领导跨界行为对下属绩效的积极与消极效应研究

宋 萌 胡鹤颜 王 震 董玉杰

(1. 北京工业大学经济与管理学院； 2. 中央财经大学商学院)

1 研究背景

随着市场竞争环境的日趋动态化、企业边界的模糊化及信息技术的迅猛变革，现代组织不得不跨越组织边界与外界利益共同体开展互动活动[1]。重视组织边界管理、发展良好的组织对外关系已成为组织持续发展的必然要求。作为组织与外部互动的联结点，越来越多的领导者开始将注意力从内部界面转向外部和内-外部边缘界面，通过与外部有效互动来促进企业发展[2]。学界将上述现象称为“领导跨界行为”[3]，并将之界定为“领导主动跨越边界，与外部关联方建立联系并不断互动的行为”[4]。在高不对称性、复杂性和不确定性的新时代背景下，这一研究主题已成为带动企业发展和团队创新的最大动力之一。

已有研究表明，领导跨界行为对组织盈利[3]、团队创新[4]等有显著积极效应。这些重要的结果变量能够提升组织效能，长久以来备受学者的关注和重视。但通过细致梳理可以发现，现有相关研究存在以下不足：①多考察了领导跨界行为对组织或团队产出的影响，针对如何影响下属表现的研究相对匮乏。而作为企业发展的核心资本和实际承担者，下属是保证企业可持续发展的关键所在[5]。②多持积极视角，忽略了对领导跨界行为潜在负面效应的关注。尽管早在跨界行为概念提出之时，就从理论上指出跨界行为可能存在潜在消极影响[6]，但后续研究仍主要关注其正面效应，并未深入剖析其负面效应的作用机理，也并未对其是否同时存在积极和消极两方面效应进行系统探讨和验证。这将不利于研究者从理论角度系统地理解该研究主题。③既往研究皆基于传统静态的研究思路，缺乏动态的纵贯追踪，主要采用问卷调查方式考察跨界行为与绩效的关系，忽略了领导跨界行为和工作绩效都属于存在每日变异的现象。鉴于领导跨界行为、工作绩效都具有每日变异属性，因此，具有该属性的构念采取动态研究才更能使研究实证与理论相匹配。针对上述不足，本研究采用经验取样法的动态追踪方法，剖析每日领导跨界行为对其下属绩效的积极与消极效应。根据资源保存理论，个体总是在获取和积累重要资源，保护资源避免损失，具有资源累积和资源损耗两条路径[7]。领导通过跨界获取外部知识资源向下属传递，为提升下属工作绩效提供充足基础。但同时也因时间、精力限制，领导跨界可能会减少对下属的指导与关怀，对其工作绩效造成不良影响。基于此，本研究认为下属的知识获取与职场焦虑是领导跨界行为双向影响下属绩效的中介机制。

进一步，如果领导跨界行为是一把“双刃剑”，如何有效规避或舒缓“伤”刃的消极效应，放大“利”刃的积极效应。这是组织管理实践更关注的问题。需要指出的是，现有研究多关注跨界行为的作用过程，对边界条件的考察较为少见[8]。根据资源保存理论，个体特质会影响人们在资源获取、失去和投资过程中的反应及处理方式，并进一步影响资源分配结果[7]。促进型调节聚焦作为一种基于动机的个体心理特质，会对领导跨界行为的“双刃剑”关系产生权变影响。持有促进型调节聚焦的下属在自身发展需要和成就目标的促使下，对领导跨界所获得的外部关键资源会表现出更强烈的渴望和更主动的反应，从而领导跨界对其知识获取水平影响较大；同时，此类下属对自身资源的掌控更为自主，不易陷入资源过度损耗的被动状态，从而缓解了缺失跨界领导的关怀所带来的焦虑。基于这一研究视角，本研究认为下属的促进型调节聚焦是调节领导跨界行为对下属绩效影响的边界条件。

2 理论基础与研究假设

2.1 知识获取的中介效应

资源保存理论的核心观点之一即个体总倾向于将资源投入在能带来更多资源的活动上[9]。换言之，能够带来额外资源的活动(如领导跨界行为)，都会受到组织成员的关注。为了最大程度地获取资源，下属会主动向跨界领导寻求信息、知识和支持。具体到知识资源：①在外部知识获取上，领导跨界行为不仅为下属提供知识来源，还能有效拓宽知识搜索渠道，进而帮助下属获取有价值的知识[10]。②在获取知识传递上，领导跨界行为能显著提升团队成员主动分享知识的动机、能力和机会，促进成员之间知识分享，实现外部获取知识传递效率最大化[4]。可以看出，领导跨界行为有助于下属获取外部知识资源。

