親社會行為對員工創新績效的雙刃劍效應
——基于情緒的中介作用及領導與成員交換關系的調節作用

于桂蘭，張詩琳

（吉林大學商學與管理學院，吉林長春 130012）

1 研究背景

在一個日益動態、競爭和全球化的環境中，21 世紀的組織必須適應迅速變化［1］，因此，組織如何通過提高員工創新績效進而為企業打下堅實的微觀基礎是理論界與實踐界共同關注的熱點［2］。在中國這一以集體主義思想為背景的情境下，現有對員工創新績效影響因素的研究多關注于工作環境、工作特征、行為特征，而親社會行為（prosocial behavior，PB）作為一種存在于員工日常工作中的行為變量，同樣會改變員工對工作任務的滿意程度。

親社會行為主要涵蓋共享、互幫互助、合作共贏與關心他人利益等的主動社會行為［3］。員工將部分的工作時間與個人精力投入到協調合作以及對集體有益的工作上，這是促進企業成功的重要因素［4］，如工作人員在集體工作過程中展現出親社會行為和積極的態度帶動了周圍員工的工作熱情，有效提高了員工的創新績效［5］。但近期關于親社會行為對員工創新績效負向影響的研究數量逐漸增加。Bull等［6］、Kurzban［7］和Posner 等［8］的研究發現，由于在集體內部員工往往十分關注他人的眼光，當員工察覺被他人關注（或可能被關注）時，更具有展現親社會行為的欲望，并不會在意此類親社會行為要付出多高的精力，因此會消耗自身情緒資源產生情緒耗竭，進而降低自身的創新績效。此外，領導與成員交換關系（leader-member exchange，LMX）作為評價主管與下屬關系質量好壞的標準［9］，是影響員工實施親社會行為后產生何種情緒的主要環境影響因素，因而會對親社會行為和積極情緒以及情緒耗竭之間的關系可能產生調節作用，并能夠顯著調節親社會行為通過情緒影響員工創新績效的間接作用。

目前相關研究大部分側重于親社會行為對工作人員在態度與舉止方面的直接正向預測，如Podsakoff 等［10］和Thompson 等［11］認為員工可以從親社會行為中受益，包括改進績效評估結果、獲得更高的地位、擁有更強的社會關系和大量的工作晉升機會等；對親社會行為直接消極影響的研究也僅聚焦于耽誤工作進展、角色超載等方面，如Bolino等［1］的研究，且很少有針對親社會行為對員工創新績效及其間接作用機制進行的研究；此外，主要致力于將員工人格特質作為調節變量，如員工主動性人格、利他主義人格等［12］，對不同的人際關系環境對員工實施親社會行為后情緒狀態產生的影響考慮不足。為此，本研究將首先基于工作要求-資源模型探討員工親社會行為對創新績效產生的負向影響，然后基于積極與消極的雙重機制對親社會行為與員工創新績效間關系進行研究，最后將組織環境中的領導與成員交換關系作為調節變量，探討其對親社會行為與情緒間交互作用的整體影響。

2 研究設計

2.1 理論分析與研究假設

2.1.1 員工親社會行為對創新績效的影響

根據工作要求-資源模型（job demandresource，JD-R），與工作相關的因素可依據其對個人資源的增減影響分為工作資源與標準兩大類型［13］。不合實際的工作標準會損耗個體擁有的各種資源，造成資源緊張，給員工帶來過多的負面感知，影響個體投入工作和學習的情緒和體力，進而造成對工作的負面情感和消極態度，消耗情緒資源、產生情緒耗竭的感覺。基于工作要求-資源模型能夠看出，親社會行為同時具有光明和黑暗的兩種屬性［1］，但現有關于親社會行為與員工關系的研究多關注其積極影響，如親社會行為在總體上促進組織的有效運作、員工的工作投入［14］；親社會行為可以提升組織成員間的溝通次數、相互學習的機會，促進人際關系發展，可將其視為工作資源，能夠使員工產生積極情緒，進而提升員工創新績效［15］。相反，經常實施親社會行為會激活組織內成員的深層表演機制，逐漸將實施親社會行為視為工作要求，為實現印象管理而不斷消耗自身情緒資源，資源被損耗無法及時得到補充且無法及時形成恢復體驗則精力和情緒將耗竭［16］；同時，員工的工作投入和自主學習能力會因此受到影響，降低員工創新績效［17］。因此，本研究認為親社會行為對員工創新績效有顯著的“雙刃劍”影響。鑒于親社會行為與員工創新績效二者間存在正負兼有的影響關系，本研究在此不做單向影響的研究假設。

