“激将法”会激发还是打击员工？感知能力不被领导信任的“双刃剑”效应*

卢海陵 杨 洋 王永丽 张 昕 谭 玲

“激将法”会激发还是打击员工？感知能力不被领导信任的“双刃剑”效应

卢海陵杨 洋王永丽张 昕谭 玲

(南京理工大学经济管理学院, 南京 210094) (中山大学管理学院, 广州 510275)(香港中文大学管理学系, 香港 999077) (广东工业大学管理学院, 广州 510520)

感知能力不被领导信任是信任研究的重要内容。已有研究普遍认为感知不被领导信任会对员工的自我产生不利影响。相反, 传统领导方式“激将法”则认为领导的不信任可以刺激员工展现更好的自我。为了解释上述矛盾, 本研究基于自我评价理论和心理逆反理论, 采用实验研究和多源多时间点问卷调查研究方法, 探讨了感知能力不被领导信任对员工自我的“双刃剑”效应及边界条件。研究结果表明, 当员工感知领导能力较强时, 感知能力不被领导信任会通过降低员工的工作效能感削弱员工的工作努力和绩效表现; 当员工感知领导能力较弱时, 感知能力不被领导信任会通过增强员工证明自我能力动机提升员工的工作努力和绩效表现。

感知能力不被领导信任, 感知领导能力, 工作自我效能感, 证明自我能力动机, 工作努力

1 问题提出

让下属感到被信任是领导者最佳管理策略之一(王红丽, 张筌钧, 2016)。员工是否感到被领导信任不仅影响其工作态度和表现(Lau et al., 2014; Nerstad et al., 2018), 也关系团队和组织整体效能(Salamon & Robinson, 2008)。能力信任是领导信任的重要内容(Butler & Cantrell, 1984; Mayer et al., 1995), 感知能力不被领导信任是指员工觉得领导一定程度不信赖他/她的工作能力(Lester & Brower, 2003; Mayer & Davis, 1999)。已有研究认为, 感知能力不被信任不仅打击员工对自己工作能力的信心(Bandura, 1986; Pierce et al., 1989), 也会降低员工工作积极性和表现(Lester & Brower, 2003), 进而对团队和组织产生不利影响(Carter & Mossholder, 2015; Salamon & Robinson, 2008)。

感知能力不被领导信任一定会打击员工自我吗？基于以往研究, 感知能力不被领导信任可能会打击员工, 降低员工自我效能感。根据自我评价理论(self-evaluation theory)中的自我评估倾向(self- assessment), 个体会选择与自我相关的评价信息调整对自我的评估, 进而影响其态度与行为(Markus & Wurf, 1987; Sedikides & Strube, 1997)。感知能力不被领导信任是影响自我评价的重要消极评价信息, 可能对员工自我概念(self-concept)产生不利影响(Trope, 1980)。有学者发现当员工感到领导对其不信任, 会降低自我价值感, 觉得在组织中没价值(Lau et al., 2014; Wang & Huang, 2019)。陈晨等(2020)发现当员工感知信任稀缺性高时, 感知被领导信任水平越低心理权利感也越低。上述研究结果均表明感知能力不被领导信任会打击员工自我。然而, 一些案例则认为感知能力不被领导信任也可能激发员工证明自我。例如, 《三国演义》第七十回中诸葛亮用“激将法”对老将黄忠表现出能力不信任, 声称他“争奈年老, 恐非张郃对手”, 激得黄忠“白发倒竖”, 使其出战张郃时勇猛异常, 大胜而归。企业家史玉柱也将“激将法”运用得得心应手, 他给业绩差的团队发“黑色锦旗”和“业绩倒数证书”,而这种表达能力不信任的领导方式反而激发员工发愤图强、迎头赶上。为何在这些案例中, 感知能力不被领导信任不仅没有打击员工, 降低员工积极性, 反而激发员工变得更努力和更好呢？

自我评价理论中的自我增强倾向和心理逆反理论(psychological reactance theory)对此提供了可能的解释。自我评价理论认为, 除了准确评价自我的自我评估倾向, 个体还有保持积极自我的自我增强(self-enhancement)倾向(Leary, 2007)。面对消极评价信息时, 根据自我增强倾向, 个体可能为了保持积极自我而不接受这些信息(Sedikides & Gregg, 2008)。心理逆反理论表明, 当外界的消极评价限制和威胁个体保持积极自我的心理倾向时, 个体会产生心理逆反及恢复积极自我的动机(Brehm, 1966; Nurmohamed, 2020; 金盛华, 2010)。因此, 可以推出, 员工有保持积极自我的心理倾向, 当员工感知能力不被领导信任时, 其接收的消极评价信息使得保持积极自我的心理倾向受到限制和威胁。为了消除限制和威胁, 保持积极自我, 员工会产生逆反心理(金盛华, 2010), 激发起向领导证明自己能力的动机, 从而投入更多努力让自己表现更好。然而, 鲜有研究从激发员工角度对感知不被领导信任的积极影响进行探讨。

因此, 本研究认为感知能力不被领导信任对员工自我有“双刃剑”作用。一方面根据自我评价理论的自我评估倾向, 感知能力不被领导信任可能打击员工, 伤害员工对自己能力的信心, 降低其工作努力和表现, 另一方面, 根据自我评估理论的自我增强倾向与心理逆反理论, 感知能力不被领导信任也可能激发员工, 提升员工向领导证明自己能力的动机, 进而投入更多努力提升绩效。探讨感知能力不被领导信任的“双刃剑”效应挑战了感知不被信任对员工自我产生消极影响的理论共识, 有助于全面展现不被信任感的影响。

对感知能力不被领导信任的“双刃剑”效应何时发挥作用进行探究, 有助于更深入地理解“激将法”的适用条件。根据自我评价理论, “双刃剑”效应可能很大程度取决于员工感知的领导工作能力的强弱, 即员工感知评价信息的可信度(Shrauger & Lund, 1975; Taylor et al., 1995)。当感知领导能力很强, 在工作上很权威时, 员工会觉得领导对自己能力的评价信息可信, 自我评估倾向占主导, 感知能力不被领导信任会更多“内化”到员工自我中, 打击员工对工作能力的信心, 使其不想向领导证明自己能力; 当感知领导能力很弱, 员工会觉得领导对自己能力的评价不可信, 自我增强倾向占主导, 感知能力不被领导信任不会“内化”到自我中, 也不太可能打击员工的信心, 反而由于心理逆反激发员工向领导证明自己能力。综上, 基于自我评价理论和心理逆反理论, 本研究提出了感知能力不被领导信任对员工工作绩效的“双刃剑”效应, 理论模型如图1所示。

