董 原,焦艳芳
(兰州财经大学 工商管理学院,甘肃 兰州 730000)
企业社交工作平台的快速发展与普及使得人们能在传统办公室和传统工作时间之外连接到工作场所[1]。这为人们带来更多便利的同时必然会导致工作时间的无限延长。在此背景下,“工作狂”的概念应运而生,其有效性引起国内外学者越来越多的关注[2,3]。随后,学术界将研究重心由个体层面逐渐转向领导层面,即开始探讨组织中工作狂领导所带来的影响。因为相较于员工,领导者可能面临更加复杂多变的市场竞争环境,他们必须投入更多的时间和精力才能有效应对各种管理挑战[4]。然而,大部分研究普遍认为工作狂会对自身工作结果产生消极影响。那么就领导者而言,工作狂领导一定是消极的领导风格吗?工作狂领导是提升还是降低下属的工作绩效?对于这一问题学术界还未达成一致共识。因此,本研究认为仅从单一视角考虑工作狂领导潜在的消极面或积极面是不全面的,其对员工工作结果的影响可能是消极与积极共存的,即工作狂领导对下属工作绩效可能具有双刃剑效应。鉴于此,本研究将从辩证的角度探讨工作狂领导对下属工作绩效的影响机制和边界条件,以丰富工作狂领导的相关研究。
工作狂是指个体强迫自己过度工作的无法控制的上瘾倾向,即个体放弃工作之外的生活,将所有时间和精力全部投入工作中,远远超过了组织要求和同事的期望[5]。早期研究从不同角度探讨了工作狂所产生的消极结果,如低企业绩效[6]、工作倦怠[7]等。然而,有学者对已有研究结论提出了挑战,认为工作狂能够促进其工作繁荣[8]。这为本研究进一步探析工作狂领导对下属工作绩效的影响机制提供了研究基础。
目前,有关工作狂领导的研究主要聚焦于组织层面、团队层面和个体层面。在组织队层面上,如李全等提出工作狂型CEO能够提高组织绩效[9];在团队层面上,有学者探讨了工作狂领导对团队创造力和团队绩效的影响[10,11]。从个体层面看,佘卓霖等认为工作狂领导对下属工作绩效的影响取决于下属的工作中心性程度[4]。尽管学术界逐渐开始关注工作狂领导可能存在的积极影响和消极影响,但总体来看,学术界对工作狂领导的相关研究仍然很少,且缺乏从辩证的角度探讨工作狂领导对下属工作绩效的影响。因此,本研究认为有必要从整合视角探讨工作狂领导对下属工作绩效的双刃剑影响效应。
资源保存理论认为个体总是有试图维持、保护对他们具有实际或潜在价值的资源和获取新资源的动机[12]。一方面,工作狂领导会全身心投入工作并向下属传递出努力工作的信号,促使下属努力工作。当下属认为工作狂领导通过投入更多的时间和精力获得了更多资源(如新技能、赞赏、奖金等)时,下属会在无形中获得一种心理资源,进而会更加积极主动地将其有限的资源投入工作中,以获得更多的新资源。另一方面,工作狂领导快节奏、高负荷的工作方式难免会给下属造成心理负担,进而导致下属心理资源的过度损耗。一旦意识到资源损耗的情况出现,下属就会采取一系列行为避免资源的进一步损耗。因此,本研究分别选择主动工作行为和工作退缩行为来表征工作狂领导影响下属工作绩效的积极路径和消极路径。此外,如何最大程度发挥工作狂领导的积极效应而有效避免或削弱其消极效应是组织实现有效管理的关键。已有研究表明,下属工作绩效的提升不仅取决于领导行为的影响,还可能受到其他情境因素的影响。而领导认同作为下属对领导的工作理念、价值观等的认可程度,是削弱工作狂领导负面效应的关键情境因素[13]。鉴于此,本研究认为领导认同水平的高低将会导致工作狂领导通过主动工作行为和工作退缩行为这两条路径对下属工作绩效产生不同影响。
