李欣珂 梁 建

（1．上海交通大學 安泰經(jīng)濟與管理學院，上海 200030；2．同濟大學 管理高等研究院，上海 200092）

隨著經(jīng)濟全球化和多元化進程日益深入，企業(yè)所面臨的外部環(huán)境變得更加復雜多變，企業(yè)必須從戰(zhàn)略規(guī)劃、組織結構以及資源配置各方面做出相應改變。員工是企業(yè)最重要的資源，越來越多的學者將員工的主動性（innitiative）視為組織獲得競爭優(yōu)勢乃至成功的源泉。為了提高員工的主動性，單純的物質激勵已無法滿足員工日益多樣化的需求，更重要的是提高員工對組織的歸屬感和融入感，通過滿足員工對基于使命和成員身份的精神存在感來激勵他們提升工作績效，這是當今企業(yè)所面臨的一個重要問題。其中，一個重要的激勵手段便是賦予員工決策參與機會。決策參與機會（participative decision making）是指，在改變或影響員工的工作時，企業(yè)為員工提供了控制權和話語權?；谄湓诮M織中的核心地位，決策參與機會自20世紀70年代以來持續(xù)成為管理學一大研究熱點。當員工被賦予決策參與機會的時候，他們會更加意識到自身價值，并且感知到組織對他們的信任和自身對于組織的責任。因此，向員工提供決策參與機會能促進員工工作的積極性，有助于提高工作績效。也因此，越來越多的企業(yè)試圖通過給予員工決策參與的機會來提高員工的積極性，而不是單純采取物質激勵手段。

然而，決策參與機會與員工工作結果如服務績效、工作滿意度、離職率等之間的關系至今比較模糊。研究者們認為這可能是因為缺乏對其情境因素或邊界條件的研究導致的。在以往研究的基礎上，本文的主要目的在于探討決策參與機會對服務績效的影響及其中介機制，并在此基礎上進一步探究這一機制的邊界條件。本文的理論貢獻主要有三點：首先，在自我概念理論的基礎上，本研究提出決策參與機會對服務績效的影響受到兩個變量的連續(xù)中介——員工建言（voice）和心理所有權（psychological ownership）。鑒于目前對決策參與機會及服務績效關系的研究還比較模棱兩可，對其作用機制的厘清意義重大。其次，契合近來學者提出檢驗決策參與機會邊界的呼吁，本研究將下屬感知的領導支持作為調節(jié)變量，增強了本研究的情境化特征。最后，本文整合了本研究中提出的中介變量和調節(jié)變量，通過檢驗一個調節(jié)-中介模型（moderated-mediation model），幫助我們更加全面而系統(tǒng)地了解決策參與機會如何以及為何影響員工服務績效的心理機制，以期能促進企業(yè)有效地管理決策參與機會，并最終提高管理與員工的績效水平。本文的研究模型如圖1所示。

圖1 本文研究模型

1 理論基礎與研究假設

本文認為可以從自我概念理論的角度來研究決策參與機會對服務績效的影響。自我概念可以被視為一個人關于他或她自己的知識，自我概念是可變的，不同的情境使得其不同方面突出，通過暴露于外界刺激而發(fā)生變化。本文認為員工在受到被給予決策參與機會這種刺激后，會更積極地建言，并且建言行為又會反過來改變員工的自我概念，從而提高其在組織當中的心理所有權，并最終提高服務績效。

1．1 決策參與機會與心理所有權

心理所有權（psychological ownership）是指個體感覺目標物是“我的”或“我們的”的一種心理狀態(tài)。Pierce等人進一步指出，心理所有權意味著權利如知情權、發(fā)言權，也伴隨著對組織的責任和負擔共擔。Liu等人提出決策參與有利于員工建立心理所有權。本文從自我概念理論角度來看，自我概念是可變的，當組織中的員工被賦予決策參與機會時，其自我概念會發(fā)生相應的變化。心理所有權作為員工自我概念的一個方面，其產生主要有三條路徑。

首先，是對目標物的控制感。Pierce等人指出，員工對組織要素的控制程度與心理所有權正相關。當員工被賦予決策參與機會的時候，意味著他們在能更好地發(fā)揮自主性，對工作擁有更高水平的控制，從而增強員工對組織的心理所有權。其次，對目標物的親密了解。Pierce等人認為，員工對特定組織要素的了解程度，與員工對該組織要素產生的所有感程度有正向的因果關系。給予員工參與決策的機會，也使得員工有更多機會充分了解他們所在的組織，從而可能加強對組織的心理所有權。最后，是個體對目標物的投入。Pierce等人認為，員工對目標物的投入程度，與產生心理所有權的程度正相關。因此，當員工被賦予參與決策的機會時，會在本職工作以外付出額外的時間、精力、體力等到組織當中，從而更有利于產生心理所有權。綜上所述，我們提出假設1：

