人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響
——基于情感事件理論的視角

李 剛，夏夢瑤

(中南民族大學 管理學院，湖北 武漢 430074)

一、問題提出

人力資源彈性是企業為應對不確定性環境而采取的管理實踐策略，主要包括員工職能、工作時間、員工數量、薪資等方面的彈性[1]。當前一些企業采用的遠程辦公工作模式就是在工作時間和地點上的彈性[2]。企業的人力資源彈性實踐對員工工作績效具有一定的積極作用。已有文獻對二者之間的關系展開研究，并引入組織承諾[3]、工作滿意度[4]、員工敬業度[5]等作為中介變量，但鮮有文獻系統探究人力資源彈性實踐與員工績效關系背后的情感機制。因此，人力資源彈性實踐影響員工績效的內在機制與邊界條件仍存在探索空間。

員工工作績效由員工的工作態度和行為產生，而員工的工作態度和行為除受自身特征的影響外，還會受到工作環境因素的影響[6-7]。情感事件理論系統揭示了特定工作環境中員工的情感作用機制[8-9]，認為特定工作環境下的工作事件會刺激員工情感反應，繼而影響其工作態度和行為[10]。已有研究根據情感事件理論指出，某些人力資源管理實踐作為一種情緒事件會誘發員工的積極情緒[11]，而員工的積極情緒對自身工作績效具有積極影響[12]。可見，情感事件理論有助于解釋企業為應對不確定性而開展的人力資源彈性實踐這一工作事件對員工情感反應、態度和行為的影響機制。本文擬基于情感事件理論，把人力資源彈性實踐視為工作事件，按照工作事件—情感反應—工作態度—工作行為—工作績效的分析框架，探究人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響機制。在具體研究中，本文將借鑒已有文獻[11，13-14]的變量處理方式，采用積極情緒作為情感反應變量，將工作滿意度作為員工態度的界定變量，將組織公民行為作為員工行為的界定變量。此外，社會交換理論認為，組織和員工之間是以互惠原則為核心的交換過程，而參與決策能夠讓員工感受到主人翁地位，幫助組織營造平等、尊重的氛圍，形成有助于提高員工角色外行為和績效的環境，從而提高交換意愿[15]。考慮到不同參與決策水平下員工交換意愿不一，本文還將探討參與決策在人力資源彈性實踐與員工工作績效之間的調節效應。

綜上，本文將基于情感事件理論，探討人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響以及積極情緒、工作滿意度和組織公民行為的中介作用機制，并考察員工參與決策作為人力資源彈性實踐影響員工績效的邊界條件的作用。為增強研究的針對性與現實性，本文以遠程辦公這一彈性工作模式作為具體研究情境。本文可能的理論貢獻有：第一，通過探討人力資源彈性實踐與員工工作績效的關系，豐富人力資源彈性實踐作用效果的理論研究，進一步驗證人力資源彈性實踐對員工工作績效的作用；第二，基于情感事件理論，將情感反應、態度和行為作為中介，揭示人力資源彈性實踐與員工工作績效之間的作用機制，為遠程辦公模式下如何提高員工工作績效提供有價值的解釋路徑和理論視角；第三，探究不同參與決策程度下人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響效果，為人力資源彈性實踐作用于員工工作績效的過程厘清重要的邊界條件。

二、研究評述

關于人力資源管理實踐與員工工作績效之間的關系已有大量研究，如探討高承諾型[16]、高績效型[17]、發展型[18]、戰略型[19]、工作-家庭平衡型[20]等人力資源管理實踐與員工工作績效的關系。這些研究表明，人力資源管理實踐對員工工作績效有積極影響。關于兩者之間的內在作用機制，懷特和布賴森(White &Bryson，2013)的研究表明，工作滿意度在人力資源管理實踐和員工工作績效之間具有中介作用[21]。還有學者發現，當企業采取基于社會責任的人力資源管理實踐時，其作為一種情緒事件會誘發員工高興、興奮、自豪等積極情緒[11]；而員工的積極情緒對自身工作績效具有正向預測作用[12，22]。此外，人力資源管理實踐可以作為組織公民行為的預測因素[23]，而組織公民行為和工作績效具有正相關關系[24]。

