信任领导对员工跨界行为影响机制研究——工作重塑和跨界效能感作用

耿广汉

(安徽科技学院 财经学院，安徽 蚌埠 233030)

在当下快速迭代、充满不确定性的时代，企业仅靠自身资源难以实现创新发展，需要联动外部、引入资源与融入技术以应对复杂多变的外部环境。农夫山泉联合网易云音乐推出限量款“乐瓶”，让每瓶水自带音乐与故事，以跨界赢得海量粉丝。格力电器携手圣湘生物推出全国首台格力新能源移动P2+核酸检测车。以故宫馆藏《千里江山图》为蓝本开发的《绘真·妙笔千山》通过“动画+互联网”融合获得玩家如潮好评。尚品宅配以跨界创新商业模式，赋能现代家居行业，促进私人定制风尚崛起。当前，同行竞品跨界、异业融合跨界已“渐入佳境”。跨界有助于商业模式的创新[1]，产品市场占有率与企业盈利能力的提高[2]，员工创造力的增强[3]。跨界对组织与个体互为双赢，实施效果的根本在于员工。因此，探讨员工跨界行为的影响因素尤为重要。

员工与领导的关系是影响员工行为的重要因素[4]，互为信任是影响二者关系的重要路径[5]。信任领导是培养员工责任心的最佳策略[6]。冯蛟等[7]基于214份“员工-领导”配对样本研究，得出员工与领导之间信任支持型关系，显著促进员工工作创新。信任作为资源，是员工与领导产生交换的基础[8]。领导“投之以桃”，员工则“报之以李”。基于可预期回报，员工信任领导，会对领导充满友善期待，竭力满足领导对自己的期待，愿意分享工作体会，及时寻求工作反馈[9]，主动对组织建言[10]，乐于分享知识技能[11]，愿意拓展工作边界、内容与流程，敢于挑战角色外行为[12]，并愿意冒着失败风险开展创新行为[13]。跨界活动就是一种员工突破现有边界、尝试新型角色，通过与外界互动交流，融入新知识、引入新技术、优化旧流程、创造新模式的创新性过程[14]。据此，推测信任领导可能是影响员工跨界行为的重要前因。本研究的首要任务就是探索信任领导与员工跨界行为的直接关系。

尽管信任领导可能对员工跨界行为产生影响，但到底怎样影响、有多大影响、怎么样产生影响目前尚不明晰。因此，需要探讨信任领导对员工跨界行为产生影响的内在机制和边界条件。员工跨界常常依据个人能力和偏好开展，目的是增强工作认同感和价值感，行为出发点可能与组织目标不一致。基于信任领导，员工可能在其影响下修正跨界目标，重新评估工作意义，深入检视工作现状，反思工作不足；主动改善人际关系，自觉转换角色类型，主动寻求工作反馈；积极发展工作技能，接受挑战性任务，密切关注组织外部动态。员工这种依据工作情境自发形成、自下而上、自主改变的过程[15]，即为工作重塑。以往关于信任领导的文献，缺乏基于工作重塑作用路径视角的探究。此外，信任领导对员工跨界行为的作用机制是否有边界条件。社会交换理论指出，个体在交换过程中受到自身特质因素影响。效能感是个体重要特质，会对个体行为产生重要影响。据此，推测跨界效能感可能在工作重塑对跨界行为影响中起着调节作用。跨界效能感高的员工对跨界预期结果满含期待，对跨界成功充满信心，似乎更容易跨界成功。因此，本研究将跨界效能感视为情境条件，探讨如何影响工作重塑对员工跨界行为关系。

本研究基于社会交换理论，构建以工作重塑为中介变量、跨界效能感为调节变量的理论模型，以企业员工为样本，实证探讨工作重塑在信任领导与员工跨界行为之间中介机制，以及跨界效能感调节作用，并进一步探究有调节的中介效应，揭示信任领导与员工跨界行为之间内在机理和条件边界，以期为企业人力资源管理提供建议和参考。

