壞心情與工作行為：中庸思維跨層次的調(diào)節(jié)作用*

2014-02-06 02:27:03儲(chǔ)小平

心理學(xué)報(bào) 2014年11期

孫旭嚴(yán) 鳴儲(chǔ)小平

(1中山大學(xué)嶺南學(xué)院, 廣州 510275) (2廣東工業(yè)大學(xué), 廣州 510006)

1 問題提出

員工帶著一定的情感投入工作, 工作中內(nèi)在的情感狀態(tài)(affect state)包括情緒(emotion)和心情(mood)兩種基本狀態(tài)。雖然情緒和心情同屬于反映個(gè)體一定時(shí)期內(nèi)情感狀態(tài)的狀態(tài)變量, 但二者在誘因、強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間上明顯不同(Cropanzano, Weiss,Hale, & Reb, 2003)。情緒代表一種有明確原因和目標(biāo)(如特定人或事件刺激)產(chǎn)生的短時(shí)而強(qiáng)烈的情感體驗(yàn)(Frijda & Mesquita, 1994), 而心情代表一種無具體原因和目標(biāo), 持續(xù)時(shí)間較長且反應(yīng)強(qiáng)度低的情感體驗(yàn)(Ashkanasy, 2003)。工作中, 情感狀態(tài)會(huì)干擾認(rèn)知加工(Forgas & George, 2001)、注意力分配(Totterdell, 2000), 影響員工的工作投入和績效產(chǎn)出(Brief & Weiss, 2002), 學(xué)界應(yīng)該區(qū)分兩種情感狀態(tài), 探索情緒和心情對(duì)工作行為的不同影響效果(Ashkanasy & Humphrey, 2011)。由于每一種基本情緒(例如憤怒)都有明確的誘因、具體的動(dòng)機(jī)和行為結(jié)果, 易于揭示變量間的因果關(guān)系, 因此目前多數(shù)研究關(guān)注情緒狀態(tài), 忽視心情狀態(tài)的影響效果。然而, 相較于情緒, 心情持續(xù)時(shí)間長且更加普遍, 作為情感基調(diào)貫穿于整個(gè)思考和行為過程中(Forgas& George, 2001)。探索每日心情狀態(tài)對(duì)每日工作行為的影響效果, 有助于理清每日心情與每日工作表現(xiàn)的變化規(guī)律, 對(duì)于員工保持每日工作行為的穩(wěn)定性和持續(xù)性具有實(shí)踐指導(dǎo)意義。

依據(jù)人們情感感受的積極?消極程度, 學(xué)界將心情細(xì)分為好心情和壞心情。好心情指人們感受到積極、愉悅的情感狀態(tài), 壞心情指人們感受到消極、不愉悅的情感狀態(tài)(Watson & Tellegen, 1985)。心情的雙變量模型認(rèn)為, 好心情和壞心情是兩個(gè)彼此獨(dú)立的變量, 而非同一變量兩個(gè)相反的端點(diǎn), 如, 沒有好心情并不意味著有壞心情(劉宏艷, 胡治國,彭聃齡, 2008)。好心情的研究表明, 好心情有助于提升每日的工作績效(Miner & Glomb, 2010)。然而,相比好心情, 現(xiàn)實(shí)工作中產(chǎn)生壞心情的幾率較高(Ashkanasy & Humphrey, 2011)且常常無法避免(Gibson, 2007), 現(xiàn)有研究忽視了壞心情與工作行為關(guān)系的探討。壞心情是否負(fù)向影響工作行為？如果每日壞心情干擾每日的工作行為, 那么如何進(jìn)行心情的自控和管理, 規(guī)避壞心情的負(fù)向效應(yīng)？拓展壞心情的影響效應(yīng), 明確壞心情與工作行為間的邊界條件, 在理論上將進(jìn)一步豐富心情—行為的邏輯聯(lián)系法則(nomological network), 幫助學(xué)界完整地認(rèn)識(shí)心情—行為間的關(guān)系。從管理實(shí)踐上看, 中國經(jīng)濟(jì)處于高速發(fā)展階段, 工作強(qiáng)度和壓力較大, 員工 “情感問題”突出(例如“富士康13連跳”事件),基于中國情境研究員工的壞心情與工作行為, 探討如何干預(yù)和規(guī)避壞心情的負(fù)向效應(yīng), 對(duì)于日常績效管理和員工的職業(yè)心理健康具有現(xiàn)實(shí)意義。

為了回答上述兩個(gè)研究問題, 本研究的第一個(gè)目的是, 通過心境一致理論(Mood-congruency Theory)解釋心情影響工作行為的內(nèi)在作用機(jī)制,澄清壞心情對(duì)組織公民行為(organizational citizenship behavior, OCB)、反生產(chǎn)行為(counterproductive work behavior, CWB)和任務(wù)績效行為(task performance behavior, TPB)三類工作行為的影響效果。心境一致理論認(rèn)為, 人們偏好獲取與自己心情狀態(tài)相一致的信息, 并表現(xiàn)出相應(yīng)的行為, 以迎合對(duì)心情的感知。即, 好心情促發(fā)積極行為, 壞心情促發(fā)消極行為(Cervone, 2005; Mischel & Shoda, 1998)。本研究以此為理論基礎(chǔ), 說明壞心情對(duì)3種工作行為的影響效果。

本研究的第二個(gè)目的是, 借助自我調(diào)節(jié)理論,探討中庸思維在壞心情與工作行為間的調(diào)節(jié)作用。壞心情誘發(fā)負(fù)向工作行為, 如何實(shí)現(xiàn)自我行為調(diào)節(jié)適應(yīng)工作環(huán)境, 是個(gè)體常常面臨的困境。文化價(jià)值因素影響個(gè)體的行為調(diào)節(jié), 社會(huì)文化塑造不同的情感表達(dá)規(guī)則(Kemper, 2000), 決定心情表達(dá)行為是否合適, 以及何種行為可以接受(Geddes &Callister, 2007)。中國傳統(tǒng)文化強(qiáng)調(diào)“忍”和情感的內(nèi)控, 這將影響個(gè)體體驗(yàn)壞心情后的行為選擇。在華人成長實(shí)現(xiàn)社會(huì)化的過程中, 中庸文化留下了深深的烙印, 塑造了華人特有的個(gè)體文化特征—— 中庸思維。中庸思維代表華人注重自我約束不隨一己心情行動(dòng)、細(xì)查行動(dòng)對(duì)他人的后果、選擇最佳行動(dòng)方案的思維方式(楊中芳, 2001; 趙志裕, 2000)。從這點(diǎn)上看, 中庸思維屬于自我調(diào)節(jié)的一部分, 即自我調(diào)節(jié)想法思維的加工模式, 不同的思維加工模式影響自我調(diào)節(jié)行為的結(jié)果。因此, 本研究通過自我調(diào)節(jié)理論, 說明中庸思維如何幫助個(gè)體在工作中實(shí)現(xiàn)體驗(yàn)壞心情后的行為調(diào)節(jié)。

