職場友誼有助于打破員工沉默嗎？

劉 昕，朱冰妍

(中國人民大學 公共管理學院，北京 100872)

一、問題提出

在當今極具變化性、不確定性、復雜性、模糊性的環境下，無論是企業還是政府等各類組織，都面臨諸多新問題和新挑戰。傳統的領導集中決策、員工負責執行的管理方式，已經很難確保組織及時有效地對變化作出反應。員工長期處于工作一線，不僅掌握著很多上級管理者未必了解的第一手信息，更加直接地感受到各項決策或政策在實踐中產生的真實效果，而且往往比上級管理者更為敏銳地感知到變化給組織帶來的影響。因此，來自員工的建設性意見或建議有助于組織在技術、產品、管理等方面的創新，對于組織的健康生存、高效運營、創新變革以及可持續發展具有重要意義。然而，現實情況卻是，即使員工清楚地了解各種既有的或潛在的問題，也知道如何采取措施加以改進或預防，卻選擇對組織、領導和同事保留自己的意見、建議和想法，表現出員工沉默行為(employee silence)[1]。員工沉默行為在絕大多數情況下都是一種負面現象，不僅影響組織的決策質量，使組織錯失許多創新機會[2]，而且會影響員工的身心健康并導致職業倦怠[3]。有鑒于此，如何打破員工沉默便成為學者和管理實踐者共同關注的重要議題。

員工在組織內沉默慎言主要受個體特征、組織情境、社會文化等因素的影響。組織中的人際關系既是導致員工陷入沉默的重要因素，也是抑制沉默發生的關鍵突破口[4]。現有研究主要考察組織中的正式關系對員工沉默行為的影響，如領導成員交換[5]、團隊成員交換[6]、同事社會交換[7]等，但普遍存在于同事之間的非正式人際關系——職場友誼(workplace friendship)尚未得到足夠的關注。職場友誼表現為同事之間相互欣賞、信任、支持、有共同的興趣和價值觀[8]，對員工的工作態度和行為以及組織有效性都產生重要的影響[9]。在實踐中，許多管理者為了打破組織或團隊的沉默氛圍，主動采取破冰策略鼓勵員工成為朋友；還有一些管理者則恰恰相反，他們有意不讓員工之間過于親密，以防止員工抱團。那么，職場友誼究竟是否有助于打破組織中的員工沉默？盡管已有研究證明，職場友誼能促進員工建言行為[10]，但建言不等同于不沉默，因為員工建言時可能會隱瞞和保留一部分觀點。沉默與建言的關系是對立中存在獨立，二者的概念內涵、測量方式和影響因素都不盡相同，不能將對建言行為的研究結論照搬至沉默行為[11]。因此，本文擬探究職場友誼與員工沉默行為的關系。

資源保存理論(conservation of resources theory)是解釋員工沉默形成機制的經典理論。根據資源保存理論，資源匱乏或資源損失是沉默行為產生的重要原因，而職場友誼作為一種條件性資源，有助于員工獲得活力(vitality，精力和能量旺盛)與學習(learning，獲取并應用知識)并存的工作繁榮(thriving at work)體驗[12]，促使員工表現出更多積極主動的工作行為，減少沉默等消極防御的工作行為[13]。因此，本文擬從工作繁榮的視角探究職場友誼對員工沉默行為的作用機制。此外，盡管職場友誼和工作繁榮為抑制員工沉默行為創造了條件，但是資源得失與員工沉默行為之間的關系還受到自我效能感(self-efficacy)等個體因素的調節[14]，高自我效能感的員工更不容易陷入沉默[15]。因此，本文擬探究自我效能感在職場友誼影響員工沉默行為過程中的調節作用。

綜上，本文基于資源保存理論構建一個有調節的中介模型，探究職場友誼對員工沉默行為的影響以及工作繁榮的中介作用和自我效能感的調節作用，以期從理論和實證雙重層面上理解職場友誼影響員工沉默行為的內在機制，為組織正確認識和管理職場友誼，有效減少員工沉默行為提供有益啟示。

二、文獻綜述

(一)員工沉默行為

莫里森和米利肯(Morrison &Milliken，2000)將組織沉默定義為員工對組織潛在問題保留個人觀點的一種集體現象[16]。平德和哈洛斯(Pinder &Harlos，2001)將沉默行為落實到個體層面，即員工面對組織潛在問題和績效改進方向選擇“知而不言，保留觀點”[17]。本文采用鄭曉濤等(2008)[1]對中國背景下員工沉默的概念界定：員工本可以根據自己的知識儲備和經驗積累，提出有助于工作改進和組織發展的意見、建議和想法，但是卻出于某種考慮而選擇保留個人觀點，或者僅表達提煉和過濾后的部分觀點。中國情境下的員工沉默分為三個維度：默許沉默、防御沉默和漠視沉默。默許沉默是指員工預期自己無法改變現狀而消極、被動地保留觀點，一般發生在員工與領導之間。防御沉默是指員工為避免發生人際沖突而選擇保留意見，一般發生在員工與領導或同事之間。漠視沉默是指員工對組織缺乏認同感和歸屬感，不關心組織利益和組織發展而保持沉默，一般發生在員工和組織之間[7]。以往研究大多將員工沉默作為一個整體構念進行分析，這會產生以下問題：首先，沉默行為的整體水平難以體現員工沉默的動機，例如無話可說導致的沉默就不屬于員工沉默的研究范疇。其次，單維度的沉默容易被誤解為建言的缺失。實際上，沉默與建言最核心的區別不在于發言多少，而在于員工作出行為選擇的動機是保留還是表達觀點。最后，不同維度的沉默具有不同動因，唯有具體問題具體分析才能更好地對癥下藥[18]。因此，本文將從多維度動機視角對員工沉默行為進行細致探討。