2.1.2 積極情緒在員工親社會行為與創新績效間的中介作用

情緒作為一種短期的情感資源，包括消極情緒和積極情緒兩種。積極情緒是指使人樂觀、充滿自信、精力充沛的一種情緒資源，會對員工態度和行為產生重要影響。積極情緒主要源于個人在工作經驗中獲得的愉快的、積極的情感狀態［18］。JD-R 理論指出，為降低未來可能帶來的資源虧損，人們會盡力尋找資源，來讓資源產生盈余［19］；而Rapp 等［20］、龍立榮等［21］的研究均表明，資源盈余會給人們帶來積極的幸福感知。親社會性是人類心理和社會功能中促進資源產生的基本模式，有研究得出，為他人獻出一份愛心同時他人給予感激時，個人的樂觀情緒能夠代替心里的畏懼與不安的情緒［22］。

各種情緒下產生的親社會行為對員工的情緒狀態有著重要的影響。從職業道德角度來看，主動實施親社會行為的員工通過滿足基本的人類需求（如：自主性和關聯性）來構建資源［23］。事實上，在JD-R 的理論研究和親社會行為的實證研究方面，有學者認為親社會行為改善了行為者的影響力［13］，因為親社會行為滿足了人們對關系和能力的需求［24］，并增強了自我評價、產生了積極情緒［25］；此外，幫助往往伴隨著改變他人生活的感覺，例如由于客戶表達了感激之情，進一步促進員工積極情緒的產生［26］，從而促進員工產生更高的創新績效。

綜上所述，親社會行為滿足了產生積極情緒的基本需求，有助于形成員工的情緒資源，是促進員工產生高創新績效的“積極情緒之路”。據此，提出研究假設：

H1：親社會行為通過正向影響員工積極情緒，進而促進其創新績效的產生。

2.1.3 情緒耗竭在員工親社會行為與創新績效間的中介作用

情緒耗竭反映了員工在工作中長期處于身體、情感和認知的緊張狀態［27］，是影響員工創新績效的重要因素［28］。員工實施親社會行為后產生的效果可能是消極負面的，其實施各種親社會行為的理由同樣會是消極負面的。JD-R 理論認為，人們在工作中會產生或消耗資源，從資源損益視角研究發現，當個人利益受到威脅和損害時，自身會感到較大的心理壓力，給員工創新績效帶來消極影響［19］；個人的各種資源庫存并非無限的，當員工自愿實施親社會行為時，會不斷使用自身可利用的情緒資源，致使自身情緒資源消耗殆盡，導致日常工作與職業發展無法順利進行［29］，提高情緒耗竭產生的可能性；當工作人員主動參與親社會行為但沒有被組織肯定時，同樣會讓工作壓力油然而生，使員工積極的情緒不斷消耗，進而對員工創新績效產生負向影響［1］；當員工急于“拯救”他人而提供別人不需要或不想要的幫助時，也會產生“白騎士綜合征”現象［1］，員工消耗大量情緒資源但無法得到積極反饋，使員工產生情緒耗竭現象，降低員工創新績效；此外，親社會行為的展開要花費許多的工作時間與個人精力，會使員工任務績效水平降低，對個人職業帶來消極影響，尤其是當許多小組成員無法合理掌控時間，或各成員之間過分依賴彼此［30］，則員工花費更多的時間及精力實施親社會行為會消耗更多的情緒資源產生情緒耗竭，最終降低員工創新績效。

綜上所述，親社會行為作為工作中取悅領導、同事，產生印象管理的有效策略，增加了員工“表演”的深度與難度，造成了個體情緒資源的進一步損耗，是阻礙員工對工作滿意進而降低其創新績效產生的“情緒耗竭之路”。據此，提出研究假設：

