張興貴 胡獻丹 蘇 濤

·元分析(Meta-Analysis)·

高績效工作系統(tǒng)會降低員工幸福感嗎？來自元分析的證據*

張興貴1胡獻丹1蘇 濤2

(1廣東外語外貿大學商學院, 廣州 510006) (2廣東工業(yè)大學管理學院, 廣州 510520)

基于53篇文獻的55項獨立研究、研究樣本總人數達51750的數據, 對高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感的關系進行了元分析, 并檢驗了文化和行業(yè)差異對二者關系的調節(jié)作用。結果表明: (1)高績效工作系統(tǒng)對員工幸福感各維度均存在顯著的正向作用, 即具有“一致效應”, 而非“矛盾效應”。(2)文化情境調節(jié)了高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感的關系, 在高權力距離和集體主義文化情境下, 員工感知的高績效工作系統(tǒng)與主觀幸福感、心理幸福感、健康幸福感的正相關更強。(3)行業(yè)對高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感的關系具有顯著的調節(jié)作用。相比生產性服務業(yè), 醫(yī)療服務業(yè)員工感知的高績效工作系統(tǒng)與主觀幸福感的正相關更強; 但醫(yī)療服務業(yè)員工感知的高績效工作系統(tǒng)與健康幸福感的正相關低于生產性服務業(yè)。研究結論有助于全面理解高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感的關系, 啟示學界重新認識和審視高績效工作系統(tǒng)的價值。

高績效工作系統(tǒng), 員工幸福感, 文化情境, 行業(yè)差異, 元分析

1 問題提出

近20年來, 隨著員工中心人力資源實踐的興起, 人力資源管理與員工幸福感(employee well-being, 簡稱EWB)的關系成為人力資源管理研究的重要課題(Guest, 2017; Peccei & Van De Voorde, 2019)。作為戰(zhàn)略人力資源管理的通用方法和最佳實踐, 高績效工作系統(tǒng)(High-performance work systems, 簡稱HPWPs)與員工幸福感的關系尤其受到學者的關注(Peccei & Van De Voorde, 2019; Guerci et al., 2022), 但現有研究發(fā)現, 人力資源管理對于員工幸福感具有“矛盾效應”, 在改善某方面幸福感的同時, 會破壞另一方面(Grant et al., 2007), 存在“雙贏論”和“沖突論”兩種不同的觀點。

“雙贏論”主張, HPWPs不僅提高了組織績效使雇主受益, 而且提高了員工幸福感使員工受益, 形成了一種“雙贏”的局面(Ho & Kuvaas, 2020)。沖突論認為, 員工幸福感與組織績效是兩個不同的目標(Macky & Boxall, 2008), HPWPs通過提高組織績效使雇主受益, 但卻降低了員工幸福感, 導致了“沖突”的結果, 因此, HPWPs具有“矛盾效應”或“雙刃劍效應”。這兩種觀點都得到了實證研究的支持, 一些研究發(fā)現, HPWPs對工作滿意度(Takeuchi et al., 2009)、積極情感(Luu, 2019)、心理幸福感、健康幸福感(Khoreva & Wechtler, 2018)均有積極作用, 能夠提升員工幸福感(Huang et al., 2016; 孫健敏等, 2018; 曹曼等, 2019); 支持了“雙贏論”。另一些研究發(fā)現, HPWPs增加了員工的工作壓力, 工作焦慮和角色負荷(Jensen et al., 2013), 導致情緒衰竭(Boselie et al., 2005; 孫健敏, 王宏蕾, 2016; 張軍偉等, 2019), 對員工幸福感產生負面影響(Peccei & Van De Voorde, 2019; Qi et al., 2021); 支持了“沖突論”。本研究認為, 現有研究之所以得出分歧的結論, 可能的原因在于:

第一, 與員工幸福感的類型有關。員工幸福感是一個多維度的理論建構, 有主觀幸福感、心理幸福感和整合幸福感三種范式, 其測量維度有主觀幸福感、心理幸福感、健康幸福感和社會幸福感, 既有正面指標如工作滿意度和積極情感、也有負面指標如負性情緒和工作壓力、工作倦怠等。因此, HPWPs對員工幸福感的不同維度(如心理幸福感和健康幸福感)和指標(如正向指標和負向指標)的效應可能并不一致。然而, 現有研究只是考察了員工幸福感的部分指標, 如一些研究只考慮了工作滿意度, 發(fā)現HPWPs對績效和幸福感均有積極的影響(Riordan et al., 2005)。另一些研究只調查了健康幸福感(如心身癥狀), 發(fā)現HPWPs對工作績效有積極影響, 但對員工幸福感有消極影響(例如, Truss, 2001)。因此, 迄今為止, 關于HPWPs與員工幸福感關系的研究主要聚焦于部分維度和指標, 忽視了員工幸福感的多維性(Peccei & Van De Voorde, 2019; Guerci et al., 2022),有關HPWPs與員工幸福感的不同維度與指標之間的關系尚未得到系統(tǒng)的實證分析(Guerci et al., 2022)。

第二, 現有HPWPs與員工幸福感具體維度關系的研究結論, 除了與心理幸福感正相關的結論一致外, 與其余三個維度關系的研究結論依然存在分歧。首先, 雖然HPWPs對主觀幸福感和關系幸福感具有顯著正向作用的結論得到了多數研究的支持, 但也有研究發(fā)現, HPWPs與主觀幸福感(Khoreva & Wechtler, 2018; Guerci et al., 2022)和關系幸福感負相關(Khoreva & Wechtler, 2018)。其次, 雖然HPWPs對員工幸福感的負面效應主要體現在健康幸福感(Ogbonnaya & Messersmith, 2018; Salas-Vallina et al., 2021; Qi et al., 2021; Huang et al., 2018)的結論得到了多數研究的支持, 但也有研究發(fā)現, HPWPs能夠提高員工健康幸福感(Mihail & Kloutsiniotis, 2016)。由此可見, HPWPs與員工幸福感具體維度的相關性研究, 其具體強度和方向的結論并不一致, 需要進行系統(tǒng)和深入的分析。

第三, 現有研究結論的分歧, 可能源于已有研究忽略了HPWPs影響員工幸福感的情境變量, 即二者關系的邊界條件。現有HPWPs的研究傾向于采用“普適觀”, 認為HPWPs在所有國家、行業(yè)、組織中都是有效的(Rauch & Hatak, 2016)。然而, HPWPs的有效性受到多種情境和條件的制約(孫健敏, 王宏蕾, 2016), 現有研究主要關注了組織文化、工作特征、人口學變量等因素的調節(jié)作用, 忽視了文化情境和行業(yè)差異的影響(Pagán-Casta?o et al., 2020)。員工對HPWPs的感知和解釋會影響其在工作中的態(tài)度和行為(顏愛民等, 2016; Drover et al., 2018), 而員工對HPWPs的主觀感知會因其文化價值觀(蘇濤等, 2019)和所處行業(yè)的不同(Tzabbar et al., 2017)而有所差別, 但是, 有關HPWPs與員工幸福感關系的文化背景和行業(yè)差異的研究還較為罕見。

第四, 雖然一些學者對人力資源管理與員工幸福感的關系進行了較為全面的定性綜述(Guest, 2017; 張興貴, 陳瑋瑜, 2017), 但少有研究聚焦于HPWPs與員工幸福感的關系, 基于元分析方法的文獻研究尚未發(fā)現。作為量化的文獻研究方法, 元分析具備兩個不可比擬的優(yōu)勢(Certo et al., 2006): (1)它能夠合并統(tǒng)計處理同一主題的多個實證研究結果, 更準確地估計變量間關系的大小和真實的相關方向, 獲得更有說服力的普遍性結論; (2)它可以探討變量之間關系的邊界條件, 檢驗其中的調節(jié)效應, 更好地詮釋變量之間的關系。

