實體超市主管信任對一線員工工作投入的影響研究

金冬梅， 李 丹， 溫志毅

(1.北京工商大學(xué) 商學(xué)院， 北京 100048；2.人力資源和社會保障部 人事考試中心， 北京 100013)

為應(yīng)對市場競爭的加劇和互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的崛起，實體超市在加強自身盈利能力的同時，應(yīng)該重視超市內(nèi)龐大且重要的人力資源——一線員工的管理和激勵。實體超市一線員工從事理貨、收銀、稱重等崗位工作，他們是實體超市經(jīng)營活動的直接開展者，更是實體超市效益的直接產(chǎn)生者，其服務(wù)質(zhì)量是顧客在實體超市購物時最重視的因素之一[1]，并對顧客滿意度和忠誠度有顯著影響[2]。員工好的服務(wù)質(zhì)量需要以大量的工作投入作為保障[3]，但由于實體超市一線員工普遍薪酬水平偏低，工作內(nèi)容單調(diào)、枯燥，導(dǎo)致工作積極性不高，容易產(chǎn)生工作倦怠[4]。如何增強一線員工的工作投入，進而提升他們的服務(wù)質(zhì)量是實體超市亟須解決的問題。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)工作投入與主管信任

工作投入是指組織成員對工作持有的積極、持續(xù)、飽滿的情感認知狀態(tài)[5]。員工的工作投入顯著正向影響其工作績效[3]，同時又在工作績效與其他變量間起到中介作用[6]。增強員工的工作投入是提升其工作績效的重要途徑。研究表明，員工的程序公平感知、被妒忌、積極情緒和消極情緒等對其工作投入均有顯著的影響[7-9]。

人際信任是指個體對他人的語言、行為和決定充滿信心并愿意采取行動的程度，分為情感信任和認知信任[10]。情感信任基于雙方長期的相互尊重與關(guān)心，反映的是雙方特定的情感聯(lián)系；認知信任基于對他人可靠性的信念，包括對方的能力、正直等個性特征[11]。主管信任由人際信任發(fā)展而來。以往研究表明，主管信任對員工的任務(wù)績效和離職意愿等有顯著影響[12-13]。McAuliffe et al.[14]以非管理者的圖書館員工為研究對象，Basit[15]以護士為研究對象，Chughtai & Buckley[16]以大學(xué)的研究人員為研究對象，均發(fā)現(xiàn)主管信任正向影響工作投入。本研究推測實體超市一線員工的主管信任顯著正向影響其工作投入。當員工感受到主管與自己是相互尊重與關(guān)心的，相信主管的能力和人品時，會產(chǎn)生心理安全感[15]，會對主管的領(lǐng)導(dǎo)有信心，對自己的工作處境有信心，相信會受到公正對待。為了回報主管給自己帶來的安全感和信心，員工會配合主管的領(lǐng)導(dǎo)、支持主管的決策以及努力達到主管對自己的期望，將更多精力和情感投入到工作中去。由此，提出本研究的第一個假設(shè)。

H1：實體超市一線員工的主管信任顯著正向影響其工作投入。

(二)自我管理的中介作用

自我管理是指在缺少外部約束的條件下，為提高工作績效，組織成員內(nèi)在表現(xiàn)出來的自我控制和自我約束的意識及行為[17]。自我管理的個體在日常工作中會進行自我計劃、追趕行為和情緒管理等一系列活動[18]。研究表明，組織中員工的人際信任會影響其自我管理水平[19]。員工在日常工作中不斷進行自我管理的實踐，能夠提高自身的工作投入水平[20]。本研究推測在實體超市一線員工的主管信任對工作投入的影響中，自我管理起中介作用。實體超市一線員工大部分時間需要在無人監(jiān)督的情況下獨立承擔工作，因此進行自我管理是非常必要的。實體超市一線員工在對主管產(chǎn)生信任后，為回報主管和組織，會主動地對自己的意識和行為進行調(diào)節(jié)和約束，以確保將更多的精力和情感投入到工作中。由此，提出本研究的第二個和第三個假設(shè)。

