● 杜 旌 段承瑤

(1,2 武漢大學經濟與管理學院 武漢 430072)

中庸影響個體的作用機制：基于任務和關系視角的研究*

● 杜 旌1段承瑤2

(1,2 武漢大學經濟與管理學院 武漢 430072)

近年來大量研究關注傳統(tǒng)中庸價值取向，指出中庸影響個體的內在機理是執(zhí)中和適度，從而確保個體與外界的平衡，然而目前鮮有研究檢驗該作用機理?；谌蝿諏蚝完P系導向兩視角，本文探索中庸對漸進式創(chuàng)新和幫助行為的影響作用及其中介機制。采用結構方程模型，對266名員工及領導配對數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：中庸價值取向通過提升員工環(huán)境掌控感而促進員工漸進式創(chuàng)新行為，通過形成與周圍良好人際關系來提升員工幫助行為。研究結論驗證和發(fā)展了中庸的作用機制：即中庸通過“執(zhí)中一致”來促進個體與外界的平衡和諧，進而個體可以采取適度行為保持和改善環(huán)境。

中庸價值取向 漸進式創(chuàng)新 幫助行為 環(huán)境掌控感 良好人際關系

1.問題的提出

中庸，作為傳統(tǒng)儒家文化的核心思想，經過歷史蕩滌和沉淀已經融入中國人的民族性格和社會心理當中，成為中華民族根深蒂固的文化價值導向，為我們理解中國人的態(tài)度和行為提供了一個重要且獨特的本土化視角。目前，中庸相關研究逐漸從哲學定性描述層面拓展到定量的可操作化層面。其中，楊中芳和趙志裕(1997)等學者致力于對中庸進行心理學研究的構念化，吳家輝和林以正(2005)等學者開發(fā)了相應量表為后續(xù)研究奠定了基礎。而后學者針對大陸樣本對中庸進行了內涵探索和結構分析(李啟明、陳志霞，2014)，探討了其與和諧、集體主義等構念的關系(杜旌、姚菊花，2015)，為中庸研究提供了更多基于本土樣本的實證支持。越來越多的研究者將中庸作為中國本土化的情境變量，在研究設計中加以考慮(何軒，2009)。例如情感方面的研究發(fā)現(xiàn)，中庸能減弱員工壞心情對組織公民行為和任務績效行為的消極作用(孫旭、嚴鳴、儲小平，2014)。也有研究探索了中庸的直接效用，例如發(fā)現(xiàn)中庸促進顧全大局式建言，減弱自我冒進式建言(段錦云、凌斌，2011)。在探討領導與組織績效的關系時，還有研究發(fā)現(xiàn)領導者中庸對組織績效具有積極促進作用(陳建勛、凌媛媛、劉松博，2010)。

總的來說，以往研究探索了中庸情境化的調節(jié)作用，并考察中庸對個體態(tài)度和行為的直接影響。但遺憾的是，我們對中庸影響個體行為的機制還所知甚少。而厘清中庸價值取向的中介機制，有助于我們深入理解中庸對員工態(tài)度及行為的影響，也能夠幫助我們通過價值理念和文化的管理來促進員工管理(Leung, Brew, Zhang, and Zhang, 2011)。為此，本研究從任務導向和關系導向的視角，檢驗中庸價值取向分別對漸進式創(chuàng)新行為和幫助行為的影響，具體地我們探索中庸通過環(huán)境掌控感影響漸進式創(chuàng)新，通過良好人際關系促進幫助行為的作用過程。

從任務導向視角，我們研究中庸價值取向對漸進式創(chuàng)新的影響及其作用機制。在現(xiàn)代競爭日趨激烈、形勢更加復雜多變的環(huán)境下，創(chuàng)新對于組織維持自身核心競爭力具有重要意義。組織已經不滿足于員工僅僅完成工作手冊上的常規(guī)任務，創(chuàng)新為組織形成技術、商業(yè)模式及管理實踐優(yōu)勢提供了重要支撐。組織創(chuàng)新離不開員工創(chuàng)新，作為員工產出的一種具體形式，創(chuàng)新能夠有效預測員工績效(Gong, Huang, and Farh, 2009)，具有任務績效導向的特征。遺憾的是，中庸與創(chuàng)新的關系并沒有清晰的結論(Yao, Yang, Dong, and Wang, 2010; 姚艷虹、范盈盈, 2014)。這一方面可能是由于中庸價值取向高度依存于情境，追求隨具體情境不同而變化以實現(xiàn)個體與環(huán)境的和諧。另一方面，以往研究較少關注到創(chuàng)新的內部結構，將創(chuàng)新分為激進式創(chuàng)新和漸進式創(chuàng)新來探索中庸對不同類型創(chuàng)新的影響。中庸強調對度的把握和權衡，在行事方式和效果上追求“中和”，它主要影響人們怎么去做以達到和諧。在當今瞬息萬變、創(chuàng)新為王的時代環(huán)境下，為與環(huán)境保持一致，從動態(tài)長遠的視角來看，高中庸個體為了踐行既“中”又“和”的中庸價值取向會傾向于做出平緩改良式的漸進式創(chuàng)新，而非顛覆性甚至是破壞性的激進式創(chuàng)新。盡管如此，漸進式創(chuàng)新仍具有創(chuàng)造性活動復雜性、風險性和不確定性的特點(Madjar, Greenberg, and Chen, 2011)，高中庸價值取向的個體對周圍環(huán)境的控制和資源的調動利用，支撐其提出、分享改進式的想法和創(chuàng)意。他們追求與周圍環(huán)境的平衡和諧而內外一致，對復雜多變的環(huán)境具有較高的掌控感，而環(huán)境掌控感為創(chuàng)新所需的心理和物質資源提供了重要基礎。因此，中庸價值取向通過員工個體的環(huán)境掌控感對其漸進式創(chuàng)新行為存在潛在正向影響。

