“妒能”如何变成“赋能”：职场妒忌对工作绩效的影响

姚 柱，张显春

(1.同济大学 经济与管理学院，上海 200092； 2.桂林旅游学院 海上丝绸之路旅游经济研究中心，桂林 541006)

一、 引 言

“人性最大的恶，是见不得别人好”，古有庞涓因妒而设计毒害孙膑，今有某高校实验室副主任因妒而诬告副校长学术不端，惊动中纪委，无论是高居庙堂，还是身处象牙塔，妒忌(Envy)他人似乎是生活和工作中的普遍现象。个体在职场中因资源有限性，在职位晋升、薪酬分配等各个环节都会引起组织成员之间的比较，从而妒忌他人的工作职位、外貌等其他因素而产生的心理状态，在职场中被称为“职场妒忌症”[1]。职场妒忌(Workplace Envy)是指组织成员因意识到他人具备自己想要得到但却还没有得到的一种或多种资源时，让自身感受到不悦的一种情绪[2]。现有的主流研究，往往将职场妒忌视为一种消极的工作情绪，认为其对妒忌者、被妒忌者及他们的目标均会造成消极的影响(如非伦理行为、社会破坏、反生产行为等)[3-5]。然而，有一些学者却对妒忌带来的效应提出了质疑，并认为职场妒忌可以使员工更加努力工作[6]，从而取得更高的工作绩效(Job Performance)[7]。但如何才能利用个体的“妒忌”，将“妒能”转变成“赋能”，从而提高工作绩效？其中可能的中介变量是哪些？有无边界条件？等等，现有研究暂时未见直接的研究成果。事实上，在处于高权利距离和强调集体主义的中国情境下，组织成员在人际关系处理中往往注重面子与和谐，纯粹的报复心理难以解释妒忌与工作绩效之间的复杂关系[8]，其间必然存在其他的影响因素。因此，如何将员工的妒忌适当引导，“化压力为动力”，对帮助组织提高员工工作绩效具有重要的意义。

有学者发现，职场妒忌的目的主要是想提升自己的相对地位[9]，而个体工作绩效也主要基于自身的主动性程度和知识、技能等资源的储备量[10-11]。本研究从两端向中间聚集，在个体所具备资源类型中识别出两种在中国情境下可能与职场妒忌和工作绩效存在关系的重要视角——动机视角和知识需求视角，进而聚焦到内在动机(Intrinsic Motivation)和观察性学习(Observational Learning)两个具体变量上。其中，内在动机是指因某些工作对自己具有吸引力而主动增加投入意愿的想法[12]，主要体现个体的主动性；观察性学习是指一种间接的、通过观察他人的目标行为及其结果之后而进行的学习，通过观察性学习，个体能学会新的技能，并表现出相似的行为[13]，主要体现个体的掌握的知识或技能等。而且，根据美国心理学家Arnold在“情绪-动机”问题上构建的行动序列：认知—评价—情感—需要—思考—行动[14]，结合本文变量可知，职场妒忌一方面体现了个体对他人的认知，在形成这种认知后便会进行社会比较，并进行自我评价；另一方面也体现了自身情绪反应，这种情绪反应一定程度也寄托了个体的情感，而内在动机与观察性学习分别表征了行动序列中的需要和思考，行动则表征了个体的行为选择。此外，妒忌是由于他人拥有自己想要但不具备的稀缺资源而在心理上形成的一种落差感，本质上仍然是一种心理压力。根据自我一致性理论，个体行为的基本目的是为了减少由于与自身认知不一致行为造成的心理紧张[15]，因而妒忌者为缓解这种心理压力，往往具有更强的动机去学习被妒忌者的行为，以使认知与行为保持一致。因此，本文拟在自我一致性理论的基础上结合Arnold的行动序列，构建一条链式中介路径，以深入探究职场妒忌与员工工作绩效之间内在的作用机制。

此外，人际关系也会影响个体行为的调节[16]，通过梳理现有研究发现，职场友谊(Workplace Friend Ships)不仅能帮助组织成员加强知识共享的意愿，还有助于促进组织成员的建言行为[17-18]。这也与中国传统文化中“天下快意之事莫若友”的友情相一致，是一种支持性的情感氛围。妒忌者和被妒忌者之前的职场友谊越深，二者彼此会更加信任和相互支持，从而有助于二者更好地完成工作绩效，但职场友谊如何调节内在动机和观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介，仍需进一步探究。

综上，本文在自我一致性理论的基础上结合Arnold的行动序列，探讨职场妒忌通过内在动机与观察性学习作用于工作绩效的中介模型，并分析职场友谊作为该模型边界条件的作用效果。通过在中国情境下的调查数据，深入剖析职场妒忌与工作绩效的作用机制，为如何利用员工的妒忌提升工作绩效提供新的思路和现实指导。