(二)職場友誼

現有研究發現，團隊成員交換[6]、同事社會交換[7]與員工沉默行為具有負向關系，但這些都是建立在工作角色和任務目標基礎上的正式關系，同事之間還可能發展形成職場友誼等非正式關系。學術界對職場友誼的關注可以追溯到以梅奧為代表的人際關系學說。組織中的工作者是“社會人”而非“經濟人”，他們在追求物質報酬的同時，也追求友誼、安全和歸屬等社會需要的滿足，組織中的非正式關系有助于激發員工士氣和工作積極性。職場友誼是員工在工作環境中與同事形成的一種自愿的、非正式的和非排他的人際關系，表現為彼此欣賞、信任、支持、有共同的興趣和價值觀[8]。職場友誼不同于領導成員交換、團隊成員交換等正式關系，它更具有自發性，不局限于組織規定的工作角色[19]。職場友誼也不僅僅體現為人們以友好的方式相處或成為“熟人”，它還包含頻繁的互動、互相欣賞和喜愛、維持關系的承諾以及相互信任，是一種更加親密的伙伴關系[8]。盡管上下級之間也可能發展形成職場友誼，但職場友誼更普遍地發生在同級的同事之間[20]。在中國組織情境中，同事之間通常遵循兄弟或朋友的相處模式[21]，人們天然追求與同事建立高質量的友誼關系，并從中獲得滿足[22]。因此，在中國情境下開展職場友誼與員工沉默行為的關系研究具有重要的理論和現實意義。

(三)職場友誼對員工沉默行為的影響機制

以往研究在討論職場人際關系對員工沉默行為的影響機制時，大多依據社會交換理論的互惠原則[14]。然而，互惠原則對上述作用機制解釋得并不全面，員工可能因為消極互惠而導致沉默，卻不一定因為積極互惠而減少沉默。因此，有必要超越交換關系本身，探究有效打破員工沉默的驅動機制。根據資源保存理論，人們會努力獲取、維持和保護所珍視的資源[23]。公開提出意見和表達觀點需要消耗大量資源，當個體面臨資源匱乏或者資源損失的威脅時，傾向于采取防御性質的資源保存策略，例如保持沉默。因此，持續的資源積累是打破員工沉默的重要條件。對于關系取向的中國人來說，職場人際關系是其所重視的寶貴資源[24]。職場友誼作為一種條件性資源，為個體獲得更多關鍵資源創造了條件[10]，促使個體獲得工作繁榮的積極體驗[12]。工作繁榮是指個體在工作中同時體驗到活力和學習的積極心理狀態，活力意味著個體在工作中精力充沛、能量旺盛；學習則是指個體在工作中獲取并應用新知識和新技能，感受到自己在成長和進步[25]。工作繁榮促進個體的身心健康和積極的組織行為，而部門情境特征、工作資源和動因性工作行為是實現工作繁榮的三項核心要素[25]。基于資源保存理論，職場友誼可能通過促進工作繁榮，進而減少員工沉默行為的發生。

如前所述，員工沉默行為是個體因素和情境因素共同作用的結果，“說不說、說多少”歸根結底是個體的行為選擇。根據資源保存理論，不同個體在面對資源收益與損失時表現出不同的態度和行為反應[26]，有學者號召應進一步探究個體特征如何調節資源得失與員工沉默行為之間的關系[14]。自我效能感是人們對自己能否勝任某項工作活動的自信程度，反映了個體對自身應對能力的總體認知[27]，影響個體的思維和情感過程、努力程度及行為選擇[28]。高自我效能感的員工表現出較低水平的沉默行為[15]。由此推測，自我效能感可能在職場友誼抑制員工沉默行為的過程中發揮調節作用。

綜上，現有研究存在以下不足：一方面，職場友誼與員工沉默行為之間的關系尚未明晰；另一方面，職場友誼影響員工沉默行為的作用機制和邊界條件有待進一步探討。基于此，本文以資源保存理論為基礎，從多維度動機視角探究職場友誼對員工沉默行為的影響，以及工作繁榮的中介作用和自我效能感的調節作用，旨在豐富該領域的研究成果。

