挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對(duì)員工主動(dòng)變革行為的影響機(jī)理

□任 磊 劉 燕

一、引言

在VUCA 的時(shí)代背景下，組織所處的商業(yè)環(huán)境日趨復(fù)雜和多變，對(duì)組織的彈性和權(quán)變能力提出了更高的要求。具有自發(fā)性、變革性和前瞻性特征的員工主動(dòng)變革行為是推動(dòng)組織健康運(yùn)轉(zhuǎn)，提高競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力（Morrison 和Phelps，1999）。員工通過對(duì)個(gè)人、部門、組織的工作方法、程序和政策進(jìn)行變革，不僅有助于提高個(gè)體的工作績(jī)效，還有利于組織實(shí)現(xiàn)功能性變革（Li 等，2016）。然而，在本土高傳統(tǒng)性和高權(quán)力距離的文化環(huán)境下，主動(dòng)變革行為不易發(fā)生。如何調(diào)動(dòng)員工主動(dòng)變革的積極性成為組織管理實(shí)踐的現(xiàn)實(shí)要求。

工作特征與主動(dòng)變革行為具有緊密聯(lián)系，尤其工作壓力源在工作場(chǎng)所的普遍性對(duì)員工的工作態(tài)度和行為產(chǎn)生廣泛影響。已有研究發(fā)現(xiàn)組織政治（Yang，2016）、角色沖突（Maden-Eyiusta，2021）抑制主動(dòng)變革行為，而時(shí)間壓力（Sonnentag、Spychala，2012）、情境限制（Fritz、Sonnentag，2009）激活主動(dòng)變革行為。上述研究結(jié)果顯示：并非所有的工作壓力源都會(huì)抑制主動(dòng)變革行為，一些“好”的壓力源也可能有促進(jìn)作用。Cavanaugh 等（2000）將壓力源按照“好”“壞”區(qū)分為挑戰(zhàn)性壓力源和阻礙性壓力源。挑戰(zhàn)性壓力源是指?jìng)€(gè)體能夠克服而且克服后會(huì)產(chǎn)生有益回報(bào)的壓力源，阻礙性壓力源則是指?jìng)€(gè)體難以克服并且不能給個(gè)體帶來回報(bào)的壓力源。已有研究主要探討工作壓力源對(duì)主動(dòng)變革行為的直接影響，卻忽略了工作壓力源的作用機(jī)制?；谥鲃?dòng)行為動(dòng)機(jī)模型（Parker 等，2010），外部環(huán)境通過主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)影響主動(dòng)行為，主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)可能是工作壓力源影響主動(dòng)變革行為的傳導(dǎo)機(jī)制。心理可得性反映了個(gè)體評(píng)價(jià)自身應(yīng)對(duì)體力、情緒、認(rèn)知層面工作要求的能力（Kahn，1990），代表了個(gè)體發(fā)起主動(dòng)行為的“有能力去做”的動(dòng)機(jī)。因此，本研究探討挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源如何通過心理可得性影響主動(dòng)變革行為。

基于工作要求-資源模型（Demerouti 等，2001），工作資源不僅支持個(gè)體完成工作任務(wù)，促使個(gè)體學(xué)習(xí)、成長(zhǎng)，而且能夠緩和工作要求的負(fù)面影響。以“因材施教”“授人以漁”為鮮明風(fēng)格的教練型領(lǐng)導(dǎo)是一類重要的工作資源。教練型領(lǐng)導(dǎo)改善下屬的心智模式、激發(fā)工作潛力，促使員工和組織實(shí)現(xiàn)共贏（王雁飛等，2016）。教練型領(lǐng)導(dǎo)可能會(huì)提升挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)動(dòng)機(jī)的正向影響，同時(shí)削弱阻礙性壓力源對(duì)動(dòng)機(jī)的負(fù)面作用。本研究將考察教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與心理可得性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，并進(jìn)一步檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介作用。

綜上，本研究的邊際貢獻(xiàn)如下：（1）檢驗(yàn)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對(duì)主動(dòng)變革行為的影響，豐富了主動(dòng)變革行為的前因；（2）識(shí)別心理可得性的中介作用，從動(dòng)機(jī)的視角明確了挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源影響主動(dòng)變革行為的心理機(jī)制；（3）檢驗(yàn)教練型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用，揭示了挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源發(fā)揮作用的邊界條件。從實(shí)踐意義來看，本研究也可能為組織管理員工的工作壓力、改進(jìn)工作設(shè)計(jì)的形式和內(nèi)容、保障員工心理健康的同時(shí)發(fā)揮壓力源的激活作用提供借鑒；同時(shí)，也為組織開展領(lǐng)導(dǎo)力培訓(xùn)項(xiàng)目、提升管理效能提供一定的啟發(fā)。