二、 理论与假设

(一) 职场妒忌与工作绩效

职场妒忌虽然是个体向上进行社会比较时产生的一种不悦情绪，但这仅存在于与个体相关的领域或相似的比较对象[19]。在现有职场妒忌中，主要分为两类：一类是特质妒忌，主要是指与个体特质有关的、较为稳定的性格倾向，如有些人天生就容易妒忌别人；另一类是指情景妒忌，主要是个体在某一事件中自身与他人进行比较而产生的妒忌[20]。根据文献梳理结果显示，虽然众多学者都将职场妒忌与敌意、破坏、不道德等负面行为联系在一起[3,21]，但职场妒忌对员工工作绩效的作用效果却一直存在争议[22]。有学者将情景妒忌分为两种：一种是善意妒忌(Benign Envy)，认为这种妒忌鼓励自己完成挑战，从而提升个人绩效；另一种是恶意妒忌(Malicious Envy)，认为其会导致个体故意做出一些“破坏性行为”或职场排斥来打击被妒忌者[23-25]。鉴于个人特质短时间内难以改变，且恶意妒忌的相关研究已相当丰富，而善意妒忌研究却研究较少[22]，此外，还考虑到研究促进工作绩效提升能够有效改善个体的情绪和心理状态，从而以更加积极的心态去与被妒忌者相比较[26]，故本文所定义的职场妒忌仅指情景妒忌中的善意妒忌。本文认为，根据自我一致性理论，个体在与被妒忌者进行比较后，会重新认识到自己的工作能力(认知)，并了解到与被妒忌者的差距(评价)，均会感受到自卑和挫败[22]，是一种痛苦的情绪状态，为了使自身减轻或缓解与自我认知不一致的痛苦，只能通过自我提升来不断缩小与被妒忌者的差距[25,27]。特别是在中国情境下，“三人行，必有我师焉；择其善者而从之，其不善者而改之”的优秀传统思想备受推崇，因此，即使个体在妒忌他人的长处，也会表现出极大地向其学习并赶超的兴趣。因而，本文提出如下假设：

H1：职场妒忌与员工工作绩效正相关。

(二) 内在动机的中介作用

内在动机是自我决定理论中根据动机性质的不同而划分的一种动机类型[12]，主要是指个体因为某些工作对自身具有挑战性或吸引力，而主动参与这种活动的意愿[15]。自我决定理论指出，人的内在动机只有在满足胜任、自主和关系三个基本的心理需求后才能被激发，其中，胜任需求是指个体自身能够胜任某份工作或任务等，渴望自身成绩被认可；自主需求则是指个体在完成某一项工作任务或参加某一项活动时，内心希望能够有自主选择的体验；关系需求则是指个体希望与他人建立联系的一种内在倾向[28]。关于内在动机与工作绩效的关系研究，学界已取得相当丰富的研究成果，现有研究认为，内在动机会为个体努力工作提供动力，从而提升其工作绩效，这一点得到了众多学者的支持和验证[29-30]。

本文认为，职场妒忌作为一种“认知-评价-情感”的复杂过程，能够较好地满足个体这三个基本心理需求，进而激发其内在动机。首先，妒忌者会认识到与被妒忌者之间在某些地方存在差距，根据自我一致性理论，为缓解这种认知与行为不一致的心理痛苦，一方面，妒忌者会在行动、认知、目标设定等方面尽量与被妒忌者保持一致，鉴于被妒忌者的成功，妒忌者的“模仿”可以作为提升工作表现的一条“捷径”；另一方面，妒忌虽然给个体带来一些不悦的情感体验，却也能激励其改变自我、努力超越被妒忌者的动力，使个体更愿意为目标而努力[19,31]。当个体在某一方面达到被妒忌者的水平时，个体会感受到较高的胜任感，胜任需求得到满足。其次，妒忌也会使个体增加用于思考和学习的时间。为了超越被妒忌者，个体往往会付出更多努力以取得更好的工作绩效，而管理者对此喜闻乐见[32-33]。为了促使员工更好地完成工作和学习新知识或技能，管理者需要提供相应的支持甚至授权下属自主决策，从而个体的自主需求容易得到满足。最后，在尽力与被妒忌者的行为、认知等方面保持一致后，个体会得到工作能力和绩效的提升，领导者可以更好地感知到个体的贡献和良好声誉，有助于形成积极的领导-成员交换关系[34-35]。故职场妒忌能够较好地满足胜任、自主和关系需求，从而激发个体的内在动机。基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：内在动机在职场妒忌与工作绩效之间起中介作用，即职场妒忌会加强个体的内在动机，从而增加个体的工作绩效。

(三) 观察性学习的中介作用

观察性学习最早由美国著名心理学家Bandura教授提出，认为个体常常通过观察其他人的行为及这种行为所产生的结果等方面获得信息，进而思考和改变自己原有的行为[36]。观察性学习不仅仅只是简单的模仿或复制他人的经验，还需要根据他人行为的结果获得信息，掌握表面行为背后的潜在法则，并应用于其他情景中[13]。如：在工作场所，员工甲因被领导发现没有佩戴好工作证而被呵斥，员工乙看到了，遂佩戴好工作证而被免于责罚。这一例子表明，员工乙的行为是一个观察学习的过程。关于观察性学习与个体工作绩效的关系，已有众多学者对其进行了探讨。有学者发现，观察性学习可以使个体在观察中提出新问题，产生新想法，学习到新的技能和知识，不仅可以有效提升个体的工作绩效，还能提高其创造力[13,37]。这一观点也得到众多学者的验证和支持[38-39]。

