資質(zhì)過(guò)剩感能激發(fā)員工的建設(shè)性越軌行為嗎？

【摘" 要】論文借助主動(dòng)動(dòng)機(jī)理論，構(gòu)建了資質(zhì)過(guò)剩感、變革型領(lǐng)導(dǎo)與建設(shè)性越軌行為關(guān)系的理論模型，重點(diǎn)揭示資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為的影響，以及變革型領(lǐng)導(dǎo)在其中的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①資質(zhì)過(guò)剩感正向促進(jìn)建設(shè)性越軌行為，且影響作用存在代際差異；②變革型領(lǐng)導(dǎo)在資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為的正向關(guān)系中產(chǎn)生了有效的調(diào)節(jié)作用，且也存在代際差異。

【關(guān)鍵詞】資質(zhì)過(guò)剩感；變革型領(lǐng)導(dǎo)；建設(shè)性越軌行為；代際差異

【中圖分類(lèi)號(hào)】F272 【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A 【文章編號(hào)】1673-1069（2024）06-0051-03

1 引言

據(jù)Globe Press調(diào)查統(tǒng)計(jì)，中國(guó)大約有84%的員工表示被“大材小用”。從人力資源管理視角看，資質(zhì)過(guò)剩感如何影響人的行為存在一定的悖論。資質(zhì)過(guò)剩感既可以讓員工產(chǎn)生消極行為，如降低工作投入、提高離職傾向等[1]，相反也可能誘發(fā)員工積極工作行為，如提高創(chuàng)新行為、誘發(fā)越軌創(chuàng)新等[2]。因此，資質(zhì)過(guò)剩感是多多益善還是過(guò)猶不及，對(duì)理論研究和實(shí)踐應(yīng)用都是一個(gè)比較值得深入剖析的問(wèn)題。

目前對(duì)資質(zhì)過(guò)剩感研究的理論基礎(chǔ)主要有三大理論，其中人—崗匹配理論、相對(duì)剝奪理論側(cè)重資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)員工行為的消極影響研究，公平理論則更多地關(guān)注到資質(zhì)過(guò)剩感的積極影響。本文關(guān)注到經(jīng)典員工行為模型——Parker的主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型對(duì)解釋員工行為具有較好的應(yīng)用，因此，本文借助主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型，從能力動(dòng)機(jī)、原因動(dòng)機(jī)和能量動(dòng)機(jī)3個(gè)方面探索資質(zhì)過(guò)剩感悖論，同時(shí)期望回答資質(zhì)過(guò)剩感下，員工是否會(huì)選擇建設(shè)性越軌行為，是否會(huì)受到領(lǐng)導(dǎo)方式的影響。基于此，本文初步構(gòu)建了資質(zhì)過(guò)剩感和建設(shè)性越軌行為理論模型，并引入變革型領(lǐng)導(dǎo)為調(diào)節(jié)因素，以期找到三者的作用機(jī)制。

2 研究假設(shè)

2.1 資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為

基于能力動(dòng)機(jī)視角分析：資質(zhì)過(guò)剩感是員工對(duì)自己所具備的資質(zhì)、教育水平、工作經(jīng)驗(yàn)、技能等條件超越了現(xiàn)有工作所需的一種主觀判斷，屬于個(gè)人能力判斷范疇。主觀認(rèn)為自己的工作能力超水平勝任現(xiàn)有工作，具備提出新想法、挑戰(zhàn)規(guī)程的能力，在自己能力范圍之內(nèi)更愿意做出主動(dòng)性行為。另外，資質(zhì)過(guò)剩感高的員工，自我定位高，認(rèn)為自己擁有更高的能力和價(jià)值，表現(xiàn)出更高的主動(dòng)性[3]。

基于能量動(dòng)機(jī)視角分析：當(dāng)出現(xiàn)個(gè)人和環(huán)境不匹配時(shí)，個(gè)體往往會(huì)將自己的付出和所得，以及自己當(dāng)前的狀態(tài)與潛在應(yīng)得的狀態(tài)進(jìn)行對(duì)比，當(dāng)個(gè)體所得的結(jié)果與期望的結(jié)果存在較大差異時(shí)，會(huì)產(chǎn)生被剝奪感，進(jìn)而產(chǎn)生不滿(mǎn)意、沮喪甚至憤怒的情緒[4]。基于以上分析，提出假設(shè)：

