员工效能

员工效能（共5篇）

员工效能 篇1

员工自我效能与企业绩效有着紧密的关系, 提升员工自我效能成为企业及学术界研究的重点课题。近几年来, 由于国际金融危机的影响, 企业迫切希望留住有技能有价值的员工。为了使企业与员工关系更加紧密, 组织认同的概念被越来越多的关注, 很多学者研究认为组织认同会提高员工的满意度、忠诚度, 甚至能有效提高员工工作绩效。企业在某些方面的社会责任表现会提升员工对企业的认同感和工作满意度, 还会提高员工在企业工作的荣誉感和工作信心。本文以企业社会责任为自变量, 以组织认同为中介变量, 探索企业社会责任不同方面的表现对企业员工自我效能的影响机理。

一、文献回顾与假设

Epitropaki (2003) 提出企业管理者对企业价值有形成和传播的作用, 而员工的组织的认同可以使这种价值得以满足。Aguilera (2007) 等在对企业社会责任与员工内心感知关系的研究中, 发现人际关系和道德动机会使员工受到影响, 较高的企业社会责任水平会正向影响员工的组织公平感知, 能够使员工产生组织认同感, 并满足自我价值的需要与提升。魏均等 (2008) 研究了企业领导行为对组织认同的影响, 研究发现企业领导的社会责任的履行等行为, 对员工组织认同感的产生有着积极有效的作用。因此, 企业高层领导对企业社会责任理念的积极提倡会使员工产生积极有效的激发员工的组织认同水平。卢涛等 (2009) 从员工视角研究企业社会责任对组织认同的影响。结果发现, 员工所感知的企业承担社会责任的情况会对其组织认同感产生明显的影响, 另外, 组织认同的不同纬度受到企业社会责任的影响也不尽相同。苗莉等 (2012) 以组织认同为中介变量, 在细化企业社会责任和组织承诺具体维度的基础上, 实证研究了两者之间的关系, 结果发现组织认同在企业社会责任感知对组织承诺的影响中起中介作用。王艳婷 (2013) 等研究发现, 企业承担社会责任会增强企业员工的组织认同感与社会参与行动, 进而可以提升企业价值。

Dick (2004) 研究了组织认同与工作满意度之间的关系, 结果证明组织认同与工作满意度呈正相关。罗慰心 (2008) 通过研究来自济南、上海、苏州等地的IT公司取得601份有效问卷研究发现, 组织认同对员工工作投入具有预测作用。朱青松 (2009) 就员工与组织的价值观匹配对员工效能的影响进行了研究, 结果发现员工对组织的认同会对员工效能产生具体影响。David等 (2009) 曾以一个大样本的医师员工为样本, 实验发现感受组织支持理论和他们的员工工作表现有以下联系: (1) 当组织认同高, 专业鉴定低时, 两者成正相关。 (2) 当组织认同低, 专业鉴定高时, 两者成负相关。同时他们还发现, 心理契约违背和员工工作表现也存在一定关系: (1) 当组织认同高, 专业鉴定低时, 两者成负相关。 (2) 当组织认同高, 专业鉴别低时, 两者成正相关。王新宇等 (2010) 以上海张江高科技园区的196名公司员工为调查对象, 运用Lisrel软件对模型假设进行检验, 研究得出组织认同对员工工作表现成正相关。

尽管国内还没有发现企业社会责任对员工自我效能的实证研究, 但员工自我效能与员工满意度、忠诚度等相近的员工态度范畴, 与企业社会责任有着千丝万缕的关联。企业积极承担社会责任对于降低员工流失率, 留住优秀员工, 提高员工的自我效能有着重要的作用。Branco和Rodrigues (2006) 指出企业社会责任能够为企业创造内部和外部价值, 其中内部价值体现在提高员工工作动机, 激发员工对企业的忠诚行为。李艳华 (2008) 通过实证研究表明, 企业社会责任的不同表现在组织吸引力、组织承诺、企业声望感知和员工满意度均有显著差异。吕英等 (2009) 通过对IT和零售企业员工的问卷调查, 采用多元回归分析和方差分析来检验企业社会责任表现与员工工作满意度之间的相关关系。结果发现企业对员工的责任与员工对整体的满意度和员工对企业整体的满意度和员工对工作回报的满意度存在正相关。彭正龙 (2010) 以提升组织即兴效能为出发点, 创建了企业社会责任、员工满意度与组织即兴效能三者关系的理论模型。研究发现, 企业的社会责任表现, 尤其是在员工、消费者、环保等方面的表现, 对员工满意度的影响较为显著。张爱卿等 (2010) 通过对236位不同企业员工进行调查, 探讨企业社会责任形象与员工满意度、组织公民行为之间的相互关系, 研究发现企业社会责任形象与员工满意度之间有显著正向的相关关系。

综合上述分析, 本文提出如下假设:

H1:企业社会责任对员工自我效能有正面影响。

H2:组织认同在企业社会责任与员工自我效能之间起着中介作用。

二、研究方法

1. 问卷设计

本文对企业社会责任维度的确定参考Abbott、Monsen (1979) 和Hamilton对其维度的定义。企业社会责任量参考Abbott和Monsen (1979) 、李立清 (2006) 和赵杨 (2010) 的研究并根据需要做了相应的修订;组织认同量表参照Miller等 (2000) 所编制的组织认同量表 (OIQ) ;员工自我效能的测量采用的是Riggs (1994) 所开发的量表。

2. 样本和数据

由于本文涉及员工对企业组织的认同感, 因此问卷发放对象以普通员工为主, 但不排除各级管理者参与。本研究共收回1043份, 其中无效问卷172份, 有效问卷871份。依据如下四点对无效问卷剔除:第一, 问卷有大量的遗漏和空白;第二, 问卷填写较随意, 对于多数问题选择同一水平;第三, 问卷填写不在所给选项之内;第四, 在问卷反向问题中回答自相矛盾。问卷调查受访者特征如下:在性别方面, 男女比例相近;在年龄方面, 40岁以下约占68%比例, 整体来说员工年龄较年轻;在职位方面, 一般员工占47%, 相对人数较多, 且随着级别的提高, 比例逐渐下降;在受教育程度方面, 本科学历约有55%的比例, 说明整体而言, 调查对象的受教育水平较高;在工作时长方面, 1-5年占了52%, 10年以下的占了94%, 这也从另一方面说明了调查对象比较年轻。

三、数据分析

1. 信度检验

荣泰生 (2010) 提出, 在进行因子分析时, 样本容量与变量数的比例应在5:1以上, 总样本容量不得少于100, 且理想的样本容量至少应在变量数的10-25倍, 本研究符合上述标准。一般认为各测量指标的Cronbach’α系数大于0.7就说明各个测量指标具有较好的内部一致性。企业社会责任的Cronbach’sα系数为0.805, 组织认同的Cronbach’sα系数为0.875, 员工自我效能的Cronbach’sα系数为0.842, 说明本研究量表具有较好的信度。

2. 因子分析

本文采纳Kaiser (1974) 的观点, 即KMO值大于0.7表示尚可进行因子分析, 大于0.8说明适合进行因子分析。使用SPSS16.0进行因子分析, 结果显示企业社会责任和员工自我效能的KMO统计量均大于0.8、组织认同的KMO统计量在为0.778, 比较接近0.8, 三者的Bartlett观测值比较大, 显著性为0, 说明适合进行因子分析。