另外，根据自我一致性理论可知，人们往往喜欢寻求认知和行为之间的平衡、和谐，若认知和行为之间出现不一致的情况，个体则会采用各种方式来改变行为，努力使其重新回到平衡点[15]。被妒忌者虽然是个体的比较对象，但其具备个体想要拥有但还没有拥有的资源，在这一方面，被妒忌者实际上是个体的“榜样”，个体可以通过观察其获取关键资源的过程进行观察学习，并结合自身情况学习新知识、新技能。这种向优秀者或竞争对手学习的做法容易塑造“良好员工”的形象和声誉，也容易获得领导的肯定，从而提升其对个体的绩效评价，增加晋升机会[40-42]。这也会进一步缩小个体与被妒忌者之间的差距，从而缓解或消除由认知与行为不一致而带来的心理痛苦或失衡[22]。由此本文猜测，职场妒忌可能会促进个体的观察性学习，进而提升其工作绩效。基于以上分析，本文提出如下假设：

H3：观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间起中介作用，即职场妒忌会强化个体的观察性学习，从而增加个体的工作绩效。

(四) 内在动机与观察性学习的链式中介作用

Arnold教授提出的关于“情绪-动机”的行动序列表明，个体的认知到行动之间的并非完全相互孤立的，而是相互作用并相互影响的[14]。当个体对某一事件形成认知时，会积极评价自身情况，看其是否存在差距，这一过程中也伴随着情感产生，总体来说认知-评价-情感等单元会被激活，进而通过满足某种需求和通过不断地积极思考与总结来缓解认知差异，从而产生特定的认知、评价、情感、需要、思考和行为等[43]。由此可知，认知-评价-情感既可以通过满足某些需要，又可以通过不断思考来影响个体行为。而文献梳理发现，内在动机包含了胜任、自主、关系三个基本心理需要的满足，属于行动序列中的需要单元，而观察性学习代表了通过观察学习和总结他人经验，属于行动序列中的思考单元。

因此，在这一行动序列中，当个体在工作中发现被妒忌者获取了自己想要但却还没有获得的资源时，个体会形成“技不如人”的认知与评价，这种心理落差容易造成心理困扰(自尊心受到伤害)，形成一种痛苦的情绪。为了缓解这种痛苦，被试者会产生维持自我或提高自尊(满足胜任、自主或关系需要)的动力[44]，此时虽然个体动力较足，对工作绩效具有一定的提升作用，但这仅能缩小与被妒忌者之间的差距，尚不能完全消除这种痛苦。因而还需要通过观察性学习积极思考，产生新知识或学习到新技能，努力接近甚至超越被妒忌者，从而个体工作绩效不断得到提升。换言之，职场妒忌(认知-评价-情感)将通过满足员工的需要激发动力(内在动机)，进而努力思考和学习(观察性学习)，最终影响行为结果(工作绩效)。基于以上分析，本文提出如下假设：

H4：内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间存在链式中介作用，即职场妒忌通过增加个体的内在动机进而强化了其观察性学习，从而提高了工作绩效。

(五) 职场友谊的调节作用

在复杂的社会网络中，个体不可避免地与他人形成各种社会关系，而职场友谊亦是其在职场人际关系中的一种形式。学界对职场友谊的研究最早可追溯到梅奥的“社会人”假设，其通过霍桑实验发现，组织中的员工不仅仅需要获得收入，还渴望得到友谊、安定和归属感等[45]。之后众多学者对职场友谊的定义开展研究，但因对“友谊”理解存在差异，现有研究暂却未能形成统一的界定。其中较为经典的是Berman等指出的定义[46]，职场友谊是一种包含相互信任、相互喜爱，同时又具备相同价值观的自愿职场联系。也有学者指出，职场友谊是建立在正式的工作联系后，才发展起来超越普通同事关系的一种伙伴关系[47]。职场友谊比基于任务的工作关系更难替代，在合作完成工作时，职场友谊可以提供社会和情感支持等资源[7]。本文认为，社会关系中包含了相互帮助和扶持，故认为职场友谊是指组织成员之间对彼此友好程度的一种人际关系，其不仅包含相互信任、兴趣相投，还包括工作与生活中的信息分享，并在必要时候提供一定的社会和情感支持。职场友谊本质上来说是一种人际关系，可以视为一种能够促进组织成员之间某些需求满足的情境特征。

Arnold教授提出“情绪-动机”行动序列和之后发展的认知-情感系统理论都强调，个体内部存在“冷认知、热情感”两种信息处理方式。其中，热情感处理方式是指个体受到刺激后的一种冲动的情感或情绪反应，而冷认知是指个体对刺激进行思考后的理性反应[14,44]。职场友谊是一种积极的情境特征，能够促使个体在遭受刺激或发泄某种情绪时回归理性，从而实现认知-评价-情绪和满足需要或思考之间的自我控制与调节。因此，本文认为职场友谊与职场妒忌之间存在交互作用，会对认知-评价-情感-需要-思考-行为产生深刻影响。职场友谊会增强职场妒忌对内在动机的积极作用。当个体与被妒忌者职场友谊非常深厚时：首先，个体更有可能积极地实现与被妒忌者“门当户对”，可能会设定与被妒忌者相同甚至更高的目标，以确保双方都能追求自己的目标，更加强烈希望完成工作挑战和提升自己，以满足自身胜任需求[7]；其次，个体在妒忌他人时，因其是性格相投、价值观相似的朋友，所以会冷静思考是否是自己过于“心胸狭隘”而心生愧意，从而会营造一种和谐人际关系，不仅有助于满足其关系需求，还有助于领导者发现个体的“大度”的人格特质，积极给予个体支持或授权以完成具有挑战性的目标[19,48]；最后，个体也会更加在乎因妒忌而失去朋友的风险，同时又面临因认知与行为不一致所带来的心理痛苦，可能会将妒忌表现成“羡慕”或“失落”，以获得被妒忌者情感上、社会上及工具上的支持，从而也有助于激发个体努力提升自己的动力[7]。