基于關系導向的視角，我們將探索中庸對幫助行為的影響及其作用機制。幫助行為，作為典型的人際指向的組織公民行為，有助于改善組織的社會和心理環(huán)境，提高組織的效能(Organ and Konovsky, 1989)。中庸價值取向強調“執(zhí)中一致”，其目的在于追求與周圍環(huán)境的和諧。作為環(huán)境因素的一個重要方面，人際關系的和諧是高中庸者的內在追求之一。高中庸者注重經營維護工作場所中的人際關系，以實現(xiàn)與周圍環(huán)境“人、事、物”中人與人的和諧。良好的人際關系在當下講求合作、力爭雙贏的時代趨勢下具有重要的現(xiàn)實意義，并為指向個體的具體幫助行為的實施提供了現(xiàn)實關系基礎。因而對高中庸的個體而言，其從全局觀出發(fā)，會積極評價既有益于組織、又利于實現(xiàn)環(huán)境和諧的幫助行為。在這過一程中，憑借以“致中和”為目標所經營的良好人際關系，又因其良好人際關系通常更容易成為求助的對象，高中庸個體會實施幫助行為以實現(xiàn)組織和自身的雙贏。本研究預期中庸價值取向個體擁有良好的人際關系，從而促使個體更有可能展現(xiàn)幫助行為。

綜上，本研究檢驗中庸價值取向對員工漸進式創(chuàng)新和幫助行為的影響，并探索這個過程中，環(huán)境掌控感和良好人際關系的心理中介機制作用，具體研究架構如圖1所示。研究結果不僅有理論貢獻，在實踐上也有幫助作用?，F(xiàn)實工作場所中，大多數(shù)管理者不喜歡員工們傳統(tǒng)意義上的中庸之道，認為中庸的員工不能積極自主、大膽創(chuàng)新，有“中庸不利于發(fā)展”的片面印象。本研究將更好地幫助管理者理解員工的“中庸之道”，從而因勢利導對員工進行科學管理、有效激勵。研究以我國北方兩城市以知識員工為主的企業(yè)中共266名員工為研究對象，采用AMOS 23.0通過結構方程模型(structural equation model， SEM)分析技術，實證研究中庸價值取向對員工創(chuàng)新和幫助行為的影響及其作用機制。

圖1 研究架構示意圖

2.理論基礎與研究假設

中庸之“中”指恰切的度, 是在面對復雜對象時精確把握事情的分寸；“庸，常也”(《爾雅·釋詁上》)，指常行常道，把握到紛繁復雜事情的度，并將這個度運用到生活與實踐中。我們認為中庸是個體與外界交互作用時所持的一種價值取向，它為中國人提供了一套價值評價標準和行為指南。它倡導采用“執(zhí)中”與“一致”的方式，達到個體與環(huán)境的平衡。其中，“執(zhí)中”是指當與環(huán)境存在潛在沖突時，個體應選擇適中不偏激的行為方式；“一致”是指當與環(huán)境沒有沖突時，個體仍需要充分權衡周圍情境，選擇與外界環(huán)境一致的行為方式(杜旌、姚菊花，2015)。中庸作為一種內化的價值取向并不是直接促使個體為某一行為，該過程中有其具體的作用機制。

2.1 中庸價值取向與漸進式創(chuàng)新

在市場環(huán)境日益復雜多變的背景下，常規(guī)的任務績效已經不能滿足組織保有競爭力的迫切需要，創(chuàng)新對企業(yè)而言則已成為其轉型升級，應對激烈競爭和復雜環(huán)境的核心能力，孕育并實施創(chuàng)新已經成為組織差異化競爭優(yōu)勢的來源(Anderson, De Dreu, and Nijstad, 2004)。關于創(chuàng)新，前人積累了相對較多的研究成果， 在個體層次關于創(chuàng)新的研究多從人格特質出發(fā)(Shalley, Zhou, and Oldham, 2004)，從價值觀尤其是本土價值觀出發(fā)，探討其對創(chuàng)新的影響及具體作用機制的研究并不多見。

有關中國文化與創(chuàng)新關系的研究得到了相當部分學者的關注，而其研究結果卻不盡相同(Wong and Niu, 2013; Van Harpen and Sriraman, 2013; Yao, Yang, Dong, and Wang, 2010; 姚艷虹、范盈盈, 2014)。這一方面是由于是中庸價值取向高度依存于情境，倡導隨具體情境不同而變化。另一方面，以往研究未能深入分析創(chuàng)新的內部結構，中庸對不同的創(chuàng)新形式很可能有著不同的影響。激進式創(chuàng)新采用破壞性方法和力量以產生突破性的創(chuàng)新和思想(Leifer, 2000)，這種打破與環(huán)境和諧的方式與中庸價值取向不符。漸進式創(chuàng)新通過對現(xiàn)有方式或技術的利用以實現(xiàn)改進與提升，一般表現(xiàn)為對已有的事物進行改進，或是改造已有的技術使之具有其他功能，簡言之即是拓展已有技術或方式的邊界。這種逐步、漸進改進外部環(huán)境的方式，與中庸的執(zhí)中、適度價值取向一致。

