工作激情、建言與變革發(fā)起行為:自戀領(lǐng)導(dǎo)的雙刃劍效應(yīng)

陳 璐，尹 歡，陳 寧，井潤(rùn)田

1 電子科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 成都 611731

2 南開(kāi)大學(xué) 中國(guó)公司治理研究院，天津 300071

3 上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030

引言

在復(fù)雜多變的商業(yè)環(huán)境下，企業(yè)面臨激烈的競(jìng)爭(zhēng)，必須不斷進(jìn)行技術(shù)、市場(chǎng)和產(chǎn)品創(chuàng)新。相應(yīng)地，企業(yè)內(nèi)部的組織結(jié)構(gòu)、業(yè)務(wù)流程和人力資源系統(tǒng)等管理制度需要進(jìn)行變革，組織變革已經(jīng)成為當(dāng)前企業(yè)生存和發(fā)展的常態(tài)活動(dòng)[1]。作為變革的執(zhí)行者，員工能否在變革過(guò)程中發(fā)揮主動(dòng)性非常重要。企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)期望員工不僅能適應(yīng)組織由上而下推進(jìn)的變革，還能自下而上地參與變革發(fā)起行為[2]。變革發(fā)起行為指員工為了提高工作團(tuán)隊(duì)或組織的效率，主動(dòng)采取新的解決方案，引入高效的流程和程序等管理變革措施[2]。PARKER et al.[3]認(rèn)為，員工針對(duì)工作環(huán)境中的潛在問(wèn)題或機(jī)會(huì)主動(dòng)發(fā)起和實(shí)施管理變革，能夠?yàn)榻M織創(chuàng)造更大的收益。然而，已有研究大多采用以組織作為變革發(fā)動(dòng)者的視角[4]，探討組織宏觀層面的戰(zhàn)略變革[5]，關(guān)于變革發(fā)起行為的研究較為鮮見(jiàn)[6]。

變革發(fā)起行為是高創(chuàng)新性、高風(fēng)險(xiǎn)性的行為，需要員工在情感和認(rèn)知上高度投入。工作激情是員工對(duì)喜歡的活動(dòng)投入時(shí)間和精力的強(qiáng)烈傾向[7]，對(duì)員工的情感、認(rèn)知(如幸福感[8]、情感承諾[9])和行為(如創(chuàng)造力[10]、任務(wù)績(jī)效[11]和公民行為[12])等均有積極影響。因此，本研究認(rèn)為工作激情可能是影響變革發(fā)起行為的預(yù)測(cè)因素，但目前尚無(wú)研究揭示工作激情影響變革發(fā)起行為的機(jī)制和邊界條件。因此，本研究擬結(jié)合自我決定理論和情景力量理論，探索工作激情在何時(shí)以及如何激發(fā)變革發(fā)起行為。

1 相關(guān)研究評(píng)述

激情的研究起源于社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域，PERREWé et al.[7]認(rèn)為激情是人們肯定自己偏好行為的重要性，并愿意為之投入時(shí)間和精力的一種強(qiáng)烈傾向。近年來(lái)，組織領(lǐng)域關(guān)于工作激情的研究開(kāi)始受到關(guān)注。ZIGARMI et al.[13]將工作激情定義為個(gè)體在認(rèn)知和評(píng)估的基礎(chǔ)上產(chǎn)生的情感和持久的幸福狀態(tài)，可以劃分為和諧性工作激情(以下簡(jiǎn)稱和諧性激情)和強(qiáng)迫性工作激情(以下簡(jiǎn)稱強(qiáng)迫性激情)[7]。這兩種工作激情都來(lái)自于個(gè)體對(duì)喜歡的活動(dòng)的內(nèi)部認(rèn)同，但是，和諧性激情的內(nèi)化過(guò)程是由個(gè)體的自主動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)的，強(qiáng)迫性激情則源于受控動(dòng)機(jī)的內(nèi)部化。換言之，員工的和諧性激情來(lái)自于對(duì)工作強(qiáng)烈的喜愛(ài)，他們認(rèn)為工作是有趣的、有意義的，能夠自主地將工作活動(dòng)內(nèi)化到自己的身份中；強(qiáng)迫性激情則來(lái)自于外部的壓力，員工為了獲得組織認(rèn)可、加薪、晉升和其他能增強(qiáng)自我價(jià)值的獎(jiǎng)勵(lì)而參與工作活動(dòng)。

工作激情的二元模型在組織管理領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用，大量研究表明和諧性激情和強(qiáng)迫性激情對(duì)員工的心理和行為產(chǎn)生差異化的影響。按照結(jié)果變量分類，已有研究大致可分為心理變量和行為變量?jī)深?。關(guān)于心理變量的研究認(rèn)為，和諧性激情可以激發(fā)員工的積極情緒[14]和沉浸式體驗(yàn)[15]，增強(qiáng)歸屬感和幸福感[16]；強(qiáng)迫性激情則使員工體驗(yàn)到消極情緒[17]，引發(fā)工作倦怠感[18]，降低歸屬感和幸福感[19]。關(guān)于行為變量的研究認(rèn)為，強(qiáng)迫性激情導(dǎo)致員工的不道德親組織行為[20]和粗暴行為[21]等負(fù)面行為，而和諧性激情往往引發(fā)員工的助人行為[22]和進(jìn)諫行為[12]等正面行為。此外，在工作激情的影響機(jī)制方面，已有研究主要從資源保護(hù)理論和社會(huì)認(rèn)同理論等視角展開(kāi)研究。KONG et al.[23]基于資源保護(hù)理論進(jìn)行研究，認(rèn)為強(qiáng)迫性激情導(dǎo)致員工情緒衰竭，進(jìn)而降低工作績(jī)效；ASTAKHOVA et al.[24]從社會(huì)認(rèn)同理論出發(fā)，認(rèn)為和諧性激情和強(qiáng)迫性激情通過(guò)組織認(rèn)同的中介影響員工的工作績(jī)效；汪國(guó)銀等[25]研究認(rèn)為，創(chuàng)新角色認(rèn)同、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新意愿分別在工作激情與員工創(chuàng)造力之間起部分中介作用。

關(guān)于工作激情與結(jié)果變量之間的邊界條件，學(xué)者們主要從員工的價(jià)值觀、領(lǐng)導(dǎo)- 成員交換關(guān)系和人與環(huán)境契合等方面進(jìn)行考察。ASTAKHOVA[26]認(rèn)為集體主義價(jià)值觀能調(diào)節(jié)工作激情與組織公民行為之間的積極關(guān)系，當(dāng)員工具有高度集體主義價(jià)值觀時(shí)，和諧性激情和強(qiáng)迫性激情驅(qū)使員工展現(xiàn)更多的組織公民行為；KONG et al.[23]的研究表明，高質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)-成員交換關(guān)系可以緩沖強(qiáng)迫性激情對(duì)員工情緒衰竭的影響；ASTAKHOVA et al.[24]研究認(rèn)為，人- 組織、需求- 能力、需求- 供應(yīng)這3 種類型的契合度正向調(diào)節(jié)工作激情與工作績(jī)效之間的關(guān)系，工作激情與工作績(jī)效之間的關(guān)系隨個(gè)人- 環(huán)境契合度的上升而增強(qiáng)，反之則下降。