此外，职场友谊将通过强化职场妒忌对内在动机的积极作用，从而对内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介产生调节作用。具体而言，当个体与被妒忌者之间的职场友谊较为深厚时，领导和组织所提倡的“和谐人际氛围”会引导组织成员不断加强自我控制与调节能力，使个体能够权衡利弊，从而实现“热情感”与“冷认知”之间的有效转换，最终使个体在妒忌他人后能够更加理性地分析自己的行为所带来的效应[49]。因此，个体与被妒忌者之间的职场友谊越深厚，职场妒忌对内在动机的积极作用越强，内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介作用也越强。基于以上分析，本文提出如下假设：

H5：职场友谊通过强化职场妒忌对内在动机的积极作用进而调节内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介作用。

综合以上分析，本研究的理论模型如图1所示：

图1 研究的理论模型

三、 研究设计

(一) 测量工具

为确保测量工具具有良好的信效度，研究组主要做了以下工作：第一，在选取量表时，均采用发表在国内外权威期刊，并已在中国情境中验证过的成熟量表。而且，为保证量表翻译的准确度，研究组邀请2名985高校英文专业的大学教授和2名从美国、英国留学回国的博士对本文所选取的英文量表进行标准的翻译—回译程序，之后再邀请研究组成员中的3名博士生对翻译过来的量表进行检查，尽可能避免语义模糊或歧义的情况出现。第二，职场妒忌是一种负面的情绪和心理状态，鉴于其敏感性和隐蔽性以及中国传统文化中的谦卑观，本文问卷发放都通过非正式场合、匿名自评的填写方式来测量。第三，为了进一步确保调研程序的严谨性和问卷的准确性，研究组也邀请某985高校36名学生进行模拟调查，模拟结果发现，问卷有效回收率100%，学生反馈结果良好。量表均采用likert-5点量表进行测量(1=完全不符合，5=完全符合)，量表来源如下：

1.职场妒忌(WE)。主要采用Schaubroeck和Lam[50]开发的妒忌量表，共计4个题项，示例题项如：“看到某个同事很容易就成功了，我感到很失落和沮丧”“我对某个同事的妒忌之情一直在折磨着我”等。

2.职场友谊(WF)。主要采用孙健敏和焦海涛[51]学者开发的中国情境下职场友谊量表，共计9个题项，因该量表是针对所有同事职场友谊的测量，故研究组结合本文的实际情况，将对象改为“被妒忌的同事”，示例题项如：“在我所在的单位中，我有机会与被妒忌的同事非正式交谈或闲聊”“能够见到这个被妒忌的同事是我期待工作的一个原因”等。

3.内在动机(IM)。主要借鉴Van Yperen和Hagedoorn[52]开发的内在动机量表，共计12个题项，示例题项如：“由于对工作更加了解，我感到更加开心”“由于在工作中可以学习到新知识或技能，我感到很开心”等。

4.观察性学习(OL)。采用Kiyoung和Michelle[7]在其研究中使用的观察性学习量表，共计3个题项，示例题项如：“我仔细观察了这个被妒忌同事的行为”“我会思考如何根据这位同事的行为来改变自己的一些行为”等。

5.工作绩效(JP)。主要采用Chen等[53]制定的工作绩效量表，共计4个题项，示例题项如：“我为我们单位的整体工作绩效做出过重大的贡献”“我是我们单位表现最好的员工之一”等。

6.控制变量。本文将性别、年龄、学历、工作年限(司龄)、自尊等5个变量作为控制变量(因调查对象全部为普通员工，故本文不再将职位层级进行控制)，主要因为：第一，已有研究表明，女性在职场中比男性更容易产生妒忌心理[54]；第二，以往关于职场妒忌的研究发现，人格特质自尊会对职场妒忌程度产生影响，低自尊的个体对妒忌会更敏感[55]，故借鉴Rosenberg[56]开发的自尊量表(采用likert-5点)，共计10个题项，示例题项如：“我觉得我自己有很多优秀的品质”“我对自己的评价持肯定的态度”等；第三，为尽可能排除人口统计学特征对研究结果产生的影响，本文选取如上5个可能对研究结果造成影响的变量进行控制。