根据知识管理的“输入-过程-产出”(IPO)框架，领导通过跨界活动从外界获取重要知识、信息资源，通过整合并向组织内部传递，这些知识信息经由组织成员获取与分享后，在数量和质量上都得以提升，进而促进下属绩效[4]。相对于内部知识，外部知识有更大的稀缺性和异质性，一定程度上可缓解下属在资源、知识和能力匮乏方面的问题，因此，对下属的工作产出有更强的预测作用。这也得到了一些研究的证实。例如，张千军等[11]调查了163个项目团队，得出知识获取对项目绩效的积极预测作用。由此，提出以下假设：

假设1领导跨界行为会促进下属知识获取，进而提升其工作绩效。

2.2 职场焦虑的中介效应

如前文所述，领导跨界行为能够为下属提供更多获取知识的来源和渠道，有利于下属知识的累积。但同时，领导跨界行为具有较强的“时间依赖性”，需要消耗大量的时间与精力[12]。根据资源有限性，当需要花费在跨界行为上的注意力资源增加时，就不得不减少资源在其他方面的分配(如对下属的指引与关注)。即领导跨界行为较多时，下属所感知到的直接指导和间接关怀会相应减少，这可能导致下属职业发展和工作方向的不确定感[12]，激发个体产生紧张和焦虑的应激反应。学界将个体的上述反应称为“职场焦虑”，是下属对工作绩效反映出的一种紧张、不安和忧虑的短暂消极情绪[13]。已有研究指出，当下属工作中面临障碍和困惑等不确定感时，更倾向于考虑工作的负面信息并加剧其职场焦虑水平[14]。

根据资源保存理论，当个体面临自我资源损失风险时，会优先保护现有资源避免损耗而非冒险尝试其他方法获取新资源[9]，这将不利于工作任务的开展；同时，职场焦虑作为一种负面情绪会干扰下属处理工作的能力，对绩效产生不利影响[15]。相关研究也表明，职场焦虑对下属的工作产出有消极的预测作用[16]。例如，MCCARTHY等[16]的研究验证了职场焦虑对下属任务绩效的削弱效应。遵循类似逻辑，本研究认为，下属感知到的职场焦虑对其工作绩效有负向影响。

总体而言，鉴于跨界活动需要花费较多时间、精力，与下属互动的相对减少会增加下属对职业发展和方向的不确定感，诱发职场焦虑情绪的产生，进而削弱工作绩效。由此，提出以下假设：

假设2领导跨界行为会增加下属职场焦虑，进而降低其工作绩效。

2.3 下属促进型调节聚焦的调节效应

如上所述，领导跨界行为一方面可能促进下属获取外部知识，提升绩效产出；同时，也可能产生焦虑情绪，削弱绩效表现，具有“双刃剑”效应。那么，理论者和实践家更关注如何才能有效规避或舒缓“伤”刃的消极效应，放大“利”刃的积极效应。本研究认为这取决于下属的人格特质。根据资源保存理论，个体特质会影响人们在资源获取、失去和投资过程中的反应及处理方式，并进一步影响资源分配结果[7]。HULT[17]在新近提出的跨界市场组织理论中也指出，跨界成功与否的关键在于下属主动接受跨界所获资源的意愿。换言之，只有当下属为实现自身发展需求，对领导跨界带来的资源有强烈的获取意愿时，跨界行为才能发挥效应。学界使用促进型调节聚焦描述下属的上述特征。促进型调节聚焦是一种基于动机的心理特质，具有这一特质的下属关注自身发展需求，会通过主动努力来达成目标和成就[18]。