1.1 自我评价理论、心理逆反理论与感知能力不被领导信任

自我评价理论揭示了自我概念形成过程: 个体选择与自我相关的评价信息, 并据此调整对自我能力、价值观等方面的评估, 进而影响其态度与行为(Markus & Wurf, 1987; Sedikides & Strube, 1997)。在此过程中, 自我评估与自我增强倾向共同发挥作用(Trope, 1980)。自我评估倾向指个体有准确评价自我的需要(Sedikides & Strube, 1997; Strube & Roemmele, 1985), 在接收消极评价信息时, 会将有价值的信息内化(Trope, 1979, 1980), 从而下调对自我的评估(Gecas, 1982)。自我增强倾向指个体有保持积极自我的需要(Leary, 2007; Sedikides & Strube, 1997), 在接收消极评价信息时, 可能进行自我服务归因, 将其归为外部原因(Gecas, 1982; Leary, 2007), 忽略消极评价(Leary, 2007; Sedikides & Strube, 1997)。心理逆反理论认为个体渴望拥有自由, 对自由的限制与威胁会激发其恢复自由的动机(Brehm, 1966)。随着研究的发展, 心理逆反理论开始用于解释个体积极自我受威胁时的心理逆反过程(Gupta & Turban, 2008; Kray et al., 2001; Nurmohamed, 2020)。结合前文推论可知, 当个体面对评价者的消极评价信息时, 如果个体认为评价者在相关领域能力强, 评价的信息准确、可信, 个体将基于自我评估倾向降低对自我能力的评估; 反之, 如果个体认为评价者在相关领域能力弱, 评价信息的准确性和可信度存疑, 个体将基于自我增强倾向和心理逆反无视评价信息(Shrauger & Lund, 1975; Webster & Sobieszek, 1974), 并激活恢复积极自我的强烈动机。

图1 理论模型

具体到本研究中, 信任指的是基于对另一方行为和动机的积极预期, 一方愿为另一方的行为承担伤害的意愿(Mayer et al., 1995; Rousseau et al., 1998)。根据可信赖程度(trustworthiness)的不同维度的判断, 研究者们将信任进一步划分为不同的维度(Connelly et al., 2018; Kim et al., 2006), 例如, 基于能力的信任(competence-based trust)。正是对于这些维度的判断和预期, 构成了个体为另一方的行为承担风险的意愿(Malhotra & Lumineau, 2011)。感知能力不被领导信任被定义为员工觉得领导不看好自己的工作技能, 依赖自己的能力会带来很高的风险(Ferrin et al., 2007; Malhotra & Lumineau, 2011)。感知能力不被领导信任强调了员工感知到领导不愿意依赖自己, 不愿意为其承担风险(Doney et al., 1998)。例如, 对于关键的工作任务, 员工感觉领导不愿依赖其专业技能来完成; 感觉领导不放心把重要的工作交由其决策和执行, 因为这可能需要承担由于员工工作失误等带来的风险。因此, 感知能力不被领导信任代表着领导对员工的消极评价信息(Lau et al., 2014)。结合自我评价与心理逆反理论, 感知能力不被领导信任与感知领导能力可能产生交互影响。当感知领导能力较强, 员工自我评估倾向占主导, 会将感知能力不被领导信任内化为消极工作自我效能, 进而减少努力, 最终削弱绩效表现;当感知领导能力较弱, 员工自我增强倾向占主导, 感知能力不被领导信任会更多激发员工逆反心理, 激活员工证明自我能力动机, 使其工作更努力, 最终提升工作绩效。

1.2 感知能力不被领导信任与感知领导能力对工作自我效能感的交互影响

工作自我效能感指个体对自身成功完成工作相关任务所具有能力的判断与自信(Bandura & Walters, 1977)。感知能力不被领导信任是自我评价的重要消极信息来源。当感知领导能力较强时, 员工认为领导有足够的专业知识对其工作能力进行评价, 评价内容准确、权威(Shrauger & Lund, 1975), 员工难以扭曲或忽略领导的评价, 自我评估倾向占主导(Taylor et al., 1995), 此时, 领导的评价信息是员工调整自我概念的重要依据(Trope, 1979, 1980), 感知能力不被领导信任会使员工认为自身缺乏工作能力, 打击员工工作自我效能感。一些研究发现, 员工会将领导不信任其能力的信号与自我评价整合, 从而丧失工作信心(Bandura, 1986; Pierce et al., 1989)。反之, 当感知领导能力较弱时, 员工会对领导消极评价的准确性产生怀疑(Rosenberg, 1973; Webster & Sobieszek, 1974), 自我增强倾向占主导, 从而忽视领导的消极评价(Sedikides & Gregg, 2008),使感知能力不被领导信任对工作自我效能感的影响减弱。因此本研究提出以下假设:

假设1:感知能力不被领导信任与感知领导能力交互影响工作自我效能感。即感知领导能力越强, 感知能力不被领导信任对员工的工作自我效能感负向影响越强。

1.3 工作自我效能感与工作努力

工作自我效能感高的员工相信自己的能力可以达到预期结果, 倾向于追求更积极的自我评 价, 从而更努力工作。而工作自我效能感低的员工认为自己缺乏达到预期结果的能力, 努力工作也很可能失败, 从而减少工作努力(Bandura & Walters, 1977; Gecas, 1982; Hepper et al., 2010; Sedikides & Skowronski, 2009)。因此, 本研究认为, 工作自我效能感与工作努力存在正向关系。

结合假设1内容, 本研究提出如下有调节的中介假设:

假设2:工作自我效能感中介感知能力不被领导信任与感知领导能力交互效应对工作努力的影响。即感知领导能力越强, 感知能力不被领导信任通过工作自我效能感负向影响工作努力的间接效应越强。

1.4 感知能力不被领导信任与感知领导能力对证明自我能力动机的交互影响

证明自我能力动机指员工多大程度上想向领导证明自己有很强的工作能力。这种动机, 体现了个体面对消极评价时的心理逆反(Nurmohamed, 2020)。感知能力不被领导信任体现了一种来自领导的消极信号。这些消极信息会限制与威胁员工保持积极自我的倾向。当感知领导能力较弱, 员工会觉得领导对自己能力的评价不具备权威性和可信度, 有理由对消极评价进行忽略或重新解读(Taylor et al., 1995), 自我增强倾向占主导(Leary, 2007), 并且引发员工心理逆反及恢复受限制和威胁倾向的动机(Brehm, 1966; 金盛华, 2010)。此时, 感知能力不被领导信任会激发员工向领导证明自我能力的动机, 并且, 当员工觉得领导能力越弱, 领导的评价越不可信, 感知能力不被领导信任越可能激发员工向领导证明能力的动机。反之, 当员工觉得领导能力很强, 会认为领导对其能力的评价可信, 自我评估倾向会取代自我增强倾向, 此时消极信息满足了员工准确评价自我的需求, 不会引发心理逆反。因此, 可以假设:

假设3: 感知能力不被领导信任与感知领导能力交互影响证明自我能力动机。即感知领导能力越弱, 感知能力不被领导信任对证明自我能力动机正向影响越强。

1.5 证明自我能力动机与工作努力

证明自我能力动机反映了员工多大程度上想向领导证明自己有工作能力, 可以激发员工对工作的关注与投入, 提升工作努力。Vandewalle (1997)认为当个体聚焦于向别人证明自己, 会展现出更高的工作投入。已有研究发现证明自我能力动机的基本特征是关注积极结果, 而对积极结果的关注有利于提升员工在工作中认知与情感的投入及主动行为(Dietz et al., 2015; Elliot & Harackiewicz, 1996; Porath & Bateman, 2006)。因此, 本研究认为证明自我能力动机促进工作努力。

结合假设3内容, 本研究提出如下有调节的中介假设:

假设4:证明自我能力动机中介感知能力不被领导信任与感知领导能力交互效应对工作努力的影响。即感知领导能力越弱, 感知能力不被领导信任通过证明自我能力动机正向影响工作努力的间接效应越强。

1.6 工作努力与工作绩效

工作努力体现了员工在工作中投入的资源数量(Yeo & Neal, 2004)。Campbell (1990)的绩效模型认为员工对工作付出努力是其取得绩效的必要条件。工作努力被认为是工作绩效的重要预测因素(Brockner et al., 1992)。已有研究表明, 员工的工作努力程度越高, 对工作投入的资源越多, 工作绩效表现越好(Byrne et al., 2005; Wheeler et al., 2012)。因此, 我们假设:

假设5:员工的工作努力与工作绩效正相关。

结合假设2和假设5的论述, 本研究进一步提出如下有调节的链式中介假设:

假设6: 感知领导能力调节感知能力不被领导信任依次通过工作效能感和工作努力负向影响工作绩效的间接效应。即感知领导能力越强, 该间接效应越强。

结合假设4和假设5的论述, 本研究提出如下被调节的链式中介效应假设:

假设7: 感知领导能力调节感知能力不被领导信任依次通过证明自我能力动机和工作努力正向影响工作绩效的间接效应。感知领导能力越弱, 该间接效应越强。

1.7 研究概览

本文通过多研究设计、多样本的方法对提出的假设进行检验, 包含了一个实验研究(研究1)和两个问卷调查研究(研究2和3)。研究1将通过情境实验的方式对假设1和假设3进行检验, 建立感知能力不被领导信任与感知领导能力交互和工作自我效能感及证明自我能力动机间的因果关系。研究2和3则进一步利用多时间点、多源的问卷调查方式对整体研究模型进行检验, 扩展本研究的外部效度。

2 研究1: 感知领导能力调节作用的实验研究

2.1 研究方法

2.1.1 研究样本

研究1的参与者为某高校的在校生, 每位参与者完成实验后将获得2元的报酬, 最终获得164份问卷(有效回收率为86.3%)。参与者中男性占32.3%,平均年龄21.79岁(= 2.62)。他们来自不同专业, 包括管理学(51.8%)、经济学(17.1%)、工学(9.1%)和其他(22.0%)。

2.1.2 实验设计与程序

采用2×2的两因素被试间设计, 我们操纵了感知能力不被领导信任和感知领导能力, 产生了四种情境, 参与者被随机分配到四个实验情境中, 每组各41名参与者。情境的内容由研究者结合已有研究中的操纵材料(Patall et al., 2014; 陈晨等, 2020)和测量量表进行编制。实验开始后, 参与者们将阅读一段关于员工王晨和其直接领导工作关系的描述材料, 并尽可能想象他们就是材料中的主人公王晨, 阅读完毕后回忆并描述所阅读的内容, 随后完成一份包含工作自我效能感、证明自我能力动机、操纵检验及人口统计学变量的问卷。为保证填答质量, 参考已有研究(陈晨等, 2020), 我们根据填答者描述的内容将无关描述(例如, 乱写无意义的字、描述内容与情境材料不符等)的样本进行排除。

感知能力不被领导信任的操纵。在实验组(即感知能力不被领导信任), 参与者阅读的材料为“在完成这项工作任务的过程中, 张总对你在工作中展现出的能力表示质疑, 认为你并不具备执行这项工作任务所需的资质、知识和技能。张总认为即使你再努力也无法做好, 无法为这项工作任务的推进做出贡献”。而控制组(中性), 参与者阅读的材料为“在完成这项工作任务的过程中, 张总了解和评价了这项工作任务的进展, 告知了执行这项任务所需的知识和技能, 告知了接下来的工作内容”。上述操纵材料基于感知能力不被领导信任的量表题项以及陈晨等(2020)开发的感知被信任操纵材料改编而成。

感知领导能力操纵。在实验组(即感知领导能力强), 参与者阅读的材料为“你觉得张总工作能力很强, 工作经验丰富, 拥有处理工作中各种问题的信心、智慧、知识和能力等”。而控制组(即感知领导能力弱), 参与者阅读的材料为“你觉得张总工作能力根本不强, 工作经验不足, 缺乏处理工作中各种问题的信心、智慧、知识和能力等”。上述操纵材料根据Patall等(2014)编制的感知胜任力情境操纵材料改编而成。

2.1.3 测量工具

本研究所用量表均为以往研究使用过的成熟英文量表, 我们采用“翻译—回译”的标准程序将英文量表翻译为中文(Brislin, 1980)。采用李克特5点量表法, 从“1=非常不同意”到“5=非常同意”。

工作自我效能感。采用Spreitzer (1995)编制的工作自我效能感量表, 共包含3题, 例如, “我自信自己有干好工作上的各项事情的能力”。参与者根据当下感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.83。

证明自我能力动机。改编自Nurmohamed (2020)编制的想证明别人是错的量表, 共包含4题, 例如, “我想向我的领导证明自己的能力”。参与者根据当下感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.87。

操纵检验:改编Mayer和Davis (1999)编制的能力信任量表来进行感知能力不被领导信任的检验, 共6题, 例如, “我的领导不相信我有能够提高我们的绩效的能力”, 由参与者根据当下感受进行填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.96。采用Fiske等(2002)编制的感知能力量表检验感知领导能力的操纵结果, 共包含5题, 例如, “我的领导是有能力的”, 参与者根据当下感受填答。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.94。

2.2 研究结果

2.2.1 操纵检验

对实验的操纵进行检验。感知能力不被领导信任实验组的得分(= 3.94,= 0.82)显著高于控制组的得分(= 2.65,= 0.80),(162) = 10.07,< 0.001, Cohen’s= 1.59。感知领导能力实验组的得分(= 4.19,= 0.77)显著高于控制组的得分(= 2.85,= 0.87),(162) = 10.42,< 0.001, Cohen’s= 1.63。因此, 研究1对两个变量的操纵是成功的。

2.2.2 假设检验

描述统计和相关分析结果如表1所示。采用一般线性回归分析的方法对假设1和3进行检验, 结果如表2所示。

由表2模型2可知, 感知能力不被领导信任与感知领导能力交互项显著影响工作自我效能感(= −0.44,= 0.22,= 0.04)。调节效应如图2所示。当高感知领导能力时, 感知能力不被领导信任实验组(= 3.42,= 0.91)的工作自我效能感得分显著低于控制组(= 3.82,= 0.70),(80) = −2.22,= 0.03, Cohen’s= 0.49; 当低感知领导能力时, 实验组(= 3.93,= 0.50)和控制组(= 3.89,= 0.57)工作自我效能感得分差异不显著,(80) = 0.34,= 0.73, Cohen’s= 0.07。假设1得到验证。

