摘" 要" 在鼓勵合作創(chuàng)新的背景下， 員工跨界已然成為組織創(chuàng)新的源泉。盡管既有研究基于行為者視角檢驗了員工跨界對自身的影響， 但其對上司影響如何鮮有研究關(guān)注。為此， 本研究基于積極人際互動視角， 采用情景實驗（研究1）與多時點上下級匹配問卷調(diào)查（研究2）， 探討員工跨界何時以及如何影響上司支持。研究1 （N = 220）結(jié)果表明， 員工向上建議尋求水平越高， 上司會對跨界員工產(chǎn)生更高程度的認(rèn)知信任和情感信任， 從而給予員工更高水平的人際支持。研究2 （N = 406）再次表明員工向上建議尋求正向調(diào)節(jié)員工跨界對上司情感信任的直接作用及其通過情感信任對上司支持的間接作用， 但不支持向上建議尋求對上司認(rèn)知信任路徑的調(diào)節(jié)作用。以上研究結(jié)果有助于全面揭示員工跨界對上司支持的影響效應(yīng)， 從而為組織管理員工跨界與維持和諧上下級關(guān)系提供理論依據(jù)和決策借鑒。

關(guān)鍵詞" 員工跨界， 上司支持， 認(rèn)知信任， 情感信任， 向上建議尋求

分類號" B849： C93

1" 問題提出

隨著VUCA時代的到來， 組織創(chuàng)新成為企業(yè)生存發(fā)展的必由之路， 而組織創(chuàng)新源于多元異質(zhì)知識的整合創(chuàng)造， 但多元異質(zhì)知識源于不同領(lǐng)域的跨界融合， 因而企業(yè)為應(yīng)對瞬息萬變的外部環(huán)境需要不斷與外界加強跨界合作（陳志紅， 李健， 2020）?？缃纾╞oundary spanning）是行為主體為實現(xiàn)目標(biāo)與提升效能而采取的一種與外部實體建立聯(lián)系并不斷互動以獲得專業(yè)知識和信息資源的行為（Ancona amp; Caldwell， 1992）。研究表明， 跨界行為對跨界者、團(tuán)隊及組織的績效、創(chuàng)造力和創(chuàng)新均有顯著促進(jìn)作用（Ancona， 1990; 宋萌 等， 2017; 張大力， 葛玉輝， 2016）， 而員工作為組織跨界的主體， 是多元異質(zhì)知識獲取、整合與創(chuàng)造的推動者， 因而員工跨界受到學(xué)界與業(yè)界的廣泛關(guān)注（朱金強 等， 2020）。

文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)， 既有員工跨界后效研究多以跨界行為者為中心， 探究跨界行為對員工自身的積極與消極影響（藍(lán)媛美 等， 2022）， 如提升工作績效（崔明明 等， 2018; Liu et al.， 2018）、創(chuàng)造力（張建衛(wèi) 等， 2021）， 導(dǎo)致角色模糊（Rigopoulou et al.， 2012）和心理痛苦（Glavin et al.， 2011）等。然而， 員工并非孤立的個體， 其跨界行為與團(tuán)隊或組織中其他個體的利益密切相關(guān)（Edmondson amp; Harvey， 2018）， 而以往研究均忽視了員工跨界對利益相關(guān)者的潛在人際影響。上司負(fù)責(zé)員工關(guān)鍵任務(wù)分配并依據(jù)員工表現(xiàn)做出重要人事決策， 是員工在組織中最為重要的利益相關(guān)者和人際互動對象（DeRue amp; Ashford， 2010; 易明 等， 2021）。那么， 當(dāng)員工實施跨界行為時， 上司會如何回應(yīng)呢？對于這一問題， 僅有少數(shù)學(xué)者基于領(lǐng)地理論發(fā)現(xiàn)員工跨界可能存在“功高蓋主”的風(fēng)險。由于員工頻繁與外界互動（Faraj amp; Yan， 2009）， 削弱了上司對領(lǐng)地的控制， 因而上司會基于對員工跨界的威脅性評估而對員工采取人際阻抑行為（Mell et al.， 2022）。然而， 員工跨界是否存在“功高且不蓋主”， 即上司由于體會到跨界員工的“勞苦功高”而給予積極人際回應(yīng)， 既有研究尚乏解答。研究發(fā)現(xiàn)， 特定情況下， 上司會對員工對組織有益但又挑戰(zhàn)權(quán)威的行為（例如主動變革或建言）給予更高的職業(yè)評價或工作獎勵（Park et al.， 2022; Xu et al.， 2023）。事實上， 探討上司對員工跨界的積極人際回應(yīng)更能為組織管理員工跨界， 促進(jìn)跨界員工成長和組織發(fā)展， 同時維持和諧上下級關(guān)系提供決策參考。

因此， 為彌補員工跨界對上司積極人際效應(yīng)研究的不足， 本研究嘗試借鑒人際互動觀點， 從員工跨界如何實現(xiàn)“功高且不蓋主”這一問題出發(fā)， 探討員工跨界對上司支持的影響。員工與上司的人際互動表現(xiàn)在日常工作各方面， 包括主體間語言、態(tài)度和行為等， 作為與上司利益密切相關(guān)的日常工作行為， 員工跨界既可能給上司帶來完成目標(biāo)任務(wù)所需的異質(zhì)知識和信息等資源， 也可能威脅上司外部身份與內(nèi)部影響， 因而是引起上司與員工人際互動的關(guān)鍵觸發(fā)事件。積極人際互動視角考慮人際交往的長期因素而非短期目標(biāo)， 以利他、合作、公平等親社會規(guī)則作為持久互惠的行為框架（Johnson， 2003）。其中， 人際信任是積極人際互動的核心概念， 指一方對另一方行為和意圖的積極預(yù)期及愿為另一方行為承擔(dān)傷害的意愿（Ng amp; Chua， 2006）， 包括認(rèn)知信任與情感信任（McAllister， 1995）。高水平信任來源于雙方在交往過程中相互依賴的合作關(guān)系（Cropanzano et al.， 2017）。員工與上司以互惠為原則進(jìn)行互動， 當(dāng)員工行為滿足上司積極預(yù)期時， 上司會對員工產(chǎn)生人際信任并采取支持行為進(jìn)行回饋（鄒文篪 等， 2012）。因此， 當(dāng)員工跨界為團(tuán)隊帶來收益并促進(jìn)團(tuán)隊目標(biāo)實現(xiàn)時（Ancona， 1990）， 上司可能增強對跨界員工的認(rèn)知信任與情感信任， 進(jìn)而給予人際支持。

然而， 人際互動具有不確定性， 個體對他人行為動機的錯誤判斷會阻礙積極互動的進(jìn)行（Rusbult amp; Van Lange， 2003）， 因此上司對員工跨界的主觀評價是影響其人際回應(yīng)的重要邊界（Fulmer amp; Gelfand， 2012）。積極人際互動的自我表現(xiàn)觀認(rèn)為， 個體會主動展示特定行為策略以影響其被互動對象感知的方式， 進(jìn)而獲得期望的人際反應(yīng)（Higgins et al.， 2003）。因此， 地位較低的員工可能會對其上司施加向上影響以最大化上司對其跨界行為的積極解讀（Ferris et al.， 2002）。基于此， 本研究提出， 員工向上建議尋求作為上行影響策略的重要方式之一， 可能會塑造上司對員工跨界意圖的積極感知（Mell et al.， 2022）。向上建議尋求被定義為員工在做重要決定或執(zhí)行重大事項前主動與上司溝通、交流工作進(jìn)展以尋求上司理解和建議的程度（Curran et al.， 2010）。在高權(quán)力距離、遵從權(quán)威和差序格局的中國情境下， 向上尋求建議充分體現(xiàn)下屬對上司權(quán)力地位與工作能力的認(rèn)可和尊重， 同時讓上司了解下屬日常工作進(jìn)展（Agneessens amp; Wittek， 2012）， 從而滿足等級關(guān)系中的規(guī)范性期望。當(dāng)員工向上建議尋求水平較高時， 一方面上司能夠體驗對跨界員工的控制感， 增強對員工跨界的資源獲取感知， 從而對員工能力和可靠性產(chǎn)生積極評估， 形成認(rèn)知信任（Johnson amp; Grayson， 2005）; 另一方面， 上司會認(rèn)為跨界是員工關(guān)心團(tuán)隊福祉的一種方式， 并理解跨界員工為團(tuán)隊利益付出的努力， 因而更可能與員工建立情感聯(lián)系， 形成情感信任（McAllister， 1995）。高水平人際信任使上司愿意承擔(dān)員工跨界可能帶來的風(fēng)險和威脅， 并為其提供人際支持（Mayer et al.， 1995）。鑒于此， 本研究旨在基于積極人際互動視角， 聚焦員工跨界何時以及如何影響上司支持， 探討不同向上建議尋求水平下員工跨界對上司信任的影響及其對后續(xù)上司支持的間接作用， 理論模型如圖1所示。