圖1 本文的研究框架

為了實(shí)現(xiàn)上述研究目的, 本研究采用跨水平的研究框架和重復(fù)抽樣的研究設(shè)計(jì)考察變量間的關(guān)系。已有研究視心情為個(gè)體差異變量, 探討不同個(gè)體間心情差異對(duì)工作行為的影響(例如, Tsai, Chen,& Liu, 2007)。橫截面、個(gè)體間的研究設(shè)計(jì), 并不符合心情和工作行為的變化特性, 因?yàn)橥粋€(gè)體的壞心情和工作行為在每日水平存在顯著的變化(Beal,Weiss, Barros, & Macdermid, 2005; Rotundo &Sackett, 2002), 均屬于個(gè)體內(nèi)水平的變量。而中庸思維代表一種相對(duì)穩(wěn)定且不易改變的個(gè)體特征, 屬于個(gè)體間層面的變量。區(qū)分個(gè)體內(nèi)和個(gè)體間兩個(gè)層面, 排除了個(gè)體特征差異在考察個(gè)體內(nèi)變量間關(guān)系時(shí)可能的干擾作用, 因?yàn)閭€(gè)體特征差異在個(gè)體內(nèi)水平是穩(wěn)定不變的。因此, 與變量性質(zhì)保持一致, 本研究采用跨水平的研究框架(如圖1), 每日壞心情與每日工作行為均發(fā)生在個(gè)體內(nèi)水平, 在每日時(shí)間截面上壞心情影響工作行為, 不同日的時(shí)間截面嵌入個(gè)體內(nèi)構(gòu)成一個(gè)動(dòng)態(tài)的過程, 而中庸思維屬于個(gè)體間的差異變量, 在個(gè)體內(nèi)水平保持穩(wěn)定不變,發(fā)揮著跨水平的調(diào)節(jié)作用。同時(shí), 為了準(zhǔn)確測量個(gè)體內(nèi)每日變化的變量, 本研究引入經(jīng)驗(yàn)抽樣方法測量每日的壞心情和工作行為。經(jīng)驗(yàn)抽樣方法(experience-sampling method, ESM)是一種重復(fù)抽樣的研究設(shè)計(jì)(Sonnentag & Ilies, 2011), 通過對(duì)同一個(gè)體進(jìn)行多次重復(fù)測量(持續(xù)多日連續(xù)測量每日的心情和工作行為), 精準(zhǔn)地把握個(gè)體內(nèi)心情、行為的變化(Fisher & To, 2012), 呈現(xiàn)更為嚴(yán)謹(jǐn)、可信的模型檢驗(yàn)結(jié)果。

2 研究假設(shè)

2.1 壞心情的直接效應(yīng)

2.1.1 壞心情對(duì)OCB的影響

員工內(nèi)在的心情代表一種短期的情感狀態(tài), 在每日水平存在顯著的變化(Rothbard & Wilk, 2011)。每天人們處于不同的心情狀態(tài)—— 好心情或者壞心情(Beal & Ghandour, 2011), 不同心情狀態(tài)影響人們做出完全不同的認(rèn)知判斷(Rusting, 1998)和行為表現(xiàn)(Forgas & George, 2001)。學(xué)界使用心境一致理論解釋這一現(xiàn)象, 該理論認(rèn)為心情狀態(tài)影響人們記憶、建構(gòu)和評(píng)價(jià)目標(biāo)對(duì)象的方式。其中, 好心情激活記憶中的正面信息、引發(fā)愉快的思考和積極的建構(gòu)(Rusting & DeHart, 2000), 引導(dǎo)個(gè)體形成積極的評(píng)價(jià)(Martin, Abend, Sedikides, & Green, 1997);壞心情激活記憶中的負(fù)面信息、引發(fā)消極的思考和建構(gòu)(Rusting & DeHart, 2000), 引導(dǎo)個(gè)體做出消極的評(píng)價(jià)。心情狀態(tài)和認(rèn)知評(píng)價(jià)二者呈現(xiàn)效價(jià)一致原則, 即好心情引發(fā)正面認(rèn)知評(píng)價(jià), 壞心情引發(fā)負(fù)面認(rèn)知評(píng)價(jià)。后續(xù)研究表明, 由于正面或負(fù)面認(rèn)知評(píng)價(jià)促使個(gè)體表現(xiàn)出一致的行為, 以便符合其對(duì)事物的認(rèn)知(Forgas & George, 2001), 因此, 內(nèi)在心情與外顯行為間也呈現(xiàn)效價(jià)一致原則, 即好心情促發(fā)積極行為(Heller & Watson, 2005); 壞心情促發(fā)消極行為(Beal & Ghandour, 2011)。

OCB代表一種超越工作崗位要求, 但有益于組織運(yùn)轉(zhuǎn)的員工行為(Organ, 1997)。作為一種角色外行為, 員工展現(xiàn)OCB并未包含到組織正式的獎(jiǎng)勵(lì)系統(tǒng)中(Organ, 1997), 因此, OCB是員工的一種自發(fā)行為, 員工可以自由選擇做或不做。這種情況下, 員工是否展現(xiàn)OCB并非長期穩(wěn)定的傾向, 而是存在著顯著的每日變異(Spence, Ferris, Brown, &Heller, 2011)。依據(jù)心境一致理論, 員工每日OCB表現(xiàn)水平的差異可能是每日壞心情影響的結(jié)果。內(nèi)在的心情狀態(tài)具有信息激活功能(Rusting, 1998)。作為一種負(fù)面的心情狀態(tài), 壞心情激活個(gè)體記憶中的負(fù)面信息(Rusting, 1999), 誘導(dǎo)個(gè)體遵循效價(jià)一致原則有選擇性地識(shí)別、加工外部環(huán)境中的負(fù)面信息(Cropanzano & Wright, 2001), 或者以消極的方式將外部環(huán)境中的信息建構(gòu)為負(fù)面信息(Rusting,1998)。由于對(duì)信息進(jìn)行加工是個(gè)體形成認(rèn)知評(píng)價(jià)、做出行為決策的依據(jù)(Forgas & George, 2001)。這意味著, 壞心情將誘導(dǎo)個(gè)體以消極的方式評(píng)價(jià)和建構(gòu)工作事件和工作環(huán)境(Rothbard & Wilk, 2011)。具體到每日工作中, 這很可能會(huì)讓處于壞心情中的員工回憶或激活與同事(或領(lǐng)導(dǎo))交往中的負(fù)面信息, 有選擇性地識(shí)別工作環(huán)境中的負(fù)面信息。依據(jù)負(fù)面信息, 員工傾向于負(fù)面認(rèn)知與同事的互動(dòng), 消極評(píng)價(jià)所處的工作環(huán)境(Cropanzano & Wright, 2001; Staw,Stton, & Lisa, 1994)。由于對(duì)同事和組織形成負(fù)面認(rèn)知, 員工將這種負(fù)面評(píng)價(jià)納入行為決策中(Martin et al., 1997), 這將降低員工主動(dòng)幫助同事或組織的積極性(Lee & Allen, 2002)。綜上, 如果員工當(dāng)天懷有較高水平的壞心情, 將導(dǎo)致其減少有益于組織和同事的OCB。

