員工主動行為對同事關系的雙刃劍效應：員工熱情特質的調節作用*

宋 琪 任琪琪 陳 揚 任迎偉

(1 西南財經大學工商管理學院, 成都 611130) (2 電子科技大學經濟管理學院, 成都 611731)(3 四川旅游學院經濟管理學院, 成都 610100)

1 問題提出

在當下VUCA (volatility, uncertainty, complexity,ambiguity)時代, 組織所處環境的不確定性和動態性日益加劇(宋琪, 陳揚, 2021)。作為應對動態多變環境的有效辦法, 各類主動性構念近年來備受產學兩界關注(Bark et al., 2022; Xu et al., 2023; Zhang et al., 2021)。員工個人主動行為(personal initiative behavior, 以下簡稱員工主動行為)作為典型的主動性構念, 是指員工自發采取積極的方式, 通過克服困難和障礙以實現組織目標的行為(Frese et al., 1996), 包括自發性、行動領先性與克服困難三項特征(Fay & Frese, 2001)。例如, 員工積極解決組織潛在問題、主動改善組織流程和優化自身工作方式。

員工主動行為會改變領導關注和資源分配, 從而影響同事的切身利益(Bark et al., 2022; 張穎 等,2022)。因此, 同事會對員工主動行為做出反應, 而非置之不理。遺憾的是, 以往相關研究大多關注各類主動性構念對領導的影響(Fuller et al., 2015;Park et al., 2022; Xu et al., 2023), 對同事這一職場重要人際對象著墨較少1由于各類主動性構念[主要包括員工主動行為、建言行為、主動擔責行為和主動型人格四種類型(Tornau & Frese, 2013)]共同具備行動導向、變革導向和未來導向的特征(Parker et al., 2010;Tornau & Frese, 2013), 依循現有研究(如Chen & Trevi?o, 2022;Zhang et al., 2021), 本研究從廣義的主動性構念視角出發梳理其人際間影響效應的相關文獻, 來析出目前該領域存在的空缺,并基于此提出本研究的理論貢獻。為了以示區別, 在行文過程中, “員工主動性”是指廣義的主動性構念, 而“員工主動行為”則是本研究所關注的具體的主動性類別。。然而, 探討員工主動行為對同事的影響很關鍵, 原因有三: 首先, 同事關系會影響員工的工作態度和行為(Grant & Parker,2009; Venkataramani et al., 2013)。如果員工主動行為導致同事關系惡化, 這不僅會使員工的主動行為無以為繼, 還會惡化其整體工作態度(Bolino et al.,2010)。其次, 同事的反應會影響員工主動行為的最終有效性(Zhang et al., 2021)。如果員工主動行為受到同事壓制, 組織將很難從這種行為中受益(Sun et al., 2021)。最后, 同事的反應會在團隊內形成漣漪效應(Ng et al., 2021)。換言之, 員工主動行為的人際體驗會進一步影響整個團隊實施主動行為的意愿(Bolino et al., 2010)。由此, Parker 等(2019)在其主動性的綜述中, 強烈建議未來研究探討同事對員工主動行為的反應, 以搭建更為系統完整的主動性影響效應理論框架。

那面對呈現出高水平主動行為的員工, 同事是接近并樂意與之為伍? 還是會遠離甚至孤立他?對此, 現有研究尚未達成一致的結論, 且大多持單一的正面或負面效應論(Duan et al., 2022; Ng et al.,2021; Sun et al., 2021)。一部分學者認為員工主動行為具有積極的人際影響, 如增強同事的自主性動機、支持行為和工作績效等(Bark et al., 2022;Twemlow et al., 2022; 張穎 等, 2022)。另一部分學者則發現員工主動行為具有消極的人際影響, 如增強同事的威脅感知、人際阻抑和傷害行為等(Duan et al., 2022; Sun et al., 2021)。由此, 為調和現有研究的理論沖突, 本文基于情境視角, 將研究焦點從關注“員工主動行為對同事是好還是壞”轉移到“員工主動行為在何種情境下會產生人際收益或人際代價”這一問題上, 辯證地探討員工主動行為對同事的雙刃劍影響。Parker 等(2019)指出, 主動行為產生人際收益還是人際代價可能會因行為主體而異。因此, 本研究結合刻板印象特質相關文獻, 重點關注員工熱情這一刻板印象特質的邊界作用。

具體而言, 熱情特質是表征行為意圖好壞的關鍵品質, 包括友善、樂于助人、真誠和社群性等方面(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002)?，F有研究指出(Chaiken & Trope, 1999; de Dreu, 2003), 由于資源有限, 同事在評估社會信息(如員工主動行為)時, 為降低信息處理成本, 會啟動啟發式信息處理過程, 而員工的刻板印象特質是同事可依據的關鍵且簡便的啟發式信息處理準則(Grandey et al., 2019;Sanbonmatsu et al., 1994)。其中, 員工熱情作為影響人際互動的核心刻板印象特質, 主要影響同事對員工行為的利害性評估和后續的趨近?回避人際反應(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002; Fiske et al.,2007)。由此, 我們認為, 員工熱情特質是決定員工主動行為對同事產生雙刃劍影響的關鍵邊界。

為深入闡述該雙刃劍效應及其傳導機制, 本研究整合趨近?回避系統理論進行探討。該理論提出,個體會針對特定外部環境線索(如他人的行為,Chen & Trevi?o, 2022), 啟動趨近或回避系統予以應對(Elliot, 2006; Gray, 1990)。其中, 趨近和回避導向的情緒狀態是趨近和回避系統起作用的關鍵過程機制, 可解釋外部環境線索對個體最終應對行為的影響(Elliot, 2006; Elliot et al., 2013)。上述理論進一步指出, 個體會根據外部環境線索對自身潛在利害性的評估, 決定是啟動趨近還是回避系統(Elliot, 2006; Gray, 1990)。鑒于員工熱情特質會影響同事對員工主動行為的利害性評估和后續的趨近?回避反應, 因此, 我們提出, 對于員工主動行為這一外部環境線索, 同事是啟動趨近還是回避導向的情緒和后續應對行為, 取決于員工熱情特質的高低。

具體而言, 高熱情特質的員工傾向于幫助他人,行事更多是基于利他而非利己目的, 低熱情特質者則相反(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2007; Zhang et al., 2021)。由此, 當員工具有高/低熱情特質時,同事更可能評估其主動行為能給自身帶來潛在收益/損失, 進而傾向于啟動趨近/回避系統。本研究預測, 高水平熱情特質員工所采取的主動行為, 會通過激發同事關系能量這一趨近導向的情緒, 從而促使同事采取人際促進行為。反之, 低水平熱情特質員工所采取的主動行為, 會通過激發同事人際反感這一回避導向的情緒, 從而誘發同事采取人際孤立行為。研究模型如圖1 所示。

圖1 理論模型

1.1 員工主動行為

員工主動行為是一種特定形式的主動性, 而主動性構念范疇分布較廣并據此形成了不同的細分領域(Frese et al., 1996)。根據Tornau 和Frese (2013),主動性這一構念范疇主要包括主動行為、主動型人格、建言行為和主動擔責行為。盡管這些主動性構念均具備行動導向、變革導向和未來導向的特征(Parker et al., 2010; Tornau & Frese, 2013), 但本文關注的主動行為與其他三種類型仍然存在差異, 具體區別見附錄。

