工作時間與工作績效的非線性關(guān)系：一項元分析*

宋皓杰 郜人婧 張 強 程延園

·元分析(Meta-Analysis)·

工作時間與工作績效的非線性關(guān)系：一項元分析*

宋皓杰1郜人婧1張 強2程延園3

(1鄭州大學(xué)商學(xué)院, 鄭州 450001) (2清華大學(xué)深圳國際研究生院, 深圳 518055) (3中國人民大學(xué)勞動人事學(xué)院, 北京 100872)

基于42篇文獻的64項獨立研究, 總樣本量為22843人的數(shù)據(jù), 對工作時間與工作績效的非線性關(guān)系進行了元分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效之間存在顯著的倒U型關(guān)系; (2)國家類型的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于西方歐美國家, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效的倒U型關(guān)系在中國更為顯著; (3)產(chǎn)業(yè)類型的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè), 工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系在知識密集型產(chǎn)業(yè)中更為顯著; (4)年齡的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于高年齡水平, 工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系在低年齡水平群體中更為顯著; (5)性別的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于低男性比例, 工作時間與關(guān)系績效的倒U型關(guān)系在高男性比例群體中更為顯著。結(jié)果不僅基于元分析厘清了工作時間與工作績效的倒U型關(guān)系效應(yīng), 而且為勞動法中工時規(guī)定(例如周均工作時間不超過44小時)的合理性提供了科學(xué)依據(jù), 警示組織注意工作時間對工作績效的“過猶不及”效應(yīng)。

工作時間, 任務(wù)績效, 關(guān)系績效, 元分析

1 引言

近些年, 駁斥“996”工作制的新聞報道屢見不鮮, 隨著市場競爭日趨激烈, 不乏企業(yè)通過高壓管理方式迫使員工在完成正常職責(zé)后繼續(xù)加班加點。2021年8月, 人力資源社會保障部和最高人民法院聯(lián)合發(fā)布案例, 明確指出“996”等超時加班現(xiàn)象的違法性。然而, 據(jù)國家統(tǒng)計局所發(fā)布的國民經(jīng)濟運行情況數(shù)據(jù)顯示, 截至目前, 全國企業(yè)就業(yè)人員平均每周工作時間仍高出法定工時最高標(biāo)準(zhǔn)(44小時/周)3至5小時。那么, 一味延長工時, 就能促進工作績效持續(xù)提升嗎？理論上, 基于“工作產(chǎn)出 = 工作生產(chǎn)率×工作時間”的前提假設(shè), 在工作生產(chǎn)率不變的情況下, 隨著工作時間延長, 工作績效確實會持續(xù)提升(趙燕梅, 張正堂, 2016), 但在實踐中, 用人單位雇傭的不是冷冰冰的機器, 而是具有主觀能動性的員工。一旦員工隨著工作時間延長, 身心俱疲, 主動降低工作投入, 導(dǎo)致工作生產(chǎn)率持續(xù)降低, 甚至為負(fù)時, 一味延長工時可能不僅不能推進工作績效持續(xù)提升, 反而會致使員工休息權(quán)益和工作績效“雙輸”, 與我國當(dāng)下高質(zhì)量發(fā)展背景下所倡導(dǎo)的高效、可持續(xù)發(fā)展理念(張軍擴等, 2019)相悖離。由此, 亟需厘清工作時間與工作績效之間的關(guān)系, 明晰工作時間對工作績效產(chǎn)生負(fù)向影響的警戒線和內(nèi)在機理。

然而, 縱觀已有研究可以發(fā)現(xiàn), 盡管工作時間是工作績效的直接影響因素, 卻少有研究對二者之間的關(guān)系效應(yīng)及內(nèi)在機制進行系統(tǒng)的實證剖析。具體而言, 現(xiàn)有研究主要以質(zhì)性分析方式對長工時的績效效應(yīng)進行批判和政策建議, 或者以工作時間為控制變量, 對二者之間的關(guān)系進行簡單描述和相關(guān)分析, 不僅較少基于一定的理論基礎(chǔ)對二者之間的關(guān)系機制進行深入剖析, 而且在二者之間究竟呈現(xiàn)正相關(guān)(Parent-Lamarche et al., 2020; van de Brake et al., 2020; Yeh et al., 2020), 還是負(fù)相關(guān)(Du et al., 2018; Nguyen & Giang, 2020; Webster et al., 2019), 以及相關(guān)性高低上尚未達成統(tǒng)一觀點。因此, 已有研究盡管為理解二者之間的關(guān)系奠定了一定基礎(chǔ), 卻難以為深入厘清二者之間的關(guān)系效應(yīng)及內(nèi)在機制提供科學(xué)有效的理論邏輯和實證依據(jù)。由此, 有必要在理論分析框架的指導(dǎo)下, 基于元分析法整合已有研究, 從而更為系統(tǒng)深入地考察工作時間與工作績效的關(guān)系效應(yīng)。

此外, 已有研究除探討成就動機、組織信任感等個體特征對工作時間與工作績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用外(Ko & Choi, 2019; Lu et al., 2020), 較少探討二者之間的其他邊界條件。然而, 已有工作時間與工作績效的關(guān)系研究較為分散, 不僅嵌套在不同國家類型和產(chǎn)業(yè)類型中, 而且在樣本平均年齡、性別比例、高學(xué)歷比例等人口統(tǒng)計學(xué)特征上存在較大差異, 而這些不同的研究背景和樣本特征可能是導(dǎo)致已有研究結(jié)果存在異質(zhì)性的重要原因。由此, 有待于通過元分析整合已有研究特征, 從宏觀、中觀、微觀三個層面, 探討國家類型、產(chǎn)業(yè)類型和人口統(tǒng)計學(xué)特征對于工作時間與工作績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 從而拓展二者關(guān)系間邊界條件的研究內(nèi)容和研究層面。

最后, 已有研究較多從線性視角關(guān)注二者之間的關(guān)系效應(yīng), 或者從生理資源視角闡釋工作時間對工作績效的負(fù)面影響(Flinn & Armstrong, 2011)。然而基于自我控制資源有限理論可知, 員工在工作過程中也不得不消耗心理層面上的自我控制資源來管控自我行為, 以符合組織規(guī)范和工作要求(Lian et al., 2017)。進一步, 鑒于自我控制資源在短期消耗情況下可以盡快恢復(fù), 在長期消耗情況下一般難以恢復(fù)(Baumeister et al., 2000), 因此, 當(dāng)工作時間在適度范圍內(nèi)時, 員工可能不會輕易陷入自我損耗狀態(tài), 可以保持較為穩(wěn)定的工作生產(chǎn)率, 進而導(dǎo)致工作績效隨著工作時間延長而提升, 然而一旦工作時間超過某一臨界點, 導(dǎo)致員工長期消耗的自我控制資源難以恢復(fù)時, 員工就可能陷入自我損耗狀態(tài), 進而造成后續(xù)工作生產(chǎn)率持續(xù)下降, 甚至為負(fù), 此后, 工作績效將難以隨著工作時間延長而繼續(xù)提升, 反而呈現(xiàn)出逐漸降低的變化趨勢。故有必要通過元分析法整合工作時間與工作績效的相關(guān)研究, 探討二者之間的倒U型關(guān)系效應(yīng), 挖掘二者之間倒U型關(guān)系的臨界點, 進而揭示二者之間的關(guān)系效應(yīng)隨工作時間延長而產(chǎn)生的由正及負(fù)的非線性變化規(guī)律。