近年來，人力資源彈性實踐作為組織面臨不確定性環境所采取的一種人力資源管理實踐日益受到關注。在現有研究中，人力資源彈性實踐的結果變量主要涉及組織和個人兩個層面。其中，人力資源彈性實踐對組織層面的影響主要包括員工工作自主性能提高組織創新績效[25]、技能豐富性能提高工廠績效[26]、員工數量彈性影響公司績效[27]等；人力資源彈性實踐對個體層面的影響主要包括彈性工作安排能提高員工生產率、工作質量以及組織承諾[3]，工作彈性帶來工作滿意和高工作績效[4]，彈性人力資源管理影響員工敬業度和工作績效[5]等。

綜上，已有研究對人力資源管理實踐和員工工作績效之間關系的研究成果較為豐富，部分學者采用員工情緒、態度和行為方面的中介變量(如積極情緒、工作滿意度、組織公民行為等)揭示二者之間的關系。然而，鮮有研究將積極情緒、工作滿意度、組織公民行為納入情感反應—工作態度—工作行為的整體分析框架，并以此為中介揭示人力資源彈性實踐與員工工作績效之間的作用機制。為此，本文借鑒已有研究成果，基于情感事件理論，將員工情感反應、態度和行為作為鏈式中介變量，探討人力資源彈性實踐與員工工作績效之間的中介機制。此外，已有研究主要將參與決策作為自變量來研究高參與決策對員工和組織的積極影響[15]，本文將其作為調節變量，探究不同參與決策程度下人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響效果。

三、理論分析與研究假設

(一)人力資源彈性實踐與員工工作績效

阿特金森(Atkinson，1984)首次提出人力資源彈性(human resource flexibility)的概念，認為人力資源彈性主要由內部和外部兩個方面組成，其中內部靈活性一般通過整頓內部勞動力市場來提高組織應對不確定性的能力，而外部靈活性一般采用裁員、臨時雇員、兼職等方式利用外部勞動力市場以應對變化的經營環境[28]。布萊頓(Blyton，1996)認為人力資源彈性實踐是組織對內結合經營目標、對外考慮競爭環境，靈活運用人力資源要素(數量、結構和時間方面)的策略[1]。具體包括：(1)時間和數量彈性。為應對疫情等突發事件，企業著手制定靈活的工作時間計劃，允許員工開展遠程辦公；同時，針對部分業務人員過剩的情況，制定輪崗輪休計劃和工作分擔計劃[29]。(2)職能彈性。職能彈性是指員工執行某一工作時的可移動性、適應性或多技能性[1]，通常通過工作豐富化、工作擴大化等方式實現。在遠程辦公的彈性工作情境下，員工在工作中有更大的自由度和自主權，企業通過網絡交流和培訓學習活動能讓員工在居家辦公等相對孤獨和單調的工作環境中重新找回工作的意義和目標[30]。(3)薪資彈性。薪資彈性是以多樣化的薪資結構來支付報酬，建立以績效為基礎的薪資支付體系[1]。遠程辦公導致公司正常提供的非經濟福利(如通勤保障)的減少，但會增加經濟福利的補償，如對遠程辦公網絡使用費用給予定額補貼等[30]。

工作績效研究始于20世紀60年代，學術界對工作績效概念的界定不一。例如，結果論用數量效率和生產力指標衡量工作績效，行為論用員工行為結果代指工作績效，綜合論則認為行為和結果是工作績效不可分割的兩個部分。范斯科特和莫托維德洛(van Scotter &Motowidlo，1996)在綜合論的基礎上指出，工作績效應延展出更廣泛的方面，如主動執行角色外任務、建立良好的同事關系、超額完成任務等，并將其概括為主動奉獻、人際關系和任務績效[31]。

人力資源彈性實踐不以企業規章制度約束員工行為，不借助領導或職權進行硬管理，注重以人為本，通過激發員工潛力，使其自發地做貢獻，將強制性工作轉變為主動性工作。當企業實行職能彈性時，員工能承擔更多責任、參與更多決策，充分發揮自身的創造性和能力，也能提高其工作積極性，從而更滿意地完成工作。當實行時間彈性時，員工在工作時間方面擁有更多的自主權，其自我管理得到尊重，從而大大提高員工的創造性和積極性。當實行薪資彈性時，員工的積極性得以提高，從而有利于提高工作績效。當實施數量彈性時，雖然會使員工流動性加大、擴大其焦慮心理，但員工為了繼續留在企業往往會更加努力工作，提高自身工作績效。工作特征模型(job characteristics model，JCM)為解釋人力資源彈性實踐與工作績效的關系提供了依據。其中，工作特征包括技能多樣化、工作重要性、完整性、自主性和反饋[32]。JCM將工作內容按照這五個方面進行設計，以衡量員工高水平心理狀態和工作績效。人力資源彈性實踐中職能彈性對應技能多樣化、工作重要性和完整性，時間彈性對應自主性，薪資彈性對應工作反饋。可見，人力資源彈性實踐是基于工作特征模型實現工作豐富化繼而達到提高工作績效的目標。由此，本文提出如下研究假設：

