信息加工理論視角下工作重塑對員工適應性績效的影響

杜鵬程， 范明君， 劉升陽

（安徽大學 商學院， 安徽 合肥 230601）

一、問題提出

在數字經濟時代的高滲透性、 高附加性的特征下， 組織需要不斷突破發展瓶頸來適應時代變化。 一方面， 在“黑天鵝事件” （如新冠肺炎疫情、 洪澇災害、 芯片短缺） 的影響下， 有些企業不得不退出市場； 另一方面， 面對產品更新換代的迅速， 有些企業卻頂住壓力存活下來， 并且愈發強大。 企業要想在如此充滿不確定性和突變性的環境中發展， 就需要快速地進行調整以應對環境的變化。 對于組織員工而言， 快速調整和解決新問題的能力變得尤為重要， 他們可以通過掌握新技術、 知識或者適應新角色來應對環境變化以實現個體和組織預期的目標， 更好地促進企業發展、 提升企業績效。 以往關于績效的分類是從傳統的“任務-周邊” 方面來考察員工的， 但是這種二維靜態績效觀難以滿足數字經濟時代背景下組織突破自身發展瓶頸的需要。 如何提升員工在高度不確定時代下的適應性， 是當前理論界和實踐界需要共同關注的話題。

傳統的自上而下的工作方式已經不再適用于當前技術進步迅速的環境， 提姆等（Tims et al.， 2016）認為， 員工可以依據自己的能力、 愛好與興趣改變工作的內容與方式， 即進行工作重塑［1］。 工作重塑可以使員工更好地與組織需求相適應并且加強其對自身能力的理解， 從而更全面地提升自我， 以應對環境的變化、 提升自身適應能力。 個人特征和情景因素有利于提升員工的適應性績效［2］， 但從個體主動行為這一角度出發對適應性績效進行思考的研究則相對較少。 已有研究發現， 工作重塑具有積極主動性和過程適應性的特征［3］。 根據信息加工理論的觀點， 員工為了滿足組織需求進行工作重塑， 并在重塑過程中向周邊環境積極尋求信息反饋以保持自身與組織的相互適應［4-5］。 作為組織信息的重要節點， 領導與員工存在信息差異性并且能看到信息背后的不同內容和機會， 因而領導自然就會成為員工主動尋求建議的對象［6］。 員工越積極向領導尋求反饋信息， 越能適應企業當前的需求［7］。 領導反饋尋求可能是工作重塑影響適應性績效的中介因素， 但這一關聯卻為學界所忽略， 有必要進一步驗證。

信息加工理論還指出， 員工向領導尋求反饋的行為還與個人特征有關系［4］。 反饋尋求是一種具有風險的行為， 當員工感知到尋求反饋的風險， 可能會傾向于回避尋求建議［8］。 已有研究認為， 保守型人格的員工通常不愿意冒險， 他們傾向于無條件地服從領導［9］。 在中國， 個體傳統性是很重要的個人特征，員工與上級有著天然的“上尊下卑” 的等級觀念， 員工在傳統觀念的影響下通常會與領導者保持較高的疏遠感， 而不愿意向其尋求建議。 因此個體傳統性能夠調節工作重塑與領導反饋尋求之間的關系， 然而這一論點并未得到學術界的重視， 有待進一步研究。

本文基于信息加工理論， 探討員工工作重塑對適應性績效的影響， 以及在此過程中領導反饋尋求的中介效應和個體傳統性的調節效應， 以期為企業在實踐中如何幫助員工應對環境變化， 提升其適應性績效， 從而促進企業長久發展提供啟示。

二、理論基礎與研究假設

（一） 理論基礎

現有研究通常從工作需求-資源（JD-R） 模型［10］和自我決定理論［11］來解釋員工工作重塑與其積極性及績效之間的關系， 缺乏從信息角度進行的分析。 JD-R 模型刻畫了員工在工作過程中資源獲取和資源損耗對其后續行為的影響［12-13］。 員工會盡最大努力獲取、 保存并維護他們認為有價值的資源［14］， 再通過積極的工作行為將自身增值的資源轉化為高績效行為［15］， 從而提升其適應環境的能力與取得更好績效。 而自我決定理論則認為， 外部環境可以為員工提供相應條件以促進他們產生自主性動機， 進一步促使員工產生主動性行為［11］， 從而提升其工作行為、 績效表現等。 員工工作重塑需要建立在對自身能力和需求偏好有更深認識的基礎上［16］， 而員工想要建立認知就需要相關信息。 對于員工而言， 工作重塑后還是需要不斷提升自己以適應新發展， 這一過程仍然需要不斷獲取信息。