總結(jié)國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對(duì)工作激情與員工心理和行為之間的關(guān)系進(jìn)行了積極探索，但仍存在一定的局限。①已有研究較少關(guān)注工作激情與員工主動(dòng)性行為之間的關(guān)系，雖然已有證據(jù)證明工作激情對(duì)組織公民行為的影響[26]，但目前還沒(méi)有研究對(duì)組織變革背景下工作激情與變革發(fā)起行為之間的關(guān)系進(jìn)行探索。②對(duì)工作激情如何影響員工行為這一問(wèn)題，已有研究主要從資源保護(hù)和社會(huì)認(rèn)同的視角分析員工內(nèi)在的心理和認(rèn)知因素的中介作用，缺乏對(duì)自我決定理論等其他中介機(jī)制的豐富和發(fā)展[27]。根據(jù)自我決定理論[28]，工作激情高的人為滿足自身對(duì)勝任力、自主性和關(guān)聯(lián)性的基本心理需求，傾向于做出如建言、助人等有利于組織發(fā)展的公民行為。建言是一種挑戰(zhàn)性行為，旨在改善現(xiàn)有狀況[29]，包括促進(jìn)性建言和抑制性建言兩個(gè)維度[30]。MORRISON[31]認(rèn)為建言能有效地帶來(lái)組織的變革。而且，當(dāng)員工進(jìn)行促進(jìn)性建言或抑制性建言時(shí)，他們的建言動(dòng)機(jī)、內(nèi)容和后果等都存在差異[30]。工作激情的不同側(cè)面可能導(dǎo)致不同形式的建言，進(jìn)而影響變革發(fā)起行為。然而，迄今為止，還沒(méi)有對(duì)工作激情如何通過(guò)建言的中介影響員工的變革發(fā)起行為這一問(wèn)題展開(kāi)的研究。③已有研究對(duì)工作激情有效性邊界條件的探索仍存在局限，這直接制約了研究者對(duì)工作激情有效性的理解。因此，有必要從領(lǐng)導(dǎo)等組織或團(tuán)隊(duì)層次的情景因素視角，進(jìn)一步豐富對(duì)工作激情有效性邊界條件的研究，以更充分地解釋工作激情在何種條件下起作用。自戀型領(lǐng)導(dǎo)是一種將自我需求和信仰凌駕于所領(lǐng)導(dǎo)的組織的需求和利益之上，按照個(gè)人的需求進(jìn)行領(lǐng)導(dǎo)的行為。研究表明，不同于謙卑型領(lǐng)導(dǎo)，自戀型領(lǐng)導(dǎo)是一種消極的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格[32]，往往對(duì)員工的發(fā)言意愿有負(fù)面影響[33]。但是，目前還沒(méi)有研究將自戀型領(lǐng)導(dǎo)作為一種情景變量，討論其如何調(diào)節(jié)員工激情與建言行為之間的關(guān)系。

鑒于已有研究的不足，本研究以自我決定理論為基礎(chǔ)，探討建言在工作激情的兩個(gè)維度與變革發(fā)起行為之間的中介作用；以情景力量理論為基礎(chǔ)，考察自戀型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)工作激情與建言之間關(guān)系的跨層次調(diào)節(jié)作用。

2 理論分析和研究假設(shè)

自我決定理論主要探索個(gè)體的特質(zhì)、興趣、價(jià)值觀、認(rèn)知和情感等差異化特征如何通過(guò)動(dòng)機(jī)影響其行為，將個(gè)體的動(dòng)機(jī)區(qū)分為自主動(dòng)機(jī)和受控動(dòng)機(jī)兩種類型[28]。自主動(dòng)機(jī)包括外部動(dòng)機(jī)和內(nèi)部動(dòng)機(jī)，意味著個(gè)體認(rèn)同某項(xiàng)活動(dòng)的價(jià)值，并將其整合到自我意識(shí)中。因此，自主動(dòng)機(jī)使個(gè)體對(duì)自己的行為產(chǎn)生自發(fā)性的認(rèn)可。受控動(dòng)機(jī)包括外部調(diào)節(jié)和內(nèi)部調(diào)節(jié)。外部調(diào)節(jié)是個(gè)體的行為受到外部偶發(fā)事件控制，內(nèi)部調(diào)節(jié)則是個(gè)體的行為被部分內(nèi)部化，并受到尋求認(rèn)可、避免羞愧、自尊和自我參與等因素的影響[28]。研究表明，相對(duì)于受控動(dòng)機(jī)，自主動(dòng)機(jī)更能促進(jìn)個(gè)體的心理健康、活動(dòng)表現(xiàn)和持久性[28]?；谧晕覜Q定理論，本研究引入建言作為工作激情與變革發(fā)起行為的中介機(jī)制。本研究認(rèn)為，和諧性激情高的員工出于自主動(dòng)機(jī)需求，傾向于通過(guò)促進(jìn)性建言提出有利于組織未來(lái)發(fā)展的新想法，而強(qiáng)迫性激情高的員工出于受控動(dòng)機(jī)，更易做出抑制性建言，發(fā)現(xiàn)組織存在的問(wèn)題。促進(jìn)性建言和抑制性建言都能促進(jìn)變革發(fā)起行為，提高組織實(shí)施變革的效率。

根據(jù)情景力量理論，員工所在組織的情景力量，如領(lǐng)導(dǎo)者的行為風(fēng)格等，對(duì)其特定的行為提供了重要的外部提示，他們營(yíng)造的強(qiáng)情景或弱情景對(duì)員工的差異化特征向特定行為的轉(zhuǎn)化過(guò)程產(chǎn)生顯著的阻礙或促進(jìn)作用[34]。本研究引入自戀型領(lǐng)導(dǎo)這一組織情景因素作為跨層次的調(diào)節(jié)變量，認(rèn)為在自戀型領(lǐng)導(dǎo)營(yíng)造的消極組織氛圍下，和諧性激情高的員工的自主動(dòng)機(jī)被削弱，他們進(jìn)行促進(jìn)性建言的可能性降低；強(qiáng)迫性激情高的員工的受控動(dòng)機(jī)被加強(qiáng)，則更可能進(jìn)行抑制性建言。

