李澄鋒，田也壯

(1.哈爾濱工程大學(xué)研究生院，黑龍江 哈爾濱 150001；2.哈爾濱工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言行為的影響及作用機(jī)制

李澄鋒1,2，田也壯2

(1.哈爾濱工程大學(xué)研究生院，黑龍江 哈爾濱 150001；2.哈爾濱工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

本文旨在研究中國組織情境下領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言行為的影響以及心理安全和組織自尊在該過程中的中介作用，并就價值觀變量員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)作了探討。對262份主管和員工匹配問卷進(jìn)行層級回歸分析，結(jié)果表明，領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言有顯著的負(fù)向影響，心理安全和組織自尊在其中起到部分中介作用；員工傳統(tǒng)性傾向越弱，領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言的負(fù)向影響就越強(qiáng)。

領(lǐng)導(dǎo)排斥；員工建言；心理安全；組織自尊；員工傳統(tǒng)性

1 引言

人員結(jié)構(gòu)的多元化和復(fù)雜化使得組織中人際沖突、暗中角力、排擠孤立等現(xiàn)象愈發(fā)普遍[1]。職場排斥是近年來受到西方學(xué)者較為關(guān)注的一個研究議題，F(xiàn)erris等[1]將職場排斥界定為“在工作場所中員工知覺到的來自他人的排擠或忽視對待”。Ferris等[1]和Leung等[2]的研究表明職場排斥行為跨群體、跨文化、跨地域普遍存在于組織中。國外學(xué)者針對職場排斥的影響和后果開展了一系列研究，研究發(fā)現(xiàn)：職場排斥與員工的工作態(tài)度[3]、工作滿意度[1]、親社會行為[4]、組織公民行為[5]和工作績效[6]負(fù)相關(guān)，與員工的工作壓力[7]、情緒耗竭[7]、抑郁情緒[7]、知識隱藏行為[8]及反生產(chǎn)行為[9]正相關(guān)，研究結(jié)果證實(shí)職場排斥對員工的心理、工作態(tài)度和行為產(chǎn)生非常消極的影響。

然而，文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)：(1)以往研究主要集中在國外。(2)研究大都圍繞“職場排斥”這個概念展開，并沒有嚴(yán)格區(qū)分具體的排斥源，籠統(tǒng)地將各種來源的排斥混雜在一起研究，忽視了不同來源的排斥所具有的不同特性以及對組織效能及員工行為所表現(xiàn)出來的差異性影響。一般而言，排斥源既可能是同事，也可能是領(lǐng)導(dǎo)，不同來源的排斥對員工態(tài)度和工作行為的影響是不同的[9]。(3)既有文獻(xiàn)尚未檢驗“來源于領(lǐng)導(dǎo)的排斥”對員工建言行為的影響，事實(shí)上，建言獻(xiàn)策已經(jīng)成為事關(guān)組織生存與發(fā)展的重大問題。

那么，職場上來源于領(lǐng)導(dǎo)的排斥是否會對員工建言獻(xiàn)策有影響？影響如何產(chǎn)生？基于此，本文旨在探討中國組織情境下領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言行為的關(guān)系，分析并檢驗組織自尊和心理安全的中介作用，以及員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 理論評述與假設(shè)提出

2.1 領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言行為

領(lǐng)導(dǎo)排斥是一種來源于直接上司的職場排斥，綜合Ferris等[1]和Hitlan等[9]的觀點(diǎn)，我們將領(lǐng)導(dǎo)排斥定義為：“工作場所中員工知覺到的來自直接上司的排斥或忽視對待”。領(lǐng)導(dǎo)排斥具有以下特性：首先，它是一種主觀知覺，即員工感受到的領(lǐng)導(dǎo)排斥的多寡與其主觀評估緊密相關(guān)；其次，領(lǐng)導(dǎo)排斥是一種發(fā)生在上下屬之間的冷暴力，但是不包括直接的肢體接觸，更多的是一種沉默性的回避或忽視，因此具有較強(qiáng)的間接性和隱蔽性，不太容易被發(fā)現(xiàn)。最后，領(lǐng)導(dǎo)排斥具有隱晦性，即領(lǐng)導(dǎo)者既可能有意為之，也可能是無意識的，排斥后果取決于下屬的主觀感受[10]。

