段錦云 張 晨 徐 悅

(1蘇州大學心理學系; 2教育部人文社科重點研究基地–蘇州大學中國特色城鎮(zhèn)化研究中心;3江蘇高校協(xié)同創(chuàng)新中心“新型城鎮(zhèn)化與社會治理協(xié)同創(chuàng)新中心”, 蘇州 215123)

1 引言

當今市場競爭激烈, 企業(yè)面臨的生存環(huán)境愈加復雜多變, 僅僅依靠管理層的能力已遠遠不能滿足現(xiàn)狀, 而充分發(fā)揮員工的智慧使其為組織獻計獻策, 對組織的生存和發(fā)展意義重大。作為一種主動的、挑戰(zhàn)性的組織公民行為, 建言行為(voice behavior)目的在于對組織管理問題的改進而非單純的批評(LePine & Van Dyne, 1998)。對組織而言, 建言行為有助于組織創(chuàng)新和績效提高(魏昕, 張志學, 2010), 使組織獲得持續(xù)的競爭優(yōu)勢;對員工而言, 建言行為作為參與管理(management by participation)的形式之一, 不僅可以提高員工的主人翁意識, 發(fā)揮其主觀能動性(段錦云, 王重鳴, 鐘建安, 2007), 并且在提高員工組織承諾的同時有助于其職業(yè)生涯的長期發(fā)展(Ng &Feldman, 2012)。

自 Hirschman (1970)首次提出建言概念以來,其重要性已經(jīng)受到了理論界和實踐界的認可和重視。事實上, 員工提出的創(chuàng)造性觀點已被許多學者視為組織競爭優(yōu)勢乃至成功的源泉。盡管建言行為對于組織運營和發(fā)展關(guān)系重大, 然而在現(xiàn)實環(huán)境中員工的建言狀況卻不容樂觀, 出于多種原因, 如人格特質(zhì)、文化約束、權(quán)力距離(power distance)、員工傳統(tǒng)性(traditionality)等, 許多員工經(jīng)常對所處環(huán)境有所顧忌而不愿意做出建言行為。目前學者主要從員工個體因素、領(lǐng)導因素和組織情境因素三個方面來探索和分析建言行為的前因影響。

迄今為止, 大部分實證研究都認可個體的人口統(tǒng)計學特征差異會影響建言行為(Detert & Burris,2007), 例如年長的員工更愿意建言(Detert & Burris,2007; LePine & Van Dyne, 1998), 男性員工相較于女性員工會有更多建言行為(段錦云等, 2007),受教育程度越高建言行為越多等(周建濤, 廖建橋,2013)。鑒于此, 多數(shù)建言研究都將人口統(tǒng)計學變量作為控制變量, 但各個研究得出的結(jié)論卻存在較大差異。通過對文獻的檢索, 發(fā)現(xiàn)多數(shù)研究都只涉及單個人口統(tǒng)計學變量的分析, 各項研究由于抽樣或測量偏差等原因?qū)е铝搜芯拷Y(jié)果的差異。因此, 人口統(tǒng)計學因素究竟如何影響建言還需要進一步整合。

元分析(meta-analysis)是一種系統(tǒng)的匯總技術(shù), 它按照科學的方式整合不同的研究發(fā)現(xiàn), 并能最大程度避免抽樣和測量方面的誤差, 從而真實呈現(xiàn)變量之間的關(guān)系(Aguinis, Pierce, Bosco,Dalton, & Dalton, 2011; Hunter & Schmidt, 2004)。鄧今朝和樊洪(2014)曾進行個體層次變量與建言行為的元分析研究, 但僅僅涉及服務年限和受教育程度兩個人口統(tǒng)計學特征, 且未分析調(diào)節(jié)變量的影響?？紤]到人口統(tǒng)計學特征對建言行為確實存在較大的影響, 而現(xiàn)有研究的結(jié)果不盡相同,需對此進行更為詳細的分析。因此, 本研究將在此基礎上, 綜合以往研究結(jié)果, 擬對近二十年來國內(nèi)外人口統(tǒng)計學特征與建言行為的相關(guān)研究進行元分析, 試圖尋找以下問題的答案：(1) 人口統(tǒng)計學特征(性別、年齡、教育程度、組織任期和職位)與建言行為的關(guān)系; (2) 研究特征(如研究實施的文化背景、測量工具、數(shù)據(jù)來源等)是否會影響被試人口統(tǒng)計學特征與建言行為的關(guān)系, 即研究特征效應是否存在。