2.1 工作激情與建言

建言是員工對(duì)與工作相關(guān)的問(wèn)題表達(dá)具有挑戰(zhàn)性和建設(shè)性的想法、意見(jiàn)和建議[29]，能幫助組織在早期發(fā)現(xiàn)嚴(yán)重問(wèn)題，創(chuàng)造改進(jìn)和創(chuàng)新的機(jī)會(huì)[35]，是有利于員工的績(jī)效評(píng)估、提升創(chuàng)造力和參與創(chuàng)造性工作等活動(dòng)[36]。根據(jù)建言的不同目的，可劃分為促進(jìn)性建言和抑制性建言兩種類型[30]。促進(jìn)性建言是員工為企業(yè)提供新的想法或建議以改善企業(yè)當(dāng)前的績(jī)效和運(yùn)營(yíng)，這種新的想法或建議關(guān)注企業(yè)未來(lái)的、理想的經(jīng)營(yíng)狀態(tài)，是一種促進(jìn)性的行為[30]；抑制性建言更多關(guān)注對(duì)組織有害的人或事，是指員工通過(guò)主動(dòng)指出企業(yè)中存在的決策錯(cuò)誤或不恰當(dāng)?shù)囊?guī)則等問(wèn)題改善績(jī)效，防止企業(yè)遭受負(fù)面和有害影響，對(duì)組織的健康有著重要影響[30]?？傮w說(shuō)，促進(jìn)性建言和抑制性建言都是對(duì)現(xiàn)狀發(fā)起的挑戰(zhàn)，促進(jìn)性建言面向未來(lái)，側(cè)重于實(shí)現(xiàn)未來(lái)新突破；抑制性建言既面向過(guò)去也面向未來(lái)，側(cè)重于阻止和預(yù)防傷害[30]。

自我決定理論認(rèn)為，為了保持自己的心理健康和工作效率，個(gè)體需要滿足勝任力、自主性和關(guān)聯(lián)性3 種基本心理需求[28]。勝任力是個(gè)體與環(huán)境有效互動(dòng)的能力，自主性是個(gè)體感受主動(dòng)性的愿望，而關(guān)聯(lián)性則是個(gè)體希望以有意義的方式與他人建立聯(lián)系的愿望[28]。本研究認(rèn)為，工作激情高的員工為了滿足自己對(duì)勝任力、自主性和關(guān)聯(lián)性的需求，傾向于主動(dòng)做出建言等有利于組織發(fā)展的行為[37]。但是，和諧性激情和強(qiáng)迫性激情分別受到自主性動(dòng)機(jī)和受控性動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)，可能激發(fā)員工不同的建言行為。具體而言，和諧性激情高的員工會(huì)自覺(jué)將時(shí)間和精力投入到認(rèn)知和評(píng)價(jià)過(guò)程中[13]，創(chuàng)造出一種自主的意志和自我接受的感覺(jué)。這樣的員工認(rèn)為工作是重要的、有趣的，是自己身份的一部分[7]。對(duì)工作發(fā)自內(nèi)心的熱愛(ài)促使他們積極參與工作，關(guān)注有利于提高組織效率和促進(jìn)組織發(fā)展的新想法、觀點(diǎn)和措施。因此，和諧性激情高的員工更傾向于向上級(jí)提供促進(jìn)性建言，從而獲得心理上的滿足和快樂(lè)。強(qiáng)迫性激情往往是非自主性的。員工受控于內(nèi)在壓力，被迫對(duì)外部環(huán)境進(jìn)行認(rèn)知和評(píng)價(jià)，做出反應(yīng)[13]。強(qiáng)迫性激情高的員工為了外在的獎(jiǎng)勵(lì)和榮譽(yù)而工作[8]，過(guò)分重視自己的身份地位，很難接受失敗。為了防止出錯(cuò)，強(qiáng)化自己在組織中的話語(yǔ)權(quán)和影響力，可能更多地關(guān)注工作流程中的漏洞和決策中的問(wèn)題等負(fù)面信息。因此，強(qiáng)迫性激情高的員工更傾向于通過(guò)抑制性建言指出組織中存在的問(wèn)題，避免失敗和錯(cuò)誤，以此保護(hù)已有的地位和資源。因此，本研究提出假設(shè)。

H1a員工和諧性激情對(duì)促進(jìn)性建言有正向影響。

H1b員工強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言有正向影響。

2.2 建言與變革發(fā)起行為

建言和變革發(fā)起行為都是員工為了組織發(fā)展而采取的主動(dòng)性工作行為。建言是變革發(fā)起行為的前因，為變革發(fā)起行為提供創(chuàng)新性的思路。研究表明，建言側(cè)重于測(cè)量“員工發(fā)現(xiàn)問(wèn)題、提出意見(jiàn)和建議的挑戰(zhàn)性行為”[29]。而變革發(fā)起行為則要求員工利用建言提供的思路實(shí)現(xiàn)新的突破，側(cè)重于測(cè)量“員工將自己的想法轉(zhuǎn)變?yōu)檎嬲淖兏锎胧┑某潭取盵2]，即通過(guò)建言提出的關(guān)于促進(jìn)發(fā)展和改進(jìn)流程的新想法、新建議在多大程度上變?yōu)榱爽F(xiàn)實(shí)。換言之，建言是員工在其工作團(tuán)隊(duì)和組織內(nèi)對(duì)程序和實(shí)踐進(jìn)行建設(shè)性變革的一種潛在方式，變革發(fā)起行為則反映了員工真正發(fā)起、實(shí)施變革措施對(duì)團(tuán)隊(duì)和組織效率的貢獻(xiàn)程度。因此，從邏輯上看，變革發(fā)起行為是建言的結(jié)果。

本研究認(rèn)為，與不建言或很少建言的員工相比，積極建言的員工更有可能在團(tuán)隊(duì)和組織中發(fā)起并實(shí)施變革，原因如下。①當(dāng)員工能夠公開(kāi)表達(dá)自己的想法并挑戰(zhàn)現(xiàn)狀時(shí)，認(rèn)為自己受到了團(tuán)隊(duì)和組織的重視和支持，相應(yīng)地提高了自己的工作士氣，對(duì)組織表現(xiàn)出積極的態(tài)度[38]。因此，積極建言的員工更有動(dòng)力努力工作，并自發(fā)地將有利于組織變革的措施付諸行動(dòng)。并且，被重視的感覺(jué)使員工相信團(tuán)隊(duì)和組織會(huì)與自己分享變革的收益，這種信念提高了員工努力完成變革任務(wù)的可能性[39]。②積極的建言有助于員工解決變革過(guò)程中遇到的阻礙和問(wèn)題，從而產(chǎn)生創(chuàng)新、有效的工作方式[39]。③與不公開(kāi)表達(dá)意見(jiàn)的員工相比，公開(kāi)表達(dá)意見(jiàn)的員工有動(dòng)力投入時(shí)間和精力去開(kāi)發(fā)和改善工作流程。這是因?yàn)樗麄兿Ｍㄟ^(guò)自己的努力，使公開(kāi)提出的變革方案在實(shí)際工作中的成效超過(guò)組織整體變革實(shí)施的進(jìn)程，從而證明自己的觀點(diǎn)和想法是有效的[39]。因此，本研究提出假設(shè)。