基于信息加工理論的觀點， 可以認為員工會在其所處的社會環境和工作環境中獲取一些影響他們行為的信息［4］。 信息加工包括個體的信息輸入、 信息存儲、 信息加工處理和信息輸出四個階段［17］。 認知主體從變化的外部環境以及自身經驗中獲得信息輸入， 并存儲這些未經處理的信息， 隨后進行一系列的信息處理， 最后進行信息輸出。 通過對這些信息的加工處理， 員工將形成自身的感知、 態度和行為［18］。 員工在獲取相關信息的基礎上， 會篩選出與自身發展相關的信息進行加工解讀［8］， 于是不斷調整工作以促進自身發展以及適應內外部環境的變化。 與此同時， 領導往往是團隊中最重要的信息來源［6］， 對于組織中的信息具有主導地位， 因而員工也會向領導尋求建議。 員工從領導那里尋求反饋并得到回復后， 不僅獲得了充足的信息， 還會產生強烈的感激與信任， 從而工作積極性會更高［19］， 其會更加積極地應對新挑戰、 更有動力去完成工作， 提升自身適應環境的能力。 鑒于此， 本文通過信息加工理論來探討員工工作重塑與適應性績效之間的關系， 以及領導反饋尋求和個體傳統性在其中的作用。

（二） 研究假設

1. 工作重塑與適應性績效

工作重塑是指個體在工作要求和工作資源的雙重作用下， 基于自身工作能力與工作偏好做出的行為改變［13］。 工作重塑具有積極主動性和過程適應性的特征［3］， 員工主動去進行工作重塑， 可以更好地服務于組織目標， 提升員工的滿意度、 幸福感［10］， 從而增加其對工作的積極性與自信心。 已有研究表明， 個體特質、 領導風格均有利于員工進行工作重塑［13，20］。 而工作重塑也會提升員工的工作價值感［21］， 胡巧婷等（2020） 通過調研發現員工工作重塑會提升他們的創造力［22］； 也有學者通過實證分析發現工作重塑可以影響員工的任務績效［4］。

員工適應性績效是指當企業面臨變化時， 個體應對、 響應或支持變化的行為表現， 強調對不斷變化的工作要求和表現的評價［23-24］。 現有研究認為， 個人特征（如認知能力［25］、 自我效能感［26］） 和情景因素（如團隊支持和上下級關系［27］、 團隊學習氛圍［28］） 是適應性績效的重要前因， 但從個體主動行為這一角度出發對適應性績效的誘發因素進行思考的研究則相對較少。 已有研究指出， 諸如工作不確定性、 角色改變等工作情境因素可能會引發員工的適應性績效［24，29］， 但對于工作重塑與適應性績效之間的關聯卻鮮有研究予以關注。

根據信息加工理論， 一方面， 員工會對與自身發展相關的信息進行加工解讀［8］， 調整工作狀態以促進自身發展， 不斷提升自身適應性。 另一方面， 員工工作重塑會對自身能力和需求偏好有更深的認識［16］，更加有利于員工提升自己。 員工在為應對組織動態變化而進行工作重塑的過程中， 會獲得更多有用的信息， 有效信息的輸入與理解也會增加， 增加的工作資源和社會資源會影響他們的認知過程， 在更深層次地了解自己之后， 員工會基于現有的基礎與信息， 發揚自身工作的優點并改進自身工作的缺點， 不斷提升自己以適應環境的變化。 員工獲得的信息更廣泛、 細致， 他們考慮事情就會更全面， 同時還會學習更多的新知識、 產生更多的新想法來積極應對新挑戰， 并享受工作帶來的樂趣， 進而積極主動地完成工作，以此來應對環境的動態變化。 員工還會以更加積極的態度接受不斷變化的工作要求， 并且會有針對性地付出足夠的努力去解決與任務相關的復雜性問題， 從而提升他們的適應性績效。

