员工建言的影响因素

员工建言的影响因素（共3篇）

员工建言的影响因素 篇1

相对领导 - 成员交换 ( relative leader - member exchange,简称RLMX) ,是指与工作群体中平均LMX质量相比较后,某位成员自身的LMX质量的高低[1]。LMX测量的是领导者和成员之间的绝对关系,而RLMX考察的是两者关系相对位置,个体RLMX与重要的工作产出密切相关。RLMX正向影响员工的心理契约、角色内绩效和组织公民行为[2],与成员的社会认同、工作满意度也积极相关[3]。本文在个体层面基础上提出群体层面RLMX概念,通过分析个体和群体两个层面RLMX的作用,讨论情境因素对建言行为的影响。

一、理论与假设

( 一) 群体相对领导 - 成员交换的提出

基于对所属群体LMX的整体感知,成员会与其他群体进行比较,形成对本群体LMX评价和领导方式优劣等相关信息的判断。第一,在传统组织结构中,每个工作群体都与其他群体密切相关,员工跨群体的人际交往也持续存在,非正式的沟通渠道让员工有机会获得关于其他同类群体的LMX相关信息 ( 如领导者对下属的态度、任务分派、薪酬回报等) ,并给予跨群体比较的信息来源。第二,不同的群体领导者在管理风格上存在差异,使得LMX质量也存在群体层面上的差异[4],LMX的群体间差异使比较成为可能。第三,个体对参照对象的选取受到其比较动机的影响,LMX的群体层面比较成为必然。

在个体RLMX概念的基础上,本文提出群体相对领导 - 成员交换 ( relative LMX at the group level,简称RLMX - G ) 的概念: 某个群体平均LMX相对于上一级组织平均LMX的高低。上一级组织是指工作群体隶属的直接行政单元,例如各销售团队的上一级组织是销售部,而生产小组的上一级组织既可能是生产部也可能只是某条生产线,这取决于具体的组织结构。采用上一级组织而不是企业作为群体间比较的参照对象,是因为工作群体直接嵌入的上一级组织比来自企业的影响更为直接,员工更有可能获取相关的比较信息; 同一级组织结构中的工作群体往往有着相似的工作环境、工作内容及分配方案,具有更强的可比性。

研究RLMX - G有着现实意义,群体LMX的相对高低很可能会对员工认知产生影响。例如平均LMX高的群体存在会给平均LMX较低群体的成员带来压力,而身处平均高LMX群体中的个体, 即使他在该群体内的RLMX较低,但所获得的资源和支持也很可能远远大于其他平均低LMX群体的成员收益。为了清楚区分个体层面和群体层面的相对领导 - 成员交换,下面用RLMX - I ( relative LMX at the individual level) 来表示群体内部个体相对领导 - 成员交换。

( 二) 个体相对领导 - 成员交换与建言行为

从建言的风险来看,高RLMX - I的个体与群体领导者的接触密切,对领导者的了解较之低RLMX - I的员工更深入。他们清楚领导者对待下属建言的潜在态度,会根据这种认知来调整自己的建言行为,致使得罪上级的潜在风险大大降低; 同时,作为领导者的亲信,这部分员工提出的建议更容易被采纳,并被看做是善意和忠诚的表现。风险的减少和收益的增加都会增强高RLMX - I员工的建言动机,但对于低RLMX - I的成员而言,情况完全不同。RLMX - I越低,得到领导者信任的可能性越小。即使他们积极建言,领导者感兴趣并采纳的机会也较低,甚至可能被视为故意抱怨和挑衅,致使进一步恶化双方关系。因此,低RLMX - I的员工很可能保持沉默。