員工建言是指組織中員工對與工作相關(guān)的建設(shè)性想法、信息或意見的表達(dá)，它是一種以組織變革為導(dǎo)向并旨在改善組織效能的角色外行為[11]，包括以下幾層含義：首先，員工建言的方式是向領(lǐng)導(dǎo)或者上級提供建設(shè)性建議而不是簡單的抱怨或批評，所提供的信息既有可能是指出當(dāng)前組織中存在的問題，也有可能是改進(jìn)組織當(dāng)前現(xiàn)狀或者解決問題的方案；其次，員工建言是一種關(guān)于組織內(nèi)部知識、信息共享的角色外利組織行為，并非員工本職工作職責(zé)內(nèi)要求；再次，員工建言的目的是改善或提升組織效能，是一種建設(shè)性的言論；最后，員工建言存在風(fēng)險性，具有挑戰(zhàn)“現(xiàn)狀”或使上級“難堪”的特性，是員工權(quán)衡風(fēng)險及收益后作出的行為[11]。員工建言是個體因素主導(dǎo)下對外界影響因素的反應(yīng)和解釋[12]，其中，領(lǐng)導(dǎo)作為員工建言的主要指向?qū)ο?，會對員工建言產(chǎn)生重要的影響[13]。

首先，本研究從領(lǐng)導(dǎo)-部屬交換理論(Leader Member Exchange theory，LMX)的視角來分析領(lǐng)導(dǎo)排斥與下屬建言的關(guān)系，該理論認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者會與不同的下屬在正式的權(quán)力系統(tǒng)中建立差異性的交換關(guān)系，依據(jù)交換關(guān)系質(zhì)量的高低將下屬劃分為“內(nèi)團(tuán)體成員”和“外團(tuán)體成員”兩種身份[14]。公平和互惠理論的觀點(diǎn)被廣泛用來解釋兩種不同質(zhì)量的交換關(guān)系[15-16]。內(nèi)團(tuán)體成員與領(lǐng)導(dǎo)者建立一種高質(zhì)量的交換關(guān)系，領(lǐng)導(dǎo)給下屬提供較多的信任、支持、授權(quán)、培訓(xùn)和晉升等資源，為回報上司的信任和支持，下屬也往往會付出超過自己職責(zé)范圍的努力，例如通過增加角色外行為以尋求保持及增強(qiáng)這種平衡互惠的交換關(guān)系[15]。汪林等人[17]的研究證實(shí)了與高層領(lǐng)導(dǎo)高質(zhì)量的交換關(guān)系和經(jīng)理人“諫言”行為顯著正相關(guān)。Van等[18]的實(shí)證研究也證實(shí)了LMX對下屬建言具有正向影響。依此反推，領(lǐng)導(dǎo)排斥代表了低質(zhì)量的LMX交換關(guān)系，下屬的需求和情感遭遇上級的冷落、忽視和拒絕，下屬被貼上“外團(tuán)體成員”的標(biāo)簽[9]?！巴鈭F(tuán)體成員”身份也將獲得上級較少的信任和支持[14]。依據(jù)互惠原則，上司的不信任及不支持會降低員工的對組織的責(zé)任感和義務(wù)感并抑制建言行為，即使有改善工作的想法也不說出來，漠視組織存在的問題，用沉默來回報組織及其“代理人”，以此保持交換關(guān)系的平衡。

