汪国银 李吟 陈刚 刘芳

（安徽工业大学商学院, 马鞍山 243002）

1 引言

志愿服务是帮扶社会弱势群体、解决社会矛盾、建立和谐社会的重要手段, 因此, 各级政府在积极倡导全社会对志愿行为的关注和投入。近年来, 许多企业开始组织员工投入志愿服务, 利用员工的时间、资源和技能为社会做贡献, 《中国企业志愿服务发展报告2013》指出企业志愿者已经成为中国公益事业的一支重要的新生力量（王忠平,史常亮, 2014）。

然而, 企业毕竟是盈利性的社会组织, 如果公益性行为过分干扰了员工本职工作, 就难以获得企业的支持。反之, 如果员工志愿服务有助于提升员工工作绩效, 企业就会促进志愿服务的开展。因此, 企业志愿行为和员工工作绩效之间的关系受到管理者和学者的关注。现有文献有两种观点,一种观点认为志愿服务会对工作的连续性产生干扰, 更有可能从事损害公司的行为（Haun, Steinmetz, &Dormann, 2001）, 但志愿服务对工作绩效的干扰没有得到证实（Rodell, 2013）。另一种观点认为志愿服务促进工作,比如能改善工作态度（Bartel, 2001）、提升组织承诺（Jones,2010）以及提升工作绩效（Rodell, 2013）, 但是在中国情境中志愿服务对工作绩效会不会有正向影响以及影响的机理还不清楚。因此, 探讨企业员工志愿行为对工作绩效的影响机制, 对于解开企业管理者和员工的疑虑就显得十分必要, 对于丰富该领域的理论成果也很有意义。

人在社会生活的不同场合扮演不同角色, 社会角色理论认为信息、资源可以在角色之间流动、分享。在本研究中,员工承担了企业雇员和志愿者两种角色, 这两种角色之间会产生相互的增益, 角色增益包括两种形式: 工具型增益路径（Instrumental Path）和情感型增益路径（Affective Path）（Greenhaus & Powell, 2006）, 工具型增益路径能够直接带来角色绩效的提升, 而情感型增益路径需要通过积极的情绪进而提升角色绩效。因此, 本文选取行为灵活性作为工具型角色增益的代表变量, 选取乐观作为情感型角色增益代表变量, 揭示员工志愿行为对工作绩效的作用机理。

企业员工志愿行为是由企业发起的, 利用其员工在时间、资源和技能方面的价值为社会做贡献（Rodell, 2013）。这种行为是企业发起的, 需要员工付出时间和精力, 但却是无偿的, 并非员工的本职工作, 也不同于员工自发参加的公益组织的志愿服务, 员工能不能接纳、以什么样的心态参加, 都会影响到志愿活动的过程和结果。员工如果认同组织、认同自己在组织中的雇员角色, 那么自然会认同并积极参加组织的行动, 活动的效果会更好。因此, 本研究选择员工的组织认同作为调节变量, 探析员工志愿服务通过角色增益影响工作绩效的边界条件。

2 理论和假设

2.1 企业员工志愿行为与工作绩效

目前学术界对于员工志愿服务有多种界定, Runte,Basil, 和Runte（2010）界定为企业对员工志愿行为的支持CSEV（Company Support for Employee Volunteerism）, 认为企业志愿行为是企业履行社会责任的重要方式, 强调企业的主动性; Pajo和Lee（2011）界定为公司发起的志愿行为CSV（Corporate-sponsored Volunteering）, 特指企业提供资助和项目支持, 并通过员工自愿实施完成的公益行为,Grant（2012）界定为公司或员工的志愿行为CV（Corporate Volunteering）或 EV（Employee Volunteering）, 强调员工志愿服务的非盈利、无偿、非商业性和福利性。概括起来,企业员工志愿行为具有企业支持性、员工自愿性、无偿性和利他性四个特点。员工志愿行为虽然发生在企业外部,但是必然会花费员工的时间、消耗员工的精力, 这会不会损害员工的工作绩效呢？由于企业员工志愿行为是企业发起并且得到企业支持, 因而和本职工作在时间上不大可能会产生冲突, 再就是志愿者服务行为所占用的员工资源有限, 基本不会分流工作场所的资源。Basil（2011）以加拿大的990家企业为样本, 调查发现企业员工志愿服务会提升企业的公众形象、提升员工工作的士气、改善企业与当地社区的关系, 总体来说给企业带来积极的影响。Jones（2011）以及Caligiuri, Mencin, 和Jiang（2013）研究发现员工参与企业志愿服务能够通过组织认同来提升员工的工作绩效、留任意愿以及企业公民行为的发生。李祥进、杨东宁和雷明（2012）从宏观层面研究了企业履行社会责任对员工工作绩效的影响, 结果表明前者对后者产生显著正向作用, 企业员工志愿行为作为企业履行社会责任的一种重要方式也会提升员工工作绩效。因此, 提出如下假设:

