職場排斥對員工助人行為的影響機制研究

張?zhí)m霞 楊 碩 王樂樂 孫 欣

(1.東北大學(xué)工商管理學(xué)院； 2.江蘇時代新能源科技有限公司)

1 研究背景

當下，團隊式工作模式逐漸得到員工和組織的青睞。不僅如此，團隊成員間的助人行為也受到越來越多的重視。這是因為助人行為不僅可以促進員工間的交流和協(xié)作，提高員工和團隊的工作能力與效率，而且可以顯著提升員工積極情緒和主觀幸福感[1]。鑒于此，如何進一步提升員工的助人行為已得到了學(xué)者和企業(yè)界人士的廣泛關(guān)注[2]。然而，通過文獻梳理可知，現(xiàn)有研究大多是從積極的視角探討了員工動機、人格特質(zhì)以及員工與環(huán)境的交互作用等對員工助人行為的影響[1]，不僅忽視了職場中普遍存在的某些消極因素(如職場排斥等)對員工助人行為的影響，而且對助人行為的形成機制的揭示仍顯不足[1]，致使助人行為研究在理論上存在缺陷，對管理實踐的指導(dǎo)作用也大打折扣。

職場排斥是一種在職場中廣為存在的現(xiàn)象。智聯(lián)招聘近期發(fā)布的職場調(diào)查報告顯示，在我國企業(yè)中，有近70%的員工曾遭遇過職場排斥[3]。已有的Meta研究表明，職場排斥對工作態(tài)度、工作行為和工作績效具有負面效應(yīng)[4]。但也有研究表明，職場排斥可以使員工產(chǎn)生某些帶有補償性質(zhì)的親組織行為[5]。上述分歧產(chǎn)生的原因可能是由個體感知到的壓力類型不同所導(dǎo)致的。一般而言，阻礙性壓力會消耗個體的內(nèi)在資源，挑戰(zhàn)性壓力則會激發(fā)個體的主動應(yīng)對策略[6]。阻礙性壓力和挑戰(zhàn)性壓力的劃分是個體主觀認知評價的產(chǎn)物[7]。若個體認為自己沒有能力克服這一壓力，則通常會將該事件定義為具有阻礙性，進而使自身陷入情緒漩渦中無法自拔，導(dǎo)致產(chǎn)生心理困擾[7]，進而觸發(fā)員工的自我保護防御機制，致使其無暇主動進行更多的助人行為。這與資源保存理論中的資源絕境原則較為相符。反之，若個體有較多的內(nèi)部資源應(yīng)對這一壓力，則通常會將該事件定義為具有挑戰(zhàn)性，因而更傾向于釆取積極的應(yīng)對策略。例如，員工產(chǎn)生關(guān)系重塑的動機，進而實施助人行為等，以獲取新的資源[7]。這與資源保存理論中的資源投資原則不謀而合。此外，隨著移動互聯(lián)技術(shù)的快速發(fā)展以及新冠疫情等的影響，員工一般很難將工作和家庭完全分割開來[8]。換言之，員工在工作中的相關(guān)體驗會溢出至家庭領(lǐng)域，同樣，員工在家庭領(lǐng)域的相關(guān)體驗也可溢出至工作領(lǐng)域。由此，員工在工作領(lǐng)域中遭遇的心理困擾和進行的關(guān)系重塑等會溢出到家庭領(lǐng)域之中，形成工作-家庭沖突[9]，進而對其后續(xù)工作中的助人行為產(chǎn)生影響。鑒于此，有必要從阻礙性和挑戰(zhàn)性兩個視角，探究職場排斥通過心理困擾/關(guān)系重塑和工作-家庭沖突對助人行為的作用效果。

綜上所述，本研究擬基于資源保存理論，系統(tǒng)地厘清職場排斥對員工助人行為可能存在的雙刃劍效應(yīng)及其作用機理，以期在彌補現(xiàn)有理論研究不足的同時，為組織管理者合理地規(guī)避職場排斥的消極作用，發(fā)揮職場排斥的積極作用，進而增強組織凝聚力提供理論指導(dǎo)和借鑒。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 職場排斥對員工心理困擾/關(guān)系重塑的影響