已有研究指出，持有促进型调节聚焦的下属对积极信息和知识的感知更为敏感[18]，且资源保存理论认为，当个体拥有充足的资源存量时，会更有能力和意愿去获得更大的资源增量，从而触发资源的增值螺旋[9]。当此类下属感知到领导跨界所获取的外部资源可以给自身带来增益效果时，会主动从领导处获取这些知识资源。也即，促进型调节聚焦下属对理想目标与成长的渴望，决定了他们对领导跨界所获取知识等资源的态度、感知速度与吸收效率。为快速实现目标，具有促进型调节聚焦的下属在感知到领导跨界行为带来新的信息、知识与支持时，会更积极主动地与领导互动以追求资源。由此，提出以下假设：

假设3下属的促进型调节聚焦会加强领导跨界行为与下属获取(外部)知识的正向关系。

如前文所述，领导跨界行为从外界获取重要的知识、信息等资源，通过内部的分享与应用，提升下属的工作绩效(假设1)；同时，下属的促进型调节聚焦会调节领导跨界行为与获取知识的关系(假设3)。结合这两条路径，本研究推断，下属的促进型调节聚焦会进一步加强领导跨界行为通过下属获取的知识而对其工作绩效的间接影响。由此，提出以下假设：

假设4下属的促进型调节聚焦正向调节领导跨界行为通过下属获取(外部)知识对工作绩效的间接影响。

诚然，领导跨界行为可以为下属带来很多关键性知识资源，但同时，领导跨界需要消耗大量时间和精力，根据资源的有限性，花费在辅导和关怀下属方面的精力就会减少，从而增加下属的职场焦虑。然而，对于持有促进型调节聚焦的下属而言，能对这一关系有所缓解。具体如下：①当遇到工作障碍时，具有促进型调节聚焦的下属倾向于付出更多努力，创造性地解决问题[19]。由此，在缺乏领导指导的情况下，为实现理想目标，他们除了主动向领导寻求信息与反馈，还会主动从周围其他环境(如领域专家)获取支持[20]，一定程度上增加其对资源的掌控度。②相对于消极面(从领导处获得的指导减少)，具有促进型调节聚焦的下属更多关注积极面和自身成长(领导跨界行为带来的知识能否满足发展需求)[19]。由此，此类下属会更多沉浸于寻找、消化、吸收领导带来的所有可利用成长资源而非自我焦虑中。可以看出，具有促进型调节聚焦的下属更关注领导跨界行为的积极面，为实现自我理想，他们会主动从周围环境获取资源进行补充。由此，提出以下假设：

假设5下属的促进型调节聚焦会缓解领导跨界行为与下属职场焦虑的正向关系。

如前文所述，领导跨界行为会因时间和精力等资源的有限性，一定程度上减弱对下属的辅导，增加职场焦虑，不利于下属绩效(假设2)；同时，下属的促进型调节聚焦会调节领导跨界行为对下属职场焦虑的影响(假设5)。结合这两条路径，本研究推断，下属的促进型调节聚焦会进一步缓解领导跨界行为通过增加下属职场焦虑而对其工作绩效的间接影响。

假设6下属的促进型调节聚焦负向调节领导跨界行为通过职场焦虑对其工作绩效的间接影响。

本研究的研究模型见图1。

3 研究方法

3.1 研究样本与研究过程

经验取样法作为一种高频率跟踪调研方法，是研究个体内差异与外在稳定特征之间动态变化的主流方法[21]。考虑到研究模型中的变量存在每日变异，为显著提高数据的客观性和可靠性，减少单一时点数据带来的回溯偏差[22]，因此，本研究选择经验取样法以有效捕捉每日领导跨界行为对下属工作状态和感受的动态影响。研究样本为来自北京、天津、济南等地多家企业中，不同类型的研发团队(包括软件开发、航天工程、飞行器设计等)工作人员，这一选择有效规避相同研发工作类型对结果造成的影响。通过微信、电子邮件与电话，课题组与备选被试进行联系，告知研究过程与研究目的，询问他们的参与意愿。最终，有76名研发人员愿意参与此项调查。在确认被试名单与微信联系方式后，课题组组建了微信群，并在群中发放问卷链接，完成了数据收集。

本调研包含两个阶段：①基础调研阶段。该阶段主要向被试发放个人特质问卷(问卷编码、性别、年龄、教育程度、工作年限、共事时长、促进型调节聚焦)，要求被试当天完成问卷填答。②正式调研阶段。即在基础调研完成1周后，开始连续10个工作日(2周)的正式调研。为降低被试的回溯偏差及厌烦情绪，每天的正式调研分两个时点进行。在尽量不打扰被试正常工作和生活的前提下，选择在每个工作日的16:30分(领导跨界行为、下属知识获取和职场焦虑)，以及20:30分(工作绩效、积极情感、消极情感)两个时间点在微信群发放问卷，并要求被试在1个小时内完成以保证数据的时效性。为保证被试在后续调研中的配合度，课题组提前向被试说明，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作为酬劳。