三、理論分析與研究假設

(一)職場友誼與員工沉默行為

職場友誼是一種自愿的、非正式的和非排他的人際關系，表現為員工與同事彼此欣賞、信任、支持、有共同的興趣和價值觀[8]。根據資源保存理論，人們通常會努力獲取、保護和維持他們所珍視的資源。當員工在職場中面臨資源損失的威脅時，為了維護現有資源、避免造成更多損失，傾向于采取規避或被動的資源保存策略，通常選擇保持沉默[14]。如果員工與同事間的人際關系質量較低，員工不僅難以從同事那里獲得支持性資源，還可能面臨同事之間的信任缺失、溝通困難甚至人際沖突，需要消耗額外的資源來應對由此帶來的壓力[29]。在這種情況下，員工傾向于采取資源保存策略，即隱瞞和保留自己的真實觀點，表現出沉默行為[30]。反之，高質量的職場友誼為員工獲得更多關鍵性資源創造了條件，增進了員工與同事之間的信任和溝通，有助于緩解員工的工作壓力，促使員工采取更加積極的行動策略，即愿意充分表達自己的想法和意見，減少對觀點的保留[10]。

本文推測，職場友誼對默許沉默、防御沉默和漠視沉默三個維度都有抑制作用。在默許沉默維度，一方面，職場友誼為員工搭建了良好的溝通平臺，促進員工之間關于信息、知識、經驗和觀點等方面的交流與碰撞[22]，深化了員工對工作、組織相關問題的認識和理解，激發其不斷產生新的、有價值的觀點和想法；另一方面，職場友誼滿足了員工對社交、安全和歸屬的需要，員工能夠從同事那里獲得工具性和情感性支持[22]，增強了員工的心理資本，使員工在工作中更加樂觀和自信[12]。因此，員工預期自己有能力提出更多合理化建議并獲得領導采納[31]，不再消極、被動地保留觀點，從而減少默許沉默的發生。在防御沉默維度，職場友誼建立在員工間相互信任的基礎上。一方面，員工把同事當成值得信任的“自己人”，愿意對同事敞開心扉表達自己的真實想法；另一方面，同事信任員工指出問題、提出意見和建議是為了幫助組織更好地開展工作，而不是為了逢迎上司或故意找麻煩[32]，員工無須為了維護表面和諧而刻意回避沖突[33]，更不必擔心向領導或同事提出意見會遭到消極對待甚至打擊報復，從而減少防御沉默的發生。在漠視沉默維度，職場友誼作為一種積極的工作特征，為員工創造了友好、和諧、信任、合作的工作環境和團隊氛圍，員工對于提供職場友誼發展環境的組織投入了更多的情感承諾[34]，職場友誼越深厚，員工就會有越強烈的組織承諾，對組織有更強的認同感、歸屬感和參與度[35]。由此激勵員工自覺展現主人翁的姿態，發自內心地站在組織的角度考慮問題，為解決組織問題、推進組織高質量發展建言獻策，從而減少漠視沉默的發生。綜上，本文提出以下假設：

假設H1：職場友誼對默許沉默(H1a)、防御沉默(H1b)和漠視沉默(H1c)具有顯著的負向影響。

(二)工作繁榮的中介作用

工作繁榮的社會嵌入模型認為，工作繁榮產生于與他人的社會互動。高質量的人際關系有助于促進工作繁榮[25]。根據資源保存理論，員工所擁有的關鍵資源是實現工作繁榮的重要條件[36]。職場友誼作為一種工作場所的高質量人際關系，不僅為員工獲取豐富的關系、情感和信息資源創造了條件，而且營造了信任、尊重與合作的組織氛圍，促使員工體驗到高水平的活力與學習，從而實現工作繁榮。在活力維度，職場友誼意味著員工與同事建立了高質量的人際關系。研究表明，同事之間的高質量互動關系能夠使員工感受到充沛的活力與能量[37]，與他人進行有意義的互動(包括同事間相互支持與合作)是影響活力產生的最主要前因變量[38]。在學習維度，職場友誼通過搭建信息互通、知識分享、技能互助與經驗交流的平臺，為員工創造了相互交流、相互學習的機會。建立職場友誼的員工之間樂于進行知識共享和資源交換，互相幫助解決工作上的難題[39]。員工通過與他人的互動不斷獲取新的知識，提升自身工作技能與能力，獲得良好的學習體驗[40]。克萊恩等(Kleine et al.，2019)的元分析表明，和諧友好的同事關系與工作繁榮呈顯著正相關[41]。陳洪安等(2016)對中國企業員工的問卷調查結果驗證了職場友誼對工作繁榮的正向預測作用[12]。因此，本文提出以下假設：