綜上, 為深入揭示與刻畫工作時間與工作績效的非線性關(guān)系全貌, 本文將基于自我控制資源有限理論構(gòu)建工作時間與工作績效間倒U型關(guān)系的理論分析框架, 進而在此基礎(chǔ)上通過元分析法整合工作時間和工作績效的相關(guān)研究, 從非線性視角探究工作時間與工作績效的倒U型關(guān)系效應(yīng), 從宏觀、中觀、微觀層面探討國家類型、產(chǎn)業(yè)類型以及人口統(tǒng)計學(xué)特征對二者之間倒U型關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 文獻綜述與研究假設(shè)

2.1 工作時間的概念與測量

工作時間的概念界定主要可以劃分為勞動法律和組織管理兩種研究視角：在勞動法律上, 工作時間指達到法定年齡且具有勞動能力的勞動者, 依據(jù)勞動合同的規(guī)定從事合法勞動和履行勞動義務(wù)的時間(黎建飛, 2007); 在組織管理上, 工作時間指員工按照組織要求所付出的一系列與工作行為相關(guān)的時間(Iwasaki et al., 2006)。此外, 也有研究從工作場合和工作內(nèi)容兩方面對工作時間進行了更為具體的定義, 認(rèn)為工作時間既包括員工在工作單位所花費的時間, 也包括員工在其他場所所付出的與工作任務(wù)相關(guān)的時間(Lu et al., 2020)。本文主要基于組織管理視角對工作時間進行概念界定, 將工作時間視為員工在所有場合中所付出的與工作任務(wù)相關(guān)的總體時間。在測量內(nèi)容上, 鑒于已有研究對工作時間的測量較為統(tǒng)一, 主要通過員工自我報告的方式測量員工平均每周所付出的工作時間(Nohe et al., 2014; Zhang & Seo, 2018), 因此, 本文以平均每周工作時間作為工作時間的測量指標(biāo), 將平均每周工作時長、周均工作時長等表述編碼為工作時間。

2.2 工作績效的概念與測量

工作績效的概念界定主要可以劃分為結(jié)果、行為和綜合觀三種研究視角。早期研究主要從結(jié)果視角將工作績效定義為員工在本職工作任務(wù)數(shù)量、質(zhì)量和目標(biāo)達成度上完成的情況(Bernardin & Beatty, 1984)。之后, 有研究認(rèn)為僅僅關(guān)注結(jié)果可能難以全面評估個體所付出的工作努力, 應(yīng)當(dāng)從行為視角對工作績效進行概念界定, 例如Williams和Anderson (1991)將工作績效劃分為任務(wù)績效和關(guān)系績效, 其中, 任務(wù)績效指與工作說明書中職責(zé)要求直接相關(guān)的工作行為; 關(guān)系績效指非職責(zé)內(nèi)要求, 但員工自愿做出的有助于組織績效的角色外行為。最后, 也有研究從綜合觀視角認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將與工作目標(biāo)實現(xiàn)相關(guān)的行為或結(jié)果均納入工作績效(Paul & Jane, 2004)。本文主要從綜合觀視角測量工作績效, 在測量內(nèi)容上, 參照已有研究(Rudolph et al., 2018; Young et al., 2021), 以任務(wù)績效和關(guān)系績效作為測量指標(biāo), 將角色內(nèi)績效、主客觀績效等編碼為任務(wù)績效, 將角色外績效、周邊績效等編碼為關(guān)系績效。

2.3 工作時間與工作績效的倒U型關(guān)系

自我控制資源有限理論指出個體執(zhí)行任何類型的自我控制(認(rèn)知控制/情感控制/行為控制)都需要消耗自我控制資源, 并且該資源有限, 一旦消耗過多, 就會導(dǎo)致個體陷入自我損耗狀態(tài), 從而難以成功執(zhí)行之后的自我控制行為(Baumeister et al., 2007)。但是進一步, 鑒于自我控制資源在短期損耗情況下可以通過休息而恢復(fù)(Tyler & Burns, 2008), 在長期損耗情況下會因難以恢復(fù)而呈現(xiàn)持續(xù)不足(Diestel & Schmidt, 2011), 因此, 個體在短期自我控制行為情境下, 不易陷入自我損耗狀態(tài), 在長期自我控制行為情境下, 可能更易陷入較強的自我損耗狀態(tài), 從而導(dǎo)致后續(xù)自我控制行為失敗。

基于自我控制資源有限理論, 由于員工在工作過程中不得不克服本能沖動或習(xí)慣性反應(yīng), 以使自我行為更符合組織規(guī)范或工作要求(Clinton et al., 2020), 所以隨著工作時間增加, 員工也不得不消耗越來越多的自我控制資源對自我行為進行管控。進一步, 鑒于工作時間較短時, 員工可以通過睡眠或工間微休息等途徑重獲自我控制資源, 更不易陷入自我損耗狀態(tài), 因此, 當(dāng)工作時間在短期適度范圍內(nèi)時, 員工可以按照組織要求成功執(zhí)行自我控制, 向組織提供有效勞動供給, 隨著工作時間延長, 工作績效也會不斷提升。但是, 一旦工作時間上升至某一臨界點后, 員工就會由于長期持續(xù)投入自我控制資源而陷入自我損耗狀態(tài), 進而導(dǎo)致后續(xù)自我控制行為失敗, 不僅難以按照組織要求在單位時間內(nèi)提供有效勞動供給, 而且可能出現(xiàn)怠工、不按規(guī)定流程操作、甚至蓄意破壞組織效益的反生產(chǎn)行為等, 致使工作生產(chǎn)率降低為零, 甚至為負(fù), 此時, 隨著工作時間繼續(xù)增加, 工作績效不僅難以增長, 反而會呈現(xiàn)出逐漸降低的變化趨勢。故綜上, 可以提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：工作時間與工作績效(a.任務(wù)績效、b.關(guān)系績效)之間存在倒U型關(guān)系, 臨界點之前, 二者之間存在正向關(guān)系, 臨界點之后, 二者之間存在負(fù)向關(guān)系。

2.4 國家地域的調(diào)節(jié)作用

已有研究指出在中西方不同國家情境下, 員工從事長工時的動機和原因往往存在差異。例如在西方歐美國家勞動市場中, 勞動法律一般對加班加點具有嚴(yán)格限制, 且勞動者維權(quán)意識較強, 往往具有加班選擇權(quán)(Lowisch, 2003), 而與之不同的是, 在中國勞動市場中, 由于勞動法律規(guī)制和執(zhí)行欠缺完善, 部分地區(qū)存在選擇性執(zhí)法, 勞動者維權(quán)意識相對薄弱等原因(程延園等, 2016), 所以除國企、外企等部分企業(yè)外, 多數(shù)企業(yè)在工時方面尚未形成勞動關(guān)系合規(guī)化管理, 往往采用高壓管理方式迫使員工被動加班, 甚至無償加班(王欣, 楊河清, 2016)。由此, 相對于西方歐美國家, 在中國職場情境中, 員工更易隨著工作時間延長而產(chǎn)生抱怨與不滿, 與此同時也需要消耗更多自我控制資源處理內(nèi)心的認(rèn)知失調(diào), 加速自我損耗狀態(tài)產(chǎn)生, 導(dǎo)致工作時間與工作績效倒U型關(guān)系的臨界點更快到來, 且倒U型臨界點后二者之間的負(fù)向關(guān)系效應(yīng)更強。故綜上, 可以提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：國家地域顯著調(diào)節(jié)工作時間與工作績效(a.任務(wù)績效、b.關(guān)系績效)之間的倒U型關(guān)系, 相對于西方歐美國家, 在中國情境下, 該倒U型關(guān)系效應(yīng)更強。

