张兰霞 杨 硕 王乐乐 孙 欣

(1.东北大学工商管理学院； 2.江苏时代新能源科技有限公司)

1 研究背景

当下，团队式工作模式逐渐得到员工和组织的青睐。不仅如此，团队成员间的助人行为也受到越来越多的重视。这是因为助人行为不仅可以促进员工间的交流和协作，提高员工和团队的工作能力与效率，而且可以显著提升员工积极情绪和主观幸福感[1]。鉴于此，如何进一步提升员工的助人行为已得到了学者和企业界人士的广泛关注[2]。然而，通过文献梳理可知，现有研究大多是从积极的视角探讨了员工动机、人格特质以及员工与环境的交互作用等对员工助人行为的影响[1]，不仅忽视了职场中普遍存在的某些消极因素(如职场排斥等)对员工助人行为的影响，而且对助人行为的形成机制的揭示仍显不足[1]，致使助人行为研究在理论上存在缺陷，对管理实践的指导作用也大打折扣。

职场排斥是一种在职场中广为存在的现象。智联招聘近期发布的职场调查报告显示，在我国企业中，有近70%的员工曾遭遇过职场排斥[3]。已有的Meta研究表明，职场排斥对工作态度、工作行为和工作绩效具有负面效应[4]。但也有研究表明，职场排斥可以使员工产生某些带有补偿性质的亲组织行为[5]。上述分歧产生的原因可能是由个体感知到的压力类型不同所导致的。一般而言，阻碍性压力会消耗个体的内在资源，挑战性压力则会激发个体的主动应对策略[6]。阻碍性压力和挑战性压力的划分是个体主观认知评价的产物[7]。若个体认为自己没有能力克服这一压力，则通常会将该事件定义为具有阻碍性，进而使自身陷入情绪漩涡中无法自拔，导致产生心理困扰[7]，进而触发员工的自我保护防御机制，致使其无暇主动进行更多的助人行为。这与资源保存理论中的资源绝境原则较为相符。反之，若个体有较多的内部资源应对这一压力，则通常会将该事件定义为具有挑战性，因而更倾向于釆取积极的应对策略。例如，员工产生关系重塑的动机，进而实施助人行为等，以获取新的资源[7]。这与资源保存理论中的资源投资原则不谋而合。此外，随着移动互联技术的快速发展以及新冠疫情等的影响，员工一般很难将工作和家庭完全分割开来[8]。换言之，员工在工作中的相关体验会溢出至家庭领域，同样，员工在家庭领域的相关体验也可溢出至工作领域。由此，员工在工作领域中遭遇的心理困扰和进行的关系重塑等会溢出到家庭领域之中，形成工作-家庭冲突[9]，进而对其后续工作中的助人行为产生影响。鉴于此，有必要从阻碍性和挑战性两个视角，探究职场排斥通过心理困扰/关系重塑和工作-家庭冲突对助人行为的作用效果。

综上所述，本研究拟基于资源保存理论，系统地厘清职场排斥对员工助人行为可能存在的双刃剑效应及其作用机理，以期在弥补现有理论研究不足的同时，为组织管理者合理地规避职场排斥的消极作用，发挥职场排斥的积极作用，进而增强组织凝聚力提供理论指导和借鉴。

2 理论基础与研究假设

2.1 职场排斥对员工心理困扰/关系重塑的影响

职场排斥是员工在工作场所内、外感受到的被组织成员排挤或漠视的程度[10]。有研究表明，职场排斥是一种严重的工作情境压力源，当员工遭遇职场排斥时，会严重降低其组织归属感、自信心以及对工作的控制感[11]，进而产生紧张和压力等消极体验，导致心理困扰。这其中的原因在于：①依据资源保存理论，员工具有努力获取、保持、培育和保护其所珍视的资源的倾向，无论是潜在的资源损失威胁，还是实际的资源损失都会引发员工的紧张和压力[12]。此外，依据资源损失螺旋效应，初始资源的损失会引发资源的进一步损失，且资源损失螺旋的发展会更加迅猛。由此，当面对职场排斥这一工作情境压力源时，员工会意识到自身关系资源的损失，进而在心理上产生较多的紧张和焦虑等消极体验，而紧张和焦虑恰恰是心理困扰的本质表现[13]。②压力并非单独存在于员工或者环境中，而是存在于员工与环境的互动之中。依据员工-环境匹配理论，当员工和环境不能很好地匹配时，员工便会产生紧张和不安[14]。鉴于此，对于遭遇职场排斥的员工而言，与其同事或主管不能很好的合作或顺畅地交流，容易使员工心理上产生一种被同事和主管“遗弃”和“嫌弃”的感觉，导致员工情绪低落，而情绪低落也是员工产生心理困扰的一个重要表现。由此，提出以下假设：