本研究聚焦員工主動行為, 原因可歸納為如下三方面: 第一, 員工主動行為與組織目標一致, 對組織具有重要價值(Frese et al., 1997), 故而會引起團隊同事的反應(Xu et al., 2023)。第二, 主動行為適用于不同行業、層級和職位的個體, 故而本研究結論可推廣至廣泛的工作情境(Bark et al., 2022;Frese et al., 1997)。第三, 員工主動行為是一種行為集合概念, 不局限于改善組織流程的主動擔責行為或人際溝通的建言行為, 故而本研究覆蓋面較廣,可提升研究的實踐價值(Frese et al., 1996)。

盡管本研究關注的是員工主動行為, 但我們從廣義的視角梳理主動性這一整體構念范疇的研究脈絡, 以凸顯本文的理論站位和貢獻。主動性這一研究議題長期受到學界關注。最初學者主要關注其影響因素, 隨著研究的深入, 近年來學者們逐漸開始關注其作用后果(Hong et al., 2016; Parker et al.,2019)。目前, 主動性影響后果的研究大多采取個體內視角, 關注其對個體幸福感和職業生涯成功等方面的影響(Jacob et al., 2019; Mensmann & Frese,2019; Rieger et al., 2023)。相比之下, 基于人際間視角開展的相關研究較少且大多探討其對領導的影響(Bolino et al., 2010; Duan et al., 2022; Ng et al.,2021; Wihler et al., 2017; Wu et al., 2022), 對同事影響的關注極其匱乏(Chen & Trevi?o, 2022; Zhang et al., 2021)。然而, 上下級情境中的研究結論未必適用于同事關系(Parker et al., 2019; 李玲玲, 黃桂,2021)。由此, Parker 等(2019)建議深入探討員工主動性對同事的影響, 以增進我們對主動性影響的理解。

此外, 目前學界對于員工主動性對同事人際影響的研究結論尚未達成一致, 大多持單一的正面或負面效應論(Duan et al., 2022; Ng et al., 2021; Sun et al., 2021)。這些矛盾的結論不僅在理論上不利于我們正確認識主動性對同事的影響, 同時也不便于業界管理。因此, 為了調和上述議題存在的爭論,后續研究可采取情境視角, 辯證地探討員工主動性在何種情境下會對同事產生正面或負面的影響。鑒于員工主動行為是重要的主動性類型, 為了彌補現有主動性研究空白, 我們擬基于趨近?回避系統理論和刻板印象特質相關文獻, 探討員工主動行為對同事產生雙刃劍影響的邊界條件及其傳導機制。

1.2 趨近?回避系統理論

趨近?回避系統理論指出, 人們對外部環境線索的反應與個體激活的趨近系統或回避系統有關(Elliot, 2006)。當個體評估外部環境線索對自身潛在有利/有害時, 會啟動趨近系統/回避系統。具體地, 趨近系統是由潛在給個體帶來積極影響的環境線索所觸發, 通過激活趨近導向的情緒(approachbased emotion), 促使個體采取趨近有利環境線索的行為; 而回避系統則是由潛在給個體帶來消極影響的環境線索所觸發, 通過激活回避導向的情緒(avoidance-based emotion), 致使個體采取回避有害環境線索的行為(Elliot, 2006; Elliot et al., 2013)。

其中, 趨近/回避導向的情緒作為推動個體維持/消除或走向/遠離特定有利/有害環境線索的情緒(Elliot, 2006), 有別于一般性的情緒狀態: 其一,趨近/回避導向的情緒包含特定的指向對象, 而一般性情緒(如高興、悲傷)并不包含。其二, 帶有特定指向對象的情緒會驅使個體采取導向具體對象的行為, 而一般性情緒并不必然驅動這類行為(Fredrickson, 1998)。由此, 相較于一般性情緒, 趨近/回避導向的情緒更適合傳導特定環境線索對個體趨近/回避導向行為的影響。

另外, 根據趨近?回避系統理論, 趨近導向的行為包括采取行動獲取目前缺乏或維系目前存在的積極環境線索, 而回避導向的行為包括采取行動遠離目前暫未出現或消除目前存在的消極環境線索(Elliot, 2006; Elliot et al., 2013)?？梢? 趨近系統啟動不涉及回避導向行為的減少, 反之亦然。由此,趨近和回避導向情緒對趨近和回避導向行為不產生交叉影響。

現有研究指出, 員工主動行為可作為激活同事趨近和回避系統的環境線索(Chen & Trevi?o,2022)。由此, 本研究基于趨近?回避系統理論探討員工主動行為對同事的雙刃劍影響機理。具體而言,在趨近系統下, 員工主動行為會通過激發同事趨近導向的情緒進而促使其采取趨近導向的行為。關系能量作為源自他人且有利于提升個體工作能力和績效的積極情緒狀態, 包括動機、活力和堅持不懈三方面(Owens et al., 2016; Wang et al., 2018)。與趨近系統一致, 關系能量有利于促進個體維持或強化與能量來源者之間的持續互動, 可被視為趨近導向的情緒(Tang, Ilies, et al., 2022)。進一步地, 人際促進行為作為個體通過幫助、協助和保護等方式使他人受益的行為, 是趨近有利環境線索的人際行為(Cuddy et al., 2007; Elliot, 2006)。綜上, 在趨近系統下, 員工主動行為通過激發同事的關系能量, 進而驅使其采取人際促進行為。

在回避系統下, 員工主動行為會通過激發同事回避導向的情緒進而致使其采取回避導向的行為。人際反感是指個體對他人的討厭情緒(Brown &Keeping, 2005; Casciaro & Lobo, 2008; Roseman,2008), 可由潛在給個體帶來損失的消極環境線索引發(Nifadkar et al., 2012)。與回避系統一致, 人際反感會促使個體遠離他人并增加社交距離, 屬于回避導向的情緒(Roseman, 2008)。進一步地, 人際孤立行為是個體在人際互動中通過排斥、忽視或不理睬等方式貶低或疏遠他人的行為, 是回避有害環境線索的人際行為(Cuddy et al., 2007; Elliot, 2006;Ferris et al., 2008)。綜上, 在回避系統下, 員工主動行為會通過激發同事的人際反感, 進而致使其采取人際孤立行為。

趨近?回避系統理論進一步指出, 個體在面對特定外部環境線索時, 會評估其對自身利害的影響,并據此決定是啟動趨近還是回避系統(Elliot, 2006;Gray, 1990)。刻板印象特質相關文獻指出, 個體的刻板印象特質是他人對個體行為進行解釋可依據的關鍵啟發式信息處理準則(Grandey et al., 2019;Sanbonmatsu et al., 1994; Sherman, 1996)?？贪逵∠筇刭|包括能力和熱情兩個方面, 共同解釋了人際間印象總體方差的97% (Fiske et al., 2002; Fiske et al.,2007)。本研究關注熱情而非能力特質的調節作用,是由于: 首先, 能力特質涉及到個體智力、技能、創造力和效率等方面, 主要決定個體能否有效實施行為, 影響對象為個體自身(Fiske et al., 2007)。而熱情特質則表征了個體行為意圖的好壞, 其高低程度將影響個體行為是會給他人帶來潛在收益還是損失, 主要影響他人的趨避反應(Cuddy et al., 2011;Fiske et al., 2002; Fiske et al., 2007)。此外, 現有研究證明, 主動行為本身可被視為能力的一種指標(Zhang et al., 2021)。因此, 能力特質與主動行為存在一定重疊性。綜上所述, 我們聚焦員工熱情特質在框定同事針對員工主動行為是啟動趨近還是回避系統時的邊界作用。

此外, 盡管個體對他人行為的動機評估也可能會影響其后續反應(如Sun et al., 2021), 但本研究關注員工熱情特質而非動機是由于: 其一, 刻板印象特質是更為直接的啟發式信息處理準則(Grandey et al., 2019)。只有當刻板印象特質不存在時, 人們才會借用其他線索(如動機)來解釋他人的行為(Grandey et al., 2019)。其二, 根據Reeder (2009),個體對他人行為動機的歸因過程非常復雜, 受多種因素的影響(如個體歸因風格、文化背景等)。相較而言, 他人特質尤其是刻板印象特質, 是個體對他人有意識行為進行信息處理更為簡單且無偏的準則。