基于上述原因, 本研究運用元分析方法, 系統(tǒng)檢驗員工知覺的HPWPs與員工幸福感的關系, 期望在兩方面取得進展: 第一, 厘清HPWPs與員工幸福感不同維度之間的關系, 其強度和方向如何？以檢驗HPWPs對員工幸福感的作用是否具有“矛盾效應”？“雙贏論”還是“沖突論”更契合二者的關系？以期澄清以往研究存在的分歧。第二, 探究HPWPs與員工幸福感關系的情境制約因素, 二者的關系是否受到文化情境和行業(yè)差異的影響？以期為因地制宜地發(fā)揮HPWPs的效用提供理論依據。

2 文獻綜述與研究假設

2.1 高績效工作系統(tǒng)的概念與測量

人力資源系統(tǒng)是基于組織價值觀和戰(zhàn)略目標的一系列人力資源政策、項目與實踐的組合(Arthur & Boyles, 2007)。20世紀80年代以來, 隨著人力資源管理(Human resource management, 簡稱HRM)在組織中戰(zhàn)略地位的確立, HRM研究由微觀的職能導向轉變?yōu)楹暧^的戰(zhàn)略導向(Wright & Boswell, 2002), 它關注人力資源的整體功能對組織戰(zhàn)略目標與績效的作用。Huselid (1995)指出, 能為企業(yè)創(chuàng)造持續(xù)競爭優(yōu)勢的是整體的人力資源管理系統(tǒng)而非單個的人力資源實踐, 整合的HRM系統(tǒng)具有特質性、復雜性、難以模仿和路徑依賴等特點, 更有利于為企業(yè)創(chuàng)造持續(xù)競爭優(yōu)勢。

高績效工作系統(tǒng)(high-performance work systems, 簡稱HPWPs)是以提高組織績效為目標的一系列既獨立又相互關聯(lián)且具有協(xié)同效應的HRM實踐組合(Wright & McMahan, 1992)。關于HPWPs的界定目前依然存在分歧。多數觀點認為, HPWPs也被稱為高績效工作實踐、高參與工作系統(tǒng)、高承諾工作系統(tǒng)、最佳人力資源實踐等(劉善仕, 周巧笑, 2004; 程德俊, 趙勇, 2011)。但也有觀點認為, HPWPs、高參與工作系統(tǒng)和高承諾工作系統(tǒng)是三種不同的HRM系統(tǒng)(張正堂, 李瑞, 2015), 它們的側重點有所不同: HPWPs以提高組織績效為目標, 高承諾工作系統(tǒng)旨在提高員工組織承諾, 而高參與工作系統(tǒng)強調通過員工的參與實現組織目標。鑒于現有研究中存在分歧, 為了避免爭議, 本研究僅以高績效工作系統(tǒng)或高績效工作實踐作為研究對象, 統(tǒng)一用HPWPs作為簡稱, 檢驗其對員工幸福感的效應。

HPWPs所包含的HRM實踐主要有: 選拔性招聘、廣泛的培訓、基于績效的薪酬、員工參與決策、信息共享、工作安全感(工作穩(wěn)定性)、團隊合作(自我管理團隊)、靈活的工作安排、員工關系等實踐(Combs et al., 2006; Sun et al., 2007; 張正堂, 李瑞, 2015)。基于AMO模型, HPWPs由三個關鍵實踐組合構成: 選擇性雇用和培訓屬于能力提升型實踐, 以提升員工的能力達到適當的績效水平; 績效評估和薪酬屬于動機激發(fā)型實踐, 旨在激發(fā)員工活力, 充分挖掘員工潛能; 而靈活的工作設計、信息共享、員工參與決策、團隊合作等實踐屬于參與機會型實踐, 旨在為員工創(chuàng)造積極參與工作的機會。由于HPWPs提高了員工的能力, 激發(fā)其工作動機, 創(chuàng)造員工參與的機會, 從而提高其工作滿意度和幸福感, 進而影響了組織績效(Van De Voorde et al., 2012)。

關于HPWPs的測量存在組織和員工兩種不同的研究視角, 組織視角從宏觀層面關注組織實施的HPWPs對企業(yè)績效的影響, 多采用管理者/HRM經理對HPWPs進行評價; 而員工視角的研究則從微觀層面關注個體感知的HPWPs對個人績效、幸福感、主動行為、敬業(yè)度等的效應(Zhang & Morris, 2013)。起初, HPWPs的主流研究關注組織實施的HRM實踐對組織績效的作用, 近年來研究者更加關注員工感知的HPWPs (Jiang et al., 2015; 鄭曉明等, 2020)。這是因為組織與管理者實施HPWPs的意圖或預期與員工對HPWPs的感知并不一致, 加之組織實施HPWPs的強度存在差異(張軍偉等, 2019), 因此, 導致員工對相同的HPWPs存在不同的歸因和情感體驗(Chuang & Liao, 2010)。更為重要的是, 相對于管理者實施的HRM實踐, 員工感知的HPWPs對個體行為結果具有更強的預測力(Kilroy et al., 2016), 因此, 本研究采用員工的主觀感知來界定和測量HPWPs。

2.2 員工幸福感的概念與測量

對員工幸福感的概念界定有主觀幸福感和心理幸福感兩種研究視角。員工主觀幸福感被界定為個體對自身工作生活的認知評價和情感體驗, 常見的測量指標有工作滿意度、積極情感與消極情感(Bakker & Oerlemans, 2011; Kaluza et al., 2020)。心理幸福感關注精神層面的滿足體驗, 以充分實現個體的功能, 做正確的事、追求個人成長、自我和諧等(Ryff & Keys, 1995), 強調工作的意義感、勝任感與潛力的發(fā)揮(Dagenais-Desmarais & Savoie, 2012)。相對于主觀幸福感的穩(wěn)定結構, 關于心理幸福感的結構尚未達成共識, 常見的測量指標有敬業(yè)度、工作投入、工作繁榮和工作意義等(Grant et al., 2007; Dagenais-Desmarais & Savoie, 2012)。

近年來員工幸福感的概念出現整合的趨勢(Slemp & Vella-Brodrick, 2013)。整合視角下的員工幸福感, 不僅融合了主觀幸福感和心理幸福感的指標, 還增加了健康幸福感和關系幸福感的測量指標。Grant等人(2007)提出, 員工幸福感是員工在工作中的體驗和個人效能發(fā)揮的整體質量, 其測量指標包括心理幸福感(Psychological Well- Being)、健康幸福感(Health-related Well-Being)以及關系幸福感(Relationships Well-Being), 這一概念界定為多數學者所青睞(Van De Voorde et al., 2012; Kooij et al., 2013)。健康幸福感是與員工健康有關的生理和身體狀況的主觀體驗, 關系幸福感是指個體與他人和組織關系的質量, 也稱為社會幸福感(Social well-being)。

根據上述文獻回顧, 本研究從主觀幸福感、心理幸福感、健康幸福感和關系幸福感四個方面對員工幸福感進行測量。主觀幸福感的測量指標有工作滿意度、積極情感與消極情感(Bakker & Oerlemans, 2011; Kaluza et al., 2020); 心理幸福感的測量指標有工作投入、敬業(yè)度、工作繁榮和工作意義(Sakuraya et al., 2020; Bohnlein & Baum, 2020); 健康幸福感的測量指標有壓力、工作倦怠、情緒耗竭等(Appelbaum et al., 2000; Godard, 2001)。關系幸福感的測量指標有信任、人際關系和組織支持等(Grant et al., 2007; Biétry & Creusier, 2017)。

2.3 高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感的關系

本研究以資源保存理論為基礎, 探究和解釋員工知覺的HPWPs與幸福感不同維度的關系。資源保存理論認為, 個體具有努力獲取、保持、培育和保護其重要資源的傾向, 以應對環(huán)境中的壓力和挑戰(zhàn), 實現個人目標(Hobfoll et al., 2018)。資源是對人們具有重要價值的物質(如金錢)、條件(如地位、社會關系、社會支持)、個人特征(如自尊、自我效能等個人積極特質)和能量(如個人精力和活力)。幸福感源于個體需要和目標實現后的主觀體驗, 而資源是實現個人需要和目標的工具和條件, 充足的、符合個人需要的資源, 能夠降低目標實現過程中的不確定性(章凱, 林叢叢, 2018), 增強個體對目標實現的期待和心理安全感。資源的獲得、存續(xù)和增加會激活資源增益的循環(huán), 從而提升員工幸福感; 而資源的損失或資源損失的預期會激活資源損耗的循環(huán), 對個體幸福感產生負面影響。