員工可以依據自身的能力、 愛好與興趣改變工作的內容與方式［1］， 提升自身的工作價值與工作能力，并對自身能力和需求有更深層次的理解， 從而更全面地提升自我， 快速應對環境的變化。 自身能力的提升會讓員工面對突發性事件或變革性事件時不會畏懼不前、 不知所措， 他們會更加踴躍地應對挑戰、 產生更多新的想法。 基于此， 本文提出如下假設：

假設H1： 工作重塑正向影響適應性績效。

2. 領導反饋尋求的中介作用

環境的動態變化、 工作的模糊性和非常規性以及員工的自我發展和提高績效的需求， 僅僅依靠傳統的“自上而下” 模式難以得到滿足［30］， 組織越來越依賴于員工積極的自我調節。 阿什福德和卡明斯（Ashford ＆ Cummings， 1983） 提出， 反饋尋求是指員工在組織中通過觀察與咨詢等行為， 獲取富有價值的信息， 進而對自身進行調整的行為［7］。 員工積極向領導尋求反饋能填補傳統的“自上而下” 反饋方式的不足， 有利于員工和企業的長久發展［31］， 因而領導反饋尋求可視為員工從其上級那里獲取信息的過程。尋求反饋信息、 清楚工作要求是員工應對波動環境的有效措施［32］。 學術界普遍認為反饋尋求行為的前因變量包括自我效能感、 自尊、 變革型領導、 謙卑型領導、 友好反饋文化等［32-35］。 有些學者還發現， 反饋尋求行為可以幫助員工快速適應環境， 提升員工的工作滿意度和創造力， 并且對員工的任務績效和創造性績效也會產生影響［36-38］。

信息加工理論指出， 個體所在的環境提供了各種影響其態度與行為的信息［8］。 管理者作為組織信息的重要節點， 其與員工存在信息差異性并且能看到信息背后的不同內容和機會［39］。 當員工向領導進行反饋尋求時， 若能獲得領導的認可， 其心中便會產生感激與信任， 工作積極性也會更高。 進一步， 員工通過對這些信息的加工處理， 實現真正解決問題的目的以及探索深層次的信息內容的能力， 最終員工可以快速地提升自身適應易變性（volatility）、 不確定性（uncertainty）、 復雜性（complexity）、 模糊性（ambiguity）， 即VUCA 時代的能力。

員工工作重塑是為了符合組織需求［9］， 然而員工并不確定其工作重塑與組織發展方向是否一致， 這需要得到組織的認可。 領導作為組織中的核心人物， 擁有的信息以及資源都是較多的［40］， 員工想要確定自身行為的準確性， 傾向于尋找組織中的領導者。 因此， 他們會主動地向領導尋求反饋， 以期獲得領導的認可。 員工通過反饋尋求可以得到與自身發展相關的信息， 例如能夠認識到自身的績效現狀， 同時也會提升他們應對突發事件以及不斷變化的工作要求的能力， 即有利于提升員工的適應性績效［8，36］。 雖然員工傾向于向組織中的領導者尋求反饋， 但是每個員工的價值觀不同， 所以不同的員工在進行工作重塑之后的行為表現也不同。 本文認為， 員工工作重塑可以通過促進領導反饋尋求來提升員工在VUCA 時代處理復雜任務的能力與信心， 即提升員工的適應性績效。 基于此， 本文提出如下假設：

假設H2： 工作重塑會通過領導反饋尋求對適應性績效產生積極影響。

3. 個體傳統性的調節作用

傳統性指的是在歷史悠久的中國傳統文化的熏陶下， 個體對“尊卑關系” 的認同程度， 其核心要素是遵從權威［41］。 傳統性高低不同的個體在立場、 行為上都有很大的不同， 傳統性高的員工更尊崇權威、遵守組織規范， 更加注重上下級之間的關系、 相信領導的判斷［22］； 相對而言， 傳統性低的個體更注重平等關系。 研究表明， 個體傳統性對員工的態度、 認知、 行為和績效均有顯著影響［42-45］。