1.3 員工熱情特質的調節作用

根據趨近?回避系統理論, 針對員工主動行為這一外部環境線索, 同事會根據其對自身的利害性,來決定是啟動趨近導向的關系能量情緒還是回避導向的人際反感情緒(Chen & Trevi?o, 2022; Elliot,2006; Gray, 1990)。根據刻板印象特質相關文獻, 員工的刻板印象特質是同事對員工主動行為進行評估可依據的關鍵啟發式信息處理準則(Grandey et al., 2019; Sanbonmatsu et al., 1994)。其中, 員工熱情作為核心刻板印象特質, 會影響同事對員工主動行為的利害性評估和后續的趨避反應(Sherman,1996)。因此, 我們認為員工主動行為是激發同事關系能量還是人際反感取決于員工熱情特質的高低。

具體而言, 本研究預測, 高水平熱情特質的員工所采取的主動行為更易提升同事的關系能量2員工僅有熱情特質并不能促進同事關系能量, 原因如下: 個體熱情特質決定了個體行為意圖, 但是并不意味著其具有實施該意圖的能力(Cuddy et al., 2007)。關系能量作為源自他人且有利于提升個體工作能力和績效的積極情緒狀態(Owens et al.,2016), 員工僅有行為意圖不足以促進同事產生提升工作能力和績效的情緒(Yu et al., 2018)。此外, 關系能量源自那些被認為具有更多心理資源的“高能量個體” (諸彥含 等, 2017)。具有高水平熱情特質但做事被動的員工, 同事將其視為“高能量個體”的概率較低, 該類型員工也不太可能激發同事關系能量。。這是因為同事對高熱情特質員工的固有印象包括樂于助人、親社會和高社群性等特點(Cuddy et al.,2011; Fiske et al., 2002)。面對該類型員工所采取的主動行為, 基于刻板印象信息處理準則,同事傾向于將其評估為是對自身有利的環境線索, 進而引發關系能量這一趨近導向情緒。具體地: 首先, 員工主動行為被視為工作能力的體現(Zhang et al.,2021), 而同事對高熱情特質員工的印象往往是樂于助人和愿意分享資源(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002), 所以, 同事傾向于認為自己能從這些員工那里獲得專業知識、學習機會和建議等工具性資源(Campbell et al., 2017; van der Vegt et al., 2006;宋琪 等, 2023)。其次, 同事對高熱情特質員工的固有印象是友善的、親社會的和利他導向的(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002), 同事傾向于認為該類型員工采取的主動行為能給團隊帶來積極的外溢效應, 如聲譽提升、客戶資源增加和團隊目標實現(Hogg & Abrams, 1988; Lam et al., 2011), 此時, 處于同一團隊的同事因此而共同獲益的可能性更大(Campbell et al., 2017; Zhang et al., 2021)。最后, 熱情刻板印象特質的一個重要方面是社群性, 具有這種特征的員工更容易融入社會群體, 和他人相處融洽(程婕婷, 史夢薇, 2023)。現有研究發現, 同事傾向于對主動且與他人相處融洽的員工持積極的情緒, 將他們視作朋友(Sun et al., 2021), 此時同事會與員工形成高質量的關系身份。鑒于關系身份是自我概念的重要組成部分(Cooper & Thatcher, 2010),高熱情特質員工所采取的主動行為能使同事感到“與有榮焉”, 進而提升同事的自我評價(Taylor &Lobel, 1989; Brown et al., 1992; Gardner et al.,2002)。此時, 同事傾向于評估員工主動行為有利。綜上, 當員工熱情特質較高時, 其主動行為有利于提升同事的關系能量, 反之亦然。由此, 我們提出:

H1: 員工熱情特質能夠調節員工主動行為與同事關系能量之間的關系。具體地, 員工熱情特質越高,員工主動行為對同事關系能量的正向作用越強。

本研究預測, 低水平熱情特質的員工所采取的主動行為更易增強同事的人際反感。這是因為同事對低熱情特質員工的固有印象通常包括不友善和行事的利己主義等特點(Cuddy et al., 2011; Fiske et al., 2002)。此時, 面對該類型員工所采取的主動行為, 基于刻板印象信息處理準則, 同事傾向于將其評估為對自身有害的消極環境線索, 從而引發人際反感這一回避導向情緒。具體地: 其一, 由于組織資源的稀缺性和組織環境的競爭性(Katz & Kahn,1978; Weber, 1978; 宋琪 等, 2023), 領導傾向于投資有價值的員工(Sun et al., 2021)。這意味著表征工作能力的員工主動行為可能會使員工在有限的團隊資源池內分得更大的一杯羹(Campbell et al.,2017; Zhang et al., 2021)。然而同事對低熱情特質員工的固有印象往往是不愿意幫助他人, 因此同事評估該類型員工不太可能與他人共享個人資源(Cuddy et al., 2011; Zhang et al., 2021)。此時, 同事會認為低水平熱情特質員工采取的主動行為會危及到自己可獲得的組織資源(Rousseau et al., 2006),從而傾向于將其評估為有害的。其二, 由于低熱情特質表現為低友善性和利己主義, 同事對這類員工的印象是其行事不會顧及他人的利益和感受(Helmreich et al., 1981)。由此, 該類型員工所采取的主動行為容易讓團隊中那些相對不太主動的同事感到“相形見絀”, 進而對同事的自我評價產生不利影響(Collins, 1996; Campbell et al., 2017)。據此,當員工熱情特質較低時, 其主動行為會增強同事的人際反感, 反之亦然。由此, 我們提出:

H2: 員工熱情特質能夠調節員工主動行為與同事人際反感之間的關系。具體而言, 員工熱情特質越低, 員工主動行為與同事人際反感的正向關系越強。

1.4 同事關系能量與人際促進行為

本研究預測, 同事關系能量會激發同事的人際促進行為。我們將從互惠互利原則和關系能量的積極人際行為驅動效應兩方面進行闡述: 其一, 根據互惠互利原則, 當員工給同事帶來積極結果時, 同事會投桃報李, 通過良好的人際對待予以回饋(Blau, 1964, 1968)。因此, 關系能量作為由高熱情特質員工所采取的主動行為帶來的有價值的情緒狀態, 會激發同事的人際促進行為(Xiao et al.,2020)。其二, 關系能量具有積極人際行為驅動效應。具體而言, 關系能量涉及積極情緒喚醒, 體現為同事在工作中活力、精力和耐力的提升(Owens et al., 2016; 諸彥含 等, 2017)。因此, 具有高水平關系能量的同事更有可能調動身心資源, 從事積極的人際行為(Owens et al., 2016; Xiao et al., 2020)。如現有研究證實, 精力充沛的員工更可能采取幫助和關懷等人際公民行為(Halbesleben & Wheeler, 2015;Trougakos et al., 2015; Xiao et al., 2020)。基于此,我們提出:

H3: 同事關系能量與人際促進行為之間呈正向關系。

1.5 同事人際反感與人際孤立行為

本研究預測, 同事人際反感會激發同事的人際孤立行為。我們將從趨利避害原則和人際反感的消極人際行為驅動效應兩方面進行闡述: 其一, 根據趨利避害原則, 當員工引發同事消極體驗時, 同事會采取措施回避甚至削弱這種消極感受的來源(Chen & Trevi?o, 2022; Elliot, 2006)。因此, 人際反感作為由低熱情特質員工所采取的主動行為帶來的消極情緒狀態, 會促使同事采取人際孤立行為予以回避。其二, 人際反感具有消極人際行為驅動效應。具體而言, 由于人際反感作為針對特定他人的討厭情緒, 會促使同事減少彼此間的人際互動, 這可能表現為同事采取排斥、忽視或不理睬等方式,以貶低或疏遠員工(Gray, 1990; Nifadkar et al., 2012;Roseman, 2008)。與該推斷一致, Yu 等(2018)研究發現, 消極的人際情緒會增加人際偏差行為?；诖?我們提出:

H4: 同事人際反感與人際孤立行為之間呈正向關系。

1.6 有調節的中介效應假設

結合前面相關論述, 本研究進一步提出如下兩個有調節的中介效應假設:

H5: 員工熱情特質調節員工主動行為通過同事關系能量對人際促進行為的間接效應。具體而言,員工熱情特質越高, 員工主動行為通過同事關系能量影響人際促進行為的間接效應越強; 反之亦然。

H6: 員工熱情特質調節員工主動行為通過同事人際反感對人際孤立行為的間接效應。具體而言,員工熱情特質越低, 員工主動行為通過同事人際反感影響人際孤立行為的間接效應越強; 反之亦然。

1.7 研究概覽

為驗證理論模型, 我們首先開展了一項三階段、多來源的實地輪詢問卷調研(研究1)。盡管問卷調研外部效度較高, 但其內部效度不足(Park et al., 2022; Zhang et al., 2021)。因此, 為提高研究結論的內部效度和可復制性, 我們進一步開展了一個情境實驗(研究2)來驗證模型變量間的因果關系。此外, 研究2 使用多條目量表測量人際孤立行為,可彌補研究1 單條目測度的不足, 提高研究結論的嚴謹性和可信度。

2 研究1: 輪詢問卷調研

2.1 研究樣本與數據收集

本研究采用問卷調研, 在8 家服務型企業進行了為期3 輪、每輪中間間隔3 周的數據收集。在調研的企業中, 團隊成員通常在同一辦公室工作, 彼此工作往來密切, 這有利于我們獲取團隊成員人際互動的相關信息(Zhang et al., 2021; 湯一鵬 等,2022)。我們在企業人力資源經理的協助下, 通過公司內部群發送邀請信和數據收集說明書。最終, 來自87 個業務團隊的87 名領導和450 名團隊成員自愿參與調查, 業務團隊規模范圍為4～6 人, 涵蓋銷售、人力和市場等職能領域。

本研究采用輪詢法設計(Round-robin design;Kenny & La Voie, 1984)進行數據收集3數據分析材料已上傳在OSF 平臺(研究設計詳見https://osf.io/mkf5d?view_only=43ee5120fff24d93b3b9367a3232d29f; 研究數據、分析代碼和數據結果詳見: https://osf.io/vjft3/?view_only=e4d4ccd799074772b562db3360c00852)。。該方法要求團隊成員相互評價, 可獲取關于行動者、同伴者和雙方關系對人際變量影響的信息, 有利于更好地刻畫工作場所的人際互動(Warner et al., 1979)。我們采用輪詢設計測量關系能量、人際反感、人際促進行為和人際孤立行為。

在第一輪(T1), 我們邀請領導評估每位成員的主動行為、個人信息和團隊基本情況, 同時邀請成員評估熱情特質和個人信息。該輪回收有效領導答卷65 份(有效回收率74.7%), 有效成員答卷305 份(有效回收率67.8%)。三周后進行第二輪(T2), 成員匯報來自其他每位團隊成員的關系能量和對其他每位團隊成員的人際反感。該輪回收有效成員答卷305 份(有效回收率100%)。三周后進行第三輪(T3),成員匯報針對其他每位團隊成員的人際促進行為和人際孤立行為。該輪回收有效成員答卷305 份(有效回收率100%)。所有被試者填寫的均為紙質版問卷。三輪全部返回并通過質量檢測的被試者將獲得150 元現金酬勞。我們通過給每個被試者賦予獨特編號來匹配三輪問卷, 最終得到來自65 個團隊(總體有效率74.7%)305 名成員(總體有效率67.8%)的1164 份人際配對樣本。

在最終團隊成員樣本中: 女性占42.6%; 年齡均值為31.42 (SD= 6.21)歲; ?？萍耙陨险?9.3%;平均工作年限和在目前團隊平均工作年限分別為3.66 (SD= 2.28)年和2.91 (SD= 1.40)年。在最終團隊領導樣本中: 女性占52.5%; 年齡均值為34.45(SD = 5.31)歲; 本科及以上占83.2%; 平均工作年限為6.89 (SD= 3.36)年。團隊平均規模為10.23(SD= 4.16)人, 平均團隊年齡為12.19 (SD= 4.56)年。

2.2 變量測量

本研究均使用西方成熟量表測度各變量, 并采用“翻譯?回譯”法確定中文量表(Brislin, 1986)。各變量均采用Likert?5 點量表進行評分(1 = 非常不同意, 5 = 非常同意)。

員工主動行為(T1, Cronbach’s α = 0.85)。采用Frese 等(1997)開發的7 條目量表。具體地, 團隊領導根據每位成員的工作表現, 回答在多大程度上同意題項中的描述, 樣題如“該員工積極地解決問題”。依循Campbell 等(2017)的建議, 我們邀請領導而非同事評價員工主動行為, 原因在于: 同事評估可能會放大員工主動行為和同事關系能量和人際反感之間的影響效應, 由領導評估能減少共同方法偏差(Podsakoff et al., 2003)。另外, 領導評價員工主動行為在組織中被廣泛使用, 這有利于提高外部效度(Smither, 2012)。鑒于我們邀請領導評估員工主動行為, 所以將該變量架構在個體層面。

員工熱情特質(T1, Cronbach’s α = 0.78)。采用Helmreich 等(1981)開發的8 條目量表自評, 樣題如“我是樂于助人的”。

同事關系能量(T2, Cronbach’s α = 0.88)。成員根據和其他每位團隊成員在工作中的互動, 采用Owens 等(2016)開發的5 條目量表逐一評估自己分別針對其他每位團隊成員的關系能量水平, 樣題如“跟該同事交流后, 我受到了鼓舞”。

同事人際反感(T2, Cronbach’s α = 0.79)。成員根據和其他每位團隊成員在工作中的互動, 采用Brown 和Keeping (2005)開發的4 條目量表逐一評估自己分別針對其他每位團隊成員的人際反感程度, 樣題如“我不喜歡該同事”。

人際促進行為(T3, Cronbach’s α = 0.78)。成員根據和其他每位團隊成員在工作中的互動, 使用Zhang 等(2021)改編自Sibley (2011)的3 條目量表逐一評估自己分別針對其他每位團隊成員的人際促進行為, 樣題如“我很樂意幫助該同事”。

人際孤立行為(T3)。成員根據和其他每位團隊成員在工作中的互動, 使用Baethge 等(2020)開發的單條目量表逐一評估自己分別針對其他每位團隊成員的人際孤立行為, 樣題如“我很支持該同事”4本研究采用湯一鵬等(2022)改編自Ferris 等(2008)的3 題項量表來交叉驗證單條目量表的有效性, 我們通過對收集自120 位在職人士的數據進行分析, 結果顯示兩種測度間相關系數高達0.91 (p < 0.001)。?？紤]到人際孤立行為難以識別, 且存在自我期許偏差(Cuddy et al., 2007; Sibley, 2011), 該題項采取反向計分。此外, 由于輪詢調研要求每位參與者對團隊其他所有成員進行評價, 現有研究常采用單條目量表以減小答題者填寫問卷的疲勞感和敷衍程度(如, Lee & Duffy, 2019; Taylor et al., 2022)。

