“激將法”會激發(fā)還是打擊員工？感知能力不被領導信任的“雙刃劍”效應*

盧海陵 楊 洋 王永麗 張 昕 譚 玲

“激將法”會激發(fā)還是打擊員工？感知能力不被領導信任的“雙刃劍”效應

盧海陵楊 洋王永麗張 昕譚 玲

(南京理工大學經(jīng)濟管理學院, 南京 210094) (中山大學管理學院, 廣州 510275)(香港中文大學管理學系, 香港 999077) (廣東工業(yè)大學管理學院, 廣州 510520)

感知能力不被領導信任是信任研究的重要內(nèi)容。已有研究普遍認為感知不被領導信任會對員工的自我產(chǎn)生不利影響。相反, 傳統(tǒng)領導方式“激將法”則認為領導的不信任可以刺激員工展現(xiàn)更好的自我。為了解釋上述矛盾, 本研究基于自我評價理論和心理逆反理論, 采用實驗研究和多源多時間點問卷調(diào)查研究方法, 探討了感知能力不被領導信任對員工自我的“雙刃劍”效應及邊界條件。研究結(jié)果表明, 當員工感知領導能力較強時, 感知能力不被領導信任會通過降低員工的工作效能感削弱員工的工作努力和績效表現(xiàn); 當員工感知領導能力較弱時, 感知能力不被領導信任會通過增強員工證明自我能力動機提升員工的工作努力和績效表現(xiàn)。

感知能力不被領導信任, 感知領導能力, 工作自我效能感, 證明自我能力動機, 工作努力

1 問題提出

讓下屬感到被信任是領導者最佳管理策略之一(王紅麗, 張筌鈞, 2016)。員工是否感到被領導信任不僅影響其工作態(tài)度和表現(xiàn)(Lau et al., 2014; Nerstad et al., 2018), 也關系團隊和組織整體效能(Salamon & Robinson, 2008)。能力信任是領導信任的重要內(nèi)容(Butler & Cantrell, 1984; Mayer et al., 1995), 感知能力不被領導信任是指員工覺得領導一定程度不信賴他/她的工作能力(Lester & Brower, 2003; Mayer & Davis, 1999)。已有研究認為, 感知能力不被信任不僅打擊員工對自己工作能力的信心(Bandura, 1986; Pierce et al., 1989), 也會降低員工工作積極性和表現(xiàn)(Lester & Brower, 2003), 進而對團隊和組織產(chǎn)生不利影響(Carter & Mossholder, 2015; Salamon & Robinson, 2008)。

感知能力不被領導信任一定會打擊員工自我嗎？基于以往研究, 感知能力不被領導信任可能會打擊員工, 降低員工自我效能感。根據(jù)自我評價理論(self-evaluation theory)中的自我評估傾向(self- assessment), 個體會選擇與自我相關的評價信息調(diào)整對自我的評估, 進而影響其態(tài)度與行為(Markus & Wurf, 1987; Sedikides & Strube, 1997)。感知能力不被領導信任是影響自我評價的重要消極評價信息, 可能對員工自我概念(self-concept)產(chǎn)生不利影響(Trope, 1980)。有學者發(fā)現(xiàn)當員工感到領導對其不信任, 會降低自我價值感, 覺得在組織中沒價值(Lau et al., 2014; Wang & Huang, 2019)。陳晨等(2020)發(fā)現(xiàn)當員工感知信任稀缺性高時, 感知被領導信任水平越低心理權(quán)利感也越低。上述研究結(jié)果均表明感知能力不被領導信任會打擊員工自我。然而, 一些案例則認為感知能力不被領導信任也可能激發(fā)員工證明自我。例如, 《三國演義》第七十回中諸葛亮用“激將法”對老將黃忠表現(xiàn)出能力不信任, 聲稱他“爭奈年老, 恐非張郃對手”, 激得黃忠“白發(fā)倒豎”, 使其出戰(zhàn)張郃時勇猛異常, 大勝而歸。企業(yè)家史玉柱也將“激將法”運用得得心應手, 他給業(yè)績差的團隊發(fā)“黑色錦旗”和“業(yè)績倒數(shù)證書”,而這種表達能力不信任的領導方式反而激發(fā)員工發(fā)憤圖強、迎頭趕上。為何在這些案例中, 感知能力不被領導信任不僅沒有打擊員工, 降低員工積極性, 反而激發(fā)員工變得更努力和更好呢？

自我評價理論中的自我增強傾向和心理逆反理論(psychological reactance theory)對此提供了可能的解釋。自我評價理論認為, 除了準確評價自我的自我評估傾向, 個體還有保持積極自我的自我增強(self-enhancement)傾向(Leary, 2007)。面對消極評價信息時, 根據(jù)自我增強傾向, 個體可能為了保持積極自我而不接受這些信息(Sedikides & Gregg, 2008)。心理逆反理論表明, 當外界的消極評價限制和威脅個體保持積極自我的心理傾向時, 個體會產(chǎn)生心理逆反及恢復積極自我的動機(Brehm, 1966; Nurmohamed, 2020; 金盛華, 2010)。因此, 可以推出, 員工有保持積極自我的心理傾向, 當員工感知能力不被領導信任時, 其接收的消極評價信息使得保持積極自我的心理傾向受到限制和威脅。為了消除限制和威脅, 保持積極自我, 員工會產(chǎn)生逆反心理(金盛華, 2010), 激發(fā)起向領導證明自己能力的動機, 從而投入更多努力讓自己表現(xiàn)更好。然而, 鮮有研究從激發(fā)員工角度對感知不被領導信任的積極影響進行探討。

因此, 本研究認為感知能力不被領導信任對員工自我有“雙刃劍”作用。一方面根據(jù)自我評價理論的自我評估傾向, 感知能力不被領導信任可能打擊員工, 傷害員工對自己能力的信心, 降低其工作努力和表現(xiàn), 另一方面, 根據(jù)自我評估理論的自我增強傾向與心理逆反理論, 感知能力不被領導信任也可能激發(fā)員工, 提升員工向領導證明自己能力的動機, 進而投入更多努力提升績效。探討感知能力不被領導信任的“雙刃劍”效應挑戰(zhàn)了感知不被信任對員工自我產(chǎn)生消極影響的理論共識, 有助于全面展現(xiàn)不被信任感的影響。

對感知能力不被領導信任的“雙刃劍”效應何時發(fā)揮作用進行探究, 有助于更深入地理解“激將法”的適用條件。根據(jù)自我評價理論, “雙刃劍”效應可能很大程度取決于員工感知的領導工作能力的強弱, 即員工感知評價信息的可信度(Shrauger & Lund, 1975; Taylor et al., 1995)。當感知領導能力很強, 在工作上很權(quán)威時, 員工會覺得領導對自己能力的評價信息可信, 自我評估傾向占主導, 感知能力不被領導信任會更多“內(nèi)化”到員工自我中, 打擊員工對工作能力的信心, 使其不想向領導證明自己能力; 當感知領導能力很弱, 員工會覺得領導對自己能力的評價不可信, 自我增強傾向占主導, 感知能力不被領導信任不會“內(nèi)化”到自我中, 也不太可能打擊員工的信心, 反而由于心理逆反激發(fā)員工向領導證明自己能力。綜上, 基于自我評價理論和心理逆反理論, 本研究提出了感知能力不被領導信任對員工工作績效的“雙刃劍”效應, 理論模型如圖1所示。