H2：實體超市一線員工的主管信任顯著正向影響其自我管理。

H3：實體超市一線員工自我管理在主管信任對員工工作投入的影響中起中介作用。

(三)分配公平感的調(diào)節(jié)作用

分配公平感是指員工將自己的收入、付出比與同行業(yè)相同或相似崗位進行比較所產(chǎn)生的公平感[21]。研究表明，分配公平感對員工的主管評價和工作投入等有著顯著的影響[22-23]。相較于程序公平和人際公平，分配公平是員工決定是否離開組織的關(guān)鍵因素[24]。分配公平感還在員工異議對工作投入的影響中起調(diào)節(jié)作用[25]。另外，在零售業(yè)一線員工的生活壓力方面，經(jīng)濟問題是他們尤為關(guān)注的問題[26]。本研究推測，實體超市一線員工的分配公平感在主管信任對工作投入的作用中，以及在自我管理對主管信任和工作投入之間的中介作用中起正向調(diào)節(jié)作用。這是因為收入情況是影響實體超市一線員工工作投入的重要因素，當員工感到薪酬收入與工作投入相對平衡時，與感到薪酬收入與工作投入之間不平衡時相比，他們的主管信任和自我管理更易導(dǎo)致工作更加投入以回報組織。綜上，提出本研究的第四、第五個假設(shè)。

H4：分配公平感正向調(diào)節(jié)實體超市一線員工的主管信任對工作投入的作用。

H5：分配公平感正向調(diào)節(jié)實體超市一線員工的自我管理在主管信任和工作投入之間的中介效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

(一)研究樣本

本研究在正式調(diào)查前一個月實施預(yù)調(diào)查，并依此對問卷進行了修訂。正式的問卷調(diào)查對象是北京市的歐尚、美廉美、永輝、家樂福、物美、華聯(lián)超市、BHG等大型綜合實體超市的理貨員、收銀員、稱重員等一線員工。本次調(diào)查于2018年2月1日—2018年4月15日進行，采取到實體超市請受調(diào)查者工作之余填寫紙質(zhì)問卷或網(wǎng)絡(luò)在線填答問卷的方式。本次調(diào)查共發(fā)放452份問卷，回收430份問卷，有效問卷為366份，有效回收率為80.97%。具體樣本特征如表1所示。

表1 樣本特征

(二)理論分析框架

本研究最初通過對11名實體超市一線員工一對一的訪談，初步認為實體超市一線員工的主管信任、自我管理和分配公平感可能會影響他們的工作投入。然后基于社會交換理論和以往實證研究結(jié)論，提出以上研究假設(shè)。綜合這些研究假設(shè)，構(gòu)建本研究的理論模型，如圖1所示。

信任給個體帶來心理安全感，它是個體進行社會交換的關(guān)鍵因素[27]。以往研究表明，信任能夠維持組織內(nèi)部穩(wěn)定，降低人員流失，促進上下級互動和提高工作績效[28]。本理論模型認為實體超市一線員工對直接主管的信任會顯著增強其工作投入，原因是他們受直接主管的直接監(jiān)督、指導(dǎo)和評價，與直接主管接觸密切、頻繁，他們的工作態(tài)度和行為易受其與直接主管之間關(guān)系的影響。如果實體超市一線員工對直接主管是信任的，基于社會交換，他們會產(chǎn)生回報的義務(wù)感，愿意滿足直接主管提出的要求，更多地把精力投入到工作當中。另外，實體超市一線員工的大部分工作是在自我管理的情況下獨立進行的，本模型認為在實體超市一線員工的主管信任對員工工作投入的影響中，員工自我管理起中介作用。這是因為實體超市一線員工因信任直接主管而產(chǎn)生了心理安全感，基于社會交換原則，為回報直接主管，他們會通過增強自我管理來加大工作投入，這樣可以減輕直接主管監(jiān)督和管理的工作負荷。此外，分配公平感是員工有關(guān)工作投入和工作收入是否平衡的感受[29]，工作收入是超市一線員工普遍非常重視的因素，本模型認為，分配公平感在實體超市一線員工的主管信任、員工自我管理對員工工作投入的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。實體超市一線員工的分配公平感越強，主管信任對員工工作投入的正向影響就越強，員工自我管理在其中的中介作用也越強。這是因為實體超市一線員工的收入水平較低，物質(zhì)需求強烈，薪酬收入是員工工作投入非常重要的交換對象。當他們的分配公平感增強時，在產(chǎn)生主管信任后會更傾向于以回報組織的方式進行社會交換，從而加強了主管信任對員工工作投入的正向作用以及員工自我管理在其中的中介作用。