根據(jù)自我一致模型(the Self-Concordance Model)，價值取向是一種重要的行為動機，個體傾向于做出與其價值觀相符的行為(Sheldon and Elliot, 1999)。從中庸的內涵來看，它強調“中”即不走極端，既顧全大局又講求節(jié)制。當其具備相應的條件時，高中庸取向個體會根據(jù)環(huán)境選擇適中不偏激、易讓人接受的方式做出改良式的創(chuàng)新。在當今只有通過不斷創(chuàng)新才能生存的大情境下，高中庸個體會“由多個角度來思考同一件事情，在詳細地考慮不同看法之后，選擇可以顧全自我與大局的行為方式”(吳家輝、林以正，2005)；在綜合考慮后，高中庸價值取向個體會做出平和的、有現(xiàn)實基礎的漸進式創(chuàng)新，既不會造成其自身與周遭環(huán)境的巨大沖突，又能夠同時實現(xiàn)其服務于組織的職責。因此，我們提出如下假設：

H1a 中庸價值取向對漸進式創(chuàng)新具有顯著正向影響。

2.2 環(huán)境掌控感的中介作用

環(huán)境掌控感，是指個體對生活及其所處的環(huán)境進行有效管理的能力(Ryff and Keyes, 1989)。相關研究顯示，高環(huán)境掌控感的個體，一般具備掌控環(huán)境的意識，能夠掌握復雜的外部活動，并有效利用環(huán)境中的機會，選擇或創(chuàng)造個體所需或對個體有價值的環(huán)境；而這一維度得分較低者，則通常難以管理日常事務，感到無力改變周圍環(huán)境，不善于把握時機，對外部環(huán)境缺乏控制感(Ryff, 1989)。中庸強調不偏不倚、中度合節(jié)，在問題解決的過程中做到全局考慮、換位思考、內外兼顧，追求多方和諧平衡的狀態(tài)。在這種平衡狀態(tài)下，高中庸個體對于所處形勢、個中利弊和人際關系等，具有較為全面的分析認識和掌控。

個體將想法公布及付諸實施還面臨諸多阻礙，非完全意志控制的創(chuàng)新行為不僅受員工行為態(tài)度的影響，還受機會、資源等控制條件的制約(張毅、游達明, 2014)，只有當個體感知到自己具有足夠的能力、掌控足夠的資源時才可能真正付諸行動。對創(chuàng)新而言，從創(chuàng)意在自我腦中萌發(fā)成型到公布于眾，個體一方面面臨著相當程度的心理壓力，例如對現(xiàn)有均衡格局的挑戰(zhàn)，超出自身工作權限被領導同事貼上不務正業(yè)的標簽，被認為是“大出風頭”搶功勛等；另一方面創(chuàng)造性活動需要反復試錯，并且結果不確定，例如缺乏實際執(zhí)行所必要的物質條件，以及存在執(zhí)行后可能效果不佳的風險等(周浩、龍立榮，2011)。

高中庸價值取向的個體對周遭環(huán)境有著較為全面的認識，對個人利益與組織利益、眼前利益與長遠利益進行充分權衡。在這種價值目標的指引下，易產生對其所處情勢的掌控感，而不是處于被動的、不明就里的不安狀態(tài)(杜旌、冉曼曼、曹平，2014)。由于對“度”的權衡把握以達到內外的和諧統(tǒng)一，高中庸者對環(huán)境有著較高水平的掌控感，在面對可能存在的諸多風險時，會采取逐步、適度的改進，在環(huán)境可接受范圍內進行適度改良的創(chuàng)新?；谝陨纤?，高中庸價值取向個體通過獲得對環(huán)境的掌控，進而采取漸進式創(chuàng)新。

H1b 環(huán)境掌控感中介中庸價值取向對漸進式創(chuàng)新的積極影響作用。

2.3 中庸價值取向與幫助行為

幫助行為，是典型的指向人際的組織公民行為，指個體自愿做出的、幫助其他人解決工作相關的問題或者是預防這些問題產生的行為，例如幫助同事分擔工作，幫助新進的同事適應環(huán)境等，這一類型的公民行為對組織間接有益(Lee and Allen, 2002)。中庸作為一種價值取向在人際交往中體現(xiàn)得尤為顯著，它以“執(zhí)中一致”為核心，不失偏頗、不走極端，與周圍環(huán)境保持一致的要求背后蘊含著對“和”、對良好人際關系的追求與維護。高中庸者有著追求與周圍人保持良好人際關系的目標，因而在周圍人遇到困難及尋求幫助時，為避免人際沖突，維持個體與整體的和諧，高中庸者會兼顧各種關系，從而幫助周圍人。

幫助行為是體諒他人并且提供幫助的人際互動行為，個人的價值取向和思維方式會影響員工是否在他人需要幫助時伸出援助之手(涂乙冬，2013)。中庸是個體與外界交互作用時的一種價值取向，重視個體與環(huán)境之間的平衡與和諧，它影響著個體的為人處世方式。中庸價值取向一方面在人際關系上本就有著保持和諧、執(zhí)中一致的要求；另一方面它強調顧全大局、全面辯證地認知。幫助行為作為關系績效典型衡量指標，是工作績效的一個重要方面，同時有益于組織。高中庸者為了整體利益，有著認識和正確處理這種需要的認知條件以及實施幫助行為的行為動機。因此，我們提出如下假設：

