随着国内外教育事业的迅猛发展,高学历人才比例逐年上升,超过了社会的接收能力,他们不得不从事能力要求比自身能力低的工作,“大材小用”已成为世界各国组织中普遍存在的现象。有关数据显示,全球有47%的个体认为自己处于“过度胜任”的状态,而在中国香港地区和中国大陆地区,分别有71%和65%的员工报告说其才智高于同事(Lin等,2017)。在管理学领域,此类“大材小用”或者“过度胜任”又称为“资质过剩”(overqualification),指个体认为自身拥有超过岗位要求的教育程度、知识水平、工作经验和技能的一种心理状态(Johnson和Johnson,1996),强调个体对自己拥有过高资质的主观感受。近些年来,学者们对这种“大材小用”现象给予了广泛关注,发现此类员工身心更加容易疲劳(Johnson和Johnson,1997),工作满意度更低(Verhaest和Verhofstadt,2016),常常表现出迟到、旷工等明显的退缩行为,进而影响了组织的绩效(Lobene和Meade,2010;Hu等,2015;Wassermann和Hoppe,2019)。
工作脱离行为(work disengagement behavior)主要指个体主动减少对工作的投入,进而产生的一种消极敷衍的工作态度和行为。一般而言,工作脱离作为工作投入(work engagement)的反面,会导致员工仅以最低或平均标准来完成工作,不主动创新,常常避免与同事和客户有过多的接触(Rastogi等,2017),因而不利于员工绩效的提高(Long,2013)。相对于组织中的其他负面行为,这种工作中的不作为风险小、成本低、满足感大。一些研究表明,员工资质过剩水平越高,其工作投入程度越低,工作脱离行为也越多(Maynard和Parfyonova,2013;杨纯,2014;李锡元等,2018)。不过,相关文献在探讨两者之间的关系时,往往直接以相对剥夺理论、公平理论等进行解释,更多地强调与他人的对比(李锡元等,2018),忽视了个体的内在工作动机需求。根据自我决定理论,个体具有与生俱来的心理成长和自我实现潜能,它会促使个体从事自己感兴趣的、有利于提高个人能力的活动。如果不能满足这些愿望,个体就会有减少此类活动的趋势(Deci和Ryan,1985)。对于资质过剩的员工而言,工作难以满足其心理成长和自我实现需求,导致工作意义的降低,进而致使个体产生消极的工作态度和行为;此外,自我决定中的自主定向作为个体内外动机取向的区分因素,表明员工对自身行为的调节存在个体水平的差异(Deci和Ryan,1985),可能会影响到资质过剩与工作脱离行为之间的关系。然而,相关研究在探讨二者之间的关系时,并没有考虑到这些内容,也就是说,既有文献并没有完全揭开资质过剩影响工作脱离行为的内部“黑箱”。
基于上述分析,本文首次以自我决定理论为视角,探讨了员工的工作意义在资质过剩影响工作脱离行为中的中介作用,以及个体动机取向的权变作用。具体而言,本研究以员工的资质过剩为出发点,试图明确工作意义是否能够解释资质过剩与工作脱离行为之间的关系?自主定向是否在干预资质过剩与工作意义之间关系的同时,也影响着工作意义与工作脱离行为之间的关系?资质过剩通过工作意义对工作脱离的正向间接效应,是否受到自主定向对资质过剩与工作意义之间调节关系的影响,以及是否受到自主定向对工作意义与工作脱离行为之间调节关系的影响?因此,本文通过所构建的两阶段调节—中介作用模型,诠释了资质过剩员工在工作实践中出现“不作为”的内在机理,在理论上既丰富了资质过剩与工作意义等概念的相关研究,又拓展了自我决定理论的研究领域,在实践中则有利于组织加强对“大材小用”员工的有效激励与管理,杜绝和减少个体的消极行为,进而提高组织绩效。
(一)员工资质过剩对其工作脱离行为的影响
资质过剩的员工在很大程度上更有可能表现出工作脱离行为。已有研究以相对剥夺理论、公平理论和投入—产出平衡理论为主要基础,解释了为何员工资质过剩程度越高,工作投入就越低,工作脱离行为也越多(Maynard和Parfyonova,2013;杨纯,2014;李锡元等,2018)。如根据相对剥夺理论,具有过高资质的个体认为自己应该从事与其自身才智相符的工作,资质过剩感知会使其产生被剥夺感,以致出现消极行为。从公平理论来讲,资质过剩的个体认为自身投入与回报的比值远低于周围同事,由此产生的不公平感会减少其工作动力。而从投入—产出平衡理论而言,资质过剩的员工常常会意识到自己在工作中的高质量投入并未带来同等质量的回报和产出,因此很可能主动降低工作投入,直至投入和产出平衡。此外,也有学者基于上述理论研究发现,员工资质过剩对工作脱离的正向预测作用,是通过低情感承诺或者低工作满意度实现的(Erdogan和Bauer,2009;Simpson,2009)。
显然,这些研究忽视了个体所具有的“天然的”基本自我实现需求。根据自我决定理论,个体与生俱来的心理成长和自我实现潜能,常常会促使其更倾向于选择能满足自己兴趣的、有利于发展能力的活动。而当无法满足此类需求时,个体会主动减少相关活动(Deci和Ryan,1985)。对于资质过剩的员工来说,他们很少有机会充分利用有价值的知识和技术等资源,在工作中难以实现心理成长和自我实现需求(Luksyte等,2011)。这种情况会导致他们仅仅为了满足外部要求或为获得附带报酬而工作,而不是出于对工作本身的热爱(Wassermann和Hoppe,2019)。因此,员工在遇到“大材小用”的困境时,很可能将自己与工作角色进行隔离,进而有所保留地投入工作。据此,本文提出如下假设:
