命運天定還是逆天改命：探索劣勢者成見的“傀儡效應(yīng)”與“黑馬效應(yīng)”*

馬 君 朱夢霆

命運天定還是逆天改命：探索劣勢者成見的“傀儡效應(yīng)”與“黑馬效應(yīng)”*

馬 君 朱夢霆

(上海大學(xué)管理學(xué)院, 上海 200444)

職場中總有一些員工被視為前景黯淡, 賦予劣勢者成見。現(xiàn)有研究關(guān)注到它作為社會情境線索對員工行為的影響, 但忽視了它與個體特質(zhì)的交互作用, 因而形成截然不同的結(jié)論。為彌合上述矛盾, 文章基于特質(zhì)激活理論, 沿著“特質(zhì)×情境→行為/意圖→績效”主線, 探討了不同心態(tài)特質(zhì)被劣勢者成見激活時對任務(wù)績效的影響, 嘗試回答“不被看好的員工因何淪為被命運擺布的傀儡又何時逆襲成為職場黑馬”。兩項問卷研究和一項現(xiàn)場研究的數(shù)據(jù)分析揭示：(1)劣勢者成見與固定心態(tài)的交互作用正向影響反饋回避行為進而降低任務(wù)績效; (2)劣勢者成見與成長心態(tài)的交互作用正向影響證明他人錯誤進而增強任務(wù)績效; (3)聚焦任務(wù)抑制劣勢者成見對固定心態(tài)員工行為的激活作用, 聚焦未來增強劣勢者成見對成長心態(tài)員工行為的激活作用。研究揭示了職場中“傀儡效應(yīng)”與“黑馬效應(yīng)”的成因及其干預(yù)條件, 表明心態(tài)特質(zhì)在加工“不被看好”這類負面信息上存在不同的影響路徑, 從而為整合“劣勢者員工”和“領(lǐng)頭羊員工”研究奠定基礎(chǔ), 也為當前“躺平”、“佛系”等喪文化的產(chǎn)生和流行提供了理論解釋和轉(zhuǎn)化思路。

心態(tài)特質(zhì), 劣勢者成見, 反饋回避行為, 證明他人錯誤, 聚焦任務(wù), 聚焦未來

1 問題提出

職場中的“躺平” “內(nèi)卷” “摸魚”等流行語, 是當下年輕人對現(xiàn)實困境的調(diào)侃, 變相地表達了他們渴望關(guān)注卻不得的心理狀態(tài)。誠然, 在組織中總有一些員工被領(lǐng)導(dǎo)視作明日之星, 另一些則被認為前景黯淡。不被看好的員工是甘愿平躺在工作的“舒適區(qū)”還是逆境崛起？在應(yīng)對新的百年挑戰(zhàn)、實現(xiàn)科技自強自立的時代背景下, 其背后的社會心理機制值得探索。個體感到自己不被看好抑或被周圍人預(yù)期不太可能取得成功, 被定義為“劣勢者成見(underdog expectations)” (Nurmohamed, 2020)。部分研究基于自我實現(xiàn)預(yù)言理論, 認為劣勢者成見危及自我效能感, 引發(fā)焦慮, 降低績效(Schmader et al., 2008; Shapiro & Neuberg, 2007; Chang et al., 2014; Binyamin, 2020), 與“說你行你就行”的皮格馬利翁效應(yīng)相對, 這種“說不行真不行”的現(xiàn)象又被稱為“傀儡效應(yīng)” (Loi et al., 2021)。正如賽場上弱者戰(zhàn)勝寵兒的實例不在少數(shù), 部分研究基于心理逆反理論指出“黑馬效應(yīng)”的存在, 即不被看好也可能激發(fā)心理抗拒動機, 通過積極的行動證明他人眼光的錯誤(Nurmohamed, 2020; 盧海陵等, 2021)。對立的觀點表明, 我們對理論生效的邊界條件尚未充分把握。

事實上, 行為喚醒是情境與特質(zhì)交互作用的結(jié)果(Tett & Burnett, 2003), 遺憾的是, 現(xiàn)有研究忽視了劣勢者成見作為人際層面的情境線索對于不同心態(tài)特質(zhì)員工的影響差異, 因而無法全面揭示個體在不被看好的條件下, 因何淪為被命運擺布的“傀儡”, 又如何逆襲為“黑馬”。我們有必要從特質(zhì)激活理論視角構(gòu)建一個整合模型。根據(jù)該理論, 潛藏在個體內(nèi)部的心態(tài)特質(zhì)在適宜的情境下會被激活, 促使個體表達出與之匹配的特定行為或意圖, 進而影響個體績效, 即“特質(zhì)×情境→行為/意圖→績效” (Kim et al., 2016; Liu et al., 2017)。該理論涵蓋特質(zhì)、情境、功能三個要點。

從特質(zhì)角度看, 內(nèi)隱理論強調(diào)人們對于能力、人格發(fā)展等基本特性是固定的還是可塑的會形成自己的心態(tài)模式(Dweck, 2006)。認為能力如同石頭上的刻痕一般無法改變的稱為固定心態(tài), 認為能力經(jīng)過不懈努力可以改變的稱為成長心態(tài)。二者的核心差異在于“如何看待能力與失敗” (Williams & Lewis, 2021), 前者認為失敗是因為能力差且難以改變, 傾向于回避反饋以隱藏自我缺陷; 后者認為失敗是短暫窘境且可以改變, 傾向于積極面對不斷改進。作為指導(dǎo)員工應(yīng)對外界情境的心理傾向, 固定與成長心態(tài)決定了員工應(yīng)對劣勢者成見的反應(yīng)模式。從情境及其功能角度看, 劣勢者成見作為社會情境線索, 暗藏“你是一個失敗者”的信息(Nurmohamed, 2020), 顯然符合固定心態(tài)“回避”特質(zhì)被激活的條件：相對于主動改變更傾向于回避反饋來保全自我, 即劣勢者成見發(fā)揮“干擾”功能, 因分心刺激而增強“特質(zhì)—績效”負向關(guān)系、放大消極影響, 產(chǎn)生傀儡效應(yīng)(如圖1路徑一所示)。同時, 劣勢者成見蘊含的負面反饋, 也符合成長心態(tài)“改變”特質(zhì)被激活的條件：相對于逃避負面評價更可能產(chǎn)生抗拒心理, 激發(fā)證明他人錯誤動機, 即劣勢者成見發(fā)揮“要求”功能, 按照工作要求以積極方式增強“特質(zhì)—績效”正向關(guān)系, 產(chǎn)生黑馬效應(yīng)(如圖1路徑二所示)。

本文還探索了如何抑制傀儡效應(yīng)、放大黑馬效應(yīng)。聚焦任務(wù)和聚焦未來源于對工作本身的認知與處理, 是無法繞開的情境線索(Judge & Zapata, 2015; 劉玉新等, 2020), 根據(jù)心態(tài)特質(zhì)差異, 我們引入專注當下的“聚焦任務(wù)”作為限制“傀儡效應(yīng)”的邊界條件, 引入著眼長遠的“聚焦未來”作為放大“黑馬效應(yīng)”的邊界條件。聚焦任務(wù)有助于引導(dǎo)固定心態(tài)的員工將注意力從警惕失敗發(fā)生的“牢籠”中轉(zhuǎn)移到完成手頭任務(wù)中(馬君等, 2021), 因而發(fā)揮“約束”功能, 限制固定心態(tài)被劣勢者成見激活的程度, 緩解傀儡效應(yīng)。“聚焦未來”引導(dǎo)個體展望未來以激勵自己精進業(yè)務(wù)(Shipp et al., 2009), 從而發(fā)揮“催化”功能, 加強劣勢者成見對成長心態(tài)的激活程度, 強化“黑馬效應(yīng)”。

綜上, 本文提出一個三項交互模型, 如圖1所示, 嘗試揭示傀儡效應(yīng)、黑馬效應(yīng)的不同形成機制, 為解釋“躺平”等喪文化背后的社會心理機制提供一個思路。

1.1 傀儡效應(yīng)：固定心態(tài)、反饋回避行為與任務(wù)績效

反饋回避行為是指員工回避領(lǐng)導(dǎo)同事或轉(zhuǎn)移周圍注意力以避免得到負面反饋信息的行為(Moss et al., 2003)。固定心態(tài)的員工天生具有“回避”特質(zhì), 只要情境適宜, 很大程度上會從“休眠”的狀態(tài)下被激活, 產(chǎn)生反饋回避行為。

首先, 固定心態(tài)的個體將自身能力視作穩(wěn)定難以改變的特性, 認為做不到是缺乏能力的表現(xiàn), 會不斷質(zhì)疑自己未來成功的可能性, 導(dǎo)致無助感并伴有自尊的下降(Dweck, 2006), 其情緒調(diào)節(jié)方式以避免消極評價為基礎(chǔ)(Ehrlinger et al., 2016; Hoyt et al., 2012), 且對情緒調(diào)節(jié)能力也持有實體論, 不愿意重塑情緒(King & dela Rosa, 2019), 因而具有天然的回避特質(zhì), 在適宜的條件下會被激活。其次, 劣勢者成見作為情境線索, 蘊含了能力不被看好和預(yù)期可能失敗的信息, 符合喚醒固定心態(tài)回避特質(zhì)表達的先決條件。面對這種不利信息, 固定心態(tài)的個體會認為當前窘境是因為自己能力不足所致, 此時他們的工作注意力被干擾打亂, 從關(guān)注工作優(yōu)先項轉(zhuǎn)移到解讀內(nèi)心的恐懼和自身的能力不足上, 擔(dān)心若努力嘗試后依舊不能改變結(jié)果, 則會再次證實自我能力差的現(xiàn)實, 因而相比于通過努力工作來挽救敗局, 更可能產(chǎn)生反饋回避行為以保全積極自我形象, 減少與組織中的他人互動反饋, 以降低負面信息的“攝入”。據(jù)此, 劣勢者成見發(fā)揮情境“干擾”功能,加固固定心態(tài)與反饋回避行為的關(guān)系, 本文假設(shè)：