H2a 中庸價值取向對員工幫助行為具有顯著正向影響。

2.4 良好人際關系的中介作用

與他人的關系是否積極融洽是個體對自身周遭人際關系狀況的感知和評價，個體的認知方式和價值取向會影響這種感知和評價。人與人之間的相互依賴與合作，自古以來就是中國人銘記于心的生存法則。在中國差序格局的社會結構下，個體被嵌套在各種關系交織形成的關系網中(沈毅，2005)。維持良好的人際關系在中國文化中具有特殊的地位，是中國人為人處世的重要目標之一。因而對于堅持中庸價值取向的個體來說，保持人際關系和諧是社會交往中的重要規(guī)范，在組織情境下也同樣具有重要意義。

中庸價值取向強調顧全大局、權衡利弊，一方面中庸具有全面、辯證地認知環(huán)境的特點，對周圍環(huán)境的變化和影響具有高度的敏感性，因此，在團隊提倡一致、維護和諧時，高中庸員工則會更加在意自己的行為。在進行決策時，他們會全面認識其所處的環(huán)境，與周圍環(huán)境保持一致，不隨一己情緒行動；在面對沖突時，尋求折中而不是針鋒相對(王慶娟、張金成, 2012)。據(jù)此，我們認為高中庸的人通常會體驗到更高的人際和諧，也事實上具有良好的人際關系。這種良好的人際關系，是高中庸價值取向個體展現(xiàn)幫助行為的基礎：首先，幫助行為的順利有效實施需要一定的條件，它建立在個體感知識別他人需求的基礎上。在工作場所中，對周圍人和事物有高度敏感性和洞察力的個體更容易識別他人的需求；其次，高中庸者追求人際關系的和諧，維持融洽的人際關系，更容易成為被需求幫助的對象；最后，基于已有的人際關系網絡，高中庸者對幫助行為持有積極正面態(tài)度，認為維持良好人際關系符合社會角色期待，更有可能做出幫助行為。據(jù)此，我們假設：

H2b 良好人際關系中介中庸價值取向對員工幫助行為的積極影響作用。

3.研究方法

3.1 研究樣本與程序

為保證研究的科學性，本研究采取配對設計，研究樣本來自我國北方多個知識和技術密集型團隊，參與調研的是專業(yè)性較強且工作自主性較高的知識型員工。在取得調研組織主管人員同意后，我們與部門負責人進行充分溝通，闡明問卷調查的意義，為順利開展問卷調查工作提供保障。問卷調查分為兩個部分，第一部分由員工報告其自身的個人統(tǒng)計變量、中庸價值取向、感知到的對環(huán)境的掌控感、與周圍人的積極關系；第二部分由參與問卷調查員工的直接領導對參與員工包括漸進式創(chuàng)新、激進式創(chuàng)新、幫助行為在內的工作績效進行評價。

經過問卷預調查后，正式問卷發(fā)送到調查對象手中，并向調查對象闡明結果僅用于研究，完全確保信息安全。根據(jù)調查對象對問卷進行編號，并由研究助理直接回收，確保后期與領導評價的準確配對，以及調查結果的保密性。一周內，在兩地研究助理的幫助下，第一部分發(fā)放并收回員工問卷共有321份，剔除存在缺失數(shù)據(jù)的問卷后共有289份，有效率為90.0%。一個月后，進行第二部分領導評價的問卷調查。經過兩部分問卷配對篩選后，共有266份完整有效的員工問卷數(shù)據(jù)，其中，參與調查的員工平均年齡為27.58歲 (SD =5.70)，男性占32%，在現(xiàn)單位平均工作年限為3.57年(SD =5.02 )。受調查員工中，62%的人具有本科或本科以上學歷，34.2%的人具有?？茖W歷，其余的具有高職或高中學歷。參與調查員工主要是從事專業(yè)技術和行政工作。

3.2 變量測量

除個人統(tǒng)計變量外，其他所有變量采用李克特 5點量表法進行量度(1=非常不同意，5=非常同意)。

(1)中庸價值取向(Zhongyong)。根據(jù)杜旌和姚菊花(2015)的研究，我們采用了中庸的核心內涵，即“執(zhí)中一致”的8個條目來測量中庸(α=0.85)。具體包括以下條目，如：為人處世時，“要合理也要合情”、“要不偏不倚、選擇適中的方案”、“要考慮周圍人的想法和做法”等。

(2)環(huán)境掌控感(Environmental Mastery)。采用Ryff(1995)編制的量表，抽取其中環(huán)境掌控感維度的四個條目(α=0.88)來進行評價，具體包括：“我對我的生活有一種掌控感”、“我能夠有效處理各種事情”等。

(3)良好人際關系(Positive Relations With Others)。采用Ryff(1995)編制的量表，抽取其中“良好的人際關系”維度的四個條目(α=0.84)來進行評價，具體包括：“我和周圍人關系是融洽的”、“我有值得信任的朋友”、“我能夠與周圍人保持良好人際/人情往來”和“我能夠理解別人并妥善處理人際關系”等。