假设1a职场排斥对心理困扰具有显著的正向影响。

WRZESNIEWSKI等[15]首次提出了关系重塑的构念，并将其界定为员工为改善组织中的人际关系而改变工作中与同事交流和沟通方式以及频率等的行为。感知到职场排斥的员工会产生被团队边缘化的危机与意识，对处在集体主义背景下的中国企业员工而言，这种感觉会更加强烈。相关研究也表明，员工受欢迎的程度会直接影响其社会资源和社会地位[16]。依据资源投资原则，当员工面临压力时：一方面，会使用现有资源去获取新资源以减少资源的净损失；另一方面，会积极地采取措施构建和维护当前的资源储备以应对未来可能出现的资源损失[17]，并且进行资源投资以避免未来可能的资源损失被视为一种重要的压力应对方式[14]。HALBESLEBEN等[18]的研究也发现，当员工面临压力时，会产生更多的组织公民行为。这是因为人际指向的组织公民行为具有很强的工具性价值，员工期望通过实施此类行为从领导和同事那快速获得资源回报，进而有助于避免自身现有资源的进一步损失。鉴于此，遭遇职场排斥的员工可能会采取诸如关系重塑等举措来缓和与同事及其上下级之间的关系，提高自己在团队中受欢迎的程度，以重新获得较高的社会资源和社会地位。相关实证研究表明，关系重塑有利于员工获得同事及其上级的信任与认可[15]，并且也可以使员工快速摆脱焦虑和紧张。由此，提出以下假设：

假设1b职场排斥对关系重塑具有显著的正向影响。

2.2 心理困扰/关系重塑在职场排斥与工作-家庭冲突之间的中介作用

工作和家庭是员工所处的两个至关重要的活动领域，并且由于信息技术的快速发展，这两个领域很难完全分割开来。与此同时，根据工作家庭溢出效应模型可知，工作和家庭领域间存在较强的溢出效应[19]，即员工在这两个领域中的相关体验可以相互溢出至对方领域。基于此，员工在工作领域因遭遇职场排斥而产生的紧张、焦虑等消极体验也会溢出到员工的家庭领域，对员工家庭角色的扮演产生消极影响，进而导致工作-家庭冲突。与此同时，依据资源投资原则，经历了资源损失的员工会通过资源投资以更快地从资源损失中实现恢复[12]。鉴于此，在工作中因遭遇职场排斥而产生心理困扰的员工，会投入一定资源到工作领域以减少职场排斥和心理困扰对其工作产生的负面影响。此时，员工能够分配给家庭的有效资源就会减少，从而导致员工不能很好地履行家庭责任和义务，进而引起工作-家庭冲突。此外，工作场所中的不利因素会对员工的工作家庭关系产生负面影响，而员工心理状态是这一影响产生的关键纽带。由此，提出以下假设：

假设2a心理困扰在职场排斥与工作-家庭冲突之间起中介作用。

依据前文的推理可知，当员工遭遇职场排斥时，会进行关系重塑以恢复其正常的社会资源和社会地位。已有研究表明，关系重塑不仅可以满足员工沟通、交流以及被关注的需要，而且可以使其获得更多的工作支持，有利于提高其工作意义感，激发其内在工作动机，进而增加其心理资源。依据资源保存理论和工作家庭资源溢出效应，工作领域和家庭领域中的资源彼此之间可以相互溢出，进而影响员工的工作家庭关系，因此，员工在工作领域因关系重塑而增加的心理资源会溢出到员工的家庭领域，进而减少因工作因素而引起的工作和家庭两个领域之间的角色冲突。与此同时，进行关系重塑的员工由于拥有更多的个体资源，可以更加积极、主动地解决或缓和目前存在的工作-家庭冲突[20]。由此，提出以下假设：