H1: 企业员工志愿行为和员工工作绩效之间呈正相关关系。

2.2 角色增益的中介作用

对企业员工来说, 在企业承担的是雇员的角色, 在志愿服务中承担的是志愿者的角色。社会角色理论关注到这种跨角色现象, Douglas 和Judith Richter（1988）研究发现不同角色行为之间存在相互渗透, 资源会在两种角色之间流动共享, 也会因不同角色间的争夺而损耗。Grzywacz,Carlson, Kacmar和Wayne（2007）研究发现在感知到高角色质量的前提下, 多角色累积的收益可能超过成本。Greenhaus 和 Powell（2006）最早把这种现象称为角色增益,角色增益是指个体在一个角色中的经历对其他角色产生积极影响的程度, 包含两种增益路径: 工具型增益路径和情感型增益路径, 结合企业员工志愿行为的特点, 借鉴Greenhaus 和 Powell（2006）的做法, 本文选取行为灵活性和乐观分别作为两种增益的代表变量, 探讨员工角色外的志愿行为对工作绩效的影响机制。

2.2.1 乐观的中介作用

乐观（Optimism）是积极心理学领域中的核心概念之一, 它与个体未来定向密切相关。本文采用 Seligman 的定义, 即以归因研究为理论基础, 将乐观定义为一种积极的解释风格（Seligman, 2002）。志愿服务行为是一种利他行为, 不少研究发现企业员工能从志愿活动中感受到内心安宁、喜乐, 愉悦和心理满足等。Matsuba, Hart和Atkin（2007）研究发现, 参与志愿服务能提升心理资源, 内心更加充满希望。唐钧（2001）对大运会志愿者的调查研究发现, 参与志愿服务可以获得荣誉感和满足感, 更自信。石伟和李林（2010）提出参与志愿行为能够增进个体的身心健康、提高生活满意度。郑碧强（2011）研究则发现参与志愿服务满足了个体参与社会的需求, 实现归属感和成就感、满足自我实现的需要。而自信、心灵愉悦、成就感等这些心理资源能够带来积极的乐观情绪（Greenhaus & Powell,2006）。Edwards和Rothbard （2000）在讨论情绪溢出效应时发现乐观积极的情绪能够改善个体的认知功能, 提升个体完成任务和处理人际关系的能力, 因此能够提升另一角色中的绩效和回报。Rothbard （2001）还发现一种角色中的积极情绪能够增加个体在另一种角色中的专注和吸收能力, 进而提高绩效。首先积极情绪可以有更好的忍耐和助人。其次, 乐观情绪的人在工作中更关注外部环境, 和外部环境有更好的互动。最后, 积极情绪的人精力更充沛,因此工作更投入。