2 文獻綜述和假設

2.1 建言行為的概念及測量

Hirschman (1970)首次提出建言概念, 他認為員工在工作滿意感低時會做出建言或換崗離職兩類反應, 忠誠度高的員工會更多地選擇建言而非換崗離職。Rusbult, Farrell, Rogers和 Mainous(1988)認為建言行為是通過與主管積極地討論,提出建設性的解決方案, 從而提升組織環(huán)境的一類行為。LePine和Van Dyne (1998)則進一步推動了建言涵義方面的研究進展, 認為建言行為是具有建設性挑戰(zhàn)的一種促進性行為。隨后, Farh,Zhong 和 Organ (2004)與 Morrison, Wheeler-Smith和 Kamdar (2011)等學者都對建言行為概念進行了擴展和總結(jié)。盡管建言行為的定義不一, 但普遍認為建言行為是以改善環(huán)境為目的、以變化為導向, 富有建設性的言語行為(LePine & Van Dyne,1998), 它可能會挑戰(zhàn)“現(xiàn)狀”或使上級“難堪”(Detert & Burris, 2007)。已有研究證實影響建言的因素很多, 一般認為個體采取建言行為的決策過程受到個體、領(lǐng)導行為及組織情境三方面因素的影響(段錦云, 2011), 但在預測變量及其對建言行為的影響機制上, 研究結(jié)論卻屢次出現(xiàn)相互矛盾的情況, 有研究者認為出現(xiàn)這種結(jié)果的原因是由建言行為的多維度結(jié)構(gòu)及其性質(zhì)造成的(Van Dyne, Ang, & Botero, 2003)。

目前, 根據(jù)劃分維度的不同, 建言行為結(jié)構(gòu)的常見分類如以下所示：

第一類是單維結(jié)構(gòu)。主要是指LePine和Van Dyne (1998)最早構(gòu)建的建言行為單維結(jié)構(gòu), 并開發(fā)了目前被廣泛使用的6項目量表。第二類為雙維結(jié)構(gòu), 主要包括5種: (1) Hagedoorn, van Yperen, van de Vliert和 Buunk (1999)在 EVLN (exit, voice,loyalty, neglect)框架上, 從利益出發(fā)點將建言行為劃分為眾利型(considerate voice)和自利型(aggressive voice); (2) Liu, Zhu和Yang (2010)根據(jù)建言對象的不同, 以中國員工為被試開發(fā)了針對上級和平級建言的 12項目雙維問卷。(3)段錦云和凌斌(2011)基于中國文化背景提出包含“自我冒進式”和“顧全大局式”的建言二維結(jié)構(gòu)及 11項目量表;(4) Liang, Farh和Farh (2012)基于建言的性質(zhì)將建言行為分為促進性建言(promotive voice)和抑制性建言(prohibitive voice), 并開發(fā)了包含10個項目的員工二維建言量表。(5) Burris (2012)對LePine和Van Dyne (1998)量表進行改編, 將建言分為挑戰(zhàn)型建言和支持型建言兩類。第三類是三維結(jié)構(gòu)。Van Dyne等(2003)根據(jù)動機將建言分為基于順從的默許型建言(acquiescent voice)、基于恐懼的自我防衛(wèi)型建言(defensive voice)和基于合作的親社會型建言(prosocial voice)。第四類為四維結(jié)構(gòu)。Maynes和Podsakoff (2014)在Liang等人(2012)二維分類基礎上, 進一步將促進性建言分成支持型、建設型兩類, 將抑制性建言分為防御型和破壞型兩類, 并開發(fā)出共含20個題項的四維量表。

2.2 研究假設

2.2.1 人口統(tǒng)計學特征與建言行為的關(guān)系

人口統(tǒng)計學特征是公認的潛在影響建言行為的因素(Burris, Detert, & Chiaburu, 2008), 相比其他群體, 某種人口統(tǒng)計學特征范疇內(nèi)的個體會更少或更多建言(Detert & Burris, 2007; Liang et al.,2012)。通過對已有研究的整理, 性別、年齡、組織任期、教育程度和職位五類特征會潛在地影響建言行為(Morrison et al., 2011; Tangirala &Ramanujam, 2008; LePine & Van Dyne, 1998)。