假设2b关系重塑在职场排斥与工作-家庭冲突之间起中介作用。

2.3 心理困扰/关系重塑在职场排斥与员工助人行为之间的中介作用

助人行为是一种亲组织行为，具体是指员工自愿帮助他人解决工作问题或预防与工作有关问题发生的行为，包括自发性助人行为和应答性助人行为[21]。依据前文的推理和资源保存理论，当员工遭遇职场排斥时会产生心理困扰，而这在工作中一般会表现为工作倦怠、紧张、情绪耗竭[22]，将导致员工可能连自身工作任务都无法正常完成，更不要说进行助人行为。此外，依据资源绝境原则，当员工面临资源耗竭绝境时，会触发自我保护的防御机制。鉴于此，当员工遭遇严重的职场排斥和心理困扰时，便会启动其自身的资源防御模式，以减少自身资源的进一步损失，进而导致减少助人行为。由此，提出以下假设：

假设3a心理困扰在职场排斥与助人行为之间起中介作用。

依据前文推理和资源投资原则，当员工遭遇职场排斥时可能会进行关系重塑，以重新获得其正常的关系资源和社会资源。而关系重塑在使员工的关系资源得到积累的同时，能提高其社会资源和社会地位[23]。这可能会促使员工投入更多精力去帮助他人，导致助人行为的产生；同时，依据资源保存理论，拥有丰富资源的员工更可能进行资源投资，以获得更多的资源。鉴于此，为了与同事及其上下级建立更好的合作关系和人际关系，拥有更多关系资源和社会资源的员工会产生更多的助人行为。由此，提出以下假设：

假设3b关系重塑在职场排斥与助人行为之间起中介作用。

2.4 工作-家庭冲突对员工助人行为的影响

工作-家庭冲突包括以下3种冲突类型：①基于时间的工作-家庭冲突，指员工因在工作领域投入较多时间，而导致在家庭领域中投入的时间较少，使其不能很好地履行家庭责任而产生的工作家庭角色冲突；②基于压力的工作-家庭冲突，指员工将工作领域中的压力带回到家庭领域中，进而影响员工在家庭领域中的角色表现而产生的工作家庭角色冲突；③基于行为的工作-家庭冲突，指员工的工作角色所要求的行为与其家庭角色所要求的行为不一致，而产生的工作家庭角色冲突[24]。本研究认为，这3种类型的工作-家庭冲突均会对员工的助人行为产生消极影响。具体阐述如下：①员工在一个领域中资源的减少会使其在另一个领域中的表现更差[24]。鉴于此，当员工遭遇工作-家庭冲突时，会感受到较大的压力和紧张[25]。此时，员工因在工作上分身乏术，因此，也就没有足够的精力去帮助他人。②依据资源保存理论，当员工意识到自身资源受到严重威胁或损失时，为防止资源的进一步损失，员工会启动自身的资源保护机制，从而减少其在助人行为上的资源投入。③相关实证研究也表明，这3种类型的工作-家庭冲突均会对员工在工作领域中的态度和行为产生负向影响[26]。由此，提出以下假设：

假设4工作-家庭冲突对助人行为具有显著的负向影响。

2.5 心理困扰/关系重塑和工作-家庭冲突的链式中介作用

综合前文提出的假设1～假设4可知，职场排斥可能通过心理困扰和工作-家庭冲突、关系重塑和工作-家庭冲突的双重链式中介作用对员工的助人行为产生影响。一方面，职场排斥会使员工产生紧张、焦虑等消极的心理状态[3]；同时，依据工作家庭溢出效应，员工在工作领域中产生的紧张和焦虑等消极心理状态会溢出到家庭领域，导致其遭遇较多的工作-家庭冲突，使员工与家人间的情感资源和关系资源骤减，而关系资源和情感资源对员工的工作和生活尤为重要[27]。此时。依据资源绝境原则，员工会采取措施以避免自身资源的进一步损失，从而减少其助人行为。另一方面，依据资源投资原则，在压力的情境下员工不仅会使用现有资源去获取新资源以减少资源的进一步损失，而且会积极构建和维护当前的资源储备以应对未来可能出现的资源损失情境。鉴于此，当遭遇到职场排斥时，为恢复其关系资源和社会资源，员工会进行关系重塑，以削弱职场排斥给其工作和生活带来的负面影响。而关系重塑不仅能够弥补因职场排斥而造成的资源损失，还能增加员工的关系资源和社会资源[28]。拥有丰富关系资源和社会资源的员工不仅可以减少其工作-家庭冲突，进而将更多的资源应用到工作领域。依据资源保存理论，拥有丰富资源的员工会进行资源投资以获得更多的资源，因此，在工作中因进行关系重塑而拥有较多关系资源和社会资源的员工会表现出更多的助人行为。由此，提出以下假设：