圖1 基于特質(zhì)激活理論的概念模型

H1a：劣勢者成見與固定心態(tài)的交互作用正向預(yù)測反饋回避行為。劣勢者成見越高, 固定心態(tài)與反饋回避行為的正向關(guān)系越牢靠。

相對于表現(xiàn)優(yōu)異時會主動尋求反饋信息以實現(xiàn)自我提升(張建平等, 2020), 當員工被視作績效不佳時, 他們并不愿意主動尋求反饋甚至產(chǎn)生回避行為, 以免暴露挫傷自我的負面信息(Moss et al., 2020), 此時員工難以獲得績效改進所需的信息支持, 造成任務(wù)績效下降(聶琦等, 2022)。當固定心態(tài)特質(zhì)的員工任由“失敗意味著自身能力差”的念頭在自我腦海中發(fā)酵時, 他們會將更多的時間精力浪費在回避行為上以保護自我, 降低再次“丟面子”的可能性。而回避特質(zhì)表達被激活的個體, 傾向于盡量避開含有較高錯誤和失敗可能性的挑戰(zhàn)(馬君等, 2015), 工作中患得患失, 縮手縮腳, 損害其任務(wù)績效。同時, 反饋回避是一種消極的人際交往行為, 不僅減少與領(lǐng)導(dǎo)和同事間的交流互動, 難以獲取有用的知識經(jīng)驗和工作反饋信息以改進績效, 而且還會給領(lǐng)導(dǎo)留下糟糕的“不思進取、不愿改進”的負面印象, 實現(xiàn)對其不看好的自我驗證, 進一步減少對此類員工的關(guān)注和支持。因此, 反饋回避行為會降低員工任務(wù)績效。

綜上, 劣勢者成見激活固定心態(tài)“沉睡”的回避型特質(zhì)表達。劣勢者成見越高, 被激活的程度越高, 經(jīng)由“固定心態(tài)(+)→反饋回避行為(?)→任務(wù)績效”的間接路徑一越強, “傀儡效應(yīng)”被激化的程度越強。本文據(jù)此假設(shè)：

H1b：劣勢者成見與固定心態(tài)的交互作用激活反饋回避行為進而負向影響任務(wù)績效。

1.2 聚焦任務(wù)對傀儡效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)特質(zhì)激活理論, 抑制傀儡效應(yīng), 關(guān)鍵在于要約束或限制劣勢者成見激活固定心態(tài)的特質(zhì)表達程度, 進而弱化“特質(zhì)—行為/績效”間的關(guān)系。聚焦任務(wù)指個體在面對困難或挑戰(zhàn)時表現(xiàn)出專注于手頭上的任務(wù)或問題的適應(yīng)性行為(Malmberg et al., 2015)。高聚焦任務(wù)的員工會專注于完成任務(wù), 在困難和挑戰(zhàn)面前保持良好的情緒平衡, 調(diào)動更多的身心資源投入到任務(wù)的執(zhí)行中(Christian et al., 2011); 低聚焦任務(wù)的員工容易受到外界環(huán)境中消極因素的侵擾而在工作中分心。本文認為, 作為任務(wù)情境, 聚焦任務(wù)發(fā)揮“約束”功能, 有助于降低固定心態(tài)特質(zhì)被激活的程度。

首先, 從注意力資源的有限性來看, 聚焦任務(wù)使員工沒有多余的時間和注意力關(guān)注劣勢者成見傳遞的消極信息, 從而限制了劣勢者成見激發(fā)固定心態(tài)回避特質(zhì)表達的情境強度, 削弱反饋回避行為及其對任務(wù)績效的影響; 其次, 聚焦任務(wù)更容易促使員工產(chǎn)生心流體驗, 以便密集進行信息處理和加工來達成任務(wù); 再次, 聚焦任務(wù)本身是一種化被動為主動、化威脅為契機, 聚集精力關(guān)注手邊任務(wù)、期待在任務(wù)競技場上證明自我能力的過程(馬君等, 2021)。在這個過程中, 員工不僅知識和技能得以提升, 而且任何一項任務(wù)的成功都會給員工帶來自我激勵, 提升自我效能感(Jundt et al., 2015), 獲得更多的積極心理資源補給增強自我調(diào)節(jié)能力, 這樣他們對消極信息的反饋不再那么敏感和回避, 這些都有助于提升任務(wù)績效。相反, 低聚焦任務(wù)不足以幫助員工擺脫內(nèi)心自我懷疑等負面情緒的威脅感知, 對劣勢者成見的“傀儡效應(yīng)”約束作用有限。本文據(jù)此假設(shè)：

H1c：聚焦任務(wù)調(diào)節(jié)劣勢者成見對固定心態(tài)與反饋回避行為的調(diào)節(jié)作用, 即越聚焦任務(wù), 越能緩解劣勢者成見對固定心態(tài)員工反饋回避行為的激活。

H1d：聚焦任務(wù)對劣勢者成見調(diào)節(jié)反饋回避行為對固定心態(tài)和任務(wù)績效的中介作用起到調(diào)節(jié)作用, 即越聚焦任務(wù), 越能緩解劣勢者成見對“固定心態(tài)(+)→反饋回避行為(?)→任務(wù)績效”路徑的激活。

1.3 黑馬效應(yīng)：成長心態(tài)、證明他人錯誤與任務(wù)績效

證明他人錯誤指個體想要證明他人的觀點或看法是錯誤的動機, 旨在改變他人原先觀點并承認自我價值所在, 而非僅僅期望證明自己能力優(yōu)于他人(Nurmohamed, 2020)。成長心態(tài)天生具有“改變”特質(zhì), 在逆境或者不被看好的情境下更容易從“休眠”的狀態(tài)下被激活(Dweck, 2006), 產(chǎn)生心理抗拒力。

首先, 成長心態(tài)的個體認為能力可以經(jīng)后天積累而提升, 將當前的失敗現(xiàn)實視為短暫的窘境并以此作為發(fā)展的起點(Dweck, 2006), 傾向于通過學(xué)習(xí)獲得新知識、探索新對策, 形成完備的認知能力結(jié)構(gòu)和應(yīng)對棘手問題的深層次處理策略(Elliot & McGregor, 2001)。當個體受到環(huán)境中諸如劣勢者成見等潛在自我威脅的影響時, 成長心態(tài)特質(zhì)不像固定心態(tài)那樣由外而內(nèi)地將注意力放在自我檢討和對能力的懷疑上, 相反它會促使員工視線外轉(zhuǎn), 對事件本身的是非曲直進行系統(tǒng)性認知加工, 從發(fā)展的角度評估事物價值進而做出改善行為, 因而具有天然的改變的特質(zhì), 在適應(yīng)條件下會被激活(Aronson et al., 2002; Burnette et al., 2010)。其次, 劣勢者成見作為情境線索, 盡管更多地體現(xiàn)一種負面反饋, 但也包含了能力不足、亟待改進的建設(shè)性反饋信息, 符合喚醒成長心態(tài)“改變”特質(zhì)表達的條件。根據(jù)心理逆反理論, 面對這種周圍人認為自己未達成工作職責(zé)和績效價值的低預(yù)期, 成長心態(tài)的個體會將劣勢者成見這類負面評價視為能力競技場上吹響的“號角”, 以挑戰(zhàn)自我潛能的眼光來看待現(xiàn)實并抱著“越難, 我就越需要去嘗試”的心態(tài), 通過證明他人錯誤來改變他人觀點, 并期待獲得領(lǐng)導(dǎo)同事對自身能力的肯定和認可, 進而重新控制局勢使得自身的發(fā)展環(huán)境趨向穩(wěn)定和自我可控(Swann et al., 2009)。據(jù)此, 劣勢者成見發(fā)揮情境“要求”功能, 以積極的方式增強成長心態(tài)與證明他人錯誤意圖的關(guān)系, 本文假設(shè)：

H2a：劣勢者成見與成長心態(tài)的交互作用正向預(yù)測證明他人錯誤意圖。劣勢者成見越高, 成長心態(tài)與證明他人錯誤意圖的正向關(guān)系越牢靠。

進一步, 證明他人錯誤可以激勵員工重新確立對環(huán)境的控制感從而更努力工作以提升績效表現(xiàn)(Nurmohamed, 2020)。首先, 證明他人錯誤具有“保護自我”的防御功能, 它不僅可以降低員工對組織中負面評價的敏感度, 維持積極的自我價值, 還會影響員工對劣勢者成見的認知方式, 將其視作建設(shè)性反饋來源以便重新審視自我能力, 開啟自我學(xué)習(xí)和修煉模式, 改進工作中的問題與不足。其次, 當員工專注于證明他人錯誤以期改變他人對自我價值的評判時, 會增加認知、情感和行為的投入, 盡可能動用可用資源到工作中去, 尋找更多的路徑和方法來解決眼下問題, 這有助于員工更好地履行角色內(nèi)職責(zé)并有效達成組織分配的任務(wù)要求(Porath & Bateman, 2006)。再次, “黑馬效應(yīng)”的相關(guān)研究表明, 一旦組織中的“劣勢者”展現(xiàn)出強烈改進的決心時, 往往會獲得他人更多的同情和資源傾注(Davis et al., 2011), 這有助于員工獲取更多的資源來提升個人績效。