根據資源保存理論, 資源得失的變化(獲得、保持和增減)是人力資源實踐影響員工幸福感的機制。HPWPs為員工完成組織任務提供了所需要的工作資源, 實現了資源的增益, 從而提高了員工幸福感(Boon & Kalshoven, 2014)。首先, HPWPs的招聘與選拔、培訓和發(fā)展等實踐措施, 提升了員工的知識、能力和技能等個人資源, 幫助個體有效適應工作要求, 達成高水平工作目標(Huang et al., 2016), 實現個人成長目標和自我價值。這增強了員工的自我效能感、勝任感以及對環(huán)境和工作的控制感(Guerci et al., 2022)等個人資源, 從而提升了員工的工作滿意度和工作投入(Deci, et al., 2017), 增強了工作的意義感。其次, HPWPs所實施的基于績效的薪酬和激勵計劃等實踐, 能夠使員工獲得公平公正的物質回報, 增加了他們的經濟資源和條件資源(魏巍等, 2020), 有利于提升員工的物質幸福感和生活滿意度。因此, HPWPs中基于能力和動機的實踐實現了物質資源和個人資源的增益, 激活了資源增益的循環(huán), 從而提升了個人主觀幸福感和心理幸福感。

再次, HPWPs中的員工授權、參與機會、內部晉升、就業(yè)保障等實踐, 使員工感知到組織的關心、重視與支持(Kuvaas, 2008), 能增進員工對組織的信任和認同(蔣建武, 趙珊, 2017)。而HPWPs中的員工參與決策、團隊合作、開放性溝通等實踐, 既能夠增進員工的歸屬感和工作安全感, 又能夠構建良好的組織內部關系網絡(Evans & Davis, 2005), 營造和諧的工作氛圍, 增進融洽的人際關系(Khoreva & Wechtler, 2018), 擴展了員工的關系資源, 因而能夠增強員工關系幸福感(Hu & Jiang, 2018; Sanders et al., 2019)。

然而, HPWPs提供的資源通常伴隨著高工作需求(Jensen et al., 2013), 可能會帶來工作壓力, 導致實際的資源損耗或使員工感受到資源損失的威脅(Bakker & Demerouti, 2007), 從而降低員工幸福感。HPWPs以提高組織績效為目標, 要求員工提高工作質量和效率, 增加了員工的工作要求(Chaudhuri, 2009), 會導致員工工作超載(Franco- Santos & Doherty, 2017), 激活資源損失的循環(huán)。為了應對工作要求, 避免因低績效而遭受的資源損失(如薪資降低、晉升受阻等), 員工會在工作中投入更多的資源, 如更長的工作時間、更持久的注意力、高水平的努力等, 這必將消耗個體認知資源、情緒資源和健康資源, 容易導致焦慮、疲勞和情緒耗竭等(Bakker & Demerouti, 2007), 降低健康幸福感(Xia et al., 2019)。

由此, HPWPs對員工幸福感的影響是一把“雙刃劍”, 雖然有利于提高主觀幸福感、心理幸福感和關系幸福感, 但也同時會增加員工的工作負荷, 損害員工的健康幸福感(Van De Voorde et al., 2012)。

基于以上理論分析, 提出如下研究假設:

H1a: HPWPs對主觀幸福感、心理幸福感和關系幸福感具有顯著的正向預測作用。

H1b: HPWPs對健康幸福感具有顯著的負向預測作用。

2.4 高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感的關系: 調節(jié)變量

2.4.1 文化背景的調節(jié)作用

近十年來, 雖然有關HPWPs與員工幸福感關系的實證研究不斷涌現, 但研究結果仍存在諸多矛盾和分歧, 這與HPWPs中的工作資源和工作要求之間的平衡有關, 也預示著HPWPs對員工的影響具有嚴格的邊界條件(孫健敏, 王宏蕾, 2016)。現有HPWPs的研究傾向于采用“普適觀”, 認為HPWPs在任何國家和民族文化背景中都是有效的(Rauch & Hatak, 2016)。然而, 研究發(fā)現, HPWPs的有效性受到多種情境和條件的制約, 國家文化作為重要的情境變量, 可能會對HPWPs與幸福感的關系產生影響(Peccei et al., 2013)。但現有實證研究主要集中在組織層面或者微觀個體層面, 有關HPWPs與員工幸福感關系的跨文化研究較為罕見(李敏, 鄧蓉, 2010; Rode et al., 2016)。

國家文化是由一國成員共同擁有的深層價值觀體系(Hofstede, 1991), 形塑著人們的認知觀念和思維方式, 不同文化情境下的個體對客觀事物的意義、重要性的認知和評價會存在差異(Hofstede et al., 2010)。員工對HPWPs有效性的感知會受到文化價值觀的影響, 例如Lawler等(1992)對比了美國企業(yè)和日本企業(yè)的人力資源管理系統(tǒng)后發(fā)現, 高刺激、高獎勵的薪酬設計對于美國企業(yè)的員工有著顯著的積極影響, 而對日本企業(yè)員工的影響并不顯著。

員工幸福感是個體對工作體驗和效能的總體質量評價, 個體的主觀體驗和感知又會因其所處文化情境的不同而有所差異, 例如Khoreva和Wechtler (2018)發(fā)現, 在高權力距離情境中, HPWPs與關系幸福感呈現負相關; 而Salas- Vallina等(2021)發(fā)現, 在低權力距離情境中二者關系呈現正相關。此外, Ehrnrooth和Bj?rkman (2012)基于北歐的樣本發(fā)現, HPWPs會對員工產生雙刃劍效應, 同時帶來積極和消極的影響。因此, 文化背景可能是HPWPs與員工幸福感關系的調節(jié)變量。

關于文化差異的理論框架, 以霍夫斯泰德的文化價值模型使用最為廣泛(Naseer et al., 2019), 東西方文化在權力距離、集體?個人主義及長期?短期導向3個維度上的差異尤為明顯(王佳燕等, 2022), 東方文化具有高權力距離、集體主義、長期導向等特點, 員工對組織的依賴性更強, 更適應高層級和制度化的工作環(huán)境; 西方文化具有低權力距離、個人主義傾向和短期導向等特點, 員工注重個體自由與自主, 更適應扁平化和靈活的工作環(huán)境。因此, 本研究在探究文化差異對HPWPs與員工幸福感關系的影響時, 聚焦于以上三個文化維度。

(1)權力距離

權力距離(Power distance)是指個體對組織內不平等的權力分配的接受程度, 權力距離越高, 表明個體對權力分配不均衡的接受程度越高(Clugston et al., 2000)。HPWPs強調員工參與決策和授權, 使員工在執(zhí)行工作任務時擁有工作自主性和靈活性。不同權力距離情境中, 員工對HPWPs中的授權、員工參與等的感知均存在差異, 高權力距離的員工更容易接受權力的不均衡分配, 對于HPWPs中的授權、自主性等實踐的敏感程度低于低權力距離的個體, 傾向于服從領導的決策與安排, 并不期望領導會讓其參與決策。甚至有研究發(fā)現高權力距離的員工對工作自主性和授權會有所抵觸, 以恐懼和不信任的態(tài)度看待員工參與(Chen & Aryee, 2007; Newman & Nollen, 1996)。劉善仕和周巧笑(2004)的研究發(fā)現, 高權力距離的員工參與管理和決策的程度很低, 他們傾向于服從領導的安排和派遣, 如果沒有管理者的行政命令, 反倒會無所適從或各自為政, 影響工作效率。低權力距離的員工則更喜歡參與決策和擁有更高的工作自主權, 這對其工作滿意度、組織承諾和組織認同感產生積極影響(施楊, 李南, 2009), 這些工作資源更能激發(fā)其工作投入, 實現自我價值, 增進主觀幸福感和心理幸福感。