假设5a心理困扰和工作-家庭冲突在职场排斥与助人行为之间起链式中介作用。

假设5b关系重塑和工作-家庭冲突在职场排斥与助人行为之间起链式中介作用。

2.6 主动性人格的调节作用

主动性人格是指员工不受情境阻力制约，主动采取行动以影响或改变周围的人或事物的一种较为稳定的倾向[29]。高主动性人格的员工倾向于采取以问题为中心的应对方式，即主动改变自己与环境的互动方式，以帮助自己创造有利于自身发展的组织环境[30]；低主动性人格的员工则倾向于采取以情绪为中心的应对方式，即采取消极、被动的方式应对其周围环境中的压力[30]。压力是员工和环境相互作用的结果，员工自身的评价过程会很大程度上影响压力是否产生并影响自身对压力的应对方式。鉴于此，在面对职场排斥时，高主动性人格的员工会认为，自己有能力改善当下的工作环境，并会主动采取一系列的积极措施进行关系重塑，以快速恢复其因遭遇职场排斥而损失的关系资源和社会资源[31]；低主动性人格的员工则可能认为，自己无法应对职场排斥这一具有威胁性或损害性的工作环境，进而采取逃避或消极、被动的应对方式，最终使员工陷入无限焦虑、紧张和不安的恶性循环中[31]。综上所述，本研究认为，主动性人格会在职场排斥与心理困扰、职场排斥与关系重塑的关系中起调节作用。由此，提出以下假设：

假设6a主动性人格在职场排斥与心理困扰之间起负向调节作用。

假设6b主动性人格在职场排斥与关系重塑之间起正向调节作用。

本研究构建了以下研究模型(见图1)。

3 研究方法

3.1 研究对象及程序

本研究采用问卷调查的方式收集数据。课题组成员通过分工协作与某大学部分在职博士研究生、EMBA、MBA以及已毕业且在企业任职的优秀校友取得联系，就本次问卷调查的原因、内容、目的以及可能对企业产生的价值等进行了详细说明，以获得其所在企业的支持。通过持续两周的反复交流和沟通，共有11家企业承诺可以为本研究的实地调研提供帮助。但因时间冲突、地域限制以及疫情防控等的影响，最终对来自辽宁省(4家)、吉林省(2家)和河北省(1家)的7家大中型现代服务业企业的员工进行了实地调研。为尽量减少共同方法偏差，问卷调研分为3个阶段进行，前一调研阶段和后一调研阶段的间隔为一个月。第一次调研(T1)主要收集员工的背景信息、自变量以及调节变量的数据；第二次调研(T2)主要收集中介变量的数据；第三次调研(T3)主要收集因变量的数据。

为了方便数据匹配，在企业相关工作人员的协助下，课题组成员在每家企业中随机抽取了约100名员工，并对其依次进行编号。例如，第1家企业的第1位员工的编号为101，第2位员工编号为102；第2家企业的第1位员工编号为201，第2位员工编号为202，依次类推。同时，为提高员工的参与程度及数据的可靠性，研究人员还准备了精美的小礼物在问卷发放前赠送给参与调查的员工。第一次问卷调研共发放问卷678份，回收有效问卷624份，问卷有效回收率为92.04%；第二次问卷调研共发放问卷624份，回收有效问卷452份，问卷有效回收率为72.44%；第三次问卷调研共发放问卷452份，回收有效问卷365份，问卷有效回收率为80.75%。在有效样本中，性别方面，男性占48.2%、女性占51.8%；年龄方面，25岁及以下占39.5%、26～30岁占35.1%、31～35岁占18.4%、36～40岁占3.0%、41岁及以上占4.0%；教育程度方面，本科及以上占78.0%；工作年限方面，3年及以下占61.1%、4～6年占22.7%、7～10年占8.5%、10年以上占7.7%；企业性质方面，国有企业占19.5%、民营/私企占46.0%、外企/合资占14.0%、其他类型占20.5%；婚姻状况方面，未婚占58.4%、已婚占39.2%、离异占2.4%；子女抚养方面，有孩子需要照看的占32.9%、无需照看的占67.1%；老人赡养方面，有老人需要照顾的占44.9%、老人无需照顾的占55.1%。