表1 研究1中变量的均值、标准差和相关系数

注:= 164; *< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。

表2 研究1一般线性回归分析结果

注:= 164。表中系数均为非标准化系数, 括号内为该系数的标准误。< 0.05,< 0.01,< 0.001。

图2 研究1感知领导能力在感知能力不被领导信任和工作自我效能感间的调节作用

注: 误差线表示标准误。

由表2模型4可知, 感知能力不被领导信任与感知领导能力交互项显著影响证明自我能力动机(= −0.50,= 0.25,= 0.04)。调节效应如图3所示, 虽然高感知领导能力时, 感知能力不被领导信任实验组(= 4.27,= 0.86)的证明自我能力动机得分略高于控制组(= 4.10,= 0.59), 但两组得分无显著差异,(80) = 1.08,= 0.28, Cohen’s= 0.23, 说明高感知领导能力时, 感知能力不被领导信任对证明自我能力动机的影响不显著; 当低感知领导能力时, 实验组(= 4.18,= 0.71)的证明自我能力动机得分显著高于控制组(= 3.51,=0.93),(80) = 3.70,< 0.001, Cohen’s= 0.81。假设3得到验证。

图3 研究1感知领导能力在感知能力不被领导信任和证明自我能力动机间的调节作用

注: 误差线表示标准误。

研究1的结果为感知能力不被领导信任与感知领导能力交互对工作自我效能感和证明自我能力动机的作用提供了强有力的因果证据。尽管研究1验证了本研究理论模型的内部效度, 但依然需要通过工作场所的问卷调查对理论模型的外部效度进行扩展。因此, 在研究2中, 我们将通过多源多时间点的问卷调查对整体模型进行检验。

3 研究2: 全模型问卷调研

3.1 研究方法

3.1.1 研究程序和样本

本研究的调查对象为华南地区某大型保险公司的业务人员及他们的直接领导。邀请了该公司45个业务团队进行调查, 每个团队由唯一的领导及十几名普通员工构成, 每个团队除团队领导外, 还会由研究者根据花名册随机从每个团队中选出4～10名普通员工参与调查。采用纸质版问卷进行实地调研, 先对员工进行问卷调查, 员工需要填答内容包含自己的人口统计学特征、感知能力不被领导信任、感知领导能力、证明自我能力动机、工作自我效能感和工作努力程度。员工填答完一周后再邀请团队领导分别评价其团队中参与调查员工的工作绩效。为保证调查质量, 在正式调查前我们向填答者强调了调查结果的保密性及真实填答的重要性, 相应的要求亦在问卷指导语中进行了说明。

将回收的员工问卷和领导问卷进行配对, 最终获得195份有效的员工问卷(有效回收率为85.9%)和40份有效的领导问卷(有效回收率为88.9%)。在195位调查的员工中, 男性占16.9%, 平均年龄35.50岁(= 6.63)。教育水平方面: 大专以下学历占23.1%, 大专学历占48.7%, 本科学历占26.2%, 硕士及以上学历占2.0%, 与当前领导的平均共事时间为4.38年(= 6.63)。

3.1.2 测量工具

感知能力不被领导信任。与研究1相同, 遵循以往的研究(例如: Ferrin et al., 2007; Kim et al., 2006; Kim et al., 2004; Malhotra & Lumineau, 2011), 我们采用了改编自Mayer和Davis (1999)编制的感知能力信任量表。改编后的量表共包含6个题项, 其中一题为“领导不相信我有胜任这份工作的资质”, 实践中, 该公司保险业务人员的工作并不需要任何资质, 因此实际调研时将此题删除, 最终调研的量表包含5题。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.95。

感知领导能力。与研究1相同, 本研究采用Fiske等(2002)编制的感知能力量表。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.93。

工作自我效能感。与研究1相同, 采用Spreitzer (1995)编制的工作自我效能感量表。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.81。

证明自我能力动机。与研究1相同, 采用改编自Nurmohamed (2020)编制的想证明别人是错量表而来的证明自我能力动机量表。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.90。

工作努力。采用Sun等(2013)编制的努力程度量表。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.89。

工作绩效。采用Morrison和Phelps (1999)编制的工作绩效量表。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.81。

控制变量。参照已有相关研究(Baer et al., 2015; 陈晨等, 2020), 本研究控制了下面几种员工人口统计学特征: 性别、年龄、教育水平及与领导共事时间, 以排除可能存在的替代解释(Bernerth & Aguinis, 2016)。

3.2 研究结果

3.2.1 描述统计和相关分析

表3展示了控制变量和研究变量的描述统计和相关分析结果。

3.2.2 验证性因素分析

使用Mplus 8.0对研究变量感知领导能力不信任、感知领导能力、证明自我能力动机、工作自我效能感、工作努力和工作绩效进行验证性因素分析, 结果如表4所示。由表中结果可知, 假设的六因子模型的拟合结果要优于其他5个可供选择的五因子模型, 表明各研究变量间具有良好的结构区分性。

3.2.3 假设检验

考虑到本研究数据结构为嵌套型, 团队领导评价了多位团队成员的工作绩效, 因此, 在Mplus 8.0中使用“TYPE = COMPLEX; ESTIMATOR = MLR”语法消除数据非独立问题(Wu & Kwok, 2012)。该分析方法适用于那些聚焦于探讨单一层面变量关系的非独立数据(Wu & Kwok, 2012), 而本研究关注的问题集中在员工层面, 因而此分析方法适用于本研究。已有的拥有类似数据结构的研究也采用了此种分析方法(例如, Wu et al., 2016)。研究模型拟合情况良好(= 23.99,= 9,/= 2.67, CFI = 0.90, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.04), 分析结果如图4所示。

表3 研究2和3中变量的均值、标准差和相关系数

注:= 195;= 266。性别: 0-女性, 1-男性。教育水平: 1-大专以下, 2-大专, 3-本科, 4-硕士及以上。下三角为研究2的相关系数, 上三角为研究3的相关系数。< 0.05,< 0.01,< 0.001。

表4 研究2和3验证性因素分析结果

注:= 195;= 266。所有的Δ在< 0.001水平上显著。

图4 研究2和3路径分析结果

注:= 195;= 266。出于简洁考虑, 控制变量未标出。图中系数均为非标准化系数, 左侧系数为研究2中结果, 右侧系数为研究3中结果。< 0.05,< 0.01,< 0.001。