2.5 產(chǎn)業(yè)類型的調(diào)節(jié)作用

已有研究根據(jù)生產(chǎn)流程對不同生產(chǎn)要素的依賴程度, 將產(chǎn)業(yè)類型劃分為勞動密集型、資本密集型和知識技術(shù)密集型三種類型, 與勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè)主要以廉價勞動力或資本為核心生產(chǎn)要素不同, 知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)追求高質(zhì)量創(chuàng)新, 以高新知識技術(shù)為核心生產(chǎn)要素(Muller & Doloreux, 2009)。相應(yīng)地, 這也導(dǎo)致不同產(chǎn)業(yè)類型背景下, 工作流程和工作內(nèi)容的復(fù)雜性與自主性有所差異, 進而可能造成工作時間與工作績效的倒U型關(guān)系效應(yīng)存在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性。第一, 在工作復(fù)雜性上, 相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè)對高新技術(shù)知識的依賴性較低, 工作過程相對常規(guī)化而言, 知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)中知識技術(shù)更新迭代較快, 工作內(nèi)容也更為復(fù)雜精細(xì)(Mudambi, 2008), 需要員工對大量知識信息進行深度分析和整合加工。也正因如此, 知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)員工往往需要在工作中消耗更多的自我控制資源執(zhí)行認(rèn)知控制和意志控制, 從而更易隨著工作時間延長而陷入自我損耗狀態(tài), 導(dǎo)致工作時間與工作績效倒U型關(guān)系的臨界點提前到來。第二, 在工作自主性上, 相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè)中, 員工一般按照工作分工進行標(biāo)準(zhǔn)化操作, 工作流程相對容易去技術(shù)化和被監(jiān)控而言(儲德銀, 劉文龍, 2021; Jones, 1982), 在知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)中, 員工主要從事復(fù)雜無形的腦力勞動, 相應(yīng)地, 知識技術(shù)難以與勞動者剝離, 工作過程也更不易被監(jiān)控(Afsar et al., 2017)。因此, 一旦員工隨著工作時間延長陷入自我損耗狀態(tài), 知識密集型產(chǎn)業(yè)員工可能更易做出負(fù)面工作行為, 而勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè)員工可能會考慮到外部監(jiān)控的風(fēng)險成本而抑制負(fù)面工作行為的產(chǎn)生。故綜合以上兩點原因, 相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè), 在知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)中, 隨著工作時間延長, 員工不僅更容易陷入自我損耗狀態(tài), 導(dǎo)致工作時間與工作績效倒U型關(guān)系的臨界點更快到來, 而且更易在自我損耗狀態(tài)下做出負(fù)面工作行為, 導(dǎo)致倒U型臨界點后, 工作時間對工作績效產(chǎn)生更強的負(fù)面影響。故綜上, 可提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：產(chǎn)業(yè)類型顯著調(diào)節(jié)工作時間與工作績效(a.任務(wù)績效、b.關(guān)系績效)的倒U型關(guān)系, 相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè), 在知識密集型產(chǎn)業(yè)中, 該倒U型關(guān)系更強。

2.6 人口統(tǒng)計學(xué)特征的調(diào)節(jié)作用

已有研究指出個體隨著年齡增加不僅會積累越來越多的工作經(jīng)驗, 而且會在沖動性和風(fēng)險決策上產(chǎn)生變化(Henninger et al., 2010)。相對于年輕人工作經(jīng)驗較少, 可能會不計后果地做出風(fēng)險性決策和沖動性行為而言, 年長者隨著思想成熟與閱歷增加, 不僅會減少注意沖動、行為沖動以及非計劃性等沖動性表現(xiàn), 而且會傾向于做出風(fēng)險規(guī)避性行為, 在思慮周全后再做出行為決策(Rolison et al., 2012; 喻婧等, 2019)。由此, 當(dāng)工作時間延長至員工精力極限, 令員工陷入自我損耗狀態(tài)后, 年長員工可能會考慮到負(fù)面工作行為所帶來的工作風(fēng)險, 而克制自我損耗反應(yīng)對負(fù)面工作行為的驅(qū)動, 進而延遲工作時間與工作績效間倒U型關(guān)系臨界點的到來, 減緩倒U型臨界點后工作時間對工作績效的負(fù)向影響; 反之, 年輕員工可能更易在自我損耗狀態(tài)驅(qū)動下做出不利于組織利益的負(fù)面工作行為, 促使倒U型臨界點后工作時間對工作績效產(chǎn)生更強的負(fù)向影響。故綜上, 可以提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：年齡顯著調(diào)節(jié)工作時間與工作績效(a.任務(wù)績效、b.關(guān)系績效)的倒U型關(guān)系, 隨著年齡水平的提升, 該倒U型關(guān)系效應(yīng)逐漸減弱。

已有研究指出個體在壓力應(yīng)對策略和攻擊行為傾向方面存在性別差異(Eagly & Steffen, 1986)。當(dāng)個體面對壓力或沖突情境時, 男性傾向于選擇攻擊性應(yīng)對策略, 而女性則更傾向于選擇回避和親社會應(yīng)對策略, 盡量與外界保持相對和諧的關(guān)系(Rose & Asher., 1999; 張煉, 張進輔, 2003)。由此, 當(dāng)工作時間延長至員工精力極限, 令員工陷入自我損耗狀態(tài)后, 女性員工可能會考慮到負(fù)面工作行為可能導(dǎo)致的風(fēng)險沖突而克制自我損耗反應(yīng)驅(qū)動, 降低負(fù)面工作行為產(chǎn)生的可能性, 延遲工作時間與工作績效之間倒U型關(guān)系臨界點的到來, 減緩倒U型臨界點后工作時間對工作績效的負(fù)面影響。反之, 男性員工則更易受到自我損耗狀態(tài)驅(qū)動下負(fù)面情感和生理反應(yīng)的影響, 做出反生產(chǎn)行為等負(fù)面績效行為, 進而促使倒U型臨界點后工作時間對工作績效產(chǎn)生更強的負(fù)面影響。故綜上, 可以提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：性別顯著調(diào)節(jié)工作時間與工作績效(a.任務(wù)績效、b.關(guān)系績效)的倒U型關(guān)系, 隨著男性比例的提升, 倒U型關(guān)系效應(yīng)逐漸增強。