通过问卷配对及废卷处理，将某一时点数据缺失以及明显不认真(带有明确指向性的问题未按要求选项选择及填答时间不达标)的数据剔除，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全部数据无效，另有20名被试因以上情况导致部分数据无效，最终共获得72名被试的641条有效数据(1)张银普等[23]对发表在《Journal of Applied Psychology》上使用经验取样法的26篇文章的样本量进行统计，发现样本区间在50～200个，观测值区间在400～3 000条，就可以满足研究需要。。有效回收样本中，性别方面，男性占79.17%，平均年龄为33.14岁(SD=4.36)；女性占20.83%，平均年龄为32.53岁(SD=4.88)。在当前组织工作时长方面，平均时长为58.31个月(SD=45.93)。在与当前领导的共事时间方面，平均共事时间为49个月(SD=40.30)。在教育背景方面，博士占8.33%、硕士占30.56%、大学本科占45.83%、大学专科占13.89%、高中及以下占1.39%。

3.2 变量测量

本研究中，有关变量的测量，部分直接采用中国组织情境下开发的量表，部分采用国外高水平英文期刊发表的成熟量表。为保证量表翻译的精准，英文量表皆经过3名管理学博士和2名组织行为学副教授进行了严格的“翻译-回译”步骤。考虑到国内样本在使用奇数等级量表时可能会出现趋中倾向[24]，无法客观反映其真实感受，因此，除了人口统计学变量，本研究所有量表均采用Likert 6点计分法，取值范围从1～6表示“非常不同意”到“非常同意”。

(1)领导跨界行为该变量的测量采用ANCONA等[6]编制的团队跨界行为量表，分别从使节行为、协调行为和侦测行为3个维度各选取1个题项，并根据参照点转移模型要求，将测量题项参照点由“团队”改为“我的领导/主管”。例如，“今天，我的领导/主管与其他有业务往来的团队反复协调、协商，以达成共同目标”。该量表的Cronbach’sα值为0.896。

(2)下属知识获取该变量的测量借鉴了李晶钰等[25]编制的知识获取量表中的4个题项，并进行了适当修改。例如，“今天，我学习到新的技术专长”。该量表的Cronbach’sα值为0.922。

(3)下属职场焦虑该变量的测量选自MCCARTHY等[16]编制的绩效压力量表中的4个题项。例如，“今天，我担心我的工作表现会比其他人差”。该量表的Cronbach’sα值为0.924。

(4)下属工作绩效该变量的测量采用VAN DYNE等[26]开发的工作绩效问卷，共4个题项。例如，“今天，我完成了工作说明中规定的责任”。该量表的Cronbach’sα值为0.938。

(5)下属促进型调节聚焦该变量的测量选取HIGGINS等[27]编制的调节焦点问卷，选取提升焦点维度的6个题项。例如，“相比大多数人，我通常能得到我想要的生活”。该量表的Cronbach’sα值为0.748。

(6)控制变量基于现有研究结论[22]，积极情感和消极情感会对下属工作绩效产生影响。鉴于此，本研究直接将其作为控制变量，以更准确地揭示研究变量间的关系，并采用WATSON等[28]编制的积极和消极情感量表进行测量，分别包含5个形容词。例如，积极情感分量表包含“振奋的”和“活跃的”等，消极情感分量表包含“紧张的”和“敌意的”等。其中，积极情感分量表的Cronbach’sα值为0.876，消极情感分量表的Cronbach’sα值为0.780。