H1:员工的资质过剩正向影响工作脱离行为。
(二)工作意义的中介作用
工作意义指个体根据自己的目标或标准,来确定其所从事工作是否存在价值和意义的一种判断(May等,2004)。相关理论研究指出,工作意义是个体形成内在动机的重要内容,可以从动机视角来解释它的成因和作用效果(Hackman和Oldham,1976;Yeoman,2014)。
根据自我决定理论,个体激励存在不同的来源,许多员工不仅受到金钱等物质方面的激励,还关心他们是否在从事有意义的工作(Deci和Ryan,1985)。从这个角度而言,员工的资质过剩会降低其对工作重要性和价值的认知。这是因为,首先,已有研究表明,工作自主性是工作意义产生的一个重要源泉(Hackman和Oldham,1976;Ilies等,2007),而资质过剩会让个体产生极大的被限制感、无所适从感,其工作自主性便会下降,进而阻断了个体形成工作意义感知的内在动机。其次,“大材小用”的员工工作技能的使用相对单一,工作相对无聊,难以体验到挑战感及成就感,无法将自己的工作能力完整表现出来,这会在很大程度上降低其对工作意义的感知(May等,2004)。最后,个体经常会通过比较分类来寻求归属感。当资质过剩的员工意识到自己与周围人在工作能力和水平方面有差异时,这种对自己“人—组织”不匹配的感受,会负向影响工作意义(闫培林,2016)。因此,如果员工知觉自己在从事一项缺乏挑战性、创造性和自主性的工作,其工作意义感就会降低。
另外,从影响机制来看,工作意义作为一种内在动机,显然会影响员工的工作行为表现。具体而言,工作意义会负向影响员工的工作脱离水平。Kahn很早就提出个体对工作意义、工作安全及工作资源的感知,会成为他们调整工作投入或脱离程度的依据(Kahn,1990)。Morris等的研究也表明,不确信自己工作是否有价值的人难以尽最大的努力完成工作,而相信自己工作有价值的人能产生更多的内在激励(Lips-Wiersma和Morris,2009)。因此,当工作意义较高时,工作在个体生活中占据重要地位,个体会对工作产生足够的兴趣和激情,从而更积极地投入到工作当中(Lips-Wiersma和Wright,2012;Ghadi等,2013);相反,当工作意义较低时,个体更可能采取冷漠、敷衍的态度对待工作。此外,从自我决定理论来看,当某个行为是“为了自己”或是由对活动本身的兴趣激发时,个体在面对困难时更容易坚持,在工作中也会有更突出的表现(Deci和Ryan,1985)。所以,工作意义感知高的员工更可能在工作中表现出热情和积极投入,而当员工认为自己的工作缺乏意义时,因没有足够的内在动机,他们会产生非自我决定行为,难以竭尽全力地完成工作。因此,工作意义负向预测工作脱离行为。据此,本文提出如下假设:
H2:员工的工作意义在资质过剩影响工作脱离行为的过程中起中介作用。
(三)自主定向的调节作用
自主定向表示个体对行为的自我决定程度或允许环境调节其行为的程度。具体来说,自主定向水平高的个体更偏好能够激发其内在动机的情境,也更会主动寻求机会进行自我决定和依据个人目标和兴趣(而不是外在限制)进行选择(段锦云和黄彩云,2014)。
一般而言,自主定向高的个体喜欢富有主动性的工作,更为关注个人能力的发展,更多受内在动机驱使,希望从事的活动能满足自己的兴趣并实现自我认可的价值(Deci和Ryan,1985;Kernis,2010)。这说明同样的工作情境对不同自主定向水平的个体来说,其意义感知是不同的。具体而言,自主定向高的员工更容易被工作本身所激励,包括工作是否能让他们获得成就感、能否满足其兴趣和能力成长要求等,这就会增加其工作意义敏感性,员工的“大材小用”对工作意义的负向影响进而也会变强;相反,对于自主定向水平低的个体来说,他们可能会被其他外在因素所激励,包括外部奖惩和监督等,这就会降低其工作意义敏感性,因而资质过剩对工作意义的负向影响作用也会变弱(Joo等,2010)。
此外,高度自主定向的个体允许环境调节其行为的程度低,更会以自己的兴趣和目标为方向来决定自己的行为,因而常常会抓住机会主动影响自己的工作(Van Ruysseveldt和Van Dijke,2011)。所以,根据自我决定理论,当工作的无意义导致个体缺乏内在动机,无法对工作充满兴趣时,自主定向高的个体更会依据自己的内心做自己想做的事情,其行为不太可能被外界影响。他们会减少对这种无意义工作的投入,而更多地表现出脱离行为。相反,自主定向低的个体其行为更多依赖于外界的控制和影响,完全听从自己内心采取行动的可能性较小(段锦云和黄彩云,2014)。当他们感知工作意义较低时,他们也可能被绩效考核压力、任务的最后期限等外在条件所限制,认为自己“应该”积极投入到工作当中,从而更少表现出工作脱离行为。据此,本文提出如下假设:
H3a:员工的自主定向调节资质过剩与工作意义之间的负向关系,即自主定向越高,资质过剩和工作意义的负向关系就越强;反之,两者关系就越弱。