已有研究指出受教育程度對員工的工作時間偏好具有顯著影響(李欣先, 朱志勝, 2017)。具體而言, 高學(xué)歷員工往往就業(yè)于一級勞動力市場, 薪酬待遇水平相對較高, 無需依賴于長工作時間換取必需的經(jīng)濟收入, 一般更傾向于較短的工作時間以獲得工作和家庭生活的平衡; 而低學(xué)歷員工大多就業(yè)于二級勞動力市場, 平均工資水平相對較低, 往往更傾向于依靠長工時換取更多的經(jīng)濟收入(孫中偉, 黃婧瑋, 2021)。由此, 低學(xué)歷員工面對長工時可能會產(chǎn)生更少的抵觸情緒, 即使陷入自我損耗狀態(tài), 也會抑制內(nèi)心的負(fù)面反應(yīng)沖動, 繼續(xù)按照組織要求完成工作以獲取更多的經(jīng)濟收入, 從而導(dǎo)致工作時間與工作績效之間倒U型關(guān)系的臨界點延遲到來, 減緩臨界點后工作時間對工作績效的負(fù)面影響。反之, 高學(xué)歷員工面對長工時可能會更不情愿, 進而強化內(nèi)心的認(rèn)知失調(diào)和自我損耗程度, 導(dǎo)致工作時間與工作績效間倒U型關(guān)系的臨界點更快到來, 促使倒U型臨界點后工作時間對工作績效產(chǎn)生更強的負(fù)面影響。故綜上, 可以提出如下假設(shè)：

假設(shè)6：學(xué)歷顯著調(diào)節(jié)工作時間與工作績效(a.任務(wù)績效、b.關(guān)系績效)之間的倒U型關(guān)系, 隨著高學(xué)歷比例的提升, 倒U型關(guān)系效應(yīng)逐漸增強。

本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 文獻檢索與篩選

本文在中文和外文數(shù)據(jù)庫中全面檢索了工作時間與工作績效關(guān)系的實證文獻。其中, 中文數(shù)據(jù)庫包括知網(wǎng)、維普、萬方數(shù)據(jù)庫等, 外文數(shù)據(jù)庫包括Web of Science、Wiley、Proquest、EBSCO- Academic Search Premier、Science Direct等。此外, 鑒于工作時間可能以核心自變量, 也可能以控制變量的方式出現(xiàn)在文獻中, 因此本文在檢索過程中對于“工作時間” “工作時長” “working time” “working hours” “work time” “work hours” “hours employed” “job hours” “hours worked”進行了全文檢索(中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫)或所有字段(維普和其他外文數(shù)據(jù)庫)檢索, 對于“員工績效” “個體績效” “工作績效” “任務(wù)績效” “關(guān)系績效” “周邊績效” “角色內(nèi)績效” “角色外績效” “employee performance” “staff performance” “job performance”“task performance” “role performance” “in-role performance” “context performance” “contextual performance” “relation performance” “relationship performance” “out-role performance” “periphery performance” “organizational citizenship behavior”進行了篇名和關(guān)鍵詞檢索。最后, 本文還對管理學(xué)和心理學(xué)領(lǐng)域國內(nèi)外重要期刊進行了再次檢索, 收錄可能遺失的文獻, 并采用文獻回溯法, 從參考文獻目錄中再次檢索以查漏補缺。文獻檢索時間范圍為各數(shù)據(jù)庫初始起錄年至2022年5月。

文獻篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：(1)文獻必須是實證研究, 不包含文獻綜述、理論、訪談類等定性分析研究; (2)文獻必須包括對工作時間和工作績效測量的完整信息, 并報告了工作時間與工作績效之間的相關(guān)系數(shù)或是能轉(zhuǎn)化成相關(guān)系數(shù)的值、值、值、χ2值等; (3)研究在組織情境下展開; (4)研究明確報告樣本量大小; (5)研究分析單位是個體; (6)每個獨立樣本對應(yīng)一個效應(yīng)值, 對于包含多個獨立樣本的同一篇文獻, 對各獨立樣本分別編碼。經(jīng)篩選, 最終有42篇文獻被編碼至元分析中, 共包括64個效應(yīng)值, 其中, 中文文獻22篇, 英文文獻20篇; 公開發(fā)表的期刊論文23篇, 未公開發(fā)表的學(xué)位論文等19篇, 總樣本量為22843。文獻篩選流程如圖2所示。

圖2 文獻篩選流程圖

3.2 文獻編碼

遵循Lipsey和Wilson (2001)推薦的步驟對納入元分析的文獻進行編碼。其中, 樣本特征性描述編碼條目包括作者、發(fā)表年份、期刊來源、樣本量、測量工具、被試的人口統(tǒng)計學(xué)特征(平均年齡、男性比例、本科及以上比例), 被試所處的國家類型、產(chǎn)業(yè)類型等背景信息等, 其中, 國家類型包括兩個類別, 分別是中國和西方歐美國家(例如美國、德國), 產(chǎn)業(yè)類型包括兩個類別, 分別是勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè)(例如服務(wù)、建筑行業(yè))和知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)(例如教育、醫(yī)療行業(yè)); 效應(yīng)值統(tǒng)計性描述編碼指以自變量與因變量為中心的一組統(tǒng)計數(shù)據(jù)(如信度系數(shù)值、相關(guān)系數(shù)值, 以及能轉(zhuǎn)換為值的值、值、值等)。在變量編碼過程中, 將平均每周工作時長、周均工作時長等表述編碼為工作時間; 將角色內(nèi)績效、主客觀績效等表述編碼為因變量任務(wù)績效; 將組織公民行為、角色外績效、周邊績效等表述編碼為關(guān)系績效。文獻編碼工作由兩名具有博士學(xué)位的管理學(xué)領(lǐng)域研究者, 參照統(tǒng)一的編碼標(biāo)準(zhǔn)同時獨立編碼, 初步編碼一致條目占總編碼條目的比例為93.75%, 對于編碼不一致的研究條目, 通過回溯和研讀文獻全文, 以及進一步討論的方式達成共識。

3.3 統(tǒng)計分析

3.3.1 效應(yīng)值轉(zhuǎn)換

3.3.2 發(fā)表偏差檢驗

通過漏斗圖(funnel plot)、Egger's回歸系數(shù)檢驗法、Begg秩相關(guān)檢驗法對納入元分析的文獻研究進行發(fā)表偏差檢驗。漏斗圖是通過定性觀察散點圖的形式來檢驗發(fā)表偏差的直觀方法, 良好的元分析文獻集可以得到對稱的倒漏斗效應(yīng)值分布(Rothstein et al., 2006)。Egger's回歸系數(shù)檢驗或Begg秩相關(guān)檢驗是通過定量指標(biāo)檢驗發(fā)表偏差的統(tǒng)計方法, 當(dāng)Egger's回歸方程截距項或秩相關(guān)系數(shù)值不顯著時, 則可判斷為發(fā)表偏差不顯著(Egger et al., 1997), 反之, 則可能存在發(fā)表偏差。此外, 鑒于研究者可能會為了增加出版可能性而做出終止數(shù)據(jù)收集、篩選變量等值操縱(-hacking)行為, 導(dǎo)致發(fā)表偏差, 因此本文還采用-curve技術(shù)(在網(wǎng)站http://www.p-curve.com/計算完成)進行了發(fā)表偏差檢驗。-curve檢驗法主要通過分析已發(fā)表的研究中值的分布情況鑒別是否存在出版偏差, 如果所得到的曲線呈現(xiàn)顯著右偏態(tài), 即值在0～0.025的數(shù)量遠(yuǎn)超過值在0.025～0.050的數(shù)量, 則可以認(rèn)為不存在顯著的出版偏差問題(Vogel & Homberg, 2021)。

