主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員工作重塑的影響機制研究

侯昭華,宋合義,譚 樂

(1.西安交通大學 管理學院;2.西安交通大學 過程控制與效率工程教育部重點實驗室,陜西 西安 710049; 3.西北大學 經濟管理學院,陜西 西安 710127)

0 引言

研發(fā)人員作為高科技企業(yè)最核心的人力資源,其主動性與創(chuàng)造潛能的有效發(fā)揮,是夯實科技引領發(fā)展的根本[1]。相較于其他員工,知識密集型研發(fā)人員具有更強烈的自我實現(xiàn)需要,面對傳統(tǒng)自上而下的工作設計難以針對性地將個體特長、優(yōu)勢與工作有效匹配的弊端,他們更傾向于結合自身興趣、專長主動改進工作需求與資源進行工作重塑,以實現(xiàn)自我價值和提升工作意義感[2-3]。研究表明,工作重塑是提升人—職匹配的有效途徑,有助于緩解研發(fā)人員面臨的技術創(chuàng)新壓力,正向預測員工創(chuàng)造力與創(chuàng)新績效[3-4]。因此,探明研發(fā)人員工作重塑形成過程,對高科技企業(yè)在新一輪科技革命中獲取競爭優(yōu)勢具有重要意義。

自工作重塑的概念提出以來,其受到學者們廣泛關注,但現(xiàn)有研究主要聚焦工作重塑的影響后效(創(chuàng)造力[4]、工作績效[5]等)及心理動因(個體心理需要[3]、成就動機[6]等),對于工作重塑影響因素與過程機制的探討相對不足。工作重塑由員工自主發(fā)起,同時,受到所處情境(尤其是領導風格)的激發(fā)[7]。最新研究證實,悖論式領導(侯昭華,2021)、自我犧牲型領導[8]、變革型領導[9]正向促進員工工作重塑。相關研究側重從領導單方面輸出預測員工工作重塑,而主管發(fā)展性反饋作為一種面向未來的支持性反饋,強調主管在與下級深度溝通的基礎上提供靶向價值信息,助其不斷學習、成長與改進工作[10]。那么,科技企業(yè)研發(fā)主管發(fā)展性反饋能否影響以及如何影響研發(fā)人員工作重塑?目前鮮有相關探討,尤其是針對促進—防御型工作重塑,缺乏實證研究。

以往研究表明,領導反饋、領導風格通過激發(fā)員工情境調節(jié)聚焦影響其態(tài)度與行為[11]。主管發(fā)展性反饋關注員工學習、成長與工作改進,一方面有利于激發(fā)研發(fā)人員的促進聚焦,而促進聚焦的個體勇于挑戰(zhàn)風險,更可能增加促進型工作重塑;另一方面,有助于降低研發(fā)人員對技術創(chuàng)新潛在損失的感知,進而抑制其防御聚焦,減少防御型工作重塑[12]。由此,情境調節(jié)聚焦可能更為全面地揭示主管發(fā)展性反饋影響研發(fā)人員工作重塑的內部機理。同時,由于主管發(fā)展性反饋涉及反饋源、反饋信息與接受者三大因素(Zhou,2003),除信息本身的價值外,反饋源與接受者互動質量也對反饋效果至關重要,而現(xiàn)有研究大多單獨考察反饋源與接受者個體特征對反饋效果的邊界作用[13]。關系認同理論認為,上下級關系作為工作中最重要的角色關系,通過影響員工對上級的認同感進而影響其態(tài)度與行為[14]。下級對上級的認同感越強,工作角色關系對其的驅動力越大,此時,主管發(fā)展性反饋的支持與鼓勵更易被員工接受(隋楊,2019)。因此,本研究從反饋源與接受者互動視角將關系認同感引入模型,探討其在上級發(fā)展性反饋與員工工作重塑間的調節(jié)效應。

綜上分析,本研究將主管發(fā)展性反饋作為前因探討其對研發(fā)人員工作重塑的影響,將情境調節(jié)聚焦作為中介變量,系統(tǒng)揭示主管發(fā)展性反饋激發(fā)或抑制下級促進—防御型工作重塑的內在差異化觸發(fā)機制,并選取下級對上級的關系認同感作為調節(jié)變量,進一步廓清主管發(fā)展性反饋影響研發(fā)人員工作重塑的理論邊界。