H1：人力資源彈性實踐顯著正向影響員工工作績效。

(二)積極情緒、工作滿意度和組織公民行為的鏈式中介作用

員工在工作中會經歷來自工作場所的不同事件，從而表現出不同的情緒反應[33]，主要包括積極和消極兩種情緒類型。沃森等(Watson et al.，1988)認為積極情緒可以反映個體感到熱情、活力和警覺性的程度，是一種高能量、全神貫注投入且感到愉悅的狀態[34]。根據沃森制定的測量量表，積極情緒包括興趣、警覺、興奮、激勵、堅強、專注、注意、熱情、自豪和主動。根據工作要求-資源模型(job demands-resources model，JD-R)，人力資源彈性實踐由于為員工提供工作時間和工作場所的便利，對員工來說是一種自主性的工作資源，有助于員工形成積極情緒。具體來說，第一，職能彈性使員工擁有一定程度的自主權，擴大工作技能和知識，主動承擔挑戰性工作，滿足自我實現需求，形成自豪的積極情緒。第二，數量彈性則根據業務經營需要，采取增減臨時工、外包員工等策略對人員進行動態調整，使在崗員工感受到一定程度的職場壓力，即無論是旺季還是淡季都要專注工作，即使遠程辦公也不容懈怠，從而形成專注的積極情緒。第三，時間彈性旨在滿足員工對時間靈活性的要求，增加了靈活安排和高效利用時間的可能性，平衡工作-家庭矛盾以減少沖突的產生，從而形成愉悅的積極情緒。第四，薪資彈性則主要以績效為導向并結合利潤分享計劃制定多元化薪資體系，激勵員工的工作積極性，且薪資與績效成正比易形成激勵的積極情緒。總之，人力資源彈性實踐帶來員工的高自主性、高工作投入、良好的工作-家庭關系和高激勵水平易形成積極情緒。由此，可以推測人力資源彈性實踐和積極情緒之間存在正向關系。

員工工作滿意度的概念起源于心理學，早在20世紀初就有學者對其進行研究。崔等人(Tsui et al.，1992)指出，工作滿意度是員工在就業過程中從各方面獲得的總體感知[35]。根據雙因素理論，情緒是影響員工工作滿意度的重要因子。積極情緒對員工的心理韌性、思維—行動路徑[36]、資源能力[37]等均具有促進作用，使員工具有解決工作問題的心理和能力資源基礎，從而從容應對工作挑戰。因此，積極情緒引發的正能量思想和行動有助于實現目標和積累資源，使得員工較容易形成工作滿意度[38]。同時，積極情緒使員工懂得自我調節和心理暗示，長期的積極情緒體驗使員工擁有較高的心理健康水平、保持愉悅的工作狀態，也會提高工作滿意度[39]。

現有研究通常將組織公民行為視為員工的角色外績效，但也有研究者將組織公民行為視為一種角色外行為，進而探究其對工作績效的影響[24，40-42]。組織公民行為作為一種利他行為，在正能量情緒下能較好表現、負能量情緒下較為隱蔽，同時具有不被系統正式規定的特性，這使得組織公民行為是否展現取決于主觀意愿。當工作滿意度較高時，員工更有動機行使組織公民行為，更愿意關心同事和組織并主動奉獻，從而處于極易實施組織公民行為的狀態。工作滿意度讓員工感受到工作的意義，發掘自身潛能，提高敬業度、使命感和成就感，并以主人翁意識去自發完成工作職責外的工作，從而形成組織公民行為[43]。本文基于情感事件理論模型，將組織公民行為作為工作行為的界定變量。

