酒店業員工職場精神力與親環境行為

［摘" " 要］非工作時間的數字連通性已經得到廣泛關注，但是鮮有研究關注數字連通性對酒店業員工的影響。文章基于個人-環境匹配理論，通過引入數字連通性-多元時間觀匹配的視角，探討兩者的匹配對酒店業員工職場精神力和親環境行為的影響。通過1項實驗室實驗和1項調研，并應用多項式回歸和響應面分析技術，研究發現：數字連通性與多元時間觀越匹配，員工職場精神力越高；在匹配情況下，兩者水平越低，員工職場精神力越高；在不匹配情況下，高數字連通性-低多元時間觀水平會引起更低的職場精神力；職場精神力起到中介作用。該研究從匹配視角探討了數字連通性對酒店業員工的影響，為揭示數字連通性效應提供更加全面和辯證的視角。

［關鍵詞］數字連通性；多元時間觀；個人-環境匹配理論；職場精神力；親環境行為

［中圖分類號］F59

［文獻標識碼］A

［文章編號］1002-5006（2025）03-0135-14

DOI： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2025.03.012

0 引言

隨著數字經濟時代的到來，員工依賴電子通信設備（如微信、QQ、釘釘等）進行辦公已然常態化[1-2]。電子通訊設備的使用給員工和企業帶來諸多便利。企業可以要求員工隨時隨地辦公，甚至要求員工在非工作時間繼續工作[3]。正如企業實踐調查發現，“內卷化”的加班已經成為當代職場人的工作生活常態，且這一現象隨著新冠疫情的爆發愈發嚴重，大量員工因為疫情的影響不得不居家辦公[4]。員工非工作時間的加班行為引起學者的廣泛關注，并將員工在非工作時間使用通信工具進行工作的行為稱為數字連通性（digital connectivity）[2]。相關研究發現，數字連通性會對員工的工作家庭平衡、幸福感和工作績效等方面產生影響[3，5-6]。

盡管學者對數字連通性進行了廣泛探究，目前仍然存在嚴重的研究不足，限制數字連通性理論的發展。通過文獻梳理發現，研究不足主要體現在兩個方面。首先，數字連通性在酒店業中的影響被嚴重低估和忽略。大量研究發現，酒店行業員工工作時間長，工作負荷重，加班情況嚴重，通常需要在非工作時間繼續與客戶保持聯系、管理預訂、應對危機，以及計劃未來活動[7-8]。在全球新冠疫情的大背景下，酒店員工的加班情況更加嚴重[9-10]。Chadee等指出，新冠疫情期間，很多酒店經營者會要求員工利用電子通信工具與其他利益相關者（如顧客）保持聯系[8]。因此，有必要關注數字連通性對酒店業員工的影響，這不僅可以促進數字連通性研究領域的理論發展，也可以為酒店業員工如何采用電子通信工具高效率地進行工作提供切實可行的實踐指導。

其次，以往關于數字連通性的研究得出了較為不一致的結論。一方面，數字連通性可以幫助員工跨越時間與空間的限制，靈活自主地掌控工作[11-12]；另一方面，非工作時間的辦公使得員工無法同時完成多項任務（如家庭責任），最終損害員工的工作投入和工作表現[13-14]。大多數研究者從數字連通性的雙刃劍效應角度解釋與以往研究的不一致發現，指出其同時存在的優勢和弊端[5，11]。Ren等從“過猶不及”的角度提出數字連通性對員工角色內和角色外績效的非線性關系[2]。盡管這些研究能對數字連通性出現的不一致效應提供有效解釋，但這些研究未納入對員工特質的考量，即從三維角度出發，考慮數字連通性與員工內在的多元時間觀（polychronicity）的匹配與否對員工態度及行為的影響，挖掘其曲面關系。根據數字連通性的定義，企業要求員工在非工作時間內處理工作相關的事務，如果員工自身偏好在同一個時間內處理多項活動（即多元時間觀），將認為企業提供了符合個人偏好的工作環境，從而產生對工作的意義感知和與企業精神上的契合感知[16]。相反，如果員工反對同時處理多項活動，高負荷的數字連通性要求會使員工無法認同企業的價值觀，降低對工作的意義感知和與企業精神上的契合感知[17]。基于此，數字連通性與員工多元時間觀的一致性與否可能是解釋數字連通性復雜效應的一個重要視角。對這一視角的關注不僅可以有效解釋以往研究得出的不一致結論，還可以深入剖析數字連通性復雜的曲面關系，為解釋數字連通性的復雜影響提供更直觀的證據。

為彌補以上兩點研究不足，本文基于個人-環境匹配理論（person-environment fit theory）[18]探索數字連通性與員工多元時間觀的匹配與否與員工親環境行為之間的關系。酒店業作為現代服務業的支柱產業，在發展的過程中面臨著諸多環境問題[19]。員工作為酒店業環境治理活動中的具體執行者，他們的行為直接決定了企業的環境績效，因此，關注員工的親環境行為具有非常重要的現實意義[20]。個人-環境匹配理論指出，當個體所需（如技能、資源等）被環境滿足或者環境能夠與個體在某些方面保持一致時，個體能夠達到與環境相容和匹配的狀態[21-22]。個體偏好在與自己價值觀（如時間觀）一致的企業工作，匹配的工作能夠滿足個體內在需要和在工作中實現精神追求的目標[23]。根據個體-環境匹配理論，數字連通性代表著企業的要求，企業期望員工能夠在非工作時間保持工作的狀態。相應地，員工自身的多元時間觀代表著員工對同時承擔多種活動的偏好。對于擁有多元時間觀的個體，其對時間和活動的偏好和需要能夠被企業的數字連通性要求滿足，獲得匹配的狀態。當員工的精神需要得以滿足，職場精神力（workplace spirituality）將獲得提升[24]。職場精神力是指員工在認同了工作、團隊以及企業的意義價值之后，產生的一種超越自我的、互聯感的內心體驗[25-26]。職場精神力是員工親環境行為的重要前置因素，大量研究發現，職場精神力高的員工愿意為企業的環境績效作出貢獻[27-28]。總之，本研究試圖從數字連通性和多元時間觀的一致性視角解釋數字連通性的復雜效應，同時研究解釋這兩者之間的一致性對員工親環境行為的影響以及職場精神力的中介作用（圖1）。

本研究響應了國內外學者對數字經濟時代下的企業管理問題研究的號召[29]，豐富了數字連通性領域的研究。一方面，關注酒店業中的數字連通性問題，提出數字連通性與酒店業員工親環境行為關系的理論框架；另一方面，基于個人-環境匹配理論，從匹配視角解釋數字連通性與親環境行為的復雜曲面關系，為解釋以往不一致的發現提供新的解釋思路。

1 理論基礎與假設提出

1.1 個人-環境匹配理論

個人-環境匹配理論主要關注個人和環境的匹配與否對壓力的影響[30]。個體存在強烈的與環境保持一致的內生動機，希望能控制生活，并降低不確定性[31]。個人-環境匹配理論存在兩種形式。一種為需求-能力匹配（demand-ability fit）。這種匹配形式強調企業中的工作要求（如角色要求和組織規范等）與員工能力（如工作技能和精力等）之間的匹配程度。另外一種為需要-補充匹配（need-supply fit）。這種匹配形式強調個體內生的基本生理或心理需要（如歸屬需要）與外部環境的匹配。如果外部環境能夠滿足個體的基本需要，則可達到匹配狀態。當個人-環境處于不匹配的狀態時，會引起兩種結果。一方面，個體會經歷強烈的心理、生理或者行為上的痛苦；另一方面，個體會出現防御性的應對方式，表現出拒絕、遠離或者壓抑等。