假設(shè)1：員工每日的壞心情會(huì)降低其每日表現(xiàn)的OCB水平。

2.1.2 壞心情對(duì)CWB的影響

CWB是一種負(fù)面的自主行為, 類似于OCB,同一員工并不會(huì)持續(xù)穩(wěn)定地展現(xiàn)CWB, 而是在每日水平存在差異(Dalal, Lam, Weiss, Welch, &Hulin, 2009)。研究表明, CWB是員工對(duì)工作體驗(yàn)的一種消極回應(yīng)(Bennett & Robinson, 2003; Judge,Scott, & Ilies, 2006), 工作中的情感體驗(yàn)很可能驅(qū)動(dòng)員工展現(xiàn)CWB(Levine, 2010)。因此, 每日的壞心情很可能誘發(fā)員工展現(xiàn)CWB。如上文所述, 壞心情代表一種負(fù)面的心情狀態(tài), 遵循效價(jià)一致原則, 處于壞心情的個(gè)體傾向于對(duì)環(huán)境和同事形成負(fù)面評(píng)價(jià)。對(duì)工作環(huán)境形成負(fù)面認(rèn)知的員工, 常常展現(xiàn)有害的CWB, 例如, 消極怠工、故意遲到早退等; 對(duì)同事負(fù)面認(rèn)知的員工, 常常依據(jù)負(fù)向互惠的原則, 針對(duì)他人展現(xiàn)CWB, 例如, 人際間的攻擊(aggression)和敵意行為等(Bennett &Robinson, 2003)。

另一方面, 作為一種負(fù)面的心情狀態(tài), 壞心情本身就傳遞出內(nèi)在自我狀態(tài)的信息, 說明內(nèi)在自我受到了傷害或威脅, 若內(nèi)在自我的威脅無法宣泄,常常導(dǎo)致心理的失調(diào)或疾病, 而通過外顯行為發(fā)泄的方式, 常?？梢韵齼?nèi)在的負(fù)面感受(Bushman,Baumeister, & Phillips, 2001)。因此, 個(gè)體常常通過行為, 宣泄內(nèi)在的負(fù)面感受(Tice & Bratslavsky,2000), 改善自我的心理狀態(tài)。CWB的相關(guān)研究表明, CWB滿足了個(gè)體發(fā)泄或調(diào)整壞心情的需要, 具有心情修復(fù)的功能(Miner & Glomb, 2010), 例如,展現(xiàn)偷竊、曠工等有害的CWB, 有助于發(fā)泄壞心情,幫助個(gè)體釋放內(nèi)心的負(fù)面感受(Bushman et al.,2001; Spector & Fox, 2002)。因此, 當(dāng)天處于壞心情的員工, 為了宣泄內(nèi)在的負(fù)面感受, 很可能選擇展現(xiàn)CWB。

假設(shè)2：員工每日的壞心情會(huì)增加其每日表現(xiàn)的CWB水平。

2.1.3 壞心情對(duì)任務(wù)績效行為的影響

不同于自主行動(dòng)的OCB和CWB, 任務(wù)績效是工作崗位要求必須完成的角色內(nèi)行為, 也是每日工作任務(wù)的核心。一方面, 由于不同個(gè)體在工作相關(guān)技能、知識(shí)、認(rèn)知能力等上的差異, 任務(wù)績效在不同個(gè)體間存在顯著的差異, 即, 個(gè)體間水平的績效差異(McCloy, Campbell, & Cudeck, 1994)。另一方面, 同一個(gè)體的任務(wù)績效行為受到個(gè)體內(nèi)在短期狀態(tài)的影響, 每日的任務(wù)績效行為存在顯著不同, 即,個(gè)體內(nèi)的績效差異(例如一日工作效率高, 另一日工作效率低)(Miner & Glomb, 2010)。提升每日績效水平, 需要員工高效地完成核心的工作任務(wù)。在個(gè)體內(nèi)水平, 員工完成工作任務(wù)的過程是一個(gè)有效處理和加工信息的過程, 因?yàn)閱T工需要持續(xù)不斷的獲取、處理任務(wù)相關(guān)的信息, 以便完成任務(wù)績效行為(Forgas & George, 2001)。而壞心情激活個(gè)體內(nèi)在存儲(chǔ)的大量負(fù)面信息, 引導(dǎo)個(gè)體關(guān)注外部環(huán)境的負(fù)面信息。由于負(fù)面信息易于引發(fā)負(fù)面評(píng)價(jià), 因此, 壞心情讓員工對(duì)任務(wù)的認(rèn)知傾向負(fù)面, 誘導(dǎo)他們回避這些帶來消極感知的行為, 從而降低其工作的積極性。另一方面, 壞心情轉(zhuǎn)移了工作的焦點(diǎn), 使員工不是關(guān)注提升工作績效的積極因素, 而是關(guān)注工作中的消極因素, 這將降低任務(wù)績效行為的效率(Beal et al., 2005)。因此, 每日的壞心情誤導(dǎo)了員工對(duì)任務(wù)信息的識(shí)別和加工, 從而干擾員工當(dāng)天持續(xù)不斷地投入任務(wù)績效行為。

假設(shè)3：員工每日的壞心情會(huì)降低其每日表現(xiàn)的任務(wù)績效行為水平。

2.2 中庸思維的調(diào)節(jié)效應(yīng)

中庸思維是個(gè)體在特定情境中思考如何整合外在條件和內(nèi)在需求, 并充分考慮行為后果的一種思維方式, 包含多元思考、整合性和和諧性三個(gè)維度(吳佳輝, 林以正, 2005)。具有中庸思維的個(gè)體,善于從不同的角度思考問題, 即多元思考; 善于整合外在環(huán)境信息與內(nèi)在的想法, 即整合性; 充分考慮行為后果, 以和諧方式作為行為準(zhǔn)則, 即和諧性。自我調(diào)節(jié)指個(gè)體主動(dòng)調(diào)整自我想法、情緒、沖動(dòng)和行為的能力(Gailliot et al., 2007)。中庸思維代表華人注重自我約束不隨一己心情行動(dòng)、細(xì)查行動(dòng)對(duì)他人的后果、選擇最佳行動(dòng)方案的思維方式(楊中芳, 2001; 趙志裕, 2000)。中庸思維屬于自我調(diào)節(jié)的一部分, 即自我調(diào)節(jié)想法思維的認(rèn)知加工模式,不同的思維加工模式影響自我調(diào)節(jié)行為的結(jié)果?；诖? 我們運(yùn)用自我調(diào)節(jié)的認(rèn)知-情感加工系統(tǒng)(cognitive-affective processing system, CAPS)模型,對(duì)中庸思維在壞心情與工作行為間的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行解釋(Mischel & Shoda, 1995)。

CAPS模型認(rèn)為, 個(gè)體內(nèi)存在“冷”和“熱”兩個(gè)平行的行為反應(yīng)系統(tǒng), 即理性認(rèn)知的冷加工系統(tǒng)和情感沖動(dòng)的熱加工系統(tǒng)。冷系統(tǒng)是一個(gè)可控的系統(tǒng),能夠?qū)ν獠看碳みM(jìn)行認(rèn)知加工, 促使個(gè)體表現(xiàn)出理性的行為反應(yīng), 構(gòu)成自我行為調(diào)節(jié)的基礎(chǔ)。熱系統(tǒng)是一個(gè)情感的自動(dòng)反應(yīng)系統(tǒng), 在外部刺激激活情感時(shí), 自動(dòng)引發(fā)個(gè)體做出規(guī)避或達(dá)成的行為反應(yīng)。由于認(rèn)知和情感加工系統(tǒng)不斷變換, 交替控制個(gè)體對(duì)主觀體驗(yàn)做出不同的行為反應(yīng), 有效的行為調(diào)節(jié)依賴于個(gè)體能否將情感加工系統(tǒng)變換為認(rèn)知加工系統(tǒng)(Metcalfe & Mischel, 1999), 而認(rèn)知加工策略(例如注意力轉(zhuǎn)換和認(rèn)知重構(gòu))能夠?qū)崿F(xiàn)這一轉(zhuǎn)換, 幫助個(gè)體實(shí)現(xiàn)行為自我調(diào)節(jié)(Mischel & Ayduk,2002)。