3. 企业社会责任、组织认同与员工自我效能整体路径分析

在结构方程模型要求的基础上, 本文构建企业社会责任、组织认同与员工自我效能的研究模型, 采用协方差结构模型的极大似然法估计和检验测量模型的参数。卡方与自由度之比 (χ2/df) 为2.332, 近似均方根残差 (RMSEA) 值为0.073, 比较拟合指数 (CFI) 为0.932, Tucker-Lewis指数 (TCL) 为0.907。从结果可以看出, χ2/df之比小于3, 表示模型可以接受。另外, RMSEA小于0.1, CFI和TCL都接近0.9, 说明可以接受该模型结果。

注:***P<0.001, **P<0.01, *P<0.05

从表1的结果中可以看出, 企业社会责任与组织认同的标准化路径系数为0.82, 同时显著性水平为P<0.001, 说明企业社会责任对员工组织认同有着直接正向影响, 并且这种影响是显著的, 因此假设H1得到验证。组织认同与员工自我效能的标准化路径系数为0.74, 同时显著性水平为P<0.001, 说明组织认同对员工自我效能有着正向的影响, 且是显著的, 因此H2得到验证。企业社会责任与员工自我效能的标准路径系数为0.089, 在P<0.05的水平上显著, 并且这种影响是显著的, 因此H1得到验证。

表2可以看出, 企业社会责任对员工自我效能的影响效应有0.601, 其中有0.512为组织认同产生的间接效应, 这也表示企业社会责任对员工自我效能的主要影响体现在间接效应上, 尽管直接效应存在, 但考虑到其数值较小, 故忽略不计。因此, 组织认同为中介变量, 且在企业社会责任和员工自我效能两者关系之间起着中介作用, 因此假设H2得到支持。

四、研究启示

虽然国家相关法规制度和学者们都极力倡导企业履行社会责任, 但大多数企业仍然观念落后, 过于重视眼前短期的利益, 认为履行社会责任会增加额外的运营成本, 从而影响企业的利润收入。企业积极承担社会责任对组织认同和员工自我效能有显著的正向影响, 而工作绩效是员工自我效能的直接体现。这说明通过积极履行社会责任, 企业可以为员工提供组织认同感和工作绩效, 这对企业具有实际的现实意义。企业履行社会责任的情况会影响员工的组织行为。因此, 企业要重视“社会责任文化”对员工的无形影响, 透过这些告诉员工企业支持哪些行为, 摒弃哪些恶习, 进而提高员工对企业的责任感。就此而言, 企业必须要重视社会责任决策的公开性, 方便员工及时了解企业社会责任的活动进展。只有这样, 才可以使企业社会责任活动真正发挥它的实际功效。

参考文献

[1]Bandura A.Self-efficacy:The exercise of control[M].Macmillan, 1997

[2]魏钧, 陈中原, 张勉.组织认同的基础理论测量及相关变量[J].心理科学进展, 2007, 15 (6) :948-955

[3]卢涛, 王志贵.基于员工视角的企业社会责任对组织认同的影响研究[J].湖北社会科学, 2009 (8) :88-92

[4]苗莉, 赵婉莹.企业社会责任与员工组织承诺的关系研究[J].财经问题研究, 2012 (5) :94-99

[5]王艳婷, 罗永泰.企业社会责任员工认同与企业价值相关性研究[J].财经问题研究, 2013 (1) :98-103

员工效能 篇2

关键词：工作环境 自我效能感 员工绩效 实证研究

工作环境是人们从事工作活动的基础，组织的高绩效90%来自于组织环境，仅有10%取决于员工个人素质[1]。工作环境作为组织环境的核心内容与员工自我效能感、绩效密切相关。自我效能感指个体对自己能否完成某种特定活动的知觉，是个体对自己能够按指定水平来执行某个行动的信心[2]，是这个人对自己行为能力的评估[3]。

一、研究假设

环境是可以被感知的，从心理学和社会学的角度来分析，员工对于其所处企业工作环境的感知来自员工的个人经验，它比较持久，能够被员工所体验，并能影响员工的动机、态度和行为。不同企业或不同岗位的员工对工作环境感知的差别主要存在于工作环境的各个分指标。本文将企业管理与人体工程学、心理学相结合，在理论分析的基础上提出了“工作环境—自我效能感—员工绩效”研究模型。

研究发现，管理自我效能感更高的管理者具有更好的管理效果和管理创新[4]。工作环境不仅对员工具有激励作用，而且对管理者绩效具有促进作用。工作环境中的工作团队支持、挑战性工作和工作资源与知识创造活动之间存在显著的正相关关系[5]。工作环境是由一组组织气氛构成，组织气氛是可以被观测到的一组属性[5]。

相关研究表明，自我效能感和工作环境对绩效具有重要促进作用，但仍存在以下不足：一是对工作环境与自我效能感的关系没有深入分析；二是对工作环境的研究集中于人文环境，而对于物理环境的研究较少。工作环境具有可测性，其测量结果可直接解释员工的自我效能感和绩效情况。基于以上分析提出以下假设：

H1：自我效能感与绩效之间存在正相关关系；

H2a：物理环境与绩效之间存在正相关关系；

H2b：人文环境与绩效之间存在正相关关系；

H3a：物理环境与自我效能感之间存在正相关关系；

H3b：人文环境与自我效能感之间存在正相关关系；

二、研究方法

（一）变量设计

工作环境中物理环境的测量分为嗅觉环境、视觉环境、听觉环境、触觉环境四个维度；人文环境的测量归纳为制度环境、文化环境两个维度[6]。自我效能感的测量，归纳为自我管理效能感和自我激励效能感两个维度[7]。绩效量表分为任务绩效和周边绩效两个维度[8]。任务绩效测量的是与具体职务内容相关的实际工作完成情况，而周边绩效测量的是对组织的运作和长远发展又是非常重要的其他一些因素[9]。

（二）样本选取

本文运用了德尔菲法、访谈法和问卷法，问卷采用单一、多等级的李克特量表。西方已有学者采用实验室模拟方法进行了研究，但实验对象多为心理学专业的大学生，故其研究缺乏普遍性[10]。本文结合研究目的，对我国12个省份不同行业员工进行了抽样调查，以获取比较全面的中国企业数据来支持本文论证。

（三）数据收集

根据研究需要，初步设计了调查问卷。调研人员在兰州市内3家企业进行了问卷测试，并与企业员工进行了深度访谈。经过初步设计、测试调查、结果分析、修订四个环节，最终确定调研问卷。本文采取随机抽样的方法向安徽、北京、甘肃、广东、河南、江苏、青海、山东、陕西、上海、四川、新疆12个省区的企业员工发放了600份问卷，回收问卷403份，回收率67.2%，有效问卷319份，有效率79.2%。

三、数据分析

（一）效度与信度检验

本文采用SPSS18.0对问卷进行效度检验。本测量的KOM检验值为0.834，问卷调查有一定的有效性；信度系数α为0.834，大于0.70，同时各层次的α均大于0.80，符合信度检验的标准，调查表具有很好的内部统一性。

（二）相关性分析

本文使用SPSS18.0对工作环境各分指标与企业员工绩效各分指标进行Pearson相关性分析，如表1所示。相关分析能够表明工作环境与自我效能感、绩效之间的相关性和紧密程度，但并不能说明各变量之间存在因果关系，因此需要进一步进行模型拟合度检验。

（三）模型拟合度检验

本文通过Amos18.0对模型进行了拟合，明确各变量之间的内在关系。经过模型预测、初步检验、模型修正等步骤，最终确定了拟合度较好的结构方程模型，检验结果如表2所示：