本研究基于资源保存理论以主动工作行为和工作退缩行为为中介,从辩证的角度解释了工作狂领导对下属工作绩效的双刃剑影响效应,并试图探讨了领导认同这一权变条件对上述效应的影响。拓宽了工作狂领导在个体层面的研究视角,为工作狂领导在管理实践中最大限度地发挥其价值提供了理论参考与实践启示。
(一)主动工作行为的中介作用
主动工作行为是一种旨在主动改善组织内部工作环境或个体的自发性行为[14]。如主动改善完成本职工作的方法、为组织所面临的紧急问题提供解决方案等,它强调主动迎接挑战而不是被动地适应所处的环境[14]。研究发现,主动工作行为是一种对组织和个人都有利的工作行为,如改善员工的工作表现,提升工作绩效[15]。
现有研究表明,人格特征、工作环境以及领导的个性特征或行为能够激发个体的主动工作行为[14]。工作狂领导作为一种特殊的领导风格,可能会增加或损耗个体的资源,个体会根据这种潜在的影响调整自身的行为方式以获取和保存有价值的资源[12]。具体而言,工作狂领导放弃休闲娱乐活动,将更多的时间和精力投入工作,不仅实现了组织目标,还为自己创造了更多的发展机会,获得了更多知识、技能等资源。这无形中向下属传递了努力工作并获得更多资源的行为信息。同时,工作狂领导很享受工作,不愿意脱离工作,一旦停止工作就会产生焦虑等负面情绪。他们觉得持续不断地工作反而会让其更加充实、舒适和自在。因此,工作狂领导展现出的积极的工作状态也会潜移默化地感染下属,激发其主动工作行为。综上所述,下属会把领导视为工作榜样,主动将更多的时间、精力等资源投入工作中,进而提高其工作绩效。基于此,提出假设:
H1:主动工作行为中介了工作狂领导与下属工作绩效之间的正向关系。
(二)工作退缩行为的中介作用
工作退缩行为是指为了规避潜在的威胁或减弱自身与其组织的社会心理连接而有意采取的一系列反生产行为[16]。具体表现为在工作时间处理非工作事务、迟到早退等。下属一旦展现出工作退缩行为,就意味着下属将会减少工作投入,从而降低其工作绩效。已有研究主要从组织层面、领导层面和员工感知角度探讨了工作退缩行为的影响因素。同时以往研究也发现,工作退缩行为一般会导致负面结果的产生,如降低上下级关系质量、抑制个人绩效[17]。
领导的行为方式会影响个体资源的变动,而工作狂领导不仅会造成下属的资源损耗,还会使下属对自身资源的潜在损失产生危机感知[18]。具体来说,工作狂领导以工作任务为导向,很少关心下属的情绪和生活状态,通常对下属要求很苛刻。这种行为方式会让下属有一种“工作机器人”的错觉,下属会觉得领导并不会在乎他们的心里感受,他们只关心工作结果,同时,工作狂领导在假期也总是忙着处理工作事务[4]。这种快节奏、高负荷的工作方式难免会给下属造成心理负担,进而导致下属消极情绪的产生[11]。根据资源保存理论,拥有有限资源的个体在面对工作狂领导带来的资源损耗时,会产生保护其现有资源的动机[12]。对下属而言,若直接抵制领导的工作方式,可能会付出更大的代价,甚至会被认为是挑战其直接领导的权威,让领导更加反感,从而造成资源的进一步损耗。而工作退缩行为作为一种消极行为,无需投入大量的时间、精力和资源,且不易被他人察觉。因此,下属更倾向于采取较为隐蔽且安全的工作退缩行为来避免资源的损耗,保护自己有限的资源。在这种情况下,下属往往会减少自己在工作中的时间、精力和其他资源的投入,进而会降低其工作绩效。基于此,提出假设:
H2:工作退缩行为中介了工作狂领导与下属工作绩效之间的负向关系。
(三)领导认同的调节作用
