2018, Vol. 20互联网时代的到来, 促使当代员工的义务不是盲目地服从领导, 而是主动地协助领导管理组织[1]。员工联产信念(follower belief in the co-production of leadership)便是衡量员工这一观念的重要指标[2], 联产信念是指员工关于其协助上级领导管理组织, 甚至与领导达成伙伴关系的信念[2]。具有较高联产信念的员工会认为自己与领导是一种合作伙伴关系, 在组织中表现得更加积极主动, 从而“自下而上”地协助领导发展并管理组织, 反之, 则在组织中表现得更加被动和盲从。现实中, 我国企业员工受传统文化的影响, 往往认为其在组织中就该服从于领导的安排[3], 但恰恰这种盲目地服从会极大程度上降低互联网时代下组织的运营效率[1], 因此联产信念在我国极具研究价值。诚然, 即便员工联产信念程度很高, 但在组织中毕竟权力有限, 那么如何实现“自下而上”地反向影响领导并管理组织呢?建言行为(employee voice behavior)是员工自行管理组织的最主要实现形式, 员工建言是指员工与上级或同事间为了改善组织现状的建设性沟通[4], 这种沟通可以间接地启发领导和同事, 从而改进组织并使组织在互联网时代下更具灵活性、创新性与适应性。
当员工具有较高联产信念时, 会认为自己与领导是一种合作伙伴关系, 从而协助领导管理组织, 在此过程中, 员工会将组织的发展内化为自身的义务, 并形成强烈的自主性动机从而促进建言的产生。建设性变革责任感(felt responsibility for constructive change, 简称“FRCC”)是指个人引起组织建设性变革的责任信念, 研究认为FRCC的产生与高联产信念员工内化组织利益的过程较为契合, 因此本文还将借助自我决定理论[5], 探究FRCC在联产信念与员工建言之间的中介作用。另外, 现实表明, 我国企业中仍然存在着许多“员工很想干, 领导不放手”的怪异现象[6], 研究认为“领导授权与否”是解决该问题的关键, 因此本文还将重点考察领导授权行为的权变作用。根据自我决定理论, 较高程度的领导授权行为可能会增强员工外部动机内化的程度, 即领导授权程度越高, 员工就更容易受自身既定信念的影响, 从而产生更高程度的FRCC和建言行为。
本文运用自我决定理论整合上述变量, 并用实证的方法检验了一个有中介的调节模型。这一探讨在理论上既助于弥补追随力反向视角的不足, 也有助于探讨联产信念对建言行为的影响机制的作用黑箱。同时, 在实践上, 有益于促进互联网时代下我国企业员工与领导间新型雇佣关系模式的构建并增强当代企业发展柔性。
一、文献综述和研究假设 1. 互联网时代背景与追随力反向视角互联网时代本质上来说就是人与外界之间的信息高度对称与零距离沟通的时代, 在组织管理领域中, 员工会借助组织的互联网平台将自身产能极度放大, 组织中的领导与下属之间掌握的信息程度和技能等等一系列资源也因而逐步趋于对称, 员工与组织、与领导之间也不再是单纯的从属关系, 为了最大限度扩展互联网效应对组织产出的提升, 组织结构也就逐渐向扁平化、无边界的方向靠拢[1]。学界也逐渐开始关注下属追随力的相关研究, 因此以下属追随力为中心的反向研究视角(reverse the lens)应运而生[7]。以往的传统理论认为领导是组织的中心, 因而形成了以领导力为中心的传统、单向研究视角[8], 如图 1所示, 其内涵在于领导指挥下属, 而下属只需服从领导安排进行产出即可; 而以追随力为中心的反向研究视角则如图 2所示, 其内涵在于下属主动对组织进行直接产出, 而领导只为下属提供执行权与操作空间, 甚至受下属启发继而改变原有组织决策[7]。
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图 1 领导力为中心的视角 |
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图 2 追随力为中心的反向视角 |