個人-環境匹配理論已被廣泛運用到組織行為學領域，解釋個人環境特征匹配與否對員工工作態度和工作行為的影響[22，32-33]。考慮到數字連通性屬于企業對員工非工作時間安排的要求，而員工的多元時間觀屬于員工對自我時間安排的偏好，兩者在時間維度上保持一致，符合個人-環境匹配理論的基本前提，即兩者比較的為同一內容[30]。因此，個人-環境匹配理論為探討數字連通性與多元時間觀匹配對員工職場精神力以及親環境行為的影響提供了恰當的理論框架。

1.2 數字連通性與多元時間觀匹配與職場精神力

基于個人-環境匹配理論[34]、數字連通性[12，35-36]和多元時間觀[37-38]的相關研究，本研究提出當數字連通性和多元時間觀匹配時（即兩者同高或者同低），員工認為與企業達到匹配和平衡狀態，職場精神力提升。職場精神力指的是個體對工作的意義感知，以及在意義感知基礎上培養起來的團體感和與組織價值觀一致感[39]。職場精神力代表了個體對職場的最高需求和富有超越性的自我認知[40]，包含工作意義感、團體感與組織價值觀一致感3個維度[26]。以往研究發現，職場精神力對員工的工作態度、工作績效和幸福感產生積極的影響[41-43]。

根據個人-環境匹配理論，當數字連通性處于高水平時，企業對員工具有高要求，期望員工在非工作時間繼續處理工作事務，此時，員工的多元時間觀可以與企業要求達到需求-能力匹配和需要-補充匹配。一方面，企業要求員工加班，多元時間觀的員工也具有同時處理多項事務的能力，擁有這種特質的個體經常急于完成任務，但是不會體驗到忙碌感[44]。同時，這類型的個體具有較強的靈活性，有能力通過合理安排時間完成多項工作任務，由此達到需求-能力匹配。另一方面，高數字連通性和多元時間觀可以達成需要-補充匹配。多元時間觀的員工期望能夠同時完成豐富多樣化的工作，這與企業要求員工在非工作時間繼續工作達成和諧的狀態，員工的個人需要得以滿足。同樣，低水平的數字連通性與單一時間觀也可以達成匹配狀態。在低水平的數字連通性條件下，企業不要求員工在非工作時間繼續加班，而單一時間觀的員工也只能單線工作，在非工作時間無法承擔工作任務。員工對時間和活動管理的偏好與企業的要求既可以達到需求-能力匹配，也可以達到需要-補充匹配。個人-環境匹配理論指出，在匹配的情況下，員工會對環境表現出積極的評估[31]，員工會認為在這樣的企業中工作可以獲得需求滿足[45]，增加對企業的認同，這是形成員工團隊感和與企業價值觀一致感的重要前提[16，40]。

相反，當數字連通性與員工的多元時間觀不匹配時，員工經歷較強的心理生理壓力。同時，員工會出現防御性應對，在認知上降低對企業的認同，認為企業無法提供符合員工個人價值觀的工作要求[46]。此外，不匹配的狀態會引起員工對外部環境做出低相似性和低吸引力的評價，降低對工作意義的感知[47]。低認同和無意義的工作感知最終損害員工的職場精神力。綜上，本研究提出以下假設：

H1：數字連通性與多元時間觀越匹配，員工職場精神力越高

1.3 數字連通性與多元時間觀匹配的兩種組合與員工職場精神力

數字連通性與多元時間觀的匹配存在兩種情況，即高數字連通性-高多元時間觀和低數字連通性-低多元時間觀。本研究提出，盡管匹配的情況引起高水平的職場精神力，相較于高數字連通性-高多元時間觀水平，低數字連通性-低多元時間觀水平下，下屬感知到的職場精神力更高。具體來說，在高數字連通性-高多元時間觀水平下，盡管員工偏好在同一時間點內處理多項任務，但是隨著任務需求的增加，員工的時間和精力被大量消耗，員工可能會體驗到一定程度的工作負荷和壓力[48]。超載的工作使得員工情緒耗竭，降低對工作興趣和意義感的評價，最終損害員工的職場精神力[49]。相反，在低數字連通性-低多元時間觀水平下，職場對員工在非工作時間的時間安排不做要求，員工不需要在同一時間內處理多項任務，非工作時間內的時間和精力等資源也不具有競爭性，員工的資源可以有效保存[50-51]。因此，員工更容易對企業形成積極的評價，認為自己做的工作是有意義的，且企業能提供與自己價值觀一致的工作任務。基于以上推論，本研究提出：

H2：在數字連通性和多元時間觀匹配的情形下，相比高數字連通性-高多元時間觀水平，在低數字連通性-低多元時間觀水平下，員工職場精神力更高

1.4 數字連通性與多元時間觀不匹配的兩種組合與員工職場精神力

數字連通性與多元時間觀的不匹配同樣存在兩種情況，即高數字連通性-低多元時間觀和低數字連通性-高多元時間觀。本研究提出，盡管不匹配的情況降低員工的職場精神力，兩種水平呈現不對稱的結果，相較于低數字連通性-高多元時間觀水平，高數字連通性-低多元時間觀水平下，下屬感知到的職場精神力更低。具體而言，在高數字連通性-低多元時間觀水平下，企業對員工在非工作時間的時間安排持有較高的要求，期望員工能隨時隨地被聯系，完成工作相關的任務，這種外部要求使員工感知到強烈的工作超載和壓力[3]，且工作壓力對無法多任務并行的員工產生尤為嚴重的影響。單一時間觀的員工只有能力在同一時間處理單一事務（如家庭事務），超載的工作要求使得員工無法協調工作和家庭角色，表現出強烈的對外部要求的痛苦感和不良的應對措施（如抗拒和遠離工作）[52-53]。最終，員工無法產生對工作的勝任感、自主感以及聯系感，其職場精神力受損[39]。相反，雖然低數字連通性-高多元時間觀也會引起員工的不匹配感知，低水平的連通性需求降低員工對工作要求的感知，避免工作超載和壓力的產生[54]。綜上，本研究提出：

H3：在數字連通性和多元時間觀不匹配的情形下，相比低數字連通性-高多元時間觀水平，在高數字連通性-低多元時間觀水平下，員工職場精神力更低

1.5 職場精神力與親環境行為

職場精神力進一步影響員工的親環境行為。擁有職場精神力的員工不僅會關注工作意義感和組織價值觀一致感，也能夠實現自我超越，關注與環境和環境中他人的聯結[55]。基于Schwartz提出的價值基礎理論，精神力能促使個體積極投身保護環境和關愛他人的社會活動中[56]。此外，職場精神力幫助員工培養團隊感，使得員工關注同伴或者他人的利益，以及對他人的責任心，這有利于提升員工的公民行為[57]。親環境行為屬于公民行為的一種[27]，因此，職場精神力高的員工也會展現出親環境行為[28，58]。綜合上述論點，本研究提出：