中庸思維作為一種認(rèn)知思維方式, 構(gòu)成華人特有的認(rèn)知加工策略。高中庸思維者不僅善于多元思考, 從多方面考慮自我的壞心情和各種可能的行為結(jié)果, 而且善于整合內(nèi)外沖突, 冷靜思考心情的沖動(dòng)和行為的不良后果, 也擅于以和諧方式行動(dòng), 比較權(quán)衡、選擇和諧的行為表達(dá)。多元思考, 作為一種注意力轉(zhuǎn)換的認(rèn)知加工策略, 幫助個(gè)體由情感加工系統(tǒng)轉(zhuǎn)向認(rèn)知加工系統(tǒng)(Sethi, Mischel, Aber,Shoda, & Rodriguez, 2000); 和諧行為的選擇, 通過將行為后果在頭腦中成像, 整合內(nèi)外通過比較、加工各種行為結(jié)果, 也能夠?qū)崿F(xiàn)情感系統(tǒng)向認(rèn)知系統(tǒng)的轉(zhuǎn)換(Metcalfe & Mischel, 1999)。因此, 高中庸思維者可以快速有效地由情感加工系統(tǒng)轉(zhuǎn)向認(rèn)知加工系統(tǒng), 實(shí)現(xiàn)行為的自我控制和調(diào)節(jié)。從這點(diǎn)上看,雖然壞心情誘發(fā)員工的負(fù)面行為, 但是考慮到降低任務(wù)績效、保留OCB、展現(xiàn)CWB對(duì)組織和他人的有害影響, 高中庸思維者會(huì)主動(dòng)約束情感沖動(dòng)行為,因此, 對(duì)于高中庸思維者而言, 壞心情對(duì)三種工作行為的負(fù)向影響較弱。相反, 對(duì)于低中庸思維者而言, 在情感加工系統(tǒng)被激活后, 因無法轉(zhuǎn)向認(rèn)知加工系統(tǒng), 而不能有效地調(diào)節(jié)行為, 因此壞心情對(duì)三種工作行為的負(fù)向影響較強(qiáng)。

假設(shè)4：中庸思維在壞心情與組織公民行為的聯(lián)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用, 減弱壞心情對(duì)組織公民行為的負(fù)面影響。當(dāng)員工的中庸思維較高時(shí), 壞心情對(duì)組織公民行為的負(fù)面影響較弱; 當(dāng)員工的中庸思維較低時(shí), 壞心情對(duì)組織公民行為的負(fù)面影響較強(qiáng)。

假設(shè)5：中庸思維在壞心情與反生產(chǎn)行為的聯(lián)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用, 減弱壞心情對(duì)反生產(chǎn)行為的正向影響。當(dāng)員工的中庸思維較高時(shí), 壞心情對(duì)反生產(chǎn)行為的正向影響較弱; 當(dāng)員工的中庸思維較低時(shí),壞心情對(duì)反生產(chǎn)行為的正面影響較強(qiáng)。

假設(shè)6：中庸思維在壞心情與任務(wù)績效行為的聯(lián)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用, 減弱壞心情對(duì)任務(wù)績效行為的負(fù)向影響。當(dāng)員工的中庸思維較高時(shí), 壞心情對(duì)任務(wù)績效行為的負(fù)向影響較弱; 當(dāng)員工的中庸思維較低時(shí), 壞心情對(duì)任務(wù)績效行為的負(fù)向影響較強(qiáng)。

3 研究方法

3.1 經(jīng)驗(yàn)抽樣方法

由于許多心理變量會(huì)隨時(shí)間發(fā)生顯著變化, 單一時(shí)點(diǎn)的問卷測量存在回憶性偏差。經(jīng)驗(yàn)抽樣方法源于動(dòng)態(tài)即時(shí)研究的思想(Csikszentmihalyi, Larson,& Prescott, 1977), 在一段時(shí)間內(nèi), 研究者借助于輔助工具(例如個(gè)人數(shù)據(jù)輔助設(shè)備、智能手機(jī))提醒被試, 讓被試在事件發(fā)生或者隨機(jī)(或固定時(shí)間)的諸多瞬間回答問題, 通過多次重復(fù)測量, 獲取變量在不同時(shí)間點(diǎn)的動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)(段錦云, 陳文平, 2012)。情感狀態(tài)有關(guān)的研究表明, 即時(shí)的情感測量與一段時(shí)間內(nèi)的回顧性測量存在顯著的差異(Miner &Glomb, 2010)。經(jīng)驗(yàn)抽樣方法提高了測量的精度,便于研究者在復(fù)雜的情境下把握變量的真實(shí)存在和關(guān)系; 同時(shí), 工作場所中我們很難假定個(gè)體的心情狀態(tài)會(huì)保持不變, 因此學(xué)界建議, 心情狀態(tài)的研究最好采用經(jīng)驗(yàn)抽樣方法, 以實(shí)現(xiàn)研究方法和前提假設(shè)的統(tǒng)一(Miner & Glomb, 2010; Miner, Glomb,&Hulin, 2005)。

3.2 樣本和調(diào)查過程

3.3 測量工具

壞心情

本研究采用PANAS量表(Positive and Negative Affect Schedule)(Watson, Clark, &Tellegen, 1988) 測量每日的壞心情。壞心情代表個(gè)體感受消極、不愉悅的情感狀態(tài), PANAS量表要求被試對(duì)10個(gè)描述消極情感狀態(tài)的形容詞進(jìn)行評(píng)價(jià),舉例條目有“害怕的”、“心煩的”。量表采用里克特5點(diǎn)計(jì)分(1 = 幾乎沒有; 5 = 非常多), 取平均值評(píng)價(jià)整體的壞心情。多項(xiàng)研究證實(shí)該量表的測量內(nèi)容與理論定義相符, 中國樣本中具有良好的信效度(郭明珠, 甘怡群, 2010; 黃麗, 楊廷忠, 季忠民,2003; 張衛(wèi)東, 刁靜, Constance, 2004)。由于本研究關(guān)注情感狀態(tài)而非特質(zhì), 因此指導(dǎo)語要求被試評(píng)價(jià)此刻在工作中的感受如何。當(dāng)使用指導(dǎo)語要求被試報(bào)告此刻的感受時(shí), PANAS量表主要評(píng)價(jià)心情狀態(tài)而非情感特質(zhì)(Watson, 2000; Watson et al., 1988)。由于心情狀態(tài)在早上測量較為合適, 因此該量表由答題者在上午剛開始上班的時(shí)段完成。本研究中該量表的內(nèi)部一致信度為0.93, 平均變異萃取量(AVE = 0.66), 各題目的因子負(fù)載均大于0.72, 具有較好的信效度。