H2：親社會行為通過正向影響員工情緒耗竭，進而阻礙其創新績效的產生。

2.1.4 領導與成員交換的調節作用

社會交換理論認為，組織內存在不同形式的社會交換關系，包括員工和組織之間的社會交換（POS）、員工和直接主管之間的社會交換（LMX）等。中國一直注重人際關系方面的問題，人際關系的好壞會對員工的工作行為及其內在情感會產生影響［31］。領導在組織內部有一定管理權利，會對工作任務進行安排，也會按照工作的實際情況分配不同的資源、設定有關管理制度，領導和員工之間的關系是員工開展各項工作時首要考慮的因素［32］。如果員工和領導之間有較好的關系，那么領導會將其作為“圈內成員”，雙方的信任度較高，也會在工作方面給予大力的幫助；相反的情況下，員工未成為領導認可的“圈內成員”，雙方只是在工作方面有一定關聯關系，并未有過多的情感聯系。

Tierney 等［33］和Scott 等［34］研究發現，領導者會幫助與其建立高質量交換關系的下屬消除其實施親社會行為后的負面影響，促使員工感知更多親社會行為帶來的積極影響，并積極、熱情地完成各項工作。這說明在質量較高的關系層面，領導會考慮員工未來的發展問題，為他們分配較多的資源，會對個體的感知、態度和行為產生積極的影響，有助于員工形成資源較多的工作環境［35］，促進員工自身積極情緒資源的產生，促進員工的創新績效；相反，處于質量較差的領導與成員交換關系中時，員工的情緒會變得比較敏感，比較注重自身的報酬情況，由于沒有受到領導的關注，這些員工無法獲取足夠的資源以及充分的幫助、占據有限的情緒資源，抑制正向情緒輸出的頻率［36］，從而抑制員工的創新績效的增長速度。據此，提出以下假設：

H3a：領導與成員交換關系在親社會行為和積極情緒間起正向調節作用，當領導與成員交換關系較高時，親社會行為對積極情緒的正向關系被加強。

H3b：領導與成員交換關系在親社會行為通過積極情緒對員工創新績效的間接影響中起調節作用，當領導與成員交換關系越高時，親社會行為通過積極情緒對員工創新績效的正向關系被加強。

領導與成員交換關系會調節親社會行為與情緒耗竭、員工創新績效之間的關系。有研究認為員工與領導間的關系好壞一般不能直接影響員工的創新績效［37］，更多的是引起情緒資源的生成或消耗后間接地對員工的創新績效產生影響。情緒耗竭作為員工心理過度勞累后展現出的一種情緒資源匱乏的狀態，依賴于員工的工作體驗和工作關系氛圍的共同作用。首先，在中國的組織情境中，“圈子”會對員工工作和晉升路徑產生較為深遠的影響［38］，而領導與成員交換關系的強弱能夠精準地反映出員工所處的工作環境；同時，領導與成員交換關系的強弱也是保障工作中關系和情緒資源獲取的基礎［39］。因此，較高的領導與成員交換關系會降低員工情緒和心理資源的缺失程度，防止員工沒有足夠的情緒資源來應對自身對創新的追求、最終削弱由于情緒資源耗竭而對員工創新績效產生的負面影響［40］。其次，現有研究指出，當員工感知到較高的領導與成員交換關系時，能夠對實施合作、分享等利他的親社會行為后消耗的情緒資源進行補充，如得到領導的贊賞、認可或領導給予的其他資源［41］，進而削弱對自身創新績效的消極影響；相反，當員工感知到較低的領導與成員交換關系時，原本由于實施印象管理或組織內幫助同事等親社會行為后產生的明顯的情緒耗竭狀態無法得到及時的調整，情緒資源無法及時補充或替代性地補充時，將加劇員工的情緒耗竭，降低員工的情緒資源輸出和創新績效。據此，提出以下假設：

H4a：領導與成員交換關系在親社會行為與情緒耗竭間起負向調節作用，當領導與成員交換關系較高時，親社會行為對情緒耗竭的正向關系被減弱。

H4b：領導與成員交換關系在親社會行為通過情緒耗竭對員工創新績效的間接影響中起調節作用，當領導與成員交換關系越高時，親社會行為通過情緒耗竭對員工創新績效的間接負向關系被減弱。

綜上所述，實施親社會行為對員工創新績效影響的理論模型如圖1 所示。

圖1 親社會行為影響員工創新績效的理論模型

2.2 研究方法

2.2.1 變量及測量

在對變量進行測量的過程中選用Likert五點計分。

（1）親社會行為（PB）。對親社會行為變量采用Bolino 等［1］的7 個題項量表測量，題目為“我會通過我的工作讓同事獲得益處”等。量表的克朗巴哈系數（Cronbach'sα，以下簡稱“α”）值為0.930。

