妒忌還是欽佩: 員工對(duì)同事被授權(quán)的心理與行為反應(yīng)

摘" 要" 在強(qiáng)調(diào)激活個(gè)體及其自主性的背景下， 授權(quán)的作用和意義日益凸顯， 然而員工如何看待同事被授權(quán)的問題仍然沒有得到完整的回答?；谏鐣?huì)比較理論， 本研究從旁觀者視角出發(fā)， 探討了不同程序公平感的員工在面對(duì)同事被授權(quán)時(shí)會(huì)產(chǎn)生何種情緒（妒忌vs.欽佩; 研究1和研究2）和行為反應(yīng)（研究2和研究3）。研究1采用情景實(shí)驗(yàn)（N = 238）， 結(jié)果表明， 當(dāng)程序公平感低時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感交互對(duì)妒忌具有正向影響; 當(dāng)程序公平感高時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感交互對(duì)欽佩具有正向影響。研究2采用基于三時(shí)點(diǎn)的實(shí)地問卷調(diào)查（N = 306）， 研究3采用經(jīng)驗(yàn)取樣法（N = 1258）， 不僅再次驗(yàn)證了研究1的結(jié)果， 還發(fā)現(xiàn)妒忌與職場(chǎng)排斥正相關(guān)， 欽佩與觀察學(xué)習(xí)正相關(guān)， 并且妒忌和欽佩分別在交互項(xiàng)對(duì)結(jié)果變量（排斥和學(xué)習(xí)）的影響中起中介作用。研究結(jié)論為領(lǐng)導(dǎo)者正確認(rèn)識(shí)授權(quán)提供了參考和借鑒。

關(guān)鍵詞" 同事被授權(quán)， 程序公平感， 職場(chǎng)排斥， 觀察學(xué)習(xí)， 社會(huì)比較

分類號(hào)" B849： C93

1" 問題提出

企業(yè)面臨的外部環(huán)境越來越復(fù)雜多變， 以往依靠領(lǐng)導(dǎo)者一己之力應(yīng)對(duì)外部挑戰(zhàn)的模式已經(jīng)難以奏效， 企業(yè)愈發(fā)注重員工的自我管理（Cheong et al.， 2016）， 授權(quán)也成了理論界和實(shí)踐界共同關(guān)注的熱點(diǎn)話題（Ahearne et al.， 2005; Cheong et al.， 2019）。授權(quán)強(qiáng)調(diào)了員工的工作價(jià)值， 并且肯定了員工的工作能力， 能夠鼓勵(lì)員工更加自主地執(zhí)行工作。例如， 海爾公司實(shí)施的“人單合一”模式， 通過賦予員工更大的自主權(quán)， 極大地激發(fā)了創(chuàng)新和工作熱情， 為公司的發(fā)展開辟了新途徑。同樣， 海底撈的授權(quán)制度賦予前線員工在客戶服務(wù)中的決策權(quán)， 這不僅增強(qiáng)了員工的責(zé)任感和歸屬感， 而且提高了顧客滿意度。

盡管已有研究發(fā)現(xiàn)授權(quán)能夠提高員工的自我效能感（Hao et al.， 2018）和工作動(dòng)機(jī)（Kim amp; Beehr， 2020）， 并且降低員工的情緒耗竭（宋琪， 陳揚(yáng)， 2021）， 從而有利于組織公民行為（Li et al.， 2017）、創(chuàng)新行為（王宏蕾， 孫健敏， 2018）和主動(dòng)變革行為（張正堂 等， 2020）的發(fā)生。這些研究突出了授權(quán)作為一種管理方式的積極作用， 然而卻主要聚焦于授權(quán)方和被授權(quán)方的互動(dòng)過程， 忽視了授權(quán)過程中的“旁觀者”， 即目睹了同事被授權(quán)的員工會(huì)產(chǎn)生何種心理以及行為上的反應(yīng)。事實(shí)上， 已有研究發(fā)現(xiàn)授權(quán)作為一項(xiàng)差異化的管理決策， 容易導(dǎo)致員工對(duì)彼此之間的被授權(quán)程度進(jìn)行比較， 從而影響其后續(xù)的態(tài)度和行為（Wu et al.， 2010）， 因此授權(quán)不僅會(huì)對(duì)被授權(quán)方的態(tài)度和行為產(chǎn)生影響， 也會(huì)對(duì)旁觀者產(chǎn)生影響。本研究嘗試從旁觀者視角出發(fā)， 探討員工在感知同事被授權(quán)后的情緒演變過程以及后續(xù)的行為反應(yīng)， 從而豐富和完善授權(quán)的作用結(jié)果。

根據(jù)社會(huì)比較理論， 個(gè)體通過與他人進(jìn)行比較以確定自身在組織中的相對(duì)地位， 比較過程中會(huì)產(chǎn)生兩種相反的效應(yīng)， 即對(duì)比效應(yīng)和同化效應(yīng)（Taylor amp; Lobel， 1989）， 且兩種效應(yīng)產(chǎn)生的關(guān)鍵情境因素是個(gè)體對(duì)情境的感知控制（Buunk amp; Gibbons， 2007; Marescaux et al.， 2021）， 即個(gè)體能否有能力通過努力達(dá)到比較對(duì)象成就的影響（Buunk et al.， 1990）。當(dāng)個(gè)體感知到授權(quán)的過程不是基于公平的標(biāo)準(zhǔn)和程序， 自身無法通過努力達(dá)到比較對(duì)象的成就時(shí)， 會(huì)產(chǎn)生對(duì)比效應(yīng)， 認(rèn)為自己不如比較對(duì)象， 從而產(chǎn)生妒忌等對(duì)比情緒。當(dāng)個(gè)體感知到授權(quán)的過程是公平和合理的， 自身能夠通過努力達(dá)到比較對(duì)象的成就時(shí)， 會(huì)產(chǎn)生同化效應(yīng)， 認(rèn)為自己能夠變得與比較對(duì)象同樣優(yōu)秀， 從而產(chǎn)生欽佩等同化情緒。程序公平感作為個(gè)體對(duì)組織和領(lǐng)導(dǎo)程序公平的感知， 代表個(gè)體對(duì)決策結(jié)果的程序和過程的合理性評(píng)價(jià)， 其中包括無偏性（決策過程能夠依據(jù)客觀事實(shí)）、信任（考慮到員工利益）以及地位認(rèn)同（員工在團(tuán)隊(duì)中的重要性）等關(guān)系準(zhǔn)則（Greenberg， 2011）， 這種感知與個(gè)體對(duì)自身在組織中能否通過努力達(dá)到比較對(duì)象的成就緊密相關(guān)（Van Dijke et al.， 2010）。因此， 程序公平感可能會(huì)成為影響員工面對(duì)同事被授權(quán)時(shí)產(chǎn)生對(duì)比抑或同化效應(yīng)的重要邊界條件。

社會(huì)比較理論進(jìn)一步提出， 個(gè)體發(fā)現(xiàn)與比較對(duì)象之間的差距后， 會(huì)采取不同的行為策略以減少差距（Buunk amp; Gibbons， 2007）。當(dāng)產(chǎn)生對(duì)比效應(yīng)后， 他們會(huì)采取忽略、回避和破壞等行為來減少比較對(duì)象的優(yōu)勢(shì)， 從而間接地減少與比較對(duì)象之間的差距。反之， 當(dāng)產(chǎn)生同化效應(yīng)后， 他們會(huì)通過設(shè)立榜樣、提升和改進(jìn)自我等行為來增加自身的優(yōu)勢(shì)， 從而直接地減少與比較對(duì)象之間的差距。具體而言， 當(dāng)程序公平感低的員工面對(duì)同事被授權(quán)時(shí)， 會(huì)認(rèn)為被授權(quán)同事所獲得的一切是不公平和不合法的（Van Dijke et al.， 2010）， 即使自身努力也難以獲得同等授權(quán)， 這會(huì)激活社會(huì)比較的對(duì)比效應(yīng)， 導(dǎo)致妒忌情緒產(chǎn)生， 此時(shí)員工會(huì)通過職場(chǎng)排斥等破壞行為來減少差距。反之， 程序公平感高的員工會(huì)認(rèn)為被授權(quán)同事所獲得的優(yōu)等待遇都是通過努力而獲得的， 自身可以通過努力獲得同等授權(quán)， 這會(huì)激活社會(huì)比較的同化效應(yīng)， 導(dǎo)致欽佩情緒產(chǎn)生， 此時(shí)員工會(huì)通過觀察學(xué)習(xí)等自我提升行為來減少差距。

