同事額外努力、員工績效目標導向與工作結果
——組織自尊的調節作用

趙 晨, 林 晨, 周錦來

(北京郵電大學 經濟管理學院, 北京 100876)

近年來,崇尚奮斗的企業文化普遍存在,但隨之而來的超時、超強度工作也導致工作場所的“內卷”現象愈演愈烈。為爭奪有限的工作資源,員工往往需要付出超越職責要求的額外努力。無論是無償加班,還是從事本職之外的工作或高強度的持續性工作[1-2],在當今職場都已然屢見不鮮。雖然這些額外努力通常能為員工及團隊帶來積極反饋,但日益加劇的職場競爭也導致越來越多的人陷入“不斷抽打自己的陀螺式的死循環”中。在職場“人比人”現象的催化下,同事的額外努力迫使員工馬不停蹄地追趕。而在當下“你追我趕”式的職場競爭中,如何引導員工繼續保持良好心態及對工作的熱忱已然成為廣受學界關注的管理命題[3]。

現有研究對工作額外努力的影響已具有比較全面的認識,例如促進員工的職業發展[4]、工作表現[5]及創新績效[6]等。然而這類研究普遍從員工的自身視角出發,探討員工的工作額外努力對員工及組織情境的影響,而關于他人的工作額外努力對員工的作用探討較少。近年來越來越多的學者指出工作額外努力也容易影響到職場中的其他成員[7],即從旁觀者的視角來看,來自同事的額外努力也會給員工自身帶來工作表現方面的競爭壓力,進而改變員工的工作態度和行為[8]。然而當前學界對同事額外努力的影響依舊存在不同看法,即便以往研究指出同事額外努力能發揮鼓舞員工的作用[9],但依舊可能致使員工產生焦慮、嫉妒等負面情緒。為全面理解同事額外努力的影響效果,有必要辯證地剖析同事額外努力對員工的作用機制及發揮不同影響的邊界條件。

從社會比較理論的視角來看,同事額外努力作為一種來自他人的可觀測的行為[10],是員工開展社會比較的重要社會信息,將改變員工的認知狀態并最終導致兩種不同的結果[11]:一方面,員工可能會被同事的額外努力動員,激活積極主動的目標導向,進而表現出更強的工作投入[12];另一方面,同事額外努力可能使員工為防止自己表現不佳或落后于其他人而被迫跟著一起努力,而這種被動的努力將導致員工工作倦怠[13]。其中,同事額外努力會引發何種影響將取決于員工對該過程的看法?？冃繕藢蚍从吵鰝€體與他人在比較時的思考方式[14],是員工接收同事額外努力等社會信息并作出反應的中間過程[11]。對自身持有積極評價的員工趨向于激活績效趨近目標導向,反之則容易激活績效規避目標導向[14],兩種不同的目標導向將進一步引導員工表現出不同程度的工作投入和工作倦怠。

本文基于社會比較理論,以績效趨近目標導向和績效規避目標導向為中介變量,組織自尊為調節變量,構建同事額外努力影響員工工作投入和工作倦怠的關系模型,如圖1所示。通過搭建社會比較理論與績效目標導向的理論對話,全面考察同事額外努力對員工雙重影響的過程機制,補充以往對旁觀者視角下工作額外努力的研究空白;同時通過探討組織自尊的調節作用,明確同事額外努力激發員工工作投入的邊界條件,豐富和發展工作額外努力的理論探究。

圖1 同事額外努力對員工工作狀態的作用模型

一、 理論基礎與研究假設

根據社會比較理論,個體在接收來自他人或其他群體的社會信息后會自動與其進行比較[11],并對比較后識別出的與他人的差異作出反應[15]。社會信息通常來自個體對他人行為的觀察。同事額外努力是指同事在多大程度上付出超越工作要求的時間和精力,是一種可觀測的行為指標[10]。它往往傳達出同事在工作表現上具有額外投入的社會信號,且容易被員工捕捉進而引發工作表現方面的社會比較。這種社會比較通常會產生兩種不同的影響[11]。一方面,由同事額外努力觸發的社會比較可能會起到鼓舞作用,提高員工對自我提升的期望。另一方面,員工會因意識到與同事在工作努力上的差距而產生心理落差。這導致員工不安并迫使自己跟著同事一起付出同等的額外努力。在這個被動“跟跑”的過程中,員工的工作熱情容易被挫傷。所以,由同事額外努力觸發的社會比較可能導致兩種截然不同的結果。