H3b:员工的自主定向调节工作意义与工作脱离行为之间的负向关系,即自主定向越高,工作意义和工作脱离行为的负向关系就越强;反之,两者关系就越弱。
(四)两阶段有调节的中介作用
在假设H3a和H3b的基础上,本研究可以进一步表现为一个两阶段有调节的中介作用模型。具体而言,在“资质过剩→工作意义→工作脱离行为”的影响过程中,高自主定向的个体更加注重内在工作动机的激励,也更倾向于由自己来决定自己的行为,“大材小用”所带来的工作无意义感会更强,表现出的工作脱离行为也会更多;反之亦然。据此,本文提出如下假设:
H4a:员工的资质过剩通过工作意义对工作脱离行为的正向间接效应,受到自主定向对资质过剩与工作意义之间调节关系的影响,自主定向越高,这种正向的间接影响越强。
H4b:员工的资质过剩通过工作意义对工作脱离行为的正向间接效应,受到自主定向对工作意义与工作脱离行为之间调节关系的影响,自主定向越高,这种正向的间接影响越强。
综上所述,本文的研究模型如图1所示:
二、研究设计(一)变量测量
本文采用问卷调查法收集相关数据,所采用的均为国内外成熟量表,信度较高。问卷量表中需要测量的变量包括资质过剩、工作意义、工作脱离行为和自主定向,一共包含39个题项。各个量表均采用李克特5点评分法进行计分。
(1)资质过剩。本文采用Maynard等(2006)编制的量表来测量资质过剩,该量表一共包含9个题项,具体题项包括“岗位所要求的教育程度低于我自身的教育程度”“现在承担的这份工作和我之前的工作经验没有什么联系”等(Maynard等,2006)。资质过剩的Cronbach’s a 系数为0.83。
(2)工作意义。本文选取Steger等(2012)编制的工作意义问卷来测量该变量,该问卷由10个题项组成,共包含三个维度:工作积极意义(4个题项)、工作创造意义(3个题项)以及更良好的动机(3个题项)(Steger等,2012)。工作意义的Cronbach’s a 系数为0.91。
(3)工作脱离行为。本文选取Demerouti等(2001)开发的OLBI量表中的工作脱离题项来测量工作脱离行为,共8个题项,具体题项包括“最近,我经常用消极的语气谈论工作”“我很少主动对工作进行思考,只是为了完成任务”等(Demerouti等,2001)。工作脱离行为的Cronbach’s a 系数为0.78。
(4)自主定向。本文采用Deci和Ryan(1985)编制的因果定向量表来测量自主定向,共12个题项,每个题项有3个选项,分别对应测量个体的自主定向、控制定向和非个人定向(Deci和Ryan,1985)。要求被试对每个选项进行回答,其中关于自主定向的选项计分为该变量的最终得分。自主定向的Cronbach’s a 系数为0.87。
本文同时对可能影响数据结果的变量加以控制,具体包括性别、年龄、学历、企业类型、工作年限、职位级别等,以提高研究结论的可信度。
(二)数据收集
本研究通过网上发放问卷完成数据收集,调查对象主要是组织中的资质过剩员工。这些对象主要来源于武汉、长沙、深圳等地区的企业,涉及的行业包括建筑、设计、医药等。一共回收了505份问卷,其中有效问卷443份,有效率达到87.7%。
本文选取了性别、年龄、学历、企业类型、职位级别和工作年限作为调查对象的个人基本资料。通过数据汇总发现,调查对象中男性比例低于女性(男性占比40.2%,女性占比59.8%);从年龄分布看,处于18—30岁的个体占总体样本的绝大多数(占比71.1%),31—40岁占23.3%,41—50岁占4.1%,51岁及以上占1.6%;调查对象的教育背景较高,本科学历的样本占比为58.2%,硕士及以上学历占比24.2%,大专学历占比15.3%,高中及以下学历占比2.3%;从企业类型看,各类企业所占比重差距不大,其中占比居前的为国有企业(38.8%)和民营企业(32.1%),事业单位占比11.1%,外资及合资企业占比8.8%,其他类型的企业占比9.3%;此外,职位级别和工作年限的数据分布表现出相似性,即基层员工(62.5%)和工作年限为3年以内的员工(56.2%)占比最大,基层管理人员、中层管理人员、高层管理人员分别占比24.2%、11.1%、2.3%,工作年限为4—10年、11—20年、21年及以上的分别占比29.3%、10.8%、3.6%。
三、数据分析(一)效度分析
为检验变量之间的区分效度,本文采用Mplus 7.4对相关变量进行验证性因子分析。由于研究样本量并不大(N=443),本文按照Marsh和Hau(1999)的建议,对单维度测量题项数超过5个的构念(资质过剩、工作脱离行为、自主定向)分别进行打包处理(item parcels),统一缩减为3个题项。打包不仅能显著减少问卷测量题项的某些方法类误差(比如题目中的某些措辞可能导致该题项得分比较特殊),同时能使数据更符合验证性因子分析中最大似然估计方法所要求的正态分布性。
表1是量表的整体区分效度。将四因子模型分别与三因子模型、二因子模型和单因子模型进行对比。结果显示,四因子模型拟合得最好[χ2(48)=2.56;p<0.001;RMSEA=0.08;SRMR=0.07;CFI=0.95;TLI=0.94]。并且,四因子模型的拟合程度要显著优于三因子模型、二因子模型和单因子模型,表明量表具有较好的区分效度。