1 理論基礎與研究假設

1.1 工作重塑概念內涵與發(fā)展

工作重塑概念由Wrzesniewski等[2]正式提出,并基于“角色觀”將其定義為員工根據(jù)自身需求與愛好主動改進工作以獲得工作角色和意義感的行為。之后,Tims等[15]基于工作資源—要求模型,從“資源觀”視角重新界定了更易于量化測量的工作重塑概念,即員工為平衡工作要求與資源,根據(jù)自身能力與需求主動改進工作的行為。由于這兩大主流學派在核心觀點上不一致,造成相關學術研究相對割裂[7]。其后,學者嘗試將兩類工作重塑進行整合,Bruning等[16]基于個體趨近—回避動機,提出趨近—回避型工作重塑。有學者通過元分析發(fā)現(xiàn),無論降低阻礙性工作要求,還是縮減工作任務,工作重塑與員工的內部動機、健康和績效都呈現(xiàn)不相關或負相關關系[17-18],這與以往工作重塑有益于員工內部動機、健康與績效的研究結論不一致。通過對這一相悖結果的深入考證,Lichtenthaler等(2015)提出了促進型與防御型工作重塑,并驗證了促進—防御型工作重塑能夠有效解決上述矛盾問題。本研究采用這一分類,探討主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員促進—防御型工作重塑的影響機理。

1.2 主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員工作重塑

反饋作為領導日常管理行為的重要組成部分,能夠有效實施對員工的激勵與行為校正(Zhou,2003)。與傳統(tǒng)上基于績效結果的反饋不同,主管發(fā)展性反饋是上級有針對性地為下級提供面向未來的學習、成長和工作改進,其特點是來源于直接主管、信息性反饋、發(fā)展性內容。研究表明,主管發(fā)展性反饋正向促進員工創(chuàng)新[10]、建言(隋楊,2019)等主動行為。工作重塑作為員工為平衡工作要求與資源,根據(jù)自身能力與需求改進工作的主動行為[15],其內涵與主管發(fā)展性反饋的目標期望相契合,但目前尚缺乏基于這一視角的探討。促進型工作重塑是指員工增加工作資源與挑戰(zhàn)性工作要求并擴展任務、關系與認知邊界的行為;防御型工作重塑是指員工降低阻礙性工作要求并縮減任務與關系邊界的行為[12]。

新一輪科技革命對技術加速創(chuàng)新的高要求,以及創(chuàng)造性工作固有的高風險、高失敗率,使得研發(fā)人員面臨的壓力與日俱增[1]。主管發(fā)展性反饋有助于將研發(fā)人員的目標追求引向高遠,促進他們積極尋求工作資源與挑戰(zhàn)的擴展行為,抑制其為規(guī)避當下壓力困境而降低工作要求的縮減行為。具體而言,首先,主管發(fā)展性反饋來源于直接上級,直接上級的支持、鼓勵將顯著提升員工對領導與組織的認同感和忠誠度[13],有利于研發(fā)人員積累關系性資源,增強促進型工作重塑。主管發(fā)展性反饋是員工獲得的重要資源,有助于抑制研發(fā)人員對技術創(chuàng)新風險的規(guī)避,減少防御型工作重塑[9]。其次,主管發(fā)展性反饋通過共享價值信息,增強研發(fā)人員對創(chuàng)造性工作的控制感,進而積極解讀風險與不確定性,提高挑戰(zhàn)性工作要求(王娟,2020)。主管發(fā)展性反饋提供針對性信息,有利于削弱研發(fā)人員的情感密集壓力,減緩其對阻礙性工作的回避心理,抑制防御型工作重塑。最后,主管發(fā)展性反饋具有未來導向,注重員工在組織中的長遠發(fā)展[19],有助于研發(fā)人員挑戰(zhàn)自我、擴展任務邊界。上級關注員工長期改進,不評價當下績效優(yōu)劣,有助于研發(fā)人員從短期考評中跳脫出來,減少對創(chuàng)造性工作的縮減行為。綜上分析,提出如下假設:

H1a:主管發(fā)展性反饋正向影響研發(fā)人員促進型工作重塑;