(二) 问卷设计

本研究初始问卷由以下两部分构成：一部分是包括职场妒忌、职场友谊、内在动机、观察性学习和工作绩效等五个核心变量共计32个题项构成；另一方面是包括性别、年龄、学历、工作年限和自尊在内的控制变量，共计14个题项构成。两部分共计46个题项。本研究组首先借助学校和社会资源，在华东、华中和华南地区联系了4家985高校的在职MBA学员，邀请其填写预调研问卷，共收集167份有效问卷，以测试初始问卷的信效度。结果发现：职场妒忌、职场友谊、内在动机、观察性学习和工作绩效的Cronbach’sα值均大于0.7(分别为0.866、0.834、0.812、0.849、0.791、0.866)，同时自尊的信度系数(Cronbach’sα=0.882)也大于0.7，说明各量表信度良好；此外，KMO-Bartlett球状检验结果也发现，不仅所有KMO值均大于0.7(依次为0.761、0.805、0.831、0.809、0.721、0.869)，而且结果均在0.001水平下显著，说明量表效度良好。更进一步地，研究组也在调研后一周之内对这些MBA学员进行回访，吸纳其有建设性的反馈意见，再对量表进行适当修订。再交由某985高校人力资源领域的2位博士生导师审阅，确认无误后形成最终的正式问卷。

(三) 样本与程序

本研究调查对象主要来源于深圳、上海、广州、长沙、武汉、临沂等地，涉及金融、保险、互联网、制造业、批发与零售等多个行业，所在企业成立时间均超过5年，在职员工规模达280人以上。为了避免严重的同源误差问题，本研究采取分两个时间点的问卷收集方式：在时间点1，主要收集被试者的基本信息、联系方式、自尊、职场妒忌和职场友谊等数据；一个月后(时间点2)，再收集被试者的内在动机、观察性学习和工作绩效等信息。具体收集程序如下：第一，借助社会网络资源，找到目标企业的一名调研协助者，向其进行简单培训，并邀请他或她参与预调研的整个过程，了解调研的程序、内容、注意事项；第二，将空白问卷放入一个信封中，交给协助者直接发放，并要求其在被试者作答完毕后立即对其密封、编号和回收；第三，要求每个办公室仅发放一份问卷，避免出现被试者之间相互比照、交流等可能会对实际填答结果造成影响的情况出现；第四，在正式调查前，协助者会告知被试者，问卷为匿名填写，结果也仅用于学术研究，问卷发放也在非正式场合发放；第五，在被试者作答时，协助者会在其附近等候，如被试者有任何疑问，可随时向协助者询问；第六，凡参与作答的被试者，会在时间点2作答结束后，获得研究组准备的某品牌牙膏一盒，协助者也将会获得100元微信红包奖励。课题组一共发放问卷420份，第一次回收有效问卷348份(剔除作答不完整、规律性作答或作答明显不符合要求的无效问卷，下同)，第二次回收有效问卷315份，问卷总体有效回收率为75.00%，其中男性占54.00%，女性占比46.00%；被试者的平均年龄为32.689(SD=6.495)；学历方面，本科及以下占58.70%，研究生及以上占41.30%；进入该公司工作平均年龄为7.054(SD=5.806)；员工的平均自尊水平为3.255(SD=0.389)。

四、 数据分析与结果

(一) 信效度检验

为检验问卷调查结果的稳定性和一致性，本文计算了各变量的信度系数，结果如表1所示，所有Cronbach’sα值均大于0.7，说明量表信度良好。为检验量表是否具有区分度，本文亦借助Mplus7.4软件对职场妒忌、职场友谊、内在动机、观察性学习和工作绩效进行效度检验(如表1)。结果发现，五因子模型(χ2/df=2.235,TLI=0.921,CFI=0.933,RSMEA=0.059,SRMR=0.050)拟合度显著优于其他因子模型，说明该测量工具具有良好的区分效度。

表1 验证性因子分析结果

注:a代表WE,WF,IM,OL,JP；b代表WE+WF,IM,OL,JP;c代表WE,WF,IM+OL,JP；d代表WE,WF,IM,OL+JP;e代表WE,WF,IM+OL+JP；f代表WE+WF,IM+OL+JP;g代表WE+WF+IM+OL+JP，+代表前后两个因子合并成一个因子；***p<0.001

虽然本文在调查程序上进行了严格控制以避免出现同源误差问题，但由于所有变量均来源于同一被试者，同源误差问题依然难以消除。故本文一方面采取Harman单因素方法进行检验[57]，结果发现，在特征根大于1的因子中总体变异解释量为66.941%，第一个主成分为24.362%，不仅未超过临界值50%，且未超过总体变异解释量的一半，故认为不存在严重的同源误差问题；另一方面，本文也发现，表1中单因子拟合指标(χ2/df=12.162,TLI=0.561,CFI=0.593,RSMEA=0.131,SRMR=0.143)并不理想，故也可以判定同源误差问题不会对研究结果造成严重影响。

(二) 描述性统计与相关分析

本文计算了各控制变量、职场妒忌、职场友谊、内在动机、观察性学习和工作绩效的均值、标准差和相关性系数(如表2所示)，结果发现：职场妒忌与内在动机(r=0.377,p<0.01)、观察性学习(r=0.551,p<0.01)和工作绩效(r=0.609,p<0.01)显著正相关；内在动机与观察性学习(r=0.313,p<0.01)、工作绩效(r=0.433,p<0.01)显著正相关；观察性学习与工作绩效(r=0.657,p<0.01)显著正相关，以上结果均为研究假设的验证提供了初步的支持。

