做上司的“意中人”：負擔還是賦能？追隨原型?特質匹配的雙刃劍效應*

彭 堅 王 震

(1廣州大學工商管理學院, 廣州 510006) (2中央財經大學商學院, 北京 100081)

1 引言

在“人治主義”色彩濃厚的華人組織中, 下屬(Follower)能否獲得職業發展, 很大程度上取決于能否受到領導(Leader)的青睞。正因如此, 下屬通常希望自己的工作表現能夠契合領導的“心意”, 成為領導的“意中人”。然而, 在成為領導的“意中人”之前, 他們需要了解領導心目中理想下屬的標準, 即領導的內隱追隨(Implicit Followership Theories)。內隱追隨是個體歷經社會化后, 形成的一套對下屬(或追隨者)的角色預期, 包含追隨原型(Prototype)和反原型(Anti-prototype)兩種(Sy, 2010)。其中, 追隨原型表征了個體對下屬的一種積極預期(彭堅,王霄, 2016), 如期望下屬在工作上表現勤勉, 在狀態上充滿熱忱, 在品德上是位好公民(王震, 彭堅,2017)。追隨原型具有識別功能, 即一個與下屬實際特質(下文稱為追隨特質)進行自動匹配的過程, 其目的在于區分、識別出理想下屬(Epitropaki, Sy,Martin, Tram-Quon, & Topakas, 2013)。基于該功能,當下屬的追隨特質契合領導的追隨原型時, 說明下屬的實際表現滿足了領導對其的角色要求, 繼而實現了領導?下屬之間的互補性匹配(Complementary Fit)。有鑒于此, 新近研究開始以互補性匹配為視角,探究追隨原型?特質匹配產生的作用功效。結果發現, 在追隨原型?特質匹配的情況下, 下屬將在領導心目中留下良好印象, 從而為自己贏得工作資源,產生積極心理體驗(van Gils, van Quaquebeke, &van Knippenberg, 2010)。由此可見, 追隨原型?特質匹配很可能是工作幸福感的一個重要源泉。然而,現實總是如此嗎？換句話說, 越契合領導的理想標準, 下屬真的就越感到幸福嗎？

就上述問題, 一些學者陸續指出了追隨原型?特質匹配的潛在負面影響。例如, 彭堅、冉雅璇、康勇軍和韓雪亮(2016a)研究發現, 契合原型的下屬會得到更多授權, 更高的績效期望。然而, 在追求績效目標的過程中, 下屬需要提升努力意識, 應對超負荷的工作, 這在一定程度上對下屬的心理幸福造成了潛在威脅(Jensen, Patel, & Messersmith,2013)?；诖? 彭堅等(2016a)進一步指出, 身為“意中人”的下屬可能會產生心理緊張和情緒枯竭,并建議未來研究對此進行檢驗。此外, Wang和Peng(2016)也從思辨的角度提出, 在追隨原型?特質匹配情況下, 下屬需要承受更高的工作要求, 這容易引發資源損耗。鑒于此, 在探討追隨原型?特質匹配對工作幸福感的影響時, 需要同時考慮積極面與陰暗面, 以幫助我們從均衡視角建構對追隨原型?特質匹配的理解。