假設1：決策參與機會正向影響心理所有權。

1．2 員工建言的中介作用

首先，從決策參與機會對員工建言的影響入手。員工建言是指員工以合作為目的，對工作相關的建議、想法和觀點的表達，是一種創(chuàng)新導向的組織公民行為，屬于主動性角色外行為。然而，由于建言行為往往伴隨著風險性，員工常常選擇“知而不言”。自我概念理論（Self-concept theory）表明，為了保持態(tài)度和行為之間的認知一致性，個人被激勵進行與他們的整體自我觀相一致的行為，個體的行為被與自我概念保持一致的渴望所強烈影響。因此，當我們在一個領域中的自我概念發(fā)生變化時，我們的行為也會跟著變化。也就是說，當員工被給予決策參與機會的時候，員工已經(jīng)認為自己是擁有發(fā)言權的人，因此會受到這種想法的激勵，更積極地進行建言。

其次，從員工建言對心理所有權的影響來看。員工建言是員工為了提高組織效率而主動承擔責任的一種角色外行為。作為一種“主動的、挑戰(zhàn)性”組織公民行為，建言行為可以提高員工的主人翁意識。根據(jù)自我概念理論，自我概念是高度動態(tài)化的，并且會隨著不同情境做出改變。人們改變行為以適應自己的自我概念，同時又加強了對自我的這種概念。因此，員工為了適應決策參與機會改變的自我概念，會更積極地采取建言，從而發(fā)生與其他人的互動，又加強了其屬于集體一分子的這種自我概念，從而對組織產生更強的親密感和熟悉感，加強對組織的心理所有權。綜上，本文提出假設2：

假設2：員工建言行為在決策參與機會和心理所有權中起中介作用。

1．3 下屬感知到的領導支持的調節(jié)作用

下屬感知的領導支持被定義為，當員工需要時，領導的體貼關心以及能夠提供感情上和方法上的幫助的程度。并且，Karami等報告了不同學者的研究，其中陳述了巴西專業(yè)人士的成就，發(fā)現(xiàn)下屬感知的領導支持與員工績效有相關關系。同時，員工建言行為的發(fā)生是員工內心權衡利弊后的結果，在此過程中，當員工感知到這種“挑戰(zhàn)性”行為是安全的，認為建言行為帶來的潛在收益足以彌補由此帶來的風險時，員工才可能提出自己的想法和建議。Saunders等人發(fā)現(xiàn)，當管理者平易近人并且會積極回應員工投入時，員工建言的可能性增大。所以，在面臨給予的決策參與機會時，當下屬感知到更高的領導支持水平的時候，會更傾向于采取建言行為。并且根據(jù)自我概念理論，集體層面的自我概念意味著自我與團隊的融合，致使個體認為自己與團隊其他成員類似，把團隊特征歸因于自我，并且把團隊利益放在心上。因此，當領導對員工的決策參與機會進行支持時，員工會把這種支持決策的團隊特征歸為自我概念的一部分，進而更積極地把握參與決策的機會，并且通過建言行為進行實施。因此本研究提出假設3：

假設3：決策參與機會對員工建言的影響受到下屬感知的領導支持的正向調節(jié)。下屬感知到的領導支持水平越高，這一關系更強，反之則越弱。

1．4 決策參與機會與服務績效的整合模型

首先，心理所有權有助于塑造身份并影響行為，也就是說它的產生會帶來員工自我概念和行為的一系列改變。根據(jù)自我概念理論，在組織中，當員工的心理所有權產生時，將會增強員工對組織的心理依賴感、附屬感與責任感，進而促使員工積極心理與行為的產生。當員工在組織和工作中感受到所有權時，他會產生自己是集體中的一分子的這種自我概念，并且他們會努力讓自己的行為與這種自我概念保持一致，就有動力促進業(yè)績提升。也就是說，心理所有權影響了員工的自我概念，這反過來又對員工的績效動機以及他們的績效行為產生積極影響。于是，我們得出假設4a：

假設4a：決策參與機會依次通過員工建言和員工心理所有權的中介作用，最終正向影響服務績效。

根據(jù)Cropanzano等人的研究，下屬感知的領導支持會促進員工績效水平提升。根據(jù)自我概念理論，當下屬感知到領導支持程度高時，員工會認為自己與團隊特點更為融合，減少員工對個人利益與團隊利益的區(qū)別感，主動地采取有利于團隊利益的角色外行為，例如員工建言。正如前所述，員工建言會對員工心理所有權具有提升作用，會讓員工對組織產生更強的親密感和熟悉感，進一步對員工的績效動機及績效行為產生積極影響，從而最終提升服務績效。反過來說，當下屬感知到的領導支持程度低時，員工對得到的決策參與機會并不一定真正去參加，他們的員工建言行為不會因此得到顯著提升，最終，他們也不會像具有高心理所有權水平的員工一樣，有更高的服務績效。綜合以上分析，我們得到假設4b：