績效目標導向反映員工在工作能力及表現上的目標追求[16],聚焦于個體與他人在能力表現上的比較過程[14],能充分反映員工對同事額外努力的思考結果。根據對自我評價的積極與否,可以將績效目標導向分為績效趨近目標導向和績效規避目標導向,前者強調員工在工作表現上比其他人做得更好,而后者則強調員工對工作表現不佳的擔憂和恐懼[14]。同事額外努力導致員工感知到與同事在工作表現上的差距,并促使員工對這一差距展開思考,對員工的績效趨近目標導向和績效規避目標導向分別產生影響。一方面,擁有積極自我評價的員工在感知到同事額外努力后,往往希望自己在同樣的工作表現上能做得比其他人更好,激發績效趨近目標導向;另一方面,擁有消極自我評價的員工通常擔心自己在組織中處于落后的態勢,在同事額外努力引發的社會比較中會產生對自身表現不佳的恐懼,并由此激發績效規避目標導向。

個體在應對差距時的自我認知評價構成了績效目標導向的概念核心[14],因此員工在職場社會比較中將激活哪種績效目標導向,與員工對自身工作能力的評價密切相關。組織自尊作為自尊的特殊面,是個體對在工作和組織環境中的自我價值的評估,反映出個體在多大程度上認同自己的工作能力、價值和重要性[17]。相比于高組織自尊的員工,低組織自尊的員工往往對外部刺激的消極面有更強烈的關注和更消極的反應[18],進而激活更高的績效規避目標導向,降低績效趨近目標導向。相反,社會比較中的負面暗示對組織自尊較強的員工的滲透性較差,這類員工對同事額外努力的反應更加積極,表現出更高的績效趨近目標導向及更低的績效規避目標導向。因此,本文提出假設H1a:對于高組織自尊的員工,同事額外努力會增強員工的績效趨近目標導向。H1b:對于高組織自尊的員工,同事額外努力會降低員工的績效規避目標導向。本文提出假設H2a:對于低組織自尊的員工,同事額外努力會增強員工的績效規避目標導向。H2b:對于低組織自尊的員工,同事額外努力會降低員工的績效趨近目標導向。

現有研究表明,高績效趨近目標導向的個體通常表現出較高的工作投入和較低的工作倦怠;而績效規避目標導向較高的個體,往往表現出較高的工作倦怠和較低的工作投入[16]。這是因為,績效趨近目標導向通常激活員工的工作熱情與活力[19],員工將發自內心地為工作付出努力,表現出強烈的工作投入和較低的工作倦怠。相反的是,績效規避目標導向往往和工作中的不安全感密切相關[20]。在這種情況下,員工往往會在工作團隊中陷入被動狀態,不安全感影響了他們的工作日常。這不僅不利于員工全身心地投入到工作任務中,反而容易使他們備感疲憊。綜合上述理論,同事額外努力將隨組織自尊的不同對員工的績效趨近目標導向和績效規避目標導向產生不同影響,而目標導向的變化又將影響員工的工作投入和工作倦怠。因此,本文提出假設H3a:組織自尊在同事額外努力通過績效趨近目標導向影響員工工作投入的中介過程中起到調節作用,即對組織自尊越高的員工,同事額外努力越傾向于提高員工的績效趨近目標導向并激發工作投入。H3b:組織自尊在同事額外努力通過績效趨近目標導向影響員工工作倦怠的中介過程中起到調節作用,即對組織自尊越高的員工,同事額外努力越傾向于提高員工的績效趨近目標導向并緩解工作倦怠。本文提出假設H4a:組織自尊在同事額外努力通過績效規避目標導向影響員工工作投入的中介過程中起到調節作用,即對組織自尊越高的員工,同事額外努力越傾向于降低員工的績效規避目標導向并激發工作投入。H4b:組織自尊在同事額外努力通過績效規避目標導向影響員工工作倦怠的中介過程中起到調節作用,即對組織自尊越高的員工,同事額外努力越傾向于降低員工的績效規避目標導向并緩解工作倦怠。

