妒忌还是钦佩: 员工对同事被授权的心理与行为反应

摘" 要" 在强调激活个体及其自主性的背景下， 授权的作用和意义日益凸显， 然而员工如何看待同事被授权的问题仍然没有得到完整的回答。基于社会比较理论， 本研究从旁观者视角出发， 探讨了不同程序公平感的员工在面对同事被授权时会产生何种情绪（妒忌vs.钦佩; 研究1和研究2）和行为反应（研究2和研究3）。研究1采用情景实验（N = 238）， 结果表明， 当程序公平感低时， 同事被授权和程序公平感交互对妒忌具有正向影响; 当程序公平感高时， 同事被授权和程序公平感交互对钦佩具有正向影响。研究2采用基于三时点的实地问卷调查（N = 306）， 研究3采用经验取样法（N = 1258）， 不仅再次验证了研究1的结果， 还发现妒忌与职场排斥正相关， 钦佩与观察学习正相关， 并且妒忌和钦佩分别在交互项对结果变量（排斥和学习）的影响中起中介作用。研究结论为领导者正确认识授权提供了参考和借鉴。

关键词" 同事被授权， 程序公平感， 职场排斥， 观察学习， 社会比较

分类号" B849： C93

1" 问题提出

企业面临的外部环境越来越复杂多变， 以往依靠领导者一己之力应对外部挑战的模式已经难以奏效， 企业愈发注重员工的自我管理（Cheong et al.， 2016）， 授权也成了理论界和实践界共同关注的热点话题（Ahearne et al.， 2005; Cheong et al.， 2019）。授权强调了员工的工作价值， 并且肯定了员工的工作能力， 能够鼓励员工更加自主地执行工作。例如， 海尔公司实施的“人单合一”模式， 通过赋予员工更大的自主权， 极大地激发了创新和工作热情， 为公司的发展开辟了新途径。同样， 海底捞的授权制度赋予前线员工在客户服务中的决策权， 这不仅增强了员工的责任感和归属感， 而且提高了顾客满意度。

尽管已有研究发现授权能够提高员工的自我效能感（Hao et al.， 2018）和工作动机（Kim amp; Beehr， 2020）， 并且降低员工的情绪耗竭（宋琪， 陈扬， 2021）， 从而有利于组织公民行为（Li et al.， 2017）、创新行为（王宏蕾， 孙健敏， 2018）和主动变革行为（张正堂 等， 2020）的发生。这些研究突出了授权作为一种管理方式的积极作用， 然而却主要聚焦于授权方和被授权方的互动过程， 忽视了授权过程中的“旁观者”， 即目睹了同事被授权的员工会产生何种心理以及行为上的反应。事实上， 已有研究发现授权作为一项差异化的管理决策， 容易导致员工对彼此之间的被授权程度进行比较， 从而影响其后续的态度和行为（Wu et al.， 2010）， 因此授权不仅会对被授权方的态度和行为产生影响， 也会对旁观者产生影响。本研究尝试从旁观者视角出发， 探讨员工在感知同事被授权后的情绪演变过程以及后续的行为反应， 从而丰富和完善授权的作用结果。

根据社会比较理论， 个体通过与他人进行比较以确定自身在组织中的相对地位， 比较过程中会产生两种相反的效应， 即对比效应和同化效应（Taylor amp; Lobel， 1989）， 且两种效应产生的关键情境因素是个体对情境的感知控制（Buunk amp; Gibbons， 2007; Marescaux et al.， 2021）， 即个体能否有能力通过努力达到比较对象成就的影响（Buunk et al.， 1990）。当个体感知到授权的过程不是基于公平的标准和程序， 自身无法通过努力达到比较对象的成就时， 会产生对比效应， 认为自己不如比较对象， 从而产生妒忌等对比情绪。当个体感知到授权的过程是公平和合理的， 自身能够通过努力达到比较对象的成就时， 会产生同化效应， 认为自己能够变得与比较对象同样优秀， 从而产生钦佩等同化情绪。程序公平感作为个体对组织和领导程序公平的感知， 代表个体对决策结果的程序和过程的合理性评价， 其中包括无偏性（决策过程能够依据客观事实）、信任（考虑到员工利益）以及地位认同（员工在团队中的重要性）等关系准则（Greenberg， 2011）， 这种感知与个体对自身在组织中能否通过努力达到比较对象的成就紧密相关（Van Dijke et al.， 2010）。因此， 程序公平感可能会成为影响员工面对同事被授权时产生对比抑或同化效应的重要边界条件。

社会比较理论进一步提出， 个体发现与比较对象之间的差距后， 会采取不同的行为策略以减少差距（Buunk amp; Gibbons， 2007）。当产生对比效应后， 他们会采取忽略、回避和破坏等行为来减少比较对象的优势， 从而间接地减少与比较对象之间的差距。反之， 当产生同化效应后， 他们会通过设立榜样、提升和改进自我等行为来增加自身的优势， 从而直接地减少与比较对象之间的差距。具体而言， 当程序公平感低的员工面对同事被授权时， 会认为被授权同事所获得的一切是不公平和不合法的（Van Dijke et al.， 2010）， 即使自身努力也难以获得同等授权， 这会激活社会比较的对比效应， 导致妒忌情绪产生， 此时员工会通过职场排斥等破坏行为来减少差距。反之， 程序公平感高的员工会认为被授权同事所获得的优等待遇都是通过努力而获得的， 自身可以通过努力获得同等授权， 这会激活社会比较的同化效应， 导致钦佩情绪产生， 此时员工会通过观察学习等自我提升行为来减少差距。

本研究预期在以下方面作出理论贡献： 第一， 基于旁观者视角， 探讨同事被授权对员工情绪和行为的影响， 拓展授权的研究视角。第二， 从社会比较理论出发， 同时探讨同事被授权所引发的对比效应和同化效应， 丰富社会比较理论的研究成果。第三， 将程序公平感引入授权研究领域， 揭示同事被授权所引发的两种社会比较效应的边界条件。第四， 从社会比较情绪切入， 挖掘同事被授权所产生作用效果的中介机制。

1.1" 同事被授权、程序公平感与员工情绪反应

妒忌是指与处于优势地位的相似对手进行比较时所产生的一种复杂而痛苦的情绪， 来源于与他人不利的社会比较（Smith amp; Kim， 2007）。根据社会比较理论， 程序公平感低的员工会认为同事被授权是不公平和不合法的（Van Dijke et al.， 2010）， 自身难以通过努力达到同等成就， 更容易对同事被授权进行消极解读， 产生妒忌等对比情绪。具体来说：

首先， 程序公平感低的员工感知到决策的过程是有偏的， 被授权的基础并非能力或团队贡献， 而是诸如不公平的领导裙带关系等（Greenberg， 2011; 朱玥 等， 2019）。在这种权力与能力、贡献不对等的情况下， 员工会认为同事被授予的权力与其所付出的努力不相匹配， 即使凭借自身努力也难以获得同等授权， 这种差距感和劣势感会挫伤员工的进取心， 提高员工的威胁感和压力水平， 进而导致敌意、不安和愤怒的妒忌情绪出现。其次， 程序公平感低的员工对组织缺乏足够的信任， 认为授权的过程并未考虑到自身的利益（Greenberg， 2011）， 并将自身未被授权的原因归结到领导和被授权同事身上。然而， 由于考虑安全因素， 员工往往不会直接针对实施授权行为的领导， 而是倾向于对被授权同事产生恶意的情绪反应（Tse et al.， 2018）， 进而产生妒忌情绪。最后， 程序公平感低的员工在产生以上负面感受的同时， 团队地位认同也会同步降低（Greenberg， 2011）， 失去对自身拥有的能力信心。员工对权力的分配更加敏感（Buunk amp; Gibbons， 2007）， 会采用竞争方式来维持和获取资源， 并倾向于与被授权同事进行比较， 进而产生强烈的妒忌情绪。

相比之下， 程序公平感高的员工不太可能认为被授权同事所获得的资源和待遇来源于不合法的领导决策， 认可并接受同事被授权事件（Cremer et al.， 2005）。即使领导的决策结果不利于自身， 也不会对此产生怀疑或不认可， 因此很难产生妒忌情绪。基于上述分析， 本研究提出以下假设：