職場排斥是員工在工作場所內(nèi)、外感受到的被組織成員排擠或漠視的程度[10]。有研究表明，職場排斥是一種嚴重的工作情境壓力源，當員工遭遇職場排斥時，會嚴重降低其組織歸屬感、自信心以及對工作的控制感[11]，進而產(chǎn)生緊張和壓力等消極體驗，導(dǎo)致心理困擾。這其中的原因在于：①依據(jù)資源保存理論，員工具有努力獲取、保持、培育和保護其所珍視的資源的傾向，無論是潛在的資源損失威脅，還是實際的資源損失都會引發(fā)員工的緊張和壓力[12]。此外，依據(jù)資源損失螺旋效應(yīng)，初始資源的損失會引發(fā)資源的進一步損失，且資源損失螺旋的發(fā)展會更加迅猛。由此，當面對職場排斥這一工作情境壓力源時，員工會意識到自身關(guān)系資源的損失，進而在心理上產(chǎn)生較多的緊張和焦慮等消極體驗，而緊張和焦慮恰恰是心理困擾的本質(zhì)表現(xiàn)[13]。②壓力并非單獨存在于員工或者環(huán)境中，而是存在于員工與環(huán)境的互動之中。依據(jù)員工-環(huán)境匹配理論，當員工和環(huán)境不能很好地匹配時，員工便會產(chǎn)生緊張和不安[14]。鑒于此，對于遭遇職場排斥的員工而言，與其同事或主管不能很好的合作或順暢地交流，容易使員工心理上產(chǎn)生一種被同事和主管“遺棄”和“嫌棄”的感覺，導(dǎo)致員工情緒低落，而情緒低落也是員工產(chǎn)生心理困擾的一個重要表現(xiàn)。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a職場排斥對心理困擾具有顯著的正向影響。

WRZESNIEWSKI等[15]首次提出了關(guān)系重塑的構(gòu)念，并將其界定為員工為改善組織中的人際關(guān)系而改變工作中與同事交流和溝通方式以及頻率等的行為。感知到職場排斥的員工會產(chǎn)生被團隊邊緣化的危機與意識，對處在集體主義背景下的中國企業(yè)員工而言，這種感覺會更加強烈。相關(guān)研究也表明，員工受歡迎的程度會直接影響其社會資源和社會地位[16]。依據(jù)資源投資原則，當員工面臨壓力時：一方面，會使用現(xiàn)有資源去獲取新資源以減少資源的凈損失；另一方面，會積極地采取措施構(gòu)建和維護當前的資源儲備以應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的資源損失[17]，并且進行資源投資以避免未來可能的資源損失被視為一種重要的壓力應(yīng)對方式[14]。HALBESLEBEN等[18]的研究也發(fā)現(xiàn)，當員工面臨壓力時，會產(chǎn)生更多的組織公民行為。這是因為人際指向的組織公民行為具有很強的工具性價值，員工期望通過實施此類行為從領(lǐng)導(dǎo)和同事那快速獲得資源回報，進而有助于避免自身現(xiàn)有資源的進一步損失。鑒于此，遭遇職場排斥的員工可能會采取諸如關(guān)系重塑等舉措來緩和與同事及其上下級之間的關(guān)系，提高自己在團隊中受歡迎的程度，以重新獲得較高的社會資源和社會地位。相關(guān)實證研究表明，關(guān)系重塑有利于員工獲得同事及其上級的信任與認可[15]，并且也可以使員工快速擺脫焦慮和緊張。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b職場排斥對關(guān)系重塑具有顯著的正向影響。

2.2 心理困擾/關(guān)系重塑在職場排斥與工作-家庭沖突之間的中介作用

工作和家庭是員工所處的兩個至關(guān)重要的活動領(lǐng)域，并且由于信息技術(shù)的快速發(fā)展，這兩個領(lǐng)域很難完全分割開來。與此同時，根據(jù)工作家庭溢出效應(yīng)模型可知，工作和家庭領(lǐng)域間存在較強的溢出效應(yīng)[19]，即員工在這兩個領(lǐng)域中的相關(guān)體驗可以相互溢出至對方領(lǐng)域。基于此，員工在工作領(lǐng)域因遭遇職場排斥而產(chǎn)生的緊張、焦慮等消極體驗也會溢出到員工的家庭領(lǐng)域，對員工家庭角色的扮演產(chǎn)生消極影響，進而導(dǎo)致工作-家庭沖突。與此同時，依據(jù)資源投資原則，經(jīng)歷了資源損失的員工會通過資源投資以更快地從資源損失中實現(xiàn)恢復(fù)[12]。鑒于此，在工作中因遭遇職場排斥而產(chǎn)生心理困擾的員工，會投入一定資源到工作領(lǐng)域以減少職場排斥和心理困擾對其工作產(chǎn)生的負面影響。此時，員工能夠分配給家庭的有效資源就會減少，從而導(dǎo)致員工不能很好地履行家庭責任和義務(wù)，進而引起工作-家庭沖突。此外，工作場所中的不利因素會對員工的工作家庭關(guān)系產(chǎn)生負面影響，而員工心理狀態(tài)是這一影響產(chǎn)生的關(guān)鍵紐帶。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a心理困擾在職場排斥與工作-家庭沖突之間起中介作用。