RLMX - I的高低给群体成员提供了领导者眼中下属孰优孰劣的信息,高RLMX - I的成员得到领导者更多信任和支持,进而也会受到其他成员的更多信赖和尊重。这种高RLMX - I带来的优越感和支持感会给个体施加一种回报的压力,促使他们更关心领导者和群体的利益,积极地向领导者提出建议或意见,出现顾全大局式建言。由于低RLMX - I的成员缺乏回报领导者的动机,有情况不反映可以作为对被领导者忽视的报复方式。报复行为可能进一步升级为自我冒进式建言,员工以关心群体利益的借口公开表达不满和对现状的批评,给领导者难堪来获得报复后的心理满足。因此,本文提出以下假设:

假设1: RLMX - I与顾全大局式建言正相关, 与自我冒进式建言负相关。

( 三) 个体相对领导 - 成员交换与情感承诺

情感承诺是指成员对某特定组织的认同和卷入的程度[5],本文讨论的是员工对所属群体的情感承诺,这种承诺会受到领导方式的影响。RLMX - I是每个成员在群体中相对地位的反映,高RLMX I意味着成员得到了领导者更多器重和支持,在群体中享有相对较高地位,这些物质支持和精神满足与所属群体密不可分。因此,相对地位高的成员会加强对群体的认同和情感依附。对于相对地位低的成员,他们得到领导者认可和支持的程度较低,被群体其他成员接受和尊敬的可能性降低,会感知到更多不公平,对工作群体的情感依赖可能会由此降低。因此,本文提出以下假设:

假设2: RLMX - I与情感承诺正相关。

( 四) 群体相对领导 - 成员交换对情感承诺和 建言行为的影响

在RLMX - G较高的群体中,领导者与下属的平均交换关系质量较高,意味着领导者能给多数员工提供支持、鼓励和相关信息,并赋予下属更多责任和有挑战性的任务。在这样的工作群体中,领导者和成员相互间充满信任和尊敬,成员对领导者和群体忠诚,也因此增强了应对任务的主动性[6]。高RLMX - G群体成员和组织中其他群体进行比较后,能更清楚地认识到所属群体给自己带来的物质和精神收益优势,有助于获得对内群体的积极社会认同[7],增加对内群体的情感依赖。相反,低RLMX - G的群体成员在比较后发现领导者给下属的支持不如其他群体领导者,公平感知降低,对群体的消极认同也随之产生。因此,本文提出假设3:

假设3: RLMX - G与情感承诺正相关。

在平均LMX高的群体中,领导者对下属的态度更加开明,愿意授权,上下级间的沟通更频繁和有效,内部冲突降低[6],即高RLMX - G的群体沟通氛围和效果要优于低RLMX - G的群体,领导者的开放性和沟通氛围已被证实能够正向影响员工的建言行为[8]。因此,本文提出假设4:

假设4: RLMX - G与顾全大局式建言正相关, 与自我冒进式建言负相关。

( 五) 情感承诺的中介作用

群体是一个较组织更具体形象的概念,可以更好地预测成员的行为[9],无论RLMX在群体内或是群体间的比较都会影响到成员对群体的评价和态度。建言行为的发生往往是组织变量作用于个体心理变量后所做出的决策,与群体领导者保持高质量的交换关系,有利于增强员工的自尊和对群体的心理依附。相比较于其他成员,高RLMX - I的个体能更多地感觉到自己在群体中的价值, 对群体产生更加积极的情感体验,进而渴望群体有良好的发展前景以便进一步提升自我评价。所以,他们会产生强烈的愿望去帮助群体发展,献言献策的动机得到增强,出现有利于群体利益的行为[10]。因此,本文提出假设5:

假设5a: 情感承诺在RLMX - I与顾全大局式建言行为中起到中介作用。

假设5b: 情感承诺在RLMX - I与自我冒进式建言行为中起到中介作用。

当个体无法从所在群体中获得满足时就会倾向于离开该群体,转而投向能满足自己需求的群体。群体间的社会比较结果直接影响成员的忠诚和卷入程度,进而影响工作行为。RLMX - G让员工更全面地感知群体领导者管理水平、对成员的重视和支持程度、群体优势或劣势,所获得的正面信息有助于增强对所属群体的积极认知,提升信任和忠诚,产生为群体发展付出努力的主观意愿, 并引发回报群体的公民行为。RLMX - G给员工提供了群体间社会比较的突出信息,能够帮助成员对工作群体上下级关系做出判断,从而决定自己是否值得为群体绩效努力,这种情感上的认知直接影响成员建言的倾向性和可能性。因此,本文提出以下假设:

假设6a: 情感承诺在RLMX - G与顾全大局式建言行为中起到中介作用。

假设6b: 情感承诺在RLMX - G与自我冒进式建言行为中起到中介作用。

( 六) 群体相对领导 - 成员交换的调节作用

RLMX - I作用的发挥受到群体总体LMX水平的制约,群体层面的LMX会对个体产出有潜在影响,较低的RLMX - I会减少员工的社会认同、工作满意度、组织公民行为等积极的态度和行为。然而,如果该成员所属群体总体LMX水平较高,即使是群体内低RLMX - I的成员所获得的回报、机会或领导支持仍然会大于其他工作群体,群体间比较后得到的高RLMX - G很可能会因 此降低RLMX - I低带来的负面影响。反之,若群体总体LMX较低,即便是高RLMX - I成员获得的资源和优待或许不如其他群体中低RLMX - I的成员得到的多,群体间的比较会打击该高RLMX - I成员对群体和领导者的信心,减少高RLMX - I对其情感承诺的正向影响。因此,本文提出以下假设:

假设7: RLMX - G调节RLMX - I与情感承诺间的关系。在高RLMX - G群体中,高RLMX - I对情感承诺的正面影响更强烈,低RLMX - I对情感承诺的负面影响被削弱; 在低RLMX - G群体中,高RLMX - I对情感承诺的正面影响被削弱, 低RLMX - I的负面影响增强。

本研究的理论模型如图1所示。

二、研究方法

( 一) 数据收集和取样程序

本文的数据收集条件: 第一,以群体为单位进行数据收集; 第二,每个群体仅有一位直接领导, 不存在多头领导; 第三,同一企业的样本群体应该从事相同性质的工作; 第四,员工能够感知到群体间的LMX差异。为此,在数据收集前需对样本群体的员工是否有机会获知LMX差异,以及是否会进行群体间比较做出确认。基于这4个条件和采样方便的考虑,本文选择西南地区3家制造企业作为样本母体,对一线的共42个生产班组员工进行数据收集。为避免同源误差,采用员工和主管配对样本进行数据收集,由员工填写LMX和情感承诺量表,主管对员工的建言行为进行评价。本次共发放问卷650套,回收员工问卷607份,主管问卷598份。有效问卷为579套,有效问卷回收率为89% , 样本的人口统计变量描述性结果见表1。

( 二) 变量测量

1. RLMX - I和RLMX - G的测量。相对交换质量从LMX的评价中获得,本文采用最广泛的Graen和Uhl - Bien[11]开发的LMX量表,包括7个题项,该量表的Cronbach’sα系数为0. 88。RLMX - I的计算方法是个体的LMX得分,减去其所在团队平均LMX分数的绝对值[1,12]。RLMX - G的计算与RLMX - I类似,根据刘军 ( 2008) 的解释,可以把群体作为研究的微观层次单元,把上一级组织作为特定的高层次单元进行观察[13]。此时, 应在各上一级组织关系均值变化效应的前提下分析组织内群体间差异的影响。因此,本文采用RLMX - G = |群体LMX均值 - 所属部门LMX均值| ,以衡量该群体在所属部门中相对LMX水平的高低。

2. 情感承诺。本文选用我国学者凌文铨、张治灿和方俐洛[14]开发的“中国职工组织承诺量表”中情感承诺部分,包含5个题项,该量表的Cronbach’sα系数为0. 85。