工作要求?資源(Job Demand-Resource; JD-R)模型為整合追隨原型?特質匹配的積極面和陰暗面提供了一個有力的解釋框架。JD-R模型將工作特征劃分為工作要求和工作資源 (Demerouti, Bakker,Nachreiner, & Schaufeli, 2001)。其中, 工作要求不斷消耗個體的精力, 對工作幸福感產生負面影響;工作資源則為個體提供能量補給, 有利于提升工作幸福感。鑒于領導?追隨雙方的角色互動(如角色授予和期望滿足)決定著組織中的工作要求與資源的分配(Jiang, Law, & Sun, 2014), 本文認為追隨原型?特質匹配會通過工作要求、工作資源兩條路徑對下屬的工作幸福感產生不同影響。針對工作要求路徑, 本文選擇了工作負擔(Workload)來表征“遠離幸福的負擔之路”。在工作互動中, 領導往往會依據下屬的角色扮演情況來決定是否繼續任命, 倘若下屬的角色扮演能夠滿足領導的角色期望, 領導會繼續授予其新的任務, 乃至委以重任(Graen & Scandura,1987)。由此可見, 面對“稱心如意”的下屬, 領導最直接的反應是授予其更多的任務(Wang & Peng,2016); 這些不斷增加的工作任務則會讓下屬陷入工作負擔的處境, 不斷消耗下屬的心理資源, 最終危及下屬的工作幸福感(Alarcon, 2011)。針對工作資源路徑, 本文選擇自我效能(Self-Efficacy)來表征“邁向幸福的賦能之路”。追隨原型?特質匹配本質上是一種以識別與分類為主的認知加工過程, 這個認知過程會相應地激活領導和下屬的認知反應(Epitropaki et al., 2013)。具體而言, 在追隨原型?特質匹配情況下, 下屬會因為成功滿足領導的期望而展現出工作信心, 對自己的工作能力形成一種勝任感知。自我效能作為一種非常重要的認知資源, 能夠有效地幫助個體應對工作中的困難與挑戰, 使個體在工作中感到幸福。綜上, 本文主要目的在于探討“意中人”的代價與收益, 具體為：追隨原型?特質匹配能否通過工作負擔和自我效能兩個不同的中介機制來影響工作幸福感。

關于工作幸福感的衡量, 本文依據 Koopman,Lanaj和Scott (2016)的建議, 聚焦在情緒枯竭、情感承諾和工作滿意度。從內涵來看, 這3個指標較為契合工作幸福感的內涵特征, 即個體對工作或生活中重要方面的主觀情感評價。在工作場所, 這種情感評價很大程度上體現在情緒枯竭(情緒資源過度消耗引發的疲憊不堪、精力喪失等持續性情緒緊張狀態; Maslach, Schaufeli, & Leiter, 2001)、情感承諾(個體對組織的依戀、認同和卷入程度; Meyer,Allen, & Smith, 1993)和工作滿意度(對工作特點進行認知評估后而產生的積極工作態度; Cammann,Fichman, Jenkins, & Klesh, 1983)三個方面。這3個指標在以往研究中經受住了內部一致性信度、內容效度和校標關聯效度的檢驗(e.g., Koopman et al.,2016), 是衡量工作幸福的理想指標。

2 理論與假設

2.1 追隨原型與追隨特質：區別與聯系

內隱追隨是一種關于下屬角色的認知結構, 主要反映了一種關于“下屬角色應當具備什么特質”的預期, 其核心維度是追隨原型, 即個體對下屬的一種積極預期(彭堅, 王霄, 2015; 王震, 彭堅,2017)。與認知層面的追隨原型不同, 追隨特質屬于實際追隨力(Actual Followership)的范疇, 是指下屬在追隨過程中表現出來的真實的、客觀的、能被直接觀察的心理品質(彭堅等, 2016a)。追隨特質同樣具有積極和消極兩種屬性。依據以往研究的做法(彭堅, 王霄, 冉雅璇, 韓雪亮, 2016b), 本文聚焦在追隨特質的積極屬性——卓越的工作能力, 積極的情感特質和高尚的道德特質。

在概念上, 追隨原型與追隨特質既相互區分,又相互聯系。具體而言, 追隨原型具有識別功能。憑借該功能, 領導會將心目中的追隨原型與下屬的追隨特質進行匹配, 以形成對下屬的印象(Epitropaki et al., 2013; Sy, 2010)。目前, 不少學者圍繞追隨原型的識別功能, 從積極心理學視角發現,“領導的追隨原型”與“下屬的追隨特質”越匹配, 下屬越能夠滿足領導的要求與標準, 這不僅有利于上下級之間信任和關系的發展(van Gils et al., 2010),還能夠激發領導的仁慈行為和授權行為 (Wang &Peng, 2016; 彭堅等, 2016a)。不同于以往研究僅聚焦在積極面, 本文引入 JD-R模型, 從一個均衡的視角來揭示追隨原型?特質匹配的雙刃劍效應, 即意中人的負擔之路和賦能之路, 研究模型如圖1所示。

