(zhì)處于高水平時(shí), 員工主動(dòng)行為高組的被試體驗(yàn)的同事關(guān)系能量水平(M= 4.24,SD= 0.34)顯著高于低組(M= 2.27,SD= 0.63),F(1, 139) = 18.80,p< 0.001, Cohen’sd= 3.87。盡管當(dāng)員工熱情特質(zhì)處于低水平時(shí), 員工主動(dòng)行為高組的被試體驗(yàn)的同事關(guān)系能量水平(M= 2.67,SD= 0.89)也顯著高于低組(M= 1.87,SD= 0.59),F(1, 137) = 24.65,p<0.001, Cohen’sd= 1.06, 但是增長(zhǎng)幅度(?關(guān)系能量 =0.80)遠(yuǎn)不及高水平熱情特質(zhì)組的情形(?關(guān)系能量 =1.97), 且兩者間差異的95% CI 為[0.87, 1.47]。一般線性回歸分析結(jié)果也表明員工主動(dòng)行為和員工熱情特質(zhì)的交互項(xiàng)與同事關(guān)系能量正相關(guān)(b= 1.17,SE= 0.15,p< 0.001)。由此, H1 得到支持。

表8 員工主動(dòng)行為和員工熱情特質(zhì)對(duì)同事關(guān)系能量和人際反感影響的方差分析結(jié)果(研究2)

圖4 員工熱情特質(zhì)在員工主動(dòng)行為和同事關(guān)系能量間的調(diào)節(jié)作用(研究2)

員工主動(dòng)行為和員工熱情特質(zhì)對(duì)同事人際反感的交互作用顯著,F(1, 276) = 93.38,p< 0.001,Cohen’sd= 1.16。對(duì)交互作用進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率分析(見(jiàn)圖5), 結(jié)果表明: 當(dāng)員工熱情特質(zhì)處于高水平時(shí),員工主動(dòng)行為高組的被試體驗(yàn)的同事人際反感水平(M= 1.66,SD= 0.31)顯著低于低組(M= 2.64,SD=0.58),F(1, 139) = 33.75,p< 0.001, Cohen’sd=2.12。當(dāng)員工熱情特質(zhì)處于低水平時(shí), 員工主動(dòng)行為高組的被試體驗(yàn)的同事人際反感水平(M= 3.45,SD= 0.66)顯著高于低組(M= 3.19,SD= 0.54),F(1,137) = 4.94,p= 0.03, Cohen’sd= 0.42。一般線性回歸分析結(jié)果也表明員工主動(dòng)行為和員工熱情特質(zhì)的交互項(xiàng)與同事人際反感負(fù)相關(guān)(b= ?1.24,SE=0.13,p< 0.001)。由此, H2 得到支持。

圖5 員工熱情特質(zhì)在員工主動(dòng)行為和同事人際反感間的調(diào)節(jié)作用(研究2)

多元回歸結(jié)果表明(見(jiàn)表9), 同事關(guān)系能量和人際促進(jìn)行為正相關(guān)(見(jiàn)模型2,b= 0.52,SE= 0.06,p< 0.001)。該效應(yīng)在控制同事人際反感時(shí)仍成立(見(jiàn)模型3,b= 0.41,SE= 0.06,p< 0.001)。由此, H3得到支持。進(jìn)一步地, 蒙特卡羅法結(jié)果顯示, 員工主動(dòng)行為通過(guò)同事關(guān)系能量影響同事人際促進(jìn)行為這一間接效應(yīng)在員工熱情特質(zhì)處于: 高水平(indirecteffect= 1.03, 95% CI [0.75, 1.33])和低水平(indirecteffect= 0.42, 95% CI [0.028, 0.57])均正顯著, 但兩個(gè)間接效應(yīng)差值顯著(difference= 0.61,95% CI [0.42, 0.83])。由此, H5 得到支持。