H1： 同事被授权和程序公平感交互影响妒忌。当程序公平感越低（vs. 高）时， 同事被授权与对同事妒忌的正向关系越强。

钦佩是指当看到他人的美德行为或非凡能力时所产生的一种积极情绪， 来源于对他人卓越成就的欣赏并且从他人身上受到鼓舞（Immordino-Yang et al.， 2009）。根据社会比较理论， 程序公平感高的员工认为同事被授权是公平和合法的（Van Dijke et al.， 2010）， 自身能够通过努力达到同等成就， 更容易对同事被授权进行积极解读， 产生钦佩等同化情绪。具体来说：

首先， 程序公平感高的员工感知到资源的分配过程是无偏的， 能够依据客观事实， 并且能够体现相应的能力和贡献（Greenberg， 2011; 朱玥 等， 2019）。在这种权力与能力、贡献对等情况下， 程序公平感强化了授权的激励作用（Halevy et al.， 2011）， 员工认为被授权同事由于突出的工作表现理所应当获得授权， 且可以通过提高自身能力或贡献以获得同等授权， 从中受到鼓舞， 进而产生钦佩情绪。其次， 程序公平感高的员工对组织及成员具有较高的信任， 会从被授权同事身上发现达到目标成就的可能途径（Greenberg， 2011）， 将被授权同事作为榜样， 对自己产生信心， 促使自身角色定位逐渐趋向被授权同事， 进而产生同化的钦佩情绪。最后， 程序公平感高的员工在产生以上积极感受的同时， 会认同自身的团队地位， 更加强调团队利益（Blader amp; Tyler， 2009; Greenberg， 2011）， 更容易认可并接受领导的决策和行为（Cremer et al.， 2005）。在这种情况下， 员工会从团队的视角出发来解读同事被授权的信号， 更拥护并遵从领导的授权决策， 对被授权同事持肯定态度， 进而产生钦佩情绪。

相比之下， 程序公平感低的员工不太可能将同事被授权视为正确的领导决策， 也不会认为他们理应享受优待， 因此很难产生钦佩情绪。基于上述分析， 本研究提出以下假设：

H2： 同事被授权和程序公平感交互影响钦佩。当程序公平感越高（vs. 低）时， 同事被授权与对同事钦佩的正向关系越强。

1.2" 情绪体验与行为反应

职场排斥体现了员工在职场中忽视、排挤或孤立他人的程度， 包括避免眼神接触和交谈、沉默以待、不邀请其参与非正式的活动等行为（Ferris et al.， 2008）， 很可能成为存在妒忌情绪的员工用来减少与比较对象之间差距的重要方式。具体来说：

一方面， 当员工存在妒忌情绪时， 往往会体验到伴随着生理痛苦的、令人不快的情感状态， 对被授权同事有着强烈的敌意和憎恨（Smith amp; Kim， 2007）。为了缓解妒忌情绪给自身所带来的痛苦感和不平衡感， 员工会采取职场排斥等破坏行为来阻止同事获取成功（Breidenthal et al.， 2020; 夏福斌， 2020）。另一方面， 当员工存在妒忌情绪时， 往往会体验到与被授权同事之间的差距感。为了实现减少差距感的目的， 员工会采用职场排斥等较为隐秘和安全且很难被组织正式规定所禁止的行为， 使被授权同事的社会资源和支持网络迅速减少和消失， 从而瓦解其所独有的竞争力以间接地抬高自己（Cohen-Charash， 2009）。基于上述分析， 本研究提出以下假设：

H3： 妒忌与职场排斥正相关。

观察学习是指个体通过观察他人的行为及这种行为所产生的结果以获得信息， 进而思考和改变自己原有的行为（Bandura amp; National Inst of Mental Health， 1986）， 很可能成为存在钦佩情绪的员工用来减少与比较对象之间差距的重要方式。具体来说：

一方面， 当员工存在钦佩情绪时， 往往会将被授权同事视为自身的榜样和学习的目标， 欣赏其工作表现并从中受到鼓舞。在这种情况下， 员工对自我表现的结果期望得到激发（陈世民 等， 2011）， 渴望获得和被授权同事同样的资源和成就。为了达到目标， 员工会采取观察学习的方式以完善自身行为。另一方面， 当员工存在钦佩情绪时， 会主动采取措施以达到与被授权同事相同的成就水平（陈世民 等， 2011）。为了减少与被授权同事之间的差距， 员工往往会通过观察被授权同事的工作行为， 从中推断哪些行为和工作方法与被授权相关， 并循此路径学习被授权同事的工作行为以提升自己（Lee amp; Duffy， 2019）， 从而导致观察学习的产生。基于上述分析， 本研究提出以下假设：

H4： 钦佩与观察学习正相关。

1.3" 有中介的调节作用

在上述分析的基础上， 本研究进一步提出有中介的调节模型， 即同事被授权和程序公平感的交互通过社会比较情绪影响后续的行为反应。具体来说：

当员工程序公平感低时， 他们会认为被授权同事所获得的一切皆来源于不合法决策， 因此对“同事被授权”持有消极态度（朱玥 等， 2019）。此时， 员工会认为被授权同事并非因能力或贡献而获得授权， 即使自身努力也难以达到同等成就， 促使其自我评价水平逐渐降低， 从而产生妒忌情绪。为了减少被授权同事的优势以缩小与其之间的差距， 员工很可能通过产生破坏性行为来伤害被授权同事， 表现在实际工作中则是做出对被授权同事不利的职场排斥行为。基于上述分析， 本研究提出以下假设：

H5： 妒忌会中介同事被授权和程序公平感的交互对职场排斥的影响。当程序公平感低（vs. 高）时， 中介效应越强。

相反， 当员工程序公平感高时， 他们会认为被授权同事所获得的资源合法、合理， 更加注重团队利益， 对同事被授权持有积极态度（Blader amp; Tyler， 2009; 朱玥 等， 2019）。此时， 员工会认为被授权同事是因其能力和贡献而获得授权， 且自身能够通过努力达到同等成就， 促使其自我评价水平逐渐趋向被授权同事， 产生钦佩情绪。员工为了提升自身优势以缩小与被授权同事之间的差距， 很可能采取自我提升策略， 表现在实际工作中则是产生观察学习行为。基于上述分析， 本研究提出以下假设：

H6： 钦佩会中介同事被授权和程序公平感的交互对观察学习的影响。当程序公平感高（vs.低）时， 中介效应越强。

综上， 本研究的理论模型如图1所示。

2" 研究1： 情景实验

2.1" 被试与程序

实验采用2×2的被试间设计。通过G*Power对所需样本量进行预估， 结果显示在效应量f = 0.25时， 共需210名被试可以达到α = 0.05且Power = 0.95的统计检验力。通过作者所在高校的校友网络来招募具有工作经验的员工参与实验， 共有264名被试参与了实验。为了保证研究数据的准确性和有效性， 本研究采用了多项筛选措施。首先， 通过设置与实验材料相关的简单问题进行注意力检验， 确保参与者对实验内容给予了充分的关注。其次， 对提交的数据进行了人工审核， 剔除了信息不完整或表现出极端态度（如所有项目均评为“1”）的数据， 最终保留了238名被试的数据（高同事被授权且高程序公平感， n = 63; 高同事被授权且低程序公平感， n = 58; 低同事被授权且高程序公平感， n = 53; 低同事被授权且低程序公平感， n = 64）。其中， 在性别方面， 男126人（52.94%）， 女112人（47.06%）; 在年龄方面， 平均年龄为33.08岁（SD = 6.62）; 在工作年龄方面， 平均参加工作时间为9.53年（SD = 6.81）。

在研究程序方面， 首先， 邀请被试报告自身的人口统计学变量信息（包括性别、年龄和工作年龄）。其次， 被试将被随机分配到一种实验情景（高、低程序公平感组vs. 高、低同事被授权组）， 要求仔细阅读实验操纵材料。最后， 要求被试根据上述阅读的实验材料报告其他变量信息， 完成全部实验的被试将获得20元的报酬奖励。