（2）積極情緒（PE）。選取Waston 等［42］的9個題項量表測量積極情緒變量，如“在實施幫助、諫言等親社會行為后，我是活躍的、充滿熱情的”等。量表的α值為0.962。

（3）情緒耗竭（EE）。選取Watkins 等［43］的3 個題項量表測量情緒耗竭變量，如“在實施幫助、諫言等親社會行為后，我覺得我的情緒枯竭了”等。量表的α值為0.937。

（4）員工創新績效（EIP）。選取Madjar 等［44］的3 個題項量表測量員工創新績效變量，如“我能夠利用現有信息和材料來開發對團隊有用的新思想、新方法或新產品”。量表的α值達到0.893。

（5）領導與成員交換關系（LME）。采用Liden 等［45］的7 個題項量表測量領導與成員交換關系變量，如“我的直屬領導了解我在工作方面的實際需求以及各項問題”等。量表的α值達到0.954。

（6）控制變量。由于組織特征及組織內員工的個人特征影響員工創新績效［46］，為了有效分析有關影響因素的作用路徑，找出不需要的解釋機制，對可能影響研究工作的變量進行控制，因此將控制變量確定為員工的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、月收入、本單位工作年限。其中，員工性別（1表示男性）、婚姻狀況為虛擬變量，受教育程度、本單位工作年限為類別變量，其余為連續變量。

2.2.2 樣本及調研程序

本研究的調研對象為京津冀和東北三省等地區的企事業單位員工，調研時間為2022 年4 月至2022年5 月。因疫情防控需要，主要采取線上問卷調查的方式獲取數據，并有少部分問卷在筆者單位所在城市進行線下發放與回收。調研對象采用匿名方式填寫問卷，要求參與調查研究的人員按照實際情況回答問題，且提前說明問卷調查只用于學術研究，問卷填答情況與個人的道德水準沒有關聯性，并應用設置反向題項的方法以減少被試對測量目的的猜測。為激勵被試者認真填寫問卷并且確保問卷的有效性，線上系統會根據被試者填寫問卷的內容和時長給予一定的“紅包”物質獎勵，線下則是通過走訪的形式對當地企事業員工發放問卷。為確保正確追蹤匹配問卷，被訪者需填寫手機號后四位作為追蹤問卷的編碼。

為降低同源方法偏差，采用兩個波次時間滯后的方法進行數據收集。2022 年4 月進行第一次調研（T1），收集了參與者的人口統計學信息（如年齡、性別和學歷）、親社會行為和積極情緒，線上發放問卷700 份、回收有效問卷682 份，線下發放問卷122 份、回收有效問卷122 份，共計回收有效問卷804 份。2022 年5 月對第一階段有效問卷進行追蹤（T2），測量情緒耗竭、員工創新績效、領導與成員交換關系，線上回收有效問卷509 份，線下回收有效問卷98 份，共計回收有效問卷607 份。

最終共804 名被試參與，其中有效問卷607 份，有效回收率為75.5%，其中各構念測量題項的峰度與偏度的絕對值都小于3。按照回歸分析中對樣本量的要求標準，本研究中的樣本數據符合正態分布，因此要求樣本量與題項總數的比例為5 ∶1［47］，而本研究中所有構念的測項總數為38 個，而最終獲得的有效樣本數量607 份符合樣本量與題項總數的比例至少為5 ∶1 的標準要求。其中，線上問卷占83.86%；性別方面，男性占40.03%，女性占59.97%；年齡方面，25～40 歲占78.42%；受教育程度上，本科畢業的人數達到56.34%；婚姻方面，已婚占68.86%；收入狀況，3 000 元～5 000 元最多，占22.57%；在本單位工作年限方面，1～5 年最多，占28.34%。研究數據分布較為合理，具有一定代表性。

3 數據分析與結果

3.1 信效度分析和同源方法偏差檢驗

如表1 所示，各變量的α系數均大于0.7，證明問卷信度良好；主要變量的因子載荷均大于0.6，平均方差變異（AVE）都大于0.5，說明問卷具有較好的聚合效度。

表1 變量信效度檢驗結果

由于本研究模型變量與對應的測量條目較多，因此對親社會行為、積極情緒和領導與成員交換關系的測量條目采用平衡法進行打包（parceling）［48］，每個潛變量統一打包為3 個觀測變量。表2 列示了變量的驗證性因子分析（CFA）的處理結果，相較于其他的因子模型，五因子模型的擬合指標較好，擬合指標顯著優于單因子模型，說明5 個研究變量的區分效度較好。