同時(shí), 由表9 可見(jiàn), 同事人際反感與人際孤立行為正相關(guān)(見(jiàn)模型5,b= 0.63,SE= 0.07,p<0.001)。該效應(yīng)在控制同事關(guān)系能量時(shí)仍成立(見(jiàn)模型6,b= 0.61,SE= 0.07,p< 0.001)。由此, H4 得到支持。進(jìn)一步地, 蒙特卡羅法結(jié)果顯示, 員工主動(dòng)行為通過(guò)同事人際反感影響同事人際孤立行為這一間接效應(yīng)在員工熱情特質(zhì)處于: 高水平負(fù)顯著(indirecteffect= ?0.63, 95% CI [?0.88, ?0.40]), 低水平正顯著(indirecteffect= 0.16, 95% CI [0.05,0.28]), 兩個(gè)間接效應(yīng)差值顯著(difference= ?0.79,95% CI [?1.03, ?0.57])。由此, H6 得到支持。

4 討論

4.1 主要結(jié)論

本研究整合趨近?回避系統(tǒng)理論和刻板印象特質(zhì)相關(guān)文獻(xiàn), 探討了員工主動(dòng)行為對(duì)同事的人際收益與代價(jià), 通過(guò)分析輪詢?cè)O(shè)計(jì)問(wèn)卷調(diào)研(研究1)和情境實(shí)驗(yàn)(研究2)收集的數(shù)據(jù), 明晰了員工主動(dòng)行為引發(fā)同事人際促進(jìn)行為和人際孤立行為的邊界條件和傳導(dǎo)機(jī)制。具體為: 當(dāng)員工熱情特質(zhì)處于高水平時(shí), 其主動(dòng)行為會(huì)激發(fā)同事的關(guān)系能量, 進(jìn)而驅(qū)動(dòng)同事采取人際促進(jìn)行為; 當(dāng)員工熱情特質(zhì)處于低水平時(shí), 其主動(dòng)行為會(huì)誘發(fā)同事的人際反感, 致使同事采取人際孤立行為。本研究有利于拓展現(xiàn)有主動(dòng)行為在人際間影響的理論認(rèn)知, 對(duì)管理實(shí)踐具有一定的啟發(fā)。

4.2 理論意義

首先, 本研究通過(guò)探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事關(guān)系的雙刃劍影響, 有助于我們從辯證的視角看待主動(dòng)行為在人際間的影響效應(yīng)。盡管探討各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念在人際間的影響效應(yīng)是學(xué)界目前熱議話題(Chen & Trevi?o, 2022; Parker et al., 2019; Sun et al.,2021), 但現(xiàn)有研究大多探討其對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的影響, 對(duì)同事這一職場(chǎng)重要人際對(duì)象的研究著墨較少(Fuller et al., 2015; Wihler et al., 2017)。更重要的是, 現(xiàn)有學(xué)者大多關(guān)注各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念在人際間單一的積極或消極作用(Bark et al., 2022; Wihler et al., 2017;Xu et al., 2023)。這些矛盾的研究結(jié)論不僅不利于我們正確認(rèn)識(shí)主動(dòng)行為的人際影響, 同時(shí)也不便于業(yè)界管理。本研究發(fā)現(xiàn)員工主動(dòng)行為會(huì)引發(fā)同事人際促進(jìn)行為和人際孤立行為這一雙刃劍效應(yīng), 不僅有助于我們辯證地看待員工主動(dòng)行為對(duì)同事的影響效應(yīng), 還有利于搭建更加系統(tǒng)的主動(dòng)性人際影響理論框架。