H1b:主管發(fā)展性反饋負向影響研發(fā)人員防御型工作重塑。

1.3 情境調節(jié)聚焦的中介作用

調節(jié)焦點理論作為結合認知與動機的交叉理論,有效解釋了個體趨利避害的特征[11],該理論認為個體存在兩套自我調節(jié)系統(tǒng):促進聚焦與防御聚焦。促進聚焦對獎勵獲取敏感,使個體關注積極目標;防御聚焦對損失規(guī)避敏感,使個體預防消極目標。調節(jié)聚焦又被細分為特質與情境兩種類型,特質型調節(jié)聚焦不易改變,而情境調節(jié)聚焦易受情境線索激發(fā)[20]。促進聚焦源于個體強烈的理想追求、成長需要、“收獲—無收獲”情境刺激,促進聚焦的個體敢于嘗試與冒險,傾向于采取進取策略達成目標;防御聚焦源于個體強烈的義務、安全需要、“無損失—損失”情境刺激,防御聚焦的個體遵守常規(guī)與保守,傾向于采取回避策略達成目標。研究表明,領導作為組織中最重要的情境因素,是激發(fā)員工情境調節(jié)聚焦的關鍵(王娟,2020)。主管發(fā)展性反饋旨在促進個體成長與長期發(fā)展,有助于激發(fā)員工成長需要,誘發(fā)其情境促進聚焦,增強促進型工作重塑;有利于減輕技術創(chuàng)新風險對研發(fā)人員的威脅,降低對其防御聚焦的激發(fā),減少防御型工作重塑。由此,情境調節(jié)聚焦可能在主管發(fā)展性反饋與員工工作重塑間發(fā)揮差異化中介作用。

主管發(fā)展性反饋通過情境促進聚焦影響研發(fā)人員促進型工作重塑。首先,主管發(fā)展性反饋來源于直接上級,通過近距離觀察上級聚焦學習、重視成長與發(fā)展,對領導的行為示范進行學習與模仿,而未來的成長與發(fā)展作為潛在收益,呈現(xiàn)出“獲得—無獲得”情境,有助于激發(fā)研發(fā)人員情境促進聚焦。其次,來自于上級的發(fā)展性反饋,是領導根據(jù)員工自身專長、優(yōu)勢需求與目標期望為其提供的針對性價值信息,有利于研發(fā)人員優(yōu)化工作流程、明確發(fā)展目標,克服技術創(chuàng)新發(fā)展瓶頸,喚醒自我成長需求,激發(fā)情境促進聚焦。最后,主管發(fā)展性反饋聚焦員工面向未來的成長與職涯發(fā)展,會激發(fā)研發(fā)人員在創(chuàng)新過程中打破常規(guī)、嘗試新方法,喚起強烈的自我實現(xiàn)需要,誘發(fā)其情境促進聚焦[19]。

情境促進聚焦被激發(fā)的個體更具主動性與冒險性,將增強促進型工作重塑[21]。首先,促進聚焦的員工追求自我成長,更傾向于主動學習新知識、新技能以提高對工作的自主權,增加結構性工作資源。其次,促進聚焦的員工傾向于采取進取策略達成目標,積極與領導和同事建立高質量的交換關系,以獲取上級和同事的關系性資源支持。最后,促進聚焦的員工追求理想自我,敢于冒險,面對挑戰(zhàn)性工作背后的潛存收益與機會,他們更可能增加挑戰(zhàn)性工作要求[22]。綜上分析,提出如下假設:

H2a:情境促進聚焦中介主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員促進型工作重塑間關系。

主管發(fā)展性反饋有助于降低研發(fā)人員技術創(chuàng)新不確定性,抑制其情境防御聚焦的生成。首先,研發(fā)人員常承擔高風險的研發(fā)項目,遇到難以克服的壓力與阻礙,主管發(fā)展性反饋一定程度上阻斷高風險項目呈現(xiàn)“無損失—損失”情境,降低其對研發(fā)人員防御聚焦的誘發(fā)。其次,主管發(fā)展性反饋旨在引導員工未來成長與發(fā)展,將轉移研發(fā)人員對項目潛在風險的關注,減少其安全需要,進而抑制防御聚焦的生成(王娟,2020)。最后,研發(fā)過程往往包含難以克服的阻礙與困境,主管發(fā)展性反饋有助于研發(fā)人員突破瓶頸,削弱其為避免額外損失僅履行應盡義務的傾向,抑制其情境防御聚焦的誘發(fā)。

情境防御聚焦占主導的個體其行為更加謹慎、保守,會增強防御型工作重塑[21]。首先,防御聚焦的員工注重職責范圍內的責任與義務,較少主動承擔高挑戰(zhàn)性的額外工作,以避免可能造成的失敗與損失。由于技術創(chuàng)新的不確定性與高負荷等會對員工體力、認知與情感資源造成損失[23],因此,防御聚焦的研發(fā)人員更可能降低阻礙性工作要求。其次,防御聚焦的個體是風險回避者,相較于嘗試新方法、新措施,更愿意維持常規(guī)與現(xiàn)狀,進而增強防御型工作重塑[24]。綜上分析,提出如下假設:

H2b:情境防御聚焦中介主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員防御型工作重塑間關系。

1.4 關系認同感的調節(jié)作用

主管發(fā)展性反饋效果受反饋源、反饋信息、反饋接受者影響[14],而現(xiàn)有研究大多單獨考察反饋源的知識儲備、經驗資歷以及反饋接受者的情緒智商、權力導向等的調節(jié)作用[13],較少從反饋源與反饋接受者互動關系視角探究其對反饋效果的影響。在組織情境中,領導與下屬間關系是具有重要作用的角色關系之一,這種角色關系會影響個體的認同感。研究表明,認同感影響個體行為[23],而個體認知層次與動機水平一定程度上取決于其如何看待自我(理想自我和應該自我)[20]。Higgin等[11]指出個體情境調節(jié)聚焦是易受情境激發(fā)的狀態(tài)型動機變量,由此,主管與下級間關系互動通過影響員工自我認同,促發(fā)員工情境調節(jié)聚焦與工作重塑行為。因此,本研究基于關系認同理論,將關系認同感引入模型,探討其在主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員工作重塑間的作用邊界。

關系認同感是一種相對穩(wěn)定的自我認知狀態(tài),使員工能夠將自我與組織緊密聯(lián)接,本文將其理解為與關系相關的個體較為穩(wěn)定的自我定義,是個體在定義自我時以某一特定角色關系為依據(jù)的程度[24],反映個體的自我定義在多大程度上包含角色關系。與個體關注自身獨特能力和目標、多受個體利益和獨立自主驅動不同,“關系”自我關注角色關系中的期望與責任,受“角色關系”(與領導、同事)雙方的利益驅動[25],更多地從互惠視角為他人需要而積極行動[14]。對主管的關系認同感越高,員工越重視主管對自己的期望,更傾向于以互惠方式積極回應領導支持與鼓勵。

關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員工作重塑的影響。一方面,關系認同感高的員工,其與領導的關系在“自我定義”中占比較高,更易于從互惠角度積極回饋上級支持[13]。首先,他們更可能積極獲取更多反饋資源,以幫助自己掌握新知識、新技能,增加促進型工作重塑[15]。同時,主管支持將提高員工對工作的掌控力,進而減少其縮減任務邊界的防御型工作重塑。其次,主管發(fā)展性反饋的說服力更強,促使他們更加積極尋求挑戰(zhàn)性工作,增加促進型工作重塑。同時,主管說服力強使他們較少關注阻礙性要求,減少防御性工作重塑。最后,主管發(fā)展性反饋產生的示范作用更強,更有助于其學習、模仿領導對成長與發(fā)展的重視,增加促進型工作重塑。同時,受上級行為示范感化,他們會提高對長期績效改進的預期[19],抑制其對當下壓力與風險的回避,減少防御型工作重塑。

另一方面,由關系認同理論可知,關系自我是個體與關系相關的部分自我定義[25],關系認同感反映個體在多大程度上將角色關系認定為自我的一部分,它只是自我的一種擴展,并非對自我的替代與擠壓[13]。因此,當下級對領導的關系認同感低時,關系自我在個體自我定義中占比較低,下級并不十分看重與領導的關系,主要受自我動機與個人利益驅動而追求目標績效,贏得他人尊重與社會地位[14]。而主管發(fā)展性反饋旨在幫助員工面向未來成長與發(fā)展,而不是針對其當下行為或績效評價,此時對低關系認同感員工的工作重塑影響有限。綜上分析,提出如下假設:

H3a:關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員促進型工作重塑的正向影響;

H3b:關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員防御型工作重塑的負向影響。

關系認同感將調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員情境調節(jié)聚焦的激發(fā)。首先,高關系認同感員工更加積極學習與模仿上級的行為示范,主管支持更易營造出“獲得”情境,進一步激發(fā)其促進聚焦。同時,主管聚焦學習、成長與發(fā)展有助于減輕創(chuàng)新壓力,消解高關系認同感員工對損失的感知,降低對其防御聚焦的誘發(fā)。其次,高關系認同感員工更能體會主管發(fā)展性反饋的用意,激發(fā)自我成長需要,強化其促進聚焦。同時,主管的價值性信息有助于降低創(chuàng)新不確定性,削弱對員工安全需要的誘發(fā),抑制其防御聚焦。最后,高關系認同感員工易受主管發(fā)展性目標指引,更勇于尋求挑戰(zhàn),激發(fā)更強的情境促進聚焦。同時,他們無需擔心短期損益與成敗,有助于抑制其對自我的固守,削弱對防御聚焦的誘發(fā)。

相反,當員工對主管的關系認同感低時,關系自我在其自我定義中占比較小,與主管的關系質量高低并非決定其績效與成功的關鍵。由于關系自我只是個體自我的一種外延性擴展,并未替代或擠占原有自我[13],因此,關系認同感低時,員工較少受到角色關系的驅動去實現(xiàn)雙方利益,而主要受個人利益驅動獲取目標、實現(xiàn)抱負,贏得他人尊重與贊同[14]。此時主管發(fā)展性反饋對以個人利益為中心的員工無法形成有效刺激,對其情境聚焦的誘發(fā)有限。綜上分析,提出如下假設:

H4a:關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員促進聚焦的激發(fā)作用;

H4b:關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員防御聚焦的抑制作用。

綜合假設H3a、H3b、H4a、H4b,研發(fā)人員對主管的關系認同感高時,較看重關系自我,傾向于從互惠角度積極回饋主管[14],能夠更好地領會與利用主管的資源支持,激發(fā)促進聚焦,增加促進型工作重塑。對主管的關系認同感低時,員工更注重以個人奮斗獲取自身利益[25],主管發(fā)展性反饋對情境聚焦的誘發(fā)不明顯,其工作重塑行為主要由個人興趣和目標決定。綜上分析,提出如下假設:

H5a:關系認同感調節(jié)情境促進聚焦在主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員促進型工作重塑間的中介作用;

H5b:關系認同感調節(jié)情境防御聚焦在主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員防御型工作重塑間的中介作用。

綜上,本文構建研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型Fig.1 Conceptual model

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)收集

高科技企業(yè)研發(fā)人員具有高學歷、高素質和高技術特點,其自我價值實現(xiàn)的需求較高,更易自主發(fā)起工作重塑行為,考慮到調研樣本的代表性與樣本獲取的便利性、可得性,本研究選取中部地區(qū)某高新技術開發(fā)區(qū)18家高科技企業(yè)研發(fā)人員作為調研對象。18家高科技企業(yè)在創(chuàng)新文化管理方面皆表現(xiàn)較為優(yōu)秀,有利于激發(fā)研發(fā)人員工作重塑行為。樣本企業(yè)主要涉及電子電信、大數(shù)據(jù)、軟件開發(fā)、先進制造技術等行業(yè),且18家企業(yè)中有半數(shù)以上與北上廣深的高科技企業(yè)、高校實驗室和科研院所存在合作關系,樣本具有較高代表性。經過前期與企業(yè)人力資源部門的溝通和協(xié)調,正式調研分兩個時段進行,采取現(xiàn)場問卷填寫與回收方式,并以企業(yè)編號與員工手機后4位為標記進行問卷匹配。

問卷設計成兩部分,第一時段由被試者填寫調查問卷一:主管發(fā)展性反饋、情境促進聚焦、情境防御聚焦、關系認同感量表,同時匯報人口統(tǒng)計學信息;第二時段要求被試者回顧近一個月的工作后填寫調查問卷二:促進型工作重塑與防御型工作重塑量表。問卷發(fā)放與收集時間為2020年11月至2021年3月,第一時段共發(fā)放問卷432份,收回418份,回收率為96.76%;第二時段共發(fā)放問卷402份,收回396份,回收率為98.51%。經過匹配并剔除無效問卷后,共獲得372份有效問卷,有效率為86.11%。有效樣本統(tǒng)計結果如下:性別方面,男性占54.30%,女性占45.70%;年齡方面,30歲及以下占32.53%,30～40歲占41.13%,40歲以上占26.34%;教育程度方面,大專及以下占10.20%,本科占13.72%,碩士占66.67%,博士占9.41%;工作年限方面,1年以內占9.14%,1～3年占47.31%,3年以上占43.55%。

2.2 變量測量

量表均選用國際頂級期刊上的成熟量表,邀請雙語博士進行翻譯—回譯,并根據(jù)中文表達習慣對語句表述作出微調,所用量表均以Likert-7點記分。

(1)主管發(fā)展性反饋。采用Zhou等[14]編制的3題項量表,如“我的上級經常會提供有助我績效改進的信息”等,量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.922。

(2)促進/防御型工作重塑。采用Tims等[26]編制的21題項量表,促進型工作重塑包含增加結構性資源、增加關系性資源、提高挑戰(zhàn)性工作要求的擴展型重塑,共15個題項,如“我設法在工作中學習新事物”等,量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.898。防御型工作重塑是減少阻礙性工作要求的收縮型重塑,共6個題項,如“我設法確保自己工作中不做那么艱難的決定”,量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.882。

(3)情境促進/防御聚焦。采用Neubert等[27]編制的情境促進與防御聚焦量表,各包含9個題項。情境促進聚焦,如“工作中的成長機會對我來說是很重要的一個因素”等,量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.875。情境防御聚焦,如“我在工作中盡我所能避免損失”等,量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.852。

(4)關系認同感。采用Mael等[28]編制的6題項量表,如“領導的成功就是我的成功”“如果聽到有關領導的負面消息我會感到尷尬”,量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.912。