假設H2：職場友誼對工作繁榮具有顯著的正向影響。

根據資源保存理論，擁有較多資源的個體不僅不容易遭受資源損失，還能獲得更多資源，形成資源增值螺旋。工作繁榮的員工處于資源積累的積極狀態，傾向于采取主動性的資源投資活動以維持繁榮狀態[13]，他們積極參與角色外活動，愿意表達自己的意見、建議和想法，較少隱瞞和保留觀點。一方面，員工體驗到的活力促使其愿意超越組織的正式任務要求，通過提出意見和建議等組織公民行為來回饋組織、領導與同事[41]。另一方面，員工通過學習積累了一定的知識、技能和經驗，增強了提出問題和解決問題的能力和信心[42]。具體到員工沉默行為的三個維度：在默許沉默維度，工作繁榮不僅增強了員工識別組織問題和改進組織現狀的能力，還使員工有信心應對潛在的困難和挫折[42]。員工相信自己的意見和想法能獲得采納，并且對組織發展有所助益，進而減少默許沉默的發生。在防御沉默維度，擁有較高水平工作繁榮的員工，通常對同事的需求給予高度關注，容易與同事建立長期互惠的支持關系[25]。員工擁有充沛的活力來應對與領導和同事的潛在人際沖突，并且通過不斷學習和經驗積累增強了化解沖突的能力，由此減少防御沉默的發生。在漠視沉默維度，元分析表明，工作繁榮與員工的工作滿意度和組織承諾高度正相關[41]。員工重視維護組織利益和推動組織長遠發展，自覺以主人翁的姿態貢獻自己的意見和建議，從而減少漠視沉默的發生。綜上，職場友誼促使員工獲得工作繁榮的積極體驗，進而減少了員工沉默行為。由此推斷，工作繁榮是職場友誼抑制員工沉默行為過程中的重要心理中介。基于此，本文提出以下假設：

假設H3：工作繁榮對默許沉默(H3a)、防御沉默(H3b)和漠視沉默(H3c)具有顯著的負向影響。

假設H4：工作繁榮在職場友誼與默許沉默(H4a)、防御沉默(H4b)和漠視沉默(H4c)之間起中介作用。

(三)自我效能感的調節作用

自我效能感是人們對自己能否勝任某項工作活動的自信程度，反映了個體對自身應對能力的總體認知[27]。高自我效能感的員工擁有更加積極的態度和動機，將工作中的挑戰看作學習和進步的機會，傾向于采取積極主動的行為策略并愿意付出更多努力。低自我效能感的員工為了避免失敗，通常采取消極防御的行為策略[43]。有研究表明，自我效能感能夠調節積極心理狀態對工作行為的影響過程。例如，張宏遠等(2018)研究發現，自我效能感正向調節心理需求滿足和員工主動行為之間的關系，自我效能感越強，心理需求滿足對員工主動行為的正向影響越強[44]。遵循這一邏輯，本研究推測，自我效能感可能會調節工作繁榮與員工沉默行為之間的關系。

根據霍布福爾等(Hobfoll et al.，2018)[26]對資源保存理論的最新發展，多種資源的積累有利于開啟資源車隊通道(resource caravan passageways)，進一步提升員工的工作投入和韌性，促使其采取更加積極和富有挑戰性的行為策略。具體到員工沉默行為的研究中，自我效能感作為一種個人特質資源[26]，對員工沉默行為有顯著的負向影響[15]。工作繁榮的個體擁有豐富的工作資源，而當個體同時擁有自我效能感這種個人特質資源時，資源車隊通道進一步開啟。個體更有可能采取積極主動的進攻行為，而非消極順從的防御行為，從而更大程度抑制員工沉默行為。因此，高自我效能感可以增強工作繁榮對員工沉默行為的抑制作用。具體到員工沉默行為的三個維度：在默許沉默維度，高自我效能感的員工相信自己有能力提出有用的意見和建議，并得到組織和領導的采納，進一步減少默許沉默；在防御沉默維度，高自我效能感的員工更關注建言對組織發展和個人發展的積極作用，不會為了回避潛在的人際沖突而保持沉默，進一步減少防御沉默；在漠視沉默維度，高自我效能感的員工具有較高的工作滿意度和組織承諾[43]，愿意站在組織的立場上考慮問題并發表見解，進一步減少漠視沉默。反之，低自我效能感的員工具有較強的防御性行為動機[44]，預期自己沒有能力提出有用的意見和建議，更關注建言可能給自身帶來的負面后果和資源損失(例如遭到領導和同事非議)。即使他們獲得了工作繁榮的積極體驗，但是由于個體對資源損失比資源收益的敏感性更強，仍然傾向于通過沉默來維護現有資源。因此，低自我效能感削弱了工作繁榮對員工沉默行為的抑制作用。基于此提出以下假設：

假設H5：自我效能感調節工作繁榮與默許沉默(H5a)、防御沉默(H5b)和漠視沉默(H5c)之間的關系。對于高自我效能感的員工，工作繁榮對默許沉默、防御沉默和漠視沉默的負向影響更強。

(四)整合的有調節的中介模型

由前述可知，工作繁榮在職場友誼與員工沉默行為之間起中介作用，且自我效能感調節工作繁榮與員工沉默行為之間的關系，員工的自我效能感越高，工作繁榮對員工沉默行為的負向影響越強。由此進一步推論，工作繁榮在職場友誼與員工沉默行為之間的中介效應也受到自我效能感的調節。職場友誼作為一種條件性資源，促進員工實現工作繁榮，而工作繁榮意味著員工擁有豐富的工作資源，能有效抑制員工沉默行為的發生。在此過程中，自我效能感作為一種寶貴的個人特質資源，進一步促進了資源積累，強化了工作繁榮與員工沉默行為之間的負向關系，進而增強了職場友誼通過工作繁榮對員工沉默行為的抑制效果。反之，當員工的自我效能感較低時，個體內部的資源相對匱乏，導致工作繁榮與員工沉默行為之間的負向關系較弱，進而削弱了職場友誼通過工作繁榮對員工沉默行為的抑制效果。綜合上述分析，本文構建一個有調節的中介模型，并提出以下假設：

