绩效压力对员工幸福感的“双刃剑”效应

宋萌胡鹤颜王震

(1.北京工业大学 经济与管理学院,北京 100124;2.中央财经大学 商学院,北京 100081)

对组织而言,员工绩效直接决定了组织在VUCA 时代的生死存亡。因此,为了达成目标,组织常常通过提升绩效要求、由绩效表现决定考核结果等方式来确保员工的高绩效。这种绩效与结果“挂钩”所带来的潜在收益(如升职、加薪)与威胁(如降级、解雇),可能会给员工带来繁重的压力,学术界将之界定为“绩效压力”[1]。绩效压力普遍存在于职场之中,据《中国职场社交报告2019》显示,超过三成的员工认为自己承受了较大的绩效压力。

尽管研究和实践表明,绩效压力确实可以提升员工绩效[2-3],关于它对员工幸福感的影响却很少得到关注。实际上,对这组关系的考察具有重要意义。这是因为,对组织来说,员工的高绩效和幸福感均非常关键。如果提升员工绩效是以牺牲其幸福感为代价,组织可能会在短期内受益,却无法实现长足可持续发展。因此,探究绩效压力对绩效提升作用的同时,关注绩效压力如何影响员工幸福感,具有重要的理论和现实意义。

部分学者试图探索组织绩效压力与员工追求幸福感之间的关系,但却得出完全不同的结论。部分研究表明,高绩效压力意味着高工作负荷,会引起员工资源损耗和过劳感[4],甚至会产生愤怒情绪[1],破坏员工的幸福体验;还有学者则指出,高绩效压力会被员工感知为实现目标(如晋升)必须克服的障碍,是组织对自己价值的肯定[5],认为幸福是劳动创造的,是奋斗出来的[6],二者具有相互促进的关系。可以看出,绩效压力和幸福感之间存在着一种相伴相生却又时常矛盾的关系。新近研究指出,现代组织中绩效压力已成为影响员工幸福感的最突出因素之一[1]。然而,绩效压力对幸福感究竟“有何”“如何”以及“何时”影响这一问题,还未得到有效厘清。

根据工作条件-情绪-幸福感模型(job conditionsemotion-well-being model),情绪是压力的即时反应,并对个体的后续行为和主观体验有预测作用[7]。换言之,该理论认为情绪是传导个体工作压力影响主观体验最直接的机制。高绩效压力会消耗员工大量有限资源、精力和时间[4],诱发消极情绪的产生,削弱员工幸福感。同时,绩效压力常常被员工理解为是组织对自身的肯定和期望[5],帮助其更接近目标,因此又可能激发员工的积极情绪,提升其幸福感水平。鉴于此,本文基于工作条件-情绪-幸福感模型,认为消极情绪和积极情绪可能是传导绩效压力对员工工作和生活幸福感影响的重要机制。

进一步,上述两条路径有何边界条件? 即何种情况下可以促进员工绩效压力激发积极情绪,抑制消极情绪,进而有助于提高员工幸福感? 工作条件-情绪-幸福感模型也指出,有价值的工作资源是调节个体压力与其情绪反应之间关系的重要权变因素[7]。领导是组织内决策权力的掌控者和资源的分配者,对员工的成长和发展有更直接的影响[8]。相关研究[9-10]也指出,员工在授权型领导的管理下会获得更大的自主决策权力。与传统的权力、利益导向型领导不同,授权型领导强调赋予员工较多的决策自主权和信息渠道,愿意同员工建立灵活民主的上下级关系[11]。上述特征均可能影响压力下员工的情绪反应,激发积极情绪,抑制消极情绪。

综上所述,本文主要有三个贡献点:第一,通过引入工作条件-情绪-幸福感模型,丰富学界对绩效压力影响工作幸福感和生活幸福感作用机制的认识;第二,是对绩效压力结果研究的一种实证检验和推进,有助于学界全面认识绩效压力的积极与消极效应;第三,检验了授权型领导对绩效压力-员工情绪的调节作用,结论能为管理者有效调控员工绩效压力提供有价值的参考。本文的研究模型见图1。