其次，本研究從領(lǐng)導(dǎo)納諫的角度來厘清領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言的關(guān)系。以往文獻(xiàn)認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)的態(tài)度和價值觀念是造成員工放棄建言保持沉默的重要原因[19-21]。一般來說，上司就是建言的對象，因此上司的行為在下屬建言過程中扮演極其重要的角色[22]。同時，上司擁有對下屬的獎懲權(quán)。這種決定下屬晉升機(jī)會、獎金分配、任務(wù)安排和績效考評的權(quán)力使得上司成為下屬是否做出某一行為至關(guān)重要的因素[23]。當(dāng)上級對建言表現(xiàn)出興趣并愿意將之付諸實(shí)施的時候，下屬建言的動機(jī)和行為就會增強(qiáng)[22]。反之，如果上司有意或無意回避下屬，在工作中和下屬沒有互動，對下屬的提問不予理睬或借故推脫，等等，諸如此類的排斥行為無疑給下屬傳遞一個負(fù)面信息：下屬的建言是沒有價值的，即使下屬進(jìn)諫，上司也不會感興趣并采納?？紤]到建言的風(fēng)險性，下屬會抑制內(nèi)心的想法，保持沉默以免惡化和上級的關(guān)系并遭致進(jìn)一步的領(lǐng)導(dǎo)排斥。綜合以上分析，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1:領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言具有顯著的負(fù)向影響。

2.2 心理安全的中介作用

心理安全感是一種信念，即人際關(guān)系中風(fēng)險承擔(dān)是否安全，它可以使個體在組織中自由展現(xiàn)真實(shí)的自我，而不用擔(dān)心這種真實(shí)會影響到個人的地位、形象或者職業(yè)生涯[24]。鑒于上級在一定程度上掌控各種關(guān)鍵資源并決定下屬的前途，領(lǐng)導(dǎo)行為必然在下屬心理安全感的形成過程中起著至關(guān)重要的作用。Edmondson[25]也認(rèn)為員工是否感知到心理安全很大程度上取決于領(lǐng)導(dǎo)行為對下屬的影響，領(lǐng)導(dǎo)行為是個體心理安全感的重要預(yù)測變量。因此有理由推斷，領(lǐng)導(dǎo)排斥給下屬傳遞了這樣一種信息，即下屬是不被重視的，領(lǐng)導(dǎo)對下屬并不信任甚至持有敵意，下屬即使做出有利于組織的正直的、誠實(shí)的行為也可能會帶有危險性，這種負(fù)面信息很大程度上會影響到個體心理安全感的形成。

建言行為經(jīng)常涉及對現(xiàn)有組織流程或政策的批評和挑戰(zhàn)，尤其在中國傳統(tǒng)文化強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威、人際和諧的組織情境中，成員對組織提出問題也往往被視為是破壞組織和諧甚至挑戰(zhàn)領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威，因此個體在提出建議或發(fā)表觀點(diǎn)之前會經(jīng)歷一個權(quán)衡的過程。其中，心理安全感是影響個體決策是否做出建言的至關(guān)重要的“熱認(rèn)知”變量[25]。在建言行為的現(xiàn)有文獻(xiàn)中，學(xué)者普遍認(rèn)為心理安全感是員工建言的前提條件，在滿足了該條件時，下屬建言的可能性較大[22,26-27]。Morrison等[19]研究發(fā)現(xiàn)員工不愿意就某個議題發(fā)表看法或觀點(diǎn)的最主要的原因之一就是擔(dān)心建言帶來的消極后果。只有當(dāng)下屬持有較高的自由表達(dá)自己意見和觀點(diǎn)的安全信念時，他們才可能對建言報以積極的態(tài)度[27]。相反，當(dāng)心理安全感較低時，由于擔(dān)心建言可能導(dǎo)致個人損失，下屬會盡量避免公開場合發(fā)表自己真實(shí)的意見和看法而選擇沉默[18]。綜合以上分析，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：下屬的心理安全感在領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言之間起中介作用。