控制變量。在個體層次, 本研究控制了成員的年齡、性別、學歷、工作年限和團隊任期, 因為現有研究發現, 這些變量會對工作場所的人際互動產生影響(de Jong et al., 2007; Harrison et al., 1998; To et al., 2021)。由于團隊規模和團隊年齡也會影響到團隊內部的人際互動, 我們也進行了控制(Richter et al., 2006; Zhang et al., 2021)。

2.3 分析策略

通過輪詢設計收集的數據具有復雜的層級嵌套結構, 包括人際層次(dyadic level; 成員A—B)、個體層次(individual level; 成員A 和成員B)和團隊層次(group level)。本研究采用社會關系模型(social relations model, SRM; Kenny, 1994) 來處理該類型數據。SRM 通過將關系型變量的方差分解為團隊效應(group effect)、行動者效應(actor effect)、同伴效應(partner effect)和關系效應(dyadic effect) (徐桃等, 2015), 可提升該類型數據分析結果的生態效度(Li et al., 2022; Tai et al., 2023; To et al., 2021)。

本研究采用Kenny 和Wong (2016)所開發的R軟件包來進行跨層社會關系模型分析(Kenny et al.,2006; Tang, Lam, et al., 2022; 宋琪 等, 2023)。為了緩解構建交互項導致的多重共線性, 我們對自變量進行組均值中心化, 對控制變量和調節變量進行總均值中心化(Raudenbush & Bryk, 2002)。為了檢驗有調節的中介效應, 我們采用Bauer 等(2006)的系數乘積法, 計算中介效應在不同調節變量水平(±1SD、±1.5SD和±2SD)下的變化(Zhu et al., 2019)。此外, 我們采用軟件R3.5, 進行20, 000 次迭代的隨機抽樣, 估計有調節的中介效應95%蒙特卡羅置信區間(95% Confidence Interval, 95% CIs), 以檢驗其顯著性(Preacher et al., 2010)。

2.4 研究結果

2.4.1 驗證性因子分析

本研究采用Mplus7.0 進行多層次驗證性因子分析, 驗證個體層(即, 員工主動行為和員工熱情特質)和人際層(即, 同事關系能量、同事人際反感、人際促進行為和人際孤立行為)變量間的區分效度(Solomon et al., 2022)。其中, 單題項測量的人際孤立行為不納入分析(Eatough et al., 2016; Liu et al.,2021; Solomon et al., 2022)。結果顯示, 五因子模型擬合度良好: χ2(140) = 616.57, CFI = 0.92, TLI =0.90, RMSEA = 0.05, SRMR人際層= 0.05, SRMR個體層=0.06, 且顯著優于其他備擇模型(310.41 ≤ ?χ2(1≤?df≤ 4) ≤ 1026.08)。

2.4.2 變異分解

如表1 所示, B 因A 獲得的關系能量和B 對A的人際反感的總體變異量中, 人際層次的變異分別占31.1%和35.8%; B 對A 的人際促進行為和人際孤立行為的總體變異量中, 人際層次的變異分別占45.7%和63.6%。這表明, 本研究4 個內生變量在很大程度上受到人際互動的影響。

表1 變異分解結果(研究1)

2.4.3 假設檢驗

表2 中報告了變量的描述統計和相關分析結果。

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H1 預測員工熱情特質調節員工主動行為與同事關系能量間的關系。當員工熱情特質較高時, 員工主動行為更易增加同事關系能量。由表3 中模型4 可見, A 的主動行為與A 的熱情特質的交互項顯著正向預測B 因A 獲得的關系能量(b= 0.18,SE=0.07,p= 0.011)。為進一步解釋調節效應, 我們采用Johnson?Neyman (J?N)圖來核對調節變量作用的方向和顯著性區域(Gardner et al., 2017)。J?N法通過描繪簡單斜率的95% CI 可提供關于調節效應更豐富的信息, 彌補傳統描點法(pick-a-point)的不足(Gardner et al., 2017; 馬君, 張銳, 2022)。從圖2 可見, 當A 的熱情特質大于0.42 時, 簡單斜率的95%CI 不包括0, 并且隨著A 的熱情特質水平的增強, A的主動行為對B 因A 獲得的關系能量的簡單斜率逐漸增強。由此, H1 得到支持。

表3 社會關系模型預測B 因A 獲得的關系能量(研究1)

圖2 A 的熱情特質在A 的主動行為與B 因A 獲得的關系能量之間關系的調節效應(研究1)

H2 預測員工熱情特質調節員工主動行為與同事人際反感間的關系。當員工熱情特質較低時, 員工主動行為更易激發同事人際反感。由表4 模型4可見, A 的主動行為與A 的熱情特質的交互項顯著負向影響B 對A 的人際反感(b= ?0.14,SE= 0.06,p= 0.020)。進一步地,J?N圖表明(見圖3), 當A 的熱情特質大于0.82 時, 簡單斜率的95% CI 不包括0, 并且隨著A 的熱情特質水平的增強, A 的主動行為對B 因A 獲得的人際反感的簡單斜率逐漸降低。由此, H2 得到支持。

表4 社會關系模型預測B 對A 的人際反感(研究1)

圖3 A 的熱情特質在A 的主動行為與B 對A 的人際反感之間關系的調節效應(研究1)

H3 預測同事關系能量與人際促進行為正相關。如表5 中模型2 所示, B 因A 獲得的關系能量正顯著影響B 對A 的人際促進行為(b= 0.25,SE=0.03,p< 0.001)。該效應在控制同事人際反感時仍成立(見表5 模型3,b= 0.17,SE= 0.03,p< 0.001)。由此, H3 得到支持。

表5 社會關系模型預測B 對A 的人際促進行為和人際孤立行為(研究1)

H4 預測同事人際反感與人際孤立行為正相關。如表5 中模型5 所示, B 對A 的人際反感正顯著影響B 對A 的人際孤立行為(b= 0.14,SE= 0.04,p< 0.001)。該效應在控制同事關系能量時仍成立(見表5 模型6,b= 0.12,SE= 0.05,p= 0.017)。由此,H4 得到支持。

H5 預測員工熱情特質調節員工主動行為通過同事關系能量激發人際促進行為這一間接效應。表6 匯報了間接效應在不同調節變量水平(±1SD、±1.5SD和±2SD)下的變化。結果發現, A 的主動行為通過B 因A 獲得的關系能量影響B 對A 的人際促進行為這一間接效應在A 的熱情特質處于: 高水平(+1SD、+1.5SD和+2SD)時均正顯著, 低水平(?1SD、?1.5SD和?2SD)時均不顯著, 且兩個間接效應的差值在調節變量三個水平下均顯著(±1SD:difference= 0.04, 95% CI [0.01, 0.07]; ±1.5SD:difference= 0.06, 95% CI [0.01, 0.11]; ±2SD:difference= 0.08, 95% CI [0.02, 0.15])。H5 得到支持。

H6 預測員工熱情特質調節員工主動行為通過影響同事人際反感引發人際孤立行為這一間接效應。結果發現, A 的主動行為通過B 對A 的人際反感影響B 對A 的人際孤立行為這一間接效應在A的熱情特質處于: 高水平且值增大時, 其效應由不顯著(+1SD和+1.5SD)變為負顯著(+2SD); 低水平且值變小時, 其效應由不顯著(?1SD)變為正顯著(?1.5SD和?2SD); 且兩個間接效應的差值在調節變量三個水平下均顯著(±1SD:difference= ?0.02,95% CI [?0.04, ?0.002]; ±1.5SD:difference= ?0.03,95% CI [?0.06, ?0.003]; ±2SD:difference= ?0.03,95% CI [?0.08, ?0.004])。H6 得到驗證。