社會角色理論(social role theory) (Eagly, 1987)認為領(lǐng)導對男性與女性員工參與不同類型的主動性行為有相應的期望, 并對行為有不同的歸因(Kidder & McLean, 2001)。組織期望男性進行工作取向的主動性行為(agentic behavior), 例如與控制﹑自信和能力相關(guān)的行為, 而希望女性進行關(guān)系取向行為(communal behavior), 即代表友好﹑關(guān)心他人和跟情感表達相關(guān)的一類行為(Stamper &Van Dyne, 1999)。同時, 個體傾向于表現(xiàn)出與他人期望一致的行為, 從而增強性別角色和能力的不同(Eagly & Wood, 1991)。鑒于建言是一種具有挑戰(zhàn)和改進導向的組織公民行為, 因此男性通常被期望進行較多建言行為。性別角色社會化觀點認為, 男性在表達觀點時的心理阻力更少(Belenky,Clinchy, Goldberger, & Tarule, 1997)。LePine 和Van Dyne (1998)也認為男性員工會比女性員工有更多建言行為; Simpson (2004)進一步證實性別可能會影響建言行為, 即使是在女性占主導地位的職業(yè)領(lǐng)域, 如護士行業(yè)。因此, 提出假設1: 相比女性, 男性員工會表現(xiàn)出更多的建言行為。

年齡象征著社會閱歷和經(jīng)驗, 有經(jīng)驗的員工通常被認為更熟悉組織工作的運營, 有較好的執(zhí)行力(Sturman, 2003)。然而, 有關(guān)年齡與建言行為的研究結(jié)果卻存在分歧, LePine和Van Dyne (1998)的研究發(fā)現(xiàn)年齡與建言沒有顯著性的關(guān)系, 而Detert和 Burris (2007)研究則表明年長的員工更愿意建言。出現(xiàn)這種矛盾結(jié)果的原因可能是未曾充分考慮研究所處的文化背景、領(lǐng)導?成員的年齡差異等因素。Tsui, Ashford, Clair和Xin (1995)曾在一項關(guān)于探討領(lǐng)導?成員的年齡差異與員工績效關(guān)系的研究中指出, 根據(jù)地位一致理論, 當下屬比領(lǐng)導年齡更大時, 下屬對領(lǐng)導的忠誠和貢獻水平會降低, 但這種負向關(guān)系又會受到文化因素的調(diào)節(jié)而緩和(劉蘋, 鄭沙沙, 吳繼紅, 2012)。通過對相關(guān)建言文獻的整理, 發(fā)現(xiàn)研究者們已多次對年齡與建言行為的關(guān)系進行檢驗, 且大多結(jié)果顯示存在顯著的正向關(guān)系(Tangirala &Ramanujam, 2008; 袁凌, 劉澤銀, 2016), 因此提出假設2：員工的年齡與建言行為正相關(guān)。

教育程度跟個體的學習能力、認知水平等有顯著的關(guān)系。組織學習理論認為受過高程度教育的員工具有更強的組織學習能力, 他們更愿意提出新觀點、新看法或采用新技術(shù)對組織施行變革或改進(周建濤, 廖建橋, 2013)。同時, 個體的教育程度會對其認知靈活性產(chǎn)生影響(Crone,Ridderinkhof, Worm, Somsen, & van der Molen,2004), 教育程度較高的員工會對工作現(xiàn)狀進行更為詳盡細致的分析, 從而提出周密可行的建設性意見, 并且在向上司建言時表現(xiàn)出更強的自信心(Tangirala, Kamdar, Venkataramani, & Parke, 2013)。因此, 提出假設 3: 員工的受教育程度與其建言行為正相關(guān)。

組織任期代表員工對組織的熟悉程度, 任期長的員工具備更多有效進行主動性行為的知識和技能, 這在一定程度上提高了建言效能感(Tangirala& Ramanujam, 2008; Tangirala et al., 2013)。Stamper和Van Dyne (1999)認為相較于新員工, 任期長的員工在建言時可能感到更自在。Detert和Burris (2007)也證實組織任期與其建言呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。本文提出假設4: 員工的組織任期與建言行為正相關(guān)。