3. 建言行为。本文采用段锦云和凌斌[15]开发的中国背景下员工建言行为量表,共11个题项, 包含顾全大局式建言和自我冒进式建言两个维度。其中6个题项用于测量顾全大局式建言,5个题项用于自我冒进式建言。把原量表中的“我”改为“该员工”。两个维度的Cronbach’sα系数分别为0. 93和0. 89, 总量表的Cronbach’sα系数是0. 83。另外,本文所有量表采用Likert 6点计分法,1表示“完全不同意”,6表示“完全同意”。

三、数据分析

( 一) 变量之间区分效度的验证性因素分析

本文采用AMOS18. 0,检验本研究中3个变量的区分效度。为避免结构模型不能被识别的情况发生,把只有一个维度的变量LMX和情感承诺分别随机分为3个部分,并把每一部分都看作变量的一个维度。由表2结果可知3因子模型的数据拟合效果最佳。这表明3个变量是有差异的概念,具有良好的区分效度,可以进行下一步的分析。

注:**p < 0. 01,*p < 0. 05,下同。

( 二) 描述性统计及相关分析

各变量的均值、标准差和相关系数在表3中呈现。由于RLMX - I与情感承诺的相关系数大于0. 8,说明两者间可能存在多重共线性问题,后面采用AMOS限定模型来进一步检验。

( 三) 假设检验

1. 个体层面变量路径分析。当情感承诺变量没有进入模型时,RLMX - I对顾全大局式建言作用的路径系数为0. 79 ( p < 0. 01) ,对自我冒进式建言作用的路径系数为 - 0. 60 ( p < 0. 01) ,都达到了显著,说明RLMX - I对顾全大局式建言有显著的正向影响,对自我冒进式建言有显著的负向影响,假设1得到支持。

表4呈现了情感承诺发挥中介作用的几种可能模型的比较结果,模型5 - 模型7都是部分中介, 模型8是完全中介,4个模型的拟合指数差异很小。根据χ2和自由度的改变量,模型8最符合简化原则,即情感承诺发挥完全中介作用的模型最佳。通过采用路径分析对模型8进行进一步验证 ( 见图2) ,各路径的回归系数都达到了显著,假设2和假设5a、假设5b都得到验证。

注: 模型 5 中 RLMX - I 对两种建言都存在直接影响; 模型 6 删除 RLMX - I 对顾全大局式建言的直接路径; 模型 7 删 除 RLMX - I 对自我冒进式建言的直接路径; 模型 8 同时删除 RLMX - I 对两种建言行为的直接路径。

2. 多重共线性检验。RLMX - I到情感承诺, 情感承诺到顾全大局式建言的路径系数都大于0. 8,需要检验两两变量相互间是否独立。建立竞争模型9和模型10,分别限定RLMX - I与情感承诺、情感承诺与顾全大局式建言的路径系数为1。与模型8的拟合指标进行比较 ( 表5) ,模型9和模型10的拟合程度非常差。因此,RLMX - I与情感承诺、情感承诺和顾全大局式建言之间相互独立,不存在多重共线性问题。

3. 多层次效应检验。本文采用HLM进行跨层级的效应检验,组内一致度检验、组内相关系数ICC ( 1) 和群体平均数信度ICC ( 2 ) 都满足进行多层次分析的基本要求。表6的截距模型结果表明RLMX - G对顾全大局式建言、自我冒进式建言和情感承诺 的回归系 数分别是0. 911、 - 0. 566、0. 602,均达到了0. 000的显著水平。说明RLMX - G每增加一单位,该群体成员的顾全大局式建言会增加0. 911个单位,自我冒进 式建言会 减少0. 566个单位,情感承诺也会相应增加0. 602个单位,假设3和假设4得到验证。随机系数模型中的斜率设定为随机效果,Model 3a和Model 3b的情感承诺回归系数都达到了0. 000的显著水平,表明情感承诺对顾全大局式建言有显著正向影响 ( γ = 1. 011) ,对自我冒进式建言有显著负向影响 ( γ = - 0. 553) 。两个模型的截距变异数都达到了显著, 说明在控制情感承诺后还存在群体层面其他变量来解释群体间建言行为的差异。在多层级中介效果模型Model 4a中,RLMX - G对顾全大局式建言的影响从原来的0. 912降低到0. 861,仍然显著; 中介变量情感承诺的回归系数γ为1. 015,也保持0. 000的显著水平,说明情感承诺在RLMX - G和顾全大局式建言之间只起到部分中介作用。在Model 4b中,RLMX - G对自我冒进式建言的负向影响从原来的 - 0. 566减小到 - 0. 554; 情感承诺的回归系数γ是 - 0. 548,都达到0. 000的显著, 故情感承诺在RLMX - G和自我冒进式建言间也起到部分中介作用,假设6a和假设6b得到验证。