表6 被調節的間接效應分析結果(研究1)

2.4.4 穩健性檢驗

為增強研究結論的可信度, 我們進行了一系列穩健性檢驗。首先, 我們將控制變量全部刪除后再分析數據, 結果依然支持所提假設。其次, 能力特質是與熱情特質平行的另一個影響社會信息處理的刻板印象特質(Fiske et al., 2002; Fiske et al.,2007), 盡管在理論上熱情特質是本研究更為合適的調節變量, 但為在實證上進一步支持所提假設,我們針對員工能力特質進行了兩項穩健性檢驗。本研究采用Brosi 等(2016)開發的3 條目量表對員工能力特質進行測量, 樣題如“我是自信的”(Cronbach’s α = 0.61)。第一, 我們將員工能力特質作為本文的調節變量進行數據分析, 結果顯示, A的主動行為與A 的能力特質的交互項對: (1) B 因A獲得的關系能量(b= 0.04,SE= 0.05,p= 0.402)和(2) B 對A 的人際反感(b= ?0.07,SE= 0.04,p=0.113)均不顯著。第二, 我們加入員工能力特質作為控制變量再分析數據, 結果顯示, A 的主動行為與A 的熱情特質的交互項對: (1) B 因A 獲得的關系能量(b= 0.15,SE= 0.07,p= 0.025)和(2) B 對A的人際反感(b= ?0.12,SE= 0.06,p= 0.042)顯著。

3 研究2: 情境實驗研究

3.1 研究樣本

本研究通過見數(Credamo)平臺收集數據, 招募全職職工為被試5實驗材料在OSF 平臺進行預注冊(詳見, https://osf.io/8qzkh/?view_only=48a77edb83654f73a8de7756fddec25e)。。該平臺的數據質量和可信度被以往研究佐證(Baer et al., 2021; Li et al., 2023; 邢志杰 等, 2022)。為保證答卷質量, 我們在問卷中添加了5 個質量檢測問題, 以拒絕填答不認真的被試(Tai et al., 2023)。最終我們共回收280 份通過全部質量檢測題項的被試答卷。被試的平均年齡為29.12 (SD= 4.09)歲, 女性占69.6%, 學歷以本科為主(占74.3%), 平均工作年限為4.34 (SD= 3.50)年。

3.2 實驗設計與流程

本研究采用2 (員工主動行為: 高 vs. 低) × 2(員工熱情特質: 高 vs. 低)雙因素組間實驗設計。首先, 被試隨機分配到4 個實驗情境后匯報人口統計變量。然后, 被試閱讀情境設定材料: “您叫張三,與員工李四在同一個生產小組工作。您的生產小組被分配了很重的生產任務, 您和小組同事需按時完成生產任務。昨天, 小組又來了新的成員, 需要對其進行培訓。所以大家不得不在完成生產任務的同時還要抽出時間來培訓新成員, 感到壓力很大” [改編自Bledow 和Frese (2009)開發的情境材料]。緊接著, 被試仔細閱讀各自關于員工主動行為和熱情特質的操縱情境材料(見下文)。隨后, 被試先回答操縱檢驗, 然后再回答同事關系能量、同事人際反感、人際促進行為和人際孤立行為的問卷。最后, 為保證操縱有效, 被試回答是否了解實驗目的(苗曉燕 等, 2021)。結果表明所有被試均未猜到實驗目的。為控制順序效應的干擾, 一半被試先操縱員工主動行為, 再操縱員工熱情特質; 另一半則相反(邢志杰 等, 2022)。此外, 單一來源和單一時點數據可能會存在一定的多重共線性, 我們對量表題項進行了隨機分布并穿插質量檢測題項, 來減少潛在的響應模式偏差(如出于慣性或為滿足實驗預期而作答)和共同方法偏差(Krishnan et al., 2006; Smit &Montag-Smit, 2019)。

員工主動行為的操縱。結合Bledow 和Frese(2009)的主動行為情境材料改編而成。由于在研究1 數據分析中, 我們對員工主動行為進行了組均值中心化(Sun et al., 2021; Zhang et al., 2021)。由此,依循Zhang 等(2021)的做法, 為了讓實驗和問卷擬合變量的內涵保持一致, 本研究員工主動行為操縱材料擬合的是員工相對團隊均值的主動行為表現。

員工主動行為[高/低]組材料: “面臨這樣的情況, 您發現, 相比于生產小組的平均水平, [李四更積極地處理問題, 會主動和大家一起討論, 尋找解決方案/李四處理問題不太積極, 只是偶爾試圖尋找問題的解決方案, 但不太能堅持貫徹落實]。就在幾天前, 李四提出可以分組對新員工進行培訓以減少工作量, 但有同事并不贊成, [李四幾乎花了整整兩天時間, 向這些同事解釋這個方案的優點, 并說服大家實施/李四就沒有再管這件事了]。同時, 您還發現, 為了按時完成小組這次的生產任務, 相比于小組的平均水平, [李四總是更積極主動地承擔超出職責的任務量/李四主動承擔超出職責的任務量的情形較少], 此外, 李四在嘗試開發新的裝配方式來提升工作效率、學習新技能和軟件來改善自身工作條件方面也[低于/高于]平均水平”。

員工熱情特質的操縱。采用Stiegert 等(2021)對熱情特質的操縱材料。

員工熱情特質[高/低]組材料: “李四是一個[非常/很不]熱情的人, 家人、朋友和同事都一致認為李四是他們遇到過的[最/最不]熱情的人之一”。

3.3 變量測量

操縱檢驗工具。對員工主動行為的操縱檢驗,我們采用研究1 中Frese 等(1997)開發的7 條目量表(Cronbach’s α = 0.97)。對員工熱情特質的操縱檢驗, 我們通過詢問被試在多大程度上同意“李四是熱情的”來進行, 該題項源自研究1 中Helmreich 等(1981)開發的熱情特質量表。

其他變量的測度工具。我們采用與研究1 相同的量表測量被試作為張三, 對同事李四的關系能量(Cronbach’s α = 0.95)、人際反感(Cronbach’s α =0.89)和人際促進行為(Cronbach’s α = 0.81)。人際孤立行為(Cronbach’s α = 0.83)采用湯一鵬等(2022)改編自Ferris 等(2008)的3 題項量表進行測量。樣題如“我會回避與李四有眼神接觸”。上述測度均邀請被試根據當下的感受, 回答對題項的同意程度。

3.4 實驗結果

3.4.1 操縱檢驗

員工主動行為高組的得分(M= 4.36,SD= 0.32,N= 140)顯著高于低組(M= 1.94,SD= 0.48,N=140),t(278) = 49.53,p< 0.001, Cohen’sd= 5.92。員工熱情特質高組的得分(M= 4.57,SD= 0.56,N=141)顯著高于低組(M= 1.35,SD= 0.57,N= 139),t(278) = 47.37,p< 0.001, Cohen’sd= 5.66。研究2對變量操縱有效。

3.4.2 驗證性因子分析

本研究采用Mplus7.0 對變量進行驗證性因子分析。結果顯示, 假設的五因子模型具有良好的擬合度: χ2(199) = 343.07, CFI = 0.98, TLI = 0.97,RMSEA = 0.05, SRMR = 0.05, 且顯著優于其他四因子(115.33 ≤ ?χ2(?df= 4) ≤ 472.19)和單因子(?χ2(?df= 15) = 2492.68)備擇模型。