领导认同是指个体根据自己和领导的关系身份对自我进行定义的一种状态[19]。该理论指出,对领导的认同感会拉进下属与领导之间的心理距离,使得下属渴望与领导在行为、态度上保持一致[9]。研究表明,领导对下属态度和行为的影响取决于领导认同水平的高低[20,21]。因此,本研究认为无论是下属采取积极工作行为与领导保持一致还是选择消极行为避免自身资源的进一步损耗,都会受到领导认同的影响。领导认同能够缓解下属的心理压力和消极情绪,有效推动下属在认知和行为上的转变,促使其改变自身行为与领导保持一致[10]。当领导认同水平较高时,下属会认为工作狂领导放弃娱乐活动拼命加班是为了实现组织目标,获得知识、技能等资源,进而对领导的工作狂行为做出积极评价。此时,下属更愿意接受领导的行为方式,展现出更多的主动工作行为向工作狂领导靠拢。反之,当领导认同水平较低时,下属并不认同领导的价值观念和工作方式,更不会产生追随领导的内部动机。在这种情况下,领导的工作狂行为反而会增加下属的心理负担,加剧其心理资源的损耗,进而触发下属保护自身资源的动机[12]。于是,下属将会采取隐蔽且安全的工作退缩行为,以保护其现有资源或者防止自身资源的进一步损耗。基于此,提出假设:
H3a:领导认同调节了工作狂领导对下属主动工作行为的影响,即工作狂领导对主动工作行为的正向影响在高领导认同水平下会被加强。
H3b:领导认同调节了工作狂领导对下属工作退缩行为的影响,即工作狂领导对工作缩行为的正向影响在高领导认同水平下会被削弱。
(四)被调节的中介作用
综上所述,本研究提出了被调节的中介模型,即工作狂领导通过主动工作行为和工作退缩行为影响下属工作绩效的中介路径会受到领导认同的调节。在高领导认同水平下,主动工作行为的中介效应被强化,工作退缩行为的中介效应被削弱。基于此,提出假设:
H4a:当领导认同水平越高时,主动工作行为在工作狂领导与下属工作绩效之间的中介效应越强,反之越弱。
H4b:当领导认同水平越低时,工作退缩行为在工作狂领导与下属工作绩效之间的中介效应越强,反之越弱。
本研究的理论模型如图1所示。
图1 理论模型
(一)研究样本和数据收集
本研究以河南、甘肃、宁波等地区的企业员工为调查对象,通过网络渠道发放电子版调查问卷,最终共收回512份问卷,剔除无效问卷后,共获得有效问卷426份,有效率为83.2%。在收集到的数据样本中,男性占比48.1%,女性占比51.9%,其中年龄在25-35岁的员工最多,占比53.1%;在受教育方面,本科学历的员工最多,占比43.2%,工作年限方面,工作4-6年的员工最多,占比29.8%。
(二)变量测量
本研究借鉴国外学者开发的成熟量表,以确保研究问卷的信效度,问卷采用Likert 7点评分(1=非常不同意;7=非常同意)。
1.工作狂领导:采用佘卓霖等[4]翻译的Schaufeli等[5]编制的10题项量表,该量表的信效度在国内外研究中得到了证实。如“只要我一刻不工作,我就感到内疚”。该量表的Cronbach"s α系数为0.934。
2.主动工作行为:采用Griffin等[22]编制的主动工作行为量表。如“我会主动用更好的方式完成本职工作”。该量表的Cronbach"s α系数为0.945。
3.工作退缩行为:采用Lehman和Simpson[23]编制的12题项量表。如“我有辞职的想法”。该量表的Cronbach"s α系数为0.946。
4.领导认同:采用Wang和Rode[24]编制的8题项量表。如“我完全信任我的领导”。该量表的Cronbach"s α系数为0.949。
5.工作绩效:采用Williams和Anderson[25]编制的4题项量表。如“我达到了这份工作的正常绩效要求”。该量表的Cronbach’s α系数为0.922。
6.控制变量:结合以往研究,本研究将员工的性别、年龄和受教育程度作为控制变量[14,26]。同时,有研究指出下属与其直接领导的共事年限会影响其态度和行为[27]。为避免该变量对下属工作绩效的影响,本研究对上下级共事年限进行控制。