(4)漸進式創(chuàng)新(Incremental Creativity)。根據(jù)Madjar、Greenberg和Chen(2011)的研究抽取其中測量漸進式創(chuàng)新的條目編制而成。共三個條目(α=0.90)，樣題如“會在目前工作基礎上，進行改進或提出改進想法”、“會有適當?shù)南敕ɑ蚍椒ǎ瑢δ壳肮ぷ鬟M行改進”和“為適應新的需要，會修正現(xiàn)有的工作流程或提出修正想法”，本題項由參與問卷調查員工的直屬領導對該員工進行評價。

(5)幫助行為(Helping)。在Podsakoff等(2000)研究的基礎上編制而成，選取組織公民行為的助人維度，用三個條目(α=0.87)來評價員工的幫助行為，分別是“主動幫助新同事適應工作環(huán)境”、“樂意協(xié)助其他同事解決工作上的困難”、“主動分擔或代理其他同事的工作”，由參與問卷調查員工的直屬領導對參與員工的幫助行為進行評價。

(6)控制變量。為了控制人口統(tǒng)計學變量對結果變量的影響, 我們測量了員工的年齡、性別、婚姻狀況、工作年限和受教育程度。年齡和工作年限分別用實際年齡和實際工作年限數(shù)值來測量, 性別測量0為女性、1 為男性, 婚姻狀況測量1為已婚，2為未婚，受教育程度的測量是1 為初中、2為高中、3 為高職、4 為?？啤? 為本科、6 為碩士、7 為博士。

本研究采用 SPSS 23.0 和 AMOS 21.0 對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。具體而言, 采用 SPSS 23.0 進行描述性統(tǒng)計和相關分析，采用 AMOS 21.0 進行結構方程模型技術分析，探索中庸價值取向通過環(huán)境掌控感和良好人際關系分別對漸進式創(chuàng)新和幫助行為的路徑機制，對理論模型進行擬合。

4.結果分析

4.1 驗證性因子分析

為了考察測量變量的有效性，確定它們是各自不同的變量，我們對中庸價值取向、環(huán)境掌控感、良好人際關系、幫助行為和漸進式創(chuàng)新五個變量進行驗證性因子分析(Comfirmatory Factor Analysis)。由于中庸價值取向、環(huán)境掌控感、良好人際關系三個變量來自員工自評，幫助行為和漸進式創(chuàng)新來自領導評價，我們分別對兩種不同來源的數(shù)據(jù)進行了擬合。結果如表1所示，來自員工自評的數(shù)據(jù)中，與另外兩個模型相比，三因子模型對數(shù)據(jù)的擬合效果最好(χ2(df=101) =262.2, RMSEA=0.078, CFI=0.915, TLI=0.886, AIC=364.21)；來自領導評價的數(shù)據(jù)中，與另外一個模型相比，二因子模型對數(shù)據(jù)擬合效果最好(χ2(df=8)=18.8, RMSEA=0.071, CFI=0.989, TLI=0.98, AIC=56.81)，說明本模型能夠較好地區(qū)分所涉及的5個構念，同源方差問題并不嚴重。

表1 驗證性因子分析

注：N=266。

4.2 描述性統(tǒng)計分析

本研究所涉及變量的均值、標準差及Person相關系數(shù)如表2 所示。結果顯示，中庸價值取向與良好人際關系(r=0.48,p<0.001)、環(huán)境掌控感(r=0.32,p<0.001)及幫助行為(r=0.15,p<0.05)顯著正相關，良好人際關系與幫助行為顯著正相關(r=0.19,p<0.01)，環(huán)境掌控感與漸進式創(chuàng)新顯著正相關(r=0.12,p<0.05)，為進一步分析變量間關系提供了基礎。

表2 均值、標準差和相關系數(shù)

注：N=266；*，** ，*** 分別表示p<0.05,p<0.01,p<0.001。

4.3 假設檢驗

本研究采用 AMOS 21.0對假設模型M0與實際數(shù)據(jù)的擬合程度進行檢驗, 模型整體擬合(overall model fit)結果為：χ2(df=198)=422.61, RMSEA=0.065, CFI=0.92, TLI=0.91, IFI=0.93，分析結果顯示該模型與現(xiàn)有數(shù)據(jù)有很好的擬合。盡管假設模型較好地擬合了數(shù)據(jù)，我們仍對那些可能會提供更強解釋力的潛在競爭模型進行了檢驗。因此，在考慮理論基礎的前提下，我們提出了2個可能的競爭模型，而不是對現(xiàn)有模型變量間所有的排列關系均做檢驗(MacCallum and Austin, 2000)。比較模型的數(shù)據(jù)結果如表3所示。

表3 比較模型數(shù)據(jù)結果

注：競爭模型M1在假設模型M0基礎上，加入了中庸對二結果變量漸進式創(chuàng)新和幫助行為的直接作用；競爭模型M2在假設模型M0基礎上，加入了環(huán)境掌控感-幫助行為、良好人際關系-漸進式創(chuàng)新兩條路徑的交叉中介作用。

競爭模型M1加入了中庸對漸進式創(chuàng)新和對幫助行為的直接效應，考察兩組中介關系中是否存在間接中介效應。該競爭模型也有較好的擬合度(χ2(df=196) = 421.44, RMSEA=0.066, CFI=0.92, TLI=0.91, IFI=0.93)，但并沒有顯著改進原假設模型(Δχ2(df=2) =1.17, ns)。并且，加入的自變量到結果變量的兩條直接路徑，其系數(shù)均不具有統(tǒng)計顯著性。