图1 研究模型Figure 1 Research model

1.1 工作条件-情绪-幸福感模型

工作条件-情绪-幸福感模型是由Rubino 等人[7]在情绪事件理论与工作要求-资源模型基础上提出的压力应变模型,进一步解释了工作要求/资源-情绪反应与幸福感之间的关系。该模型认为,工作条件(如,绩效压力)会刺激个体产生不同的情绪反应,进而影响其幸福体验,而工作资源会权变影响工作要求与情绪之间的关系[7]。具体而言,工作要求包括压力源、工作量、模糊性、任务复杂性等;工作资源包括决策自由度、组织支持等。

工作条件-情绪-幸福感模型作为本文统领框架,主要原因如下:首先,该模型更适用于解释压力对幸福感的动态作用。该模型指出,工作压力、工作资源都具有每日变异属性,并从动态视角解释了二者与情绪反应和幸福感之间的关系。绩效压力作为一种与绩效密切相关的工作压力,会因工作内容和任务的不同而存在瞬间变异[7]。用该理论解释绩效压力对员工幸福体验的影响,是对该理论的发展与延伸。其次,该模型可以同时解释本文中的消极和积极传递效应。工作条件-情绪-幸福感模型重点强调了个体应对压力可能同时产生消极和积极情绪反应,并进一步对幸福体验产生不同影响。这一统领框架能很好地解释本文中绩效压力对员工工作和生活幸福感的双向影响链条。

1.2 员工绩效压力对工作幸福感和生活幸福感的消极作用:消极情绪的中介效应

根据工作条件-情绪-幸福感模型,消极情绪的产生主要源于个体能量与有限资源的过度损耗[7],而绩效压力是造成上述损耗的重要因素[4]。高绩效压力意味着高风险与高要求,是职场中主要的压力源,会对员工产生威胁[12]。鉴于此,员工会投入大量时间与精力以达成工作绩效要求,规避潜在风险和威胁,致使其过度损耗[13],产生消极情绪。

进一步,消极情绪不利于幸福感水平的提高。一方面,当员工经历消极情绪时,会更倾向于关注负面信息[14],产生更多对工作事件与环境的负面评价[15-16],影响员工的工作幸福感;同时,消极情绪会使员工在工作过程中缺乏友好性,不利于员工人际交往和工作交流的开展,进而有损工作幸福感[17-18]。另一方面,相关研究[19]指出,生活幸福感会受到工作中消极事件的影响,员工在经历负面情绪时,很难有良好的工作感受与体验,也难以获得工作对生活的积极溢出效应[20]。换句话说,员工难免会将工作中的不良状态与感受带入生活,削弱其生活幸福感。综上所述,本文提出以下假设:

H1员工每日绩效压力水平会增加自身的消极情绪,进而降低其工作幸福感(H1a)和生活幸福感(H1b)。

1.3 员工绩效压力对工作幸福感和生活幸福感的积极作用:积极情绪的中介效应

如前文所述,员工绩效压力可能增加自身消极情绪,进而有损其工作幸福感和生活幸福感。同时,绩效压力也存在提升员工积极情绪的可能。具体来说,积极情绪是个人在内部条件或外部环境刺激下产生的一种愉悦感受,如快乐、活力、兴奋等[21]。工作条件-情绪-幸福感模型指出,压力背后的积极结果是积极情绪产生的关键[7],绩效压力可能通过认可员工能力和构建工作资源激发其积极情绪。一方面,高绩效压力实际上蕴含着组织对员工价值和工作能力的一种期望与认可(如,能者多劳),员工也会认为这是实现目标必须克服的障碍[5];另一方面,绩效压力与工作中潜在的收益直接相关(如,收入、晋升等),员工能看到更多资源,更逼近目标。来自组织的肯定[22]与资源均会激发员工的积极情绪。

以往研究指出,积极情绪是幸福感的最直接影响因素[23],且能产生积极的溢出效应,增强员工的工作幸福感与生活幸福感。首先,当员工体验到积极情绪时,会更为专注和开放[24],更主动思考并趋向于采取新方法、新策略解决实际工作问题[25]。在此状态下,员工对工作的控制感更强,工作幸福感水平更高;其次,处于积极情绪状态下的员工在生活中多持乐观友好的态度[26],较少将工作中的问题和不良情绪带入日常生活中,使工作中的积极体验对日常生活产生积极溢出效应[27],提升生活幸福感。此外,经历积极情绪的个体在工作之余会将大量时间投入到丰富且有意义的活动中以追求新目标,从而获得更多的生活幸福感[28]。综上所述,本文提出以下假设:

H2员工每日绩效压力水平会提升自身的积极情绪,进而提升其工作幸福感(H2a)和生活幸福感(H2b)。

1.4 每日授权型领导的调节效应

工作条件-情绪-幸福感模型指出,有效的工作资源是影响个体对压力反应的重要因素[7]。作为组织内决策权力、资源的直接掌控者和分配者,领导一直被认为是员工获取有效工作资源的最直接途径[29]。特别地,授权型领导会主动赋予员工所需的工作资源和人际支持,对员工压力与情绪反应具有权变效应:在削弱消极情绪方面,授权型领导主动下放权力、鼓励员工参与决策并适时提供支持、信任且愿同员工建立民主关系等行为,都是员工应对压力的重要资源,有助于员工在遇到问题时及时采取措施与行动进行弥补[30],缓解绩效压力可能带来的负面情绪。Bakker,Demerouti和Euwema[31]也证实了在自主权较高的领导情境下,员工面临高工作压力时会较少产生消极态度和情绪。在对积极情绪的增强效应上,拥有授权型领导的员工能够自由表达意见、制定计划,这都可能最大限度地激励他们克服绩效压力的障碍,保持积极情绪[32-33]。进一步,领导授予员工权力和责任的行为隐含着领导对员工完成高绩效工作的期许和信心[34],在这种领导风格下,员工更倾向于将绩效压力归因于组织和领导的一种期望,强化绩效压力激发积极情绪的可能。因此,本文认为当员工感知到高水平授权型领导支持时,绩效压力会提升员工的积极情绪,缓解员工的消极情绪,进而对其工作和生活幸福感产生间接影响。

综上所述,本文提出以下假设:

H3每日授权型领导会缓解员工绩效压力与消极情绪之间的正向关系(H3a),强化员工绩效压力与积极情绪的正向关系(H3b)。

上文阐述了员工绩效压力既可能通过增加自身消极情绪,进而削弱工作幸福感(H1a)和生活幸福感(H1b),也可能通过激发自身积极情绪,进而提升工作幸福感(H2a)和生活幸福感(H2b)。与此同时,每日授权型领导调节员工绩效压力与消极情绪(H3a)、积极情绪(H3b)之间的关系。结合这三条路径可以预期,每日授权型领导会进一步调节员工绩效压力分别通过积极情绪和消极情绪对其工作幸福感和生活幸福感的间接影响。具体而言,每日授权型领导可能进一步缓解员工绩效压力通过员工消极情绪对其工作幸福感和生活幸福感的间接影响;同时,每日授权型领导可能进一步加强员工绩效压力通过员工积极情绪对其工作幸福感和生活幸福感的间接影响。因此,我们提出四个有调节的中介效应。

H4a每日授权型领导负向调节员工绩效压力通过消极情绪对其工作幸福感的间接影响。当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力通过消极情绪对其工作幸福感的负向影响较弱;反之较强;

H4b每日授权型领导负向调节员工绩效压力通过消极情绪对其生活幸福感的间接影响。当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力通过消极情绪对其生活幸福感的负向影响较弱;反之较强。

H5a每日授权型领导正向调节员工绩效压力通过积极情绪对其工作幸福感的间接影响。当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力通过积极情绪对其工作幸福感的正向影响较强;反之较弱;

H5b每日授权型领导正向调节员工绩效压力通过积极情绪对其生活幸福感的间接影响。当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力通过积极情绪对其生活幸福感的正向影响较强;反之较弱。

2.1 研究样本与研究过程

经验取样法(experience sampling method,ESM)是一种研究个体内差异与外在稳定特征之间动态变化的高频率跟踪调研方法[35]。以往研究[13,36-37]认为,个体的绩效压力、情绪及幸福体验均存在每日变异。且新近相关研究结论[38-41]指出,领导行为在个体内层面上存在稳定波动,授权型领导向员工赋予的决策权力和相关信息资源会根据实际工作情况的不同而存在每日变异[40],进而对情绪反应及后续行为造成不同的影响。因此,为显著提高数据本身和研究结果的客观性和可靠性,降低样本回溯偏差对数据的不良影响[42],本文选择经验取样法以有效捕捉每日员工绩效压力以及每日授权型领导对员工工作与生活的动态影响。