1.1 自我評價理論、心理逆反理論與感知能力不被領導信任

自我評價理論揭示了自我概念形成過程: 個體選擇與自我相關的評價信息, 并據(jù)此調(diào)整對自我能力、價值觀等方面的評估, 進而影響其態(tài)度與行為(Markus & Wurf, 1987; Sedikides & Strube, 1997)。在此過程中, 自我評估與自我增強傾向共同發(fā)揮作用(Trope, 1980)。自我評估傾向指個體有準確評價自我的需要(Sedikides & Strube, 1997; Strube & Roemmele, 1985), 在接收消極評價信息時, 會將有價值的信息內(nèi)化(Trope, 1979, 1980), 從而下調(diào)對自我的評估(Gecas, 1982)。自我增強傾向指個體有保持積極自我的需要(Leary, 2007; Sedikides & Strube, 1997), 在接收消極評價信息時, 可能進行自我服務歸因, 將其歸為外部原因(Gecas, 1982; Leary, 2007), 忽略消極評價(Leary, 2007; Sedikides & Strube, 1997)。心理逆反理論認為個體渴望擁有自由, 對自由的限制與威脅會激發(fā)其恢復自由的動機(Brehm, 1966)。隨著研究的發(fā)展, 心理逆反理論開始用于解釋個體積極自我受威脅時的心理逆反過程(Gupta & Turban, 2008; Kray et al., 2001; Nurmohamed, 2020)。結(jié)合前文推論可知, 當個體面對評價者的消極評價信息時, 如果個體認為評價者在相關領域能力強, 評價的信息準確、可信, 個體將基于自我評估傾向降低對自我能力的評估; 反之, 如果個體認為評價者在相關領域能力弱, 評價信息的準確性和可信度存疑, 個體將基于自我增強傾向和心理逆反無視評價信息(Shrauger & Lund, 1975; Webster & Sobieszek, 1974), 并激活恢復積極自我的強烈動機。

圖1 理論模型

具體到本研究中, 信任指的是基于對另一方行為和動機的積極預期, 一方愿為另一方的行為承擔傷害的意愿(Mayer et al., 1995; Rousseau et al., 1998)。根據(jù)可信賴程度(trustworthiness)的不同維度的判斷, 研究者們將信任進一步劃分為不同的維度(Connelly et al., 2018; Kim et al., 2006), 例如, 基于能力的信任(competence-based trust)。正是對于這些維度的判斷和預期, 構(gòu)成了個體為另一方的行為承擔風險的意愿(Malhotra & Lumineau, 2011)。感知能力不被領導信任被定義為員工覺得領導不看好自己的工作技能, 依賴自己的能力會帶來很高的風險(Ferrin et al., 2007; Malhotra & Lumineau, 2011)。感知能力不被領導信任強調(diào)了員工感知到領導不愿意依賴自己, 不愿意為其承擔風險(Doney et al., 1998)。例如, 對于關鍵的工作任務, 員工感覺領導不愿依賴其專業(yè)技能來完成; 感覺領導不放心把重要的工作交由其決策和執(zhí)行, 因為這可能需要承擔由于員工工作失誤等帶來的風險。因此, 感知能力不被領導信任代表著領導對員工的消極評價信息(Lau et al., 2014)。結(jié)合自我評價與心理逆反理論, 感知能力不被領導信任與感知領導能力可能產(chǎn)生交互影響。當感知領導能力較強, 員工自我評估傾向占主導, 會將感知能力不被領導信任內(nèi)化為消極工作自我效能, 進而減少努力, 最終削弱績效表現(xiàn);當感知領導能力較弱, 員工自我增強傾向占主導, 感知能力不被領導信任會更多激發(fā)員工逆反心理, 激活員工證明自我能力動機, 使其工作更努力, 最終提升工作績效。

1.2 感知能力不被領導信任與感知領導能力對工作自我效能感的交互影響

工作自我效能感指個體對自身成功完成工作相關任務所具有能力的判斷與自信(Bandura & Walters, 1977)。感知能力不被領導信任是自我評價的重要消極信息來源。當感知領導能力較強時, 員工認為領導有足夠的專業(yè)知識對其工作能力進行評價, 評價內(nèi)容準確、權(quán)威(Shrauger & Lund, 1975), 員工難以扭曲或忽略領導的評價, 自我評估傾向占主導(Taylor et al., 1995), 此時, 領導的評價信息是員工調(diào)整自我概念的重要依據(jù)(Trope, 1979, 1980), 感知能力不被領導信任會使員工認為自身缺乏工作能力, 打擊員工工作自我效能感。一些研究發(fā)現(xiàn), 員工會將領導不信任其能力的信號與自我評價整合, 從而喪失工作信心(Bandura, 1986; Pierce et al., 1989)。反之, 當感知領導能力較弱時, 員工會對領導消極評價的準確性產(chǎn)生懷疑(Rosenberg, 1973; Webster & Sobieszek, 1974), 自我增強傾向占主導, 從而忽視領導的消極評價(Sedikides & Gregg, 2008),使感知能力不被領導信任對工作自我效能感的影響減弱。因此本研究提出以下假設:

假設1:感知能力不被領導信任與感知領導能力交互影響工作自我效能感。即感知領導能力越強, 感知能力不被領導信任對員工的工作自我效能感負向影響越強。

1.3 工作自我效能感與工作努力

工作自我效能感高的員工相信自己的能力可以達到預期結(jié)果, 傾向于追求更積極的自我評 價, 從而更努力工作。而工作自我效能感低的員工認為自己缺乏達到預期結(jié)果的能力, 努力工作也很可能失敗, 從而減少工作努力(Bandura & Walters, 1977; Gecas, 1982; Hepper et al., 2010; Sedikides & Skowronski, 2009)。因此, 本研究認為, 工作自我效能感與工作努力存在正向關系。

結(jié)合假設1內(nèi)容, 本研究提出如下有調(diào)節(jié)的中介假設:

假設2:工作自我效能感中介感知能力不被領導信任與感知領導能力交互效應對工作努力的影響。即感知領導能力越強, 感知能力不被領導信任通過工作自我效能感負向影響工作努力的間接效應越強。

1.4 感知能力不被領導信任與感知領導能力對證明自我能力動機的交互影響

證明自我能力動機指員工多大程度上想向領導證明自己有很強的工作能力。這種動機, 體現(xiàn)了個體面對消極評價時的心理逆反(Nurmohamed, 2020)。感知能力不被領導信任體現(xiàn)了一種來自領導的消極信號。這些消極信息會限制與威脅員工保持積極自我的傾向。當感知領導能力較弱, 員工會覺得領導對自己能力的評價不具備權(quán)威性和可信度, 有理由對消極評價進行忽略或重新解讀(Taylor et al., 1995), 自我增強傾向占主導(Leary, 2007), 并且引發(fā)員工心理逆反及恢復受限制和威脅傾向的動機(Brehm, 1966; 金盛華, 2010)。此時, 感知能力不被領導信任會激發(fā)員工向領導證明自我能力的動機, 并且, 當員工覺得領導能力越弱, 領導的評價越不可信, 感知能力不被領導信任越可能激發(fā)員工向領導證明能力的動機。反之, 當員工覺得領導能力很強, 會認為領導對其能力的評價可信, 自我評估傾向會取代自我增強傾向, 此時消極信息滿足了員工準確評價自我的需求, 不會引發(fā)心理逆反。因此, 可以假設:

假設3: 感知能力不被領導信任與感知領導能力交互影響證明自我能力動機。即感知領導能力越弱, 感知能力不被領導信任對證明自我能力動機正向影響越強。

1.5 證明自我能力動機與工作努力

證明自我能力動機反映了員工多大程度上想向領導證明自己有工作能力, 可以激發(fā)員工對工作的關注與投入, 提升工作努力。Vandewalle (1997)認為當個體聚焦于向別人證明自己, 會展現(xiàn)出更高的工作投入。已有研究發(fā)現(xiàn)證明自我能力動機的基本特征是關注積極結(jié)果, 而對積極結(jié)果的關注有利于提升員工在工作中認知與情感的投入及主動行為(Dietz et al., 2015; Elliot & Harackiewicz, 1996; Porath & Bateman, 2006)。因此, 本研究認為證明自我能力動機促進工作努力。

結(jié)合假設3內(nèi)容, 本研究提出如下有調(diào)節(jié)的中介假設:

假設4:證明自我能力動機中介感知能力不被領導信任與感知領導能力交互效應對工作努力的影響。即感知領導能力越弱, 感知能力不被領導信任通過證明自我能力動機正向影響工作努力的間接效應越強。

1.6 工作努力與工作績效

工作努力體現(xiàn)了員工在工作中投入的資源數(shù)量(Yeo & Neal, 2004)。Campbell (1990)的績效模型認為員工對工作付出努力是其取得績效的必要條件。工作努力被認為是工作績效的重要預測因素(Brockner et al., 1992)。已有研究表明, 員工的工作努力程度越高, 對工作投入的資源越多, 工作績效表現(xiàn)越好(Byrne et al., 2005; Wheeler et al., 2012)。因此, 我們假設:

假設5:員工的工作努力與工作績效正相關。

結(jié)合假設2和假設5的論述, 本研究進一步提出如下有調(diào)節(jié)的鏈式中介假設:

假設6: 感知領導能力調(diào)節(jié)感知能力不被領導信任依次通過工作效能感和工作努力負向影響工作績效的間接效應。即感知領導能力越強, 該間接效應越強。

結(jié)合假設4和假設5的論述, 本研究提出如下被調(diào)節(jié)的鏈式中介效應假設:

假設7: 感知領導能力調(diào)節(jié)感知能力不被領導信任依次通過證明自我能力動機和工作努力正向影響工作績效的間接效應。感知領導能力越弱, 該間接效應越強。

1.7 研究概覽

本文通過多研究設計、多樣本的方法對提出的假設進行檢驗, 包含了一個實驗研究(研究1)和兩個問卷調(diào)查研究(研究2和3)。研究1將通過情境實驗的方式對假設1和假設3進行檢驗, 建立感知能力不被領導信任與感知領導能力交互和工作自我效能感及證明自我能力動機間的因果關系。研究2和3則進一步利用多時間點、多源的問卷調(diào)查方式對整體研究模型進行檢驗, 擴展本研究的外部效度。

2 研究1: 感知領導能力調(diào)節(jié)作用的實驗研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究樣本

研究1的參與者為某高校的在校生, 每位參與者完成實驗后將獲得2元的報酬, 最終獲得164份問卷(有效回收率為86.3%)。參與者中男性占32.3%,平均年齡21.79歲(= 2.62)。他們來自不同專業(yè), 包括管理學(51.8%)、經(jīng)濟學(17.1%)、工學(9.1%)和其他(22.0%)。

2.1.2 實驗設計與程序

采用2×2的兩因素被試間設計, 我們操縱了感知能力不被領導信任和感知領導能力, 產(chǎn)生了四種情境, 參與者被隨機分配到四個實驗情境中, 每組各41名參與者。情境的內(nèi)容由研究者結(jié)合已有研究中的操縱材料(Patall et al., 2014; 陳晨等, 2020)和測量量表進行編制。實驗開始后, 參與者們將閱讀一段關于員工王晨和其直接領導工作關系的描述材料, 并盡可能想象他們就是材料中的主人公王晨, 閱讀完畢后回憶并描述所閱讀的內(nèi)容, 隨后完成一份包含工作自我效能感、證明自我能力動機、操縱檢驗及人口統(tǒng)計學變量的問卷。為保證填答質(zhì)量, 參考已有研究(陳晨等, 2020), 我們根據(jù)填答者描述的內(nèi)容將無關描述(例如, 亂寫無意義的字、描述內(nèi)容與情境材料不符等)的樣本進行排除。

感知能力不被領導信任的操縱。在實驗組(即感知能力不被領導信任), 參與者閱讀的材料為“在完成這項工作任務的過程中, 張總對你在工作中展現(xiàn)出的能力表示質(zhì)疑, 認為你并不具備執(zhí)行這項工作任務所需的資質(zhì)、知識和技能。張總認為即使你再努力也無法做好, 無法為這項工作任務的推進做出貢獻”。而控制組(中性), 參與者閱讀的材料為“在完成這項工作任務的過程中, 張總了解和評價了這項工作任務的進展, 告知了執(zhí)行這項任務所需的知識和技能, 告知了接下來的工作內(nèi)容”。上述操縱材料基于感知能力不被領導信任的量表題項以及陳晨等(2020)開發(fā)的感知被信任操縱材料改編而成。

感知領導能力操縱。在實驗組(即感知領導能力強), 參與者閱讀的材料為“你覺得張總工作能力很強, 工作經(jīng)驗豐富, 擁有處理工作中各種問題的信心、智慧、知識和能力等”。而控制組(即感知領導能力弱), 參與者閱讀的材料為“你覺得張總工作能力根本不強, 工作經(jīng)驗不足, 缺乏處理工作中各種問題的信心、智慧、知識和能力等”。上述操縱材料根據(jù)Patall等(2014)編制的感知勝任力情境操縱材料改編而成。

2.1.3 測量工具

本研究所用量表均為以往研究使用過的成熟英文量表, 我們采用“翻譯—回譯”的標準程序?qū)⒂⑽牧勘矸g為中文(Brislin, 1980)。采用李克特5點量表法, 從“1=非常不同意”到“5=非常同意”。

工作自我效能感。采用Spreitzer (1995)編制的工作自我效能感量表, 共包含3題, 例如, “我自信自己有干好工作上的各項事情的能力”。參與者根據(jù)當下感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.83。

證明自我能力動機。改編自Nurmohamed (2020)編制的想證明別人是錯的量表, 共包含4題, 例如, “我想向我的領導證明自己的能力”。參與者根據(jù)當下感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.87。

操縱檢驗:改編Mayer和Davis (1999)編制的能力信任量表來進行感知能力不被領導信任的檢驗, 共6題, 例如, “我的領導不相信我有能夠提高我們的績效的能力”, 由參與者根據(jù)當下感受進行填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.96。采用Fiske等(2002)編制的感知能力量表檢驗感知領導能力的操縱結(jié)果, 共包含5題, 例如, “我的領導是有能力的”, 參與者根據(jù)當下感受填答。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.94。

2.2 研究結(jié)果

2.2.1 操縱檢驗

對實驗的操縱進行檢驗。感知能力不被領導信任實驗組的得分(= 3.94,= 0.82)顯著高于控制組的得分(= 2.65,= 0.80),(162) = 10.07,< 0.001, Cohen’s= 1.59。感知領導能力實驗組的得分(= 4.19,= 0.77)顯著高于控制組的得分(= 2.85,= 0.87),(162) = 10.42,< 0.001, Cohen’s= 1.63。因此, 研究1對兩個變量的操縱是成功的。

2.2.2 假設檢驗

描述統(tǒng)計和相關分析結(jié)果如表1所示。采用一般線性回歸分析的方法對假設1和3進行檢驗, 結(jié)果如表2所示。

由表2模型2可知, 感知能力不被領導信任與感知領導能力交互項顯著影響工作自我效能感(= ?0.44,= 0.22,= 0.04)。調(diào)節(jié)效應如圖2所示。當高感知領導能力時, 感知能力不被領導信任實驗組(= 3.42,= 0.91)的工作自我效能感得分顯著低于控制組(= 3.82,= 0.70),(80) = ?2.22,= 0.03, Cohen’s= 0.49; 當?shù)透兄I導能力時, 實驗組(= 3.93,= 0.50)和控制組(= 3.89,= 0.57)工作自我效能感得分差異不顯著,(80) = 0.34,= 0.73, Cohen’s= 0.07。假設1得到驗證。