圖1 基于JD-R模型的追隨原型?特質匹配影響工作幸福感的理論框架

2.2 “意中人”的負擔之路：追隨原型?特質匹配、工作負擔與工作幸福感

工作負擔是個體對工作要求范圍的一種感知(Spector & Jex, 1998), 通常包括工作數量、工作時長和工作速度等方面的要求(Baer et al., 2015)。當工作負擔較高時, 個體不僅需要承受超出預期的工作數量, 還需要長時間地付出各種資源來完成規定的任務。因此, 工作負擔通常被視為一種工作壓力,并與心理問題、消極態度相聯系。例如, Ilies,Dimotakis和 De Pater (2010)發現工作負擔會讓員工情感苦惱(Affective Distress)和血壓升高, 進而導致情緒緊張(Emotional Distress)和情緒枯竭。最近,Ogbonnaya, Daniels和Nielsen (2017)發現工作負擔會降低員工對組織的承諾水平和對工作的滿意程度。由此可見, 個體在應對高強度的工作負擔時,需要付出比以前更多的努力, 這會消耗大量的心理能量和身體精力, 導致情緒衰竭, 情感承諾降低和工作滿意度下降。

在工作場所中, 領導作為下屬獲取工作信息的重要來源之一, 其與下屬的角色互動在很大程度上影響著下屬對工作特征的感知(Smircich & Morgan,1982; 蔡亞華, 賈良定, 萬國光, 2015)。具體而言,領導憑借其地位與權力, 通常是一名角色發送者,如向下屬提出角色要求并視下屬表現來決定后續的角色授予(Graen & Scandura, 1987)。倘若下屬表現能夠達到領導的要求, 領導則會信任下屬(van Gils et al., 2010), 并會繼續授予其更多的角色任命(Baer et al., 2015)。循此邏輯, 當下屬的追隨特質符合領導心目中的追隨原型, 成為領導的“意中人”后,領導會繼續授予其更多的工作任務。例如, 彭堅等(2016a)發現, 在下屬的追隨特質與領導的追隨原型相契合的情況下, 領導會將責、權下放給下屬,并鼓勵其參與決策。這些舉措雖然能夠提高下屬的工作動機, 但同樣擴大了下屬的工作范圍, 增加了工作數量(Morrison, 1994)。此時, 下屬不僅要負責常規工作, 還要參與到更多的組織事務中(Cheong,Spain, Yammarino, & Yun, 2016)。長期下去, 契合領導心目中追隨原型的下屬將在工作中承擔更廣的工作內容、更多的工作數量, 繼而陷入工作負擔的處境。

如前所述, 在追隨原型?特質匹配情況下, 領導會讓下屬承擔大量工作任務。超負荷工作既會給下屬帶來角色壓力和心理緊張(Cheong et al., 2016),又要求下屬在工作中付出更多的時間和精力, 容易過渡損耗個人資源(Spector & Jex, 1998), 繼而損害了工作幸福感。目前盡管沒有針對這一關系的直接檢驗, 但一些實證研究為追隨原型?特質匹配的負擔效應提供了間接證據。綜上, 追隨原型?特質匹配會增加下屬的工作負擔, 進而誘發情緒枯竭, 降低情感承諾和工作滿意度。

H1：追隨原型?特質匹配會增加下屬的工作負擔, 進而降低其工作幸福感, 如高情緒枯竭(H1a)、低情感承諾(H1b)和低工作滿意度(H1c)。

2.3 “意中人”的賦能之路：追隨原型?特質匹配、自我效能與工作幸福感

自我效能是個體對自身能力的一種自信程度,具體表現為：個體在多大程度上相信自己能夠成功執行任務并取得預期成果(Bandura, 1986)。自我效能作為一種積極心理資源, 一方面能夠激發個體的工作動機, 使其在工作中獲取新資源, 保持高能量水平; 另一方面能夠幫助個體調節自身的認知與行動, 如在面對工作難題時充滿自信, 相信自己能夠克服難題并愿意為之付出努力(McNatt & Judge,2008)。因此, 高自我效能通常有助于個體形成積極的工作態度和情感。例如, Schwarzer和 Hallum(2008)發現自我效能與情緒枯竭的負向關系。Klassen和 Chiu (2010)提出, 自我效能不僅與壓力感知呈負相關, 還能提升工作滿意度。李超平、李曉軒、時勘和陳雪峰(2006)發現自我效能正向預測員工的情感承諾?？梢? 自我效能是影響員工幸福感的重要因素。