基于信息加工理論， 員工為了自我發展， 會密切關注環境、 搜集與處理相關信息［18］。 另外， 員工的個人差異將影響其信息反饋， 傳統性高的員工會堅守自己“卑” 者的角色， 遵從處于“上” 位的領導者，他們不輕易向其詢問信息搜集與處理的正確性， 不會輕易有犯上越矩的行動［46］。 在工作重塑之后， 由于懼怕領導， 很少向領導尋求反饋意見。 而傳統性低的員工等級觀念不強、 更崇尚平等， 他們會將工作重塑視為滿足自我需求的一種行動， 會積極主動地向領導尋求反饋［22］。 并且認為當他們向上級咨詢與工作能力和組織績效相關的信息時能夠得到上級的積極回應。 基于此， 本文提出如下假設：

假設H3： 個體傳統性作為調節變量負向調節工作重塑與領導反饋尋求之間的關系， 即員工的傳統性越高， 工作重塑對領導反饋尋求的正向影響越小。

進一步地， 根據上述的理論分析和假設， 本文推測可能存在以下情況： 個體傳統性高的員工會因為懼怕領導而在工作重塑后不敢向領導尋求反饋， 他們無法從領導者那里獲得重要信息來確保自身工作調整與組織期望方向的一致性， 難以提升個體應對突發情況的能力， 以至于影響他們適應性績效的提升。反之， 個體傳統性低的員工崇尚平等， 他們會主動向領導尋求反饋以確認自身工作重塑的正確性， 提升自身的自信心與適應力， 從而提升其適應性績效。 即個體傳統性與工作重塑的交互作用能夠對員工的適應性績效產生影響， 且領導反饋尋求在其中發揮中介作用， 形成有調節的中介效用。 基于此， 本文提出如下假設：

假設H4： 個體傳統性負向調節領導反饋尋求在工作重塑與適應性績效之間的間接效應， 即當個體傳統性較高時， 領導反饋尋求在工作重塑與適應性績效之間的中介效應較弱。

本文的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

三、研究設計

（一） 研究對象

本文數據主要以安徽省合肥市12 家公司為依托進行問卷調查， 樣本公司涉及銀行與金融業、 基礎建設服務業、 信息技術服務業以及食品與乳制品業等多個行業。 本文共發放240 份問卷， 通過對回收的問卷進行甄選， 對有明顯作答痕跡、 作答規律性強、 多項題項作答空缺的問卷進行剔除， 最終得到214 份有效問卷， 問卷的有效回收率為89.16%。 在214 個樣本中： 男性占比為52.80%， 女性占比為47.20%； 年齡在25 歲及以下占15.89%、 26～35 歲占70.56%、 36 ～45 歲占10.28%、 46 歲及以上占3.27%； 月收入為3 000元以下占3.74%、 3 001～4 000 元占9.35%、 4 001～5 000 元占22.90%、 5 001～6 000 元占19.63%、6 001 元及以上占44.38%； 從受教育程度上看， 大專及以下占14.50%、 本科學歷占64.00%， 碩士學歷占21.50%。

（二） 變量測量

本文采用問卷調查法， 使用的測評工具均是國內外已經發表過的成熟量表， 并采用標準翻譯-回譯法對問卷進行翻譯， 保證測量題項的準確性和適用性， 測量方法為李克特五點計分法， 從1 至5 分別表示“非常不符合” “不符合” “不一定” “符合” “非常符合”。

1. 工作重塑

該變量測量采用的是提姆等（2016）［1］編制的量表， 共21 個題項， 克朗巴哈系數為0.846。 示例題目包括“我會在手中沒有大量工作時充實自己” 等。

2. 領導反饋尋求

該變量的測量采用的是卡里斯特等（Callister et al.， 1999）［46］編制的量表， 共4 個題項， 克朗巴哈系數為0.839。 示例題目包括“我問我的主管我的工作做得怎么樣” 等。

3. 適應性績效

該變量的測量采用的是陶祁和王重鳴（2006）［47］在中國情境下做出改編和使用的量表， 共25 個題項，克朗巴哈系數為0.873。 示例題目包括“在處理緊急問題時， 我能夠控制情緒” 等。