假设1认为, 感知能力不被领导信任和感知领导能力交互影响工作自我效能感。分析结果显示, 感知能力不被领导信任与感知领导能力的交互项对工作自我效能感的影响显著(= −0.14,= 0.07,= 0.04)。简单斜率分析结果显示, 当员工感知到领导能力较高(= −0.11,= 0.08,= 0.15)和较低(= 0.10,= 0.09,= 0.27)时, 感知能力不被领导信任对工作自我效能感的影响均不显著, 而两种情况下的差异显著(= −0.21,= 0.10,= 0.04), 简单效应图如图5所示。上述结果表明当员工感知领导的能力越强, 感知能力不被领导信任对员工工作效能感的负向作用越强, 假设1在本研究中得到验证。

假设3认为, 感知能力不被领导信任和感知领导能力交互影响证明自我能力动机。分析结果显示, 感知能力不被领导信任与感知领导能力的交互项对证明自我能力动机的影响显著(= −0.27,= 0.12,= 0.02)。简单斜率分析结果显示, 当员工感知到领导能力较高时, 感知能力不被领导信任对证明自我能力动机影响不显著(= −0.06,= 0.09,= 0.49), 当员工感知到领导能力较低时, 感知能力不被领导信任对证明自我能力动机有显著正向影响(= 0.36,= 0.14,= 0.01), 两种情况下的差异显著(= −0.42,= 0.18,= 0.02)。简单效应图如图6所示, 假设3得到验证。

图5 研究2感知领导能力在感知能力不被领导信任和工作自我效能感间的调节作用

图6 研究2感知领导能力在感知能力不被领导信任和证明自我能力动机间的调节作用

为了检验假设2和4中被调节的中介假设, 采用Edwards和Lambert (2007)的建议分别计算调节变量在高于均值一个标准差及低于均值一个标准差情况下间接效应的置信区间。蒙特卡罗模拟(Selig & Preacher, 2008)的结果显示, 在员工感知领导能力较高时, 感知能力不被领导信任通过工作自我效能感影响工作努力的间接效应的置信区间包含0 (= −0.02, 95% CI = [−0.06, 0.01]), 不显著; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间依然包含0 (= 0.02, 95% CI = [−0.01, 0.05]), 不显著; 但两种情况下, 间接效应的差异显著(= −0.04, 95% CI = [−0.09, −0.0007])。该结果表明当员工感知领导的能力越强, 感知能力不被领导信任通过工作效能感负向影响工作努力的间接效应越强, 假设2在本研究中得到验证。类似地, 在员工感知领导能力较高时, 感知能力不被领导信任通过证明自我能力动机影响工作努力的间接效应的置信区间包含0 (= −0.03, 95% CI = [−0.14, 0.08]), 不显著; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间不包含0 (= 0.16, 95% CI = [0.05, 0.29]), 显著为正; 同时, 两种情况下, 间接效应的差异显著(= −0.19, 95% CI = [−0.38, −0.03]), 假设4得到验证。

假设5预测, 员工的工作努力与工作绩效正相关。分析结果显示, 在控制相关变量的情况下, 工作努力显著正向影响工作绩效(= 0.19,= 0.08,= 0.01), 假设5得到验证。

采用Edwards和Lambert (2007) 建议的方法对假设6和7中被调节的链式中介进行检验。当员工感知领导能力较高时, “感知能力不被领导信任→工作自我效能感→工作努力→工作绩效”路径间接效应包含0 (= −0.004, 95% CI = [−0.01, 0.001]), 不显著; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间依然包含0 (= 0.003, 95% CI = [−0.002, 0.01]), 但两种情况下, 间接效应的差异显著(= −0.01, 95% CI = [−0.02, −0.00001]); 表明感知领导的能力越强, 该间接效应路径的负向作用越强, 假设6在本研究中得到验证。当员工感知领导能力较高时, “感知能力不被领导信任→证明自我能力动机→工作努力→工作绩效”路径间接效应包含0 (= −0.002, 95% CI = [−0.03, 0.02]), 不显著; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间不包含0 (= 0.01, 95% CI = [0.004, 0.07]), 且两种情况下, 间接效应的差异显著(= −0.01, 95% CI = [−0.09, −0.001]), 假设7得到验证。

3.2.4 补充检验

为了检验变量间反向因果的可能性, 根据Kline (2011)的建议, 我们比较了假设模型(感知能力不被领导信任→工作自我效能感/证明自我能力动机→工作努力→工作绩效)和反向因果模型(工作绩效→工作努力→工作自我效能感/证明自我能力动机→感知能力不被领导信任)的赤池信息准则(AIC, Akaike information criterion)和贝叶斯信息准则(BIC, Bayesian information criterion)指标。该方法近年来被很多研究者用于检验(链式)中介模型的反向因果关系(例如, Matta et al., 2017; Mitchell et al., 2019; Ou et al., 2014; Yam et al., 2018)。结果显示假设模型(AIC = 1576.33, BIC = 1618.88)的指标要小于反向因果模型的指标(AIC = 1797.09, BIC = 1839.64), 表明假设模型比反向模型更优, 本研究理论模型存在因果关系倒置的可能性较小。

为了进一步提升本研究结论的可靠性与透明度, 参考Bernerth和Aguinis (2016)的建议, 我们对不含控制变量的研究模型进行补充分析。分析结果同样表明, 感知能力不被领导信任与感知领导能力的交互项对证明自我能力动机(= −0.26,= 0.11,= 0.02)和工作自我效能感(= −0.14,= 0.07,= 0.048)的影响均显著, 并且感知领导能力越强时, 感知能力不被领导信任依次通过证明自我能力动机和工作努力正向影响工作绩效的间接效应越弱(= −0.04, 95% CI = [−0.09, −0.002]), 而感知能力不被领导信任依次通过工作效能感和工作努力负向影响工作绩效的间接效应越强(= −0.008, 90% CI = [−0.02, −0.0007])。上述结果进一步支持了本研究的结论。

研究2的结果为整体研究模型的检验提供了强有力的证据。但考虑到本研究中的变量大多由员工自评, 且这些员工自评变量均在同一时间点收集, 这可能一定程度上使研究2的结果受共同方法偏差(CMV, common method variance)的影响(Podsakoff et al., 2012)。同时, 研究2的样本均来自同一行业, 这可能影响研究结论的外部效度。针对上述局限, 研究3将通过对多行业样本的多源多时间点问卷调查, 在不同时间点上对员工自评数据进行收集, 从而进一步扩展研究模型的外部效度。