模型 | 因素 | χ2 | df | χ2/df | RMSEA | SRMR | CFI | TLI |
1 | 四因子:M1;M2;M3;M4 | 122.91 | 48 | 2.56 | 0.08 | 0.07 | 0.95 | 0.94 |
2 | 三因子:M1;M2+M3;M4 | 166.97 | 51 | 3.27 | 0.09 | 0.07 | 0.93 | 0.91 |
3 | 三因子:M1+M2;M3;M4 | 426.19 | 51 | 8.36 | 0.12 | 0.11 | 0.77 | 0.70 |
4 | 三因子:M1;M2;M3+M4 | 318.92 | 51 | 6.25 | 0.14 | 0.10 | 0.83 | 0.78 |
5 | 二因子:M1+M2+M3;M4 | 466.08 | 53 | 8.79 | 0.17 | 0.12 | 0.74 | 0.68 |
6 | 二因子:M1;M2+M3+M4 | 374.39 | 53 | 7.06 | 0.15 | 0.11 | 0.80 | 0.75 |
7 | 二因子:M1+M2;M3+M4 | 618.93 | 53 | 11.68 | 0.20 | 0.14 | 0.65 | 0.56 |
8 | 单因子:M1+M2+M3+M4 | 671.82 | 54 | 12.44 | 0.21 | 0.14 | 0.61 | 0.53 |
注:M1代表资质过剩;M2代表工作意义;M3代表工作脱离行为;M4代表自主定向;+代表把多个因子合为一个因子。 |
(二)共同方法偏差分析
在进行相关分析之前,本文通过Harman单因素分析法检验样本数据的共同方法偏差问题,把全部题项(资质过剩9个题项,工作意义10个题项,工作脱离行为8个题项,自主定向12个题项)在SPSS 22.0中作为一个因子进行处理,输出的结果显示KMO值为0.881,已经达到了做因子分析的标准。并且,在进行因子分析后,一共提取出8个初始特征值大于1的因子。首个因子的特征值为9.65,该因子未旋转前的方差解释率为24.74%,未超过40%,不存在解释力特别大的因子。所以,本研究的数据不存在严重的共同方法偏差问题。
(三)相关分析
本文通过SPSS 22.0统计软件对变量进行均值、标准差和相关系数的描述性分析(量表的反向计分题项已进行转换处理)。表2中的结果显示,资质过剩与工作脱离行为显著正相关(r=0.24,p<0.01),与工作意义显著负相关(r=−0.28,p<0.01),工作意义与工作脱离行为显著负相关(r=−0.30,p<0.01)。这些结果为检验主效应(假设H1)和中介效应(假设H2)提供了初步依据。
变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
1.性别 | 1.60 | 0.49 | 1 | |||||||||
2.年龄 | 1.36 | 0.64 | −0.01 | 1 | ||||||||
3.学历 | 3.04 | 0.70 | −0.14** | −0.16** | 1 | |||||||
4.企业类型 | 2.62 | 1.49 | 0.08 | −0.12* | −0.03 | 1 | ||||||
5.职位级别 | 1.53 | 0.78 | −0.05 | 0.37** | 0.21** | 0.15** | 1 | |||||
6.工作年限 | 1.62 | 0.82 | 0.01 | 0.78*** | −0.17** | −0.08 | 0.47*** | 1 | ||||
7.资质过剩 | 2.99 | 0.86 | −0.08 | −0.01 | 0.04 | −0.13** | −0.13** | −0.09 | 1 | |||
8.工作脱离行为 | 2.84 | 0.64 | 0.08 | 0.14** | −0.16** | −0.01 | −0.02 | 0.16** | 0.24** | 1 | ||
9.工作意义 | 3.39 | 0.80 | 0.01 | 0.07 | 0.07 | −0.02 | 0.08 | 0.08 | −0.28** | −0.30** | 1 | |
10.自主定向 | 3.42 | 0.62 | −0.02 | −0.07 | 0.19** | −0.08 | −0.05 | −0.08 | 0.12* | −0.14** | 0.32** | 1 |
注:*表示p<0.05,**表示p<0.01,***表示p<0.001。下同。 |
(四)假设检验
在相关分析的基础上,本研究检验了员工资质过剩影响工作脱离行为的主效应、工作意义的中介作用、自主定向的调节作用以及两阶段有调节的中介效应。同时,在进行依次回归时对数据的共线性问题也进行了检验,结果表明,所有数据的TOL均大于0.1、VIF均小于10,说明数据不存在严重的共线性问题。
1. 主效应检验
为了检验资质过剩和工作脱离行为之间的关系,本文首先在模型中引入性别、年龄、学历、企业类型和职位级别等控制变量(模型1),然后再将自变量放入模型中(模型2),依次回归的结果显示:相比于模型1,模型2中R2明显增加,资质过剩对工作脱离行为具有显著的正向影响作用(β=0.26,p<0.001),假设H1成立。具体数据如表3所示。