表1 研究1中變量的均值、標準差和相關系數(shù)

注:= 164; *< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。

表2 研究1一般線性回歸分析結(jié)果

注:= 164。表中系數(shù)均為非標準化系數(shù), 括號內(nèi)為該系數(shù)的標準誤。< 0.05,< 0.01,< 0.001。

圖2 研究1感知領導能力在感知能力不被領導信任和工作自我效能感間的調(diào)節(jié)作用

注: 誤差線表示標準誤。

由表2模型4可知, 感知能力不被領導信任與感知領導能力交互項顯著影響證明自我能力動機(= ?0.50,= 0.25,= 0.04)。調(diào)節(jié)效應如圖3所示, 雖然高感知領導能力時, 感知能力不被領導信任實驗組(= 4.27,= 0.86)的證明自我能力動機得分略高于控制組(= 4.10,= 0.59), 但兩組得分無顯著差異,(80) = 1.08,= 0.28, Cohen’s= 0.23, 說明高感知領導能力時, 感知能力不被領導信任對證明自我能力動機的影響不顯著; 當?shù)透兄I導能力時, 實驗組(= 4.18,= 0.71)的證明自我能力動機得分顯著高于控制組(= 3.51,=0.93),(80) = 3.70,< 0.001, Cohen’s= 0.81。假設3得到驗證。

圖3 研究1感知領導能力在感知能力不被領導信任和證明自我能力動機間的調(diào)節(jié)作用

注: 誤差線表示標準誤。

研究1的結(jié)果為感知能力不被領導信任與感知領導能力交互對工作自我效能感和證明自我能力動機的作用提供了強有力的因果證據(jù)。盡管研究1驗證了本研究理論模型的內(nèi)部效度, 但依然需要通過工作場所的問卷調(diào)查對理論模型的外部效度進行擴展。因此, 在研究2中, 我們將通過多源多時間點的問卷調(diào)查對整體模型進行檢驗。

3 研究2: 全模型問卷調(diào)研

3.1 研究方法

3.1.1 研究程序和樣本

本研究的調(diào)查對象為華南地區(qū)某大型保險公司的業(yè)務人員及他們的直接領導。邀請了該公司45個業(yè)務團隊進行調(diào)查, 每個團隊由唯一的領導及十幾名普通員工構(gòu)成, 每個團隊除團隊領導外, 還會由研究者根據(jù)花名冊隨機從每個團隊中選出4～10名普通員工參與調(diào)查。采用紙質(zhì)版問卷進行實地調(diào)研, 先對員工進行問卷調(diào)查, 員工需要填答內(nèi)容包含自己的人口統(tǒng)計學特征、感知能力不被領導信任、感知領導能力、證明自我能力動機、工作自我效能感和工作努力程度。員工填答完一周后再邀請團隊領導分別評價其團隊中參與調(diào)查員工的工作績效。為保證調(diào)查質(zhì)量, 在正式調(diào)查前我們向填答者強調(diào)了調(diào)查結(jié)果的保密性及真實填答的重要性, 相應的要求亦在問卷指導語中進行了說明。

將回收的員工問卷和領導問卷進行配對, 最終獲得195份有效的員工問卷(有效回收率為85.9%)和40份有效的領導問卷(有效回收率為88.9%)。在195位調(diào)查的員工中, 男性占16.9%, 平均年齡35.50歲(= 6.63)。教育水平方面: 大專以下學歷占23.1%, 大專學歷占48.7%, 本科學歷占26.2%, 碩士及以上學歷占2.0%, 與當前領導的平均共事時間為4.38年(= 6.63)。

3.1.2 測量工具

感知能力不被領導信任。與研究1相同, 遵循以往的研究(例如: Ferrin et al., 2007; Kim et al., 2006; Kim et al., 2004; Malhotra & Lumineau, 2011), 我們采用了改編自Mayer和Davis (1999)編制的感知能力信任量表。改編后的量表共包含6個題項, 其中一題為“領導不相信我有勝任這份工作的資質(zhì)”, 實踐中, 該公司保險業(yè)務人員的工作并不需要任何資質(zhì), 因此實際調(diào)研時將此題刪除, 最終調(diào)研的量表包含5題。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.95。

感知領導能力。與研究1相同, 本研究采用Fiske等(2002)編制的感知能力量表。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.93。

工作自我效能感。與研究1相同, 采用Spreitzer (1995)編制的工作自我效能感量表。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

證明自我能力動機。與研究1相同, 采用改編自Nurmohamed (2020)編制的想證明別人是錯量表而來的證明自我能力動機量表。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.90。

工作努力。采用Sun等(2013)編制的努力程度量表。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

工作績效。采用Morrison和Phelps (1999)編制的工作績效量表。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.81。

控制變量。參照已有相關研究(Baer et al., 2015; 陳晨等, 2020), 本研究控制了下面幾種員工人口統(tǒng)計學特征: 性別、年齡、教育水平及與領導共事時間, 以排除可能存在的替代解釋(Bernerth & Aguinis, 2016)。

3.2 研究結(jié)果

3.2.1 描述統(tǒng)計和相關分析

表3展示了控制變量和研究變量的描述統(tǒng)計和相關分析結(jié)果。

3.2.2 驗證性因素分析

使用Mplus 8.0對研究變量感知領導能力不信任、感知領導能力、證明自我能力動機、工作自我效能感、工作努力和工作績效進行驗證性因素分析, 結(jié)果如表4所示。由表中結(jié)果可知, 假設的六因子模型的擬合結(jié)果要優(yōu)于其他5個可供選擇的五因子模型, 表明各研究變量間具有良好的結(jié)構(gòu)區(qū)分性。

3.2.3 假設檢驗

考慮到本研究數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為嵌套型, 團隊領導評價了多位團隊成員的工作績效, 因此, 在Mplus 8.0中使用“TYPE = COMPLEX; ESTIMATOR = MLR”語法消除數(shù)據(jù)非獨立問題(Wu & Kwok, 2012)。該分析方法適用于那些聚焦于探討單一層面變量關系的非獨立數(shù)據(jù)(Wu & Kwok, 2012), 而本研究關注的問題集中在員工層面, 因而此分析方法適用于本研究。已有的擁有類似數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的研究也采用了此種分析方法(例如, Wu et al., 2016)。研究模型擬合情況良好(= 23.99,= 9,/= 2.67, CFI = 0.90, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.04), 分析結(jié)果如圖4所示。

表3 研究2和3中變量的均值、標準差和相關系數(shù)

注:= 195;= 266。性別: 0-女性, 1-男性。教育水平: 1-大專以下, 2-大專, 3-本科, 4-碩士及以上。下三角為研究2的相關系數(shù), 上三角為研究3的相關系數(shù)。< 0.05,< 0.01,< 0.001。

表4 研究2和3驗證性因素分析結(jié)果

注:= 195;= 266。所有的Δ在< 0.001水平上顯著。

圖4 研究2和3路徑分析結(jié)果

注:= 195;= 266。出于簡潔考慮, 控制變量未標出。圖中系數(shù)均為非標準化系數(shù), 左側(cè)系數(shù)為研究2中結(jié)果, 右側(cè)系數(shù)為研究3中結(jié)果。< 0.05,< 0.01,< 0.001。