除了以上因素, 職位較低是員工不愿建言的重要原因。從組織層級的角度來說, 組織層級會限制員工間的自由交流, 尤其是組織地位低的個體較難向地位比自己高的個體提出批評或建議。Cohen (1992)發(fā)現(xiàn)在組織中職位高的個體, 例如管理層, 注重控制感和自主權(quán), 而職位低的員工,例如文職人員和一線員工則更看重與領(lǐng)導和同事的關(guān)系, 他們可能為了維持與周圍人的關(guān)系而選擇不去建言。從個體心理狀態(tài)角度來講, 隨著員工職位的升高, 員工提升組織效能的責任感增強,并且會致力于建設型變革以改善組織環(huán)境(Fuller,Marler, & Hester, 2006)。相反, 低職位員工由于擁有的權(quán)力較少, 更為關(guān)注建言行為的負面結(jié)果,也擔心自身的建言行為可信度低從而不會被認真對待, 進而選擇保持沉默(Milliken, Morrison, &Hewlin, 2003)。本文提出假設5：員工的職位高低與其建言行為正相關(guān), 職位越高的員工會有更多的建言行為。

2.2.2 研究特征的調(diào)節(jié)效應假設

文化差異。文化代表著人類通過共同歷史體驗和解決問題過程而逐漸形成的意識系統(tǒng), 它在社會不同層次上影響著人類的信念和情緒, 并塑造著人類的行為(王潔, 陳健芷, 楊琳, 高爽,2013)。建言概念于 20世紀中后期起源于西方文化, 但建言實例的歷史在中國最早可追溯至春秋時期, 近年來基于西方文化背景建構(gòu)的建言理論在中國情境下的適用性問題已引起了學術(shù)界的高度關(guān)注。文化背景是塑造組織氛圍的重要因素之一, 同時個體行為在很大程度上又會受組織環(huán)境的影響。不同于西方文化, 中國傳統(tǒng)衍生出的儒家家長制文化(鄭伯壎, 周麗芳, 黃敏萍, 樊景立,彭泗清, 2003; 段錦云, 2012), 相對嚴苛的等級劃分(魏昕, 張志學, 2010)、高權(quán)力距離傾向(段錦云,黃彩云, 2013), 中庸、集體主義等均已被證實會影響個體建言行為。據(jù)此, 本研究認為在不同的文化背景下實施的建言行為研究, 被試的人口統(tǒng)計學特征與其建言行為之間關(guān)系存在差異, 提出假設 6：文化差異對人口統(tǒng)計學特征與建言行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用, 即在不同文化背景下, 性別(6a)、年齡(6b)、教育程度(6c)、組織任期(6d)和職位(6e)對建言行為的影響存在顯著差異。

建言行為測量工具。由于建言行為結(jié)構(gòu)分類的差異, 其測量工具種類繁多, 維度劃分、長度、信效度上均存在差異, 因此考慮把建言行為的測量工具作為調(diào)節(jié)變量, 探討人口統(tǒng)計學特征與建言行為的相關(guān)是否受測量工具影響, 對以后的實證研究或?qū)嵺`運用過程提供一定的指導意義。滿足本研究中元分析的測量工具, 根據(jù)使用數(shù)量劃分, 可分為三類：Van Dyne等于1998年開發(fā)的6項目量表, Liang等(2012)開發(fā)的二維量表, 其他量表因?qū)嵶C數(shù)量較少組成一類, 并提出假設7：建言行為的量表類型對人口統(tǒng)計學特征與建言行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用, 即運用不同的建言行為測量工具, 性別(7a)、年齡(7b)、教育程度(7c)、組織任期(7d)和職位(7e)對建言行為的影響存在顯著差異。

數(shù)據(jù)來源。問卷類實證研究結(jié)果通常受數(shù)據(jù)來源影響而存在偏差, 建言行為的研究也不例外。從進入元分析的文獻看, 建言行為數(shù)據(jù)來源有三種：自評、領(lǐng)導評價和同事評價。Lawler (1967)指出由于不同的期望和選擇性認知, 處于不同角色個體對相同行為的看法存在差異, 對于績效和角色外行為的評估都證明了該論點(Morrison,1994)。Organ和Ryan (1995)的研究也表明數(shù)據(jù)來源是角色外行為關(guān)系中重要的調(diào)節(jié)變量; LePine和Van Dyne (1998)認為相比他評方式, 自評方式可能會有自我報告偏差(self-presentation bias)。由于采用同事評價的文獻數(shù)目很少, 本研究中將領(lǐng)導評價和同事評價都歸為他評。提出假設 8：建言行為的數(shù)據(jù)來源對人口統(tǒng)計學特征與建言行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用, 即采用不同的數(shù)據(jù)來源, 性別(8a)、年齡(8b)、教育程度(8c)、組織任期(8d)和職位(8e)對建言行為的影響存在顯著差異。