2.2.2 行为灵活性的中介作用

员工行为灵活性（Behavioral Flexibility）代表着对工作日常行为的适应性, 是一种跨角色行为带来的工具型增益（Bhattacharya, Gibson, & Doty, 2005）。员工通过参加志愿活动, 使得原本相对单调工作变得更加丰富, 获得更多的技能（Booth, Park, & Glomb, 2009）, 进而提高了行为灵活性水平（Beltrán-Martín & Roca-Puig, 2013）。就企业员工而言, 参加志愿活动是一个全新的挑战, 需要他们从零开始学习, 并且在过程中要及时处理新环境带来的新问题。志愿行为的自愿性特点也要求员工培养自我解决问题的能力。员工行为灵活性包含对环境的适应性以及自身的协调性, Muthuri, Matten和 Moon（2009）通过实证研究发现, 企业员工通过参加志愿活动使得自身的组织协调能力和团队协作能力得到了提升, 企业员工行为灵活性因此也能得到提升。企业面临的工作环境越来越复杂, 一成不变、墨守成规的工作方式很难适应市场竞争的需要, 员工的行为灵活性越发显得重要, 有实证研究表明员工灵活性对工作绩效有显著的正向影响（Metzner, 2010）。高行为灵活性的员工应对新环境的策略是建立在即时创新而不是固定模式 的 基 础上（Beltrán-Martín, Roca-Puig, Escrig-Tena, &Bou-Llusar, 2009）, 因此可使员工在处理多角色行为中提高应对水平, 更加有效使用时间和精力, 从而有利于工作（郑碧强, 2011）。面对客户需求变化, 工作内容需要调整时,高行为灵活性的员工应变能力更强, 调整的速度快、成本低、效果好, 工作绩效更好。在组织层面, 高行为灵活性有助于塑造变革型的氛围, 提升企业的战略柔性, 促进战略变革的实施。在研究企业文化和绩效的关系时发现, 适应性的企业文化能带来更好的工作绩效（Guiso, Sapienza,& Zingales, 2015）。总之, 企业员工志愿活动获取的行为灵活性可以帮助处理工作中出现的突发事件并高质量地完成任务, 提升工作绩效。基于以上分析, 提出假设:

H2: 乐观（H2a）和行为灵活性（H2b）在企业员工志愿行为和工作绩效之间起中介作用。

2.3 组织认同的调节作用

高组织认同（Organizational Identification）水平的员工认同其所在的组织的使命和愿景, 认同其作为组织成员的身份。这样的员工接受组织的价值观, 对企业的归属感和责任感较强, 视自己为组织的一部分, 将组织的目标视为自己的目标, 因而会更加积极主动地投入企业组织的志愿活动, 在活动中充满自信和自豪, 产生更多的正面乐观情绪, 遇到困难时表现出更强的忍耐力。李淑敏、李旭培和时勘（2010）研究发现高组织认同的员工具有更高的心理资本水平。类似地, 对于高组织认同的员工来说, 他们会更加认真地对待企业组织的志愿活动, 全身心地投入, 认真思考和研究如何更好地完成志愿活动、达成目标,因此从志愿活动中得到更多的锻炼, 收获更多。Metzner（2010）研究发现员工的积极性和高度责任心有助于提升行为灵活性水平。因此, 高组织认同水平对于员工志愿行为和行为灵活性之间的关系起到促进作用。即, 组织认同对员工志愿行为和行为灵活性之间的关系也能起到调节作用。相反地, 低组织认同水平员工不认同企业开展的志愿服务活动, 在活动中表现得比较消极甚至抱怨, 不能产生自信和向上的正面积极的情绪。如果是迫于压力不得不参加, 员工的精神会受到压抑, 组织形象会受损, 那么参与员工志愿行为就不能提升员工乐观。员工也就不会过多地把自身的能力和资源投入到企业志愿服务活动中, 产生对活动的抵触和敷衍情绪, 这种情况下员工行为灵活性就难以得到提升。

因此, 本文提出如下假设:

H3: 组织认同在员工志愿行为和乐观之间 （H3a）、员工志愿行为和行为灵活性之间起增强型调节作用（H3b）。当员工组织认同水平越高, 正向影响越强烈; 员工组织认同水平越低, 正向影响效应越弱。

图1 研究模型

假设H2a和H2b分别假定乐观和行为灵活性在员工志愿服务和工作绩效之间起到中介作用, H3a和H3b假定组织认同分别在员工志愿服务和乐观、员工志愿服务和行为灵活性之间起到增强型调节作用。综合起来, 乐观在员工志愿服务和工作绩效之间的中介效应、行为灵活性在员工志愿服务和工作绩效之间的中介效应均受到组织认同的调节作用。因此, 本文提出如下假设:

H4: 员工志愿行为通过乐观影响工作绩效的间接效应（H4a）、通过行为灵活性影响工作绩效的间接效应 （H4b）被组织认同调节。当员工组织认同水平越高, 间接效应越强; 员工组织认同水平越低, 间接效应越弱。

基于以上假设, 本研究以员工志愿行为为自变量、以角色增益的两个代表变量（乐观和行为灵活性）为中介变量、以组织认同为调节变量, 以工作绩效为结果变量构建被调节的中介研究模型见图1。