H4：職場精神力與親環境行為正相關

H5：職場精神力中介數字連通性與多元時間觀的（不）匹配與親環境行為的關系

2 研究1：數字連通性和多元時間觀匹配對員工職場精神力影響的實驗研究

2.1 研究樣本

本研究通過專業數據收集平臺Credamo（中文名“見數”）收集數據，該數據平臺具有良好的信譽，數據質量達到國際頂級學術期刊的要求[59]。本研究共招募205名酒店業員工參與了本次實驗。樣本必須符合兩個條件：1）全職員工；2）非工作時間會通過電子通訊工具加班。實驗開始前，參與者首先被告知研究目的、自愿參與/退出以及數據保密原則，隨后需填寫知情同意書，再進行正式的問卷填寫。剔除無效樣本后，共保留176份有效問卷，回收率為85.9%。對最終樣本分別就性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、子女個數、收入、職業和工作年限進行分析。結果表明，樣本中女性占比58.5%；51.7%參與者處于21～30歲之間，37.5%參與者處于31～40歲之間；70.5%參與者具有大學本科學歷，16.5%參與者具有大專學歷；65.3%參與者為已婚狀態；49.4%參與者有1個小孩，38.6%參與者無小孩；44.9%參與者月收入在6001～10 000元之間，26.7%參與者月收入在4001～6000元之間；平均工作年限為7.31年（SD=6.40），在非工作時間平均的工作時長為2.78小時/天（SD=1.95）。

2.2 研究程序

本研究采用2（數字連通性：高vs.低）×2（時間觀：多元vs.單一）被試間因子設計。具體而言，本研究通過文字材料操縱數字連通性，實驗材料改編自Richardson和Benbunan-Fich提出的對非工作時間工作連通性的情境測量[60]。參與者首先被要求想象以下場景：“您是一家企業的員工，周五下午6點，您結束了一周的工作，出發去朋友家參加聚會。”接著，高數字連通性組的參與者將面對以下3個突發情境：在地鐵上，上司要求使用微信小程序整理急需的工作表格；在朋友家，客戶請求使用微信視頻指導設備調試；睡覺前，同事請求使用工作電腦核對對接信息。低數字連通性組參與者的情境為在地鐵上看短視頻、在朋友家聊天和睡前刷手機，無數字連通性相關的情境描述。多元時間觀采用Conte和Jacobs編制的量表，共6題，如“我喜歡在同一時間同時處理幾項活動”[61]。將參與者按照得分高于整體均值或低于整體均值分為多元時間觀高值組和多元時間觀低值組。

在閱讀不同情境后，參與者需填寫操縱檢驗題項、職場精神力量表、多元時間觀量表和人口統計學信息。此外，為了進行質量控制，問卷中設置系統甄別題目（“6+3+4=？”）。問卷中所有題目選擇相同答案的也被視為無效問卷。

2.3 測量工具

本研究采用以往研究中使用過的成熟英文量表，根據Brislin提出的翻譯-回譯程序將原英文量表翻譯成中文[62]。除數字連通性之外的所有量表均采用Likert 5點量表計分法（1=完全不符合，5=完全符合）。

操縱檢驗改編自Richardson和Benbunan-Fich提出的非工作時間工作連通性量表，共4題[60]。參與者需要回答在材料情境中，收到工作相關任務的頻率，如“上述企業在我上班/下班途中聯系我處理工作”。量表采用Likert 5點計分法（1=從不，5=總是）。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.95。

職場精神力采用Milliman等編制的量表，共21題，包含3個維度：工作意義（6題，如“我在上述工作中能體驗到快樂”）、團隊感（7題，如“與他人合作很有價值”）和組織價值觀一致感（8題，如“我對上述工作單位提供的價值觀感到滿意”）[24]。本研究中該量表3個維度的Cronbach’s α系數分別為0.91、0.88和0.95。

多元時間觀采用Conte和Jacobs編制的量表，共6題[61]。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.94。

2.4 研究結果與討論

首先進行數字連通性的操縱檢驗。結果表明，高數字連通性組參與者感知到的數字連通性（M=4.00，SD=0.62，n=90）顯著高于低數字連通性組參與者（M=1.66，SD=0.70，n=86），t（174）=23.31，plt;0.001，Cohen’s d=3.54，即數字連通性操縱成功。

為了檢驗H1～H3，本研究進行了3次獨立樣本t檢驗。根據數字連通性與多元時間觀的匹配程度，首先進行匹配組參與者與不匹配組參與者職場精神力的獨立樣本t檢驗。結果表明，匹配組參與者的職場精神力（M=3.82，SD=0.75，n=90）顯著高于不匹配組參與者的職場精神力（M=3.43，SD=0.95，n=86），t（174）=3.00，p=0.003，Cohen’s d=0.46。H1成立。

接著，在匹配組中進行高數字連通性-高多元時間觀水平與低數字連通性-低多元時間觀水平參與者職場精神力的獨立樣本t檢驗。結果表明，低數字連通性-低多元時間觀水平參與者的職場精神力（M=4.05，SD=0.50，n=55）顯著高于高數字連通性-高多元時間觀水平參與者的職場精神力（M=3.46，SD=0.93，n=35），t（88）=3.93，plt;0.001，Cohen’s d=0.79。H2成立。

最后，在不匹配組中進行高數字連通性-低多元時間觀水平與低數字連通性-高多元時間觀水平參與者職場精神力的獨立樣本t檢驗。結果表明，低數字連通性-高多元時間觀水平參與者的職場精神力（M=4.37，SD=0.18，n=31）顯著高于高數字連通性-低多元時間觀水平參與者的職場精神力（M=2.90，SD=0.79，n=55），t（84）=10.24，plt;0.001，Cohen’s d=2.57。H3成立。

通過對數字連通性的操縱和多元時間觀的測量，研究1證實數字連通性與多元時間觀對職場精神力的匹配效應。但是該研究存在兩方面的不足。首先，實驗研究雖然有助于建立變量間的因果關系，但缺乏一定的外部效度。其次，研究1沒有驗證職場精神力與親環境行為的關系以及職場精神力的中介作用。因此，本文進一步采用1項調研研究檢驗本研究的假設模型。

3 研究2：數字連通性和多元時間觀匹配與員工親環境行為關系的調研研究

3.1 研究樣本和研究程序

本研究采用委托發放和線下調查兩種方式收集數據。其中，委托發放與某數據公司合作，請該數據公司精準聯系就職于酒店企業且存在加班現象的員工完成問卷調查。該數據公司具有一定權威性，在數據收取過程中可以做到流程監控，以確保數據的真實性和有效性[63]。此外，研究者對參與者進行隨機訪談，再次確認數據的真實性。線下調查通過聯系兩家廣州五星級酒店進行數據補充，通過筆者的社會網絡，采用滾雪球的方式邀請這兩家酒店員工參與調研。問卷派發時間為2022年8月28日—9月20日，所有問卷均通過電子鏈接發放給參與者，他們首先被告知研究目的、自愿參與/退出以及數據保密原則，在參與者完成知情同意書之后進行正式問卷調查。問卷測量內容包括數字連通性、多元時間觀、職場精神力、親環境行為和人口統計學信息。此外，為了進行質量監控，問卷中設置系統甄別題目（“在學校負責教學工作的職業是？”）。問卷中所有題目選擇相同答案也視為無效問卷。

