工作激情、建言與變革發起行為:自戀領導的雙刃劍效應

陳 璐，尹 歡，陳 寧，井潤田

1 電子科技大學 經濟與管理學院, 成都 611731

2 南開大學 中國公司治理研究院，天津 300071

3 上海交通大學 安泰經濟與管理學院，上海 200030

引言

在復雜多變的商業環境下，企業面臨激烈的競爭，必須不斷進行技術、市場和產品創新。相應地，企業內部的組織結構、業務流程和人力資源系統等管理制度需要進行變革，組織變革已經成為當前企業生存和發展的常態活動[1]。作為變革的執行者，員工能否在變革過程中發揮主動性非常重要。企業領導期望員工不僅能適應組織由上而下推進的變革，還能自下而上地參與變革發起行為[2]。變革發起行為指員工為了提高工作團隊或組織的效率，主動采取新的解決方案，引入高效的流程和程序等管理變革措施[2]。PARKER et al.[3]認為，員工針對工作環境中的潛在問題或機會主動發起和實施管理變革，能夠為組織創造更大的收益。然而，已有研究大多采用以組織作為變革發動者的視角[4]，探討組織宏觀層面的戰略變革[5]，關于變革發起行為的研究較為鮮見[6]。

變革發起行為是高創新性、高風險性的行為，需要員工在情感和認知上高度投入。工作激情是員工對喜歡的活動投入時間和精力的強烈傾向[7]，對員工的情感、認知(如幸福感[8]、情感承諾[9])和行為(如創造力[10]、任務績效[11]和公民行為[12])等均有積極影響。因此，本研究認為工作激情可能是影響變革發起行為的預測因素，但目前尚無研究揭示工作激情影響變革發起行為的機制和邊界條件。因此，本研究擬結合自我決定理論和情景力量理論，探索工作激情在何時以及如何激發變革發起行為。

1 相關研究評述

激情的研究起源于社會心理學領域，PERREWé et al.[7]認為激情是人們肯定自己偏好行為的重要性，并愿意為之投入時間和精力的一種強烈傾向。近年來，組織領域關于工作激情的研究開始受到關注。ZIGARMI et al.[13]將工作激情定義為個體在認知和評估的基礎上產生的情感和持久的幸福狀態，可以劃分為和諧性工作激情(以下簡稱和諧性激情)和強迫性工作激情(以下簡稱強迫性激情)[7]。這兩種工作激情都來自于個體對喜歡的活動的內部認同，但是，和諧性激情的內化過程是由個體的自主動機驅動的，強迫性激情則源于受控動機的內部化。換言之，員工的和諧性激情來自于對工作強烈的喜愛，他們認為工作是有趣的、有意義的，能夠自主地將工作活動內化到自己的身份中；強迫性激情則來自于外部的壓力，員工為了獲得組織認可、加薪、晉升和其他能增強自我價值的獎勵而參與工作活動。

工作激情的二元模型在組織管理領域得到廣泛應用，大量研究表明和諧性激情和強迫性激情對員工的心理和行為產生差異化的影響。按照結果變量分類，已有研究大致可分為心理變量和行為變量兩類。關于心理變量的研究認為，和諧性激情可以激發員工的積極情緒[14]和沉浸式體驗[15]，增強歸屬感和幸福感[16]；強迫性激情則使員工體驗到消極情緒[17]，引發工作倦怠感[18]，降低歸屬感和幸福感[19]。關于行為變量的研究認為，強迫性激情導致員工的不道德親組織行為[20]和粗暴行為[21]等負面行為，而和諧性激情往往引發員工的助人行為[22]和進諫行為[12]等正面行為。此外，在工作激情的影響機制方面，已有研究主要從資源保護理論和社會認同理論等視角展開研究。KONG et al.[23]基于資源保護理論進行研究，認為強迫性激情導致員工情緒衰竭，進而降低工作績效；ASTAKHOVA et al.[24]從社會認同理論出發，認為和諧性激情和強迫性激情通過組織認同的中介影響員工的工作績效；汪國銀等[25]研究認為，創新角色認同、創新自我效能感、創新意愿分別在工作激情與員工創造力之間起部分中介作用。

關于工作激情與結果變量之間的邊界條件，學者們主要從員工的價值觀、領導- 成員交換關系和人與環境契合等方面進行考察。ASTAKHOVA[26]認為集體主義價值觀能調節工作激情與組織公民行為之間的積極關系，當員工具有高度集體主義價值觀時，和諧性激情和強迫性激情驅使員工展現更多的組織公民行為；KONG et al.[23]的研究表明，高質量的領導-成員交換關系可以緩沖強迫性激情對員工情緒衰竭的影響；ASTAKHOVA et al.[24]研究認為，人- 組織、需求- 能力、需求- 供應這3 種類型的契合度正向調節工作激情與工作績效之間的關系，工作激情與工作績效之間的關系隨個人- 環境契合度的上升而增強，反之則下降。

