宋萌胡鶴顏王震

(1.北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,北京 100124;2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院,北京 100081)

0 引言

對(duì)組織而言,員工績效直接決定了組織在VUCA 時(shí)代的生死存亡。因此,為了達(dá)成目標(biāo),組織常常通過提升績效要求、由績效表現(xiàn)決定考核結(jié)果等方式來確保員工的高績效。這種績效與結(jié)果“掛鉤”所帶來的潛在收益(如升職、加薪)與威脅(如降級(jí)、解雇),可能會(huì)給員工帶來繁重的壓力,學(xué)術(shù)界將之界定為“績效壓力”[1]?？冃毫ζ毡榇嬖谟诼殘鲋?據(jù)《中國職場社交報(bào)告2019》顯示,超過三成的員工認(rèn)為自己承受了較大的績效壓力。

盡管研究和實(shí)踐表明,績效壓力確實(shí)可以提升員工績效[2-3],關(guān)于它對(duì)員工幸福感的影響卻很少得到關(guān)注。實(shí)際上,對(duì)這組關(guān)系的考察具有重要意義。這是因?yàn)?對(duì)組織來說,員工的高績效和幸福感均非常關(guān)鍵。如果提升員工績效是以犧牲其幸福感為代價(jià),組織可能會(huì)在短期內(nèi)受益,卻無法實(shí)現(xiàn)長足可持續(xù)發(fā)展。因此,探究績效壓力對(duì)績效提升作用的同時(shí),關(guān)注績效壓力如何影響員工幸福感,具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

部分學(xué)者試圖探索組織績效壓力與員工追求幸福感之間的關(guān)系,但卻得出完全不同的結(jié)論。部分研究表明,高績效壓力意味著高工作負(fù)荷,會(huì)引起員工資源損耗和過勞感[4],甚至?xí)a(chǎn)生憤怒情緒[1],破壞員工的幸福體驗(yàn);還有學(xué)者則指出,高績效壓力會(huì)被員工感知為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)(如晉升)必須克服的障礙,是組織對(duì)自己價(jià)值的肯定[5],認(rèn)為幸福是勞動(dòng)創(chuàng)造的,是奮斗出來的[6],二者具有相互促進(jìn)的關(guān)系?？梢钥闯?績效壓力和幸福感之間存在著一種相伴相生卻又時(shí)常矛盾的關(guān)系。新近研究指出,現(xiàn)代組織中績效壓力已成為影響員工幸福感的最突出因素之一[1]。然而,績效壓力對(duì)幸福感究竟“有何”“如何”以及“何時(shí)”影響這一問題,還未得到有效厘清。

根據(jù)工作條件-情緒-幸福感模型(job conditionsemotion-well-being model),情緒是壓力的即時(shí)反應(yīng),并對(duì)個(gè)體的后續(xù)行為和主觀體驗(yàn)有預(yù)測(cè)作用[7]。換言之,該理論認(rèn)為情緒是傳導(dǎo)個(gè)體工作壓力影響主觀體驗(yàn)最直接的機(jī)制。高績效壓力會(huì)消耗員工大量有限資源、精力和時(shí)間[4],誘發(fā)消極情緒的產(chǎn)生,削弱員工幸福感。同時(shí),績效壓力常常被員工理解為是組織對(duì)自身的肯定和期望[5],幫助其更接近目標(biāo),因此又可能激發(fā)員工的積極情緒,提升其幸福感水平。鑒于此,本文基于工作條件-情緒-幸福感模型,認(rèn)為消極情緒和積極情緒可能是傳導(dǎo)績效壓力對(duì)員工工作和生活幸福感影響的重要機(jī)制。

進(jìn)一步,上述兩條路徑有何邊界條件? 即何種情況下可以促進(jìn)員工績效壓力激發(fā)積極情緒,抑制消極情緒,進(jìn)而有助于提高員工幸福感? 工作條件-情緒-幸福感模型也指出,有價(jià)值的工作資源是調(diào)節(jié)個(gè)體壓力與其情緒反應(yīng)之間關(guān)系的重要權(quán)變因素[7]。領(lǐng)導(dǎo)是組織內(nèi)決策權(quán)力的掌控者和資源的分配者,對(duì)員工的成長和發(fā)展有更直接的影響[8]。相關(guān)研究[9-10]也指出,員工在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的管理下會(huì)獲得更大的自主決策權(quán)力。與傳統(tǒng)的權(quán)力、利益導(dǎo)向型領(lǐng)導(dǎo)不同,授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)調(diào)賦予員工較多的決策自主權(quán)和信息渠道,愿意同員工建立靈活民主的上下級(jí)關(guān)系[11]。上述特征均可能影響壓力下員工的情緒反應(yīng),激發(fā)積極情緒,抑制消極情緒。

綜上所述,本文主要有三個(gè)貢獻(xiàn)點(diǎn):第一,通過引入工作條件-情緒-幸福感模型,豐富學(xué)界對(duì)績效壓力影響工作幸福感和生活幸福感作用機(jī)制的認(rèn)識(shí);第二,是對(duì)績效壓力結(jié)果研究的一種實(shí)證檢驗(yàn)和推進(jìn),有助于學(xué)界全面認(rèn)識(shí)績效壓力的積極與消極效應(yīng);第三,檢驗(yàn)了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)績效壓力-員工情緒的調(diào)節(jié)作用,結(jié)論能為管理者有效調(diào)控員工績效壓力提供有價(jià)值的參考。本文的研究模型見圖1。

