程志輝，胡筱菲，韓 翼

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

管理者如何運(yùn)用人口特征來(lái)“慧眼識(shí)珠”*
——來(lái)自元分析的證據(jù)

程志輝，胡筱菲，韓 翼

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

運(yùn)用Hunter-Schmidt法對(duì)32篇實(shí)證論文中的38個(gè)獨(dú)立研究組成的10040個(gè)樣本進(jìn)行元分析，系統(tǒng)研究了員工性別等人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，員工的性別、年齡、受教育水平、組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)但比較弱，而組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)且比較強(qiáng)；同時(shí)，數(shù)據(jù)來(lái)源會(huì)調(diào)節(jié)受教育水平和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，而文化差異來(lái)則會(huì)調(diào)節(jié)受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。最后，發(fā)表性偏誤分析結(jié)果表明本文的元分析結(jié)果可靠性較高。

員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)；人口特征；元分析；數(shù)據(jù)來(lái)源；文化差異

隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，企業(yè)在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中面臨的不確定性不斷增加，許多企業(yè)管理者已清醒地認(rèn)識(shí)到，唯有充分調(diào)動(dòng)員工的主動(dòng)性，才能確保企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中立于不敗之地。例如聯(lián)想的柳傳志在2014年博鰲亞洲論壇中就說(shuō)到：“讓每一個(gè)人能成為公司前進(jìn)中的發(fā)動(dòng)機(jī)，而不是被領(lǐng)導(dǎo)所帶動(dòng)的齒輪?！逼鋵?shí)，他所倡導(dǎo)的“發(fā)動(dòng)機(jī)文化”就是積極鼓勵(lì)企業(yè)的每位員工主動(dòng)作為。學(xué)者Katz指出，任何一位企業(yè)管理者都無(wú)法預(yù)見(jiàn)所有可能的意外事件和環(huán)境變化，所以員工自發(fā)地做出超越角色外要求的建設(shè)性行為對(duì)組織生存和發(fā)展至關(guān)重要[1]。隨后，學(xué)者M(jìn)orrison和Phelps用“taking charge”(主動(dòng)擔(dān)責(zé))這一構(gòu)念來(lái)描述員工的這類變革行為[2]。它與員工建言不同，更強(qiáng)調(diào)個(gè)體自身實(shí)際行動(dòng)去推動(dòng)變革，而非通過(guò)迂回方式建議他人如何去推動(dòng)變革[3]?？傊?，與其它員工角色外行為相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)更突顯自發(fā)性、變革導(dǎo)向和風(fēng)險(xiǎn)性等特征[2,4]。

雖然員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)對(duì)企業(yè)的意義不言而喻，然而管理者如何通過(guò)人口特征有效識(shí)別主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工呢？學(xué)界在這方面分歧較大。以性別為例(0=女，1=男)，一些研究證實(shí)男性比女性更可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為[5-6]；而另一些研究卻恰好相反[7-9]；同時(shí)，還有研究發(fā)現(xiàn)，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不相關(guān)[2,10-11]。類似的情況在年齡、受教育水平等其它人口特征中也存在。因此，學(xué)者Vadera等呼吁應(yīng)該系統(tǒng)研究人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系[12]。因?yàn)閷?duì)文獻(xiàn)進(jìn)行定量分析是解決這類問(wèn)題的有效途徑，所以本文運(yùn)用Schmidt和Hunter[13]的元分析流程和程序來(lái)探討這一問(wèn)題。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的界定與測(cè)量

員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)是指由員工自愿做出旨在改善崗位、部門和組織之間工作開(kāi)展方式的一類變革行為[2]，如引入更高效的工作方式、糾正工作中錯(cuò)誤的程序或做法等。該構(gòu)念有別于員工的其他角色外行為，因?yàn)樗伙@自發(fā)性、變革導(dǎo)向、風(fēng)險(xiǎn)性等特點(diǎn)。由于角色外行為界定的難度，Parker和Collins將員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)劃入工作層面的主動(dòng)性行為[3]，并運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)法則將員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)與相似構(gòu)念進(jìn)行有效區(qū)分。例如，與個(gè)體創(chuàng)新相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不需要強(qiáng)調(diào)新穎性，因?yàn)閱T工可以將其它企業(yè)的優(yōu)秀做法引入組織中；與員工建言相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)強(qiáng)調(diào)員工身體力行的行動(dòng)。