H2a促進(jìn)性建言與變革發(fā)起行為正相關(guān)。

H2b抑制性建言與變革發(fā)起行為正相關(guān)。

2.3 建言的中介作用

已有研究表明，工作激情通過(guò)影響個(gè)體的積極行為為組織帶來(lái)額外的好處[22]。建言是典型的組織公民行為，雖然員工的建言行為并非工作契約的明確要求，也不被正式的獎(jiǎng)勵(lì)系統(tǒng)認(rèn)可[40]，但卻有利于組織的可持續(xù)發(fā)展。根據(jù)自我決定理論，建言行為滿足了員工對(duì)勝任力、自主性和關(guān)聯(lián)性的需求[31]。工作激情高的員工傾向于針對(duì)組織發(fā)展的問(wèn)題主動(dòng)建言，進(jìn)而發(fā)起和推行變革措施。具體而言，本研究認(rèn)為，建言是工作激情與變革發(fā)起行為之間的傳導(dǎo)機(jī)制，和諧性激情和強(qiáng)迫性激情分別通過(guò)促進(jìn)員工的促進(jìn)性建言和抑制性建言影響其變革發(fā)起行為。和諧性激情高的員工表現(xiàn)出較高的自主性動(dòng)機(jī)，自覺(jué)地將工作內(nèi)化到自己的身份中，對(duì)工作本身具有更積極的評(píng)價(jià)?；趯?duì)組織未來(lái)的愿景，和諧性激情高的員工更傾向于主動(dòng)進(jìn)行促進(jìn)性建言，提出做事的新方法和處理問(wèn)題的新思路，期望以此提高組織的可持續(xù)性。當(dāng)員工將這些新想法引入到工作中，轉(zhuǎn)變?yōu)榫唧w的變革措施時(shí)，能給組織的效率和工作流程帶來(lái)變化。換言之，和諧性激情激發(fā)了員工的自主性，使其更積極地進(jìn)行促進(jìn)性建言，從而更有效地發(fā)起和實(shí)施變革。因此，本研究提出假設(shè)。

H3a促進(jìn)性建言在和諧性激情與變革發(fā)起行為之間起中介作用。

強(qiáng)迫性激情源于受控動(dòng)機(jī)，驅(qū)使員工將所有精力集中于完成工作任務(wù)。由于強(qiáng)迫性激情高的員工過(guò)分關(guān)注績(jī)效、獎(jiǎng)勵(lì)等外部評(píng)價(jià)，害怕出錯(cuò)和失敗，他們更能發(fā)現(xiàn)工作中的消極因素。此外，他們看重自己的地位和影響力，為了保持與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)聯(lián)性，往往針對(duì)工作流程中的弊端進(jìn)行抑制性建言。而且，在強(qiáng)迫性激情的驅(qū)使下，員工發(fā)現(xiàn)企業(yè)中存在的問(wèn)題，提出改進(jìn)方法，改善工作流程，提升組織效率，防止企業(yè)遭受損失。換言之，強(qiáng)迫性激情加強(qiáng)了員工的受控動(dòng)機(jī)，使其更加注重外部評(píng)價(jià)。為了穩(wěn)固自身的資源和利益，員工更積極地進(jìn)行抑制性建言，繼而促進(jìn)變革的發(fā)起和實(shí)施。因此，本研究提出假設(shè)。

H3b抑制性建言在強(qiáng)迫性激情與變革發(fā)起行為之間起中介作用。

2.4 自戀型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用

情景力量理論認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)行為等情景因素對(duì)個(gè)體特定的行為提供了重要的外部刺激，對(duì)個(gè)體的心理因素向特定行為轉(zhuǎn)化的過(guò)程產(chǎn)生阻礙或促進(jìn)作用[34]。本研究認(rèn)為，自戀型領(lǐng)導(dǎo)作為一種負(fù)面的情景因素，對(duì)工作激情與建言之間的關(guān)系產(chǎn)生類似于雙刃劍的調(diào)節(jié)作用。在自戀型領(lǐng)導(dǎo)的影響下，和諧性激情高的員工減少促進(jìn)性建言，強(qiáng)迫性激情高的員工增加抑制性建言。原因如下：①自戀型領(lǐng)導(dǎo)剛愎自用，對(duì)自己的能力具有不切實(shí)際的評(píng)價(jià)，不愿接受與自己想法不一致的批評(píng)和意見(jiàn)[41]。②自戀型領(lǐng)導(dǎo)以個(gè)人利益為中心，將個(gè)人目標(biāo)凌駕于集體目標(biāo)之上。為了驅(qū)使員工為自我利益服務(wù)，自戀型領(lǐng)導(dǎo)往往采取欺騙、操縱和恐嚇等手段鞏固自己的領(lǐng)導(dǎo)地位[41]。③自戀型領(lǐng)導(dǎo)將成功歸于自己，失敗歸于他人，對(duì)下屬的失敗過(guò)分指責(zé)[41]。這種領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格在團(tuán)隊(duì)和組織中營(yíng)造一種緊張而壓抑的氛圍，引起員工的沮喪、焦慮等消極情緒[42]。有研究認(rèn)為，焦慮使員工對(duì)工作中的風(fēng)險(xiǎn)更加敏感，他們傾向于將注意力集中于規(guī)避負(fù)面的結(jié)果，而不是從事高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新性活動(dòng)，而且焦慮還使員工過(guò)于關(guān)注組織中的威脅性因素[43]。為了避免失敗，員工可能采取一些規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的行動(dòng)。促進(jìn)性建言涉及組織變革的新想法和建議，具有較大的創(chuàng)新性和風(fēng)險(xiǎn)性。自戀型領(lǐng)導(dǎo)帶來(lái)的焦慮情緒弱化了和諧性激情高的員工的自主動(dòng)機(jī)，他們可能變得保守，不愿因提出有利于組織創(chuàng)新和變革的促進(jìn)性建言而承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。面對(duì)自戀型領(lǐng)導(dǎo)，焦慮情緒強(qiáng)化了強(qiáng)迫性激情高的員工的受控動(dòng)機(jī)，使他們更關(guān)注工作環(huán)境中的不利因素。為了保住自己的地位，避免工作失敗造成的后果，強(qiáng)迫性激情高的員工更積極地參與抑制性建言，及時(shí)指出可能影響自己工作績(jī)效的問(wèn)題。因此，本研究提出假設(shè)。