本文被试样本来自国内多家企业中不同类型的研发人员,这一选择有效规避相同工作类型对结果造成的影响。课题组通过微信、电子邮件和电话与备选被试联系,并告知研究过程与目的,询问被试对此项调研的参与意愿。最终,共有76 名研发人员愿意参与。参考已有研究做法[41,43],在确认被试名单与微信后,课题组组建了微信群,并在群中发放问卷链接以收集数据。

遵循以往经验取样法的研究程序[41,44],本调研包含两个阶段:基础调研阶段主要收集被试的人口统计学变量(问卷编码、性别、年龄、受教育程度、工作性质、工作时长、与当前领导的共事时长),要求被试当天提交。基础调研完成1 周后,开始连续10 个工作日(2 周)的正式调研。为客观准确识别变量之间的关系,降低被试的回溯偏差及厌烦情绪,每天的正式调研分为两个时点进行。在尽量不影响被试正常工作和生活的前提下,选择在每个工作日的16:30(员工绩效压力、每日授权型领导、职场焦虑)和20:30(消极情绪、积极情绪、工作幸福感、生活幸福感)两个时间点在微信群中发放问卷,同时要求被试在1 小时内提交以保证时效性。为确保被试继续参与并配合后续调研,课题组提前告知将依据问卷提交的数量和质量,为每位被试发放一定数额的现金奖励。

通过问卷配对及处理,剔除某一时点存在缺失以及不认真(带有明确指向性的问题未选择要求选项以及填答时间不达标)的样本数据,其中有4 名被试因在10 天正式调研中均出现以上情况导致数据无效,另有20 名被试因以上情况导致部分数据无效,最终获得72 名被试的641 条有效数据。有效回收样本中,包括男性57 人,占79.17%,平均年龄33.14 岁(SD=4.36);女性15 人,占20.83%;平均年龄32.53 岁(SD=4.88)。在当前组织工作平均时长58.31 个月(SD=45.93);与当前领导的平均共事时间为49 个月(SD=40.30);其中,博士研究生6 人,占8.33%;硕士研究生22 人,占30.56%;大学本科学历33 人,占45.83%;大学专科学历10 人,占13.89%;高中及以下学历者1 人,占1.39%。

2.2 测量工具

本文中变量皆采用高水平英文期刊发表的成熟量表。为保证量表翻译的精确度,英文量表皆经过2 名组织行为学副教授和3 名管理学博士进行了严格的“翻译-回译”步骤。鉴于经验取样法每日测量的特征,为减少每日调研时间,课题组遵照以往研究建议[45],采用载荷最高的短版量表。除了人口统计学变量,所有量表均采用6 点计分法,取值范围从1 到6 表示“非常不同意”到“非常同意”。

每日员工绩效压力的测量采用Mitchell 等人[1]编制的绩效压力量表中的3 个题项。如“今天,我在工作过程中感受到巨大的压力”,该量表的Cronbach"s α 值为0.747。

每日员工消极情绪和积极情绪的测量选取Watson 等人[46]编制的积极消极情绪量表(PANAS),分别包含3 个形容词,消极情绪分量表如“紧张的”“敌意的”等,积极情绪分量表如“振奋的”“活跃的”等。其中,消极情绪分量表的Cronbach"s α 值为0.670,积极情绪分量表的Cronbach"s α 值为0.769。

每日员工工作幸福感的测量借鉴Zheng 等人[47]编制的员工幸福感量表,选取其中工作幸福感这一维度的2 个题项并进行适当修改。如“今天,我对我的工作感到满意”,该量表的Cronbach"s α 值为0.792。

每日员工生活幸福感的测量选自Zheng 等人[47]编制的员工幸福感量表,选取其中生活幸福感这一维度的5 个题项并进行适当修改。如“今天,我感觉生活接近理想状态”,该量表的Cronbach"s α 值为0.872。

每日授权型领导的测量选取Ahearne 等人[9]编制的授权型领导量表中的3 个题项,如“今天,我的领导做重要决定的时候,有与我商量”,该量表的Cronbach"s α 值为0.826。