假設4b：決策參與機會對服務績效的間接影響，受到下屬感知的領導支持的正向調節(jié)作用：下屬感知的領導支持越強，這一關系越強，反之越弱。

2 研究方法

2．1 研究樣本和調查流程

本研究的數(shù)據(jù)來自一家電信營業(yè)廳。為了應對電信營業(yè)廳市場中激烈的競爭、提高服務水平，該營業(yè)廳一直鼓勵員工提出各種提高客戶滿意度和運營效率的建設性意見。為了保證數(shù)據(jù)質量，課題組在兩個時間點發(fā)放了兩種不同版本的問卷。在第一份員工問卷中，我們在人力資源經(jīng)理的幫助下，向被分為42組的215名員工分發(fā)了問卷，每個組有3～9人。調查包含的信息包括決策參與機會、領導支持等。一個月后，我們發(fā)放了第二份員工問卷，評價了心理所有權和服務績效。所有的英文量表都遵循標準的翻譯和回譯（translation and back-translation）程序翻譯成中文。參與者當場完成了問卷并直接交回研究者，參與調查者都收到了一份小禮物作為回報。

在刪除了不合格的問卷之后，最終成功匹配員工-主管版本的問卷數(shù)量為192份，問卷回收率為89%。其中，53．6%的被調查者為男性，46．4%的被調查者為女性。

2．2 測量工具

本研究采用了李克特五點量表法來對變量進行測量，答題者需要從1（“非常不贊同”）到5（“非常贊同”）之間選擇符合自身感受的選項。具體的測量工具及測量情況如下：

1．決策參與機會：采用Siegel等編制的5條目量表。這些條目主要是在詢問個體影響到他們工作的決策參與程度。例如，“在這個組織當中，我對公司決策有著高度影響力”“在這個組織當中，我經(jīng)常參與到與我工作相關的決策中”等。最終量表的alpha信度為0．95。

2．下屬感知的領導支持：在Eisenberger等人測量下屬感知的組織支持量表的基礎上，修改成下屬感知的領導支持量表，并從中選擇出8個高載荷的條目（第4、8、9、13、20、22、23條，以及第25條，載荷從0．66到0．84），從“1＝強烈反對”到“5＝強烈贊同”。

3．員工建言：使用Van等人（1998）編制的建言行為量表，共6個項目，5點量表，從“1＝從不”到“5＝非常頻繁”。該量表由國內學者段錦云等進行中文項目翻譯。如“當他／她的觀點可能對部門有幫助時，他／她會講出來”。本研究中的內部一致性系數(shù)為0．84。

4．心理所有權：采用Van Dyne等編制的5條目量表，例如“這是我的組織”“我認為這就是我的公司”，等等。最終量表的alpha信度為0．93。

5．服務績效：采用了Borucki和Liao相關連鎖零售店的員工服務績效量表。為了保證中英文量表的一致性，采取了標準的翻譯-回譯方法。該量表的內部一致性信度系數(shù)Cronbach′s Alpha為0．878。對該量表進行驗證性因素分析，各類適配度指標理想、卡方值為15．677（df＝6），RMSEA＝0．031＜0．08；TLI與CFI值均大于0．99，服務績效-因子結構具有很高的擬合度。因此，該量表有很好的效度與信度。

控制變量：在數(shù)據(jù)分析當中我們控制了員工的年齡、性別、受教育程度、職位、工齡，因為這幾項變量可能會直接影響員工的建言行為和心理所有權。其中，性別采取一組虛擬變量進行測量，1代表男性，0代表女性。

2．3 分析方法和思路

本研究的變量全部都在個體層面進行測量和分析，但數(shù)據(jù)之間的嵌套性質使得數(shù)據(jù)缺乏獨立性，本文采用Mplus軟件來進行多層結構方程模型分析。這一方法能夠解決數(shù)據(jù)相互嵌套、缺乏獨立性的問題，并且能夠對被調節(jié)的中介模型進行分析，為模型提供更為精確可信的估計。不過需要注意的是，對中介效應和被調節(jié)的中介效應的估計需要把各分段效應的系數(shù)進行相乘，而系數(shù)乘積是不服從正態(tài)分布的，從而無法進行參數(shù)檢驗。為此，我們需要運用蒙特卡羅方法（Monte Carlo Simulation），在R程序上通過20000次重新抽樣來計算間接效應的偏差校正后的置信區(qū)間，得到更為準確的分析結果。