組織公民行為和反生產(chǎn)行為

本研究使用Dalal等(2009)的16題項(xiàng)行為清單(behavior checklist)測量每日的OCB和CWB。通常的OCB和CWB量表適用于測量個(gè)體間的行為, 但并不適合測量個(gè)體內(nèi)的行為(每日的OCB和CWB)。因?yàn)閭€(gè)體間的測量往往在某一時(shí)點(diǎn)使用多個(gè)題項(xiàng)來測量一個(gè)構(gòu)念, 而個(gè)體內(nèi)的測量則需要在多個(gè)時(shí)點(diǎn)(每天)重復(fù)測量, 為了減輕測試者的負(fù)擔(dān), 構(gòu)念的個(gè)體內(nèi)測量需要使用更少的題項(xiàng)(item); 其次, 原有題項(xiàng)中的很多行為在一段較長的時(shí)間內(nèi)會(huì)高頻率地發(fā)生, 但在每日內(nèi)不一定出現(xiàn), 這需要從量表中刪除每日水平不經(jīng)常出現(xiàn)的行為; 最后, 原有量表以一段時(shí)間內(nèi)行為發(fā)生的頻率作為選項(xiàng), 這顯然不適合每日行為的測量?；谶@些考慮, Dalal等(2009)遵循行為要高頻率、低敏感性的原則, 對(duì)OCB和CWB量表進(jìn)行刪除和修訂。修訂后每日的OCB和CWB量表各有8個(gè)題項(xiàng), 每個(gè)題項(xiàng)包含兩個(gè)選項(xiàng)(1 = 是; 0 = 否)。該量表由答題者在每個(gè)工作日下午下班前(1小時(shí))內(nèi)完成, 采用計(jì)數(shù)加總的方法計(jì)算每日的OCB和CWB。OCB代表組織考核體系之外個(gè)體自愿展現(xiàn)的有益于組織運(yùn)行的行為, CWB也是一種自愿行為, 但此行為違反組織規(guī)范, 損害組織或成員的利益。Dalal等(2009)的量表,要求被試對(duì)日常工作中的具體行為進(jìn)行評(píng)價(jià), OCB的舉例條目“我自愿完成額外的工作要求”, CWB的舉例條目“我未經(jīng)允許遲到早退”, 多項(xiàng)研究表明該量表的測量內(nèi)容與理論定義一致, 具有良好的信效度(Rothbard & Wilk, 2011; Reb & Greguras, 2010)。本研究中OCB和CWB的內(nèi)部一致信度分別為0.66、0.68, 平均變異萃取量分別為(AVE = 0.32,AVE = 0.33), 各題目的因子負(fù)載均大于0.45, 具有較好的信效度。

任務(wù)績效行為

本研究使用Williams和Anderson (1991)的 7題項(xiàng)任務(wù)績效行為量表測量每日的任務(wù)績效行為。任務(wù)績效行為指直接貢獻(xiàn)于產(chǎn)品生產(chǎn)和服務(wù)的行為, 該量表要求被試直接對(duì)任務(wù)或績效表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià), 舉例條目“我認(rèn)真完成了工作任務(wù)的各項(xiàng)要求”。研究表明, 該量表的測量內(nèi)容與理論定義一致, 具有良好的信效度(柯江林,孫健敏, 李永瑞, 2009; 王忠軍, 龍立榮, 劉麗丹,2011)。借鑒Dalal等(2009)的方法, 將題目的選項(xiàng)修改為“是”或者“否” (1 = 是; 0 = 否)兩個(gè)選項(xiàng)。舉例題項(xiàng)是“在今天的工作中, 我認(rèn)真完成工作任務(wù)的各項(xiàng)要求”。該量表由答題者在每日下班前填寫,采用計(jì)數(shù)加總的方法獲得每日的任務(wù)績效行為。本研究中該量表的內(nèi)部一致信度為0.75, 平均變異萃取量(AVE = 0.51), 各題目的因子負(fù)載均大于0.45,具有較好的信效度。

社會(huì)學(xué)角度。目前高?；鶎有姓芾砣藛T無論在工作上或生活中都同時(shí)扮演多種社會(huì)角色，因此難免會(huì)有角色沖突和交叉，在精力和完成度上難免會(huì)感到力不從心。長期存在角色模糊和角色矛盾，易引發(fā)職業(yè)倦怠，因此高校需增強(qiáng)干預(yù)措施諸如壓力訓(xùn)練和壓力管理等培訓(xùn)增強(qiáng)抗壓能力，提高心理健康水平。針對(duì)社會(huì)學(xué)的“場域”理論，有學(xué)者認(rèn)為，在高校這個(gè)特定具體的“場域”里，基層行政管理人員要面臨來自領(lǐng)導(dǎo)、同事、學(xué)生、家長以及高校各項(xiàng)具體的管理制度所帶來的壓力，在克服職業(yè)倦怠這個(gè)問題上，要積極開展心理教育活動(dòng)，提高心理健康水平。

中庸思維

本研究采用吳佳輝和林以正(2005)開發(fā)的中庸思維量表, 共13個(gè)題項(xiàng), 里克特7點(diǎn)計(jì)分。中庸思維代表個(gè)體的一種思維方式, 該量表從多元思考、整合性和和諧性三個(gè)維度進(jìn)行測量, 維度舉例條目分別有“我習(xí)慣從多角度來思考同一件事情”、“我會(huì)試著在自己與他人的意見中, 找到一個(gè)平衡點(diǎn)”、“做決定時(shí), 我通常會(huì)為了顧及整體的和諧, 而調(diào)整自己的表達(dá)方式”。多項(xiàng)研究表明該量表的測量內(nèi)容與理論定義一致, 具有良好的信效度(段錦云, 凌斌, 2011; 陳建勛, 凌媛媛, 劉松博,2010)。該量表的計(jì)分方式是, 先分別求得每個(gè)向度包含項(xiàng)目的平均分?jǐn)?shù), 然后再將此三個(gè)向度的平均分?jǐn)?shù)加總, 得到中庸思維總分。該量表由答題者在第一階段完成。本研究中該量表的內(nèi)部一致信度為0.93, 平均變異萃取量(AVE = 0.56), 各題目的因子負(fù)載均大于0.45, 具有較好的信效度。

控制變量

本研究選擇性別、年齡和教育程度三個(gè)常見的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量。另外,已有文獻(xiàn)指出宜人性、責(zé)任心(Ilies, Scott, & Judge,2006)和負(fù)向情感特質(zhì)(George, 1991)可能調(diào)節(jié)個(gè)體的情感和行為反應(yīng), 本研究將它們作為控制變量。個(gè)體特征的控制變量由答題者在第一階段完成, 具體測量量表如下：

宜人性和責(zé)任心

本研究中人格特征的測量使用大五人格量表的宜人性和責(zé)任心兩個(gè)子量表(Costa & McCrae, 1992), 該量表在中國樣本中具有良好的信效度(羅茜, 李洪玉, 何一粟, 2012; 王樹青, 石猛, 陳會(huì)昌, 2010)。宜人性和責(zé)任心量表各有12個(gè)題項(xiàng), 里克特5點(diǎn)計(jì)分, 通過加總每一題項(xiàng)的分?jǐn)?shù)代表個(gè)體的特征。本研究中宜人性和責(zé)任心的內(nèi)部一致信度分別為0.63、0.83, 平均變異萃取量分別為(AVE = 0.39, AVE = 0.44), 各題目的因子負(fù)載均大于0.45, 具有較好的信效度。