本研究預(yù)期在以下方面作出理論貢獻(xiàn)： 第一， 基于旁觀者視角， 探討同事被授權(quán)對(duì)員工情緒和行為的影響， 拓展授權(quán)的研究視角。第二， 從社會(huì)比較理論出發(fā)， 同時(shí)探討同事被授權(quán)所引發(fā)的對(duì)比效應(yīng)和同化效應(yīng)， 豐富社會(huì)比較理論的研究成果。第三， 將程序公平感引入授權(quán)研究領(lǐng)域， 揭示同事被授權(quán)所引發(fā)的兩種社會(huì)比較效應(yīng)的邊界條件。第四， 從社會(huì)比較情緒切入， 挖掘同事被授權(quán)所產(chǎn)生作用效果的中介機(jī)制。

1.1" 同事被授權(quán)、程序公平感與員工情緒反應(yīng)

妒忌是指與處于優(yōu)勢(shì)地位的相似對(duì)手進(jìn)行比較時(shí)所產(chǎn)生的一種復(fù)雜而痛苦的情緒， 來源于與他人不利的社會(huì)比較（Smith amp; Kim， 2007）。根據(jù)社會(huì)比較理論， 程序公平感低的員工會(huì)認(rèn)為同事被授權(quán)是不公平和不合法的（Van Dijke et al.， 2010）， 自身難以通過努力達(dá)到同等成就， 更容易對(duì)同事被授權(quán)進(jìn)行消極解讀， 產(chǎn)生妒忌等對(duì)比情緒。具體來說：

首先， 程序公平感低的員工感知到?jīng)Q策的過程是有偏的， 被授權(quán)的基礎(chǔ)并非能力或團(tuán)隊(duì)貢獻(xiàn)， 而是諸如不公平的領(lǐng)導(dǎo)裙帶關(guān)系等（Greenberg， 2011; 朱玥 等， 2019）。在這種權(quán)力與能力、貢獻(xiàn)不對(duì)等的情況下， 員工會(huì)認(rèn)為同事被授予的權(quán)力與其所付出的努力不相匹配， 即使憑借自身努力也難以獲得同等授權(quán)， 這種差距感和劣勢(shì)感會(huì)挫傷員工的進(jìn)取心， 提高員工的威脅感和壓力水平， 進(jìn)而導(dǎo)致敵意、不安和憤怒的妒忌情緒出現(xiàn)。其次， 程序公平感低的員工對(duì)組織缺乏足夠的信任， 認(rèn)為授權(quán)的過程并未考慮到自身的利益（Greenberg， 2011）， 并將自身未被授權(quán)的原因歸結(jié)到領(lǐng)導(dǎo)和被授權(quán)同事身上。然而， 由于考慮安全因素， 員工往往不會(huì)直接針對(duì)實(shí)施授權(quán)行為的領(lǐng)導(dǎo)， 而是傾向于對(duì)被授權(quán)同事產(chǎn)生惡意的情緒反應(yīng)（Tse et al.， 2018）， 進(jìn)而產(chǎn)生妒忌情緒。最后， 程序公平感低的員工在產(chǎn)生以上負(fù)面感受的同時(shí)， 團(tuán)隊(duì)地位認(rèn)同也會(huì)同步降低（Greenberg， 2011）， 失去對(duì)自身擁有的能力信心。員工對(duì)權(quán)力的分配更加敏感（Buunk amp; Gibbons， 2007）， 會(huì)采用競(jìng)爭(zhēng)方式來維持和獲取資源， 并傾向于與被授權(quán)同事進(jìn)行比較， 進(jìn)而產(chǎn)生強(qiáng)烈的妒忌情緒。

相比之下， 程序公平感高的員工不太可能認(rèn)為被授權(quán)同事所獲得的資源和待遇來源于不合法的領(lǐng)導(dǎo)決策， 認(rèn)可并接受同事被授權(quán)事件（Cremer et al.， 2005）。即使領(lǐng)導(dǎo)的決策結(jié)果不利于自身， 也不會(huì)對(duì)此產(chǎn)生懷疑或不認(rèn)可， 因此很難產(chǎn)生妒忌情緒?；谏鲜龇治?， 本研究提出以下假設(shè)：

H1： 同事被授權(quán)和程序公平感交互影響妒忌。當(dāng)程序公平感越低（vs. 高）時(shí)， 同事被授權(quán)與對(duì)同事妒忌的正向關(guān)系越強(qiáng)。

欽佩是指當(dāng)看到他人的美德行為或非凡能力時(shí)所產(chǎn)生的一種積極情緒， 來源于對(duì)他人卓越成就的欣賞并且從他人身上受到鼓舞（Immordino-Yang et al.， 2009）。根據(jù)社會(huì)比較理論， 程序公平感高的員工認(rèn)為同事被授權(quán)是公平和合法的（Van Dijke et al.， 2010）， 自身能夠通過努力達(dá)到同等成就， 更容易對(duì)同事被授權(quán)進(jìn)行積極解讀， 產(chǎn)生欽佩等同化情緒。具體來說：

首先， 程序公平感高的員工感知到資源的分配過程是無偏的， 能夠依據(jù)客觀事實(shí)， 并且能夠體現(xiàn)相應(yīng)的能力和貢獻(xiàn)（Greenberg， 2011; 朱玥 等， 2019）。在這種權(quán)力與能力、貢獻(xiàn)對(duì)等情況下， 程序公平感強(qiáng)化了授權(quán)的激勵(lì)作用（Halevy et al.， 2011）， 員工認(rèn)為被授權(quán)同事由于突出的工作表現(xiàn)理所應(yīng)當(dāng)獲得授權(quán)， 且可以通過提高自身能力或貢獻(xiàn)以獲得同等授權(quán)， 從中受到鼓舞， 進(jìn)而產(chǎn)生欽佩情緒。其次， 程序公平感高的員工對(duì)組織及成員具有較高的信任， 會(huì)從被授權(quán)同事身上發(fā)現(xiàn)達(dá)到目標(biāo)成就的可能途徑（Greenberg， 2011）， 將被授權(quán)同事作為榜樣， 對(duì)自己產(chǎn)生信心， 促使自身角色定位逐漸趨向被授權(quán)同事， 進(jìn)而產(chǎn)生同化的欽佩情緒。最后， 程序公平感高的員工在產(chǎn)生以上積極感受的同時(shí)， 會(huì)認(rèn)同自身的團(tuán)隊(duì)地位， 更加強(qiáng)調(diào)團(tuán)隊(duì)利益（Blader amp; Tyler， 2009; Greenberg， 2011）， 更容易認(rèn)可并接受領(lǐng)導(dǎo)的決策和行為（Cremer et al.， 2005）。在這種情況下， 員工會(huì)從團(tuán)隊(duì)的視角出發(fā)來解讀同事被授權(quán)的信號(hào)， 更擁護(hù)并遵從領(lǐng)導(dǎo)的授權(quán)決策， 對(duì)被授權(quán)同事持肯定態(tài)度， 進(jìn)而產(chǎn)生欽佩情緒。

相比之下， 程序公平感低的員工不太可能將同事被授權(quán)視為正確的領(lǐng)導(dǎo)決策， 也不會(huì)認(rèn)為他們理應(yīng)享受優(yōu)待， 因此很難產(chǎn)生欽佩情緒?；谏鲜龇治?， 本研究提出以下假設(shè)：

H2： 同事被授權(quán)和程序公平感交互影響欽佩。當(dāng)程序公平感越高（vs. 低）時(shí)， 同事被授權(quán)與對(duì)同事欽佩的正向關(guān)系越強(qiáng)。

1.2" 情緒體驗(yàn)與行為反應(yīng)

職場(chǎng)排斥體現(xiàn)了員工在職場(chǎng)中忽視、排擠或孤立他人的程度， 包括避免眼神接觸和交談、沉默以待、不邀請(qǐng)其參與非正式的活動(dòng)等行為（Ferris et al.， 2008）， 很可能成為存在妒忌情緒的員工用來減少與比較對(duì)象之間差距的重要方式。具體來說：

一方面， 當(dāng)員工存在妒忌情緒時(shí)， 往往會(huì)體驗(yàn)到伴隨著生理痛苦的、令人不快的情感狀態(tài)， 對(duì)被授權(quán)同事有著強(qiáng)烈的敵意和憎恨（Smith amp; Kim， 2007）。為了緩解妒忌情緒給自身所帶來的痛苦感和不平衡感， 員工會(huì)采取職場(chǎng)排斥等破壞行為來阻止同事獲取成功（Breidenthal et al.， 2020; 夏福斌， 2020）。另一方面， 當(dāng)員工存在妒忌情緒時(shí)， 往往會(huì)體驗(yàn)到與被授權(quán)同事之間的差距感。為了實(shí)現(xiàn)減少差距感的目的， 員工會(huì)采用職場(chǎng)排斥等較為隱秘和安全且很難被組織正式規(guī)定所禁止的行為， 使被授權(quán)同事的社會(huì)資源和支持網(wǎng)絡(luò)迅速減少和消失， 從而瓦解其所獨(dú)有的競(jìng)爭(zhēng)力以間接地抬高自己（Cohen-Charash， 2009）?；谏鲜龇治觯?本研究提出以下假設(shè)：