员工联产信念是针对于下属员工而言, 泛指其协助上级领导管理组织甚至与领导达成伙伴关系的信念[9], 这种信念会影响组织中的员工与领导之间的雇佣关系模式是协助还是服从, 当员工联产信念较高时, 员工在组织中表现得更加积极主动, 并协助领导发展和管理组织继而影响组织的产出, 甚至认为自己与领导是一种合作伙伴关系; 当员工联产信念较低时, 员工表现得更加被动消极, 在组织中也仅是听命于上级并服从其任何安排[2, 9]。
3. 员工联产信念与建言行为当员工联产信念很高时, 在组织中更加积极主动, 并协助领导发展和管理组织[9], 而建言行为很有可能是高联产信念员工发展和管理组织的一种实现形式, 这是因为高联产信念的员工会将自己置于与主管一体及合作的角色地位中[2], 但员工在组织中毕竟没有实质性的决策权力, 因此向上级或者同事建言很有可能是员工实现管理和发展组织的诉诸形式。相反, 当员工联产信念很低时, 在组织中表现得更加消极和被动, 其更多地认为管理组织是领导的分内工作, 与自身并无太大关系[9]。况且建言行为具有较高的风险性[10], 而员工联产信念较低的员工, 往往对于主管和组织的认同感不会太高[9], 自我效能感也相对较低[11], 因此在组织中更会回避一系列具有风险的行为, 其中自然包括建言行为。基于此, 本文提出假设H1:员工联产信念正向影响建言行为。
4. 建设性变革责任感的中介作用自我决定理论[7]认为个体外部动机内化程度较高时会转化为自主性动机继而影响自身行为, 同时该内化程度受自我整合的正向影响。联产信念较低的员工往往不关注组织, 认为组织的发展与自身相关性不大, 自己仅需做好本职工作即可[9]。然而联产信念较高的员工则要求自身的行为规范符合组织的发展, 并认为组织的利益与自身利益息息相关[2], 可以判断联产信念较高的员工与组织的发展这一外部目标整合程度较高, 此时员工将组织的发展内化为自身义务的程度也很高, 因此就会产生为发展组织协助领导的自主性动机。建设性变革责任感指的是个人引起组织建设性变革的责任信念[12], FRCC虽然隶属于责任感范畴, 但以往的责任感往往都是由组织已经分配给员工的自然责任产生的[12], 而FRCC是个人自愿承担并非组织强加于个体的责任意识和前瞻性动机[13]。笔者认为, FRCC与自主性动机这一概念可能较为契合, 因此联产信念较高的员工很有可能将组织视为己任, 为了推进组织快速有效地发展从而产生变革组织的责任信念或动机, 即FRCC。
同时自我决定理论认为, 不同程度的自主性动机对于员工的行为影响也不同, 员工自主性动机较高其行为也较积极与主动, 也有助于促进复杂工作行为的解决[14]。对于建设性变革责任感高的员工而言亦是如此, 当员工FRCC较高时, 更愿意做一些对组织发展有益却被短期认为“离经叛道”的行为[15], 如建设性越轨行为, 这是因为这种所谓有益却“离经叛道”的行为能够为FRCC较高的员工提供更高的成就感和满意度[16]。建言行为同样也是一种具有风险性、打破原有规则从而破坏性地增加组织绩效的行为[17]。因此高FRCC的个体在组织中很有可能产生建言行为以期增加组织绩效。
自我决定理论阐释了“自我整合—自主性动机—行为”的分析框架:个体自我整合程度越强, 产生的自主性动机也就越高, 并直接驱使个体产生与之相应的行为。高联产信念的员工受自我价值认可的影响与组织整合程度较高, 继而产生建设性变革责任感, 并激发员工建言以改善组织现状。基于此, 本文提出假设H2:FRCC在员工联产信念和建言行为之间起中介作用。