3.3.3 異質(zhì)性檢驗

通過統(tǒng)計量及2統(tǒng)計量檢驗分析各效應(yīng)值之間的異質(zhì)性。其中統(tǒng)計量是效應(yīng)值的加權(quán)離差平方和, 如果統(tǒng)計量所對應(yīng)的值顯著, 則可以判定不同研究的效應(yīng)值之間存在顯著差異。2主要反映效應(yīng)值的組間變異程度在總變異程度中所占的比例, 基于25%、50%、75%所對應(yīng)的低、中、高異質(zhì)性標(biāo)準(zhǔn)(Higgins & Thompson, 2002), 可以對不同研究效應(yīng)值間的異質(zhì)性進行評估,2值越接近100%, 說明不同研究效應(yīng)值間的異質(zhì)性程度越高。進一步, 高異質(zhì)性檢驗結(jié)果說明需要探究變量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量, 同時也為分析模型的選擇提供了依據(jù), 即如果不同研究效應(yīng)值之間具有較高的異質(zhì)性, 則應(yīng)當(dāng)采用隨機效應(yīng)模型估計元分析結(jié)果, 反之, 則應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型估計元分析結(jié)果。

3.3.4 分析程序

4 研究結(jié)果

4.1 發(fā)表偏差檢驗

從漏斗圖檢驗結(jié)果來看, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效的研究文獻均基本均勻分布于平均效應(yīng)量兩側(cè), 說明元分析所納入文獻存在出版偏差的可能性較小。從Egger's回歸系數(shù)檢驗或Begg秩相關(guān)檢驗結(jié)果看, 如表1所示, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效研究的 Egger's 回歸系數(shù)檢驗、Begg秩相關(guān)檢驗均不顯著, 說明相關(guān)研究不存在發(fā)表偏差。此外, 從-curve檢驗結(jié)果看, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效研究的曲線均呈右偏態(tài)分布, 進一步分析發(fā)現(xiàn), 工作時間與任務(wù)績效關(guān)系研究結(jié)果顯著的10個效應(yīng)值(= ?4.94,0.000), 工作時間與關(guān)系績效關(guān)系研究結(jié)果顯著的7個效應(yīng)值(= ?6.31,0.000)具有證據(jù)意義。

4.2 異質(zhì)性檢驗

檢驗結(jié)果顯示工作時間與任務(wù)績效(= 126.81,= 0.000)、關(guān)系績效(= 128.10,= 0.000)關(guān)系效應(yīng)值的異質(zhì)性顯著。此外, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效關(guān)系效應(yīng)值的I統(tǒng)計量為70.03%、81.26%, 同樣表明各研究效應(yīng)值間存在較高程度的異質(zhì)性, 故研究適合選用隨機效應(yīng)模型估計元分析結(jié)果, 并需要進一步探討這些研究變量關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4.3 主效應(yīng)檢驗

第一, 檢驗工作時間與任務(wù)績效之間的倒U型關(guān)系。以工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間為自變量進行元回歸分析, 結(jié)果顯示元回歸截距項顯著為正(= 0.24, 95% CI = [0.15, 0.32]), 元回歸系數(shù)顯著為負(fù)(= ?0.01, 95% CI = [?0.01, ?0.00]), 表明工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 之后隨著工作時間延長會逐漸減弱。然后, 采用Hedges和Olkin (1985)隨機效應(yīng)模型整合策略計算工作時間與任務(wù)績效的總體相關(guān)系數(shù), 結(jié)果顯示總體相關(guān)系數(shù)為0.01, 95%的置信區(qū)間為[?0.02, 0.04], 包含0, 說明總體相關(guān)系數(shù)不顯著, 工作時間與任務(wù)績效之間具有完整的倒U型關(guān)系。具體而言, 如圖3所示, 隨著工作時間增加, 工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值呈現(xiàn)出“正→零→負(fù)”的變化趨勢, 即工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 之后隨著工作時間的增加會逐漸減弱, 在工作時間為44.43小時/周時趨近于零, 此后, 工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值開始為負(fù), 且該負(fù)向效應(yīng)隨著工作時間增加而持續(xù)強化, 再次說明工作時間與任務(wù)績效之間存在完整的倒U型關(guān)系。故假設(shè)1a成立。

第二, 檢驗工作時間與關(guān)系績效之間的倒U型關(guān)系。以工作時間與關(guān)系績效之間的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間為自變量進行元回歸分析, 結(jié)果顯示元回歸截距項顯著為正(=0.28, 95% CI = [0.12, 0.44]), 元回歸系數(shù)顯著為負(fù)(= ?0.01, 95% CI = [?0.01, ?0.00]), 表明工作時間與關(guān)系績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 之后隨著工作時間延長會逐漸減弱。進一步, 鑒于工作時間與關(guān)系績效的總體相關(guān)系數(shù)為0.04, 95%的置信區(qū)間為[?0.02, 0.10], 包含0, 說明總體相關(guān)系數(shù)不顯著, 工作時間與關(guān)系績效之間具有完整的倒U型關(guān)系。具體而言, 如圖4所示, 工作時間與關(guān)系績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 之后隨著工作時長增加會逐漸減弱, 在工作時間為47.88/周時趨近于零, 此后, 二者之間的關(guān)系效應(yīng)值開始為負(fù), 且隨著工作時間增加而持續(xù)強化, 再次說明工作時間與關(guān)系績效之間存在完整的倒U型關(guān)系。故假設(shè)1b成立。