綜上, 劣勢者成見激活成長心態(tài)員工“改變”的特質(zhì)表達, 劣勢者成見越高, 被激活的程度越高, 經(jīng)由“成長心態(tài)(+)→證明他人錯誤(+)→任務(wù)績效”的間接路徑二越強, “黑馬效應(yīng)”被激發(fā)的程度越強。本文據(jù)此假設(shè)：

H2b：劣勢者成見與成長心態(tài)的交互作用激活證明他人錯誤進而正向影響任務(wù)績效。

1.4 聚焦未來對黑馬效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

與關(guān)注當下的聚焦任務(wù)相比, 聚焦未來體現(xiàn)了個體對未來自我發(fā)展的關(guān)注, 善于洞察他人難以察覺的未來趨勢, 以更好地規(guī)避不確定性和風(fēng)險(Szpunar & Mcdermott, 2008)。本文認為, 聚焦未來發(fā)揮“催化”功能, 間接影響成長心態(tài)特質(zhì)的激活狀態(tài), 使特定情況下已經(jīng)存在的與特質(zhì)相關(guān)的信息更加突出。

首先, 聚焦未來的員工眼光更為長遠, 尤其關(guān)注自己的成長路徑、未來在組織中的聲譽和形象(Sevincer et al., 2014), 不在乎當下的利益得失, 這對成長心態(tài)與劣勢者成見的交互作用產(chǎn)生積極的影響。盡管劣勢者成見意味著不被看好, 資源獲取受限, 但是聚焦未來會使得秉持成長心態(tài)特質(zhì)的個體更看中未來的資源機會和收益, 愈發(fā)激發(fā)努力去證明他人錯誤從而提升個人績效, 增加逆襲成“黑馬”的機率, 為未來爭取更多的資源和機遇, 從而形成自我提升的效能螺旋。其次, 高聚焦未來的員工具有更強的自我調(diào)節(jié)能力, 會自發(fā)將未來預(yù)期與眼前失敗窘境進行向前比較(Kappes et al., 2012)——即看到問題中蘊含的自我提升契機, 而非向后比較而產(chǎn)生自我辯護, 掩蓋問題的改進機會, 這樣幫助他們更清晰地定位自己與未來的差距, 產(chǎn)生更強烈的改變現(xiàn)實的動機。

綜上, 聚焦未來對劣勢者成見與成長心態(tài)的交互效應(yīng)起到促進作用, 在更高水平上觸發(fā)他們付出更多的努力來證明他人錯誤, 提升任務(wù)績效, 實現(xiàn)自我驗證。據(jù)此假設(shè)：

H2c：聚焦未來調(diào)節(jié)劣勢者成見對成長心態(tài)與證明他人錯誤關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 即越聚焦未來, 越能增強劣勢者成見對成長心態(tài)員工證明他人錯誤的激活。

H2d：聚焦未來對劣勢者成見調(diào)節(jié)證明他人錯誤對成長心態(tài)和任務(wù)績效的中介作用起到調(diào)節(jié)作用, 即越聚焦未來, 越能增強劣勢者成見對“成長心態(tài)(+)→證明他人錯誤(+)→任務(wù)績效”路徑的激活。

2 研究1 (問卷調(diào)查)

2.1 樣本收集

我們首先在上海、浙江5家企業(yè)實地采集數(shù)據(jù), 涉及金融、國際貿(mào)易、倉儲智能等行業(yè)。考慮到因果滯后和同源偏差的影響, 在企業(yè)高層領(lǐng)導(dǎo)的支持下, 我們采取員工?上司配對的方式分三階段收集數(shù)據(jù), 間隔1個月。第一階段收集自變量(心態(tài)特質(zhì))、調(diào)節(jié)變量(劣勢者成見)以及控制變量數(shù)據(jù)。第二階段收集中介變量(反饋回避行為、證明他人錯誤)和調(diào)節(jié)變量(聚焦任務(wù)、聚焦未來)數(shù)據(jù)。第三階段收集上司對被試任務(wù)績效的評分數(shù)據(jù)。共計426名員工參與, 有效問卷341份, 回收率為80.05%。流失樣本與最終樣本在各變量上的獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 不存在顯著差異。最終樣本中, 男性占59.52%, 女性占40.48%; 高中及以下學(xué)歷占3.52%, 專科學(xué)歷占比10.26%, 本科學(xué)歷和研究生學(xué)歷分別占比69.50%和16.13%, 博士學(xué)歷占0.59%; 年齡分布上18～25歲的員工占23.46%, 26～35歲占58.36%, 36～45歲有16.13%, 46～55歲有1.76%, 56歲以上占0.29%; 工作時間上, 1年以內(nèi)的人員占13.49%, 1～2年的人數(shù)占比7.92%, 3～5年的人員占總樣本的33.72%, 6～10年的人員占比為29.91%, 14.96%的人員為10年及以上。

2.2 測量工具

量表按照本土習(xí)慣進行改編, 采用從1 (非常不符合)到5 (非常符合)的5級尺度, 并請專家評定其適用性。同時, 我們控制了性別、學(xué)歷、年齡和工齡等人口統(tǒng)計特征的影響。

心態(tài)特質(zhì)。借鑒Makel等(2015)的做法, 將Hong等人(1999)編制量表中的“天賦”修改為“能力”。兩種心態(tài)各包含3個題項。固定心態(tài)示例題項如“你有一定的能力, 然而你沒有什么辦法來改變它”、“你可以學(xué)習(xí)新的知識, 但無論如何都不能真正改變你的能力”。成長心態(tài)示例題項如“你總能使自己的能力發(fā)生改變”、“不管你的能力如何, 你都可能或多或少地改變它”。量表的克倫巴赫α系數(shù)分別為0.81和0.85。

劣勢者成見。采用Nurmohamed (2020)編制的3題項量表, 示例題項為“我被團隊中其他人視為做這項工作的失敗者”、“與同事相比, 團隊中其他人認為我不太可能獲得成功”。克倫巴赫α系數(shù)為0.83。

聚焦任務(wù)。采用Malmberg等(2015)的6題項量表。示例題項如“完成新任務(wù)即使很困難, 我也會努力嘗試”、“我傾向于找別的事情做, 不能專注于手頭的任務(wù)” (反向題)。克倫巴赫α系數(shù)為0.92。

聚焦未來。采用Shipp等(2009)編制的4題項量表。示例題項為“我主動思考我的未來會怎樣變化”、“我專注于我未來的工作生活規(guī)劃”。克倫巴赫α系數(shù)為0.93。

反饋回避行為。采用Moss等(2003)編制的6題項量表, 示范題項為“如果我表現(xiàn)不好或者沒有完成任務(wù), 我會躲著我的領(lǐng)導(dǎo)”、“我盡量避免和領(lǐng)導(dǎo)有眼神接觸, 這樣他就不會和我談?wù)撐业墓ぷ鞅憩F(xiàn)”。克倫巴赫α系數(shù)為0.94。

證明他人錯誤。采用Nurmohamed (2020)編制的6題項量表, 示范題項為“我想向別人證明他們對我的看法是錯誤的”、“我完成任務(wù)的目的之一就是向別人證明我的能力”。克倫巴赫α系數(shù)為0.91。

任務(wù)績效。采用Williams和Anderson(1991)的5題項變量。示范題項如“該員工能夠完成領(lǐng)導(dǎo)期望完成的任務(wù)”、“該員工能夠很好地達到績效標準要求”。克倫巴赫α系數(shù)為0.84。

2.3 研究結(jié)果

2.3.1 描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)

表1顯示, 固定心態(tài)與反饋回避行為正相關(guān)(= 0.49,< 0.001), 反饋回避行為與任務(wù)績效負相關(guān)(= ?0.51,< 0.001); 成長心態(tài)與證明他人錯誤正相關(guān)(= 0.38,< 0.001), 證明他人錯誤與任務(wù)績效正相關(guān)(= 0.53< 0.001), 與研究的預(yù)想一致。

2.3.2 數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的合理性

本文運用驗證性因子分析檢驗各變量間的區(qū)分效度。以斜交八因子模型(所有變量獨立分開)為基準模型, 構(gòu)建七個競爭模型。表2顯示, 八因子模型各項擬合指數(shù)(χ2= 1054.88,= 566, RMSEA = 0.05, TLI = 0.94, CFI = 0.94)滿足標準要求且優(yōu)于其他備擇模型, 說明變量間具備良好的區(qū)分效度。此外, 盡管我們采取了配對時滯、反向題等控制手段, 共同方法偏差仍在所難免。我們在八因子結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上增加共同方法因子構(gòu)建一個九因子模型來評估其潛在影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)九因子模型的RMSEA、CFI等指標的改善程度有限, 均不超過0.02, 表明共同方法偏差不會構(gòu)成威脅。

表1 描述性統(tǒng)計及變量間的相關(guān)系數(shù)

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗。

表2 驗證性因子分析結(jié)果

注：= 341; 聚焦未來 = FF, 聚焦任務(wù) = TF, 劣勢者成見 = UE, 固定心態(tài) = FM, 成長心態(tài) = GM, 反饋回避行為 = FB, 證明他人錯誤 = PW, 任務(wù)績效 = TP。