3 研究方法

3.1 文獻檢索及納入標準

本文采用兩種方式分別檢索中英文實證研究文獻, 檢索時間跨度為1998年1月至2015年11月。首先, 外文文獻借助Psyc ARTICLE、Science Direct、Wiley InterScience和EBSCO數(shù)據(jù)庫, 檢索詞為“voice, speak up, speak out”, 鑒于本研究目標, 進一步根據(jù)文章人口統(tǒng)計學特征進行篩選,篩選關(guān)鍵詞包括“control variables, demographic,demographics, personal characteristics, demographic controls, gender, sex, age, education, organizational tenure, firm tenure, corporate tenure, position, job level, job status”; 其次, 通過中國期刊網(wǎng)、維普期刊和萬方數(shù)據(jù)庫, 以 “建言、諫言、進諫”為關(guān)鍵詞檢索相應中文文獻, 并進行人口統(tǒng)計學特征篩選, 關(guān)鍵詞包括“控制變量﹑人口學變量﹑個體背景變量﹑人口特征﹑人口統(tǒng)計特征﹑性別、年齡、學歷、教育程度、教育水平、文化程度、組織任期﹑企業(yè)工齡﹑本單位服務年限﹑司齡﹑職位﹑職級和層級”。初步檢索后, 進一步采用文獻回溯法, 從參考文獻中繼續(xù)檢索相似文獻, 并對國內(nèi)外重要管理學期刊、以及長期從事該領(lǐng)域研究的學者進行了專項檢索。總計獲得文獻209篇,中文113篇, 英文96篇。

本次元分析文獻納入標準：(1) 選取在個體層面進行分析的自然研究和現(xiàn)場研究, 排除僅在團隊或組織層面分析的研究和實驗研究; (2) 文獻中注明建言行為的測量工具和數(shù)據(jù)來源, 并以建言行為為結(jié)果變量; (3) 文獻報告了被試的人口統(tǒng)計學特征與其建言行為關(guān)系的具體數(shù)據(jù)(如相關(guān)系數(shù)、平均數(shù)、標準差、樣本量及相應的F、t、χ2等); (4) 若建言行為的測量有前測和后測數(shù)據(jù)的, 采用后測數(shù)據(jù); 若建言行為的數(shù)據(jù)來源既有自評也有他評方式, 采用自評數(shù)據(jù); (5) 數(shù)據(jù)重復發(fā)表的只選其一; 學位論文修改后發(fā)表的, 以發(fā)表后的數(shù)據(jù)為準。根據(jù)上述標準篩選后獲得有效文獻81篇, 其中英文37篇, 中文44篇, 總樣本量達39118個。

對入選文獻進行特征編碼, 主要包括文獻作者、發(fā)表年限、獨立樣本量、相關(guān)系數(shù)、文化背景、測量工具、數(shù)據(jù)來源和效應值, 見表1。效應值的產(chǎn)生遵循以下原則: (1) 以獨立樣本為單位,每個獨立樣本編碼一次, 如果一篇文獻包含多個獨立樣本, 則分開編碼。(2) 鑒于建言行為的不同量表存在不同維度, 編碼時先查看是否有整體層面的人口統(tǒng)計學特征報告, 若有, 則取整體相關(guān),若無, 則用維度層面的結(jié)果取平均后作為整體相關(guān)。本研究采用同一編碼者在不同時段對所有編碼文獻進行重新編碼的方法, 對以上每種編碼方式的最終結(jié)果比較發(fā)現(xiàn), 除了個別數(shù)據(jù)有偏差外,編碼不存在明顯的差異, 一致性較高。

續(xù)表

續(xù)表

3.3 數(shù)據(jù)分析

3.3.1 效應量計算

本研究采用皮爾遜相關(guān)系數(shù)r作為效應量,用于整合各類人口統(tǒng)計學特征與建言行為之間的關(guān)系。具體操作如下：首先, 對未報告人口統(tǒng)計學特征與建言行為的相關(guān)系數(shù)、但是報告了F、t、χ2的統(tǒng)計量進行轉(zhuǎn)化, 將其轉(zhuǎn)換成r(Shadish,Robinson, & Lu, 1999); 其次, 考慮到實證研究的相關(guān)系數(shù)的樣本分布大多呈偏態(tài), 且元分析中的方差依賴于相關(guān), 所以需要采用Fisher Z將r轉(zhuǎn)換成Zr,Zr分布近似正態(tài); 最后將Zr值的加權(quán)平均數(shù)轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù), 得到總體效應值, 并計算總體效應值的95%置信區(qū)間。