H3： 妒忌與職場(chǎng)排斥正相關(guān)。

觀察學(xué)習(xí)是指?jìng)€(gè)體通過觀察他人的行為及這種行為所產(chǎn)生的結(jié)果以獲得信息， 進(jìn)而思考和改變自己原有的行為（Bandura amp; National Inst of Mental Health， 1986）， 很可能成為存在欽佩情緒的員工用來減少與比較對(duì)象之間差距的重要方式。具體來說：

一方面， 當(dāng)員工存在欽佩情緒時(shí)， 往往會(huì)將被授權(quán)同事視為自身的榜樣和學(xué)習(xí)的目標(biāo)， 欣賞其工作表現(xiàn)并從中受到鼓舞。在這種情況下， 員工對(duì)自我表現(xiàn)的結(jié)果期望得到激發(fā)（陳世民 等， 2011）， 渴望獲得和被授權(quán)同事同樣的資源和成就。為了達(dá)到目標(biāo)， 員工會(huì)采取觀察學(xué)習(xí)的方式以完善自身行為。另一方面， 當(dāng)員工存在欽佩情緒時(shí)， 會(huì)主動(dòng)采取措施以達(dá)到與被授權(quán)同事相同的成就水平（陳世民 等， 2011）。為了減少與被授權(quán)同事之間的差距， 員工往往會(huì)通過觀察被授權(quán)同事的工作行為， 從中推斷哪些行為和工作方法與被授權(quán)相關(guān)， 并循此路徑學(xué)習(xí)被授權(quán)同事的工作行為以提升自己（Lee amp; Duffy， 2019）， 從而導(dǎo)致觀察學(xué)習(xí)的產(chǎn)生。基于上述分析， 本研究提出以下假設(shè)：

H4： 欽佩與觀察學(xué)習(xí)正相關(guān)。

1.3" 有中介的調(diào)節(jié)作用

在上述分析的基礎(chǔ)上， 本研究進(jìn)一步提出有中介的調(diào)節(jié)模型， 即同事被授權(quán)和程序公平感的交互通過社會(huì)比較情緒影響后續(xù)的行為反應(yīng)。具體來說：

當(dāng)員工程序公平感低時(shí)， 他們會(huì)認(rèn)為被授權(quán)同事所獲得的一切皆來源于不合法決策， 因此對(duì)“同事被授權(quán)”持有消極態(tài)度（朱玥 等， 2019）。此時(shí)， 員工會(huì)認(rèn)為被授權(quán)同事并非因能力或貢獻(xiàn)而獲得授權(quán)， 即使自身努力也難以達(dá)到同等成就， 促使其自我評(píng)價(jià)水平逐漸降低， 從而產(chǎn)生妒忌情緒。為了減少被授權(quán)同事的優(yōu)勢(shì)以縮小與其之間的差距， 員工很可能通過產(chǎn)生破壞性行為來傷害被授權(quán)同事， 表現(xiàn)在實(shí)際工作中則是做出對(duì)被授權(quán)同事不利的職場(chǎng)排斥行為。基于上述分析， 本研究提出以下假設(shè)：

H5： 妒忌會(huì)中介同事被授權(quán)和程序公平感的交互對(duì)職場(chǎng)排斥的影響。當(dāng)程序公平感低（vs. 高）時(shí)， 中介效應(yīng)越強(qiáng)。

相反， 當(dāng)員工程序公平感高時(shí)， 他們會(huì)認(rèn)為被授權(quán)同事所獲得的資源合法、合理， 更加注重團(tuán)隊(duì)利益， 對(duì)同事被授權(quán)持有積極態(tài)度（Blader amp; Tyler， 2009; 朱玥 等， 2019）。此時(shí)， 員工會(huì)認(rèn)為被授權(quán)同事是因其能力和貢獻(xiàn)而獲得授權(quán)， 且自身能夠通過努力達(dá)到同等成就， 促使其自我評(píng)價(jià)水平逐漸趨向被授權(quán)同事， 產(chǎn)生欽佩情緒。員工為了提升自身優(yōu)勢(shì)以縮小與被授權(quán)同事之間的差距， 很可能采取自我提升策略， 表現(xiàn)在實(shí)際工作中則是產(chǎn)生觀察學(xué)習(xí)行為?；谏鲜龇治觯?本研究提出以下假設(shè)：

H6： 欽佩會(huì)中介同事被授權(quán)和程序公平感的交互對(duì)觀察學(xué)習(xí)的影響。當(dāng)程序公平感高（vs.低）時(shí)， 中介效應(yīng)越強(qiáng)。

綜上， 本研究的理論模型如圖1所示。

2" 研究1： 情景實(shí)驗(yàn)

2.1" 被試與程序

實(shí)驗(yàn)采用2×2的被試間設(shè)計(jì)。通過G*Power對(duì)所需樣本量進(jìn)行預(yù)估， 結(jié)果顯示在效應(yīng)量f = 0.25時(shí)， 共需210名被試可以達(dá)到α = 0.05且Power = 0.95的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。通過作者所在高校的校友網(wǎng)絡(luò)來招募具有工作經(jīng)驗(yàn)的員工參與實(shí)驗(yàn)， 共有264名被試參與了實(shí)驗(yàn)。為了保證研究數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和有效性， 本研究采用了多項(xiàng)篩選措施。首先， 通過設(shè)置與實(shí)驗(yàn)材料相關(guān)的簡(jiǎn)單問題進(jìn)行注意力檢驗(yàn)， 確保參與者對(duì)實(shí)驗(yàn)內(nèi)容給予了充分的關(guān)注。其次， 對(duì)提交的數(shù)據(jù)進(jìn)行了人工審核， 剔除了信息不完整或表現(xiàn)出極端態(tài)度（如所有項(xiàng)目均評(píng)為“1”）的數(shù)據(jù)， 最終保留了238名被試的數(shù)據(jù)（高同事被授權(quán)且高程序公平感， n = 63; 高同事被授權(quán)且低程序公平感， n = 58; 低同事被授權(quán)且高程序公平感， n = 53; 低同事被授權(quán)且低程序公平感， n = 64）。其中， 在性別方面， 男126人（52.94%）， 女112人（47.06%）; 在年齡方面， 平均年齡為33.08歲（SD = 6.62）; 在工作年齡方面， 平均參加工作時(shí)間為9.53年（SD = 6.81）。

在研究程序方面， 首先， 邀請(qǐng)被試報(bào)告自身的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量信息（包括性別、年齡和工作年齡）。其次， 被試將被隨機(jī)分配到一種實(shí)驗(yàn)情景（高、低程序公平感組vs. 高、低同事被授權(quán)組）， 要求仔細(xì)閱讀實(shí)驗(yàn)操縱材料。最后， 要求被試根據(jù)上述閱讀的實(shí)驗(yàn)材料報(bào)告其他變量信息， 完成全部實(shí)驗(yàn)的被試將獲得20元的報(bào)酬獎(jiǎng)勵(lì)。

2.2" 實(shí)驗(yàn)材料

背景材料和程序公平感的情景材料改編于Koivisto等（2013）， 背景材料為：

您目前供職于一家著名的咨詢公司， 您所在的部門負(fù)責(zé)定制您公司的產(chǎn)品， 以滿足不同客戶的需求。最近貴公司發(fā)起了一項(xiàng)重大的組織變革， 計(jì)劃是合并一些團(tuán)隊(duì)和部門， 并通過重組職能來提升效率。

程序公平感的情景材料為：

高程序公平感組： 在當(dāng)前的變革過程中， 公司會(huì)聽取員工的看法， 能收集到準(zhǔn)確又全面的信息。員工不僅會(huì)得到公正的對(duì)待， 還可以對(duì)公司的決策提出異議。

低程序公平感組： 在當(dāng)前的變革過程中， 公司不會(huì)聽取員工的看法， 難以收集到準(zhǔn)確又全面的信息。員工不僅無法得到公正的對(duì)待， 還無法對(duì)公司的決策提出異議。

同事被授權(quán)的情景材料改編于Chen等（2011）， 情景材料為：

高同事被授權(quán)組： 李樂是您的同事， 在涉及您的部門職能重組中， 部門領(lǐng)導(dǎo)會(huì)經(jīng)常征求李樂的意見， 并讓他參與決策。此外， 李樂在平時(shí)能按照自己的方式開展工作， 領(lǐng)導(dǎo)也從不對(duì)他的能力產(chǎn)生懷疑。