3 研究方法

3.1 样本

问卷调查在2015年6月至10月进行, 事先联系并征得企业同意后对企业员工进行调查, 问卷包括纸质问卷和网络问卷两种类型, 发放450份, 收回385份, 回收率85.56%, 315份有效, 占81.81%, 其中纸质问卷187份, 网络问卷占128份。对两种来源样本差异性进行分析, 性别的卡方检验值p值0.09, 年龄、教育程度、任职年限以及职位统计四项指标方差分析的p值分别为0.29、0.14、0.19和0.25, 均大于0.05, 结果表明两种类型问卷调查样本无明显差异。

所有样本中, 男性179人, 占56.83%, 女性136人,占43.17%; 25岁以下52人, 占16.51%, 25岁到35岁之间126人, 占40.0%, 36岁到45岁94人, 占29.87%, 46岁到55岁37人, 占11.75%, 55岁以上2人, 占0.63%; 受教育水平（学历）初中及以下9人, 占2.86%, 高中29人,占9.21%, 专科及技校50人, 占15.87%, 本科168人, 占53.33%, 硕士及以上59人, 占18.73%; 普通员工96人,占30.48%, 基层管理者107人, 占33.97%, 中层管理者74人, 占23.49%, 高层管理者35人占11.11%; 在本企业工作时间2年及以下98人, 占31.11%, 3年到5年88人, 占27.94%, 6年到10年41人, 占13.02%, 11年到15年36人,占11.43%, 15年及以上52人占16.51%。

3.2 测量工具

本研究所有变量均采用国外成熟量表测量, 采用规范的双向匿名翻译程序将量表翻译成中文, 所有问卷题项均按照Likert5点量表法计分。

企业员工志愿行为采用Rodell（2013）的量表, 包括“我花时间参加所在企业支持的志愿活动”等5个题项, Cronbach's α系数为0.96。工作绩效采用Van Scotter和Motowidlo（1996）的量表进行测量, 包括“我的工作质量能保持高水准”等13个题项, Cronbach's α系数为0.98。乐观采用Luthans et al. （2005）的心理资本量表的第一个维度, 包括“我相信挫折能使我更出色”等5个题项,Cronbach's α系数为0.85。行为灵活性采用的是Beltrán-Martínhe和 Roca-Puig（2013）开发的量表 , 包括“我即便不掌握问题的全部信息, 也能有效地处理问题”等4个题项, Cronbach's α系数为0.84。组织认同采用的是OIQ（Organizational Identification Questionnaire）问卷（Mael &Ashforth, 1992）, 包含“我很想知道别人是如何评价我公司的”等六个题项, Cronbach's α系数为0.93。

4 研究结果

4.1 效度检验与共同方法偏差检验

采用Lisrel 8.7对研究模型进行验证性因子分析结果见表1, 五因子模型拟合指标最好, 其中,χ2/df= 2.31, 达到标准（χ2/df＜ 3）, CFI = 0.95、IFI = 0.94、GFI = 0.91, 均达到 0.9 的标准 , RMSEA = 0.05, 达到标准（RMSEA ＜ 0.08）,表明模型拟合程度较好, 变量间具有较高的聚合效度和区分效度。

表1 验证性因子分析

表2 各变量的均值、标准差和相关系数（N=315）

探索性因子分析未旋转的第一因子解释方差比例为32.48%, 不足总解释方差的50%; 强迫所有条目集中到一个因子的验证性因子分析拟合,χ2/df= 10.15, GFI = 0.65,RMSEA = 0.21, 指标很不理想, 因此本测量的同源方差问题不严重。

4.2 描述性统计和相关系数

描述性统计分析（均值、标准差）和相关分析结果如表2所示。其中, 企业志愿行为和工作绩效之间呈显著正相关关系（r= 0.51,р＜ 0.01）, 志愿行为与乐观（r= 0.53,р＜ 0.01）、与行为灵活性之间（r=0.36,р＜ 0.01）均呈显著正相关关系, 工作绩效和乐观（r= 0.51,р＜ 0.01）及和行为灵活性（r= 0.43,р＜ 0.01）之间分别呈显著正相关关系。可以进行进一步的假设检验。