3.2 变量测量

本研究涉及变量的测量均采用国内外成熟的Liket 5点制量表。各量表的Cronbach’sα系数值见表1。由表1可知，各量表的Cronbach’sα值均大于0.8，表明各量表具有较好的一致性信度。与此同时，参考以往有关研究，本研究将性别、年龄、学历、工作年限、公司性质、婚姻状况以及是否有孩子和老人需要照顾作为控制变量。

表1 变量测量(N=365)

4 研究结果

4.1 共同方法偏差检验

虽然本研究分3个时点收集数据，但由于全部变量均源于员工的自我报告，可能会存在共同方法变异问题。鉴于此，首先，本研究采用Harman单因素检验法对数据的共同方法变异程度进行检验。结果表明，最大因子方差解释率为24.056%(小于40%)，表明数据不存在严重的共同方法偏差。其次，为进一步检验共同方法偏差的干扰，本研究在验证性因子分析中引入了共同方法因子(CMV)。检验结果表明，ΔGFI=0.033，ΔIFI=0.027，ΔNFI=0.028，ΔCFI=0.026，ΔTLI=0.022，ΔRMSEA=0.005。各项拟合指数的变化均小于0.05，表明加入共同方法因子后，模型并未得到明显改善，测量中不存在明显的共同方法偏差。

4.2 验证性因子分析

为检验各变量间的区分效度，本研究对各变量进行验证性因子分析(CFA)，有关检验结果见表2。由表2可知，六因子模型的各拟合指标显著优于其他模型且符合标准，表明本研究的6个主要变量具有较好的区分效度。

表2 验证性因子分析结果(N=365)

4.3 描述性统计分析及相关分析

本研究中的14个变量的均值、标准差和相关系数矩阵见表3。由表3可知：职场排斥与心理困扰、关系重塑正相关，相关系数分别为0.488(p<0.01)、0.322(p<0.01)，因此，假设1a和假设1b得到基本支持；关系重塑与助人行为正相关，相关系数为0.174(p<0.01)；心理困扰与工作-家庭冲突正相关，与助人行为负相关，相关系数分别为0.323(p<0.01)、-0.320(p<0.01)；工作-家庭冲突与助人行为负相关，相关系数为-0.285(p<0.01)，因此，假设4得到基本支持。这为后续的检验奠定了基础。

表3 各变量的均值、标准差和相关系数(N=365)

4.4 假设检验

4.4.1直接效应检验

(1)职场排斥对心理困扰的回归分析有关结果见表4。由表4可知：各解释变量的VIF均小于5，表明本研究不存在严重的共线性问题；模型1的拟合指数F在0.01的水平下显著，模型2的拟合指数F在0.001的水平下显著，表明回归模型整体有效，且职场排斥对心理困扰具有显著的正向影响(β=0.510，p<0.001)。由此，假设1a得到支持。

表4 职场排斥对心理困扰的层次回归结果(N=365)

(2)职场排斥对关系重塑的回归分析有关结果见表5。由表5可知，各解释变量的VIF均小于5，表明变量不存在严重的共线性问题；模型1和模型2的拟合指数F均在0.001的水平下显著，表明回归模型整体有效，且职场排斥对关系重塑具有显著的正向影响(β=0.269，p<0.001)。由此，假设1b得到支持。

表5 职场排斥对关系重塑的层次回归结果(N=365)

(3)工作-家庭冲突对助人行为的回归分析有关结果见表6。由表6可知：各解释变量的VIF均小于5，表明不存在严重的共线性问题；模型1和模型2的拟合指数F均在0.001的水平下显著，表明回归模型整体有效，且工作-家庭冲突对助人行为有显著的负向影响(β=-0.300，p<0.001)。由此，假设4得到支持。

表6 工作-家庭冲突对助人行为的层次回归结果(N=365)

表7 Bootstrap方法估计的中介效应及95%置信区间(N=365)