此外，我們還檢驗了兩組關系中是否存在多重中介效應，考察中庸對漸進式創(chuàng)新、幫助行為是否存在環(huán)境掌控感和良好人際關系的并列式多重中介影響。同樣地，競爭模型M2也有較好的擬合度(χ2(df=196) = 422.01, RMSEA=0.066, CFI=0.92, TLI=0.91, IFI=0.93)，但并沒有顯著改進原假設模型(Δχ2(df= 2) = 0.60, ns)。以上對競爭模型的分析比較，進一步驗證了環(huán)境掌控感在中庸對漸進式創(chuàng)新、良好人際關系在中庸對幫助行為的影響中的完全(而不是部分)中介作用。

圖2反映了擬合度最好的假設模型。盡管中庸價值取向對漸進式創(chuàng)新、幫助行為沒有直接顯著影響，但它通過環(huán)境掌控感、良好人際關系分別對二結果變量具有間接正向效應(H1a、H2a得到支持)。路徑分析結果顯示，環(huán)境掌控感在中庸對漸進式創(chuàng)新的正面影響中起中介作用，假設H1b得到支持。其中，中庸價值取向對環(huán)境掌控感影響的標準化系數(shù)為0.45(p<0.001)，環(huán)境掌控感對漸進式創(chuàng)新的標準化系數(shù)為0.15(p<0.05)。同樣地，良好人際關系在中庸對幫助行為的正面影響中起中介作用，假設H2b得到支持。其中，中庸價值取向對良好人際關系影響的標準化系數(shù)為0.63(p<0.001)，良好人際關系對幫助行為影響的標準化系數(shù)為0.21(p<0.01)。

注：*, ** , *** 分別表示p<0.05, p<0.01, p<0.001。圖2 最優(yōu)模型路徑圖

5.討論

中庸價值取向深刻地影響著中國人的態(tài)度和行為，但其具體發(fā)揮作用的心理機制仍不清楚。本研究在自我一致理論基礎上，對中庸價值取向的作用機制進行探索。基于我國北方地區(qū)266名員工及領導配對數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)：中庸價值取向通過提升員工的環(huán)境掌控感促進員工的漸進式創(chuàng)新，通過形成與環(huán)境的良好人際關系提升員工幫助行為。研究在理論上驗證和發(fā)展了中庸的作用機制：即中庸通過“執(zhí)中一致”來促進個體與外界的平衡，使個體獲取與外界環(huán)境和人際的和諧關系，進而個體可以采取適度行為保持和改善環(huán)境。

以往相關研究或是關注到中庸的直接影響作用，或是將其作為本土化的情境因素考慮，我們對中庸價值取向對個體態(tài)度行為影響的作用過程所知較少。厘清中庸的心理中介機制有助于深化對傳統(tǒng)價值取向的認識，推動我國本土化管理研究。本研究從員工行為任務導向和關系導向的視角，集中于漸進式創(chuàng)新和幫助行為，探索環(huán)境掌控感和良好人際關系的中介作用。研究結合自我一致理論，圍繞著中庸“中”與“和”的內在價值取向，認為高中庸的個體會采用漸進式創(chuàng)新和人際公民行為，來實現(xiàn)響應市場創(chuàng)新要求、促進組織和個人發(fā)展，創(chuàng)建良好人際氛圍等多方面“和”的目標，這其中具體的中介過程分別通過環(huán)境掌控感和良好人際關系來實現(xiàn)。

本研究也存在另一個邏輯路徑，即中庸價值取向通過個體行為來形成對環(huán)境的和諧相處，例如“中庸-幫助行為-良好人際關系”的邏輯通道，即高中庸價值取向個體更可能實施幫助行為，因實施幫助行為從而與他人建立更融洽的人際關系。為此我們進行了路徑分析，結果并未支持這一邏輯(χ2(df=198) = 504.77,p<0.001； RMSEA = 0.076, CFI = 0.90, TLI = 0.87, IFI = 0.90)，并顯示良好人際關系作為中介變量是最優(yōu)模型。我們注意到人際公民行為是指向具體特定的個體，在工作場所內它通常存在于有一定人際往來的個體之間，而不是完全沒有交集的陌生人之間。例如同事之間分擔工作，需要相互有所了解，對高中庸取向的個體而言，一方面他們所具有的良好人際關系為同事間相互了解提供了基礎條件，另一方面由于高人際敏感度，他們善于發(fā)現(xiàn)和識別他人的需要，并且會為了保持“和”而切實采取幫助行動。這種已有的良好人際關系，來自于高中庸取向的個體平時“中”“和”的為人之道，踐行“維持人際和諧”的主觀規(guī)范，沒有人際沖突，日常交往中的友好以待，即已達到了良好人際關系的基本水準。盡管以上闡述了中庸價值取向在本研究中的作用路徑，但“中庸-行為-與環(huán)境關系”也存在其理論基礎，未來仍需有研究來進一步探索。

研究的另一個理論貢獻是發(fā)現(xiàn)中庸并不意味著盲目被動地折中妥協(xié)，其對個體行為的影響也不能簡單地判斷為是積極或是消極，而要充分考慮個體的“中”及與情境的“和”。例如在中庸與建言的關系研究上，段錦云和凌斌(2011)通過具體分析結果變量的結構發(fā)現(xiàn)中庸對顧全大局式建言有正向影響，而對自我冒進式建言有負向影響，并不是簡單地認為中庸不利于建言。中庸價值取向究竟展現(xiàn)積極還是消極作用，需根據(jù)具體情形進行分析。在中庸價值取向與創(chuàng)新的關系上，也不能簡單片面地認為中庸對創(chuàng)新有消極作用，本研究發(fā)現(xiàn)中庸價值取向對改良型的創(chuàng)新類型具有正向促進作用。