2.3 組織自尊的中介作用

組織自尊是基于自尊理論引申和推導(dǎo)出來的[28-29]，指的是組織成員在所屬的組織中認(rèn)為自己是重要的、有價值的、有能力的相信程度[30]。高組織自尊者通常相信“這里我說了算”[31]，低組織自尊者則認(rèn)為自己是可有可無的，無足輕重的[31]。組織自尊在一定程度上來說屬于社會性建構(gòu)[32]，即個體需要從與他人的人際互動來判斷自己在組織中價值和重要性。Pierce等[31]認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)在組織自尊的形成過程中扮演重要角色。組織成員通過上司或者組織傳遞的信息來衡量自己在組織中是否重要或者有價值[31]。領(lǐng)導(dǎo)排斥作為一個負(fù)面的人際關(guān)系體驗，它影響了下屬組織自尊的形成[32]。被領(lǐng)導(dǎo)排擠的下屬無論在組織內(nèi)部資源的獲取，還是與工作相關(guān)的信息掌控或者重要工作的授權(quán)方面，都將明顯少于“親信”員工，這無疑給下屬傳遞一個強(qiáng)烈的負(fù)面信號，即他們在組織中是不被重視的，沒有能力的，沒有價值的。另外，排斥經(jīng)常和懲罰聯(lián)系起來，組織成員一旦被貼上被排斥的“標(biāo)簽”，即意味著員工做錯了事情或者本質(zhì)上是壞的，所以被領(lǐng)導(dǎo)排斥加以“懲罰”，員工會質(zhì)疑自己的工作能力并喪失自信心。Aryee等[33]的研究也表明低質(zhì)量的領(lǐng)導(dǎo)成員關(guān)系會降低下屬的組織自尊。

組織自尊對員工工作動機(jī)、態(tài)度以及行為表現(xiàn)有重要影響[28]。依據(jù)“自我一致性動機(jī)”[34]理論，高組織自尊者通常有著積極的自我認(rèn)知，相信自己有能力并能夠通過更加有意義的方式來影響工作，為了與這種積極的自我認(rèn)知保持一致，他們會選擇參與一些特定的活動來強(qiáng)化這種積極的認(rèn)知。相反，對于低組織自尊者而言，由于對自己的思想、觀點(diǎn)和行為的正確與否充滿不確定與懷疑，通常需要從他人的肯定的態(tài)度和行為來尋求認(rèn)同和支持，當(dāng)面對他人疑問和反對的時候，他們做出行為的意愿將消逝殆盡[31]。具體到建言行為，循此邏輯，低自尊者往往對自己的想法和建議沒有足夠的信心，尤其在遭遇領(lǐng)導(dǎo)排斥的時候，擔(dān)心建言的觀點(diǎn)和建議并不能獲得被上級認(rèn)同和采納，為了防止組織自尊的進(jìn)一步損耗，會選擇抑制自己真實(shí)的想法沉默應(yīng)對。綜合以上分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：組織自尊在領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言之間起中介作用。

2.4 員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用

在中國的組織情境中研究領(lǐng)導(dǎo)行為，不容忽視中國人的文化價值取向。中國人受悠久文化的影響，傳統(tǒng)文化價值觀念根深蒂固。傳統(tǒng)性的概念最早源于70年代本土華人心理學(xué)家楊國樞等人的研究。楊國樞[35]將傳統(tǒng)性定義為中國傳統(tǒng)文化對人的要求下個體所具有的認(rèn)知態(tài)度、思想觀念、價值取向、氣質(zhì)特征與行為模式。楊國樞等人的實(shí)證研究表明傳統(tǒng)性涵蓋了五個維度：遵從權(quán)威、孝親敬祖、宿命自保、安分守成和男性優(yōu)越[35]。楊國樞[35]認(rèn)為個人舊有的傳統(tǒng)性心理和行為并不會因為社會的變遷而消失不見，而會與適應(yīng)現(xiàn)代性的心理與行為并存，形成復(fù)雜的獨(dú)特的心理特征。以往研究表明員工傳統(tǒng)性是中國員工行為表現(xiàn)差異的一個重要調(diào)節(jié)變量[36-37]。Farh等[37]認(rèn)為高傳統(tǒng)性與低傳統(tǒng)性員工態(tài)度與行為表現(xiàn)存在差異，其根本原因在于：高傳統(tǒng)性員工遵從傳統(tǒng)的社會角色義務(wù)(Social Role Obligation)，員工的態(tài)度和行為是由社會角色預(yù)先加以確定的；低傳統(tǒng)性的員工則遵從誘因—貢獻(xiàn)平衡(Inducement Contribution Balance)的原則，與領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行平等的互惠交換。