數據公司共派發400份問卷，線下調查共補充100份數據，剔除無效樣本之后，共保留437份有效問卷，回收率為87.4%。對最終樣本分別就性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、子女個數、收入、職業和工作年限進行分析。結果表明，樣本中女性占比65.4%；48.3%參與者處于21～30歲之間，41.9%參與者處于31～40歲之間；62.5%參與者具有大學本科學歷，25.2%參與者具有大專學歷；69.3%參與者為已婚狀態；51%參與者有1個小孩，33%參與者無小孩；52.6%參與者月收入在6001～10 000元之間，27.2%參與者月收入在4001～6000元之間；65.4%參與者所處的企業性質為民營企業，20.8%參與者所處的企業性質為國有企業；平均工作年限為8.20年（SD=5.91），在非工作時間平均的工作時長為3.01小時/天（SD=1.89）。

3.2 測量工具

本研究采用以往研究中使用過的成熟英文量表，根據Brislin提出的翻譯-回譯程序將原英文量表翻譯成中文[62]。除數字連通性之外的所有量表均采用Likert 5點計分法（1=非常不同意，5=非常同意）。

數字連通性采用Richardson和Benbunan-Fich提出的非工作時間工作連通性量表，共18題[60]。參與者需要回答在一系列非工作場景或活動中，收到工作相關任務的頻率，如“在購物的時候”“在度假的時候”等。量表采用Likert 5點計分法（1=從不，5=總是）。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.94。

多元時間觀采用與研究1相同的題目[61]。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.95。

職場精神力采用與研究1相同的題目[24]。本研究中該量表的3個維度的Cronbach’s α系數分別為0.71、0.72和0.83。

親環境行為采用Boiral和Paille編制的量表，共7題，如“我積極參加企業組織的環保活動”[64]。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.75。

已有研究證明，員工的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、子女個數、收入和工作年限會影響其職場精神力和親環境行為，本研究將這些變量作為控制變量。

3.3 分析策略

本研究采用響應面回歸分析方法[65-66]檢驗數字連通性和多元時間觀對職場精神力和親環境行為的影響。響應面回歸分析可以生成三維響應面，能夠有效檢驗匹配與不匹配對結果的影響。為避免多重共線性的影響，本研究首先將員工數字連通性和多元時間觀進行均值中心化處理[22，67]，然后計算出3個二次項，包括數字連通性的平方項（D2）、數字連通性和多元時間觀的乘積項（D[×]P）和多元時間觀的平方項（P2）。本研究采用R軟件中的RSA軟件包進行控制變量和5個多項式回歸項，即數字連通性（D）、多元時間觀（P）、數字連通性的平方項（D2）、數字連通性和多元時間觀的乘積項（D[×]P）和多元時間觀的平方項（P2），對員工職場精神力進行回歸[68]，如式（1）。用RSA軟件包進行響應面回歸具有兩個明顯的優勢。一方面，該軟件可以對兩個預測變量的（不）匹配進行直接模擬，而不是采用差異分數的方法進行計算，這可以增加結果效力[66，69]。另一方面，RSA可以有效解釋（不）匹配情形中的多種差異，例如匹配情形中的雙高和雙低的差異，對結果做出更細致的解釋[68]。隨后，本研究根據響應面回歸分析的結果計算響應面沿一致線（congruence line；D=P）和不一致線（incongruence line；D=-P）的斜率和曲率，并畫出相應的響應面圖。

[職場精神力=b0+b1D+b2P+b3D2+b4D×P+b5P2]（1）

根據Edwards和Parry的觀點，只有當3個二次項的綜合影響（即D2、D[×]P和P2）顯著且響應面沿不一致線（D=-P）的曲率（b3-b4+b5）顯著區別于0時，可以說明一致效應存在[70]。

為了驗證一致性情形下兩種水平的差異（H2），需要檢驗響應面沿一致性線的斜率（b1+b2）是否顯著為負值，若為負值，說明當數字連通性和多元時間觀匹配時，二者的取值越低，員工的職場精神力越高。

為了驗證不一致情形下兩種水平的差異（H3），需要通過計算響應面不一致性線的側向位移（lateral shift＝（b2-b1）/[2×（b3-b4+b5）]）判斷響應面沿不一致線曲面的對稱性[71]。如果響應面不一致性線的側向位移為正值且顯著，結合正值的沿不一致線曲率，可以說明在沿不一致性線的Dlt;P區域，職場精神力值更高。此時可以說明，員工職場精神力在低數字連通性-高多元時間觀區域的取值高于在高數字連通性-低多元時間觀區域的取值。

為了檢驗職場精神力的中介作用（H4），根據Edwards和Cable的建議，需要創建1個集區變量（block variable）[72]。集區變量的創建方式為根據式（1）的回歸結果，以5個回歸項（D、P、D2、D×P和P2）各自的非標準化回歸系數為權重，加總成為一個整體的集區變量，然后將該集區變量視為新的自變量。對鏈式中介效應的檢驗，采用R軟件中的RMediation方法進行分析[73]。該方法已經得到大量研究的認可與運用[74-75]。

3.4 研究結果

3.4.1" " 描述性統計結果

所有變量的均值、標準差和變量之間的相關系數如表1所示。

3.4.2" " 驗證性因子分析

為驗證假設模型的測量效度，本研究進行一系列的驗證性因子分析，結果如表2所示。首先，考慮到變量的測量題項過多（如數字連通性含18題）會影響模型擬合指標，本研究對題項較多的變量進行了打包處理[76]。具體而言，本研究對數字連通性打成3個包。由于職場精神力包含3個維度，本研究對其3個維度各打成3個包之后再進行二階驗證性因子分析[77]。驗證性因子分析結果如表2所示，本研究的假設模型擬合指標優良（χ2=724.39，plt;0.001，df=266，CFI=0.94，TLI=0.93，RMSEA=0.06，SRMR=0.06），并顯著優于其他競爭模型。結果說明，本研究假設的4個變量之間具有良好的區分效度。

3.4.3" " 假設檢驗

H1預測相比于數字連通性與多元時間觀不匹配的情形，在兩者匹配的情形下，員工職場精神力更高。為了檢驗H1，本研究將控制變量和多項式對職場精神力進行三模型的線性回歸分析，結果如表3所示。結果發現，3個二項式對職場精神力的綜合影響顯著（ΔR2=0.07，ΔF=14.63，plt;0.001）。同時，響應面沿不一致線的曲率顯著為正（b3-b4+b5=0.16，plt;0.001，95% CI=[0.07，0.25]）。根據結果描繪出的響應面圖如圖2所示，可以發現響應面沿不一致線呈現U形，綜合結果驗證H1。

H2預測在數字連通性與多元時間觀匹配的情形下，相比于高數字連通性-高多元時間觀水平，在低數字連通性-低多元時間觀水平下，員工職場精神力更高。結合表3中的模型3可知，響應面沿一致性線的斜率顯著為負值（b1+b2=-0.24，plt;0.001），說明職場精神力沿著一致性線逐漸減弱，因此，H2得以證實。

H3預測在數字連通性和多元時間觀不匹配的情形下，相比于低數字連通性-高多元時間觀水平，在高數字連通性-低多元時間觀水平下，員工的職場精神力更低。本研究計算得出的側向位移為0.47。因此，H3得到支持。