圖1 研究模型Figure 1 Research model

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 工作條件-情緒-幸福感模型

工作條件-情緒-幸福感模型是由Rubino 等人[7]在情緒事件理論與工作要求-資源模型基礎(chǔ)上提出的壓力應(yīng)變模型,進(jìn)一步解釋了工作要求/資源-情緒反應(yīng)與幸福感之間的關(guān)系。該模型認(rèn)為,工作條件(如,績效壓力)會(huì)刺激個(gè)體產(chǎn)生不同的情緒反應(yīng),進(jìn)而影響其幸福體驗(yàn),而工作資源會(huì)權(quán)變影響工作要求與情緒之間的關(guān)系[7]。具體而言,工作要求包括壓力源、工作量、模糊性、任務(wù)復(fù)雜性等;工作資源包括決策自由度、組織支持等。

工作條件-情緒-幸福感模型作為本文統(tǒng)領(lǐng)框架,主要原因如下:首先,該模型更適用于解釋壓力對(duì)幸福感的動(dòng)態(tài)作用。該模型指出,工作壓力、工作資源都具有每日變異屬性,并從動(dòng)態(tài)視角解釋了二者與情緒反應(yīng)和幸福感之間的關(guān)系?？冃毫ψ鳛橐环N與績效密切相關(guān)的工作壓力,會(huì)因工作內(nèi)容和任務(wù)的不同而存在瞬間變異[7]。用該理論解釋績效壓力對(duì)員工幸福體驗(yàn)的影響,是對(duì)該理論的發(fā)展與延伸。其次,該模型可以同時(shí)解釋本文中的消極和積極傳遞效應(yīng)。工作條件-情緒-幸福感模型重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了個(gè)體應(yīng)對(duì)壓力可能同時(shí)產(chǎn)生消極和積極情緒反應(yīng),并進(jìn)一步對(duì)幸福體驗(yàn)產(chǎn)生不同影響。這一統(tǒng)領(lǐng)框架能很好地解釋本文中績效壓力對(duì)員工工作和生活幸福感的雙向影響鏈條。

1.2 員工績效壓力對(duì)工作幸福感和生活幸福感的消極作用:消極情緒的中介效應(yīng)

根據(jù)工作條件-情緒-幸福感模型,消極情緒的產(chǎn)生主要源于個(gè)體能量與有限資源的過度損耗[7],而績效壓力是造成上述損耗的重要因素[4]。高績效壓力意味著高風(fēng)險(xiǎn)與高要求,是職場中主要的壓力源,會(huì)對(duì)員工產(chǎn)生威脅[12]。鑒于此,員工會(huì)投入大量時(shí)間與精力以達(dá)成工作績效要求,規(guī)避潛在風(fēng)險(xiǎn)和威脅,致使其過度損耗[13],產(chǎn)生消極情緒。

進(jìn)一步,消極情緒不利于幸福感水平的提高。一方面,當(dāng)員工經(jīng)歷消極情緒時(shí),會(huì)更傾向于關(guān)注負(fù)面信息[14],產(chǎn)生更多對(duì)工作事件與環(huán)境的負(fù)面評(píng)價(jià)[15-16],影響員工的工作幸福感;同時(shí),消極情緒會(huì)使員工在工作過程中缺乏友好性,不利于員工人際交往和工作交流的開展,進(jìn)而有損工作幸福感[17-18]。另一方面,相關(guān)研究[19]指出,生活幸福感會(huì)受到工作中消極事件的影響,員工在經(jīng)歷負(fù)面情緒時(shí),很難有良好的工作感受與體驗(yàn),也難以獲得工作對(duì)生活的積極溢出效應(yīng)[20]。換句話說,員工難免會(huì)將工作中的不良狀態(tài)與感受帶入生活,削弱其生活幸福感。綜上所述,本文提出以下假設(shè):

H1員工每日績效壓力水平會(huì)增加自身的消極情緒,進(jìn)而降低其工作幸福感(H1a)和生活幸福感(H1b)。

1.3 員工績效壓力對(duì)工作幸福感和生活幸福感的積極作用:積極情緒的中介效應(yīng)

如前文所述,員工績效壓力可能增加自身消極情緒,進(jìn)而有損其工作幸福感和生活幸福感。同時(shí),績效壓力也存在提升員工積極情緒的可能。具體來說,積極情緒是個(gè)人在內(nèi)部條件或外部環(huán)境刺激下產(chǎn)生的一種愉悅感受,如快樂、活力、興奮等[21]。工作條件-情緒-幸福感模型指出,壓力背后的積極結(jié)果是積極情緒產(chǎn)生的關(guān)鍵[7],績效壓力可能通過認(rèn)可員工能力和構(gòu)建工作資源激發(fā)其積極情緒。一方面,高績效壓力實(shí)際上蘊(yùn)含著組織對(duì)員工價(jià)值和工作能力的一種期望與認(rèn)可(如,能者多勞),員工也會(huì)認(rèn)為這是實(shí)現(xiàn)目標(biāo)必須克服的障礙[5];另一方面,績效壓力與工作中潛在的收益直接相關(guān)(如,收入、晉升等),員工能看到更多資源,更逼近目標(biāo)。來自組織的肯定[22]與資源均會(huì)激發(fā)員工的積極情緒。