其次, 本研究基于刻板印象特質(zhì)相關(guān)文獻(xiàn), 通過(guò)引入員工熱情特質(zhì)作為邊界條件, 找到了分離員工主動(dòng)行為對(duì)同事關(guān)系產(chǎn)生雙刃劍影響的“鑰匙”。目前, 在主動(dòng)性研究領(lǐng)域, 關(guān)于“員工主動(dòng)性在何種情境下產(chǎn)生人際收益或人際代價(jià)”這一理論議題的研究尚處于起步階段, 有關(guān)分離主動(dòng)性對(duì)同事產(chǎn)生雙刃劍影響的邊界因素研究也相對(duì)有限。據(jù)我們所知, 目前僅有Zhang 等(2021)關(guān)注了團(tuán)隊(duì)主動(dòng)性氛圍這一情景因素的邊界作用。然而, Parker 等(2019)指出, 主動(dòng)行為的人際影響可能因行為主體而異。遺憾的是, 在研究主動(dòng)性對(duì)同事的雙刃劍影響時(shí), 目前尚未有文獻(xiàn)探討員工特質(zhì)的邊界作用。由此, 本研究通過(guò)引入員工熱情特質(zhì)作為調(diào)節(jié)變量,找到了啟動(dòng)員工主動(dòng)行為對(duì)同事產(chǎn)生正負(fù)面影響的另一把獨(dú)特“鑰匙”。更重要的是, 有別于團(tuán)隊(duì)主動(dòng)性氛圍, 熱情特質(zhì)是一個(gè)獨(dú)立于情境的個(gè)體差異因素。因此, 在主動(dòng)性人際影響研究中, 熱情特質(zhì)這一邊界因素的析出, 有助于豐富現(xiàn)有邊界研究范疇。此外, 該調(diào)節(jié)變量的明晰, 有助于我們厘清員工主動(dòng)行為之所以觸發(fā)迥然不同的同事反應(yīng)的底層原因, 彌合學(xué)界關(guān)于主動(dòng)性具有積極和消極人際影響的分歧, 也回應(yīng)了Zhang 等(2021)關(guān)于“后續(xù)學(xué)者在探討各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念人際影響時(shí), 應(yīng)探討員工特征的邊界作用”的建議。

最后, 本研究通過(guò)引入趨近?回避系統(tǒng)理論的新理論視角, 厘清了同事面對(duì)不同類(lèi)型(即, 高低水平熱情特質(zhì))員工的主動(dòng)行為所產(chǎn)生的差異化情緒和行為反應(yīng), 從而豐富了我們對(duì)主動(dòng)行為在人際間影響效應(yīng)展開(kāi)過(guò)程的認(rèn)知。以往研究在探討各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念的人際影響效應(yīng)時(shí)所采取的理論視角較為零散, 通常假設(shè)各類(lèi)主動(dòng)性構(gòu)念會(huì)產(chǎn)生單一的正面或負(fù)面影響, 并據(jù)此推斷其相應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制。例如, 一些學(xué)者從社會(huì)角色理論和社會(huì)學(xué)習(xí)理論出發(fā), 探討了員工主動(dòng)性的積極人際影響及其內(nèi)在機(jī)理(如激發(fā)同事自主動(dòng)機(jī), Bark et al., 2022; 張穎等, 2022), 而另一些學(xué)者則從社會(huì)比較理論和面子管理理論出發(fā), 探討了主動(dòng)性的消極人際影響及其展開(kāi)過(guò)程(如引發(fā)同事妒忌, Isaakyan et al., 2021;Sun et al., 2021)。然而, 令人遺憾的是, 學(xué)界至今尚未明晰不同類(lèi)型員工采取的主動(dòng)行為是如何引發(fā)同事差異化的行為反應(yīng)。由此, 本研究基于趨近?回避系統(tǒng)理論這一新的理論視角, 通過(guò)引入關(guān)系能量和人際反感這一對(duì)趨近和回避導(dǎo)向情緒, 深入洞悉了具有不同水平熱情特質(zhì)的員工的主動(dòng)行為, 是“如何”觸發(fā)同事人際促進(jìn)和人際孤立這兩種截然不同行為的內(nèi)在情緒機(jī)理, 豐富了學(xué)界關(guān)于主動(dòng)行為在人際間產(chǎn)生差異化影響效應(yīng)作用過(guò)程的認(rèn)知。