低同事被授權(quán)組： 李樂是您的同事， 在涉及您的部門職能重組中， 部門領(lǐng)導(dǎo)很少征求李樂的意見， 也從不讓他參與決策。此外， 李樂在平時(shí)不能按照自己的方式開展工作， 領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常對(duì)他的能力產(chǎn)生懷疑。

2.3" 測(cè)量工具

本研究所使用的量表均為發(fā)表于國(guó)外權(quán)威期刊上的成熟量表， 并采用“翻譯?回譯”的方法將其翻譯成中文（Brislin， 1970）， 以保證測(cè)量的準(zhǔn)確性和有效性。采用Likert 7點(diǎn)評(píng)分法， 1代表“非常不符合”， 7代表“非常符合”。

同事被授權(quán)： 改編自Ahearne等（2005）開發(fā)的授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)量表， 共12個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)有“領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常讓李樂參與制定決策”、“領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)常在制定戰(zhàn)略決策時(shí)詢問李樂的意見”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.96。

程序公平感： 采用Niehoff和Moorman （1993）開發(fā)的量表， 共6個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)有“為制定一個(gè)正式的工作決策， 公司會(huì)收集準(zhǔn)確且全面的信息”、“公司的工作決策是基于一種無偏見的方式制定出來的”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

妒忌： 采用Cohen-Charash （2009）開發(fā)的量表， 共9個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)有“我缺少李樂所擁有的一些東西”、“李樂在某些方面比我更有優(yōu)勢(shì)”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

欽佩： 采用Schindler （2014）開發(fā)的量表， 共4個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)有“李樂所取得的成就給我留下了深刻的印象， 并激勵(lì)著我”、“我欣賞李樂所具備的能力或品質(zhì)”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.94。

控制變量： 本研究控制了被試者的基本信息， 包括性別、年齡和工作年齡。

2.4" 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

2.4.1" 操縱檢驗(yàn)

使用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)同事被授權(quán)和程序公平感的操縱有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先， 獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 操縱組的參與者所報(bào)告的同事被授權(quán) （n = 121， M = 4.16， SD = 1.45）顯著高于控制組的參與者所報(bào)告的同事被授權(quán)（n = 117， M = 3.52， SD = 1.70）， t （236） = 3.10， p = 0.003， Cohen’ s d = 0.41。其次， 獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 操縱組的參與者所報(bào)告的程序公平感（n = 116， M = 4.26， SD = 1.29）顯著高于控制組的參與者所報(bào)告的程序公平感（n = 122， M = 3.52， SD = 1.47）， t （236） = 4.13， p = 0.030， Cohen’ s d = 0.54。這表明本研究中對(duì)同事被授權(quán)和程序公平感的操縱是有效的。

2.4.2" 假設(shè)檢驗(yàn)

采取方差分析進(jìn)行交互效應(yīng)檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示： 在控制了性別、年齡和工作年齡后， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互項(xiàng)對(duì)妒忌有顯著的影響， F（1， 234） = 13.41， p lt; 0.001， η2p = 0.06。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析進(jìn)一步表明， 當(dāng)程序公平感較低時(shí)， 員工在高同事被授權(quán)下產(chǎn)生的妒忌（M = 3.80， SD = 0.14）顯著高于低同事被授權(quán)下的情況（M = 2.58， SD = 0.14， 如圖2所示）， F（1， 234） = 37.45， p lt; 0.001， η2p = 0.14。當(dāng)程序公平感較高時(shí)， 員工在高同事被授權(quán)下產(chǎn)生的妒忌（M = 3.06， SD = 0.14）與低同事被授權(quán)下的情況無顯著區(qū)別（M = 2.90， SD = 0.15）， F（1， 234） = 0.82。因此， 假設(shè)H1得到支持。

此外， 方差分析結(jié)果顯示， 在控制了性別、年齡和工作年齡后， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互項(xiàng)對(duì)欽佩有顯著的影響， F（1， 234） = 45.78， p = 0.017， η2p = 0.02。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析進(jìn)一步表明， 當(dāng)程序公平感較高時(shí)， 員工在高同事被授權(quán)下產(chǎn)生的欽佩（M = 4.52， SD = 0.19）顯著高于低同事被授權(quán)下的情況（M = 3.54， SD = 0.21， 如圖3所示）， F（1， 234） = 11.80， p = 0.001， η2p = 0.05。當(dāng)程序公平感較低時(shí)， 員工在高同事被授權(quán)下產(chǎn)生的欽佩（M = 3.65， SD = 0.20）與低同事被授權(quán)下的情況無顯著區(qū)別（M = 3.67， SD = 0.19）， F（1， 234） = 0.01。因此， 假設(shè)H2得到支持。

研究1采用情景實(shí)驗(yàn)方法對(duì)同事被授權(quán)和程序公平感的交互與妒忌和欽佩之間的因果關(guān)系進(jìn)行考察， 增強(qiáng)了研究的內(nèi)部效度。但考慮到模擬的實(shí)驗(yàn)情境可能與現(xiàn)實(shí)工作場(chǎng)景存在一定差異， 研究結(jié)論的外部效度還有待擴(kuò)展， 而且研究1并未對(duì)妒忌和欽佩的直接效應(yīng)和有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。因此， 在接下來的研究2中， 本研究使用多時(shí)點(diǎn)的實(shí)地問卷調(diào)查對(duì)整體模型進(jìn)行驗(yàn)證。

3" 研究2： 實(shí)地問卷調(diào)查

3.1" 樣本與程序

以來自遼寧、吉林和北京等地區(qū)的企業(yè)員工為調(diào)查對(duì)象進(jìn)行問卷調(diào)研， 研究樣本來自不同行業(yè)和企業(yè)的員工， 增加了樣本的廣泛性， 提高了調(diào)查結(jié)果的外部效度。同時(shí)為了避免共同方法偏差， 通過3時(shí)點(diǎn)配對(duì)的方式收集數(shù)據(jù)， 每個(gè)時(shí)點(diǎn)間隔1個(gè)月（Chen et al.， 2016）。調(diào)研過程如下： 首先， 作者團(tuán)隊(duì)聯(lián)系了企業(yè)的人力資源部門負(fù)責(zé)人作為關(guān)鍵聯(lián)絡(luò)人， 由其提供參與調(diào)研的填答者名單， 隨后作者團(tuán)隊(duì)根據(jù)填答者名單對(duì)問卷進(jìn)行編號(hào)。其次， 作者團(tuán)隊(duì)明確告知填答者問卷均為匿名填寫， 所得信息僅供科研使用， 并介紹了研究目的、注意事項(xiàng)和收集流程; 同時(shí)， 告知填答者全程參與調(diào)研可以參與最后的抽獎(jiǎng)環(huán)節(jié)， 有機(jī)會(huì)獲得20～100元的話費(fèi)， 以鼓勵(lì)全程參與。最后， 問卷收集結(jié)束后， 作者團(tuán)隊(duì)根據(jù)問卷編號(hào)進(jìn)行3時(shí)點(diǎn)的配對(duì)。

在T1時(shí)點(diǎn)， 請(qǐng)?zhí)畲鹫咴诓块T中隨機(jī)選擇一名同事， 并寫下其姓名首字母， 同時(shí)測(cè)量了同事被授權(quán)、程序公平感和控制變量， 共發(fā)放問卷412份， 回收問卷375份， 回收率為91.02%; 在T2時(shí)點(diǎn)， 請(qǐng)?zhí)畲鹫呋貞浀谝淮握{(diào)研中所選同事的姓名， 并寫下其姓名首字母， 同時(shí)測(cè)量了妒忌和欽佩， 共發(fā)放問卷375份， 回收問卷342份， 回收率為91.20%; 在T3時(shí)點(diǎn)， 請(qǐng)?zhí)畲鹫呋貞浨皟纱握{(diào)研中所選同事的姓名， 并寫下其姓名首字母， 同時(shí)測(cè)量了職場(chǎng)排斥和觀察學(xué)習(xí)， 共發(fā)放問卷342份， 回收問卷325份， 回收率為95.03%。經(jīng)配對(duì)處理， 剔除三次所選同事姓名首字母不一致的問卷及無效問卷后， 本研究最終得到306份有效問卷， 總體有效回收率為74.27%。樣本流失情況分析結(jié)果顯示， 留存樣本與流失樣本在性別[t性別 = ?0.25， ns]、年齡[t年齡 = 0.13， ns]、平均工作時(shí)間[t平均工作時(shí)間 = ?1.90， ns]、平均和目標(biāo)同事共事時(shí)間[t平均和目標(biāo)同事共事時(shí)間 = ?0.34， ns]上無顯著差異， 表明樣本流失未引起嚴(yán)重的樣本偏差。