二、 研究1:情景實驗

研究1基于情景模擬的實驗設計,以兩個績效目標導向為中介變量,以組織自尊為調節變量來檢驗本文的中介效應和調節效應。

1. 實驗設計

研究1將參與者分為2(同事有額外努力即實驗組和同事沒有額外努力即控制組)×2(高組織自尊和低組織自尊)共4組進行實驗,通過網絡問卷的形式隨機向308位辦公室白領發放問卷,每組77份。首先,參與者需要閱讀一段情景材料。該材料分為兩個部分,分別控制參與者的組織自尊和同事額外努力。第一個部分要求參與者扮演情景角色來控制參與者的組織自尊,低組織自尊組的參與者扮演的角色為團隊中的無名小卒,高組織自尊組的參與者扮演的角色為團隊中的核心成員,進而控制參與者的組織自尊。第二個部分描述同事的行為來反映其額外努力的程度,實驗組的內容描述同事加班、主動出差等額外努力行為,而在控制組的內容中,同事未表現出額外努力行為。

其次,參與者完成材料閱讀后,研究者將測量其組織自尊、同事額外努力、績效趨近目標導向和績效規避目標導向、工作投入和工作倦怠等變量。實驗結束后,參與者獲得金錢報酬。

2. 變量測量及描述性統計

同事額外努力的測量采用McClean等[10]的工作額外努力量表。每個題項采用7點李克特量表測量:1代表“非常不同意”,7代表“非常同意”。在本實驗中,該量表的Cronbach’sα系數為0.99。

組織自尊的測量采用Pierce等[21]的組織自尊量表。每個題項采用7點李克特量表測量。在本實驗中,該量表的Cronbach’sα系數為0.93。

工作投入的測量采用Schaufeli等[22]的工作投入量表。每個題項采用7點李克特量表測量。在本實驗中,該量表的Cronbach’sα系數為0.92。

工作倦怠的測量參考Pflügner等[23]及Srivastava等[24]的做法采用MBI-GS量表中的情緒衰竭子量表。本文采用李超平等[25]翻譯的中文版量表,該量表在中文情境下已得到廣泛應用。每個題項采用7點李克特量表測量。在本實驗中,該量表的Cronbach’sα系數為0.95。

績效趨近目標導向和績效規避目標導向的測量采用Elliot等[14]開發的量表,并結合實驗情景對措辭作相應的調整。每個題項均采用7點李克特量表測量。在本實驗中,績效趨近目標導向量表的Cronbach’sα系數為0.88,績效規避目標導向量表的Cronbach’sα系數為0.86。

研究1通過網絡發放問卷,每組樣本量均為77份。其中,女性占63%;年齡在21～30歲的占56%,在31～40歲的占44%;學歷在本科及以上的占82%。

3. 操作檢驗

采用獨立樣本t檢驗對同事額外努力和組織自尊進行操作檢驗,同事額外努力組(M=6.02, SD=0.80)和控制組(M=2.34, SD=1.35)差異顯著(ΔM=3.68,p<0.001);高組織自尊組(M=6.28, SD=0.38)和低組織自尊組(M=2.46, SD=0.91)差異顯著(ΔM=3.82,p<0.001)。研究1對同事額外努力和組織自尊的控制是有效的。

4. 統計分析

研究1采用Mplus 8.0構建以同事額外努力為自變量,績效趨近目標導向、績效規避目標導向為中介變量,工作投入和工作倦怠為結果變量,組織自尊為調節變量的結構方程模型。根據參與者的組別,將同事額外努力(自變量)設置為虛擬變量(0=控制組,1=同事額外努力組),將組織自尊(調節變量)設置為虛擬變量(0=低組織自尊組,1=高組織自尊組),來用于數據分析。

在控制性別、年齡和學歷等變量后,本文采用20 000次的Bootstrap抽樣分析分別檢驗同事額外努力對兩個績效目標導向的影響及組織自尊的調節效應,置信區間為95%,結果如表1所示。