信任是組織內關系的核心成分, 是員工工作績效和上下級關系的重要決定因素(鄭伯塤, 1999)。陳篤升(2014)指出, 在高權力距離文化背景下, 員工與企業(yè)之間的相互信任程度會低于低權力距離情境的國家。此外, 高權力距離下的員工通常與上級保持較大的社會距離(鄭曉旭等, 2023), 而低權力距離中的員工感知到與主管之間的情感差距較小(謝俊等, 2012), 因此更容易接受需要員工高度參與的HPWPs, 并將其視為組織重視他們、給其提供工作資源的信號, 從而影響他們的組織支持感與信任(Zhong et al., 2015), 因此, 低權力距離員工感知的HPWS與關系幸福感的正相關更強。

此外, 高權力距離的員工可能會將HPWPs帶來的工作要求視為完成角色任務的正當要求, 盡職盡責地完成工作任務, 視長時間工作和加班為常態(tài), 未必會導致消極的情感體驗。Oruh和Dibia (2020)的研究發(fā)現, 由于權力距離的存在使員工無法在與壓力源相關問題上挑戰(zhàn)雇主。所以, 相比低權力距離的員工, 高權力距離員工感知的HPWPs對情感幸福感和健康幸福感的消極影響可能更弱。綜上, 提出假設:

H2a:權力距離調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感之間的關系, 相對于高權力距離的個體, 低權力距離的個體感知的HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的正相關更強。

H2b:權力距離調節(jié)了HPWPs與關系幸福感之間的關系, 相對于高權力距離的員工, 低權力距離員工感知的HPWPs與關系幸福感的正相關更強。

H2c:權力距離調節(jié)了HPWPs與健康幸福感之間的關系。相對于高權力距離的員工, 低權力距離員工感知的HPWPs與健康幸福感的負相關更強。

(2)集體主義與個人主義

集體主義(collectivism)和個人主義(individualism)是指一個國家的人民喜歡以群體/個體成員形式進行活動的傾向。集體主義文化重視個體與組織或團隊之間的相互依存、合作與和諧, 其心理體驗或情感的產生會受到群體中他人的影響(Erdogan & Liden, 2006; Francesco & Chen, 2004)。而個人主義文化強調個體的自我獨立性, 重視自我價值與個人體驗, 情緒由自己主導(Kastanakis & Voyer, 2014)。

個人主義導向的員工重視個人利益, 看重自我實現和發(fā)展, 具有更強的自我增強動機(Gu et al., 2022), 對能夠增長個人資源的HPWPs (如工作自主性和決策參與等實踐)更容易接受和認可, 對HPWPs傳遞出的投資員工成長和關懷支持員工的感知也更加強烈(Zhong et al., 2015)。而集體主義導向使得員工重視集體目標, 傾向于壓抑個體自身的需要和目標(鄒瓊, 佐斌, 2004), 對于獲取HPWPs提供的、能夠增長個人資源的動機不如個人主義導向的員工強烈。因此, 個人主義導向的員工對于HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感關系的感知會更強烈。

集體主義導向的員工更重視集體利益(Madhavan, 2011), 強調個人與組織目標的一致性, 以及人際和諧(張文勤等, 2020)。HPWPs提供的支持性資源, 以及構建組織成員積極心理聯(lián)系的實踐(如信息共享、團隊合作等), 更能滿足集體主義導向員工的人際聯(lián)結需求。此外, 集體主義導向的員工對組織有著更為強烈的認同感(李燕萍, 徐嘉, 2014), 更容易說服自己同組織保持一致, 因此對組織實施的HPWPs的接受和認可程度更高。因此, 集體主義導向員工感知的HPWPs與關系幸福感的正相關更強。

綜上, 提出研究假設:

H3a:個人?集體主義調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的關系, 個人主義導向的員工感知的HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的正相關強于集體主義導向的員工。

H3b:個人?集體主義調節(jié)了HPWPs與關系幸福感之間的關系, 相對于個人主義導向的員工, 集體主義導向的員工感知的HPWPs與關系幸福感的正相關更強。

H3c: 個人?集體主義調節(jié)了HPWPs與健康幸福感之間的關系。相對于集體主義導向的員工, 個人主義導向的員工感知的HPWPs與健康幸福感的負相關更強。

(3)長期導向與短期導向

長期導向(long-term orientation)是指未來導向的價值觀, 個體注重未來的回報, 接受延遲滿足, 有更強的耐心、毅力和韌性; 相反, 短期導向(Short term orientation)指的是現在導向的價值觀, 關注眼前利益, 更注重個人自由和即時滿足(Gu et al., 2022)。HPWPs不僅通過培訓強化員工工作所需的能力和技能, 而且通過公平的薪酬和績效評價有效激發(fā)了員工的工作動機, 為員工的持續(xù)發(fā)展提供了機會和平臺, 向員工傳遞出組織對他們長期投資的信號。長期導向的員工更看重職業(yè)前景和崗位上升空間, 會認為組織實施HPWPs的目的不僅關注組織利益, 更看重員工的職業(yè)發(fā)展與成長(Vo & Bartram, 2012)。因此, HPWPs更能滿足長期導向員工的心理需求, 使員工能夠認識到在組織發(fā)展過程中自己的貢獻是被重視的, 能夠激發(fā)員工的自我價值感和內在動機(曹曼等, 2019), 從而工作更加投入, 表現出對組織的強烈認同、信任和歸屬感(Alfes et al., 2012), 其主觀幸福感、心理幸福感和關系幸福感更強。

此外, 長期導向的員工更看重未來的目標而不是當下的享受, 在遇到困難時更能夠堅持不懈、更具韌性和毅力, 這些心理資本是寶貴的個人資源, 能夠幫助個體有效應對HPWPs帶來的工作壓力和挑戰(zhàn), 在壓力下保持樂觀和韌性, 能夠以積極的情緒和心境應對壓力, 緩沖了壓力的消極作用和對健康的負面影響, 其健康幸福感更高。綜上, 提出以下假設:

H4a:長期?短期導向調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感之間的關系, 與短期導向的個體相比, 長期導向的員工感知的HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的正相關更強。

所有患者均接受MSCT診斷，采用128排螺旋CT機進行掃描，儀器型號為西門子SIEMENS128層AS+，相關參數設置：層厚0.625mm，轉速0.35s/周，電壓120kV，自動毫安（480～680mA），重建野及顯示野25cm，標準算法，掃描野Large，重建層厚0.625mm，間隔0mm，從器官隆突處向下掃描至心臟膈面。在PR間期R波后75%R-R間期時相實施重建選取質量較佳的對象做最后觀察分析，采用碘普羅胺作為對比劑，規(guī)格為370mgI/mL，采用雙筒高壓注射器Stellan Medrad，對比劑總量0.9mL/kg，采用30～40mL生理鹽水，注速5mL/s。

H4b:長期?短期導向調節(jié)了HPWPs與關系幸福感之間的關系, 與短期導向的個體相比, 長期導向員工感知的HPWPs與關系幸福感的正相關更強。

H4c:長期?短期導向調節(jié)了HPWPs與健康幸福感之間的關系, 與長期導向的員工相比, 短期導向員工感知的HPWPs與健康幸福感的負相關更強。

2.4.2 行業(yè)的調節(jié)作用

根據樣本數據的分布特征, 本研究將行業(yè)分為生產性服務業(yè)(主要涵蓋金融服務、通訊服務、商務服務、人力資源服務等生產支持性服務等)、醫(yī)療服務業(yè)及其他(多種行業(yè)混合或未明確交代行業(yè)的樣本, 由于行業(yè)屬性不明確, 故下文不予討論)。組織由于所處行業(yè)的不同, 面臨不同的技術環(huán)境和勞動力市場, 不同的行業(yè)和制度背景會形成不同的人力資源策略和實踐(Young et al., 2010)。因此, 不同行業(yè)所采用的HPWPs及其有效性可能不同。