以往研究指出,積極情緒是幸福感的最直接影響因素[23],且能產(chǎn)生積極的溢出效應(yīng),增強(qiáng)員工的工作幸福感與生活幸福感。首先,當(dāng)員工體驗(yàn)到積極情緒時(shí),會(huì)更為專注和開放[24],更主動(dòng)思考并趨向于采取新方法、新策略解決實(shí)際工作問題[25]。在此狀態(tài)下,員工對(duì)工作的控制感更強(qiáng),工作幸福感水平更高;其次,處于積極情緒狀態(tài)下的員工在生活中多持樂觀友好的態(tài)度[26],較少將工作中的問題和不良情緒帶入日常生活中,使工作中的積極體驗(yàn)對(duì)日常生活產(chǎn)生積極溢出效應(yīng)[27],提升生活幸福感。此外,經(jīng)歷積極情緒的個(gè)體在工作之余會(huì)將大量時(shí)間投入到豐富且有意義的活動(dòng)中以追求新目標(biāo),從而獲得更多的生活幸福感[28]。綜上所述,本文提出以下假設(shè):

H2員工每日績效壓力水平會(huì)提升自身的積極情緒,進(jìn)而提升其工作幸福感(H2a)和生活幸福感(H2b)。

1.4 每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

工作條件-情緒-幸福感模型指出,有效的工作資源是影響個(gè)體對(duì)壓力反應(yīng)的重要因素[7]。作為組織內(nèi)決策權(quán)力、資源的直接掌控者和分配者,領(lǐng)導(dǎo)一直被認(rèn)為是員工獲取有效工作資源的最直接途徑[29]。特別地,授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)主動(dòng)賦予員工所需的工作資源和人際支持,對(duì)員工壓力與情緒反應(yīng)具有權(quán)變效應(yīng):在削弱消極情緒方面,授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)主動(dòng)下放權(quán)力、鼓勵(lì)員工參與決策并適時(shí)提供支持、信任且愿同員工建立民主關(guān)系等行為,都是員工應(yīng)對(duì)壓力的重要資源,有助于員工在遇到問題時(shí)及時(shí)采取措施與行動(dòng)進(jìn)行彌補(bǔ)[30],緩解績效壓力可能帶來的負(fù)面情緒。Bakker,Demerouti和Euwema[31]也證實(shí)了在自主權(quán)較高的領(lǐng)導(dǎo)情境下,員工面臨高工作壓力時(shí)會(huì)較少產(chǎn)生消極態(tài)度和情緒。在對(duì)積極情緒的增強(qiáng)效應(yīng)上,擁有授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的員工能夠自由表達(dá)意見、制定計(jì)劃,這都可能最大限度地激勵(lì)他們克服績效壓力的障礙,保持積極情緒[32-33]。進(jìn)一步,領(lǐng)導(dǎo)授予員工權(quán)力和責(zé)任的行為隱含著領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工完成高績效工作的期許和信心[34],在這種領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格下,員工更傾向于將績效壓力歸因于組織和領(lǐng)導(dǎo)的一種期望,強(qiáng)化績效壓力激發(fā)積極情緒的可能。因此,本文認(rèn)為當(dāng)員工感知到高水平授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)支持時(shí),績效壓力會(huì)提升員工的積極情緒,緩解員工的消極情緒,進(jìn)而對(duì)其工作和生活幸福感產(chǎn)生間接影響。

綜上所述,本文提出以下假設(shè):

H3每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)緩解員工績效壓力與消極情緒之間的正向關(guān)系(H3a),強(qiáng)化員工績效壓力與積極情緒的正向關(guān)系(H3b)。

上文闡述了員工績效壓力既可能通過增加自身消極情緒,進(jìn)而削弱工作幸福感(H1a)和生活幸福感(H1b),也可能通過激發(fā)自身積極情緒,進(jìn)而提升工作幸福感(H2a)和生活幸福感(H2b)。與此同時(shí),每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)員工績效壓力與消極情緒(H3a)、積極情緒(H3b)之間的關(guān)系。結(jié)合這三條路徑可以預(yù)期,每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)會(huì)進(jìn)一步調(diào)節(jié)員工績效壓力分別通過積極情緒和消極情緒對(duì)其工作幸福感和生活幸福感的間接影響。具體而言,每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)可能進(jìn)一步緩解員工績效壓力通過員工消極情緒對(duì)其工作幸福感和生活幸福感的間接影響;同時(shí),每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)可能進(jìn)一步加強(qiáng)員工績效壓力通過員工積極情緒對(duì)其工作幸福感和生活幸福感的間接影響。因此,我們提出四個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

H4a每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向調(diào)節(jié)員工績效壓力通過消極情緒對(duì)其工作幸福感的間接影響。當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力通過消極情緒對(duì)其工作幸福感的負(fù)向影響較弱;反之較強(qiáng);

H4b每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向調(diào)節(jié)員工績效壓力通過消極情緒對(duì)其生活幸福感的間接影響。當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力通過消極情緒對(duì)其生活幸福感的負(fù)向影響較弱;反之較強(qiáng)。

H5a每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)員工績效壓力通過積極情緒對(duì)其工作幸福感的間接影響。當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力通過積極情緒對(duì)其工作幸福感的正向影響較強(qiáng);反之較弱;

H5b每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)員工績效壓力通過積極情緒對(duì)其生活幸福感的間接影響。當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力通過積極情緒對(duì)其生活幸福感的正向影響較強(qiáng);反之較弱。

2 研究方法

2.1 研究樣本與研究過程

經(jīng)驗(yàn)取樣法(experience sampling method,ESM)是一種研究個(gè)體內(nèi)差異與外在穩(wěn)定特征之間動(dòng)態(tài)變化的高頻率跟蹤調(diào)研方法[35]。以往研究[13,36-37]認(rèn)為,個(gè)體的績效壓力、情緒及幸福體驗(yàn)均存在每日變異。且新近相關(guān)研究結(jié)論[38-41]指出,領(lǐng)導(dǎo)行為在個(gè)體內(nèi)層面上存在穩(wěn)定波動(dòng),授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)向員工賦予的決策權(quán)力和相關(guān)信息資源會(huì)根據(jù)實(shí)際工作情況的不同而存在每日變異[40],進(jìn)而對(duì)情緒反應(yīng)及后續(xù)行為造成不同的影響。因此,為顯著提高數(shù)據(jù)本身和研究結(jié)果的客觀性和可靠性,降低樣本回溯偏差對(duì)數(shù)據(jù)的不良影響[42],本文選擇經(jīng)驗(yàn)取樣法以有效捕捉每日員工績效壓力以及每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工工作與生活的動(dòng)態(tài)影響。