表1 出版偏倚檢測結(jié)果

圖3 工作時間與任務(wù)績效效應(yīng)值關(guān)系的散點圖

圖4 工作時間與關(guān)系績效效應(yīng)值關(guān)系的散點圖

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

第一, 檢驗國家類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表2所示, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為結(jié)果變量, 以工作時間、國家類型、工作時間和國家類型的交互項為預(yù)測變量進行元回歸分析。結(jié)果顯示工作時間與國家類型的交互項對工作時間與工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)關(guān)系效應(yīng)值的影響效應(yīng)均顯著(= 0.01,= 0.095;= 0.02,= 0.000)。進一步, 按照國家地域類型分組進行亞組分析。結(jié)果顯示在中國情境下, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間為預(yù)測變量進行元回歸分析時, 元回歸截距項均顯著為正(= 0.34, 95% CI = [0.20, 0.48];= 0.44, 95% CI = [0.31, 0.57]), 元回歸系數(shù)均顯著為負(fù)(= ?0.01, 95% CI = [?0.01, ?0.00];= ?0.01, 95% CI = [?0.01, ?0.01]), 表明工作時間與工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 隨著工作時間延長, 關(guān)系效應(yīng)值逐漸減弱。進一步, 鑒于工作時間與工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的總體相關(guān)系數(shù)分別為?0.01、0.06, 95%的置信區(qū)間分別為[?0.05, 0.03]、[?0.02, 0.13], 均包含0, 總體相關(guān)系數(shù)不顯著, 因此, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效間均具有倒U型關(guān)系。具體而言, 如圖5和圖6中實線所示, 隨著工作時間增加, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效的關(guān)系效應(yīng)值呈現(xiàn)出“正→零→負(fù)”這一變化趨勢, 再次驗證了工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效之間的倒U型關(guān)系, 并且通過計算可以得出工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效之間倒U型關(guān)系的臨界值分別為46.19小時/周、49.29小時/周。但是在歐美國家情境下, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間作為預(yù)測變量進行元回歸分析時, 結(jié)果顯示, 元回歸系數(shù)均不顯著(= ?0.00, 95% CI = [?0.01, 0.00];= 0.01, 95% CI = [?0.00, 0.02]), 工作時間與任務(wù)績效的總體線性相關(guān)系數(shù)為0.05, 95%的置信區(qū)間為[0.01, 0.09], 不包含0, 工作時間與關(guān)系績效的總體相關(guān)系數(shù)為 0.03, 95%的置信區(qū)間為[?0.07, 0.13], 包含0, 因此, 在西方歐美國家情境下, 工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系不顯著, 但呈現(xiàn)顯著的線性正相關(guān)關(guān)系, 而工作時間與關(guān)系績效的倒U型關(guān)系、線性關(guān)系均不顯著。故假設(shè)2a、假設(shè)2b均成立。

表2 國家類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)

注：***< 0.001,**< 0.01,*< 0.05,+< 0.10。下同。

圖5 國家類型對工作時間與任務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)

圖6 國家類型對工作時間與關(guān)系績效關(guān)系的調(diào)節(jié)

第二, 檢驗產(chǎn)業(yè)類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表3所示, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為結(jié)果變量, 以工作時間、產(chǎn)業(yè)類型、工作時間和產(chǎn)業(yè)類型的交互項為預(yù)測變量進行元回歸分析。結(jié)果顯示：工作時間與產(chǎn)業(yè)類型的交互項對工作時間與任務(wù)績效關(guān)系效應(yīng)值的影響顯著(= ?0.01,= 0.003), 對工作時間與關(guān)系績效關(guān)系效應(yīng)值的影響不顯著(= ?0.01,= 0.445)。進一步, 按照產(chǎn)業(yè)類型分組進行亞組分析, 結(jié)果顯示在知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)背景下, 以工作時間和任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間作為預(yù)測變量進行元回歸分析時, 元回歸截距項顯著為正(= 0.54, 95% CI = [0.19, 0.89]), 元回歸系數(shù)顯著為負(fù)(= ?0.01, 95% CI = [?0.02, ?0.00]), 表明工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 但會隨著工作時間延長逐漸減弱。進一步, 鑒于工作時間與任務(wù)績效的總體相關(guān)系數(shù)為0.01, 95%的置信區(qū)間為[?0.07, 0.08], 包含0, 因此, 工作時間與任務(wù)績效間具有完整的倒U型關(guān)系。具體而言, 如圖7虛線所示, 隨著工作時間增加, 工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值呈現(xiàn)出“正→零→負(fù)”這一變化趨勢, 再次驗證了工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系, 且通過計算可以得出倒U型臨界值為44.61小時/周。但在勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè)中, 元回歸結(jié)果顯示, 元回歸系數(shù)不顯著(= 0.00, 95% CI = [?0.01, 0.01]), 工作時間與任務(wù)績效的總體相關(guān)系數(shù)為?0.04, 95%的置信區(qū)間為[?0.09, 0.01], 包含0, 即工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系和線性關(guān)系均不顯著。故假設(shè)3a成立、假設(shè)3b不成立。

表3 產(chǎn)業(yè)類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖7 產(chǎn)業(yè)類型對工作時間與任務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)

第三, 檢驗?zāi)挲g的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表4所示, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為結(jié)果變量, 以工作時間、平均年齡、工作時間和平均年齡的交互項為預(yù)測變量進行元回歸分析。結(jié)果顯示：工作時間與年齡的交互項對工作時間與任務(wù)績效關(guān)系效應(yīng)值的影響顯著(= 0.00,= 0.083), 對工作時間與關(guān)系績效關(guān)系效應(yīng)值的影響不顯著(= ?0.00,= 0.470)。進一步, 按照年齡高低分組進行亞組分析, 結(jié)果顯示在年齡較低情況下, 以工作時間和任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間作為預(yù)測變量進行元回歸分析時, 元回歸截距項顯著為正(= 0.28, 95% CI = [0.16, 0.40]), 元回歸系數(shù)顯著為負(fù)(= ?0.01, 95% CI = [?0.01, ?0.00]), 表明工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 但會隨著工作時間延長逐漸減弱, 進一步, 鑒于工作時間與任務(wù)績效的總體相關(guān)系數(shù)為?0.03, 95%的置信區(qū)間為[?0.08, 0.01], 包含0, 因此, 工作時間與任務(wù)績效之間具有完整的倒U型關(guān)系。具體而言, 如圖8實線所示, 隨著工作時間增加, 工作時間與任務(wù)績效的關(guān)系效應(yīng)值呈現(xiàn)出“正→零→負(fù)”這一變化趨勢, 再次驗證工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系, 且通過計算可以得出倒U型臨界值為42.98小時/周。但當(dāng)平均年齡水平較高時, 元回歸結(jié)果顯示, 元回歸系數(shù)不顯著(= ?0.00, 95% CI = [?0.01, 0.00]), 工作時間與任務(wù)績效間的總體線性相關(guān)系數(shù)為0.06, 95%的置信區(qū)間為[0.02, 0.09], 不包含0, 即工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系不顯著、線性正相關(guān)關(guān)系顯著。故假設(shè)4a成立, 假設(shè)4b不成立。

表4 年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖8 年齡對工作時間與任務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)

第四, 檢驗性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表5所示, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為結(jié)果變量, 以工作時間、男性比例、工作時間和男性比例的交互項為預(yù)測變量進行元回歸分析。結(jié)果顯示：工作時間與男性比例的交互項對工作時間與任務(wù)績效關(guān)系效應(yīng)值的影響不顯著(= 0.00,= 0.827), 對工作時間與關(guān)系績效關(guān)系效應(yīng)值的影響顯著(= ?0.04,= 0.022)。進一步, 按照男性比例高低分組進行亞組分析, 結(jié)果顯示在高男性比例情況下, 以工作時間和關(guān)系績效的關(guān)系效應(yīng)值為因變量, 以工作時間作為預(yù)測變量進行元回歸時, 元回歸截距項顯著為正(= 0.45, 95% CI = [0.27, 0.64]), 元回歸系數(shù)顯著為負(fù)(= ?0.01, 95% CI = [?0.01, ?0.01]), 表明工作時間與關(guān)系績效的關(guān)系效應(yīng)值一開始為正, 但會隨著工作時間延長逐漸減弱, 進一步, 鑒于工作時間與關(guān)系績效的總體相關(guān)系數(shù)分別為0.05, 95%的置信區(qū)間分別為[?0.06, 0.16], 包含0, 因此, 工作時間與關(guān)系績效之間具有完整的倒U型關(guān)系。具體而言, 如圖9虛線所示, 隨著工作時間增加, 工作時間與關(guān)系績效的關(guān)系效應(yīng)值呈現(xiàn)出“正→零→負(fù)”這一變化趨勢, 再次驗證了工作時間與關(guān)系績效的倒U型關(guān)系, 且通過計算可以得出倒U型臨界值為47.65小時/周。但在低男性比例情況下, 元回歸結(jié)果顯示, 元回歸系數(shù)不顯著(= 0.00, 95% CI = [?0.00, 0.01]), 工作時間與關(guān)系績效的總體線性相關(guān)系數(shù)為0.01, 95%的置信區(qū)間為[?0.03, 0.05], 包含0, 即工作時間與關(guān)系績效的倒U型關(guān)系、線性關(guān)系均不顯著。故假設(shè)5a不成立, 假設(shè)5b成立。