4 研究3: 全模型问卷调研

4.1 研究方法

4.1.1 研究程序和样本

本研究通过研究者的校友网络对参与者进行招募, 用这种方式进行取样可以招募到来自不同行业的参与者, 从而提高研究结果的外部效度(Qin et al., 2018)。本研究共邀请了77个工作团队, 每个团队由唯一的领导及数名普通员工构成。除少数人数较多团队外, 团队每位成员均被邀请参与调查。考虑领导要对每位下属进行评价, 为避免领导因评价过多下属而影响填答质量, 对团队人数超过10人的, 随机选择9名下属参与调查。采用问卷星电子问卷进行在线调研, 每个工作团队组建一个微信群, 问卷发放前研究者首先在微信群中说明调查的目的, 并强调填答结果只用于学术研究, 不会对他们产生任何影响, 然后将问卷链接发到群中。本次调查分两轮, 第一轮只发放员工问卷, 员工需填答内容包含自己的人口统计学特征、感知能力不被领导信任和感知领导能力; 一个月后开始第二轮调查, 第二轮调查包含员工和领导问卷, 员工需填答证明自我能力动机、工作自我效能感和工作努力程度, 领导需分别填答其团队中参与调查员工的工作绩效。为调动参与者的积极性, 提升填答质量, 每次调查都会给每位参与者发放5元酬劳。

将两轮中回收的员工和领导问卷进行配对, 最终获得266份有效的员工数据(两轮问卷均有效填答, 有效回收率为85.3%)和65份有效的领导数据(有效回收率为84.4%)。在266位调查的员工中, 男性占比63.9%, 平均年龄32.77岁(= 7.56)。教育水平方面: 大专以下学历占26.3%, 大专学历30.5%,本科学历38.7%, 硕士及以上学历4.5%, 与当前领导的平均共事时间为4.04年(= 3.71)。

4.1.2 测量工具

本研究所有研究变量和控制变量的测量工具均与研究2相同, 其中在研究2中感知能力不被领导信任量表删除的题项在本研究进行了保留。感知能力不被领导信任、感知领导能力、工作自我效能感、证明自我能力动机、工作努力和工作绩效的Cronbach’s α系数依次为0.96、0.96、0.89、0.89、0.93、0.92。

4.2 研究结果

4.2.1 描述统计和相关分析

表3展示了控制变量和研究变量的描述统计和相关分析结果。

4.2.2 验证性因素分析

本研究中变量的验证性因素分析结果如表4所示。由表中结果可知, 假设的六因子模型的拟合结果要优于其他5个可供选择的五因子模型, 表明各研究变量间具有良好的结构区分性。

4.2.3 假设检验

与研究2相同, 本研究数据结构为嵌套型, 团队领导评价了多位团队成员的工作绩效, 因此, 同样使用“TYPE = COMPLEX; ESTIMATOR = MLR”语法消除数据非独立问题(Wu & Kwok, 2012)。模型的拟合情况如下:= 61.56,= 9,/= 6.84, CFI = 0.74, RMSEA = 0.15, SRMR = 0.05。

由图中可知, 感知能力不被领导信任与感知领导能力的交互项对工作自我效能感的影响显著(= −0.18,= 0.07,= 0.01)。简单斜率分析结果显示, 当员工感知领导能力较高时, 感知能力不被领导信任显著负向影响工作自我效能感(= −0.23,= 0.05,< 0.001), 当感知到领导能力较低时, 影响不显著(= 0.01,= 0.08,= 0.87), 且两种情况下的差异显著(= −0.24,= 0.09,= 0.01), 简单效应图如图7所示, 假设1得到验证。

图7 研究3感知领导能力在感知能力不被领导信任和工作自我效能感间的调节作用

感知能力不被领导信任与感知领导能力的交互项对证明自我能力动机的影响显著(= −0.16,= 0.07,= 0.02)。简单斜率分析结果显示, 当员工感知到领导能力较高时, 感知能力不被领导信任对证明自我能力动机影响不显著(= −0.11,= 0.08,= 0.16), 当员工感知领导能力较低时, 感知能力不被领导信任对证明自我能力动机有边缘显著正向影响(= 0.12,= 0.07,= 0.09), 两种情况下的差异显著(= −0.22,= 0.10,= 0.02)。简单效应图如图8所示, 因此假设3得到验证。

图8 研究3感知领导能力在感知能力不被领导信任和证明自我能力动机间的调节作用

采用Edwards和Lambert (2007)建议的方法检验假设2和4。蒙特卡罗模拟(Selig & Preacher, 2008)的结果显示, 在员工感知领导能力较高时, 感知能力不被领导信任通过工作自我效能感影响工作努力的间接效应的置信区间不含0 (= −0.13, 95% CI = [−0.23, −0.05]), 显著为负; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间包含0 (= 0.01, 95% CI = [−0.07, 0.09]), 不显著, 两种情况下, 间接效应的差异显著(= −0.14, 95% CI = [−0.27, −0.03])。因此, 假设2得到验证。类似地, 在员工感知领导能力较高时, 感知能力不被领导信任通过证明自我能力动机影响工作努力的间接效应的置信区间包含0 (= −0.03, 95% CI = [−0.08, 0.01]), 不显著; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间不包含0 (= 0.03, 90% CI = [0.0004, 0.07]), 显著为正, 两种情况下, 间接效应差异显著(= −0.06, 95% CI = [−0.13, −0.007]), 假设4得到验证。

在控制相关变量的情况下, 工作努力显著正向影响工作绩效(= 0.15,= 0.05,= 0.001), 假设5得到验证。

采用Edwards和Lambert (2007)建议的方法对假设6和7中被调节的链式中介进行检验。当员工感知领导能力较高时, “感知能力不被领导信任→工作自我效能感→工作努力→工作绩效”路径间接效应不含0 (= −0.02, 95% CI = [−0.04, −0.01]), 显著为负; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间包含0 (= 0.001, 95% CI = [−0.01, 0.01]), 两种情况下差异显著(= −0.02, 95% CI = [−0.05, −0.004]), 假设6得到验证。当员工感知领导能力较高时, “感知能力不被领导信任→证明自我能力动机→工作努力→工作绩效”路径间接效应包含0 (= −0.004, 95% CI = [−0.01, 0.001]), 不显著; 在员工感知领导能力较低时, 该间接效应的置信区间不包含0 (= 0.005, 90% CI = [0.00002, 0.01]), 且两种情况下差异显著(= −0.009, 95% CI = [−0.02, −0.0008]), 假设7得到验证。

4.2.4 补充检验

与研究2相同, 为了检验变量间反向因果的可能性, 根据Kline (2011)的建议, 我们比较了假设模型(感知能力不被领导信任→工作自我效能感/证明自我能力动机→工作努力→工作绩效)和反向因果模型(工作绩效→工作努力→工作自我效能感/证明自我能力动机→感知能力不被领导信任)的相关指标。结果显示假设模型(AIC = 2174.45, BIC = 2221.04)的指标要小于反向因果模型的指标(AIC = 2337.09, BIC = 2383.67), 表明假设模型比反向模型更优, 再次证明本研究理论模型存在因果关系倒置的可能性较小。