2.3 控制变量

首先,以往研究表明性别[48]、年龄[49]、受教育程度[50]和工作性质[51]均会对员工幸福感产生影响,因此我们收集了样本的人口特征作为控制变量。此外,根据工作条件-情绪-幸福感模型,特定情绪是压力与幸福感之间的重要传导机制,特别是负面情绪可能对压力的传递效应更强[7]。李志成等人[12]在研究中发现了职场焦虑情绪对绩效压力-个体工作行为的传递效应。因此,我们考虑将职场焦虑作为控制性中介变量进行控制,采用Mccarthy等[52]编制的职场焦虑量表中的4 个题项进行测量(Cronbach"s α 值为0.924)。其次,多篇专门针对控制变量选取[53-55]的研究得出共同结论:当选取的控制变量与本文中结果变量不相关时,为保证自由度[56]和数据分析的统计效用[57-58],应在数据分析中予以删除。从表2 可以看出,性别、年龄、受教育程度和职场焦虑与工作幸福感和生活幸福感的相关性并不显著。因此,为保证统计功效,我们剔除上述变量(性别、年龄、受教育程度和职场焦虑)。ANOVA 结果显示,不同工作性质员工报告的工作幸福感(F=3.358,P=0.019)和生活幸福感(F=6.680,P=0.000)均存在显著差异。因此,本文将对四种工作性质进行控制。具体来说,我们将工作性质的4 个种类(制造业、信息和通信、科学和技术活动以及公共管理与国防、强制性社会保障)构建了3 个虚拟变量作为控制变量,并代入到后续数据分析中。

3.1 零模型检验

本文通过R 3.5.1 计算各变量的ICC(1)和ICC(2)以说明其组间变异和在个体间层次的信度。结果表明:绩效压力(ICC(1)=0.65,ICC(2)=0.94)、消极情绪(ICC(1)=0.55,ICC(2)=0.92)、积极情绪(ICC(1)=0.61,ICC(2)=0.93)、工作幸福感(ICC(1)=0.50,ICC(2)=0.90)、生活幸福感(ICC(1)=0.65,ICC(2)=0.94)、每日授权型领导(ICC(1)=0.60,ICC(2)=0.93)的两项指标均达到标准(ICC(1)＞0.059,ICC(2)＞0.70),且上述各变量的1-ICC(1)值也反映出其具有一定的组内变异。因此,本文采取经验取样法和跨层次分析的研究设计是科学合理的。

3.2 共同方法偏差检验

本文参照以往学者的做法[59-60]先进行了Harman 单因子检验,结果显示析出的第一个因子的方差贡献率为28.44%,低于以往研究[61-62]建议的40%经验标准,说明共同方法偏差不严重。

同时,本文依据相关学者[62-63]的建议,在进行验证性因子分析检验各研究变量区分效度的基础上,加入一个共同方法因子建立双因子模型检验共同方法偏差。相关研究[64]认为,如果控制了共同方法因子的模型拟合指数优于无共同方法因子的原始模型,说明模型存在共同方法偏差,反之则说明模型不存在共同方法偏差。结果如表1 所示,六因子模型相对于其他模型而言,拟合程度最好(χ2=542.094,df=137,TLI=0.911,CFI=0.929,RMSEA=0.068,SRMR=0.057),且加入共同方法因子后模型拟合程度(χ2=894.941,df=139,TLI=0.809,CFI=0.844,RMSEA=0.092,SRMR=0.214)并未优于六因子模型。因此,本文的6 个研究变量之间具有良好的区分效度且不存在明显的共同方法偏差。

表1 验证性因子分析结果Table 1 Confirmatory factor analysis results

3.3 描述性统计和相关性分析

本文使用SPSS 25.0 分别对个体内与个体间变量进行描述性统计分析。研究结果(表2)显示,员工绩效压力与员工消极情绪(r=0.291,p＜0.01)、员工积极情绪(r=0.116,p＜0.01)、员工工作幸福感(r=0.112,p＜0.01)皆呈显著正相关,与员工生活幸福感(r=0.042,ns)不相关;员工消极情绪与员工工作幸福感(r=-0.173,p＜0.01)、员工生活幸福感(r=-0.096,p＜0.05)呈负相关;员工积极情绪与员工工作幸福感(r=0.529,p＜ 0.01)、员工生活幸福感(r=0.399,p＜0.01)呈显著正相关。