負(fù)向情感特質(zhì)

仍使用Watson等(1988)的PANAS量表測量負(fù)向情感特質(zhì), 但修改指導(dǎo)語,要求被試評(píng)價(jià)1年時(shí)間內(nèi)的感受。當(dāng)在較長的時(shí)間內(nèi)評(píng)價(jià)感受時(shí), PANAS量表測量個(gè)體的情感特質(zhì)而非情感狀態(tài)(Watson, 2000; Watson et al., 1988), 該量表在中國樣本中具有良好的信效度(Wang, Liao,Zhan, & Shi, 2011)。本研究中該量表的內(nèi)部一致信度為0.88, 平均變異萃取量(AVE = 0.54), 各題目的因子負(fù)載均大于0.47, 具有較好的信效度。

3.4 統(tǒng)計(jì)分析方法

由于重復(fù)測量的每日數(shù)據(jù)嵌入在個(gè)體中, 這形成了一個(gè)兩層面的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。即, 每日上午測量的壞心情和下午測量的工作行為屬于個(gè)體內(nèi)(level-1)的數(shù)據(jù)(

= 720), 控制變量和個(gè)體特征變量屬于個(gè)體間(level-2)的數(shù)據(jù)(

= 72), 因此, 我們采用隨機(jī)斜率模型, 使用HLM6.02個(gè)體內(nèi)數(shù)據(jù)(within persons)的處理方法進(jìn)行跨層次分析。考慮到每日的OCB、CWB和任務(wù)績效行為是低發(fā)生率的計(jì)數(shù)變量, 可能含有許多零值, 其分布常常違背線性回歸的正態(tài)假定而服從泊松分布(Gardner, Mulvey, &Shaw, 1995), 因此模型設(shè)定時(shí), 將結(jié)果變量設(shè)定為Poisson (constant exposure)方式進(jìn)行非線性的HGLM (hierarchical generalized linear model)分析。同時(shí), 泊松分布假定方差與均值相等, 而實(shí)際數(shù)據(jù)中方差常常大于均值, 存在過離散(over dispersion)問題, 因此模型設(shè)定中選擇over dispersion選項(xiàng),要求HLM核查過離散參數(shù), 并在HGLM分析中進(jìn)行處理(Raudenbush & Anthony, 2007)。

本研究以計(jì)數(shù)變量為結(jié)果變量, 采用Poisson分布擬合數(shù)據(jù)進(jìn)行HGLM分析的方程式如下：

4 研究結(jié)果

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1給出了所有變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)及信度系數(shù)。個(gè)體內(nèi)變量區(qū)域?qū)蔷€以上的相關(guān)代表個(gè)體間水平的相關(guān), 對(duì)角線以下的相關(guān)代表個(gè)體內(nèi)水平的相關(guān)(參見Bledow, Rosing, & Frese(2012)的方法)。在個(gè)體內(nèi)水平, 壞心情與OCB (

=?0.14,

< 0.05)、任務(wù)績效行為(

= ?0.07,

< 0.05)顯著的負(fù)相關(guān); 壞心情與CWB正相關(guān)(

= 0.02,

),但未達(dá)到顯著性水平。在個(gè)體間水平, 壞心情與OCB (

= ?0.29,

< 0.05)、任務(wù)績效行為(

= ?0.45,

< 0.01)顯著的負(fù)相關(guān); 壞心情與CWB負(fù)相關(guān)(

=?0.10,

), 但未達(dá)到顯著性水平。

表1 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)

4.2 驗(yàn)證性因子分析

4.3 HLM零模型分析

使用HLM分析前, 分別以壞心情、OCB、CWB和任務(wù)績效行為為結(jié)果變量進(jìn)行零模型的檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)壞心情在個(gè)體內(nèi)水平存在顯著的變異(46%),其他變量的個(gè)體內(nèi)變異均超過50% (如表2), 這說明數(shù)據(jù)在個(gè)體內(nèi)和個(gè)體間水平存在顯著變異, 適合HLM分析。

4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

本研究考察level-1水平預(yù)測因子(壞心情)的主效應(yīng)以及l(fā)evel-1水平預(yù)測因子與level-2水平預(yù)測因子之間交互作用的效果, 遵照Hofmann和Gavin(1998)中心化策略的建議, 采用總體中心化的策略處理level-1的數(shù)據(jù)。首先檢驗(yàn)level-1的主效應(yīng), 結(jié)果如表3?？刂苩-1期的壞心情后, t期的壞心情顯著地負(fù)向影響員工的OCB (

= ?0.14,

< 0.05, 見模型M2)和任務(wù)績效行為(

= ?0.07,

< 0.01, 見模型M8), 假設(shè)1和假設(shè)3得到實(shí)證數(shù)據(jù)支持; 但壞心情對(duì)CWB (

= 0.02,

, 見模型M5)的影響未達(dá)到顯著水平, 假設(shè)2未得到支持。加入level-2的控制變量檢驗(yàn)中庸思維的調(diào)節(jié)效應(yīng)。中庸思維與壞心情的交互項(xiàng)顯著地影響員工的OCB (

= ?0.08,

< 0.01, 見模型M3)和任務(wù)績效行為(

= ?0.04,

< 0.01, 見模型M9), 這說明中庸思維在壞心情對(duì)OCB和任務(wù)績效行為的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。簡單斜率檢驗(yàn)(Preacher, Curran, &Bauer, 2006)結(jié)果表明, 對(duì)于低中庸思維者, 壞心情對(duì)OCB (

= ?1.37,

t =

?4.61,

< 0.01, 圖2)的負(fù)向影響顯著; 對(duì)于高中庸思維者, 壞心情對(duì)OCB (

=?1.01,

t =

?3.09,

< 0.01, 圖2)的負(fù)向影響減弱(由

= ?1.37減弱為

= ?1.01), 假設(shè)4得到支持。對(duì)于低中庸思維者, 壞心情對(duì)任務(wù)績效行為(

=?0.11,

t =

?4.42

, p

< 0.01, 圖3)有顯著負(fù)向影響;對(duì)于高中庸思維者, 壞心情對(duì)任務(wù)績效行為(

=0.07,

t =

2.60

, p

< 0.01, 圖3)有顯著的正向影響,假設(shè)6得到支持。而中庸思維與壞心情的交互項(xiàng)對(duì)CWB的影響并未達(dá)到顯著水平(

= 0.01,

, 見模型M6), 這說明中庸思維在壞心情與CWB間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著, 故假設(shè)5未得到支持。

圖2 中庸思維在壞心情與OCB間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖3 中庸思維在壞心情與任務(wù)績效行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表2 變量在個(gè)體內(nèi)水平的變異a

表3 HLM分析結(jié)果

t代表當(dāng)日的壞心情, t-1代表前一日的壞心情, 考慮到前一日的壞心情可能影響今天的行動(dòng), 我們將t-1期的壞心情作為控制變量納入分析模型中。

