許 龍，孟華興

(河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 工商管理學(xué)院,河北 石家莊 050061)

一、引言

知識經(jīng)濟(jì)時代,作為組織創(chuàng)新源頭的員工在面對可能改善組織績效、彌補(bǔ)組織缺陷時,往往選擇“三緘其口”而非“暢所欲言”[1-2]。暢所欲言,意味員工針對組織現(xiàn)有不足和缺陷構(gòu)建并提出建設(shè)意見和觀點的行為,即員工建言。員工建言行為能為管理者提供組織運營第一手資料而扭轉(zhuǎn)決策時單一信息源局面,有助于創(chuàng)新目標(biāo)實現(xiàn)、財務(wù)績效的提升[3-4]等。因此,探索員工建言行為的驅(qū)動因素成為人力資源管理和組織行為領(lǐng)域的重要議題。

以往研究多集中于領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與行為、個體心理或性格差異等,鮮有從高績效工作系統(tǒng)(High-Performance Work System,HPWS)視角展開研究[5]。理論而言,HPWS 通過提高員工能力、動機(jī)和機(jī)會實現(xiàn)對員工態(tài)度與行為的影響,但該機(jī)制仍被視為“黑箱”,需聚焦特定情境、具體問題探討。同時,學(xué)者在探索HPWS 的作用效果時多從管理者角度出發(fā),但管理者對人力資源管理(Human Resurce Management,HRM)的意圖/實踐與員工對HRM 的感知并不一致[6-7],且不同員工個體對同一實踐的感知亦有差異[8]。因個體感知是決定個體態(tài)度和行為的最為近端和精確前因變量[9],本文試圖從員工感知視角出發(fā),探索員工HPWS 感知是否及如何影響員工建言行為。

基于信號理論(Signaling Theory),HPWS 可視為向員工傳達(dá)建言行為預(yù)期、建言所需知識和能力標(biāo)準(zhǔn)以及從事預(yù)期行為和達(dá)到建言能力后的獎勵舉措等的信息系統(tǒng)[10]。計劃行為理論(Theory of Planning Behavior,TPB)[11]是較早闡述個體行為意向是由個體對于特定行為的態(tài)度(行為態(tài)度)、個體所感知到的組織對該行為的傾向(主觀規(guī)范)和個體對自身從事該行為的能力評價(感知行為控制)所影響。換言之,個體員工在進(jìn)行建言決策時會權(quán)衡自身建言動機(jī)(個體行為態(tài)度)、建言能力(行為控制認(rèn)知)及他人/組織對建言的看法(行為規(guī)范信念)。整合信號理論和TPB 理論可知,HPWS 感知具三種路徑促進(jìn)員工建言行為:提升員工建言能力、增強(qiáng)員工建言動機(jī)及傳達(dá)組織對建言行為的預(yù)期,但仍缺乏實證數(shù)據(jù)檢驗。

為此,本研究以員工人力資本(內(nèi)嵌于個體的知識、技術(shù)和能力的總和)代指建言能力,以員工幸福感(個體對工作和生活的情感體驗與認(rèn)知評價)代指建言動機(jī),明晰HPWS 感知對員工建言行為的內(nèi)在作用機(jī)制,具體理論模型如圖1。首先,人力資本的納入,使得本研究有別于以往建言行為動因研究。此類研究假設(shè)員工有能力發(fā)現(xiàn)組織不足并構(gòu)建建設(shè)性方案[12],但并未從實證角度提供數(shù)據(jù)支持。其次,員工幸福感的納入使本研究為HRM 領(lǐng)域中“互惠”觀點提供基于中國情景的檢驗。本文基于整合模型、從個體感知視角下的探索,在揭示員工建言行為驅(qū)動因素及內(nèi)在作用機(jī)制的同時,有助于拓展和完善員工建言行為研究,為中國本土化HRM的設(shè)計與實施提供參考。