總結國內外的相關研究可以發現，學者們對工作激情與員工心理和行為之間的關系進行了積極探索，但仍存在一定的局限。①已有研究較少關注工作激情與員工主動性行為之間的關系，雖然已有證據證明工作激情對組織公民行為的影響[26]，但目前還沒有研究對組織變革背景下工作激情與變革發起行為之間的關系進行探索。②對工作激情如何影響員工行為這一問題，已有研究主要從資源保護和社會認同的視角分析員工內在的心理和認知因素的中介作用，缺乏對自我決定理論等其他中介機制的豐富和發展[27]。根據自我決定理論[28]，工作激情高的人為滿足自身對勝任力、自主性和關聯性的基本心理需求，傾向于做出如建言、助人等有利于組織發展的公民行為。建言是一種挑戰性行為，旨在改善現有狀況[29]，包括促進性建言和抑制性建言兩個維度[30]。MORRISON[31]認為建言能有效地帶來組織的變革。而且，當員工進行促進性建言或抑制性建言時，他們的建言動機、內容和后果等都存在差異[30]。工作激情的不同側面可能導致不同形式的建言，進而影響變革發起行為。然而，迄今為止，還沒有對工作激情如何通過建言的中介影響員工的變革發起行為這一問題展開的研究。③已有研究對工作激情有效性邊界條件的探索仍存在局限，這直接制約了研究者對工作激情有效性的理解。因此，有必要從領導等組織或團隊層次的情景因素視角，進一步豐富對工作激情有效性邊界條件的研究，以更充分地解釋工作激情在何種條件下起作用。自戀型領導是一種將自我需求和信仰凌駕于所領導的組織的需求和利益之上，按照個人的需求進行領導的行為。研究表明，不同于謙卑型領導，自戀型領導是一種消極的領導風格[32]，往往對員工的發言意愿有負面影響[33]。但是，目前還沒有研究將自戀型領導作為一種情景變量，討論其如何調節員工激情與建言行為之間的關系。

鑒于已有研究的不足，本研究以自我決定理論為基礎，探討建言在工作激情的兩個維度與變革發起行為之間的中介作用；以情景力量理論為基礎，考察自戀型領導對工作激情與建言之間關系的跨層次調節作用。

2 理論分析和研究假設

自我決定理論主要探索個體的特質、興趣、價值觀、認知和情感等差異化特征如何通過動機影響其行為，將個體的動機區分為自主動機和受控動機兩種類型[28]。自主動機包括外部動機和內部動機，意味著個體認同某項活動的價值，并將其整合到自我意識中。因此，自主動機使個體對自己的行為產生自發性的認可。受控動機包括外部調節和內部調節。外部調節是個體的行為受到外部偶發事件控制，內部調節則是個體的行為被部分內部化，并受到尋求認可、避免羞愧、自尊和自我參與等因素的影響[28]。研究表明，相對于受控動機，自主動機更能促進個體的心理健康、活動表現和持久性[28]?；谧晕覜Q定理論，本研究引入建言作為工作激情與變革發起行為的中介機制。本研究認為，和諧性激情高的員工出于自主動機需求，傾向于通過促進性建言提出有利于組織未來發展的新想法，而強迫性激情高的員工出于受控動機，更易做出抑制性建言，發現組織存在的問題。促進性建言和抑制性建言都能促進變革發起行為，提高組織實施變革的效率。

根據情景力量理論，員工所在組織的情景力量，如領導者的行為風格等，對其特定的行為提供了重要的外部提示，他們營造的強情景或弱情景對員工的差異化特征向特定行為的轉化過程產生顯著的阻礙或促進作用[34]。本研究引入自戀型領導這一組織情景因素作為跨層次的調節變量，認為在自戀型領導營造的消極組織氛圍下，和諧性激情高的員工的自主動機被削弱，他們進行促進性建言的可能性降低；強迫性激情高的員工的受控動機被加強，則更可能進行抑制性建言。