隨著服務經濟在大多數國家的經濟中占據主導地位(Liao et al., 2009), 服務業(yè)高績效工作系統(tǒng)的研究受到了學界的關注(Mihail & Kloutsiniotis, 2016)。生產性服務業(yè)是為制造業(yè)提供中間服務的行業(yè)(李霞等, 2016), 具有知識技術含量高、創(chuàng)新性強、產業(yè)融合度高等特征(夏杰長, 肖宇, 2019), 其人力資本具有較高的專業(yè)性、流動性和市場化特征, 組織并不傾向于長期培養(yǎng)員工, 而是依賴外部勞動力市場機制(Erickson, 2004)其人力資源實踐具有鮮明的利誘型人力資源系統(tǒng)的特征: 招聘強調技術的勝任力, 進行有限的技術培訓, 績效評估強調結果導向和對員工的控制, 薪酬強調對外公平, 員工晉升空間有限, 提供有限的工作保障, 企業(yè)與員工的關系主要是經濟交換關系(劉善仕, 劉輝健, 2005)。

醫(yī)療服務業(yè)屬于勞動密集型、知識密集型和技術密集型服務業(yè)(Fan et al., 2014)。醫(yī)護人員的工作關乎病人的健康和生命安危, 不僅要為患者提供高質量的服務, 還要處理好醫(yī)患關系, 因此, 從業(yè)者不僅需要精湛的專業(yè)技能, 還需較強的壓力承受能力和情緒勞動能力(Fan et al., 2014)。為了提供專業(yè)化的服務, 保持和諧的醫(yī)患關系, 醫(yī)療行業(yè)的人力資源需要保持適度的穩(wěn)定性, 且其專業(yè)能力需要長期的積累和培養(yǎng), 因此, 醫(yī)院更多地采用廣泛培訓、參與式管理、內部晉升、工作安全感等實踐(Huang et al., 2016), 以應對高強度的工作要求和壓力。這種人力資源系統(tǒng)強調對內公平, 建立了內部勞動力市場, 組織注重培養(yǎng)員工的信任感(Salas-Vallina et al., 2021), 給予員工高工作保障, 重視員工的職業(yè)發(fā)展, 謀求與員工建立長期的工作關系(Zhang et al., 2013)。因此, 醫(yī)療服務業(yè)的員工與組織之間更多基于相互信任和情感投資進行社會交換(Shore et al., 2006), 其人力資源實踐具有投資型人力資源系統(tǒng)的特征(劉善仕, 劉輝健, 2005)。

由于醫(yī)療行業(yè)所實施的投資型人力資源實踐為員工的職業(yè)成長和個人發(fā)展提供了所需的資源, 這些資源不僅有效緩解了高工作要求帶來的資源損耗, 而且有效提升了員工的能力, 激發(fā)了員工的工作動機(Sadatsafavi et al., 2015), 實現了個人資源的增益; 相反, 生產性服務業(yè)所實施的利誘型人力資源實踐更強調對員工的經濟交換和控制, 較少涉及社會交換和情感關懷, 更容易導致員工個人資源的損耗(Schaufeli, 2006)。因此, 相對于生產性服務業(yè), 醫(yī)療行業(yè)員工對高績效工作系統(tǒng)提供的組織支持資源的感知更強烈, 更有助于其實現自我目標與價值, 提升心理幸福感。

但醫(yī)療行業(yè)由于責任重大, 需要員工精力高度集中、持續(xù)在崗, 導致員工工作時間長、工作強度大(趙新元等, 2020), 加班加點和輪班倒班是工作的常態(tài); 為了維持和諧的醫(yī)患關系, 員工需要持續(xù)進行情緒勞動, 致使醫(yī)療行業(yè)員工面臨巨大的心理壓力, 這勢必影響其身體健康和心理健康。綜上, 提出假設:

H5:行業(yè)調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感、心理幸福感和健康幸福感間的關系, 醫(yī)療服務業(yè)中個體感知的HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的正相關強于生產性服務業(yè), 而醫(yī)療服務業(yè)個體感知的HPWPs與健康幸福感的負相關強于生產性服務業(yè)。

基于上述理論基礎和假設推導, 本研究構建如圖1理論模型。

圖1 高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感關系元分析的理論模型

3 研究方法

3.1 文獻檢索與篩選

為了全面系統(tǒng)地搜集有關高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感關系的實證文獻, 本研究首先將“高績效工作系統(tǒng)/實踐” “人力資源管理” “HRM管理/ 實踐/系統(tǒng)/捆綁” “人力資源實踐/系統(tǒng)/捆綁”與“幸?！?“幸福感” “快樂” “工作滿意度” “積極情感” “消極情感” “敬業(yè)度” “工作投入” “工作繁榮” “工作旺盛” “工作意義” “組織支持” “信任” “人際關系” “工作壓力” “倦怠” “情緒耗竭”進行組合, 在知網、萬方、維普數據庫中進行檢索。其次將“high performance work practice/system” “HPWPs” “HPWS” “Human Resource Management” “human resource work practice/system” “HRM Management/practice/ system/Bundles” “Human Resource practice/system/ Bundles”與“happiness” “well-being” “well being” “wellbeing” “job satisfaction” “positive affect” “negative affect” “work engagement” “employee engagement” “job involvement” “Happiness at work”“job meaningfulness” “organizational support” “trust” “relationship” “job stress” “job strain” “burnout” “exhaustion”進行組合, 在Web of science、ProQuest、Elsevier、Google Scholar等英文數據庫進行檢索。第三, 為避免遺漏, 本研究對重要的綜述論文(如Peccei & Van De Voorde, 2019; Guest, 2017等)和實證論文(如Guerci et al., 2022; Zhang et al., 2013等)中的參考文獻進行了人工搜索。為保證文獻質量, 僅選擇核心期刊論文(CSSCI/SSCI), 不考慮碩博學位論文、會議論文以及其他未發(fā)表的文章, 文獻檢索截止到2023年3月。

本文通過以下標準對初步檢索到的文獻進行篩選: (1)剔除純理論研究、綜述研究以及案例研究等非實證研究; (2)刪除沒有報告樣本量與相關系數(或者可以轉換成相關系數的其它效應值如值、值等)的文獻(蘇濤等, 2019); (3)研究主題為個體層面HPWPs與幸福感指標的關系, 排除跨層次的研究; (4)研究主題為高績效工作系統(tǒng)或實踐組合對員工幸福感的效應, 排除單一HRM實踐的研究。(5)調查數據重復發(fā)表只選其一。最終獲得的有用文獻共53篇, 其中中文核心期刊文獻11篇, 英文期刊文獻42篇; 共包括55項獨立研究、92個效應值, 總樣本量為51750。既有東方文化國家(中國、印度、日本、韓國、巴基斯坦)的樣本, 又有西方文化國家(英國、德國、美國、荷蘭、西班牙、葡萄牙、澳大利亞、巴西、芬蘭、比利時、希臘)的樣本。符合納入標準的文獻年份從2008年到2022年, 文獻的篩選流程如圖2所示。

3.2 文獻編碼

根據衛(wèi)旭華(2021)的編碼步驟建議, 制作了編碼表。主要編碼信息包括: 文獻信息(作者、題目、發(fā)表年份等)、HPWPs、幸福感類型(主觀幸福感及其子維度、心理幸福感及其子維度、健康幸福感及其子維度、社會幸福感及其子維度)、國家、行業(yè)(制造業(yè)、傳統(tǒng)服務業(yè)、生產性服務業(yè)、醫(yī)療行業(yè)、互聯(lián)網與高新技術企業(yè)等)、數據來源(管理者評價/員工評價)、研究方法與數據收集時間點(橫斷面研究、其他)、樣本量、測量工具、量表信度系數、相關系數等。其中國家用于編碼文化差異, 根據霍夫斯泰德的文化價值觀的調查數據, 對權力距離、集(個)體主義、長(短)期導向3個維度進行編碼, 各個維度的分值在0～100之間, 以50分為標準, 將文化維度分為高分組和低分組(王佳燕等, 2022), 低分組代表低權力距離、集體主義和短期導向, 高分組代表高權力距離、個人主義和長期導向。此外, 獨立樣本是效應值編碼的基本單位, 如果同一篇文章中有多個獨立樣本, 則每個獨立樣本分別進行編碼。