假設1認為, 感知能力不被領導信任和感知領導能力交互影響工作自我效能感。分析結(jié)果顯示, 感知能力不被領導信任與感知領導能力的交互項對工作自我效能感的影響顯著(= ?0.14,= 0.07,= 0.04)。簡單斜率分析結(jié)果顯示, 當員工感知到領導能力較高(= ?0.11,= 0.08,= 0.15)和較低(= 0.10,= 0.09,= 0.27)時, 感知能力不被領導信任對工作自我效能感的影響均不顯著, 而兩種情況下的差異顯著(= ?0.21,= 0.10,= 0.04), 簡單效應圖如圖5所示。上述結(jié)果表明當員工感知領導的能力越強, 感知能力不被領導信任對員工工作效能感的負向作用越強, 假設1在本研究中得到驗證。

假設3認為, 感知能力不被領導信任和感知領導能力交互影響證明自我能力動機。分析結(jié)果顯示, 感知能力不被領導信任與感知領導能力的交互項對證明自我能力動機的影響顯著(= ?0.27,= 0.12,= 0.02)。簡單斜率分析結(jié)果顯示, 當員工感知到領導能力較高時, 感知能力不被領導信任對證明自我能力動機影響不顯著(= ?0.06,= 0.09,= 0.49), 當員工感知到領導能力較低時, 感知能力不被領導信任對證明自我能力動機有顯著正向影響(= 0.36,= 0.14,= 0.01), 兩種情況下的差異顯著(= ?0.42,= 0.18,= 0.02)。簡單效應圖如圖6所示, 假設3得到驗證。

圖5 研究2感知領導能力在感知能力不被領導信任和工作自我效能感間的調(diào)節(jié)作用

圖6 研究2感知領導能力在感知能力不被領導信任和證明自我能力動機間的調(diào)節(jié)作用

為了檢驗假設2和4中被調(diào)節(jié)的中介假設, 采用Edwards和Lambert (2007)的建議分別計算調(diào)節(jié)變量在高于均值一個標準差及低于均值一個標準差情況下間接效應的置信區(qū)間。蒙特卡羅模擬(Selig & Preacher, 2008)的結(jié)果顯示, 在員工感知領導能力較高時, 感知能力不被領導信任通過工作自我效能感影響工作努力的間接效應的置信區(qū)間包含0 (= ?0.02, 95% CI = [?0.06, 0.01]), 不顯著; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間依然包含0 (= 0.02, 95% CI = [?0.01, 0.05]), 不顯著; 但兩種情況下, 間接效應的差異顯著(= ?0.04, 95% CI = [?0.09, ?0.0007])。該結(jié)果表明當員工感知領導的能力越強, 感知能力不被領導信任通過工作效能感負向影響工作努力的間接效應越強, 假設2在本研究中得到驗證。類似地, 在員工感知領導能力較高時, 感知能力不被領導信任通過證明自我能力動機影響工作努力的間接效應的置信區(qū)間包含0 (= ?0.03, 95% CI = [?0.14, 0.08]), 不顯著; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間不包含0 (= 0.16, 95% CI = [0.05, 0.29]), 顯著為正; 同時, 兩種情況下, 間接效應的差異顯著(= ?0.19, 95% CI = [?0.38, ?0.03]), 假設4得到驗證。

假設5預測, 員工的工作努力與工作績效正相關。分析結(jié)果顯示, 在控制相關變量的情況下, 工作努力顯著正向影響工作績效(= 0.19,= 0.08,= 0.01), 假設5得到驗證。

采用Edwards和Lambert (2007) 建議的方法對假設6和7中被調(diào)節(jié)的鏈式中介進行檢驗。當員工感知領導能力較高時, “感知能力不被領導信任→工作自我效能感→工作努力→工作績效”路徑間接效應包含0 (= ?0.004, 95% CI = [?0.01, 0.001]), 不顯著; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間依然包含0 (= 0.003, 95% CI = [?0.002, 0.01]), 但兩種情況下, 間接效應的差異顯著(= ?0.01, 95% CI = [?0.02, ?0.00001]); 表明感知領導的能力越強, 該間接效應路徑的負向作用越強, 假設6在本研究中得到驗證。當員工感知領導能力較高時, “感知能力不被領導信任→證明自我能力動機→工作努力→工作績效”路徑間接效應包含0 (= ?0.002, 95% CI = [?0.03, 0.02]), 不顯著; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間不包含0 (= 0.01, 95% CI = [0.004, 0.07]), 且兩種情況下, 間接效應的差異顯著(= ?0.01, 95% CI = [?0.09, ?0.001]), 假設7得到驗證。

3.2.4 補充檢驗

為了檢驗變量間反向因果的可能性, 根據(jù)Kline (2011)的建議, 我們比較了假設模型(感知能力不被領導信任→工作自我效能感/證明自我能力動機→工作努力→工作績效)和反向因果模型(工作績效→工作努力→工作自我效能感/證明自我能力動機→感知能力不被領導信任)的赤池信息準則(AIC, Akaike information criterion)和貝葉斯信息準則(BIC, Bayesian information criterion)指標。該方法近年來被很多研究者用于檢驗(鏈式)中介模型的反向因果關系(例如, Matta et al., 2017; Mitchell et al., 2019; Ou et al., 2014; Yam et al., 2018)。結(jié)果顯示假設模型(AIC = 1576.33, BIC = 1618.88)的指標要小于反向因果模型的指標(AIC = 1797.09, BIC = 1839.64), 表明假設模型比反向模型更優(yōu), 本研究理論模型存在因果關系倒置的可能性較小。

為了進一步提升本研究結(jié)論的可靠性與透明度, 參考Bernerth和Aguinis (2016)的建議, 我們對不含控制變量的研究模型進行補充分析。分析結(jié)果同樣表明, 感知能力不被領導信任與感知領導能力的交互項對證明自我能力動機(= ?0.26,= 0.11,= 0.02)和工作自我效能感(= ?0.14,= 0.07,= 0.048)的影響均顯著, 并且感知領導能力越強時, 感知能力不被領導信任依次通過證明自我能力動機和工作努力正向影響工作績效的間接效應越弱(= ?0.04, 95% CI = [?0.09, ?0.002]), 而感知能力不被領導信任依次通過工作效能感和工作努力負向影響工作績效的間接效應越強(= ?0.008, 90% CI = [?0.02, ?0.0007])。上述結(jié)果進一步支持了本研究的結(jié)論。

研究2的結(jié)果為整體研究模型的檢驗提供了強有力的證據(jù)。但考慮到本研究中的變量大多由員工自評, 且這些員工自評變量均在同一時間點收集, 這可能一定程度上使研究2的結(jié)果受共同方法偏差(CMV, common method variance)的影響(Podsakoff et al., 2012)。同時, 研究2的樣本均來自同一行業(yè), 這可能影響研究結(jié)論的外部效度。針對上述局限, 研究3將通過對多行業(yè)樣本的多源多時間點問卷調(diào)查, 在不同時間點上對員工自評數(shù)據(jù)進行收集, 從而進一步擴展研究模型的外部效度。