二、研究假設(shè)

基于挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源的內(nèi)涵以及主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)模型，本研究推斷挑戰(zhàn)性壓力源/阻礙性壓力源分別增強(qiáng)/削弱心理可得性進(jìn)而促進(jìn)/抑制主動(dòng)變革行為。根據(jù)工作要求-資源模型，本研究推斷教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源/阻礙性壓力源與心理可得性的關(guān)系，并進(jìn)一步調(diào)節(jié)心理可得性在工作壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系的中介作用。本研究的假設(shè)推導(dǎo)過程如下：

（一）挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與心理可得性

日常工作可能會(huì)從以下三個(gè)方面對(duì)個(gè)體提出要求：生理要求，即對(duì)個(gè)體的體力、忍耐力的要求；情感要求，對(duì)個(gè)體在工作中需要展現(xiàn)出來的情感狀態(tài)和精神面貌作出的要求，如情緒勞動(dòng)；認(rèn)知要求，對(duì)個(gè)體的知識(shí)、技術(shù)、能力提出的要求（賈建鋒等，2021）。心理可得性是指?jìng)€(gè)體完成日常工作所具備的生理、情感和認(rèn)知資源的感知，代表了應(yīng)對(duì)各項(xiàng)工作要求的準(zhǔn)備狀態(tài)和自信（Kahn，1990）。心理可得性同時(shí)也意味著個(gè)體獲取資源的心理預(yù)期，當(dāng)個(gè)體預(yù)期能夠獲得資源支持時(shí)，將更加主動(dòng)地發(fā)起角色外行為（管春英，2016）。本研究首先推斷挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與心理可得性的關(guān)系。

挑戰(zhàn)性壓力源可能會(huì)提升個(gè)體的心理可得性。挑戰(zhàn)性壓力源在個(gè)體的控制范圍內(nèi)、具有較低程度的不確定性，個(gè)體通過努力可以成功應(yīng)對(duì)（Cavanaugh 等，2000），容易產(chǎn)生工作自信，保持樂觀積極的心態(tài)，從而提高情緒上的心理可得性。員工在成功應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源后往往會(huì)獲得成長(zhǎng)和實(shí)現(xiàn)成就，增長(zhǎng)工作知識(shí)、技術(shù)和能力（張桂平和朱宇溦，2021），挑戰(zhàn)性壓力源為個(gè)體帶來的有益回報(bào)能夠使個(gè)體形成正面的心理預(yù)期，從而提高認(rèn)知上的心理可得性。挑戰(zhàn)性壓力源的高工具性可以降低自我損耗，保持應(yīng)對(duì)工作要求的能量（Xia 等，2020），產(chǎn)生體力上的心理可得性。承擔(dān)挑戰(zhàn)性壓力源可以為個(gè)體帶來權(quán)力感，高權(quán)利感的個(gè)體對(duì)獲取和保存資源更為自信（段錦云和黃彩云，2013），可能會(huì)具備較高水平的心理可得性。因此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：挑戰(zhàn)性壓力源促進(jìn)心理可得性。

阻礙性壓力源對(duì)心理可得性可能具有負(fù)面影響。當(dāng)阻礙性壓力源較強(qiáng)時(shí)，個(gè)體的工作內(nèi)容和完成方式難以由個(gè)體自主決定，容易使個(gè)體產(chǎn)生低權(quán)力感，個(gè)體資源的運(yùn)用不能由自我掌控，即使努力應(yīng)對(duì)阻礙性壓力源也難以獲得有益的回報(bào)（Cavanaugh 等，2000），阻礙性壓力源較高時(shí)，職位升遷、薪酬分配的決策由人際關(guān)系的親疏遠(yuǎn)近而不是績(jī)效表現(xiàn)決定，工作不安全氛圍使個(gè)體對(duì)職業(yè)前景產(chǎn)生擔(dān)憂。高程度的不確定性和低工具性可能會(huì)降低個(gè)體在認(rèn)知上的心理可得性（王永躍等，2016）。阻礙性壓力源大量消耗個(gè)體的生理和情緒能量，進(jìn)而難以維持工作上對(duì)體力的要求和積極的工作狀態(tài)（Lepine 等，2016），可能會(huì)降低個(gè)體體力和情緒資源的可得感。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)同事排斥（Liu 等，2021）和上司的辱虐管理（Wang 等，2021）抑制個(gè)體的心理可得性。因此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1b：阻礙性壓力源抑制心理可得性。