表2 描述性统计与相关性分析结果Table 2 Descriptive statistics and correlation analysis results

3.4 假设检验结果

如图2 所示,员工绩效压力与其消极情绪呈正向关系(b=0.120,p＜0.01);员工消极情绪与其工作幸福感(b=-0.368,p＜0.01)和生活幸福感(b=-0.192,p＜0.01)均呈显著负相关。本文使用R 3.5.1,采用蒙特卡洛模拟拔靴法(monte carlo simulation bootstrap)进一步检验员工绩效压力通过积极情绪对其工作幸福感和生活幸福感的中介效应值及置信区间,该方法比修正偏倚拔靴法更适合检验跨层次中介模型和嵌套数据的中介模型[65]。结果显示,员工绩效压力通过消极情绪降低其工作幸福感(H1a)的间接效应值为-0.044,95%置信区间为[-0.077,-0.018],不包括0;员工绩效压力通过消极情绪降低其生活幸福感(H1b)的间接效应值为-0.023,95%置信区间为[-0.044,-0.007],不包括0;综上,H1 得到支持。

图2 模型路径系数Figure 2 Results for path analyses

如图2 所示,员工绩效压力与员工积极情绪呈正向关系(b=0.065,p＜0.05);员工积极情绪与其工作幸福感(b=0.628,p＜0.01)和生活幸福感(b=0.375,p＜0.01)均呈显著正相关。蒙特卡洛模拟拔靴法计算结果显示,员工绩效压力通过积极情绪提升其工作幸福感(H2a)的间接效应值为0.041,95%置信区间为[0.002,0.083],不包括0;员工绩效压力通过积极情绪提升其生活幸福感(H2b)的间接效应值为0.024,95%置信区间为[0.000 6,0.052],不包括0;综上,H2 得到支持。

在调节效应的检验上,本文发现每日授权型领导显著负向调节了员工绩效压力与其消极情绪之间的关系(交互项系数γ=-0.116,p＜0.05)。为直观描述员工绩效压力与每日授权型领导对其消极情绪的交互效应,本文分别在调节变量取高水平(M+SD)与低水平(M-SD)进行组合绘制交互效应图,结果如图3 所示。当员工感知到每日授权型领导水平较低时,绩效压力对其消极情绪有显著的正向影响;当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力对其消极情绪的影响不显著。更进一步,本文通过R 3.5.1 使用Monte Carlo程序进行简单斜率检验也支持了这一结果。如表3 所示,当员工感知到每日授权型领导水平较低时,绩效压力显著提高其消极情绪(b=0.246,CI95%=[0.132,0.360]),当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力与其消极情绪不存在显著的负相关关系(b=-0.005,CI95%=[-0.120,0.108])。综上,H3a 得到验证。

图3 每日授权型领导对员工绩效压力与员工消极情绪关系的调节效应图Figure 3 The moderating effect of daily empowering leadership on the relationship between performance pressure and negative emotions

表3 基于每日授权型领导对“双刃剑”路径简单斜率检验(N=641)Table 3 Results for simple slope test (N=641)

为验证每日授权型领导对“伤”刃路径的有调节中介效应是否显著,本文使用Monte Carlo 程序对全模型路径系数进行检验,结果见表4。每日授权型领导调节员工绩效压力通过消极情绪对其工作幸福感的间接效应值为0.092,95%置信区间为[0.019,0.186],对其生活幸福感的间接效应值为0.048,95%置信区间为[0.007,0.106],有调节的中介效应得到验证,且方向与预期相同:每日授权型领导负向调节员工绩效压力与消极情绪之间的关系,进而对其工作幸福感和生活幸福感产生影响。为直观体现每日授权型领导在何种水平下对模型中主效应起到显著的抑制作用,本文将R

表4 基于每日授权型领导对“伤”刃路径的被调节的中介检验(N=641)Table 4 Results for moderated mediation test (N=641)

3.5.1 中Monte Carlo 程序的输出结果进行描点绘图。如图4和图5 所示,当员工感知到每日授权型领导水平较高时,绩效压力对其消极情绪的影响效应较弱,进而负向影响员工工作幸福感和生活幸福感。综上,H4a、H4b 得到支持。

图4 每日授权型领导对员工绩效压力与员工工作幸福感间接关系的调节作用Figure 4 The moderating effect of daily empowering leadership on the indirect relationship between performance pressure and job well-being via negative emotions

图5 每日授权型领导对员工绩效压力与员工生活幸福感间接关系的调节作用Figure 5 The moderating effect of daily empowering leadership on the indirect relationship between performance pressure and life well-being via negative emotions