目前，學(xué)界中對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)進(jìn)行測(cè)量主要采用Morrison和Phelps開(kāi)發(fā)的10個(gè)題項(xiàng)的單維度量表[2]，題項(xiàng)如“嘗試改進(jìn)流程來(lái)提升組織效率”等。后來(lái)，學(xué)者Griffin等將員工主動(dòng)性行為針對(duì)的對(duì)象不同，將其劃分為針對(duì)核心任務(wù)、團(tuán)隊(duì)成員和組織的主動(dòng)行為三種[14]，每個(gè)含三個(gè)測(cè)項(xiàng)。還有學(xué)者Parker和Collins運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)法則區(qū)分員工主動(dòng)性工作行為時(shí)，使用了一個(gè)三個(gè)題項(xiàng)量表[3]，這些都是對(duì)Morrison和Phelps量表的簡(jiǎn)化或修訂。

(二)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系

1.性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。社會(huì)角色理論認(rèn)為，社會(huì)所制定的兩性勞動(dòng)分工導(dǎo)致性別角色期望差異，進(jìn)而促成男女的社會(huì)行為差異[15]。同理，組織中的領(lǐng)導(dǎo)對(duì)男女員工的行為期望也存在差異，如他們往往期望男性在與控制、自信和能力等有關(guān)方面表現(xiàn)出主動(dòng)，而期望女性員工積極表現(xiàn)出跟情感表達(dá)相關(guān)的一類行為(如表達(dá)友好、關(guān)心他人等)[16]。Kidder和Parks進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)不同性別的員工在主動(dòng)性行為上的期望也不一樣[16]。由于員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)是一種具有挑戰(zhàn)性和變革導(dǎo)向的角色外行為，而領(lǐng)導(dǎo)往往對(duì)男性在這方面會(huì)寄予更高期望。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1:與女性相比，男性更可能在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

2.年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。年齡是另一個(gè)常見(jiàn)的人口特征變量。Grant和 Ashford[9]指出，與年輕員工相比，年長(zhǎng)員工可能擁有更多有效地實(shí)施主動(dòng)性行為的知識(shí)、技能和能力。例如，國(guó)內(nèi)學(xué)者段錦云等對(duì)員工建言的元分析結(jié)果也表明，年齡越大的員工越敢于建言[17]。因?yàn)殡S著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體的社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn)都會(huì)增加，心智也更加成熟，這些社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn)都是個(gè)體能在工作中有擔(dān)責(zé)的必要條件。學(xué)者Greller和Simpson研究發(fā)現(xiàn)[18]，年長(zhǎng)員工的工作績(jī)效未必比年輕員工差，因?yàn)樗麄冮L(zhǎng)期積累的技能和經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌驈浹a(bǔ)年齡增長(zhǎng)導(dǎo)致生產(chǎn)力的下降。由此，本研究提出如下假設(shè)：

H2:員工年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工年齡的增加，其做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)可能性越高。

3.受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。受教育水平能夠?yàn)閭€(gè)體提供基本的知識(shí)和技能，是個(gè)體做出主動(dòng)性行為的重要資本。例如，Van Dyne和Lepine研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平能夠增加員工建言和提出反傳統(tǒng)的想法[19]。從人力資本的角度來(lái)看，受教育是一種重要的人力資本投入[20]。正式的教育可能給個(gè)體帶來(lái)增強(qiáng)主動(dòng)擔(dān)責(zé)所必需的深層的分析知識(shí)。由此，本文提出如下假設(shè)：

H3:受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即員工受教育水平越高，其在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性越高。

4.組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。組織任期是指員工在某個(gè)組織中被雇傭的時(shí)長(zhǎng)。工作嵌入理論認(rèn)為，隨著員工組織任期的增長(zhǎng)，其與組織嵌入越深，也能與組織休戚與共。此外，人力資本理論也認(rèn)為，組織任期長(zhǎng)的員工在職業(yè)生涯過(guò)程中積累了大量與工作相關(guān)的知識(shí)，是其實(shí)施主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為的重要資本。相較而言，新進(jìn)員工一般對(duì)組織或?qū)M織正式或非正式的文化和目標(biāo)知之甚少，因此超出角色規(guī)范做事的可能性較低[12]。由此，本文提出如下假設(shè)：