3.3.2 同質(zhì)性檢驗

為了確定研究是否需要進行調(diào)節(jié)變量的效應分析, 研究進行同質(zhì)性檢驗(homogeneity test), 以Q值和I2為考查指標,Q值服從df=K?1的卡方分布,K為效應值的數(shù)量,Q值顯著則表示拒絕同質(zhì)性的零假設;I2用來描述研究個體之間方差在總體方差中所占比例, 25%為低異質(zhì)性, 50%為中等異質(zhì)性, 75%為高異質(zhì)性(Higgins, Thompson,Deeks, & Altman, 2003)。

同質(zhì)性檢驗結(jié)果還關(guān)系到如何處理分析測量誤差, 當Q顯著時, 則效應值分布異質(zhì), 選擇隨機效應模型(random effect model); 反之選擇固定效應模型(fixed effect model)。借助CMA 2.0軟件進行統(tǒng)計可以得到固定模型和隨機模型分析結(jié)果。固定模型使用研究內(nèi)的變異計算權(quán)重, 隨機模型使用研究內(nèi)和研究間變異計算權(quán)重; 其中隨機模型除考慮研究間變異之外, 還允許估計效應分布的平均值, 這可以防止低估小樣本研究的權(quán)重, 或者高估大樣本的權(quán)重, 它能產(chǎn)生更大的置信區(qū)間, 從而導致更為保守的結(jié)論。

3.4 數(shù)據(jù)處理程序

借助Office 2010進行前期的文獻整理和編碼,使用Comprehensive Meta-Analysis 2.0(CMA)軟件進行元分析的統(tǒng)計計算。

4 結(jié)果

4.1 總體效應值和同質(zhì)性檢驗結(jié)果

圖1～圖5是效應值分布情況, 橫軸是轉(zhuǎn)化過的Fisher's Z效應值, 縱軸是Fisher's Z效應值的標準誤。從圖1～圖5看, 大部分研究呈現(xiàn)在漏斗圖的頂部, 而且聚集于平均效應值的附近, 很少有研究出現(xiàn)在漏斗圖的底部, 表明本元分析存在出版偏差的可能性很小。

圖1 性別效應值分布情況

圖2 年齡效應值分布情況

圖3 教育程度效應值分布情況

圖4 組織任期效應值分布情況

圖5 職位效應值分布情況

同質(zhì)性檢驗結(jié)果分別為Q =185.80 (df= 74,p< 0.001)、Q =320.51 (df= 57,p< 0.001)、Q =209.91 (df= 56,p< 0.001)、Q =138.99 (df= 37,p< 0.001)、Q =26.74 (df= 14,p< 0.05)。各效應值是異質(zhì)的, 因此研究采用隨機效應模型方法。

4.2 主效應檢驗結(jié)果

表2是人口統(tǒng)計學特征各變量與建言行為關(guān)系隨機模型分析的結(jié)果。性別與建言行為相關(guān)為0.003, 未達到顯著性水平, 假設 1未得到支持。年齡﹑教育程度﹑組織任期和職位與建言行為相關(guān)分別為 0.06﹑0.07﹑0.10﹑0.17, 均達到顯著性水平, 假設2﹑3﹑4﹑5得到數(shù)據(jù)支持。