既然自我效能有利于提升工作幸福感, 那么如何才能增強自我效能？依據Bandura (1986)的觀點,成功經驗、言語鼓勵和情感支持是增強個體自我效能的重要因素。在成功經驗方面, 當下屬的追隨特質契合領導的追隨原型時, 說明下屬的工作能力、情感特質和道德特質都達到了領導的預期(Wang &Peng, 2016), 這對于下屬而言, 是一種實現角色期望的成功經驗, 能夠強化其對自身能力的信心。在言語鼓勵方面, 契合原型的下屬, 憑借過去成功的角色互動經歷, 會使領導對其形成高績效信心(彭堅等, 2016a)。這種高績效信心通常以一種鼓勵性言語的方式傳達給下屬, 使下屬更加堅信自身具備完成特定任務所需的能力, 并愿意為之付諸行動(Eden, 1992)。在情緒支持方面, 身為“意中人”的下屬能夠與領導發展出社會情感型交換關系(van Gils et al., 2010), 并從中獲得更多的情緒支持, 繼而增強自我效能。綜上, 在成為領導的“意中人”后, 下屬能夠形成高水平的自我效能, 而自我效能幫助個體在工作中獲取資源, 取得成就, 進而收獲工作幸福感, 如高情感承諾、高工作滿意度、低情緒枯竭。

H2：追隨原型?特質匹配會增加下屬的自我效能, 進而增強其工作幸福感, 如低情緒枯竭(H2a)、高情感承諾(H2b)和高工作滿意度(H2c)。

3 程序與方法

3.1 研究對象與程序

依據以往研究(e.g., Matta, Scott, Koopman, &Conlon, 2015)的做法, 本研究從社交網絡(微信)中招募研究被試, 并邀請被試招募其上司共同參與本次調查。在招募行動之前, 本研究組建了一支宣傳小組, 第一周負責在微信朋友圈發布招募信息, 第二周則主動邀請微信好友參與研究。為了保證樣本的質量, 招募的被試必須具有正式的全職工作身份,以及其上司愿意一同參加本次調查。通過為期兩周的招募, 一共有204對上下級同意參加本次調查。在正式調查之前, 我們首先對所有被試進行了編號,每個編號對應一個問卷網頁。在正式施測過程中,我們采用微信軟件, 將問卷的網絡地址推送給被試,要求被試在當天完成填答。在第一階段, 我們向204對上下級發送了問卷網頁地址, 除填寫人口學信息外, 還需領導評價其追隨原型, 下屬評價其追隨特質, 最終有效回收 171份配對數據, 有效回收率為83.82%。兩個月后, 我們向完成第一階段調查的171對上下級再次推送問卷調查。此次需要領導評價下屬的工作負擔, 下屬則評價其自我效能、情緒枯竭、情感承諾和工作滿意度, 最終有效回收132份配對數據, 有效回收率為77.19%, 涉及的行業主要包括：互聯網、金融、通訊、教育、醫藥、房地產和制造業等。

在領導樣本中, 男性占51.50%, 研究生及以上學歷占 45.50%, 平均年齡為 31.12(

SD

=5.88), 平均任職時間為3.42年(

SD

=3.40)。在下屬樣本中,男性占 40.20%, 研究生及以上學歷有 40.90%, 平均年齡為 26.01(

SD

=3.12), 平均上下級共事時間為1.46年(

SD

=1.13)。此外, 本研究對樣本流失情況進行了分析, 發現流失樣本與保留樣本在性別(

t

=?0.17,

ns

;

t

=?1.51,

ns

)和年齡(

t

=0.65,

ns

;

t

=0.36,

ns

)上并不存在顯著差異, 這說明流失的樣本尚未引起嚴重的樣本偏差。

3.2 測量工具

變量的測量采用李克特 7點計分, 從“1”到“7”分別表示發生頻率或符合程度由低到高。

追隨原型?特質差異：本研究分別測量領導的追隨原型、下屬的追隨特質, 并采用兩者差值的絕對值來衡量匹配情況。追隨原型采用Sy (2010)編制的量表。在指導語部分, 要求被試(領導)評價 9個積極詞匯(如忠心耿耿)在多大程度上符合其心目中期望的下屬特征。該量表的 Cronbach’s α系數為0.89。依據彭堅等(2016a)的做法, 同樣采用 Sy(2010)量表中的 9個積極詞匯來測量追隨特質, 但指導語要求被試(下屬)評價這些詞匯在多大程度上符合其自身的實際情況。該量表的Cronbach’s α系數為0.92。