（二）挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源、心理可得性與主動(dòng)變革行為

心理可得性代表了個(gè)體對(duì)滿足工作中體力、情緒和認(rèn)知要求的自信，可能作為“有能力去做”的主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)對(duì)主動(dòng)變革行為產(chǎn)生促進(jìn)作用。首先，個(gè)體的心理可得性水平較高時(shí)，表示個(gè)體對(duì)于工作的體力、情緒和認(rèn)知需求已經(jīng)作了充分的準(zhǔn)備，很可能會(huì)強(qiáng)化工作投入，保持積極的工作狀態(tài)（Liu 等，2021），通過投入資源進(jìn)行主動(dòng)變革來實(shí)現(xiàn)個(gè)體資源的增值。高心理可得性也可能使個(gè)體提高規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的能力，降低工作不確定性感知，進(jìn)而降低對(duì)變革行為風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期，促進(jìn)主動(dòng)變革行為（李進(jìn)生等，2021）。其次，當(dāng)個(gè)體有較高水平的心理可得性時(shí)，個(gè)體對(duì)工作可能會(huì)產(chǎn)生更高程度的依賴并且對(duì)于組織抱持高水平情感承諾（Wang等，2021），有利于激發(fā)個(gè)體親組織行為，而主動(dòng)變革行為有助于實(shí)現(xiàn)組織的功能性變革，是典型的挑戰(zhàn)型親組織行為。最后，心理可得性較高的個(gè)體在工作中思路清晰，善于學(xué)習(xí)，能夠持久地保持專注力，進(jìn)而產(chǎn)生促進(jìn)聚焦，主動(dòng)對(duì)工作進(jìn)行探索（段錦云和黃彩云，2013），可能會(huì)促進(jìn)主動(dòng)變革行為。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)心理可得性能夠提升創(chuàng)造力和創(chuàng)新行為（Wang 等，2021）。

綜上，挑戰(zhàn)性壓力源具有可控性，成功應(yīng)對(duì)能夠收獲知識(shí)、技術(shù)和能力，并且賦予個(gè)體一定的工作責(zé)任和權(quán)力，有利于提升個(gè)體的心理可得性，在高水平的心理可得性的影響下，個(gè)體投入資源實(shí)現(xiàn)資源增值，提高工作投入，對(duì)組織有更強(qiáng)的承諾，從而有可能促進(jìn)主動(dòng)變革行為。因此，本研究推斷挑戰(zhàn)性壓力源提升個(gè)體的心理可得性進(jìn)而對(duì)主動(dòng)變革行為產(chǎn)生促進(jìn)作用。阻礙性壓力源抑制個(gè)體的控制能力、強(qiáng)化不確定感，產(chǎn)生情緒耗竭，對(duì)心理可得性可能產(chǎn)生負(fù)向影響，低水平的心理可得性進(jìn)而抑制個(gè)體的工作自信，降低從事角色外行為的信心，從而可能會(huì)減少主動(dòng)變革行為。本研究推斷阻礙性壓力源抑制個(gè)體的心理可得性進(jìn)而降低主動(dòng)變革行為。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源與主動(dòng)變革行為之間有中介作用；

假設(shè)2b：心理可得性在阻礙性壓力源與主動(dòng)變革行為之間有中介作用。

（三）教練型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)作用

基于工作要求-資源模型（Demerouti 等，2001），工作要求對(duì)個(gè)體工作態(tài)度和行為的影響因個(gè)體所擁有資源的多寡而表現(xiàn)出差異性。教練型領(lǐng)導(dǎo)是重要的工作資源，通過開放式的溝通既向下屬提供績(jī)效反饋也向下屬征求意見，培養(yǎng)下屬自主學(xué)習(xí)、發(fā)展自我的能力，幫助下屬構(gòu)建長(zhǎng)遠(yuǎn)的工作目標(biāo)，從而強(qiáng)化員工心智、促進(jìn)職業(yè)成功（王雁飛等，2016）。作為管理員工壓力的重要工具，本研究推斷教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源/阻礙性壓力源與心理可得性的關(guān)系。