圖1 信號理論與行為計劃理論的整合

二、文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

(一)HPWS 感知與員工建言行為的關(guān)系

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)期的中國企業(yè)因發(fā)展階段、人口結(jié)構(gòu)等實施了一種具中國特色的HPWS:承諾控制混合型HRM 系統(tǒng)[13]。該HPWS 由八個人力資源簇(cluster)構(gòu)成,分別為:嚴(yán)格招聘、基于結(jié)果的考核、競爭流動與記錄管理、廣泛培訓(xùn)、信息分享、薪酬管理、內(nèi)部勞動力市場和員工參與管理。該系統(tǒng)對中國企業(yè)績效提升有顯著影響,特別是嚴(yán)格招聘、結(jié)果導(dǎo)向的考核等控制型工作實踐[13]。其對企業(yè)績效的提升主要是通過規(guī)范員工的角色內(nèi)行為實現(xiàn),而非激勵員工的角色外行為[14],但其可通過提升員工組織支持感等誘發(fā)員工建言行為[15]。

以上研究雖明晰了HPWS 構(gòu)型及作用機(jī)理,但其多從管理者視角出發(fā)聚焦于管理者的人力資源意圖或?qū)嵺`,存在管理者偏差和人本主義缺失等局限。Boon et al.[16]指出因職位角色差異,管理者實施HRM 的意圖與員工對HRM 的感知具有較大差異。Jiang et al.[9]發(fā)現(xiàn)員工的HRM 感知受管理者和同事的HRM 感知影響。換言之,員工的HRM 感知并不一定與管理者的HRM 意圖和實踐相一致,從而產(chǎn)生管理者偏差。人本主義缺失指以往研究將員工群體視為同質(zhì)群體,認(rèn)為員工群體對同一管理系統(tǒng)具一致反應(yīng)[17]。然而,員工彼此具顯著差異,會依自身情緒感知周遭環(huán)境[18],且年齡、任職年限等人口學(xué)因素也影響員工的人力資源感知[16]。

員工建言行為是以組織問題及不足為焦點,以改進(jìn)和變革為導(dǎo)向的主動型員工行為[19],Liang et al.[20]將其分為促進(jìn)性建言(Promotive Voice)和抑制性建言(Prohibitive Voice)。促進(jìn)性建言是指員工表達(dá)有助于單元/組織效率提升的新想法和新建議,抑制性建言是指員工表達(dá)對損害單元/組織的工作方式、實踐或行為的關(guān)切。前者以未來為導(dǎo)向,在于提供新方案以提升未來效率；后者以過去和未來為導(dǎo)向,目的在于糾正現(xiàn)有或潛在不利以避免問題惡化。

目前雖較少從員工感知視角研究HPWS 對員工建言行為的作用,但該系統(tǒng)通過增強(qiáng)員工能力、動機(jī)和機(jī)會成為員工態(tài)度和行為的驅(qū)動器與觸發(fā)器已得到廣泛認(rèn)同[6]。苗仁濤等[12]發(fā)現(xiàn),HPWS 通過提升員工組織支持感來促進(jìn)員工的建言行為；段錦云等[1]、戚玉覺等[21]研究也得出類似結(jié)論。就“混合型”HRM 系統(tǒng)而言,控制型工作實踐向員工釋放組織建言預(yù)期、獎勵和認(rèn)可等信號,承諾型雇傭?qū)嵺`向員工傳遞在工作場所中建言行為是安全、信任和互惠等信號,接收上述信號后員工形成HPWS 感知,進(jìn)而實施建言行為。