本文被試樣本來自國內(nèi)多家企業(yè)中不同類型的研發(fā)人員,這一選擇有效規(guī)避相同工作類型對(duì)結(jié)果造成的影響。課題組通過微信、電子郵件和電話與備選被試聯(lián)系,并告知研究過程與目的,詢問被試對(duì)此項(xiàng)調(diào)研的參與意愿。最終,共有76 名研發(fā)人員愿意參與。參考已有研究做法[41,43],在確認(rèn)被試名單與微信后,課題組組建了微信群,并在群中發(fā)放問卷鏈接以收集數(shù)據(jù)。

遵循以往經(jīng)驗(yàn)取樣法的研究程序[41,44],本調(diào)研包含兩個(gè)階段:基礎(chǔ)調(diào)研階段主要收集被試的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量(問卷編碼、性別、年齡、受教育程度、工作性質(zhì)、工作時(shí)長、與當(dāng)前領(lǐng)導(dǎo)的共事時(shí)長),要求被試當(dāng)天提交。基礎(chǔ)調(diào)研完成1 周后,開始連續(xù)10 個(gè)工作日(2 周)的正式調(diào)研。為客觀準(zhǔn)確識(shí)別變量之間的關(guān)系,降低被試的回溯偏差及厭煩情緒,每天的正式調(diào)研分為兩個(gè)時(shí)點(diǎn)進(jìn)行。在盡量不影響被試正常工作和生活的前提下,選擇在每個(gè)工作日的16:30(員工績效壓力、每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、職場焦慮)和20:30(消極情緒、積極情緒、工作幸福感、生活幸福感)兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)在微信群中發(fā)放問卷,同時(shí)要求被試在1 小時(shí)內(nèi)提交以保證時(shí)效性。為確保被試?yán)^續(xù)參與并配合后續(xù)調(diào)研,課題組提前告知將依據(jù)問卷提交的數(shù)量和質(zhì)量,為每位被試發(fā)放一定數(shù)額的現(xiàn)金獎(jiǎng)勵(lì)。

通過問卷配對(duì)及處理,剔除某一時(shí)點(diǎn)存在缺失以及不認(rèn)真(帶有明確指向性的問題未選擇要求選項(xiàng)以及填答時(shí)間不達(dá)標(biāo))的樣本數(shù)據(jù),其中有4 名被試因在10 天正式調(diào)研中均出現(xiàn)以上情況導(dǎo)致數(shù)據(jù)無效,另有20 名被試因以上情況導(dǎo)致部分?jǐn)?shù)據(jù)無效,最終獲得72 名被試的641 條有效數(shù)據(jù)。有效回收樣本中,包括男性57 人,占79.17%,平均年齡33.14 歲(SD=4.36);女性15 人,占20.83%;平均年齡32.53 歲(SD=4.88)。在當(dāng)前組織工作平均時(shí)長58.31 個(gè)月(SD=45.93);與當(dāng)前領(lǐng)導(dǎo)的平均共事時(shí)間為49 個(gè)月(SD=40.30);其中,博士研究生6 人,占8.33%;碩士研究生22 人,占30.56%;大學(xué)本科學(xué)歷33 人,占45.83%;大學(xué)專科學(xué)歷10 人,占13.89%;高中及以下學(xué)歷者1 人,占1.39%。

2.2 測(cè)量工具

本文中變量皆采用高水平英文期刊發(fā)表的成熟量表。為保證量表翻譯的精確度,英文量表皆經(jīng)過2 名組織行為學(xué)副教授和3 名管理學(xué)博士進(jìn)行了嚴(yán)格的“翻譯-回譯”步驟。鑒于經(jīng)驗(yàn)取樣法每日測(cè)量的特征,為減少每日調(diào)研時(shí)間,課題組遵照以往研究建議[45],采用載荷最高的短版量表。除了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量,所有量表均采用6 點(diǎn)計(jì)分法,取值范圍從1 到6 表示“非常不同意”到“非常同意”。

每日員工績效壓力的測(cè)量采用Mitchell 等人[1]編制的績效壓力量表中的3 個(gè)題項(xiàng)。如“今天,我在工作過程中感受到巨大的壓力”,該量表的Cronbach's α 值為0.747。

每日員工消極情緒和積極情緒的測(cè)量選取Watson 等人[46]編制的積極消極情緒量表(PANAS),分別包含3 個(gè)形容詞,消極情緒分量表如“緊張的”“敵意的”等,積極情緒分量表如“振奮的”“活躍的”等。其中,消極情緒分量表的Cronbach's α 值為0.670,積極情緒分量表的Cronbach's α 值為0.769。

每日員工工作幸福感的測(cè)量借鑒Zheng 等人[47]編制的員工幸福感量表,選取其中工作幸福感這一維度的2 個(gè)題項(xiàng)并進(jìn)行適當(dāng)修改。如“今天,我對(duì)我的工作感到滿意”,該量表的Cronbach's α 值為0.792。

每日員工生活幸福感的測(cè)量選自Zheng 等人[47]編制的員工幸福感量表,選取其中生活幸福感這一維度的5 個(gè)題項(xiàng)并進(jìn)行適當(dāng)修改。如“今天,我感覺生活接近理想狀態(tài)”,該量表的Cronbach's α 值為0.872。