2.3.3 傀儡效應(yīng)假設(shè)檢驗

第一步, 檢驗H1a：固定心態(tài)×劣勢者成見→反饋回避行為。回歸分析結(jié)果如表3所示。模型1顯示, 固定心態(tài)與劣勢者成見的交互項顯著(β = 0.21,< 0.001), 表明調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。根據(jù)Becker (2005)的建議, 為了保證控制變量納入的嚴謹性, 本文檢驗了將所有控制變量移除時研究結(jié)果是否穩(wěn)健, 模型2顯示, 交互項仍顯著(β = 0.14,= 0.007), 可以排除控制變量帶來的潛在影響。進一步, 運用J?N圖(圖2)顯示, 簡單斜率線的置信帶均排除0, 斜率線始終在X軸以上, 表明劣勢者成見正向調(diào)節(jié)固定心態(tài)與反饋回避行為間的關(guān)系, 故H1a成立。

第二步檢驗H1b：固定心態(tài)×劣勢者成見→反饋回避行為→任務(wù)績效。表4顯示, 間接效應(yīng)在劣勢者成見高低兩組存在顯著差異(差異值 = ?0.12, 95% CI [?0.26, ?0.05]), 表明被調(diào)節(jié)中介效應(yīng)存在, 且高(中介效應(yīng)值 = ?0.18, 95% CI [?0.31, ?0.10])相對于低(中介效應(yīng)值 = ?0.06, 95% CI [?0.10, ?0.02])負向影響程度更高。另外, 如表4括號內(nèi)數(shù)據(jù)顯示, 不加控制變量的結(jié)果依舊成立, 表明結(jié)果較穩(wěn)健, 故H1b成立。

第三步檢驗H1c：固定心態(tài)×劣勢者成見×聚焦任務(wù)→反饋回避行為。三項交互效應(yīng)檢驗采用Dawson和Richter (2006)提出的四步法：(1)在包括所有三種雙向交互項組合的模型中, 根據(jù)統(tǒng)計顯著性評估三方交互項; (2)如果三方交互項在統(tǒng)計上顯著, 可以使用交互圖來直觀地比較不同的簡單斜率; (3)檢驗簡單斜率是否顯著; (4)比較簡單斜率是否存在差異。表3模型3顯示, 固定心態(tài)×劣勢者成見×聚焦任務(wù)的估計值β = ?0.14,= 0.001, 95% CI [?0.23, ?0.06], 表明三項交互顯著。不加控制變量時模型4顯示仍顯著(β = ?0.12,= 0.006)。調(diào)節(jié)效應(yīng)量的變化也顯示(見表5), 無論是否包含控制變量, 隨著聚焦任務(wù)程度的增加(低→高), 劣勢者成見對固定心態(tài)與反饋回避行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)量(effect of moderation)在降低, 直至不顯著(高聚焦任務(wù)下劣勢者成見的調(diào)節(jié)效應(yīng)量 = 0.08,)。

表3 回歸分析結(jié)果摘要表(傀儡效應(yīng)檢驗)

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗。

三項交互圖如圖3所示, 表6各組簡單斜率顯示, 在高劣勢者成見與高聚焦任務(wù), 以及高劣勢者成見與低聚焦任務(wù)條件下, 固定心態(tài)對反饋回避行為影響顯著, 且前者的斜率(0.32,< 0.001)小于后者(0.51,< 0.001), 表明聚焦任務(wù)有助于抑制傀儡效應(yīng), 緩解劣勢者成見對固定心態(tài)員工反饋回避行為的激活。

表4 劣質(zhì)者成見對間接路徑一的調(diào)節(jié)

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000; 括號內(nèi)數(shù)據(jù)為無控制變量的檢驗結(jié)果。

表5 聚焦任務(wù)對劣勢者成見調(diào)節(jié)作用的影響

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000。

圖3 固定心態(tài)、劣勢者成見、聚焦任務(wù)三項交互圖

表6 聚焦任務(wù)、劣勢者成見與固定心態(tài)的三項交互圖的簡單斜率估計

斜率差異的蒙特卡洛模擬結(jié)果(見表7)表明, (高劣勢者成見, 低聚焦任務(wù))組合的斜率與其他情況存在顯著差異, 表明H1c不僅得到支持, 且具有結(jié)果上的穩(wěn)健性。

第四步檢驗H1d：固定心態(tài)×劣勢者成見×聚焦任務(wù)→反饋回避行為→任務(wù)績效。表3模型5顯示, 反饋回避行為對任務(wù)績效的效應(yīng)量β = ?0.29 (< 0.001), 結(jié)合模型3可知, 三項交互間接效應(yīng)量為?0.14 × (?0.29) ≈ 0.04, 95% CI [0.004, 0.077]排除0, 故顯著(另根據(jù)模型4和模型6, 不加控制變量時三項交互間接效應(yīng)量為?0.12 × (?0.30) ≈ 0.04, 95% CI [0.002, 0.069]排除0, 結(jié)果依舊成立)。另根據(jù)表5結(jié)果, 隨著聚焦任務(wù)強度由低→中→高, 反饋回避行為的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量也在降低, 直至不顯著(高聚焦任務(wù)的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量 = ?0.02,), 表明, 聚焦任務(wù)有效地降低劣勢者成見對“固定心態(tài)(+)→反饋回避行為(?)→任務(wù)績效”路徑的激活, H1d成立。

表7 斜率差異檢驗結(jié)果

2.3.4 黑馬效應(yīng)假設(shè)檢驗

第一步檢驗H2a：成長心態(tài)×劣勢者成見→證明他人錯誤。表8模型7顯示, 成長心態(tài)與劣勢者成見的交互項顯著(β = 0.23,= 0.003, 95% CI [0.08, 0.38]), 調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。移除控制變量后, 模型8顯示交互項依舊顯著(β = 0.25,< 0.001), 可排除控制變量的影響。J?N圖(圖4)顯示, 簡單斜率線始終在X軸以上且置信帶均排除0, 因此劣勢者成見正向調(diào)節(jié)成長心態(tài)與證明他人錯誤的正向關(guān)系, H2a成立。

第二步檢驗H2b：成長心態(tài)×劣勢者成見→證明他人錯誤→任務(wù)績效。表9顯示, 間接效應(yīng)在劣勢者成見高低兩組存在顯著差異(差異值 = 0.11, 95% CI [0.04, 0.22]), 表明被調(diào)節(jié)中介效應(yīng)存在, 且劣勢者成見越高, 間接效應(yīng)越強, 即劣勢者成見加強成長心態(tài)通過證明他人錯誤對任務(wù)績效的正向作用, 表明H2b成立。此外, 不加控制變量的結(jié)果如表9右所示, 結(jié)果較為穩(wěn)健。

第三步檢驗H2c：成長心態(tài)×劣勢者成見×聚焦未來→證明他人錯誤。表8模型9顯示, 三項交互的估計值β = 0.16,= 0.018, 95% CI [?0.23, ?0.06], 顯著。不加控制變量時, 模型10顯示三項交互系數(shù)仍顯著(β = 0.16,= 0.016)。表10調(diào)節(jié)效應(yīng)量的變化也顯示, 無論是否包含控制變量, 隨著聚焦未來程度的增加(低→高), 劣勢者成見對成長心態(tài)與反饋回避行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)量從0.15(= 0.080)到0.45 (< 0.001)逐漸增強, 故H2c成立。

結(jié)合圖5三項交互圖和表11簡單斜率結(jié)果可知, 在高劣勢者成見與高聚焦未來, 以及高劣勢者成見與低聚焦未來條件下, 成長心態(tài)對證明他人錯誤的影響顯著, 且前者的斜率(0.55,< 0.001)大于后者(0.49,< 0.001), 表明聚焦未來有助于放大黑馬效應(yīng), 即增強劣勢者成見對成長心態(tài)員工致力于證明他人錯誤意圖的激活, 進一步支持H2c。

表8 回歸分析結(jié)果摘要表(黑馬效應(yīng)檢驗)

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗。

圖4 劣勢者成見對黑馬效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用(J?N圖)

斜率差異的蒙特卡洛模擬結(jié)果如表12所示, 高劣勢者成見相對于低劣勢者成見斜率差異顯著, 進一步表明劣勢者成見具有特質(zhì)激活功能。但是在高劣勢者成見下, 高聚焦未來與低聚焦未來的差異不顯著, 這表明, 盡管三項交互是顯著的, 但是這一結(jié)論的穩(wěn)健性尚待提高(Dawson & Richter, 2006; Gray et al., 2022)。

第四步檢驗H2d：成長心態(tài)×劣勢者成見×聚焦未來→證明他人錯誤→任務(wù)績效。表8模型11顯示, 證明他人錯誤對任務(wù)績效的效應(yīng)量β = 0.30 (< 0.001), 結(jié)合模型9可知, 三項交互間接效應(yīng)量為0.16 × 0.30 ≈ 0.05, 95% CI [0.002, 0.094]排除0, 故顯著。模型10顯示, 當不加控制變量時, 三項交互系數(shù)β = 0.16,= 0.018, 三項交互間接效應(yīng)量為0.16 × 0.29 ≈ 0.05, 95% CI [0.002, 0.096], 結(jié)果依舊成立。另根據(jù)表10所示, 隨著聚焦未來程度增加(低→高), 證明他人錯誤的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量也在升高, 從不顯著直至顯著(高聚焦未來的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量 = 0.13,< 0.001), 表明聚焦未來增強了劣勢者成見對證明他人錯誤中介成長心態(tài)與任務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當不加控制變量時, 結(jié)果一致, 故H2d成立。