表2 描述性统计与相关分析结果

注：n=315,**p<0.01,*p<0.05;性别(1=女性，0=男性)、学历(1=本科及以下，0=研究生及以上)；双尾检验；对角线加粗斜体为各变量Cronbach’α的值

(三) 假设检验

1.中介效应检验。由于本文所测量的条目较多，但回收有效问卷较少，若直接使用原始条目进行结构方程模型分析可能会使结果造成较大的偏差[58]，故在使用Mplus7.4软件进行分析之前，本文使用平衡法，将各题项按照因子载荷大小进行了打包处理，最终每个变量均只包含3个条目。为验证研究的理论模型，本文也通过构建基础模型(职场妒忌对工作绩效不存在直接效应)、嵌套模型(在基础模型的基础上加上职场妒忌对工作绩效的直接效应)和替代模型(不存在中介效应，职场妒忌、职场友谊、内在动机、观察性学习均直接影响工作绩效)来寻找最优模型。

首先，将基础模型与嵌套模型进行拟合指标比较，结果发现：基础模型(χ2=205.344,df=93,χ2/df=2.208,TLI=0.935,CFI=0.952,RMSEA=0.061,SRMR=0.044)的拟合指数达到可接受水平，但理想程度却略逊于嵌套模型(χ2=168.544,df=92,χ2/df=1.832,TLI=0.943,CFI=0.961,RMSEA=0.048,SRMR=0.031)。根据Anderson和Gerbing[59]的建议，对基础模型与嵌套模型的卡方变化是否显著进行判断，结果发现两个模型的卡方值变化显著(△χ2(1)=36.800,p<0.001)，因此增加直接路径显著改善了模型拟合度，嵌套模型优于基础模型。

其次，将嵌套模型与替代模型进行拟合指标比较，结果发现，替代模型的拟合指数同样较好(χ2=278.120,df=136,χ2/df=2.045,TLI=0.939,CFI=0.957,RMSEA=0.051,SRMR=0.034)，由于替代模型与嵌套模型之间并不存在嵌套关系，根据Vrieze[60]的建议，可以比较贝叶斯信息准则(BIC)来进行确定两个模型哪个更优。结果发现，嵌套模型的BIC值为14345.624，替代模型的BIC值为18463.477，ΔBIC=4117.853，根据判断准则，当ΔBIC>10时，应选择BIC值较小的模型，因此嵌套模型优于替代模型。

表3 各模型拟合指标

综上，最终选取嵌套模型作为本文的基准中介模型，且鉴于Bootstrapping中介检验法的优越性，本文也使用该方法进行中介效应检验，所得结果分别如图2、表4所示，通过对性别、年龄、学历、工作年限和自尊等变量进行控制后，所得结果分析具体如下：

第一，职场妒忌→工作绩效的路径系数为0.439(p<0.001)，这说明职场妒忌对个体的工作绩效具有显著的正向影响，H1得到支持。

第二，职场妒忌→内在动机的路径系数为0.207(p<0.001)，这说明职场妒忌与内在动机具有显著的正向关系；内在动机→工作绩效的路径系数为0.596(p<0.001)，这说明内在动机与工作绩效之间具有显著的正向关系，结合H1得到验证，这说明内在动机在职场妒忌与个体工作绩效之间存在显著的中介效应(b=0.134,p<0.001,Bootstrapping=5000的95%的置信区间为[0.081,0.208]，不包含0)，H2得到支持。

第三，职场妒忌→观察性学习的路径系数为0.468(p<0.001)，这说明职场妒忌与观察性学习具有显著的正向关系；观察性学习→工作绩效的路径系数为0.529(p<0.001)，这说明观察性学习与工作绩效之间具有显著的正向关系，结合H1得到验证，这说明观察性学习在职场妒忌与个体工作绩效之间存在显著的中介效应(b=0.094,p<0.05,Bootstrapping=5000的95%的置信区间为[0.057,0.128]，不包含0)，H3得到支持。

第四，内在动机→观察性学习的路径系数为0.595(p<0.001)，这说明内在动机对观察性学习具有显著的促进作用，即个体内在动机水平越高，其观察性学习亦会越强。结合前文分析，本文发现内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介效应显著(b=0.087,p<0.01,Bootstrapping=5000的95%的置信区间为[0.022,0.081]，不包含0)，H4得到支持。

图2 中介-调节模型估计 注：为了保持图形简洁，本文未将控制变量对内在动机、观察性学习、工作绩效等路径系数画入图中；图中结果由两个分析得出：中介模型检验结果和职场妒忌与职场友谊交互项对第一阶段的调节效应；*在0.05水平(双侧)显著相关，**在0.01水平(双侧)显著相关，***在0.001水平(双侧)显著相关

表4 Bootstrapping中介效应检验

注：n=315,Bootstrapping随机抽样5000次

2.调节效应检验。结构方程模型能够通过设计潜变量有效控制测量误差，从而对中介效应和调节效应检验更加准确。本文借助方杰和温忠麟[61]等提出的潜调节结构方程(Latent Moderate Structural Equations, LMS)，目前检验方法一般为显变量的多元线性回归分析，而这一方法的前提是假设所有变量的测量都不存在测量误差，这会造成中介和调节效应的低估，而使用LSM可以有效控制测量误差，准确估计中介和调节效应值，因此，本文选择该方法，具体结果如下：