5 討論

5.1 研究結(jié)果與分析

(1)本研究表明每日壞心情對(duì)3種工作行為的影響并不一致。數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持了本文的主要觀點(diǎn), 即, 每日壞心情會(huì)顯著減少員工每日的OCB和任務(wù)績效行為, 但壞心情對(duì)負(fù)向工作行為CWB的影響未獲支持。這個(gè)結(jié)果可以通過情感驅(qū)動(dòng)正、負(fù)行為所需的能量是非對(duì)稱的(Bechara & Damasio,2005; Bechara, 2005)觀點(diǎn)進(jìn)行解釋。正向和負(fù)向行為調(diào)節(jié)所需情感驅(qū)動(dòng)力的強(qiáng)度是不同的。負(fù)向工作行為是一種對(duì)組織和同事有害的行為, 展現(xiàn)有害行為需思考應(yīng)對(duì)負(fù)面的行為結(jié)果和克服激烈的思想斗爭, 因此需要更強(qiáng)的心理驅(qū)動(dòng)力。而壞心情代表一種強(qiáng)度低的情感體驗(yàn), 心理驅(qū)動(dòng)力較弱。因此,壞心情不足以促發(fā)有害的CWB, 至少在每日水平不足以促發(fā)CWB。相反, 與有害行為相比, 自我調(diào)節(jié)OCB和任務(wù)績效行為所需驅(qū)動(dòng)力較弱, 因此,代表低強(qiáng)度心情狀態(tài)的壞心情能夠影響OCB和任務(wù)績效行為。此外, 壞心情與CWB不相關(guān), 也可能是測量原因造成的。CWB是一種負(fù)向工作行為, 自評(píng)方式施測時(shí), 被試基于自我美化動(dòng)機(jī), 很可能隱瞞真實(shí)CWB的表現(xiàn)水平(Stewar, Bing, Davison,Woehr & Mcintyre, 2009), 這也會(huì)使二者呈現(xiàn)不相關(guān)關(guān)系。

(2)本研究表明中庸思維在壞心情對(duì)OCB的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。從數(shù)據(jù)分析結(jié)果看, 高中庸思維者的壞心情對(duì)OCB的負(fù)向影響較弱, 低中庸思維者的壞心情對(duì)OCB的負(fù)向影響較強(qiáng)。這表明, 雖然壞心情作為內(nèi)在狀態(tài), 激活個(gè)體減少OCB的動(dòng)機(jī), 但壞心情并不最終決定個(gè)體的行為表現(xiàn), 因?yàn)閭€(gè)體的行為表現(xiàn)是權(quán)衡自我感受和工作環(huán)境壓力后進(jìn)行自我行為調(diào)節(jié)的結(jié)果。本土化研究指出, 文化價(jià)值因素是影響工作行為調(diào)整的因素之一, 中庸是中國傳統(tǒng)文化價(jià)值體系的核心, 融入到國民的民族性格和社會(huì)心理當(dāng)中(杜旌, 冉曼曼, 曹平,2014)。中庸思維模式引導(dǎo)員工遵循中國文化價(jià)值導(dǎo)向, 在和諧統(tǒng)一中處理自我與環(huán)境之間的關(guān)系。面對(duì)組織和同事對(duì)OCB的期望, 中庸思維可以引導(dǎo)員工追求自我與環(huán)境的和諧關(guān)系, 塑造個(gè)體自我調(diào)節(jié)的行為選擇, 最終減緩壞心情對(duì)OCB的負(fù)向影響。

但與中庸思維在壞心情與任務(wù)績效行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)比, 我們發(fā)現(xiàn), 對(duì)于高中庸思維者, 壞心情對(duì)OCB產(chǎn)生負(fù)向影響(

= ?1.01), 而對(duì)任務(wù)績效行為產(chǎn)生正向影響(

= 0.07)。OCB是一種自主行為, 并非組織考核的目標(biāo), 而任務(wù)績效行為是組織考核的重點(diǎn)。面對(duì)外部環(huán)境的不同要求, 高中庸思維者以不同方式處理非考核的自主行為(OCB)和工作考核行為(任務(wù)績效行為)。具體講, OCB 并非工作考核的目標(biāo), 由于外部環(huán)境壓力小, 中庸思維引導(dǎo)員工在權(quán)衡自我和環(huán)境時(shí)更多的迎合心情狀態(tài), 這使壞心情與OCB仍呈較弱的負(fù)向聯(lián)系; 在組織考核強(qiáng)情境下, 中庸思維引導(dǎo)員工主動(dòng)調(diào)節(jié)壞心情的負(fù)面效應(yīng), 迎合外部環(huán)境的要求, 這使壞心情對(duì)任務(wù)績效行為產(chǎn)生積極影響。不一致的調(diào)節(jié)方向意味著, 中庸思維模式引導(dǎo)員工通過自我行為的動(dòng)態(tài)調(diào)整, 追求自我與環(huán)境的和諧統(tǒng)一, 而在動(dòng)態(tài)的行為調(diào)整中, 依據(jù)自我和環(huán)境優(yōu)先序列的不同,呈現(xiàn)不同的行為調(diào)節(jié)結(jié)果。(3)數(shù)據(jù)分析表明, 就高中庸思維的員工而言,壞心情對(duì)任務(wù)績效行為具有積極影響(

= 0.07), 而對(duì)于低中庸思維的員工, 壞心情對(duì)任務(wù)績效行為產(chǎn)生消極影響(

= ?0.11)。這意味著, 在工作任務(wù)的進(jìn)行中, 壞心情既可能產(chǎn)生消極影響, 也可能產(chǎn)生積極影響, 而問題的關(guān)鍵是如何處理壞心情。這一研究結(jié)果與先前的研究發(fā)現(xiàn)相一致, 比如, Jennifer和Jing (2007)發(fā)現(xiàn), 壞心情激發(fā)個(gè)體付出更多努力,展現(xiàn)更高的創(chuàng)新績效; 陳建勛等(2010)的研究表明,中庸思維高的高管, 面對(duì)外部環(huán)境壓力, 能夠適時(shí)調(diào)整利用和探索兩種沖突的戰(zhàn)略導(dǎo)向, 實(shí)現(xiàn)更高的組織績效。中庸思維體現(xiàn)了中國哲學(xué)的全局觀念和對(duì)立統(tǒng)一的辯證式思維。中庸思維模式幫助員工全局性地認(rèn)知內(nèi)在的自我狀態(tài)和外部環(huán)境要求, 在自我與環(huán)境的對(duì)立統(tǒng)一中進(jìn)行思考和判斷(杜旌等,2014)。在高中庸思維的員工看來, 壞心情并不完全與完成工作任務(wù)是對(duì)立的, 壞心情傳遞出的負(fù)面信息具有積極意義, 提醒員工完成工作存在諸多不利因素, 發(fā)揮警示作用激發(fā)員工付出更多的努力, 促進(jìn)工作任務(wù)的完成。換言之, 心情傳遞出的是一種信息或信號(hào), 而其發(fā)揮積極作用或消極作用取決于如何建構(gòu)這一信息(Jennifer & Jing, 2007)。高中庸思維的員工, 利用辯證式思維將壞心情傳遞的負(fù)面信息建構(gòu)為具有積極意義的警示性信息, 高超地處理了自我與環(huán)境之間的矛盾和沖突, 實(shí)現(xiàn)了二者的和諧統(tǒng)一。