H4和H5預測職場精神力與親環境行為的關系以及職場精神力的中介作用，根據表3中的模型3提供的非標準化系數計算出集區變量之后，同時控制其他變量（性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、子女個數、收入和工作年限），將集區變量作為預測變量，對職場精神力和親環境行為進行回歸。結果顯示，職場精神力與親環境行為之間的關系顯著（B=0.77，plt;0.001），證實H4。采用Bootstraping程序檢驗得到顯著的間接效應（估計值為0.29，95% CI=[0.23，0.35]），H5得以證實。此外，集區變量對親環境行為的直接效應不顯著（估計值為0.05，95% CI=[-0.07，0.16]），說明職場精神力完全中介數字連通性和多元時間觀的匹配與親環境行為的關系。

4 結論與討論

4.1 研究結論

以往少量研究關注酒店業數字連通性的影響，也未從匹配角度探究數字連通性的復雜曲線關系。本研究基于個人-環境匹配理論，探討數字連通性與員工的多元時間觀的匹配或不匹配對員工職場精神力和親環境行為的影響。通過1項情境實驗研究和1項問卷調查研究，發現相比于數字連通性與多元時間觀不匹配情況，兩者匹配時，員工的職場精神力更高；在數字連通性和多元時間觀匹配的情形下，相比于高數字連通性-高多元時間觀，低數字連通性-低多元時間觀引起更高的員工職場精神力；在數字連通性和多元時間觀不匹配的情形下，相比于低數字連通性-高多元時間觀，高數字連通性-低多元時間觀引起更低的職場精神力；職場精神力完全中介數字連通性與多元時間觀的（不）匹配與親環境行為的關系。

4.2 理論貢獻

本研究的理論貢獻表現在以下幾個方面。首先，本研究豐富了數字連通性在酒店業中的應用。大部分研究關注數字連通性對互聯網企業員工的影響[78]。學者認為受新冠疫情影響，大部分酒店業面臨人才流失和企業倒閉的風險，很少出現加班的情況[79]。然而，隨著我國加班文化的普及以及經濟壓力的影響，即使是遭受新冠疫情影響巨大的酒店業，仍然頻繁要求員工居家辦公，隨時隨地被聯系[8，80]。這種非工作時間的數字連通性對酒店業員工的影響卻鮮為人知。本研究發現，數字連通性會對酒店業員工的職場精神力和親環境行為造成影響。本研究也呼應了Chadee等的研究，其研究發現，數字連通性影響酒店業員工的自我控制資源和工作退縮行為[8]。

其次，本研究對數字連通性的復雜效應提供了新的解釋視角。研究者對數字連通性這一現象褒貶不一，有些研究發現數字連通性的積極作用，有些研究發現相反的消極作用[35-36]。為解釋不一致效應，研究者提出數字連通性的雙刃劍效應[5]，也有研究者提出數字連通性對結果的非線性效應[2]。這些研究均忽視了數字連通性與員工個體特征的匹配效應。本研究基于個人-環境匹配理論，提出數字連通性對員工工作狀態（如職場精神力）和行為（如親環境行為）的影響取決于員工的時間觀。只有當數字連通性與員工的時間觀匹配時，才能起到積極的作用，不匹配的情況下只會降低員工的職場精神力和親環境行為。

再次，本研究為理解數字連通性提供更豐富的解釋思路。本研究指出，數字連通性并不是越多（或少）越好（或壞）。只有與個人的時間觀協同考慮，才能揭示數字連通性的效應。具體而言，高數字連通性并不一定帶來工作壓力和沖突，對偏好多元時間觀的員工，高數字連通性會產生個人-環境匹配感知，增加員工的職場精神力和親環境行為。同樣，低數字連通性并不一定會降低員工的工作熱情，對于偏好單一時間觀的員工，在低數字連通性要求的企業工作反而會增加員工的職場精神力和親環境行為。這挑戰了以往對數字連通性的普遍性認知。例如大量研究表明，高數字連通性會增加員工的壓力和工作家庭沖突[81-82]。

最后，本研究也貢獻了職場精神力和親環境行為研究領域的理論發展。以往大量研究主要從領導力（如精神型領導力）和組織環境（如組織公正）的角度關注影響職場精神力和親環境行為的因素[28，49]。本文為探究職場精神力和親環境行為提供了新的預測變量，并從數字連通性和多元時間觀匹配的角度提出兩者的（不）匹配是影響酒店業員工職場精神力和親環境行為強有力的因素。

4.3 實踐啟示

本研究的結論對酒店業員工和管理者具有一定的啟示和指導作用。首先，本研究結果指出，數字連通性不是單一好壞的工作要求，酒店業和管理者應該根據員工的個人特征和偏好提出適當的數字連通性的要求。具體而言，針對多元時間觀的員工，酒店業管理者可以要求員工在非工作時間處理工作事務。相反，對于單一時間觀的員工，則盡量降低對員工非工作時間的工作要求和安排，在工作時間內安排員工更好地完成任務。只有數字連通性要求與員工的時間管理偏好一致，才能提升員工的職場精神力，引導員工做出更多的親環境行為。其次，即使數字連通性和多元時間觀達到匹配，高水平的匹配仍然會帶來一定的工作壓力，降低員工的職場精神力。這提示酒店業和管理者對非工作時間的加班要求應該適度，過度的要求反而會適得其反。

4.4 研究不足與未來研究方向

本研究存在以下不足。1）雖然本研究采用不同研究方法試圖建立數字連通性和員工多元時間觀匹配與員工職場精神力的關系，以降低共同方法偏差問題，研究2采用的自我報告數據仍然可能引起結果的偏差[83]。未來研究需要采用更嚴謹的設計方法和數據收集過程驗證本研究的結論。例如，未來研究可以采用時滯設計（time-lag design）和跨層設計（multi-level design）進行研究[74，84]。2）本文關注數字連通性和多元時間觀對酒店業員工職場精神力的影響，但在研究1對數字連通性的操縱中，未具體到酒店業的情境，參與者可能代入其他情境，產生偏差。3）本研究基于個人-環境匹配理論關注數字連通性和多元時間觀的（不）匹配對員工職場精神力的影響，未來研究可基于其他理論視角關注其他中介機制。例如，未來研究可基于角色理論，關注數字連通性和多元時間觀的（不）匹配對角色沖突的影響。這是因為非工作時間的數字連通性要求是企業對員工非工作時間的工作角色的期望，而員工在非工作時間對自己的非工作角色（如家庭角色）持有不同的覺知，且員工可能需要履行家庭角色，當多個角色之間存在時間和精力等資源的競爭時，會出現角色沖突[12，85]。因此，角色沖突可能是解釋數字連通性后效的一個重要機制。

參考文獻（References）

[1] BLAGOEV B， SCHREYOGG G. Why do extreme work hours persist？ Temporal uncoupling as a new way of seeing[J]. Academy of Management Journal， 2019， 62（6）： 1818-1847.

[2] REN S， HU J， TANG G， et al. Digital connectivity for work after hours： Its curvilinear relationship with employee job performance[J]. Personnel Psychology， 2023， 76（3）： 731-757.

[3] 李馨， 劉培， 李愛梅， 等. 領導非工作時間電子通信預期影響下屬工作績效的多路徑模型[J]. 心理學報， 2022， 54（8）： 964-978.[LI Xin， LIU Pei， LI Aimei， et al. A multipath model of leader after-hours electronic communication expectations and employee job performance[J]. Acta Psychologica Sinica， 2022， 54（8）： 964-978.]

[4] SHINE R. Coronavirus pandemic leaves businesses struggling to survive the COVID-19 shutdown[EB/OL]. [2023-05-24]. https：//www.abc.net. au/news/2020-04-04/coronavirus-shutdown-leaves- businesses-struggling-to-su rvive/12116334.