圖2 文獻篩選及納入流程

高績效工作系統(tǒng)的測量分為整體測量和分維度測量, 本研究關注高績效工作系統(tǒng)的整體效應, 因此對于分維度的研究進行合并處理, 例如一項研究中報告了高績效工作系統(tǒng)各維度(如培訓與發(fā)展、績效考核、有競爭性薪酬、參與決策等)與員工幸福感之間的關系, 按照Hedges和Olkin (1985)的組合效應值計算策略對相關系數進行整合處理, 從而得到高績效工作系統(tǒng)或實踐組合對幸福感的效應值。

對員工幸福感的分類參照了原文的概念描述與測量指標, 如果測量指標為“工作滿意度和(或)積極情感/消極情感”等, 則編碼為“主觀幸福感”, 將其聚合計算主觀幸福感總分時, 對消極情感與HPWPs的相關系數進行反向編碼; 如果測量指標為“敬業(yè)度/工作投入/工作意義/工作繁榮”, 則編碼為“心理幸福感”; 如果測量指標為“信任/組織支持/人際關系”, 則編碼為“關系幸福感”; 如果測量指標為“工作壓力/工作倦怠/情緒耗竭”, 則編碼為“健康幸福感”, 將其聚合計算健康幸福感總分時, 對上述測量指標與HPWPs的相關系數進行了反向編碼, 系數越高表明健康幸福感得分越高。由于納入的53篇文獻中, 未發(fā)現探究員工層面的高績效工作系統(tǒng)與工作繁榮、工作意義的實證研究。因此下文的心理幸福感測量指標僅包括工作投入/敬業(yè)度。

文獻編碼過程由3位研究者依據統(tǒng)一的文獻和編碼標準獨立編碼, 編碼一致性為88.7%, 對于不一致的條目回歸原文, 重新討論以達成共識。

3.3 元分析過程

本研究借助Comprehensive Meta Analysis (CMA) 3.0軟件對數據進行分析和檢驗, 在使用CMA 3.0之前, 先對編碼的數據進行預處理。首先, 以相關系數作為效應值, 對可轉化為相關系數的其他效應值先進行轉換。其次, 為了降低由于量表不一致帶來的測量誤差, 通過信度系數對效應值的測量誤差進行了修正, 對于有些研究中個別變量信度缺失的情況, 先回歸原文查看是否報告了信度, 如未報告, 則由采用同一量表的其他研究樣本加權信度來代替(王佳燕等, 2022), 若無同一量表, 則用其他研究的樣本加權信度均值代替缺失的信度, 隨后將樣本數據和修正后的相關系數錄入CMA 3.0軟件中, 數據處理過程主要包括效應值轉換、發(fā)表偏倚分析、異質性檢驗、主效應檢驗和調節(jié)效應檢驗。

4 研究結果

4.1 效應值轉換

4.2 發(fā)表偏倚及異質性檢驗

發(fā)表偏倚(publication bias)又稱出版偏倚, 是指被發(fā)表的研究文獻不能系統(tǒng)全面地代表該領域已經完成的研究總體的現象(Kepes et al., 2012), 因為結果具有統(tǒng)計學意義的研究比不具有統(tǒng)計學意義的研究更容易被接受和發(fā)表(Dickersin, 1997)。本研究通過計算失安全系數來檢驗發(fā)表偏倚問題。失安全系數(Fail safe)指為推翻元分析結果所需要找到的未發(fā)表的顯示弱相關性結果的文獻數量。Rosenthal (1979)提出, 當失安全系數小于5+ 10時(為效應值的個數), 說明可能存在嚴重的發(fā)表偏差問題; 反之, 失安全系數越大, 說明存在發(fā)表偏倚的可能性越小(張建平等, 2020; Orwin, 1983)。

但也有研究者認為, 失安全系數的計算會因顯著性水平的不同而存在較大差異, 因此采用“5+10”的標準不一定合理。衛(wèi)旭華等(2018)和王震等(2012)認為可直接將失安全系數(Fail-safe)與研究數量()進行對比, 若Fail-safe大于, 說明不存在嚴重的發(fā)表偏差問題, 則可進行后續(xù)的檢驗或分析, 若存在發(fā)表偏差, 則需尋找更多未發(fā)表的文獻。Joshi和Roh (2009)以及Bell等(2011)分別在AMJ和JOM兩本管理學頂級期刊上發(fā)表的元分析也采用了這一標準。因此, 本研究按照Fail-safe大于的標準, 進行發(fā)表偏倚的評估, 檢驗結果見表1。

表1左側為發(fā)表偏倚檢驗結果, 以HPWPs與主觀幸福感的關系為例, 失安全系數為9614, 遠大于= 30, 且遠大于(5+10) = 160, 即觀察到的研究需找到9614項未發(fā)表的研究, 才會使統(tǒng)計結果不顯著。從表1中可看出, HPWPs與主觀幸福感、心理幸福感、關系幸福感和健康幸福感之間關系的失安全系數均遠大于5+10, HPWPs與上述4種幸福感的所有測量指標(如工作滿意度、工作投入、信任等)對應關系的失安全系數均大于; 除工作壓力外, 其他的失安全系數均大于5+10, 因此, 本研究效應值整合結果的穩(wěn)定性較好, 所有變量關系不存在嚴重的發(fā)表偏倚問題。

表1 發(fā)表偏差分析和異質性檢驗結果

注: HPWPs為高績效工作系統(tǒng); Fail-safe為失安全系數;為效應值數量;為同質性檢驗統(tǒng)計量;()為自由度;2為效應值的真實差異占據觀察變異的比例;2為研究間變異可用于權重計算的比例。下同。

異質性檢驗的目的在于檢驗不同研究結論的效應量是否異質, 主要用來評價不同研究效應值差異的程度, 若效應量存在異質性, 則意味著不同研究之間可能存在潛在調節(jié)變量。本研究采用較為常見的統(tǒng)計量及2統(tǒng)計量來評估異質性水平。其中統(tǒng)計量是基于總變異的檢驗,顯著則表明存在異質性, 可能是由于文化背景、行業(yè)和數據來源不同等原因造成的。2表示效應值的真實差異占觀察變異的比例, 區(qū)分高、中、低異質性的2臨界點分別為75%、50%、25% (Higgins et al., 2002), 比值越大表明異質性程度越高。異質性檢驗結果見表1, 以HPWPs與主觀幸福感的關系為例,= 2668.10, 且< 0.001, 即效應值存在異質性,2= 98.913 > 0.75, 即效應值的真實差異占據觀察變異的98.913%, 說明在該關系中納入元分析的30個效應值存在顯著的高異質性。本研究分析的HPWPs與主觀幸福感、心理幸福感、關系幸福感、健康幸福感及其亞組之間的所有關系中,值均顯著(< 0.001), 且2大于75%, 表明各效應量之間均存在高異質性, 因此均使用隨機效應模型進行分析。

4.3 主效應檢驗結果

HPWPs與主觀幸福感、心理幸福感、關系幸福感、健康幸福感及其亞組之間關系的主效應檢驗結果見表2。結果顯示, HPWPs與主觀幸福感(ρ = 0.50, ρ為經測量誤差修正后的相關系數)、心理幸福感(ρ = 0.49)、關系幸福感(ρ = 0.58)、健康幸福感(ρ = 0.23)均為顯著正相關, 95%置信區(qū)間不包含零,值 < 0.001。研究假設1a得到支持, 假設1b未得到支持, 數據結果與假設1b相反。