4 数据分析

4.1 零模型检验

本研究使用R 3.5.1分析软件计算各个体内层次变量的ICC(1)和ICC(2)，以说明变量组间变异和其在个体间层次的信度。有关结果显示：领导跨界行为(ICC(1)=56.1%，ICC(2)=91.9%)、下属知识获取(ICC(1)=40.3%，ICC(2)=85.8%)、下属职场焦虑(ICC(1)=63.4%，ICC(2)=93.9%)、下属工作绩效(ICC(1)=46.0%，ICC(2)=88.3%)、下属积极情感(ICC(1)=64.5%，ICC(2)=94.2%)、下属消极情感(ICC(1)=58.0%，ICC(2)=92.5%)的两项指标均达到标准(ICC(1)>0.25,ICC(2)>0.70)，且上述变量的1-ICC(1)值反映出各变量也具有一定的组内变异。鉴于此，本研究采取经验取样法和跨层次分析的研究设计是科学合理的。

4.2 多水平验证性因子分析

在进行数据分析前，本次研究使用Mplus 6.12分析软件对数据进行了多层次验证性因子分析(multilevel confirmatory factor analysis，MCFA)以检验各研究变量的区分效度(见表1)。由表1可知，七因子模型相对于其他模型而言，拟合程度最好(χ2=700.431，TLI=0.929，CFI=0.938，RMSEA=0.045，SRMR=0.054)，表明7个研究变量之间具有良好的区分效度。

表1 多水平验证性因子分析结果(N=641)

注：Lbsb表示领导跨界行为、Ka表示下属知识获取、Wa表示下属职场焦虑、Tp表示下属工作绩效、Pa表示下属积极情绪、Na表示下属消极情绪、Rf表示下属促进型调节聚焦；“+”表示两个因子合并为一个因子；所有Δχ2的值均在p<0.001水平上显著。

4.3 描述性统计和相关性分析

采用SPSS 20.0统计分析软件分别对个体内与个体间变量进行描述性统计分析(见表2)。由表2可知，领导跨界行为与下属知识获取(r=0.346，p<0.01)、下属职场焦虑(r=0.106，p<0.01)和下属工作绩效(r=0.094，p<0.05)皆呈显著正相关关系；下属知识获取与下属工作绩效(r=0.236，p<0.01)、下属积极情感(r=0.357，p<0.01)呈显著正相关；下属职场焦虑与下属工作绩效(r=-0.034，ns)的负相关不显著, 但与下属消极情感(r=0.406，p<0.01)显著正相关。

4.4 假设检验结果

本研究的模型路径系数见图2。由图2可知，领导跨界行为与下属知识获取呈显著正向关系(b=0.194，p<0.01)；下属知识获取与下属工作绩效呈显著正相关(b=0.101，p<0.01)。为进一步检验中介作用的间接效应值及置信区间，本研究使用R 3.5.1分析软件，采用蒙特卡洛模拟拔靴法来检验多层模型的中介效应。研究证明该方法比修正偏倚拔靴法更适合检验多层中介模型[29]，并被广泛地应用于检验嵌套数据的中介模型研究中[30]。结果显示，领导跨界行为通过下属知识获取提升下属工作绩效的间接效应值为0.020，95%置信区间为[0.006, 0.038]，不包括0。由此。假设1得到支持。

由图2可知，领导跨界行为与下属职场焦虑呈显著正向关系(b=0.099，p<0.05)，下属职场焦虑与下属工作绩效呈显著负相关(b=-0.084，p<0.05)。蒙特卡洛模拟拔靴法进一步检验中介作用的间接效应，结果显示，领导跨界行为通过下属职场焦虑影响下属工作绩效的间接效应值分别为-0.008，95%置信区间为[-0.020, -0.000 4]，不包括0。由此，假设2得到支持。

表2 研究变量间的相关性及描述性统计

注:NLevel 1=641，NLevel 2=72。Level 1变量的相关代表变量在个体内水平的相关，Level 2变量的相关代表变量在个体间水平的相关。**、*分别表示p<0.01，p<0.05，下同。性别：1=男、2=女；教育：1=高中及以下、2=大学专科、3=大学本科、4=硕士研究生、5=博士研究生。

图2 模型路径系数(2)出于简洁清晰的原因，图中只呈现了全模型的主要路径系数(非标准化解),控制变量(下属积极情感、下属消极情感) 到因变量(下属工作绩效) 的路径回归系数为下属积极情感-下属工作绩效(b=0.565＊＊),下属消极情感-下属工作绩效(b=-0.181+) 。+表示pp<0.10。图中虚线表示路径系数不显著，实线表示路径系数显著。