4.3 假设检验

4.3.1 主效应检验

以工作绩效为因变量, 控制了常用人口统计学控制变量性别、年龄、教育程度、任职年限和职位后, 对员工志愿行为进行回归, 见表3模型1。志愿行为对工作绩效有着显著的正向影响（β= 0.43,р＜ 0.001,t= 12.41）, H1 得到支持。

4.3.2 中介效应检验

本研究采用Baron和Kenny（1986）三步法检验中介效应, 4.3.1已经检验了主效应, 第二步, 自变量员工志愿服务行为对中介变量乐观有显著的正向影响（β= 0.53,р＜0.001,t= 15.24）（模型2）、对行为灵活性也有着显著的正向影响（β= 0.37,р＜ 0.001,t= 10.27）（模型 3）。第三步 ,在模型1的基础上加入乐观、行为灵活性两个中介变量,构建模型 4。乐观系数显著（β= 0.17,р＜ 0.001,t= 7.24）,行为灵活性系数显著（β= 0.16,р＜ 0.001,t= 4.55）, 自变量员工志愿行为对员工的工作绩效的正向作用显著下降,但仍显著（β= 0.14,р＜ 0.01,t= 2.99）; 说明乐观和技能灵活性起到部分中介作用, H2a和H2b得到支持。

表3 层级回归分析结果（N=315）

4.3.3 调节效应检验

采用Process插件对调节作用进行BOOTSTRAP检验（Hay, 2013）, 选择Model1, 设置随机抽取样本为1000次。交互项志愿行为×组织认同对乐观的影响系数为0.06, se= 0.03,р＜ 0.05,t= 2.09, 95% 置信区间为 [0.01, 0.11], 不包括0, 组织认同在志愿服务行为和乐观之间的调节作用成立。按照均值加减一个标准差, 计算组织认同低、中、高三种水平下志愿服务行为对乐观的影响效应, 检验结果如表4所示。低组织认同下, 志愿服务行为对乐观的影响效应为0.41, 95%置信区间为[0.30, 0.50], 有显著正向影响。高组织认同下, 志愿服务行为对乐观的影响效应更高为0.53, 95%置信区间为[0. 43, 0.63], H3a得到支持。绘制调节作用效果见图2, 如图所示, 组织认同水平高时企业志愿行为对乐观的影响效应显著高于组织认同水平低的情形。

图2 组织认同在企业志愿行为和乐观间调节效果图

志愿行为×组织认同对行为灵活性的影响系数为-0.11, se = 0.11,t= -0.98,р＞ 0.05, 95%置信区间为[-0.32,0.11], 包括0, 组织认同在志愿服务行为和行为灵活性之间的调节作用不成立, H3b没有得到支持。组织认同调节技能灵活性的中介效应检验终止, 假设H4b也没有得到支持。

4.3.3 被调节的中介效应检验

继续运用Process插件检验被调节的中介作用, 选择模型7, 设置随机抽取样本为 1000 次, 对被调节的中介作用进行检验, 交互项志愿行为×组织认同对乐观的影响系数 a3为 0.06, se = 0.03,р＜ 0.05,t= 2.15, 95%置信区间为[0.02, 0.11], 不包括0, 组织认同在志愿服务行为和乐观之间的调节作用成立。间接效应为0.30, se = 0.05,t= 6.40,р＜ 0.001, 95%置信区间为[0.20, 0.40], 不包括0, 中介变量系数b显著, 乐观在志愿行为和工作绩效之间的中介作用成立。综合以上两步a3和b均显著, a3*b也显著, 表明乐观的中介效应被组织认同调节, 被调节的中介作用成立。按照均值加减一个标准差, 计算组织认同低、中、高三种水平下志愿服务行为通过乐观影响工作绩效的间接效应,检验结果如表5所示。低组织认同下, 志愿服务行为通过乐观影响绩效的间接效应为0.34, 95%置信区间为[0.22,0.46], 不包括0, 有显著正向间接效应。高组织认同下, 间接效应为0.45, 95%置信区间为[0.29, 0.60], 不包括0, 有显著正向间接效应。高组织认同下间接效应明显高于低组织认同的间接效应, 因此乐观在志愿服务行为和绩效之间的中介效应受到组织认同的增强型调节作用, H4a得到支持。绘制调节作用效果见图3, 如果所示, 组织认同水平高时,企业志愿行影响工作绩效效应显著高于组织认同水平低的情形。