每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的測(cè)量選取Ahearne 等人[9]編制的授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)量表中的3 個(gè)題項(xiàng),如“今天,我的領(lǐng)導(dǎo)做重要決定的時(shí)候,有與我商量”,該量表的Cronbach's α 值為0.826。

2.3 控制變量

首先,以往研究表明性別[48]、年齡[49]、受教育程度[50]和工作性質(zhì)[51]均會(huì)對(duì)員工幸福感產(chǎn)生影響,因此我們收集了樣本的人口特征作為控制變量。此外,根據(jù)工作條件-情緒-幸福感模型,特定情緒是壓力與幸福感之間的重要傳導(dǎo)機(jī)制,特別是負(fù)面情緒可能對(duì)壓力的傳遞效應(yīng)更強(qiáng)[7]。李志成等人[12]在研究中發(fā)現(xiàn)了職場焦慮情緒對(duì)績效壓力-個(gè)體工作行為的傳遞效應(yīng)。因此,我們考慮將職場焦慮作為控制性中介變量進(jìn)行控制,采用Mccarthy等[52]編制的職場焦慮量表中的4 個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量(Cronbach's α 值為0.924)。其次,多篇專門針對(duì)控制變量選取[53-55]的研究得出共同結(jié)論:當(dāng)選取的控制變量與本文中結(jié)果變量不相關(guān)時(shí),為保證自由度[56]和數(shù)據(jù)分析的統(tǒng)計(jì)效用[57-58],應(yīng)在數(shù)據(jù)分析中予以刪除。從表2 可以看出,性別、年齡、受教育程度和職場焦慮與工作幸福感和生活幸福感的相關(guān)性并不顯著。因此,為保證統(tǒng)計(jì)功效,我們剔除上述變量(性別、年齡、受教育程度和職場焦慮)。ANOVA 結(jié)果顯示,不同工作性質(zhì)員工報(bào)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)均存在顯著差異。因此,本文將對(duì)四種工作性質(zhì)進(jìn)行控制。具體來說,我們將工作性質(zhì)的4 個(gè)種類(制造業(yè)、信息和通信、科學(xué)和技術(shù)活動(dòng)以及公共管理與國防、強(qiáng)制性社會(huì)保障)構(gòu)建了3 個(gè)虛擬變量作為控制變量,并代入到后續(xù)數(shù)據(jù)分析中。

3 研究結(jié)論

3.1 零模型檢驗(yàn)

本文通過R 3.5.1 計(jì)算各變量的ICC(1)和ICC(2)以說明其組間變異和在個(gè)體間層次的信度。結(jié)果表明:績效壓力(ICC(1)=0.65,ICC(2)=0.94)、消極情緒(ICC(1)=0.55,ICC(2)=0.92)、積極情緒(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)、每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)(ICC(1)=0.60,ICC(2)=0.93)的兩項(xiàng)指標(biāo)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)(ICC(1)＞0.059,ICC(2)＞0.70),且上述各變量的1-ICC(1)值也反映出其具有一定的組內(nèi)變異。因此,本文采取經(jīng)驗(yàn)取樣法和跨層次分析的研究設(shè)計(jì)是科學(xué)合理的。

3.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

本文參照以往學(xué)者的做法[59-60]先進(jìn)行了Harman 單因子檢驗(yàn),結(jié)果顯示析出的第一個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為28.44%,低于以往研究[61-62]建議的40%經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn),說明共同方法偏差不嚴(yán)重。

同時(shí),本文依據(jù)相關(guān)學(xué)者[62-63]的建議,在進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)各研究變量區(qū)分效度的基礎(chǔ)上,加入一個(gè)共同方法因子建立雙因子模型檢驗(yàn)共同方法偏差。相關(guān)研究[64]認(rèn)為,如果控制了共同方法因子的模型擬合指數(shù)優(yōu)于無共同方法因子的原始模型,說明模型存在共同方法偏差,反之則說明模型不存在共同方法偏差。結(jié)果如表1 所示,六因子模型相對(duì)于其他模型而言,擬合程度最好(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擬合程度(χ2=894.941,df=139,TLI=0.809,CFI=0.844,RMSEA=0.092,SRMR=0.214)并未優(yōu)于六因子模型。因此,本文的6 個(gè)研究變量之間具有良好的區(qū)分效度且不存在明顯的共同方法偏差。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果Table 1 Confirmatory factor analysis results

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

本文使用SPSS 25.0 分別對(duì)個(gè)體內(nèi)與個(gè)體間變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。研究結(jié)果(表2)顯示,員工績效壓力與員工消極情緒(r=0.291,p＜0.01)、員工積極情緒(r=0.116,p＜0.01)、員工工作幸福感(r=0.112,p＜0.01)皆呈顯著正相關(guān),與員工生活幸福感(r=0.042,ns)不相關(guān);員工消極情緒與員工工作幸福感(r=-0.173,p＜0.01)、員工生活幸福感(r=-0.096,p＜0.05)呈負(fù)相關(guān);員工積極情緒與員工工作幸福感(r=0.529,p＜ 0.01)、員工生活幸福感(r=0.399,p＜0.01)呈顯著正相關(guān)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果Table 2 Descriptive statistics and correlation analysis results