表2 驗證性因子分析結果

在同源方法偏差問題方面，采用Harman 單因素檢驗方法驗證員工自評變量是否存在同源方法偏差，結果顯示共析出了5 個主成分因子，累計方差為78.02%，首個因子解釋了34.29%，沒有占據總體解釋變量的一半，沒有達到40%的臨界值，說明沒有明顯的共同方法偏差。單因子模型擬合效果很差，再次證明了本研究采用的共同方法不存在嚴重偏差。此外，共線性是否嚴重的測評發現，方差膨脹因素（VIF）沒有超過2，各變量間的容忍度超過0.6，這代表共線性與同源方法的偏差都不會對研究工作帶來較大影響。

3.2 變量描述性統計與相關系數

表3 相關性分析結果表明，每個變量的信度較好。親社會行為與積極情緒（r=0.357，P＜0.01）和情緒耗竭（r=0.161，P＜0.01）之間體現出正相關關系，積極情緒和員工創新績效之間同樣體現出密切關聯性，展現正相關關系（r=0.539，P＜0.01），情緒耗竭和員工創新績效也體現出一定關聯性，展現負相關關系（r=-0.108，P＜0.01）。這為后續假設檢驗奠定了良好基礎。

表3 變量相關性分析結果

3.3 假設檢驗

應用SPSS 軟件的Process 程序進行假設檢驗，以此檢驗積極情緒與情緒耗竭在親社會行為影響員工創新績效的過程中所起中介作用，以及領導成員交換在其中起到的調節作用。由表4 和表5 可知，親社會行為會預估員工創新績效（P＜0.001）和積極情緒（P＜0.001），積極情緒可預估員工創新績效（P＜0.001），且親社會行為通過積極情緒影響員工創新績效的間接效應的95%置信區間不包含0，因此，親社會行為通過積極情緒對員工創新績效產生顯著的間接影響，假設1 得到驗證；親社會行為正向預測情緒耗竭（P＜0.001），情緒耗竭能夠負向預測員工創新績效（P＜0.001），親社會行為通過情緒耗竭影響員工創新績效的間接效應的95%置信區間不包含0，因此，親社會行為通過情緒耗竭對員工創新績效產生顯著的間接影響，假設2 得到驗證。

表4 變量的作用路徑系數檢驗結果

表5 變量的中介路徑檢驗結果

在對調節效應進行檢驗時，結果顯示領導與成員交換關系在親社會行為與積極情緒間起調節作用（B=0.109，P＜0.01），95%置信區間為［0.029，0.190］，不包含0。按照Hayes［49］提出的方法，按照此方面的交換關系均值加減一個標準差繪制調節效應圖（見圖2），當領導與成員交換關系較高時，親社會行為對積極情緒的影響更強（B=0.500，P＜0.001），在95%置信水平下的置信區間為［0.382，0.618］，不包含0；當領導與成員交換關系較低時，親社會行為對積極情緒的正向影響更弱（B=0.297，P＜0.001），在95%置信水平下的置信區間為［0.191，0.403］，不包含0。故，H3a得到支持。

圖2 領導與成員交換關系調節效應（積極情緒）

為進一步驗證假設H3b，應用Process Model7 對有調節的中介進行檢驗，結果顯示（見表6），被調節的中介效應指數為0.047，在95%置信水平下的置信區間為［-0.008，0.119］，包含0；在90%置信水平下的置信區間為［0.001，0.106］，不包含0，借鑒Ortega-Jimenez 等［50］的方法，故可判定其在90%水平上邊緣顯著。在領導與成員交換關系水平較低時，親社會行為通過積極情緒對員工創新績效產生的間接效應顯著（間接效應值為0.131，在90%置信水平下的置信區間為［0.061，0.191］，不包含0）；在領導與成員交換關系水平較高的情況下，這一間接效應的效應值和顯著水平明顯提高（間接效應值為0.212，在90%置信水平下的置信區間為［0.143，0.287］，不包含0）。領導與成員交換關系差值的間接效應存在顯著差異（間接效應值為0.080，在90%置信水平下的置信區間為［0.000，0.183］）。上述結果表明，領導與成員交換關系對親社會行為通過積極情緒影響員工創新績效的間接效應具有調節作用，故假設H3b得到證實。