2.2" 实验材料

背景材料和程序公平感的情景材料改编于Koivisto等（2013）， 背景材料为：

您目前供职于一家著名的咨询公司， 您所在的部门负责定制您公司的产品， 以满足不同客户的需求。最近贵公司发起了一项重大的组织变革， 计划是合并一些团队和部门， 并通过重组职能来提升效率。

程序公平感的情景材料为：

高程序公平感组： 在当前的变革过程中， 公司会听取员工的看法， 能收集到准确又全面的信息。员工不仅会得到公正的对待， 还可以对公司的决策提出异议。

低程序公平感组： 在当前的变革过程中， 公司不会听取员工的看法， 难以收集到准确又全面的信息。员工不仅无法得到公正的对待， 还无法对公司的决策提出异议。

同事被授权的情景材料改编于Chen等（2011）， 情景材料为：

高同事被授权组： 李乐是您的同事， 在涉及您的部门职能重组中， 部门领导会经常征求李乐的意见， 并让他参与决策。此外， 李乐在平时能按照自己的方式开展工作， 领导也从不对他的能力产生怀疑。

低同事被授权组： 李乐是您的同事， 在涉及您的部门职能重组中， 部门领导很少征求李乐的意见， 也从不让他参与决策。此外， 李乐在平时不能按照自己的方式开展工作， 领导经常对他的能力产生怀疑。

2.3" 测量工具

本研究所使用的量表均为发表于国外权威期刊上的成熟量表， 并采用“翻译−回译”的方法将其翻译成中文（Brislin， 1970）， 以保证测量的准确性和有效性。采用Likert 7点评分法， 1代表“非常不符合”， 7代表“非常符合”。

同事被授权： 改编自Ahearne等（2005）开发的授权型领导量表， 共12个题项。代表性题项有“领导经常让李乐参与制定决策”、“领导经常在制定战略决策时询问李乐的意见”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.96。

程序公平感： 采用Niehoff和Moorman （1993）开发的量表， 共6个题项。代表性题项有“为制定一个正式的工作决策， 公司会收集准确且全面的信息”、“公司的工作决策是基于一种无偏见的方式制定出来的”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.88。

妒忌： 采用Cohen-Charash （2009）开发的量表， 共9个题项。代表性题项有“我缺少李乐所拥有的一些东西”、“李乐在某些方面比我更有优势”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.88。

钦佩： 采用Schindler （2014）开发的量表， 共4个题项。代表性题项有“李乐所取得的成就给我留下了深刻的印象， 并激励着我”、“我欣赏李乐所具备的能力或品质”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.94。

控制变量： 本研究控制了被试者的基本信息， 包括性别、年龄和工作年龄。

2.4" 实验结果

2.4.1" 操纵检验

使用独立样本t检验对同事被授权和程序公平感的操纵有效性进行检验。首先， 独立样本t检验结果显示， 操纵组的参与者所报告的同事被授权 （n = 121， M = 4.16， SD = 1.45）显著高于控制组的参与者所报告的同事被授权（n = 117， M = 3.52， SD = 1.70）， t （236） = 3.10， p = 0.003， Cohen’ s d = 0.41。其次， 独立样本t检验结果显示， 操纵组的参与者所报告的程序公平感（n = 116， M = 4.26， SD = 1.29）显著高于控制组的参与者所报告的程序公平感（n = 122， M = 3.52， SD = 1.47）， t （236） = 4.13， p = 0.030， Cohen’ s d = 0.54。这表明本研究中对同事被授权和程序公平感的操纵是有效的。

2.4.2" 假设检验

采取方差分析进行交互效应检验， 结果显示： 在控制了性别、年龄和工作年龄后， 同事被授权和程序公平感的交互项对妒忌有显著的影响， F（1， 234） = 13.41， p lt; 0.001， η2p = 0.06。简单效应分析进一步表明， 当程序公平感较低时， 员工在高同事被授权下产生的妒忌（M = 3.80， SD = 0.14）显著高于低同事被授权下的情况（M = 2.58， SD = 0.14， 如图2所示）， F（1， 234） = 37.45， p lt; 0.001， η2p = 0.14。当程序公平感较高时， 员工在高同事被授权下产生的妒忌（M = 3.06， SD = 0.14）与低同事被授权下的情况无显著区别（M = 2.90， SD = 0.15）， F（1， 234） = 0.82。因此， 假设H1得到支持。

此外， 方差分析结果显示， 在控制了性别、年龄和工作年龄后， 同事被授权和程序公平感的交互项对钦佩有显著的影响， F（1， 234） = 45.78， p = 0.017， η2p = 0.02。简单效应分析进一步表明， 当程序公平感较高时， 员工在高同事被授权下产生的钦佩（M = 4.52， SD = 0.19）显著高于低同事被授权下的情况（M = 3.54， SD = 0.21， 如图3所示）， F（1， 234） = 11.80， p = 0.001， η2p = 0.05。当程序公平感较低时， 员工在高同事被授权下产生的钦佩（M = 3.65， SD = 0.20）与低同事被授权下的情况无显著区别（M = 3.67， SD = 0.19）， F（1， 234） = 0.01。因此， 假设H2得到支持。

研究1采用情景实验方法对同事被授权和程序公平感的交互与妒忌和钦佩之间的因果关系进行考察， 增强了研究的内部效度。但考虑到模拟的实验情境可能与现实工作场景存在一定差异， 研究结论的外部效度还有待扩展， 而且研究1并未对妒忌和钦佩的直接效应和有中介的调节效应进行验证。因此， 在接下来的研究2中， 本研究使用多时点的实地问卷调查对整体模型进行验证。

3" 研究2： 实地问卷调查

3.1" 样本与程序

以来自辽宁、吉林和北京等地区的企业员工为调查对象进行问卷调研， 研究样本来自不同行业和企业的员工， 增加了样本的广泛性， 提高了调查结果的外部效度。同时为了避免共同方法偏差， 通过3时点配对的方式收集数据， 每个时点间隔1个月（Chen et al.， 2016）。调研过程如下： 首先， 作者团队联系了企业的人力资源部门负责人作为关键联络人， 由其提供参与调研的填答者名单， 随后作者团队根据填答者名单对问卷进行编号。其次， 作者团队明确告知填答者问卷均为匿名填写， 所得信息仅供科研使用， 并介绍了研究目的、注意事项和收集流程; 同时， 告知填答者全程参与调研可以参与最后的抽奖环节， 有机会获得20～100元的话费， 以鼓励全程参与。最后， 问卷收集结束后， 作者团队根据问卷编号进行3时点的配对。

在T1时点， 请填答者在部门中随机选择一名同事， 并写下其姓名首字母， 同时测量了同事被授权、程序公平感和控制变量， 共发放问卷412份， 回收问卷375份， 回收率为91.02%; 在T2时点， 请填答者回忆第一次调研中所选同事的姓名， 并写下其姓名首字母， 同时测量了妒忌和钦佩， 共发放问卷375份， 回收问卷342份， 回收率为91.20%; 在T3时点， 请填答者回忆前两次调研中所选同事的姓名， 并写下其姓名首字母， 同时测量了职场排斥和观察学习， 共发放问卷342份， 回收问卷325份， 回收率为95.03%。经配对处理， 剔除三次所选同事姓名首字母不一致的问卷及无效问卷后， 本研究最终得到306份有效问卷， 总体有效回收率为74.27%。样本流失情况分析结果显示， 留存样本与流失样本在性别[t性别 = −0.25， ns]、年龄[t年龄 = 0.13， ns]、平均工作时间[t平均工作时间 = −1.90， ns]、平均和目标同事共事时间[t平均和目标同事共事时间 = −0.34， ns]上无显著差异， 表明样本流失未引起严重的样本偏差。