表4 调节作用的BOOSTRAP检验

图3 组织认同在企业志愿行为和工作绩效间调节效果图

H3b没有得到支持, 本文认为组织认同是员工的心理状态, 而行为灵活性是一种技能。个体心理状态通过个体的行为实施以及在行动中的学习和认知, 才能提升技能,也就是说员工参加志愿活动时的心理状态要经过一个比较长的转换过程才能对技能产生作用, 会受到很多因素的影响, 所以调节效应不显著了。而乐观的提升属于情感型增益, 会受到员工参与志愿服务时的心理状态比较直接的影响, 故调节效应显著。

5 讨论

5.1 理论贡献

第一, 丰富了企业员工志愿服务的研究文献, 揭示了企业志愿服务行为的工作意义。近年来, 在我国众多志愿者队伍中, 企业志愿者的影响力逐渐增强, 并成长为中坚力量, 本文验证了中国情境中企业员工志愿行为能够通过角色增益提升工作绩效。现有的研究主要以大学生、一般志愿者为研究对象, 研究志愿服务的社会功能（廖恳,2012）、对志愿者个人经济价值（张胜康, 2010）、心理健康（郑碧强, 2011）、幸福感（石伟, 李林, 2010）等的影响。仅有少量的关于企业志愿行为的影响因素（汪国银,刘芳, 刘振, 2016）、促进企业志愿服务的运行机制（Basil,Runte, Basil ,& Usher, 2011）的研究, 本研究丰富了这一领域的文献。本研究验证了员工志愿行为影响企业的利益,丰富了工作绩效的前因变量的研究。

表5 被调节的中介作用的BOOSTRAP检验

第二, 基于角色增益视角, 分析了工具型和情感型两种重要的角色增益的方式, 揭开了员工志愿行为和工作绩效之间的“黑箱”, 丰富了角色增益理论的相关文献。Rodell（2013）的研究选择吸收能力和干扰作为员工志愿行为和绩效之间的中介机制, 本文涵盖了情感型和工具型两种增益途径, 深化了Rodell的研究。本文实证结果显示, 乐观的部分中介作用要明显强于行为灵活性, 验证了积极情绪的重要性, 同时也为进一步寻找员工志愿行为对工作绩效的其他影响路径提供了依据。组织中, 越来越多的员工会承担多重角色, 本文构建了一个整合企业内和企业外行为的跨界作用机制模型并进行了实证检验, 之前Greenhaus 和 Powell（2006）以及 Grzywacz 等（2007）关于角色增益的文献讨论发生在工作角色和家庭角色之间,本研究将角色增益拓展到志愿行为和本职工作行为之间,丰富了角色增益的文献, 拓展了角色增益的研究领域。

第三, 探析了员工志愿服务的情感型角色增益和工具型角色增益的不同边界条件。现有研究发现组织认同对员工工作绩效有显著正向影响（李永周, 易倩, 阳静宁,2016）, 在本研究中, 组织认同作为调节变量。研究结果显示员工参与志愿服务时的心理状态影响到情感型角色增益, 但员工参与志愿服务的心理状态对工具型角色增益的行为灵活性没有产生显著的调节效应, 因此, 组织认同是志愿服务行为影响情感型增益和工作绩效的边界条件。其他变量比如参与志愿活动的类型以及志愿活动过程组织等会不会在志愿服务和工具型角色增益之间起到调节作用,有待进一步的研究。

5.2 实践意义

随着经济转型的持续推进, 当前我国社会矛盾不断涌现, 除政府行政手段之外, 志愿服务是解决社会矛盾最有效的途径之一。因此, 各级政府在积极倡导全社会对志愿行为的关注和投入, 而作为社会基本细胞的企业应当积极响应号召并投入到志愿服务大潮中。因而有关企业员工志愿服务行为的研究也具有重要的实践意义:

第一, 打消雇主疑虑, 促进企业志愿服务的发展。在我国企业员工志愿行为已经发展为企业履行社会责任的一种重要表现形式。员工参加志愿服务对本职工作有没有产生不利影响？本研究表明, 企业员工志愿行为对于企业本身非但没有产生负面影响, 还带来了正面效应, 有助于员工更好地完成本职工作, 这一研究结论有助于打消雇主疑虑, 调动员工参与志愿服务的热情, 从而促进全社会的志愿服务事业的发展。管理者应该鼓励员工多参与到企业志愿活动中去, 为社会创造福利的同时提高企业的业绩, 进而实现“双赢”的局面。