H4:組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工進(jìn)入組織的時(shí)間增長(zhǎng)，其在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性越高。

5.組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。本文關(guān)注的組織地位是指組織設(shè)計(jì)中對(duì)員工的正式規(guī)定，如職位或?qū)蛹?jí)。Vadera等認(rèn)為，在組織中地位較低的員工可能對(duì)組織規(guī)范有相對(duì)簡(jiǎn)單而死板的看法，不大可能做出任何偏離組織規(guī)范的行為，因?yàn)樗麄兒ε率艿綉土P[12]。相反，職位高的員工因?yàn)閾碛懈噘Y源，且注重控制感和自主權(quán)，更有可能做出變革型組織公民行為。由此，本文提出如下假設(shè)：

H5：?jiǎn)T工組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即組織地位越高的員工越可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。

(三)研究特征的調(diào)節(jié)作用

1.數(shù)據(jù)來(lái)源的調(diào)節(jié)作用。數(shù)據(jù)來(lái)源或員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)價(jià)方式是一個(gè)可能的重要調(diào)節(jié)變量，如學(xué)者Van Dyne和LePine指出，在對(duì)員工角色外行為進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，自評(píng)方式比他評(píng)方式更可能存在自我報(bào)告偏差現(xiàn)象[19]。從納入元分析的文獻(xiàn)來(lái)看，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)價(jià)包括三種：?jiǎn)T工自評(píng)、領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)和同事評(píng)價(jià)。但是，由于采用同事評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)太少，本文將領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)和同事評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)統(tǒng)一劃入到“他評(píng)”。因此，本文提出如下假設(shè)：

H6(a-e)：?jiǎn)T工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的數(shù)據(jù)來(lái)源會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，即采用不同的數(shù)據(jù)來(lái)源，性別(6a)、年齡(6b)、受教育水平(6c)、組織任期(6d)和組織地位(6e)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響存在顯著差異。

2.文化差異的調(diào)節(jié)作用。文化差異是導(dǎo)致個(gè)體行為差異的重要因素。以權(quán)力距離為例，不同文化中人們的權(quán)力距離存在差異，如中國(guó)人較高，而美國(guó)人較低。有研究證實(shí)，權(quán)力距離與員工主擔(dān)責(zé)呈負(fù)相關(guān)[10,21]。而且，一般男性的權(quán)力距離比女性低。由此可推斷，不同文化中男女行為會(huì)不同。此外，中國(guó)文化強(qiáng)調(diào)人情、面子和和諧，這些可能阻礙員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)[22]。不過(guò)，也有研究發(fā)現(xiàn)，心理集體主義也會(huì)促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)[8]。可見(jiàn)，文化差異可能是另一個(gè)重要的調(diào)節(jié)變量。因此，本文提出如下假設(shè)：

H7(a-e)：文化差異會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，即在不同文化背景下，性別(7a)、年齡(7b)、受教育水平(7c)、組織任期(7d)和組織地位(7e)對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響存在顯著差異。

由此，可勾畫(huà)出本文的研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

二、研究方法

按照國(guó)內(nèi)學(xué)者魏江等歸納Hunter-Schmidt元分析法的步驟，本文展開(kāi)文獻(xiàn)檢索、整理和編碼工作[23]。

(一)文獻(xiàn)檢索

首先，對(duì)已發(fā)表的紙質(zhì)或電子版期刊文獻(xiàn)進(jìn)行檢索。以taking charge、change-oriented OCB、proactive behavior等為關(guān)鍵詞搜索了CNKI中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)資源系統(tǒng)等中文權(quán)威學(xué)術(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)，以及EBSCO、JSTOR、Science Direct、SAGE等外文期刊數(shù)據(jù)庫(kù)。

其次，對(duì)國(guó)內(nèi)外碩博論文及相關(guān)會(huì)議論文進(jìn)行檢索。筆者再次以上述關(guān)鍵詞，通過(guò)對(duì)ProQuest學(xué)位論文、美國(guó)管理年會(huì)論文集、讀秀學(xué)術(shù)和谷歌學(xué)術(shù)等進(jìn)行檢索，進(jìn)一步完善文獻(xiàn)收集。