工作負擔：采用Spector和Jex (1998)開發的量表, 共5個條目, 如“該下屬承擔的工作量非常大”。在本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.84。

自我效能：采用Spreitzer (1995)心理授權量表中的的自我效能分量表, 共3個條目, 如“我對自己完成工作的能力非常有信心”。在本研究中, 該量表的 Cronbach’s α 系數為 0.87。

情緒枯竭：采用工作倦怠量表(Schaufeli, Leiter,Maslach, & Jackson, 1996)中的情緒枯竭分量表, 共5個條目, 如“工作讓我有快要崩潰的感覺”。在本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.93。

情感承諾：采用Meyer等(1993)編制的情感承諾量表, 共6個條目, 如“我強烈感覺自己屬于這個組織(單位)”。在本研究中, 該量表的 Cronbach’s α系數為0.92。

工作滿意度：采用組織評價問卷中的工作滿意度量表(Seashore, Lawler, Mirvis, & Cammann,1982), 共 3個條目, 如“總而言之, 我對我的工作感到滿意”。在本研究中, 該量表的Cronbach’s α系數為0.91。

控制變量：根據以往研究(van Gils et al., 2010),本研究將 LMX作為控制變量, 并采取 Graen和Uhl-Bien (1995)的7題量表。此外, 本研究還控制了上下級性別、年齡和學歷差異(分數差值的絕對值)和共事時長。

4 研究結果

4.1 變量的區分效度

為了檢驗主要研究變量的結構效度和區分效度, 本文對追隨原型、追隨特質、工作負擔、自我效能、情緒枯竭、情感承諾和工作滿意度進行驗證性因素分析。如表1所示, 與其他7個競爭模型相比, 七因素模型擬合最優, 這說明本研究中 7個變量具有良好的區分效度。

4.2 描述性統計與相關分析結果

由表 2可知, 追隨原型?特質差異與工作負擔呈顯著負相關(

r

=?0.19,

p

< 0.05), 與自我效能呈顯著負相關(

r

=?0.21,

p

< 0.05)。工作負擔與情緒枯竭呈顯著正相關(

r

=0.31,

p

< 0.001), 與情感承諾(

r

=?0.27,

p

< 0.01)、工作滿意度(

r

=?0.25,

p

<0.01)呈顯著負相關。自我效能與情緒枯竭的負相關不顯著(

r

=?0.14,

ns

), 與情感承諾(

r

=0.32,

p

<0.001)、工作滿意度(

r

=0.47,

p

< 0.001)呈顯著正相關。

表1 驗證性因素分析結果

表2 主要研究變量的均值、標準差和相關系數

4.3 假設檢驗

圖2呈現了路徑分析的結果。H1認為追隨原型?特質匹配通過工作負擔削弱工作幸福感。從圖2中路徑系數可知, 追隨原型?特質差異負向預測工作負擔(

b

=?0.20,

p

< 0.05), 這說明下屬的追隨特質越契合領導的追隨原型, 下屬的工作負擔越重;工作負擔正向影響情緒枯竭(

b

=0.35,

p

< 0.001),負向影響情感承諾(

b

=?0.27,

p

< 0.001)和工作滿意度(

b

=?0.21,

p

< 0.01)。中介效應分析(表 3)結果顯示, 追隨原型?特質差異通過工作負擔影響情緒枯竭、情感承諾、工作滿意度的間接效應值分別為?0.07、0.05、0.04, 95%的置信區間分別為：[?0.162,?0.01]、[0.003, 0.119]、[0.001, 0.107], 均不包括 0。綜上, 假設H1a、H1b、H1c都得到支持。H2認為追隨原型?特質匹配通過自我效能提高工作幸福感。如圖2中的路徑系數所示, 追隨原型?特質差異負向預測自我效能(

b

=?0.22,

p

<0.10), 這說明下屬的追隨特質越契合領導的追隨原型, 下屬的自我效能越高; 自我效能正向影響工作滿意度(

b

=0.32,

p

< 0.001), 但與情緒枯竭(

b

=?0.01,

ns

)、情感承諾(

b

=0.13,

ns

)關系不顯著。中介效應分析(表3)結果顯示, 追隨原型?特質差異通過自我效能影響工作滿意度的間接效應值為?0.07,95%的置信區間[?0.192, ?0.01]不包括 0; 然而, 追隨原型?特質差異通過自我效能影響情緒枯竭、情感承諾的間接效應值分別為0.00和?0.03, 95%的置信區間都包括 0。綜上, 假設 H2a、H2b未得到支持, H2c得到支持。