綜上，本研究的理論模型以實體超市一線員工為研究對象，探討和驗證主管信任對員工工作投入的影響機制中員工自我管理的中介作用，員工分配公平感的調(diào)節(jié)作用，以期尋求增強實體超市一線員工工作投入的管理路徑。該模型將實體超市一線員工的性別、年齡、受教育程度、在目前超市的工作年限、婚姻狀況、子女狀況等變量作為控制變量處理。

(三)測量工具

本研究所用量表均為國內(nèi)外成熟量表。除人口統(tǒng)計信息問卷以外，其余問卷均采用李克特7級評定法，1～7級分別表示“極不符合”“比較不符合”“有點兒不符合”“一般”“有點兒符合”“比較符合”和“極符合”。

工作投入：采用Schaufeli[5]開發(fā)的工作投入量表，共有9個題項。示例題項有“在工作中，我感覺自己充滿能量”，該量表的克倫巴赫α值為0.897。

主管信任：采用McAllister[10]編制的主管信任量表，包含情感信任和認知信任兩個維度，共計11個題項。示例題項有“我和主管之間有很好的默契，可以很輕松地分享彼此的感覺和想法?！痹摿勘淼目藗惏秃咋林禐?.890，其中情感信任分量表克倫巴赫α值為0.890，認知信任分量表克倫巴赫α值為0.886。

自我管理：采用Castaneda et al.[18]編制的自我管理量表。結(jié)合實體超市一線員工的實際工作情況，保留了計劃、追趕行為和情緒管理三個維度，共有14個題項。示例題項有“我會在工作開始前做好當天的計劃。”該量表的克倫巴赫α值為0.898，其中計劃分量表的克倫巴赫α值為0.931，追趕行為分量表的克倫巴赫α值為0.831，情緒管理分量表的克倫巴赫α值為0.853。

分配公平感：采用劉耀中、姜榮萍[21]編制的《企業(yè)員工薪酬公平感問卷》中的分配公平感分量表，有6個題項。示例題項有“就我的工作表現(xiàn)和努力程度而言，薪酬收入是公平的”，該分量表的克倫巴赫α值為0.931。

本研究主要運用SPSS 20.0和AMOS 20.0對數(shù)據(jù)進行分析。

三、實證結(jié)果分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計分析

對各變量維度進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表2所示。實體超市一線員工的主管信任各維度、自我管理各維度、分配公平感以及工作投入的均值均在3.5～4.5之間，屬于強度一般的水平，說明均有很大的提升空間。樣本量為366個，標準差在1.43～1.80之間。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)變量測量模型的效度、同源偏差和多重共線性檢驗

本文采用最大似然估計法計算各維度的平均方差萃取值(AVE)：工作投入為0.50，主管信任的情感信任維度為0.62，認知信任維度為0.57，自我管理的計劃維度為0.63，追趕行為維度為0.62以及情緒管理維度為0.66，分配公平感為0.69。上述變量的AVE均超過0.5, 表明它們均具有較好的聚合效度。

運用AMOS 20.0軟件，采用驗證性因子分析法對研究模型的建構(gòu)效度、收斂效度和區(qū)分效度進行分析。研究結(jié)果表明用所有變量構(gòu)建的七因子模型具有良好的擬合度(χ2/df=1.334, RMSEA=0.030, TLI=0.970, CFI=0.973, IFI=0.973)，因而具有良好的建構(gòu)效度和收斂效度，符合模型的建構(gòu)和分析標準。然后，在七因子模型的基礎(chǔ)上，考慮各因子間關(guān)聯(lián)程度，通過因子合并分別構(gòu)建六因子、五因子、四因子、三因子、二因子和單因子模型，再與七因子全模型的各項擬合指標進行對比，發(fā)現(xiàn)七因子模型各項指標的擬合程度最好，表明該模型具有良好的區(qū)分效度。

由于本研究各變量均由超市一線員工評價，需要進行同源偏差檢驗。采用Harman單因子分析法，對全部題項進行因子分析，抽取了7個特征根大于1的公共因子，累積解釋方差為67.62%；同時所得到的第1個公共因子解釋整體變異量的13.95%，這說明本研究并沒有出現(xiàn)單一的可以解釋絕大部分變異的因子，因此本研究數(shù)據(jù)的同源偏差較小。此外，各變量維度的容許度在0.416～0.980之間，而方差膨脹因子(VIF)在1.020～2.405之間，遠低于臨界值5，由此得出，本研究中各變量維度之間多重共線性問題的程度較低。