1.1" 員工跨界的人際互動視角

員工跨界是指員工為實現(xiàn)特定的任務(wù)目標(biāo)而跨越組織內(nèi)部群體界限， 通過與利益相關(guān)者接觸、與其他群體協(xié)調(diào)以及向外部專家尋求信息等策略努力與外部關(guān)鍵實體建立和維持良性互動關(guān)系的行為（Ancona， 1990; 朱金強 等， 2020）。Ancona和Caldwell （1992）確定了由個體員工代表團(tuán)隊執(zhí)行的三種主要類型的跨界行為， 這些行為旨在以積極的方式向外部實體代表所屬團(tuán)隊， 以獲得更多信息資源或保護(hù)團(tuán)隊免受不利壓力的影響（使節(jié)行為）， 協(xié)調(diào)相互依存單位的工作以完成共同任務(wù)目標(biāo)（任務(wù)協(xié)調(diào)行為）以及積極掃描以搜索嵌入外部實體的資源和專業(yè)知識（偵測行為）。團(tuán)隊或組織嵌入于更大的外部環(huán)境系統(tǒng)中， 其生存和發(fā)展必須依賴來自于外部重要實體的人力、技術(shù)和財務(wù)信息（Russ et al.， 1998）。積極管理團(tuán)隊或組織與環(huán)境中關(guān)鍵方的關(guān)系能夠使其獲得資源、行使權(quán)力并促進(jìn)與其他單位的商業(yè)合作（Marrone et al.， 2022）。因此， 員工跨界是其所在團(tuán)隊與組織生存和成功的基礎(chǔ)。后續(xù)實證研究也支持員工跨界行為顯著影響團(tuán)隊、組織和其他相依實體的績效和創(chuàng)新（陳志紅， 李健， 2020; 藍(lán)媛美 等， 2022; 張建衛(wèi) 等， 2021）。

盡管員工跨界對其團(tuán)隊和組織有諸多益處， 但員工跨界是否能夠獲得上司積極人際回應(yīng)， 既有研究尚乏關(guān)注。本研究聚焦于上司支持， 將其界定為上司對員工任務(wù)、目標(biāo)、情感和發(fā)展的支持， 如在員工遇到困難時提供幫助， 關(guān)注員工目標(biāo)和價值， 顧及員工福祉等（Hayton et al.， 2012）。積極人際互動視角涉及人際信任和自我表現(xiàn)兩個核心觀點。人際信任觀認(rèn)為， 利益雙方通常以合作而非競爭的方式進(jìn)行人際互動， 關(guān)注互依關(guān)系的連續(xù)性與長期性（Johnson， 2003）。當(dāng)互動雙方以親社會規(guī)則為指導(dǎo)滿足對方需求時， 雙方會形成以人際信任為特征的積極依賴關(guān)系， 從而促進(jìn)基于互惠的人際行為。自我表現(xiàn)觀則認(rèn)為信息不對稱、認(rèn)知偏差等原因使人們難以準(zhǔn)確判斷他人的行為意圖， 從而阻礙以合作為中心的積極人際互動和信任關(guān)系形成（Rusbult amp; Van Lange， 2003）。鑒于自我表現(xiàn)在減少互動過程中不確定性的關(guān)鍵作用， 個體會不斷調(diào)控呈現(xiàn)給他人的信息以建立符合互動規(guī)則的形象， 促進(jìn)他人對其行為動機的積極感知， 從而維持雙方良性互動（Higgins et al.， 2003）?；诜e極人際互動的信任觀和自我表現(xiàn)觀， 本研究將人際信任和上行影響策略作為上下級積極人際互動的兩類代表性構(gòu)念， 探討員工跨界對上司支持的人際效應(yīng)。

具體而言， 人際信任指一方相信另一方會采取對自身有利行為的程度（Ng amp; Chua， 2006）。當(dāng)個體預(yù)期對方行為對自身很重要并能夠帶來收益時， 就會產(chǎn)生人際信任（即認(rèn)知信任和情感信任）。這種積極預(yù)期會使信任方愿意為對方行為承擔(dān)風(fēng)險并回饋相應(yīng)益處以維系、鞏固乃至強化這種人際關(guān)系（Cropanzano et al.， 2017）。如前所述， 員工跨界對團(tuán)隊的持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要， 而上司作為團(tuán)隊的負(fù)責(zé)人， 團(tuán)隊及成員的發(fā)展與上司個人利益（如薪酬、晉升等）密切相關(guān)（宋萌 等， 2021）。員工通過跨界獲取外界異質(zhì)性知識， 并將知識與上司和其他成員共享（張建衛(wèi) 等， 2021）， 為團(tuán)隊發(fā)展帶來新的信息資源， 因而員工跨界對上司而言本質(zhì)上是一種積極行為， 旨在將知識信息等資源傳遞到團(tuán)隊內(nèi)部（藍(lán)媛美 等， 2022）。當(dāng)員工采取跨界行為為上司和團(tuán)隊帶來利益并滿足其發(fā)展需求時， 上司會感知員工與團(tuán)隊目標(biāo)的一致性， 進(jìn)而給予員工高水平認(rèn)知信任和情感信任（Fulmer amp; Gelfand， 2012）， 并提供任務(wù)、目標(biāo)、情感等方面的支持以回饋員工（鄒文篪 等， 2012）。

上行影響策略是員工將影響目標(biāo)指向上司時采用的自我表現(xiàn)方式（Higgins et al.， 2003）， 包括理性策略（理性勸說、咨詢協(xié)商、行為表現(xiàn)）、軟策略（逢迎、利益交換）和硬策略（利害關(guān)系、訴諸上級、規(guī)則、決斷）等（Farmer et al.， 1997）。以往研究表明， 下屬多使用理性策略對上司的評價產(chǎn)生積極作用（王國強， 2007）。因此， 本研究聚焦于向上建議尋求這一咨詢協(xié)商的具體方式， 探討上行影響策略是否會促進(jìn)上司對員工跨界的積極解讀。向上建議尋求指員工有目的地咨詢上司與任務(wù)有關(guān)信息以尋求上司理解和建議， 進(jìn)而影響上司對員工任務(wù)執(zhí)行相關(guān)行為的態(tài)度和判斷（Bonaccio amp; Dalal， 2006; Curran et al.， 2010）。在高權(quán)力距離和遵從權(quán)威的中國情境下， 向上尋求建議不僅是提高決策準(zhǔn)確性以適應(yīng)組織發(fā)展需要的一種主動行為， 更體現(xiàn)下屬對上司專業(yè)知識、權(quán)力地位及領(lǐng)導(dǎo)角色的尊重和認(rèn)可（Farh et al.， 2007）， 符合上下級互動規(guī)范。因此， 當(dāng)員工向上尋求建議時， 上司更傾向于將員工跨界解讀為潛在收益和關(guān)心照顧團(tuán)隊福祉的一種方式， 進(jìn)而基于積極預(yù)期給予員工信任和支持（Agneessens amp; Wittek， 2012）。當(dāng)員工忽視向上尋求建議時， 上司可能感知員工跨界對自身地位的威脅， 進(jìn)而不太可能與員工建立信任的人際關(guān)系并給予支持（Mell et al.， 2022）。

1.2" 向上建議尋求的調(diào)節(jié)效應(yīng)

一方面， 向上建議尋求會強化員工跨界對上司認(rèn)知信任的積極影響。認(rèn)知信任由上司通過對下屬的工作能力、可靠性及過往表現(xiàn)進(jìn)行理性評估后產(chǎn)生（程德俊 等， 2010）?；谌穗H信任觀， 當(dāng)上司認(rèn)為員工與團(tuán)隊目標(biāo)一致并具有實現(xiàn)一致目標(biāo)的能力時， 會產(chǎn)生更高程度的認(rèn)知信任（Johnson， 2003）。員工可通過跨界為上司帶來更多有利于團(tuán)隊目標(biāo)實現(xiàn)的資源， 同時也可提升工作相關(guān)能力， 如應(yīng)變能力（Marrone， 2010）、學(xué)習(xí)能力（張大力， 葛玉輝， 2016）、分析能力（Liu et al.， 2018）等， 因而上司可能基于對跨界員工可靠性和能力的正面評估發(fā)展認(rèn)知信任。然而， 由于員工跨界的不確定性， 上司可能不會對所有跨界員工產(chǎn)生同樣的認(rèn)知信任， 其認(rèn)知信任水平取決于上司對員工跨界工具性益處的評估（Mayer et al.， 1995）?；谧晕冶憩F(xiàn)觀， 個體可通過自我表現(xiàn)方式降低互動過程中出現(xiàn)的信息不對稱問題， 通過呈現(xiàn)符合當(dāng)前互動規(guī)則的形象， 個體可獲得他人的有利評價并維持積極互動關(guān)系（Ferris et al.， 2002）。本研究認(rèn)為， 向上建議尋求有利于塑造下屬在其上司心目中的規(guī)范形象， 滿足上司對員工跨界價值的積極預(yù)期， 進(jìn)而使上司愿意與員工形成以認(rèn)知信任為核心的合作性依賴關(guān)系（Johnson， 2003; Rusbult amp; Van Lange， 2003）。首先， 在傳統(tǒng)上下級關(guān)系中， 雙方應(yīng)遵守權(quán)力等級的規(guī)范期望（易明 等， 2021）。特別在高權(quán)力距離的中國情境下， 下屬更應(yīng)在做出重要決策前主動了解領(lǐng)導(dǎo)需求和目標(biāo)并尋求相關(guān)意見， 以尊重上司權(quán)威（Farh et al.， 2007）。向上建議尋求表明員工認(rèn)可上司在組織中的地位和專業(yè)知識， 有利于構(gòu)建上司心中符合角色約束的員工形象（Agneessens amp; Wittek， 2012）。因此， 向上建議尋求傳遞員工可靠性的信號（Higgins et al.， 2003）， 增強上司對員工跨界的資源獲取感知， 進(jìn)而提升對該員工能力的評價， 即使員工跨界可能超越下屬職級界限。其次， 在尋求建議過程中， 員工會與上司交流與重要事項相關(guān)的工作計劃或想法， 使上司能夠了解員工日常工作安排與進(jìn)展（Bonaccio amp; Dalal， 2006）。因此， 向上建議尋求使下屬在上司心中建立起對工作負(fù)責(zé)的好員工形象（Farmer et al.， 1997）， 這將成為上司判斷該下屬可靠性和能力水準(zhǔn)的重要參照。面對高向上建議尋求的員工， 上司會基于對該員工的固有印象將其跨界行為評估成為團(tuán)隊帶來工具性益處的活動（藍(lán)媛美 等， 2022）， 進(jìn)而加強對該員工的認(rèn)知信任。相比之下， 當(dāng)員工忽視向上建議尋求時， 上司可能感知員工違背了組織中的等級規(guī)范（DeRue amp; Ashford， 2010）， 認(rèn)為員工跨界是對其領(lǐng)地控制權(quán)的剝奪（Aldrich amp; Herker， 1977）， 且缺少對員工工作進(jìn)程的把控和了解， 從而弱化其對員工可靠性和能力的認(rèn)知。基于此， 本研究提出如下假設(shè)：