变量 | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | |||||
工作脱离行为 | 工作脱离行为 | 工作意义 | 工作脱离行为 | 工作脱离行为 | ||||||
β | t | β | t | β | t | β | t | β | t | |
性别 | 0.06 | 1.17 | 0.07 | 1.59 | −0.01 | −0.13 | 0.06 | 1.31 | 0.07 | 1.61 |
年龄 | 0.04 | 0.51 | 0.01 | 0.04 | 0.06 | 0.85 | 0.05 | 0.64 | 0.02 | 0.26 |
学历 | −0.10* | −1.94 | −0.11* | −2.26 | 0.09 | 1.77 | −0.08 | −1.58 | −0.09 | −1.87 |
企业类型 | 0.02 | 0.38 | 0.05 | 0.95 | −0.05 | −1.02 | 0.02 | 0.27 | 0.03 | 0.72 |
职位级别 | −0.08 | −1.37 | −0.05 | −0.92 | 0.01 | 0.07 | −0.07 | −1.25 | −0.05 | −0.93 |
工作年限 | 0.15 | 1.86 | 0.19* | 2.41 | 0.01 | 0.11 | 0.17* | 2.14 | 0.19* | 2.51 |
资质过剩 | 0.26*** | 5.62 | −0.28*** | −5.98 | 0.19** | 3.01 | ||||
工作意义 | −0.30*** | −6.64 | −0.25*** | −5.37 | ||||||
R2 | 0.05** | 0.12*** | 0.09*** | 0.14*** | 0.17*** | |||||
ΔR2 | 0.05 | 0.07 | 0.09 | 0.09 | 0.12 | |||||
F | 3.83** | 31.51*** | 6.04*** | 9.91*** | 11.07*** |
2. 中介效应检验
中介效应检验采取Baron和Kenny(1986)的方法,具体可分为四个步骤:首先,在模型2中,自变量资质过剩对结果变量工作脱离行为具有显著正向影响作用(β=0.26,p<0.001);其次,在模型3中,资质过剩负向影响中介变量工作意义(β=−0.28,p<0.001);再次,在模型4中,工作意义对工作脱离行为具有显著的负向影响作用(β=−0.30,p<0.001);最后,在模型5中,将自变量和中介变量同时放入回归方程后发现,工作意义负向影响工作脱离行为(β=−0.25,p<0.001),而资质过剩对工作脱离行为的回归系数由0.26(p<0.001)下降为0.19(p<0.01),仍然显著,表明工作意义在资质过剩影响工作脱离行为的过程中发挥部分中介作用,假设H2得到支持。具体数据如表3所示。
3. 调节效应检验
本研究在检验调节作用之前首先对主要变量(资质过剩、工作意义和自主定向)进行中心化处理,之后分别得到资质过剩与自主定向的交互项、工作意义与自主定向的交互项,然后通过依次回归对自主定向在前后路径中的调节作用进行检验,具体数据如表4所示。
变量 | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 | ||||||
工作意义 | 工作意义 | 工作意义 | 工作脱离行为 | 工作脱离行为 | 工作脱离行为 | |||||||
β | t | β | t | β | t | β | t | β | t | β | t | |
性别 | 0.01 | 0.27 | −0.02 | −0.33 | −0.01 | −0.12 | 0.06 | 1.17 | 0.06 | 1.31 | 0.06 | 1.34 |
年龄 | 0.03 | 0.33 | 0.08 | 1.07 | 0.07 | 1.02 | 0.04 | 0.51 | 0.05 | 0.63 | 0.06 | 0.83 |
学历 | 0.08 | 1.44 | 0.02 | 0.44 | 0.02 | 0.38 | −0.10** | −1.94 | −0.07 | −1.50 | −0.06 | −1.31 |
企业类型 | −0.02 | −0.41 | −0.03 | −0.61 | −0.02 | −0.51 | 0.02 | 0.38 | 0.01 | 0.25 | −0.02 | −0.42 |
职位级别 | 0.04 | 0.57 | 0.02 | 0.45 | 0.02 | 0.29 | −0.08 | −1.37 | 0.07 | 1.27 | −0.08 | −1.59 |
工作年限 | 0.05 | 0.61 | 0.01 | 0.07 | 0.01 | 0.11 | 0.15 | 1.86 | 0.17* | 2.14 | 0.16* | 2.11 |
资质过剩 | −0.32*** | −7.18 | −0.31*** | −7.19 | ||||||||