[5] 王笑天， 劉培， 李愛梅. 自由還是束縛？異質性視角下工作性通訊工具使用對幸福感的影響[J]. 中國人力資源開發， 2019， 36（8）： 47-59. [WANG Xiaotian， LIU Pei， LI Aimei. Freedom or constraint？ The effect of work-related use of information and communication on technologies after hours on well-being[J]. Human Resources Development of China， 2019， 36（8）： 47-59.]

[6] SHI Y， ZHANG H， XIE J， et al. Work-related use of information and communication technologies after hours and focus on opportunities： The moderating role of work-family centrality[J]. Current Psychology， 2021， 40（10）： 639-646.

[7] ORGANISATION I L. Ilo monitor： COVID-19 and the world of work， 5th edition （June）[EB/OL]. [2023-05-24]. https：//www.ilo.org/ wcmsp5/groups/public/@dgreports/@dcomm/documents/briefingnote/ wcms _749399.pdf.

[8] CHADEE D， REN S， TANG G Y. Is digital technology the magic bullet for performing work at home？ Lessons learned for post COVID-19 recovery in hospitality management[J]. International Journal of Hospitality Management， 2021， 92： 102718.

[9] LV X， YANG Y， QIN D， et al. Artificial intelligence service recovery： The role of empathic response in hospitality customers’ continuous usage intention[J]. Computers in Human Behavior， 2021， 126： 106993.

[10] SPANAKI M， PAPATHEODOROU A， PAPPAS N. Tourism in the post COVID-19 era： Evidence from hotels in the north east of England[J]. Worldwide Hospitality and Tourism Themes， 2021， 13（3）： 357-368.

[11] TER HOEVEN C L， MILLER V D， PEPER B， et al. “The work must go on”： The role of employee and managerial communication in the use of work-life policies[J]. Management Communication Quarterly， 2017， 31（2）： 194-229.

[12] DERKS D， DUIN D， TIMS M. Smartphone use and work-home interference： The moderating role of social norms and employee work engagement[J]. Journal of Occupational and Organizational Psychology， 2014， 88（1）： 155-177.

[13] ROBERTS J A， WILLIAMS B H， DAVID M E. Put down your phone and listen to me： How boss phubbing undermines the psychological conditions necessary for employee engagement[J]. Computers in Human Behavior， 2017， 75： 206-217.

[14] WANG B， LIU Y， PARKER S. How does the use of information communication technology affect individuals？ A work design perspective[J]. The Academy of Management Annals， 2020， 14（2）： 695-725.

[15] BLUEDORN A C， KAUFMAN C F， LANE P M. How many things do you like to do at once？ An introduction to monochronic and polychronic time[J]. The Executive， 1992， 6（4）： 17-26.

[16] MILLIMAN J， GATLING A， BRADLEY-GEIST J C. The implications of workplace spirituality for person-environment fit theory[J]. Psychology of Religion and Spirituality， 2017， 9（1）： 1-12.

[17] SINGHAL M， CHATTERJEE L. A person-organization fit-based approach for spirituality at work： Development of a conceptual framework[J]. Journal of Human Values， 2006， 12（2）： 161-178.

[18] LEWIN K. Field Theory in Social Science： Selected Theoretical Papers[M]. New York： Harpers， 1951： 346.

[19] 田虹， 姜春源. 社會責任型人力資源管理對旅游企業員工親環境行為的影響研究[J]. 旅游學刊， 2021， 36（11）： 133-144. [TIAN Hong， JIANG Chunyuan. Research on the influence of social responsibility human resource management on employees’ pro-environment behavior in tourism enterprises[J]. Tourism Tribune， 2021， 36（11）： 133-144.

[20] BOIRAL O. Greening the corporation through organizational citizenship behaviors[J]. Journal of Business Ethics， 2008， 87（2）： 221-236.

[21] KRISTOF-BROWN A L， ZIMMERMAN R D， JOHNSON E C. Consequences of individual’s fit at work： A meta-analysis of person-job， person-organization， person-group， and person-supervisor fit[J]. Personnel Psychology， 2005， 58（2）： 281-342.

[22] LIU P， WANG X T， LI A， et al. Predicting work-family balance： A new perspective on person-environment fit[J]. Frontiers in Psychology， 2019， 10： 1804.

[23] MITROFF I I， DENTON E A. A study of spirituality in the workplace[J]. Sloan Management Review， 1999， 40： 83-92.

[24] MILLIMAN J， CZAPLEWSKI A， FERGUSON J. Workplace spirituality and employee work attitudes： An exploratory empirical assessment[J]. Journal of Organizational Change Management， 2003， 16（4）： 426-447.

[25] ASHMOS D P， DUCHON D. Spirituality at work： A conceptualization and measure[J]. Journal of Management Inquiry， 2000， 9（2）： 134-145.

[26] 柯江林， 孫健敏， 王娟. 職場精神力量表的開發及信效度檢驗[J]. 中國臨床心理學雜志， 2014， 22（5）： 826-830. [KE Jianglin， SUN Jianmin， WANG Juan. Development and validation of the workplace spirituality scale[J]. Chinese Journal of Clinical Psychology， 2014， 22（5）： 826-830.]

[27] REZAPOURAGHDAM H， ALIPOUR H， DARVISHMOTEVALI M. Employee workplace spirituality and pro-environmental behavior in the hotel industry[J]. Journal of Sustainable Tourism， 2018， 26（5）： 740-758.

[28] AFSAR B， BADIR Y， SAFDAR U. Linking spiritual leadership and employee pro-environmental behavior： The influence of workplace spirituality， intrinsic motivation， and environmental passion[J]. Journal of Environmental Psychology， 2015， 45： 79-88.

[29] 張志學， 趙曙明， 連匯文， 等. 數智時代的自我管理和自我領導：現狀與未來[J]. 外國經濟與管理， 2021， 43（11）： 3-14. [ZHANG Zhixue， ZHAO Shuming， LIAN Huiwen， et al. Self-management and self-leadership in the digital and AI era： An overview and future directions[J]. Foreign Economics amp; Management， 2021， 43（11）： 3-14.

[30] EDWARDS J， CAPLAN R， HARRISON V. Person-environment fit theory： Conceptual foundations， empirical evidence， and directions for future research[M]// COOPER C L. Theories of Organizational Stress. New York： Oxford University Press， 1998： 67-94

[31] VAN VIANEN A. Person-environment fit： A review of its basic tenets[J]. Annual Review of Organizational Psychology and Organizational Behavior， 2018， 5（1）： 75-101.

[32] DONOHUE R. Person-environment congruence in relation to career change and career persistence[J]. Journal of Vocational Behavior， 2006， 68（3）： 504-515.

[33] CHEN Z， POWELL G， GREENHAUS J. Work-to-family conflict， positive spillover， and boundary management： A person-environment fit approach[J]. Journal of Vocational Behavior， 2009， 74（1）： 82-93.

[34] KAHN R L， WOLFE D M， QUINN R P， et al. Organizational Stress： Studies in Role Conflict and Ambiguity[M]. Oxford： John Wiley， 1964： 470.

[35] GADEYNE N， VERBRUGGEN M， DELANOEIJE J， et al. All wired， all tired？ Work-related ICT-use outside work hours and work-to-home conflict： The role of integration preference， integration norms and work demands[J]. Journal of Vocational Behavior， 2018， 10： 86-99.