2.1 工作激情與建言

建言是員工對與工作相關的問題表達具有挑戰性和建設性的想法、意見和建議[29]，能幫助組織在早期發現嚴重問題，創造改進和創新的機會[35]，是有利于員工的績效評估、提升創造力和參與創造性工作等活動[36]。根據建言的不同目的，可劃分為促進性建言和抑制性建言兩種類型[30]。促進性建言是員工為企業提供新的想法或建議以改善企業當前的績效和運營，這種新的想法或建議關注企業未來的、理想的經營狀態，是一種促進性的行為[30]；抑制性建言更多關注對組織有害的人或事，是指員工通過主動指出企業中存在的決策錯誤或不恰當的規則等問題改善績效，防止企業遭受負面和有害影響，對組織的健康有著重要影響[30]。總體說，促進性建言和抑制性建言都是對現狀發起的挑戰，促進性建言面向未來，側重于實現未來新突破；抑制性建言既面向過去也面向未來，側重于阻止和預防傷害[30]。

自我決定理論認為，為了保持自己的心理健康和工作效率，個體需要滿足勝任力、自主性和關聯性3 種基本心理需求[28]。勝任力是個體與環境有效互動的能力，自主性是個體感受主動性的愿望，而關聯性則是個體希望以有意義的方式與他人建立聯系的愿望[28]。本研究認為，工作激情高的員工為了滿足自己對勝任力、自主性和關聯性的需求，傾向于主動做出建言等有利于組織發展的行為[37]。但是，和諧性激情和強迫性激情分別受到自主性動機和受控性動機的驅動，可能激發員工不同的建言行為。具體而言，和諧性激情高的員工會自覺將時間和精力投入到認知和評價過程中[13]，創造出一種自主的意志和自我接受的感覺。這樣的員工認為工作是重要的、有趣的，是自己身份的一部分[7]。對工作發自內心的熱愛促使他們積極參與工作，關注有利于提高組織效率和促進組織發展的新想法、觀點和措施。因此，和諧性激情高的員工更傾向于向上級提供促進性建言，從而獲得心理上的滿足和快樂。強迫性激情往往是非自主性的。員工受控于內在壓力，被迫對外部環境進行認知和評價，做出反應[13]。強迫性激情高的員工為了外在的獎勵和榮譽而工作[8]，過分重視自己的身份地位，很難接受失敗。為了防止出錯，強化自己在組織中的話語權和影響力，可能更多地關注工作流程中的漏洞和決策中的問題等負面信息。因此，強迫性激情高的員工更傾向于通過抑制性建言指出組織中存在的問題，避免失敗和錯誤，以此保護已有的地位和資源。因此，本研究提出假設。

H1a員工和諧性激情對促進性建言有正向影響。

H1b員工強迫性激情對抑制性建言有正向影響。

2.2 建言與變革發起行為

建言和變革發起行為都是員工為了組織發展而采取的主動性工作行為。建言是變革發起行為的前因，為變革發起行為提供創新性的思路。研究表明，建言側重于測量“員工發現問題、提出意見和建議的挑戰性行為”[29]。而變革發起行為則要求員工利用建言提供的思路實現新的突破，側重于測量“員工將自己的想法轉變為真正的變革措施的程度”[2]，即通過建言提出的關于促進發展和改進流程的新想法、新建議在多大程度上變為了現實。換言之，建言是員工在其工作團隊和組織內對程序和實踐進行建設性變革的一種潛在方式，變革發起行為則反映了員工真正發起、實施變革措施對團隊和組織效率的貢獻程度。因此，從邏輯上看，變革發起行為是建言的結果。

本研究認為，與不建言或很少建言的員工相比，積極建言的員工更有可能在團隊和組織中發起并實施變革，原因如下。①當員工能夠公開表達自己的想法并挑戰現狀時，認為自己受到了團隊和組織的重視和支持，相應地提高了自己的工作士氣，對組織表現出積極的態度[38]。因此，積極建言的員工更有動力努力工作，并自發地將有利于組織變革的措施付諸行動。并且，被重視的感覺使員工相信團隊和組織會與自己分享變革的收益，這種信念提高了員工努力完成變革任務的可能性[39]。②積極的建言有助于員工解決變革過程中遇到的阻礙和問題，從而產生創新、有效的工作方式[39]。③與不公開表達意見的員工相比，公開表達意見的員工有動力投入時間和精力去開發和改善工作流程。這是因為他們希望通過自己的努力，使公開提出的變革方案在實際工作中的成效超過組織整體變革實施的進程，從而證明自己的觀點和想法是有效的[39]。因此，本研究提出假設。