H1：資質(zhì)過(guò)剩感正向促進(jìn)建設(shè)性越軌行為。

2.2 變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用

建設(shè)性越軌行為兼具動(dòng)機(jī)合法而途徑違規(guī)的雙重性質(zhì)[5]。作為一個(gè)基本理性的員工，會(huì)衡量建設(shè)性越軌行為存在的潛在風(fēng)險(xiǎn)和收益，只有當(dāng)收益大于潛在損失時(shí)，員工才更愿意表現(xiàn)出建設(shè)性越軌行為。因此，員工實(shí)施建設(shè)性越軌行為需要領(lǐng)導(dǎo)的支持和幫助，降低潛在的風(fēng)險(xiǎn)。變革型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)變革局面有準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)，善于愿景鼓舞和智力激發(fā)，經(jīng)常鼓勵(lì)下屬創(chuàng)新，挑戰(zhàn)自我，向下屬灌輸新觀念。變革型領(lǐng)導(dǎo)關(guān)心每一個(gè)下屬，重視個(gè)人需要、能力和愿望，耐心細(xì)致地傾聽(tīng)下屬需要。該種領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格給予了員工堅(jiān)定的情感支持，放大了資質(zhì)過(guò)剩感員工的能力動(dòng)機(jī)和能量動(dòng)機(jī)。基于以上分析，提出假設(shè)：

H2：變革型領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)化了資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為之間的正向關(guān)系。

2.3 資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為的代際差異

受到各種因素的影響，面對(duì)相同的組織環(huán)境，有的員工選擇冒險(xiǎn)實(shí)施具有一定風(fēng)險(xiǎn)的建設(shè)性越軌行為，而有的員工則墨守成規(guī)[6]。正如前文所述，建設(shè)性越軌行為本身就是一個(gè)綜合的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估過(guò)程[7]。由于員工的代際差異，對(duì)于建設(shè)性越軌行為潛在的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估不同。同時(shí)，主動(dòng)動(dòng)機(jī)模型指出個(gè)人價(jià)值觀是影響員工實(shí)施主動(dòng)行為的重要因素。

另外，資質(zhì)過(guò)剩感是一個(gè)主觀的判斷，不同代際的員工對(duì)于自我認(rèn)知也存在一定的差異。“90后”員工初入職場(chǎng)，對(duì)職場(chǎng)抱有一定的憧憬，具有一定的沖勁，且由于教育環(huán)境的優(yōu)越，自身的教育、技能相對(duì)機(jī)會(huì)更多，資質(zhì)過(guò)剩感產(chǎn)生的概率或更大。基于以上分析，提出假設(shè)：

H3：資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為的促進(jìn)作用存在代際差異。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本收集

本文將代際邊界分為出生于1990-2000年的“90后”員工、出生于1980-1990年的“80后”員工和出生于1970-1980年的“70后”員工。選取浙江和河南兩個(gè)省份的10家企業(yè)作為本研究主要數(shù)據(jù)來(lái)源。通過(guò)隨機(jī)抽樣的方法獲取數(shù)據(jù)。調(diào)研分2023年7月份和9月份兩次進(jìn)行，共發(fā)放調(diào)研問(wèn)卷700份，將填寫(xiě)不完整的問(wèn)卷、非研究對(duì)象問(wèn)卷剔除后，有效問(wèn)卷525份，問(wèn)卷有效率為75%。其中“70后”員工152人，占28.95%；“80后”員工198人，占37.71%；“90后”員工175人，占33.33%。性別上，男性員工238人，占45.33%；女性員工287人，占54.67%。年齡上，25歲以下68人，占12.95%；25～30歲的107人，占20.38%；31～35歲的115人，占21.90%；36～40歲的83人，占15.81%；41歲及以上的152人，占28.95%。受教育程度上，專(zhuān)科及以下學(xué)歷135人，占25.71%；本科學(xué)歷325人，占61.90%；碩士及以上學(xué)歷65人，占12.38%。職位上，基層職工445人，占84.76%；中層及以上管理者80人，占15.24%。