4.3 實(shí)踐意義

本研究對(duì)管理者、員工和同事均有一定的實(shí)踐啟示。首先, 員工主動(dòng)行為對(duì)同事具有雙刃劍影響這一結(jié)論, 啟發(fā)管理者應(yīng)理性看待并合理引導(dǎo)員工的主動(dòng)行為。業(yè)界以往大多強(qiáng)調(diào)主動(dòng)行為給員工和組織帶來(lái)的益處, 提倡并鼓勵(lì)員工采取主動(dòng)行為(Erdogan & Bauer, 2005; Grant et al., 2011)。然而,本研究發(fā)現(xiàn), 員工主動(dòng)行為對(duì)同事不僅具有積極作用, 也存在消極影響。因此, 作為解決問(wèn)題的第一步, 管理者應(yīng)意識(shí)到員工主動(dòng)行為對(duì)同事的潛在危害性。在此基礎(chǔ)上, 我們建議管理者應(yīng)采取措施規(guī)避員工主動(dòng)行為對(duì)同事的消極作用, 促進(jìn)其積極作用。由于本研究發(fā)現(xiàn)具有不同水平熱情特質(zhì)的員工的主動(dòng)行為會(huì)導(dǎo)致同事產(chǎn)生性質(zhì)迥異的情緒和人際行為, 這為管理者的干預(yù)提供了有效的手段和途徑。具體地: 首先, 組織在招聘和選拔成員時(shí), 可通過(guò)人格測(cè)試, 盡可能地選擇具有高熱情特質(zhì)的員工。其次, 對(duì)現(xiàn)有組織中具有高水平熱情特質(zhì)的員工, 管理者可鼓勵(lì)其采取主動(dòng)行為, 在同事中形成相互促進(jìn)的良性循環(huán)(Baer & Frese, 2003)。同時(shí),人格心理學(xué)研究發(fā)現(xiàn), 個(gè)體的人格特質(zhì)在成年后也有一定的可塑性(Caspi et al., 2005; Li et al., 2021)。由此, 對(duì)于那些具有低水平熱情特質(zhì)的員工, 管理者可以通過(guò)培訓(xùn)提升其熱情程度, 從而緩解其主動(dòng)行為對(duì)同事的消極影響。

其次, 員工個(gè)人也必須意識(shí)到其主動(dòng)行為對(duì)同事存在的潛在人際風(fēng)險(xiǎn)。為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn), 員工需結(jié)合自身和他人情況, 合理開(kāi)展主動(dòng)行為。一方面,員工需要做到“知己”, 意識(shí)到自身具備的高水平熱情特質(zhì)可使主動(dòng)行為在同事中收獲積極的人際效果。為此, 員工可采取措施強(qiáng)化同事對(duì)自身的熱情印象。另一方面, 員工需要做到“知彼”, 意識(shí)到同事關(guān)系能量和人際反感是傳導(dǎo)自身主動(dòng)行為引發(fā)同事正負(fù)面人際行為的情緒中介。由此, 為了規(guī)避員工主動(dòng)行為最終引發(fā)同事消極的人際孤立行為,員工需關(guān)注同事跟自身相處過(guò)程中的情緒狀態(tài), 如若同事表現(xiàn)出對(duì)自身的反感情緒時(shí), 員工應(yīng)即時(shí)采取措施, 阻斷情緒最終演化為消極行為。

最后, 當(dāng)面對(duì)其他員工的主動(dòng)行為時(shí), 同事應(yīng)意識(shí)到員工熱情特質(zhì)僅是推斷該行為對(duì)自身利害性的線索之一。為避免誤判, 我們建議同事應(yīng)綜合考量多方因素, 明智地選擇趨近或回避應(yīng)對(duì)方式。此外, 由于同事對(duì)員工主動(dòng)行為的反應(yīng)對(duì)員工和團(tuán)隊(duì)有效性均具有深遠(yuǎn)影響(Grant & Parker, 2009; Ng et al., 2021; Zhang et al., 2021), 因此, 我們也鼓勵(lì)同事以積極的情緒和行為對(duì)待采取主動(dòng)行為的員工, 努力減少對(duì)低熱情特質(zhì)員工主動(dòng)行為的人際反感情緒和人際孤立行為。