4.4.2中介效应检验

本研究中，中介效应的检验结果见表7。由表7可知：心理困扰的中介效应值为0.158，95%的置信区间为[0.094,0.224]，不包括0，表明心理困扰在职场排斥与工作-家庭冲突之间起中介作用，因此，假设2a得到支持；关系重塑的中介效应值为-0.055，95%的置信区间为[-0.097, -0.015]，不包括0，表明关系重塑在职场排斥与工作-家庭冲突之间起中介作用，因此，假设2b得到验证。由表7还可知：心理困扰的中介效应值为-0.137，95%的置信区间为[-0.204,-0.076]，不包括0，表明心理困扰在职场排斥与助人行为之间起中介作用，因此，假设3a得到支持；关系重塑的中介效应值为0.092，95%的置信区间为[0.047,0.148]，不包括0，表明关系重塑在职场排斥与助人行为之间起中介作用，因此，假设3b得到支持。

本研究利用Bootstrap检验心理困扰、工作-家庭冲突以及关系重塑、工作-家庭冲突在职场排斥与助人行为之间的链式中介作用。由表7可知：心理困扰和工作-家庭冲突的链式中介效应值为-0.024，95%的置信区间为[-0.046,-0.007]，不包括0，说明心理困扰和工作-家庭冲突的链式中介作用成立，因此，假设5a得到支持；关系重塑和工作-家庭冲突的链式中介效应值为0.006，95%的置信区间为[-0.000 3,0.015]，包括0，表明关系重塑及工作-家庭冲突的链式中介作用不成立，因此，假设5b没有得到支持。

4.4.3调节效应检验

本研究采用层级回归分析检验主动性人格在职场排斥与心理困扰以及关系重塑之间的调节效应，有关结果见表8。由表8可知：在控制了性别、年龄等变量后，职场排斥和主动性人格的交乘项对心理困扰具有显著的正向影响(模型3，β=-0.120，p<0.05)，因此，假设6a得到支持；职场排斥和主动性人格的交乘项对关系重塑具有显著的正向影响(模型6，β=0.125，p<0.05)，因此，假设6b得到支持。

表8 调节效应分析结果(N=365)

为更加清晰地显示主动性人格的调节效应，本研究绘制了相关调节效应示意图(见图2和图3)。由图2可知：当主动性人格高(高于均值1个标准差)时，职场排斥对心理困扰具有显著的正向影响(β=0.389，SE=0.064，p<0.001)；当主动性人格低(低于均值1个标准差)时，职场排斥对心理困扰亦具有显著的正向影响(β=0.589，SE=0.060，p<0.001)，但斜率值变大。由图3可知：当主动性人格高(高于均值1个标准差)时，职场排斥对关系重塑具有显著的正向影响(β=0.400，SE=0.068，p<0.001)；当主动性人格低(低于均值1个标准差)时，职场排斥对关系重塑亦具有显著的正向影响(β=0.204，SE=0.064，p<0.001)，但斜率值变小。

5 结论与讨论

本研究主要得出以下结论：①职场排斥具有双刃剑效应：一方面，可以使员工产生心理困扰；另一方面，可以促使员工产生关系重塑行为。前者验证了HOWARD等[4]的研究；后者则验证了张桂平[5]的研究，但却与KWAN等[37]的研究结论不同，这可能是由于不同的文化背景所导致的[25]。②职场排斥通过心理困扰对工作-家庭冲突产生显著的正向影响，通过关系重塑对工作-家庭冲突产生显著的负向影响。③职场排斥对员工助人行为具有双刃剑效应：一方面，通过心理困扰对助人行为产生负向影响；另一方面，通过关系重塑对助人行为产生正向影响。该研究结论从根本上揭示了学术界关于职场排斥与组织公民行为、亲组织行为之间关系的争论，即两者之间并非简单的正向或负向关系，而是存在着“双刃剑”效应。④心理困扰和工作-家庭冲突在职场排斥与员工助人行为之间起链式中介作用，这与邓昕才等[9]关于职场排斥对员工家庭溢出效应的研究不谋而合；而关系重塑和工作-家庭冲突则在职场排斥与助人行为之间的链式中介作用不显著。⑤主动性人格负向调节职场排斥与心理困扰之间的关系，正向调节职场排斥与关系重塑之间的关系。这一研究结论在一定程度上进一步验证和拓展了谢俊等[38]的研究。