4 研究3: 全模型問卷調(diào)研

4.1 研究方法

4.1.1 研究程序和樣本

本研究通過研究者的校友網(wǎng)絡對參與者進行招募, 用這種方式進行取樣可以招募到來自不同行業(yè)的參與者, 從而提高研究結(jié)果的外部效度(Qin et al., 2018)。本研究共邀請了77個工作團隊, 每個團隊由唯一的領導及數(shù)名普通員工構(gòu)成。除少數(shù)人數(shù)較多團隊外, 團隊每位成員均被邀請參與調(diào)查?？紤]領導要對每位下屬進行評價, 為避免領導因評價過多下屬而影響填答質(zhì)量, 對團隊人數(shù)超過10人的, 隨機選擇9名下屬參與調(diào)查。采用問卷星電子問卷進行在線調(diào)研, 每個工作團隊組建一個微信群, 問卷發(fā)放前研究者首先在微信群中說明調(diào)查的目的, 并強調(diào)填答結(jié)果只用于學術研究, 不會對他們產(chǎn)生任何影響, 然后將問卷鏈接發(fā)到群中。本次調(diào)查分兩輪, 第一輪只發(fā)放員工問卷, 員工需填答內(nèi)容包含自己的人口統(tǒng)計學特征、感知能力不被領導信任和感知領導能力; 一個月后開始第二輪調(diào)查, 第二輪調(diào)查包含員工和領導問卷, 員工需填答證明自我能力動機、工作自我效能感和工作努力程度, 領導需分別填答其團隊中參與調(diào)查員工的工作績效。為調(diào)動參與者的積極性, 提升填答質(zhì)量, 每次調(diào)查都會給每位參與者發(fā)放5元酬勞。

將兩輪中回收的員工和領導問卷進行配對, 最終獲得266份有效的員工數(shù)據(jù)(兩輪問卷均有效填答, 有效回收率為85.3%)和65份有效的領導數(shù)據(jù)(有效回收率為84.4%)。在266位調(diào)查的員工中, 男性占比63.9%, 平均年齡32.77歲(= 7.56)。教育水平方面: 大專以下學歷占26.3%, 大專學歷30.5%,本科學歷38.7%, 碩士及以上學歷4.5%, 與當前領導的平均共事時間為4.04年(= 3.71)。

4.1.2 測量工具

本研究所有研究變量和控制變量的測量工具均與研究2相同, 其中在研究2中感知能力不被領導信任量表刪除的題項在本研究進行了保留。感知能力不被領導信任、感知領導能力、工作自我效能感、證明自我能力動機、工作努力和工作績效的Cronbach’s α系數(shù)依次為0.96、0.96、0.89、0.89、0.93、0.92。

4.2 研究結(jié)果

4.2.1 描述統(tǒng)計和相關分析

表3展示了控制變量和研究變量的描述統(tǒng)計和相關分析結(jié)果。

4.2.2 驗證性因素分析

本研究中變量的驗證性因素分析結(jié)果如表4所示。由表中結(jié)果可知, 假設的六因子模型的擬合結(jié)果要優(yōu)于其他5個可供選擇的五因子模型, 表明各研究變量間具有良好的結(jié)構(gòu)區(qū)分性。

4.2.3 假設檢驗

與研究2相同, 本研究數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為嵌套型, 團隊領導評價了多位團隊成員的工作績效, 因此, 同樣使用“TYPE = COMPLEX; ESTIMATOR = MLR”語法消除數(shù)據(jù)非獨立問題(Wu & Kwok, 2012)。模型的擬合情況如下:= 61.56,= 9,/= 6.84, CFI = 0.74, RMSEA = 0.15, SRMR = 0.05。

由圖中可知, 感知能力不被領導信任與感知領導能力的交互項對工作自我效能感的影響顯著(= ?0.18,= 0.07,= 0.01)。簡單斜率分析結(jié)果顯示, 當員工感知領導能力較高時, 感知能力不被領導信任顯著負向影響工作自我效能感(= ?0.23,= 0.05,< 0.001), 當感知到領導能力較低時, 影響不顯著(= 0.01,= 0.08,= 0.87), 且兩種情況下的差異顯著(= ?0.24,= 0.09,= 0.01), 簡單效應圖如圖7所示, 假設1得到驗證。

圖7 研究3感知領導能力在感知能力不被領導信任和工作自我效能感間的調(diào)節(jié)作用

感知能力不被領導信任與感知領導能力的交互項對證明自我能力動機的影響顯著(= ?0.16,= 0.07,= 0.02)。簡單斜率分析結(jié)果顯示, 當員工感知到領導能力較高時, 感知能力不被領導信任對證明自我能力動機影響不顯著(= ?0.11,= 0.08,= 0.16), 當員工感知領導能力較低時, 感知能力不被領導信任對證明自我能力動機有邊緣顯著正向影響(= 0.12,= 0.07,= 0.09), 兩種情況下的差異顯著(= ?0.22,= 0.10,= 0.02)。簡單效應圖如圖8所示, 因此假設3得到驗證。

圖8 研究3感知領導能力在感知能力不被領導信任和證明自我能力動機間的調(diào)節(jié)作用

采用Edwards和Lambert (2007)建議的方法檢驗假設2和4。蒙特卡羅模擬(Selig & Preacher, 2008)的結(jié)果顯示, 在員工感知領導能力較高時, 感知能力不被領導信任通過工作自我效能感影響工作努力的間接效應的置信區(qū)間不含0 (= ?0.13, 95% CI = [?0.23, ?0.05]), 顯著為負; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間包含0 (= 0.01, 95% CI = [?0.07, 0.09]), 不顯著, 兩種情況下, 間接效應的差異顯著(= ?0.14, 95% CI = [?0.27, ?0.03])。因此, 假設2得到驗證。類似地, 在員工感知領導能力較高時, 感知能力不被領導信任通過證明自我能力動機影響工作努力的間接效應的置信區(qū)間包含0 (= ?0.03, 95% CI = [?0.08, 0.01]), 不顯著; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間不包含0 (= 0.03, 90% CI = [0.0004, 0.07]), 顯著為正, 兩種情況下, 間接效應差異顯著(= ?0.06, 95% CI = [?0.13, ?0.007]), 假設4得到驗證。

在控制相關變量的情況下, 工作努力顯著正向影響工作績效(= 0.15,= 0.05,= 0.001), 假設5得到驗證。

采用Edwards和Lambert (2007)建議的方法對假設6和7中被調(diào)節(jié)的鏈式中介進行檢驗。當員工感知領導能力較高時, “感知能力不被領導信任→工作自我效能感→工作努力→工作績效”路徑間接效應不含0 (= ?0.02, 95% CI = [?0.04, ?0.01]), 顯著為負; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間包含0 (= 0.001, 95% CI = [?0.01, 0.01]), 兩種情況下差異顯著(= ?0.02, 95% CI = [?0.05, ?0.004]), 假設6得到驗證。當員工感知領導能力較高時, “感知能力不被領導信任→證明自我能力動機→工作努力→工作績效”路徑間接效應包含0 (= ?0.004, 95% CI = [?0.01, 0.001]), 不顯著; 在員工感知領導能力較低時, 該間接效應的置信區(qū)間不包含0 (= 0.005, 90% CI = [0.00002, 0.01]), 且兩種情況下差異顯著(= ?0.009, 95% CI = [?0.02, ?0.0008]), 假設7得到驗證。

4.2.4 補充檢驗

與研究2相同, 為了檢驗變量間反向因果的可能性, 根據(jù)Kline (2011)的建議, 我們比較了假設模型(感知能力不被領導信任→工作自我效能感/證明自我能力動機→工作努力→工作績效)和反向因果模型(工作績效→工作努力→工作自我效能感/證明自我能力動機→感知能力不被領導信任)的相關指標。結(jié)果顯示假設模型(AIC = 2174.45, BIC = 2221.04)的指標要小于反向因果模型的指標(AIC = 2337.09, BIC = 2383.67), 表明假設模型比反向模型更優(yōu), 再次證明本研究理論模型存在因果關系倒置的可能性較小。