3.4.3 假設檢驗

變量的描述統計和相關分析結果如表7 所示。本研究所有變量均由同一個被試在同一時點評估,可能存在多重共線性。我們計算了中介和結果變量間的方差膨脹因子(VIF), 結果顯示VIF 值范圍為[1.34, 2.59], 遠低于臨界值10, 說明不存在多重共線性(Owens & Hekman, 2016)。本研究基于軟件SPSS 24 進行2×2 方差分析(ANOVA)檢驗調節效應(H1、H2), 通過多元回歸檢驗直接效應(H3、H4), 同時利用軟件R3.5 采用蒙特卡羅方法檢驗有調節的中介效應(H5、H6)。

表7 變量的均值、標準差和相關系數(研究2)

ANOVA 結果(見表8)顯示: 員工主動行為和員工熱情特質對同事關系能量的交互作用顯著,F(1,276) = 58.14,p< 0.001, Cohen’sd= 0.92。對交互作用進行簡單斜率分析(見圖4), 結果表明: 當員工熱情特質處于高水平時, 員工主動行為高組的被試體驗的同事關系能量水平(M= 4.24,SD= 0.34)顯著高于低組(M= 2.27,SD= 0.63),F(1, 139) = 18.80,p< 0.001, Cohen’sd= 3.87。盡管當員工熱情特質處于低水平時, 員工主動行為高組的被試體驗的同事關系能量水平(M= 2.67,SD= 0.89)也顯著高于低組(M= 1.87,SD= 0.59),F(1, 137) = 24.65,p<0.001, Cohen’sd= 1.06, 但是增長幅度(?關系能量 =0.80)遠不及高水平熱情特質組的情形(?關系能量 =1.97), 且兩者間差異的95% CI 為[0.87, 1.47]。一般線性回歸分析結果也表明員工主動行為和員工熱情特質的交互項與同事關系能量正相關(b= 1.17,SE= 0.15,p< 0.001)。由此, H1 得到支持。

表8 員工主動行為和員工熱情特質對同事關系能量和人際反感影響的方差分析結果(研究2)

圖4 員工熱情特質在員工主動行為和同事關系能量間的調節作用(研究2)

員工主動行為和員工熱情特質對同事人際反感的交互作用顯著,F(1, 276) = 93.38,p< 0.001,Cohen’sd= 1.16。對交互作用進行簡單斜率分析(見圖5), 結果表明: 當員工熱情特質處于高水平時,員工主動行為高組的被試體驗的同事人際反感水平(M= 1.66,SD= 0.31)顯著低于低組(M= 2.64,SD=0.58),F(1, 139) = 33.75,p< 0.001, Cohen’sd=2.12。當員工熱情特質處于低水平時, 員工主動行為高組的被試體驗的同事人際反感水平(M= 3.45,SD= 0.66)顯著高于低組(M= 3.19,SD= 0.54),F(1,137) = 4.94,p= 0.03, Cohen’sd= 0.42。一般線性回歸分析結果也表明員工主動行為和員工熱情特質的交互項與同事人際反感負相關(b= ?1.24,SE=0.13,p< 0.001)。由此, H2 得到支持。

圖5 員工熱情特質在員工主動行為和同事人際反感間的調節作用(研究2)

多元回歸結果表明(見表9), 同事關系能量和人際促進行為正相關(見模型2,b= 0.52,SE= 0.06,p< 0.001)。該效應在控制同事人際反感時仍成立(見模型3,b= 0.41,SE= 0.06,p< 0.001)。由此, H3得到支持。進一步地, 蒙特卡羅法結果顯示, 員工主動行為通過同事關系能量影響同事人際促進行為這一間接效應在員工熱情特質處于: 高水平(indirecteffect= 1.03, 95% CI [0.75, 1.33])和低水平(indirecteffect= 0.42, 95% CI [0.028, 0.57])均正顯著, 但兩個間接效應差值顯著(difference= 0.61,95% CI [0.42, 0.83])。由此, H5 得到支持。

同時, 由表9 可見, 同事人際反感與人際孤立行為正相關(見模型5,b= 0.63,SE= 0.07,p<0.001)。該效應在控制同事關系能量時仍成立(見模型6,b= 0.61,SE= 0.07,p< 0.001)。由此, H4 得到支持。進一步地, 蒙特卡羅法結果顯示, 員工主動行為通過同事人際反感影響同事人際孤立行為這一間接效應在員工熱情特質處于: 高水平負顯著(indirecteffect= ?0.63, 95% CI [?0.88, ?0.40]), 低水平正顯著(indirecteffect= 0.16, 95% CI [0.05,0.28]), 兩個間接效應差值顯著(difference= ?0.79,95% CI [?1.03, ?0.57])。由此, H6 得到支持。

4 討論

4.1 主要結論

本研究整合趨近?回避系統理論和刻板印象特質相關文獻, 探討了員工主動行為對同事的人際收益與代價, 通過分析輪詢設計問卷調研(研究1)和情境實驗(研究2)收集的數據, 明晰了員工主動行為引發同事人際促進行為和人際孤立行為的邊界條件和傳導機制。具體為: 當員工熱情特質處于高水平時, 其主動行為會激發同事的關系能量, 進而驅動同事采取人際促進行為; 當員工熱情特質處于低水平時, 其主動行為會誘發同事的人際反感, 致使同事采取人際孤立行為。本研究有利于拓展現有主動行為在人際間影響的理論認知, 對管理實踐具有一定的啟發。

4.2 理論意義

首先, 本研究通過探討員工主動行為對同事關系的雙刃劍影響, 有助于我們從辯證的視角看待主動行為在人際間的影響效應。盡管探討各類主動性構念在人際間的影響效應是學界目前熱議話題(Chen & Trevi?o, 2022; Parker et al., 2019; Sun et al.,2021), 但現有研究大多探討其對領導的影響, 對同事這一職場重要人際對象的研究著墨較少(Fuller et al., 2015; Wihler et al., 2017)。更重要的是, 現有學者大多關注各類主動性構念在人際間單一的積極或消極作用(Bark et al., 2022; Wihler et al., 2017;Xu et al., 2023)。這些矛盾的研究結論不僅不利于我們正確認識主動行為的人際影響, 同時也不便于業界管理。本研究發現員工主動行為會引發同事人際促進行為和人際孤立行為這一雙刃劍效應, 不僅有助于我們辯證地看待員工主動行為對同事的影響效應, 還有利于搭建更加系統的主動性人際影響理論框架。

其次, 本研究基于刻板印象特質相關文獻, 通過引入員工熱情特質作為邊界條件, 找到了分離員工主動行為對同事關系產生雙刃劍影響的“鑰匙”。目前, 在主動性研究領域, 關于“員工主動性在何種情境下產生人際收益或人際代價”這一理論議題的研究尚處于起步階段, 有關分離主動性對同事產生雙刃劍影響的邊界因素研究也相對有限。據我們所知, 目前僅有Zhang 等(2021)關注了團隊主動性氛圍這一情景因素的邊界作用。然而, Parker 等(2019)指出, 主動行為的人際影響可能因行為主體而異。遺憾的是, 在研究主動性對同事的雙刃劍影響時, 目前尚未有文獻探討員工特質的邊界作用。由此, 本研究通過引入員工熱情特質作為調節變量,找到了啟動員工主動行為對同事產生正負面影響的另一把獨特“鑰匙”。更重要的是, 有別于團隊主動性氛圍, 熱情特質是一個獨立于情境的個體差異因素。因此, 在主動性人際影響研究中, 熱情特質這一邊界因素的析出, 有助于豐富現有邊界研究范疇。此外, 該調節變量的明晰, 有助于我們厘清員工主動行為之所以觸發迥然不同的同事反應的底層原因, 彌合學界關于主動性具有積極和消極人際影響的分歧, 也回應了Zhang 等(2021)關于“后續學者在探討各類主動性構念人際影響時, 應探討員工特征的邊界作用”的建議。