检验结果显示，X2 /df的值为1.441，小于3的临界值，说明样本协方差矩阵与估计的总体协方差矩阵的相似程度较大，模型的拟合度较好；P值为0.075，超过了0.05的标准要求；NFI、IFI、TLI、CFI、AGFI、GFI等指标，其检验值均接近于1，说明模型拟合度较好；此外，该模型的近似误差均方根仅有0.063，小于0.08的标准值。因此，模型的拟合效果较好。

四、结论

分析结果表明，任务绩效与人文环境各维度的相关系数较大，周边绩效与物理环境各维度的相关系数较大。工作环境的改善能够加强员工生理和心理安全，增强员工归属感、满意度和工作嵌入，进而提高员工的自我效能感。物理环境和人文环境同样对绩效具有重要影响。国外对于自我效能感与绩效关系的实验表明其相关度大于0.7，本文得出的相关度最大为0.583，表明中国企业员工的自我效能感尚未得到充分发挥。因此，改善工作环境对企业具有重要战略意义，是企业规范化管理的趋势。通过为企业员工提供良好的工作环境，加强对员工健康的关心和心理上的激励，使他们获得归属感、成就感并加深工作嵌入，员工能够安心在企业工作和发展，自然也会为企业竭尽所能贡献自己的力量。营造和谐的工作环境，实际上就是为企业谋求长远发展，即始终坚持以人为本，把企业管理、战略、目标与人员全面需要的目标融为一体。

参考文献：

[1]杜强.企业环境管理的探讨[J].福建论坛：人文社会科学版，2006（11）：33—34

[2]陈国权.组织行为学[M].北京：清华大学出版社，2006

[3]姚凯.自我效能感研究综述——组织行为学发展的新趋势[J].管理学报，2008（3）：463—468

[4]陆昌勤，凌文辁，方俐洛.管理自我效能感与管理者工作态度和绩效的关系[J].北京大学学报（自然科学版），2006，42（2）：276—280

[5]郝迎潮，万迪眆，吴翠花.工作环境与科技型中小企业知识创造关系研究[J].北京：科研管理，2007（9）：87—93

[6]赵江洪，谭浩.人机工程学[M].北京：高等教育出版社，2008

[7]凌文辁，方俐洛.心理与行为测量[M].北京：机械工业出版社，2003

[8]孙健敏，焦长泉.对管理者工作绩效结构的探索性研究[J].人类工效学，2002，8（3）：1—10

[9]闫威，陈燕.管理自我效能感与管理绩效和组织承诺关系的实证研究[J]. 人力资源管理，2009，（8）：45—51

[10]周文霞，郭桂平.自我效能感：概念，理论和应用[J].中国人民大学学报，2006（1）：91—97

员工效能 篇3

长期以来, 压力一直都是组织心理学领域非常重要的一个研究课题 (Rodell&Jude, 2009) , 已有研究也证实了压力会对心理紧张、工作态度以及工作绩效产生负面影响 (Beehr、Jex、Stacy&Murray, 2000;Jex, Bliese、Buzzell&Primeau, 2001) 。角色压力是一种重要的工作压力来源, 最早由Kahn等学者1964年研究提出这一概念, 角色压力通常包括角色模糊、角色冲突和角色过载三个维度, 很多研究结果表明, 角色压力与工作绩效存在密切的联系, Jackson和Schuler (1985) 的元分析的结果表明角色压力中的角色模糊对工作绩效有显著的负面影响。但也有研究认为角色压力与工作绩效的关系是复杂的, 可能会受到其他变量的影响 (陈海艳等, 2012) 。自我效能感在近些年有关压力的研究中被广泛讨论 (Lu、Siu&Cooper, 2005;Siu、Spector、Cooper&Lu, 2005;Siu、Lu&Spector, 2007) 。自我效能感被认为能够调节工作要求和员工的工作反应, 因为自我效能感包含了对压力的控制感。 (Bandura&Locke, 2003;Schaubroeck&Merritt, 1997) 。高自我效能感的员工会认为他们有足够的能力应付压力性事件, 这样就会降低压力源所带来的负面影响。因为压力感只会在个体感觉压力超出了个体能力所能应付的范围的时候产生 (Lazarus&folkman, 1984) 。Scotter&Motowidlo (1996) 对工作绩效进行了划分, 将工作绩效分为任务绩效和周边绩效, 任务绩效与具体职务的工作内容密切相关, 工作结果的直接产出, 表现为员工工作的数量、质量和时效等, 任务绩效与个体的能力、知识、熟练程度等密切相关。而周边绩效有时也称为关系绩效, 包括工作时帮助别人并与别人合作工作;工作热情、角色外行为等。

综上所述, 我们认为角色模糊作为一种阻碍性压力, 会对工作绩效产生负面的影响, 相对于低自我效能感的员工而言, 高自我效能感的员工认为自己有能力去应对工作中的不确定性, 能够缓冲角色模糊对工作绩效的负面影响。

二、研究方法

(一) 研究样本。

本研究采用随机抽样的方法在江苏、浙江等地对570名企业员工进行问卷调查, 调查采用匿名的方式进行集体施测, 问卷使用统一指导语, 填写完成后当场收回。本次调查共发放调查问卷680份, 回收625份, 回收率为91.91%, 严格剔除废卷后, 共获有效问卷570份, 有效回收率为91.2%。在被调查的员工中, 男性为308人 (54.0%) , 女性为262人 (46.0%) ;受教育情况:专科学历为116人 (20.4%) , 本科及以上学历454人 (79.6%) ;单位性质:民营企业232人 (40.7%) , 外资企业203人 (35.6%) , 事业单位135人 (23.7%) 。

(二) 研究工具。

(1) 角色模糊。对于角色模糊的测量采用的是Peterson等人 (1995) 编制的角色压力问卷, 其中的角色模糊量表共5个题项, 量表采用四点式计分, 量表的总分越低, 表示角色模糊水平越高。本研究对原始分数进行了转换。本研究中该量表的内部一致性系数0.82; (2) 自我效能感。本量表是Schwarzer编制的一般自我效能感量表, 量表共10题, 采用的是李克特4点计分, 问卷的总分越高, 则表示个体的自我效能感越高。本研究中该量表的内部一致性系数0.86; (3) 工作绩效。研究采用Scotter&Motowidlo (1996) 等人的工作绩效自评量表, 量表分为任务绩效、周边绩效 (包括工作奉献、人际促进) 两个因子。本量表采用1-6分自评的计分方式, 得分越高表示工作绩效水平越高。本研究中工作绩效量表的内部一致性信度为0.92。

三、研究结果

(一) 描述性统计结果。

在分析自我效能感对角色模糊与工作绩效关系的影响之前, 首先对相关变量进行描述性统计分析, 分析结果显示角色模糊与工作绩效显著负相关 (r=-0.449, p<0.01) , 角色模糊越高, 工作绩效则越低。自我效能感与工作绩效之间呈显著正相关的关系 (r=0.469, p<0.01) , 自我效能感越高, 则工作绩效越高。

(二) 多元层级回归分析结果。

分别以周边绩效和任务绩效为因变量, 采用多元层级回归的方法, 检验自我效能感对角色模糊和工作绩效关系的调节效应。第一步先输入人口学控制变量以及标准化处理后角色模糊和自我效能感, 第二步再输入标准化处理后的角色模糊与自我效能感的乘积项。层级回归分析的结果表明, 周边绩效对角色模糊回归方程的主效应都显著 (B=-2.440, P<0.01) , 角色模糊可以负向预测工作绩效, 角色模糊与自我效能感交互效应不显著 (B=-0.465, P>0.05) ;任务绩效对角色模糊回归方程的主效应显著 (B=-0.943, P<0.01) , 角色模糊与自我效能感交互效应显著 (B=-0.320, P<0.01) , 自我效能感对角色模糊和任务绩效的关系具有调节作用。