依據(jù)前文的推理可知，當員工遭遇職場排斥時，會進行關(guān)系重塑以恢復(fù)其正常的社會資源和社會地位。已有研究表明，關(guān)系重塑不僅可以滿足員工溝通、交流以及被關(guān)注的需要，而且可以使其獲得更多的工作支持，有利于提高其工作意義感，激發(fā)其內(nèi)在工作動機，進而增加其心理資源。依據(jù)資源保存理論和工作家庭資源溢出效應(yīng)，工作領(lǐng)域和家庭領(lǐng)域中的資源彼此之間可以相互溢出，進而影響員工的工作家庭關(guān)系，因此，員工在工作領(lǐng)域因關(guān)系重塑而增加的心理資源會溢出到員工的家庭領(lǐng)域，進而減少因工作因素而引起的工作和家庭兩個領(lǐng)域之間的角色沖突。與此同時，進行關(guān)系重塑的員工由于擁有更多的個體資源，可以更加積極、主動地解決或緩和目前存在的工作-家庭沖突[20]。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2b關(guān)系重塑在職場排斥與工作-家庭沖突之間起中介作用。

2.3 心理困擾/關(guān)系重塑在職場排斥與員工助人行為之間的中介作用

助人行為是一種親組織行為，具體是指員工自愿幫助他人解決工作問題或預(yù)防與工作有關(guān)問題發(fā)生的行為，包括自發(fā)性助人行為和應(yīng)答性助人行為[21]。依據(jù)前文的推理和資源保存理論，當員工遭遇職場排斥時會產(chǎn)生心理困擾，而這在工作中一般會表現(xiàn)為工作倦怠、緊張、情緒耗竭[22]，將導(dǎo)致員工可能連自身工作任務(wù)都無法正常完成，更不要說進行助人行為。此外，依據(jù)資源絕境原則，當員工面臨資源耗竭絕境時，會觸發(fā)自我保護的防御機制。鑒于此，當員工遭遇嚴重的職場排斥和心理困擾時，便會啟動其自身的資源防御模式，以減少自身資源的進一步損失，進而導(dǎo)致減少助人行為。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3a心理困擾在職場排斥與助人行為之間起中介作用。

依據(jù)前文推理和資源投資原則，當員工遭遇職場排斥時可能會進行關(guān)系重塑，以重新獲得其正常的關(guān)系資源和社會資源。而關(guān)系重塑在使員工的關(guān)系資源得到積累的同時，能提高其社會資源和社會地位[23]。這可能會促使員工投入更多精力去幫助他人，導(dǎo)致助人行為的產(chǎn)生；同時，依據(jù)資源保存理論，擁有豐富資源的員工更可能進行資源投資，以獲得更多的資源。鑒于此，為了與同事及其上下級建立更好的合作關(guān)系和人際關(guān)系，擁有更多關(guān)系資源和社會資源的員工會產(chǎn)生更多的助人行為。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3b關(guān)系重塑在職場排斥與助人行為之間起中介作用。

2.4 工作-家庭沖突對員工助人行為的影響

工作-家庭沖突包括以下3種沖突類型：①基于時間的工作-家庭沖突，指員工因在工作領(lǐng)域投入較多時間，而導(dǎo)致在家庭領(lǐng)域中投入的時間較少，使其不能很好地履行家庭責任而產(chǎn)生的工作家庭角色沖突；②基于壓力的工作-家庭沖突，指員工將工作領(lǐng)域中的壓力帶回到家庭領(lǐng)域中，進而影響員工在家庭領(lǐng)域中的角色表現(xiàn)而產(chǎn)生的工作家庭角色沖突；③基于行為的工作-家庭沖突，指員工的工作角色所要求的行為與其家庭角色所要求的行為不一致，而產(chǎn)生的工作家庭角色沖突[24]。本研究認為，這3種類型的工作-家庭沖突均會對員工的助人行為產(chǎn)生消極影響。具體闡述如下：①員工在一個領(lǐng)域中資源的減少會使其在另一個領(lǐng)域中的表現(xiàn)更差[24]。鑒于此，當員工遭遇工作-家庭沖突時，會感受到較大的壓力和緊張[25]。此時，員工因在工作上分身乏術(shù)，因此，也就沒有足夠的精力去幫助他人。②依據(jù)資源保存理論，當員工意識到自身資源受到嚴重威脅或損失時，為防止資源的進一步損失，員工會啟動自身的資源保護機制，從而減少其在助人行為上的資源投入。③相關(guān)實證研究也表明，這3種類型的工作-家庭沖突均會對員工在工作領(lǐng)域中的態(tài)度和行為產(chǎn)生負向影響[26]。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4工作-家庭沖突對助人行為具有顯著的負向影響。