假設H6：自我效能感調節職場友誼通過工作繁榮影響默許沉默(H6a)、防御沉默(H6b)和漠視沉默(H6c)的間接作用。對于高自我效能感的員工，職場友誼通過工作繁榮影響默許沉默、防御沉默和漠視沉默的間接效應更強。

綜合上述理論分析與研究假設，本文構建如圖1所示的研究模型。

圖1 研究模型

四、研究方法

(一)樣本選取與數據收集

考慮到職場友誼和員工沉默廣泛存在于各類組織，本文以政府機關、事業單位和企業員工作為研究對象展開問卷調查。采用方便抽樣的原則，通過第三方網絡平臺向江蘇、廣東、北京、四川、重慶等地區的在職員工發放和回收問卷，在樣本選取時盡量考慮性別、年齡等人口統計學因素的均衡性。為降低共同方法偏差，數據收集分為兩個階段進行，間隔時間為一個半月。第一階段(T1)收集員工的職場友誼、自我效能感以及控制變量；第二階段(T2)收集員工的工作繁榮和沉默行為，通過手機號碼后4位數字進行樣本匹配。第一階段回收問卷412份，第二階段回收問卷389份。通過以下方式進行篩選：第一，刪除作答時間小于60秒的問卷；第二，刪除所有題項均選擇相同答案的問卷；第三，刪除反向題項與正向題項答案相同的問卷；第四，刪除無法匹配的問卷。最終得到356份有效樣本，有效回收率為86.4%。其中，性別方面，男性占54.2%，女性占45.8%；年齡方面，30歲及以下占49.7%，31～40歲占27.5%，41～50歲占12.4%，51歲及以上占10.4%；學歷方面，大專及以下占12.4%，本科占50.8%，碩士占32.9%，博士占3.9%；工作年限方面，5年及以下占46.3%，6～10年占16.0%，11～15年占12.6%，16～20年占7.0%，21年及以上占18.0%；工作單位方面，黨政機關占14.3%，國有企業占38.8%，事業單位占13.5%，私營企業占33.4%；職務級別方面，普通員工占57.0%，基層管理者占21.3%，中層管理者占16.6%，高層管理者占5.1%。樣本的比例分布基本合理，符合研究要求。

(二)測量工具

本文使用國內外權威期刊公開發表的成熟量表，這些量表在以往研究中被證明具有良好的信度和效度。對于英文量表，首先由兩名人力資源管理專業的博士生進行翻譯和回譯，然后交由一名人力資源管理專業教授進行審核修正，并邀請人力資源管理從業者進行試填和反饋，確保所有題項語義明確、易于理解、便于填答。所有量表均采用李克特(Likert)5點計分法，除特別說明外，1表示完全不符合，5表示完全符合。

1.職場友誼

使用尼爾森等(Nielsen et al.，2000)[34]開發的職場友誼量表，測量組織中同事之間友誼關系的強度。該量表共6個題項，如“我在工作中建立了牢固的友誼”，在中國組織情境下具有良好的適用性[12]。該量表在本文中的克朗巴哈系數為0.853。

2.員工沉默行為

使用鄭曉濤等(2008)[1]開發的員工沉默行為量表，讓員工回憶最近一年內自己在組織中表現出各項沉默行為的頻率，從1到5依次是從未、很少、有時、時常、通常。包括默許沉默、防御沉默和漠視沉默三個維度，共12個題項。默許沉默包含“領導基本已經決定了，自己的意見不會起太多作用”等4個題項，克朗巴哈系數為0.903。防御沉默包含“擔心影響同事間的人際關系，對于他人工作中的欠缺和疏忽選擇沉默”等4個題項，克朗巴哈系數為0.890。漠視沉默包含“我和單位感情不深，沒必要說出自己的意見”等4個題項，克朗巴哈系數為0.854。

3.工作繁榮

使用波拉特等(Porath et al.，2012)[45]開發的、經王甜等(2019)[46]改編的工作繁榮量表。包括學習與活力兩個維度，共6個題項。學習維度包含“在工作中，我經常學到一些新東西”等3個題項。活力維度包含“在日常工作中，我思維敏捷，十分清醒”等3個題項。該量表在本文中的克朗巴哈系數為0.894。

4.自我效能感

使用施瓦策爾等(Schwarzer et al.，1997)[28]開發的中文版一般自我效能感量表，共10個題項，如“如果我盡力去做的話，我總是能夠解決難題”。該量表在本文中的克朗巴哈系數為0.919。

5.控制變量

參考以往研究，本文將員工的性別、年齡、學歷、工作年限、工作單位和職務級別設為控制變量[14]。此外，根據工作繁榮的社會嵌入模型，任務聚焦(task focus)作為一種典型的動因性工作行為，反映了個體專注于自身工作任務的程度，是工作繁榮的重要預測變量[25]。因此，將任務聚焦設為控制變量，借鑒尼爾森等(Niessen et al.，2012)[47]和佩特森等(Paterson et al.，2014)[40]的研究，使用羅特巴德(Rothbard，2001)[48]開發的4題項量表來測量任務聚焦，如“我把大量注意力集中在工作上”，該量表在本文中的克朗巴哈系數為0.847。