四、讨论

本研究表明, 角色模糊周边绩效和任务绩效之间存在显著的负相关关系, 这与Jackson&Schuler (1985) 以及Abramis (1994) 等人的研究结论是一致的。另外, 本研究还发现, 角色模糊对个体的周边绩效影响更大, 当个体对与职位相关的期望缺乏清晰认知的时候, 这种不确定性将促使其耗费更多的资源来寻求和获取与角色相关的信息, 于是他们就只有更少的时间去建立工作关系, 表现出更少的角色外行为 (Jex, 2003) , 从而对周边绩效产生更大的影响。调节效应检验的结果表明, 自我效能感只对角色模糊与任务绩效的关系起到调节的作用, 而对角色模糊与周边绩效的关系没有调节的作用, 具体表现为, 自我效能感能够缓冲角色模糊对任务绩效的负面影响。高自我效能感员工对工作有着更多的控制感, 能够有利于个体在不确定性环境中解决和克服与能力、知识等相关的绩效问题, 提高工作的产出与效率, 但是高自我效能感却不一定能够有效促进人际关系, 提高个体的角色外行为。换言之, 自我效能感高的员工, 对工作的职责内容越清晰, 越利于提高工作结果的数量和质量, 但是却不能显著提升员工的角色外行为和人际关系等周边绩效水平。

研究结论对于现代企业管理的启示是:首先, 做好岗位的工作分析是减少个体角色模糊的重要前提, 工作分析的成果有利于确定岗位的工作目标、工作任务和工作职责, 降低个体的角色模糊;其次, 在做好岗位工作分析的同时应当加强对员工的培训工作。一方面提高员工的专业知识水平和工作能力, 增强个体的自我效能感和工作胜任感;另一方面培训还有助于员工明确自己的工作职责和任务, 降低工作的不确定性感;最后, 应该保持信息沟通的通畅, 领导能够及时、准确地向员工表达自己的期望和要求, 这也在一定程度上降低了个体的角色模糊, 有利于个体提高绩效水平。

摘要：通过对江苏、浙江等地570名企业员工进行问卷调查, 采用阶层回归等数据分析方法, 探讨自我效能感对角色模糊与工作绩效关系的影响。研究结果表明:角色模糊对工作绩效有反向的预测作用, 自我效能感对角色模糊与任务绩效的关系有调节作用。最后从工作分析和员工培训层面提出提高员工自我效能感、降低角色模糊的建议。

关键词：角色模糊,任务绩效,周边绩效,自我效能感

参考文献

[1]Boswell, W.R., Olson-Buchanan, J.B., &Le Pine, M.A..Relations between stress and work outcomes:the role of felt challenge, job control, and psychological strain.Journal of Vocational Behavior, 2004.64.

[2]Beehr, T.A., Jex, S.M., Stacy, B.A., &Murray, M.A..Work stressors and coworker support as predictor of individual strain and job performance.Journal of Organizational Behavior, 2000.21.

员工效能 篇4

关键词：政治技能,建言行为,组织信任,一般自我效能感

一、引言

随着组织经营环境日益复杂和动态,组织外部环境不确定性越来越强,单纯依靠管理层指挥已经无法解决组织面临的所有问题,充分调动员工积极性为组织建言献策对组织成功与发展至关重要[1],那些通过建言来反映意见与工作不满的员工也成为组织变革的重要资源[2,3]。同时,建言作为员工参与管理的重要形式,有利于提高员工主人翁意识,发挥员工主观能动性[4]。越来越多的企业开始将员工建言制度化,并将其作为员工工作态度考核的重要指标。在学术研究领域,自Hirschman(1970)提出“建言”概念以来,如何有效激发下属建言成为组织管理领域一个备受关注的话题[5]。以段锦云学者为代表的中国学者以社会交换理论[6]、情景事件理论[7]、动机理论[8]、人格特质理论[9]、双因素理论[10]为研究视角对影响员工建言行为的个体与组织因素进行了广泛探讨,然而利用单一理论来解释建言行为是不完整的。笔者认为从个体内部出发考察个体认知与情感变量与其建言行为之间作用机制的“黑箱”更加合理,有利于识别哪些员工更具有建言的特质与倾向。

组织是一个利益与权力竞技的舞台,个体为了在组织中实现自身利益,面对有限资源与权力,在组织制度允许范围内通过各种途径达到目的,从而导致组织政治行为的普遍存在[11]。这种行为在受到传统“关系”本位主义影响的华人组织尤其明显。Mintzberg(1985)将这种为了更好的生存,个体必须劝说、影响并控制他人的能力称为“政治技能”[12]。政治技能在员工职业生涯成功中的作用是不可缺少的,作为人际互动中的“润滑剂”,能促使自身能力提升,并赢得更多晋升机会,从而得到职业生涯上的满足[13],是员工在组织中生存与发展的基本素质[14]。政治技能与员工职业成功[13]、工作满意度[15]、领导成员交换关系等结果变量的积极关系已经得到证实,然而对于高政治技能的员工具有哪些典型行为倾向、如何扩大个体影响力的研究还存在理论与实证研究的空白。

员工建言行为本质上是一种政治行为(Farrell,Petersen,1982)[16],员工如果希望其建言行为能够给自己带来积极的上级评价需要勇气与政治技能[2]。基于上述考虑,本文综合印象管理理论、社会交换理论与计划行为理论从个体—情景互动的角度对员工政治技能对建言行为的双轨作用途径进行探索性研究,其中,以计划行为理论为理论基础探究员工政治技能→一般自我效能感→建言行为的内在驱动机制,以印象管理理论、社会交换理论为理论基础探究员工政治技能→组织信任→建言行为的作用传导机制。具体的研究框架如图1:

二、文献综述与假设提出

(一)员工政治技能与建言行为

政治技能的概念最早由Pfeffer(1981)提出,认为组织政治技能是个体在组织中能否生存与发展的决定性因素[17]。Ferris(2005)将组织政治技能的概念做了系统的总结,将其定义为:能敏锐地理解他人意图,在动态的环境中适时调整自己的行为,并将自我服务动机很好地掩饰,通过诚恳态度赢得他人对其信任,并影响与控制他人行为[18]。Ferris(2005)将组织政治技能划分为四个维度:社会机敏性、人际影响、交际能力与外显真诚。路燕利(2006)在中国文化背景下通过探索性因子分析认为政治技能由情感表达、人际关系与情景理解三个维度构成[19]。情感表达指的是员工如何同他人交往以及在交往过程中对待他人的态度与方式,与Ferris研究中的外显真诚一致。人际关系维度指个体善于与他人交往,通过建立积极的人际关系网络对他人施加影响,运用敏锐的思考力与成熟的应变力创造并利用机会,与人际影响和交际能力一致。情景理解反映了个体对周围事物的感知敏锐性,个体能够在复杂环境中正确实施自己行为,与社会敏锐性一致。本文采用路燕利对政治技能本土化维度划分。