[36] DERKS D. Smartphone use， work-home interference， and burnout： A diary study on the role of recovery[J]. Applied Psychology， 2014， 63（3）： 411-440.

[37] ASGHAR M， GULL N， TAYYAB M， et al. Polychronicity at work： Work engagement as a mediator of the relationships between job outcomes[J]. Journal of Hospitality and Tourism Management， 2020， 45： 470-478.

[38] CONTE J， AASEN B， JACOBSON C， et al. Investigating relationships among polychronicity， work-family conflict， job satisfaction， and work engagement[J]. Journal of Managerial Psychology， 2019， 34（7）： 459-473.

[39] 柯江林， 丁群. 創業型領導對初創企業員工態度與創新績效的影響——職場精神力的中介效應與領導-成員交換的調節作用[J]. 經濟與管理研究， 2020， 41（1）： 91-103. [KE Jianglin， DING Qun. The effects of entrepreneurial leadership on employees’ work attitudes and innovation performance in start-ups—The mediated role of workplace spirituality and the moderating effect of LMX[J]. Research On Economics and Management， 2020， 41（1）： 91-103.]

[40] YU S. Cohort difference in job environments： The mediating effect of organizational identification on the relationships between mindful leadership and self-spirituality[J]. The Journal of General Psychology， 2023， 150（3）： 363-377.

[41] GATLING A， KIM J， MILLIMAN J. The relationship between workplace spirituality and hospitality supervisors’ work attitudes： A self-determination theory perspective[J]. International Journal of Contemporary Hospitality Management， 2016， 28（3）： 471-489.

[42] SINTAASIH D， DEWI I G A， UTAMA I， et al. Work spirituality： Its effect to the organizational commitment and performance of rural credit institution administrator[J]. International Journal of Ethics and Systems， 2019， 35（3）： 306-322.

[43] PAWAR B S. Individual spirituality， workplace spirituality and work attitudes an empirical test of direct and interaction effects[J]. Leadership amp; Organization Development Journal， 2009， 30（8）： 759-777.

[44] JANG J， GEORGE R. Understanding the influence of polychronicity on job satisfaction and turnover intention： A study of non-supervisory hotel employees[J]. International Journal of Hospitality Management， 2012， 31（2）： 588-595.

[45] GREGURAS G， DIEFENDORFF J. Different fits satisfy different needs： Linking person-environment fit to employee commitment and performance using self-determination theory[J]. Journal of Applied Psychology， 2009， 94（2）： 465-477.

[46] VLEUGELS W， VERBRUGGEN M， DE COOMAN R， et al. A systematic review of temporal person-environment fit research： Trends， developments， obstacles， and opportunities for future research[J]. Journal of Organizational Behavior， 2023， 44（2）： 376-398.

[47] GLASER L， FOURNé S， ELFRING T. Achieving strategic renewal： The multi-level influences of top and middle managers’ boundary-spanning[J]. Small Business Economics， 2015， 45（2）： 305-327.

[48] MCDANIEL B， O’CONNOR K， DROUIN M. Work-related technoference at home and feelings of work spillover， overload， life satisfaction and job satisfaction[J]. International Journal of Workplace Health Management， 2021， 14（5）： 526-541.

[49] HALDORAI K， KIM W， CHANG H， et al. Workplace spirituality as a mediator between ethical climate and workplace deviant behavior[J]. International Journal of Hospitality Management， 2019， 86： 102372.

[50] PISZCZEK M. Boundary control and controlled boundaries： Organizational expectations for technology use at the work-family interface[J]. Journal of Organizational Behavior， 2016， 38（4）： 592-611.

[51] RAGSDALE J， HOOVER C. Cell phones during nonwork time： A source of job demands and resources[J]. Computers in Human Behavior， 2016， 57： 54-60.

[52] JOHNSON R， LIN S H J， LEE H W. Self-control as the fuel for effective self-regulation at work： Antecedents， consequences， and boundary conditions of employee self-control[M]// ELLIOT A J. Advances in Motivation Science. Amsterdam： Elsevier Inc.， 2018： 87-128.

[53] MOTAMED-JAHROMI M， FEREIDOUNI Z， DEHGHAN A. Effectiveness of positive thinking training program on nurses’ quality of work life through smartphone applications[J]. International Scholarly Research Notices， 2017（2）： 1-6.

[54] DERKS D， TEN BRUMMELHUIS L， ZECIC D. Switching on and off …： Does smartphone use obstruct the possibility to engage in recovery activities？[J]. European Journal of Work and Organizational Psychology， 2014， 23（1）： 80-90.

[55] PETCHSAWANG P， DUCHON D. Measuring workplace spirituality in an asian context[J]. Human Resource Development International， 2009， 12（4）： 459-468.

[56] SCHWARTZ S H. Beyond Individualism/Collectivism： New Cultural Dimensions of Values[M]. Thousand Oaks： Sage Publications， Inc.， 1994： 85-119.

[57] NOWELL B， BOYD N M. Sense of community responsibility in community collaboratives： Advancing a theory of community as resource and responsibility[J]. American Journal of Community Psychology， 2014， 54（3-4）： 229-242.

[58] CSUTORA M， ZSóKA á. May spirituality lead to reduced ecological footprint？ Conceptual framework and empirical analysis[J]. World Review of Entrepreneurship， 2014， 10（1）： 88-105.

[59] HU J， MA X， XU X， et al. Treat for affection？ Customers’ differentiated responses to pro-customer deviance[J]. Tourism Management， 2022， 93： 104619.

[60] RICHARDSON K， BENBUNAN-FICH R. Examining the antecedents of work connectivity behavior during non-work time[J]. Information and Organization， 2011， 21（3）： 142-160.

[61] CONTE J， JACOBS R. Validity evidence linking polychronicity and big five personality dimensions to absence， lateness， and supervisory performance ratings[J]. Human Performance， 2003， 16（2）： 107-129.

[62] BRISLIN R W. Translation and content analysis of oral and written material[M]// TRIANDIS H C， BERRY J W. Handbook of Cross-cultural Psychology. Boston： Allyn amp; Baco， 1980： 389-444.

[63] HAYS N A， LI H， YANG X， et al. A tale of two hierarchies： Interactive effects of power differentiation and status differentiation on team performance[J]. Organization Science， 2022， 33（6）： 2085-2105.

[64] BOIRAL O， PAILLé P. Organizational citizenship behaviour for the environment： Measurement and validation[J]. Journal of Business Ethics， 2012， 109（4）： 431-445.

[65] EDWARDS J. Alternatives to Difference Scores： Polynomial Regression Analysis and Response Surface Methodology[M]. San Francisco： Jossey-Bass， 2002： 350-400.

[66] 唐杰， 林志揚， 莫莉. 多項式回歸與一致性研究： 應用及分析[J]. 心理學報， 2011， 43（12）： 1454-1461. [TANG Jie， LIN Zhiyang， MO Li. On the use of polynomial regression in congruence research： Application and analysis[J]. Acta Psychologica Sinica， 2011， 43（12）： 1454-1461.]

[67] ZHANG Z， WANG M， SHI J. Leader-follower congruence in proactive personality and work outcomes： The mediating role of leader-member exchange[J]. Academy of Management Journal， 2012， 55（1）： 111-130.