與研究2相同, 為了進一步提升本研究結(jié)論的可靠性與透明度, 參考Bernerth和Aguinis (2016)的建議, 我們對不含控制變量的研究模型進行補充分析。分析結(jié)果同樣表明, 感知能力不被領導信任與感知領導能力的交互項對證明自我能力動機(= ?0.15,= 0.07,= 0.03)和工作自我效能感(= ?0.15,= 0.07,= 0.03)的影響均顯著, 并且感知領導能力越強時, 感知能力不被領導信任依次通過證明自我能力動機和工作努力正向影響工作績效的間接效應越弱(= ?0.009, 95% CI = [?0.02, ?0.00001]), 而感知能力不被領導信任依次通過工作效能感和工作努力負向影響工作績效的間接效應越強(= ?0.02, 90% CI = [?0.04, ?0.001]), 再次支持了本研究的結(jié)論。

5 討論

5.1 研究結(jié)果

已有研究普遍認為感知不被領導信任將打擊員工積極自我, 對員工自我產(chǎn)生不利影響, 而本研究結(jié)果則表明, 不被領導信任除了打擊員工積極自我, 也可能激發(fā)員工證明積極自我。基于自我評價理論和心理逆反理論, 本研究探討了員工感知能力不被領導信任對其工作努力和工作績效的影響及作用機制。研究結(jié)果表明, 當員工感知領導能力較高時, 感知能力不被領導信任將更多地降低員工的工作自我效能感, 進而抑制員工工作努力, 使工作績效變差。相反, 當員工感知領導能力較低時, 員工感知能力不被領導信任會導致員工產(chǎn)生較高的向領導證明自我能力的動機, 進而促進員工工作努力, 提升工作績效。

5.2 理論意義

本研究對信任、自我評價理論、心理逆反理論、工作努力等方面的研究有重要的理論意義。

第一, 本研究發(fā)現(xiàn)了感知不被領導信任對自我概念的“雙刃劍”效應, 幫助研究者們更為全面而平衡地理解感知不被領導信任與員工自我概念間的關系。已有研究普遍認為感知不被領導信任會打擊員工并形成消極的自我概念, 本研究則發(fā)現(xiàn)感知不被領導信任不僅能消極影響員工自我概念, 也能激發(fā)員工證明自我, 形成積極自我概念。這一發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)了“感知不被領導信任總是消極影響員工自我概念”這一主流觀點, 并建立了更為完整的理論框架。具體來說, 本研究發(fā)現(xiàn), 當員工覺得領導評價信息可靠即感知領導能力強時, 感知能力不被領導信任負向影響員工工作自我效能感, 導致員工形成消極自我概念, 該結(jié)論與已有研究相一致(Lau et al., 2014; Wang & Huang, 2019; 陳晨等, 2020), 同時本研究還發(fā)現(xiàn), 當員工覺得領導評價信息不可靠即感知領導能力弱時, 感知能力不被領導信任正向影響證明自我能力動機, 激發(fā)員工形成積極自我概念,該結(jié)論有利于更全面而平衡地理解感知不被領導信任的作用。

第二, 本研究豐富了自我評價理論和心理逆反理論的內(nèi)容。首先, 我們通過闡明個體回應消極評價信息的方式及邊界條件, 豐富了自我評價理論的內(nèi)容。自我評價理論認為, 個體面對外部消極評價信息時, 會選擇接納或忽略兩種回應方式(Leary, 2007; Sedikides & Strube, 1997; Trope, 1979, 1980)。在整合自我增強傾向和心理逆反理論的觀點后我們發(fā)現(xiàn)除了上述回應方式外, 個體面對外部消極評價信息時也可能選擇證明自我的回應方式, 并證明評價信息的可信度是個體選擇不同應對方式的邊界條件。其次, 本研究擴展了心理逆反理論在組織管理研究中的應用。心理逆反理論揭示了個體在自由面臨約束和限制時如何激發(fā)其動機狀態(tài)去消除約束和限制以重新獲得自由的過程(Brehm, 1966)。但目前組織管理研究中, 心理逆反理論主要還應用于研究個體如何反抗社會分類(Nurmohamed, 2020),如性別或者種族的刻板印象(Gupta & Turban, 2008; Kray et al., 2001)。本研究則將其擴展到信任相關的研究中, 解釋了員工面臨不信任時是否、何時及如何反抗, 這種擴展有助于更好地了解工作場所中心理逆反的形成過程和作用結(jié)果。此外, 本研究還拓展了激發(fā)心理逆反理論的文獻, 發(fā)現(xiàn)除了感知對方的低期望會引起心理逆反外, 當感知對方不愿意依賴自己、對方不愿為自己承擔風險、對方產(chǎn)生自身利益受損期望的時候, 也會激發(fā)心理逆反效應。以往的心理逆反效應研究主要探討了感知別人對自己失敗的預期會激發(fā)心理逆反(Nurmohamed, 2020)。而本文所關注的感知能力不被領導信任體現(xiàn)了多層次的內(nèi)涵, 還包含了感知領導不愿意依賴自己(Doney et al., 1998), 領導不愿為自己承擔風險(Rousseau et al., 1998), 以及領導自身利益受損的預期(Malhotra & Lumineau, 2011)。我們的研究發(fā)現(xiàn),當感知領導能力不強時, 感知能力不被領導信任會導致心理逆反, 這體現(xiàn)了心理逆反的產(chǎn)生可能是復雜的過程, 包含了上述多層次的認知信息的加工過程。因此, 本研究對心理逆反的激發(fā)路徑有重要的新的理論啟示, 為未來的研究進一步厘清心理逆反產(chǎn)生過程的多種路徑和機制奠定了基礎。

第三, 本研究還擴展和豐富了工作努力的前因文獻。領導因素是影響員工工作努力的重要方面。已有研究表明積極的領導行為(例如, 領導授權(quán))及與領導積極的交換關系等往往會為員工提供更多的資源支持進而導致員工更加努力地工作(Lu et al., 2017; Park et al., 2017)。相反, 消極的領導行為及與領導消極的交換關系則可能導致員工缺乏資源支持而不努力工作(Scheuer et al., 2016)。本研究發(fā)現(xiàn), 消極領導因素既可能產(chǎn)生積極影響也可能產(chǎn)生消極影響。雖然消極的領導因素(例如, 感知能力不被領導信任)在某些情況下仍然會打擊員工, 帶來消極影響, 但也能夠在一定情況下, 激發(fā)員工產(chǎn)生證明自我能力動機而間接促進員工更努力地工作。因此, 本研究通過驗證感知能力不被領導信任與工作努力間的關系及作用機制, 更加全面地解釋了消極領導因素如何引發(fā)員工工作努力, 豐富了工作努力的前因文獻, 為后續(xù)相關研究提供了實證依據(jù)和理論參考。

5.3 實踐意義

本研究對組織中領導者的管理啟示主要包含如下兩方面: 第一, 領導者可以在自己不擅長的領域和事情上用“激將法”激發(fā)員工。本研究發(fā)現(xiàn), 當員工感知領導能力較低時, 感知能力不被領導信任會激發(fā)員工證明自我, 進而努力工作取得好成績。因此, 當領導對某個領域或事情不擅長時, 領導在該領域或事情上使用“激將法”往往能夠激發(fā)員工積極的工作狀態(tài)。第二, 領導在自己擅長的領域和事情上應更多地給予員工信任, 避免因不信任而打擊員工。本研究結(jié)果表明當員工感知領導能力較強時, 感知能力不被領導信任將打擊員工工作自我效能感, 從而降低工作努力和績效表現(xiàn)。因此, 領導在自己擅長的領域和事情上需盡量避免對員工表達不信任, 以防止打擊員工工作信心, 導致其產(chǎn)生消極的工作狀態(tài)。