本文采用相同的方式检验H3b、H5a 和H5b。结果显示:员工每日授权型领导对员工绩效压力与其积极情绪之间的调节作用并不显著(交互项系数γ=-0.056,ns),每日授权型领导调节员工绩效压力通过积极情绪对其工作幸福感的间接效应值为-0.076,95%置信区间为[-0.286,0.131],对其生活幸福感的间接效应值为-0.045,95%置信区间为[-0.180,0.080],有调节的中介效应不存在。综上,H3b、H5a 和H5b 未获得支持。

4.1 理论意义

首先,本文丰富了绩效压力对幸福感这一结果变量的研究。既往研究主要关注绩效压力对员工工作相关产出的影响[1-2,12-13],例如,Mitchell 等人[1]和李锡元,王伟叶[66]分别在美国和中国情境下考察了绩效压力对员工职场欺骗行为的影响,并得出一致结论:绩效压力显著正向影响职场欺骗行为;Gardner[3]探讨了绩效压力对团队绩效的积极作用,Jensen 等人[67]则基于美国111 家零售店铺数据,验证了绩效压力对店铺销售业绩缩水的显著加剧效应。但绩效压力对员工幸福体验究竟有何影响还鲜有研究关注。尽管Mitchell等人[1]从理论上明确指出,绩效压力是影响员工幸福感最为重要的因素之一,但后续实证研究较少。鉴于员工幸福感对组织可持续发展的重要作用[68-69],对二者间关系的考察具有重要的理论和实践价值。基于此,本文探讨了绩效压力对员工幸福感的影响。更进一步,本文同时关注工作幸福感和生活幸福感双维度,系统剖析了绩效压力对员工幸福感的影响效应,这也回应了Widmer 等人[70]关于“探索不同压力与员工不同幸福体验间关系(explore the association of different challenge stressors with different indicators of well-being)”的呼吁。结果表明,绩效压力在给员工带来消极结果(诱发消极情绪,削弱幸福感)的同时,也会给员工带来积极结果(提高积极情绪,增加幸福感),推进了绩效压力的后果研究,也支持了新近研究[13]关于绩效压力具有“双刃剑”效应的观点。

其次,本文从情绪视角揭示了绩效压力对员工幸福感的内在作用机制。基于工作条件-情绪-幸福感模型,本文构建并检验了绩效压力通过诱发消极情绪和增加积极情绪影响幸福感的双路径模型,推进了绩效压力作用机制的研究。以往研究主要从压力的认知评价理论[12-13]和自我保护视角[1]探讨了绩效压力与后续影响之间的关系,忽略了压力更直接和最近端的情绪视角。Rubino等[7]新近提出的工作条件-情绪-幸福感模型一定程度上解决了这一不足。该模型基于情绪事件理论与工作要求-资源模型提出,并在三个方面做了推进:第一,指出情绪是个体对压力的即时反应和最近端因素,也是传导工作条件(如,绩效压力)对后续结果的关键影响机制;第二,强调个体应对压力可能同时产生消极和积极情绪反应,并进一步对幸福体验产生不同影响;第三,明确工作压力、工作资源都具有每日变异属性,应该从动态视角解释二者与情绪反应和幸福感之间的关系。紧扣上述三个核心观点,本文采用经验取样法,系统地阐明了情绪反应在绩效压力与员工幸福感之间的作用,一定程度上为该理论提出的双路径和动态性提供了数据支撑,也为深刻理解绩效压力影响员工幸福感的传导机制提供更近端解释视角。