306份样本中， 男性147人（占48.04%）， 女性159人（占51.96%）; 平均年龄为31.48岁（SD = 6.88）; 在学历方面， 大专15人（占4.90%）， 本科175人（占57.19%）， 硕士114人（占37.25%）， 博士2人（占0.66%）; 平均工作时间为5.44年（SD = 5.68）; 平均和目标同事共事时间为3.27年（SD = 2.83）; 在企业性质方面， 政府/事业单位35人（占11.44%）， 国有企业111人（占36.27%）， 私有企业79人（占25.82%）， 外商独资企业36人（占11.77%）， 合资企业20人（占6.54%）， 其他25人（占8.16%）。

3.2" 测量工具

同事被授权（T1）、程序公平感（T1）、妒忌（T2）和钦佩（T2）均采用与研究1相同的量表， 只是指导语有所更改。量表的内部一致性系数依次为0.94、0.93、0.89和0.89。

职场排斥（T3）： 采用Ferris等（2008）开发的量表， 共10个题项。代表性题项有“在公司里， 我不愿意让这位同事加入我所讨论的话题”、“当这位同事一靠近， 我就会走开”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.92。

观察学习（T3）： 采用Lee和Duffy （2019）根据Van Kleef等（2013）研究所改编的观察学习量表， 共3个题项， 代表性题项有“我会仔细观察这位同事的行为”、“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”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.81。

控制变量（T1）： 参考张骁等（2018）以及王林琳等（2021）的研究， 选取性别、年龄、学历、工作时间、与目标同事共事时间和企业性质作为控制变量。此外， 研究发现， 同事与领导的关系质量会影响员工对同事后续社会比较的过程和结果（Pan et al.， 2021; Tse et al.， 2018）。因此， 本研究将领导成员交换社会比较也作为控制变量， 采用Vidyarthi等（2010）在研究中使用的6题项量表， 代表性题项有“这位同事和领导的关系比我和领导的关系要好”、“这位同事和领导之间的工作关系比我和领导之间的关系更有效”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.86。

3.3" 数据分析结果

3.3.1" 验证性因子分析

通过验证性因子分析， 检验同事被授权、程序公平感、妒忌、钦佩、职场排斥以及观察学习6个主要变量间的区分效度和共同方法偏差。参考吴艳和温忠麟（2011）的做法， 将程序公平感和职场排斥分别打成3个包， 分析结果如表1所示。相较于其他备选模型， 六因子模型的拟合效果最优（c2/df = 1.73， TLI = 0.97， CFI = 0.97， RMSEA = 0.05）， 表明6个主要变量具有良好的区分效度。采用Podsakoff等（2003）的因子控制法， 在加入共同方法潜因子后， CFI、TLI提高幅度未超过0.1， RMSEA的降低幅度未超过0.05， 在温忠麟等（2018）建议的合理范围内， 表明共同方法偏差对本研究的影响并不严重。

3.3.2" 描述性统计

变量的均值、标准差及相关系数如表2所示。同事被授权与妒忌（r = 0.28， p lt; 0.001）、钦佩（r = 0.34， p lt; 0.001）、职场排斥（r = 0.54， p lt; 0.001）以及观察学习（r = 0.13， p lt; 0.05）显著正相关， 妒忌与职场排斥（r = 0.38， p lt; 0.001）显著正相关， 钦佩与观察学习（r = 0.46， p lt; 0.001）显著正相关， 这些结果为假设检验提供了初步的支持。

3.3.3" 交互效应检验

为了验证程序公平感的调节效应， 本研究根据Aiken和West （1991）的建议和方法， 将同事被授权和程序公平感进行中心化处理， 构建交互项后进行回归分析， 结果如表3所示。从M3可以看出， 同事被授权和程序公平感的交互项对妒忌具有显著的负向影响（M3， β = −0.23， p lt; 0.001）， H1得到支持; 从M6可以看出， 同事被授权和程序公平感的交互项对钦佩具有显著的正向影响（M6， β = 0.27， p lt; 0.001）， H2得到支持。

为了更直观地体现程序公平感的调节作用， 本研究使用SPSS的Process插件模型1来验证调节效应， Bootstrap的抽样次数为5000次（Hayes， 2018）， 并根据结果绘制如图4和图5所示的调节效应图。由图4可知， 当程序公平感高（均值 + 1 SD）时， 同事被授权对妒忌影响不显著（β = −0.08， n.s.）; 当程序公平感低（均值 − 1 SD）时， 同事被授权对妒忌具有显著的正向影响（β = 0.28， p lt; 0.001）， H1得到进一步验证。由图5可知， 当程序公平感高（均值 + 1 SD）时， 同事被授权对钦佩具有显著的正向影响（β = 0.53， p lt; 0.001）; 当程序公平感低（均值 − 1 SD）时， 同事被授权对钦佩影响不显著（β = 0.04， n.s.）， H2得到进一步验证。

3.3.4" 直接效应检验

为了验证妒忌与职场排斥、钦佩与观察学习之间的直接效应， 本研究分别将妒忌和职场排斥、钦佩和观察学习纳入回归方程， 分析结果如表3所示。从M8可以看出， 妒忌对职场排斥具有显著的正向影响（M8， β = 0.29， p lt; 0.001）， H3得到验证。从M10可以看出， 钦佩对观察学习具有显著的正向影响（M10， β = 0.48， p lt; 0.001）， H4得到验证。

3.3.5" 有中介的调节效应检验

采用Process插件的模型7进行Bootstrap 5000次分析， 检验有中介的调节模型， 结果如表4所示。对于妒忌这一路径， 当程序公平感高时， 同事被授权和程序公平感的交互通过妒忌对职场排斥的间接效应不显著（β = −0.02， 95%置信区间为[−0.065， 0.017]， 包括0）; 当程序公平感低时， 该间接效应显著（β = 0.07， 95%置信区间为[0.030， 0.109]， 不包括0）， 且高低水平下的间接效应具有显著差异（β = −0.08， 95%置信区间为[−0.147， −0.035]， 不包括0）， 此外， 判定指标index值为−0.05， 95%置信区间不包括0 [−0.087， −0.021]， 因此H5得到支持。对于钦佩这一路径， 当程序公平感高时， 同事被授权和程序公平感的交互通过钦佩对观察学习的间接效应显著（β = 0.24， 95%置信区间为[0.152， 0.334]， 不包括0）; 当程序公平感低时， 该间接效应不显著（β = 0.02， 95%置信区间为[−0.040， 0.070]， 包括0）， 且高低水平下的间接效应具有显著差异（β = 0.22， 95%置信区间为[0.115， 0.345]， 不包括0）， 此外， 判定指标index值为0.13， 95%置信区间不包括0 [0.067， 0.200]， 因此H6得到支持。

为进一步解释调节效应， 本研究采用Johnson −Neyman （J−N）图来展示调节变量在不同条件下的效果及其显著性范围（Gardner et al.， 2017）。J−N图通过绘制简单斜率的95%置信区间， 提供了关于调节作用的更详细信息， 从而克服了传统的描点法（pick-a-point）的局限性（Gardner et al.， 2017; 宋琪 等， 2023）。从图6可见， 当程序公平感小于0.02时， 简单斜率的95%置信区间不包括0， 并且随着程序公平感的减小， 同事被授权影响职场排斥的结果逐渐增强。从图7可见， 当程序公平感大于−0.68时， 简单斜率的95%置信区间不包括0， 并且随着程序公平感的增强， 同事被授权影响观察学习的结果逐渐增强。

研究2的结果不仅完全验证了研究1的结论， 还证实了妒忌与职场排斥、钦佩与观察学习之间的直接效应， 而且在同事被授权和程序公平感的交互对职场排斥和观察学习的影响中起中介作用， 从而表现出有中介的调节作用。同时， 研究2采用多时点的调查数据弥补了研究1外部效度不足的问题， 从而显著提升了理论模型的解释能力。然而考虑到本研究探讨的是同事被授权后对员工之后行为产生影响的情绪机制， 而情绪属于短期变化的变量， 三时点的横截面设计无法有效捕捉个体短时间的情绪变化。此外， 研究2中的职场排斥是员工自评， 可能受到社会赞许性影响。因此， 在接下来的研究3中， 本研究使用同事他评的职场排斥来保证结果的稳健性， 并使用经验取样法对整体模型进一步进行验证。