自主定向 | 0.36*** | 8.07 | 0.36*** | 8.18 | ||||||||
资质过剩×自主定向 | −0.12** | −2.83 | ||||||||||
工作意义 | −0.29*** | −6.18 | −0.23*** | −4.93 | ||||||||
自主定向 | −0.02 | −0.34 | −0.07 | −1.52 | ||||||||
工作意义×自主定向 | −0.29*** | −6.56 | ||||||||||
R2 | 0.01 | 0.20*** | 0.22*** | 0.05** | 0.14*** | 0.22*** | ||||||
ΔR2 | 0.01 | 0.19 | 0.02 | 0.05 | 0.09 | 0.08 | ||||||
F | 1.01 | 14.21*** | 13.72*** | 3.83** | 8.66*** | 13.22*** |
如表4所示,在模型3中,将资质过剩与自主定向的交互项放入回归方程后,乘积项对工作意义影响的回归系数值为−0.12(p<0.01),表明自主定向在资质过剩影响工作意义的过程中起调节作用。在此基础上,本文分别以高于/低于均值一个标准差,画出不同自主定向员工资质过剩影响其工作意义的差异,正如图2所示,相对于自主定向低的员工而言,自主定向高的员工其资质过剩对工作意义的负向影响更强。因此,假设H3a得到支持。
如表4所示,在模型6中,将工作意义与自主定向的交互项放入回归方程,乘积项对工作脱离行为影响的回归系数值为−0.29(p<0.001),表明自主定向在工作意义影响工作脱离行为的过程中起调节作用。在此基础上,本文分别以高于/低于均值一个标准差,画出不同自主定向员工工作意义影响其工作脱离行为的差异,正如图3所示,相比于自主定向低的员工,自主定向高的员工其工作意义对工作脱离行为的负向影响更强。因此,假设H3b得到支持。
4. 两阶段有调节的中介效应检验
本文通过Mplus 7.4统计软件的路径分析,对混合的有调节的中介作用模型进行检验。
首先,为了检验资质过剩对工作脱离行为的主效应是否受到自主定向(U)的调节,建立资质过剩(X)与工作脱离行为(Y)关系的简单调节模型。如图4所示,资质过剩对工作脱离行为的影响效应显著(c1=0.27,p<0.001),资质过剩(X)与自主定向(U)的交互项(XU)对工作脱离的影响效应显著(c3=0.21,p<0.001),说明资质过剩对工作脱离行为的主效应受到自主定向的调节。
其次,检验工作意义中介作用的前后路径是否受到自主定向的调节,具体结果见图5。一方面,资质过剩对工作意义的影响效应显著(a1=−0.31,p<0.001),资质过剩与自主定向的交互项(XU)对工作意义的影响效应显著(a3=−0.12,p<0.01);另一方面,工作意义(W)对工作脱离行为的影响效应显著(b1=−0.15,p<0.01),自主定向与工作意义的交互项(WU)对工作脱离行为的影响效应显著(b2=−0.29,p<0.001)。此外,在加入中介变量后,资质过剩与自主定向的交互项(XU)对工作脱离行为的路径系数由0.21(p<0.001)减小为0.16(p<0.01),仍然显著,说明自主定向的调节作用是部分通过中介变量工作意义而实现的。
再次,本文使用Bootstrap法计算模型中不同条件下中介效应的大小及差异,具体见表5。一方面,在自主定向是否调节工作意义中介作用前半段路径的检验中,当自主定向水平低时,该置信区间包含0,表示中介作用未受到前半段调节的影响;但是当自主定向水平高时,中介作用受到了调节影响,其中,自主定向对工作意义中介作用的差异估计值为−0.50,95%置信区间为[−0.68,−0.32],该区间不包含0,说明二者之间差异显著,即资质过剩通过工作意义对工作脱离行为的正向间接效应受到自主定向对资质过剩与工作意义之间调节关系的影响;另一方面,在自主定向是否调节工作意义中介作用后半段路径的检验中,不同自主定向水平下的置信区间均不包含0,其中自主定向对工作意义中介作用调节效应的差异估计值为−0.18,95%置信区间为[−0.38,−0.08],该区间不包含0,说明二者之间差异显著,即资质过剩通过工作意义对工作脱离行为的正向间接效应受到自主定向对工作意义与工作脱离行为之间调节关系的影响。
中介路径 | 前半阶段 | 后半阶段 | ||
资质过剩—工作意义—工作脱离行为 | 估计值 | 95%置信区间 | 估计值 | 95%置信区间 |
高自主定向 | −0.56 | [−0.69,−0.41] | −0.50 | [−0.63,−0.43] |
低自主定向 | −0.06 | [−0.18,0.05] | −0.32 | [−0.46,−0.19] |
差异 | −0.50 | [−0.68,−0.32] | −0.18 | [−0.38,−0.08] |
注:高自主定向和低自主定向分别表示为自主定向中心化后加减(正/负)一个标准差。 |
最后的检验结果说明,个体资质过剩经过工作意义对工作脱离行为的中介效应受到自主定向调节作用的影响。员工自主定向越高,工作意义的间接效应越大,资质过剩影响工作脱离行为的直接效应越小;员工自主定向越低,工作意义的间接效应越小,资质过剩影响工作脱离行为的直接效应越大。假设H4a、H4b得到验证。