4. 個體傳統性

該變量的測量采用的是樊等人（Farh et al.， 1997）［48］編制的量表， 共4 個題項， 克朗巴哈系數為0.703。 示例題目包括“當有爭議時， 他們應該請級別最高的人來評判誰是正確的” 等。

四、數據分析和結果

（一） 同源方法偏誤

本文的變量包括工作重塑、 領導反饋尋求、 適應性績效以及個體傳統性， 并通過問卷調查來收集數據。采用赫爾曼（Harman） 單因子分析法對4 個變量的所有因子進行探索性因子分析， 設定公因子數為1， 結果顯示單一公因子解釋的變異量為19.641%， 符合低于40%的標準。 因此本文的共同方法偏誤并不嚴重。

（二） 驗證性因子分析

為了檢驗4 個變量之間的區分效度， 本文采用軟件Amos 23.0 對工作重塑、 領導反饋尋求、 適應性績效以及個體傳統性進行驗證性因子分析。 本文中統計樣本與測量題項相比較小（小于4）， 借鑒陳等人（Chen et al.， 2015）［49］的做法， 采用內部一致性對題項進行打包， 即將工作重塑與適應性績效按維度分別打包成四個題項的單維度變量， 得出的結果如表1 所示。 通過分析發現， 四因子模型擬合指標最優，χ2=178.279；df=97；χ2／df=1.838， 小于2； RMSEA=0.063， 小于0.08； SRMR=0.067； CFI=0.926； TLI=0.909； IFI=0.928。 由此可見， 本文變量的區分效度符合要求。

表1 測量模型的擬合指標

（三） 相關性分析

表2 結果顯示， 員工工作重塑與其適應性績效顯著正相關（r=0.579，P＜0.01）； 領導反饋尋求與適應性績效顯著正相關（r=0.362，P＜0.01）； 工作重塑與領導反饋尋求之間顯著正相關（r=0.407，P＜0.01）。 以上結果初步驗證了本文提出的假設。

表2 相關性分析

（四） 假設檢驗1. 主效應檢驗

本文采用軟件SPSS 26.0 對假設進行驗證， 假設H1 認為員工工作重塑會積極影響其適應性績效。 利用軟件SPSS 26.0 進行多元回歸分析， 表3 中M4 表明， 員工工作重塑對其適應性績效有顯著的積極作用（b=0.581，P＜0.001）， 并且就方差改變量而言， M4 相較于M3 多解釋了34.3%的變異量， 由此可以認為假設H1 成立。

2. 中介效應檢驗

對于中介效應檢驗， M2 把工作重塑與領導反饋尋求一同放入回歸方程中， 表明工作重塑會對領導反饋尋求有顯著正向影響（b=0.775，P＜0.001）， 且就方差變異而言， M2 比M1 多解釋了16.7%的方差變化量； M5 把工作重塑、 領導反饋尋求和適應性績效同時放入回歸方程， 表明工作重塑對適應性績效的影響減弱（b=0.524，P＜0.05）， 且M5 比M4 多解釋了1.6%的方差變化量。 實證結果顯示， 領導反饋尋求在工作重塑和適應性績效之間起到部分中介效應。

表3 中介效應檢驗結果

為進一步驗證領導反饋尋求的中介作用， 本文通過拔靴（Bootstrap） 方法檢驗領導反饋尋求的間接效應， 設置抽樣次數為5 000 次。 結果表明， 工作重塑通過領導反饋尋求對員工適應性績效產生影響的效應值為0.057， 間接作用的95%置信區間為［0.008， 0.116］， 不包含0， 說明領導反饋尋求的中介效應成立， 假設H2 進一步得到驗證。

3. 調節效應檢驗

對于調節效應的檢驗， 結果見表4。 在M10 中， 將工作重塑與個體傳統性的交互項與領導反饋尋求同時放入回歸方程中。 回歸結果表明， 個體傳統性和工作重塑的交互項對領導反饋尋求有顯著影響（b=-0.424，P＜0.05）， 且就變異量而言， M10 比M9 多解釋了2.9%的變異量， 同時M10 中0.761 與-0.424符號相反， 因而屬于負調節效應。 本文通過簡單斜率分析進一步檢驗調節效應， 結果顯示個體傳統性較高時（均值+1SD）， 工作重塑對領導反饋尋求的影響（b=-0.424， SE=0.167，P＜0.01）， 95%的置信區間為［-0.716， -0.041］， 不包括0； 個體傳統性較低時（均值-1SD）， 工作重塑對領導反饋尋求的影響（b=-0.424， SE=0.172，P＜0.01）， 95%的置信區間為［-0.709， -0.034］， 不包括0。 假設H3 得到驗證， 即員工的傳統性越高， 工作重塑對領導反饋尋求的正向影響越小。