情感事件理論指出，工作事件是情緒反應的前因變量，繼而影響員工在工作中的態度和行為，而工作績效是員工情緒、態度、行為等產生的最終結果。人力資源彈性實踐從員工的角度出發制定一系列彈性策略供其選擇，往往能給員工帶來積極情緒。當處于積極情緒狀態時，員工能由內而外地喜歡工作，形成高工作滿意度。工作滿意度往往附有高能力、精力和情感等身心資源，使員工擁有從事角色外行為的資源基礎。也就是說，人力資源彈性實踐作為有利于員工的工作事件使其感受到被尊重和認可，較易觸發積極的情感反應，同時提高工作滿意度，推動員工向外延展工作職責范圍，做出超出職責范圍而對他人和組織有利的行為[44]。組織公民行為能帶來和諧的人際關系，獲得更多的外部幫助，從而順利完成工作，有利于提高工作績效[43]。此外，組織公民行為的發生能夠增加員工的社會資本，使其具備信息獲取便利優勢，從而擁有提高工作績效的資源基礎，最終形成高工作績效回饋組織[24]。因此，本文提出如下研究假設：

H2：積極情緒、工作滿意度和組織公民行為在人力資源彈性實踐與工作績效之間起鏈式中介作用。

(三)參與決策的調節作用

參與決策指員工依據組織內的規章制度，直接或間接地參與組織管理決策的各種行為總稱[15]。參與決策源于領導授權，表明在一定程度上讓員工參與到組織決策的過程中，使員工與領導處于相互影響、信息分享的平等地位。當處于高參與決策程度時，員工與組織的溝通得到加強，容易感受到自身價值的存在，特別是在遠程辦公模式下，有助于增強員工的組織歸屬感。員工參與決策會使他們有一種自主和合作的感覺，從而更加主動、自覺地去完成工作任務[45]，追求較高的工作績效。人力資源彈性實踐使員工擁有較大的自主權，使其產生主人翁意識，當員工參與決策程度較高時，這種意識更加強烈，他們會更加樂于去提高工作績效。同時，參與決策可以強化員工對組織的承諾，有利于解決組織和員工之間的認知沖突，構建起相互信任，在信任的組織氛圍中開展的人力資源彈性實踐不僅可以獲得員工的擁護與支持，還能促進工作績效提升。由此，本文提出如下研究假設：

H3：參與決策在人力資源彈性實踐和員工工作績效之間發揮正向調節作用。

基于以上分析，建立本文的理論模型(如圖1)。

圖1 理論模型

四、研究設計

(一)調查方法與研究樣本

本文旨在探討遠程辦公情境下人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響。為此，研究團隊選取可能采取遠程辦公模式的企業員工，以問卷星鏈接形式發放電子問卷，對樣本企業中人力資源部門和員工進行配對調查。其中，人力資源部門主管對員工工作績效情況進行評分，并填寫基本信息；員工回答人力資源彈性實踐、積極情緒、工作滿意度、組織公民行為、參與決策等問題，并填寫基本信息。

本次調查采取三項措施嚴格控制數據質量。第一，問卷導語處告知調研目的，承諾答卷僅用于學術研究，并對答卷內容嚴格保密，以消除調查對象的顧慮。第二，制作組織-員工配套問卷，先和樣本企業人力資源部門取得聯系，由該部門主管填寫員工績效問卷，再委托主管將員工問卷轉發給員工填寫。每家公司問卷鏈接獨立生成、分開發放，確保按公司來收集主管和員工配套問卷。第三，在員工問卷中設置篩選條件(是否為遠程辦公)，在數據分析前篩選出有效答卷，以考察遠程辦公背景下的員工工作態度、行為和績效表現。

調研過程共向40家公司發放問卷，收集答卷456套，其中有效配套答卷400套，問卷有效率為87.72%。其中，被試員工中女性略多，占55%；年齡主要集中在20～50歲，占比達81.8%；大專和本科學歷占比為83.3%；一半以上員工工作年限在1～5年，工作不足1年和超過10年的員工僅占14.5%和11.8%；員工職位分布中，普通員工占71.3%，高層管理者僅占3.8%；被試員工所處部門分布較為均勻。員工所處行業分布中互聯網行業和教育行業共占62.5%，這主要是因為這兩個行業采用遠程辦公模式的普及性相對更高。此次調查樣本中屬于小型企業的員工居多(占42.5%)，而僅有10%的員工來自大型企業。

(二)變量測量

本文采用信效度較高且具有代表性的量表。題項使用李克特(Likert)5點計分法計分，1表示非常不同意、5表示非常同意。

1.人力資源彈性實踐(HRFP)