为检验RLMX - G的调节作用,本文采用不纳入群体层次变量的随机系数模型,考察RLMX - I对情感承诺的斜率变异数。表6显示 ( Model 5) RLMX - I对情感承诺的回归系数γ = 0. 616达到了0. 000的显著,但是斜率变异数只有0. 001且不显著。这表明各群体的斜率无明显差异,不存在群体层面变量的跨层级交互作用,无需进一步的检验。因此,假设7中RLMX - G的调节效应并未得到数据支持。

四、研究结论与展望

本研究发现个体和群体层面的相对领导 - 成员交换会影响员工的建言行为,具体表现在: 第一,高质量的RLMX - I和RLMX - G可以增加员工顾全大局式建言,减少自我冒进式建言。高质量的RLMX - I能给员工带来较其他成员更多的好处, 这让员工会尽力保持而不是破坏与领导者的良好关系。在与其他群体进行下行比较后,组织中有着相对高质量上下级关系的群体成员,无论是工作满意度和主观幸福感都会增强,也会激发产生更多有助于群体发展的行为。第二,情感承诺是员工建言行为的内在驱动力,个体缺乏情感承诺犹如缺少内在的自我约束机制,在建言时无所顾忌,而是把自我冒进式建言当做是表达自我诉求的方式。第三,群体相对领导 - 成员交换会起到调节作用在本文未获得证实。虽然高RLMX - G能给予群体成员一定的心理慰藉,但不会改变成员在群体中的实际状况。群体中经历的不公平待遇可能很难让低RLMX - I员工保持乐观精神,或者使员工无暇顾及其他群体情况,难以改变对工作群体的消极认知。由于本研究的样本来自一线生产工人,他们更多地关注收入上的比较。如果高RLMX - G并未带来收入的改善,可能不会对他们的态度和行为产生大的影响。未来的研究可以把样本对象拓宽到具有较高收入或素质的群体,研究结论或许会有所不同。

本研究的理论贡献在于提出了群体相对领导 - 成员交换的概念,并探讨了个体和群体两个层面相对交换的综合作用,可以给群体领导者一定启示: 首先,与部分下属构建良好关系很可能会以牺牲其他成员对群体的情感依附和工作投入为代价。领导者可以通过充分沟通、分配或程序公平, 依据能力和业绩高低而不是个人喜好区别对待下属,减少对其他成员的消极影响。其次,注重提升下属的群体情感承诺,增加他们顾全大局式建言行为,还需把本群体的LMX质量以及成员所获得的相应支持,维持在组织的中等或偏上水平,以避免群体间比较后的不利结果损害员工积极性。

员工建言的影响因素 篇2

以往研究对建言行为的影响因素, 主要集中在组织 (团队) 、个体、领导者三个方面。其中, 领导决定了下属的薪酬和晋升, 拥有对下属的奖惩权, 使得领导行为成为下属是否做出某种行为的重要决定因素。[3]学术界对两者间的研究有很多, 但是, 哪些有利于员工建言, 哪些会阻碍员工建言, 作用机制又是怎样的, 缺乏有专门的综述对这些问题进行系统的分析整理。