假設(shè)1a:HPWS 感知能顯著正向預(yù)測員工促進(jìn)性建言。

假設(shè)1b:HPWS 感知能顯著正向預(yù)測員工抑制性建言。

(二)HPWS 感知、員工人力資本與建言行為的關(guān)系

HPWS 與員工人力資本的關(guān)系。人力資本是員工知識、技術(shù)和能力的總稱。以往研究多從組織層面界定人力資本,認(rèn)為企業(yè)所實施的HRM 通過培養(yǎng)和積聚具有價值性、稀缺性、不可模仿和無可替代屬性的人力資本池,從而為組織帶來競爭優(yōu)勢[22-23]。因員工人力資本與組織人力資本所具備的同源屬性[24],本研究認(rèn)為HPWS 感知同樣對員工人力資本具提升效應(yīng)。具體而言,招聘篩選員工基礎(chǔ)知識、社交能力；培訓(xùn)向員工傳授組織所需技術(shù)；績效考核呈現(xiàn)戰(zhàn)略任務(wù)及明示實現(xiàn)戰(zhàn)略所需能力等,信息分享、員工管理參與等則直接向員工提供關(guān)于組織環(huán)境、人事及戰(zhàn)略相關(guān)專有信息。綜上所述,“混合型”HRM 系統(tǒng)有助于員工人力資本的提升,特別是組織專有人力資本。

假設(shè)2:HPWS 感知能顯著正向預(yù)測員工的人力資本水平。

員工人力資本在HPWS 感知與員工建言行為關(guān)系中的作用。以往研究鮮有從能力維度研究員工建言行為,但借鑒員工創(chuàng)新行為及相關(guān)研究可知,建言能力對員工建言行為的產(chǎn)生及其在HPWS 感知與員工建言行為關(guān)系間具有重要作用。Amabile[25]認(rèn)為,創(chuàng)新行為的產(chǎn)生需要個體具備領(lǐng)域相關(guān)技能、創(chuàng)造力相關(guān)技能和任務(wù)動機(jī),前兩者均為員工創(chuàng)新行為的能力維度。類似地,員工建言行為的實施,不僅意味著其有能力發(fā)現(xiàn)組織現(xiàn)有不足或預(yù)測組織潛在危機(jī),還要求員工有能力發(fā)展與構(gòu)建針對該問題的解決方案和建設(shè)意見[20]。周建濤等[26]證實,員工教育水平對員工建言行為存在顯著的預(yù)測效應(yīng)。以上分析可知,以人力資本表征的員工建言能力是影響個體員工實施建言行為的重要前置變量。

假設(shè)3a:人力資本在HPWS 感知與員工促進(jìn)性建言的關(guān)系間起中介作用。

假設(shè)3b:人力資本在HPWS 感知與員工抑制性建言的關(guān)系間起中介作用。

(三)HPWS 感知、員工幸福感與建言行為的關(guān)系

HPWS 感知與員工幸福感的關(guān)系。彭怡等[27]認(rèn)為,員工幸福感應(yīng)包含類似主觀幸福感的不可積累的體驗型幸福感,還應(yīng)包含類似于心理幸福感的科技類的積淀型幸福感。在整合視角下,員工幸福感是個體在工作場所的情感、情緒等即時性主觀體驗結(jié)果和在工作中體會到的自我實現(xiàn)和自我滿足等持久性客觀認(rèn)知評價過程,既包含主觀幸福感的主觀性、即時性和結(jié)果導(dǎo)向,也包含心理幸福感的客觀性、持久性和過程導(dǎo)向。

關(guān)于HRM 對員工幸福感的作用效果研究較多,但尚未取得共識且在多元利益相關(guān)視角下存在著“互惠”“懷疑”和“悲觀”觀點[28]?；セ萦^點認(rèn)為組織與員工利益是一致的,通過HRM 的實施可同時對組織和員工產(chǎn)生積極效應(yīng)。懷疑觀點認(rèn)為HRM 實踐對員工幸福感和組織績效的作用效果并非一致。悲觀論者則認(rèn)為兩者間利益是矛盾的。本研究認(rèn)為,中國情景下兼具“控制”與“承諾”屬性的HPWS 對中國員工幸福感具積極影響。承諾型雇傭?qū)嵺`中,內(nèi)部勞動力市場實踐有助于員工工作安全感的提升,知識分享、員工參與等實踐有助于提升員工對組織信任、工作滿意度和自我效能感等,均有助于提升員工幸福感[29]。控制型工作實踐有利于向員工傳達(dá)具體且明晰角色預(yù)期、工作所需能力與要求以及戰(zhàn)略實現(xiàn)和目標(biāo)達(dá)成的關(guān)鍵績效指標(biāo)等信息,因降低了角色模糊而提升員工幸福感[30]。