采用黃琦(2005)[46]制定的量表，共24個題項。其中，在職能彈性上結合懷特和斯內爾(Wright &Snell，1998)[47]的量表對6個題項進行了修訂。代表題項如“員工常有機會接受公司內部的職業培訓”“員工可以彈性地選擇工作時段”“對于一些臨時性崗位，公司傾向于雇傭短期工和公司會定期地對我們的薪資進行調整”等。量表的克朗巴哈系數(Cronbach’s α)為0.958。

2.積極情緒(PA)

采用沃森等(1988)[34]編制的量表中因子載荷最高的5個題項，代表題項如“我覺得自己處于開心的狀態”“我覺得自己處于充滿熱情的狀態”“我覺得自己處于積極活躍的狀態”等。量表的克朗巴哈系數為0.717。

3.工作滿意度(JS)

采用崔等人(1992)[35]開發的量表，共6個題項。代表題項如“我對目前這份工作所做的事情感到滿意”“我對目前這份工作帶來的收入感到滿意”“我對公司提供的晉升機會感到滿意”等。量表的克朗巴哈系數為0.899。

4.組織公民行為(OCB)

采用樊等人(Farh et al.，1997)[48]設計的量表，共20個題項。代表題項如“我會努力維護公司形象，并積極參與有關活動”“我會樂意協助同仁解決工作上的困難”“我工作時會合理安排時間，著手處理公務”等。量表的克朗巴哈系數為0.943。

5.工作績效(EP)

采用范斯科特和莫托維德洛(1996)[31]編制的量表，共16個題項。代表題項如“該員工能主動解決工作中存在的問題”“該員工在工作中努力工作”“該員工能嚴格遵守單位規章制度”等。量表的克朗巴哈系數為0.935。

6.參與決策(IIDM)

采用王和塞弗特(Wang &Seifert，2021)[45]編制的量表，共3個題項，包括“在工作中我的意見較為重要”“我能夠提出建議以改進團隊工作”“我可以作出決定，使我更有效地完成工作”。量表的克朗巴哈系數為0.980。

7.控制變量(Controls)

現有研究表明，員工的人口學特征和組織特征均可能影響員工態度、行為和績效。本文將性別、年齡、學歷、工作年限、職位、所在部門、所屬行業和企業規模作為控制變量。

(三)模型設置

為檢驗人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響機制，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[49]對中介效應的研究，構建模型(1)—模型(5)對假設H1和假設H2進行檢驗：

EP=α+β1HRFP+γControls+ε

(1)

PA=α+β1HRFP+γControls+ε

(2)

JS=α+β2PA+γControls+ε

(3)

OCB=α+β3JS+γControls+ε

(4)

EP=α+β1HRFP+β2PA+β3JS+β4OCB+γControls+ε

(5)

參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[50]關于調節效應的檢驗方法，構建模型(6)對假設H3進行檢驗：

EP=α+β1HRFP+β2IIDM+β3HRFP×IIDM+γControls+ε

(6)

其中，α、β、γ分別為相應的系數，ε為隨機擾動項。

五、研究結果

(一)共同方法偏差分析

本文在數據采集時分別從員工和人力資源部門主管兩方面進行，一定程度上避免了共同方法偏差。為保證結果科學性，使用以下3種方法進行檢驗。其一，進行哈曼(Harman)單因子檢驗，提取最大因子方差解釋度為43.291%，低于50%臨界值的推薦標準。其二，借助結構方程模型，在六因子模型中加入共同方法因子。比較六因子模型與增加共同方法因子模型的擬合指標(見表1)可知，ΔRMSEA=0，ΔCFI=0.004，ΔNFI=0.005，ΔRFI=0.001，ΔTLI=0.01，ΔIFI=0.013，各項擬合指標變化值均小于0.02的經驗值，故推斷控制后的模型與原模型各項指標相差不大。其三，將六個變量合并為一個變量進行驗證性因子分析，結果顯示該模型擬合效果不佳(χ2/df=12.476，RMSEA=0.170，CFI=0.731，NFI=0.715，RFI=0.691，TLI=0.708，IFI=0.731)。綜合分析推斷，該數據不存在嚴重的共同方法偏差。