表4 調節效應檢驗結果

為了更加直觀地表現個體傳統性在工作重塑和領導反饋尋求之間的調節作用， 本文將個體傳統性按照高于和低于均值一個標準差的標準進行分組， 繪制在不同水平的個體傳統性的影響下， 工作重塑對適應性績效的影響差異， 調節效應如圖2 所示。 圖2 表明個體傳統性在工作重塑和領導反饋尋求之間起負向調節作用。

圖2 調節效應

4. 被調節的中介效應檢驗

本文使用Bootstrap 方法檢驗被調節的中介效應， 結果如表5 所示。 當個體傳統性較低時（均值-1SD）， 領導反饋尋求在工作重塑和適應性績效之間的間接效應為0.075， 95%的置信區間為［0.011，0.149］， 不包括0； 當個體傳統性較高時（均值+1SD）， 領導反饋尋求在工作重塑和適應性績效之間的間接效應為0.038， 95%的置信區間為［0.004， 0.092］， 不包括0； 個體傳統性在高值和低值時， 間接效應的差異值是-0.037， 95%的置信區間為［-0.083， -0.001］， 不包括0。 綜上所述， 假設H4 得到支持。

表5 被調節的中介作用檢驗結果

五、模糊集定性比較分析（fsQCA）

回歸分析對于變量間因果關系的驗證作用廣受爭議， 有學者建議將模糊集定性比較分析引入到實證研究中， 以增強變量之間因果關系的檢驗［50］。

首先， 對變量進行校準。 校準變量包括工作重塑、 領導反饋尋求、 適應性績效和個體傳統性。 參考菲斯（Fiss， 2011）［51］的做法， 以上四分位點（完全隸屬）、 上下四分位點均值（交叉點） 和下四分位點（完全不隸屬） 作為錨點， 將全部變量的原始數值轉化為0～1 的隸屬值。

其次， 進行必要性條件分析。 結果如表6 所示， 將適應性績效作為結果變量， 工作重塑、 領導反饋尋求和個體傳統性作為前因變量。 全部變量必要性都小于0.9， 表明上述變量都不是結果變量產生的充要條件， 單個變量無法導致結果產生， 需進一步分析。

表6 必要性條件分析

最后， 進行組態分析。 本文中頻數閾值和一致性閾值都使用默認值， 分別為1 和0.8， 且PRI 閾值設為0.8。 針對fsQCA 給出的復雜解、 中間解和簡約解， 本文把同時出現在簡約解與中間解的原因條件劃分為核心條件， 將單獨出現在中間解的原因條件劃分為邊緣條件。 組態分析結果如表7 所示， 解的總體一致性大于0.8， 具備較強的解釋力度。 組態構型為“工作重塑存在， 領導反饋尋求存在， 個體傳統性不存在”， 一致性大于0.8， 表明在個體傳統性較低的情況下， 員工工作重塑后向領導尋求反饋的行為有利于適應性績效的提高， 結論與本文的假設一致。

表7 適應性績效的前因組態

六、研究結論與討論

（一） 研究結論

本文從信息加工理論視角出發， 利用軟件SPSS 26.0 進行回歸分析以及運用fsQCA 方法進行模糊集定性比較分析， 探討了工作重塑對適應性績效的影響機制。 研究發現： 工作重塑正向影響適應性績效； 領導反饋尋求在工作重塑與適應性績效的關系中發揮著部分中介作用； 個體傳統性作為調節變量負向調節工作重塑與領導反饋尋求之間的關系。 個體傳統性越高， 領導反饋尋求在工作重塑與適應性績效之間的中介效應越弱。