表1 組織自尊對同事額外努力與績效目標導向關系的調節效應檢驗

在高組織自尊的情境下,同事額外努力對績效趨近目標導向有顯著的正向影響(β=0.29,SE=0.11),置信區間為[0.08, 0.49],假設H1a得到支持;而在低組織自尊的情境下,同事額外努力對績效趨近目標導向有顯著的負向影響(β=-0.81,SE=0.20),置信區間為[-1.20, -0.42],假設H2b得到支持。同時,高、低組織自尊情境下,同事額外努力對績效趨近目標導向的效應值存在顯著的差異(Δβ=1.09,SE=0.23),置信區間為[0.65, 1.54]。因此,同事額外努力對績效趨近目標導向的影響受組織自尊的調節,且在高組織自尊下呈現為正向影響,而在低組織自尊下呈現為負向影響。調節效應圖如圖2(a)所示。

圖2 組織自尊調節同事額外努力與績效目標導向關系的效應圖(a)—同事額外努力對績效趨近目標導向的影響; (b)—同事額外努力對績效規避目標導向的影響

對于績效規避目標導向,在高組織自尊的情境下,同事額外努力對績效規避目標導向的影響呈顯著的負向影響(β=-0.48,SE=0.22),置信區間為[-0.91, -0.05],假設H1b得到支持;在低組織自尊的情境下,同事額外努力對績效規避目標導向的影響呈顯著的正向影響(β=0.40,SE=0.19),置信區間為[0.04, 0.77],假設H2a得到支持。同時,高、低組織自尊情境下,同事額外努力對績效規避目標導向的效應值存在顯著的差異(Δβ=-0.89,SE=0.29),置信區間為[-1.44, -0.33]。因此,同事額外努力對績效規避目標導向的影響受組織自尊的調節,且在高組織自尊下呈現為負向影響,而在低組織自尊下呈現為正向影響。調節效應圖如圖2(b)所示。

在確定同事額外努力對績效趨近目標導向和績效規避目標導向的影響及組織自尊的調節效應后,本文對模型中的調節中介效應進行檢驗,結果如表2所示。首先檢驗了同事額外努力通過績效趨近目標導向對結果變量的中介效應。在高組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效趨近目標導向對工作投入呈顯著的正向影響(β=0.12,SE=0.05),置信區間為[0.04, 0.23];在低組織自尊的情境下,該路徑呈顯著的負向影響(β=-0.35,SE=0.09),置信區間為[-0.53,-0.19];在高、低組織自尊情境下,該中介效應值存在顯著差異(Δβ=0.47,SE=0.22),置信區間為[0.28, 0.70],假設H3a得到支持。在高組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效趨近目標導向對工作倦怠呈顯著的負向影響(β=-0.09,SE=0.04),置信區間為[-0.19, -0.03];在低組織自尊的情境下,該路徑呈顯著的正向影響(β=0.26,SE=0.09),置信區間為[0.12, 0.46];在高、低組織自尊情境下,該中介效應存在顯著的差異(Δβ=-0.36,SE=0.11),置信區間為[-0.60, -0.18],假設H3b得到支持。

其次,檢驗了同事額外努力通過績效規避目標導向對結果變量的中介效應。在高組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效規避目標導向對工作投入呈顯著的正向影響(β=0.09,SE=0.05),置信區間為[0.01, 0.20];在低組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效規避目標導向對工作投入呈顯著的負向影響(β=-0.07,SE=0.04),置信區間為[-0.16, -0.01];在高、低組織自尊情境下,該中介效應存在顯著的差異(Δβ=0.16,SE=0.07),置信區間為[0.05, 0.32],假設H4a得到支持。在高組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效規避目標導向對工作倦怠呈顯著的負向影響(β=-0.23,SE=0.11),置信區間為[-0.46, -0.03];在低組織自尊情境下,該中介路徑呈顯著的正向影響(β=0.19,SE=0.09),置信區間為[0.02, 0.38];在高、低組織自尊情境下,該中介效應的差異顯著(Δβ=-0.42,SE=0.15),置信區間為[-0.73, -0.15],假設H4b得到支持。