H1a：員工向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界與上司認(rèn)知信任之間的關(guān)系。即員工向上建議尋求水平越高， 員工跨界對上司認(rèn)知信任的正向影響越強。

另一方面， 向上建議尋求也會促進(jìn)上司對員工跨界產(chǎn)生更強情感信任。情感信任指上司基于下屬對團(tuán)隊利益和福祉的關(guān)心而發(fā)展起來的在情感上的依賴和聯(lián)系（McAllister， 1995）， 源于上司對下屬利他品質(zhì)的感性判斷。人際信任觀表明， 當(dāng)員工為實現(xiàn)與團(tuán)隊相一致的目標(biāo)而付出額外努力時， 上司傾向于對該員工產(chǎn)生情感信任（Ng amp; Chua， 2006）?？缃缫馕吨鴨T工不僅需要完成邊界內(nèi)部任務(wù)， 也需要關(guān)注與邊界外部多個利益群體的互動（宋萌 等， 2017）， 因而跨界在為團(tuán)隊帶來有價值的信息資源的同時（Edmondson amp; Harvey， 2018）， 也會使跨界者承擔(dān)資源損耗風(fēng)險， 如引發(fā)情緒耗竭（宋萌 等， 2021）。因此， 上司可能體會到跨界員工為實現(xiàn)團(tuán)隊目標(biāo)付出的努力和心血而產(chǎn)生情感信任（Glavin et al.， 2011）。然而， 鑒于員工跨界的潛在威脅， 上司可能不會給予所有跨界員工同等程度的情感信任， 其情感信任水平取決于上司對員工跨界利他意圖的感知（韋慧民， 龍立榮， 2009）。自我表現(xiàn)觀認(rèn)為， 個體會有意識地采取旨在塑造規(guī)范形象的特定影響策略， 以優(yōu)化他人對其行為的正面解讀， 進(jìn)而維持所期望的人際關(guān)系（Rusbult amp; Van Lange， 2003）。本研究提出， 向上建議尋求有利于塑造上下級符合互動規(guī)范的關(guān)系， 促進(jìn)上司對員工跨界動機的親社會解讀， 進(jìn)而形成以情感信任為核心的持續(xù)依賴關(guān)系（Higgins et al.， 2003）。首先， 建議尋求和給予是工作場所關(guān)系的重要組成部分， 其不僅是上下級信息交流的重要方式， 而且還象征上下級在權(quán)力地位等方面的關(guān)系規(guī)范（Farmer et al.， 1997）。建議尋求體現(xiàn)員工對上司領(lǐng)導(dǎo)角色及想法的認(rèn)同（DeRue amp; Ashford， 2010）。通過向上尋求建議， 跨界員工向上司傳達(dá)其尊重上司在團(tuán)隊中的外部代表身份和控制權(quán)的信號， 使上司認(rèn)為員工行為符合正式規(guī)定的等級關(guān)系（Ferris et al.， 2002）。因此， 上司傾向于將員工跨界評估為有利于團(tuán)隊目標(biāo)實現(xiàn)的積極行為， 并將員工跨界所付出的努力解讀為員工對團(tuán)隊利益福祉的關(guān)心（Mayer et al.， 1995）， 進(jìn)而基于利他性判斷給予員工情感信任。其次， 建議尋求本質(zhì)上反映了上下級共同協(xié)商以解決問題的過程， 而情感信任源于上下級之間真誠的互動（Kim et al.， 2023）。員工在向上尋求建議時需要真實表達(dá)自我和行為目的， 使上司更易感知員工謙恭、真誠的良好品質(zhì)， 從而發(fā)展出高質(zhì)量領(lǐng)導(dǎo)成員交換關(guān)系， 進(jìn)而促進(jìn)上司對員工跨界意圖的正面判斷（王國強， 2007）。因此， 當(dāng)高向上建議尋求的員工通過跨界為上司和團(tuán)隊帶來有價值信息時， 上司更能體會到該員工對團(tuán)隊的歸屬和付出， 因而更愿意給予其情感上的認(rèn)同和信任（Johnson amp; Grayson， 2005）。相比之下， 上司可能感受不到低向上建議尋求員工對領(lǐng)導(dǎo)地位的尊

重與認(rèn)可， 傾向于將員工跨界視為地位威脅（Mell et al.， 2022）， 從而減少與該員工的情感聯(lián)系， 因而較難形成情感信任。基于此， 本研究提出如下假設(shè)：

H1b：員工向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界與上司情感信任之間的關(guān)系。即員工向上建議尋求水平越高， 員工跨界對上司情感信任的正向影響越強。

1.3" 人際信任與上司支持

基于積極人際互動的信任觀， 人際信任會增加雙方維持合作性持續(xù)依賴關(guān)系的意愿， 進(jìn)而驅(qū)動互惠導(dǎo)向的人際行為（Cropanzano et al.， 2017）。因此， 本研究預(yù)測， 上司信任會促進(jìn)其對跨界員工的人際支持。研究指出， 高認(rèn)知信任會減少個體防御性行為， 更多聚焦于能夠為組織帶來有價值的活動（韋慧民， 龍立榮， 2009）。上司在理性分析基礎(chǔ)上， 憑經(jīng)驗判斷員工的跨界行為是否可靠， 由此更加關(guān)注員工日常工作行為所需資源支持。當(dāng)上司相信員工具有完成任務(wù)的能力并形成較高認(rèn)知信任時， 會對其進(jìn)行支持、授權(quán)、投入資源和精力、增進(jìn)合作關(guān)系以及減少監(jiān)督和控制等（Fulmer amp; Gelfand， 2012）。因此， 當(dāng)上司基于對員工跨界收益的積極預(yù)期對員工能力產(chǎn)生可靠性認(rèn)知時， 其會通過給予必要的資源投入和關(guān)心來回饋跨界員工（程德俊 等， 2010）。基于此， 本研究提出如下假設(shè)：

H2a：上司認(rèn)知信任正向影響上司支持。

此外， 情感信任是建立在人際交往間， 以共同價值觀與內(nèi)群體認(rèn)同為基礎(chǔ)的一種信任關(guān)系（程德俊 等， 2010）。高水平情感信任意味著上司與跨界員工在價值觀和目標(biāo)上具有較高一致性（Ng amp; Chua， 2006）， 即上司和員工均將跨界行為視為提高團(tuán)隊績效和關(guān)心團(tuán)隊福祉的一種方式， 該一致性判斷會促使上司給予跨界員工人際支持（Hayton et al.， 2012）。此外， 情感信任使上司愿意與員工分享觀點與組織信息， 因而上司會更加注重跨界員工的個人感受和需求， 進(jìn)一步在情感和工作上予以員工支持（McAllister， 1995）。因此， 當(dāng)上司認(rèn)為員工跨界對團(tuán)隊有益并在情感上信任員工時， 其會通過展現(xiàn)對員工貢獻(xiàn)和福祉的關(guān)心來回應(yīng)跨界員工?；诖耍?本研究提出如下假設(shè)：