5. 领导授权行为的调节作用自我决定理论认为环境的支持有助于增强个体将外部动机转化为自主性动机的过程[5]。领导者授权行为是领导与员工分享权力的过程, 本质在于通过赋予下属更多的权力以减少管理的冗杂约束, 从而为员工自主工作提供支持[18]。因此当领导者授权程度较高时, 员工在组织中获得的资源较多、更容易得到支持, 其自我信念也更容易在该环境下得到发挥[19], 因此个体外部动机转化为自主性动机的程度加强, 即个体联产信念与建设性变革责任感之间的相关性增强; 反之, 当领导授权程度很低时, 组织中的领导者往往拥有更高的权力, 而员工被赋予的权力与资源很低, 根据DeRue(2010)等人研究, 此时领导处于强烈的“宣称”(claim)的地位, 而与之匹配的员工应是“被授予”(granted), 因此双方的地位事实上差距很大, 然而联产信念较高的员工认为自身与领导是合作的关系, 双方地位差距不应如此明显[20], 因此二者的矛盾导致了环境并不支持个体外部动机转化为自主性动机的过程, 即此时员工联产信念与建设性变革责任感之间相关性很低。基于此, 本文提出假设H3:领导者授权行为在联产信念与FRCC中起正向调节作用, 即领导者授权程度越高, 联产信念与FRCC的相关性越强, 反之越弱。H4:领导者授权行为正向调节了FRCC在联产信念与建言行为之间的中介作用; 领导者授权程度越高, FRCC对联产信念与建言行为的中介作用也就越强, 反之越弱。
综上所述, 本文的理论框架如图 3所示。
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图 3 理论模型 |
本文选取沈阳、长春的大中型国有、民营、合资、外资等15家企业进行问卷调查, 行业涵盖了制造、服务和高新技术等行业。研究采用了上下级配对的形式使结果变量测量更加客观准确, 同时避免了整体数据同源偏差的情况。其中, 员工问卷包括员工联产信念、领导者授权行为和建设性变革责任感, 主管问卷包括员工建言行为。发放问卷前, 研究人员向被调查人员说明了调查的目的、程序及保密性等问题, 在问卷填写完毕之后研究人员当场收集员工和领导的问卷并封存。
本次研究共发放了390份员工和领导问卷, 回收了360份问卷, 回收率92.3%。在剔除不合格的问卷后, 共得到225名员工和领导的有效问卷, 有效率62.5%。
2. 变量测量本研究采用的变量均参照国内外权威文献, 为尽可能减少中英文在理解上的差异, 邀请一位人力资源专业的教授和两名人力资源专业博士, 严格遵循并行的、双盲的“翻译—回译”程序对量表进行翻译并邀请企业的相关人员对问卷进行了小范围的测试, 以保证量表的正确无误。所有量表均采用Likert 7点计分法, 从“1~7”分别代表“完全不同意”到“完全同意”。
(1) 员工联产信念。本文采用Carsten与Uhl-Bien(2009)[9]开发的联产信念5题目量表中的3个最具有代表性的题目, 其中具体条目如“下属员工应该协助领导者改良其错误的判断”, α值为0.890。
(2) 领导授权行为。本文采用Ahearne, Mathieu & Rapp(2005)[19]开发的授权型领导量表, 该量表包含12个题目, 具体条目如“主管尽可能地将程序规则简单化, 以保证我的工作更加高效”, α值为0.915。
(3) 建设性变革责任感。采用Morrison & Phelps(1999)[12]编制的量表, 该量表共5个题目, 为进一步防止同源偏差, 本量表设置了反向题目如“纠正工作中的偏差并不是我的本职工作”, α值为0.962。
(4) 员工建言行为。采用van Dyne & Lepine(1998)[17]编制的量表, 并由主管对部门所在员工进行评价, 该量表共6个题目, 如“该员工平时向上级提出的意见都很新颖, 但会改变原有的制度和规则”, α值为0.959。