表2 同事額外努力通過績效目標導向對結果變量的中介調節效應

三、 研究2:問卷調查

研究2旨在研究1的基礎上,通過問卷調查檢驗實驗研究的結論能否在實驗室外的現實工作情境中得以體現,并在一個樣本中對本文所涉及的調節效應和中介效應進行完整檢驗。

1. 程序與方法

研究2通過網絡問卷平臺向員工群體發放問卷。本次調研分兩次進行:在第1個時點向260位員工發放問卷并全部回收,員工在此階段報告個人基本信息、感知的同事額外努力和組織自尊等變量;在5個工作日后的第2個時點,再次向該260位員工發送問卷,并回收219份問卷,員工在此階段報告績效規避目標導向、績效趨近目標導向、工作投入和工作倦怠等變量。在有效樣本中女性占60%;平均年齡為31歲;?？萍耙韵抡?3.7%,本科占71.7%,碩士占4.6%;在當前單位工作的平均年限為5年。研究2采用的測量量表與研究1一致。其中,同事額外努力、組織自尊、績效趨近目標導向、績效規避目標導向、工作投入、工作倦怠的量表的Cronbach’sα系數分別為0.78、0.91、0.80、0.86、0.89、0.94。

2. 統計分析

研究2采用Mplus 8.0軟件進行驗證性因子分析,結果如表3所示。其中,由同事額外努力、組織自尊、績效規避目標導向、績效趨近目標導向、工作投入和工作倦怠構成的六因子模型的各擬合指標基本合格(χ2=773.15,df=362,χ2/df=2.14,RMSEA=0.07,CFI=0.90,TFI=0.89,SRMR=0.07),且該模型的擬合指標均顯著優于其他模型。這說明各變量之間具有一定的區分效度。在共同方法偏差的檢驗上,七因子模型在六因子模型的基礎上加入允許所有題項均有所載荷的同源偏差因子。在控制同源偏差因子后,RMSEA、CFI、TFI、SRMR等擬合指標的變化幅度均在0.02及以下,故研究2不存在嚴重的共同方法偏差。

表3 區分效度檢驗結果

采用SPSS 25.0軟件對主要變量進行描述性統計和相關分析,結果如表4所示。同事額外努力與績效趨近目標導向(r=0.25,p<0.001)及工作投入(r=0.29,p<0.001)等呈顯著正相關,與績效規避目標導向(r=-0.21,p<0.001)及工作倦怠(r=-0.24,p<0.001)呈顯著負相關;組織自尊與績效趨近目標導向(r=0.34,p<0.001)呈顯著正相關,與績效規避目標導向(r=-0.39,p<0.001)呈顯著負相關;績效趨近目標導向與工作投入(r=0.49,p<0.001)呈顯著正相關,與工作倦怠(r=-0.19,p<0.01)呈顯著負相關;績效規避目標導向與工作投入(r=-0.49,p<0.001)呈顯著負相關,與工作倦怠(r=0.61,p<0.001)呈顯著正相關。另外各變量的AVE指標的算術平方根均大于該變量與其余變量的相關系數,這進一步說明變量之間具有良好的區分效度。

表4 主要研究變量的平均數、標準差和相關系數

對各變量進行多層線性回歸,結果如表5所示。在模型1中,同事額外努力對績效規避目標導向的回歸系數負向顯著(β=-0.23,p<0.01)。在模型2中,在加入組織自尊及其與自變量的交互項后,同事額外努力(β=0.55,p<0.01)及該交互項(β=-0.11,p<0.001)對績效規避目標導向的回歸系數均顯著。在模型3中,同事額外努力對績效趨近目標導向的回歸系數顯著(β=0.24,p<0.001)。由模型4可知,加入組織自尊及其與自變量的交互項后,同事額外努力(β=-0.44,p<0.001)及該交互項(β=0.10,p<0.001)對績效趨近目標導向的回歸系數均顯著。由模型5、模型6可知,加入績效規避目標導向前后,同事額外努力對工作投入的回歸系數均顯著且絕對值有所下降(β=-0.63,p<0.001;β=-0.55,p<0.001),且績效規避目標導向的回歸系數顯著(β=-0.16,p<0.001)。模型7中加入績效趨近目標導向,同事額外努力的回歸系數絕對值下降(β=-0.45,p<0.001),同時績效趨近目標導向的回歸系數顯著(β=0.21,p<0.001),這說明績效趨近目標導向、績效規避目標導向在同事額外努力和工作投入間起中介作用。在模型8中,同事額外努力對工作倦怠的回歸系數顯著(β=0.56,p<0.01)且在模型9加入績效規避目標導向后,該系數降低(β=0.32,p<0.05),績效規避目標導向的回歸系數顯著(β=0.44,p<0.001),這說明績效規避目標導向在同事額外努力和工作倦怠間起中介作用。