在调节效应的检验上，本研究发现下属促进型调节聚焦显著负向调节领导跨界行为与下属知识获取的关系(交互项系数γ=-0.134,p<0.05)。为直观描述领导跨界行为与促进型调节聚焦对下属知识获取的交互效应，参照一些研究者的做法[31]，调节变量分别取高水平(M+SD)与低水平(M-SD)进行组合绘制交互效应图，见图3。由图3可知，对于高促进型调节聚焦的下属，领导跨界行为对下属知识获取的影响不明显；对低促进型调节聚焦的下属，领导跨界行为对下属知识获取有显著的正向影响。且从低促进型调节聚焦水平到高促进型调节聚焦水平，斜率明显减小，表明促进型调节聚焦对领导跨界行为与下属知识获取的负向调节作用。简单斜率检验也支持了这一结果(见表3)。由表3可知，对高促进型调节聚焦的下属而言，领导跨界行为对下属知识获取影响的95%置信区间为[-0.025, 0.240]，表明二者之间不存在显著的正相关关系。对低促进型调节聚焦的下属而言，领导跨界行为对下属知识获取影响95%置信区间为[0.148,0.410]，表明二者之间存在显著的正向相关关系。由此，假设3未得到支持。

表3 基于下属知识获取“利”刃路径简单斜率检验(N=641)

分组效应值标准误95%置信区间下限上限高下属促进型调节聚焦0.1070.068-0.0250.240低下属促进型调节聚焦0.2790.0670.1480.410

由表4可知，下属促进型调节聚焦调节领导跨界行为通过下属知识获取对下属工作绩效的间接效应值为-0.017，95%置信区间为[-0.039,-0.002]，有调节的中介效应得到验证，但方向与预期相反。下属促进型调节聚焦负向调节领导跨界行为与下属知识获取之间的关系，进而对下属工作绩效产生影响。为直观体现下属促进型调节聚焦在何种水平下对模型中主效应起显著作用，本文将R 3.5.1分析软件中的Monte Carlo程序关于下属促进型调节聚焦在不同水平时有调节中介效应值及置信区间的输出结果进行描点绘图(见图4)。由图4可知，当下属促进型调节聚焦水平越高，领导跨界行为对下属知识获取感知的影响效应越小，进而负向影响自身工作绩效。由此，假设4没有得到支持。

表4 被调节的中介检验(N=641)

本研究采用与假设3和假设4相同的方式检验假设5和假设6。研究结果发现，促进型调节聚焦对领导跨界行为与下属职场焦虑的调节作用不显著(交互项系数γ=0.014, ns)。由表4可知，下属促进型调节聚焦调节领导跨界行为通过下属职场焦虑对下属工作绩效的间接效应值为-0.001，95%置信区间为[-0.016, 0.012]，有调节的中介效应不存在。由此，假设5和假设6没有得到支持。

5 研究结论及讨论

本研究主要得到以下结论：领导跨界行为会同时对下属的工作绩效产生积极和消极效应。下属的促进型调节聚焦负向调节领导跨界行为的“利”刃路径，对“伤”刃路径的调节作用不显著。

5.1 理论贡献

(1)拓展了领导跨界行为影响效应的广度和深度既往研究主要聚焦在领导跨界行为的积极效果，本研究则突破了单边积极效应的局限，同时考察了领导跨界行为对下属绩效的积极与消极影响。一方面，领导通过与外部互动为下属带来信息、知识等实质资源，促进下属绩效；同时，因时间精力有限，对下属的直接指导会相应减少，增加下属职场焦虑，不利于其绩效表现。上述研究结果与现有研究结论是一致的。例如，宋萌等[4]的研究表明，领导跨界行为能显著提升团队资源的积累。可惜的是，以往研究皆从单一视角考察跨界行为的积极或消极效应，并未基于整合视角。本研究整合资源累积和资源损耗两种机制，同时考察积极和消极效应，是对以往研究的扩充和深化。这不仅全面揭示了领导跨界行为影响效果和作用机理，也更系统阐释了领导跨界行为对下属资源变化的动态机制，具有一定的理论和实践启示。