2.5 心理困擾/關(guān)系重塑和工作-家庭沖突的鏈式中介作用

綜合前文提出的假設(shè)1～假設(shè)4可知，職場排斥可能通過心理困擾和工作-家庭沖突、關(guān)系重塑和工作-家庭沖突的雙重鏈式中介作用對員工的助人行為產(chǎn)生影響。一方面，職場排斥會使員工產(chǎn)生緊張、焦慮等消極的心理狀態(tài)[3]；同時，依據(jù)工作家庭溢出效應(yīng)，員工在工作領(lǐng)域中產(chǎn)生的緊張和焦慮等消極心理狀態(tài)會溢出到家庭領(lǐng)域，導(dǎo)致其遭遇較多的工作-家庭沖突，使員工與家人間的情感資源和關(guān)系資源驟減，而關(guān)系資源和情感資源對員工的工作和生活尤為重要[27]。此時。依據(jù)資源絕境原則，員工會采取措施以避免自身資源的進一步損失，從而減少其助人行為。另一方面，依據(jù)資源投資原則，在壓力的情境下員工不僅會使用現(xiàn)有資源去獲取新資源以減少資源的進一步損失，而且會積極構(gòu)建和維護當前的資源儲備以應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的資源損失情境。鑒于此，當遭遇到職場排斥時，為恢復(fù)其關(guān)系資源和社會資源，員工會進行關(guān)系重塑，以削弱職場排斥給其工作和生活帶來的負面影響。而關(guān)系重塑不僅能夠彌補因職場排斥而造成的資源損失，還能增加員工的關(guān)系資源和社會資源[28]。擁有豐富關(guān)系資源和社會資源的員工不僅可以減少其工作-家庭沖突，進而將更多的資源應(yīng)用到工作領(lǐng)域。依據(jù)資源保存理論，擁有豐富資源的員工會進行資源投資以獲得更多的資源，因此，在工作中因進行關(guān)系重塑而擁有較多關(guān)系資源和社會資源的員工會表現(xiàn)出更多的助人行為。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)5a心理困擾和工作-家庭沖突在職場排斥與助人行為之間起鏈式中介作用。

假設(shè)5b關(guān)系重塑和工作-家庭沖突在職場排斥與助人行為之間起鏈式中介作用。

2.6 主動性人格的調(diào)節(jié)作用

主動性人格是指員工不受情境阻力制約，主動采取行動以影響或改變周圍的人或事物的一種較為穩(wěn)定的傾向[29]。高主動性人格的員工傾向于采取以問題為中心的應(yīng)對方式，即主動改變自己與環(huán)境的互動方式，以幫助自己創(chuàng)造有利于自身發(fā)展的組織環(huán)境[30]；低主動性人格的員工則傾向于采取以情緒為中心的應(yīng)對方式，即采取消極、被動的方式應(yīng)對其周圍環(huán)境中的壓力[30]。壓力是員工和環(huán)境相互作用的結(jié)果，員工自身的評價過程會很大程度上影響壓力是否產(chǎn)生并影響自身對壓力的應(yīng)對方式。鑒于此，在面對職場排斥時，高主動性人格的員工會認為，自己有能力改善當下的工作環(huán)境，并會主動采取一系列的積極措施進行關(guān)系重塑，以快速恢復(fù)其因遭遇職場排斥而損失的關(guān)系資源和社會資源[31]；低主動性人格的員工則可能認為，自己無法應(yīng)對職場排斥這一具有威脅性或損害性的工作環(huán)境，進而采取逃避或消極、被動的應(yīng)對方式，最終使員工陷入無限焦慮、緊張和不安的惡性循環(huán)中[31]。綜上所述，本研究認為，主動性人格會在職場排斥與心理困擾、職場排斥與關(guān)系重塑的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)6a主動性人格在職場排斥與心理困擾之間起負向調(diào)節(jié)作用。