Van Dyne,Ang与Botero(2003)将建言行为定义为:基于合作动机表达与工作有关的信息、想法与意见,是一种典型的组织公民行为。Liang和Farh(2008)进一步将建言行为划分为:促进性建言行为(promotive voice behavior)与抑制性建言行为(prohibitive voice behavior)。促进性建言是指基于改善组织运行情况个体主动提出新想法与建议,具有明显利组织倾向;抑制性建言指基于工作中存在问题的思考,例如无效率程序、政策等而提出的建议与想法,带有“批判”色彩[20]。国内大部分学者在员工建言行为研究中大都采用Liang与Farh的二维度构念[1,10],促进性建言与抑制性建言的维度划分在内容、功能等方面表现出更大的差异性,具有更高的研究意义与价值。

印象管理理论作为典型的动机理论之一,受到越来越多学者的重视。印象管理最早由美国社会学家Goffman在《日常生活中的自我表现》中提出,认为人际互动中的一方兴趣在于控制他人行为,使对方通过对自己行为的理解做出符合自己计划的行为反应[21]。Leary和Kowalski(1990)认为印象管理包括三个成分:印象监控、印象动机与印象建构,并成为日后测量工具开发的理论基础[22]。此后印象管理理论被越来越多的学者引入组织行为领域,成为解释个体动机与行为的重要理论,例如,个体印象管理会影响上级对下属的偏好,高印象管理者更受领导喜欢[23],更容易获得职业生涯成功(冯明,李聪,2011)[24]。高政治技能的员工具有强烈的自我服务动机与意识(张生态,2012),将建言作为获得领导偏好的工具,并在伪装自我服务动机方面做得“游刃有余”。首先,较强情景理解能力的员工能有效利用社会线索,并根据不同对象和情景实施相应行为,知道“何时”“何地”建言;其次,较高情感表达能力的员工在选择建言行为时对建言方式与途径的判断和把握更精确,知道公开建言还是私下建言,以给领导“留面子”,同时在人际互动过程中通过外显真诚将建言行为的内在自我服务动机很好隐藏,给上级、同事留下关心组织、为组织服务的印象[25],达到印象管理及扩大自身影响的目的;再次,建言行为确实可以给下属带来更高的领导偏好(段锦云,2012)[26],高政治技能的员工通过敏锐的“嗅觉”能够发现建言行为在印象管理中的积极作用,形成建言→领导高评价→再建言的良性循环。综上所述,本文提出以下假设:

H1:员工政治技能与建言行为正相关,高政治技能的员工更倾向于实施建言行为。

(二)一般自我效能感的中介作用

自我效能最早由班杜拉(1977)提出,指的是人们对自身是否拥有技能去完成某项工作行为的自信程度。斯塔克维奇和卢森斯(1998)针对组织行为领域提出更实用的自我效能概念:个体对自身能力的一种确切信念,是自己在某个情景下为成功完成特定任务,调动必须的动机、认知与资源的一系列行动[27]。自我效能与组织自尊中度相关[28],有利于构建自我图式,是自尊的有效构成成分[29]。尽管自我效能感是一种自下而上的心理结构,但以Chen为代表的学者认为存在着一般自我效能感,即个体应对各种不同环境的挑战或面对新事物时的总体自信程度。一般自我效能感对于提高工作绩效、增强工作动机、改善工作态度都有重要意义[30]。

计划行为理论(The theory of planned behavior)最早由Ajzen于1985年在理性行为理论的基础上提出,是分析个体行为模式的经典理论,认为个体行为取决于行为意图,行为意图取决于:行为态度、主观规范、感知行为控制,其中,行为态度指个人对行为所抱持的“期望值”,即对行为的正面或负面评价;主观规范指重要他人或群体对个体行为的期望以及个体对自身满足期望的评价;感知行为控制反映个体的自我效能与控制感。高政治技能的员工处于组织网络中的关键节点,具有良好的人际资源,这种资源更多源于个人与上级领导及组织中重要他人的“私交”,凭借这种资源更容易产生自信心“膨胀”。例如,Kelly等(2008)研究表明高政治技能的员工对外部情景控制感更好,具有更高自我效能[31],并通过与上级建立高质量领导—成员交换关系,强化自我概念[32],纵向研究结果也表明员工政治技能与自我效能感中度正相关(Rtime1=0.36;Rtime2=0.41)。另一方面自我效能通过积极的建言行为态度、较高的感知行为控制产生更高的建言行为意愿。首先,效能感较高时人们有能力去做事,并预期建言会得到好的结果[26],对建言行为正向评价更高,从而对建言产生积极的行为态度;其次,自我效能高的员工基于“高自信”,认为自己有能力处理好建言行为过程中的外部影响因素,产生较高的知觉行为控制感,因此高自我效能感的员工在高外部行为控制与行为积极态度评价情况下产生积极的建言意图。段锦云、魏秋江(2012)研究表明一般自我效能感与建言行为正相关,并通过建言自我效能感对建言行为产生作用[33]。综上所述,高政治技能的员工具有较高的自我效能感,并通过积极建言态度评价与知觉行为控制产生更高的建言行为意图。

H2:员工政治技能与一般自我效能感正相关。

H3:一般自我效能感在员工政治技能与建言行为中起到中介作用。

(三)组织信任的中介作用

组织信任可分为组织内部信任与组织外部信任,组织内部信任又包括垂直信任(对上级、对公司)与水平信任(对同事)。本文对组织信任集中在特定的人际信任上,指的是尽管一方有能力监督另一方,但并没有使用此能力,而是相信另一方会自觉做出有利于自己的事情(Mayer,1995)。组织内对员工影响最大的就是上级与周围同事,员工对他们的信任水平能够反应对整个组织的信任水平,本文将组织信任分为上级信任与同事信任两个维度。

社会交换理论兴起于20世纪50年代,是指根据互惠原则建立起相互的权利与义务关系,认为个体与组织之间的交换不仅有物质交换,同时也有心理交换,如信任、支持、威望与自尊等(Blau,1964)。例如:当主管以积极态度对待员工时,员工同样会以积极态度对待主管。社会交换的隐含条件是双方通过交换各自持有的资源,达到互利目的,核心是自我利益与相互依赖。社会交换一般通过两个步骤来实现,首先对双方关系作出解释,并以此判断该关系是否能够使得自身的社会与成就需要得到满足,以及对方的信任与投入是否嵌入该关系之中;其次,感知到的交换关系的本质,采取相应的行为方式(Song)[34]。在过去的半个世纪,社会交换理论已经成为解释组织行为最有影响力的概念范式之一,其解释价值广泛体现于组织公平、心理契约、雇佣关系、领导等多个领域[35]。

政治技能高的员工通过与上级和同事建立高质量的交换关系,做出更多角色外行为(Liden&Graen,1980)。一方面,高组织政治技能的员工表现出良好的交往风格与恰当的交往方式,通过影响他人对影响策略的感知以及解释方式建立良好的人际关系网络(Ferris,2008),与领导形成高质量的上下级交换关系[15],同时凭借较强的人际影响力与组织协调力获得对方(包括同事)的信任与好感(张生态,2012),要知道信任也是交换关系的一个子维度(张莉,2012)[36]。另一方面,在交换关系中存在着不确定性与风险性,个体会对交换过程中的风险与不确定性进行评估,风险评估结果直接影响人们对于交换关系的态度与行为(Molm,Takahashi&Peterson,2000),高质量交换关系中,下属会对领导与同事产生信任(Whitener等,1998),并以此信任为基础降低感知到的风险与不确定,与领导、同事建立与维护彼此关怀关系。首先,信任本质上反映了一种安全的社会交换关系,当员工拥有这种心理时,员工对建言行为的不确定性与风险性评价降低,聚焦于建言的积极方面,更倾向于采取建言行为。其次,建言能够展现自我知识与能力,满足自身成就需要,当信任嵌入其中时,自己在为他人提供建议与帮助的同时更倾向于积极的结果预期,即对方更高的信任与评价,例如适当的建议与批评是关心他人、增进关系的重要方式与途径。最后在高质量交换关系中,个体更倾向于付出超越职责范围的努力(Liden&Graen,1980)。Harris(2007)研究表明组织信任(同事信任、领导信任等)均能促进员工建言行为;郑晓涛(2008)从建言行为对立面出发也证实了信任与沉默行为的负相关关系[37];张生太,梁娟(2012)[38]研究表明组织信任在员工政治技能与知识共享行为中起到中介作用。由此可以推测,作为同样是角色外行为的员工建言行为,组织信任的中介作用依然存在。综上所述提出以下假设:

H4:员工政治技能与组织信任正相关。

H5:组织信任在员工政治技能与建言行为中起中介作用。

三、研究方法

(一)样本选取

本研究以华北(北京、天津、河北等)与华东地区(山东、上海)26家企业员工为研究对象,通过同学、老师等途径采用实地调研与网络调研相结合的方式收集数据,共发放问卷300份,实际回收问卷273份,按照剔除“连续10题答案完全一致”,“连续3题空缺”的标准,实际回收有效问卷203份,问卷有效回收率67.67%。从年龄看,男性占67.8%,女性占32.2%;从工作时间看,2年以下占35.6%,2到5年占42.3%,5年以上占21.2%;从学历看,专科及其以下占26.6%,本科占58.8,硕士及其以上占15.6%。

(二)变量测量

政治技能采用路燕利(2006)在中国文化背景下通过探索性因子分析编制的情感表达、人际关系与情景理解三维度员工政治技能问卷,内部一致性系数分为别为0.886、0.793、0.792,典型题目如“我觉得周围的很多人都喜欢我”,采用李克特5级评价量表施测,从1到5分表代表完全不同意到完全同意。

一般自我效能感采用Barlow,Williams和Wright(1996)在Jerusalem and Schwarzer(1992)量表基础上修正的GSES量表[39],典型题目如“我有信心处理好工作中意外事件”。曹威麟,谭敏,梁樑(2012)研究表明该量表在我国组织情景中有良好的信效度(α=0.823)。鉴于自我效能本身就是个体对自己的信任程度,采用自我报告法非常合适,同时为了避免折中效应,采用李克特4级评价量表施测。

建言行为根据李锐(2009)的研究,采用Liang和Farh(2008)开发的本土化二维建言评价量表,分别从每个维度中抽取因素载荷量最大的四个条目进行测量。李锐的研究表明该量表的内部一致性分别为:0.92与0.87,典型题目如“对于影响组织发展的问题,积极提出意见与措施”。严丹(2012)年的研究结果表明该量表的内部一致性系数分别为0.881、0.909,采用李克特5级评价量表施测。

同事信任采用Lu(2006)编制的4题项量表,例如:“我相信现在我给同事提供帮助,将来会得到回报”,万迪昉(2010)研究显示其内部一致性系数α=0.734。上级信任采用万迪昉、蔡地(2010)[40]在Renzl(2008)与Schoorman(2007)基础上修正的量表,共4个题项,内部一致性系数α=0.822,典型题目如:“我的上级在做决策时,会考虑我的利益”。张生太,梁娟(2012)研究表明以上量表的信效度良好(α同事=0.78;α上级=0.87),采用李克特5级评价量表施测。

(三)研究工具

通过spss16.0对各变量进行探索性因子分析,并对各个量表信度进行一致性检验;通过多元统计回归方式分析组织信任与一般自我效能感在政治技能与员工建言行为中的中介作用。

四、数据统计与结果分析

(一)同源方差分析

研究中所有题项均由同一被试通过自我报告方式完成,容易出现同源偏差(Common Method Variance,简称CMV)。根据Podsakoff和Organ(1986)建议的哈曼(Harman)单因子检验方,即将所有题项一起做因子分析,在未旋转时得到的第一主成分来判断同源方差的严重程度。统计结果显示第一主成分可解释方差总变异量的30.59%,同源方差问题不严重,对总体结果的分析不会产生质的影响。

(二)聚合效度分析

鉴于研究中所采用量表大多是通过双向互译方式引用西方量表,且政治技能维度在中西方文化背景下存在较大差异,采用最大正交旋转对样本数据进行探索性因子分析。一般自我效能感采用强制性单因子分析,其余变量采用未限定因子数量的探索性因子分析。统计分析结果表明(表1),各变量都通过KMO与bartlett球形建言(P<0.001),各个题项在各变量上的聚合效度良好,除E1外因子载荷都大于等于0.5,各变量累计方差百分比都大于45%。令我们感到意外的是抑制性建言在本次研究中还可分为强烈抑制建言行为与轻度抑制建言行为两个子维度。

(三)相关与信度分析

通过探索性因子分析,对题项进行删减后进行加权平均对各变量相关性进行整体性度量,表2显示员工政治技能与建言行为(r=0.656,P<0.01)、组织信任(r=0.572,P<0.01)、一般自我效能感(r=0.67,P<0.01)中度正相关,组织信任与建言行为(r=0.620,P<0.01)中度正相关,一般自我效能感与建言行为(r=0.476,P<0.01)中低度正相关,符合作为中介变量的基本条件,即自变量与因变量显著相关。从信度看,各个变量的信度系数α均大于0.8,符合管理统计学α>0.7的最低要求。

注释:题项B4与B13为反向设计,在统计过程中发现存在严重两极偏离,故未将其纳入因子分析。

注:**在0.01水平(双侧)上显著相关,对角线为信度系数α。

(四)假设检验

为了检验H2与H4构建了模型1到模型4(表3),模型1以组织信任为因变量对人口统计学变量进行回归;模型2引入政治技能变量,结果表明员工政治技能对组织信任有显著正向影响(β=0.631,P<0.01,△R2=0.337,△F=25.992),假设H4得到验证;模型3以一般自我效能感为因变量对人口统计学变量进行回归;模型4引入政治技能,统计结果表明员工政治技能对一般自我效能有显著正向影响(β=0.425,P<0.01,△R2=0.465,△F=36.693),假设H2通过检验。

通过多元回归对组织信任与一般自我效能感的中介作用进行检验(表4),M1以建言行为为因变量引入控制变量,M2引入政治技能(β=0.799,P<0.01,△R2=0.461,△F=36.649,P<0.01),假设H1通过检验;M3在M1基础上引入组织信任(β=0.713,P<0.01,△R2=0.373,△F=25.221,P<0.01),即组织信任对建言行为有显著正向预测作用;M4在M1基础上引入一般自我效能(β=0.890,P<0.01,△R2=0.216,△F=11.63,P<0.01),即一般自我效能感对建言行为有显著正向预测作用。M5在M2的基础上同时引入组织信任与一般自我效能感,统计结果表明组织信任在政治技能与建言行为中起到中介作用(β=0.363,P<0.01,△R2=0.0.058,△F=-3.852,P<0.01),模型M5的建言行为的解释程度进一步提高,假设H5通过检验。M5中一般自我效能感回归系数β=0.068(P>0.05),假设H3未通过检验。