图3 调节效应

首先，由图2可知，职场妒忌与职场友谊的交互项对内在动机的影响效应显著，说明职场友谊能够显著调节职场妒忌与内在动机之间的关系(b=0.130,p<0.05)。为了更好地解释调节效应的关系，本文对其进行简单斜率检验，结果发现，当个体与被妒忌者的职场友谊较高时(均值+1个标准差)，职场妒忌能够显著影响个体的内在动机(b=0.393,t=2.190,p<0.05)；当个体与被妒忌者的职场友谊较低时(均值-1个标准差)，职场妒忌对个体的内在动机影响不显著(b=0.273,t=0.815,p=0.416)。说明相较于较低的职场友谊，在较高职场友谊的情境下，职场妒忌对个体内在动机影响更强，调节效应如图3所示。

其次，本文运用系数乘积法计算了职场妒忌与职场友谊的交互项与内在动机和观察性学习之间的路径系数(0.130×0.595×0.529=0.041,p<0.5)，发现该系数显著，说明链式中介效应受到职场友谊的调节。同时，本文根据Edwards和Lambert[62]的建议，运用Bootstrapping法分析不同职场友谊(均值+1个标准差、均值-1个标准差)水平下，职场友谊对内在动机和观察性学习在职场妒忌和工作绩效之间的链式中介效应的调节作用。检验结果如表5所示。在较高的职场友谊下，职场妒忌通过内在动机与观察性学习到工作绩效的中介效应值为0.126(p<0.01)，说明链式中介效应显著；而当职场友谊较低时，职场妒忌通过内在动机与观察性学习到工作绩效的中介效应值为0.053(p<0.05)，说明链式中介效应显著；并且高低职场友谊的链式中介路径间接效应值之间存在显著差异(b=0.073,p<0.05)。这表明当个体与被妒忌者之间的职场友谊较为深厚时，内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介作用就越强，即职场友谊通过强化职场妒忌对内在动机的积极作用进而调节内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介作用，H5得到支持。

表5 被调节的链式中介效应分析

注：*在0.05水平(双侧)显著相关，**在0.01水平(双侧)显著相关，***在0.001水平(双侧)显著相关

五、 研究结论与讨论

(一) 研究结论

职场妒忌是存在于员工之间的一种普遍且痛苦的情绪状态，如何利用会给个体带来不悦的“妒能”转变成提升其工作绩效的“赋能”，一直是众多学者关注的重点。在自我一致性理论的基础上结合Arnold的行动序列，探讨职场妒忌对工作绩效的内在作用机制，结果发现：(1)职场妒忌对工作绩效具有显著的正向影响。自我评价维持模型也指出，个体往往希望自己处于积极和最佳状态，并努力保持，当个体在职场中进行向上社会比较时，往往会因为被妒忌者在某一方面掌握的资源更加丰富，而使自己受到伤害。为了缓解自身这种认知与实际行为上的不一致所带来的心理痛苦，个体会采取各种方式努力减少这种不一致，从而有效提升其工作绩效。(2)内在动机与观察性学习在职场妒忌对工作绩效的正向影响中存在中介作用。首先，职场妒忌通过强化内在动机加强了对工作绩效的正向影响。个体通过向上比较所带来的认知与行为不一致带来的痛苦，会激发其提高自我或保持最佳状态的动力，致使个体会更加努力提升自身的工作绩效。其次，职场妒忌通过强化观察性学习进而加强对工作绩效的正向影响。如前所述，为缓解认知与行为不一致带来的痛苦，个体会采取各种方式去提升自身能力，而采取观察被妒忌者的行为及结果，并积极向其学习，进而改变自己原有行为的方式。因而通过观察性学习，个体既可以在被妒忌者优势方面“取长补短”，又能在其教训方面避免“重蹈覆辙”，从而更加容易提升其工作绩效。最后，内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间存在链式的中介作用。一方面职场妒忌会为缓解认知与行为不一致痛苦而刺激内在动机和观察性学习的加强，另一方面内在动机又会为观察性学习提供动力，从而进一步提升了个体的工作绩效。(3)职场友谊对“职场妒忌-内在动机-观察性学习-工作绩效”这一链式中介路径起调节作用。当个体与被妒忌者职场友谊比较深厚时，内在动机与观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的链式中介作用越强。在职场中，单靠个人能力已难以应付工作中的挑战，“出门靠朋友”的中国传统使个体之间建立了更加深厚的友谊。即使个体在妒忌朋友，也会基于对朋友的了解、信任以及失去友谊的后果等方面进行理性思考，从而更加努力向被妒忌者请教、学习，进而提升其工作绩效。

(二) 理论贡献

1.从自我一致性理论视角解释了职场妒忌对工作绩效的积极作用效果。以往研究大多聚焦在职场妒忌的“阴暗面”，而忽视了个体为缓解自身认知与行为不一致的心理痛苦，而积极采取各种方式来提高自身表现的“光明面”，导致现有研究中关于如何将职场妒忌转化为提升个体工作绩效促进因素的相关研究不足[7]。本文一方面基于Arnold的行动序列的前半部分，从个体职场妒忌的心路历程出发，认为个体会经历“认知-评价-情感”的整个过程，并借助自我一致性理论深入剖析职场妒忌因认知与行为不一致而提升个体工作绩效的内部机理，从而有利于加深学者们对职场妒忌积极效应的关注与认识。另一方面，本文结论也支持了Tai等[19]学者的观点，该学者认为个体职场妒忌之所以能够提升其工作绩效，可能是为了缓解自己因认知与行为不一致所带来的心理痛苦而做出的策略性自利反应，这容易给个体带来良好的形象和声誉，增加领导对其绩效评级和晋升机会[42]。因此本文也丰富和完善了职场妒忌积极效应的相关研究。