挑戰(zhàn)性壓力源在高教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下對(duì)心理可得性的正向影響可能會(huì)更強(qiáng)。首先，面對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源，高教練型領(lǐng)導(dǎo)增強(qiáng)下屬對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源的積極認(rèn)知（王雁飛等，2016），挑戰(zhàn)性的工作要求更容易被認(rèn)定為領(lǐng)導(dǎo)的重視與培養(yǎng)，從而增強(qiáng)處理工作問題的信心；教練型領(lǐng)導(dǎo)與下屬之間的雙向溝通，能夠使下屬獲取任務(wù)信息，吸收有益的工作經(jīng)驗(yàn)，提高心智承受能力。下屬在應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源時(shí)，高水平心智資源能夠增強(qiáng)員工成功應(yīng)對(duì)工作中矛盾要求的信心（Yuan 等，2019）。其次，教練型領(lǐng)導(dǎo)營(yíng)造了鼓勵(lì)和支持性的環(huán)境，有助于提高員工對(duì)實(shí)現(xiàn)職業(yè)成功的想象（屠興勇等，2021）。承擔(dān)挑戰(zhàn)性工作的員工在教練型領(lǐng)導(dǎo)的指導(dǎo)下更容易想象在未來可以獲取成長(zhǎng)和成就，從而增強(qiáng)心理可得性。因此，挑戰(zhàn)性壓力源在高水平教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下具有更強(qiáng)的工具性認(rèn)知，有助于提升挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性的積極作用。反之，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)水平較低時(shí)，下屬則容易采取短視的工作態(tài)度（朱瑜等，2018），可能會(huì)對(duì)當(dāng)前的挑戰(zhàn)性工作要求產(chǎn)生消極認(rèn)知；復(fù)雜且困難的挑戰(zhàn)性工作要求在低教練型領(lǐng)導(dǎo)的影響下更可能被認(rèn)為難以應(yīng)對(duì)，從而降低心理可得性。因此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)3a：教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源與心理可得性的關(guān)系，教練型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí)，挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性的正向影響更強(qiáng)。

教練型領(lǐng)導(dǎo)給予員工鼓勵(lì)和資源支持，在與下屬的互動(dòng)交流中傳授工作經(jīng)驗(yàn)。員工在面對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源時(shí)，高水平的教練型領(lǐng)導(dǎo)可能使下屬有更強(qiáng)的應(yīng)對(duì)信心，保持高水平的心理可得性，進(jìn)而對(duì)主動(dòng)變革行為產(chǎn)生促進(jìn)作用。本研究作出如下推斷：

假設(shè)3b：教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系的中介作用，高水平教練型領(lǐng)導(dǎo)增強(qiáng)挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性的正向影響進(jìn)而提升主動(dòng)變革行為。

在高教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下，阻礙性壓力源對(duì)心理可得性的負(fù)向影響可能會(huì)減弱。首先，阻礙性壓力源使個(gè)體不能清楚地認(rèn)知自我工作角色，教練型領(lǐng)導(dǎo)擅長(zhǎng)傾聽和提問，引導(dǎo)下屬獨(dú)立解決問題。開放式溝通有助于領(lǐng)導(dǎo)了解下屬的工作現(xiàn)狀，提高下屬工作角色清晰度（王雁飛等，2016）。在高教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下，阻礙性壓力源對(duì)工作不確定感的負(fù)向影響可能會(huì)被削弱，個(gè)體應(yīng)對(duì)沖突性工作要求具有信心，保持適宜的情緒（王弘鈺和崔智淞，2018）。其次，阻礙性壓力源不受員工控制，對(duì)員工的約束可能會(huì)降低員工的心理可得性。高教練型領(lǐng)導(dǎo)向下屬提供有利的工作條件（屠興勇等，2021），可能會(huì)抑制阻礙性壓力源對(duì)員工工作的束縛，保持工作資源可得的自信。教練型領(lǐng)導(dǎo)還會(huì)強(qiáng)化團(tuán)隊(duì)協(xié)作，良好的團(tuán)隊(duì)協(xié)作氛圍促進(jìn)成員間的互助合作，有利于抑制阻礙性壓力源對(duì)員工工作的限制。反之，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)水平較低時(shí)，缺乏個(gè)性化的指導(dǎo)使下屬對(duì)自身工作定位更加模糊，并且阻礙性壓力源憑借個(gè)體有限的資源難以應(yīng)對(duì)，從而強(qiáng)化阻礙性壓力源對(duì)心理可得性的負(fù)面影響；低水平的教練型領(lǐng)導(dǎo)缺少對(duì)團(tuán)隊(duì)和諧人際關(guān)系的建設(shè)，員工更加難以應(yīng)對(duì)阻礙性的工作要求，阻礙性壓力源對(duì)員工的負(fù)面影響可能會(huì)更為突出，進(jìn)一步降低心理可得性。因此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)4a：教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)阻礙性壓力源與心理可得性的關(guān)系，教練型領(lǐng)導(dǎo)水平較高時(shí)，阻礙性壓力源對(duì)心理可得性的負(fù)向影響減弱。