表2 人口統(tǒng)計學特征與建言行為關(guān)系隨機模型分析

4.3 調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果

表3是人口統(tǒng)計學特征(年齡、教育程度、組織任期、職位)與建言行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應隨機模型檢驗, 分別檢驗了文化背景、測量工具和數(shù)據(jù)來源因素的調(diào)節(jié)影響, 因性別的主效應假設不成立, 故未放入調(diào)節(jié)效應檢驗。從表 3中各調(diào)節(jié)變量的同質(zhì)性分析結(jié)果看, 數(shù)據(jù)來源不同時, 年齡與建言行為的相關(guān)存在顯著性差異(Q= 5.97,p<0.05), 并且他評方式時, 95%CI為[0.05, 0.13]不包含零, 雙尾檢驗(z= 4.53,p< 0.000)顯著優(yōu)于自評方式(95%CI = [?0.05, 0.06];z= 0.330,p> 0.10),因此本研究提出的 8(b)假設得到驗證。同理, 在研究實施的不同文化背景下, 職位高低與建言行為的關(guān)系也存在顯著差異(Q= 2.93,p< 0.05), 在在中國背景下(95%CI = [0.14, 0.23]; z = 8.04, p <0.000)職位高低對建言行為的影響高于非中國情境(95%CI = [?0.01, 0.19]; z = 1.28, p > 0.05), 假設6(e)得到驗證。其他假設雖未得到顯著驗證, 但從表 4雙尾檢驗中仍可看出存在一定差異, 如中國背景下, 年齡對建言行為影響(z = 3.43, p < 0.05)高于非中國背景(z = 1.39, p > 0.05), 或與納入研究的樣本量有一定關(guān)聯(lián)。

表3 人口統(tǒng)計學特征與建言行為關(guān)系各因素調(diào)節(jié)效應的隨機模型檢驗

5 總結(jié)與討論

5.1 人口統(tǒng)計學特征變量與建言行為關(guān)系

元分析結(jié)果表明性別與建言行為無顯著相關(guān),年齡﹑教育程度﹑組織任期和職位均與建言行為正相關(guān)。其中, 性別與建言行為無顯著相關(guān), 與研究假設不一致, 究其原因, 當下女性廣泛就業(yè)已成為世界趨勢和潮流, 社會期望女性積極參與工作, 對于女性的傳統(tǒng)刻板印象已經(jīng)有所改變; 并且相比男性, 女性擁有獨特的認知方式和思維模式, 擅于從關(guān)系取向出發(fā), 能夠靈活地選擇進諫方式和技巧。段錦云和魏秋江(2012)的研究曾發(fā)現(xiàn)女性比男性更傾向于建言, 與傳統(tǒng)研究結(jié)果相反。因此本研究結(jié)果中性別與建言行為無顯著相關(guān), 與Detert和Burris (2007)的研究結(jié)果一致, 體現(xiàn)當下性別角色平等的觀點。與假設一致, 年齡越大、組織任期越長的員工有更多的建言行為。正如 Sturman (2003)所言, 在所在崗位時間長的員工, 熟悉組織的運營方式, 能夠有效地利用資源將想法變成行動, 此結(jié)果也與 Tangirala等(2013)的研究一致。恰如Chao, O'Leary-Kelly, Wolf, Klein和Gardner (1994)的觀點, 教育程度與建言行為正相關(guān), 受教育程度越高的個體越希望參與組織運行和管理決策, 并愿意向組織提出自己的看法和意見以體現(xiàn)自身的價值和影響力, Fuller等(2006)也指出相比本科學位的員工, 碩士學位員工的建言行為更多。除此之外, 職位高低也與建言行為正相關(guān), 驗證了 Maxwell (2001)所說“職位越高,對自身和團隊的行為責任越大”; Fuller等(2006)研究表明高職位員工認為自己有責任去進行建設性行為以符合自身的領(lǐng)導角色, Milliken等(2003)也曾指出低職位是員工不愿建言的個體因素之一,源于員工認為領(lǐng)導不會重視低層員工的觀點和意見, 即組織中常存在的人微言輕現(xiàn)象。由此可見,管理者應當充分鼓勵和挖掘組織中的閱歷豐富、受過較高水平教育的高職位員工成為建言的主力軍,為組織革新和發(fā)展獻言獻策的同時, 也為其他員工塑造建言榜樣從而營造出積極的建言氛圍。