表1 各模型擬合指數

(二)聚合分析

本文將人力資源彈性實踐定義在組織層次，但是該變量的測量問卷均由員工填寫，樣本屬于個體層，因此需要對數據進行聚合處理。計算出ICC(1)=0.143，ICC(2)=0.626，分別滿足高于0.05與0.5的標準；Rwg值為0.988，滿足高于0.7的標準。由此，將員工填寫的人力資源彈性實踐數據聚合到組織層次符合要求。

(三)信度和效度檢驗

首先，各量表的克朗巴哈系數均大于0.7，說明量表信度較高。通過效度檢驗得出量表抽樣適合性檢驗(KMO)值為0.73～0.901，大于0.7，且球形檢驗均顯著(P<0.05)，累計方差解釋度為58.396%～96.259%，大于50%。由表1可知，六因子模型擬合效果最優(χ2/df= 3.594<5，RMSEA=0.081<0.1，CFI、NFI、RFI、TLI和IFI分別為0.943、0.923、0.911、0.943和0.934，均大于0.9)。借助AMOS軟件展開驗證性因子分析，表2結果顯示因子載荷除一項外，其余均為0.7～0.9，且組合信度(CR)均大于0.7，平均方差萃取量(AVE)均大于0.5，表明聚斂效度良好。此外，變量的AVE平方根均大于該變量和其他變量間的相關系數，故具有區分效度。

表2 驗證性因子分析結果

(四)描述性統計與相關性分析

各變量均值、標準差和相關系數見表3。結果表明，人力資源彈性實踐和工作績效顯著正相關(r=0.552，P<0.001)，人力資源彈性實踐和積極情緒顯著正相關(r=0.528，P<0.001)，積極情緒和工作滿意度顯著正相關(r=0.632，P<0.001)，工作滿意度和組織公民行為顯著正相關(r=0.691，P<0.001)，組織公民行為和工作績效顯著正相關(r=0.602，P<0.001)，初步支持本文的研究假設。

表3 變量的均值、標準差和相關系數

(五)假設檢驗

多重共線性檢驗結果顯示，方差膨脹系數(VIF)為1.028～6.682，均小于10，故變量間不存在多重共線性。采用SPSS 22.0軟件進行層次回歸分析，對研究假設進行檢驗，結果見表4。

表4 層次回歸分析

模型2在模型1基礎上引入人力資源彈性實踐作為自變量，R2由0.391變為0.809，提高了0.418，即人力資源彈性實踐能解釋工作績效41.8%的變化。這說明人力資源彈性實踐顯著正向影響工作績效(β=0.854，P<0.001)，從而驗證了假設1。

模型5中人力資源彈性實踐和積極情緒顯著正相關(β=0.784，P<0.001)，模型6中積極情緒和工作滿意度顯著正相關(β=0.776，P<0.001)，模型7中工作滿意度和組織公民行為顯著正相關(β=0.264，P<0.001)。由于積極情緒、工作滿意度和組織公民行為變量的加入，人力資源彈性實踐影響工作績效的效應值由0.854(模型2)變為0.397(模型3)，顯著性仍存在，故積極情緒、工作滿意度和組織公民行為在人力資源彈性實踐和工作績效之間起鏈式中介作用，從而驗證了假設2。

為進一步驗證中介效應，借助Process插件采用自抽樣(bootstrap)分析方法，結果見表5。其中，假設2中鏈式中介效應顯著(β=0.031，95%置信區間=[0.016，0.050])。因此，假設2得到進一步驗證。

表5 鏈式中介效用檢驗

在表4中，將人力資源彈性實踐與參與決策的交互項納入模型后(模型4)，結果顯示交互項對工作績效呈顯著正相關(β=0.161，P<0.001)，說明參與決策在人力資源彈性實踐和工作績效之間起正向調節作用。使用Process插件中的模型5(模型5為直接路徑受到調節，而自變量和因變量間可放入多個中介變量)，可以更直觀地揭示參與決策的調節作用，結果如表6和圖2所示。對高分組而言，人力資源彈性實踐對工作績效有顯著正向影響(β=0.505，95%置信區間=[0.415，0.596])；對低分組而言，人力資源彈性實踐對工作績效也具有顯著正向影響(β=0.317，95%置信區間=[0.211，0.422])。由圖2可知，參與決策程度越高，人力資源彈性實踐對工作績效的正向預測作用越強，從而驗證了假設H3。