表5 性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖9 男性比例對工作時間與關(guān)系績效關(guān)系的調(diào)節(jié)

第五, 檢驗學(xué)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表6所示, 以工作時間和工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)的關(guān)系效應(yīng)值為結(jié)果變量, 以工作時間、高學(xué)歷比例、工作時間和高學(xué)歷比例的交互項為預(yù)測變量進行元回歸分析。結(jié)果顯示：工作時間與高學(xué)歷比例的交互項對工作時間與工作績效(任務(wù)績效/關(guān)系績效)關(guān)系效應(yīng)值的影響均不顯著(= 0.01,= 0.410;= ?0.02,= 0.199), 故假設(shè)6a、假設(shè)6b均不成立。

表6 學(xué)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)

5 討論

5.1 研究結(jié)果

本文從非線性視角, 基于自我控制資源有限理論, 采用元分析方法探討了工作時間與工作績效之間的倒U型關(guān)系效應(yīng)及其邊界條件。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)工作時間與任務(wù)績效之間存在顯著的倒U型關(guān)系效應(yīng), 即在倒U型臨界點之前, 工作時間與任務(wù)績效存在正向關(guān)系, 之后, 則存在負(fù)向關(guān)系; (2)工作時間與關(guān)系績效之間存在顯著的倒U型關(guān)系效應(yīng), 即在倒U型臨界點之前, 工作時間與關(guān)系績效存在正向關(guān)系, 之后, 則存在負(fù)向關(guān)系; (3)國家類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著：相對于西方歐美國家, 在中國背景下工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效的倒U型關(guān)系效應(yīng)更為顯著; (4)產(chǎn)業(yè)類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著：相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè), 在知識密集型產(chǎn)業(yè)中工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系效應(yīng)更為顯著; (5)年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著：相對于高年齡水平, 工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系在低年齡水平群體中更為顯著; (6)性別的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著：相對于低男性比例, 工作時間與關(guān)系績效的倒U型關(guān)系在高男性比例群體中更為顯著。

5.2 理論意義

第一, 整合已有研究, 厘清工作時間與工作績效之間的關(guān)系效應(yīng)。已有研究不僅較多將工作時間作為工作績效的控制變量進行探究, 而且在工作時間與工作績效的關(guān)系方向、關(guān)系顯著性、以及關(guān)系效應(yīng)值高低上也未達成相互一致的觀點(Du et al., 2020;Yeh et al., 2020; Zhang & Seo, 2018)。而本文通過元分析整合已有各項研究, 不僅降低了單一研究存在的抽樣局限和測量誤差(Harari et al., 2020), 對二者之間關(guān)系的真實效應(yīng)值進行了更為穩(wěn)定、可靠的效應(yīng)估計, 而且也通過對比二者之間的線性關(guān)系效應(yīng)和倒U型關(guān)系效應(yīng), 厘清了二者之間的關(guān)系規(guī)律, 即工作時間與工作績效間的線性關(guān)系效應(yīng)不顯著, 動態(tài)倒U型關(guān)系效應(yīng)顯著。同時, 對于二者之間倒U型關(guān)系規(guī)律的揭示, 也全面呈現(xiàn)了工作時間對工作績效影響的雙刃劍效應(yīng), 有利于對已有異質(zhì)性研究結(jié)果進行整合, 即之所以已有研究呈現(xiàn)出正負(fù)不一致的關(guān)系結(jié)果, 可能是因為二者之間存在動態(tài)復(fù)雜的倒U型關(guān)系, 具體而言, 二者之間究竟呈現(xiàn)正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)取決于工作時間的取值范圍, 當(dāng)工作時間范圍在倒U型臨界點之前時, 二者之間呈現(xiàn)正相關(guān), 之后, 則呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。

第二, 深化工作時間與工作績效關(guān)系的理論機制。已有研究較多將工作時間作為工作績效的控制變量(Inness et al., 2010), 對二者之間的關(guān)系進行表面描述和相關(guān)分析, 即使有部分研究以工作時間為自變量進行分析, 也主要從生理資源耗竭視角對二者之間的負(fù)向關(guān)系及內(nèi)在機制進行闡釋(Flinn & Armstrong, 2011; Shimizu et al., 2004)。而本文不僅以工作時間為核心自變量, 揭示了工作時間與工作績效間的倒U型關(guān)系和正負(fù)“雙刃劍”關(guān)系效應(yīng), 而且基于自我控制資源有限理論構(gòu)建了理論分析框架, 從心理資源層面對二者之間關(guān)系機制進行了深入闡釋, 豐富和補充了二者之間關(guān)系機制研究的理論基礎(chǔ)和理論視角。

第三, 拓展工作時間與工作績效關(guān)系的邊界條件。已有研究除探討成就動機、組織信任感等個體特征在工作時間與工作績效間的調(diào)節(jié)作用外(Ko & Choi, 2019; Lu et al., 2020), 較少探討二者之間的其他邊界條件。而本文從宏觀、中觀和微觀層面揭示了國家地域、產(chǎn)業(yè)類型、人口統(tǒng)計學(xué)特征(年齡、性別、學(xué)歷)在工作時間與工作績效倒U型關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果不僅為理解工作時間與工作績效的倒U型關(guān)系, 以及自我控制資源有限理論在該領(lǐng)域中的應(yīng)用構(gòu)建了更為明晰的邊界框架, 而且拓展了二者之間關(guān)系邊界條件的研究層面和研究內(nèi)容。最后, 由于結(jié)果發(fā)現(xiàn)在不同國家、產(chǎn)業(yè)類型、平均年齡和男性比例的情況下, 工作時間對工作績效的倒U型影響效應(yīng)存在顯著差異, 所以該調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析也為已有工作時間與工作績效之間關(guān)系異質(zhì)性的研究結(jié)果提供了另外一種闡釋。