持有不同傳統(tǒng)性價值觀的員工在面對相同的領(lǐng)導(dǎo)情境時會表現(xiàn)出不同的行為結(jié)果[36]。中國人傳統(tǒng)性體現(xiàn)在上下級關(guān)系中則表現(xiàn)為“上尊下卑”的角色關(guān)系與義務(wù)，如上級可以對下級施加影響而不受角色規(guī)范束縛，而下級則應(yīng)該無條件的遵從、信任和服從[37]。高傳統(tǒng)性的員工在受到領(lǐng)導(dǎo)排斥時會表現(xiàn)出更強(qiáng)的耐受力，即使主管表現(xiàn)出種種冷漠的行為，下屬也會嚴(yán)格恪守“卑”的角色規(guī)范與義務(wù)，認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)者就應(yīng)該如此，下屬應(yīng)該遵從和維護(hù)領(lǐng)導(dǎo)者的權(quán)威，而不會表現(xiàn)出認(rèn)知失衡。低傳統(tǒng)性者傾向于與領(lǐng)導(dǎo)保持公平、平等的交換關(guān)系，通常是“領(lǐng)導(dǎo)怎么對待我，我就怎么對待領(lǐng)導(dǎo)”[37]。因此，高傳統(tǒng)性員工面對同樣的領(lǐng)導(dǎo)排斥會表現(xiàn)出更多的理解、包容以及更多的建言行為，而低傳統(tǒng)性員工則會報以沉默回敬之。綜合以上分析，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：員工傳統(tǒng)性對領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言行為之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，即對于低傳統(tǒng)性員工而言，領(lǐng)導(dǎo)排斥與建言行為之間的負(fù)向關(guān)系更強(qiáng)。

本文的理論框架如圖1所示。

圖1 研究框架

3 研究方法

3.1 數(shù)據(jù)采集和調(diào)查程序

本研究的調(diào)查對象為北京、上海、廣州和黑龍江的22家服務(wù)型企業(yè)。為了避免同源方差(Common method bias)，本研究采取了領(lǐng)導(dǎo)與下屬配對取樣的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)采集。向下屬發(fā)放《下屬調(diào)查問卷》，問卷內(nèi)容包括感受到的領(lǐng)導(dǎo)排斥、心理安全、組織自尊及傳統(tǒng)性等變量。向領(lǐng)導(dǎo)發(fā)放簽有其下屬姓名的《領(lǐng)導(dǎo)調(diào)查問卷》，讓領(lǐng)導(dǎo)評定該下屬的員工建言行為。剔除無效問卷后，最終形成262份主管-員工配對問卷。在262位下屬中，46.56%為男性，53.44%為女性；25.57%的下屬在20至30歲之間，53.43%的下屬在30至40歲之間，17.56%在50至60歲之間；24.43%學(xué)歷為本科，59.92%的下屬學(xué)歷為碩士；67.56%的下屬任職年限在72個月以上，平均任職年限為3.27(SD=1.37)。

3.2 變量測量

領(lǐng)導(dǎo)排斥的測量采用蔣獎等[38]在中國本土化情境下編制的量表，共10個題項，代表性題項如“上司會忽略我的存在”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示員工感覺到被上司排斥越嚴(yán)重。王榮等人的研究[7,8]已經(jīng)驗證了該量表具有較好的信度和效度。量表的Cronbach α值為0.950。

心理安全的測量采用Edmondson[25]編制的量表，共5個題項，代表性的題項如“如果我在單位犯了錯誤，沒有人會指責(zé)我”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示員工在組織內(nèi)的安全感越強(qiáng)。量表的Cronbach α值為0.746。

組織自尊的測量采用Pierce等[39]編制的量表,共10個題項，代表性的題項如“在工作單位中，我是受重視的人”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常

同意”，評分越高表示員工認(rèn)為自己的工作勝任能力越強(qiáng)。量表的Cronbach α值為0.798。

員工建言的測量采用Liang Jian等[27]編制的量表，共11個題項，代表性的題項如“該員工積極地提出了會使工作單位受益的新項目方案”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示領(lǐng)導(dǎo)認(rèn)為該員工建言積極性越高。量表的Cronbach α值為0.903。