第三,本文揭示了员工绩效压力“双刃剑”路径的作用边界,即每日授权型领导的调节效应。结果发现:当员工感知到每日授权型领导水平较低时,会放大绩效压力到员工幸福感的“伤”刃路径,反之则不会对绩效压力的“伤”刃路径产生权变效应;而绩效压力的“利”刃路径不会受到每日授权型领导的调节影响。这与本文将授权型领导视为一种能为员工提供自主资源和支持的情境,进而缓解绩效压力诱发消极情绪、强化绩效压力激发积极情绪的假设略不一致。我们试图从授权型领导本身及其他权变条件来解释产生上述不同结论的原因。(1)授权领导能否发挥权变作用、发挥正向还是负向作用受其具体类型或形态的影响。多篇研究得出上述结论,例如,Dijke 等人[71]在研究中将授权领导行为分为鼓励自我发展(encouraging self-development)和鼓励独立行动(encouraging independent action)两种授权类型,分别对员工感知的程序公平和组织公民行为产生加强和削弱效应。袁庆宏等人[72]在中国组织情境下验证了垂直授权领导和共享授权领导对团队跨界活动-团队反思之间的负向和正向调节效应。新近有关授权领导的综述研究[10]也表明对不同类型授权领导的探讨还没有真正进入研究者的视野,后续研究应该从关注授权领导水平的高低转向关注授权领导类型差异。(2)另一个可能的原因是授权领导对绩效压力-情绪-幸福感的调节效应,还可能受工作特征[73]和员工特质[74]的影响。一方面,工作特征(如,工作复杂性)会影响员工应对工作压力时的反应和处理过程[75]。例如,高复杂性工作代表更多不确定性,员工对领导的指导与依赖会增加[76]。当领导授权难以满足员工的权力和资源需求时,可能会使员工在应对复杂的工作要求时无所适从,难以缓解消极情绪水平。另一方面,不同特质的员工对压力的反应不同[77],消极特质(如,神经质等)员工更多关注绩效压力的潜在负面威胁[78]。此时,在领导授权的情境下,员工既要兼顾前期的决策工作,还要完成后期的落地实施[79],可能触发双重任务加工效应(dual-task processing effect)[80],难以实现增强积极情绪,抑制消极情绪的目的。反之,积极特质员工(如,高成就动机,高促进调节聚焦)更有可能将绩效压力视为一种组织肯定或潜在发展机会[81]。这类员工得到的授权越多,体会到被寄予厚望的感觉越强烈[34],增加自身的控制感,进而提升积极情绪。受研究问题所限,本文并未考量这些因素,未来研究可针对授权领导对绩效压力与员工情绪体验的权变影响开展更深入探讨。

4.2 实践价值

研究结果指出,员工绩效压力对其工作幸福感与生活幸福感有双重作用,因此,如何最大限度发挥绩效压力的积极作用,规避其消极影响是本文的核心价值,最终结果对组织实践具有如下启示:第一,组织应多关注员工的日常压力状况并制定相应的帮扶措施与计划,在必要情况下对员工进行压力疏导与情绪安抚;同时,应为员工开展相关培训,锻炼员工管理和控制自己的情绪,从而减少其消极情绪的产生。第二,企业注意日常对于绩效要求与奖罚标准的表述与传达,多向员工解释和强调绩效压力背后所带来的好处与机会,引导员工多关注绩效压力背后的机遇与发展而非负面后果,以减少其负面解读的可能性,提前抑制消极情绪的产生。第三,企业应注重管理者能力的提高,根据员工每人每天的不同需求给予其适当的决策权力,并向员工分享有助于解决工作问题的资源和渠道,缓解员工消极情绪及其对工作和生活幸福感的危害,同时避免因领导与员工对授权预期的不一致和过度授权而产生的负面效应。

4.3 研究局限与未来研究方向

本文不可避免地存在一定的局限:首先,虽然采用经验取样法,并在两个时间点分别收集自变量和因变量,一定程度上减少了共同方法偏差的不良影响。但本文均采用自我报告收集数据,无法完全规避共同方法偏差的干扰。未来研究可从多来源样本(如高层领导者、领导自身、员工等)收集授权型领导数据,增强数据的可靠性,更精确地检验数据之间的关系。其次,研究样本主要来源于企业中的研发人员,样本来源较为单一,可能会影响研究结论的外部效度,未来可选取从事不同职业类型的人员作为研究对象。再次,本文未考察样本职级对模型的影响,以往研究[82]认为不同职级间工作压力和工作幸福感的确存在显著差异,建议未来研究关注并控制职位等级,以更好地厘清绩效压力与幸福感之间的关系;最后,本文仅考察了授权领导水平高低在绩效压力-情绪-幸福感这一关系间的调节效应,未来研究应关注不同授权领导类型的权变效果。同时,个体特质[74,77,83]、工作特征[73]也是造成个体对绩效压力产生不同反应的重要因素,未来研究可以通过收集纵向或多元数据深入考察绩效压力、领导行为及上述因素之间的三重交互作用,对个体情绪、主观体验的影响机制及作用机理,以期拓展绩效压力领域的研究思路。

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