(三)数据分析方法
本研究使用SPSS26.0和AMOS24.0对问卷数据和研究假设进行统计分析。首先,运用SPSS26.0进行描述性统计分析和相关性分析;然后运用AMOS24.0进行共同方法偏差检验和验证性因子分析;最后,分别利用SPSS宏程序中的Process的Model 4检验中介效应、Model 7检验调节效应并进行条件过程分析,并将随机抽样设定为5000次以估计95%的置信区间。
(一)共同方法偏差和区分效度检验
问卷数据的填答、收集过程等可能会导致本研究存在共同方法偏差。因此,本研究使用两种方法对共同方法偏差问题进行检验。首先利用Harman单因素检验方法进行检验,发现未旋转时得到的第一个主成分的变异解释量为27.51%,未超过理想值40%,说明共同方法偏差问题不严重。进一步地,由表1可知,本研究假设的五因子模型明显优于其他四个竞争模型,说明各变量具有良好的区分效度。
表1 验证性因子分析结果
(二)描述性统计与相关分析
由表2所示,工作狂领导与主动工作行为显著正相关(r=0.180,p<0.01),主动工作行为与下属工作绩效显著正相关(r=0.547,p<0.01),工作狂领导与工作退缩行为呈显著正相关(r=0.475,p<0.01),工作退缩行为与下属工作绩效显著负相关(r=-0.347,p<0.01)。分析结果为下一步的假设检验提供了前提条件。
表2 描述性统计与相关分析结果
(三)假设检验结果
表3呈现的回归分析结果显示,工作狂领导对主动工作行为具有显著正向影响(b=0.245,p<0.001),主动工作行为显著正向影响下属工作绩效(b=0.392,p<0.001)。其中,主动工作行为的中介效应值为0.025,标准误为0.051,95%置信区间为[0.418,0.166],不包含0。综上,假设H1得到验证。同样地,工作狂领导对工作退缩行为具有显著正向影响(b=0.431,p<0.001),工作退缩行为负向影响下属工作绩效(b=-0.174,p<0.01)。其中,工作退缩行为的中介效应值为-0.055,标准误为0.021,95%置信区间为[-0.991,-0.018],不包含0。综上,假设H2得到验证。
检验结果显示,工作狂领导与领导认同的交互项显著正向影响主动工作行为(b=0.068,p<0.01),95%置信区间为[0.018,0.117],不包含0,领导认同在其中的调节作用成立。为了更清楚地显示调节作用,本研究参照以往研究进行简单斜率分析,以均值加减一个标准差,即将工作狂领导和领导认同分为高、低两组,并画出调节效应图。如图2,简单斜率分析结果显示,当领导认同水平较低时,工作狂领导对主动工作行为的正向影响不显著(b=0.126,p=0.082),95%置信区间为[-0.016,0.268],包含0;当领导认同水平较高时,工作狂领导显著正向影响主动工作行为(b=0.365,p<0.001),95%置信区间为[0.229,0.501],不包含0。综上,假设H3a得到验证。同样地,工作狂领导与领导认同的交互项显著负向影响工作退缩行为(b=-0.095,p<0.05),95%置信区间为[-0.084,-0.007],不包含0,领导认同在其中的调节作用成立。如图3,简单斜率分析结果显示,当领导认同水平较低时,工作狂领导对工作退缩行为的正向作用被强化(b=0.511,p<0.001),95%置信区间为[0.401,0.622],不包含0;当领导认同水平较高时,工作狂领导对工作退缩行为的正向作用被削弱(b=0.351,p<0.001),95%置信区间为[0.246,0.456],不包含0,综上,假设H3b得到验证。