(5)控制變量。性別、年齡、教育程度、工作年限會影響工作重塑[1,8-9],因此,將其作為控制變量。

3 數(shù)據(jù)分析與結果

3.1 共同方法偏差與效度檢驗

本研究所有關鍵變量均來自員工自評,雖然采取了分時段、匿名等數(shù)據(jù)收集方法,但難以完全消除共同方法偏差。對此,首先使用Harman單因子法,將全部題項進行未旋轉探索性分析。提取6個特征值大于1的因子,其首因子對總變異的解釋量僅為20.08%,未見單一因子解釋變異過大。其次,使用不可測潛在方法進行因子檢驗。加入共同方法因子后,CFI、TLI、IFI、RMSEA擬合指數(shù)的改善程度在0.01～0.02之間,說明模型未得到顯著改善。因此,本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

使用Amos22.0對主管發(fā)展性反饋、關系認同感、情境促進聚焦、情境防御聚焦、促進型工作重塑、防御型工作重塑等6個潛變量進行驗證性因素分析(CFA)?？ǚ綑z驗結果如表1所示,測量模型與其它5個替代模型相比具有更好的擬合優(yōu)度,表明本研究關鍵變量間的區(qū)分效度較高。

3.2 描述性統(tǒng)計與相關分析

各變量均值、標準差與相關系數(shù)如表2所示。主管發(fā)展性反饋與員工促進型工作重塑顯著正相關(r=0.238,p<0.001)、與員工防御型工作重塑顯著負相關(r=-0.192,p<0.01);主管發(fā)展性反饋與員工情境促進聚焦顯著正相關(r=0.335,p<0.001)、與員工情境防御聚焦顯著負相關(r=-0.246,p<0.01);情境促進聚焦與促進型工作重塑顯著正相關(r=0.512,p<0.001)、情境防御聚焦與防御型工作重塑顯著正相關(r=0.487,p<0.001),初步結果與研究預測基本一致。

表1 驗證性因子分析結果(N=372)Table 1 Results of confirmatory factor analysis(N=372)

表2 主要變量均值、標準差與相關系數(shù)Table 2 Means, standard deviations, and bivariate correlations of the main variables

3.3 主效應與中介效應檢驗

(1)主管發(fā)展性反饋對促進型工作重塑與情境促進聚焦的回歸結果如表3所示。表3中模型4a顯示,主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員促進型工作重塑顯著正相關(β=0.278,p<0.001),假設H1a得到驗證。模型2a顯示,主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員情境促進聚焦顯著正相關(β=0.313,p<0.001)。將情境促進聚焦放入后,模型5a顯示,情境促進聚焦與促進型工作重塑顯著正相關(β=0.261,p<0.01),此時主管發(fā)展性反饋與促進型工作重塑的相關性下降但依然顯著(β=0.183,p<0.01),情境促進聚焦發(fā)揮部分中介作用,假設H2a得以驗證。采用Bootstrap方法進一步驗證情境促進聚焦的中介作用。情境促進聚焦的間接效應值為0.113,95%置信區(qū)間為[0.052,0.197],不包含0,間接效應顯著,且直接效應值為0.236,置信區(qū)間為[0.126,0.348],亦不包含0,表明情境促進聚焦發(fā)揮部分中介作用,假設H2a再次得以驗證。

(2)主管發(fā)展性反饋對防御型工作重塑與情境防御聚焦的回歸結果如表4所示。模型4b顯示,主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員防御型工作重塑負相關(β=-0.207,p<0.01),假設H1b得到驗證。模型2b顯示,主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員情境防御聚焦負相關(β=-0.246,p<0.01)。將情境防御聚焦放入后,模型5b顯示,情境防御聚焦與防御型工作重塑顯著正相關(β=0.283,p<0.01),此時主管發(fā)展性反饋與防御型工作重塑的相關性下降但依然顯著(β=-0.126,p<0.01),情境防御聚焦發(fā)揮部分中介作用,假設H2b得以驗證。采用Bootstrap方法進一步驗證情境防御聚焦的中介作用。主管發(fā)展性反饋通過情境防御聚焦的間接效應值為-0.061,95%置信區(qū)間為[-0.104,-0.012],不包含0,間接效應顯著,且主管發(fā)展性反饋的直接效應值為-0.142,置信區(qū)間為[-0.198,-0.079],亦不包含0,表明情境防御聚焦發(fā)揮部分中介作用,假設H2b再次得以驗證。

表3 情境促進聚焦→促進型工作重塑路徑的主效應與中介效應回歸分析結果Table 3 Regression analysis of mediating and main effects of PRPJC path

表4 情境防御聚焦→防御型工作重塑的主效應與中介效應回歸分析結果Table 4 Regression analysis results of mediating and main effects of NRPJC