教練型領(lǐng)導(dǎo)通過明確下屬的工作角色、強(qiáng)化員工的工作能力、積極營(yíng)造和諧、共贏的團(tuán)隊(duì)氛圍，有利于抑制阻礙性壓力源對(duì)心理可得性的負(fù)面作用，進(jìn)而間接地減弱阻礙性壓力源對(duì)主動(dòng)變革行為的負(fù)面影響。因此，本研究推斷：

假設(shè)4b：教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)心理可得性在阻礙性壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系的中介作用，高水平教練型領(lǐng)導(dǎo)削弱阻礙性壓力源通過心理可得性對(duì)主動(dòng)變革行為的負(fù)向影響。

基于上述研究假設(shè)，本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 理論模型圖

三、研究設(shè)計(jì)

在構(gòu)建理論研究模型的基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步開展問卷調(diào)查。研究樣本和調(diào)查過程、測(cè)量量表以及所使用的分析工具如下：

（一）研究樣本和調(diào)查過程

本研究的調(diào)查對(duì)象是江蘇省某知名大學(xué)的MBA 學(xué)員，志愿參與調(diào)研的學(xué)員均為領(lǐng)導(dǎo)者。調(diào)查方式采取領(lǐng)導(dǎo)-下屬一對(duì)一匹配的兩階段問卷調(diào)查。下屬的問卷中測(cè)量的是挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源，教練型領(lǐng)導(dǎo)以及心理可得性。將下屬的問卷制作成二維碼，發(fā)放給參與調(diào)查的領(lǐng)導(dǎo)者，由其交給下屬掃碼填寫。下屬問卷共發(fā)放420 份，回收后有效樣本為395 份。2 周后，領(lǐng)導(dǎo)者在課間填寫領(lǐng)導(dǎo)問卷，測(cè)量的是下屬的主動(dòng)變革行為。事先為領(lǐng)導(dǎo)和下屬的問卷指定配對(duì)編號(hào)，問卷回收后利用編號(hào)將領(lǐng)導(dǎo)問卷和下屬問卷進(jìn)行匹配。領(lǐng)導(dǎo)問卷發(fā)放395 份，回收有效問卷355 份，匹配后得到上司-下屬樣本355 對(duì)，有效回收率為90%。描述性統(tǒng)計(jì)顯示，下屬中女性員工占比為52%，年齡在21—29 歲之間的員工占比最大，為63.1%。職級(jí)中，普通員工占比為36.3%，基層管理人員占比為41%。就下屬在本單位的工作時(shí)間，4—6 年的員工居多，占比為42.5%，其次是1—3 年的員工占比為36.6%，學(xué)歷以大學(xué)本科為主，占比為75.8%。

（二）測(cè)量工具

本研究所采用的量表均取自西方成熟的、具有良好的信度和效度的量表。首先將量表譯成中文，再翻譯回英文，有歧義之處通過請(qǐng)教英語專業(yè)的教授確定準(zhǔn)確的中文表述。采用李克特五級(jí)量表，如無特殊說明，則“1=完全不同意”“5=完全同意”。

1.挑戰(zhàn)性壓力源和阻礙性壓力源

采用Zhang 等（2014）的13 題量表，其中挑戰(zhàn)性壓力源6 題，代表性題目是“工作內(nèi)容復(fù)雜，難度大”，阻礙性壓力源7 題，代表性題目是“因公司行政管理規(guī)定帶來的麻煩”。測(cè)量尺度為“1=從來沒有過”“5=非常頻繁”。挑戰(zhàn)性壓力源的Cronbach’s α 為0.74，阻礙性壓力源的Cronbach’s α 為0.83。

2.心理可得性

采用May 等（2004）的5 題量表，代表性題目是“我自信有能力處理工作中相互矛盾的要求”。Cronbach’s α為0.71。

3.教練型領(lǐng)導(dǎo)

采用Heslin 等（2006）的10 題量表，代表性題目是“他/她幫助你分析工作表現(xiàn)”。Cronbach’s α 為0.86。

4.主動(dòng)變革行為

采用Li 等（2016）的6 題量表，代表性題目是“他/她嘗試改變執(zhí)行工作的方法，以便提高成效”。測(cè)量尺度為“1=從來沒有過”，“5=非常頻繁”。Cronbach’s α 為0.85。