假設(shè)6b主動性人格在職場排斥與關(guān)系重塑之間起正向調(diào)節(jié)作用。

本研究構(gòu)建了以下研究模型(見圖1)。

3 研究方法

3.1 研究對象及程序

本研究采用問卷調(diào)查的方式收集數(shù)據(jù)。課題組成員通過分工協(xié)作與某大學(xué)部分在職博士研究生、EMBA、MBA以及已畢業(yè)且在企業(yè)任職的優(yōu)秀校友取得聯(lián)系，就本次問卷調(diào)查的原因、內(nèi)容、目的以及可能對企業(yè)產(chǎn)生的價值等進行了詳細說明，以獲得其所在企業(yè)的支持。通過持續(xù)兩周的反復(fù)交流和溝通，共有11家企業(yè)承諾可以為本研究的實地調(diào)研提供幫助。但因時間沖突、地域限制以及疫情防控等的影響，最終對來自遼寧省(4家)、吉林省(2家)和河北省(1家)的7家大中型現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)的員工進行了實地調(diào)研。為盡量減少共同方法偏差，問卷調(diào)研分為3個階段進行，前一調(diào)研階段和后一調(diào)研階段的間隔為一個月。第一次調(diào)研(T1)主要收集員工的背景信息、自變量以及調(diào)節(jié)變量的數(shù)據(jù)；第二次調(diào)研(T2)主要收集中介變量的數(shù)據(jù)；第三次調(diào)研(T3)主要收集因變量的數(shù)據(jù)。

為了方便數(shù)據(jù)匹配，在企業(yè)相關(guān)工作人員的協(xié)助下，課題組成員在每家企業(yè)中隨機抽取了約100名員工，并對其依次進行編號。例如，第1家企業(yè)的第1位員工的編號為101，第2位員工編號為102；第2家企業(yè)的第1位員工編號為201，第2位員工編號為202，依次類推。同時，為提高員工的參與程度及數(shù)據(jù)的可靠性，研究人員還準備了精美的小禮物在問卷發(fā)放前贈送給參與調(diào)查的員工。第一次問卷調(diào)研共發(fā)放問卷678份，回收有效問卷624份，問卷有效回收率為92.04%；第二次問卷調(diào)研共發(fā)放問卷624份，回收有效問卷452份，問卷有效回收率為72.44%；第三次問卷調(diào)研共發(fā)放問卷452份，回收有效問卷365份，問卷有效回收率為80.75%。在有效樣本中，性別方面，男性占48.2%、女性占51.8%；年齡方面，25歲及以下占39.5%、26～30歲占35.1%、31～35歲占18.4%、36～40歲占3.0%、41歲及以上占4.0%；教育程度方面，本科及以上占78.0%；工作年限方面，3年及以下占61.1%、4～6年占22.7%、7～10年占8.5%、10年以上占7.7%；企業(yè)性質(zhì)方面，國有企業(yè)占19.5%、民營/私企占46.0%、外企/合資占14.0%、其他類型占20.5%；婚姻狀況方面，未婚占58.4%、已婚占39.2%、離異占2.4%；子女撫養(yǎng)方面，有孩子需要照看的占32.9%、無需照看的占67.1%；老人贍養(yǎng)方面，有老人需要照顧的占44.9%、老人無需照顧的占55.1%。

3.2 變量測量

本研究涉及變量的測量均采用國內(nèi)外成熟的Liket 5點制量表。各量表的Cronbach’sα系數(shù)值見表1。由表1可知，各量表的Cronbach’sα值均大于0.8，表明各量表具有較好的一致性信度。與此同時，參考以往有關(guān)研究，本研究將性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、公司性質(zhì)、婚姻狀況以及是否有孩子和老人需要照顧作為控制變量。

表1 變量測量(N=365)

4 研究結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗

雖然本研究分3個時點收集數(shù)據(jù)，但由于全部變量均源于員工的自我報告，可能會存在共同方法變異問題。鑒于此，首先，本研究采用Harman單因素檢驗法對數(shù)據(jù)的共同方法變異程度進行檢驗。結(jié)果表明，最大因子方差解釋率為24.056%(小于40%)，表明數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。其次，為進一步檢驗共同方法偏差的干擾，本研究在驗證性因子分析中引入了共同方法因子(CMV)。檢驗結(jié)果表明，ΔGFI=0.033，ΔIFI=0.027，ΔNFI=0.028，ΔCFI=0.026，ΔTLI=0.022，ΔRMSEA=0.005。各項擬合指數(shù)的變化均小于0.05，表明加入共同方法因子后，模型并未得到明顯改善，測量中不存在明顯的共同方法偏差。