本研究的理论贡献主要在于：①现有研究大都关注职场排斥对员工工作绩效、创新行为以及知识隐藏行为等存在的单一消极影响或积极影响，但却忽略了职场排斥可能具有的“双刃剑”效应。本研究的结果表明，职场排斥既可以使员工产生更多的心理困扰和工作-家庭冲突，也可以使员工产生更多的关系重塑、助人行为，在一定程度上对相关研究进行了拓展，也为后续相关研究深入探讨职场排斥在其他方面的双刃剑效应提供了理论参考。②目前，学术界主要从员工情绪反应、动机、人格特质以及领导类型等方面对员工助人行为的前因变量进行了研究，但对助人行为的形成机制的揭示仍显不足[1]，并且鲜有学者从工作场所人际关系视角探讨员工助人行为的影响因素及其形成机制。本研究的结果表明，职场排斥作为一种常见且反映职场中人际关系的情境因素，对员工助人行为具有显著的“双刃剑”效应。这不仅拓展了助人行为前因变量的研究，而且为后续从工作场所人际关系视角深入探讨员工助人行为的影响因素及其形成机制提供了新的思路和视角。③本研究的结果显示，职场排斥对工作-家庭冲突具有显著的“双刃剑”效应：一方面，通过心理困扰对工作-家庭冲突产生正向影响；另一方面，可以通过关系重塑对工作-家庭冲突产生负向影响。该研究结论不仅验证了以往学者的研究，而且深入揭示了职场排斥与工作-家庭冲突之间的关系及其中介机制。④明晰了职场排斥对心理困扰和关系重塑影响的边界条件，深入地探讨了主动性人格在职场排斥与心理困扰以及职场排斥与关系重塑之间关系的调节作用。这不仅响应了以往学者的研究(如文献[38])，而且明晰了职场排斥对心理困扰和关系重塑影响的边界条件。

本研究的实践启示主要在于：①有利于员工更加合理、有效地应对职场排斥。基于本研究的结果，当员工遭遇职场排斥时，应意识到自己不同的态度和应对策略会对其工作-家庭冲突和助人行为产生截然不同的影响，需采用积极的行为策略而非消极的心理反应来应对感知到的职场排斥。除此之外，组织要对员工进行相关培训，引导员工利用积极的行为策略来应对其感知到的职场排斥。②由本研究可知，与低主动性人格的员工相比，高主动性人格的员工在遭遇职场排斥时，更能够发挥其主动进取精神，并渴望与身边的同事进行关系重塑，从而减少职场排斥对其工作-家庭冲突和助人行为产生的消极影响。鉴于此，组织可以将主动性人格作为员工招聘的标准之一；同时，对那些已经进入企业的低主动性人格的员工进行相关培训，引导员工趋向较高的主动性人格。③根据本研究的结果，工作-家庭冲突会对员工的助人行为产生负向影响，因此，组织可以通过实施家庭友好计划、弹性工作制等具体措施，减少工作对员工家庭的干扰，使员工的工作-家庭冲突始终维持在较低水平。此时，即使员工在企业遭遇职场排斥，也会在家人的鼓励和支持下积极面对，进而降低职场排斥对员工工作和家庭的负面影响。

6 研究局限与展望

本研究也存在一定的局限性：①调研数据均由员工自评完成，虽然采用了有关措施，但仍可能存在一定的共同方法偏差。未来研究可以由领导和同事对员工的助人行为进行评价，进而使有关研究结论更加严谨、可靠。②由于助人行为可细分为自发性助人行为和应答性助人行为[23]，两者产生的作用机制很可能存在很大不同。未来研究可以具体区分助人行为的类型，以深入探索其产生的不同机制。③感知到的职场排斥与实际的职场排斥可能存在差异。未来研究需要在明确这种差异之后再去选择合适的测量方式。④仅从工作家庭关系中的冲突视角探讨了工作-家庭冲突在心理困扰、关系重塑与助人行为间的中介作用，以及在职场排斥和助人行为之间的链式中介作用，但却忽视了工作-家庭增益可能在这一关系中存在的作用。未来研究可以同时从冲突和增益两个视角探讨工作-家庭冲突和工作-家庭增益在这一关系中的中介作用，比较两者间的差异，进而寻找职场排斥影响员工助人行为的主要路径，以期更好地服务于企业实践。