(三)主管信任對一線員工工作投入的直接效應(yīng)檢驗和員工自我管理的中介效應(yīng)檢驗

1. 主管信任對一線員工工作投入的直接效應(yīng)檢驗

采用層級回歸法對直接效應(yīng)假設(shè)進行檢驗，結(jié)果如表3所示。表3的模型1和模型2顯示，情感信任、認知信任對工作投入均有顯著正向影響(β=0.406，p<0.001；β=0.451，p<0.001)。由此得出，實體超市一線員工的主管信任顯著正向影響員工的工作投入，H1得到了驗證。

表3 主管信任對員工工作投入和自我管理影響的回歸結(jié)果

2.員工自我管理的中介效應(yīng)檢驗

采用層級回歸法對中介效應(yīng)假設(shè)進行檢驗，結(jié)果如表3、表4所示。表4的模型1顯示，情感信任對計劃有顯著正向影響(β=0.411，p<0.001)；模型2顯示認知信任對計劃有顯著正向影響(β=0.409，p<0.001)；模型3顯示情感信任對追趕行為有顯著正向影響(β=0.257，p<0.001)；模型4顯示認知信任對追趕行為有顯著正向影響(β=0.426，p<0.001)；模型5顯示情感信任對情緒管理有顯著正向影響(β=0.501，p<0.001)；模型6顯示認知信任對情緒管理有顯著正向影響(β=0.318，p<0.001)。由此得出，實體超市一線員工的主管信任顯著正向影響員工的自我管理，H2得到了驗證。

表4 主管信任對員工自我管理影響的回歸結(jié)果

同時將主管信任的一個維度、自我管理的一個維度納入回歸方程，回歸結(jié)果見表3。表3的模型1和模型3顯示，加入計劃后，主管情感信任對員工工作投入的影響系數(shù)從0.406(p<0.001)變?yōu)?.289(p<0.001)，說明主管情感信任對員工工作投入的效應(yīng)減弱；同時，計劃對員工工作投入的正向作用顯著(β=0.285，p<0.001)，表明計劃維度在主管情感信任對員工工作投入的影響中存在中介作用；模型1和模型4顯示，加入追趕行為后，主管情感信任對員工工作投入的影響系數(shù)從0.406(p<0.001)變?yōu)?.339(p<0.001)，說明主管情感信任對員工工作投入的效應(yīng)減弱；同時追趕行為對員工工作投入的正向作用顯著(β=0.263，p<0.001)，表明追趕行為在主管情感信任對員工工作投入的影響中存在部分中介作用。模型1和模型5顯示，加入情緒管理后，主管情感信任對員工工作投入的影響系數(shù)從0.406(p<0.001)變?yōu)?.244(p<0.001)，說明主管情感信任對員工工作投入的效應(yīng)減弱，同時情緒管理對員工工作投入的正向作用顯著(β=0.325，p<0.001)，表明情緒管理在主管情感信任對員工工作投入的影響中存在部分中介作用。模型2和模型6顯示，加入計劃維度后，主管認知信任對員工工作投入的影響系數(shù)從0.451(p<0.001)變?yōu)?.343(p<0.001)，說明主管認知信任對員工工作投入的效應(yīng)減弱；同時計劃對員工工作投入的正向作用顯著(β=0.265，p<0.01)，表明計劃在主管認知信任對員工工作投入的影響中存在部分中介作用。模型2和模型7顯示，加入追趕行為后，認知信任對工作投入的影響系數(shù)從0.451(p<0.001)變?yōu)?.368(p<0.001)，說明主管認知信任對員工工作投入的效應(yīng)減弱；同時追趕行為員工對工作投入的正向作用顯著(β=0.194，p<0.001)，表明追趕行為在認知信任對員工工作投入的影響中存在部分中介作用；模型2和模型8顯示，加入情緒管理后，主管認知信任對員工工作投入的影響系數(shù)從0.451(p<0.001)變?yōu)?.343(p<0.001)，說明主管認知信任對員工工作投入的效應(yīng)減弱；同時情緒管理對員工工作投入的正向作用顯著(β=0.339，p<0.001)，表明情緒管理在主管認知信任對員工工作投入的影響中存在部分中介作用。由此得出，實體超市一線員工自我管理在主管主管信任各維度對員工工作投入的影響存中在部分中介作用，H3得到了驗證。