3.2 變量測(cè)量

本文研究變量均借鑒國(guó)內(nèi)外成熟、權(quán)威量表。測(cè)量的問(wèn)題均采用李克特5級(jí)量表法，從1（極不符合）到5（非常符合）進(jìn)行測(cè)量。

資質(zhì)過(guò)剩感（POQ）：借鑒Maynard et al.開(kāi)發(fā)的資質(zhì)過(guò)剩感量表，該量表將資質(zhì)過(guò)剩感作為整體進(jìn)行測(cè)量，屬于單維度量表。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.905，KMO為0.935。

建設(shè)性越軌行為（CDB）：沿用Galperin編制的16題項(xiàng)量表，包含創(chuàng)新性、挑戰(zhàn)性和人際性3個(gè)維度。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.890，KMO為0.905。

變革型領(lǐng)導(dǎo)（TL）：主要借鑒李超平專(zhuān)家設(shè)計(jì)的問(wèn)卷，包含魅力領(lǐng)導(dǎo)、道德典范、個(gè)性關(guān)懷、愿景激勵(lì)4個(gè)方面，每個(gè)方面用4個(gè)問(wèn)題測(cè)量。該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.815，KMO為0.876。

控制變量：為準(zhǔn)確地判斷變量間影響關(guān)系，將性別、學(xué)歷、工作經(jīng)驗(yàn)、本公司工作年限等作為控制變量引入回歸分析，使結(jié)果更具科學(xué)性。

4 研究結(jié)果分析

4.1 信效度分析與驗(yàn)證性因子分析

如前文變量測(cè)量所述，資質(zhì)過(guò)剩感、變革型領(lǐng)導(dǎo)和建設(shè)性越軌行為的Cronbach's α分別為0.905、0.815、0.890，均大于0.8，說(shuō)明問(wèn)卷具有良好的信度。本文采用AMOS23.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)量表效度，各變量的AVE值均大于0.5，且各標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均在0.621～0.896，說(shuō)明變量間的區(qū)分效度良好，可進(jìn)一步進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，具體分析結(jié)果如表1所示。

4.2 相關(guān)性分析

變量相關(guān)分析根據(jù)研究的代際視角，在“總樣本”分析基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步分成“70后”“80后”和“90后”3組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。這樣分析更加能從描述性分析下辨析不同代際對(duì)研究變量的認(rèn)知差別。具體的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)如表2所示。從表中數(shù)據(jù)可以明顯看出，資質(zhì)過(guò)剩感在“70后”群體中的數(shù)值是最大的，在“80后”中最小，“90后”的資質(zhì)過(guò)剩感均值為3.423，僅次于“70后”。該數(shù)據(jù)比較符合現(xiàn)實(shí)對(duì)代際員工的判斷，在優(yōu)越的生活環(huán)境下，“90后”的個(gè)性更加突出，更追求公平公正，對(duì)組織規(guī)程更易產(chǎn)生不滿(mǎn)和意見(jiàn)，進(jìn)而表現(xiàn)出越軌行為。此外，從3組的相關(guān)系數(shù)分析，3組中資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為，變革型領(lǐng)導(dǎo)與建設(shè)性越軌行為之間均呈現(xiàn)不同系數(shù)的顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)均小于各自的信度值。因此，可初步判斷研究變量可以進(jìn)行進(jìn)一步的探索分析，解析變量間的因果關(guān)系。