研究對管理實踐的啟示有三個方面：第一，管理者需要正確認識中庸，摒棄偏見，根據(jù)企業(yè)實際情況，引導培育積極的企業(yè)文化支持企業(yè)發(fā)展，不應生搬硬套地學習西方管理技巧與經驗。企業(yè)管理者需要正視中國員工典型的本土文化價值取向，順應員工個性和群體習慣有的放矢地開展人性化的管理工作，最大程度地挖掘發(fā)揮員工的潛質和能力。第二，正視改良型漸進式創(chuàng)新這種創(chuàng)新類型，考慮員工在價值觀、能力等方面的實際情況，因勢利導激發(fā)員工創(chuàng)造力以服務組織發(fā)展。研究表明，激進式創(chuàng)新不一定比漸進式創(chuàng)新更好或更有價值(Kirton，1994)，漸進式創(chuàng)新和激進式創(chuàng)新行為均能促進企業(yè)績效(李憶、司有和，2008)。企業(yè)不能一味盲目追求顛覆式的創(chuàng)新，應該根據(jù)實際情況進行合理選擇。管理者應當充分考慮員工表現(xiàn)出來的“中庸”特征，通過培訓、授權、認可漸進式創(chuàng)新并給予激勵等措施增強員工個體的環(huán)境掌控感，因勢利導地鼓勵創(chuàng)新并為員工創(chuàng)新創(chuàng)造條件，以促進員工和組織的持續(xù)創(chuàng)新與發(fā)展。第三，為員工拓展人際圈創(chuàng)造平臺，加強員工間的交往，鼓勵互幫互助以提升團隊合作能力和組織凝聚力。組織內跨部門、跨領域的人際交往，一方面有助于孵化跨部門的互助行為，另一方面有助于提升員工的人際交往和團隊合作能力，并在人際往來的良好氣氛中提升組織的凝聚力，有助于提升企業(yè)活力和促進企業(yè)長效健康發(fā)展。

本研究也存在如下局限：(1)樣本代表性的局限性。本研究的樣本局限于北方，由于我國經濟、文化發(fā)展的地域多樣性和差異性，中庸價值取向可能存在不同，從而影響研究的推廣性和普適性。(2)研究層次單一的局限性。本研究集中于個體層次進行分析，沒有將團隊、組織等不同層次的影響納入進來，因而不能探索團隊氛圍、組織文化等潛在因素對結果的影響。未來的研究應充分考慮以上因素，通過更為嚴謹?shù)脑O計來控制相關因素，并考察在不同情景下中庸價值取向的影響作用。本研究關注的漸進式創(chuàng)新和幫助行為有一定的重要性和代表性，但中庸價值取向對其他個體行為是否具有同一中介機制，以及中庸價值取向綜合性框架性的作用機制仍值得深入探討。在未來研究方面，可以從團隊和組織的層面上更多考察中庸價值取向的作用機制，并納入更加具體多樣的情境因素。

[1]陳建勛, 凌媛媛, 劉松博. 領導者中庸思維與組織績效: 作用機制與情境條件研究[J]. 南開管理評論, 2010(2).

[2]段錦云, 凌斌. 中國背景下員工建言行為結構及中庸思維對其的影響[J]. 心理學報, 2011, 43(10).

[3]杜旌, 冉曼曼, 曹平. 中庸價值取向對員工變革行為的情景依存作用[J]. 心理學報, 2014, 46(1).

[4]杜旌, 姚菊花. 中庸結構內涵及其與集體主義關系的研究[J]. 管理學報, 2015,12(5).

[5]何軒. 互動公平真的就能治療“沉默”病嗎?——以中庸思維作為調節(jié)變量的本土實證研究[J]. 管理世界, 2009, 187(4).

[6]李啟明, 陳志霞.中庸實踐思維的結構和測量[J]. 心理研究, 2014, 7(1).

[7]李憶, 司有和. 探索式創(chuàng)新, 利用式創(chuàng)新與績效: 戰(zhàn)略和環(huán)境的影響[J]. 南開管理評論, 2008 (5).

[8]孫旭, 嚴鳴, 儲小平. 壞心情與工作行為: 中庸思維跨層次的調節(jié)作用[J]. 心理學報, 2014, 27(5).

[9]沈毅. 人緣取向: 中庸之道的人際實踐——對中國人社會行為取向模式的再探討[J].南京大學學報: 哲學·人文科學·社會科學, 2005, 42(5).

[10]涂乙冬. 領導-部屬交換與員工幫助行為: 一項三維交互研究[J]. 管理科學, 2013, 26(5).

[11]吳佳輝, 林以正. 中庸思維量表的編制[J]. 本土心理學研究, 2005, 24(1).

[12]王慶娟, 張金成. 工作場所的儒家傳統(tǒng)價值觀: 理論, 測量與效度檢驗[J]. 南開管理評論, 2012, 15(4) .

[13]姚艷虹, 范盈盈. 個體-組織匹配對創(chuàng)新行為的影響——中庸思維與差序氛圍的調節(jié)效應[J]. 華東經濟管理, 2014, 28(11).