表5 各變量多層線性回歸

結合上述回歸結果,本文采用Mplus構建結構方程模型,在控制性別、年齡、學歷、當前單位工作時長等情況下,采用20 000次Bootstrap分析再次檢驗組織自尊對同事額外努力與績效趨近目標導向、績效規避目標導向關系的調節效應,結果如表6所示。在高組織自尊的情境下,同事額外努力對績效趨近目標導向的影響效應值正向顯著(β=0.30,SE=0.09),置信區間為[0.12, 0.47],假設H1a得到支持;在低組織自尊的情境下,同事額外努力對績效趨近目標導向的影響效應值不顯著(β=-0.04,SE=0.08),置信區間為[-0.20, 0.13];在高、低組織自尊情境下,效應值差別顯著(Δβ=0.34,SE=0.10),置信區間為[0.13, 0.54],圖3(a)為對應的調節效應圖。

表6 組織自尊對同事額外努力與績效目標導向關系的調節效應檢驗

關于組織自尊對同事額外努力與績效規避目標導向關系的調節效應,在高組織自尊的情境下,同事額外努力對績效規避目標導向的影響效應值負向顯著(β=-0.34,SE=0.12),置信區間為[-0.58, -0.10],假設H1b得到支持;在低組織自尊的情境下,同事額外努力對績效規避目標導向的影響效應值不顯著(β=0.13,SE=0.10),置信區間為[-0.08, 0.31];在高、低組織自尊情境下,效應值差別顯著(Δβ=-0.47,SE=0.15),置信區間為[-0.73, -0.13],圖3(b)為對應的調節效應圖。

針對高、低組織自尊兩種情境,采用置信區間為95%的20 000次Bootstrap分析,對中介效應展開檢驗,結果如表7所示。在高組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效趨近目標導向對工作投入(β=0.13,SE=0.05)的中介效應顯著,而且與低組織自尊情境下的中介效應值存在顯著差別,因此組織自尊對這條中介路徑起到顯著的調節作用,假設H3a得到支持。在高組織自尊的情境下,同事額外努力通過績效規避目標導向對工作投入(β=0.10,SE=0.04)、工作倦怠(β=-0.19,SE=0.07)的中介效應顯著,而且與低組織自尊情境下的中介效應值均存在顯著差別,假設H4a、H4b得到支持。

圖3 組織自尊調節同事額外努力與績效目標導向關系的效應圖

表7 同事額外努力通過績效目標導向對結果變量的中介調節效應

四、 結 論

1. 研究結論

基于社會比較理論,探討了同事額外努力通過影響員工的績效趨近目標導向和績效規避目標導向,作用于員工工作投入和工作倦怠的中介機制,以及組織自尊這一自我評價在此中介機制中發揮的調節作用。本文研究結論主要有以下三點。①同事額外努力影響員工的績效趨近目標導向和績效規避目標導向。對于高組織自尊的員工,同事額外努力會增強員工的績效趨近目標導向,降低員工的績效規避目標導向;對于低組織自尊的員工,同事額外努力會增強員工的績效規避目標導向,降低員工的績效趨近目標導向。②在同事額外努力影響員工的工作投入和工作倦怠的過程中,績效趨近目標導向和績效規避目標導向起到了中介作用。③員工的組織自尊在同事額外努力通過績效趨近目標導向和績效規避目標導向,影響員工的工作投入和工作倦怠的中介路徑中,起到調節作用。對于高組織自尊員工,同事額外努力提高績效趨近目標導向,降低績效規避目標導向,進而激發工作投入、緩解工作倦怠;對于低組織自尊員工,同事額外努力降低績效趨近目標導向,提高績效規避目標導向,并降低工作投入,加劇工作倦怠。