圖2 路徑分析結果

表3 中介效應檢驗結果

5 討論

本研究基于JD-R模型, 探討了追隨原型?特質匹配(差異)對工作幸福感的影響, 尤其是賦能和負擔這兩個關鍵作用機制。通過這項探索, 本研究試圖回答：對下屬而言, “做上司的意中人”是負擔還是賦能, 亦或兩者兼有？采用問卷調查法, 對 132份兩階段的上下級配對數據進行路徑分析, 發現“做上司的意中人”是一把雙刃劍。具體而言, 領導的追隨原型與下屬的追隨特質之間的差異逐漸變小時, 下屬的工作負擔隨之加重, 進而誘發下屬更高的情緒枯竭, 更低的情感承諾和工作滿意度; 與此同時, 下屬在工作中的自我效能將增強, 進而表現出更高的工作滿意度, 但并不會提升情感承諾和降低情緒枯竭。

5.1 結果分析與理論意義

內隱追隨作為組織行為學領域的一個新興研究主題(祝振兵, 陳麗麗, 梁玉婷, 2017), 其與工作幸福感的關系在近年來得到一些學者的探討(Epitropaki et al., 2013), 但學界至今對兩者關系的認識還不充分。這具體表現為：以往研究主要關注了“積極面”, 認為追隨原型?特質匹配時, 身為意中人的下屬能夠從領導身上獲得更多的資源(van Gils et al., 2010), 在工作中產生更多積極體驗。遺憾的是, 這些研究卻忽視了光環的背后, 即意中人所需承擔的工作負荷。本研究首次從實證角度檢驗了追隨原型?特質匹配的潛在負面影響, 并發現：對下屬而言, 追隨原型?特質匹配具有一種負擔效應, 表現為情緒枯竭的增加、工作滿意度和組織承諾的減少。在本土管理情境下, 高權力距離的文化特征賦予領導更多權力, 這使得領導在很大程度上能夠依據內心的標準來決定團隊內的任務安排與資源分配(蔡亞華等, 2015)。因此, 作為領導的得力助手, “意中人”雖然可以享受內部人身份帶來的心理資源(van Gils et al., 2010), 但同時也需承擔大量工作任務, 被要求“做得更多”、“想得更多”、“擔得更多” (Jiang et al., 2014)。在這種情形下, 高負荷的工作量會使下屬出現資源損耗, 危及工作幸福感(Baer et al., 2005)。以上發現不僅回應了彭堅等(2016a)的“關注內隱追隨消極面”的研究呼吁, 也證實了Wang和Peng (2016)關于“追隨原型?特質匹配會給下屬的工作幸福感帶來潛在危害, 尤其是誘發情緒枯竭”的設想。

本研究不僅證實了追隨原型?特質匹配的負擔效應, 同樣也證實了賦能效應, 即“做上司的意中人”能夠增強自我效能, 進而提高工作滿意度。正如Duong (2011)所發現, 領導的追隨原型與變革型領導呈正相關, 而變革型領導會向下屬表達信心、提供關懷和鼓舞, 這恰恰能夠提升下屬的自我效能。彭堅等(2016a)也發現, 當下屬的追隨特質契合領導的追隨原型時, 領導會展現更多的授權賦能行為。因此, 本研究發現的追隨原型?特質匹配與自我效能的正向關系與以往研究結論較為一致。然而,本研究中自我效能與工作幸福感的關系卻并未完全與假設一致。具體而言, 雖然自我效能對情緒枯竭(

b

=?0.01,

ns

)、情感承諾(

b

=0.13,

ns

)的影響性質與假設相一致, 但這些影響的強度并未達到顯著水平。造成上述結果的原因可能有兩方面：從方法上講, 由于工作負擔和控制變量對情緒枯竭和情感承諾的影響較強, 這導致自我效能的影響效力被掩蓋; 從理論上講, 自我效能過高的個體可能會在工作中產生資質過高感, 這種情形下, 個體可能會安于現狀而產生情感承諾, 亦或退出組織以尋求更好的發展。與這種猜想相一致, Wang和Xu (in press)基于中國樣本的研究發現在控制了其他因素后, 員工的自我效能對情感承諾的影響也不顯著, 但對離職意愿卻有顯著正向影響。這意味著, 那些對自我能力有積極評價的員工有可能為了謀求更好的發展, 不再依戀、認同當前組織, 而選擇離開。