本研究对该领域的现有文献进行了归纳整理, 将领导方式分为能够促进建言发生的积极领导方式、会减少建言行为的消极领导方式, 分别阐述。

积极领导方式

1.变革型领导

变革型领导 (Transformational Leadership) 是指领导者通过让下属意识到所承担任务的重要性, 激发下属的高层次需要, 建立相互信任的氛围, 促使其为了组织的利益牺牲自己的利益。[4]Bass、Avolio的研究将其分为四个维度:领导魅力、愿景激励、智力激发、个性化关怀。[5]研究表明, 变革型领导通过自身的领导魅力和不断地激励, 促使下属在工作中积极创新, 又通过对下属的个性化的关怀和帮助, 使下属相信自己并将想法付诸实践。Stacey等指出, 变革型领导对建言行为有促进作用, 且以两个维度的员工信任为中介变量分析两者的关系。段锦云和黄彩云从员工自我决定视角出发, 说明变革型领导是通过提高员工的内部动机, 进而促进建言行为发生的。总之, 变革型领导使得员工愿意并且相信自己有能力建言。[6]

2.伦理型领导

伦理型领导 (Ethical Leadership) , 即道德领导。Brown等对其概念进行了界定, 即领导者在个人行为及人际互动中表现出符合伦理规范的行为, 并通过双向沟通、强化和决策等方式, 在其下属中促进这种行为。[7]伦理领导者具有诚实、正直、值得信赖的特点, 他们以争取组织最大利益为行为准则, 更易获得员工的信任与尊重。伦理型领导者为员工提供一个公平道德的工作环境, 员工会以领导者为榜样, 做出符合道德规范的建言行为。[8]

德行领导 (Moral Leadership) 是家长式领导的一种, 郑伯埙等在中国情境下提出了这种领导行为, 指领导者表现出更高的个人操守与修养, 以赢得下属的敬仰与效法。[9]从概念上看, 德行领导与伦理型领导都强调领导者在道德上对自身进行高标准要求, 从而带动下属以同样的要求对待自己。国内学者对德行领导的研究也指出其对员工建言行为具有正向影响。[10]

3.真实型领导

真实型领导 (Authentic Leadership) 是一种利用积极的心理能力和道德氛围, 去提升领导者的自我意识、内化道德水平, 并与下属保持透明关系, 平衡处理信息, 不断完善下属与自身的领导行为模式。[11]真实型领导者能够促进员工说出自己的想法。自我意识使领导者能够充分认识自身的优缺点, 清楚个人的局限性, 更能接受下属的建议;与下属建立真诚友好的关系, 消除了下属的建言顾虑;领导者公平公正的处理信息, 提高了下属的信任;领导者内化的道德观影响下属的价值观念, 下属会因更加重视组织利益而做出建言行为[12]。总的来讲, 真实型领导不仅减少了员工对建言结果的不利预期, 而且利用行为表现促使建言行为发生。

消极领导方式

1.辱虐管理

辱虐管理 (Abusive Supervision) , 也译为苛责式领导或不当督导, 是指下属感觉到的管理者持续表现出来的怀有敌意的言语和非言语行为, 不包括身体类接触行为。[13]严丹的实证研究发现, 辱虐管理降低了员工的组织自尊, 不利于员工建言行为的发生。Wang和Jiang认为, 领导者实施辱虐管理行为, 会让员工认为自己受到了不公平的对待, 所以他们更倾向于保持沉默, 以维持内心的平衡。[14]说明管理者充满敌意的辱虐行为首先降低了员工的建言意愿, 继而增加了员工的建言风险, 最终阻碍了建言的实现。

2.威权领导

威权领导 (Authoritarian Leadership) 与德行领导、仁慈领导都属于家长式领导, 是指领导者强调其权威是绝对的、不容挑战的, 对下属进行严密控制, 并要求下属毫无保留的服从。[9]邱功英和龙立荣进行了跨层次实证分析, 发现威权领导对下属建言上司和建言同事均有消极影响, 关系流行度正向调节领导—成员交换与建言之间的关系。田在兰和黄培伦研究了家长式领导对建言的影响, 其结果也支持了威权领导会抑制员工建言行为。因为威权领导过分强调其权威地位, 认为自己不需要员工建言献策, 使得下属对建言行为持消极态度。[15]