五、數據分析與結果

(一)共同方法偏差的控制與檢驗

盡管本研究采用兩階段數據收集，但是問卷均由員工自評，仍然可能存在一定程度的共同方法偏差，因此在程序設計和統計方法上對其進行控制和檢驗。在程序設計上，首先，調查以匿名方式進行，保證被試者的隱私安全。第二，在問卷的每一部分前都設置指導語，并且將測量不同變量的題項間隔開來。第三，設置少量反向問題，減少被試的一致性作答[49]。在統計方法上，采用哈曼(Harman)單因子檢驗進行探索性因子分析，對研究變量的所有題項同時進行未旋轉的主成分分析，共提取出7個特征值大于1的主成分因子，而且第一個因子解釋的變異量為30.288%，低于臨界值40%，證明本研究的共同方法偏差并不嚴重。

(二)驗證性因子分析

本文采用軟件Amos 26.0進行驗證性因子分析。由表1可知，六因子模型的各項擬合指標均達到理想標準(χ2/df=1.799，TLI=0.956，CFI=0.964，RMSEA=0.047，SRMR=0.059)，而且顯著優于其他備擇模型，證明各變量之間具有良好的區分效度。

表1 驗證性因子分析結果

(三)描述性統計與相關分析

各變量的均值、標準差以及相關系數如表2所示。由表2可知，職場友誼、工作繁榮、默許沉默、防御沉默、漠視沉默以及自我效能感之間均有顯著的相關關系，并與理論預期一致，為假設檢驗提供了初步支持。

表2 描述性統計與相關分析結果

(四)假設檢驗

1.主效應和中介效應檢驗

本研究使用軟件SPSS 26.0以及PRCOSS宏程序，檢驗職場友誼的主效應以及工作繁榮的中介效應。分別將默許沉默、防御沉默和漠視沉默作為結果變量，構建三組回歸模型，依次將控制變量、解釋變量和中介變量納入回歸模型，使用PROCESS宏程序進行回歸分析，結果如表3所示。由表3可知，職場友誼對默許沉默(模型2，β=-0.292，P<0.001)、防御沉默(模型4，β=-0.372，P<0.001)和漠視沉默(模型6，β=-0.347，P<0.001)均有顯著的負向影響，假設H1得到支持。職場友誼對工作繁榮具有顯著的正向影響(模型1，β=0.283，P<0.001)，假設H2得到支持。將職場友誼和工作繁榮同時放入回歸模型后，工作繁榮對默許沉默(模型3，β=-0.348，P<0.001)、防御沉默(模型5，β=-0.385，P<0.001)和漠視沉默(模型7，β=-0.367，P<0.001)均有顯著的負向影響，假設H3得到支持。職場友誼對默許沉默(模型3，β=-0.194，P<0.01)、防御沉默(模型5，β=-0.263，P<0.001)和漠視沉默(模型7，β=-0.243，P<0.001)的負向效應明顯減弱。這表明工作繁榮在職場友誼與默許沉默、防御沉默、漠視沉默之間起到中介作用，假設H4得到支持。

表3 回歸分析結果

為確保研究結果的穩健性，使用拔靴法進一步檢驗工作繁榮的中介效應，隨機重復抽樣5 000次。結果顯示，工作繁榮中介效應的95%置信區間均不包含0(見表4)，表明工作繁榮在職場友誼與默許沉默、防御沉默、漠視沉默之間的中介效應顯著，假設H4進一步得到證實。

表4 工作繁榮的中介效應檢驗結果

2.自我效能感的調節效應檢驗

為驗證自我效能感在工作繁榮與員工沉默行為之間的調節效應，本文對工作繁榮和自我效能感進行標準化處理，以消除可能存在的多重共線性問題。分別將默許沉默、防御沉默、漠視沉默作為被解釋變量，使用PROCESS宏程序進行回歸分析，結果如表5所示。其中，工作繁榮與自我效能感的交互項對默許沉默的回歸系數不顯著(β=-0.002，P>0.05)，說明自我效能感沒有調節工作繁榮與默許沉默之間的關系，假設H5a沒有得到支持。工作繁榮與自我效能感的交互項對防御沉默具有顯著的負向影響(β=-0.097，P<0.01)，說明自我效能感可以調節工作繁榮與防御沉默之間的關系，假設H5b得到支持。工作繁榮與自我效能感的交互項對漠視沉默具有顯著的負向影響(β=-0.092，P<0.01)，說明自我效能感可以調節工作繁榮與漠視沉默之間的關系，假設H5c得到支持。