5.4 本研究的不足及未來研究展望

本研究存在以下幾方面的局限可以在未來研究中進一步完善。首先, 雖然本論文研究2和3中通過多源多時間點的問卷調(diào)查方法來避免可能存在的共同方法偏差, 同時, 調(diào)節(jié)作用檢驗的結(jié)果也表明本研究中共同方法偏差的影響并不嚴重(Podsakoff et al., 2012)。但由于感知能力不被領導信任、工作自我效能感和證明自我能力動機屬于員工心理層面的變量, 很難通過他評或其他客觀指標進行測量, 導致了變量間的關系可能有一定的膨脹。未來研究可以考慮采用更多時間點、更長時間間隔的方法進行數(shù)據(jù)收集, 并在每個時間點上調(diào)查所有變量, 以獲得長時面板數(shù)據(jù)。這種面板數(shù)據(jù)不僅有利于進一步對變量間的因果關系進行更權(quán)威的論證, 也能夠從動態(tài)角度考察感知能力不被領導信任的變化導致的動態(tài)結(jié)果及反饋回路(Baer et al., 2015)。

第二, 本研究從自我評價視角關注了感知能力不被領導信任對員工影響的雙刃劍效應, 未來研究可以從更多視角探討感知能力不被領導信任對員工影響的雙刃劍效應, 例如從社會交換視角, 感知能力不被領導信任一方面會帶來消極的影響, 比如降低領導和員工間的關系質(zhì)量(Gómez & Rosen, 2001), 另一方面也有可能會帶來積極的影響, 比如降低該員工的心理負擔, 因為, 相比于受到領導高度能力信任的員工, 得不到能力信任的員工無須付出更多資源在領導面前保持自己工作能力方面的聲譽和權(quán)威性(Baer et al., 2015; Skinner et al., 2014)。

第三, 感知能力不被領導信任對下屬的影響可能存在其他的邊界條件。例如, 員工對工作的控制感。低水平的工作控制感可能會放大資源損耗的消極作用(Demerouti et al., 2001), 當員工對工作有較低的控制感時, 員工缺乏控制和改變自己工作的機會, 因而在感知能力不被領導信任時, 更可能會感到無力, 消極應對, 從而更大程度降低自己的工作自我效能感, 更小程度想向領導證明自己的能力。反之, 當員工對工作有較高水平的控制感時, 面對能力不信任, 員工將有更多資源維持自己的工作效能, 并且有機會利用工作資源向領導證明自己的能力, 從而更小程度降低自己的工作效能感, 更大程度想向領導證明自己的能力。

第四, 領導對員工的能力不信任可能表現(xiàn)在不同類型的行為上(Baer et al., 2015), 包括不向該員工尋求專業(yè)方面的建議, 不將重要的工作任務委派給該員工, 對員工正在或即將進行的工作表達出低水平的期望等。這些不同的表現(xiàn)形式, 可能對員工的工作自我效能感、證明自我能力動機、工作努力程度等產(chǎn)生不同的影響, 例如, 相比于不向員工尋求專業(yè)方面的建議, 對員工正在或即將進行的工作表達出低水平的期望可能更能刺激員工證明自我能力的動機。未來研究可以將領導對員工的能力不信任操作化為更具體的方面, 進一步深化對感知能力不信任作用效果的理解。

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Does distrust motivate or discourage employees? The double-edged sword of feeling ability-distrusted by supervisors

LU Hailing, YANG Yang, WANG Yongli, ZHANG Xin, TAN Ling

(School of Economics and Management, Nanjing University of Science and Technology, Nanjing 210094, China) (School of Business, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China)(Department of Management, The Chinese University of Hong Kong, Hong Kong 999077, China) (School of Management, Guangdong University of Technology, Guangzhou 510520, China)

Feeling trusted by supervisors is not only beneficial for employees’ job attitude and performance, but also for organizational effectiveness. Feeling ability-distrusted, defined as “the extent to which a subordinate perceives that their leader evaluates their ability to be untrustworthy”, is a crucial part of trust research. Previous research has revealed that feeling ability-distrusted by supervisors is detrimental to employees’ self-concept. Nevertheless,this prevailing assumption leaves our understandings of trust incomplete. Traditional Chinese management practice (e.g., “Jijiangfa”) has suggested that supervisors’ distrust may encourage employees to exhibit their better self. However, limited attention has been paid to the potential positive influence of employees' feeling ability- distrusted by their supervisors on their self-concept. For example, when employees perceive ability-distrust from their supervisors, they may lose their confidence in their abilities, or, on the other hand, may be motivated to prove their abilities. Thus, an important question is: Does feeling ability-distrusted by supervisors have both positive and negative effects on subordinates’ self-concept, and if so, why?To address this question, drawing from self-evaluation and psychological reactant theories, we examine the effects of feeling ability-distrusted by supervisors on employees’ job self-efficacy and desire to prove their abilities, which in turn influence employee work effort and job performance. Furthermore, we examine the moderating effect of perceived supervisor competence on the relationship between feeling ability-distrusted by supervisors and employees’ job self-efficacy or employees’ desire to prove their abilities. We conducted one experiment and two multi-wave field studies to test our hypothesis. In Study 1, we designed a 2 × 2 experiment, with 4 different scenarios. The scenarios described the interaction at work between a fictional employee named Wang Chen and his supervisor. We recruited 164 undergraduates from a university and assigned participants randomly to each of the scenarios. Each participant read the scenario and took on the role of Wang Chen. Next, participants reported their job self-efficacy, desire to prove their abilities, manipulation check, and demographics. In Study 2, we initially recruited 227 employees and their immediate supervisors from an insurance company in southern China. Employees were asked to report on their feeling ability-distrusted by their supervisors, job self-efficacy, desire to prove abilities, work effort, perceived supervisor competence, and demographics. One week later, supervisors were asked to report their subordinates’ job performance. Before responding to the surveys, participants were informed that the survey data would be confidential and only used for academic research., There were 195 pairs of matched and usable data for our final sample. In Study 3, we surveyed 266 employees and their supervisors across 65 workgroups. The employees reported on feelings of ability-distrust by their supervisors, perceived supervisor competence, and their demographics. One month later, employees were required to assess self-efficacy on the job, desire to prove their abilities and work effort. Supervisors were then invited to rate employees’ job performance.Results showed that when perceived supervisor competence was high, feeling ability-distrusted by supervisors was negatively associated with job self-efficacy, which in turn, decreased employee work effort and task performance. On the other hand, when perceived supervisor competence was low, feeling ability-distrusted by supervisors was positively associated with employee’s desire to prove their abilities, which in turn increased employee work effort and task performance.This study makes several theoretical contributions. First, we contribute to the literature on trust by challenging the consensus that feeling ability-distrusted by supervisors is unequivocally detrimental to employees’ self- concept. Second, we contribute by identifying an important boundary condition for the effects of feeling ability- distrusted by supervisors. From the perspective of perceived credibility of evaluation information, we found that perceived supervisor competence moderated the effects of feeling ability distrusted. Finally, we contribute to the literature on work effort by identifying an important but neglected antecedent of employee work effort. We suggest that beyond leaders’ positive behavior, their negative behaviors (e.g., expressed distrust) may also lead to employees’ increased work effort when employees perceive supervisor competence to be low.

feeling ability-distrusted by supervisors, perceived supervisor competence, job self-efficacy, desire to prove ability, work effort

2020-06-08

國家自然科學基金項目(71772184, 71802203)資助。

王永麗, E-mail: wangyli@mail.sysu.edu.cn

B849: C93