其中HPWPs對主觀幸福感的二級指標工作滿意度、積極情感具有顯著的正向作用(ρ = 0.55,< 0.001; ρ = 0.61,< 0.001), 對消極情感具有顯著的負向影響(ρ = ?0.25,< 0.05)。HPWPs顯著正向影響心理幸福感的測量指標工作投入/敬業(yè)度(ρ = 0.49,< 0.001)。HPWPs對關系幸福感的二級指標(信任、組織支持感、人際關系)均具有顯著正向作用(ρ值分別為0.70、0.53、0.38,值均小于0.05)。在健康幸福感的3個二級指標中, 雖然HPWPs對工作倦怠有顯著負向影響(ρ = ?0.37,< 0.001), 但HPWPs對工作壓力、情緒耗竭均不存在顯著的影響, HPWPs對健康幸福感的整體效應為顯著的正向作用。

表2 高績效工作系統(tǒng)與員工幸福感關系的主效應檢驗結果

注:為效應值數量;為獨立樣本數量;表示樣本加權平均效應值; ρ表示經過信度修正的樣本加權平均效應值; 95% CI表示ρ的95%的置信區(qū)間;為雙尾檢驗的統(tǒng)計值。下同。

4.4 調節(jié)效應的檢驗

本研究檢驗了文化情境和行業(yè)的調節(jié)作用(見表3和表4), 通過Q統(tǒng)計量(組間異質性)及其顯著性來判斷調節(jié)作用存在與否。由于納入的文獻存在高異質性, 對調節(jié)效應的檢驗也采用隨機效應模型。由于醫(yī)療服務業(yè)HPWPs與心理幸福感關系的研究只有1篇文獻, 不滿足研究數量要求, 故不對該變量關系進行行業(yè)調節(jié)作用檢驗。

由表3可見, 權力距離、集體(個人)主義傾向顯著調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感的關系(Q= 10.02,= 0.002;Q= 5.28,= 0.022); 權力距離顯著影響了HPWPs與心理幸福感的關系(Q= 4.67,= 0.031); 高權力距離和集體主義導向員工感知的HPWPs與主觀幸福感的關系強度(ρ = 0.56; ρ = 0.55)顯著強于低權力距離和個人主義導向的員工(ρ = 0.34; ρ = 0.38), 高權力距離員工感知的HPWPs與心理幸福感的相關性(ρ = 0.55)顯著強于低權力距離的員工(ρ = 0.42), 這一結論與研究假設相反。

集體(個人)主義傾向調節(jié)了HPWPs與健康幸福感的關系(Q= 4.37,= 0.037)。集體主義導向員工HPWPs與健康幸福感的正相關(ρ = 0.30)顯著強于個人主義導向的員工(ρ = 0.12)。文化取向對HPWPs與關系幸福感的調節(jié)效應并不顯著。研究假設2c、3a、3b、3c、4a、4c并未得到驗證, 2b得到部分驗證。

表3 文化差異的調節(jié)作用檢驗結果

表4 行業(yè)的調節(jié)作用檢驗結果

由表4可見, 行業(yè)差異顯著調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感、健康幸福感之間的關系(Q= 5.99,= 0.014;Q= 5.90,= 0.015)。在醫(yī)療服務業(yè), 員工感知的HPWPs與主觀幸福感的正相關(ρ = 0.61)顯著強于生產性服務業(yè)(ρ = 0.18)。但醫(yī)療服務業(yè)員工HPWPs與健康幸福感的正相關(ρ = 0.14)顯著低于生產性服務業(yè)(ρ = 0.38), 行業(yè)對HPWPs與關系幸福感之間關系的影響不顯著(> 0.05)。研究假設5得到部分支持。

5 結果與討論

5.1 高績效工作系統(tǒng)對員工幸福感的主效應

本研究基于國內外55項獨立實證研究的數據進行了元分析, 發(fā)現HPWPs與主觀幸福感、心理幸福感和關系幸福感呈顯著正相關, 這與以往的研究結論一致(Peccei & Van De Voorde, 2019; 曹曼等, 2019)。但與以往研究結論(Babic et al., 2019; Qi et al., 2021)不同的是, 本研究發(fā)現, HPWPs與健康幸福感呈顯著正相關, 即HPWPs并不會損害健康幸福感。由于HPWPs與員工幸福感的各維度均存在顯著且一致的正相關, 并未發(fā)現HPWPs對員工幸福感的不同維度具有“矛盾效應” (Guerci et al., 2022)。因此, 本研究的結論并不支持HPWPs存在“雙刃劍效應”的觀點。原因可能在于:

第一，HPWPs賦予員工所需的工作資源, 如工作自主性、工作參與、組織支持和工作豐富化等, 這不僅有益于員工勝任并完成工作任務, 而且工作安全感和靈活的工作設計等工作資源能夠消除高工作要求的負面效應, 消除其對健康幸福感的消極作用。這些工作資源滿足了員工的基本需求(如勝任、關系和自主需要等), 增強了他們的自我效能感和組織歸屬感, 實現了資源的增益(胡恩華等, 2020), 進而提升了心理幸福感和關系幸福感。

第二，HPWPs中的不同實踐束可能對員工幸福感具有多重效應, 當這些因素聚合在一起時, 其作用可能會相互對立或抵消。如員工參與管理在提升心理幸福感的同時, 會對關系幸福感產生負向影響(Loon et al., 2019); 激勵性薪酬在激發(fā)員工工作動機提高工作滿意度的同時, 也可能導致焦慮, 對員工健康幸福感產生消極影響(Loon et al., 2019); “靈活的工作安排”在增強工作自主權、有益于工作家庭平衡的同時會導致工作不安全感(Lange, 2013)。

第三，HPWPs與員工幸福感之間的關系可能受到其他因素的調節(jié), 比如, 員工的年齡、性別、人格特質等個體特征(Peccei, 2004), 這些個體特征的差異可能導致其對HPWPs的感知存在差異。例如Kooij等(2013)的研究發(fā)現,發(fā)展型人力資源管理實踐與員工幸福感之間的相關性會隨著年齡的增長而減弱。年輕員工可能將HPWPs帶來的高工作要求或績效壓力視為挑戰(zhàn)性工作要求, 這將誘發(fā)其內在驅動力, 激發(fā)其工作熱情(Bakker & Demerouti, 2007)。具有工作熱情的員工通常會自愿努力工作, 并不會導致工作倦怠、情緒耗竭和健康幸福感受損(Franke & Schreier, 2010; Ollo-Lopez et al., 2010; Thoits & Hewitt, 2001)。此外, 人格特質也可能是影響HPWPs與健康幸福感關系的重要調節(jié)因素, 如張廣勝和楊春荻(2022)的研究便發(fā)現, HPWPs只能給具有自我實現人格的員工帶來工作幸福感。

5.2 HPWPs與員工幸福感關系的調節(jié)變量

5.2.1 文化差異的調節(jié)效應

本研究發(fā)現, 文化情境影響了HPWPs與員工幸福感間的關系。集體主義導向員工知覺的HPWPs與健康幸福感的正相關顯著強于個人主義導向的員工。權力距離、集體(個人)主義傾向顯著調節(jié)了HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的關系, 高權力距離和集體主義導向員工知覺的HPWPs與主觀幸福感的正相關顯著強于低權力距離和個人主義導向的員工; 高權力距離的員工感知的HPWPs與心理幸福感的正相關顯著強于低權力距離的員工, 這些結論與研究假設相反。

研究結論一致表明, 在東方高權力距離、集體主義文化背景下, 員工感知的HPWPs與主觀幸福感和心理幸福感的相關性顯著高于西方低權力距離和個人主義文化背景的員工。一方面, 這可能與國際經濟形勢密切相關, 近10年來, 全球經濟呈現出“東升西降”的格局(李興, 2021), 東方新興市場和發(fā)展中經濟體強勁增長, 而西方國家呈現出增長乏力的低迷態(tài)勢, 這可能會影響企業(yè)員工的工作穩(wěn)定性與工作安全感, 進而影響其工作滿意度、生活滿意度和幸福感。