3.4 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

如圖2 所示,員工績效壓力與其消極情緒呈正向關(guān)系(b=0.120,p＜0.01);員工消極情緒與其工作幸福感(b=-0.368,p＜0.01)和生活幸福感(b=-0.192,p＜0.01)均呈顯著負(fù)相關(guān)。本文使用R 3.5.1,采用蒙特卡洛模擬拔靴法(monte carlo simulation bootstrap)進(jìn)一步檢驗(yàn)員工績效壓力通過積極情緒對(duì)其工作幸福感和生活幸福感的中介效應(yīng)值及置信區(qū)間,該方法比修正偏倚拔靴法更適合檢驗(yàn)跨層次中介模型和嵌套數(shù)據(jù)的中介模型[65]。結(jié)果顯示,員工績效壓力通過消極情緒降低其工作幸福感(H1a)的間接效應(yīng)值為-0.044,95%置信區(qū)間為[-0.077,-0.018],不包括0;員工績效壓力通過消極情緒降低其生活幸福感(H1b)的間接效應(yīng)值為-0.023,95%置信區(qū)間為[-0.044,-0.007],不包括0;綜上,H1 得到支持。

圖2 模型路徑系數(shù)Figure 2 Results for path analyses

如圖2 所示,員工績效壓力與員工積極情緒呈正向關(guān)系(b=0.065,p＜0.05);員工積極情緒與其工作幸福感(b=0.628,p＜0.01)和生活幸福感(b=0.375,p＜0.01)均呈顯著正相關(guān)。蒙特卡洛模擬拔靴法計(jì)算結(jié)果顯示,員工績效壓力通過積極情緒提升其工作幸福感(H2a)的間接效應(yīng)值為0.041,95%置信區(qū)間為[0.002,0.083],不包括0;員工績效壓力通過積極情緒提升其生活幸福感(H2b)的間接效應(yīng)值為0.024,95%置信區(qū)間為[0.000 6,0.052],不包括0;綜上,H2 得到支持。

在調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)上,本文發(fā)現(xiàn)每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)顯著負(fù)向調(diào)節(jié)了員工績效壓力與其消極情緒之間的關(guān)系(交互項(xiàng)系數(shù)γ=-0.116,p＜0.05)。為直觀描述員工績效壓力與每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)其消極情緒的交互效應(yīng),本文分別在調(diào)節(jié)變量取高水平(M+SD)與低水平(M-SD)進(jìn)行組合繪制交互效應(yīng)圖,結(jié)果如圖3 所示。當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較低時(shí),績效壓力對(duì)其消極情緒有顯著的正向影響;當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力對(duì)其消極情緒的影響不顯著。更進(jìn)一步,本文通過R 3.5.1 使用Monte Carlo程序進(jìn)行簡單斜率檢驗(yàn)也支持了這一結(jié)果。如表3 所示,當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較低時(shí),績效壓力顯著提高其消極情緒(b=0.246,CI95%=[0.132,0.360]),當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力與其消極情緒不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(b=-0.005,CI95%=[-0.120,0.108])。綜上,H3a 得到驗(yàn)證。

圖3 每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效壓力與員工消極情緒關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖Figure 3 The moderating effect of daily empowering leadership on the relationship between performance pressure and negative emotions

表3 基于每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)“雙刃劍”路徑簡單斜率檢驗(yàn)(N=641)Table 3 Results for simple slope test (N=641)

為驗(yàn)證每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)“傷”刃路徑的有調(diào)節(jié)中介效應(yīng)是否顯著,本文使用Monte Carlo 程序?qū)θＰ吐窂较禂?shù)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果見表4。每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)員工績效壓力通過消極情緒對(duì)其工作幸福感的間接效應(yīng)值為0.092,95%置信區(qū)間為[0.019,0.186],對(duì)其生活幸福感的間接效應(yīng)值為0.048,95%置信區(qū)間為[0.007,0.106],有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)得到驗(yàn)證,且方向與預(yù)期相同:每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)負(fù)向調(diào)節(jié)員工績效壓力與消極情緒之間的關(guān)系,進(jìn)而對(duì)其工作幸福感和生活幸福感產(chǎn)生影響。為直觀體現(xiàn)每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)在何種水平下對(duì)模型中主效應(yīng)起到顯著的抑制作用,本文將R

表4 基于每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)“傷”刃路徑的被調(diào)節(jié)的中介檢驗(yàn)(N=641)Table 4 Results for moderated mediation test (N=641)

3.5.1 中Monte Carlo 程序的輸出結(jié)果進(jìn)行描點(diǎn)繪圖。如圖4和圖5 所示,當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí),績效壓力對(duì)其消極情緒的影響效應(yīng)較弱,進(jìn)而負(fù)向影響員工工作幸福感和生活幸福感。綜上,H4a、H4b 得到支持。

圖4 每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效壓力與員工工作幸福感間接關(guān)系的調(diào)節(jié)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

圖5 每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效壓力與員工生活幸福感間接關(guān)系的調(diào)節(jié)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檢驗(yàn)H3b、H5a 和H5b。結(jié)果顯示:員工每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工績效壓力與其積極情緒之間的調(diào)節(jié)作用并不顯著(交互項(xiàng)系數(shù)γ=-0.056,ns),每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)員工績效壓力通過積極情緒對(duì)其工作幸福感的間接效應(yīng)值為-0.076,95%置信區(qū)間為[-0.286,0.131],對(duì)其生活幸福感的間接效應(yīng)值為-0.045,95%置信區(qū)間為[-0.180,0.080],有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不存在。綜上,H3b、H5a 和H5b 未獲得支持。