1 理论基础与研究假设

1.1 信任领导与跨界行为

社会交换理论指出，发生定期、互惠一致的交换以获取收益，是双方产生信任的重要方式。员工通过努力工作赢得领导信任。领导为了获得更多收益，会将这种信任转化为对员工的价值认同[13]和成长期许，在工作中给予员工及时工作反馈、更多工作资源、全面工作支持，并视为“圈内人”。员工为履行“偿还义务”[16]，满足领导“美好期待”，自觉培养工作技能，工作更加积极主动，投入更多时间与精力，不断突破规定性角色[11]，自发拓宽工作边界，引入知识、信息与技术[17]，以跨界成果回报“知己者”。基于交换满意的达成，员工与领导之间互动更加频繁，交换范围进一步扩大，员工实施跨界行为主动性也随之增强，跨界带来的收益将进一步增强双方互信和承诺，进而彼此将产生持久的互惠责任感。当员工与领导相互喜欢、交换质量高度一致时，员工在工作中投入水平最高[18]，实施跨界行为的主观能动性也最强。基于以上分析，提出假设：

H1 信任领导对员工跨界行为具有显著的正向影响。

1.2 工作重塑的中介作用

工作重塑是个体基于主观能动性，对岗位任务、人际关系和工作意义在生理上与认知上的自发性改变[16]。工作重塑提升员工工作主动性[19]，显著增强职业使命感[20]，提高工作投入[21]，激发创造力[22]，进而显著增强员工工作适应性和满意度[23]，并有效降低离职倾向[24]。社会交换理论认为，个体之所以交换，是想获得有价值“东西”，以实现自己所不能实现的愿望，这种“东西”既可以是经济资源，也可以是社会资源。员工信任领导，能获得更多的资源与支持，比如学习培训、技能提升、职务晋升的机会，更多的工作自由度和“掌控感”，更充足的人员、资金与技术支持，更及时的人文关怀与指导反馈等；能尝试更多挑战性任务；有效减少工作阻碍性因素；增强心理安全感[25]和降低跨界心理压力[26]。这些资源补充和情感支撑，为工作重塑奠定了坚实基础。缘于领导的指导和对未来的憧憬，员工会增强求变求胜的动机，提升对工作重塑与跨界行为的认同感，升华组织承诺与组织支持感，强化自我改变以及对外联动的使命感，激增自我成就动机和自我重塑效能，进而有效增强工作重塑主动性。

工作重塑为员工跨界行为提供了充足条件。首先，增强员工对工作价值感的认知。当员工认识到工作是有用的、有价值的，会增强对工作意义的认同感，进而激发主人翁意识。为获得更好的绩效，将在增加工作投入的同时，主动关注团队外部技术与信息发展动态，进而增加员工跨界的可能性。其次，扩充员工资源储备。员工通过关系重塑，增强与领导的信任关系，优化与同事以及客户关系，融洽内外部工作氛围，既强化了人际关系网络，又储备了人脉资源，这为员工跨界行为的成功实施以及新资源在团队中的推广运用作了重要铺垫。最后，提升员工岗位胜任程度。员工通过承担挑战性任务、发展工作新技能等任务重塑方式，形成更契合个人能力和工作偏好的更高效的工作方式，增强自身与岗位匹配程度，进而保证员工在完成角色内任务的同时，有时间和精力从事跨界活动，使跨界成功成为可能。基于以上分析，提出假设：

H2 工作重塑在信任领导与员工跨界行为关系中起着中介作用。

1.3 跨界效能感调节作用

效能感是个体重要特质，是个体对完成某项任务的信心[27]。跨界效能感是个体对实施跨界行为的内在自信心评价[16]。朱金强等[28]以北京、上海多地金融、互联网等行业员工样本，研究得出角色宽度自我效能感调节员工跨界行为，进而影响员工角色压力，导致员工创造力变化。杜鹏程等研究表明，跨界效能感对团队社会资本起到调节作用，进而影响员工跨界行为。人是环境中能动者，有获取知识、掌握和应用技能的倾向。自我效能感在这一过程中影响人的动机，决定个体对目标完成的投入程度与持久性。个体自我效能高，则持久聚焦选定目标，且持续不断投入。因此，本研究认为跨界效能感高的员工对工作重塑的意向性、自我反应与自我反思更加深刻，工作重塑更加主动，给员工跨界带来更高程度的积极影响。而跨界效能感低的员工，工作重塑对其跨界行为的正面影响相对弱一些。基于以上分析，提出假设：