假設(shè)4:HPWS 感知顯著正向預(yù)測員工幸福感水平。

員工幸福感在HPWS 感知與員工建言行為關(guān)系中的作用。段錦云等[1]對中國企業(yè)員工的調(diào)查研究顯示,工作滿意度在高承諾工作系統(tǒng)和平行建言間具部分中介效應(yīng)。周浩等[31]的研究顯示,工作不安全感對員工建言行為存在倒U 型影響,員工自我效能感則正向促進(jìn)員工建言行為?；旌闲虷RM 系統(tǒng)試圖幫助員工明確角色責(zé)任、明晰工作目標(biāo)等的同時,也給予員工更多組織支持、鼓勵員工參與組織管理、構(gòu)建內(nèi)部勞動力市場。當(dāng)員工感知到這些HPWP 時,員工工作滿意度、自我成就感等得以提升,在組織中體驗到更高水平積極情緒,進(jìn)而促進(jìn)員工實施建言行為。

假設(shè)5a:員工幸福感在HPWS 感知與員工促進(jìn)性建言的關(guān)系間起中介作用。

假設(shè)5b:員工幸福感在HPWS 感知與員工抑制性建言的關(guān)系間起中介作用。

(四)員工幸福感與員工人力資本的關(guān)系

從理論上看,當(dāng)員工幸福感水平較高時,更有意愿為完成組織任務(wù)而主動提升基礎(chǔ)知識存量、任務(wù)必備技能和組織專有技術(shù)等[24]。人力資本成為組織競爭優(yōu)勢源頭的前提在于,組織必須通過一定管理手段“撬動(Leverage)”人力資本,使組織靜態(tài)、零散信息蛻變?yōu)榻M織化人力資本[22]。Ployhart et al.[24]亦指出,HRM 通過提升員工意愿(Will Do,如員工幸福感)進(jìn)而促使員工能力(Can Do,如人力資本)的增強(qiáng)。Ployhart[32]所提出的“戰(zhàn)略組織行為”概念也是對此的進(jìn)一步闡述,其指出組織可通過管理活動增強(qiáng)員工動機(jī),這一動機(jī)的激活,既可使員工有動力提升自身能力,又可激發(fā)員工內(nèi)在潛能向外顯行為的轉(zhuǎn)化。當(dāng)員工具備為解決組織現(xiàn)有問題或預(yù)防潛在風(fēng)險的意愿時,會為該目標(biāo)的實現(xiàn)而學(xué)習(xí)相應(yīng)知識、技術(shù)和能力,即主動提升自身人力資本,特別是組織專有人力資本。

假設(shè)6:員工幸福感對員工人力資本有顯著的正向影響。

三、研究設(shè)計

(一)研究過程與被試來源

研究采用隨機(jī)抽樣方法向位于京津冀區(qū)域的企業(yè)員工發(fā)放問卷,共回收問卷967 份。根據(jù)填答時間少于3 分鐘、同一IP 地址、所處職位(高管團(tuán)隊等)、亂選亂答(答案一致等)篩選問卷,最終獲得有效問卷799 份,回收率82.6%。

研究樣本統(tǒng)計學(xué)情況見表1。被試中男性占比53.0%,女性占比47.0%,基本符合1 ∶1 比例。被試年齡多集中于26 至30 歲(占比41.4%)和31 至40歲(占比37.9%),學(xué)歷多為本科及大專(78.6%),57.3%的被試是企業(yè)基層的普通員工。這些被試多分布于私營企業(yè)(38.4%)和國有企業(yè)(35.2%)之中。

表1 被試的人口統(tǒng)計學(xué)情況

(二)測量工具

采用李克特五點量表設(shè)計問卷。運用“翻譯-回譯”將英文量表譯為中文并結(jié)合研究目的修訂相應(yīng)量表。具體量表采用及信效度如下:

HPWS 感知的測量工具借鑒蘇中興[33]開發(fā)的由八個維度構(gòu)成的“轉(zhuǎn)型期中國企業(yè)HPWS”量表。探索性因素分析結(jié)果表明,八維度的方差累計解釋量為69.247%,Cronbach′α 系數(shù)分別為0.787、0.746、0.787、0.870、0.791、0.811、0.719、0.814,整體量表Cronbach′α 系數(shù)為0.800。驗證性因素分析的結(jié)果表明,HPWS 感知具較高信度與效度(χ2/df=3.157,RMSEA=0.052,GFI=0.921,CFI=0.942,TLI=0.934,PNFI=0.811,C.R.=0.977,AVE=0.843)。

員工人力資本利用柯江林等[34]開發(fā)量表讓員工對自身人力資本進(jìn)行主觀評定。探索性因素分析結(jié)果顯示,單一因素方差累計解釋量為69.392%,Cronbach′α 系數(shù)分別為0.828,C.R.=0.788,AVE=0.556。

員工幸福感采用Zheng et al.[35]在中國情景下開發(fā)的員工幸福感量表,由生活幸福感、工作幸福感和心理幸福感三個內(nèi)容構(gòu)成,共18 個條目。探索性因素分析顯示,這三個維度總方差累計解釋量為60.814%,Cronbach′α 系數(shù)分別為0.893、0.902、0.853,整體量表Cronbach′α 系數(shù)為0.934。驗證性因素分析的結(jié)果表明該量表具較高信度與效度(χ2/df=4.169,RMSEA=0.063,GFI=0.924,CFI=0.944,TLI=0.935,PNFI=0.800,C.R.=0.829,AVE=0.620)。

員工建言行為采用Liang et al.[20]開發(fā)的員工建言行為量表,共10 個題項,由促進(jìn)性建言和抑制性建言兩個維度構(gòu)成。探索性因素分析顯示,這兩個維度的方差累計解釋量為68.727%,Cronbach′α 系數(shù)分別為0.920、0.883,整體量表Cronbach′α 系數(shù)為0.925。驗證性因素分析的結(jié)果(χ2/df=4.810,RMSEA=0.069,GFI=0.960,CFI=0.974,TLI=0.965,PNFI=0.931)顯示整體測量模型的擬合度指標(biāo)均達(dá)可接受水平；促進(jìn)性建言的C.R.=0.907、AVE=0.661,抑制性建言的C.R.=0.858、AVE=0.549,均具較高信效度。

(三)各變量驗證性因子分析與競爭模型比較

采用驗證性因子分析和競爭模型策略檢驗各變量的區(qū)分效度,實證結(jié)果如表2 所示。

由表2 所示,五因素模型適配指標(biāo)均滿足標(biāo)準(zhǔn),且優(yōu)于其他模型,具最佳擬合效果和良好區(qū)分效度。

表2 競爭模型驗證性因素分析結(jié)果

(四)共同方法偏差檢測與控制

為降低共同方法偏差,在問卷編制時采用隨機(jī)編排、信息藏匿等方式；在問卷發(fā)放時采用網(wǎng)絡(luò)平臺發(fā)放問卷使數(shù)據(jù)天然具備時間和空間異質(zhì)。在數(shù)據(jù)分析時,分別采用Harman 單因素分析和Podsakoff潛在因子控制方法檢驗和控制共同方法偏差[36]。Harman 單因素分析進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)載荷發(fā)現(xiàn),第一位旋轉(zhuǎn)因子占比23.75%的載荷量,同源偏差不嚴(yán)重。為進(jìn)一步消除共同方法偏差的影響,繼續(xù)運用Podsakoff 潛在因子控制方法。無控制模型卡方值為4 669.029、自由度為2 380；完全控制模型卡方值為5 591.498,自由度為2 452,兩者卡方差異922.469,自由度差異72,且p 值顯著。為確保研究結(jié)果有效性,采用潛在因子控制方法控制共同方法偏差。