5.控制變量

參照Li 等（2016）對(duì)主動(dòng)變革行為的研究，本研究選取了性別、年齡、學(xué)歷、職位和年資作為控制變量。

（三）分析工具

首先利用AMOS 21.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以檢驗(yàn)變量之間的區(qū)別效度；其次，利用SPSS 23.0 檢驗(yàn)各變量的信度和共同方法偏差；再次，采用層級(jí)回歸分析挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對(duì)心理可得性的影響、心理可得性對(duì)主動(dòng)變革行為的影響以及教練型領(lǐng)導(dǎo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在；最后，利用PROCESS V3.3 插件計(jì)算中介效應(yīng)和有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的置信區(qū)間，判斷相應(yīng)的假設(shè)是否成立。

四、數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

本研究對(duì)兩階段、領(lǐng)導(dǎo)-下屬匹配調(diào)查中回收的有效問卷進(jìn)行數(shù)據(jù)分析和假設(shè)檢驗(yàn)。結(jié)果如下：

（一）驗(yàn)證性因子分析及共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源、心理可得性、教練型領(lǐng)導(dǎo)、主動(dòng)變革行為進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果如表1 所示。五因子模型的擬合程度最高且顯著優(yōu)于其他模型（χ=845.06，df=517，CFI=0.91，TLI=0.91，RMSEA=0.04），表明研究變量之間具有良好的區(qū)別效度。鑒于采用問卷調(diào)查方式容易受到共同方法偏差的影響，本研究在調(diào)研程序上采用的控制有：向被試強(qiáng)調(diào)問卷的保密和匿名性，調(diào)整問卷中變量的出現(xiàn)順序。本研究還利用Harman 單因子檢驗(yàn)以分析是否存在嚴(yán)重的共同方法偏差，結(jié)果表明：因子分析后共析出七個(gè)特征值大于1 的因子，且第一個(gè)因子解釋的變異量為21.36%，低于40%的臨界值（Podsakoff 等，2012），由此可知，本研究未受到共同方法偏差的嚴(yán)重影響。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

研究變量的均值，標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)如表2 所示。挑戰(zhàn)性壓力源、阻礙性壓力源與主動(dòng)變革行為不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。挑戰(zhàn)性壓力源與心理可得性的相關(guān)系數(shù)為正但不顯著（r=0.08，n.s.），阻礙性壓力源與心理可得性負(fù)相關(guān)（r=-0.21，p＜0.01）。心理可得性與主動(dòng)變革行為呈現(xiàn)正相關(guān)（r=0.36，p＜0.01），教練型領(lǐng)導(dǎo)與主動(dòng)變革行為正相關(guān)（r=0.46，p＜0.01）。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（三）假設(shè)檢驗(yàn)

為了降低多重共線性對(duì)回歸結(jié)果可能造成的影響，本研究在進(jìn)行層級(jí)回歸分析前對(duì)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源、心理可得性、教練型領(lǐng)導(dǎo)以及主動(dòng)變革行為進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后計(jì)算挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與教練型領(lǐng)導(dǎo)的交互項(xiàng)，回歸分析結(jié)果，如表3 所示。首先，挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性有正向影響（b=0.17，p＜0.01，模型3），阻礙性壓力源對(duì)心理可得性有負(fù)向影響（b=-0.27，p＜0.001，模型3），因此，假設(shè)1a和1b 得到支持。在控制了人口學(xué)變量以及挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源后，將心理可得性置入回歸模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)心理可得性對(duì)主動(dòng)變革行為有正向影響（b=0.28，p＜0.001，模型2）。運(yùn)行PROCESS 宏程序，檢驗(yàn)心理可得性是否在挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與主動(dòng)變革行為的關(guān)系中有中介作用，bootstrap 5000 次重復(fù)抽樣后的結(jié)果顯示：心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系中的中介作用顯著（effect=0.05，Boot CI[0.01，0.09]），假設(shè)2a 成立。心理可得性在阻礙性壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系間的中介作用也得到了驗(yàn)證（effect=-0.07，Boot CI[-0.13，-0.03]），假設(shè)2b 成立。