H2b：上司情感信任正向影響上司支持。

1.4" 有調(diào)節(jié)的中介作用

結(jié)合前面關(guān)于員工跨界和向上建議尋求與上司人際信任之間關(guān)系（H1a和H1b）及認(rèn)知信任和情感信任與上司支持之間關(guān)系（H2a和H2b）的論述， 本研究進(jìn)一步認(rèn)為員工跨界可能通過作用于上司認(rèn)知信任和情感信任進(jìn)而影響上司對該員工的支持行為， 并且這一間接效應(yīng)會受到員工向上建議尋求的調(diào)節(jié)。具體而言， 在向上建議尋求水平較高的情況下， 員工跨界更可能提高上司認(rèn)知信任和情感信任， 而人際信任使上司愿意為員工承擔(dān)風(fēng)險并通過人際支持來回饋員工跨界為團(tuán)隊帶來的有益資源（Cropanzano et al.， 2017）; 在向上建議尋求水平較低的情況下， 員工跨界則不太可能增強上司認(rèn)知信任和情感信任， 對上司支持的間接影響也就越弱?；诖?， 本研究提出如下假設(shè)：

H3a：員工向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界通過認(rèn)知信任對上司支持的影響。即員工向上建議尋求水平越高， 員工跨界通過認(rèn)知信任影響上司支持的間接效應(yīng)越強。

H3b：員工向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界通過情感信任對上司支持的影響。即員工向上建議尋求水平越高， 員工跨界通過情感信任影響上司支持的間接效應(yīng)越強。

本文采取多研究設(shè)計對上述假設(shè)進(jìn)行檢驗。其中， 研究1是一項情景實驗， 通過同時操縱員工跨界和員工向上建議尋求情景從上司視角來檢驗假設(shè)。研究2是一項多源多時點實地研究， 通過問卷調(diào)查方法收集3時點上下級匹配數(shù)據(jù)， 從而在企業(yè)實際情境中對整體研究模型進(jìn)行檢驗， 以擴展本研究的外部效度。

2" 研究1：情景實驗

2.1" 研究方法

2.1.1" 研究樣本

研究1通過校友網(wǎng)絡(luò)招募來自中國不同企業(yè)的全職員工參與實驗。參與者需要滿足以下三點要求：（1）年齡為18周歲以上; （2）具有正式的全職工作身份; （3）在團(tuán)隊或組織中擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)角色。經(jīng)過嚴(yán)格篩選， 最終得到220名參與者。參與者中46.82%為男性， 53.18%為女性; 年齡上25歲及以下占15.45%， 26～35歲占55.00%， 36歲及以上占29.55%; 學(xué)歷大專及以下占10.45%， 大學(xué)本科占65.00%， 碩士及以上占24.55%; 工作年限2年及以下占24.55%， 3～5年占50.91%， 6年及以上占24.54%。參與者來自不同行業(yè)， 包括高新技術(shù)（34.10%）、批發(fā)零售（20.91%）、教育科研（18.64%）、生產(chǎn)制造（18.18%）和其他（8.17%）。

2.1.2" 實驗設(shè)計與程序

本研究采用2 （高員工跨界 vs. 低員工跨界） × 2 （高向上建議尋求 vs. 低向上建議尋求）的被試間設(shè)計， 產(chǎn)生4種實驗情景。參與者被隨機分配到“高員工跨界+高向上建議尋求組” （n = 55）、“高員工跨界+低向上建議尋求組” （n = 55）、“低員工跨界+高向上建議尋求組” （n = 55）和“低員工跨界+低向上建議尋求組” （n = 55）。實驗開始后， 參與者需盡可能想象自己是實驗情景中的上司李強并依次閱讀員工跨界和向上建議尋求相關(guān)情景材料， 閱讀完畢后需回憶并描述所閱讀的內(nèi)容， 時間不得少于5分鐘。隨后， 參與者完成認(rèn)知信任、情感信任、上司支持、操縱檢驗及人口統(tǒng)計學(xué)變量的測量。

員工跨界操縱。改編自Mell等（2022）的實驗材料， 參與者閱讀：

請將自己置于以下情景中：“你叫李強， 今年29歲， 在一家上市IT公司的銷售部門工作。5年前， 你作為一線銷售代表加入了公司并一路晉升為目前的團(tuán)隊負(fù)責(zé)人。在當(dāng)前職位上， 有五名銷售代表直接向你匯報工作。你對這個團(tuán)隊有高度的個人所有權(quán)和歸屬感， 在平時工作中， 你密切監(jiān)督你的團(tuán)隊， 以確保重要的工作事項得到妥善管理。你知道， 銷售團(tuán)隊取得高績效的關(guān)鍵在于團(tuán)隊是否能夠獲得足夠多的客戶信息和資源。最近， 你已經(jīng)觀察到你的一個下屬王明有以下行為表現(xiàn)?！?/p>

高員工跨界組：“王明經(jīng)常主動向團(tuán)隊外的重要人員尋求客戶相關(guān)信息和資源。此外， 王明經(jīng)常利用與團(tuán)隊外其他人員的社會關(guān)系為團(tuán)隊獲取幫助和支持， 也經(jīng)常代表團(tuán)隊說服團(tuán)隊外的其他行為者支持團(tuán)隊產(chǎn)品?！?/p>

低員工跨界組：“王明很少主動向團(tuán)隊外的重要人員尋求客戶相關(guān)信息和資源。此外， 王明很少利用與團(tuán)隊外其他人員的社會關(guān)系為團(tuán)隊獲取幫助和支持， 也很少代表團(tuán)隊說服團(tuán)隊外的其他行為者支持團(tuán)隊產(chǎn)品?！?/p>

向上建議尋求操縱。改編自Mell等（2022）的實驗材料， 參與者閱讀：

高向上建議尋求組：“同時， 你還注意到王明在做決定前經(jīng)常征求你的意見和建議。當(dāng)王明需要關(guān)于如何處理重要工作事項的建議時， 他總是確保得到你的意見?！?/p>

低向上建議尋求組：“同時， 你還注意到王明在做決定時很少征求你的意見和建議。當(dāng)王明需要關(guān)于如何處理重要工作事項的建議時， 他從不尋求你的意見。”

2.1.3" 變量測量

量表題項均采用Likert 5點計分法， 從1～5分別代表“非常不同意/認(rèn)同/符合”到“非常同意/認(rèn)同/符合”

認(rèn)知信任。借鑒Ng和Chua （2006）開發(fā)的4題項量表。例題如“我認(rèn)為王明是認(rèn)真對待團(tuán)隊工作的人”。Cronbach’s a系數(shù)為0.93。

情感信任。借鑒Ng和Chua （2006）開發(fā)的4題項量表。例題如“我可以與王明自由分享想法、感受和希望”。Cronbach’s a系數(shù)為0.91。

上司支持。借鑒Hayton等（2012）開發(fā)的4題項量表。例題如“我會在王明遇到困難時提供幫助”。Cronbach’s a系數(shù)為0.88。

操縱檢驗。借鑒朱金強等（2020）的研究， 采用Faraj和Yan （2009）開發(fā)的4題項量表進(jìn)行員工跨界的操縱檢驗， 讓參與者評價下屬王明從團(tuán)隊外部獲取關(guān)鍵信息和資源、影響重要行為者以及建立關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的程度。例題如“王明經(jīng)常與團(tuán)隊外的重要人物接觸為團(tuán)隊獲得信息和資源”。Cronbach’s a系數(shù)為0.94。借鑒Curran等（2010）開發(fā)的2題項量表檢驗員工向上建議尋求操縱結(jié)果， 讓參與者評價下屬王明向自己尋求建議的程度。例題如“王明喜歡在做決定之前詢問我的建議或看法”。Cronbach’s a系數(shù)為0.86。

2.2" 研究結(jié)果

2.2.1" 操縱檢驗

獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示， 高員工跨界組參與者對員工跨界行為的評估（M = 4.13， SD = 0.82）顯著高于低員工跨界組（M = 2.87， SD = 1.09）， t（218） = 9.71， p lt; 0.001， Cohen’s d = 1.31。高向上建議尋求組參與者對員工向上建議尋求行為的評估（M = 3.94， SD = 0.73）顯著高于低向上建議尋求組（M = 2.63， SD = 1.10）， t（218） = 10.38， p lt; 0.001， Cohen’s d = 1.40。結(jié)果表明兩個變量操縱成功。

2.2.2" 驗證性因子分析

本研究采用Mplus 8.0對核心變量進(jìn)行驗證性因子分析以檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合程度及變量的區(qū)分效度。結(jié)果見表1：五因子模型擬合程度較好（χ2 = 177.21， df = 125， χ2/df = 1.42， CFI = 0.98， TLI = 0.98， RMSEA = 0.04， SRMR = 0.04）， 且顯著優(yōu)于其他四因子（303.39 ≤ ?χ2（?df = 4） ≤ 564.42， p lt; 0.001）、三因子（?χ2（?df = 7） = 862.33， p lt; 0.001）、雙因子（?χ2（?df = 9） = 1790.22， p lt; 0.001）和單因子（?χ2（?df = 10） = 1970.04， p lt; 0.001）備擇模型， 說明模型結(jié)構(gòu)效度和各變量區(qū)分效度較好。