5.2 理論意義

(1)通過壞心情與工作行為關(guān)系的研究, 揭示了心境一致理論應(yīng)用的有限性。心境一致理論認(rèn)為,好心情促發(fā)積極工作行為, 壞心情促發(fā)消極工作行為。在積極心理學(xué)的推動(dòng)下, 有關(guān)好心情的研究表明, 好心情對(duì)工作行為的影響與心境一致理論的觀點(diǎn)是一致的(Miner & Glomb, 2010)。而本研究發(fā)現(xiàn),壞心情與工作行為的關(guān)系與心境一致理論的觀點(diǎn)并不完全一致, 每日壞心情會(huì)顯著減少員工每日的OCB和任務(wù)績效行為, 但壞心情對(duì)負(fù)向工作行為CWB無顯著影響。通過細(xì)分不同心情狀態(tài), 明確壞心情與工作行為的邏輯關(guān)系, 本研究推進(jìn)了學(xué)界對(duì)心境一致理論的理解。

(2)本研究從理論上說明了文化價(jià)值因素如何塑造體驗(yàn)壞心情后的行為調(diào)節(jié)。探討文化價(jià)值如何塑造華人的心理和行為方式一直是本土心理學(xué)努力的方向?！抖Y記?中庸》曰：“喜怒哀樂之未發(fā), 謂之中; 已發(fā)皆中節(jié), 謂之和”。古人將心情的抒發(fā)劃分為兩個(gè)階段, 在未發(fā)階段, 強(qiáng)調(diào)心情的克制; 在已發(fā)階段, 強(qiáng)調(diào)心情抒發(fā)時(shí)的自我節(jié)制和因時(shí)制宜(楊中芳, 2009)。而“中”和“和”的思想, 正是中庸思想的核心。現(xiàn)有研究強(qiáng)調(diào)“壞心情—行為”間的主效應(yīng)是人類普遍的情感反應(yīng), 忽略了文化價(jià)值對(duì)于“壞心情—行為”可能的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn), 中庸思維發(fā)揮調(diào)節(jié)作用, 影響體驗(yàn)壞心情后工作行為自我調(diào)節(jié)的方向和結(jié)果。通過驗(yàn)證文化價(jià)值因素在華人壞心情與工作行為調(diào)節(jié)間的影響作用, 本研究說明華人心情管理和行為調(diào)節(jié)的文化特色, 深化了學(xué)界對(duì)于華人心理和行為方式的理解。

5.3 實(shí)踐啟示

(1)本研究對(duì)企業(yè)的日常管理具有一定的警醒意義。開展短期壞心情所導(dǎo)致的工作結(jié)果的研究,提醒管理者重視員工短期的心情管理, 因?yàn)槎唐诘膲男那楦蓴_員工每日的工作表現(xiàn), 若不加干預(yù), 壞心情的不斷積累最終會(huì)影響員工的長期績效。近期,國內(nèi)知名企業(yè)用友等紛紛推出管理措施, 以每日的心情管理改善日常的工作績效, 例如, 通過欣賞一首輕松、愉快的音樂, 講一個(gè)笑話開始一天的工作,這與本文論證的觀點(diǎn)不謀而合。

(2)本研究對(duì)于管理者如何降低員工壞心情的負(fù)面效應(yīng)也具有一定的參考價(jià)值。雖然壞心情在員工日常工作中不可避免, 但面對(duì)如何規(guī)避壞心情的負(fù)向效應(yīng), 本研究啟示管理者從文化價(jià)值塑造入手實(shí)施干預(yù)措施, 推動(dòng)壞心情的自我管理和行為的自我調(diào)節(jié)。例如, 員工通過學(xué)習(xí)傳統(tǒng)中庸文化的價(jià)值理念, 訓(xùn)練中庸思維方式, 實(shí)現(xiàn)工作行為的自我調(diào)節(jié); 企業(yè)管理者通過提供中庸文化學(xué)習(xí)課程, 使員工明晰傳統(tǒng)文化對(duì)于現(xiàn)代人行為自我調(diào)節(jié)的價(jià)值和意義, 修煉“心性”, 這對(duì)于員工的自我心情管理和職業(yè)心理健康具有積極意義。

5.4 研究局限性與展望

(1)本研究的上午問卷和下午問卷均由同一員工填寫, 可能存在同源方差問題。進(jìn)一步的研究可采用多源數(shù)據(jù)搜集的方法, 由參與者、同事、主管同時(shí)評(píng)價(jià)員工的工作行為。(2)本研究以72名員工為被試, Miner和Glomb (2010)采用個(gè)體內(nèi)研究時(shí)招募了75名被試, Glomb, Bhave, Miner和Wall(2011)招募了68名被試, 雖然從個(gè)體內(nèi)研究的角度看本研究的樣本數(shù)量并不少, 但畢竟數(shù)量有限, 距離得出具有普適性的結(jié)論還有一定差距。(3)本研究采用經(jīng)驗(yàn)抽樣方法測量每日的壞心情和工作行為,雖然相對(duì)于橫截面、個(gè)體間的研究設(shè)計(jì), 該方法更為準(zhǔn)確, 但是由于使用國外量表, 以及選擇在每日工作結(jié)束時(shí)測量工作行為, 距離實(shí)時(shí)準(zhǔn)確測量每日工作中的行為表現(xiàn), 還可能存在一定偏差。(4)本研究聚焦每日壞心情影響工作行為的因果關(guān)系, 但工作行為也可能影響壞心情, 期待進(jìn)一步的研究關(guān)注這一可能的因果關(guān)系。(5)本研究再次驗(yàn)證了大五人格特質(zhì)對(duì)工作行為的影響, 例如宜人性顯著影響OCB, 責(zé)任心顯著影響OCB和CWB, 但宜人性和責(zé)任心在壞心情與工作行為間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。由于人格特質(zhì)在本研究中做控制變量處理, 并非研究的重點(diǎn), 因此我們未對(duì)人格特質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行深入分析, 將來的研究應(yīng)該就人格特質(zhì)的調(diào)節(jié)機(jī)制展開進(jìn)一步的分析和探討。

6 結(jié)論

在壞心情頻發(fā)的工作場所中, 本研究考察員工每日壞心情對(duì)三種工作行為的影響, 以及以往研究忽視的文化價(jià)值因素在日常壞心情與行為表現(xiàn)間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。依據(jù)心情狀態(tài)的誘導(dǎo), 壞心情本應(yīng)促發(fā)消極工作行為。但研究發(fā)現(xiàn), 壞心情的影響效果與心境一致理論的觀點(diǎn)并不完全一致, 每日壞心情會(huì)顯著減少員工每日的OCB和任務(wù)績效行為, 但壞心情對(duì)負(fù)向工作行為CWB無顯著影響。聚焦傳統(tǒng)文化價(jià)值因素—— 中庸思維, 本研究闡述文化價(jià)值如何塑造體驗(yàn)壞心情后的行為調(diào)節(jié)。研究表明,中庸思維在壞心情對(duì)工作行為的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用, 高中庸思維者的壞心情對(duì)OCB的負(fù)向影響較弱, 低中庸思維者的壞心情對(duì)OCB的負(fù)向影響較強(qiáng); 高中庸思維者的壞心情對(duì)任務(wù)績效行為產(chǎn)生正向影響, 低中庸思維者的壞心情對(duì)任務(wù)績效行為產(chǎn)生負(fù)向影響。研究也說明華人體驗(yàn)壞心情后的行為選擇, 受到中庸思維的引導(dǎo), 追求自我和環(huán)境和諧的目標(biāo)。

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