3.4 調節(jié)效應檢驗

(1)檢驗關系認同感對主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員情境促進聚焦、促進型工作重塑間關系的調節(jié)效應。依據(jù)溫忠麟等[29]的方法,對變量中心化后進行逐步回歸分析,檢驗關系認同感對主管發(fā)展性反饋—情境促進聚焦—促進型工作重塑的調節(jié)效應,結果如表5所示。模型6c顯示,交互項與促進型工作重塑顯著正相關(β=0.194,p<0.01),假設H3a得以驗證,調節(jié)效應如圖2所示。模型3c顯示,交互項與情境促進聚焦顯著正相關(β=0.179,p<0.01),假設H4a得以驗證,調節(jié)效應如圖3所示。

(2)檢驗關系認同感對主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員情境防御聚焦、防御型工作重塑間關系的調節(jié)效應,結果如表6所示。模型6d顯示,交互項與防御型工作重塑顯著負相關(β=-0.167,p<0.01),假設H3b得以驗證,調節(jié)效應如圖4所示。模型3d顯示,交互項與情境防御聚焦顯著負相關(β=-0.134,p<0.01),假設H4b得以驗證,調節(jié)效應如圖5所示。關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對防御型工作重塑、情境防御聚焦的抑制作用。

表5 關系認同感對情境促進聚焦→促進型工作重塑路徑的調節(jié)效應Table 5 Moderating analysis of relational identification on PRPJC path

表6 關系認同感對情境防御聚焦→防御型工作重塑路徑的調節(jié)效應Table 6 Moderating effect of relational identification on NRNJC path

圖2 關系認同感對SDF與促進型工作重塑的調節(jié)作用Fig.2 Moderating effect of relational identification on SDF and PJC

圖3 關系認同感對SDF與情境促進聚焦的調節(jié)作用Fig.3 Moderating effect of relational identification on SDF and PR

圖4 關系認同感對SDF與防御型工作重塑的調節(jié)作用Fig.4 Moderation of relational identification on SDF and NJC

圖5 關系認同感對SDF與情境防御聚焦的調節(jié)作用Fig.5 Moderation of relational identification on SDF and NR

3.5 被調節(jié)的中介效應檢驗

根據(jù)Edwards等[30]的方法,對主管發(fā)展性反饋影響促進—防御型工作重塑兩條路徑上被調節(jié)的中介效應進行檢驗。將關系認同感均值加/減一個標準差進行分組,對樣本隨機重復抽樣5 000次的Bootstrap計算結果如表7所示。主管發(fā)展性反饋—情境促進聚焦—促進型工作重塑的間接效應在高關系認同感時顯著(β=0.136,s.e.=0.048,置信區(qū)間為[0.054,0.219],不包含0),低關系認同感時,間接效應不顯著(β=0.032,s.e.=0.012,置信區(qū)間為[-0.011,0.053],包含0),關系認同感高低下的組間差異顯著(β=0.104,s.e.=0.056,置信區(qū)間為[0.046,0.167],不包含0),因此,關系認同感調節(jié)情境促進聚焦的中介效應,假設H5a得到支持。但關系認同感未能有效調節(jié)情境防御聚焦的中介作用,假設H5b未得到支持。

表7 被調節(jié)的中介效應檢驗結果Table 7 Bootstrap test results of moderated mediation effect

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本研究得出的主要結論有:①主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員工作重塑具有差異化影響,即對于面臨較高技術創(chuàng)新突破壓力的研發(fā)人員,主管發(fā)展性反饋正向影響其促進型工作重塑,負向影響其防御型工作重塑;②情境調節(jié)聚焦部分中介主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員工作重塑的影響,即主管發(fā)展性反饋通過激發(fā)研發(fā)人員的情境促進聚焦提升其促進型工作重塑,通過抑制研發(fā)人員的防御聚焦削弱其防御型工作重塑;③關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員促進型工作重塑的影響路徑,即關系認同感高時,主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員情境促進聚焦的激發(fā)更強,對其促進型工作重塑的影響更顯著。關系認同感雖調節(jié)主管發(fā)展性反饋對研發(fā)人員情境防御聚焦與防御型工作重塑間關系的抑制作用,但對情境防御聚焦中介作用的調節(jié)效應不顯著。

4.2 理論意義

(1)以互動視角的主管發(fā)展性反饋作為前因,探討其對高科技企業(yè)研發(fā)人員促進—防御型工作重塑的影響,一方面響應了學者對工作重塑最新分類進行實證研究的呼吁,推進了該理論的深入發(fā)展,另一方面,驗證了主管發(fā)展性反饋對員工工作重塑的驅動作用,豐富了領導反饋影響員工效能的理論研究。