傳統(tǒng)性的測量采用Farh等[37]編制的量表,共5個題項，代表性的題項如“當(dāng)人們發(fā)生爭論時，他們應(yīng)該請最有資歷的前輩來判斷對錯”。答案從“1=非常不同意”到“5=非常同意”，評分越高表示員工的思維習(xí)慣越傳統(tǒng)。量表的Cronbach α值為0.792。

控制變量方面，以往關(guān)于建言行為的研究文獻(xiàn)中，把員工的人口特征變量如年齡、性別、教育程度以及工作年資通常作為重要的控制變量[40]。由此，本研究將沿用此做法，將以上變量作為控制變量處理。

4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.1 驗證性因子分析

為了檢驗變量之間的區(qū)分度，按照Kelloway[41]的方法，將單因子變量心理安全、組織自尊、領(lǐng)導(dǎo)排斥和傳統(tǒng)性的題項都隨機(jī)分成3個部分，每個部分都看作一個因子，然后將建言行為、心理安全、組織自尊、領(lǐng)導(dǎo)排斥和傳統(tǒng)性5個變量的各因子作為顯示條目，采用AMOS17.0進(jìn)行驗證性因子分析。本文根據(jù)溫忠麟等[42]和Steiger[43]的研究，采用χ2/df，CFI, GFI, TLI,NNFI 和 RMSEA 6個擬合指標(biāo)來判斷模型的擬合效果。研究比較了五因子模型、四因子模型、三因子模型、二因子模型和單因子模型。結(jié)果顯示(表1)五因子模型的數(shù)據(jù)擬合效果最好(χ2/df=2.00，RMSEA=0.06，CFI=0.97，GFI=0.95，TLI=0.93,NNFI=0.94),這就說明本研究的5個變量之間具備良好的區(qū)分效度。

表1 變量區(qū)分效度的驗證性因子分析結(jié)果

注：SO表示領(lǐng)導(dǎo)排斥；PS表示心理安全；OBSE表示組織自尊；CC表示員工傳統(tǒng)性；VB表示員工建言；+表示兩個因子合并為一個因子，N=262。

4.2 變量之間的相關(guān)性、均值及標(biāo)準(zhǔn)差分析

各變量的均值，標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)如表2所示。從表2可以看出，自變量、因變量和中介變量之間都存在顯著的相關(guān)性，且在0.001的水平上相關(guān)。具體而言，領(lǐng)導(dǎo)排斥和心理安全呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.470，p<0.001)；領(lǐng)導(dǎo)排斥與組織自尊成顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.307，p<0.001)；領(lǐng)導(dǎo)排斥與建言行為之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.230，p<0.001)；心理安全和組織自尊之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.284，p<0.001)；心理安全和建言行為之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.418，p<0.001)；組織自尊和建言行為之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.475，p<0.001)。

4.3 中介效應(yīng)的回歸分析

本文采用SPSS17.0軟件，借鑒Baron等人[45]提出的方法驗證中介效應(yīng)。下面分別驗證心理安全和組織自尊的中介效應(yīng)，并檢驗其它變量之間的因果關(guān)系。在控制了年齡、性別、教育程度和工作年資的條件下，從表3模型1的回歸結(jié)果可見，領(lǐng)導(dǎo)排斥對心理安全具有顯著的負(fù)向影響(β= -0.434,p<0.001)；從模型3可見，領(lǐng)導(dǎo)排斥對建言行為具有顯著的負(fù)向影響(β=-0.222,p<0.001)，假設(shè)1得到支持和驗證。從模型4中介效應(yīng)的回歸結(jié)果可見，當(dāng)把領(lǐng)導(dǎo)排斥和心理安全都放進(jìn)回歸方程時，中介變量心理安全的回歸系數(shù)顯著(β=-0.388,p<0.001)，領(lǐng)導(dǎo)排斥的回歸系數(shù)變小，但仍然顯著(β=-0.153,p<0.05),因此，假設(shè)2得到驗證，即心理安全在領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言的關(guān)系中起到部分中介作用。

表2 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)(N=262)