總起來看, 本研究將追隨原型?特質匹配的積極面與陰暗面加以整合, 從兩個功效相反的核心作用機制揭示了追隨原型?特質匹配對工作幸福感的影響, 對內隱追隨和工作幸福感研究領域具有一定貢獻。具體來看, 追隨原型?特質匹配能夠通過負擔機制影響三種工作幸福感, 而賦能機制只能提升一種工作幸福感。由此可見, 當上司的意中人可能更容易給下屬造成一種心理負擔。這應驗了一句俗語“太沉重的愛是一種負擔”, 并間接解釋了為何心腹難當。然而, 追隨原型?特質匹配對工作幸福感的最終影響取決于：負擔和賦能兩種機制誰占主導,即下屬面臨的是更多負擔還是更多賦能。當追隨原型?特質匹配時, 如果意中人只是被領導視為承擔大量工作的最佳人選, 那么, 這種“意中人”的身份只會加劇心理負擔, 誘發個體的資源流失并降低工作幸福感; 倘若意中人能夠將這種身份視為一種成功經驗, 且得到領導的言語鼓勵和情緒支持時, 則會強化賦能機制, 獲得資源補給并提升工作幸福感。概言之, “意中人”要想獲得工作幸福感, 還需處理好工作負擔, 并提升自我效能。

5.2 實踐意義

本研究通過揭示追隨?原型特質匹配對工作幸福感的雙刃劍效應, 給組織管理提供以下啟示。第一, 領導需要意識到意中人可能面臨工作負擔的局面, 并在布置任務或傳達期望過程中, 注意下屬的心理感受和承受能力。特別地, 領導需要有效地控制工作要求, 使其在下屬可以承受的范圍之內, 而不能一味地將大量工作托付給中意的下屬。否則,工作負擔將犧牲下屬的幸福感, 并影響到后續的工作表現。嚴重的話, 下屬可能因此離職, 從而使領導付出沉痛代價, 失去心腹。只有合理地給下屬安排任務, 才能使下屬在幸福狀態中開展工作, 從而實現可持續性的工作產出。第二, 面對“稱心如意”的下屬, 領導應為其提供更多的工作資源, 賦予更多心理能量(鄒艷春, 印田彬, 2017), 以開發下屬的潛能, 留住心腹。例如, 領導可以向下屬提供積極反饋, 尤其是當下屬在工作表現上取得一定成就的時候, 多給予其認可與贊賞。此外, 領導也可以在下屬執行任務過程中進行言語鼓勵, 乃至為其提供情緒支持。通過這些舉措, 逐漸強化下屬自我效能,幫助下屬更好地應對工作任務, 從而在工作中感到幸福。

6 不足與展望

本研究的不足主要表現在以下幾個方面：首先,在研究方法上, 本研究采用下屬招募上司的方法來獲得配對樣本, 不可避免地存在一些局限。建議未來研究可以通過實地調研的方式, 對本研究結果的重復性做進一步的探索。其次, 本研究雖然揭示了追隨原型?特質匹配的雙刃劍效應, 但尚未考慮調節機制。建議研究可以考慮一些組織情境因素(如組織公平、幽默; 成雨聰, 劉毅, 2017)能否在上述中介路徑中發揮調節功效。例如, 在組織公平氣氛下, 不論其是否身為領導的意中人, 下屬的任務分配會相對合理、公平, 此時, 追隨原型?特質給下屬帶來的主要是賦能而非負擔。最后, 本研究主要關注的是追隨原型?特質匹配對下屬造成的影響, 而忽略了其對領導幸福感產生的影響。遇上達標的下屬, 領導是否會體驗到更多的積極情緒？亦或因為下屬的出色表現而產生畏懼感, 害怕自身地位受到威脅？為了解決上述疑問, 建議未來研究可以進一步探討追隨原型?特質匹配對領導幸福感的影響。

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