4" 研究3： 经验取样研究

4.1" 样本与程序

本研究采用经验取样法（Experience Sampling Method， ESM）开展问卷调研， 经验取样法作为一种获取工作状态下个体的真实感受和行为的即时数据收集方法， 不仅有助于消除被试的记忆偏差， 而且可以精细捕捉被试个体内情绪等短期瞬时变化（Watkins， 2021）。本研究通过作者团队的校友网络招募参与者， 调研过程如下： 首先， 作者团队与各企业部门负责人建立联系， 将其作为关键联络人， 并请他们在部门内随机挑选两名在工作中有较多接触的同级员工参与调研， 随后作者团队对提供的参与者名单进行编号。其次， 作者团队通过企业的关键联络人向选定的参与者发送了调研邀请信， 介绍注意事项和调研流程， 并必须告知指定的同事为评价对象。最后， 作者团队通过问卷星平台创建问卷链接， 通过企业的关键联络人转发给参与者及其同事分别进行填答。为鼓励参与， 每位完成问卷的参与者将获得红包奖励。问卷收集结束后， 作者团队将根据问卷编号进行数据配对。

问卷调研包含最初的基础调研， 以及连续两周工作日的每日上午问卷和下午问卷。在开始问卷调研的前一周， 向152名参与者发放基础问卷， 邀请他们报告领导成员交换社会比较、与指定同事的同事关系和人口统计学变量， 要求参与者当天提交， 我们回收了144份有效问卷， 回收率94.74%。在随后连续10个工作日， 日调研问卷分为两个时点发放： 时点1测量参与者目睹的同事被授权、程序公平感、对指定同事的妒忌和钦佩， 在每个工作日的上午11： 00发送， 并保持开放至中午14： 00; 时点2测量参与者的观察学习， 以及让目睹被授权的同事针对参与者填答感知的职场排斥， 在每个工作日的下午17： 00发送， 并保持开放至下午20： 00。通过问卷配对及处理， 剔除了未回答（包含同事未填答）、存在缺失值以及不认真（表现出极端作答以及填答时间不达标等）的问卷。同时， 本文仅保留完整地完成5天及以上日调研问卷的参与者数据。最终保留了137名参与者与同事配对的1258条有效数据。

137份样本中， 男性53人（占38.69%）， 女性84人（占61.31%）; 平均年龄为31.77岁（SD = 4.75）; 在学历方面， 大专及以下3人（占2.19%）， 本科64人（占46.72%）， 硕士70人（占51.09%）; 平均工作时间为7.67年（SD = 5.34）; 平均和目标同事共事时间为2.89年（SD = 2.53）; 在企业性质方面， 政府/事业单位7人（占5.11%）， 国有企业72人（占52.55%）， 私有企业41人（占29.93%）， 外商独资企业7人（占5.11%）， 合资企业6人（占4.38%）， 其他4人（占2.92%）。

4.2" 测量工具

程序公平感、妒忌、钦佩、职场排斥和观察学习均采用与研究2相同的量表， 只是指导语有所更改。在研究3中， 量表的内部一致性系数依次为0.95、0.80、0.91、0.96和0.90。此外， 由于经验取样法每日测量的特征， 为了减轻填答者的负担， 同事被授权采用了Ahearne等（2005）的短版量表（Schilpzand et al.， 2018）， 共3个题项。代表性题项有“今天， 领导让该同事参与制定决策”和“今天， 领导允许该同事按照自己的方式工作”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.90。

控制变量： 与研究2类似， 研究3控制了员工的性别、年龄、学历、工作时间、与目标同事共事时间、企业性质和领导成员交换社会比较， 在本研究中， 领导成员交换社会比较量表的内部一致性系数为0.92。此外， 本研究职场排斥采取的是同事他评， 该部分可能会受到同事关系的影响而无法获得完全真实的评价， 因此研究3进一步将同事关系也作为控制变量， 采用Chen和Peng （2008）在研究中使用的9题项量表， 代表性题项有“在工作中， 我和这位同事能互相尊重对方的意见”、“我和这位同事互相信任彼此”。在本研究中， 该量表的内部一致性系数为0.90。

4.3" 数据分析结果

4.3.1" 验证性因子分析

验证性因子分析结果如表5所示。相较于其他备选模型， 假设的六因子模型的拟合效果最优（c2 = 3469.22， df = 540， TLI = 0.93， CFI = 0.93， RMSEA = 0.07）， 表明6个主要变量之间有较好的区分效度。此外， 为提升研究结论的严谨性， 本研究采用因子控制法来检验共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。结果表明， 在加入共同方法潜因子后， 构建单一方法潜因子模型的拟合指数（c2 = 2476.45， df = 508， TLI = 0.95， CFI = 0.96， RMSEA = 0.06）与假设的六因子模型相比， CFI、TLI提高幅度未超过0.1， RMSEA的降低幅度未超过0.05， 在温忠麟等（2018）建议的合理范围内， 表明本研究不存在严重的共同方法偏差。

4.3.2" 描述性统计

研究3中的变量的描述性统计和相关系数如表6所示。同事被授权与钦佩（r = 0.40， p lt; 0.01）和观察学习（r = 0.25， p lt; 0.01）显著正相关， 妒忌与职场排斥（r = 0.26， p lt; 0.01）、钦佩与观察学习（r = 0.32， p lt; 0.01）也均为显著正相关。

4.3.3" 假设结果检验

全模型路径系数如图8所示， 同事被授权和程序公平感的交互项对妒忌具有显著的负向影响（β = −0.03， p lt; 0.05）， H1得到验证; 同事被授权和程序公平感的交互项对钦佩具有显著的正向影响（β = 0.10， p lt; 0.001）， H2得到验证。此外， 妒忌对职场排斥具有显著的正向影响（β = 0.11， p lt; 0.01）， H3得到验证， 钦佩对观察学习具有显著的正向影响（β = 0.25， p lt; 0.001）， H4得到验证。

为验证H5和H6， 本研究使用Mplus 8.3的蒙特卡洛模拟5000次重复抽样， 有中介的调节分析结果见表7。对于妒忌这一路径， 当程序公平感高时， 同事被授权和程序公平感的交互通过妒忌对职场排斥的间接效应显著（β = 0.01， 95%置信区间为[0.001， 0.017]， 不包括0）; 当程序公平感低时， 该间接效应显著且效应增强（β = 0.02， 95%置信区间为[0.005， 0.027]， 不包括0）， 且高低水平下的间接效应具有显著差异（β = −0.01， 95%置信区间为[−0.015， −0.000]， 不包括0）， H5得到验证。对于钦佩这一路径， 当程序公平感高时， 同事被授权和程序公平感的交互通过钦佩对观察学习的间接效应显著（β = 0.13， 95%置信区间为[0.083， 0.169]， 不包括0）; 当程序公平感低时， 该间接效应显著效应减弱（β = 0.06， 95%置信区间为[0.036， 0.087]， 不包括0）， 且高低水平下的间接效应具有显著差异（β = 0.07， 95%置信区间为[0.039， 0.091]， 不包括0）， H6得到验证。

5" 总讨论

5.1" 理论贡献

首先， 从旁观者视角出发， 本研究丰富了授权的研究视角。以往关于授权的研究大多以被授权方为考察对象， 在上下级情境中探讨授权型领导如何激发下属的积极态度和行为（Li et al.， 2017; 宋琪， 陈扬， 2021; 王宏蕾， 孙健敏， 2018）， 而鲜有涉及旁

观者视角的研究。本研究则突破以往领导授权后果研究的传统视角， 将授权的问题情境进行延展， 探讨了同事被授权对员工情绪和行为所产生的影响。发现授权未必总是产生积极效应， 即同事被授权在特定条件下可能引发员工的妒忌， 并增加对同事的职场排斥。本研究不仅回应了钟授全（2016）关于从被授权方以外的视角出发探究授权作用效果的呼吁， 丰富了同事被授权对旁观者作用效果的研究。还探讨了同事被授权对员工关系可能带来的负面作用， 为授权领域作用后果的研究作出了有益的补充。