表6 有調節的中介效應分析結果（積極情緒）

領導與成員交換關系在親社會行為與情緒耗竭間起調節作用（B=-0.150，P＜0.01），在95%置信水平下的置信區間為［-0.257，-0.044］，不包含0。按照Hayes［49］的方法，按照此方面的交換關系均值加減一個標準差繪制調節效應圖（見圖3），當領導與成員交換關系較高時，親社會行為對情緒耗竭的影響更弱。簡單斜率分析的結果表明，當領導與成員交換關系較高時，親社會行為對情緒耗竭的影響不顯著（B=0.101，P＞0.1），在95%置信水平下的置信區間為［-0.055，0.257］，包含0。當領導與成員交換關系較低時，親社會行為對積極情緒的正向影響更弱（B=0.381，P＜0.001），在95%置信水平下的置信區間為［0.240，0.521］，不包含0。故，H4a部分得到支持。

圖3 領導與成員交換關系調節效應（情緒耗竭）

為進一步驗證假設H4b，應用Process Model7 對有調節的中介進行檢驗，結果顯示（見表7），被調節的中介效應指數為0.013，在95%置信水平下的置信區間為［-0.001，0.030］，包含0；在90%置信水平下的置信區間為間［0.001，0.026］，不包含0，同樣，根據Ortega-Jimenez 等［50］的方法，故可判定其在90%水平上邊緣顯著。在領導與成員交換關系水平較低時，親社會行為通過積極情緒對員工創新績效產生的間接效應顯著（間接效應值為-0.032，在90%置信水平下的置信區間為［-0.051，-0.013］，不包含0）；在領導與成員交換關系水平較高的情況下，這一間接效應不顯著（間接效應值為-0.009，在90%置信水平下的置信區間為［-0.027，0.006］，包含0）。領導與成員交換關系差值的間接效應存在顯著差異（間接效應值為0.023，在90%置信水平下的置信區間為［0.002，0.044］）。以上結果表明，領導與成員交換關系對親社會行為通過情緒耗竭影響員工創新績效的間接效應具有調節作用。故假設H4b得到證實。

表7 有調節的中介效應分析結果（情緒耗竭）

4 結論與討論

4.1 研究結論

本研究結論如下：首先，親社會行為可能通過引發情緒資源增減變化正向促進或負向抑制組織員工的創新績效，形成雙刃劍效應。JD-R 理論和領導成員交換理論相結合的視角豐富了變量之間的關系，揭示了親社會行為影響員工創新績效的內在雙重機制；其次，積極情緒和情緒耗竭分別在親社會行為和員工創新績效之間起部分中介作用；最后，領導與成員交換關系正向調節親社會行為與積極情緒之間的正向關系，負向調節親社會行為與情緒耗竭之間的正向關系，即領導與成員交換關系越低，親社會行為對積極情緒的正向影響越小、對情緒耗竭的正向影響越大，反之，即領導與成員交換關系越高，親社會行為對積極情緒的正向影響越大、對情緒耗竭的正向影響無顯著變化。

通過本研究結果還能夠發現，領導與成員交換關系調節積極情緒和情緒耗竭的中介效應時僅在90%的置信區間顯著。由于員工實施印象管理或出現“白騎士綜合征”等親社會行為時，意在表現出其擁有比其他員工更優秀的品質，當組織內其他成員都進行效仿時，僅表現親社會行為將難以突顯自身的出色，因此員工將需要利用從領導處獲取的資源對自身能力和競爭力等方面進行提升，從而將注意力或精力從情緒資源處轉移，投入到其他能夠彰顯自身出色并提升自身創新績效的資源中［30］；盡管員工仍會通過實施親社會行為獲取或消耗情緒資源進而影響自身的創新績效，但他們有能力把控組織氛圍對其自身哪些資源產生影響，因此，組織氛圍比較不容易僅通過情緒資源對員工的創新績效產生影響。所以，領導與成員交換關系僅能在90%置信水平下的置信區間內顯著調節親社會行為通過積極情緒或情緒耗竭對員工創新績效的間接影響。