注：(1)表中性別、年齡、教育程度及工作年資均為員工樣本數(shù)據(jù)，下同。(2)*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001，下同。(3)在性別上，1表示男性，2表示女性；在年齡上，由小到大依次是：1表示20歲以下、2表示20-30歲、3表示31-40歲、4表示41-50歲、5表示51-60歲；在教育程度上，由低到高依次是：1.初中及以下、2.高中/中專、3.大學(xué)?？?、4.本科、5.碩士、6.博士；在工作年資方面，由小到大依次是：1表示12個月以下、2表示13-36個月、3表示37-72個月、4表示73個月以上。

表3 心理安全與組織自尊的中介效應(yīng)層級回歸分析

注： *表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001(雙尾檢驗)

在控制了年齡、性別、教育程度和工作年資的條件下，從表3模型2的回歸結(jié)果可見，領(lǐng)導(dǎo)排斥對組織自尊具有顯著的負(fù)向影響(β= -0.213,p<0.001)；從模型3可見，領(lǐng)導(dǎo)排斥對建言行為具有顯著的負(fù)向影響(β= -0.222,p<0.001)。從模型5可以看出，當(dāng)把領(lǐng)導(dǎo)排斥和組織自尊都放進(jìn)回歸方程時，中介變量心理安全的回歸系數(shù)顯著(β= -0.437,p<0.001)領(lǐng)導(dǎo)排斥的回歸系數(shù)減小，但仍然顯著(β= -0.121,p<0.05)。因此，假設(shè)3得到驗證，即組織自尊在領(lǐng)導(dǎo)排斥與建言行為的關(guān)系中起到部分中介作用。

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸分析

本研究采用層級回歸進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗，根據(jù)Baron等[44]的程序，在控制了人口統(tǒng)計學(xué)變量之后，依次將自變量、調(diào)節(jié)變量和交互項進(jìn)入方程，以預(yù)測結(jié)果變量。為了避免多元共線性，本研究根據(jù)Aiken等[45]的建議，將自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行了中心化處理，再計算交互項。從表4模型4的回歸結(jié)果可見，領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工傳統(tǒng)性的交互項回歸系數(shù)顯著(β= 0.210，p<0.01; △R2=0.029，p<0.01),可見員工傳統(tǒng)性在領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言關(guān)系之間起到正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)4得到支持與驗證。

表4 員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)作用回歸分析

為了更清晰地判斷員工傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究根據(jù)Aiken等[45]的Split-plot 的分析方法繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用示意圖，根據(jù)員工傳統(tǒng)性的均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差將樣本分為高低兩組，分別進(jìn)行層級回歸分析。從圖2可見，對于低傳統(tǒng)性的員工而言，領(lǐng)導(dǎo)排斥與建言行為的負(fù)向影響關(guān)系更為顯著，假設(shè)4進(jìn)一步得到支持與驗證。

圖2 員工傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)排斥與建言行為關(guān)系的示意圖

5 結(jié)語

本文通過北京、上海、廣州和黑龍江的22家服務(wù)型企業(yè)的262對主管和員工配對數(shù)據(jù)，分析領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)領(lǐng)導(dǎo)排斥在中國企業(yè)中普遍存在。本研究中領(lǐng)導(dǎo)排斥的均值為2.17，與Hitlan和Noel[9]在西方組織情境中的調(diào)查數(shù)據(jù)2.21相當(dāng)。中國企業(yè)中領(lǐng)導(dǎo)排斥呈高發(fā)態(tài)勢的原因在于：領(lǐng)導(dǎo)排斥具有隱蔽性，不易被發(fā)現(xiàn)，由此成為領(lǐng)導(dǎo)者排擠和打壓“異己”下屬并實(shí)現(xiàn)政治意圖“較為安全”的工具。(2)中國組織情境下領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言具有負(fù)向影響。為此，組織應(yīng)充分認(rèn)識到領(lǐng)導(dǎo)排斥的潛在的危害性，從制度和文化建設(shè)入手改善員工生存的人文環(huán)境，反對小圈子文化，建立有效的預(yù)防和懲罰領(lǐng)導(dǎo)排斥的監(jiān)督機(jī)制。(3)領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言行為的影響是通過心理安全和組織自尊的中介作用實(shí)現(xiàn)的。鑒于此，組織應(yīng)該對那些確實(shí)遭受領(lǐng)導(dǎo)排斥的員工積極地實(shí)施員工援助計劃,幫助他們進(jìn)行情緒管理和心理干預(yù)，提高心理安全感和組織自尊，消除其為組織建言的顧慮，進(jìn)而提高他們?yōu)榻M織貢獻(xiàn)智慧和觀點(diǎn)的積極性。(4)員工傳統(tǒng)性越低，領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言的負(fù)向影響就越強(qiáng)。由此，組織應(yīng)該特別關(guān)注那些傳統(tǒng)性價值觀較低的員工，鼓勵員工主動向組織的更高層反映上司的排斥問題，并且對此類問題要確實(shí)的予以重視和解決。