2.2.3" 假設(shè)檢驗

變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)性結(jié)果如表2所示。為避免變量均在同一時點評估導(dǎo)致的多重共線性問題， 本研究計算了認(rèn)知信任、情感信任和上司支持間的方差膨脹因子（VIF）， 結(jié)果顯示VIF值為1.09和1.17， 低于臨界值10， 說明多重共線性不嚴(yán)重。本研究采用多元回歸分析進(jìn)行假設(shè)檢驗， 結(jié)果如表3所示。由表3模型2可知， 員工跨界與向上建議尋求交互項顯著影響認(rèn)知信任（b = 0.65， SE = 0.25， p = 0.01）。簡單斜率檢驗表明， 高向上建議尋求情景下員工跨界與認(rèn)知信任之間的關(guān)系（b = 0.57， t = 3.23， p = 0.0014）比低向上建議尋求情景下（b = ?0.08， t = ?0.44， p = 0.66）更強， H1a得到驗證。調(diào)節(jié)效應(yīng)如圖2所示。當(dāng)感知員工向上建議尋求高時，"高員工跨界組認(rèn)知信任得分（M = 3.94， SD = 0.68）顯著高于低員工跨界組（M = 3.37， SD = 0.94）， t（108）=3.65， p lt; 0.001， Cohen’s d = 0.70; 當(dāng)感知員工向上建議尋求低時， 高員工跨界組（M = 3.23， SD = 1.01）和低員工跨界組（M = 3.30， SD = 1.03）認(rèn)知信任得分差異不顯著， t（108） = ?0.40， p = 0.69， Cohen’s d = ?0.08， H1a得到進(jìn)一步支持。

由表3模型4可知， 員工跨界與向上建議尋求的交互項顯著影響上司情感信任（b = 0.56， SE = 0.25， p = 0.03）。簡單斜率檢驗表明， 高向上建議尋求情景下員工跨界對情感信任的影響（b = 0.49， t = 2.76， p = 0.006）比低向上建議尋求情景下（b = ?0.08， t = ?0.44， p = 0.66）更強， H1b得到驗證。調(diào)節(jié)效應(yīng)

如圖3所示。當(dāng)感知員工向上建議尋求高時， 高員工跨界組情感信任得分（M = 4.11， SD = 0.86）顯著高于低員工跨界組（M = 3.63， SD = 0.85）， t（108） = 2.99， p = 0.004， Cohen’s d = 0.57; 當(dāng)感知員工向上建議尋求低時， 高員工跨界組（M = 3.16， SD = 0.95）和低員工跨界組（M = 3.24， SD = 1.03）情感信任得分差異不顯著， t（108） = ?0.41， p = 0.68， Cohen’s d = ?0.08， H1b得到進(jìn)一步支持。

本研究進(jìn)一步檢驗上司信任對上司支持的直接效應(yīng)。由表3模型6可知， 在控制相關(guān)變量后， 認(rèn)知信任顯著正向影響上司支持（b = 0.21， SE = 0.05， p lt; 0.001）， 情感信任對上司支持也具有正向影響（b = 0.33， SE = 0.05， p lt; 0.001）。因此， H2a和H2b得到驗證。

本研究使用PROCESS插件檢驗向上建議尋求對員工跨界通過上司信任對上司支持間接效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用（Hayes， 2017）， 結(jié)果如表4所示。高向上建議尋求情景下， 員工跨界通過認(rèn)知信任對上司支持的間接效應(yīng)更強（indirect effect = 0.12， 95% CI = [0.04， 0.22]， 不包含0）; 低向上建議尋求情景下， 該間接效應(yīng)不顯著（indirect effect = ?0.02， 95% CI = [?0.10， 0.08]， 包含0）， 且二者之間差值顯著（difference = 0.14， 95% CI = [0.03， 0.27]， 不包含0）， 說明向上建議尋求正向調(diào)節(jié)員工跨界通過認(rèn)知信任對上司支持的間接影響， H3a得到驗證。表4顯示， 高向上建議尋求情景下， 員工跨界通過情感信任對上司支持的間接效應(yīng)更強（indirect effect = 0.16， 95% CI = [0.06， 0.29]， 不包含0）; 低向上建議尋求情景下， 該間接效應(yīng)不顯著（indirect effect = ?0.03， 95% CI = [?0.15， 0.11]， 包含0）， 且二者之間差值顯著（difference = 0.19， 95% CI = [0.03， 0.36]， 不包含0）， 說明向上建議尋求正向調(diào)節(jié)員工跨界通過情感信任對上司支持的間接影響， H3b得到驗證。

研究1的結(jié)果為整體模型的合理性和研究假設(shè)提供初步支持， 即向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界對上司認(rèn)知信任和情感信任的影響， 進(jìn)而影響上司支持。當(dāng)員工向上建議尋求水平越高時， 員工跨界對上司信任的正向影響越強， 從而更易獲得上司人際支持。盡管研究1在實驗情景中驗證了研究模型的內(nèi)部效度， 但仍需在實際工作情境中擴展理論模型的外部效度。因此， 我們通過研究2實地檢驗相關(guān)假設(shè)。

3" 研究2：多源多時點問卷調(diào)查

3.1" 研究方法

3.1.1" 樣本與程序

本研究主要以湖北、浙江、上海、北京等地區(qū)的15家知識密集型企業(yè)的員工及其直屬上司為調(diào)查對象進(jìn)行數(shù)據(jù)收集， 主要涉及咨詢、金融、互聯(lián)網(wǎng)、教育科研、高新技術(shù)等行業(yè)。為避免共同方法偏差以及數(shù)據(jù)嵌套問題， 本研究采用員工與其直屬上司一比一配對的方式收集數(shù)據(jù)， 確保每名直屬上司只評價一位下屬員工。在調(diào)查開始前， 調(diào)研組與企業(yè)負(fù)責(zé)人取得聯(lián)系， 說明問卷研究用途、匿名性和保密性原則， 獲得調(diào)研許可并確定參與此次調(diào)研的員工及其直屬上司。本次調(diào)研分三個時點收集數(shù)據(jù)， 每個時點間隔1個月， 數(shù)據(jù)追蹤采用匿名編碼。在時點1， 由員工填寫第一輪問卷， 報告人口統(tǒng)計變量、員工跨界以及向上建議尋求水平; 在時點2， 邀請完成時點1調(diào)研員工的直屬上司填寫第二輪問卷， 對其下屬員工的認(rèn)知信任與情感信任進(jìn)行評估; 在時點3， 繼續(xù)邀請完成時點2問卷的直屬上司填寫第三輪問卷， 追蹤收集上司支持?jǐn)?shù)據(jù)。

參照以往研究， 我們采用以下方式對問卷進(jìn)行篩選以確保數(shù)據(jù)質(zhì)量（Burgess et al.， 2022）：首先， 我們在正常問卷題項中嵌入指示性題項， 要求參與者選擇特定選項（例如， 這題請選擇非常不同意）， 指示性題項回答錯誤的參與者視為未通過注意力檢測， 將其進(jìn)行剔除; 其次， 我們對問卷填答時間進(jìn)行控制， 剔除了響應(yīng)時間過短或過長的問卷; 最后， 我們對一些未認(rèn)真填答的問卷進(jìn)行剔除， 包括員工與直屬上司編碼不匹配的問卷以及不完整、明顯規(guī)律性填答的問卷等。時點1發(fā)放問卷600份， 收到員工問卷563份; 時點2發(fā)放問卷563份， 收到上司問卷481份; 時點3發(fā)放問卷481份， 收到上司問卷429份。將三個時點回收的員工及其直屬上司問卷進(jìn)行配對， 按照上述標(biāo)準(zhǔn)篩選剔除無效問卷后， 最終樣本包括406份上下級匹配數(shù)據(jù)， 問卷總體有效回收率為67.67%。在調(diào)查的員工樣本中， 女性占62.56%， 男性占37.44%; 年齡上25歲及以下的員工居多， 占52.71%， 26～35歲占31.77%， 36～45歲占8.62%， 46歲及以上占6.90%; 學(xué)歷上以大學(xué)本科為主， 占65.27%， 碩士及以上占20.44%， 大專及以下占14.29%; 工作年限2年及以下占44.58%， 3～5年占31.03%， 6年及以上占24.39%。在上司樣本中， 女性占39.66%， 男性占60.34%; 年齡25歲及以下占5.67%， 26～35歲占40.89%， 36～45歲占45.32%， 46歲及以上占8.12%; 學(xué)歷大專及以下占15.02%， 大學(xué)本科占44.09%， 碩士及以上占40.89%; 工作年限2年及以下占11.08%， 3～5年占50.25%， 6年及以上占38.67%。

3.1.2" 變量測量

本研究采用的量表源于權(quán)威期刊成熟量表， 且對英文量表本研究均采用翻譯與回譯程序， 以驗證量表翻譯后的準(zhǔn)確性。本研究測量題項均采用Likert 5點計分法， 從1～5分別代表“非常不同意/認(rèn)同/符合”到“非常同意/認(rèn)同/符合”。