H2a促進性建言與變革發起行為正相關。

H2b抑制性建言與變革發起行為正相關。

2.3 建言的中介作用

已有研究表明，工作激情通過影響個體的積極行為為組織帶來額外的好處[22]。建言是典型的組織公民行為，雖然員工的建言行為并非工作契約的明確要求，也不被正式的獎勵系統認可[40]，但卻有利于組織的可持續發展。根據自我決定理論，建言行為滿足了員工對勝任力、自主性和關聯性的需求[31]。工作激情高的員工傾向于針對組織發展的問題主動建言，進而發起和推行變革措施。具體而言，本研究認為，建言是工作激情與變革發起行為之間的傳導機制，和諧性激情和強迫性激情分別通過促進員工的促進性建言和抑制性建言影響其變革發起行為。和諧性激情高的員工表現出較高的自主性動機，自覺地將工作內化到自己的身份中，對工作本身具有更積極的評價?；趯M織未來的愿景，和諧性激情高的員工更傾向于主動進行促進性建言，提出做事的新方法和處理問題的新思路，期望以此提高組織的可持續性。當員工將這些新想法引入到工作中，轉變為具體的變革措施時，能給組織的效率和工作流程帶來變化。換言之，和諧性激情激發了員工的自主性，使其更積極地進行促進性建言，從而更有效地發起和實施變革。因此，本研究提出假設。

H3a促進性建言在和諧性激情與變革發起行為之間起中介作用。

強迫性激情源于受控動機，驅使員工將所有精力集中于完成工作任務。由于強迫性激情高的員工過分關注績效、獎勵等外部評價，害怕出錯和失敗，他們更能發現工作中的消極因素。此外，他們看重自己的地位和影響力，為了保持與領導的關聯性，往往針對工作流程中的弊端進行抑制性建言。而且，在強迫性激情的驅使下，員工發現企業中存在的問題，提出改進方法，改善工作流程，提升組織效率，防止企業遭受損失。換言之，強迫性激情加強了員工的受控動機，使其更加注重外部評價。為了穩固自身的資源和利益，員工更積極地進行抑制性建言，繼而促進變革的發起和實施。因此，本研究提出假設。

H3b抑制性建言在強迫性激情與變革發起行為之間起中介作用。

2.4 自戀型領導的調節作用

情景力量理論認為，領導行為等情景因素對個體特定的行為提供了重要的外部刺激，對個體的心理因素向特定行為轉化的過程產生阻礙或促進作用[34]。本研究認為，自戀型領導作為一種負面的情景因素，對工作激情與建言之間的關系產生類似于雙刃劍的調節作用。在自戀型領導的影響下，和諧性激情高的員工減少促進性建言，強迫性激情高的員工增加抑制性建言。原因如下：①自戀型領導剛愎自用，對自己的能力具有不切實際的評價，不愿接受與自己想法不一致的批評和意見[41]。②自戀型領導以個人利益為中心，將個人目標凌駕于集體目標之上。為了驅使員工為自我利益服務，自戀型領導往往采取欺騙、操縱和恐嚇等手段鞏固自己的領導地位[41]。③自戀型領導將成功歸于自己，失敗歸于他人，對下屬的失敗過分指責[41]。這種領導風格在團隊和組織中營造一種緊張而壓抑的氛圍，引起員工的沮喪、焦慮等消極情緒[42]。有研究認為，焦慮使員工對工作中的風險更加敏感，他們傾向于將注意力集中于規避負面的結果，而不是從事高風險的創新性活動，而且焦慮還使員工過于關注組織中的威脅性因素[43]。為了避免失敗，員工可能采取一些規避風險的行動。促進性建言涉及組織變革的新想法和建議，具有較大的創新性和風險性。自戀型領導帶來的焦慮情緒弱化了和諧性激情高的員工的自主動機，他們可能變得保守，不愿因提出有利于組織創新和變革的促進性建言而承擔風險。面對自戀型領導，焦慮情緒強化了強迫性激情高的員工的受控動機，使他們更關注工作環境中的不利因素。為了保住自己的地位，避免工作失敗造成的后果，強迫性激情高的員工更積極地參與抑制性建言，及時指出可能影響自己工作績效的問題。因此，本研究提出假設。

H4a自戀型領導負向調節和諧性激情與促進性建言之間的關系，自戀型領導程度越高，和諧性激情對促進性建言的正向影響越弱。

H4b自戀型領導正向調節強迫性激情與抑制性建言之間的關系，自戀型領導程度越高，強迫性激情對抑制性建言的正向影響越強。

基于以上假設，本研究進一步推論，和諧性激情通過促進性建言影響變革發起行為的關系、強迫性激情通過抑制性建言影響變革發起行為的關系均受到自戀型領導的調節作用。具體而言，在高自戀型領導的情景下，和諧性激情高的員工規避高風險的創新活動，減少促進性建言，從而弱化和諧性激情對變革發起行為的影響；強迫性激情的員工在高自戀型領導的情景刺激下，更加注意工作環境中的不利因素，為了避免失敗，他們增加抑制性建言來保護自己的資源和地位，從而增強強迫性激情對變革發起行為的影響。因此，本研究提出假設。