表3 回归分析结果
图2 领导认同在工作狂领导与主动工作行为之间的调节作用
进一步检验被调节的中介效应。如表4所示,当领导认同水平较高时,工作狂领导通过主动工作行为对下属工作绩效的间接效应显著(b=0.143,SE=0.039),95%置信区间为[0.071,0.222],不包含0;当领导认同水平较低时,该间接效应不显著(b=0.049,SE=0.039),95%置信区间为[-0.023,0.130],包含0。综上,假设H4a得到验证。同样,当领导认同水平较高时,工作狂领导通过工作退缩行为影响下属工作绩效的间接效应显著(b=-0.061,SE=0.026),95%置信区间为[-0.117,-0.016],不包含0;当领导认同水平较低时,该间接效应也显著(b=-0.089,SE=0.034),95%置信区间为[-0.162,-0.026],不包含0,并且中介效应值高于高领导认同下的中介效应值。综上,假设H4b得到验证。
表4 间接效应分析结果
(一)研究结论
本研究基于资源保存理论探讨工作狂领导对下属工作绩效的双刃剑影响效应,拓宽了工作狂领导与下属工作绩效之间的影响机制研究。具体研究结论如下:第一,当领导认同水平较高时,工作狂领导会激发下属的主动工作行为;第二,当领导认同水平较低时,工作狂领导会引发下属的工作退缩行为;第三,下属的主动工作行为在工作狂领导与下属工作绩效之间发挥了正向中介作用,领导认同水平越高,主动工作行为的中介作用越强;第四,下属的工作退缩行为在工作狂领导与下属工作绩效之间发挥了负向中介作用,领导认同水平越低,工作退缩行为的中介作用越强。
(二)管理启示
第一,有助于企业重新认识工作狂领导的有效性。激烈的竞争环境可能会迫使企业默许工作狂行为,甚至期望领导者通过榜样示范作用激励其下属也展现出工作狂行为。然而,本研究发现工作狂领导对下属的工作绩效并不总是有利的。因此,企业不能一味地鼓励和默许工作狂行为,要根据实际情况和岗位特征,科学合理地招聘、选派管理者,“在招人用人方面要充分考虑‘人—岗’匹配问题”[28],真正做到人岗匹配,以期最大限度地发挥工作狂领导的积极作用。
第二,领导者要重视其工作方式与下属价值观的匹配性。在组织中,不同工作价值观的下属在面对工作狂领导时所表现出的工作态度和应对方式也不尽相同。相较于偏好生活的下属来说,以工作为导向的下属更倾向于对领导的工作狂行为做出积极评价并将其视为努力工作的榜样,进而采取主动工作行为形成与领导一致的价值观。因此,领导者要意识到其工作狂行为并不能有效激励每一位下属,要根据下属的个性特点以及偏好的工作方式实施差异化的领导方式。
第三,在日常管理工作中,领导者要有意识地培养下属的认同感。首先,领导者要通过培训、团建等活动加强与下属的互动交流,了解并满足下属的内在诉求。其次,管理者要注意平衡下属的工作和生活,在非工作时间尽量不要给下属安排额外的工作任务。当下属遇到困难时,领导者要及时给予下属资源支持和情感关怀。最后,管理者要及时对积极投入工作并取得良好工作结果的下属进行物质或精神上的奖励,让下属“劳有所得”,进而增强领导认同感。
(三)研究不足与展望
本研究存在一定局限性,有待进一步完善。第一,本研究利用网络平台通过员工自评的方式收集数据,可能存在同源偏差问题,未来研究可以通过其他方式收集数据以验证本研究假设。第二,领导者之所以有工作狂倾向,一方面可能是领导者的工作压力过大,另一方面还可能与工作狂领导自身的性格特征有关。因此,未来研究可以尝试探讨领导个体特征在上述关系中的调节作用。
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