員工跨界。借鑒Ancona和Caldwell （1992）編制的團(tuán)隊跨界行為量表， 結(jié)合具體研究情境， 通過專家意見和員工反饋， 從使節(jié)行為、任務(wù)協(xié)調(diào)行為和偵測行為選取13題項以全面反映員工跨界行為， 由員工自評。其中使節(jié)行為4題， 如“在工作中， 我經(jīng)常從團(tuán)隊外部獲取資金、人員、物質(zhì)及設(shè)備等資源”; 協(xié)調(diào)行為5題， 如“在工作中， 我經(jīng)常與外部相關(guān)組織/部門/人員合作解決問題”; 偵測行為4題， 如“在工作中， 我會了解競爭公司或團(tuán)體在類似項目上的進(jìn)展”。為保證量表的信效度， 本研究在正式調(diào)研之前對員工跨界量表進(jìn)行預(yù)測試。調(diào)查對象為互聯(lián)網(wǎng)、高新技術(shù)、教育科研等行業(yè)的企業(yè)員工， 發(fā)放問卷300份， 最終得到有效問卷251份。信度分析發(fā)現(xiàn)量表總體Cronbach’s a系數(shù)為0.87， 單個題項CITC值在0.51～0.61之間， 表明量表內(nèi)部一致性較高。采用主成分分析法和最大方差旋轉(zhuǎn)進(jìn)行探索性因子分析， 得到特征值大于1的3個因子， 解釋總變異的64.16% （KMO = 0.87， p lt; 0.001）， 且各題項均聚斂于所屬維度且因子載荷在0.59～0.85間， 表明量表效度良好。在正式研究中， 量表Cronbach’s a系數(shù)為0.90。

向上建議尋求。借鑒Curran等（2010）開發(fā)的2題項量表測量員工向上建議尋求， 由員工自評。例題如“我喜歡在做決定之前從上司那里獲得建議”。本研究中量表Cronbach’s a系數(shù)為0.72。

認(rèn)知信任。與研究1一致， 借鑒Ng和Chua （2006）開發(fā)的4題項量表測量認(rèn)知信任， 由上司評價。例題如“我相信該員工能夠為團(tuán)隊工作做出重要的貢獻(xiàn)”。本研究中量表Cronbach’s a系數(shù)為0.84。

情感信任。與研究1一致， 借鑒Ng和Chua （2006）開發(fā)的4題項量表測量情感信任， 由上司評價。例題如“我能夠與該員工自由地談?wù)撐以诠ぷ髦杏龅降睦щy”。本研究中量表Cronbach’s a系數(shù)為0.81。

上司支持。與研究1一致， 借鑒Hayton等（2012）開發(fā)的4題項量表測量上司支持， 由上司評價。例題如“在工作和生活中， 我通常會顧及該員工的福利”。本研究中量表Cronbach’s a系數(shù)為0.80。

控制變量。既有研究表明， 注重等級關(guān)系的中國情境下， 員工人口統(tǒng)計學(xué)變量可能會影響上司對員工跨界行為的評價（Park et al.， 2022; Xu et al.， 2023）， 因而本研究初步選取員工性別、年齡、學(xué)歷、工齡、職級等人口特征變量作為控制變量， 以排除可能存在的干擾。同時， 為避免員工來源不同的企業(yè)可能存在嵌套效應(yīng)問題， 本研究擬將企業(yè)作為控制變量（其中15家企業(yè)轉(zhuǎn)化成14個虛擬變量）。由后續(xù)相關(guān)性分析可知， 員工年齡與工齡高度相關(guān)（r = 0.80， p lt; 0.001）， 因此本研究僅對員工年齡進(jìn)行控制。此外， 員工的性別以及所在企業(yè)對研究涉及的預(yù)測變量和因變量均無顯著影響。關(guān)于控制變量的方法論建議表明只有當(dāng)控制變量與預(yù)測變量和因變量相關(guān)時， 才應(yīng)納入假設(shè)模型中（Carlson amp; Wu， 2012）。剔除不必要的控制變量可避免削弱模型檢驗的統(tǒng)計效力， 因此本研究在假設(shè)檢驗時僅將員工的年齡、學(xué)歷、職級作為控制變量納入模型進(jìn)行分析。其中年齡編碼為1 = “25歲及以下”、2 = “26～35歲”、3 = “36～45歲”和4 = “46歲及以上”; 學(xué)歷編碼為1 = “大專及以下”、2 = “本科”、3 = “碩士及以上”; 職級編碼為1 = “普通員工”、2 = “基層管理者”、3 = “中層管理者及以上”。

3.2" 研究結(jié)果

3.2.1" 共同方法偏差與區(qū)分效度檢驗

本研究采取Harman單因素法檢驗共同方法偏差， 未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果顯示， 第一公因子方差貢獻(xiàn)率為38.75%， 低于40%判斷標(biāo)準(zhǔn)。此外， 采用共同方法潛因子法進(jìn)行共同方法偏差檢驗， 將共同方法偏差潛因子與原有5個因子一起加入驗證性因子分析， 結(jié)果表明加入共同方法偏差潛變量后模型擬合指標(biāo)沒有太大改善：?χ2 = 28.19， Δdf = 19， p = 0.08， ?CFI = 0.01， ?TLI = 0.02， ?RMSEA = 0.01， ?SRMR = 0.01。因此， 本研究共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。同時， 本研究采用Mplus 8.0對員工跨界、員工向上建議尋求、認(rèn)知信任、情感信任以及上司支持等5個變量進(jìn)行驗證性因子分析檢驗變量的區(qū)分效度。結(jié)果見表5：五因子模型擬合程度較好（χ2 = 220.62， df = 109， χ2/df = 2.02， CFI = 0.97， TLI = 0.96， RMSEA = 0.05， SRMR = 0.03）， 且顯著優(yōu)于其他四因子（70.53 ≤ ?χ2（?df = 4） ≤ 151.02， p lt; 0.001）、三因子（?χ2（?df = 7） = 187.08， p lt; 0.001）、雙因子（?χ2（?df = 9） = 415.92， p lt; 0.001）和單因子（?χ2（?df = 10） = 449.45， p lt; 0.001）備擇模型， 說明各變量區(qū)分效度符合要求。

3.2.2" 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表6顯示研究2各變量平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)。其中， 認(rèn)知信任與上司支持顯著正相關(guān)（r = 0.64， p lt; 0.001）; 情感信任與上司支持顯著正相關(guān)（r = 0.66， p lt; 0.001）， 符合理論預(yù)期。

3.2.3" 假設(shè)檢驗

本研究采用Mplus 8.0通過結(jié)構(gòu)方程路徑分析方法進(jìn)行假設(shè)檢驗。路徑分析結(jié)果如表7所示。H1a認(rèn)為向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界與上司認(rèn)知信任之間的關(guān)系。結(jié)果表明， 在控制人口統(tǒng)計學(xué)變量、員工跨界和向上建議尋求的效應(yīng)后， 中心化后的員工跨界與向上建議尋求的交互項對認(rèn)知信任的影響不顯著（b = 0.03， SE = 0.06， p = 0.59）。因此， H1a未得到數(shù)據(jù)驗證。H1b認(rèn)為向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界與上司情感信任之間的關(guān)系。表7顯示， 在控制相關(guān)變量后， 中心化后的員工跨界與向上建議尋求的交互項對情感信任有顯著預(yù)測作用（b = 0.21， SE = 0.09， p = 0.02）。因此， H1b得到數(shù)據(jù)驗證。為更直觀體現(xiàn)向上建議尋求在員工跨界與上司情感信任間的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 本研究以高于/低于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差劃分向上建議尋求水平高低并繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。由圖4可知， 當(dāng)向上建議尋求水平較高時（+1 SD）， 員工跨界對上司情感信任正向影響更強（b = 0.75， SE = 0.10， p lt; 0.001）; 當(dāng)向上建議尋求水平較低時（?1 SD）， 員工跨界對上司情感信任的影響更弱（b = 0.43， SE = 0.10， p lt; 0.001）， 進(jìn)一步支持H1b。

H2a與H2b預(yù)測， 上司認(rèn)知信任和情感信任與上司支持正相關(guān)。表7結(jié)果顯示， 在控制人口統(tǒng)計學(xué)變量、員工跨界的情況下， 認(rèn)知信任顯著正向影響上司支持（b = 0.27， SE = 0.07， p lt; 0.001）， 情感信任對上司支持也具有正向影響（b = 0.36， SE = 0.06， p lt; 0.001）。因此， H2a和H2b得到驗證。

本研究采用Mplus 8.0通過bootstrap分析檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)， 結(jié)果如表8所示。H3a預(yù)測向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界通過認(rèn)知信任對上司支持的間接效應(yīng)。5000次bootstrap置信區(qū)間結(jié)果表明， 不同向上建議尋求水平下， 員工跨界通過認(rèn)知信任對上司支持間接效應(yīng)的差值不顯著（difference = 0.01， 95% CI = [?0.03， 0.07]， 包含0）。因此， H3a未得到驗證。H3b預(yù)測向上建議尋求調(diào)節(jié)員工跨界通過情感信任對上司支持的間接效應(yīng)。表8顯示， 當(dāng)向上建議尋求水平較高時， 員工跨界通過情感信任對上司支持的間接效應(yīng)更強（indirect effect = 0.27， 95% CI = [0.17， 0.39]， 不包含0）; 當(dāng)向上建議尋求水平較低時， 該間接效應(yīng)更弱（indirect effect = 0.16， 95% CI = [0.09， 0.25]， 不包含0）， 且兩者之間差值顯著（difference = 0.11， 95% CI = [0.03， 0.23]， 不包含0）， 支持H3b。