(5) 控制变量。本文除了对人口学变量如“年龄、性别、教育程度和任职时间”, 还对员工收入、企业性质、岗位性质和与部门主管共事时间进行了控制。在性别上, 男性占52.0%, 女性占48.0%;在年龄上, 25岁以下占7.1%, 25~35岁占51.1%, 35~45岁占21.8%, 45岁以上占20.0%;在教育程度上, 大专以下占39.6%, 本科占56.0%, 硕士及以上占4.4%;岗位性质上, 本文将类别依次分为, 生产类、行政类、营销类、技术类, 其中生产类占24.0%, 行政类占27.5%, 营销类占25.8%, 技术类占22.7%;企业性质依次分为国企、民企、合资企业、外企, 其中国企占51.0%, 民企占34.7%, 合资企业占4.4%, 外企占9.9%;员工收入中3 000元以下的占31.1%, 3 000~5 000元占43.1%, 5 000~7 000元占12.9%, 7 000元以上占12.9%;与主管共事时间上, 1年以下为11.1%, 1~5年为69.8%, 5年以上为19.1%。
三、实证分析 1. 验证性因子分析为检验变量之间的区分效度, 本文采用AMOS 22.0对“联产信念”“领导者授权行为”“建设性变革责任感知”“建言行为”四个变量进行验证性因子分析, 结果如表 1所示。通过对各因子模型之间的对比发现, 四因子模型对数据的拟合效果最好(X2=219.624, df=129, X2/df=1.703, CFI=0.977, TLI=0.973, RMSEA=0.056), 说明本文四个变量具有良好的区分效度, 另外单因子模型拟合最差(X2=970.049, df=135, X2/df=7.186, CFI=0.791, TLI=0.763, RMSEA=0.166), 根据Podsakoff(2003)等人观点, 在一定程度上也可以说明研究避免了同源偏差的影响[21]。
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表 1 验证性因子分析结果 |
各变量的均值、标准差及相关系数如表 2所示。其中, 员工建言行为与建设性变革责任感(r=0.682, p < 0.01)、员工联产信念(r=0.424, p < 0.01)、领导者授权行为(r=0.615, p < 0.01)之间均显著相关, 建设性变革责任感与联产信念(r=0.525, p < 0.01)、领导者授权行为(r=0.632, p < 0.01)也都显著相关。这些结果为后续的相关假设检验提供了初步支持。
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表 2 均值、标准差、相关矩阵分析结果 |
本文采用层级回归分析对上述假设进行检验。根据温忠麟、张雷、侯杰泰(2005)对有中介的调节模型检验以下效应:第一步做自变量、调节变量、自变量与调节变量交互项及因变量依次回归, 第二步做自变量、调节变量、自变量与调节变量交互项及中介变量回归, 第三步将中介变量、自变量、调节变量、自变量与调节变量交互项同时纳入方程进行回归[22]。同时, 为避免多重共线性问题, 研究将自变量、调节变量进行中心化处理, 再计算交互效应, 具体结果见表 3(模型1~模型4结果变量为建设性变革责任感, 模型5~模型9结果变量为建言行为)。
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表 3 层次回归结果 |
首先关于控制变量对FRCC与员工建言行为的影响而言, 从模型1可以看出对FRCC有显著影响的只有企业性质(r=0.135, p < 0.05)和岗位性质(r=0.114, p < 0.05), 从模型5可以看出对建言行为有显著影响有教育程度(r=0.213, p < 0.05)、任职时间(r=0.105, p < 0.05)、企业性质(r=0.199, p < 0.01), 其他变量均无显著影响。另外, 在模型2中加入联产信念之后, 岗位性质对FRCC影响不显著(r=0.024, n.s), 这说明在本次数据中岗位性质对FRCC的影响完全是由于岗位性质影响了员工自我信念和规范继而导致FRCC的不同。在模型3中加入授权型领导之后企业性质对FRCC的影响系数也不显著(r=0.017, n.s), 这说明不同企业性质的主管授权型领导程度确实存在差异, 企业性质对FRCC的影响也完全是由于授权型领导风格的不同; 而模型7中加入授权型领导之后, 教育程度对建言行为的影响系数不显著(r=0.157, n.s), 笔者认为员工教育程度对建言行为的影响一方面来自自身能力, 另一方面则来源于领导对高素质人才的信任与授权。