[68] BARRANTI M， CARLSON E， C?Té S. How to test questions about similarity in personality and social psychology research： Description and empirical demonstration of response surface analysis[J]. Social Psychological and Personality Science， 2017， 8（4）： 465-475.

[69] SHANOCK L， BARAN B， GENTRY W， et al. Erratum to： Polynomial regression with response surface analysis： A powerful approach for examining moderation and overcoming limitations of difference scores[J]. Journal of Business and Psychology， 2010， 29（1）： 543-554.

[70] EDWARDS J R， PARRY M E. On the use of polynomial regression equations as an alternative to difference scores in organizational research[J]. Academy of Management Journal， 1993， 36（6）： 1577-1613.

[71] ATWATER L E， OSTROFF C， YAMMARINO F J， et al. Self-other agreement： Does it really matter？[J]. Personnel Psychology， 1998， 51（3）： 577-598.

[72] EDWARDS J， CABLE D. The value of value congruence[J]. The Journal of Applied Psychology， 2009， 94（3）： 654-677.

[73] TOFIGHI D， MACKINNON D. Rmediation： An R package for mediation analysis confidence intervals[J]. Behavior Research Methods， 2011， 43（3）： 692-700.

[74] 陳晨， 秦昕， 譚玲， 等. 授權型領導——下屬自我領導匹配對下屬情緒衰竭和工作績效的影響[J]. 管理世界， 2020， 36（12）： 145-162. [CHEN Chen， QIN Xin， TAN Ling， et al. The（in）congruence effect of supervisor empowering leadership and subordinate self-leadership on subordinate emotional exhaustion and job performance[J]. Journal of Management World， 2020， 36（12）： 145-162.]

[75] LIU P， LI X， LIU N， et al. Is cyber anxiety signaling useful？ An examination of leader’s emotional and behavioral reactions[J]. Journal of Business Research， 2022， 146： 1-12.

[76] LITTLE T， CUNNINGHAM W， SHAHAR G， et al. To parcel or not to parcel： Exploring the question， weighing the merits[J]. Structural Equation Modeling： A Multidisciplinary Journal， 2002， 9（2）： 151-173.

[77] LITTLE T， RHEMTULLA M， GIBSON K， et al. Why the items versus parcels controversy needn’t be one[J]. Psychological Methods， 2013， 18（3）： 285-300.

[78] ZOONEN W， SIVUNEN A， RICE R. Boundary communication： How smartphone use after hours is associated with work-life conflict and organizational identification[J]. Journal of Applied Communication Research， 2020， 48（3）： 372-392.

[79] ABDALLA M D J， SAID H， ALI L， et al. COVID-19 and unpaid leave： Impacts of psychological contract breach on organizational distrust and turnover intention： Mediating role of emotional exhaustion[J]. Tourism Management Perspectives， 2021， 39： 100854.

[80] JING J， INGKADIJAYA R， ZHANG X， et al. Tourism policy and stakeholders dilemmas in the post-COVID-19 era— A case study of Guilin tourism co.， Ltd.[M]//OKTADIANA H， RAHMANITA M， SUPRINA R， et al. Current Issues in Tourism， Gastronomy， and Tourist Destination Research. London， New York： Routledge， 2022： 92-97.

[81] DERKS D， PETERS P， WINGERDEN P. Work-related smartphone use， work-family conflict and family role performance： The role of segmentation preference[J]. Human Relations， 2016， 69（5）： 1045-1068.

[82] LANAJ K， JOHNSON R， BARNES C. Beginning the workday yet already depleted？ Consequences of late-night smartphone use and sleep[J]. Organizational Behavior and Human Decision Processes， 2014， 124（1）： 11-23.

[83] LIU P， AN X， LI X. You are an outsider！ How and when observed leader incivility affect hospitality employees’ social categorization and deviant behavior[J]. International Journal of Hospitality Management， 2022， 106： 103273.

[84] TIAN Q， ROBERTSON J. How and when does perceived CSR affect employees’ engagement in voluntary pro-environmental behavior？ [J]. Journal of Business Ethics， 2019， 155（4）： 399-412.

[85] ROMáN S， HERRERA R， JARAMILLO J. Are mobile devices a blessing or a curse？ Effects of mobile technology use on salesperson role stress and job satisfaction[J]. Journal of Business amp; Industrial Marketing， 2018， 33（5）： 651-664.

Hospitality Employees’ Workplace Spirituality and Pro-environmental Behavior：

The Effects of （in） Congruence between Digital Connectivity and Polychronicity

LIU Pei， MU Yuting， ZHANG Lilu， ZHANG Linghan

（School of Tourism Management， Sun Yat-sen University， Guangzhou 510275， China）

Abstract： With the advent of the digital economy， it has become the norm for employees to rely on electronic communication devices to work from anywhere at any time. Consequently， it has become increasingly prevalent for companies to impose work-related demands on employees beyond their designated working hours， a phenomenon termed “digital connectivity”. Although considerable research has explored the impacts of digital connectivity， the specific effects within the hospitality industry， where overtime work remains a serious issue， have received scant attention. Furthermore， the findings of previous studies have been mixed. While some scholars have endeavored to elucidate that from the perspectives of the “double-edged sword effect” and “too much is not enough”， they have largely neglected to account for individual employee traits. Employees’ polychronicity—their propensity to manage multiple tasks concurrently—may affect their perception and behavioral response towards digital connectivity.

To bridge the gap， this study， adopting the person-environment fit theory， examined the （in）congruence effect of digital connectivity and polychronicity on employees’ workplace spirituality and subsequent pro-environmental behavior. The hospitality industry， a pivotal pillar of the modern service sector， is confronted with a myriad of environmental challenges throughout its development. Employees play a crucial role as the primary implementers of environmental governance activities， directly influencing the environmental performance of their organizations through their behaviors. Therefore， a keen focus on employees’ pro-environmental behaviors is of practical importance. Workplace spirituality among employees refers to the transcendent and interconnected inner experience that arises after they recognize the meaning and value of their work， team and enterprise. It may serve as a catalyst in prompting pro-environmental behavior.

Utilizing the polynomial regression and response surface analysis， it conducted an experimental study comprising 176 hospitality employees and a field study involving 437 hospitality employees. The results showed that the congruence of digital connectivity and polychronicity significantly affected employees’ workplace spirituality. In terms of congruence， employees experienced reduced levels of workplace spirituality when both digital connectivity and polychronicity were higher， compared to when they were lower. In the case of incongruence， employees experienced a decline in workplace spirituality when confronted with the scenario of high digital connectivity coupled with low polychronicity， in contrast to the situation where digital connectivity was low but polychronicity was high. Moreover， workplace spirituality mediated the （in） congruence effect of digital connectivity and polychronicity on pro-environmental behavior.

This study demonstrates that digital connectivity can influence hospitality employees’ workplace spirituality and their subsequent pro-environmental behavior from the congruence perspective. In addition， exploring the effects of digital connectivity from a fit perspective helps explain mixed findings in previous studies， and provides a more comprehensive and dialectical understanding of digital connectivity. Digital connectivity is not inherently better with more or worse with less. Only by taking into account its congruence with employees’ polychronicity can the effects of digital connectivity be revealed. Practically， hospitality industry managers should propose appropriate digital connectivity requirements based on employees’ polychronicity to better stimulate their pro-environmental behavior.

Keywords： digital connectivity; polychronicity; person-environment fit theory; workplace spirituality; pro-environmental behavior

[責任編輯：王" " 婧；責任校對：周小芳]