3.2.4" 補充檢驗

為進(jìn)一步提升研究結(jié)論的穩(wěn)健性與透明度， 我們對不含控制變量的模型進(jìn)行補充分析。分析結(jié)果與納入控制變量的結(jié)果一致。具體而言， 員工跨界與向上建議尋求的交互項對上司認(rèn)知信任的影響不顯著 （b = 0.03， SE = 0.06， p = 0.63）， 對上司情感信任的影響顯著 （b = 0.21， SE = 0.09， p = 0.02）。當(dāng)向上建議尋求水平高時， 員工跨界對上司情感信任正向影響更強（b = 0.76， SE = 0.10， p lt; 0.001）， 反之則更弱 （b = 0.45， SE = 0.09， p lt; 0.001）。上司認(rèn)知信任（b = 0.28， SE = 0.08， p lt; 0.001）和情感信任（b = 0.36， SE = 0.06， p lt; 0.001）均顯著正向影響上司支持。不同向上建議尋求水平下， 員工跨界通過認(rèn)知信任對上司支持間接效應(yīng)的差值不顯著（difference = 0.01， 95% CI = [?0.02， 0.07]）， 通過情感信任對上司支持間接效應(yīng)的差值顯著（difference = 0.11， 95% CI = [0.04， 0.23]）。當(dāng)向上建議尋求水平較高時， 員工跨界通過情感信任對上司支持的間接效應(yīng)更強（indirect effect = 0.27， 95% CI = [0.17， 0.39]）; 當(dāng)向上建議尋求水平較低時， 該間接效應(yīng)更弱（indirect effect = 0.16， 95% CI = [0.09， 0.26]）， 說明員工向上建議尋求正向調(diào)節(jié)員工跨界通過情感信任對上司支持的間接影響。

4" 討論

基于積極人際互動視角， 本研究考察員工跨界何時以及如何影響上司支持。通過一項情景實驗（研究1）和一項多源多時點問卷調(diào)查（研究2）對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗， 明晰了員工跨界引發(fā)上司支持行為的邊界條件和內(nèi)在機理。其中， 研究1表明， 當(dāng)員工向上建議尋求水平較高時， 其跨界行為會促進(jìn)上司認(rèn)知信任和情感信任， 進(jìn)而驅(qū)動上司采取支持行為以回饋跨界員工。研究2進(jìn)一步表明向上建議尋求強化員工跨界對上司情感信任的直接影響及其通過情感信任對上司支持的間接作用， 但向上建議尋求不能調(diào)節(jié)員工跨界對認(rèn)知信任的直接作用及其通過認(rèn)知信任對上司支持的間接作用。情景實驗和問卷調(diào)查結(jié)果存在差異可能原因在于：工作場所上司認(rèn)知信任建立在理性分析的基礎(chǔ)之上， 源于上司對員工能力、可靠性及過往表現(xiàn)的全面系統(tǒng)判斷， 其比感性層面的情感信任更易受員工能力因素的長期影響（Johnson amp; Grayson， 2005; Mischel amp; Shoda， 1995）。在情景實驗中， 本研究通過對員工跨界和向上建議尋求進(jìn)行操縱， 可有效排除其他因素對上司認(rèn)知信任的干擾， 因而向上建議尋求在員工跨界與上司認(rèn)知信任之間的調(diào)節(jié)作用顯著。在問卷調(diào)查中， 本研究難以對員工跨界和向上建議尋求以外的所有能力因素進(jìn)行控制， 導(dǎo)致向上建議尋求水平未能顯著影響上司對跨界員工的認(rèn)知信任。

4.1" 理論貢獻(xiàn)

本研究創(chuàng)新貢獻(xiàn)如下：

第一， 本研究從積極人際互動視角探究員工跨界對上司的影響， 從而為員工跨界影響效應(yīng)研究提供了新的理論視角。一方面， 既有員工跨界研究多聚焦于行為者自身視角， 探討跨界對員工任務(wù)績效（崔明明 等， 2018）或創(chuàng)造力（Marrone， 2010）的影響， 而忽視了潛在利益相關(guān)者對員工跨界的人際反應(yīng)。

上司作為與員工互動最為頻繁的相關(guān)利益者， 其人際評價對那些在工作中努力跨界的員工至關(guān)重要（張建衛(wèi) 等， 2021）。先前研究表明員工跨界可能對上司的權(quán)威感和領(lǐng)地控制構(gòu)成威脅， 進(jìn)而導(dǎo)致上司對員工的人際阻抑（Mell et al.， 2022）。然而， 本研究認(rèn)為， 員工跨界本質(zhì)上屬于一種能夠為團(tuán)隊和上司帶來有益資源的積極行為（陳志紅， 李健， 2020）， 因而上司可能感知跨界員工的能力與付出， 進(jìn)而給予其人際支持。這一發(fā)現(xiàn)響應(yīng)了以往的研究結(jié)論， 即在特定條件下上司會對員工挑戰(zhàn)權(quán)威但又有利于組織的行為給予更高評價（Park et al.， 2022; Xu et al.， 2023）。因此， 本研究將員工跨界對上司的積極影響納入實證研究框架， 有利于更為全面和辯證地看待員工跨界對上司的人際效應(yīng)， 從而彌補上司對員工跨界持積極態(tài)度研究的不足。另一方面， 先前研究也從管理者視角考察了組織或上司如何促進(jìn)下屬跨界行為， 如上司可能給予員工跨界所需支持性指導(dǎo)和授權(quán)， 從而鼓勵員工跨界（Marrone et al.， 2022）。而本研究通過從人際互動視角揭示員工打破孤島實現(xiàn)團(tuán)隊內(nèi)外交流的跨界行為引發(fā)上司積極反應(yīng)的心理過程， 從而補充解釋了上司會對員工跨界產(chǎn)生人際支持的內(nèi)在信任機制。

第二， 本研究基于自我表現(xiàn)觀的上行影響策略視角揭示了員工向上建議尋求的調(diào)節(jié)作用， 從而拓展了對員工跨界積極人際后果邊界條件的有限理解。人際互動相關(guān)研究表明， 上司如何回應(yīng)下屬的行為表現(xiàn)取決于上司對其行為意圖的認(rèn)知和歸因（彭堅， 曹兵兵， 2021）。當(dāng)上司感知下屬行為對自身和組織有益時， 往往做出更為積極的人際反應(yīng); 相反， 當(dāng)上司將下屬行為主觀解讀為地位威脅等有害意圖時， 會做出更為消極的人際反應(yīng)（Mell et al.， 2022）。然而， 以往該領(lǐng)域研究主要關(guān)注上司相關(guān)特征和情境因素在上司對下屬行為解讀和人際回應(yīng)過程中的權(quán)變作用， 如領(lǐng)導(dǎo)地位目標(biāo)追求（Xu et al.， 2023）， 上司建言懇求（Park et al.， 2022）， 上下級關(guān)系（易明 等， 2021）等， 而忽視了下屬在塑造上司認(rèn)知和歸因過程中的主觀能動性。實際上， 在上下級互動中， 除了上司的向下影響外， 下屬可能會對其上司施加向上影響， 如通過特定自我表現(xiàn)策略以最大化上司對其行為的積極解讀（Gross et al.， 2021）。本研究發(fā)現(xiàn)向上建議尋求作為上行影響策略中咨詢協(xié)商的關(guān)鍵方式之一， 會增強上司員工跨界意圖的積極解讀（Farmer et al.， 1997）， 進(jìn)而強化上司對該員工的認(rèn)知信任與情感信任， 最終促進(jìn)上司對跨界員工的人際支持。因此， 本研究引入向上建議尋求概念， 為員工如何通過塑造上司對其跨界行為的積極認(rèn)知和人際回應(yīng)提供了可能的解釋， 不僅有助于厘清員工跨界影響發(fā)揮的邊界條件， 同時豐富了上行影響策略與上下級互動相關(guān)理論研究。

第三， 本研究基于人際信任觀構(gòu)建并檢驗了特定向上建議尋求水平下員工跨界通過上司認(rèn)知信任和情感信任影響上司支持的雙路徑模型， 從而彌補了員工跨界對上司影響效應(yīng)過程機制研究的不足， 同時拓展了人際信任的應(yīng)用研究領(lǐng)域。人際信任指一方基于對另一方行為的積極預(yù)期而愿意承擔(dān)風(fēng)險的程度， 是建立和維持積極人際互動的基礎(chǔ)（Mayer et al.， 1995）。在人際關(guān)系研究中， 信任的認(rèn)知與情感因素在組織中的作用尤其突顯（Fulmer amp; Gelfand， 2012）。最新研究表明， 人際信任對員工與上司之間的人際互動具有顯著影響（趙鍇 等， 2024）。然而， 將人際信任納入跨界行為的研究尚不多見， 且盡管少數(shù)研究考察了跨界行為對團(tuán)隊內(nèi)成員之間信任關(guān)系的影響（徐磊， 2019）， 但尚未發(fā)現(xiàn)有研究關(guān)注員工跨界對上司信任的影響。上司是掌握員工考核、升遷、薪酬等人事相關(guān)決策的主體（Xu et al.， 2023）， 其會基于跨界對自身和團(tuán)隊有益性的評估而對跨界員工做出相應(yīng)的人際回應(yīng)。通過兩項互補研究， 本研究發(fā)現(xiàn)員工跨界與上司認(rèn)知信任和情感信任以及隨后的上司支持總體呈正相關(guān)。因此， 本研究通過引入上司信任揭示了員工在跨界時引發(fā)上司人際反應(yīng)的“黑箱”， 從而有助于解釋為什么上司會在特定情境下（即高水平向上建議尋求時）予以跨界員工積極的人際支持， 同時進(jìn)一步豐富了跨界和信任相關(guān)文獻(xiàn)。