4.2 驗證性因子分析

為檢驗各變量間的區(qū)分效度，本研究對各變量進行驗證性因子分析(CFA)，有關(guān)檢驗結(jié)果見表2。由表2可知，六因子模型的各擬合指標顯著優(yōu)于其他模型且符合標準，表明本研究的6個主要變量具有較好的區(qū)分效度。

表2 驗證性因子分析結(jié)果(N=365)

4.3 描述性統(tǒng)計分析及相關(guān)分析

本研究中的14個變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)矩陣見表3。由表3可知：職場排斥與心理困擾、關(guān)系重塑正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.488(p<0.01)、0.322(p<0.01)，因此，假設(shè)1a和假設(shè)1b得到基本支持；關(guān)系重塑與助人行為正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.174(p<0.01)；心理困擾與工作-家庭沖突正相關(guān)，與助人行為負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.323(p<0.01)、-0.320(p<0.01)；工作-家庭沖突與助人行為負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.285(p<0.01)，因此，假設(shè)4得到基本支持。這為后續(xù)的檢驗奠定了基礎(chǔ)。

表3 各變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)(N=365)

4.4 假設(shè)檢驗

4.4.1直接效應(yīng)檢驗

(1)職場排斥對心理困擾的回歸分析有關(guān)結(jié)果見表4。由表4可知：各解釋變量的VIF均小于5，表明本研究不存在嚴重的共線性問題；模型1的擬合指數(shù)F在0.01的水平下顯著，模型2的擬合指數(shù)F在0.001的水平下顯著，表明回歸模型整體有效，且職場排斥對心理困擾具有顯著的正向影響(β=0.510，p<0.001)。由此，假設(shè)1a得到支持。

表4 職場排斥對心理困擾的層次回歸結(jié)果(N=365)

(2)職場排斥對關(guān)系重塑的回歸分析有關(guān)結(jié)果見表5。由表5可知，各解釋變量的VIF均小于5，表明變量不存在嚴重的共線性問題；模型1和模型2的擬合指數(shù)F均在0.001的水平下顯著，表明回歸模型整體有效，且職場排斥對關(guān)系重塑具有顯著的正向影響(β=0.269，p<0.001)。由此，假設(shè)1b得到支持。

表5 職場排斥對關(guān)系重塑的層次回歸結(jié)果(N=365)

(3)工作-家庭沖突對助人行為的回歸分析有關(guān)結(jié)果見表6。由表6可知：各解釋變量的VIF均小于5，表明不存在嚴重的共線性問題；模型1和模型2的擬合指數(shù)F均在0.001的水平下顯著，表明回歸模型整體有效，且工作-家庭沖突對助人行為有顯著的負向影響(β=-0.300，p<0.001)。由此，假設(shè)4得到支持。

表6 工作-家庭沖突對助人行為的層次回歸結(jié)果(N=365)

表7 Bootstrap方法估計的中介效應(yīng)及95%置信區(qū)間(N=365)

4.4.2中介效應(yīng)檢驗

本研究中，中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果見表7。由表7可知：心理困擾的中介效應(yīng)值為0.158，95%的置信區(qū)間為[0.094,0.224]，不包括0，表明心理困擾在職場排斥與工作-家庭沖突之間起中介作用，因此，假設(shè)2a得到支持；關(guān)系重塑的中介效應(yīng)值為-0.055，95%的置信區(qū)間為[-0.097, -0.015]，不包括0，表明關(guān)系重塑在職場排斥與工作-家庭沖突之間起中介作用，因此，假設(shè)2b得到驗證。由表7還可知：心理困擾的中介效應(yīng)值為-0.137，95%的置信區(qū)間為[-0.204,-0.076]，不包括0，表明心理困擾在職場排斥與助人行為之間起中介作用，因此，假設(shè)3a得到支持；關(guān)系重塑的中介效應(yīng)值為0.092，95%的置信區(qū)間為[0.047,0.148]，不包括0，表明關(guān)系重塑在職場排斥與助人行為之間起中介作用，因此，假設(shè)3b得到支持。