表9 劣質(zhì)者成見對間接路徑二的調(diào)節(jié)

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000; 括號內(nèi)數(shù)據(jù)為無控制變量的檢驗結(jié)果。

注：= 341; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000。

圖5 成長心態(tài)、劣勢者成見、聚焦未來三項交互圖

表11 聚焦未來、劣勢者成見與成長心態(tài)的三項交互圖的簡單斜率估計

表12 斜率差異檢驗結(jié)果

2.4 結(jié)果分析

研究1檢驗結(jié)果支持了我們的假設(shè), 但尚存在以下問題。

首先, 盡管檢驗結(jié)果顯示“成長心態(tài)×劣勢者成見×聚焦未來”的三項交互顯著, 但是斜率差異檢驗顯示這一結(jié)論的穩(wěn)健性尚需提高。主要是聚焦未來與成長心態(tài)二項交互的參數(shù)估計值與三項交互參數(shù)估計值之和除以參數(shù)估計值的誤差之和減去2倍協(xié)方差后的二次方根(Dawson & Richter, 2006), 尚未達到顯著水平的臨界值, 揭示了在高劣勢者成見下, 高聚焦未來與低聚焦未來的差異不顯著。此外, 在表6中, 在低劣勢者成見下, 隨著聚焦任務(wù)程度加深, 固定心態(tài)個體的反饋回避行為卻顯著增強, 這是否意味著固定心態(tài)個體過于聚焦任務(wù)時, 會沉浸于獲得他人認可的愿景中而拒絕他人的反饋？表11中, 在低劣勢者成見下, 隨著聚焦未來程度加深, 成長心態(tài)個體證明他人錯誤的意圖顯著減少, 這是否說明聚焦未來本身包含了證明他人錯誤的動機, 從而發(fā)揮情境強度理論所強調(diào)的替代作用, 弱化了成長心態(tài)自身蘊含的這種動機？這些結(jié)論與已有的研究相悖, 需要進一步澄清。

其次, 鑒于研究模型復(fù)雜, 341份有效樣本數(shù)量不夠多, 會造成一定的樣本偏差。事實上, 隨著隨機抽取的樣本越大, 其對事件總體特征分布的描述會越準確。此外, 樣本也存在一定的選擇偏差, 研究1的樣本主要分布在金融、國際貿(mào)易、倉儲智能等對專業(yè)水平要求較高的行業(yè), 學(xué)歷主要集中于本科及碩士層次, 普遍年齡集中于26～45歲, 研究結(jié)論是否適用于文化相對較低、年齡分布更廣泛的群體, 還需進一步展開檢驗。

據(jù)此, 我們補充了一項問卷研究和一項旨在提高外部效度的基于準實驗的現(xiàn)場研究, 期望通過交叉驗證進一步提高假設(shè)檢驗的可重復(fù)性以及結(jié)論的穩(wěn)健性。

3 研究2 (問卷調(diào)查)

3.1 程序與測量

我們在浙江和廣東的5家勞動密集型企業(yè)中隨機抽取700名員工, 力爭在年齡、學(xué)歷上分布更均勻, 數(shù)據(jù)收集過程與研究1相同, 共獲得有效問卷650份, 回收率為92.86%。男性占59.54%, 女性占40.46%; 高中及以下學(xué)歷占17.85%, 專科學(xué)歷占比23.69%, 本科學(xué)歷占比40.00%, 研究生學(xué)歷占比16.15%, 博士研究生占2.31%; 18～25歲的員工占25.69%, 26～35歲占41.38%, 36～45歲占15.54%, 46～55歲占12.92%, 56歲以上占4.47%; 工齡1年以內(nèi)的人員占11.85%, 1～2年的人數(shù)占比11.38%, 3～5年的人員占總樣本的24.77%, 6～10年的人員占比為22.46%, 29.54%的人員為10年及以上。

變量的測量同研究1, 克倫巴赫α系數(shù)見表13的對角線。

3.2 研究結(jié)果

3.2.1 描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)

表13顯示, 固定心態(tài)與反饋回避行為正相關(guān)(0.41,< 0.001), 反饋回避行為與任務(wù)績效負相關(guān)(?0.37,< 0.001); 成長心態(tài)與證明他人錯誤正相關(guān)(0.47,< 0.001), 證明他人錯誤與任務(wù)績效正相關(guān)(= 0.36,< 0.001), 與研究的預(yù)想一致。

3.2.2 數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的合理性

以斜交八因子模型(所有變量獨立分開)為基準模型, 構(gòu)建7個競爭模型。結(jié)果顯示, 八因子模型各項擬合指數(shù)(χ2= 1146.00= 566RMSEA = 0.04, TLI = 0.95, CFI = 0.95)滿足標準要求且優(yōu)于其他備擇模型, 說明變量間具備良好的區(qū)分效度。在八因子結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上增加共同方法因子構(gòu)建一個九因子模型來評估其潛在影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)九因子模型的RMSEA、CFI等指標的改善程度有限(χ2= 887.77= 530RMSEA = 0.03, TLI = 0.97, CFI = 0.97), 均不超過0.02, 表明共同方法偏差不會構(gòu)成威脅。

3.2.3 傀儡效應(yīng)假設(shè)檢驗

我們運用同樣的方法再次檢驗了傀儡效應(yīng)的存在。

第一步, 檢驗H1a：固定心態(tài)×劣勢者成見→反饋回避行為。運用Process程序(bootstrap = 5000)檢驗表明, 固定心態(tài)與劣勢者成見的交互項β = 0.14, 95%置信區(qū)間[0.08, 0.20]不包含0, 顯著, 表明調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。J?N圖(見圖6)顯示, 在劣勢者成見大于?1.35部分, 簡單斜率線的置信帶均排除0, 斜率線始終在X軸以上, 表明隨著劣勢者成見的程度加深, 固定心態(tài)對反饋回避行為的正向作用不斷增強, 故H1a再次得到驗證。

第二步檢驗H1b：固定心態(tài)×劣勢者成見→反饋回避行為→任務(wù)績效。Mplus 7.4分析結(jié)果如表14所示, 間接效應(yīng)在高低劣勢者成見兩組存在顯著差異(差異值 = ?0.12, 95% CI [?0.22, ?0.05]不包含0), 表明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)存在。且劣勢者成見越高, 負向的間接效應(yīng)越高, 表14括號內(nèi)數(shù)據(jù)顯示, 不加控制變量的結(jié)果依舊成立, 故H1b再次得到驗證。

第三步檢驗H1c：固定心態(tài)×劣勢者成見×聚焦任務(wù)→反饋回避行為。Process程序檢驗(Bootstrap = 5000)顯示, 三項交互項的估計值顯著(β = ?0.11, 95% CI [?0.17, ?0.04]), 且如表15所示, 隨著聚焦任務(wù)程度的增加(低→高), 劣勢者成見的調(diào)節(jié)效應(yīng)量在降低, 直至不顯著(高聚焦任務(wù)下劣勢者成見的調(diào)節(jié)效應(yīng)量 = 0.05,)。圖7三項交互圖顯示, 在低聚焦任務(wù)與高劣勢者成見條件下, 固定心態(tài)與反饋回避行為之間關(guān)系的斜率最大(0.68,< 0.001), 即二者的正向關(guān)系最強。斜率差異的蒙特卡洛模擬結(jié)果(見表16)表明, (高劣勢者成見, 低聚焦任務(wù))組合的斜率與其他三種情況存在顯著差異, 表明H1c不僅得到支持, 且具有結(jié)果上的穩(wěn)健性。

表13 描述性統(tǒng)計及變量間的相關(guān)系數(shù)

注：= 650; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; 對角線為變量的克倫巴赫α系數(shù)。

圖6 劣勢者成見對傀儡效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用(J?N圖)

第四步檢驗H1d：固定心態(tài)×劣勢者成見×聚焦任務(wù)→反饋回避行為→任務(wù)績效。根據(jù)表15結(jié)果, 隨著聚焦任務(wù)強度由低→中→高, 反饋回避行為的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量也在降低, 直至不顯著(被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量 = ?0.02,), 表明, H1d再次得到驗證。

3.2.4 黑馬效應(yīng)假設(shè)檢驗

第一步檢驗H2a：成長心態(tài)×劣勢者成見→證明他人錯誤。Process程序檢驗(Bootstrap = 5000)顯示, 交互項顯著(β = 0.20,< 0.001, 95% CI [0.14, 0.26]), 且根據(jù)J?N圖(見圖8), 在劣勢者成見大于?1.06部分, 簡單斜率線始終在X軸以上且置信帶均排除0, 因此劣勢者成見的正向調(diào)節(jié)作用存在, 故H2a再次得到驗證。

表14 劣質(zhì)者成見對間接路徑一的調(diào)節(jié)

注：= 650; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000; 括號內(nèi)數(shù)據(jù)為無控制變量的檢驗結(jié)果。

表15 聚焦任務(wù)對劣勢者成見調(diào)節(jié)作用的影響

注：= 650; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000。

圖7 固定心態(tài)、劣勢者成見、聚焦任務(wù)三項交互圖

表16 斜率差異檢驗結(jié)果

圖8 劣勢者成見對黑馬效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用(J?N圖)