(二)文獻(xiàn)篩選與編碼

借鑒Chamberlin等的元分析做法[24]，本文對(duì)納入最終元分析的文獻(xiàn)篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：(1)必須為實(shí)證類研究；(2)研究必須含有相關(guān)系數(shù)或能夠轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)的效應(yīng)值(如t值等)；(3)僅考慮個(gè)體層面的實(shí)證研究，剔除團(tuán)隊(duì)層面和縱向研究；(4)如果不同研究使用同一樣本，則將其視為同一個(gè)研究。經(jīng)篩選，本文獲取截至到2016年8月為止的實(shí)證文獻(xiàn)36篇，其中含人口特征與員工主擔(dān)責(zé)關(guān)系的文獻(xiàn)32篇，共計(jì)38個(gè)獨(dú)立研究。所涉論文均經(jīng)過(guò)同行評(píng)議。

然后，參考Schmidt 和Hunter的編碼原則和建議[13]，對(duì)篩選文獻(xiàn)的基本信息、樣本特征、研究方法等進(jìn)行編碼。所有編碼工作均在Excel軟件中進(jìn)行。為了保證編碼的效率和準(zhǔn)確性，正式編碼由兩個(gè)具有元分析基礎(chǔ)的研究生以背靠背式展開(kāi)。首次編碼結(jié)果的內(nèi)部一致性達(dá)到95%，對(duì)于編碼中存在分歧的地方，編碼者重新閱讀文章，并展開(kāi)充分討論，最終就編碼結(jié)果達(dá)成一致。本文最終獲得了117對(duì)有用相關(guān)系數(shù)，共計(jì)10 044個(gè)有效樣本。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

(一)主效應(yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)用Hunter和Schmidt[13]開(kāi)發(fā)的元分析程序，在剔除抽樣誤差和測(cè)量誤差之后，本文研究不僅報(bào)告了人口特征與主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的真實(shí)效應(yīng)值(ρ)、95%的置信區(qū)間(CI95%)、標(biāo)準(zhǔn)誤等核心指標(biāo)，還報(bào)告了用于判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)的80%可信區(qū)間(CrI80%)和“75%法則”(如表1所示)。

由表1可知，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)(ρ=0.08，CI95%=[0.05,0.10])，年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)，受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)(ρ=0.12，CI95%=[0.05,0.18])，受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間顯著正相關(guān)(ρ=0.07，CI95%=[0.03,0.11])，組任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)(ρ=0.11，CI95%=[0.05,0.17])，組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)(ρ=0.25，CI95%=[0.18,0.32])。

此外，由于年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的80%置信區(qū)間含0，而且所有人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)在抽樣誤差占觀察方差的百分比均低于75%，不滿足“75%法則”[25]?？梢酝茢?，本文的人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間均存在調(diào)節(jié)變量。

表1 主效應(yīng)的元分析結(jié)果

(二)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

接著，運(yùn)用Hunter和Schmidt的程序進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，同時(shí)借鑒DeJone等[26]的做法，計(jì)算各亞組變量間效應(yīng)值差異的95%置信區(qū)間，用以比較真實(shí)效應(yīng)值均顯著的亞組之間的差異顯著性。結(jié)果如表2所示。

表2 調(diào)節(jié)效應(yīng)的元分析結(jié)果

從數(shù)據(jù)來(lái)源來(lái)看：(1)在性別上，雖然無(wú)論采用自評(píng)還是他評(píng)，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0(CI95%差異=[-0.05,0.06])，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；(2)在年齡上，他評(píng)時(shí)年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比自評(píng)時(shí)高0.03(CI95%差異=[-0.06,0.12])，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；(3)在受教育水平上，采用自評(píng)時(shí)受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系不顯著(ρ=0.07，CI95%=[-0.03,0.11])，而采用他評(píng)時(shí)二者關(guān)系顯著(ρ=0.07，CI95%=[0.02,0.11])，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；(4)在組織任期上，無(wú)論采用自評(píng)還是他評(píng)，組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03(CI95%差異=[-0.06,0.12]，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；(5)在組織地位上，采用他評(píng)時(shí)組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比自評(píng)時(shí)高出0.09(CI95%差異=[0.02,0.16])，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。由此可知，假設(shè)H6c和H6e獲得驗(yàn)證，而H6a、H6b、H6d未得到支持。