第二, 提醒企业管理者为志愿服务提供必要的协助和支持。一方面, 企业员工参加志愿行为促进工作绩效的提升是有前提条件的, 即参加资源活动产生时间、资源冲突较少, 带来的绩效损失少。组织内部的领导成员关系、人和组织匹配会影响到员工角色外行为（Guiso et al., 2015）,因此企业管理者应改善内部管理, 促进、帮助员工把志愿服务做好。在组织企业志愿活动时应加强组织和协调, 尽可能减少时间上的冲突, 避免造成员工的疲劳, 减少对本职工作的负面影响。管理者在选择志愿服务项目时, 尽可能考虑本企业员工的技能和专长, 应选择其擅长的项目。如果需要, 企业应提供必要的资源支持, 比如技能培训, 装备配置等。另一方面, 本研究的结果表明组织认同在员工志愿行为产生角色增益中起到调节作用, 因此企业应该注意对员工的价值引导和情感关怀, 工作安排上尽可能做到人性化, 鼓励员工多参与决策, 为员工提供学习、成长的机会, 增加员工对组织的归属感和认同感。这样的员工在企业志愿活动中有更多的收获, 并能转化为更好的工作绩效表现。

第三, 企业管理者注意对员工的积极情绪和灵活性的培养。企业志愿服务通过情感型增益和工具性增益两条路径提升员工工作绩效, 其中情感型增益（乐观）的中介效用更强。因此, 企业在组织志愿活动时应合理选择活动内容, 并妥善进行实施, 促进员工在活动过程中产生角色增益, 尤其是情感性增益, 并进一步转化为个人绩效, 最终增加企业整体绩效。乐观和行为灵活性可以显著预测员工的工作绩效, 可以考虑把乐观和行为灵活性水平作为招聘和遴选员工时的标准之一, 日常工作中管理者应该重视员工自身乐观和行为灵活性的培养和维护, 在这两方面加大对员工的培训力度。

5.3 不足与展望

由于时间和资源的限制, 本研究也存在一些局限。第一, 本研究通过被调查者的自我报告的形式获取数据, 容易导致主要变量之间的关系增强, 尽管已经通过Harman单因子验证同源方差并不严重, 然而严谨性上略显不足。第二, 数据来源不够广泛, 没有能够做到严格的随机抽样,样本主要集中在华东地区, 这对研究结论的外部效度会产生影响。第三, 乐观和行为灵活性在企业志愿服务行为和工作绩效之间起到部分中介作用, 因此, 可以进一步寻找员工志愿行为和工作绩效之间可能存在的其他路径, 比如情感性增益中的情绪、工具性增益中的技能灵活性等, 也可以继续探讨工具型角色增益的边界条件。第四, 从本质上讲, 在一个领域的活动, 不可避免地消耗其他领域的资源, 志愿服务消耗员工一些有限的资源, 从而造成多领域之间的紧张, 因此志愿服务可能存在“双刃剑效应”, 什么情形下志愿服务会干扰员工的工作绩效, 也很值得研究。

6 结论

本文在中国情境下探讨企业员工志愿服务行为对工作绩效的影响机制, 检验了情感型增益和工具型增益的中介作用机制及其边界条件, 研究发现: 第一, 企业员工志愿服务行为对员工的工作绩效有显著的正向影响, 证实了中国民间最朴素的理念“善有善报”。第二, 角色增益的中介作用得到验证。乐观和行为灵活性的中介作用得到支持,进一步验证了角色增益的假说, 员工志愿服务行为对乐观效应要比行为灵活性更强, 而且乐观比工作灵活性更好地预测了工作绩效, 因此就两种角色增益而言, 乐观的中介效用强于行为灵活性。第三, 组织认同的调节作用得到部分支持。组织认同对员工志愿行为影响乐观以及通过乐观影响工作绩效的间接效应均起到增强型调节作用, 而组织认同在员工志愿行为影响技能灵活性以及通过技能灵活性影响工作绩效之间没有起到增强型调节作用。