(2)揭示了领导跨界行为产生“利”刃或“伤”刃的权变条件本研究的结论表明，领导跨界行为不会显著提升高促进型调节聚焦下属的知识获取水平，却会显著正向影响低促进型调节聚焦下属的知识获取；而领导跨界行为与职场焦虑之间的关系并不会受到下属促进型调节聚焦特质的调节作用。这同本研究的研究假设不一致，故试图用调节焦点理论进行解释。该理论指出，为了接近理想状态，高促进型调节聚焦个体更倾向于主动开展探索性活动[18]。特别地，因组织边界和时间、精力限制等问题，领导跨界所获取的资源具有一定的滞后性和上限。一方面，组织边界导致领导跨界获取的外部资源在后续传递中具有“时间滞后性”[32]，增加下属的被动等待时间；另一方面，因精力所限，领导跨界所能获取的资源会存在匮乏或枯竭等情况。面对上述等待时间和资源不足的情境，高促进型调节聚焦的下属更倾向于主动跨界获取知识，致使领导跨界行为对此类下属的知识获取影响并不显著。这一观点也在有关实证研究中得到了验证。例如，陈璐等[33]的研究发现，高促进型调节聚焦的下属有更多跨边界行为。相对而言，低促进型调节聚焦的下属往往会循规蹈矩[18]，从领导处寻求资源以满足自身发展需要；同时，下属促进型调节聚焦对“伤”刃路径的调节效应并未得到支持，本研究依据相同的理论视角进行解释。即尽管高促进型调节聚焦的下属会主动从外部获取资源，但当来自跨界领导的直接指导和间接关怀缺失时，急于成长的此类下属仍无法抑制焦虑感的产生。相应地，低促进型调节聚焦的下属对于领导的依赖性更高，在遇到工作障碍缺乏指导时，他们只能消耗自身有限资源，致使职场焦虑水平无法得到缓解。由此，本研究中促进型调节聚焦对领导跨界行为-职场焦虑间关系的调节效应并不显著。作为一种积极的心理特质，促进型调节聚焦对于领导跨界行为影响效果的权变影响需未来研究持续关注，如是否受结果变量的影响。

5.2 管理启示

如何使领导跨界行为这把“双刃剑”，最大限度发挥其积极作用而规避其消极作用是本研究的关键意义之一，最终结果对领导、下属和组织均有实践意义：①对领导跨界行为与下属工作绩效双路径机制的考察，能让领导和下属更明确领导跨界行为的“真实”作用，为进行有效的领导跨边界管理提供实践引导。②对边界条件的探索能帮助组织认识究竟何种人才能最大化领导跨界行为的积极效应，规避其潜在伤害，为组织招聘和甄选提供有效参考。

首先，对领导而言，一方面，领导应该将跨界获取的新信息与新技术尽可能多的向下属传递，拓宽下属知识获取的渠道和途径，便于其提升绩效；另一方面，领导要注意组织内、外部活动的平衡，在与外部相关方互动的同时，多关注下属的工作情绪与心理情况，定期了解下属工作进展与遇到的问题并适时给予建设性指导和支持，从而削弱领导跨界行为带来的负面影响。其次，对下属而言，应主动向领导寻求外部资源，以获取对工作的支持；同时，下属应该培养自身主动获取外部优势资源的能力，即使在领导跨界行为较少或资源内部分享程度低的不利情况下，也可为自己提供资源支持与保障，从根本上控制职场焦虑的产生，弱化负面效应。最后，本研究的结论表明，低促进型调节聚焦下属对领导跨界行为依赖性更强，组织应考虑给予其一定的资源、技术支持，以保障产出。而高促进型调节聚焦下属会为了追求自身发展而主动跨界，组织应考虑选拔其作为领导或部门主管，为其他低促进型调节聚焦下属提供外界资源或获取渠道。

6 研究局限与未来研究方向

本研究也不可避免地存在一定的局限性：①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，但所有数据皆为下属自评，无法完全规避共同方法偏差的干扰。未来研究可采用多来源数据，由领导评价或客观指标评价下属绩效，以更好检验二者之间的关系。②仅考察了领导跨界行为对下属工作绩效的影响，未来研究可进一步扩展到对下属其他工作表现的影响效果和作用过程(如工作幸福感等)，增加领导跨界行为对个体层面结果变量的考察范围。作为一项耗费时间和精力的复杂性行为，领导跨界在为跨界者带来资源的同时也会带来自身资源损耗。但目前实施跨界行为对领导自身的幸福体验和工作行为有怎样的影响还较少受到关注，需要未来研究持续关注。