306份樣本中， 男性147人（占48.04%）， 女性159人（占51.96%）; 平均年齡為31.48歲（SD = 6.88）; 在學(xué)歷方面， 大專15人（占4.90%）， 本科175人（占57.19%）， 碩士114人（占37.25%）， 博士2人（占0.66%）; 平均工作時(shí)間為5.44年（SD = 5.68）; 平均和目標(biāo)同事共事時(shí)間為3.27年（SD = 2.83）; 在企業(yè)性質(zhì)方面， 政府/事業(yè)單位35人（占11.44%）， 國(guó)有企業(yè)111人（占36.27%）， 私有企業(yè)79人（占25.82%）， 外商獨(dú)資企業(yè)36人（占11.77%）， 合資企業(yè)20人（占6.54%）， 其他25人（占8.16%）。

3.2" 測(cè)量工具

同事被授權(quán)（T1）、程序公平感（T1）、妒忌（T2）和欽佩（T2）均采用與研究1相同的量表， 只是指導(dǎo)語有所更改。量表的內(nèi)部一致性系數(shù)依次為0.94、0.93、0.89和0.89。

職場(chǎng)排斥（T3）： 采用Ferris等（2008）開發(fā)的量表， 共10個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)有“在公司里， 我不愿意讓這位同事加入我所討論的話題”、“當(dāng)這位同事一靠近， 我就會(huì)走開”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

觀察學(xué)習(xí)（T3）： 采用Lee和Duffy （2019）根據(jù)Van Kleef等（2013）研究所改編的觀察學(xué)習(xí)量表， 共3個(gè)題項(xiàng)， 代表性題項(xiàng)有“我會(huì)仔細(xì)觀察這位同事的行為”、“我會(huì)思考如何根據(jù)這位同事的行為來改變自己的一些行為”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81。

控制變量（T1）： 參考張驍?shù)龋?018）以及王林琳等（2021）的研究， 選取性別、年齡、學(xué)歷、工作時(shí)間、與目標(biāo)同事共事時(shí)間和企業(yè)性質(zhì)作為控制變量。此外， 研究發(fā)現(xiàn)， 同事與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系質(zhì)量會(huì)影響員工對(duì)同事后續(xù)社會(huì)比較的過程和結(jié)果（Pan et al.， 2021; Tse et al.， 2018）。因此， 本研究將領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較也作為控制變量， 采用Vidyarthi等（2010）在研究中使用的6題項(xiàng)量表， 代表性題項(xiàng)有“這位同事和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系比我和領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系要好”、“這位同事和領(lǐng)導(dǎo)之間的工作關(guān)系比我和領(lǐng)導(dǎo)之間的關(guān)系更有效”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86。

3.3" 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

3.3.1" 驗(yàn)證性因子分析

通過驗(yàn)證性因子分析， 檢驗(yàn)同事被授權(quán)、程序公平感、妒忌、欽佩、職場(chǎng)排斥以及觀察學(xué)習(xí)6個(gè)主要變量間的區(qū)分效度和共同方法偏差。參考吳艷和溫忠麟（2011）的做法， 將程序公平感和職場(chǎng)排斥分別打成3個(gè)包， 分析結(jié)果如表1所示。相較于其他備選模型， 六因子模型的擬合效果最優(yōu)（c2/df = 1.73， TLI = 0.97， CFI = 0.97， RMSEA = 0.05）， 表明6個(gè)主要變量具有良好的區(qū)分效度。采用Podsakoff等（2003）的因子控制法， 在加入共同方法潛因子后， CFI、TLI提高幅度未超過0.1， RMSEA的降低幅度未超過0.05， 在溫忠麟等（2018）建議的合理范圍內(nèi)， 表明共同方法偏差對(duì)本研究的影響并不嚴(yán)重。

3.3.2" 描述性統(tǒng)計(jì)

變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)如表2所示。同事被授權(quán)與妒忌（r = 0.28， p lt; 0.001）、欽佩（r = 0.34， p lt; 0.001）、職場(chǎng)排斥（r = 0.54， p lt; 0.001）以及觀察學(xué)習(xí)（r = 0.13， p lt; 0.05）顯著正相關(guān)， 妒忌與職場(chǎng)排斥（r = 0.38， p lt; 0.001）顯著正相關(guān)， 欽佩與觀察學(xué)習(xí)（r = 0.46， p lt; 0.001）顯著正相關(guān)， 這些結(jié)果為假設(shè)檢驗(yàn)提供了初步的支持。

3.3.3" 交互效應(yīng)檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證程序公平感的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 本研究根據(jù)Aiken和West （1991）的建議和方法， 將同事被授權(quán)和程序公平感進(jìn)行中心化處理， 構(gòu)建交互項(xiàng)后進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果如表3所示。從M3可以看出， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互項(xiàng)對(duì)妒忌具有顯著的負(fù)向影響（M3， β = ?0.23， p lt; 0.001）， H1得到支持; 從M6可以看出， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互項(xiàng)對(duì)欽佩具有顯著的正向影響（M6， β = 0.27， p lt; 0.001）， H2得到支持。

為了更直觀地體現(xiàn)程序公平感的調(diào)節(jié)作用， 本研究使用SPSS的Process插件模型1來驗(yàn)證調(diào)節(jié)效應(yīng)， Bootstrap的抽樣次數(shù)為5000次（Hayes， 2018）， 并根據(jù)結(jié)果繪制如圖4和圖5所示的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。由圖4可知， 當(dāng)程序公平感高（均值 + 1 SD）時(shí)， 同事被授權(quán)對(duì)妒忌影響不顯著（β = ?0.08， n.s.）; 當(dāng)程序公平感低（均值 ? 1 SD）時(shí)， 同事被授權(quán)對(duì)妒忌具有顯著的正向影響（β = 0.28， p lt; 0.001）， H1得到進(jìn)一步驗(yàn)證。由圖5可知， 當(dāng)程序公平感高（均值 + 1 SD）時(shí)， 同事被授權(quán)對(duì)欽佩具有顯著的正向影響（β = 0.53， p lt; 0.001）; 當(dāng)程序公平感低（均值 ? 1 SD）時(shí)， 同事被授權(quán)對(duì)欽佩影響不顯著（β = 0.04， n.s.）， H2得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

3.3.4" 直接效應(yīng)檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證妒忌與職場(chǎng)排斥、欽佩與觀察學(xué)習(xí)之間的直接效應(yīng)， 本研究分別將妒忌和職場(chǎng)排斥、欽佩和觀察學(xué)習(xí)納入回歸方程， 分析結(jié)果如表3所示。從M8可以看出， 妒忌對(duì)職場(chǎng)排斥具有顯著的正向影響（M8， β = 0.29， p lt; 0.001）， H3得到驗(yàn)證。從M10可以看出， 欽佩對(duì)觀察學(xué)習(xí)具有顯著的正向影響（M10， β = 0.48， p lt; 0.001）， H4得到驗(yàn)證。

3.3.5" 有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

采用Process插件的模型7進(jìn)行Bootstrap 5000次分析， 檢驗(yàn)有中介的調(diào)節(jié)模型， 結(jié)果如表4所示。對(duì)于妒忌這一路徑， 當(dāng)程序公平感高時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互通過妒忌對(duì)職場(chǎng)排斥的間接效應(yīng)不顯著（β = ?0.02， 95%置信區(qū)間為[?0.065， 0.017]， 包括0）; 當(dāng)程序公平感低時(shí)， 該間接效應(yīng)顯著（β = 0.07， 95%置信區(qū)間為[0.030， 0.109]， 不包括0）， 且高低水平下的間接效應(yīng)具有顯著差異（β = ?0.08， 95%置信區(qū)間為[?0.147， ?0.035]， 不包括0）， 此外， 判定指標(biāo)index值為?0.05， 95%置信區(qū)間不包括0 [?0.087， ?0.021]， 因此H5得到支持。對(duì)于欽佩這一路徑， 當(dāng)程序公平感高時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互通過欽佩對(duì)觀察學(xué)習(xí)的間接效應(yīng)顯著（β = 0.24， 95%置信區(qū)間為[0.152， 0.334]， 不包括0）; 當(dāng)程序公平感低時(shí)， 該間接效應(yīng)不顯著（β = 0.02， 95%置信區(qū)間為[?0.040， 0.070]， 包括0）， 且高低水平下的間接效應(yīng)具有顯著差異（β = 0.22， 95%置信區(qū)間為[0.115， 0.345]， 不包括0）， 此外， 判定指標(biāo)index值為0.13， 95%置信區(qū)間不包括0 [0.067， 0.200]， 因此H6得到支持。