第二步檢驗H2b：成長心態(tài)×劣勢者成見→證明他人錯誤→任務(wù)績效。表17顯示, 無論是否包含控制變量, 間接效應(yīng)都在高低兩組存在顯著差異, 且劣勢者成見越高, 間接效應(yīng)越強, 表明H2b再次得到驗證。

第三步檢驗H2c：成長心態(tài)×劣勢者成見×聚焦未來→證明他人錯誤。表18顯示, 隨著聚焦未來程度的增加(低→高), 劣勢者成見的調(diào)節(jié)效應(yīng)量從0.02 (= 0.70)到0.23 (< 0.001)逐漸增強, 不包含控制變量的結(jié)果亦然。三項交互圖進一步顯示(見圖9), 在高劣勢者成見與高聚焦未來條件下, 成長心態(tài)對證明他人錯誤影響顯著且斜率最大(0.54,< 0.001), 斜率差異的蒙特卡洛模擬結(jié)果(見表19)表明, 高劣勢者成見和高聚焦未來組合的斜率與其他三種情況存在顯著差異, 表明H2c不僅得到支持, 且具有結(jié)果上的穩(wěn)健性。

第四步檢驗H2d：成長心態(tài)×劣勢者成見×聚焦未來→證明他人錯誤→任務(wù)績效。根據(jù)表18結(jié)果(控制變量包含與否兩種情況), 隨著聚焦未來程度增加(低→高), 證明他人錯誤的被調(diào)節(jié)中介效應(yīng)量也在升高, 從不顯著直至顯著(高聚焦未來的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)量 = 0.12,< 0.001), 表明聚焦未來增強了劣勢者成見對證明他人錯誤中介成長心態(tài)與任務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。故H2d再次得到驗證。

表17 劣質(zhì)者成見對間接路徑二的調(diào)節(jié)

注：= 650; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000; 括號內(nèi)數(shù)據(jù)為無控制變量的檢驗結(jié)果。

表18 聚焦未來對劣勢者成見調(diào)節(jié)作用的影響

注：= 650; *< 0.05; **< 0.01; ***< 0.001; 雙尾檢驗; Bootstrap = 5000。

圖9 成長心態(tài)、劣勢者成見、聚焦未來三項交互圖

表19 斜率差異檢驗結(jié)果

3.3 結(jié)果分析

通過樣本量擴充使樣本來源更均勻, 研究2進一步驗證了本文的假設(shè), 特別是“成長心態(tài)×劣勢者成見×聚焦未來”的三項交互的斜率差異檢驗顯著, 進一步表明檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 研究3 (現(xiàn)場研究)

4.1 參與者和設(shè)計

基于準實驗的現(xiàn)場研究旨在探索劣勢者成見(高vs低)、心態(tài)特質(zhì)(固定心態(tài)vs成長心態(tài))以及任務(wù)情境線索(聚焦任務(wù)vs聚焦未來)的交互作用是否影響任務(wù)績效。

我們在浙江義烏某倉儲物流公司開展現(xiàn)場研究, 研究對象為自動化分揀線上的打包工, 任務(wù)是根據(jù)客戶下單需求快速準確揀貨打包成箱, 放置到正確的出貨臺位。在公司CEO的支持下, 分三階段進行。

第一階段甄選樣本。在倉庫經(jīng)理的組織下, 我們利用班前會、班組培訓(xùn)會開展心態(tài)特質(zhì)測評。為滿足基本的樣本要求, 與公司及勞務(wù)派遣公司協(xié)商, 共召集391名員工參與調(diào)查(包括日結(jié)工), 問卷甄選出固定心態(tài)員工101名, 成長心態(tài)276名, 不確定類型14名。這其中不包括我們用來操作變量的那些公認的績優(yōu)員工。我們從中挑選出固定心態(tài)和成長心態(tài)員工各100名參與研究(其中女性占52.00%, 平均年齡34.4歲,= 9.63)。他們被嚴格編號并隨機分配到兩組, 每組中兩種心態(tài)樣本各半。第二階段采取2×2設(shè)計, 檢驗劣勢者成見與心態(tài)特質(zhì)的交互作用。我們把實驗組安排在績優(yōu)員工工作的最佳分揀線的旁邊, 并明確告知他們的表現(xiàn)遠不如優(yōu)秀組。對照組則不做任何處理, 示意圖如圖10所示。隨后比較兩組中不同心態(tài)特質(zhì)員工績效的差異。第三階段采取2×2×2設(shè)計, 檢驗劣勢者成見、心態(tài)特質(zhì)和任務(wù)情境的三項交互效應(yīng)。在接下來的一周, 利用班前會對實驗組中的兩種心態(tài)樣本分別進行培訓(xùn)。固定心態(tài)員工進行任務(wù)專注力訓(xùn)練, 成長心態(tài)員工進行發(fā)展愿景和職業(yè)規(guī)劃培訓(xùn)。隨后比較被試前后一周的績效水平變化。

4.2 變量測量與操縱

心態(tài)模式的操作。借鑒已有的研究, 本文通過測量個體對事物的價值推斷來區(qū)分心態(tài)特質(zhì), 因為這種判斷歸因于固定的還是可塑(成長)的心態(tài)觀(Burkley et al., 2017; Murphy & Dweck, 2016)。我們請參與者在以下兩個說法中選擇最符合其價值推斷的一項：

A．我認為能力不是一朝一夕可以改變的, 因而在工作中我會充分利用現(xiàn)有的能力, 設(shè)法提升績效水平以超過我的同事或者避免比他們落后。

B．我認為能力通過學(xué)習(xí)和鍛煉是可以改變的, 因而相對于績效目標達成我更愿意挖掘潛能, 挑戰(zhàn)自我, 力求不斷進步。

選擇A為固定心態(tài), 選擇B為成長心態(tài)。考慮到在日益強調(diào)長期主義價值觀的環(huán)境下人們更可能認為成長心態(tài)優(yōu)于固定心態(tài), 在一定程度上影響了被試作答, 我們又引入一個情景作答題：

現(xiàn)有兩個致力于山村支教的志愿者團隊, 為了盡快提高學(xué)生的升學(xué)能力, 他們有不同的教育觀, 你更愿意加入哪一個？

圖10 現(xiàn)場實驗設(shè)計圖

A．堅持“因材施教”, 認為“學(xué)生的能力是天生的, 能力的差異短期難以改變, 因而將學(xué)生劃成提高班和普通班, 針對性地授課”。

B．堅持“有教無類”, 認為“學(xué)生的能力是后天培養(yǎng)的, 能力的差異可以通過自主學(xué)習(xí)來改變, 因而應(yīng)鼓勵并指導(dǎo)他們自我改進”。

選擇A為固定心態(tài), 選擇B為成長心態(tài)。最終排除以上兩題作答不一致的樣本, 選擇AA被定義為固定心態(tài), 選擇BB的為成長心態(tài)。

任務(wù)績效的測量。打包工的任務(wù)是根據(jù)客戶訂單需求進行多種商品的分揀然后打包成箱。為保證測量的穩(wěn)定性, 我們安排被試完成同一批量的商品訂單, 確保整個研究期間每天的工作內(nèi)容保持一致。被試執(zhí)行“966”工作制(早上9點上班, 晚上6點下班, 每周工作6天), 為避免隨機因素引發(fā)績效不穩(wěn)定, 以被試員工每周6天的平均績效水平作為任務(wù)績效, 以箱為計量單位, 由射頻系統(tǒng)自動記錄。如果隨機抽查發(fā)現(xiàn)打包錯誤, 需返工并處罰金50元/天, 根據(jù)每箱獲得0.85元報酬, 我們換算成扣除58箱(50/0.85)。

劣勢者成見的操縱。Davis等(2011)在一項研究中, 以一所小型文科大學(xué)的學(xué)生志愿者為研究對象, 通過告知他們將與全球頂尖大學(xué)麻省理工學(xué)院(MIT)的學(xué)生一起參加數(shù)學(xué)競賽, 來操縱劣勢者地位。借鑒這種做法, 我們把實驗組安排在績優(yōu)員工工作的最佳分揀線旁邊, 并在每天的班前會告知他們表現(xiàn)遠不如優(yōu)秀組, 借以操作高劣勢者成見。作為對照的低劣勢者成見組則不做處理。

任務(wù)情境的操縱。在完成第一輪實驗后的一周, 我們利用每天班前會對實驗組中的兩種心態(tài)樣本分別進行培訓(xùn)。固定心態(tài)員工按照Kiili等(2012)提出的方法進行任務(wù)專注力訓(xùn)練, 內(nèi)容包括以提高工作控制感為主的技能輔導(dǎo)(如播種演示)和以提高工作體驗感為主的心態(tài)訓(xùn)練, 用以操作聚焦任務(wù)變量。成長心態(tài)員工進行發(fā)展愿景和職業(yè)規(guī)劃培訓(xùn), 培訓(xùn)結(jié)束后讓員工在小紙條上寫下對自己未來半年生活的美好預(yù)期及加油打氣的話, 并貼在公司的愿景墻上, 用以操作聚焦未來變量。