表5 自我效能感的調節效應檢驗結果

將自我效能感按平均分加減一個標準差分為高、低兩組進行簡單斜率分析。結果顯示，當自我效能感較高時，工作繁榮對防御沉默(β=-0.431，P<0.001)、漠視沉默(β=-0.403，P<0.001)的負向影響較強；當自我效能感較低時，工作繁榮對防御沉默(β=-0.237，P<0.01)、漠視沉默(β=-0.220，P<0.001)的負向影響較弱。為了更加直觀地展示自我效能感的調節效應，繪制調節效應圖(見圖2)。此外，本研究還引入約翰遜-內曼(Johnson-Neyman，簡稱J-N)法進行簡單斜率檢驗并繪制調節效應圖(如圖3所示)。J-N法能夠彌補傳統選點法的不足，提供簡單斜率的置信帶而不是點估計值，從而更精確地揭示調節效應[50]。圖3顯示，當自我效能感標準化大于-1.620個單位時，工作繁榮對防御沉默的負向影響顯著，隨著自我效能感水平提高，工作繁榮對防御沉默的負向影響增強；當自我效能感標準化大于-1.693個單位時，工作繁榮對漠視沉默的負向影響顯著，隨著自我效能感水平提高，工作繁榮對漠視沉默的負向影響增強。假設H5b和假設H5c得到進一步支持。

圖2 自我效能感對工作繁榮與防御沉默、漠視沉默關系的調節效應

圖3 自我效能感對工作繁榮與防御沉默、漠視沉默關系的調節效應

3.有調節的中介效應檢驗

采用拔靴法檢驗自我效能感對工作繁榮在職場友誼與員工沉默行為之間中介作用的調節效應，重復抽樣5 000次，結果如表6所示。當自我效能感較高時，職場友誼通過工作繁榮影響防御沉默的間接效應為-0.148，95%置信區間為[-0.231，-0.076]，不包含0。當自我效能感較低時，職場友誼通過工作繁榮影響防御沉默的間接效應為-0.059，95%置信區間為[-0.132，0.009]，包含0。組間差異為-0.089，95%置信區間為[-0.169，-0.020]，不包含0，說明間接效應的差異顯著。有調節的中介效應的判定指標(Index)為-0.045，95%置信區間為[-0.085，-0.010]，不包含0，說明有調節的中介效應顯著。假設H6b得到支持。

表6 有調節的中介效應檢驗結果

同理，當自我效能感較高時，職場友誼通過工作繁榮影響漠視沉默的間接效應為-0.140，95%置信區間為[-0.211，-0.075]，不包含0。當自我效能感較低時，職場友誼通過工作繁榮影響漠視沉默的間接效應為-0.056，95%置信區間為[-0.118，0.004]，包含0。組間差異為-0.084，95%置信區間為[-0.151，-0.020]，不包含0，說明間接效應的差異顯著。此外，有調節的中介效應的判定指標(Index)為-0.042，95%置信區間為[-0.076，-0.010]。這說明有調節的中介效應顯著，假設H6c得到支持。

六、結論與討論

(一)研究結論

本文基于資源保存理論構建了一個有調節的中介模型，探究職場友誼對員工沉默行為的影響，以及工作繁榮的中介作用和自我效能感的調節作用。通過對356名員工的兩階段問卷調查和數據分析，得出以下結論：(1)職場友誼對員工的默許沉默、防御沉默、漠視沉默均有顯著負向影響；(2)工作繁榮在職場友誼與默許沉默、防御沉默、漠視沉默之間起中介作用；(3)自我效能感調節工作繁榮與防御沉默、漠視沉默之間的關系，對于高自我效能感的員工，工作繁榮對防御沉默、漠視沉默的負向影響更強；(4)自我效能感調節工作繁榮在職場友誼與防御沉默、漠視沉默之間的中介效應，對于高自我效能感的員工，職場友誼通過工作繁榮對防御沉默、漠視沉默的間接效應更強。

(二)研究貢獻

首先，本文證實了職場友誼有助于打破員工沉默。在中國社會，職場人際關系始終是沉默行為本土化研究的一個重要話題[4]。本文從組織中非正式人際關系的視角出發，驗證了職場友誼與員工的默許沉默、防御沉默和漠視沉默都有顯著的負向關系，說明職場友誼作為一種高質量的職場人際關系，對打破員工沉默具有積極作用。本文不僅豐富了關系視角下員工沉默行為的前因變量研究，也拓展了中國情境下職場友誼的影響研究，為組織運用可塑性較強的職場人際關系來預防或減少員工沉默提供了理論依據。此外，現有研究大多將員工沉默當成一個整體構念，本文響應學界從多維度動機視角研究員工沉默的倡議[7，18]，深入細致地探討了職場友誼對不同維度沉默行為的影響效果及作用機制。

其次，本文進一步探索了職場友誼影響員工沉默行為的內在心理機制，驗證了工作繁榮的中介作用。以往研究大多基于社會交換理論的互惠原則，認為社會交換關系質量影響員工沉默行為[14]。然而，互惠原則難以全面解釋職場人際關系對員工沉默行為的作用機制，公開提出意見和表達觀點需要消耗大量資源，員工會根據對自身資源的評估來作出建言或沉默的行為選擇。本文超越交換關系本身，依據資源保存理論，基于資源增益視角分析職場友誼對員工沉默行為的影響機制。研究表明，職場友誼作為一種條件性資源，有助于員工實現工作繁榮，而工作繁榮的員工會通過減少沉默的方式將資源再次投資于組織。研究結果對揭開職場友誼影響員工沉默行為作用機制的理論“黑箱”具有重要價值，同時豐富了職場人際關系與員工沉默行為研究的理論解釋視角。