為進(jìn)一步解釋調(diào)節(jié)效應(yīng)， 本研究采用Johnson ?Neyman （J?N）圖來展示調(diào)節(jié)變量在不同條件下的效果及其顯著性范圍（Gardner et al.， 2017）。J?N圖通過繪制簡(jiǎn)單斜率的95%置信區(qū)間， 提供了關(guān)于調(diào)節(jié)作用的更詳細(xì)信息， 從而克服了傳統(tǒng)的描點(diǎn)法（pick-a-point）的局限性（Gardner et al.， 2017; 宋琪 等， 2023）。從圖6可見， 當(dāng)程序公平感小于0.02時(shí)， 簡(jiǎn)單斜率的95%置信區(qū)間不包括0， 并且隨著程序公平感的減小， 同事被授權(quán)影響職場(chǎng)排斥的結(jié)果逐漸增強(qiáng)。從圖7可見， 當(dāng)程序公平感大于?0.68時(shí)， 簡(jiǎn)單斜率的95%置信區(qū)間不包括0， 并且隨著程序公平感的增強(qiáng)， 同事被授權(quán)影響觀察學(xué)習(xí)的結(jié)果逐漸增強(qiáng)。

研究2的結(jié)果不僅完全驗(yàn)證了研究1的結(jié)論， 還證實(shí)了妒忌與職場(chǎng)排斥、欽佩與觀察學(xué)習(xí)之間的直接效應(yīng)， 而且在同事被授權(quán)和程序公平感的交互對(duì)職場(chǎng)排斥和觀察學(xué)習(xí)的影響中起中介作用， 從而表現(xiàn)出有中介的調(diào)節(jié)作用。同時(shí)， 研究2采用多時(shí)點(diǎn)的調(diào)查數(shù)據(jù)彌補(bǔ)了研究1外部效度不足的問題， 從而顯著提升了理論模型的解釋能力。然而考慮到本研究探討的是同事被授權(quán)后對(duì)員工之后行為產(chǎn)生影響的情緒機(jī)制， 而情緒屬于短期變化的變量， 三時(shí)點(diǎn)的橫截面設(shè)計(jì)無法有效捕捉個(gè)體短時(shí)間的情緒變化。此外， 研究2中的職場(chǎng)排斥是員工自評(píng)， 可能受到社會(huì)贊許性影響。因此， 在接下來的研究3中， 本研究使用同事他評(píng)的職場(chǎng)排斥來保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 并使用經(jīng)驗(yàn)取樣法對(duì)整體模型進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證。

4" 研究3： 經(jīng)驗(yàn)取樣研究

4.1" 樣本與程序

本研究采用經(jīng)驗(yàn)取樣法（Experience Sampling Method， ESM）開展問卷調(diào)研， 經(jīng)驗(yàn)取樣法作為一種獲取工作狀態(tài)下個(gè)體的真實(shí)感受和行為的即時(shí)數(shù)據(jù)收集方法， 不僅有助于消除被試的記憶偏差， 而且可以精細(xì)捕捉被試個(gè)體內(nèi)情緒等短期瞬時(shí)變化（Watkins， 2021）。本研究通過作者團(tuán)隊(duì)的校友網(wǎng)絡(luò)招募參與者， 調(diào)研過程如下： 首先， 作者團(tuán)隊(duì)與各企業(yè)部門負(fù)責(zé)人建立聯(lián)系， 將其作為關(guān)鍵聯(lián)絡(luò)人， 并請(qǐng)他們?cè)诓块T內(nèi)隨機(jī)挑選兩名在工作中有較多接觸的同級(jí)員工參與調(diào)研， 隨后作者團(tuán)隊(duì)對(duì)提供的參與者名單進(jìn)行編號(hào)。其次， 作者團(tuán)隊(duì)通過企業(yè)的關(guān)鍵聯(lián)絡(luò)人向選定的參與者發(fā)送了調(diào)研邀請(qǐng)信， 介紹注意事項(xiàng)和調(diào)研流程， 并必須告知指定的同事為評(píng)價(jià)對(duì)象。最后， 作者團(tuán)隊(duì)通過問卷星平臺(tái)創(chuàng)建問卷鏈接， 通過企業(yè)的關(guān)鍵聯(lián)絡(luò)人轉(zhuǎn)發(fā)給參與者及其同事分別進(jìn)行填答。為鼓勵(lì)參與， 每位完成問卷的參與者將獲得紅包獎(jiǎng)勵(lì)。問卷收集結(jié)束后， 作者團(tuán)隊(duì)將根據(jù)問卷編號(hào)進(jìn)行數(shù)據(jù)配對(duì)。

問卷調(diào)研包含最初的基礎(chǔ)調(diào)研， 以及連續(xù)兩周工作日的每日上午問卷和下午問卷。在開始問卷調(diào)研的前一周， 向152名參與者發(fā)放基礎(chǔ)問卷， 邀請(qǐng)他們報(bào)告領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較、與指定同事的同事關(guān)系和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量， 要求參與者當(dāng)天提交， 我們回收了144份有效問卷， 回收率94.74%。在隨后連續(xù)10個(gè)工作日， 日調(diào)研問卷分為兩個(gè)時(shí)點(diǎn)發(fā)放： 時(shí)點(diǎn)1測(cè)量參與者目睹的同事被授權(quán)、程序公平感、對(duì)指定同事的妒忌和欽佩， 在每個(gè)工作日的上午11： 00發(fā)送， 并保持開放至中午14： 00; 時(shí)點(diǎn)2測(cè)量參與者的觀察學(xué)習(xí)， 以及讓目睹被授權(quán)的同事針對(duì)參與者填答感知的職場(chǎng)排斥， 在每個(gè)工作日的下午17： 00發(fā)送， 并保持開放至下午20： 00。通過問卷配對(duì)及處理， 剔除了未回答（包含同事未填答）、存在缺失值以及不認(rèn)真（表現(xiàn)出極端作答以及填答時(shí)間不達(dá)標(biāo)等）的問卷。同時(shí)， 本文僅保留完整地完成5天及以上日調(diào)研問卷的參與者數(shù)據(jù)。最終保留了137名參與者與同事配對(duì)的1258條有效數(shù)據(jù)。

137份樣本中， 男性53人（占38.69%）， 女性84人（占61.31%）; 平均年齡為31.77歲（SD = 4.75）; 在學(xué)歷方面， 大專及以下3人（占2.19%）， 本科64人（占46.72%）， 碩士70人（占51.09%）; 平均工作時(shí)間為7.67年（SD = 5.34）; 平均和目標(biāo)同事共事時(shí)間為2.89年（SD = 2.53）; 在企業(yè)性質(zhì)方面， 政府/事業(yè)單位7人（占5.11%）， 國(guó)有企業(yè)72人（占52.55%）， 私有企業(yè)41人（占29.93%）， 外商獨(dú)資企業(yè)7人（占5.11%）， 合資企業(yè)6人（占4.38%）， 其他4人（占2.92%）。

4.2" 測(cè)量工具

程序公平感、妒忌、欽佩、職場(chǎng)排斥和觀察學(xué)習(xí)均采用與研究2相同的量表， 只是指導(dǎo)語有所更改。在研究3中， 量表的內(nèi)部一致性系數(shù)依次為0.95、0.80、0.91、0.96和0.90。此外， 由于經(jīng)驗(yàn)取樣法每日測(cè)量的特征， 為了減輕填答者的負(fù)擔(dān)， 同事被授權(quán)采用了Ahearne等（2005）的短版量表（Schilpzand et al.， 2018）， 共3個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)有“今天， 領(lǐng)導(dǎo)讓該同事參與制定決策”和“今天， 領(lǐng)導(dǎo)允許該同事按照自己的方式工作”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。

控制變量： 與研究2類似， 研究3控制了員工的性別、年齡、學(xué)歷、工作時(shí)間、與目標(biāo)同事共事時(shí)間、企業(yè)性質(zhì)和領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較， 在本研究中， 領(lǐng)導(dǎo)成員交換社會(huì)比較量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。此外， 本研究職場(chǎng)排斥采取的是同事他評(píng)， 該部分可能會(huì)受到同事關(guān)系的影響而無法獲得完全真實(shí)的評(píng)價(jià)， 因此研究3進(jìn)一步將同事關(guān)系也作為控制變量， 采用Chen和Peng （2008）在研究中使用的9題項(xiàng)量表， 代表性題項(xiàng)有“在工作中， 我和這位同事能互相尊重對(duì)方的意見”、“我和這位同事互相信任彼此”。在本研究中， 該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。

4.3" 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.3.1" 驗(yàn)證性因子分析

驗(yàn)證性因子分析結(jié)果如表5所示。相較于其他備選模型， 假設(shè)的六因子模型的擬合效果最優(yōu)（c2 = 3469.22， df = 540， TLI = 0.93， CFI = 0.93， RMSEA = 0.07）， 表明6個(gè)主要變量之間有較好的區(qū)分效度。此外， 為提升研究結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性， 本研究采用因子控制法來檢驗(yàn)共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。結(jié)果表明， 在加入共同方法潛因子后， 構(gòu)建單一方法潛因子模型的擬合指數(shù)（c2 = 2476.45， df = 508， TLI = 0.95， CFI = 0.96， RMSEA = 0.06）與假設(shè)的六因子模型相比， CFI、TLI提高幅度未超過0.1， RMSEA的降低幅度未超過0.05， 在溫忠麟等（2018）建議的合理范圍內(nèi)， 表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