表3 回歸分析結(jié)果

其次，挑戰(zhàn)性壓力源與教練型領(lǐng)導(dǎo)的交互項(xiàng)對(duì)心理可得性有正向影響（b=0.17，p＜0.001，模型5）?；贏iken 和West（1991）的操作步驟，本研究繪制出教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)挑戰(zhàn)性壓力源與心理可得性關(guān)系的簡(jiǎn)單斜率圖。如圖2 所示，挑戰(zhàn)性壓力源在高教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下對(duì)心理可得性的影響顯著（b=0.33，p＜0.001）。然而在低教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下，挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性的影響不顯著（b=-0.01，n.s.），假設(shè)3a 得到支持。本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)教練型領(lǐng)導(dǎo)是否能夠調(diào)節(jié)心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源和主動(dòng)變革行為關(guān)系之間的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示在高教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下，挑戰(zhàn)性壓力源通過心理可得性對(duì)主動(dòng)變革行為的影響顯著（effect=0.09，BootSE=0.03，BootCI[0.04，0.15]），在低教練型領(lǐng)導(dǎo)的條件下，挑戰(zhàn)性壓力源通過心理可得性對(duì)主動(dòng)變革行為的影響不顯著（effect=0.00，BootSE=0.02，BootCI[-0.05，0.04]）。高低水平教練型領(lǐng)導(dǎo)下的中介效應(yīng)差異顯著（diff=0.09，BootCI[0.03，0.17]），并且有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)值顯著（Index=0.05，BootSE=0.02，BootCI=[0.02，0.08]），表明教練型領(lǐng)導(dǎo)調(diào)節(jié)心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源與主動(dòng)變革行為之間的中介作用，假設(shè)3b 得到支持。有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)區(qū)間如圖3 所示，當(dāng)教練型領(lǐng)導(dǎo)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)大于-0.26，即未標(biāo)準(zhǔn)化分值在3.7 分以上時(shí)，心理可得性的中介效應(yīng)在95%水平上的置信區(qū)間不包含0。

圖2 教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源與心理可得性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖3 心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系有調(diào)節(jié)的中介作用

對(duì)于教練型領(lǐng)導(dǎo)在阻礙性壓力源與心理可得性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果顯示教練型領(lǐng)導(dǎo)與阻礙性壓力源的交互項(xiàng)對(duì)心理可得性的影響不顯著（b=0.02，ns，模型5）。因此，假設(shè)4a 未能得到驗(yàn)證，進(jìn)而假設(shè)4b 也不被支持。

五、理論意義、實(shí)踐意義及研究展望

基于主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)模型和工作要求-資源模型，本研究發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)性壓力源/阻礙性壓力源分別增強(qiáng)/抑制心理可得性進(jìn)而促進(jìn)/阻礙主動(dòng)變革行為。高水平教練型領(lǐng)導(dǎo)加強(qiáng)挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性的積極影響，并進(jìn)一步強(qiáng)化心理可得性在挑戰(zhàn)性壓力源與主動(dòng)變革行為關(guān)系的中介作用。本文進(jìn)一步討論研究的理論意義、實(shí)踐啟示、局限性并進(jìn)行未來研究展望。

（一）理論意義

1.豐富了主動(dòng)變革行為前因的研究

在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，組織結(jié)構(gòu)日趨扁平化，員工自下而上的主動(dòng)變革行為更加適應(yīng)這一組織形態(tài)的轉(zhuǎn)變，因而受到實(shí)踐界和學(xué)界的廣泛關(guān)注。本研究將挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與主動(dòng)變革行為相結(jié)合，檢驗(yàn)了不同性質(zhì)的壓力源如何同時(shí)影響主動(dòng)變革行為，補(bǔ)充了主動(dòng)變革行為前因的相關(guān)研究。通過引入主動(dòng)變革行為，本研究也豐富了挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源的影響后果。

2.識(shí)別了動(dòng)機(jī)作為挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與主動(dòng)行為關(guān)系的傳導(dǎo)機(jī)制

已有研究基于組織公平理論、自我損耗理論、資源保存理論檢驗(yàn)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對(duì)主動(dòng)行為的影響機(jī)制。本研究基于主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)模型，從動(dòng)機(jī)的視角探討挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對(duì)主動(dòng)變革行為的作用路徑，發(fā)現(xiàn)心理可得性作為“有能力去做”的主動(dòng)行為動(dòng)機(jī)起中介作用，豐富了挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源作用過程的理論研究。

3.檢驗(yàn)了教練型領(lǐng)導(dǎo)作為挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源的邊界條件