表6 高低分組的調節效應

圖2 參與決策在人力資源彈性實踐和工作績效之間的調節作用

(六)穩健性檢驗

1.分樣本回歸

考慮到不同的樣本對于研究結果具有不同的敏感性，本文在穩健性檢驗時，對性別進行分樣本回歸，結果如表7所示。結果表明，對男性和女性而言，本文所設定的假設均成立。

表7 按性別分樣本回歸結果

2.人力資源彈性實踐的替代檢驗

本文采用職能彈性、時間彈性、數量彈性和薪資彈性分別替換人力資源彈性實踐進行檢驗。結果顯示，回歸系數的方向和顯著性與前文保持一致，即通過穩健性檢驗(1)限于篇幅，省略人力資源彈性實踐的替代檢驗結果，備索。。

六、研究結論與啟示

(一)研究結論

本文基于情感事件理論，探討了人力資源彈性實踐與員工工作績效的關系，考察了積極情緒、工作滿意度和組織公民行為發揮的中介作用，驗證了參與決策在人力資源彈性實踐和員工工作績效間的調節作用。本文豐富了人力資源彈性實踐的理論研究成果，驗證了情感事件理論的適應性，打開了人力資源彈性實踐和員工工作績效之間的“黑箱”。研究結論具體如下：

第一，人力資源彈性實踐作為應對不確定性環境采取的管理實踐能正向影響員工工作績效。人力資源彈性實踐由于在職能、數量、時間、薪資等方面賦予員工較大程度的自主權，通過管理方式的彈性化和靈活性，最大程度地體現以人為本，站在員工角度為其提供支持。例如，提供職能彈性解決員工技能和知識短缺的焦慮，提供時間彈性讓員工更好地實現工作-家庭平衡，提供數量彈性以解決勞動力平衡的問題，而提供薪資彈性則能滿足員工遠程辦公下的薪資需求。為回報組織對自身提供的資源和幫助，員工在脫離現場監督和管理的遠程工作方式下也會努力提高工作績效。

第二，人力資源彈性實踐通過積極情緒、工作滿意度、組織公民行為的鏈式中介作用影響工作績效。企業針對遠程辦公模式采取的人力資源彈性實踐，能夠增強員工在工作中的自主性，讓員工形成積極情緒，對工作的滿意度提高，樂于做出角色外的組織公民行為，這些行為也對員工自身工作績效的提高起到了促進作用。

第三，參與決策在人力資源彈性實踐和工作績效之間發揮正向調節作用。擁有參與決策權能使員工感知自身對組織的重要作用。受到激勵的員工會回饋組織，并且在參與決策過程中更加深入地了解組織目標，將自身納入“圈內人”。同時，參與決策的程度越高，人力資源彈性實踐越能激發員工更努力地提高工作績效。

(二)理論貢獻

首先，本文實證檢驗了人力資源彈性實踐和工作績效之間的關系，豐富了工作績效的前因研究。已有研究證實人力資源管理實踐對員工工作績效有顯著正向影響[16-20]，但缺乏人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響研究。本文聚焦人力資源彈性實踐，發現其對工作績效能夠產生正向作用，這不僅豐富了人力資源彈性實踐的理論研究，也拓展了工作績效的前因變量，是對已有研究的補充與完善。結果表明，人力資源彈性實踐貫徹彈性管理理念，能夠提高管理制度和工作機制的人文性、合理性和激勵性，有助于員工形成積極情緒，更好地調動員工內在動力，為員工工作提供良好的外部環境。

其次，本文從情感事件理論視角揭示了人力資源彈性實踐對工作績效的影響機制，擴展了工作績效的研究視角。以往研究大多基于AMO理論，從能力、動機、參與機會等視角研究工作績效的形成路徑，忽略了員工情感需求對行為和績效的影響。本文以情感事件理論基礎，探討人力資源彈性實踐對工作績效的作用機理，發現積極情緒、工作滿意度和組織公民行為在人力資源彈性實踐與工作績效之間發揮了鏈式中介作用，即人力資源彈性實踐通過為員工提供彈性的工作資源(如職能、時間、數量、薪資等方面)讓員工在工作過程中產生積極情緒，進而將其轉化為對工作的滿意度和組織公民行為，最終提升工作績效。三個中介之間的關系體現為情感—態度—行為的傳導路徑，即情感反應先影響員工的工作態度，再進一步由這種態度驅動行為。