H4a自戀型領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向調(diào)節(jié)和諧性激情與促進(jìn)性建言之間的關(guān)系，自戀型領(lǐng)導(dǎo)程度越高，和諧性激情對(duì)促進(jìn)性建言的正向影響越弱。

H4b自戀型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)強(qiáng)迫性激情與抑制性建言之間的關(guān)系，自戀型領(lǐng)導(dǎo)程度越高，強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言的正向影響越強(qiáng)。

基于以上假設(shè)，本研究進(jìn)一步推論，和諧性激情通過(guò)促進(jìn)性建言影響變革發(fā)起行為的關(guān)系、強(qiáng)迫性激情通過(guò)抑制性建言影響變革發(fā)起行為的關(guān)系均受到自戀型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用。具體而言，在高自戀型領(lǐng)導(dǎo)的情景下，和諧性激情高的員工規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新活動(dòng)，減少促進(jìn)性建言，從而弱化和諧性激情對(duì)變革發(fā)起行為的影響；強(qiáng)迫性激情的員工在高自戀型領(lǐng)導(dǎo)的情景刺激下，更加注意工作環(huán)境中的不利因素，為了避免失敗，他們?cè)黾右种菩越ㄑ詠?lái)保護(hù)自己的資源和地位，從而增強(qiáng)強(qiáng)迫性激情對(duì)變革發(fā)起行為的影響。因此，本研究提出假設(shè)。

H5a自戀型領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向調(diào)節(jié)促進(jìn)性建言在和諧性激情與變革發(fā)起行為關(guān)系之間的中介作用。

H5b自戀型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)抑制性建言在強(qiáng)迫性激情與變革發(fā)起行為關(guān)系之間的中介作用。

綜上所述，本研究的理論模型見(jiàn)圖1。

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

3 研究方法

3.1 研究對(duì)象及程序

本研究以網(wǎng)上發(fā)放問(wèn)卷的方式，對(duì)成都、重慶、深圳等地6 家企業(yè)的關(guān)鍵崗位員工及其直接領(lǐng)導(dǎo)開(kāi)展調(diào)查，這些企業(yè)分別處于電子商務(wù)、教育和咨詢等行業(yè)。為降低同源誤差，本研究采取多時(shí)間點(diǎn)、多數(shù)據(jù)源的調(diào)查方式，進(jìn)行兩次問(wèn)卷調(diào)查，時(shí)間間隔為2個(gè)月。第1 次調(diào)查的時(shí)間為2017 年3 月，員工對(duì)其直接領(lǐng)導(dǎo)的風(fēng)格和自己的工作激情進(jìn)行評(píng)價(jià)，同時(shí)提供個(gè)人基本信息。第2 次調(diào)查的時(shí)間為2017 年5 月，員工對(duì)自己的建言行為進(jìn)行評(píng)價(jià)，直接領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)員工的變革發(fā)起行為，并提供個(gè)人基本信息。調(diào)查的具體步驟為：①調(diào)查人員在被調(diào)研公司人力資源主管的幫助下，獲得被調(diào)查人員的基本信息、上下級(jí)對(duì)應(yīng)關(guān)系、電子郵箱，對(duì)被調(diào)查人員進(jìn)行編號(hào)、分組、配對(duì)。②調(diào)查人員采用問(wèn)卷星軟件，為每一份問(wèn)卷生成一個(gè)獨(dú)立的鏈接地址，通過(guò)電子郵箱發(fā)送給每一個(gè)指定的調(diào)查對(duì)象，調(diào)查對(duì)象通過(guò)點(diǎn)擊問(wèn)卷鏈接地址填寫(xiě)問(wèn)卷后直接提交。每份問(wèn)卷的首頁(yè)都有針對(duì)數(shù)據(jù)保密性的提示，向被調(diào)查對(duì)象保證完全的匿名性。

第1 次調(diào)查向966 名員工發(fā)放問(wèn)卷，回收問(wèn)卷850 份，回收率為87.992%。第2 次調(diào)查中，對(duì)這850名員工及其對(duì)應(yīng)的171 名領(lǐng)導(dǎo)發(fā)放問(wèn)卷，回收158 份領(lǐng)導(dǎo)問(wèn)卷，回收率為92.398%；回收720 份員工問(wèn)卷，回收率為84.706%。在剔除配對(duì)失敗和不符合要求的問(wèn)卷后，最終得到有效的153 份領(lǐng)導(dǎo)問(wèn)卷和663 份員工問(wèn)卷，形成663 組有效的上下級(jí)配對(duì)問(wèn)卷，問(wèn)卷有效回收率為68.634%。

領(lǐng)導(dǎo)樣本的基本特征為：①性別：男性51 人，占33.333%；女性102 人，占66.667%。②年齡：平均年齡為37.916 歲，標(biāo)準(zhǔn)差為9.067。③學(xué)歷：大專以下的12 人，占7.843%；大專的62 人，占40.523%；本科的67 人，占43.791%；研究生及以上的12 人，占7.843%。員工樣本的基本特征為：①性別：男性363 人，占54.751%；女性300 人，占45.249%。②年齡：平均年齡為32.375 歲，標(biāo)準(zhǔn)差為7.762。③學(xué)歷：大專以下的98 人，占14.781%；大專的238 人，占35.898%；本科的276 人，占41.629%；研究生及以上的51 人，占7.692%。

3.2 變量測(cè)量

本研究所用量表均采用國(guó)外成熟量表，所有變量的測(cè)量均采用Likert 6 點(diǎn)評(píng)分法，1 為非常不同意，6為非常同意。各變量測(cè)量題項(xiàng)見(jiàn)表1。

表1 變量測(cè)量題項(xiàng)Table 1 Measuring Items of Variables

(1)工作激情。借鑒VALLERAND et al.[44]開(kāi)發(fā)的測(cè)量工作激情的量表，包括和諧性激情和強(qiáng)迫性激情兩個(gè)維度。測(cè)量和諧性激情的原始題項(xiàng)有7 個(gè)，剔除因子載荷低于0.500 的題項(xiàng)“我在工作中有各種各樣的體驗(yàn)”后，采用6 個(gè)題項(xiàng)；測(cè)量強(qiáng)迫性激情的原始題項(xiàng)有7 個(gè)，剔除因子載荷低于0.500 的題項(xiàng)“我的心情取決于我能夠做我的工作”后，采用6 個(gè)題項(xiàng)。在本研究中，和諧性激情量表的信度系數(shù)為0.844，強(qiáng)迫性激情量表的信度系數(shù)為0.860。