4.3 操縱檢驗

劣勢者成見。我們在正式實驗前用Nurmohamed (2020)編制的3題項量表測量了被試員工的劣勢者成見感知水平。在正式實驗即變量操縱后(第一輪實驗結(jié)束時), 我們又進行了量表測量。樣本T檢驗結(jié)果顯示, 變量操縱后實驗組的劣勢者成見水平(= 2.53,= 0.61)顯著高于實驗前的水平(= 2.22,= 0.59,= ?6.18,< 0.001,= 100,= 99), 以及對照組的水平(= 2.29,= 0.70,= 2.595,= 0.010,= 200,= 198); 同時, 對照組變量操縱前(= 2.31,= 0.61)和操縱后(= 2.29,= 0.70)的水平差異不顯著(= 0.657,= 0.513,= 100,= 99)。在進行三項交互檢驗時, 我們對實驗組第一周(= 2.53,= 0.61)和第二周(= 2.59,= 0.65)的劣勢者成見水平差異進行了檢驗, 結(jié)果顯示并沒有顯著的差異(= ?1.499,= 0.137,= 100,= 99), 由此本文對劣勢者成見的操縱是成功的。

任務(wù)情境。同理, 我們在操縱前后對實驗組中固定心態(tài)員工的聚焦任務(wù)水平分別運用Malmberg等(2015)的6題項量表進行了問卷測量, 結(jié)果顯示, 操縱后的水平(= 3.24,= 0.95)顯著高于操縱前的水平(= 2.97,= 0.63;= ?3.249,= 0.002,= 50,= 49), 因而對聚焦任務(wù)的操縱是成功的。我們采用Shipp等(2009)編制的4題項量表對操縱前后實驗組中成長心態(tài)員工的聚焦未來水平分別進行了測量。結(jié)果顯示, 操縱后的水平(= 3.13,= 0.71)顯著高于操縱前的水平(= 2.86,= 0.48;= ?5.378,< 0.001,= 50,= 49), 因而對聚焦未來的操縱是成功的。

4.4 實驗結(jié)果

獨立樣本檢驗顯示, 對于秉持固定心態(tài)的員工(如圖11左), 在實驗組劣勢者成見高的情況下的任務(wù)績效(= 241.50,= 13.67), 顯著比對照組中劣勢者成見低的情況下(= 251.60,= 15.36)更低, 且方差齊性下= ?3.48,= 0.001,= 100,= 98。對于秉持成長心態(tài)的員工(如圖11右), 在實驗組劣勢者成見高的情況下的任務(wù)績效(=262.20,= 14.15), 顯著比對照組中劣勢者成見低的情況下(= 252.10,= 15.60)更高, 且方差齊性下= 3.37,= 0.001,= 100,= 98。說明劣勢者成見介入后, 影響了不同心態(tài)特質(zhì)員工的任務(wù)績效。

圖11 劣勢者成見與心態(tài)的交互效應(yīng)圖

在檢驗聚焦任務(wù)與“固定心態(tài)×劣勢者成見”的交互作用中(如圖12), 沒有聚焦任務(wù)條件下的任務(wù)績效(= 241.50,= 13.67), 顯著比有聚焦任務(wù)條件下的任務(wù)績效(= 252.80,= 11.00)更低(= ?9.895,< 0.001,= 50,= 49)。說明聚焦任務(wù)介入后, 改變了“固定心態(tài)×劣勢者成見”對任務(wù)績效的影響。

在檢驗聚焦未來與“成長心態(tài)×劣勢者成見”的交互作用中(如圖13), 有聚焦未來條件下的任務(wù)績效(= 270.20,= 9.56), 顯著比沒有聚焦未來條件下的任務(wù)績效(= 262.20,= 14.15)更高(= ?5.977,< 0.001,= 50,= 49)。說明聚焦未來介入后, 改變了“成長心態(tài)×劣勢者成見”對任務(wù)績效的影響。

4.5 結(jié)果分析

上述結(jié)果表明, 對于不同心智模式的員工而言, 劣勢者成見作為社會情境線索具有不同的特質(zhì)激活功能, 二者的交互作用有助于我們預(yù)測員工的任務(wù)績效, 這在一定程度上驗證了“傀儡效應(yīng)”和“黑馬效應(yīng)”的存在。同時, 聚焦任務(wù)(聚焦未來)作為任務(wù)情境線索對二者的交互效應(yīng)起到抑制(加強)作用, 說明三項交互作用存在。

圖12 聚焦任務(wù)對“固定心態(tài)×劣勢者成見”與任務(wù)績效的調(diào)節(jié)作用

圖13 聚焦未來對“成長心態(tài)×劣勢者成見”與任務(wù)績效的調(diào)節(jié)作用

5 討論

5.1 理論啟示

第一, 揭示了劣勢者成見具有激活特質(zhì)表達的情境線索功能。與情境強度理論強調(diào)情境與特質(zhì)是此強彼弱的替代關(guān)系不同(Meyer et al., 2014), 鑒于劣勢者成見傳遞的“失敗預(yù)期”信息線索與內(nèi)隱理論強調(diào)的“如何加工失敗信息形成不同心態(tài)”具有天然的邏輯接口, 本文從特質(zhì)激活視角展開研究：形同劣勢者成見是“導(dǎo)火索”, 心態(tài)特質(zhì)是“火藥桶”, 二者交互時擦出的“火花”, 點燃了潛藏或處于“休眠”狀態(tài)的特質(zhì)表達行為。基于此, 本研究沿著“特質(zhì)×情境→行為/意圖→績效”的邏輯, 整合兩種對立的研究發(fā)現(xiàn), 對于固定心態(tài)而言, 劣勢者成見發(fā)揮“干擾”功能, 激活“保全面子”的特質(zhì)表達, 而對于成長心態(tài)而言, 則發(fā)揮“要求”功能, 激活“改變處境”的特質(zhì)表達, 分別呈現(xiàn)“傀儡效應(yīng)”和“黑馬效應(yīng)”。這一研究結(jié)論有助于打通從領(lǐng)頭羊員工(topdog)研究到劣勢者員工(underdog)研究的界限。在人才貢獻越來越呈現(xiàn)冪率分布(Aguinis et al., 2012)的形勢下, 現(xiàn)有研究愈加關(guān)注明星員工(Asgari et al., 2021), 本研究則關(guān)注了潛藏在冪率分布長尾之處大量不被看好的員工, 通過對“傀儡效應(yīng)”的揭示, 解釋了普通員工何以沉淀為尾部平庸的絕大多數(shù), 通過對“黑馬效應(yīng)”的揭示, 又為如何才能逆襲成“頭部”新星提供了路徑參考。

第二, 揭示了不同心智模式被劣勢者成見激活的內(nèi)在機理。本研究發(fā)現(xiàn), 固定心態(tài)與成長心態(tài)作為指導(dǎo)員工應(yīng)對外界情境的心理傾向, 在一定程度上決定了員工對劣勢者成見的不同反應(yīng)模式。換言之, 劣勢者成見究竟激發(fā)“黑馬效應(yīng)”還是“傀儡效應(yīng)”, 要依據(jù)個體不同的心態(tài)特質(zhì)被激活時引發(fā)的不同特質(zhì)表達行為而定。更深層的理論內(nèi)涵在于, 同樣的情境線索刺激引發(fā)員工不同的行為反應(yīng), 權(quán)變性源于個體在加工“劣勢者”信息時不同的心智模式作出不同的反應(yīng)。這一結(jié)論整合了Tett和Burnett (2003)的特質(zhì)激活理論與Dweck (2006)的內(nèi)隱理論, 揭示兩種心態(tài)在加工不被看好這類負面信息上存在顯著差異(Pettit et al., 2013; Datu & Buenconsejo, 2021)。本研究還拓展了內(nèi)隱理論本身, 指出心智模式不僅僅是對自身應(yīng)對困難挑戰(zhàn)能力的看法, 還包括對別人如何看待自己能力的看法, 二者存在交互影響, 如果別人存在劣勢者成見或不看好自己的能力, 固定心態(tài)的個體會視之為威脅而采取反饋回避行為以保全面子, 成長心態(tài)的個體會視之為挑戰(zhàn)而采取積極的行動來證明他人錯誤。同時, 成長心態(tài)與固定心態(tài)是兩個獨立的構(gòu)念, 不是非此即彼的兩個極端, 它們既可能是一種長期特質(zhì)也可能是一種狀態(tài)特質(zhì), 不僅可以共存還可以轉(zhuǎn)化(Dweck, 2006), 意味著員工們有機會轉(zhuǎn)向成長心態(tài)。這就為我們解釋和進一步研究“躺平”等喪文化現(xiàn)象提供了理論接口。員工在職場中往往因不被看好無法獲取足夠的自我提升機會和資源, 容易產(chǎn)生“防御型悲觀主義”, 選擇逃離現(xiàn)實、回避反饋。如何引導(dǎo)他們打破固定心態(tài), 培養(yǎng)成長心態(tài), 擺脫“傀儡效應(yīng)”的鉗制, 成為逆襲的黑馬, 本文提供了一個新的研究思路。

第三, 構(gòu)建了不同心智特質(zhì)的員工如何應(yīng)對劣勢者成見的自我調(diào)節(jié)框架。基于特質(zhì)激活理論, 本研究不僅考慮了社會層面的情境線索與心智特質(zhì)的交互作用, 還研究了任務(wù)情境線索如何通過“約束”和“催化”兩種情境功能削弱或增強情境強度, 從情境干預(yù)作用角度尋找影響不同心態(tài)特質(zhì)員工進行自我調(diào)節(jié)的策略。任務(wù)層情境系統(tǒng)通常源于工作本身, 聚焦任務(wù)、聚焦未來本身就是員工在工作過程中常見的情境因素。對于固定心態(tài)的員工, 通過聚焦任務(wù)的調(diào)節(jié)作用, 促使員工專注于任務(wù)競技場來證明自我能力以獲得技能積累和自我滿足感, 從而抑制“傀儡效應(yīng)”; 對于成長心態(tài)的員工, 通過聚焦未來的調(diào)節(jié)作用, 產(chǎn)生對美好預(yù)期的向往, 激勵他們努力改變來實現(xiàn)目標, 從而增強“黑馬效應(yīng)”。自我調(diào)節(jié)框架不僅揭示了聚焦任務(wù)、聚焦未來是影響特質(zhì)激活過程的兩個重要因素, 也為后續(xù)進一步探討如何抑制傀儡效應(yīng)、增強黑馬效應(yīng)提供了理論基礎(chǔ)和啟示。