4 討論

4.1 理論意義

首先,本文豐富了績效壓力對(duì)幸福感這一結(jié)果變量的研究。既往研究主要關(guān)注績效壓力對(duì)員工工作相關(guān)產(chǎn)出的影響[1-2,12-13],例如,Mitchell 等人[1]和李錫元,王偉葉[66]分別在美國和中國情境下考察了績效壓力對(duì)員工職場欺騙行為的影響,并得出一致結(jié)論:績效壓力顯著正向影響職場欺騙行為;Gardner[3]探討了績效壓力對(duì)團(tuán)隊(duì)績效的積極作用,Jensen 等人[67]則基于美國111 家零售店鋪數(shù)據(jù),驗(yàn)證了績效壓力對(duì)店鋪銷售業(yè)績縮水的顯著加劇效應(yīng)。但績效壓力對(duì)員工幸福體驗(yàn)究竟有何影響還鮮有研究關(guān)注。盡管Mitchell等人[1]從理論上明確指出,績效壓力是影響員工幸福感最為重要的因素之一,但后續(xù)實(shí)證研究較少。鑒于員工幸福感對(duì)組織可持續(xù)發(fā)展的重要作用[68-69],對(duì)二者間關(guān)系的考察具有重要的理論和實(shí)踐價(jià)值?；诖?本文探討了績效壓力對(duì)員工幸福感的影響。更進(jìn)一步,本文同時(shí)關(guān)注工作幸福感和生活幸福感雙維度,系統(tǒng)剖析了績效壓力對(duì)員工幸福感的影響效應(yīng),這也回應(yīng)了Widmer 等人[70]關(guān)于“探索不同壓力與員工不同幸福體驗(yàn)間關(guān)系(explore the association of different challenge stressors with different indicators of well-being)”的呼吁。結(jié)果表明,績效壓力在給員工帶來消極結(jié)果(誘發(fā)消極情緒,削弱幸福感)的同時(shí),也會(huì)給員工帶來積極結(jié)果(提高積極情緒,增加幸福感),推進(jìn)了績效壓力的后果研究,也支持了新近研究[13]關(guān)于績效壓力具有“雙刃劍”效應(yīng)的觀點(diǎn)。

其次,本文從情緒視角揭示了績效壓力對(duì)員工幸福感的內(nèi)在作用機(jī)制?；诠ぷ鳁l件-情緒-幸福感模型,本文構(gòu)建并檢驗(yàn)了績效壓力通過誘發(fā)消極情緒和增加積極情緒影響幸福感的雙路徑模型,推進(jìn)了績效壓力作用機(jī)制的研究。以往研究主要從壓力的認(rèn)知評(píng)價(jià)理論[12-13]和自我保護(hù)視角[1]探討了績效壓力與后續(xù)影響之間的關(guān)系,忽略了壓力更直接和最近端的情緒視角。Rubino等[7]新近提出的工作條件-情緒-幸福感模型一定程度上解決了這一不足。該模型基于情緒事件理論與工作要求-資源模型提出,并在三個(gè)方面做了推進(jìn):第一,指出情緒是個(gè)體對(duì)壓力的即時(shí)反應(yīng)和最近端因素,也是傳導(dǎo)工作條件(如,績效壓力)對(duì)后續(xù)結(jié)果的關(guān)鍵影響機(jī)制;第二,強(qiáng)調(diào)個(gè)體應(yīng)對(duì)壓力可能同時(shí)產(chǎn)生消極和積極情緒反應(yīng),并進(jìn)一步對(duì)幸福體驗(yàn)產(chǎn)生不同影響;第三,明確工作壓力、工作資源都具有每日變異屬性,應(yīng)該從動(dòng)態(tài)視角解釋二者與情緒反應(yīng)和幸福感之間的關(guān)系。緊扣上述三個(gè)核心觀點(diǎn),本文采用經(jīng)驗(yàn)取樣法,系統(tǒng)地闡明了情緒反應(yīng)在績效壓力與員工幸福感之間的作用,一定程度上為該理論提出的雙路徑和動(dòng)態(tài)性提供了數(shù)據(jù)支撐,也為深刻理解績效壓力影響員工幸福感的傳導(dǎo)機(jī)制提供更近端解釋視角。