四、讨 论(一)结论
本文首次以自我决定理论为基础,通过构建一个两阶段的调节—中介作用模型,具体研究了员工资质过剩对其工作脱离行为的影响机制及作用条件,研究结论如下:
第一,员工资质过剩对其工作脱离行为具有显著的正向预测作用,这和以往的研究结论是一致的(Maynard和Parfyonova,2013;杨纯,2014;李锡元等,2018)。尽管本文的主题在既有文献中已有所涉及,但本研究以自我决定理论为基础,对资质过剩与工作脱离行为之间的关系进行了新的解释。个体自身资质与工作的不匹配会加重工作脱离行为,主要原因在于资质过剩的员工常常认为自身能力或素质超出了岗位要求,现任职位缺少成长机会,学习和发展空间较小,工作挑战性不高(Wassermann和Hoppe,2019)。在这样的情形下,个体与生俱来的心理成长和自我实现的心理需求会促使他们自觉减少工作投入。对他们而言,即便完成了一项工作任务也很难产生较高的价值感和自我评价,因此他们在工作中不作为的可能性会大大增加。
第二,员工的工作意义在资质过剩与工作脱离行为的关系中起部分中介作用。尽管既有文献已经在一定程度上探讨了资质过剩对工作脱离行为的作用机制问题,但未发现有将工作意义纳入资质过剩相关影响路径的研究。根据自我决定理论,员工的资质过剩会从自主需要、能力需要和匹配三个方面造成个体工作意义的降低。进一步,工作意义的降低又会导致个体产生非自我决定的行为,从而采取消极的态度来对待工作,并表现出脱离工作角色的行为。因此,工作意义能在资质过剩对工作脱离行为的影响关系中起到部分解释作用。
第三,作为个体动机取向的差异变量,自主定向能同时在资质过剩与工作意义、工作意义与工作脱离行为的关系中起调节作用。一方面,已有的自主定向研究通常显示拥有较高自主定向水平的个体,会产生更多的积极态度和行为(赵斌和杨贵宇,2016),但本文的研究结果却发现并非如此。本文发现,员工的自主定向在资质过剩影响工作意义的负向关系中起调节作用。具体来说,拥有较高自主定向水平的个体,容易被能满足自我兴趣和实现自我认可的活动所吸引,更注重内在动机的激励和驱使,在面对“大材小用”这类情况时,很难产生自我激励和满足,其工作意义感便会大大降低。另一方面,员工的自主定向在工作意义与工作脱离行为的负向关系中发挥调节作用。这是由于自主定向高的个体,其行为高度自我决定和“以自我为中心”,更倾向于按个人目标和兴趣来调整自己的行为,而非被外界压力所影响。当意识到工作意义不高时,他们更容易产生消极的工作态度,从而减少工作投入。进一步而言,自主定向影响了工作意义在资质过剩与工作脱离行为关系中中介作用的大小,即自主定向水平越高,工作意义的中介作用越大。
(二)理论价值
本文从自我决定理论的视角出发,完整地构建了员工资质过剩影响工作脱离行为的系统模型,既阐明了工作意义在资质过剩与工作脱离行为之间关系中的解释机制,又明确了自主定向对工作意义中介变量前后路径的调节作用,具体来说有以下理论价值:
第一,通过构建员工资质过剩影响效应研究模型,既丰富了自我决定理论的已有文献,又拓展了资质过剩等主题的相关理论研究。资质过剩体现的是个体所拥有的教育水平、技能和经验超出了正常的工作需要,已成为很多国家企业组织中普遍存在的现象。一些研究表明,资质过剩的员工经常会表现出主动减少工作投入等消极敷衍的工作脱离行为。不过,既有文献在探讨两者之间的关系时,往往直接以相对剥夺理论和公平理论等为基础,更多地强调拥有过高资质员工与其他个体的对比机制,而忽视了此类个体所具有的内在自我认知需求。事实上,根据Liu和Wang(2012)的理论研究,资质过剩作用于组织的一条重要路径是通过员工的认知活动来实现的。具体而言,资质过剩反映的是组织成员在对自身资质与工作所需水平进行比较后产生的主观评估和主观感知(Erdogan和Bauer,2009),这种“过度胜任”常常使个体产生才智“未燃尽”的感受,进而演变为一种未获得有效激励的状态,久而久之,就会导致工作脱离行为。所以,不考虑认知需求因素而对资质过剩的行为结果进行研究显然是不够全面的。然而,就目前的文献而言,尚未见到以基本认知需求为基础探讨资质过剩与工作脱离行为之间关系的研究。基于上述分析,本文以自我决定理论为基础,首次强调了员工的内在基本激励因素在诠释资质过剩影响工作脱离行为时的重要价值,不仅丰富了自我决定理论的已有文献,也拓展了资质过剩等相关主题的理论研究。
第二,从个体对工作所赋予价值或意义的视角来深入解释员工资质过剩对工作脱离行为的影响机制,促进了工作意义等积极心理主题的相关研究。已有研究发现,员工资质过剩可以通过工作疏离(work alienation)影响脱离行为(杨纯,2014)。不过,工作疏离作为企业所提供工作未能满足个体价值观与期望,由此产生员工与工作之间分离和疏远关系的一种消极心理体验,并没有从积极心理视角关注到人所“天然”存在的内在成长需求和自我实现潜能。理论及实践经验表明,每个个体都具有与生俱来的心理成长和自我实现潜能,它会促使个体从事自己感兴趣的、有利于提高个人能力的活动,如果不能满足这些愿望,个体则有减少此类活动的趋势。这与自我决定理论所强调的通过满足自主等基本心理需求(psychological needs),达到最佳机能水平,不断体验个人的成长与幸福感是一致的(Deci和Ryan,1985)。然而,已有文献在解释员工资质过剩与工作态度及行为之间的关系时,并未考虑到这些因素。本文通过引入工作意义这个积极概念,强调对于资质过剩的员工而言,工作难以满足其心理成长和自我实现需求,会导致工作意义的降低,从而致使个体对工作感到无聊和缺乏内在动机,进而表现出消极的工作态度和行为,这有效促进了企业组织中工作意义等积极心理主题的相关理论研究。