(2)基于調節(jié)焦點理論,將情境調節(jié)聚焦引入研究模型,揭示主管發(fā)展性反饋差異化影響研發(fā)人員工作重塑的內部機理,彌補了工作重塑形成機理研究的單一性不足,同時驗證了情境促進/防御聚焦作為連接情景因素與員工工作重塑的中介變量具備系統(tǒng)性和合適性,該結論拓展了情境調節(jié)焦點理論的適用范圍。

(3)基于關系認同理論,將互動視角的關系認同感作為調節(jié)變量引入模型,廓清了主管發(fā)展性反饋影響研發(fā)人員工作重塑機制的邊界,彌補了現(xiàn)有研究大多單獨將反饋源與反饋接受者個體特征作為調節(jié)變量進行探討的不足,拓展了關系認同感作為調節(jié)因素發(fā)揮邊界效力的適用范圍,豐富了關系認同理論相關研究。

4.3 實踐啟示

(1)主管發(fā)展性反饋正向激發(fā)研發(fā)人員的促進型工作重塑,負向抑制研發(fā)人員的防御型工作重塑。促進型工作重塑是個體專注于積極獲取資源并敢于挑戰(zhàn)風險的行為,更有助于研發(fā)人員發(fā)揮創(chuàng)造潛能,提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力,而防御型工作重塑更傾向于維持常規(guī)、規(guī)避風險,且與員工的內部動機、績效等負相關,一定程度上抑制了高科技企業(yè)技術創(chuàng)新活力。因此,高科技企業(yè)管理者應充分認識到提升研發(fā)人員促進型工作重塑與降低其防御型工作重塑的重要性,特別注重對研發(fā)主管發(fā)展性反饋能力的培養(yǎng)與提升,將其作為領導績效考核的參考之一。同時,研發(fā)主管應持續(xù)學習提升自身發(fā)展性反饋能力,通過提供高質量的反饋信息,鼓勵研發(fā)人員更多地增加促進型工作重塑,并針對研發(fā)人員面臨的技術創(chuàng)新難題,為其提供多層面資源支持,降低其因規(guī)避風險而引發(fā)的防御型工作重塑。

(2)情境促進聚焦與防御聚焦在模型中發(fā)揮部分中介作用。因此,一方面高科技企業(yè)要為員工營造鼓勵創(chuàng)新、包容失敗的文化氛圍,支持員工打破常規(guī)、勇于嘗試,增強研發(fā)人員對理想抱負的追求,激發(fā)其情境促進聚焦,削弱其過多擔心失敗與損失的不安全感,抑制情境防御聚焦。同時,主管須讓研發(fā)人員明晰所有努力與挑戰(zhàn)都潛存成長和收益,不斷強化“收獲”情境,本著信任與尊重對其進行糾偏,盡量緩解他們對風險的畏懼,減少工作中“損失”情境。

(3)關系認同感調節(jié)主管發(fā)展性反饋與研發(fā)人員工作重塑間關系。高科技企業(yè)人力資源管理部門招聘研發(fā)人員時,需重視對應聘人員關系認同感方面的測評,對于高度協(xié)作性任務,盡量選擇高關系認同感的員工。同時,由于下級對主管的關系認同感具有一定可塑性,研發(fā)主管應有意識地探索人際溝通技能,注重與下級間的友誼聯(lián)接,提高研發(fā)人員對自身的認同感。此外,主管組建團隊時,應盡量挑選技術優(yōu)勢互補的員工,促進團隊成員間深度協(xié)作與融合,提升成員間認同感,降低技術創(chuàng)新潛在風險,促進高科技企業(yè)創(chuàng)新引領發(fā)展。

4.4 研究局限與未來展望

首先,雖然分兩個時間段采集數(shù)據(jù),但這種數(shù)據(jù)仍屬于橫截面性質,對解釋變量間因果關系欠佳,未來可采用縱向多時點、日志法等提高模型效力。其次,數(shù)據(jù)來自單一地區(qū)高新技術企業(yè)研發(fā)人員,未來可擴大數(shù)據(jù)選擇面,進一步驗證結論普適性。再次,情境促進/防御聚焦部分中介發(fā)展性反饋與研發(fā)人員促進/防御型工作重塑間關系,后續(xù)可探討心理資本、工作旺盛感等是否發(fā)揮中介作用。最后,關系認同感并未有效調節(jié)模型中情境防御聚焦的中介效應,考慮到消極動機產生的復雜性,后續(xù)可選取核心自我評價、特質調節(jié)聚焦等個體特質變量作為邊界進行探討。