本文采取領(lǐng)導(dǎo)與員工配對數(shù)據(jù)來分析領(lǐng)導(dǎo)排斥對員工建言的影響，較大程度上控制了同源方差的影響，使研究結(jié)論更加具有說服力。然而，仍然不可避免的存在局限性。(1)本文的樣本和數(shù)據(jù)采集都處于同一時間截點(diǎn)，在研究設(shè)計上仍屬于橫截面研究，這使得我們不能很嚴(yán)格地評估概念之間的因果關(guān)系。特別是領(lǐng)導(dǎo)排斥通過心理安全和組織自尊作用于員工建言行為的中介過程，鑒于領(lǐng)導(dǎo)排斥在表現(xiàn)形式上具有較強(qiáng)的間接性和隱蔽性，因此中介效應(yīng)的顯現(xiàn)在邏輯上會需要一定的時間間隔。未來研究可以采用具有時間跨度的縱向追蹤數(shù)據(jù)來對因果關(guān)系進(jìn)行更為嚴(yán)苛的檢證，以使概念之間的因果關(guān)系更具說服力。(2)研究樣本主要來源于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)和文化相對發(fā)達(dá)的東部省份，在員工傳統(tǒng)性方面，忽視了東部地區(qū)與中西部地區(qū)存在差異性，未來研究可以采用西部數(shù)據(jù)對傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。(3)樣本組織類型均為服務(wù)型企業(yè)，研究結(jié)論能否推廣到其它行業(yè)有待進(jìn)一步驗證。未來研究應(yīng)該收集更多行業(yè)證據(jù)，以此提高研究的外部效度，增強(qiáng)研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

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The Mechanism of How Supervisor Ostracism Impacts on EmployeeVoice Behavior

LI Cheng-feng1,2,TIAN Ye-zhuang2

(1.Graduate School,Harbin Engineering University,Harbin 150001,China;2.School of Manangement,Harbin Institute of Technology,Harbin 150001,China)

The major purpose of the study is to examine the impact of supervisor ostracism on employee voice behavior in Chinese organizational context. Furthermore,the mediating role of psychological safety and organizational based self-esteem, and the moderating effect of traditionality on the relationship between supervisor ostracism and employee voice behavior are explored. Hierarchical regression analyses on 262 matched samples of employees and supervisors dyads show that:(1)supervisor ostracism related negatively to employee voice behavior;(2) psychological safety and organizational based self-esteem partially mediates the relationship between supervisor ostracism and employee voice behavior;(3) traditionality moderate the relationship between supervisor ostracism and employee voice behavior such that supervisor ostracism has a stronger negative effect on voice behavior when traditionality of employee are low rather than high.

supervisor ostracism; employee voice behavior; psychological safety; organizational based self-esteem; traditionality

1003-207(2017)08-0175-09

10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2017.08.019

2015-12-07；

2016-10-14

國家自然科學(xué)基金資助項目(71372089,71372090)

李澄鋒(1981-)，男(漢族)，江西人，哈爾濱工程大學(xué)研究生院學(xué)位辦主任，哈爾濱工業(yè)大學(xué)博士，助理研究員，研究方向：職場排斥、破壞性領(lǐng)導(dǎo)，E-mail:lichengfeng@hrbeu.edu.cn.

C93

A