5.3 實踐意義

盡管《勞動法》第三十六條明文規(guī)定“平均每周工作時間不超過44小時”, 但在實踐中仍然不乏用人單位違反勞動法律規(guī)定, 導(dǎo)致“996”等加班文化盛行(聶偉, 風(fēng)笑天, 2020)。而本文結(jié)果發(fā)現(xiàn)這種以犧牲員工休息權(quán)益為代價的工時并不一定能促進工作績效, 例如, 工作時間在臨界點(約44.43小時/周)之前可以促進任務(wù)績效持續(xù)提升, 之后反而會對任務(wù)績效產(chǎn)生負(fù)面影響。因此, “平均每周工作時間不超過44小時”等勞動法規(guī)不僅在法律層面上具有強制性, 而且在管理層面上具有一定合理性。企業(yè)應(yīng)當(dāng)深入理解和全面貫徹勞動法中的工時規(guī)定, 警惕工作時間對工作績效的“過猶不及”效應(yīng)。此外, 結(jié)果顯示二者之間的倒U型關(guān)系效應(yīng)在西方歐美國家不顯著, 在中國更為顯著。究其原因, 可能與我國較多勞動者屬于被動加班和無償加班有關(guān), 對此, 組織應(yīng)當(dāng)加強工時管理的合規(guī)性, 促進組織高效運行。另外, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè), 二者之間的倒U型關(guān)系效應(yīng)在知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)中較強, 然而, 隨著我國經(jīng)濟邁向高質(zhì)量發(fā)展, 知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的地位越來越重要, 由此, 知識密集型產(chǎn)業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)當(dāng)尤為重視長工時可能導(dǎo)致的負(fù)面績效效應(yīng), 不斷優(yōu)化工時管理, 促進績效持續(xù)提升。最后, 結(jié)果顯示當(dāng)被試平均年齡更低, 男性比例更高時, 二者之間的倒U型關(guān)系效應(yīng)更為顯著, 對此, 組織應(yīng)當(dāng)更為關(guān)注男性和年輕員工, 警惕長工時制度對這些員工的工作績效產(chǎn)生更強的負(fù)面影響。

5.4 研究局限及展望

本研究也存在一定不足, 有待進一步完善：第一, 元分析結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性依賴于文獻搜集的全面性, 但是受限于語言、工具和能力, 本文主要納入了中英文文獻, 較少納入其他語言的文獻進行元分析, 存在一定的文獻選擇偏差。未來研究應(yīng)當(dāng)盡可能地納入更為全面的文獻, 提升元分析結(jié)果的信效度。第二, 鑒于平均每日工作時間與任務(wù)績效(= 11)、關(guān)系績效(= 7)的相關(guān)研究較少, 且難以提供足夠的調(diào)節(jié)變量信息, 因此本元分析并未納入平均每日工作時間與工作績效的關(guān)系研究。但是初步分析結(jié)果顯示, 平均每日工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效之間也存在顯著的倒U型關(guān)系, 其中, 倒U型關(guān)系臨界點分別為6.77小時/日, 8.32小時/日。未來隨著相關(guān)研究的不斷積累, 可以進一步探究平均每日工作時間與工作績效之間的倒U型關(guān)系效應(yīng)及其邊界條件。第三, 參照已有研究(Katz et al., 2019; Kooij et al., 2018; Zhao et al., 2021), 本文以工作時間為自變量, 工作時間與工作績效的關(guān)系效應(yīng)值為因變量進行元回歸分析的方式, 檢驗了工作時間與工作績效之間的倒U型關(guān)系。但是, 近年來也有研究指出應(yīng)當(dāng)基于自變量平方項與因變量的相關(guān)系數(shù)考察自變量與因變量之間的非線性關(guān)系(Mackey et al., 2020)。鑒于本文所納入元分析的原始研究較少提供工作時間平方項與工作績效的相關(guān)系數(shù), 因此, 本文并未采用該方法對工作時間與工作績效的倒U型關(guān)系進行檢驗。未來隨著研究的不斷積累, 有待基于該方法對二者之間的倒U型關(guān)系再次檢驗, 并對這兩種檢驗方法進一步辨析, 以增強研究方法和研究結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性與可靠性。第四, 本文在元分析中所納入的研究主要為橫斷面研究或相關(guān)研究, 尚無法揭示工作時間與工作績效之間的因果關(guān)系。未來可以通過縱向研究或?qū)嶒炑芯康冗M一步明晰二者之間的因果關(guān)系。第五, 本研究主要聚焦于從員工層面分析工作時間與工作績效的關(guān)系效應(yīng)。鑒于超時加班現(xiàn)象在當(dāng)下職場中的普遍存在性, 未來可以從團隊或者組織層面探討工作時間與工作績效之間的關(guān)系效應(yīng)。第六, 本文僅探究了國家地域、產(chǎn)業(yè)類型、年齡、性別和學(xué)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng), 然而異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示各研究效應(yīng)值間差異性較大, 未來有待于從宏觀、中觀、微觀層面挖掘更多調(diào)節(jié)變量, 更為深入地揭示工作時間與工作績效之間的關(guān)系全貌。

6 結(jié)論

本研究采用元分析法探討了工作時間與工作績效的關(guān)系效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效之間呈現(xiàn)顯著倒U型關(guān)系; (2)國家類型的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于西方歐美國家, 工作時間與任務(wù)績效、關(guān)系績效的倒U型關(guān)系在中國更為顯著; (3)產(chǎn)業(yè)類型的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于勞動、資本密集型產(chǎn)業(yè), 工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系在知識密集型產(chǎn)業(yè)中更為顯著; (4)年齡的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于高年齡水平, 工作時間與任務(wù)績效的倒U型關(guān)系在低年齡水平員工群體中更為顯著; (5)性別的調(diào)節(jié)作用顯著：相對于低男性比例, 工作時間與關(guān)系績效的倒U型關(guān)系在高男性比例員工群體中更為顯著。

(注：納入元分析文獻此處未列出, 請見網(wǎng)絡(luò)版附錄)

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Nonlinear relationship between work hours and job performance:A meta-analysis

SONG Haojie1, GAO Renjing1, ZHANG Qiang2, CHENG Yanyuan3

(1School of Business, Zhengzhou University, Zhengzhou 450001, China) (2International Graduate School, Tsinghua University, Shenzhen 518055, China) (3School of Labor and Human Resources, Renmin University of China, Beijing 100872, China)

This research used meta-analysis to explore the nonlinear relationship between work hours and job performance based on 42 articles covering 64 effect sizes and 22843 subjects. Results showed that: (1) Work hours had a significant inverted U-shaped correlation with task performance and contextual performance. (2) Compared with America and European countries, work hours had a stronger and significant inverted U-shaped relationship with task performance and contextual performance in China. (3) Compared with labor-intensive and capital-intensive industries, in the knowledge-intensive industries, work hours had a stronger and significant inverted U-shaped relationship with task performance; (4) Compared to older participants, work hours had a stronger and significant inverted U-shaped relationship with task performance in the younger participants; (5) Compared to participants with a lower proportion of the males, when the data came from participants with a higher proportion of the males, work hours had a stronger and significant inverted U-shaped relationship with contextual performance. These results clarify the inverted U-shaped relationship between work hours and performance. In addition, these findings could provide a reference for standard hours stipulated by Labor Law in China (e.g. working hours should not exceed 44 hours/week) and warn that organizations should pay attention to the too-much-of-a-good-thing effect of work hours on job performance.

work hours, task performance, contextual performance, meta-analysis

B849: C93

2021-11-14

* 國家社會科學(xué)基金項目(19CGL026)資助。

程延園, E-mail: chengyy@ ruc.edu.cn