(2)建言行為。借鑒LIANG et al.[30]開(kāi)發(fā)的測(cè)量建言行為的量表，包括促進(jìn)性建言和抑制性建言兩個(gè)維度。促進(jìn)性建言量表原始題項(xiàng)有5 個(gè)，剔除因子載荷低于0.500 的題項(xiàng)“我經(jīng)常提出一些可以提高公司運(yùn)作效率的建議”后，采用4 個(gè)題項(xiàng)；抑制性建言量表原始題項(xiàng)有5 個(gè)，剔除因子載荷低于0.500 的題項(xiàng)“我主動(dòng)向管理層匯報(bào)工作中的協(xié)調(diào)問(wèn)題”后，采用4 個(gè)題項(xiàng)。在本研究中，促進(jìn)性建言量表的信度系數(shù)為0.872，抑制性建言量表的信度系數(shù)為0.825。

(3)自戀型領(lǐng)導(dǎo)。采用HOCHWARTER et al.[45]開(kāi)發(fā)的測(cè)量自戀型領(lǐng)導(dǎo)的量表，有6 個(gè)題項(xiàng)，在本研究中該量表的信度系數(shù)為0.919。本研究對(duì)員工評(píng)價(jià)的自戀型領(lǐng)導(dǎo)數(shù)據(jù)進(jìn)行聚合效度檢驗(yàn)，結(jié)果表明自戀型 領(lǐng) 導(dǎo) 的Rwg= 0.918，ICC(1) = 0.408，ICC(2) = 0.752，達(dá)到聚合標(biāo)準(zhǔn)[46]。因此，本研究將自戀型領(lǐng)導(dǎo)聚合到團(tuán)隊(duì)層次，進(jìn)入后續(xù)的分析。

(4)變革發(fā)起行為。采用CALDWELL et al.[47]開(kāi)發(fā)的測(cè)量變革發(fā)起行為的量表，有3 個(gè)題項(xiàng)，在本研究中該量表的信度系數(shù)為0.864。

(5)控制變量。借鑒已有研究[3]，本研究選擇領(lǐng)導(dǎo)和員工的性別、年齡和學(xué)歷為控制變量。性別為虛擬變量，男性取值為0，女性取值為1；年齡為被試所報(bào)告的實(shí)際年齡；學(xué)歷分為4 個(gè)等級(jí)，1 為大專以下，2 為大專，3 為本科，4 為研究生及以上。

3.3 驗(yàn)證性因子分析

為檢驗(yàn)和諧性激情、強(qiáng)迫性激情、促進(jìn)性建言、抑制性建言、自戀型領(lǐng)導(dǎo)和變革發(fā)起行為6 個(gè)主要變量之間的區(qū)分效度，采用Mplus 7.0 進(jìn)行多層驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果見(jiàn)表2。由表2 可知，6 因子模型的擬 合 結(jié) 果 為 χ2= 950.272，df= 342，= 2.779，CFI=0.944，TLI= 0.931，RMSEA= 0.052，SRMR= 0.049，顯著優(yōu)于其他5 個(gè)模型，說(shuō)明這6 個(gè)變量之間具有良好的區(qū)分效度。

表2 多層驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Table 2 Results for Multilevel Confirmatory Factor Analysis

4 研究結(jié)果和分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究使用Spss 22.0 對(duì)研究數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變量之間的相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表3。和諧性激情與促進(jìn)性建言、強(qiáng)迫性激情與抑制性建言、促進(jìn)性建言和抑制性建言與變革發(fā)起行為均顯著正相關(guān)，各主要變量之間的相關(guān)關(guān)系符合理論預(yù)期，為后續(xù)假設(shè)檢驗(yàn)提供了初步支持。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)系數(shù)Table 3 Descriptive Statistics Results and Correlation Coefficients of Variables

4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

4.2.1 直接效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用Mplus 7.0，采用結(jié)構(gòu)方程模型的方法驗(yàn)證直接效應(yīng)和中介效應(yīng)，借鑒ANDERSON et al.[48]的研究，結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)程序分為模型比較和模型檢驗(yàn)兩個(gè)步驟。以假設(shè)模型為基準(zhǔn)模型M0，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步估計(jì)4 個(gè)替代模型。M1 在M0 的基礎(chǔ)上，刪除和諧性激情通過(guò)促進(jìn)性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑、強(qiáng)迫性激情通過(guò)抑制性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑；M2 在M0 的基礎(chǔ)上，增加和諧性激情到抑制性建言的直接路徑、和諧性激情通過(guò)抑制性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑；M3 在M0 的基礎(chǔ)上，增加強(qiáng)迫性激情到促進(jìn)性建言的直接路徑、強(qiáng)迫性激情通過(guò)促進(jìn)性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑；M4 在M0 的基礎(chǔ)上，增加和諧性激情到抑制性建言的直接路徑、強(qiáng)迫性激情到促進(jìn)性建言的直接路徑、和諧性激情通過(guò)抑制性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑、強(qiáng)迫性激情通過(guò)促進(jìn)性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑。模型比較結(jié)果見(jiàn)表4，M0 的擬合結(jié)果為χ2= 882.753，df= 332，CFI= 0.906，TLI= 0.889，RMSEA=0.050。雖然TLI略低于0.900，但根據(jù)已有實(shí)證研究的經(jīng)驗(yàn)[49]，仍然可以接受。而且，M0 的擬合結(jié)果顯著優(yōu)于其他備選模型。因此，本研究選擇M0作為本研究的最終解釋模型。

表4 結(jié)構(gòu)方程模型的擬合系數(shù)比較Table 4 Comparison of Fitting Coefficients of Structural Equation Models

采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行路徑分析，檢驗(yàn)本研究假設(shè)，分析結(jié)果見(jiàn)表5。由表5 可知，和諧性激情到促進(jìn)性建言的直接路徑系數(shù)為0.546，p ＜0.001；強(qiáng)迫性激情到抑制性建言的直接路徑系數(shù)為0.338，p ＜0.001。表明員工和諧性激情對(duì)促進(jìn)性建言、強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言均有顯著的正向影響，H1a和H1b得到驗(yàn)證。促進(jìn)性建言到變革發(fā)起行為的直接路徑系數(shù)為0.159，p ＜0.010；抑制性建言到變革發(fā)起行為的直接路徑系數(shù)為0.329，p＜ 0.001。表明促進(jìn)性建言和抑制性建言與變革發(fā)起行為均顯著正相關(guān)，H2a和H2b得到驗(yàn)證。和諧性激情通過(guò)促進(jìn)性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑系數(shù)為0.087，p ＜0.050；強(qiáng)迫性激情通過(guò)抑制性建言到變革發(fā)起行為的間接路徑系數(shù)為0.111，p＜0.010。表明促進(jìn)性建言在和諧性激情與變革發(fā)起行為之間起中介作用，抑制性建言在強(qiáng)迫性激情與變革發(fā)起行為之間起中介作用，H3a和H3b得到驗(yàn)證。