四、實證結(jié)果及分析

(一)變量相關(guān)分析

各變量相關(guān)分析結(jié)果如表3 所示。

表3 各變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果

由表3 可知,HPWS 感知與人力資本、員工幸福感、促進(jìn)性建言和抑制性建言間存顯著正相關(guān)；人力資本與員工幸福感、促進(jìn)性建言和抑制性建言間存顯著正相關(guān)；員工幸福感與促進(jìn)性建言和抑制性建言間存顯著正相關(guān)；促進(jìn)性建言和抑制性建言之間也存顯著正相關(guān)。

(二)結(jié)構(gòu)方程模型

HPWS 感知與員工建言行為的結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果如圖2 所示。

圖2 結(jié)構(gòu)方程建模結(jié)果

首先,HPWS 感知對促進(jìn)性建言回歸系數(shù)為0.410(p＜0.001),達(dá)到顯著水平,驗證假設(shè)1a；HPWS感知對抑制性建言回歸系數(shù)為0.440(p＜0.001),達(dá)到顯著水平,驗證假設(shè)1b。

其次,在HPWS 感知、人力資本和建言行為的作用路徑中,雖HPWS 感知對人力資本回歸系數(shù)為0.091,但其并未達(dá)顯著水平,假設(shè)2 未被證實。進(jìn)一步,因HPWS 感知對人力資本無直接效應(yīng),進(jìn)而使得“HPWS 感知→人力資本→員工建言”這一路徑均無顯著性,即假設(shè)3a 和3b 均未被證實。

再次,在HPWS 感知、員工幸福感和建言行為的作用路徑中,HPWS 感知對員工幸福感回歸系數(shù)為0.769(p＜0.001),達(dá)到顯著性,驗證假設(shè)4。在HPWS 感知與員工幸福感對促進(jìn)性建言的作用機(jī)制中,員工幸福感對促進(jìn)性建言回歸系數(shù)為0.297(p＜0.001),達(dá)到顯著性,且HPWS 感知對促進(jìn)性建言的影響仍具顯著性,員工幸福感在HPWS 感知影響員工促進(jìn)性建言過程中起部分中介作用,驗證假設(shè)5a。在HPWS 感知與員工幸福感對抑制性建言的作用機(jī)制中,員工幸福感對抑制性建言行為回歸系數(shù)為0.145(p＜0.001),達(dá)到顯著性,且HPWS 感知對抑制性建言回歸系數(shù)的影響仍顯著性,員工幸福感在HPWS 感知影響抑制性建言過程中起部分中介作用,驗證假設(shè)5b。以上近端中介效應(yīng)在使用MacKinnon PRODCLIN 置信區(qū)間法(表4)中亦得以證實。

表4 HPWS 對員工建言行為的遠(yuǎn)程中介效應(yīng)分析

最后,運用MacKinnon PRODCLIN 置信區(qū)間法檢驗員工幸福感的遠(yuǎn)程中介效應(yīng)(表4)。由表4 可知,結(jié)構(gòu)方程模型分析表明:(1)員工幸福感對員工人力資本的路徑系數(shù)為0.639,95%置信水平下的置信區(qū)間不包含0,則表明員工幸福感能顯著正向預(yù)測員工人力資本,即假設(shè)6 得以驗證。(2)在HPWS感知、員工幸福感對員工人力資本的作用中,HPWS對員工幸福感的直接效應(yīng)顯著(0.796 且置信區(qū)間不包含0),員工幸福感在HPWS 與人力資本之間的中介效應(yīng)顯著(0.491 且置信區(qū)間不包含0),且HPWS 感知對員工人力資本的直接效應(yīng)不顯著(置信區(qū)間包含0)。故而,員工幸福感在HPWS 感知與人力資本之間的完全中介效應(yīng)得以證實。(3)在員工幸福感、員工人力資本對員工建言行為的作用機(jī)制中,人力資本在員工幸福感與促進(jìn)性建言間的中介效應(yīng)顯著(0.284 且置信區(qū)間不包含0),人力資本在員工幸福感與抑制性建言間的中介效應(yīng)亦顯著(0.169且置信區(qū)間不包含0)。鑒于“HPWS 感知→員工幸福感→人力資本”和“員工幸福感→人力資本→員工建言行為”均顯著,故而HPWS 感知通過影響員工幸福感、人力資本促進(jìn)員工建言行為的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立(見表5)。