另一方面, 隨著時代的變遷, 國家文化可能已經發(fā)生改變(Rabl et al., 2014)。Hauff和Richter (2015)的元分析發(fā)現, 一些國家偏離了Hofstede (1980)報告中排名表的位置, 例如, 許多東歐和南美國家的文化通常被描述為高權力距離和集體主義導向, 但在20世紀90年代以來, 這些國家的權力距離得分在減少, 而個人主義得分在增加; 相反, 美國、加拿大和德國等西方國家, 權力距離得分在增加, 個人主義得分在減少。后續(xù)的元分析研究需要去追蹤這些文化的動態(tài)變化及其相應的影響。

5.2.2 行業(yè)的調節(jié)效應

HPWPs與心理幸福感和健康幸福感的關系均受到行業(yè)調節(jié), 相比于生產性服務業(yè), 醫(yī)療服務業(yè)中員工感知的HPWPs與心理幸福感的正相關更強?？赡艿脑蛟谟? 醫(yī)院實施了投資型的、內部導向的HPWPs, 如內部勞動力市場、廣泛的培訓、長期的工作保障, 有利于發(fā)展長期的員工關系, 提升員工幸福感; 相較之下, 生產性服務業(yè)則通常實施利誘型的、市場導向的HPWPs, 企業(yè)以短期、交易的觀點來看待員工, 不利于員工職業(yè)發(fā)展和幸福感。

6 總結與展望

6.1 理論貢獻

(1)本研究厘清了HPWPs與員工幸福感各維度(主觀幸福感、心理幸福感、關系幸福感、健康幸福感)之間的關系。已有研究對HPWPs與員工幸福感各維度的關系并未達成一致的結論, 本研究基于55項獨立研究的數據, 對HPWPs與員工幸福感各個維度的實證研究結果進行了系統(tǒng)的檢驗, 發(fā)現HPWPs與主觀幸福感、心理幸福感、關系幸福感和健康幸福感均為顯著正相關, 即具有“一致效應”。這一結論支持了“雙贏論”, 是對現有研究的重要擴展, 有益于全面理解HPWPs與員工幸福感的關系。

(2)本研究發(fā)現, HPWPs對健康幸福感具有正面作用, 研究結論不支持HPWPs對員工幸福感具有“矛盾效應”的觀點。以往研究發(fā)現, HPWPs對員工幸福感具有“矛盾效應”, 人力資源實踐在改善某方面幸福感的同時, 會破壞另一方面的幸福感, 尤其會損害健康幸福感(Guerci et al., 2022; Van De Voorde et al., 2012), 即具有“雙刃劍效應” (Grant et al., 2007)。本研究的結果表明, HPWPs對健康幸福感不僅不存在顯著的負面影響, 甚至具有顯著的正向作用, 這一研究結論與現有研究結論不同, 顛覆了現有研究對HPWPs的負面評價, 啟示學界重新認識和審視HPWPs的價值。

(3)本研究拓展了對HPWPs與員工幸福感關系的邊界條件研究成果。以往有關HPWPs有效性的調節(jié)變量主要關注組織特征(組織文化與工作特征)以及個體認知差異, 而本研究對于二者關系的情境制約因素從個體和組織層面擴展到更為宏觀的文化和行業(yè)層面。研究結論不僅豐富了HPWPs與員工幸福感關系的跨文化及行業(yè)的研究成果, 而且為深入理解HPWPs與員工幸福感的關系界定了更為清晰的邊界條件。

6.2 實踐啟示

(1) HPWPs的有效性不僅取決于組織實施的人力資源實踐, 更加取決于員工對HPWPs的感知和評價, 因此, 組織在設計HPWPs政策與開展HPWPs實踐時, 應具有用戶思維和產品思維導向, 切實考慮員工作為內部顧客的感受, 從員工體驗的視角, 基于員工的需求開發(fā)出有針對性和適應性的人力資源服務產品, 以更好的匹配員工對工作資源的需求。

(2)組織在設計和實施HPWPs時, 應關注員工的文化價值取向。本研究發(fā)現, 文化價值取向顯著調節(jié)了HPWPs對員工幸福感的作用。建議組織在實施HPWPs時, 應考慮員工的文化價值取向, 培養(yǎng)組織與員工的共同體意識, 重視員工的成長與發(fā)展, 提升員工對組織的認同與忠誠, 使HPWPs的有效性得到更充分的發(fā)揮。

(3)醫(yī)療服務業(yè)員工感知的HPWPs對心理幸福感的積極作用強于生產性服務業(yè), 因此, 組織應根據行業(yè)特征調整HPWPs, 使組織戰(zhàn)略與人力資源策略相契合, 組織目標與員工目標協(xié)同一致, 才能達成組織績效與員工幸福感的雙贏。

6.3 研究局限及展望

本研究的局限: (1)樣本量為53篇實證文獻, 樣本量相對較小, 可能會在一定程度上影響研究結果的穩(wěn)定性。(2)僅納入了中英文文獻, 未將其他語言的文獻納入分析, 可能存在一定的文獻選擇偏差。未來研究可考慮納入更多語言的文獻, 對HPWPs與員工幸福感的關系做進一步的檢驗和討論。(3)部分元分析的效應值數量偏少, 行業(yè)主要集中在服務業(yè), 其他行業(yè)的樣本量偏少。

未來的研究應從下述方面進行拓展:

(1)納入更多的文化維度(例如不確定性規(guī)避、陰柔?陽剛、放縱?約束)和行業(yè)變量, 以進一步驗證現有結論的跨文化和跨行業(yè)的一致性。(2) HPWPs與員工幸福感關系的中間機制有待進一步挖掘。本研究檢驗了HPWPs與員工幸福感的關系, 而且探討了文化背景和行業(yè)對員工感知的HPWPs與幸福感之間關系的調節(jié)作用。未來的研究可以探究兩者關系間潛在的中介機制(如工作期望、員工自我效能感等)。(3)未來的元分析研究需要對HPWPs與員工幸福感的跨層次關系開展進一步的探索, 以期進一步明晰HPWPs提升員工幸福感、實現員工幸福和組織績效雙贏的過程及制約情境。(4)新的人力資源實踐在不斷涌現, 例如可持續(xù)人力資源管理、幸福導向人力資源實踐、健康導向型人力資源體系等, 未來可以進一步檢驗更多新的人力資源構念對員工幸福感的影響, 以幫助企業(yè)更好地對員工進行激勵。

(帶*文獻表示納入元分析的文獻)

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Do high performance work systems impair employee well-being? Evidence from a meta-analysis

ZHANG Xinggui1, HU Xiandan1, SU Tao2

(1School of Business, Guangdong University of Foreign Studies, Guangzhou 510006, China) (2School of Management, Guangdong University of Technology, Guangzhou 510520, China)

This paper aims to examine the relationship between high-performance work systems and employee well-being and to test the moderating effect of cultural and industry differences on the relationship by conducting a meta-analysis based on data from 55 independent studies in 53 research papers with a total study sample size of 51, 750. The results indicate that: (1) A high performance work system has significant positive effect on all dimensions of employee well-being. i.e., a “consistent effect” rather than a “contradictory effect”. (2) Cultural contexts moderated the relationship between high-performance work systems and employee well-being. The positive association between employees' perceived high-performing work systems and subjective well-being, psychological well-being, and health well-being in the high power distance and collectivist cultural context was significantly stronger than that of employees with low power distance and individualistic tendencies. (3) The industry in which the employees serve has a significant moderating effect on the relationship between perceived high-performing work systems and employee well-being. The positive association between high-performing work systems and subjective well-being was stronger for employees in the health care service industry than in the production service industry; however, the positive association between perceived high-performing work systems and health well-being was lower for employees in the health care service industry than in the production service industry. The findings suggest that the academic community should re-understand and examine the value of high-performance work systems.

high-performance work systems, employee well-being, cultural context, industry differences, meta-analysis

2023-02-06

* 國家自然科學基金資助項目(72072044)。

蘇濤, E-mail: sutao@gdut.edu.cn

B849: C93