与研究2相同, 为了进一步提升本研究结论的可靠性与透明度, 参考Bernerth和Aguinis (2016)的建议, 我们对不含控制变量的研究模型进行补充分析。分析结果同样表明, 感知能力不被领导信任与感知领导能力的交互项对证明自我能力动机(= −0.15,= 0.07,= 0.03)和工作自我效能感(= −0.15,= 0.07,= 0.03)的影响均显著, 并且感知领导能力越强时, 感知能力不被领导信任依次通过证明自我能力动机和工作努力正向影响工作绩效的间接效应越弱(= −0.009, 95% CI = [−0.02, −0.00001]), 而感知能力不被领导信任依次通过工作效能感和工作努力负向影响工作绩效的间接效应越强(= −0.02, 90% CI = [−0.04, −0.001]), 再次支持了本研究的结论。

5 讨论

5.1 研究结果

已有研究普遍认为感知不被领导信任将打击员工积极自我, 对员工自我产生不利影响, 而本研究结果则表明, 不被领导信任除了打击员工积极自我, 也可能激发员工证明积极自我。基于自我评价理论和心理逆反理论, 本研究探讨了员工感知能力不被领导信任对其工作努力和工作绩效的影响及作用机制。研究结果表明, 当员工感知领导能力较高时, 感知能力不被领导信任将更多地降低员工的工作自我效能感, 进而抑制员工工作努力, 使工作绩效变差。相反, 当员工感知领导能力较低时, 员工感知能力不被领导信任会导致员工产生较高的向领导证明自我能力的动机, 进而促进员工工作努力, 提升工作绩效。

5.2 理论意义

本研究对信任、自我评价理论、心理逆反理论、工作努力等方面的研究有重要的理论意义。

第一, 本研究发现了感知不被领导信任对自我概念的“双刃剑”效应, 帮助研究者们更为全面而平衡地理解感知不被领导信任与员工自我概念间的关系。已有研究普遍认为感知不被领导信任会打击员工并形成消极的自我概念, 本研究则发现感知不被领导信任不仅能消极影响员工自我概念, 也能激发员工证明自我, 形成积极自我概念。这一发现挑战了“感知不被领导信任总是消极影响员工自我概念”这一主流观点, 并建立了更为完整的理论框架。具体来说, 本研究发现, 当员工觉得领导评价信息可靠即感知领导能力强时, 感知能力不被领导信任负向影响员工工作自我效能感, 导致员工形成消极自我概念, 该结论与已有研究相一致(Lau et al., 2014; Wang & Huang, 2019; 陈晨等, 2020), 同时本研究还发现, 当员工觉得领导评价信息不可靠即感知领导能力弱时, 感知能力不被领导信任正向影响证明自我能力动机, 激发员工形成积极自我概念,该结论有利于更全面而平衡地理解感知不被领导信任的作用。

第二, 本研究丰富了自我评价理论和心理逆反理论的内容。首先, 我们通过阐明个体回应消极评价信息的方式及边界条件, 丰富了自我评价理论的内容。自我评价理论认为, 个体面对外部消极评价信息时, 会选择接纳或忽略两种回应方式(Leary, 2007; Sedikides & Strube, 1997; Trope, 1979, 1980)。在整合自我增强倾向和心理逆反理论的观点后我们发现除了上述回应方式外, 个体面对外部消极评价信息时也可能选择证明自我的回应方式, 并证明评价信息的可信度是个体选择不同应对方式的边界条件。其次, 本研究扩展了心理逆反理论在组织管理研究中的应用。心理逆反理论揭示了个体在自由面临约束和限制时如何激发其动机状态去消除约束和限制以重新获得自由的过程(Brehm, 1966)。但目前组织管理研究中, 心理逆反理论主要还应用于研究个体如何反抗社会分类(Nurmohamed, 2020),如性别或者种族的刻板印象(Gupta & Turban, 2008; Kray et al., 2001)。本研究则将其扩展到信任相关的研究中, 解释了员工面临不信任时是否、何时及如何反抗, 这种扩展有助于更好地了解工作场所中心理逆反的形成过程和作用结果。此外, 本研究还拓展了激发心理逆反理论的文献, 发现除了感知对方的低期望会引起心理逆反外, 当感知对方不愿意依赖自己、对方不愿为自己承担风险、对方产生自身利益受损期望的时候, 也会激发心理逆反效应。以往的心理逆反效应研究主要探讨了感知别人对自己失败的预期会激发心理逆反(Nurmohamed, 2020)。而本文所关注的感知能力不被领导信任体现了多层次的内涵, 还包含了感知领导不愿意依赖自己(Doney et al., 1998), 领导不愿为自己承担风险(Rousseau et al., 1998), 以及领导自身利益受损的预期(Malhotra & Lumineau, 2011)。我们的研究发现,当感知领导能力不强时, 感知能力不被领导信任会导致心理逆反, 这体现了心理逆反的产生可能是复杂的过程, 包含了上述多层次的认知信息的加工过程。因此, 本研究对心理逆反的激发路径有重要的新的理论启示, 为未来的研究进一步厘清心理逆反产生过程的多种路径和机制奠定了基础。

第三, 本研究还扩展和丰富了工作努力的前因文献。领导因素是影响员工工作努力的重要方面。已有研究表明积极的领导行为(例如, 领导授权)及与领导积极的交换关系等往往会为员工提供更多的资源支持进而导致员工更加努力地工作(Lu et al., 2017; Park et al., 2017)。相反, 消极的领导行为及与领导消极的交换关系则可能导致员工缺乏资源支持而不努力工作(Scheuer et al., 2016)。本研究发现, 消极领导因素既可能产生积极影响也可能产生消极影响。虽然消极的领导因素(例如, 感知能力不被领导信任)在某些情况下仍然会打击员工, 带来消极影响, 但也能够在一定情况下, 激发员工产生证明自我能力动机而间接促进员工更努力地工作。因此, 本研究通过验证感知能力不被领导信任与工作努力间的关系及作用机制, 更加全面地解释了消极领导因素如何引发员工工作努力, 丰富了工作努力的前因文献, 为后续相关研究提供了实证依据和理论参考。

5.3 实践意义

本研究对组织中领导者的管理启示主要包含如下两方面: 第一, 领导者可以在自己不擅长的领域和事情上用“激将法”激发员工。本研究发现, 当员工感知领导能力较低时, 感知能力不被领导信任会激发员工证明自我, 进而努力工作取得好成绩。因此, 当领导对某个领域或事情不擅长时, 领导在该领域或事情上使用“激将法”往往能够激发员工积极的工作状态。第二, 领导在自己擅长的领域和事情上应更多地给予员工信任, 避免因不信任而打击员工。本研究结果表明当员工感知领导能力较强时, 感知能力不被领导信任将打击员工工作自我效能感, 从而降低工作努力和绩效表现。因此, 领导在自己擅长的领域和事情上需尽量避免对员工表达不信任, 以防止打击员工工作信心, 导致其产生消极的工作状态。