其次， 本研究整合了同事被授权所引发的对比效应和同化效应， 构建了授权领域基于社会比较理论的系统性框架。现有关于社会比较的上行比较研究大多关注其对比效应， 即员工为何对社会比较对象（如高绩效者、明星员工等）所产生的职场排斥和社会阻抑等伤害行为（Breidenthal et al.， 2020; Sun et al.， 2021）， 但这并不是员工应对社会比较的唯一作用结果（马君 等， 2022）， 关于上行比较如何促进个体提升自我以及如何影响个体积极行为的同化效应的探讨仍比较有限（Campbell et al.， 2017）。本研究基于社会比较理论， 通过探讨员工对同事被授权上行比较产生的观察学习和职场排斥的双刃剑效应， 证实了同事被授权对员工的影响并非只有对比效应， 也会发挥正向激励作用， 即产生同化效应。有助于我们更全面和辩证看待同事被授权的影响效应， 并在授权领域建立起更加系统完整的社会比较理论框架。

再次， 本研究拓展了同事被授权所引发的两种社会比较效应的边界条件。纵观社会比较已有研究可发现， 现有关于上行社会比较的影响效应的边界因素可归纳为比较者、比较对象、人际关系和情境四个方面（Ganegoda amp; Bordia， 2019）。然而， 情境因素作为其中关键的边界因素现有研究关注相对较少（Tse et al.， 2018）。但是如Marescaux等（2021）指出， 个体的社会比较过程不仅取决于比较双方的特征， 还取决于对情境的感知控制。本研究通过引入程序公平感这一变量， 证实了程序公平感作为对领导程序合法性的感知， 能够影响员工对自身能否通过努力获得授权的预期判断， 是同事被授权所引发的两种社会比较效应的“门阀”。这一结论响应了Van Knippenberg等（2007）关于探究员工公平感与领导决策的交互作用如何影响后续工作结果的号召， 也支持了Collins （1996）所提出的个体预期会对社会比较的结果产生决定性影响的观点， 不仅有助于帮助理解同事被授权产生对比和同化两种不同效应背后的内在逻辑， 同时也调和了现有研究关于员工上行比较具有不同影响性质的争论。

最后， 本研究揭示了同事被授权所产生作用效果的中介机制。以往关于授权的影响研究大多关注员工自我效能感（Hao et al.， 2018）、工作动机（Kim amp; Beehr， 2020）和情绪耗竭（宋琪， 陈扬， 2021）等中介机制。但当将第三方（同事）纳入考虑范围时， 这些中介机制则难以对员工在感知同事被授权后的复杂内在心理过程做出合适的解释。因此， 本研究基于社会比较理论， 从情绪的角度切入， 深入探索了同事被授权“如何”及“为何”引发员工采取观察学习和职场排斥这两种截然不同的行为， 不仅证实了妒忌和钦佩情绪是连接同事授权与员工行为反应的关键纽带， 而且还支持了Tse等（2018）提出的情绪是解释社会比较过程关键机制的观点， 为后续学者深入探讨同事被授权和相关话题的影响效应提供了借鉴。

5.2" 管理启示

首先， 领导者应正确认识同事被授权的双刃剑效应， 并实施差异化的疏导策略。对于程序公平感低的员工， 应尽早介入并引导其理性看待授权， 对员工进行授权以外领域的激励， 同时注意在公开场合降低对被授权同事“偏爱”， 避免使之成为“众矢之的”; 对于程序公平感高的员工， 如若朝着正向发展可不过多干涉， 仅需保持适当关注和方向掌控。

其次， 领导者应注重提升员工的程序公平感。一方面， 通过提升授权等决策程序的透明度和公平度， 实现员工对组织资源分配对象的认知从“圈内人”向“能人”的转变。另一方面， 建立畅通的沟通和反馈机制， 让员工能够畅所欲言， 即使员工对领导决策产生了误解， 领导者也可以及时了解原因， 对其作出解释甚至补偿， 尽快使员工的程序公正感恢复到较高水平。

最后， 领导者应关注员工的情绪变化， 激发社会比较的积极效应。一方面， 由于妒忌情绪会导致职场排斥的出现， 因此不能任其发展， 需要及时了解妒忌的产生原因并采取沟通、教育和团建等多种方式进行情绪干涉。另一方面， 由于钦佩情绪会提升员工的观察学习， 领导者可以利用钦佩情绪来激发员工潜能， 可以通过组织开展座谈会， 由被授权同事主动分享经验和技巧， 提升员工信心， 确保社会比较良性效应的长期发挥。

5.3" 研究局限与展望

首先， 本研究从公平视角解释了同事被授权的“双刃剑”效应， 未来研究可以从其它视角对两种效应的发挥进一步探索， 例如员工与同事之间的关系（亲密关系、合作关系等）以及团队层面变量（团队权力分布差异、授权差异化等）， 以期进一步丰富同事被授权和社会比较两种效应之间的权变因素。

其次， 本研究聚焦于情绪反应作为中介变量， 未来研究可以考虑其他中介机制， 如组织认同、心理不确定感和心理契约违背感等， 进而触发员工后续的行为反应， 进一步丰富同事被授权对员工行为的作用机制。

最后， 本研究虽然采用情景实验、三时点调研和经验取样的问卷收集方法， 一定程度上可以减弱共同方法偏差的影响， 但员工单边评价导致的同源误差可能仍然存在。未来研究可以采取考虑同时测量员工和同事的被授权， 并用多项式回归和响应面的方法进行匹配分析， 使结论更加客观合理。

6" 结论

本研究基于社会比较理论， 从旁观者视角出发， 探讨了员工在感知同事被授权后的情绪演变以及后续行为反应。通过情境实验、实地问卷调查和经验取样法对模型进行检验。本研究发现， 当程序公平感高时， 同事被授权和程序公平感交互通过妒忌正向影响职场排斥; 当程序公平感低时， 同事被授权和程序公平感交互通过钦佩正向影响观察学习。本研究为探索同事被授权的影响效应提供了更为全面和辩证的视角， 对企业管理者正确认识授权提供了重要指导。

参" 考" 文" 献

Ahearne， M.， Mathieu， J.， amp; Rapp， A. （2005）. To empower or not to empower your sales force？ An empirical examination of the influence of leadership empowerment behavior on customer satisfaction and performance. Journal of Applied Psychology， 90（5）， 945−955.

Aiken， L. S.， amp; West， S. G. （1991）. Multiple regression： Testing and interpreting interactions. Sage Publications， Inc.

Bandura， A.， amp; National Inst of Mental Health. （1986）. Social foundations of thought and action： A social cognitive theory. Englewood Cliffs， NJ： Prentice-Hall.

Blader， S. L.， amp; Tyler， T. R. （2009）. Testing and extending the group engagement model： Linkages between social identity， procedural justice， economic outcomes， and extrarole behavior. Journal of Applied Psychology， 94（2）， 445−464.

Breidenthal， A. P.， Liu， D.， Bai， Y.， amp; Mao， Y. （2020）. The dark side of creativity： Coworker envy and ostracism as a response to employee creativity. Organizational Behavior and Human Decision Processes， 161， 242−254.

Brislin， R. W. （1970）. Back-translation for cross-cultural research. Journal of Cross-cultural Psychology， 1（3）， 185− 216.

Buunk， A. P.， amp; Gibbons， F. X. （2007）. Social comparison： The end of a theory and the emergence of a field. Organizational Behavior and Human Decision Processes， 102（1）， 3−21.

Buunk， B. P.， Collins， R. L.， Taylor， S. E.， VanYperen， N. W.， amp; Dakof， G. A. （1990）. The affective consequences of social comparison： Either direction has its ups and downs. Journal of Personality and Social Psychology， 59（6）， 1238−1249.

Campbell， E. M.， Liao， H.， Chuang， A.， Zhou， J.， amp; Dong， Y. （2017）. Hot shots and cool reception？ An expanded view of social consequences for high performers. Journal of Applied Psychology， 102（5）， 845−866.

Chen， G.， Sharma， P. N.， Edinger， S. K.， Shapiro， D. L.， amp; Farh， J. L. （2011）. Motivating and demotivating forces in teams： Cross-level influences of empowering leadership and relationship conflict. Journal of Applied Psychology， 96（3）， 541−557.