一些文献也把其他领导因素作为前因变量, 探讨其与建言行为的关系, 研究较多的有管理开放性、领导—成员交换和领导信任。Detert、Burris的研究表明, 管理开放性与员工建言行为正相关, 心理安全感在两者间起中介作用。Van Dyne等指出, 领导—成员交换关系对建言行为有正向预测作用。Gao等认为, 领导信任会提高员工的工作积极性, 从而表现出更多的建言行为。

领导方式影响员工建言的作用机制

1.中介作用

本研究以员工内在认知为主体, 按照中介变量的指向对象, 将领导方式对建言行为影响的中介变量分为三类:第一类是自我认知, 是指员工对自我真实感受的认知, 不包括对外界其他人或事物的观点, 包括效能感、内在动机、心理安全感等;第二类是关系认知, 是指员工在不同领导方式下, 对与上级领导间关系的评价, 包括领导—成员交换、信任等;第三类是环境认知, 主要指员工对除领导者外其他组织环境的心理知觉, 包括组织心理所有权、组织支持感、心理授权。

2.调节作用

关于领导方式影响员工建言的调节变量, 主要集中在两个方面:员工个体特征、组织环境因素。组织环境因素方面的研究较少, 主要包括组织支持、组织公平。对员工个体特征, 研究较多的是权力距离, 员工的权力距离倾向越高, 领导者的各种行为对其影响越小。研究表明, 员工的权力距离在变革型领导与建言、伦理型领导与建言、辱虐管理与建言、威权领导与建言间均具有不同程度的调节作用。此外, 员工个体特征方面的调节变量还包括集体主义倾向、个性控制点、晋升导向、传统性等。

结论与未来研究方向

1.结论

无论是积极的还是消极的领导方式, 每一种方式都有各自的特色, 同时又与其他方式存在重叠。例如, 变革型领导和仁慈领导都重视对下属的个性化关怀, 辱虐管理和威权领导都具有利用其权威对下属进行控制和管理的特点。因此, 要想找到员工满意的领导方式, 就要多表现出变革型领导的愿景激励和伦理型领导的高道德标准, 摒弃辱虐管理的持续性言语攻击行为和威权领导的弄权立威行为。

从三类中介变量角度讲, 自我认知是让员工从自己内心出发, 自愿提出建言;关系认知是员工出于与领导关系的角度考虑, 认为建言风险小;环境认知是员工通过对组织环境的分析, 认为自己有责任建言。因此, 领导需同时关注三个角度的员工心理认知, 使员工觉得应该、愿意且能够建言。

2.未来研究方向

(1) 研究其他新兴领导方式与建言行为的关系。以往对一些新兴领导方式的研究还较为缺乏。因此, 今后可将重点放在这些领导方式上, 如自我牺牲型、精神型、包容型、毁害型等, 以明确它们与建言行为的关系, 弥补现有研究的不足, 为企业管理实践提供新的改进方向。

(2) 考虑其他领导因素对建言行为的影响。领导信任、领导—成员交换等对建言的影响是不容忽视的, 也不仅仅是通过中介效应进行的。基于此, 领导期望、领导个人特点等因素, 对建言可能有不同的影响和作用机制, 这也是该领域未来值得研究的方向。

(3) 现有文献对组织环境方面调节因素的研究有待加强。尤其是一些积极的因素, 包括组织的建言氛围、对建言的支持程度、组织勇于创新的文化等。它们可能在不同程度上调节领导行为对员工的影响, 使积极领导方式的效果更明显, 或使消极领导方式的作用削弱。

摘要：以领导方式与建言之间的关系为出发点, 总结了变革型领导、伦理型领导、真实型领导、辱虐管理、威权领导五种常见的领导方式对员工建言的不同影响及作用机制, 并对现有研究结果进行了述评。在此基础上, 提出了该领域未来的研究趋势和发展方向。

员工建言的影响因素 篇3

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。