同理，從文化差異來(lái)看：(1)雖然無(wú)論是在中國(guó)文化差異下還是非中國(guó)文化差異下，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03(CI95%差異=[-0.02,0.08])，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；(2)在年齡上，非中國(guó)文化差異下年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比中國(guó)文化差異下高0.14(CI95%差異=[-0.01,0.14])，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；(3)在受教育水平上，中國(guó)背景下受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系顯著(ρ=0.08，CI95%=[0.04, 0.11])，而在非中國(guó)文化差異下二者關(guān)系不顯著(ρ=0.02，CI95%=[-0.11,0.15])，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；(4)在組織任期上，在中國(guó)文化差異下組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系不顯著(ρ=0.07，CI95%=[-0.01,0.14])，而在非中國(guó)文化差異下，組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系顯著(ρ=0.15，CI95%=[0.06,0.24])，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；(5)在組織地位上，非中國(guó)文化差異下組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比中國(guó)文化差異下的高出0.01(CI95%差異=[-0.08,0.10])，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立。由此可知，假設(shè)H7c和H7d獲得驗(yàn)證，而H7a、H7b和H7d未獲得支持。

(三)發(fā)表性偏誤分析

發(fā)表性偏誤主要是指由于論文評(píng)審人根據(jù)論文研究中自變量對(duì)因變量影響效應(yīng)值的大小、方向，如最典型的“抽屜文件效應(yīng)”。學(xué)者Rosenthal運(yùn)用“失效安全系數(shù)”(Fail-safe number)這一指標(biāo)來(lái)估計(jì)導(dǎo)致元分析結(jié)果逆轉(zhuǎn)所需要未發(fā)表的研究的數(shù)量[23]。一般而言，失效安全系數(shù)越大，表明元分析結(jié)果被推翻的可能性就越小。采用Comprehensive Meta-Analysis version 2(CMA 2.0)專業(yè)元分析軟件，本文獲得了人口特征與主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系的發(fā)表性偏誤結(jié)果(如表3所示)。由該表可知，在臨界值(=0.05的水平下，性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)元分析結(jié)果的失效安全系數(shù)范圍為66～369，而且對(duì)應(yīng)的Z值均大于1.96，表明本元分析結(jié)果穩(wěn)健性較高。

表3 發(fā)表性偏誤分析結(jié)果

四、結(jié)論與討論

(一)研究結(jié)論

第一，員工性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位等人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)均呈顯著正相關(guān)關(guān)系。按照Cohen效應(yīng)值大小標(biāo)準(zhǔn)[27]對(duì)本文獲得的人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)相關(guān)關(guān)系的真實(shí)效應(yīng)值衡量發(fā)現(xiàn)，組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)正相關(guān)程度最高，而員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)相關(guān)關(guān)系比較弱。

第二，數(shù)據(jù)來(lái)源和文化差異會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的相關(guān)關(guān)系。具體而言：數(shù)據(jù)來(lái)源或員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)分方式能夠調(diào)節(jié)員工學(xué)歷和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的關(guān)系，而文化差異則會(huì)調(diào)節(jié)員工受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系。換言之，數(shù)據(jù)來(lái)源和文化差異能為現(xiàn)有年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)實(shí)證研究中出現(xiàn)矛盾性結(jié)論提供可能的合理解釋。

(二)理論貢獻(xiàn)

本文響應(yīng)了學(xué)者Vadera等對(duì)系統(tǒng)研究人口特征與員工建設(shè)性偏差行為(含主動(dòng)擔(dān)責(zé))關(guān)系的呼吁[12]。雖然學(xué)者Tornau和Frese在利用元分析澄清建言、主動(dòng)擔(dān)責(zé)和主動(dòng)性人格等構(gòu)念時(shí)也考慮到了員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，但是分析和談?wù)摰某潭炔粔騕28]。與該篇論文的元分析相比，本文存在如下兩點(diǎn)貢獻(xiàn)：