最后, 本研究通過引入趨近?回避系統理論的新理論視角, 厘清了同事面對不同類型(即, 高低水平熱情特質)員工的主動行為所產生的差異化情緒和行為反應, 從而豐富了我們對主動行為在人際間影響效應展開過程的認知。以往研究在探討各類主動性構念的人際影響效應時所采取的理論視角較為零散, 通常假設各類主動性構念會產生單一的正面或負面影響, 并據此推斷其相應的傳導機制。例如, 一些學者從社會角色理論和社會學習理論出發, 探討了員工主動性的積極人際影響及其內在機理(如激發同事自主動機, Bark et al., 2022; 張穎等, 2022), 而另一些學者則從社會比較理論和面子管理理論出發, 探討了主動性的消極人際影響及其展開過程(如引發同事妒忌, Isaakyan et al., 2021;Sun et al., 2021)。然而, 令人遺憾的是, 學界至今尚未明晰不同類型員工采取的主動行為是如何引發同事差異化的行為反應。由此, 本研究基于趨近?回避系統理論這一新的理論視角, 通過引入關系能量和人際反感這一對趨近和回避導向情緒, 深入洞悉了具有不同水平熱情特質的員工的主動行為, 是“如何”觸發同事人際促進和人際孤立這兩種截然不同行為的內在情緒機理, 豐富了學界關于主動行為在人際間產生差異化影響效應作用過程的認知。

4.3 實踐意義

本研究對管理者、員工和同事均有一定的實踐啟示。首先, 員工主動行為對同事具有雙刃劍影響這一結論, 啟發管理者應理性看待并合理引導員工的主動行為。業界以往大多強調主動行為給員工和組織帶來的益處, 提倡并鼓勵員工采取主動行為(Erdogan & Bauer, 2005; Grant et al., 2011)。然而,本研究發現, 員工主動行為對同事不僅具有積極作用, 也存在消極影響。因此, 作為解決問題的第一步, 管理者應意識到員工主動行為對同事的潛在危害性。在此基礎上, 我們建議管理者應采取措施規避員工主動行為對同事的消極作用, 促進其積極作用。由于本研究發現具有不同水平熱情特質的員工的主動行為會導致同事產生性質迥異的情緒和人際行為, 這為管理者的干預提供了有效的手段和途徑。具體地: 首先, 組織在招聘和選拔成員時, 可通過人格測試, 盡可能地選擇具有高熱情特質的員工。其次, 對現有組織中具有高水平熱情特質的員工, 管理者可鼓勵其采取主動行為, 在同事中形成相互促進的良性循環(Baer & Frese, 2003)。同時,人格心理學研究發現, 個體的人格特質在成年后也有一定的可塑性(Caspi et al., 2005; Li et al., 2021)。由此, 對于那些具有低水平熱情特質的員工, 管理者可以通過培訓提升其熱情程度, 從而緩解其主動行為對同事的消極影響。

其次, 員工個人也必須意識到其主動行為對同事存在的潛在人際風險。為了規避風險, 員工需結合自身和他人情況, 合理開展主動行為。一方面,員工需要做到“知己”, 意識到自身具備的高水平熱情特質可使主動行為在同事中收獲積極的人際效果。為此, 員工可采取措施強化同事對自身的熱情印象。另一方面, 員工需要做到“知彼”, 意識到同事關系能量和人際反感是傳導自身主動行為引發同事正負面人際行為的情緒中介。由此, 為了規避員工主動行為最終引發同事消極的人際孤立行為,員工需關注同事跟自身相處過程中的情緒狀態, 如若同事表現出對自身的反感情緒時, 員工應即時采取措施, 阻斷情緒最終演化為消極行為。

最后, 當面對其他員工的主動行為時, 同事應意識到員工熱情特質僅是推斷該行為對自身利害性的線索之一。為避免誤判, 我們建議同事應綜合考量多方因素, 明智地選擇趨近或回避應對方式。此外, 由于同事對員工主動行為的反應對員工和團隊有效性均具有深遠影響(Grant & Parker, 2009; Ng et al., 2021; Zhang et al., 2021), 因此, 我們也鼓勵同事以積極的情緒和行為對待采取主動行為的員工, 努力減少對低熱情特質員工主動行為的人際反感情緒和人際孤立行為。

4.4 不足與展望

本研究也存在一些不足, 可在未來研究中進一步完善。第一, 本研究數據部分存在可進一步優化之處。比如, 在研究1 中, 我們采用單條目測量人際孤立行為。雖然在輪詢設計調研中, 為減輕答題者的疲勞和敷衍程度, 該方法常被使用(Lee &Duffy, 2019; Taylor et al., 2022)。但單題項測量的效度確實有所欠缺(衛旭華, 張亮花, 2019)。為彌補該不足, 我們在研究1 中通過收集額外的數據驗證了該測量方式的有效性, 同時研究2 使用多題項量表測量人際孤立行為。盡管如此, 為提升研究結論的信效度, 我們建議后續研究盡量避免使用單題項量表。此外, 研究1 采用時間滯后的輪詢設計來驗證所提假設, 但該方法不能很好地支持變量間因果關系推斷。而研究2 采用閱讀文本材料這一刺激方式進行實驗干預, 和真實現實場景仍存在一定的差距,這不可避免地限制了本研究的生態性。因此, 我們建議未來研究一方面可嘗試收集長時面板數據強化問卷研究中變量的因果關系推斷, 另一方面可采取虛擬現實技術或現場實驗開展實驗研究以更好地模擬真實場景, 增加研究的生態性。

第二, 本研究基于趨近?回避系統理論, 聚焦于同事關系能量和人際反感在解釋同事針對員工主動行為產生的趨近和回避導向行為中的作用。未來研究亦可整合其他理論視角探討員工主動行為對同事行為的影響及其中介機制。例如, 印象管理理論提出, 人們會試圖通過營造在他人心中的良好印象來滿足被認可的內在需求(Leary & Kowalski,1990; 瞿皎姣 等, 2021)。由此, 當同事觀察到員工采取主動行為時, 他們可能會擔心自己給他人留下消極懈怠的印象。為規避這一印象威脅, 同事可能會通過爭先進、做表率等方式來維護積極的個人形象。

第三, 本研究從靜態視角探討員工主動行為對同事的影響。然而, 有學者發現員工主動行為除了存在個體間差異外, 也會在每日間發生波動變化(Cangiano et al., 2019)。因此未來研究可結合適當的理論, 運用經驗抽樣法, 采取動態視角捕捉員工每日主動行為對同事的瞬時影響。

最后, 東西方文化差異可能會影響同事對員工主動行為的評價和反應。例如, 東方文化強調集體主義, 要求關注他人的影響。相反, 西方文化強調個體主義, 不太關心他人。前者/后者可能會放大/削弱員工主動行為對同事的影響強度(Tafarodi &Walters, 1999)。同時, 在集體主義文化下, 同事對員工主動行為采取積極還是消極反應類型, 可能更多地取決于行為者本身(如熱情特質高低)和雙方關系(如朋友還是敵人)等邊界因素(Parker et al.,2019)。因此, 我們建議未來研究系統深入地探討東西方文化差異, 包括但不限于探討文化中的集體/個體主義、中庸文化和面子意識等人際規范相關因素, 是如何影響同事對員工主動性的反應類型和強度。

致謝：作者特別感謝編委和匿名評審專家的建設性意見。

附錄:

附表1 員工主動行為與其他主動性構念辨析