4.3.2" 描述性統(tǒng)計(jì)

研究3中的變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)如表6所示。同事被授權(quán)與欽佩（r = 0.40， p lt; 0.01）和觀察學(xué)習(xí)（r = 0.25， p lt; 0.01）顯著正相關(guān)， 妒忌與職場(chǎng)排斥（r = 0.26， p lt; 0.01）、欽佩與觀察學(xué)習(xí)（r = 0.32， p lt; 0.01）也均為顯著正相關(guān)。

4.3.3" 假設(shè)結(jié)果檢驗(yàn)

全模型路徑系數(shù)如圖8所示， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互項(xiàng)對(duì)妒忌具有顯著的負(fù)向影響（β = ?0.03， p lt; 0.05）， H1得到驗(yàn)證; 同事被授權(quán)和程序公平感的交互項(xiàng)對(duì)欽佩具有顯著的正向影響（β = 0.10， p lt; 0.001）， H2得到驗(yàn)證。此外， 妒忌對(duì)職場(chǎng)排斥具有顯著的正向影響（β = 0.11， p lt; 0.01）， H3得到驗(yàn)證， 欽佩對(duì)觀察學(xué)習(xí)具有顯著的正向影響（β = 0.25， p lt; 0.001）， H4得到驗(yàn)證。

為驗(yàn)證H5和H6， 本研究使用Mplus 8.3的蒙特卡洛模擬5000次重復(fù)抽樣， 有中介的調(diào)節(jié)分析結(jié)果見表7。對(duì)于妒忌這一路徑， 當(dāng)程序公平感高時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互通過妒忌對(duì)職場(chǎng)排斥的間接效應(yīng)顯著（β = 0.01， 95%置信區(qū)間為[0.001， 0.017]， 不包括0）; 當(dāng)程序公平感低時(shí)， 該間接效應(yīng)顯著且效應(yīng)增強(qiáng)（β = 0.02， 95%置信區(qū)間為[0.005， 0.027]， 不包括0）， 且高低水平下的間接效應(yīng)具有顯著差異（β = ?0.01， 95%置信區(qū)間為[?0.015， ?0.000]， 不包括0）， H5得到驗(yàn)證。對(duì)于欽佩這一路徑， 當(dāng)程序公平感高時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感的交互通過欽佩對(duì)觀察學(xué)習(xí)的間接效應(yīng)顯著（β = 0.13， 95%置信區(qū)間為[0.083， 0.169]， 不包括0）; 當(dāng)程序公平感低時(shí)， 該間接效應(yīng)顯著效應(yīng)減弱（β = 0.06， 95%置信區(qū)間為[0.036， 0.087]， 不包括0）， 且高低水平下的間接效應(yīng)具有顯著差異（β = 0.07， 95%置信區(qū)間為[0.039， 0.091]， 不包括0）， H6得到驗(yàn)證。

5" 總討論

5.1" 理論貢獻(xiàn)

首先， 從旁觀者視角出發(fā)， 本研究豐富了授權(quán)的研究視角。以往關(guān)于授權(quán)的研究大多以被授權(quán)方為考察對(duì)象， 在上下級(jí)情境中探討授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)如何激發(fā)下屬的積極態(tài)度和行為（Li et al.， 2017; 宋琪， 陳揚(yáng)， 2021; 王宏蕾， 孫健敏， 2018）， 而鮮有涉及旁

觀者視角的研究。本研究則突破以往領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)后果研究的傳統(tǒng)視角， 將授權(quán)的問題情境進(jìn)行延展， 探討了同事被授權(quán)對(duì)員工情緒和行為所產(chǎn)生的影響。發(fā)現(xiàn)授權(quán)未必總是產(chǎn)生積極效應(yīng)， 即同事被授權(quán)在特定條件下可能引發(fā)員工的妒忌， 并增加對(duì)同事的職場(chǎng)排斥。本研究不僅回應(yīng)了鐘授全（2016）關(guān)于從被授權(quán)方以外的視角出發(fā)探究授權(quán)作用效果的呼吁， 豐富了同事被授權(quán)對(duì)旁觀者作用效果的研究。還探討了同事被授權(quán)對(duì)員工關(guān)系可能帶來的負(fù)面作用， 為授權(quán)領(lǐng)域作用后果的研究作出了有益的補(bǔ)充。

其次， 本研究整合了同事被授權(quán)所引發(fā)的對(duì)比效應(yīng)和同化效應(yīng)， 構(gòu)建了授權(quán)領(lǐng)域基于社會(huì)比較理論的系統(tǒng)性框架?，F(xiàn)有關(guān)于社會(huì)比較的上行比較研究大多關(guān)注其對(duì)比效應(yīng)， 即員工為何對(duì)社會(huì)比較對(duì)象（如高績(jī)效者、明星員工等）所產(chǎn)生的職場(chǎng)排斥和社會(huì)阻抑等傷害行為（Breidenthal et al.， 2020; Sun et al.， 2021）， 但這并不是員工應(yīng)對(duì)社會(huì)比較的唯一作用結(jié)果（馬君 等， 2022）， 關(guān)于上行比較如何促進(jìn)個(gè)體提升自我以及如何影響個(gè)體積極行為的同化效應(yīng)的探討仍比較有限（Campbell et al.， 2017）。本研究基于社會(huì)比較理論， 通過探討員工對(duì)同事被授權(quán)上行比較產(chǎn)生的觀察學(xué)習(xí)和職場(chǎng)排斥的雙刃劍效應(yīng)， 證實(shí)了同事被授權(quán)對(duì)員工的影響并非只有對(duì)比效應(yīng)， 也會(huì)發(fā)揮正向激勵(lì)作用， 即產(chǎn)生同化效應(yīng)。有助于我們更全面和辯證看待同事被授權(quán)的影響效應(yīng)， 并在授權(quán)領(lǐng)域建立起更加系統(tǒng)完整的社會(huì)比較理論框架。

再次， 本研究拓展了同事被授權(quán)所引發(fā)的兩種社會(huì)比較效應(yīng)的邊界條件。縱觀社會(huì)比較已有研究可發(fā)現(xiàn)， 現(xiàn)有關(guān)于上行社會(huì)比較的影響效應(yīng)的邊界因素可歸納為比較者、比較對(duì)象、人際關(guān)系和情境四個(gè)方面（Ganegoda amp; Bordia， 2019）。然而， 情境因素作為其中關(guān)鍵的邊界因素現(xiàn)有研究關(guān)注相對(duì)較少（Tse et al.， 2018）。但是如Marescaux等（2021）指出， 個(gè)體的社會(huì)比較過程不僅取決于比較雙方的特征， 還取決于對(duì)情境的感知控制。本研究通過引入程序公平感這一變量， 證實(shí)了程序公平感作為對(duì)領(lǐng)導(dǎo)程序合法性的感知， 能夠影響員工對(duì)自身能否通過努力獲得授權(quán)的預(yù)期判斷， 是同事被授權(quán)所引發(fā)的兩種社會(huì)比較效應(yīng)的“門閥”。這一結(jié)論響應(yīng)了Van Knippenberg等（2007）關(guān)于探究員工公平感與領(lǐng)導(dǎo)決策的交互作用如何影響后續(xù)工作結(jié)果的號(hào)召， 也支持了Collins （1996）所提出的個(gè)體預(yù)期會(huì)對(duì)社會(huì)比較的結(jié)果產(chǎn)生決定性影響的觀點(diǎn)， 不僅有助于幫助理解同事被授權(quán)產(chǎn)生對(duì)比和同化兩種不同效應(yīng)背后的內(nèi)在邏輯， 同時(shí)也調(diào)和了現(xiàn)有研究關(guān)于員工上行比較具有不同影響性質(zhì)的爭(zhēng)論。