5.4 本研究的不足及未来研究展望

本研究存在以下几方面的局限可以在未来研究中进一步完善。首先, 虽然本论文研究2和3中通过多源多时间点的问卷调查方法来避免可能存在的共同方法偏差, 同时, 调节作用检验的结果也表明本研究中共同方法偏差的影响并不严重(Podsakoff et al., 2012)。但由于感知能力不被领导信任、工作自我效能感和证明自我能力动机属于员工心理层面的变量, 很难通过他评或其他客观指标进行测量, 导致了变量间的关系可能有一定的膨胀。未来研究可以考虑采用更多时间点、更长时间间隔的方法进行数据收集, 并在每个时间点上调查所有变量, 以获得长时面板数据。这种面板数据不仅有利于进一步对变量间的因果关系进行更权威的论证, 也能够从动态角度考察感知能力不被领导信任的变化导致的动态结果及反馈回路(Baer et al., 2015)。

第二, 本研究从自我评价视角关注了感知能力不被领导信任对员工影响的双刃剑效应, 未来研究可以从更多视角探讨感知能力不被领导信任对员工影响的双刃剑效应, 例如从社会交换视角, 感知能力不被领导信任一方面会带来消极的影响, 比如降低领导和员工间的关系质量(Gómez & Rosen, 2001), 另一方面也有可能会带来积极的影响, 比如降低该员工的心理负担, 因为, 相比于受到领导高度能力信任的员工, 得不到能力信任的员工无须付出更多资源在领导面前保持自己工作能力方面的声誉和权威性(Baer et al., 2015; Skinner et al., 2014)。

第三, 感知能力不被领导信任对下属的影响可能存在其他的边界条件。例如, 员工对工作的控制感。低水平的工作控制感可能会放大资源损耗的消极作用(Demerouti et al., 2001), 当员工对工作有较低的控制感时, 员工缺乏控制和改变自己工作的机会, 因而在感知能力不被领导信任时, 更可能会感到无力, 消极应对, 从而更大程度降低自己的工作自我效能感, 更小程度想向领导证明自己的能力。反之, 当员工对工作有较高水平的控制感时, 面对能力不信任, 员工将有更多资源维持自己的工作效能, 并且有机会利用工作资源向领导证明自己的能力, 从而更小程度降低自己的工作效能感, 更大程度想向领导证明自己的能力。

第四, 领导对员工的能力不信任可能表现在不同类型的行为上(Baer et al., 2015), 包括不向该员工寻求专业方面的建议, 不将重要的工作任务委派给该员工, 对员工正在或即将进行的工作表达出低水平的期望等。这些不同的表现形式, 可能对员工的工作自我效能感、证明自我能力动机、工作努力程度等产生不同的影响, 例如, 相比于不向员工寻求专业方面的建议, 对员工正在或即将进行的工作表达出低水平的期望可能更能刺激员工证明自我能力的动机。未来研究可以将领导对员工的能力不信任操作化为更具体的方面, 进一步深化对感知能力不信任作用效果的理解。

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Does distrust motivate or discourage employees? The double-edged sword of feeling ability-distrusted by supervisors

LU Hailing, YANG Yang, WANG Yongli, ZHANG Xin, TAN Ling

(School of Economics and Management, Nanjing University of Science and Technology, Nanjing 210094, China) (School of Business, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China)(Department of Management, The Chinese University of Hong Kong, Hong Kong 999077, China) (School of Management, Guangdong University of Technology, Guangzhou 510520, China)

Feeling trusted by supervisors is not only beneficial for employees’ job attitude and performance, but also for organizational effectiveness. Feeling ability-distrusted, defined as “the extent to which a subordinate perceives that their leader evaluates their ability to be untrustworthy”, is a crucial part of trust research. Previous research has revealed that feeling ability-distrusted by supervisors is detrimental to employees’ self-concept. Nevertheless,this prevailing assumption leaves our understandings of trust incomplete. Traditional Chinese management practice (e.g., “Jijiangfa”) has suggested that supervisors’ distrust may encourage employees to exhibit their better self. However, limited attention has been paid to the potential positive influence of employees' feeling ability- distrusted by their supervisors on their self-concept. For example, when employees perceive ability-distrust from their supervisors, they may lose their confidence in their abilities, or, on the other hand, may be motivated to prove their abilities. Thus, an important question is: Does feeling ability-distrusted by supervisors have both positive and negative effects on subordinates’ self-concept, and if so, why?To address this question, drawing from self-evaluation and psychological reactant theories, we examine the effects of feeling ability-distrusted by supervisors on employees’ job self-efficacy and desire to prove their abilities, which in turn influence employee work effort and job performance. Furthermore, we examine the moderating effect of perceived supervisor competence on the relationship between feeling ability-distrusted by supervisors and employees’ job self-efficacy or employees’ desire to prove their abilities. We conducted one experiment and two multi-wave field studies to test our hypothesis. In Study 1, we designed a 2 × 2 experiment, with 4 different scenarios. The scenarios described the interaction at work between a fictional employee named Wang Chen and his supervisor. We recruited 164 undergraduates from a university and assigned participants randomly to each of the scenarios. Each participant read the scenario and took on the role of Wang Chen. Next, participants reported their job self-efficacy, desire to prove their abilities, manipulation check, and demographics. In Study 2, we initially recruited 227 employees and their immediate supervisors from an insurance company in southern China. Employees were asked to report on their feeling ability-distrusted by their supervisors, job self-efficacy, desire to prove abilities, work effort, perceived supervisor competence, and demographics. One week later, supervisors were asked to report their subordinates’ job performance. Before responding to the surveys, participants were informed that the survey data would be confidential and only used for academic research., There were 195 pairs of matched and usable data for our final sample. In Study 3, we surveyed 266 employees and their supervisors across 65 workgroups. The employees reported on feelings of ability-distrust by their supervisors, perceived supervisor competence, and their demographics. One month later, employees were required to assess self-efficacy on the job, desire to prove their abilities and work effort. Supervisors were then invited to rate employees’ job performance.Results showed that when perceived supervisor competence was high, feeling ability-distrusted by supervisors was negatively associated with job self-efficacy, which in turn, decreased employee work effort and task performance. On the other hand, when perceived supervisor competence was low, feeling ability-distrusted by supervisors was positively associated with employee’s desire to prove their abilities, which in turn increased employee work effort and task performance.This study makes several theoretical contributions. First, we contribute to the literature on trust by challenging the consensus that feeling ability-distrusted by supervisors is unequivocally detrimental to employees’ self- concept. Second, we contribute by identifying an important boundary condition for the effects of feeling ability- distrusted by supervisors. From the perspective of perceived credibility of evaluation information, we found that perceived supervisor competence moderated the effects of feeling ability distrusted. Finally, we contribute to the literature on work effort by identifying an important but neglected antecedent of employee work effort. We suggest that beyond leaders’ positive behavior, their negative behaviors (e.g., expressed distrust) may also lead to employees’ increased work effort when employees perceive supervisor competence to be low.

feeling ability-distrusted by supervisors, perceived supervisor competence, job self-efficacy, desire to prove ability, work effort

2020-06-08

国家自然科学基金项目(71772184, 71802203)资助。

王永丽, E-mail: wangyli@mail.sysu.edu.cn

B849: C93