4.3 主效應(yīng)分析

第一，總樣本分析。利用總樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行主效應(yīng)分析，如表3所示。模型1將控制變量性別、學(xué)歷、工作經(jīng)驗(yàn)（以年限表示）、本公司工作年限、職位、跳槽次數(shù)作為控制變量進(jìn)行回歸分析。發(fā)現(xiàn)性別與建設(shè)性越軌行為顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.160，p＜0.05），說(shuō)明男性比女性更易進(jìn)行建設(shè)性越軌行為。學(xué)歷與建設(shè)性越軌行為顯著正相關(guān)（r=0.271，p＜0.01），說(shuō)明學(xué)歷越高的員工越易進(jìn)行建設(shè)性越軌行為。模型2在模型1基礎(chǔ)上加入資質(zhì)過(guò)剩感進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為顯著正向關(guān)（r=0.314，p＜0.01）。在其他控制變量的回歸結(jié)果基本不變的情況下，R2明顯增大，說(shuō)明資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為有著比較重要的影響作用，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

第二，分組回歸。為驗(yàn)證假設(shè)H3，本文將調(diào)研樣本按照出生年份分成了3組數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，如表3模型5、模型8和模型11所示，資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越過(guò)行為分別呈現(xiàn)0.249、0.374、0.304的正相關(guān)關(guān)系，且均通過(guò)1%的顯著性檢測(cè)。從數(shù)值判斷，資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為的促進(jìn)作用在“80后”群體中最強(qiáng)，在“70后”群體中最弱，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表3模型3中，資質(zhì)過(guò)剩感和變革型領(lǐng)導(dǎo)的交互項(xiàng)對(duì)建設(shè)性越軌行為的回歸系數(shù)為0.079，且通過(guò)了5%的顯著性檢測(cè)，說(shuō)明變革型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為的正向作用。從分組回歸的模型6、模型9和模型12也可以發(fā)現(xiàn)，變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用也存在比較明顯的代際差異，具體表現(xiàn)為變革型領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)化了“70后”和“80后”員工的資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為的促進(jìn)作用，交互項(xiàng)回歸系數(shù)分別是0.103和0.106，且均通過(guò)5%的檢測(cè)。但是，變革型領(lǐng)導(dǎo)在“90后”群體中卻并未表現(xiàn)出顯著的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)以上分析可以判斷假設(shè)H2成立，且變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用也存在代際差異。

5 研究結(jié)論

資質(zhì)過(guò)剩感已成為一種普遍現(xiàn)象，同時(shí)資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)于員工行為的影響已成為學(xué)術(shù)熱點(diǎn)。本文借助課題機(jī)會(huì)研究了資質(zhì)過(guò)剩感與建設(shè)性越軌行為的關(guān)系，并探討了變革型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用。得出以下研究結(jié)論：

第一，資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為具有積極的促進(jìn)作用。越軌行為具有多面性，而建設(shè)性越軌行為更多的出發(fā)點(diǎn)有利于企業(yè)的發(fā)展進(jìn)步，特別是如今多變的時(shí)代。創(chuàng)新就是打破常規(guī)、尋求革新，這正是建設(shè)性越軌行為的動(dòng)力機(jī)制。本文研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)要積極利用資質(zhì)過(guò)剩感員工，從環(huán)境機(jī)制、制度機(jī)制和行為機(jī)制上鼓勵(lì)其進(jìn)行建設(shè)性越軌行為，促進(jìn)發(fā)展。第二，資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)于建設(shè)性越軌行為的促進(jìn)作用存在代際差異。基于代際環(huán)境、價(jià)值觀的差異，不同年代員工的資質(zhì)過(guò)剩感水平存在差異，甚至相同水平的資質(zhì)過(guò)剩感也會(huì)外化為不同程度的建設(shè)性越軌行為。企業(yè)要重視代際員工的差異，進(jìn)行結(jié)構(gòu)化人力資源管理。第三，變革型領(lǐng)導(dǎo)正向調(diào)節(jié)資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為的作用。數(shù)據(jù)分析顯示，擁有較高變革型領(lǐng)導(dǎo)環(huán)境感知的員工，資質(zhì)過(guò)剩感對(duì)建設(shè)性越軌行為的正向作用更強(qiáng)。同時(shí)發(fā)現(xiàn)變革型領(lǐng)導(dǎo)的強(qiáng)化作用也存在一定的代際差異。

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