本研究利用Bootstrap檢驗心理困擾、工作-家庭沖突以及關(guān)系重塑、工作-家庭沖突在職場排斥與助人行為之間的鏈式中介作用。由表7可知：心理困擾和工作-家庭沖突的鏈式中介效應(yīng)值為-0.024，95%的置信區(qū)間為[-0.046,-0.007]，不包括0，說明心理困擾和工作-家庭沖突的鏈式中介作用成立，因此，假設(shè)5a得到支持；關(guān)系重塑和工作-家庭沖突的鏈式中介效應(yīng)值為0.006，95%的置信區(qū)間為[-0.000 3,0.015]，包括0，表明關(guān)系重塑及工作-家庭沖突的鏈式中介作用不成立，因此，假設(shè)5b沒有得到支持。

4.4.3調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本研究采用層級回歸分析檢驗主動性人格在職場排斥與心理困擾以及關(guān)系重塑之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，有關(guān)結(jié)果見表8。由表8可知：在控制了性別、年齡等變量后，職場排斥和主動性人格的交乘項對心理困擾具有顯著的正向影響(模型3，β=-0.120，p<0.05)，因此，假設(shè)6a得到支持；職場排斥和主動性人格的交乘項對關(guān)系重塑具有顯著的正向影響(模型6，β=0.125，p<0.05)，因此，假設(shè)6b得到支持。

表8 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果(N=365)

為更加清晰地顯示主動性人格的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究繪制了相關(guān)調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖(見圖2和圖3)。由圖2可知：當主動性人格高(高于均值1個標準差)時，職場排斥對心理困擾具有顯著的正向影響(β=0.389，SE=0.064，p<0.001)；當主動性人格低(低于均值1個標準差)時，職場排斥對心理困擾亦具有顯著的正向影響(β=0.589，SE=0.060，p<0.001)，但斜率值變大。由圖3可知：當主動性人格高(高于均值1個標準差)時，職場排斥對關(guān)系重塑具有顯著的正向影響(β=0.400，SE=0.068，p<0.001)；當主動性人格低(低于均值1個標準差)時，職場排斥對關(guān)系重塑亦具有顯著的正向影響(β=0.204，SE=0.064，p<0.001)，但斜率值變小。

5 結(jié)論與討論

本研究主要得出以下結(jié)論：①職場排斥具有雙刃劍效應(yīng)：一方面，可以使員工產(chǎn)生心理困擾；另一方面，可以促使員工產(chǎn)生關(guān)系重塑行為。前者驗證了HOWARD等[4]的研究；后者則驗證了張桂平[5]的研究，但卻與KWAN等[37]的研究結(jié)論不同，這可能是由于不同的文化背景所導(dǎo)致的[25]。②職場排斥通過心理困擾對工作-家庭沖突產(chǎn)生顯著的正向影響，通過關(guān)系重塑對工作-家庭沖突產(chǎn)生顯著的負向影響。③職場排斥對員工助人行為具有雙刃劍效應(yīng)：一方面，通過心理困擾對助人行為產(chǎn)生負向影響；另一方面，通過關(guān)系重塑對助人行為產(chǎn)生正向影響。該研究結(jié)論從根本上揭示了學(xué)術(shù)界關(guān)于職場排斥與組織公民行為、親組織行為之間關(guān)系的爭論，即兩者之間并非簡單的正向或負向關(guān)系，而是存在著“雙刃劍”效應(yīng)。④心理困擾和工作-家庭沖突在職場排斥與員工助人行為之間起鏈式中介作用，這與鄧昕才等[9]關(guān)于職場排斥對員工家庭溢出效應(yīng)的研究不謀而合；而關(guān)系重塑和工作-家庭沖突則在職場排斥與助人行為之間的鏈式中介作用不顯著。⑤主動性人格負向調(diào)節(jié)職場排斥與心理困擾之間的關(guān)系，正向調(diào)節(jié)職場排斥與關(guān)系重塑之間的關(guān)系。這一研究結(jié)論在一定程度上進一步驗證和拓展了謝俊等[38]的研究。