5.2 實踐啟示

第一, 不被看好是一種組織常態(tài), 管理者要重視“平躺”在人才冪率分布長尾處的這類員工。職場喪文化的產(chǎn)生和流行, 反映出青年一代的集體焦慮。管理者必須清醒地意識到, 不被看好意味著資源有限、前景不明, 他們并非先天缺乏強烈的成就動機, 相反, 主觀上回避日益內(nèi)卷化的社會競爭、甘愿淪為命運的“提線木偶”, 是他們無奈的“抗爭”。一者, 管理者要多關(guān)心固定心態(tài)的員工, 多給予正面激勵和積極期望, 不隨意輕視或通過刻板印象來評價一個人的價值; 二者, 企業(yè)要健全職位職級并行制度, 疏通職位通道, 完善任職資格體系, 讓每一名員工都有清晰的自我發(fā)展路徑, 降低員工的劣勢者成見感知; 三者, 當員工出現(xiàn)“傀儡效應(yīng)”征兆時, 管理者要注意通過溝通輔導(dǎo)、制度宣導(dǎo)、模范引導(dǎo)、文化熏陶等手段, 激勵他們以發(fā)展的眼光來看待眼前的困境, 努力打破固定心態(tài), 將注意力轉(zhuǎn)移到任務(wù)執(zhí)行中去, 在展現(xiàn)自我能力的任務(wù)競技場中實現(xiàn)自我價值。

第二, 增強人才厚度, 驅(qū)趕“平庸”, 催生更多“黑馬”, 關(guān)鍵在于鼓勵員工轉(zhuǎn)向成長心態(tài)。正如Dweck (2006)所言, 擁有正確的心態(tài)是成功的第一步。本文揭示, 成長心態(tài)是逆襲為“黑馬”的關(guān)鍵特質(zhì), 要激活成長心態(tài), 企業(yè)需從制度和文化層面多法并舉。首先, 要在績效考核、激勵制度設(shè)計上堅持以學(xué)習(xí)和發(fā)展為導(dǎo)向, 一者激勵員工通過學(xué)習(xí)和探索增強應(yīng)對困難和挑戰(zhàn)的深層次策略(馬君等, 2015); 二者對于逆襲的“黑馬”要予以重獎, 強化標桿作用。其次, 加大對員工自我調(diào)節(jié)能力的培養(yǎng), 加強對不同心態(tài)特質(zhì)的“劣勢者”員工進行相應(yīng)的自我調(diào)節(jié)訓(xùn)練, 激勵固定心態(tài)的員工聚焦任務(wù), 將自我價值投射在工作中而非別人的期望里; 激勵成長心態(tài)的員工聚焦未來, 將自我期望投射到未來工作計劃中。再次, 加強企業(yè)文化建設(shè), 在組織內(nèi)灌輸“風(fēng)物長宜放眼量”的理念, 引導(dǎo)員工面對困難、面對不被看好的消極期望時保持平常心態(tài), “莫望浮云遮望眼”。

5.3 研究不足與未來展望

第一, 從測量看, 本研究源自對當下管理熱點的關(guān)切, 但測量改編自西方情境下的量表, 存在測量誤差, 后續(xù)應(yīng)結(jié)合本土實踐的特點開發(fā)合適的量表。同時, 測量的缺陷在于缺乏一個具體的觀察參考點, 未來可以考察特定觀察者(例如領(lǐng)導(dǎo)、同事、客戶、家人等)的劣勢者成見對個體感知的影響差異。

第二, 從方法看, 現(xiàn)場研究沒有檢驗三重交互作用對中介變量的影響, 后續(xù)應(yīng)進一步完善情境實驗或現(xiàn)場研究。同時, 本研究缺乏縱向研究。根據(jù)特質(zhì)激活理論, 特質(zhì)激活過程會使員工產(chǎn)生內(nèi)部報償感(即愉悅感、滿足感、自豪感和成就感), 它們和外部報償(如獎勵、晉升等)共同重塑個體工作行為, 而重塑后的工作行為又會影響特質(zhì)激活的類別和程度(Tett & Burnett, 2003), 形成一個“情境喚醒特質(zhì)→工作績效→情境喚醒特質(zhì)”的動態(tài)循環(huán)過程, 未來可以運用交叉滯后法進一步探索劣勢者成見的動態(tài)影響。

第三, 從理論看, 未來可以引入更多的視角豐富這一主題的研究。如工作壓力理論認為, 劣勢者成見是一種獨特的工作壓力源; 如自我決定理論認為, 劣勢者成見會使員工的自主、勝任、關(guān)系三大基本需求受到抑制(Loi et al., 2021); 如參照認知理論認為, 在劣勢者成見下, 個體會通過心理模擬推斷改進的預(yù)期(Hoyt et al., 2012)。

第四, 從模型看, 未來應(yīng)考慮心態(tài)特質(zhì)的狀態(tài)性, 特別是部分個體的心態(tài)模式介于固定心態(tài)與成長心態(tài)之間, 他們不習(xí)慣生活在別人的期望之中, 劣勢者成見反而為他們提供了自由空間, 回避反饋正是滿意的工作方式, 因而績效未必受到影響。此外, 本研究提到的劣勢者成見主要指員工感知到他人對自己低預(yù)期的事實, 沒有區(qū)分寄予的主體是領(lǐng)導(dǎo)、同事、家人還是其他人。不同的主體可能會引起不同的心理機制, 產(chǎn)生不同的行為反應(yīng), 未來的研究應(yīng)控制這些差異。本研究也沒有考慮劣勢者成見來源背后的動機(如忽視、漠視、激將法等), 以及被寄以劣勢者成見的員工是如何進行歸因的(如主觀VS客觀、如敵意VS善意), 未來研究可以引入這些情境因素來完善研究模型。

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Accept or change your fate: Exploring the Golem effect and underdog effect of underdog expectations

MA Jun, ZHU Mengting

(School of Management, Shanghai University, Shanghai 200444, China)

In organisations, some employees are heralded as rising stars, whilst others are considered underdogs with no prospects. Scholars define individuals’ perceptions that others view them as unlikely to succeed as underdog expectation. The traditional view indicates that when individuals experience underdog expectations from others, they will reduce their subsequent performance through a sense of self-efficacy. This phenomenon, in which one’s performance is manipulated by someone else’s negative assessment, is also known as the Golem effect. Indeed, some studies have suggested that underdog expectations can enhance their desire to prove others wrong to improve performance. However, such studies have only focused on the influence of underdog expectations on employee behavior as social-situation cues but have disregarded its interaction with individuals’ traits. By integrating the preceding arguments, we proposed a comprehensive model based on trait activation theory, which examines the Golem and underdog effects. Specifically, under the moderating effect of underdog expectations, employees with fixed mindsets have a negative impact on subsequent task performance through feedback- avoiding behavior. Meanwhile, employees with growth mindsets have a positive impact on subsequent task performance by proving others wrong. The task context (task focus vs. future focus) plays a role in inhibiting and amplifying the two interactions.

This study aimed to explore the reasons why employees who are trapped in underdog expectations become a Golem manipulated by fate and how to counter strike and become an underdog in the workplace. This study constructed a three-term interaction model of nested moderated mediation model. Three studies were designed to explore the internal and intervention mechanisms of the Golem and underdog effects activated by underdog expectations. In the first study, the existence of three interactions was initially examined through a multi-source, multi-point questionnaire of 341 employees. To test the stability of the three interactions and the extensibility of the research conclusions in different groups, a second multi-source and multi-time questionnaire survey involving 650 employees and a field study based on a quasi-experiment were designed for retesting. Regression analysis, bootstrap method and Johnson?Neyman (J?N) technology were used to analyse the questionnaire data to examine the moderated mediation effects of the three-term interaction. T-tests were used to analyse data from the field study.

The analyses of the study showed the following results. (1) The interaction between underdog expectations and fixed mindsets positively affects subsequent task performance through feedback-avoiding behavior. (2) The interaction between underdog expectations and growth mindsets positively affects subsequent task performance through the desire to prove others wrong. (3) Lastly, task focus reduces the positive moderating effect of underdog expectations on fixed mindsets, and future focus strengthens the positive moderating effect of underdog expectations on growth mindsets.

Findings of our research have several theoretical and practical implications. This study revealed the causes of the Golem and underdog effects, thereby enriching and expanding the research on implicit theory. It showed that fixed and growth mindsets have different paths in processing negative information, which is helpful in integrating the research on underdog and topdog employees. It also provided a theoretical explanation and transformation idea for the emergence and popularity of the depressed culture represented by the lie down and Buddha-like mindsets.

mental traits, underdog expectations, feedback-avoiding behavior, desire to prove others wrong, task focus; future focus

2021-12-28

* 國家自然科學(xué)基金項目(71872111)、教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金(16YJA630036)資助

朱夢霆, E-mail: jocelemy@163.com

B849: C93