H3 跨界效能感调节工作重塑对员工跨界行为的影响。跨界效能感越高，工作重塑对员工跨界行为影响越强。

基于前面分析，本研究进一步推测工作重塑对信任领导和员工跨界行为的中介效应将受到跨界效能感的调节。由此提出假设：

H4 跨界效能感对工作重塑在信任领导对员工跨界行为影响中的中介作用具有调节效应。

综上所述，本研究理论模型如图1所示。

图1 理论模型

2 研究设计

2.1 样本来源

本研究通过问卷调查法收集数据，采用集中发放、现场回收形式。以安徽12家企业员工作为调查对象，发放问卷265份，回收258份，剔除无效问卷，得到有效问卷237份，问卷有效率为89.4%。企业所在行业包括信息技术、银行金融、食品乳品等7个行业。员工来自软件工程师、客户经理、审核专员、财务会计、设备检修等多个岗位。

调查对象性别，男性55.4%，略多于女性；婚姻状况，已婚者占比较高，达到60.4%；学历分布，以本科生为主，占63.3%，硕士占23.8%，专科及以下占12.9%；年龄结构，35岁及以下员工居多，其中26～35岁占70.8%、25岁及以下15.8%，而36岁及以上仅占12.9%；薪酬情况，收入超过6000元/月占多数，6001元/月及以上占43.3%，5001～6000元/月占18.3%，4001～5000元/月占26.3%，3001～4000元/月占8.77%，3000元/月及以下3.33%。样本总体以已婚者和本科生为主，来自不同行业的不同岗位，具有一定代表性。

2.2 变量测量

本研究采用在权威期刊发表且已开发成熟的量表，并采用翻译与回译方法，确保题项既契合原义又符合本土习惯。量表测量采用Likert五级量表。

信任领导 借鉴Yang等[29]的信任领导量表，包括“相信我的主管很正直”“主管对我开放且坦率”“我完全相信主管”等7个题项，Cronbach’α值为0.752。

工作重塑 参照Tims等[30]的工作重塑量表，包括“我尝试提高自己学习与工作能力”“我主动参与感兴趣项目”“工作中出问题，我会询问上级意见”“我会尽量避免在工作中情绪低落”等8个题项，Cronbach’α值为0.855。

跨界行为 参照Ancona[31]和Marrone[32]跨界行为量表，包括“我为团队争取信息、客户等资源”“说服团队外成员支持团队决定”等6个题项，Cronbach’α值为0.716。

跨界效能感 借鉴Marrone[33]跨界效能感量表，包括“主动与团队外部人员接触，讨论团队工作相关问题”“与团队潜在客户保持良好联系”等8个题项，Cronbach’α值为0.868。

控制变量 本研究将员工性别、年龄、收入、学历、婚姻状况作为控制变量。

3 数据分析与假设检验

3.1 同源方差检验

为尽量避免偏差，问卷设计与调查时隐去变量名称以及研究意图。采用Harman单因素检验法验证数据同源偏误。对信任领导、工作重塑、跨界效能感和跨界行为4个变量所有因子做探索性因子分析。KMO值0.813，Bartlett显著性P<0.001。第一公因子解释24.655%方差，小于40%且不足总体解释方差(71.269%)一半，本研究较好地控制了同源方差偏误。

3.2 信度效度分析

本研究样本总体Cronbach’α值0.905，且4个变量Cronbach’α系数均大于常用标准0.7，说明数据一致性相对较好。对4个变量做验证性因子分析。由表1可知，四因子模型相对其他模型，拟合程度最好(χ2/df=2.861，TLI=0.889，CFI=0.893，RMSEA=0.085，SRMR=0.055)，样本结构效度相对较好。4个变量之间AVE=0.522，CR=0.734，均满足一般建议标准。总体来看，本研究模型信效度相对较高。