最后，本文引入自我效能感這一重要的人格特質資源，探究“職場友誼—工作繁榮—員工沉默行為”作用過程的邊界條件。一方面順應了資源保存理論關注不同類型資源之間相互作用的新近發展趨勢[26]，驗證了個人特質資源(自我效能感)對條件性資源(職場友誼)影響效果的補充作用；另一方面響應了學界對探究個體差異如何調節資源得失與沉默行為關系的號召[14]。研究發現，盡管自我效能感顯著強化了工作繁榮與防御沉默、漠視沉默之間的負向關系，但是其對工作繁榮與默許沉默之間關系的調節作用卻未能得到驗證。這可能是因為，默許沉默一般發生在個體預期自己無法改變現狀的情況下，員工意識到領導已經做出了決定，即使自己有能力提出更好的方案也未必會被采納。如果堅持公開表達自己的想法可能會徒勞無功甚至費力不討好。因此，員工抱著“多一事不如少一事”的心態選擇保留自己的觀點[24]。以上結果再次證明了員工沉默是由多種動機構成的復雜行為，針對不同動機的沉默行為需要采取差異化的管理手段。未來研究應進一步從多維度的動機視角出發，對不同維度的沉默行為進行細致區分與深刻把握，從而更加有效地打破組織中的員工沉默。

(三)實踐啟示

首先，組織應充分認識到職場友誼對打破員工沉默的助推作用，通過鼓勵發展職場友誼來抑制組織中的員工沉默。例如，甄選與組織文化相匹配、與他人相處較融洽的員工加入組織；通過案例教學、角色扮演等培訓方式，提升員工的人際交往能力；鼓勵員工以工作團隊的形式開展協作，適當增加跨團隊、跨部門的交流合作；開展員工生日會、讀書會、趣味運動會等有益于員工身心健康的集體活動，營造開放友好的組織氛圍，為職場友誼的建立與發展創造良好條件。

其次，工作繁榮在職場友誼與員工沉默之間發揮了橋梁作用，組織可以將增強工作繁榮作為一種打破員工沉默的手段。一方面，營造信任與尊重的組織氛圍，賦予員工適度的自主決策權，提升員工的工作熱情與活力；另一方面，針對員工的學習與成長需求，為員工提供相應的工作資源，不斷提升員工的職業技能與能力，促使員工獲得工作繁榮的積極體驗，以此預防或減少沉默行為的發生。

最后，高自我效能感有助于強化工作繁榮對員工沉默的抑制效果，組織應當完善人才測評與選拔機制，精準識別具有高自我效能感的候選人。為員工設定與其工作能力相匹配、且具有一定挑戰性的任務目標，讓員工在達成目標的過程中不斷積累成功經驗。發掘平凡崗位中的勞動模范和先進工作者，發揮榜樣的示范和帶動作用。通過對員工的鼓勵、指導和建議，培養和提升員工的自我效能感，從而更加有效地減少員工沉默。

(四)局限與展望

本文還存在以下不足，需要在未來加以改進與完善。第一，本文使用員工自評問卷，不能完全排除共同方法偏差的影響。未來可以從員工和觀察者(領導或同事)兩方面收集數據并進行整合，得出更加客觀的員工沉默行為測量結果。此外，盡管本研究采用兩階段的數據收集方法，但本質上還是截面數據，未來可以通過追蹤調查、實驗設計等方法更好地檢驗變量之間的因果關系。第二，職場友誼對沉默行為的作用過程可能還受到其他因素的調節作用，例如個體特征、領導風格以及組織氛圍等，未來研究可以進一步拓展對邊界條件的討論。第三，本文采用方便抽樣的方法，30歲及以下、工作5年及以下、普通員工的樣本占據較大比例。這些員工的工作經驗、資歷相對較淺，在組織中普遍缺乏話語權，保持沉默的可能性相對較大。此外，不同類型的組織(黨政機關、事業單位、國有企業和私營企業)具有一定的文化差異，對于職場友誼與員工沉默的理解也不盡相同。未來應當深入探究不同組織類型、不同代際和組織層級員工的職場友誼對沉默行為的影響。第四，組織中可能存在虛假職場友誼或表面朋友[20]，這可能與個體的表面和諧價值觀有關。學術界將維持人際和諧的動機區分為真誠和諧與表面和諧[51]。前者是指人們發自內心地希望建立長期互惠關系，在人際互動中表現出真誠、信任和支持；后者則是指人們為了避免自身利益受到損害，刻意回避與他人發生沖突，此時維持和諧僅僅被當作一種功利性手段。研究表明，表面和諧導致員工不愿說出自己的意見和想法[33]，傾向于采取沉默行為[52]。本研究認為，職場友誼是員工之間出于彼此信任、欣賞和承諾，自愿形成的長期互惠關系，與為了維護表面和諧而形成的表面朋友具有根本性差異。未來研究可以進一步區分中國情境下的職場友誼與表面朋友，探究兩者與真誠和諧、表面和諧的關系，以及對員工沉默行為的不同影響。