表5 結(jié)構(gòu)方程建模分析結(jié)果Table 5 Analysis Results for Structural Equation Model

4.2.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

由于本研究的數(shù)據(jù)為嵌套數(shù)據(jù)，包含團(tuán)隊(duì)層次和個(gè)體層次的變量，需要檢驗(yàn)因變量在團(tuán)隊(duì)層次上是否存在變異，以確定是否應(yīng)該采用多層線性模型分析方法進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)。零模型檢驗(yàn)結(jié)果表明因變量促進(jìn)性建言和抑制性建言均存在顯著組間變異，促 進(jìn) 性 建 言 的 組 間 變 異 為τ00= 0.132，p ＜0.001，ICC(1) = 0.132；抑制性建言的組間變異為τ00= 0.154，p ＜0.001，ICC(1) = 0.156。均符合JAMES et al.[46]推薦的標(biāo)準(zhǔn)ICC(1) ＞0.050。因此，本研究采用多層線性模型方法，運(yùn)用Mplus 7.0 進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表6。由模型3 可知，和諧性激情與自戀型領(lǐng)導(dǎo)的交互項(xiàng)與促進(jìn)性建言的回歸系數(shù)為- 0.163，p ＜0.010。由模型6 可知，強(qiáng)迫性激情與自戀型領(lǐng)導(dǎo)的交互項(xiàng)與抑制性建言的回歸系數(shù)為0.090，p ＜0.050。表明自戀型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)和諧性激情與促進(jìn)性建言的關(guān)系有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，對(duì)強(qiáng)迫性激情與抑制性建言的關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，H4a和H4b得到驗(yàn)證。

表6 多層線性模型調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Test Results for Moderating Effects of Multilevel Linear Model

為了更直觀地展現(xiàn)自戀型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用，本研究借鑒AIKEN et al.[50]的研究，以自戀型領(lǐng)導(dǎo)的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差作為分組標(biāo)準(zhǔn)，分別在高自戀型領(lǐng)導(dǎo)和低自戀型領(lǐng)導(dǎo)情景下對(duì)工作激情與建言的關(guān)系進(jìn)行描繪。圖2 給出在高和低自戀型領(lǐng)導(dǎo)情景下和諧性激情與促進(jìn)性建言之間的關(guān)系，圖3 給出在高和低自戀型領(lǐng)導(dǎo)情景下強(qiáng)迫性激情與抑制性建言之間的關(guān)系。由圖2 可知，高自戀型領(lǐng)導(dǎo)使和諧性激情對(duì)促進(jìn)性建言的正向作用更弱；由圖3 可知，高自戀型領(lǐng)導(dǎo)使強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言的正向作用更強(qiáng)。

圖2 自戀型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)和諧性激情與促進(jìn)性建言關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)Figure 2 Moderating Effects of Narcissistic Leadership on the Relationship between Harmonious Passion and Promotive Voice

圖3 自戀型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)強(qiáng)迫性激情與抑制性建言關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)Figure 3 Moderating Effects of Narcissistic Leadership on the Relationship between Obsessive Passion and Prohibitive Voice

對(duì)自戀型領(lǐng)導(dǎo)的簡(jiǎn)單斜率分析表明，高自戀型領(lǐng)導(dǎo)水平下，和諧性激情對(duì)促進(jìn)性建言的影響較弱且不顯著，β= 0.103，SE= 0.102，p＞ 0.050；強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言具有顯著正向影響，β= 0.454，SE=0.720，p＜ 0.010。在低自戀型領(lǐng)導(dǎo)水平下，和諧性激情對(duì)促進(jìn)性建言具有顯著正向影響，β= 0.641，SE=0.104，p＜ 0.010；強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言的正向影響 被 削 弱，β= 0.281，SE= 0.080，p＜ 0.050。H4a和H4b進(jìn)一步得到驗(yàn)證。

4.2.3 被調(diào)節(jié)的中介作用檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用Mplus 7.0 對(duì)雙路徑的、跨層次的有調(diào)節(jié)的中介作用進(jìn)行分析，結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 跨層次的被調(diào)節(jié)的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Test Results for Moderated Mediation Effects in Multilevel

路徑1：在高和低兩種不同的自戀型領(lǐng)導(dǎo)情景下，促進(jìn)性建言的中介作用均顯著，且存在顯著差異。高自戀型領(lǐng)導(dǎo)的效應(yīng)值為0.065，SE= 0.032，95%置信區(qū)間為[0.003，0.127]，不包含0；低自戀型領(lǐng)導(dǎo)的效應(yīng)值為0.176，SE= 0.045，95%置信區(qū)間為[0.088，0.265]，不包含0；組間差異的效應(yīng)值為- 0.112，SE= 0.038，95%置信區(qū)間為[- 0.186，- 0.038]，不包含0。因此，促進(jìn)性建言的中介作用受到自戀型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)，H5a得到驗(yàn)證。

路徑2：在高和低兩種不同的自戀型領(lǐng)導(dǎo)情景下，抑制性建言的中介作用均不顯著，且不存在顯著差異。高自戀型領(lǐng)導(dǎo)的效應(yīng)值為0.029，SE= 0.030，95%置信區(qū)間為[- 0.029, 0.088]，包含0；低自戀型領(lǐng)導(dǎo)的效應(yīng)值為0.016，SE= 0.016，95%置信區(qū)間為[- 0.026，0.047]，包含0；組間差異的效應(yīng)值為0.014，SE= 0.016，95%置信區(qū)間為[- 0.017，0.044]，包含0。因此，H5b未得到驗(yàn)證。

5 結(jié)論

本研究從自我決定理論的視角研究工作激情對(duì)變革發(fā)起行為的影響機(jī)制及其邊界條件。研究結(jié)果表明，和諧性激情和強(qiáng)迫性激情分別通過(guò)促進(jìn)性建言和抑制性建言對(duì)變革發(fā)起行為產(chǎn)生正向影響，自戀型領(lǐng)導(dǎo)削弱促進(jìn)性建言在和諧性激情與變革發(fā)起行為之間的中介作用，強(qiáng)化了強(qiáng)迫性激情對(duì)抑制性建言的正向影響，但沒(méi)有強(qiáng)化抑制性建言在強(qiáng)迫性激情與變革發(fā)起行為之間的中介作用。

5.1 理論貢獻(xiàn)

(1)本研究從個(gè)體的情感特征出發(fā)探索變革發(fā)起行為的前導(dǎo)因素和形成機(jī)制。目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界主要從宏觀的戰(zhàn)略層面研究組織變革，對(duì)于微觀層面的變革發(fā)起行為缺乏關(guān)注[6]。工作激情源于個(gè)體對(duì)工作及組織情況的認(rèn)知和情感評(píng)估，這些評(píng)估可能導(dǎo)致建設(shè)性的工作意圖和行為[13]。本研究認(rèn)為和諧性激情和強(qiáng)迫性激情對(duì)變革發(fā)起行為產(chǎn)生積極影響，表明基于個(gè)體情感和認(rèn)知評(píng)估的微觀層面變量也是組織變革的重要影響因素，進(jìn)而豐富了關(guān)于如何自下而上推動(dòng)組織變革的實(shí)證研究。