2. 理論意義

首先,本文從他者視角出發,分析了來自同事的額外努力對員工的影響機制。在以往的研究中,員工努力的工作行為不僅對構建職場人際關系、提升員工績效等方面具有積極影響,也可能導致同事嫉妒等消極結果[26]。但是這些研究大多圍繞員工自身的工作行為,而忽略了來自同事等他人的努力對員工的態度及行為的影響。然而,由于同事與員工自身存在較大的可比性,職場中的同事通常被員工當作社會比較的首要目標,且員工與同事在工作表現上的互相比較也普遍發生。本文圍繞同事的額外努力這一新視角,探索同事額外努力對員工自身的影響,力圖補充現有研究空白。

其次,本文進一步剖析了同事額外努力對員工的工作投入和工作倦怠的過程機制,引入績效目標導向解釋社會比較的中間過程,建立了兩個主題的學術對話。既有研究認為績效目標導向集中反映了個體與他人相互比較的內在思考[14],能夠反映出員工對同事額外努力等社會信息的處理過程,可惜的是鮮有研究將這個概念與個體社會比較的過程建立聯系?？紤]到績效目標導向與個體社會比較可能密切相關,本文納入績效趨近目標導向和績效規避目標導向兩種目標導向作為中介機制,解釋了同事額外努力產生“雙刃劍”效應的過程,搭建出同事額外努力對員工產生影響的關系橋梁。

最后,本文認為社會比較能否產生積極效應與員工的自我概念有關,并深入探析組織自尊這一邊界條件。一方面,已有研究雖然指出了社會比較可能產生積極或消極的影響[11],但對該影響如何在員工身上體現知之甚少。另一方面,個體在扮演不同角色時反映出的自尊截然不同[27],現有研究雖然認為自尊在社會比較中起到重要作用,但通常只考慮到個體的整體自尊而對特定情境下的自尊缺少探討。本文引入組織自尊這一個體自尊在工作情境下的特殊面,深入解析了工作情境中的個體自我評價對社會比較過程的影響,進而揭示了同事額外努力在不同組織自尊的員工身上的作用差異。

3. 實踐意義

首先,考慮到同事額外努力對員工的雙重影響,管理者應該辯證地看待下屬的埋頭苦干。積極主動的工作行為雖然能在一定程度上促進員工和團隊的績效,也有利于帶動其他員工一起努力,但是在社會比較的長期鞭策下,組織自尊較低的員工將備感疲憊。為規避這一負面效應,管理者一方面應該在任務安排上做到“因人而異”,考慮員工的個性、能力和特長,為其合理地安排工作任務[28]。這有助于員工充分發揮自身價值,提高員工的組織自尊,以抵御同事額外努力的負面影響。另一方面,管理者不應一味地提倡員工為工作付出額外努力,還需要時刻關注員工態度和行為的變化,及時幫助員工疏導消極情緒、緩解工作壓力。

其次,管理者需要引導員工對職場比較的積極思考,盡可能規避社會比較帶來的負面影響。一方面,管理者應該充分強調優秀員工的模范帶頭作用,引領員工向榜樣看齊。這有助于激發員工的績效趨近目標導向,進而起到動員員工的作用。另一方面,管理者還應有意識地提高員工的組織自尊,例如通過向員工提供積極反饋等舉措,肯定員工的能力和重要性。員工組織自尊的提高有助于引導員工積極地看待同事額外努力,以更為飽滿的工作熱情投入到工作中。另外,管理者還須盡可能避免突出員工間工作表現的比較,這種比較容易磨滅低組織自尊員工的工作熱情,甚至使他們陷入倦怠情緒中。

最后,企業應在培訓環節增加對員工組織自尊的考核。在培訓環節,企業不僅應重視提升員工工作能力,還要引導其發掘自身的工作價值。一方面,工作能力的提升有助于員工勝任工作,強化員工的工作信念;另一方面,員工也能通過領悟工作價值,來發覺自身在團隊中的地位和重要性。這兩個方面將成為員工在組織中提升組織自尊的雙重驅動力,并筑建有效抵御同事額外努力所造成的負面影響的“防火墻”。