5.2 人口統(tǒng)計學變量與建言行為關(guān)系的研究特征效應

在文化差異、測量工具和數(shù)據(jù)來源3個研究特征中, 測量工具效應未達到顯著水平, 說明建言行為的各類量表雖在結(jié)構(gòu)維度上有所差異, 但在使用中都起到了有效評價的作用, 但在結(jié)果推廣中仍需謹慎。文化差異的調(diào)節(jié)效應在職位與建言的關(guān)系中顯著, 與假設一致。中國是一個典型的儒家傳統(tǒng)文化國家, 由于高權(quán)力距離, 領(lǐng)導對于員工的影響相較于西方國家可能更為明顯(Pellegrini &Scandura, 2008)。因此, 出于對建言行為可能會挑戰(zhàn)“現(xiàn)狀”或使上級“難堪” (Detert & Burris, 2007)的考量, 中國情境中的低職位組織員工更多地遵循“君臣尊卑”觀念對組織問題保持沉默。相對應,非中國背景中(本研究中多為西方文化)的組織中個體主義、社會交換的思想更為多見, 職位高低對于員工建言的約束相對較小。在數(shù)據(jù)特點上,建言行為的數(shù)據(jù)來源對年齡與建言行為的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。這源于處于不同角色的個體對相同行為的認知不盡相同(Lawler, 1967), 自評建言行為時會因為自謙而導致報告偏差, 而他評時我們則會認為年長的、閱歷豐富的員工建言行為更多。與年齡相似的組織任期在此卻并不顯著, 我們認為可能因為社會閱歷比組織經(jīng)驗對建言行為更重要, 并且無法判斷在任期中員工的職位級別有無變化, 同時由于如今組織員工流動率較大, 員工的組織任期差異并不明顯, 且本研究中報告職位的文獻量較少, 均可能是導致其不顯著的原因。

5.3 研究不足及展望

本研究存在一些不足, 有待后續(xù)研究完善。(1)元分析是對文獻查全率要求較高的一種統(tǒng)計方法,但因語言、工具等限制, 本研究中未發(fā)表的和學位論文均未納入元分析, 研究結(jié)果可能會有一定的資料可獲得性偏差(availability bias; Hunter & Schmidt,2004)。通常顯著性的研究結(jié)果更易被發(fā)表, 因此發(fā)表的研究可能過度夸大了變量之間的真實相關(guān),沒有發(fā)表的研究也許能提供更為精確的估計(張輝華, 王輝, 2011)。雖然從前文漏斗圖中效應值分布情況看, 本研究存在出版偏差的可能性很小,但未來的研究應考慮到所有的研究, 使分析結(jié)果更具代表性。(2) 采用平均化處理方式獲得效應值在一定程度上可能影響到信息的準確性, 排除沒有采用相關(guān)分析方法進行統(tǒng)計的研究, 損失了部分樣本。(3) 某些相關(guān)分析的樣本較少, 樣本量間差異較大, 可能會出現(xiàn)偏倚, 例如本研究中員工職位變量的實證研究數(shù)量過少, 這有可能導致其與員工建言關(guān)系不穩(wěn)定, 未來還需要更多的實證支持。(4) 本次元分析只分析了性別、年齡、教育程度、組織任期和職位與建言行為的關(guān)系, 其他人口統(tǒng)計學特征變量, 諸如雇員類別(employment category, 如兼職還是全職)、工作班次(work shift,如白班還是晚班)和領(lǐng)導–下屬二元任期(leader–follower dyads tenure)等都可能對建言行為產(chǎn)生影響。如相比夜班員工, 白班的員工與領(lǐng)導互動交流的機會多(Detert & Burris, 2007), 有機會向領(lǐng)導建言。但限于此類研究不多, 我們還無法進行元分析, 它們與建言行為的關(guān)系還有待后續(xù)研究考察。(5) 調(diào)節(jié)效應檢驗時, 我們將文化情境分為中國背景和非中國背景, 然而每個國家都有其獨特的文化特征, 未來研究可以基于特定國家或是地區(qū)等考察人口統(tǒng)計學特征對建言行為的影響。(6)目前有關(guān)建言行為的元分析還不多, 關(guān)于個體特征、領(lǐng)導方式和組織情境如何影響建言行為的元分析還較少, 未來研究還需進一步厘清上述特征對建言行為的影響, 如變革型領(lǐng)導、家長式領(lǐng)導和道德型領(lǐng)導等對建言行為的有效性分析。

6 結(jié)論

(1) 性別與建言行為無顯著相關(guān); 年齡、教育程度、組織任期和職位都與建言行為正相關(guān), 即年長的、受教育程度高的、組織任期長的以及職位越高的員工, 其建言行為越多。

(2) 職位高低與建言行為的關(guān)系受到文化差異的調(diào)節(jié)作用。受中國傳統(tǒng)文化約束, 低職位的員工建言行為較少, 而非中國情境下, 雖然職位高低也正向影響建言行為, 但并沒有中國情境下明顯。

(3) 建言行為的數(shù)據(jù)來源對年齡與建言行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用, 采用他評方式時, 年齡對建言行為的正向關(guān)系更顯著。

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