注:**表示P<0.01,*表示P<0.05。

五、结论与讨论

(一)研究结论

本研究以华北与华东地区26家企业员工为研究样本,从建言主体个体差异性出发探讨员工政治技能对员工建言行为的作用机制。通过文献整理提出假设1到假设5,通过多元统计对上述假设进行检验,结果表明员工政治技能对建言行为有积极的预测效度,即高政治技能的员工表现出更多的建言行为,假设1成立;政治技能与一般自我效能感正相关,员工政治技能越高,其自我效能感越高,假设2成立;一般自我效能感未在政治技能与员工建言行为中起到中介作用,假设3不成立;组织信任在员工政治技能与建言行为中起到完全中介作用,即高组织政治技能是通过提高组织信任对建言行为产生间接作用,假设4与假设5成立。总体而言,本文的大部分假设通过检验。

(二)研究意义

国内现有大多数研究是对组织政治技能内涵与维度的研究,少量研究沿着国外学者研究思路分析组织政治技能对职业生涯成功、隐形知识共享行为等校标变量的影响,本研究通过构建员工政治技能对建言行为影响的双轨作用机制,揭示员工政治技能对自身建言行为发生作用的“黑箱”,同时也是对员工政治技能研究领域的扩展与延伸,即高政治技能点的个体会表现出一定的建言行为倾向性,具体而言:

1. 证实了高政治技能的员工更倾向于建言行为。作为一项探索性研究,拓展了政治技能向个体行为倾向的研究领域。尽管国内外尚没有关于高政治技能的员工更倾向实施建言行为的直接研究,但在深受关系主义影响华人组织,可以推测领导者面前的“红人”更倾向于向领导“出谋划策”。

2. 组织信任在员工政治行为与建言行为中起到完全中介作用。目前少量研究对员工政治技能→组织信任→建言行为作用机制的前半段与后半段进行了实证研究,员工政治技能与组织信任正相关(张生太,梁娟,2012),组织信任中的同事信任与上级信任对建言行为均有促进作用(Harris,2007),本研究是对以上研究的整合与提炼。

3. 一般自我效能感与政治技能、建言行为积极相关,但在政治技能与建议行为中未表现出中介效用。政治技能对一般效能感的正向预测作用结果与(Jawahar,Meurs,Ferris etal,2004)的研究结果相一致,尽管一般自我效能对建言行为产生促进作用(段锦云,魏秋江,2012),但未表现出所期望的中介效应,究其原因:一是在存在组织信任变量情况下,组织信任的高中介对一般自我效能感的中介作用进行排挤与稀释;二是一般自我效能感作为通用效能感结构,在工作职场的适用性可能低于建言自我效能感;三是一般自我效能感作为组织自尊的有效组成成分[41],可能通过组织自尊对建言行为产生作用。

(三)研究启示与不足

本研究对于管理实践有一定的启示意义。首先,通过提高员工的政治技能不仅可以增进员工对上级与同事的信任,还可以促进员工建言,这为激发员工建言行为提供了新途径与思路,可以通过建立良好的上下级指导关系来提高员工政治技能(Ferris,2007)[42]。其次,管理者应该与下级员工建立融洽的人际关系,营造良好的同事关系来促进员工建言行为。最后,管理者要识别建言行为主体,分析“消极”建言主体的原因,重视“消极”建言主体的力量对提升组织创新能力尤为重要。

由于主客观原因,本研究还存在以下不足:首先,受制于研究成本、调研难度,只采用了横断面研究,相对于反映因果关系作用机制的纵断面研究,难以反映员工政治技能→组织信任→建言行为的动态关系;其次,本研究在分析各个变量作用机制过程中,对各变量的关系集中于变量整体关系的分析,未对各变量各维度的更复杂更细致关系进行进一步讨论;最后,尽管采取了一系列措施对研究可能存在的同源方差问题进行控制,但仅仅通过自陈量表收集数据,难免存在同源方差问题。

员工效能 篇5

关键词：知识员工,组织承诺,个体效能,离职倾向

1 引言

知识经济时代, 企业与企业之间竞争的重心表现在科学技术的较量上, 而科技的竞争又集中体现在知识载体——人力资源上, 特别是知识员工的较量上[1,2], 制造型企业更是如此。尤其是随着国际化竞争的日益加剧, 在党中央建设创新型国家的战略部署下, 作为微观创新主体的各制造型企业要实现由“中国制造”向“中国创造”的转变, 这时, 这种较量显得更为突出。因此, 保持一个相对稳定并能高效工作的知识员工队伍, 使他们能够与企业同心同德, 在研发、生产、营销等活动中发挥关键作用, 塑造外界所不易模仿的人力资源管理优势, 成为企业管理者及学者们关注的焦点。

组织承诺是美国社会学家Becker提出的概念, 是指个人对特定组织的认同感和归属感, 反映了员工忠诚与否的态度, 对离职倾向、工作绩效等个体效能变量具有显著影响[3,4]。近年来由于环境、文化等的差异, 关于组织承诺的实证研究成为热点, 学者们基于不同的国家、区域或行业, 在对以往研究成果进行检验的同时, 也提出了很多有差异的看法[3,4,5,6,7,8]。但有关我国制造型企业员工组织承诺的实证以及对知识员工这一特殊群体组织承诺的深入研究还鲜见报道。因此, 根据以上分析, 本文拟以我国制造型企业知识员工为样本, 对组织承诺相关问题展开探讨, 从而为企业制定富有针对性的知识员工保持和激励政策提供依据。

2 文献回顾与问题提出

作为一种重要的员工态度变量, 组织承诺刻画了个体与组织之间的关系, 能够促使个体形成心理约束, 产生一系列与目标相关的行为[9]。 Meyer和Allen[10]认为, 组织承诺具有三个维度, 分别对应着员工的三种心理状态:情感承诺、持续承诺和规范承诺。情感承诺是指个体对组织感情上依恋, 对组织目标和价值观的心理认同程度;持续承诺用于表示员工为了规避离职损失而“不得不”留下来的态度;规范承诺用于表示个体基于社会责任和职场规范而继续为组织工作的认知。目前, 组织承诺三维模型已得到国外大量实证研究的支持[11], 国内学者张勉以IT企业员工为样本, 检验结果也同样支持该模型[6]。因此, 本文假设我国制造型企业知识员工也具有同样的组织承诺三维结构。

关于组织承诺三个维度与员工个体效能如离职倾向、工作绩效、组织公民行为等之间的关系, 学者们开展了很多的实证研究 [4,6,7], 这为我们理解组织承诺提供了依据。但是, 以往的研究主要是独立地考察某一维承诺对个体效能是否具有显著性影响。Meyer和Allen[12]认为, “任一承诺维度与行为间的关系都是复杂的, 这是因为其他承诺维度也将同时对该行为产生影响”。也即是说, 个体同时具有这三种承诺, 只不过强弱不同, 承诺对个体效能的预测要依赖于承诺三因素的相对强度, 采用简单相关分析的方法来研究承诺单个维度对离职倾向等变量的主效应的做法是不妥的, 会忽略掉其他维度的调节作用。因此, 鉴于有关该主题的实证研究在国内还未见报道, 本文拟以个体效能变量中的离职倾向为例, 对如下问题进行探索性研究:我国制造型企业知识员工组织承诺各维度间的交互是否对个体效能变量存在显著影响?承诺某维度与个体效能变量的关系是否受到其他维度的调节作用?