从模型6可以看出, 联产信念对员工建言行为影响显著(r=0.707, p < 0.01), 因此H1得到了验证。在模型2中联产信念对FRCC有着显著正向影响(r=0.807, p < 0.01), 因此H2得到初步的验证, 同时可以观察到模型4中授权型领导与联产信念中心化后交互项对FRCC回归系数显著(r=0.297, p < 0.01), 因此H3得到验证。在模型9中加入FRCC后整个模型解释力变化显著(ΔR2=0.054, p < 0.01), FRCC回归系数同样显著(r=0.331, p < 0.01), 因此H2和H4同时得到了验证。另外, 可以在模型看出加入FRCC之后, 联产信念与授权型领导交互项不显著(r=0.077, n.s), 根据温忠麟等(2005)观点, 这表明FRCC完全中介了授权型领导对联产信念与员工建言行为之间的调节作用。
四、研究结论与理论意义 1. 研究结论本文基于自我决定理论探讨了互联网时代背景下我国企业内员工联产信念对建言行为的影响机制及边界条件, 研究结果表明:员工联产信念对建言行为有着显著正向影响, 建设性变革责任感在员工联产信念与建言行为之间起中介作用, 领导者授权行为正向调节了员工联产信念对建设性变革责任感和建言行为之间的关系。
2. 理论意义第一, 本文运用员工联产信念这把钥匙, 打破了以往以领导者为中心的研究视角, 丰富了员工影响领导和组织的追随力反向视角[7]。以往研究认为员工是领导的代理人, 他们在组织中往往被动地受领导影响, 其职责也多是完成领导传达的命令[2, 9], 特别是在我国更是如此[3]。然而当下组织结构十分灵活, 员工与领导之间的任期生涯并不契合, 组织内员工远远多于领导, 况且互联网时代下组织的信息平台十分畅通, 任何员工都可以在自己位置上发挥关键的作用, 那么如何使现今企业组织的绩效保持稳健增长?答案取决于员工是否具备积极性和主人翁意识, 自发地为组织奋斗。因此针对于我国当前时代环境, 员工追随力反向视角的研究十分具有价值。
第二, 本文用实证的方法直接验证了员工联产信念与建言行为的关系。以往关于联产信念与建言行为二者的研究仅仅局限于质性研究[9], 而事实上, 建言行为是员工自下而上协助领导管理组织的重要实现形式, 研究运用实证的方法直接验证了二者之间的正向关系, 填补了理论上衔接的不足。
第三, 本文根据追随力反向视角的研究框架, 运用自我决定理论整合了联产信念、建设性变革责任感、员工建言行为与领导者授权行为这四个变量, 诠释了建设性变革责任感的中介作用与领导者授权行为的调节作用。这其中尽管许多研究验证了建设性变革责任感会导致员工建言行为, 但鲜有研究系统探讨了员工建设性变革责任感的形成机制, 其中Fuller(2006)仅从工作特征模型的角度系统阐释了建设性变革责任感的形成机制, 其实员工的自我特质也是建设性变革责任感的重要前因变量。同时“联产信念—建设性变革责任感—建言行为”这一中介机制受领导者授权行为的调节, 当领导授权程度高时, 员工在组织中支配的资源更多, 更容易受到自身既定规范角色的影响, 也更愿意协助领导管理组织, 反之亦然。数据也显示建设性变革责任感完全中介了领导授权行为和员工联产信念的交互作用, 更无疑印证并加深了这一方面的理解。
第四, 本文也丰富了领导者授权行为这一变量的作用影响机制。以往研究都是从心理授权的中介视角探究领导者授权行为对员工行为的影响[23], 但其本质上是上下级信任而产生的互惠行为, 并没有真正意义上实现情境授权, 本文将授权型领导置于情境变量, 充分体现了情境授权的思想, 完善了上述理论的不足。
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