Chen， M.， Chen， C. C.， amp; Sheldon， O. J. （2016）. Relaxing moral reasoning to win： How organizational identification relates to unethical pro-organizational behavior. Journal of Applied Psychology， 101（8）， 1082−1096.

Chen， S. M.， Wu， B. P.， Fang， J.， Sun， P. Z.， Gao， L.， Xiong， H. X.， amp; Zheng， X. （2011）. Admiration： A positive emotion of witnessing excellence and emulating. Advances in Psychological Science， 19（11）， 1667−1674.

[陈世民， 吴宝沛， 方杰， 孙配贞， 高良， 熊红星， 郑雪. （2011）. 钦佩感： 一种见贤思齐的积极情绪. 心理科学进展， 19（11）， 1667−1674.]

Chen， X. P.， amp; Peng， S. （2008）. Guanxi dynamics： Shifts in the closeness of ties between Chinese coworkers. Management and Organization Review， 4（1）， 63−80.

Cheong， M.， Spain， S. M.， Yammarino， F. J.， amp; Yun， S. （2016）. Two faces of empowering leadership： Enabling and burdening. The Leadership Quarterly， 27（4）， 602−616.

Cheong， M.， Yammarino， F. J.， Dionne， S. D.， Spain， S. M.， amp; Tsai， C. Y. （2019）. A review of the effectiveness of empowering leadership. The Leadership Quarterly， 30（1）， 34−58.

Cohen‐Charash， Y. （2009）. Episodic envy. Journal of Applied Social Psychology， 39（9）， 2128−2173.

Collins， R. L. （1996）. For better or worse： The impact of upward social comparison on self-evaluations. Psychological Bulletin， 119（1）， 51−69.

Cremer， D. D.， Knippenberg， B. V.， Knippenberg， D. V.， Mullenders， D.， amp; Stinglhamber， F. （2005）. Rewarding leadership and fair procedures as determinants of self-esteem. Journal of Applied Psychology， 90（1）， 3−12.

Ferris， D. L.， Brown， D. J.， Berry， J. W.， amp; Lian， H. （2008）. The development and validation of the Workplace Ostracism Scale. Journal of Applied Psychology， 93（6）， 1348−1366.

Ganegoda， D. B.， amp; Bordia， P. （2019）. I can be happy for you， but not all the time： A contingency model of envy and positive empathy in the workplace. Journal of Applied Psychology， 104（6）， 776−795.

Gardner， R. G.， Harris， T. B.， Li， N.， Kirkman， B. L.， amp; Mathieu， J. E. （2017）. Understanding “it depends” in organizational research. Organizational Research Methods， 20（4）， 610−638.

Greenberg， J. （2011）. Organizational justice： The dynamics of fairness in the workplace. In S. Zedeck （Ed.）， APA handbook of industrial and organizational psychology （Vol. 3， pp. 272−327）. Washington， DC： American Psychological Association.

Halevy， N. Y.， Chou， E.， amp; Galinsky， A. D. （2011）. A functional model of hierarchy： Why， how， and when vertical differentiation enhances group performance. Organizational Psychology Review， 1（1）， 32−52.

Hao， P.， He， W.， amp; Long， L. R. （2018）. Why and when empowering leadership has different effects on employee work performance： The pivotal roles of passion for work and role breadth self-efficacy. Journal of Leadership amp; Organizational Studies， 25（1）， 85−100.

Hayes， A. F. （2018）. Introduction to Mediation， Moderation， And Conditional Process Analysis： A Regression-Based Approach （2nd ed.）. New York， NY： The Guilford Press.

Immordino-Yang， M. H.， McColl， A.， Damasio， H.， amp; Damasio， A. （2009）. Neural correlates of admiration and compassion. Proceedings of the National Academy of Sciences， 106（19）， 8021−8026.

Kim， M.， amp; Beehr， T. A. （2020）. The long reach of the leader： Can empowering leadership at work result in enriched home lives？ Journal of Occupational Health Psychology， 25（3）， 203−213.

Koivisto， S.， Lipponen， J.， amp; Platow， M. J. （2013）. Organizational and supervisory justice effects on experienced threat during change： The moderating role of leader in-group representativeness. The Leadership Quarterly， 24（4）， 595− 607.

Lee， K.， amp; Duffy， M. K. （2019）. A functional model of workplace envy and job performance： When do employees capitalize on envy by learning from envied targets？ Academy of Management Journal， 62（4）， 1085−1110.

Li， N.， Chiaburu， D. S.， amp; Kirkman， B. L. （2017）. Cross-level influences of empowering leadership on citizenship behavior： Organizational support climate as a double-edged sword. Journal of Management， 43（4）， 1076−1102.

Ma， J.， Wang， H. P.， amp; Yan， J. N. （2022）. A jump is possible： When does envy of star employees make colleagues resentful and when does it inspire them to improve？ Journal of Industrial Engineering， 36（3）， 40−50.

[马君， 王慧平， 闫嘉妮. （2022）. 跳一跳够得着： 妒忌公司明星何时引发阻抑何时催人奋进？ 管理工程学报， 36（3）， 40−50.]

Marescaux， E.， De Winne， S.， amp; Rofcanin， Y. （2021）. Co-worker reactions to i-deals through the lens of social comparison： The role of fairness and emotions. Human Relations， 74（3）， 329−353.

Niehoff， B. P.， amp; Moorman， R. H. （1993）. Justice as a mediator of the relationship between methods of monitoring and organizational citizenship behavior. Academy of Management Journal， 36（3）， 527−556.

Pan， J.， Zheng， X.， Xu， H.， Li， J.， amp; Lam， C. K. （2021）. What if my coworker builds a better LMX？ The roles of envy and coworker pride for the relationships of LMX social comparison with learning and undermining. Journal of Organizational Behavior， 42（9）， 1144−1167.

Podsakoff， P. M.， Mackenzie， S. B.， Lee， J. Y.， amp; Podsakoff， N. P. （2003）. Common method biases in behavioral research： A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology， 88（5）， 879−903.

Schilpzand， P.， Houston， L.， amp; Cho， J. （2018）. Not too tired to be proactive： Daily empowering leadership spurs next- morning employee proactivity as moderated by nightly sleep quality. Academy of Management Journal， 61（6）， 2367−2387.

Schindler， I. （2014）. Relations of admiration and adoration with other emotions and well-being. Psychology of Well-being， 4（1）， 1−23.

Smith， R. H.， amp; Kim， S. H. （2007）. Comprehending envy. Psychological Bulletin， 133（1）， 46−64.

Song， Q.， amp; Chen， Y. （2021）. The impact of the fit between needed and received empowering leadership on followers’ job-related outcomes： The mediating role of emotional exhaustion. Acta Psychologica Sinica， 53（8）， 890−903.

[宋琪， 陈扬. （2021）. 需求和接受的授权型领导匹配对下属工作结果的影响： 情绪耗竭的中介作用. 心理学报， 53（8）， 890−903.]

Song， Q.， Ren， Q.， Chen， Y.， amp; Ren， Y. （2023）. The double-edged sword effect of employee personal initiative behavior on coworker relationships： The moderating role of the employee warmth trait. Acta Psychologica Sinica， 55（12）， 2013−2034.

[宋琪， 任琪琪， 陈扬， 任迎伟. （2023）. 员工主动行为对同事关系的双刃剑效应： 员工热情特质的调节作用. 心理学报， 55（12）， 2013−2034.]

Sun， J.， Li， W. D.， Li， Y.， Liden， R. C.， Li， S.， amp; Zhang， X. （2021）. Unintended consequences of being proactive？ Linking proactive personality to coworker envy， helping， and undermining， and the moderating role of prosocial motivation. Journal of Applied Psychology， 106（2）， 250− 267.

Taylor， S. E.， amp; Lobel， M. （1989）. Social comparison activity under threat： Downward evaluation and upward contacts. Psychological Review， 96（4）， 569−575.