4.4 不足與展望

本研究也存在一些不足, 可在未來(lái)研究中進(jìn)一步完善。第一, 本研究數(shù)據(jù)部分存在可進(jìn)一步優(yōu)化之處。比如, 在研究1 中, 我們采用單條目測(cè)量人際孤立行為。雖然在輪詢?cè)O(shè)計(jì)調(diào)研中, 為減輕答題者的疲勞和敷衍程度, 該方法常被使用(Lee &Duffy, 2019; Taylor et al., 2022)。但單題項(xiàng)測(cè)量的效度確實(shí)有所欠缺(衛(wèi)旭華, 張亮花, 2019)。為彌補(bǔ)該不足, 我們?cè)谘芯? 中通過(guò)收集額外的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了該測(cè)量方式的有效性, 同時(shí)研究2 使用多題項(xiàng)量表測(cè)量人際孤立行為。盡管如此, 為提升研究結(jié)論的信效度, 我們建議后續(xù)研究盡量避免使用單題項(xiàng)量表。此外, 研究1 采用時(shí)間滯后的輪詢?cè)O(shè)計(jì)來(lái)驗(yàn)證所提假設(shè), 但該方法不能很好地支持變量間因果關(guān)系推斷。而研究2 采用閱讀文本材料這一刺激方式進(jìn)行實(shí)驗(yàn)干預(yù), 和真實(shí)現(xiàn)實(shí)場(chǎng)景仍存在一定的差距,這不可避免地限制了本研究的生態(tài)性。因此, 我們建議未來(lái)研究一方面可嘗試收集長(zhǎng)時(shí)面板數(shù)據(jù)強(qiáng)化問(wèn)卷研究中變量的因果關(guān)系推斷, 另一方面可采取虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)或現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)開(kāi)展實(shí)驗(yàn)研究以更好地模擬真實(shí)場(chǎng)景, 增加研究的生態(tài)性。

第二, 本研究基于趨近?回避系統(tǒng)理論, 聚焦于同事關(guān)系能量和人際反感在解釋同事針對(duì)員工主動(dòng)行為產(chǎn)生的趨近和回避導(dǎo)向行為中的作用。未來(lái)研究亦可整合其他理論視角探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事行為的影響及其中介機(jī)制。例如, 印象管理理論提出, 人們會(huì)試圖通過(guò)營(yíng)造在他人心中的良好印象來(lái)滿足被認(rèn)可的內(nèi)在需求(Leary & Kowalski,1990; 瞿皎姣 等, 2021)。由此, 當(dāng)同事觀察到員工采取主動(dòng)行為時(shí), 他們可能會(huì)擔(dān)心自己給他人留下消極懈怠的印象。為規(guī)避這一印象威脅, 同事可能會(huì)通過(guò)爭(zhēng)先進(jìn)、做表率等方式來(lái)維護(hù)積極的個(gè)人形象。

第三, 本研究從靜態(tài)視角探討員工主動(dòng)行為對(duì)同事的影響。然而, 有學(xué)者發(fā)現(xiàn)員工主動(dòng)行為除了存在個(gè)體間差異外, 也會(huì)在每日間發(fā)生波動(dòng)變化(Cangiano et al., 2019)。因此未來(lái)研究可結(jié)合適當(dāng)?shù)睦碚? 運(yùn)用經(jīng)驗(yàn)抽樣法, 采取動(dòng)態(tài)視角捕捉員工每日主動(dòng)行為對(duì)同事的瞬時(shí)影響。

最后, 東西方文化差異可能會(huì)影響同事對(duì)員工主動(dòng)行為的評(píng)價(jià)和反應(yīng)。例如, 東方文化強(qiáng)調(diào)集體主義, 要求關(guān)注他人的影響。相反, 西方文化強(qiáng)調(diào)個(gè)體主義, 不太關(guān)心他人。前者/后者可能會(huì)放大/削弱員工主動(dòng)行為對(duì)同事的影響強(qiáng)度(Tafarodi &Walters, 1999)。同時(shí), 在集體主義文化下, 同事對(duì)員工主動(dòng)行為采取積極還是消極反應(yīng)類(lèi)型, 可能更多地取決于行為者本身(如熱情特質(zhì)高低)和雙方關(guān)系(如朋友還是敵人)等邊界因素(Parker et al.,2019)。因此, 我們建議未來(lái)研究系統(tǒng)深入地探討東西方文化差異, 包括但不限于探討文化中的集體/個(gè)體主義、中庸文化和面子意識(shí)等人際規(guī)范相關(guān)因素, 是如何影響同事對(duì)員工主動(dòng)性的反應(yīng)類(lèi)型和強(qiáng)度。

致謝：作者特別感謝編委和匿名評(píng)審專(zhuān)家的建設(shè)性意見(jiàn)。

附錄:

附表1 員工主動(dòng)行為與其他主動(dòng)性構(gòu)念辨析