表1 变量效度检验

3.3 相关性分析

本研究变量描述性统计以及变量之间相关性见表2。可以看出，信任领导与工作重塑呈现显著正相关(r=0.373，p<0.01)与员工跨界行为(r=0.124)正相关，工作重塑与跨界行为之间显著正相关(r=0.370，p<0.01)，跨界效能感与员工跨界行为显著正相关(r=0.509，p<0.01)，为研究假设提供初步支持。

表2 变量均值、方差与相关系数(N=237)

3.4 中介效应检验

本研究采用层次回归方法检验假设。由表3可知，信任领导对员工跨界行为具有显著正向影响(M4，β=0.113，p<0.01)，假设H1得到支持。信任领导对工作重塑具有显著正向影响(M2，β=0.229，p<0.001)。加入中介变量后，工作重塑能够正向预测跨界行为(M5，β=0.561，p<0.001)。信任领导对跨界行为的影响依然显著，但系数明显降低(M5，β=0.005，p<0.05)。因此，假设H2得到支持，即工作重塑在信任领导和跨界行为关系中起着部分中介作用。进一步验证中介效应显著性，发现中介效应95%置信区间[0.073，0.192]，不包括0，则进一步证实工作重塑在信任领导与跨界行为之间起到的部分中介效应是显著的。

表3 主效应和中介效应检验(N=237)

3.5 调节效应检验

对跨界效能感的调节效应检验见表4。工作重塑与跨界效能感交互项系数显著(M9，β=-0.259，p<0.05)，说明跨界效能感显著负向调节工作重塑对员工跨界行为关系。

表4 调节效应检验(N=237)

为了更直观呈现跨界效能感调节作用，调节变量分别取高水平(M+SD)与低水平(M-SD)绘制交互效应图(见图2)。跨界效能感高时，工作重塑对员工跨界行为影响不明显；跨界效能感低时，工作重塑对员工跨界行为有着明显正向影响。从跨界效能感低水平到高水平，斜率明显逐渐减小，表明跨界效能感对工作重塑与跨界行为之间关系存在负向调节关系。

图2 跨界效能感的调节效应图

简单斜率检验结果见表5。跨界效能感高时，工作重塑对员工跨界行为影响95%置信区间为[-0.036，0.349]，包含0，表明二者之间不存在显著影响。跨界效能感低时，工作重塑对员工跨界行为影响的95%置信区间为[0.141，0.666]，不包含0，表明二者之间影响显著。进一步说明跨界效能对工作重塑与员工跨界行为之间存在调节效应，但表现为负向调节。由此，假设H3未得到支持，与假设方向相反。主要因为低跨界效能感员工对跨界行为存有畏惧感，往往逡巡畏缩，要使他产生跨界行为，只有通过工作重塑从心理和认知上发生根本转变才有可能。高跨界效能感员工，自身跨界动机强烈，对跨界成功充满期待，表现出明显的跨界主动性和急迫性，高跨界效能感将工作重塑对跨界行为的作用“挤出”，导致工作重塑对跨界行为影响不显著。

表5 跨界效能感调节效应简单斜率检验(N=237)

3.6 有调节的中介效应检验

对有调节的中介模型Bootstrap检验见表6。当跨界效能感高时，信任领导与员工跨界行为之间间接效应值为0.044，95%置信区间[-0.009，0.097]，置信区间包含0，表现为不显著。当跨界效能感低时，信任领导与员工跨界行为之间的间接效应值为0.099，95%置信区间[0.035，0.180]，置信区间不包含0，表现为显著。即低跨界效能感时，信任领导与员工跨界行为之间的间接效应显著强于跨界效能感高时的间接效应。说明跨界效能感对工作重塑在信任领导与员工跨界行为关系之间中介效应起到调节作用，即有调节的中介效应存在。由此，假设H4得到支持。