第一，本文是專門探討人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系的元分析。本文元分析與Tornau和Frese均存在兩點(diǎn)差異[28]：一是本文人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的主效應(yīng)均顯著，而上述二位學(xué)者的結(jié)果多數(shù)不太顯著；二是本文還著重考量了組織地位的影響。結(jié)果差異可能的主要原因是本文根據(jù)研究假設(shè)對(duì)部分相關(guān)系數(shù)符號(hào)進(jìn)行了修正。以性別為例，有的學(xué)者用(0=男，1=女)或(1=男，2=女)，本文全部統(tǒng)一(0=女，1=男)，這會(huì)影響加權(quán)平均效應(yīng)值大小，并最終影響真實(shí)效應(yīng)值。此外，本文能為后續(xù)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)實(shí)證研究中控制變量的選取提供依據(jù)。

第二，本文還考量了研究特征的調(diào)節(jié)作用，特別是文化差異。與Tornau和Frese的元分析研究相比[28]，本研究不僅考量數(shù)據(jù)來(lái)源的調(diào)節(jié)效應(yīng)，還特別考量文化差異的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究結(jié)果能為現(xiàn)有實(shí)證研究存在矛盾性結(jié)果提供可能的合理解釋，如受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。

(三)管理建議

本文對(duì)企業(yè)管理者通過(guò)人口特征快速地識(shí)別和篩選企業(yè)中能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工也具有較強(qiáng)的實(shí)踐指導(dǎo)意義。

第一，企業(yè)管理者使用人口特征作決策時(shí)應(yīng)考量?jī)?yōu)先次序。本文建議企業(yè)管理者在篩選企業(yè)內(nèi)部能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工時(shí)應(yīng)優(yōu)先考慮員工的組織地位，其次再考慮員工的性別等其他人口特征。由于員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)具有變革性和風(fēng)險(xiǎn)性的特點(diǎn)，需要消耗員工大量的資源，而組織地位較高的員工往往具備資源上的優(yōu)勢(shì)，因而更可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。除了通過(guò)員工組織地位識(shí)別能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工外，企業(yè)管理者同樣可以通過(guò)晉升等激勵(lì)手段激發(fā)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

第二，企業(yè)管理者在運(yùn)用員工人口特征識(shí)別能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工時(shí)還應(yīng)考量文化差異。本文建議企業(yè)管理者，在中國(guó)文化背景下，應(yīng)該多考慮受教育水平高的員工，而在非中國(guó)文化背景下則應(yīng)該多考慮組織任期長(zhǎng)的員工，因?yàn)榉侵袊?guó)文化背景中年長(zhǎng)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性也越高。

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(責(zé)任編輯 王婷婷)

How Managers Apply Demographic Variables to Identify theTaking-charge Employees：Evidences from Meta-analysis

CHENG Zhi-hui，HU Xiao-fei，HAN Yi

(SchoolofBusinessandAdministration,ZhongnanUniversityofEconomicsandLaw,Wuhan430073,Hubei，China)

The paper systematically examined the relationships of demographic variables and employee’s taking charge. After conducting meta-analysis with Hunter-Schmidt to 10040 samples from 38 independent studies in 32 empirical research, this paper found gender, age, education, and organizational tenure are significantly positively but weakly correlated with taking charge, while organizational status is significantly positively and moderately related to taking charge. In addition, evaluation method of taking charge moderated the relationships of education and organizational status with taking charge, and cultural difference moderated the relationships of education and organizational tenure with taking charge. Finally, publication bias analysis showed the robustness of our findings. Besides, this paper can not only provide guidance for identifying and selecting taking charge employees via demographic variables, but lay foundations for including control variables when conducting empirical research of taking charge.

employees’ taking charge; demographic variables; meta-analysis; evaluation method; cultural differences

2017-01-22

程志輝(1987-)，男，湖北省武漢市人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院博士生，主要從事人力資源與組織行為研究； 胡筱菲(1996-)，女，河南省安陽(yáng)市人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院碩士生，主要從事領(lǐng)導(dǎo)力與組織行為學(xué)研究； 韓 翼(1970-)，男，湖北省浠水縣人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院教授，博士，博士生導(dǎo)師，清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士后，主要從事員工進(jìn)諫與領(lǐng)導(dǎo)納諫、工作績(jī)效等研究。

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(14BGL199)；國(guó)家自然科學(xué)基金青年基金項(xiàng)目(71502175)

F272.91

A

10.3963/j.issn.1671-6477.2017.03.0011