4.2 理論意義

Brown 等［51］指出，情緒視角是個體實施某種特定行為后產生何種態度的主要解釋路徑。Gooty 等［52］指出，現有情緒視角的研究仍存在許多局限，如缺乏對情緒與態度問題的關注及忽視不同類別情緒的差異影響等。本研究從情緒資源的角度出發，重點考察員工對實施親社會行為后的情緒感知，揭示了積極情緒和情緒耗竭在親社會行為與員工創新績效之間關系的中介機制，證明員工既有可能關注親社會行為的正向情感效應產生積極情緒從而提高員工創新績效，也有可能關注親社會行為的情緒資源消失產生情緒耗竭從而降低員工創新績效，為解釋親社會行為的作用提供了情緒資源視角，也進一步拓展了JD-R 模型的適用范圍，豐富了JD-R 模型中的情緒機制；同時，在現有研究基礎上，從積極情緒和情緒耗竭雙重情緒角度進一步探索親社會行為對員工創新績效的影響效應，豐富了親社會行為對員工創新績效的相關研究，為親社會行為作用的研究作出有益補充。本研究在對Bolino 等［1］的研究進行補充的同時，調和了現有關于親社會行為利弊的爭論，證實親社會行為具有雙刃劍效應，有助于從更全面的角度深化對親社會行為的認識；此外，從組織氛圍角度解釋了親社會行為有效性的邊界條件，即親社會行為對情緒資源的積極或消極作用受領導與成員交換關系的影響，領導與成員交換關系作為組織氛圍變量，能夠有效解釋為何不同員工在實施親社會行為后產生不同的情緒狀態。通過引入“領導與成員交換關系”這一概念，回答了親社會行為何時產生積極情緒或消耗情緒資源的問題，不僅有助于厘清親社會行為發揮影響的邊界條件，也將領導與成員交換關系引入親社會行為的研究領域，豐富了領導與成員交換關系作為邊界機制的理論應用。

4.3 實踐啟示

基于以上研究結論，能夠發現實際工作中會出現以下問題：首先，員工會經常在組織中實施親社會行為卻忽略自身角色內的工作內容，影響個人的晉升及組織整體的工作績效［53］；其次，員工會基于印象管理的目的僅對組織內的高層實施親社會行為來實現自身的利益需求，打亂和諧的工作環境，同時由于長時間地深層次“扮演”，導致員工的情緒資源耗竭，影響員工自身創新績效及組織長期穩定的發展［54］；最后，員工實施親社會行為后由于其“圈外人”的身份未得到組織或上級主管的支持與鼓勵，導致員工的情緒資源不斷消耗，最終減少親社會行為的實施次數，影響員工的創新績效［17］。因此，為促進親社會行為在組織中發揮較強的正向效用，管理者在實踐中應及時對員工的親社會行為進行識別、分類與干預。第一，實施源頭控制。在招聘時關注人員自身特質與性格，找到適合本企業文化的員工，在培訓時進一步強調互助和共享的企業文化，從源頭激勵員工實施有利于組織的親社會行為。第二，完善績效評估體系。在日常工作中可采取360 度全方位評估體系［55］，防止員工出現任務出色卻不合群及過于友善但工作能力不足的現象，減少員工的印象管理次數及發生情緒耗竭的可能性。第三，形成激勵保證機制。組織管理者應將已經成為“圈內人”的員工安置在更高職位上，從而增加該類員工實施親社會行為的動力，例如安排他們幫助新人適應新的工作環境等。總之企業和組織管理者一定要盡量避免員工產生“圈外人”心理。面對逐漸以團隊為中心的組織架構，如何用包容審慎的態度對待親社會行為，讓親社會行為成為促進成員間關系、推動組織發展的強大推力是有重要意義的。

4.4 研究局限與未來研究展望

本研究仍然存在一些不足之處。首先，雖然通過多時間點進行數據收集，形成了配對數據，但數據是通過自我報告方式收集的；在未來研究中，調節變量可以通過收集組織中管理者的數據，對研究的整體框架實施跨層分析。其次，親社會行為的研究不僅包含行為的結構和維度，還應包括親社會行為狀態的判斷和測量，因此如何測量親社會行為的程度仍有待進一步研究。再次，僅就組織情境變量（領導與成員交換關系）對親社會行為和情緒資源間的調節效應及有調節的中介效應進行了較為有效的預估，但沒有關注組織情境因素組合對親社會行為帶來的不同影響；未來的研究可根據實際情況，應用不同的情境變量研究親社會行為、積極情緒、情緒耗竭和員工創新績效的邊界范圍。最后，未來的研究應尋求親社會行為與員工創新績效的倒“U”型關系平衡點，進一步圍繞邊界條件的設立、轉變、優化等方面深入探索親社會行為的適用范圍。