本研究的理論貢獻主要在于：①現(xiàn)有研究大都關(guān)注職場排斥對員工工作績效、創(chuàng)新行為以及知識隱藏行為等存在的單一消極影響或積極影響，但卻忽略了職場排斥可能具有的“雙刃劍”效應(yīng)。本研究的結(jié)果表明，職場排斥既可以使員工產(chǎn)生更多的心理困擾和工作-家庭沖突，也可以使員工產(chǎn)生更多的關(guān)系重塑、助人行為，在一定程度上對相關(guān)研究進行了拓展，也為后續(xù)相關(guān)研究深入探討職場排斥在其他方面的雙刃劍效應(yīng)提供了理論參考。②目前，學(xué)術(shù)界主要從員工情緒反應(yīng)、動機、人格特質(zhì)以及領(lǐng)導(dǎo)類型等方面對員工助人行為的前因變量進行了研究，但對助人行為的形成機制的揭示仍顯不足[1]，并且鮮有學(xué)者從工作場所人際關(guān)系視角探討員工助人行為的影響因素及其形成機制。本研究的結(jié)果表明，職場排斥作為一種常見且反映職場中人際關(guān)系的情境因素，對員工助人行為具有顯著的“雙刃劍”效應(yīng)。這不僅拓展了助人行為前因變量的研究，而且為后續(xù)從工作場所人際關(guān)系視角深入探討員工助人行為的影響因素及其形成機制提供了新的思路和視角。③本研究的結(jié)果顯示，職場排斥對工作-家庭沖突具有顯著的“雙刃劍”效應(yīng)：一方面，通過心理困擾對工作-家庭沖突產(chǎn)生正向影響；另一方面，可以通過關(guān)系重塑對工作-家庭沖突產(chǎn)生負向影響。該研究結(jié)論不僅驗證了以往學(xué)者的研究，而且深入揭示了職場排斥與工作-家庭沖突之間的關(guān)系及其中介機制。④明晰了職場排斥對心理困擾和關(guān)系重塑影響的邊界條件，深入地探討了主動性人格在職場排斥與心理困擾以及職場排斥與關(guān)系重塑之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。這不僅響應(yīng)了以往學(xué)者的研究(如文獻[38])，而且明晰了職場排斥對心理困擾和關(guān)系重塑影響的邊界條件。

本研究的實踐啟示主要在于：①有利于員工更加合理、有效地應(yīng)對職場排斥?；诒狙芯康慕Y(jié)果，當員工遭遇職場排斥時，應(yīng)意識到自己不同的態(tài)度和應(yīng)對策略會對其工作-家庭沖突和助人行為產(chǎn)生截然不同的影響，需采用積極的行為策略而非消極的心理反應(yīng)來應(yīng)對感知到的職場排斥。除此之外，組織要對員工進行相關(guān)培訓(xùn)，引導(dǎo)員工利用積極的行為策略來應(yīng)對其感知到的職場排斥。②由本研究可知，與低主動性人格的員工相比，高主動性人格的員工在遭遇職場排斥時，更能夠發(fā)揮其主動進取精神，并渴望與身邊的同事進行關(guān)系重塑，從而減少職場排斥對其工作-家庭沖突和助人行為產(chǎn)生的消極影響。鑒于此，組織可以將主動性人格作為員工招聘的標準之一；同時，對那些已經(jīng)進入企業(yè)的低主動性人格的員工進行相關(guān)培訓(xùn)，引導(dǎo)員工趨向較高的主動性人格。③根據(jù)本研究的結(jié)果，工作-家庭沖突會對員工的助人行為產(chǎn)生負向影響，因此，組織可以通過實施家庭友好計劃、彈性工作制等具體措施，減少工作對員工家庭的干擾，使員工的工作-家庭沖突始終維持在較低水平。此時，即使員工在企業(yè)遭遇職場排斥，也會在家人的鼓勵和支持下積極面對，進而降低職場排斥對員工工作和家庭的負面影響。

6 研究局限與展望

本研究也存在一定的局限性：①調(diào)研數(shù)據(jù)均由員工自評完成，雖然采用了有關(guān)措施，但仍可能存在一定的共同方法偏差。未來研究可以由領(lǐng)導(dǎo)和同事對員工的助人行為進行評價，進而使有關(guān)研究結(jié)論更加嚴謹、可靠。②由于助人行為可細分為自發(fā)性助人行為和應(yīng)答性助人行為[23]，兩者產(chǎn)生的作用機制很可能存在很大不同。未來研究可以具體區(qū)分助人行為的類型，以深入探索其產(chǎn)生的不同機制。③感知到的職場排斥與實際的職場排斥可能存在差異。未來研究需要在明確這種差異之后再去選擇合適的測量方式。④僅從工作家庭關(guān)系中的沖突視角探討了工作-家庭沖突在心理困擾、關(guān)系重塑與助人行為間的中介作用，以及在職場排斥和助人行為之間的鏈式中介作用，但卻忽視了工作-家庭增益可能在這一關(guān)系中存在的作用。未來研究可以同時從沖突和增益兩個視角探討工作-家庭沖突和工作-家庭增益在這一關(guān)系中的中介作用，比較兩者間的差異，進而尋找職場排斥影響員工助人行為的主要路徑，以期更好地服務(wù)于企業(yè)實踐。