表5 HPWS 感知對員工建言行為的效應(yīng)分解

如表5 所示,HPWS 感知促進(jìn)員工促進(jìn)性建言和抑制性建言分別存在三條路徑(如表5 所示)?！癏PWS 感知正向影響員工建言行為”這一直接作用機(jī)制,“HPWS 感知通過正向影響員工幸福感進(jìn)而促進(jìn)員工建言行為”這一近端中介機(jī)制,以及“HPWS 感知通過正向影響員工幸福感、員工人力資本,實現(xiàn)對員工促進(jìn)性建言的促進(jìn)作用”這一鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制。

五、結(jié)論及討論

(一)研究結(jié)論與應(yīng)用價值

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型驗證HPWS 感知、人力資本、員工幸福感和員工建言行為(促進(jìn)性建言和抑制性建言)間關(guān)系及作用機(jī)理,結(jié)論如下:

HPWS 感知與員工建言行為。結(jié)構(gòu)方程模型表明,HPWS 感知對員工建言行為具直接影響(假設(shè)1a 及1b),與蘇中興[13]、苗仁濤等[4]及其他學(xué)者的研究結(jié)論相一致。HPWS 通過向員工傳達(dá)行為規(guī)范信號,即員工形成自身HPWS 感知,促進(jìn)員工建言行為的實施。員工察知到嚴(yán)格招聘、以結(jié)果為導(dǎo)向的績效考核等控制型工作實踐所傳達(dá)的組織對建言行為的預(yù)期與認(rèn)可信號,理解如內(nèi)部勞動力市場、員工參與管理等承諾型雇傭?qū)嵺`所傳達(dá)的組織對建言行為的包容和信任信號,均對員工建言行為的產(chǎn)生具有直接影響。

HPWS 感知、員工幸福感與員工建言行為。結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果表明,員工幸福感在HPWS 感知和員工建言行為間起著部分中介作用(假設(shè)4、假設(shè)5a及5b)。首先,與苗仁濤等[15]、劉幫成等[37]相類似,承諾型雇傭?qū)嵺`向員工傳達(dá)一種長期雇傭信號等而有助于提高員工幸福感。其次,與以往研究不同,本文認(rèn)為控制型工作實踐同樣對中國員工幸福感。究其原因在于,控制型工作實踐有助于員工清晰認(rèn)知自身角色、了解工作要求及關(guān)鍵指標(biāo)等,均有助于員工幸福感的提升。雖然控制型工作實踐降低了中國員工在工作中的自主性,但對其幸福感的消極效應(yīng)并不顯著。最后,從行為計劃理論來看,員工幸福感的提升,意味著其在工作中滿意程度更高、更多地體會積極情緒、認(rèn)為工作能夠帶來更多成就感等,這些均有助于員工形成對于建言行為的積極態(tài)度,從而實施建言行為。