H5a自戀型領導負向調節促進性建言在和諧性激情與變革發起行為關系之間的中介作用。

H5b自戀型領導正向調節抑制性建言在強迫性激情與變革發起行為關系之間的中介作用。

綜上所述，本研究的理論模型見圖1。

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

3 研究方法

3.1 研究對象及程序

本研究以網上發放問卷的方式，對成都、重慶、深圳等地6 家企業的關鍵崗位員工及其直接領導開展調查，這些企業分別處于電子商務、教育和咨詢等行業。為降低同源誤差，本研究采取多時間點、多數據源的調查方式，進行兩次問卷調查，時間間隔為2個月。第1 次調查的時間為2017 年3 月，員工對其直接領導的風格和自己的工作激情進行評價，同時提供個人基本信息。第2 次調查的時間為2017 年5 月，員工對自己的建言行為進行評價，直接領導評價員工的變革發起行為，并提供個人基本信息。調查的具體步驟為：①調查人員在被調研公司人力資源主管的幫助下，獲得被調查人員的基本信息、上下級對應關系、電子郵箱，對被調查人員進行編號、分組、配對。②調查人員采用問卷星軟件，為每一份問卷生成一個獨立的鏈接地址，通過電子郵箱發送給每一個指定的調查對象，調查對象通過點擊問卷鏈接地址填寫問卷后直接提交。每份問卷的首頁都有針對數據保密性的提示，向被調查對象保證完全的匿名性。

第1 次調查向966 名員工發放問卷，回收問卷850 份，回收率為87.992%。第2 次調查中，對這850名員工及其對應的171 名領導發放問卷，回收158 份領導問卷，回收率為92.398%；回收720 份員工問卷，回收率為84.706%。在剔除配對失敗和不符合要求的問卷后，最終得到有效的153 份領導問卷和663 份員工問卷，形成663 組有效的上下級配對問卷，問卷有效回收率為68.634%。

領導樣本的基本特征為：①性別：男性51 人，占33.333%；女性102 人，占66.667%。②年齡：平均年齡為37.916 歲，標準差為9.067。③學歷：大專以下的12 人，占7.843%；大專的62 人，占40.523%；本科的67 人，占43.791%；研究生及以上的12 人，占7.843%。員工樣本的基本特征為：①性別：男性363 人，占54.751%；女性300 人，占45.249%。②年齡：平均年齡為32.375 歲，標準差為7.762。③學歷：大專以下的98 人，占14.781%；大專的238 人，占35.898%；本科的276 人，占41.629%；研究生及以上的51 人，占7.692%。

3.2 變量測量

本研究所用量表均采用國外成熟量表，所有變量的測量均采用Likert 6 點評分法，1 為非常不同意，6為非常同意。各變量測量題項見表1。

表1 變量測量題項Table 1 Measuring Items of Variables

(1)工作激情。借鑒VALLERAND et al.[44]開發的測量工作激情的量表，包括和諧性激情和強迫性激情兩個維度。測量和諧性激情的原始題項有7 個，剔除因子載荷低于0.500 的題項“我在工作中有各種各樣的體驗”后，采用6 個題項；測量強迫性激情的原始題項有7 個，剔除因子載荷低于0.500 的題項“我的心情取決于我能夠做我的工作”后，采用6 個題項。在本研究中，和諧性激情量表的信度系數為0.844，強迫性激情量表的信度系數為0.860。

(2)建言行為。借鑒LIANG et al.[30]開發的測量建言行為的量表，包括促進性建言和抑制性建言兩個維度。促進性建言量表原始題項有5 個，剔除因子載荷低于0.500 的題項“我經常提出一些可以提高公司運作效率的建議”后，采用4 個題項；抑制性建言量表原始題項有5 個，剔除因子載荷低于0.500 的題項“我主動向管理層匯報工作中的協調問題”后，采用4 個題項。在本研究中，促進性建言量表的信度系數為0.872，抑制性建言量表的信度系數為0.825。

(3)自戀型領導。采用HOCHWARTER et al.[45]開發的測量自戀型領導的量表，有6 個題項，在本研究中該量表的信度系數為0.919。本研究對員工評價的自戀型領導數據進行聚合效度檢驗，結果表明自戀型 領 導 的Rwg= 0.918，ICC(1) = 0.408，ICC(2) = 0.752，達到聚合標準[46]。因此，本研究將自戀型領導聚合到團隊層次，進入后續的分析。