(2)本研究以自我決定理論為基礎(chǔ)拓展了工作激情二元模型的相關(guān)研究。已有研究驗(yàn)證了工作激情對(duì)員工心理、態(tài)度和行為的影響，但對(duì)于和諧性激情和強(qiáng)迫性激情影響結(jié)果變量的差異化路徑機(jī)制缺乏探索。本研究基于自主動(dòng)機(jī)和受控動(dòng)機(jī)等不同的內(nèi)化過(guò)程，發(fā)現(xiàn)和諧性激情- 促進(jìn)性建言- 變革發(fā)起行為、強(qiáng)迫性激情- 抑制性建言- 變革發(fā)起行為兩條不同的中介路徑，從而更加全面、辨證地揭示了工作激情通過(guò)建言影響變革發(fā)起行為的悖論性過(guò)程。

(3)本研究引入自戀型領(lǐng)導(dǎo)這一情景因素，構(gòu)建并檢驗(yàn)一個(gè)跨層的、有調(diào)節(jié)的中介模型，探討工作激情與建言之間的邊界條件。已有研究認(rèn)為自戀型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工態(tài)度和行為具有負(fù)面效應(yīng)[51]，不利于建言等創(chuàng)新性行為[34]。本研究揭示了自戀型領(lǐng)導(dǎo)作為團(tuán)隊(duì)情景因素，對(duì)工作激情到建言的兩個(gè)不同路徑產(chǎn)生了類似于雙刃劍的調(diào)節(jié)作用。對(duì)于和諧性激情高的員工，自戀型領(lǐng)導(dǎo)是削弱他們自主動(dòng)機(jī)的抑制因素，降低了促進(jìn)性建言的參與性，繼而減少變革發(fā)起行為。對(duì)于強(qiáng)迫性激情高的員工，自戀型領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)化了他們受控動(dòng)機(jī)的提升因素，促使他們更加積極地進(jìn)行抑制性建言[52]。然而，抑制性建言在強(qiáng)迫性激情與變革發(fā)起行為之間的中介作用沒(méi)有受到自戀型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)。究其原因，自戀型領(lǐng)導(dǎo)好大喜功，剛愎自用，不愿意接受、采納下屬的負(fù)面意見(jiàn)和建議[41]。在這樣的組織氛圍中，即使強(qiáng)迫性激情高的員工基于自身的受控動(dòng)機(jī)提出更多的抑制性建言，也難以轉(zhuǎn)化為糾正組織問(wèn)題的變革措施。因此，研究結(jié)果對(duì)于研究自戀型領(lǐng)導(dǎo)這一負(fù)面領(lǐng)導(dǎo)方式的多面性和復(fù)雜性具有啟示意義[41]。

5.2 現(xiàn)實(shí)啟示

在外部競(jìng)爭(zhēng)加劇、企業(yè)加大內(nèi)部變革力度的背景下，員工不僅需要在核心業(yè)務(wù)上表現(xiàn)出高績(jī)效，還應(yīng)該更加主動(dòng)地參與到組織變革中。變革發(fā)起行為測(cè)量了員工對(duì)企業(yè)未來(lái)發(fā)展的貢獻(xiàn)程度，是組織在考慮員工升職、加薪時(shí)尤為重視的考核指標(biāo)。本研究關(guān)于工作激情、建言與變革發(fā)起行為的研究結(jié)果，為如何提升員工在組織變革中的主動(dòng)性和效果提供了管理對(duì)策。首先，組織應(yīng)該采取多種手段激發(fā)員工的工作激情，促進(jìn)建言行為。組織可以通過(guò)設(shè)置挑戰(zhàn)性的工作任務(wù)，增加培訓(xùn)、學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，營(yíng)造開(kāi)放、平等的溝通氛圍等方式提高員工的和諧性激情，獲取更多有利于組織未來(lái)發(fā)展的促進(jìn)性建言。組織也可以通過(guò)提供基于建言和變革措施的獎(jiǎng)勵(lì)，將勤于建言的員工提拔到重要崗位等方式加強(qiáng)員工的強(qiáng)迫性激情，獲得有利于改進(jìn)組織現(xiàn)有弊端的抑制性建言。其次，組織應(yīng)區(qū)別對(duì)待具有不同工作激情的員工，對(duì)于充滿和諧性激情的員工，低自戀型領(lǐng)導(dǎo)情景下更有利于他們進(jìn)行促進(jìn)性建言。

5.3 研究不足和未來(lái)展望

①盡管本研究發(fā)現(xiàn)工作激情是影響建言和變革發(fā)起行為的重要因素，但并沒(méi)有明確應(yīng)如何提高員工的工作激情，未來(lái)研究可進(jìn)一步探索影響工作激情的前導(dǎo)因素及其作用機(jī)制。②工作激情與建言之間的作用機(jī)制尚未明確，未來(lái)可進(jìn)一步挖掘工作激情是通過(guò)哪些心理機(jī)制進(jìn)而影響建言。③除激情等個(gè)體特征因素，領(lǐng)導(dǎo)與員工的關(guān)系、組織變革氛圍等組織環(huán)境中的其他因素是否影響員工的變革發(fā)起行為有待進(jìn)一步探索。④本研究采用他評(píng)方式測(cè)量自戀型領(lǐng)導(dǎo)，未來(lái)研究應(yīng)結(jié)合自評(píng)與他評(píng)的方式對(duì)自戀型領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行評(píng)價(jià)，以增加結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性。⑤本研究從自我決定理論出發(fā)，探索建言在工作激情與變革發(fā)起行為之間的中介作用，未來(lái)研究可嘗試運(yùn)用計(jì)劃行為理論[53]探究工作激情影響變革發(fā)起行為的其他路徑。⑥本研究驗(yàn)證了工作激情影響建言行為的過(guò)程受到自戀型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)，未來(lái)研究可以探索自戀型領(lǐng)導(dǎo)影響員工行為的直接路徑。⑦本研究采取多時(shí)間點(diǎn)、多數(shù)據(jù)源的調(diào)查方式降低同源誤差，為了進(jìn)一步提高研究效度，未來(lái)研究可采用實(shí)驗(yàn)方式或者采用客觀指標(biāo)測(cè)量研究變量，如以員工提出意見(jiàn)或建議的數(shù)量測(cè)量建言，以具體的改進(jìn)流程或提高效率的程度測(cè)量變革發(fā)起行為。