HPWS 感知、員工幸福感、人力資本與員工建言行為。結(jié)構(gòu)方程模型雖未證實人力資本在HPWS感知與員工建言行為間的中介效應(yīng)(即假設(shè)2、3a及3b 未被證實),但發(fā)現(xiàn)了人力資本可傳導(dǎo)員工幸福感的中介效應(yīng),形成“HPWS 感知→員工幸福感→人力資本→員工建言行為”這一在以往研究中尚未被探索過的鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制。以往研究往往關(guān)注員工建言的動機(jī)維度；而HRM 領(lǐng)域雖然探索了人力資源實踐對個體能力和態(tài)度的影響,但并未從實證角度將兩者有效整合。從計劃行為理論出發(fā)來看,當(dāng)個體意識到建言行為在組織中是被認(rèn)可和鼓勵的(HPWS 感知→員工建言行為)且自身有意愿從事建言行為(HPWS 感知→員工幸福感→員工建言行為)時,員工會為幫助組織解決現(xiàn)有問題或預(yù)防潛在風(fēng)險而發(fā)揮自己的主觀能動性,采取主動學(xué)習(xí)、非正式學(xué)習(xí)等方式提升自身人力資本,從而提升自身建言能力進(jìn)而實施建言行為(HPWS 感知→員工幸福感→人力資本→員工建言行為)。

總之,本研究對企業(yè)管理具有以下應(yīng)用價值。首先,HPWS 感知有助于激發(fā)員工建言行為而實現(xiàn)個人績效和組織績效的提升。因此,在組織管理過程中,HRM 職能并不應(yīng)局限于招聘、績效考核等大一統(tǒng)的實踐活動,而應(yīng)該真實參與到勞資關(guān)系維護(hù)、員工差異管理中,從多元視角出發(fā)考慮個體差異和具體情境來實施既定的HRM 政策與實踐措施。其次,在促進(jìn)員工建言行為的作用機(jī)制過程中,企業(yè)可通過運用高績效工作實踐,一方面幫助員工明晰企業(yè)紀(jì)律、規(guī)章與制度,使員工形成清晰明確的組織預(yù)期和角色職責(zé)等,另一方面構(gòu)建一個安全、信任與互惠的工作環(huán)境與組織氛圍等,均有助于實現(xiàn)員工幸福感的提升,進(jìn)而促使其建言行為的產(chǎn)生。最后,不同于以往人力資本研究所假設(shè)的“HRM—人力資本—績效”這一邏輯鏈條,本研究發(fā)現(xiàn)HPWS 對人力資本的提升必須通過員工幸福感才能實現(xiàn)?，F(xiàn)實中的管理者在試圖提高員工人力資本存量時,多是采用在職培訓(xùn)、專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等被動式學(xué)習(xí)方式,往往成本較高且成效較小。想要更好地增強(qiáng)組織人力資本存量和流量,管理者應(yīng)通過為員工提供更多機(jī)會參與團(tuán)隊管理或組織決策、建立長期互惠雇傭關(guān)系、做到對員工真正的關(guān)心來提升其工作場所及生活整體幸福感、改善員工—組織關(guān)系,充分發(fā)揮員工個體主動性,使其感受到來自工作的意義與滿足感從而提高其主動學(xué)習(xí)、非正式學(xué)習(xí)的內(nèi)在動機(jī),進(jìn)而實現(xiàn)員工人力資本的提升以及角色外、利組織行為的實施。

(二)研究局限與未來展望

研究仍存在以下不足有待未來進(jìn)一步解決:(1)本研究采用問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù),雖該方法在組織研究領(lǐng)域得到廣泛運用且在問卷編制和發(fā)放過程均受到嚴(yán)格控制,但仍無法進(jìn)行因果論斷,在未來研究中可以考慮采用準(zhǔn)實驗或現(xiàn)場實驗方法來提高研究結(jié)論準(zhǔn)確度。另外,研究數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù),未來也可考慮采用縱向調(diào)查設(shè)計進(jìn)行研究。(2)本研究專注于探索員工對人力資源系統(tǒng)感知如何影響個體態(tài)度和行為,并未考慮該感知如何形成及受到哪些個體、團(tuán)隊和組織因素的影響,未來研究可探索HPWS 感知的前因變量和調(diào)節(jié)變量。(3)本研究將員工建言行為作為結(jié)果變量探索其形成機(jī)理,并未探索當(dāng)建言實施后,被建言者對該建言行為的態(tài)度和回應(yīng)以及影響其態(tài)度和回應(yīng)的相關(guān)因素,未來研究可以采用過程范式探索建言者和被建言者的互動過程及影響因素。