(4)變革發起行為。采用CALDWELL et al.[47]開發的測量變革發起行為的量表，有3 個題項，在本研究中該量表的信度系數為0.864。

(5)控制變量。借鑒已有研究[3]，本研究選擇領導和員工的性別、年齡和學歷為控制變量。性別為虛擬變量，男性取值為0，女性取值為1；年齡為被試所報告的實際年齡；學歷分為4 個等級，1 為大專以下，2 為大專，3 為本科，4 為研究生及以上。

3.3 驗證性因子分析

為檢驗和諧性激情、強迫性激情、促進性建言、抑制性建言、自戀型領導和變革發起行為6 個主要變量之間的區分效度，采用Mplus 7.0 進行多層驗證性因子分析，結果見表2。由表2 可知，6 因子模型的擬 合 結 果 為 χ2= 950.272，df= 342，= 2.779，CFI=0.944，TLI= 0.931，RMSEA= 0.052，SRMR= 0.049，顯著優于其他5 個模型，說明這6 個變量之間具有良好的區分效度。

表2 多層驗證性因子分析結果Table 2 Results for Multilevel Confirmatory Factor Analysis

4 研究結果和分析

4.1 描述性統計分析

本研究使用Spss 22.0 對研究數據進行描述性統計分析，各變量均值、標準差和變量之間的相關系數見表3。和諧性激情與促進性建言、強迫性激情與抑制性建言、促進性建言和抑制性建言與變革發起行為均顯著正相關，各主要變量之間的相關關系符合理論預期，為后續假設檢驗提供了初步支持。

表3 變量描述性統計結果和相關系數Table 3 Descriptive Statistics Results and Correlation Coefficients of Variables

4.2 假設檢驗

4.2.1 直接效應和中介效應檢驗

本研究運用Mplus 7.0，采用結構方程模型的方法驗證直接效應和中介效應，借鑒ANDERSON et al.[48]的研究，結構方程檢驗程序分為模型比較和模型檢驗兩個步驟。以假設模型為基準模型M0，在此基礎上進一步估計4 個替代模型。M1 在M0 的基礎上，刪除和諧性激情通過促進性建言到變革發起行為的間接路徑、強迫性激情通過抑制性建言到變革發起行為的間接路徑；M2 在M0 的基礎上，增加和諧性激情到抑制性建言的直接路徑、和諧性激情通過抑制性建言到變革發起行為的間接路徑；M3 在M0 的基礎上，增加強迫性激情到促進性建言的直接路徑、強迫性激情通過促進性建言到變革發起行為的間接路徑；M4 在M0 的基礎上，增加和諧性激情到抑制性建言的直接路徑、強迫性激情到促進性建言的直接路徑、和諧性激情通過抑制性建言到變革發起行為的間接路徑、強迫性激情通過促進性建言到變革發起行為的間接路徑。模型比較結果見表4，M0 的擬合結果為χ2= 882.753，df= 332，CFI= 0.906，TLI= 0.889，RMSEA=0.050。雖然TLI略低于0.900，但根據已有實證研究的經驗[49]，仍然可以接受。而且，M0 的擬合結果顯著優于其他備選模型。因此，本研究選擇M0作為本研究的最終解釋模型。

表4 結構方程模型的擬合系數比較Table 4 Comparison of Fitting Coefficients of Structural Equation Models

采用結構方程模型進行路徑分析，檢驗本研究假設，分析結果見表5。由表5 可知，和諧性激情到促進性建言的直接路徑系數為0.546，p ＜0.001；強迫性激情到抑制性建言的直接路徑系數為0.338，p ＜0.001。表明員工和諧性激情對促進性建言、強迫性激情對抑制性建言均有顯著的正向影響，H1a和H1b得到驗證。促進性建言到變革發起行為的直接路徑系數為0.159，p ＜0.010；抑制性建言到變革發起行為的直接路徑系數為0.329，p＜ 0.001。表明促進性建言和抑制性建言與變革發起行為均顯著正相關，H2a和H2b得到驗證。和諧性激情通過促進性建言到變革發起行為的間接路徑系數為0.087，p ＜0.050；強迫性激情通過抑制性建言到變革發起行為的間接路徑系數為0.111，p＜0.010。表明促進性建言在和諧性激情與變革發起行為之間起中介作用，抑制性建言在強迫性激情與變革發起行為之間起中介作用，H3a和H3b得到驗證。