2.深入探讨了如何将“妒能”转化为“赋能”的内在机理。通过借助Arnold构建的“认知—评价—情感—需要—思考—行动”的行动序列，将所有核心研究变量之间的整体逻辑进行梳理，从而更加系统和全面地揭示了职场妒忌对工作绩效的影响机制，而且也在一定程度上进一步拓展了Arnold的行动序列在人力资源领域的应用范围。纵观以往研究，主要借助该行动序列中某前半部分或后半部分，且聚焦于变量的单一内涵[63]，本文一方面基于自我一致性理论验证了内在动机和观察性学习在职场妒忌与工作绩效之间的单独中介作用；另一方面，又验证了“认知—评价—情感—需要—思考—行动”的行动序列在解释职场妒忌与工作绩效之间链式中介时的有效性，以内在动机体现“需要”，以观察学习体现“思考”，从不同理论中提炼出同一变量的不同内涵，进而从内在机理与模型整体两个方面合理结合以深入剖析职场妒忌如何提高工作绩效的内在机制。综上，本文不仅丰富了职场妒忌如何提升工作绩效的内在机理研究，而且也使Arnold的行动序列成为探究职场妒忌后果变量的一个新的理论基础，拓宽了其在人力资源领域的应用范围。

3.验证了职场友谊对链式中介模型的调节作用。虽然Arnold的行动序列中从个人视角将情感纳入其中，且以往研究也仅聚焦于单一情感或情境因素对个体行为的影响机制研究，但人是一种拥有复杂情感的动物，少有研究关注两种或多种情感的交互作用会对个体行为造成何种影响的研究[64]。基于此，本文认为个体在职场中不可避免的与其发生人际互动，并形成一种重要的情感或情境特征——职场友谊，其能够有效刺激职场妒忌的消极效应，并基于对被妒忌者的信任和了解，会更加愿意和有动力去学习和思考被妒忌者的行为。因此本文所构建的链式中介模型实际上也验证了两种情感单元的交互作用对个体行为的影响，这有助于进一步应用该理论处理多种情感单元对个体影响机制研究提供指导。

(三) 管理启示

(1)组织应认识到职场妒忌带来的积极效应，通过各种方式将职场妒忌转化为发展机会。第一，组织需要营造一种良好的人际环境，定期举办素质拓展或不定期组织集体旅游等活动，提高员工之间的互助意识，给组织成员之间建立深厚友谊提供机会；第二，组织需要定期开展心理健康培训，积极引导员工理性看待职场妒忌，积极缩小与被妒忌者之间的差距。(2)领导者也需要关心员工，积极引导员工利用职场妒忌提升工作绩效。第一，管理者可以利用绩效评估结果来讨论组织成员各自的优缺点，鼓励员工向表现优异的员工学习或将其安排在同一个任务中，以使其观察学习到其优秀之处。第二，领导者应积极在正式或非正式场合与员工谈心，改善领导与员工关系，同时也积极安排重要工作并授权给员工，以激发其内在动机。(3)个体也应该尽可能形成一种“善意”的职场妒忌。第一，积极参加心理健康培训，正确看到自己与他人的差距，同时认可自身有追赶他人的能力。第二，积极向被妒忌者沟通和学习，尽可能获得新知识、新技能等资源，为提升工作绩效奠定基础；第三，积极处理好人际关系，在工作中应该秉承“吃亏是福”的理念，不要过分在意得失，在同事需要帮助时能够积极施以援手，以此建立深厚的职场友谊。

(四) 研究局限与展望

虽然本文对职场妒忌与工作绩效的关系进行了一定探讨，但由于自身能力和一些客观条件的限制，本文仍存在一些不足之处：第一，所有变量我们仅做了一次测量，但职场妒忌等变量可能会受到当时被试者的心境、情绪或基于某些因素的考虑的影响，可能会在作答时有失偏颇，因此后续研究中，将采用体验抽样法和日记研究法来进行测量，以使数据更加接近真实值；第二，对变量的测量通过自评式来完成，不可避免地存在同源误差。虽然本文在调查程序上进行严格把控，且也通过同源误差检验发现其并不严重，但为了使数据更加符合实际情况，后续研究中应该采取自评与他评等多数据来源的方式进一步降低同源误差问题；第三，事实上，已有研究发现，职场妒忌可能会对亲社会动机、目标设定、道德行为等均有积极的一面，但其内在机制尚有待进一步探讨，因此后续研究中，职场妒忌的积极效应的内在作用机制有待进一步拓展；第四，其他的边界条件有待进一步发掘。现有研究发现，核心自我评价(Core Self-evaluations)会影响个体对压力事件的认知评价和心理反应，可能会对其行为造成影响，因此后续也可以将该变量纳入至边界条件中。