最后，本文厘清了人力資源彈性實踐對工作績效作用的邊界條件。本文提出并驗證了員工參與決策在人力資源彈性實踐與工作績效之間的調節作用。參與決策作為員工參與組織管理的重要因素，具有提高工作自主性和積極性的作用。本文證實了員工參與決策水平的高低能影響人力資源彈性實踐對員工工作績效的作用過程，對深刻理解遠程辦公模式下人力資源彈性實踐對工作績效的影響過程具有重要意義。

(三)管理啟示

首先，實施遠程辦公等人力資源彈性實踐。一是加強職能彈性的運用，形成循環培訓的管理制度。企業應給員工提供崗位輪換、工作擴大以及技能培訓的機會，進行智力資本投資，創造額外的學習機會，形成適應外部環境變化所需要的技能。二是對時間和數量彈性的運用，創造柔性的工作環境。遠程辦公模式下員工工作難以監督和管控，過多管理容易使員工產生疲勞感，逐漸形成不滿情緒和低工作滿意度，從而降低工作效率，并且工作-家庭邊界的模糊化使員工更傾向于自主管理時間。因此，實行時間彈性管理，根據崗位性質且以任務為中心實行彈性工作時間能滿足員工工作自主性需求和形成工作-家庭增益。數量彈性則通過兼職、短期或臨時合同等外包手段，平衡組織人力需求，或減少人工成本，或集中精力發展核心業務。三是設計彈性薪酬激勵計劃，制定彈性薪資結構。薪資彈性以固定工資為基礎，與員工績效和企業經營績效掛鉤，具有內部公平性、外部競爭性和員工自主選擇性等特點。內部公平性滿足員工公平需求，提高員工工作滿意度，使組織和員工形成利益共同體，增強組織凝聚力；外部競爭性使員工感知競爭壓力而增加工作投入，提高員工生產力，從而實現組織的戰略目標；員工自主選擇使員工靈活選擇薪資結構，更容易認同組織，形成積極情緒，提高組織公民水平和工作績效。

其次，關注員工的情感、態度和行為。員工的情緒、態度和行為是其工作績效的驅動因素。以往管理者往往作為命令下達的權威體現，與員工形成高權力距離，不利于和員工形成友好的關系。而本文的研究結果表明，員工積極情緒、工作滿意度和組織公民行為在人力資源彈性實踐和員工績效之間具有中介作用。因此，為提高員工工作績效，管理者不可忽視員工的情緒、態度和行為，特別是遠程辦公情境下，要通過靈活的制度設計調動員工的積極情緒，不斷提高員工的工作滿意度，激發其組織公民行為，使其工作績效提升成為一種自發、自覺、自愿的行動。

最后，提高員工參與決策水平，制定合理計劃。員工參與決策對人力資源彈性實踐和組織公民行為、工作績效的正向調節作用啟發企業應結合行業特點和自身特征選擇合適的員工參與形式，增強員工在遠程管理工作中的參與程度。此外，決策過程帶來的成果應及時給予反饋，避免使員工參與決策流于形式化和表面化，切實調動員工的工作積極性。

(四)研究不足與展望

由于時間和人力的限制，整個研究是橫向設計的，但是自變量通過中介變量對因變量產生的影響需要經歷一定的時間，而問卷調查的數據是同時獲得的，無法獲得動態性的數據。未來研究中，可考慮訪談法、縱向研究、追蹤設計等，以進行更深入的研究。

本文探究的是遠程辦公情境下人力資源彈性實踐對員工行為結果的影響，研究對象是遠程辦公的員工，但由于樣本數據較少，實證分析的結果難以延展至所有遠程辦公的員工。在未來研究中，需對樣本擴容使樣本更具有代表性。此次研究對象涉及的行業面較窄，未來可以針對不同行業探討員工工作績效是否以及如何受人力資源彈性實踐的影響。

本文只探討了人力資源彈性實踐對員工績效的正向作用，未考慮人力資源彈性實踐可能帶來的消極影響，未來需綜合分析人力資源彈性實踐的雙刃劍效應。此外，本文只考慮人力資源彈性實踐對員工工作績效的影響，未來不僅可以考察人力資源彈性實踐對員工其他方面的影響，如員工知識分享、組織承諾、創新行為、主動性行為等，而且還應考慮人力資源彈性實踐對組織層面的影響，如人力資源彈性實踐和組織技術創新、組織變革、組織可持續性等的關系研究。