表6 有调节的中介效应Bootstrap检验

4 研究讨论

4.1 结果分析

本研究基于社会交换理论，验证了工作重塑在信任领导与员工跨界行为之间的中介效应，探讨了跨界效能感的调节作用。结果表明：信任领导对员工跨界行为具有显著正向影响。工作重塑在信任领导和员工跨界行为关系中起到部分中介作用。跨界效能感调节工作重塑与员工跨界行为之间关系。跨界效能感低时，工作重塑对员工跨界行为影响作用较强；跨界效能感高时，工作重塑对员工跨界行为影响作用较弱。跨界效能感对工作重塑在信任领导与员工跨界行为关系之间中介效应具有调节作用。

对于低跨界效能感员工，工作重塑对员工跨界行为有着显著积极影响。主要因为低跨界效能感员工往往对跨界行为存有畏难情绪，在行动上举棋不定，要使他产生跨界行为，必须通过工作重塑在心理和认知上发生根本转变才有可能。因此，跨界效能感低时，工作重塑对员工跨界行为的影响表现得尤为明显。员工跨界效能感高，工作重塑对员工跨界行为作用影响相对不明显。主要因为高跨界效能员工，自身具有强烈跨界动机，坚信自身跨界能力，对成功充满期待，表现出强烈的主动性和急迫性，所以将工作重塑对跨界行为作用“挤出”。这与学者段光等[34]关于面子、奖罚对个体知识共享影响的研究类似，研究表明丢面子对员工知识共享有负向影响，挣面子对知识共享有正向影响，但在奖惩这个调节变量作用下，奖罚既弱化了丢面子对知识共享的抑制作用，又弱化了挣面子对知识共享的促进作用，主要原因是奖罚“挤出”争面子的正面效应，这也间接支持了本研究的结论。

4.2 管理启示

首先，多形式赢得员工充分信任。领导作为施动者，要保持与员工经常性沟通，掌握他们的真实工作状况，帮助他们规划职业生涯路径，树立对团队的信任以及帮助解决实际困难；主动邀请员工参与决策，赋予一定工作自主性，及时反馈表现，培养主人翁意识；给予员工尝试挑战性任务机会，鼓励工作创新与跨界发展；在做好工资福利、晋升培养等经济性激励的同时，给予员工关心、尊重、赞美、认同等社会性激励。

其次，营造利于工作重塑的良好氛围。对组织而言，优化工作流程，减少管理层级，强化组织柔性，浓厚“鼓励创新、宽容失败”团队氛围；重视工作重塑培训，引导员工改变对工作认识，帮助改进工作方式，提高职业身份认同感。对员工而言，与时俱进学习新技能，提高人职匹配度；主动和谐人际关系，虚心接受领导同事反馈，营建良好的工作环境；敢于尝试新任务新方法，培养独立工作能力，挖潜自身内在潜能，塑造积极的自我形象，使自身价值得以展示。

最后，基于个体特质差异性，合理招聘与配置员工岗位任务。在员工招聘时，设置跨界效能感测试环节。对已入职员工，有的放矢地安排任务。对跨界效能感低的员工，领导要引导他们正确评估自身能力和客观评价跨界压力，常鼓励多支持，帮助他们缓解压力与克服障碍，激励其发挥潜能进行跨界。对跨界效能感高的员工，本身乐于跨界且愿意为此付出努力，建议企业不要频繁调动其工作岗位，让他们安心在某个领域或某个业务单元“一专到底”成为专家，实现跨界效益最大化。

4.3 研究局限和未来方向

首先，调查对象所在行业有待拓宽，样本容量有待扩大。其次，静态数据不能很好反映因果关系。调查时段相对集中，截面数据研究结论还需在理论和实践中得以验证。还有，调研数据可能存在一定偏误。尽管已做匿名和隐义处理且通过Harman单因素检验法检验，但不可避免仍存有同源方差偏误。未来将采取纵向研究设计，深入验证信任领导影响员工跨界行为关系可靠性。同时还对员工跨界行为的更多前因变量进行研究，并尝试在领导层面的跨层次研究。