已有研究檢驗(yàn)了變革-交易型領(lǐng)導(dǎo)、魅力型領(lǐng)導(dǎo)、服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源的調(diào)節(jié)作用，基于工作要求-資源模型，本研究探討了教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源與心理可得性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果顯示：教練型領(lǐng)導(dǎo)能夠強(qiáng)化挑戰(zhàn)性壓力源對(duì)心理可得性的正向影響并進(jìn)一步促進(jìn)主動(dòng)變革行為，表明在挑戰(zhàn)性的工作環(huán)境中，教練型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工心智模式的強(qiáng)化作用。然而，教練型領(lǐng)導(dǎo)未能削弱阻礙性壓力源與心理可得性的負(fù)向關(guān)系，可能的原因是教練型領(lǐng)導(dǎo)強(qiáng)調(diào)構(gòu)建長(zhǎng)遠(yuǎn)工作目標(biāo)、注重引導(dǎo)和啟發(fā)下屬自主獲取解決問題的方案而不會(huì)明確給出具體解決措施（王雁飛等，2016），對(duì)下屬當(dāng)前所面對(duì)的具體工作阻礙沒有給予切實(shí)的應(yīng)對(duì)方案和針對(duì)性的指導(dǎo)，難以抑制阻礙性壓力源對(duì)心理可得性的負(fù)面作用。

（二）實(shí)踐意義

本研究為組織管理員工工作壓力，激活員工主動(dòng)變革的積極性具有一定的指導(dǎo)意義，主要體現(xiàn)在以下方面：

1.改進(jìn)工作設(shè)計(jì)，提高挑戰(zhàn)性壓力源

組織在工作設(shè)計(jì)中可以適當(dāng)提高員工的挑戰(zhàn)性壓力源，諸如為員工設(shè)定完成任務(wù)的截止時(shí)間、分配具有一定難度的工作、適當(dāng)提高工作強(qiáng)度、擴(kuò)大崗位責(zé)任等，有助于喚起員工的工作潛力和動(dòng)力，從而激發(fā)主動(dòng)變革行為。

2.變革管理制度，降低阻礙性壓力源

組織在設(shè)定管理制度和培育工作氛圍中注意降低員工的阻礙性壓力源，諸如明確員工的工作角色期望、降低員工的角色沖突、簡(jiǎn)化行政審批程序、弱化組織政治色彩、建構(gòu)安全的工作氛圍等，以上措施有助于提升員工的工作動(dòng)機(jī)，激勵(lì)員工主動(dòng)進(jìn)行變革。

3.依據(jù)壓力源的性質(zhì)有選擇地采取教練型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格

本研究發(fā)現(xiàn)教練型領(lǐng)導(dǎo)具有一定的情境適用性，當(dāng)員工面對(duì)挑戰(zhàn)性壓力源時(shí)，管理者實(shí)施教練行為可以發(fā)揮積極作用，提示管理者可以通過采取啟發(fā)和指導(dǎo)、開放式溝通使下屬積極認(rèn)知挑戰(zhàn)性壓力源；然而，當(dāng)下屬面對(duì)阻礙性壓力源時(shí)，僅對(duì)下屬提出愿景和期望可能不會(huì)抑制下屬對(duì)阻礙性壓力源的負(fù)面感知，領(lǐng)導(dǎo)者可以在工作步驟、完成方式上為下屬提供更為具體明確的指導(dǎo)，有助于下屬保持應(yīng)對(duì)工作要求的自信。

（三）局限性和未來研究展望

從研究方法角度，本研究的局限性主要是：?jiǎn)柧碚{(diào)查的數(shù)據(jù)收集方法可能會(huì)產(chǎn)生共同方法偏差。然而本研究采用領(lǐng)導(dǎo)-下屬一對(duì)一匹配的兩階段調(diào)研方式有利于降低共同方法偏差的影響，并且Harman 單因素檢驗(yàn)的結(jié)果顯示：析出的第一個(gè)因子解釋的變異量低于40%的臨界值（Podsakoff 等，2012）。綜合來看，本研究沒有受到共同方法偏差的嚴(yán)重影響。此外，橫截面性質(zhì)的數(shù)據(jù)使得本研究不能推斷因果關(guān)系，未來的研究最好能采用縱向追蹤設(shè)計(jì)收集研究數(shù)據(jù)，采用交叉滯后模型檢驗(yàn)因果關(guān)系。

從研究?jī)?nèi)容角度，未來的研究可以基于其他理論探討挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源對(duì)主動(dòng)變革行為的作用機(jī)制?；诠ぷ饕?資源模型、個(gè)體資源（自尊、樂觀、自我效能）也是重要的資源類型，未來的研究可以檢驗(yàn)個(gè)體資源對(duì)挑戰(zhàn)性-阻礙性壓力源的調(diào)節(jié)作用。