（二） 理論貢獻

本文的理論貢獻在于：

第一， 豐富了適應性績效的前因研究。 以往關于適應性績效的研究主要圍繞個體特征、 團隊特征和組織特征［25，27］展開， 缺乏從工作特征方面進行探討。 本文從信息加工理論出發研究工作重塑和適應性績效兩者間的關系， 豐富了適應性績效的研究范圍， 同時拓展了工作重塑的研究成果。

第二， 探討了領導反饋尋求在工作重塑與適應性績效的中介作用。 既有關于領導反饋尋求的研究認為， 領導反饋尋求與領導風格和員工工作滿意度等相關［34-36］， 缺乏關于員工為得到認可而向領導尋求反饋的研究。 本文將領導反饋尋求作為員工從上級那里獲取信息的主動行為策略， 這不僅拓展了關于領導反饋尋求對適應性績效影響的研究， 而且還有助于更全面地理解工作重塑、 領導反饋尋求與適應性績效之間的關系， 是對現有個體反饋尋求行為影響因素研究的一種補充和完善。

第三， 發現了工作重塑與領導反饋尋求之間的邊界條件， 考察了員工傳統性作為調節變量在工作重塑與領導反饋尋求之間的調節效應。 已有文獻認為個體傳統性對員工的態度、 認知和行為均有一定的影響［42-44］。 而本文則發現個體傳統性在工作重塑與領導反饋尋求之間起到負向調節作用。 這一結論進一步增強了現有研究框架對現實管理實踐的解釋力。

第四， 運用fsQCA 方法進行分析， 彌補了傳統回歸分析中對因果關系檢驗力不足的局限。 本文運用fsQCA 方法證實了工作重塑和領導反饋尋求均為員工適應性績效的前因以及個體傳統性對適應性績效的負向影響。 該方法的引入有助于增強理論模型中因果關系的解釋力度。

（三） 管理啟示

第一， 組織領導者在日常管理工作中應該鼓勵員工主動學習新知識、 新技能， 并且為員工提供相應的機會， 提升員工的工作自主性， 促進其在工作中發揮主動性和創造性， 從而能夠根據環境變化和工作要求對工作方式、 方法等進行積極主動的改變， 提高處理復雜和不確定性問題的能力， 從而促進適應性績效的提升。

第二， 管理者應鼓勵員工主動向其反饋。 員工為應對復雜多變的環境， 需要獲取足夠的信息和資源，而員工的反饋尋求行為構成了員工獲取必要信息的一種重要策略。 在組織中， 管理者作為組織中的重要信息來源， 不僅要鼓勵員工主動實施反饋尋求行為， 而且要及時主動地向員工反饋， 因為當管理者主動向員工尋求反饋時， 會進一步增加員工向領導尋求反饋的信心與積極性。 為了進一步鼓勵反饋尋求行為，企業可以將這一行為納入組織的日常管理中。

第三， 企業在招聘時應該注意考察員工的傳統性， 招聘完成后要積極對員工進行培訓， 從而不斷增強員工應對變化的能力； 同時在日常工作中， 組織中的領導者要“因材施教”， 采取不同措施對不同員工進行培訓與管理， 增強員工與領導之間的溝通， 減小領導與員工之間的距離感， 減少高傳統性員工對上司反饋的顧慮。

（四） 研究不足及展望

本文還存在一定的局限性， 主要表現在： 第一， 樣本數據設計與收集需要進一步改善。 采取的是員工自評方式收集各變量數據， 并且都是橫截面數據， 雖然所得到的實證結果與本文提出的假設一致， 但未能體現工作重塑與適應性績效之間的動態過程， 未來研究可以縱向設計調研過程， 使之具有一定的時間跨度， 在不同的時間點分別收集各個變量的數據， 以增強說服力。 第二， 有效樣本量較少， 并且來源于同一個地區。 這樣可能會使外部效度受到一定的影響， 其結論是不是對其他地區、 其他企業同樣可用還需要更加深入的探討。 第三， 在邊界條件方面， 僅僅研究了個體價值觀念的影響。 雖然個體傳統性負向調節了工作重塑與領導反饋尋求之間的關系， 但未來研究還可以考察兩者之間存在的更多的調節變量。