表5 結構方程建模分析結果Table 5 Analysis Results for Structural Equation Model

4.2.2 調節效應檢驗

由于本研究的數據為嵌套數據，包含團隊層次和個體層次的變量，需要檢驗因變量在團隊層次上是否存在變異，以確定是否應該采用多層線性模型分析方法進行調節效應的檢驗。零模型檢驗結果表明因變量促進性建言和抑制性建言均存在顯著組間變異，促 進 性 建 言 的 組 間 變 異 為τ00= 0.132，p ＜0.001，ICC(1) = 0.132；抑制性建言的組間變異為τ00= 0.154，p ＜0.001，ICC(1) = 0.156。均符合JAMES et al.[46]推薦的標準ICC(1) ＞0.050。因此，本研究采用多層線性模型方法，運用Mplus 7.0 進行調節效應檢驗，結果見表6。由模型3 可知，和諧性激情與自戀型領導的交互項與促進性建言的回歸系數為- 0.163，p ＜0.010。由模型6 可知，強迫性激情與自戀型領導的交互項與抑制性建言的回歸系數為0.090，p ＜0.050。表明自戀型領導對和諧性激情與促進性建言的關系有顯著的負向調節作用，對強迫性激情與抑制性建言的關系有顯著的正向調節作用，H4a和H4b得到驗證。

表6 多層線性模型調節效應檢驗結果Table 6 Test Results for Moderating Effects of Multilevel Linear Model

為了更直觀地展現自戀型領導的調節作用，本研究借鑒AIKEN et al.[50]的研究，以自戀型領導的均值加減一個標準差作為分組標準，分別在高自戀型領導和低自戀型領導情景下對工作激情與建言的關系進行描繪。圖2 給出在高和低自戀型領導情景下和諧性激情與促進性建言之間的關系，圖3 給出在高和低自戀型領導情景下強迫性激情與抑制性建言之間的關系。由圖2 可知，高自戀型領導使和諧性激情對促進性建言的正向作用更弱；由圖3 可知，高自戀型領導使強迫性激情對抑制性建言的正向作用更強。

圖2 自戀型領導對和諧性激情與促進性建言關系的調節效應Figure 2 Moderating Effects of Narcissistic Leadership on the Relationship between Harmonious Passion and Promotive Voice

圖3 自戀型領導對強迫性激情與抑制性建言關系的調節效應Figure 3 Moderating Effects of Narcissistic Leadership on the Relationship between Obsessive Passion and Prohibitive Voice

對自戀型領導的簡單斜率分析表明，高自戀型領導水平下，和諧性激情對促進性建言的影響較弱且不顯著，β= 0.103，SE= 0.102，p＞ 0.050；強迫性激情對抑制性建言具有顯著正向影響，β= 0.454，SE=0.720，p＜ 0.010。在低自戀型領導水平下，和諧性激情對促進性建言具有顯著正向影響，β= 0.641，SE=0.104，p＜ 0.010；強迫性激情對抑制性建言的正向影響 被 削 弱，β= 0.281，SE= 0.080，p＜ 0.050。H4a和H4b進一步得到驗證。

4.2.3 被調節的中介作用檢驗

本研究運用Mplus 7.0 對雙路徑的、跨層次的有調節的中介作用進行分析，結果見表7。

表7 跨層次的被調節的中介作用檢驗結果Table 7 Test Results for Moderated Mediation Effects in Multilevel

路徑1：在高和低兩種不同的自戀型領導情景下，促進性建言的中介作用均顯著，且存在顯著差異。高自戀型領導的效應值為0.065，SE= 0.032，95%置信區間為[0.003，0.127]，不包含0；低自戀型領導的效應值為0.176，SE= 0.045，95%置信區間為[0.088，0.265]，不包含0；組間差異的效應值為- 0.112，SE= 0.038，95%置信區間為[- 0.186，- 0.038]，不包含0。因此，促進性建言的中介作用受到自戀型領導的調節，H5a得到驗證。

路徑2：在高和低兩種不同的自戀型領導情景下，抑制性建言的中介作用均不顯著，且不存在顯著差異。高自戀型領導的效應值為0.029，SE= 0.030，95%置信區間為[- 0.029, 0.088]，包含0；低自戀型領導的效應值為0.016，SE= 0.016，95%置信區間為[- 0.026，0.047]，包含0；組間差異的效應值為0.014，SE= 0.016，95%置信區間為[- 0.017，0.044]，包含0。因此，H5b未得到驗證。

5 結論

本研究從自我決定理論的視角研究工作激情對變革發起行為的影響機制及其邊界條件。研究結果表明，和諧性激情和強迫性激情分別通過促進性建言和抑制性建言對變革發起行為產生正向影響，自戀型領導削弱促進性建言在和諧性激情與變革發起行為之間的中介作用，強化了強迫性激情對抑制性建言的正向影響，但沒有強化抑制性建言在強迫性激情與變革發起行為之間的中介作用。