4.2" 實踐意義

本研究結(jié)論可以為組織提供如下管理啟示：首先， 組織可以通過設(shè)計培訓(xùn)項目， 向員工和領(lǐng)導(dǎo)清晰闡述跨界可能帶來的收益， 鼓勵員工積極實施跨界行為， 以獲取有助于未來工作開展的稀缺外部資源。同時， 組織應(yīng)呼吁領(lǐng)導(dǎo)者關(guān)注員工跨界積極的一面， 并給予跨界員工人際支持， 使員工的努力得到回饋。其次， 員工在日常工作中應(yīng)多向上司尋求建議， 使上司可以更多地感受到下屬對他們權(quán)力地位和知識能力的認(rèn)可。同時發(fā)揮組織文化與制度政策的重要作用， 積極營造良好溝通氛圍， 建立下屬與上司交流的動力機制， 從而更好發(fā)揮員工跨界帶來的積極人際效應(yīng)， 促進(jìn)上司與員工建立和諧互惠的關(guān)系。最后， 員工可通過積極主動跨界增強上司對其的認(rèn)知信任和情感信任， 同時上司可以對跨界員工回饋必要的資源投入和關(guān)心等， 從而實現(xiàn)員工跨界的持續(xù)進(jìn)行， 進(jìn)而促進(jìn)團(tuán)隊以及組織的創(chuàng)新發(fā)展。

4.3" 研究局限與展望

本研究存在如下局限：第一， 研究方法局限。雖然本研究同時采用情境實驗和多時點多源問卷調(diào)查方法來避免可能存在的共同方法偏差和反向因果問題， 從而增加了研究的內(nèi)部效度和外部效度。但由于員工跨界與上司支持可能隨著時間推移而相互影響， 因而未來研究可以考慮采用交叉滯后面板模型進(jìn)行縱向研究， 以從動態(tài)角度考察員工跨界與上司支持間的動態(tài)因果關(guān)系。第二， 對象焦點局限。本研究只考察了員工跨界對上司支持的人際影響， 未來研究可進(jìn)一步擴展到員工跨界對上司排斥、同事支持、同事排斥等方面， 拓展員工跨界對其他相關(guān)利益者不同反應(yīng)結(jié)果的影響研究。第三， 特質(zhì)情景局限。為聚焦研究的核心變量， 本研究未將可能影響上司信任和支持的特質(zhì)與情景因素納入模型中， 未來研究可將人格特征、文化差異、上司領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、上下級關(guān)系、員工能力等因素納入分析中， 從而排除潛在因素對員工跨界與上司信任和支持之間關(guān)系的干擾。第四， 數(shù)據(jù)收集局限， 本研究主要采取問卷調(diào)查方式， 且樣本多集中在華中、華南以及華東區(qū)域， 可能存在一定地域與文化局限， 因而未來研究可以將樣本拓展到不同文化與地域， 同時采用其他客觀評價方式， 從而拓展結(jié)論普適性。最后， 視角路徑局限。以往研究基于領(lǐng)地視角指出上司會對員工跨界持負(fù)面態(tài)度（Mell et al.， 2022）， 而本研究基于積極人際互動視角構(gòu)建并驗證了員工跨界對上司支持的影響機制模型， 因而未來研究可將兩者進(jìn)行整合， 以探討員工跨界對上司人際影響的雙刃劍效應(yīng)， 同時考慮到上司人格特質(zhì)可能影響其對員工行為的歸因， 如馬基雅維利主義， 因而未來研究可把上司人格特質(zhì)作為邊界條件， 系統(tǒng)揭示員工跨界對上司影響的多重路徑與情景條件。

5" 結(jié)論

基于積極人際互動視角， 本研究探討員工跨界影響上司支持的內(nèi)在機制與邊界條件。通過一項情景實驗與一項多時點上下級匹配問卷調(diào)查， 本研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)員工向上建議尋求水平較高時， 員工跨界更易引發(fā)上司認(rèn)知信任和情感信任， 進(jìn)而導(dǎo)致上司給予員工更高水平的人際支持。本研究首次關(guān)注了員工跨界對上司支持的積極人際效應(yīng)， 因而對跨界研究具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

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When and how employee boundary spanning behavior influences supervisor support： The roles of supervisor trust and upward advice seeking

ZHAO Fuqiang， ZHU Hanqiu， CHEN Yun， CHEN Zhuhui

（School of Management， Wuhan University of Technology， Wuhan 430070， China）

Abstract

Boundary spanning is a form of behavior taken by actors to establish contact with external stakeholders and continuously interact with them to achieve goals and enhance group effectiveness. As the subject of organizational cross-border cooperation， employees are the promoters of the acquisition， integration， and creation of heterogeneous knowledge， and thus employee boundary spanning behavior has received extensive attention from both the theoretical and practical communities. Studies on the effects of employee boundary spanning mainly focus on how boundary spanning behavior influences employee performance， creativity， and role perceptions from an actor-centered perspective. However， employees are not isolated individuals， and their boundary spanning behaviors are closely related to the interests of other individuals in the team or organization， and both these perspectives have ignored the potential interpersonal effects of employee boundary spanning on other stakeholders. Supervisors， who are responsible for assigning critical tasks and making important personnel decisions， are the most important stakeholders of employees in the organization. As such， how do supervisors respond to employees who engage in boundary spanning behaviors is important. Only a few scholars have found that supervisors may perceive employee boundary spanning as a threat to their status and power， resulting in interpersonal undermining towards employees. In the meantime， supervisors may also recognize the effort and competence of boundary spanning employees and reciprocate with positive interpersonal responses. Some studies have found that under certain circumstances， supervisors give higher career evaluations or job rewards to employees for behaviors that are beneficial to the organization but challenge authority （e.g.， taking charge or voice）， which provides indirect empirical evidence for the above positive views. The question of when and how boundary spanning employees will win supervisor support remains unanswered. To address this issue， drawing on relevant concepts of interpersonal interaction， this study constructs a moderated mediation model to examine how employee upward advice seeking influences supervisors’ cognitive and affective trust and subsequent interpersonal support towards boundary spanning employees.

Hypotheses were tested through a scenario experiment （Study 1） and a multi-wave， supervisor-employee matching field survey （Study 2）. For the experimental study， we recruited 220 full-time employees from different companies in China through our alumni network. We adopted a 2 （high employee boundary spanning vs. low employee boundary spanning） × 2 （high upward advice seeking vs. low upward advice seeking） between-subjects design to generate four scenarios， with participants randomly assigned to each of the scenarios. We asked participants to imagine that they were the supervisor in the scenario and to read the materials related to employee boundary spanning and upward advice seeking in order. Next， participants completed measures of cognitive trust， affective trust， supervisor support， manipulation check， and demographics. For the field study， we conducted a three-wave questionnaire survey and collected data from 406 supervisor-employee dyads in knowledge-intensive firms in Hubei， Zhejiang， Shanghai， and Beijing provinces. At Time 1， employees assessed their boundary spanning behaviors and upward advice seeking and provided their demographics. At Time 2 （one month after Time 1）， immediate supervisors of employees who completed the Time 1 survey were invited to assess their cognitive and affective trust in their subordinates. At Time 3 （one month after Time 2）， immediate supervisors continued to be invited to report the support provided to their employees. We conducted confirmatory factor analysis， regression analysis， and path analysis via SPSS 22 and Mplus 8.0 to analyze the data.

The results of Study 1 （N = 220） indicated that employee boundary spanning and upward advice seeking interacted to affect supervisor cognitive trust and affective trust， which in turn influenced supervisor support. When employee upward advice seeking was high， employee boundary spanning would have a stronger impact on supervisor cognitive and affective trust， which in turn resulted in increased supervisor support. Study 2 （N = 406） again revealed that upward advice seeking positively moderated the direct effect of employee boundary spanning on supervisor affective trust as well as the indirect effect of employee boundary spanning on supervisor support via affective trust. However， it did not support the moderating role of upward advice seeking on the supervisor cognitive trust path， suggesting that in the real workplace， cognitive trust stems from supervisors’ long-standing independent rational judgments of employee competence.

This study makes several theoretical contributions. First， we contribute to the literature on employee boundary spanning behavior by adopting a supervisor-focused perspective and exploring supervisors’ positive attitudes toward boundary spanning employees. Second， we reveal the boundary conditions under which employee boundary spanning can win the supervisor support by selecting employee upward advice seeking as a moderator， which deepens the research on upward influence strategy from the perspective of supervisor- employee dyadic interaction. Third， we enhance the understanding of how the interaction of employee boundary spanning and upward advice seeking increases supervisor support by examining the mediating role of supervisor cognitive and affective trust.

Keywords" employee boundary spanning behavior， supervisor support， cognitive trust， affective trust， upward advice seeking