第三,本文揭示了員工績效壓力“雙刃劍”路徑的作用邊界,即每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn):當(dāng)員工感知到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)水平較低時(shí),會(huì)放大績效壓力到員工幸福感的“傷”刃路徑,反之則不會(huì)對(duì)績效壓力的“傷”刃路徑產(chǎn)生權(quán)變效應(yīng);而績效壓力的“利”刃路徑不會(huì)受到每日授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)影響。這與本文將授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)視為一種能為員工提供自主資源和支持的情境,進(jìn)而緩解績效壓力誘發(fā)消極情緒、強(qiáng)化績效壓力激發(fā)積極情緒的假設(shè)略不一致。我們?cè)噲D從授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)本身及其他權(quán)變條件來解釋產(chǎn)生上述不同結(jié)論的原因。(1)授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)能否發(fā)揮權(quán)變作用、發(fā)揮正向還是負(fù)向作用受其具體類型或形態(tài)的影響。多篇研究得出上述結(jié)論,例如,Dijke 等人[71]在研究中將授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為分為鼓勵(lì)自我發(fā)展(encouraging self-development)和鼓勵(lì)獨(dú)立行動(dòng)(encouraging independent action)兩種授權(quán)類型,分別對(duì)員工感知的程序公平和組織公民行為產(chǎn)生加強(qiáng)和削弱效應(yīng)。袁慶宏等人[72]在中國組織情境下驗(yàn)證了垂直授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)和共享授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)團(tuán)隊(duì)跨界活動(dòng)-團(tuán)隊(duì)反思之間的負(fù)向和正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。新近有關(guān)授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的綜述研究[10]也表明對(duì)不同類型授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)的探討還沒有真正進(jìn)入研究者的視野,后續(xù)研究應(yīng)該從關(guān)注授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平的高低轉(zhuǎn)向關(guān)注授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)類型差異。(2)另一個(gè)可能的原因是授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)績效壓力-情緒-幸福感的調(diào)節(jié)效應(yīng),還可能受工作特征[73]和員工特質(zhì)[74]的影響。一方面,工作特征(如,工作復(fù)雜性)會(huì)影響員工應(yīng)對(duì)工作壓力時(shí)的反應(yīng)和處理過程[75]。例如,高復(fù)雜性工作代表更多不確定性,員工對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的指導(dǎo)與依賴會(huì)增加[76]。當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)難以滿足員工的權(quán)力和資源需求時(shí),可能會(huì)使員工在應(yīng)對(duì)復(fù)雜的工作要求時(shí)無所適從,難以緩解消極情緒水平。另一方面,不同特質(zhì)的員工對(duì)壓力的反應(yīng)不同[77],消極特質(zhì)(如,神經(jīng)質(zhì)等)員工更多關(guān)注績效壓力的潛在負(fù)面威脅[78]。此時(shí),在領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)的情境下,員工既要兼顧前期的決策工作,還要完成后期的落地實(shí)施[79],可能觸發(fā)雙重任務(wù)加工效應(yīng)(dual-task processing effect)[80],難以實(shí)現(xiàn)增強(qiáng)積極情緒,抑制消極情緒的目的。反之,積極特質(zhì)員工(如,高成就動(dòng)機(jī),高促進(jìn)調(diào)節(jié)聚焦)更有可能將績效壓力視為一種組織肯定或潛在發(fā)展機(jī)會(huì)[81]。這類員工得到的授權(quán)越多,體會(huì)到被寄予厚望的感覺越強(qiáng)烈[34],增加自身的控制感,進(jìn)而提升積極情緒。受研究問題所限,本文并未考量這些因素,未來研究可針對(duì)授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)對(duì)績效壓力與員工情緒體驗(yàn)的權(quán)變影響開展更深入探討。

4.2 實(shí)踐價(jià)值

研究結(jié)果指出,員工績效壓力對(duì)其工作幸福感與生活幸福感有雙重作用,因此,如何最大限度發(fā)揮績效壓力的積極作用,規(guī)避其消極影響是本文的核心價(jià)值,最終結(jié)果對(duì)組織實(shí)踐具有如下啟示:第一,組織應(yīng)多關(guān)注員工的日常壓力狀況并制定相應(yīng)的幫扶措施與計(jì)劃,在必要情況下對(duì)員工進(jìn)行壓力疏導(dǎo)與情緒安撫;同時(shí),應(yīng)為員工開展相關(guān)培訓(xùn),鍛煉員工管理和控制自己的情緒,從而減少其消極情緒的產(chǎn)生。第二,企業(yè)注意日常對(duì)于績效要求與獎(jiǎng)罰標(biāo)準(zhǔn)的表述與傳達(dá),多向員工解釋和強(qiáng)調(diào)績效壓力背后所帶來的好處與機(jī)會(huì),引導(dǎo)員工多關(guān)注績效壓力背后的機(jī)遇與發(fā)展而非負(fù)面后果,以減少其負(fù)面解讀的可能性,提前抑制消極情緒的產(chǎn)生。第三,企業(yè)應(yīng)注重管理者能力的提高,根據(jù)員工每人每天的不同需求給予其適當(dāng)?shù)臎Q策權(quán)力,并向員工分享有助于解決工作問題的資源和渠道,緩解員工消極情緒及其對(duì)工作和生活幸福感的危害,同時(shí)避免因領(lǐng)導(dǎo)與員工對(duì)授權(quán)預(yù)期的不一致和過度授權(quán)而產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)。

4.3 研究局限與未來研究方向

本文不可避免地存在一定的局限:首先,雖然采用經(jīng)驗(yàn)取樣法,并在兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)分別收集自變量和因變量,一定程度上減少了共同方法偏差的不良影響。但本文均采用自我報(bào)告收集數(shù)據(jù),無法完全規(guī)避共同方法偏差的干擾。未來研究可從多來源樣本(如高層領(lǐng)導(dǎo)者、領(lǐng)導(dǎo)自身、員工等)收集授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)數(shù)據(jù),增強(qiáng)數(shù)據(jù)的可靠性,更精確地檢驗(yàn)數(shù)據(jù)之間的關(guān)系。其次,研究樣本主要來源于企業(yè)中的研發(fā)人員,樣本來源較為單一,可能會(huì)影響研究結(jié)論的外部效度,未來可選取從事不同職業(yè)類型的人員作為研究對(duì)象。再次,本文未考察樣本職級(jí)對(duì)模型的影響,以往研究[82]認(rèn)為不同職級(jí)間工作壓力和工作幸福感的確存在顯著差異,建議未來研究關(guān)注并控制職位等級(jí),以更好地厘清績效壓力與幸福感之間的關(guān)系;最后,本文僅考察了授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)水平高低在績效壓力-情緒-幸福感這一關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng),未來研究應(yīng)關(guān)注不同授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)類型的權(quán)變效果。同時(shí),個(gè)體特質(zhì)[74,77,83]、工作特征[73]也是造成個(gè)體對(duì)績效壓力產(chǎn)生不同反應(yīng)的重要因素,未來研究可以通過收集縱向或多元數(shù)據(jù)深入考察績效壓力、領(lǐng)導(dǎo)行為及上述因素之間的三重交互作用,對(duì)個(gè)體情緒、主觀體驗(yàn)的影響機(jī)制及作用機(jī)理,以期拓展績效壓力領(lǐng)域的研究思路。