(四)分配公平感的調(diào)節(jié)作用檢驗

1.分配公平感在主管信任與員工工作投入之間的調(diào)節(jié)作用檢驗

對所有變量進行標準化處理，并且構(gòu)建自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項、中介變量與調(diào)節(jié)變量的交互項，然后采用層級回歸法對分配公平感在主管信任與員工工作投入之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)進行檢驗，結(jié)果如表5所示。表5的模型3顯示主管情感信任與分配公平感的交互項對員工工作投入的影響不顯著(β=0.090，p>0.05)，模型4顯示認知信任與分配公平感的交互項對員工工作投入有顯著正向影響(β=0.163，p<0.01)。由此得出，分配公平感正向調(diào)節(jié)主管信任的認知信任維度與員工工作投入之間的關(guān)系，H4部分成立。

表5 分配公平感在主管信任與員工工作投入之間的調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果

2.分配公平感對員工自我管理中介效應(yīng)調(diào)節(jié)作用檢驗

采用已有研究的依次檢驗法檢驗分配公平感對員工自我管理的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用假設(shè)[30-31]，結(jié)果見表5和表6。

以計劃為中介變量。表5的模型1顯示，主管情感信任對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.388，p<0.001)；表6的模型1顯示主管情感信任對計劃有顯著的正向影響(β=0.396，p<0.001)，模型3顯示計劃對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.262，p<0.001)，模型4顯示計劃與分配公平感的交互項對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.155，p<0.001)。以上所述符合有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的檢驗條件。由此得出，分配公平感正向調(diào)節(jié)了計劃在主管情感信任和員工工作投入之間的中介效應(yīng)。表5的模型2顯示，主管認知信任對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.428，p<0.001)；表6的模型2顯示主管認知信任對計劃有顯著的正向影響(β=0.391，p<0.001)，模型5顯示計劃對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.262，p<0.001)，模型6顯示計劃與分配公平感的交互項對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.163，p<0.001)。以上所述符合有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗條件，由此可知，分配公平感正向調(diào)節(jié)了計劃在主管認知信任和員工工作投入之間的中介效應(yīng)。

以追趕行為為中介變量。表5的模型1顯示主管情感信任對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.388，p<0.001)；表6的模型7顯示主管情感信任對員工追趕行為有顯著的正向影響(β=0.244，p<0.001)；模型9顯示追趕行為對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.244，p<0.001)；模型10顯示員工追趕行為與分配公平感的交互項對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.160，p<0.001)。以上所述符合有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗條件。由此得出，分配公平感正向調(diào)節(jié)了員工追趕行為在主管情感信任和員工工作投入之間的關(guān)系。表5的模型2顯示主管認知信任對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.428，p<0.001)；表6的模型8顯示認知信任對追趕行為有顯著的正向影響(β=0.423，p<0.001)；模型11顯示員工追趕行為對工作投入有顯著的正向影響(β=0.194，p<0.001)；模型12顯示員工追趕行為與分配公平感的交互項對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.098，p<0.05)。以上所述符合有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗條件。由此得出，分配公平感正向調(diào)節(jié)了員工追趕行為在認知信任和工作投入之間的關(guān)系。

以情緒管理為中介變量。表5的模型1顯示主管情感信任對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.388，p<0.001)；表6的模型13顯示主管情感信任對員工情緒管理有顯著的正向影響(β=0.506，p<0.001)，模型15顯示員工情緒管理對工作投入有顯著的正向影響(β=0.335，p<0.001)，但模型16顯示員工情緒管理與分配公平感的交互項對員工工作投入的影響并不顯著(β=0.046，p>0.05)。以上所述沒有完全符合有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗條件。由此得出員工分配公平感對情緒管理在情感信任和工作投入之間不存在調(diào)節(jié)作用。表5的模型2顯示，主管認知信任對員工工作投入有顯著的正向影響(β=0.428，p<0.001)；表6的模型14顯示主管認知信任對員工情緒管理有顯著的正向影響(β=0.355，p<0.001)；模型17顯示員工情緒管理對其工作投入有顯著的正向影響(β=0.350，p<0.001)，但模型18顯示員工情緒管理與分配公平感的交互項對員工工作投入的影響并不顯著(β=0.033，p>0.05)。以上所述沒有完全符合有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗條件。由此得出，分配公平感對員工情緒管理在主管認知信任和員工工作投入之間不存在調(diào)節(jié)作用。