[14]周浩, 龍立榮. 工作不安全感, 創(chuàng)造力自我效能對員工創(chuàng)造力的影響[J]. 心理學報, 2011, 43(8).

[15]楊中芳. 如何理解中國人:文化與個人論文集[M]. 重慶: 重慶大學出版社， 2009.

[16]楊中芳, 趙志裕. 中庸實踐思維初探[D]//第四屆華人心理與行為科際學術研討會文集.臺北, 1997.

[17]張毅, 游達明. 科技型企業(yè)員工創(chuàng)新意愿影響因素的實證研究——基于PSB視角[J].南開管理評論, 2014(4).

[18]Anderson, N., De Dreu, C. K., Nijstad, B. A. The routinization of innovation research: A constructively critical review of the state of the science[J].JournaloforganizationalBehavior, 2004， 25(2).

[19]Gong, Y., Huang, J. C., Farh, J. L. Employee learning orientation, transformational leadership, and employee creativity: The mediating role of employee creative self-efficacy[J].AcademyofManagementJournal, 2009, 52(4).

[20]Kirton, M. J.Adaptorsandinnovators:Stylesofcreativityandproblemsolving[M]. London: Routledge. 1994.

[21]Lee, K., Allen, N. J. Organizational citizenship behavior and workplace deviance: the role of affect and cognitions[J].JournalofAppliedPsychology, 2002, 87(1).

[22]Leifer, R..Radicalinnovation:Howmaturecompaniescanoutsmartupstarts[M]. Cambridge:Harvard Business Press, 2000.

[23]Leung, K., Brew, F. P., Zhang Z. X., Zhang, Y. Harmony and conflict: A cross-cultural investigation in China and Australia[J].JournalofCross-CulturalPsychology, 2011, 42(5).

[24]MacCallum, R. C., Austin, J. T. Applications of structural equation modeling in psychological research[J].AnnualReviewofPsychology, 2000, 51(1).

[25]Madjar, N., Greenberg, E., Chen, Z. Factors for radical creativity, incremental creativity, and routine, noncreative performance[J].JournalofAppliedPsychology, 2011, 96(4).

[26]Organ, D. W., Konovsky, M. Cognitive versus affective determinants of organizational citizenship behavior[J].JournalofAppliedPsychology, 1989, 74(1).

[27]Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Paine, J. B., Bachrach, D. G. Organizational citizenship behaviors: A critical review of the theoretical and empirical literature and suggestions for future research[J].JournalofManagement, 2000, 26(3).

[28]Ryff, C. D. Happiness is everything, or is it? Explorations on the meaning of psychological well-being[J].JournalofPersonalityandSocialPsychology, 1989, 57(6).

[29]Ryff, C. D.,Keyes, C. L. M. The structure of psychological well-being revisited[J].JournalofPersonalityandSocialPsychology, 1995, 69(4).

[30]Shalley, C. E., Zhou, J., Oldham, G. R. The effects of personal and contextual characteristics on creativity: Where should we go from here? [J].JournalofManagement, 2004, 30(6).

[31]Sheldon, K. M., Elliot, A. J. Goal striving, need satisfaction, and longitudinal well-being: The self-concordance model[J].JournalofPersonalityandSocialPsychology, 1999, 76(3).

[32]Van Harpen, X. Y., Sriraman, B. Creativity and mathematical problem posing: An analysis of high school students’ mathe-matical problem posing in China and the USA[J].EducationalStudiesinMathematics, 2013, 82(2).

[33]Wong, R., Niu, W. Cultural difference in stereotype perceptions and performances in nonverbal deductive reasoning and creativity[J].TheJournalofCreativeBehavior, 2013, 47(1).

[34]Yao X., Yang Q., Dong N.N., Wang L. Moderating effect of Zhong Yong on the relationship between creativity and innovation behavior[J].AsianJournalofSocialPsychology, 2010, 13(1).

責任編輯：路小靜

The Mechanism of ZhongYong’s Effect on Individuals:
Task- and Relation-oriented Perspectives

Du Jing1Duan Chengyao2

(1,2 Economics and Management School of Wuhan University, Wuhan, 430072)

In recent years a large number of studies focus on ZhongYong, the Chinese traditional value. Prior studies pointed out that the mechanism of ZhongYong is to ensure individuals the balance between themselves and the outside world by following the core principle of mean and congruence. Considering the fact that few studies have examined the mechanism, this research explores the impact and intermediary mechanism of ZhongYong on incremental creativity and help behavior, respectively from the task-oriented and relation-oriented perspective. By two-wave data collected from 266 Chinese employees and their leaders, the analysis of structural equation modeling shows that ZhongYong promotes employees’ incremental creativity by enhancing employee’s sense of environmental mastery, and stimulates employee’s helping behavior through forming positive interpersonal relationship with surroundings. The research conclusion develops the mechanism of ZhongYong, indicating that ZhongYong promotes the balance between the individual and the outside world through the implementation of the doctrine of mean and congruence, thus the individual being able to take actions to improve the environment.

ZhongYong; incremental creativity; helping behavior; environmental mastery; positive interpersonal relationship

“本土文化情境下領導行為對員工變革反映的影響：基于圖式理論的動態(tài)研究”(71172202);“組織變革前非正式信息的作用機制：多層次縱向研究”(71572135)。

杜旌，E-mail：jdu@whu.edu.cn。

C93

A