第三,从个体行为调节差异的角度,清晰揭示了员工资质过剩影响工作脱离行为的边界条件,增进了自主定向等主题的相关研究。实践经验表明,个体的行为表现除受到自身心理需求或激励因素的影响外,还会受到其行为目标定向的影响(Peng等,2019)。自我决定中的自主定向作为个体内在动机(执行一项活动的原因是活动本身是有趣的,可以不断满足执行者的需求)和外在动机(采取行动是因为这样做会带来一些与活动本身不同的结果)取向的区分因素(Deci和Ryan,1985),表明员工对自身行为的调节存在个体水平的差异,这可能会影响到员工资质过剩与工作脱离行为之间的关系。但是,相关研究在探讨二者之间的关系时,并没有考虑到这个问题。本文以员工的自主定向为调节变量,阐述了资质过剩对工作脱离行为的影响条件,更加清晰地揭示了二者之间关系中存在的权变因素,发展了企业组织中员工自主定向等主题的相关研究。
(三)实践意义
根据本文的研究结论,对组织管理实践提出以下几点建议:
第一,企业管理者要重视员工的资质过剩问题。目前,很多企业因“为将来的发展储备人才”和“装饰店面”的需要,倾向于聘用知识和技能水平较高的员工,这样既会显著提高用人成本,又会导致组织成员“大材小用”的感受。因此,在企业的招聘环节,管理者要积极做好“人职匹配”,在人力资源的获取阶段就尽可能避免这种“过度胜任”现象的发生。另外,对于企业内部资质过剩的员工,管理者要通过“广度技能”培训或轮岗制度,增加个体工作任务的全面性和多样性,以积极引导这些拥有过高资质的员工,杜绝和减少他们的不作为和组织资源的浪费,进而提高企业绩效。
第二,企业管理者要采取多种方法增强员工的工作意义感。研究结果表明,提高工作意义能有效降低资质过剩的负面影响,为企业缓解员工的“大材小用”状态、增强员工的工作投入提供一条有效的途径。因此,管理者可以帮助资质过剩的员工明确其工作目标,通过树立“成功典型”的方式,激活其心理“表征目标实现”的状态,从而提升员工的工作意义感知,进而减少资质过剩所带来的消极影响。此外,管理者还可以通过将资质过剩员工的工作分解为一系列任务的方式,让其感受到各项任务内容的丰富多彩性,为这些员工利用“多余”的知识、技能进行工作重塑创造条件,以使个体赋予工作更多的价值和意义,激发其工作兴趣和内在动机,从而提高员工与企业组织的效能水平。
第三,企业管理者要对不同自主定向水平的员工进行分类管理或激励。本文的研究发现,在面对资质过剩情境时,自主定向越高的个体越容易表现出消极行为。因此,企业在管理或激励“大材小用”的员工时,必须考虑其自主定向水平的影响作用。具体而言,对于低自主定向的个体,企业要强调外部的制度或规范,通过增加控制因素来发挥其最大的潜能;而对于高自主定向的员工,企业应强调内在的自我决定,通过提供更多的工作自主性,来降低其“大材小用”的负面影响。
(四)研究不足及展望
本文的研究不足主要表现为:第一,受调查范围及样本所限,大部分调查对象都处于刚进入工作岗位不久的状态,未充分调查企业中工龄较长的员工,也未充分考虑中高层管理者的资质过剩现象,导致所收集的样本数据存在一定的局限性。第二,在同一时间段收集了所有数据,这种横截面数据收集方式并不能科学有效地揭示变量之间的因果关系,以及严格避免可能存在的同源方差问题。第三,以工作脱离行为为研究主题,一般需要控制外部环境因素(如薪酬机制/福利机制)等变量,本文考虑的控制变量略少。
未来的研究应该集中在两个方面:第一,已有研究仅仅关注了资质过剩现象的积极作用或者消极影响,其是否具有“双刃剑”效应,是一个值得思考的问题。比如:拥有过高资质的员工既有可能因为强烈的自我效能感,在完成任务时有更加出色的表现(有能力做),也有可能因为无法实现自我价值,产生诸多消极的表现(不愿意做)。这说明未来在研究员工的“大材小用”问题时,对权变因素进行探索十分重要。所以,后续研究还可以使用个体职业呼唤、归因方式等变量作为边界因素,考虑是否会给资质过剩带来不同的影响结果。第二,在研究对象上,一般来说,在国有企业和事业单位等类型的组织中,晋升相对困难,员工较少存在被淘汰的危机感,员工资质过剩感知可能会相对高一些,更有可能存在消极影响。而像金融等行业竞争激烈,同时也存在大量的发展机会,资质过剩的员工或许会认为自己具有其他个体所不具备的优势,从而更愿意努力地工作,行业潜在的发展机会或许会影响这些“大材小用”员工的工作行为表现。因此,未来可以考虑针对特定行业进行研究,比如互联网行业、金融行业等,探索不同行业员工的资质过剩水平及其影响结果将能更有针对性地为不同行业的管理者提供有价值和具体的建议。
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