5.1 理論貢獻

(1)本研究從個體的情感特征出發探索變革發起行為的前導因素和形成機制。目前，國內外學術界主要從宏觀的戰略層面研究組織變革，對于微觀層面的變革發起行為缺乏關注[6]。工作激情源于個體對工作及組織情況的認知和情感評估，這些評估可能導致建設性的工作意圖和行為[13]。本研究認為和諧性激情和強迫性激情對變革發起行為產生積極影響，表明基于個體情感和認知評估的微觀層面變量也是組織變革的重要影響因素，進而豐富了關于如何自下而上推動組織變革的實證研究。

(2)本研究以自我決定理論為基礎拓展了工作激情二元模型的相關研究。已有研究驗證了工作激情對員工心理、態度和行為的影響，但對于和諧性激情和強迫性激情影響結果變量的差異化路徑機制缺乏探索。本研究基于自主動機和受控動機等不同的內化過程，發現和諧性激情- 促進性建言- 變革發起行為、強迫性激情- 抑制性建言- 變革發起行為兩條不同的中介路徑，從而更加全面、辨證地揭示了工作激情通過建言影響變革發起行為的悖論性過程。

(3)本研究引入自戀型領導這一情景因素，構建并檢驗一個跨層的、有調節的中介模型，探討工作激情與建言之間的邊界條件。已有研究認為自戀型領導對員工態度和行為具有負面效應[51]，不利于建言等創新性行為[34]。本研究揭示了自戀型領導作為團隊情景因素，對工作激情到建言的兩個不同路徑產生了類似于雙刃劍的調節作用。對于和諧性激情高的員工，自戀型領導是削弱他們自主動機的抑制因素，降低了促進性建言的參與性，繼而減少變革發起行為。對于強迫性激情高的員工，自戀型領導強化了他們受控動機的提升因素，促使他們更加積極地進行抑制性建言[52]。然而，抑制性建言在強迫性激情與變革發起行為之間的中介作用沒有受到自戀型領導的調節。究其原因，自戀型領導好大喜功，剛愎自用，不愿意接受、采納下屬的負面意見和建議[41]。在這樣的組織氛圍中，即使強迫性激情高的員工基于自身的受控動機提出更多的抑制性建言，也難以轉化為糾正組織問題的變革措施。因此，研究結果對于研究自戀型領導這一負面領導方式的多面性和復雜性具有啟示意義[41]。

5.2 現實啟示

在外部競爭加劇、企業加大內部變革力度的背景下，員工不僅需要在核心業務上表現出高績效，還應該更加主動地參與到組織變革中。變革發起行為測量了員工對企業未來發展的貢獻程度，是組織在考慮員工升職、加薪時尤為重視的考核指標。本研究關于工作激情、建言與變革發起行為的研究結果，為如何提升員工在組織變革中的主動性和效果提供了管理對策。首先，組織應該采取多種手段激發員工的工作激情，促進建言行為。組織可以通過設置挑戰性的工作任務，增加培訓、學習機會，營造開放、平等的溝通氛圍等方式提高員工的和諧性激情，獲取更多有利于組織未來發展的促進性建言。組織也可以通過提供基于建言和變革措施的獎勵，將勤于建言的員工提拔到重要崗位等方式加強員工的強迫性激情，獲得有利于改進組織現有弊端的抑制性建言。其次，組織應區別對待具有不同工作激情的員工，對于充滿和諧性激情的員工，低自戀型領導情景下更有利于他們進行促進性建言。

5.3 研究不足和未來展望

①盡管本研究發現工作激情是影響建言和變革發起行為的重要因素，但并沒有明確應如何提高員工的工作激情，未來研究可進一步探索影響工作激情的前導因素及其作用機制。②工作激情與建言之間的作用機制尚未明確，未來可進一步挖掘工作激情是通過哪些心理機制進而影響建言。③除激情等個體特征因素，領導與員工的關系、組織變革氛圍等組織環境中的其他因素是否影響員工的變革發起行為有待進一步探索。④本研究采用他評方式測量自戀型領導，未來研究應結合自評與他評的方式對自戀型領導進行評價，以增加結果的嚴謹性。⑤本研究從自我決定理論出發，探索建言在工作激情與變革發起行為之間的中介作用，未來研究可嘗試運用計劃行為理論[53]探究工作激情影響變革發起行為的其他路徑。⑥本研究驗證了工作激情影響建言行為的過程受到自戀型領導的調節，未來研究可以探索自戀型領導影響員工行為的直接路徑。⑦本研究采取多時間點、多數據源的調查方式降低同源誤差，為了進一步提高研究效度，未來研究可采用實驗方式或者采用客觀指標測量研究變量，如以員工提出意見或建議的數量測量建言，以具體的改進流程或提高效率的程度測量變革發起行為。