3 實證結果

3．1 驗證性因子分析

本研究一共包含了5個變量：決策參與機會、員工建言、領導支持、心理所有權、工作績效。在驗證假設之前，我們首先執(zhí)行了一系列的驗證性因子分析，以檢驗本研究的變量是否有良好的構念效度。我們一共對四個競爭模型（模型2至模型5）進行了分析，來跟假設模型（模型1）進行對比。如表1所示，在所有模型當中，五因子模型即假設模型對數(shù)據(jù)的擬合效果最佳（χ2＝480．02，d．f．＝340，RMSEA＝0．05，CFI＝0．95，TLI＝0．94）。由卡方變化值和各種模型擬合指標都可以看出，所有競爭模型的數(shù)據(jù)擬合效果都不如假設模型理想。

3．2 描述性統(tǒng)計分析

表2呈現(xiàn)了本研究所涉及的各個變量的平均值、標準差、alpha信度系數(shù)以及變量之間的相關系數(shù)。由表2可以看出，決策參與機會與員工建言行為顯著正相關（r＝0．31，p＜0．01），員工建言行為則與心理所有權（r＝0．35，p＜0．01）、服務績效（r＝0．35，p＜0．01）均顯著正相關。此外，心理所有權跟服務績效（r＝0．40，p＜0．01）也都成顯著正相關關系。

3．3 假設檢驗

假設1提出決策參與機會正向影響心理所有權。由表3可知，兩者的關系正向并且顯著（β＝0．22，p＜0．01）；偏差校正后的95%置信區(qū)間（ConfidenceInterval，簡 稱 CI，下 同）為 ［0．11，0．33］，不包含零點，因此假設1得到支持。

表1 測量模型的比較

假設2認為員工建言在決策參與機會與心理所有權當中起中介作用。由表3可知，中介關系存在并且顯著（β＝0．08，p＜0．01）；偏差校正后的95%置信區(qū)間為［0．03，0．12］，不包含零點，因此假設2得到支持。

假設3認為決策參與機會對員工建言的影響受到下屬感知到的領導支持的影響。數(shù)據(jù)分析結果表明，決策參與機會與下屬感知到的領導支持交互項顯著（β＝0．28，p＜0．01），與我們預期的一樣，員工的集體主義價值觀較高時，自我犧牲型領導對領導代表性的正向影響更強（β＝0．37，p＜0．01）；反之則更弱（β＝0．06，p＜0．10），兩者的差距顯著（βdiff＝0．32，偏差校正后的 95%CI＝［0．09，0．54］，不包含零點）。圖2顯示了這一調節(jié)關系。概而言之，上述結果支持假設3。

圖2 決策參與機會與領導支持對員工建言行為的交互關系

假設4a提出，決策參與機會通過建言行為和心理所有權的連續(xù)中介作用，最終正向作用于服務績效，即決策參與機會→員工建言→心理所有權→服務績效。本文對該間接效應模型進行了驗證，數(shù)據(jù)分析結果也支持我們的假設（對服務績效：β＝0．04，偏差校正后的95%CI＝［0．02，0．06］，不包含零點）。因此，假設4a得到支持。

表3 直接效應、中介效應和調節(jié)作用分析

假設4b提出，下屬感知到的領導支持會對整個間接效應模型即決策參與機會→員工建言→心理所有權→服務績效進行調節(jié)。本文通過R軟件上的20000次重新抽樣，發(fā)現(xiàn)決策參與機會對服務績效的間接效應在下屬感知到的領導支持得分高時更為顯著（β＝0．05，p＜0．01），而在下屬感知到的領導支持得分低時較弱（β＝0．01，p＜0．10），并且兩組的差距顯著（βdif f＝0．04，偏差校正后的95%CI＝［0．01，0．08］，不包含零點）。由此可見，假設4b得到支持。

2．4 結果與討論

本研究探討了決策參與機會對員工服務績效的影響機制，研究表明決策參與機會通過員工建言和心理所有權的連續(xù)中介，最終正向作用于員工服務績效。此外，下屬感知到的領導支持不僅正向調節(jié)了決策參與機會對員工建言的影響，同時還對整個間接效應模型起到正向調節(jié)的作用。

本研究也不可避免地存在一些局限。第一，本研究采用的是橫截面數(shù)據(jù)，無法做出準確的因果推斷。未來的研究可以采用縱向設計或者實驗法來對變量進行測量。其次，我們選擇了下屬感知的領導支持作為調節(jié)變量，未來的研究可以對其他可能的邊界條件進行考察。除了團隊情境變量，個人特征也可能對自我犧牲型領導有調節(jié)作用。最后，我們的數(shù)據(jù)全部來源于某一電信營業(yè)廳。因此，我們的研究結論是否具有普遍適用性也值得討論。