綜上，分配公平感正向調(diào)節(jié)了員工自我管理的計劃和追趕行為在主管信任和員工工作投入之間的中介作用，H5部分成立。

四、研究結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

本研究在建構(gòu)了以實體超市一線員工的主管信任為自變量、員工工作投入為因變量、員工自我管理為中介變量以及分配公平感為調(diào)節(jié)變量的假設(shè)模型之后，基于366個樣本數(shù)據(jù)進行了實證分析，得出以下結(jié)論。

首先，實體超市一線員工對直接主管的信任是其工作投入的前導(dǎo)因素。員工對主管的信任是企業(yè)非常重要的人際信任，由于主管信任能夠給員工帶來工作安全感和信心等，成為員工積極投入工作的重要的心理交換條件。

其次，主管信任可提升實體超市一線員工的自我管理水平，進而增強他們的工作投入。實體超市一線員工主管信任對員工工作投入的增強作用可通過提升員工自我管理水平間接產(chǎn)生，這一影響路徑對于大部分工作時間需要自我管理的實體超市一線員工來說很有價值。

最后，當實體超市一線員工的分配公平感增強時，主管信任的認知信任維度對員工工作投入的作用也增強，同時自我管理的計劃和追趕行為維度在主管信任和工作投入之間的中介作用也增強?？梢?，分配公平感是實體超市一線員工主管信任影響員工工作投入的重要邊界條件。另外，主管信任的情感信任維度和員工自我管理的情緒管理維度在對員工工作投入的作用中不受分配公平感的影響。本研究認為，這可能是因為主管情感信任是一種情緒情感體驗，情緒管理的對象是情緒情感，分配公平感作為一種認知變量對情緒情感的調(diào)節(jié)作用有限。

(二)研究啟示

本研究基于研究結(jié)論，提出以下管理建議以增強實體超市一線員工的工作投入。

1. 做好實體超市企業(yè)信任文化建設(shè)

信任是相互的，實體超市一線員工對主管的信任會受到組織的信任氛圍的影響，因此組織要重視企業(yè)信任文化的建設(shè)，注重營造信任的組織氛圍，注意消除不利于信任的因素，如缺乏溝通、績效考核不公正等。

2.改進實體超市一線主管的甄選和培養(yǎng)工作

實體超市一線員工對主管的信任在很大程度上靠主管的素質(zhì)來贏得，因此需要進一步改進實體超市一線主管的甄選和培養(yǎng)工作，保證一線主管在誠信、領(lǐng)導(dǎo)力、親和力、業(yè)務(wù)能力、管理理念和技能等方面有較高的素養(yǎng)。

3. 提升一線員工的自我管理水平

員工自我管理的意識和技能是可以培養(yǎng)的。實體超市可以通過宣傳、培訓(xùn)和強化來提升一線員工的自我管理水平。

4. 健全薪酬分配制度

員工較強的分配公平感，更多來自組織合理的薪酬制度。組織可以通過提升薪酬管理水平來提升員工的分配公平感。

(三)研究局限及未來展望

第一，本研究的調(diào)查數(shù)據(jù)來自北京的大型綜合實體超市，實體超市一線員工的樣本選取區(qū)域范圍小且所屬的實體超市種類單一，因此本論文的研究結(jié)論是否能擴大到更大區(qū)域的更多種類的實體超市，需要做進一步的實證研究。第二，本研究所使用數(shù)據(jù)均由實體超市一線員工自評得來，未來員工的工作投入應(yīng)由主管來進行評價，以降低社會稱許性效應(yīng)和同源誤差。第三，本研究僅考慮了主管信任對員工工作投入的影響過程中員工自我管理和分配公平感的作用，后續(xù)研究可考慮其他中介變量和調(diào)節(jié)變量在該過程中發(fā)揮的作用，以便進一步完善主管信任對員工工作投入的作用機制的研究。第四，本研究結(jié)論是否適用于其他工作人群，有待做進一步的理論探討和實證研究。