最后， 本研究揭示了同事被授權(quán)所產(chǎn)生作用效果的中介機(jī)制。以往關(guān)于授權(quán)的影響研究大多關(guān)注員工自我效能感（Hao et al.， 2018）、工作動(dòng)機(jī)（Kim amp; Beehr， 2020）和情緒耗竭（宋琪， 陳揚(yáng)， 2021）等中介機(jī)制。但當(dāng)將第三方（同事）納入考慮范圍時(shí)， 這些中介機(jī)制則難以對(duì)員工在感知同事被授權(quán)后的復(fù)雜內(nèi)在心理過程做出合適的解釋。因此， 本研究基于社會(huì)比較理論， 從情緒的角度切入， 深入探索了同事被授權(quán)“如何”及“為何”引發(fā)員工采取觀察學(xué)習(xí)和職場(chǎng)排斥這兩種截然不同的行為， 不僅證實(shí)了妒忌和欽佩情緒是連接同事授權(quán)與員工行為反應(yīng)的關(guān)鍵紐帶， 而且還支持了Tse等（2018）提出的情緒是解釋社會(huì)比較過程關(guān)鍵機(jī)制的觀點(diǎn)， 為后續(xù)學(xué)者深入探討同事被授權(quán)和相關(guān)話題的影響效應(yīng)提供了借鑒。

5.2" 管理啟示

首先， 領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)正確認(rèn)識(shí)同事被授權(quán)的雙刃劍效應(yīng)， 并實(shí)施差異化的疏導(dǎo)策略。對(duì)于程序公平感低的員工， 應(yīng)盡早介入并引導(dǎo)其理性看待授權(quán)， 對(duì)員工進(jìn)行授權(quán)以外領(lǐng)域的激勵(lì)， 同時(shí)注意在公開場(chǎng)合降低對(duì)被授權(quán)同事“偏愛”， 避免使之成為“眾矢之的”; 對(duì)于程序公平感高的員工， 如若朝著正向發(fā)展可不過多干涉， 僅需保持適當(dāng)關(guān)注和方向掌控。

其次， 領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)注重提升員工的程序公平感。一方面， 通過提升授權(quán)等決策程序的透明度和公平度， 實(shí)現(xiàn)員工對(duì)組織資源分配對(duì)象的認(rèn)知從“圈內(nèi)人”向“能人”的轉(zhuǎn)變。另一方面， 建立暢通的溝通和反饋機(jī)制， 讓員工能夠暢所欲言， 即使員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)決策產(chǎn)生了誤解， 領(lǐng)導(dǎo)者也可以及時(shí)了解原因， 對(duì)其作出解釋甚至補(bǔ)償， 盡快使員工的程序公正感恢復(fù)到較高水平。

最后， 領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)關(guān)注員工的情緒變化， 激發(fā)社會(huì)比較的積極效應(yīng)。一方面， 由于妒忌情緒會(huì)導(dǎo)致職場(chǎng)排斥的出現(xiàn)， 因此不能任其發(fā)展， 需要及時(shí)了解妒忌的產(chǎn)生原因并采取溝通、教育和團(tuán)建等多種方式進(jìn)行情緒干涉。另一方面， 由于欽佩情緒會(huì)提升員工的觀察學(xué)習(xí)， 領(lǐng)導(dǎo)者可以利用欽佩情緒來激發(fā)員工潛能， 可以通過組織開展座談會(huì)， 由被授權(quán)同事主動(dòng)分享經(jīng)驗(yàn)和技巧， 提升員工信心， 確保社會(huì)比較良性效應(yīng)的長(zhǎng)期發(fā)揮。

5.3" 研究局限與展望

首先， 本研究從公平視角解釋了同事被授權(quán)的“雙刃劍”效應(yīng)， 未來研究可以從其它視角對(duì)兩種效應(yīng)的發(fā)揮進(jìn)一步探索， 例如員工與同事之間的關(guān)系（親密關(guān)系、合作關(guān)系等）以及團(tuán)隊(duì)層面變量（團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布差異、授權(quán)差異化等）， 以期進(jìn)一步豐富同事被授權(quán)和社會(huì)比較兩種效應(yīng)之間的權(quán)變因素。

其次， 本研究聚焦于情緒反應(yīng)作為中介變量， 未來研究可以考慮其他中介機(jī)制， 如組織認(rèn)同、心理不確定感和心理契約違背感等， 進(jìn)而觸發(fā)員工后續(xù)的行為反應(yīng)， 進(jìn)一步豐富同事被授權(quán)對(duì)員工行為的作用機(jī)制。

最后， 本研究雖然采用情景實(shí)驗(yàn)、三時(shí)點(diǎn)調(diào)研和經(jīng)驗(yàn)取樣的問卷收集方法， 一定程度上可以減弱共同方法偏差的影響， 但員工單邊評(píng)價(jià)導(dǎo)致的同源誤差可能仍然存在。未來研究可以采取考慮同時(shí)測(cè)量員工和同事的被授權(quán)， 并用多項(xiàng)式回歸和響應(yīng)面的方法進(jìn)行匹配分析， 使結(jié)論更加客觀合理。

6" 結(jié)論

本研究基于社會(huì)比較理論， 從旁觀者視角出發(fā)， 探討了員工在感知同事被授權(quán)后的情緒演變以及后續(xù)行為反應(yīng)。通過情境實(shí)驗(yàn)、實(shí)地問卷調(diào)查和經(jīng)驗(yàn)取樣法對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。本研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)程序公平感高時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感交互通過妒忌正向影響職場(chǎng)排斥; 當(dāng)程序公平感低時(shí)， 同事被授權(quán)和程序公平感交互通過欽佩正向影響觀察學(xué)習(xí)。本研究為探索同事被授權(quán)的影響效應(yīng)提供了更為全面和辯證的視角， 對(duì)企業(yè)管理者正確認(rèn)識(shí)授權(quán)提供了重要指導(dǎo)。

參" 考" 文" 獻(xiàn)

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Envy or admiration： Employees’ psychological and behavioral reactions

to colleagues being empowered

JIA Jianfeng1，2，3， LIU Weipeng1， DUAN Jinyun4， ZHAO Yang1

（1 School of Business Administration， Northeastern University， Shenyang 110169， China）

（2 National Frontiers Science Center for Industrial Intelligence and Systems Optimization， Shenyang 110819， China）

（3 Key Laboratory of Data Analytics and Optimization for Smart Industry， Shenyang 110819， China）

（4 School of Psychology and Cognitive Science， East China Normal University， Shanghai 200062， China）

Abstract

The role and significance of empowerment are increasingly highlighted in the activation of employees and their autonomy. As a differentiated leadership behavior， empowerment by leaders brings unique resources and asymmetric preferential treatment to employees， which can be perceived by colleagues as observers and directly affects their work performance. However， current studies have mainly focused on the employees who are empowered， and few have focused on the colleagues as observers. It is important to recognize and discuss the emotional changes and subsequent behavioral reactions caused by colleagues being empowered from the perspective of observers.

Based on social comparison theory， this research discusses the effect of the interaction between colleagues being empowered and procedural justice on envy and admiration of colleagues. The mediating effect of envy and admiration on the above interaction items and workplace ostracism and observational learning is explored， and a mediated moderation model is constructed. The hypotheses are tested in an experimental study （N = 238）， a field sample （N = 306） and an experience sampling method （N = 1258）. In Study 1， a between-participant scenario experimental design was used to manipulate procedural justice and colleagues being empowered， 238 participants from China who passed the attention test were retained. Participants were randomly assigned to a scenario to eliminate the effect of their own differences on the experimental results. In Study 2， empirical data from 306 employees in China were collected using a three-wave questionnaire survey. At Time 1， employees reported procedural justice and colleagues being empowered and provided their own demographic information. At Time 2， employees reported envy and admiration towards their colleagues. At Time 3， employees reported workplace ostracism and observational learning. In Study 3， we conducted a field study using an experience sampling method to collect data from employees in northeastern China. The survey process included an initial one-time entry survey and daily surveys administered over two weeks. One week before the start of the daily surveys， employees reported their leader?member exchange social comparison， colleagues’ guanxi and their own demographic information. During the two-week daily surveys， employees reported procedural justice， colleagues being empowered， envy and admiration at 11 am， and reported workplace ostracism and observational learning at 5 pm. The final sample included 1258 usable observations from 137 employees.

We applied analysis of variance， confirmatory factor analysis， path analysis， bootstrap method and Monte Carlo simulation to analyze the data. There are three findings. First， when procedural justice is low， colleagues being empowered and procedural justice interaction have a positive impact on envy; when procedural justice is high， colleagues being empowered and procedural justice interaction have a positive impact on admiration. Second， envy has a positive impact on workplace ostracism， and admiration has a positive impact on observational learning. Third， envy and admiration play a mediating role in the interaction terms of colleagues being empowered and procedural justice on workplace ostracism and observational learning， thus showing a mediated moderation model.

This research has the following four implications. First， the research enriched the research perspective of empowerment from the perspective of the observer party. Second， the research integrated the contrast effect and assimilation effect caused by colleagues being empowered， which enriched the research framework of social comparison theory. Third， the boundary conditions of the two social comparison effects caused by colleagues being empowered were expanded. Final， the mediating mechanism of the effect of colleagues being empowered was revealed.

Keywords" colleagues being empowered， procedural justice， workplace ostracism， observational learning， social comparison