3 研究方法

3.1 被试者

被试者由来自安徽、河南等中部省份从事家电、客车、消防产品等研发和生产的著名制造型企业的管理和技术人员组成。共发放问卷280份, 回收240份, 回收率85.7%;除去一些缺省数据较多的问卷和明显有偏差的问卷, 最终的有效问卷为228份, 有效回收率为81.4%。在有效样本中, 男性173人, 占75.9%;未婚员工131人, 占57.5%;大学本科以上189人, 占82.9%;25—35岁的195人, 占85.5%。这基本反映了样本的学历层次高、年轻化等特征。

3.2 测量工具

借鉴文献[12]的组织承诺量表和文献[6]的研究成果, 研究者吸收采用了多个组织承诺测量项目, 并据此编制了访谈提纲, 进行了访谈和预调查, 目的在于结合制造型企业实际情况, 对初始量表做进一步的修订。最终的量表包括10个条目, 分别评价情感承诺 (4个项目) 、持续承诺 (3个项目) 和规范承诺 (3个项目) , 计分采用李克特 (Likert) 五点量度法, 备择答案为“非常不同意”、“不同意”、“既不同意也不反对”、“同意”和“非常同意”。

关于离职倾向的测量采用文献[8]研究中使用的量表, 进行严格的双向翻译后, 选取4项回译最为准确的项目进行测量, 计分方法和备择答案同上。

3.3 数据分析

利用KMO统计和Bartlett’s球形检验来验证组织承诺量表和离职倾向量表是否满足因子分析的要求, 然后利用因子分析中的主成分分析法抽取因子;并对组织承诺因子矩阵作方差最大正交旋转, 获得组织承诺结构模型;最后进行了信度和效度分析。

运用分层回归方法考察组织承诺各维度及其交互作用是否对离职倾向产生显著影响。为了降低变量间的共线性, 本文将计算出各个多项目测量变量的因子得分。对回归模型中因变量残差进行了正态机率分布图检验 (P-P检验) 和Durbin-Watson检验, 检验结果得到通过。

4 结果

4.1 因子分析和信度效度分析

将组织承诺量表施测于所有样本, KMO统计值 (0.749) 和Bartlett’s球形检验值 (0.000) 表明样本满足因子分析要求。表1给出了方差最大正交旋转因子负荷矩阵, 可以看出, 各因子项目都较好地会聚于所对应的因子上, 多数项目因子负荷值在0.7以上, 累计方差贡献率为62.954%;对总量表和各分量表进行内部一致性分析, Cronbach’a系数分别为0.759、0.838、0.677、0.760。以上结果表明修订后的组织承诺量表信度和效度较佳, 组织承诺三维结构模型通过验证。

离职倾向量表的KMO统计值 (0.700) 和Bartlett’s球形检验值 (0.000) 表明满足因子分析要求。因子分析结果表明, 各项目都较好地会聚于一个因子上, 负荷值分别为0.844、0.728、0.827、0.790, 方差贡献率为63.757%;Cronbach’a系数为0.810。这些都表明量表信度和效度均达到可接受水平。

4.2 分层回归分析

分层回归分析结果见表2。首先, 情感承诺、持续承诺和规范承诺进入回归模型, 对离职倾向具有显著的预测作用 (Beta分别为-0.514, -0.192, -0.212, p<0.001) , 总体解释效力较强 (R2=0.397) 。在控制承诺三因素后, 其两两之间的交互作用关系进入回归模型, 解释了离职倾向2.2%的方差, 但只有情感承诺和规范承诺的交互作用对离职倾向有显著影响 (Beta=-0.165, p<0.01) 。最后纳入的三因素的交互作用, 未能提高方程可解释的变异 (△R2 =0.000) , 没有解释效力。

***:p<0.001;**:p<0.01;AC、CC、NC分别表示情感承诺、持续承诺和规范承诺

为了更为清晰地说明情感承诺与规范承诺的交互作用, 研究者将规范承诺的值分别用得分低于和高于平均值的标准差代替, 由此得出两个组, 分别以离职倾向作为因变量, 情感承诺作为自变量构建模型, 其关系见图1。可以看出, 对于高规范承诺和低规范承诺的员工, 情感承诺对离职倾向的影响是不同的。

5 讨论与结论

研究结果显示, 制造型企业知识员工组织承诺具有三维结构, 并且任一维度都对离职倾向产生显著影响, 这与以往的研究结论[12]是一致的, 企业可以通过提高情感承诺、规范承诺或持续承诺任一维度来提高员工保持率。但持续承诺影响较小, 正如文献[9]提出的, 尽管承诺的任一维因素都足够能把一个员工留在企业中, 但情感承诺和规范承诺的约束力要强过持续承诺。那些主要是为了规避离职损失而留在企业中的员工, 可能会总是想着要把自己从不情愿的工作中解放出来。而一名真正忠诚的员工, 不仅愿意主动留下来, 而且会表现出高的工作绩效。但是, “持续承诺与员工的工作绩效呈显著负相关关系”[13], 这就说明, 持续承诺作为员工对组织的一种“被动”态度, 只能作为员工留职的原因之一, 并不能作为员工“承诺”的表现形式。这也证明了在制造型企业中, 情感和个体感知到的义务规范才是知识员工对企业形成“心理契约”的主要原因。

本研究没有发现三个承诺维度的交互作用对离职倾向存在显著影响, 但发现规范承诺对情感承诺和离职倾向间的关系存在调节作用。在规范承诺较高的人群中, 情感承诺与离职倾向间的相关性较强;在规范承诺较低的人群中, 情感承诺与离职倾向间的相关性较弱, 由此验证了文献[9]提出的假设, “情感承诺若与高的规范承诺结合, 它对离职行为的影响可能会被加强”。该发现是有意义的, 首先, 这进一步说明了交互作用分析的重要性, 单个承诺因素与离职倾向之间的简单相关分析将会屏蔽掉或低估其他承诺因素的潜在影响;其次, 虽然组织承诺三因素模型得到了大量实证研究的支持, 但也存在一个不容忽视的问题, 即情感承诺和规范承诺之间相关性非常强[9], 因此有学者置疑二者在概念上存在着较大的重叠。本文的发现继续支持情感承诺和规范承诺是两个不同的心理构造, 因为二者如果重叠, 规范承诺将不会显著影响情感承诺和离职倾向之间的关系。再次, 自从三因素模型提出后, 关于规范承诺的研究并不是很多[11], 这可能与国外的文化背景有关。但在强调集体主义和义务责任的国家里, 规范承诺可能是一个很好的预测个体效能的因子。该发现表明在我国对规范承诺的本质和发展机理进行深入研究是很有意义的。

以上结论对于制造型企业知识员工管理实践有很好的指导意义。首先, 由于知识员工高规范承诺的形成是受到家庭和社会文化所倡导的价值理念的影响的, 或者是受到组织较好的待遇、内部培训等而产生负债感的影响, 因此, 虽然情感承诺影响力度比规范承诺大, 但却没有规范承诺影响持久。所以, 培养知识员工对企业的感情认知以及树立知识员工“忠诚”的价值理念对于降低离职率和提高工作绩效都是非常重要的。其次, 若同时提高情感承诺和规范承诺, 使二者产生交互作用, 就会对知识员工个体效能产生更加持久的影响。再次, 企业应及时识别出那些持续承诺较高, 而其他承诺很低的知识员工, 他们虽然为数不多, 但迫不得已留在企业里, 不仅自己被动工作, 极易产生怨言, 而且也会影响到其他员工的工作。管理者应分析他们产生“被动”心理的诱因, 尽量采取措施提高其对企业的情感认同和对义务规范的感知。