Tse， H. H.， Lam， C. K.， Gu， J.， amp; Lin， X. S. （2018）. Examining the interpersonal process and consequence of leader− member exchange comparison： The role of procedural justice climate. Journal of Organizational Behavior， 39（8）， 922−940.

Van Dijke， M.， De Cremer， D.， amp; Mayer， D. M. （2010）. The role of authority power in explaining procedural fairness effects. Journal of Applied Psychology， 95（3）， 488−502.

Van Kleef， G. A.， Steinel， W.， amp; Homan， A. C. （2013）. On being peripheral and paying attention： Prototypicality and information processing in intergroup conflict. Journal of Applied Psychology， 98（1）， 63−79.

Van Knippenberg， D.， De Cremer， D.， amp; Van Knippenberg， B. （2007）. Leadership and fairness： The state of the art. European Journal of Work and Organizational Psychology， 16（2）， 113−140.

Vidyarthi， P. R.， Liden， R. C.， Anand， S.， Erdogan， B.， amp; Ghosh， S. （2010）. Where do I stand？ Examining the effects of leader−member exchange social comparison on employee work behaviors. Journal of Applied Psychology， 95（5）， 849−861.

Wang， H. L.， amp; Sun， J. M. （2018）. Empowering leadership and employee innovative behavior： The moderating effect of structural formalization. Journal of Management Science， 31（3）， 29−39.

[王宏蕾， 孙健敏. （2018）. 授权型领导与员工创新行为： 结构正式化的调节作用. 管理科学， 31（3）， 29−39.]

Wang， L. L.， Long， L. R.， amp; Zhang， Y. （2021）. The relationship between newcomers’i-deals and coworkers’ostracism and self-improvement： The mediating role of envy and the moderating role of organizational overall justice. Management Review， 33（8）， 234−244.

[王林琳， 龙立荣， 张勇. （2021）. 新员工个别协议对同事职场排斥和自我完善的影响： 妒忌与整体公正感的作用. 管理评论， 33（8）， 234−244.]

Watkins， T. （2021）. Workplace interpersonal capitalization： Employee reactions to coworker positive event disclosures. Academy of Management Journal， 64（2）， 537−561.

Wen， Z. L.， Huang， B. B.， amp; Tang， D. D. （2018）. Preliminary work for modeling questionnaire data. Journal of Psychological Science， 41（1）， 204−210.

[温忠麟， 黄彬彬， 汤丹丹. （2018）. 问卷数据建模的前传. 心理科学， 41（1）， 204−210.]

Wu， J. B.， Tsui， A. S.， amp; Kinicki， A. J. （2010）. Consequences of differentiated leadership in groups. Academy of Management Journal， 53（1）， 90−106.

Wu， Y.， amp; Wen， Z. L. （2011）. Item parceling strategies in structural equation modeling. Advances in Psychological Science， 19（12）， 1859−1867.

[吴艳， 温忠麟. （2011）. 结构方程建模中的题目打包策略. 心理科学进展， 19（12）， 1859−1867.]

Xia， F. B. （2020）. Analyzing third parties’ unethical reactions to organizational citizenship behavior of coworkers. Management Review， 32（1）， 187−196.

[夏福斌. （2020）. “行高人非”： 旁观者不道德侵害“好公民”的原因及其机制探析. 管理评论， 32（1）， 187−196.]

Zhang， X.， Lin， Y.， amp; Zhu， D. （2018）. The mechanism of ingratiation to colleagues on workplace ostracism： A study based on similarity attraction theory. Chinese Journal of Management， 15（9）， 1319−1326.

[张骁， 林颖， 朱頔. （2018）. 基于相似吸引理论的逢迎同事策略对职场排斥的作用机制研究. 管理学报， 15（9）， 1319−1326.]

Zhang， Z. T.， Zhao， L. J.， amp; Ding， M. Z. （2020）. Influence mechanism of empowering leadership on employees' taking charge behavior. Science Research Management， 41（10）， 218−226.

[张正堂， 赵李晶， 丁明智. （2020）. 授权型领导对员工主动变革行为的影响机制. 科研管理， 41（10）， 218−226.]

Zhong， S. Q. （2016）. Reviews of the study of empowering leadership. Talent Resources Development， （22）， 61−62.

[钟授全. （2016）. 授权型领导研究综述. 人才资源开发， （22）， 61−62.]

Zhu， Y.， Xie， J. P.， Jin， Y. H.， amp; Shi， J. Q. （2019）. Power disparity and team conflict： The roles of procedural Justice and legitimacy. Acta Psychologica Sinica， 51（7）， 829−840.

[朱玥， 谢江佩， 金杨华， 施俊琦. （2019）. 团队权力分布差异对团队冲突的影响： 程序公平和合法性的作用. 心理学报， 51（7）， 829−840.]

Envy or admiration： Employees’ psychological and behavioral reactions

to colleagues being empowered

JIA Jianfeng1，2，3， LIU Weipeng1， DUAN Jinyun4， ZHAO Yang1

（1 School of Business Administration， Northeastern University， Shenyang 110169， China）

（2 National Frontiers Science Center for Industrial Intelligence and Systems Optimization， Shenyang 110819， China）

（3 Key Laboratory of Data Analytics and Optimization for Smart Industry， Shenyang 110819， China）

（4 School of Psychology and Cognitive Science， East China Normal University， Shanghai 200062， China）

Abstract

The role and significance of empowerment are increasingly highlighted in the activation of employees and their autonomy. As a differentiated leadership behavior， empowerment by leaders brings unique resources and asymmetric preferential treatment to employees， which can be perceived by colleagues as observers and directly affects their work performance. However， current studies have mainly focused on the employees who are empowered， and few have focused on the colleagues as observers. It is important to recognize and discuss the emotional changes and subsequent behavioral reactions caused by colleagues being empowered from the perspective of observers.

Based on social comparison theory， this research discusses the effect of the interaction between colleagues being empowered and procedural justice on envy and admiration of colleagues. The mediating effect of envy and admiration on the above interaction items and workplace ostracism and observational learning is explored， and a mediated moderation model is constructed. The hypotheses are tested in an experimental study （N = 238）， a field sample （N = 306） and an experience sampling method （N = 1258）. In Study 1， a between-participant scenario experimental design was used to manipulate procedural justice and colleagues being empowered， 238 participants from China who passed the attention test were retained. Participants were randomly assigned to a scenario to eliminate the effect of their own differences on the experimental results. In Study 2， empirical data from 306 employees in China were collected using a three-wave questionnaire survey. At Time 1， employees reported procedural justice and colleagues being empowered and provided their own demographic information. At Time 2， employees reported envy and admiration towards their colleagues. At Time 3， employees reported workplace ostracism and observational learning. In Study 3， we conducted a field study using an experience sampling method to collect data from employees in northeastern China. The survey process included an initial one-time entry survey and daily surveys administered over two weeks. One week before the start of the daily surveys， employees reported their leader−member exchange social comparison， colleagues’ guanxi and their own demographic information. During the two-week daily surveys， employees reported procedural justice， colleagues being empowered， envy and admiration at 11 am， and reported workplace ostracism and observational learning at 5 pm. The final sample included 1258 usable observations from 137 employees.

We applied analysis of variance， confirmatory factor analysis， path analysis， bootstrap method and Monte Carlo simulation to analyze the data. There are three findings. First， when procedural justice is low， colleagues being empowered and procedural justice interaction have a positive impact on envy; when procedural justice is high， colleagues being empowered and procedural justice interaction have a positive impact on admiration. Second， envy has a positive impact on workplace ostracism， and admiration has a positive impact on observational learning. Third， envy and admiration play a mediating role in the interaction terms of colleagues being empowered and procedural justice on workplace ostracism and observational learning， thus showing a mediated moderation model.

This research has the following four implications. First， the research enriched the research perspective of empowerment from the perspective of the observer party. Second， the research integrated the contrast effect and assimilation effect caused by colleagues being empowered， which enriched the research framework of social comparison theory. Third， the boundary conditions of the two social comparison effects caused by colleagues being empowered were expanded. Final， the mediating mechanism of the effect of colleagues being empowered was revealed.

Keywords" colleagues being empowered， procedural justice， workplace ostracism， observational learning， social comparison