邢 滔 宋宗軍

（百色學(xué)院,廣西 百色 533000）

1 研究背景

員工建言行為是發(fā)揮主人翁精神的重要行為模式及途徑，而建言效能感來源于員工建言行為所得到的回應(yīng)。段錦云（2012）認(rèn)為，建言采納者的情緒狀態(tài)會影響員工對建言情境線索的感知及其對建言行為的結(jié)果預(yù)期[1]。符純潔等（2020）研究認(rèn)為，企業(yè)管理者營造開放包容的管理氛圍，能夠激發(fā)員工建言行為，管理者應(yīng)該注意提升建言者的建言效能感水平[2]。高維和等（2021）提出，顧客參與正向影響員工建言，并以建言效能感為中介正向影響員工建言行為，管理者應(yīng)該促進(jìn)員工管理效能感的提升，并注重外部客戶的影響，以促進(jìn)員工建言行為[3]。陳思（2015）研究認(rèn)為，關(guān)心組織動機在建言效能感和建言行為之間起完全中介作用[4]。陳苗苗（2015）研究認(rèn)為，若要在團(tuán)隊中營造積極的建言行為，團(tuán)隊管理者應(yīng)該更多展現(xiàn)德行垂范，對員工更多仁慈體恤[5]。景秀麗（2016）研究認(rèn)為，組織公正的氛圍能夠促進(jìn)員工建言行為[6]。

魏鈞（2009）提出組織認(rèn)同是連接個體與組織關(guān)系的重要紐帶，是個體把自己和組織視為一體的自我認(rèn)定[7]。郭春紅（2020）提出組織公平正向影響組織認(rèn)同，組織認(rèn)同在組織公平與敬業(yè)度之間起中介作用[8]。

Smith（1983）將自發(fā)且不受正式報酬制度控制的工作行為稱為組織公民行為[9]。這種行為對組織發(fā)展有積極的幫助，但其并不包含在員工的崗位說明書中，表現(xiàn)為員工沒有額外報酬，也樂意付出，會積極主動地處理工作事務(wù)，努力提高工作能力，自愿為同事提供協(xié)助，積極參加各類組織活動。從現(xiàn)有研究來看，組織公正水平高，具有開放包容的氛圍、德行仁慈的領(lǐng)導(dǎo)，能夠使員工具有更強的關(guān)心組織動機、更強的建言效能感，進(jìn)而促進(jìn)員工建言行為。同樣，組織公正水平高，個體對組織依附感強，組織認(rèn)同水平可能也更高。對組織認(rèn)同感強的員工，會積極主動地完成工作績效任務(wù)以外的工作，表現(xiàn)出較多的組織公民行為。

2 研究假設(shè)

2.1 建言效能感與組織公民行為

春秋時期刺客豫讓留下了“士為知己者死”的千古絕唱，即甘愿為賞識自己的人獻(xiàn)身。員工對組織的建言效能感來源于建言行為后得到的回應(yīng)，如果建言行為后得到較為正面的回應(yīng)，員工認(rèn)為有機會向管理者提出建議，管理者善于聽取其建議，其建議能夠得到上司的關(guān)注，則員工具有較高的建言效能感。

王敏（2017）研究認(rèn)為，建言不僅對組織發(fā)展和員工職業(yè)發(fā)展有積極作用，對員工自身心理健康和幸福感也具有重要影響[10]。建言行為影響到員工工作滿意度和情緒，如果建言行為得不到反饋，建言者今后工作中會可能保持沉默。魏秀麗等（2021）研究認(rèn)為高主動性人格的員工因其更強的內(nèi)在動機、更高的投入感和責(zé)任感，表現(xiàn)出更多的組織公民行為[11]。任曉萌（2021）則在研究中發(fā)現(xiàn)，組織支持感對員工組織公民行為及自主性動機均有顯著正向影響[12]。

參考現(xiàn)有研究，本文提出如下研究假設(shè)1：具有積極建言行為的高主動性人格員工，在實施建言行為后，如果能夠得到較好的回應(yīng)，則顯著地正向影響員工的組織公民行為。

H1：建言效能感影響組織公民行為。

2.2 建言效能感與組織認(rèn)同

組織認(rèn)同源于社會認(rèn)同理論，可以用來揭示員工與組織之間的心理聯(lián)系機制，表現(xiàn)為員工認(rèn)為與組織命運相連，有強烈的歸屬感，作為組織成員有自豪感，認(rèn)可組織。龍云（2020）研究認(rèn)為，謙卑型領(lǐng)導(dǎo)對組織認(rèn)同和員工綠色行為有顯著的正向影響，組織認(rèn)同在謙卑型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與員工綠色行為之間起部分中介作用[13]。

謙卑型領(lǐng)導(dǎo)能夠?qū)T工的建言行為給予更多的包容和積極回應(yīng)，員工的建言效能感會更強。因此基于現(xiàn)有研究，提出如下研究假設(shè)2：因公司組織氛圍包容，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格謙卑等，員工建言行為能得到較好的回應(yīng)，員工從而有較強的建言效能感，對組織的認(rèn)同感也更強。

H2：建言效能感影響組織認(rèn)同。

2.3 組織認(rèn)同與組織公民行為

遲景明（2021）在針對高校教師的研究中認(rèn)為，組織公平感對大學(xué)教師組織公民行為有著正向影響，并從微觀視角提出了應(yīng)重視教師民主參與，鼓勵教師參與決策，教師民主參與可以使其感受到被尊重，并改善其與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系，增加教師對領(lǐng)導(dǎo)以及學(xué)校的信任，使學(xué)校的管理更有效率[14]。林新奇（2021）研究認(rèn)為，組織應(yīng)重視向員工征求發(fā)展建議，而不是局限于過去的經(jīng)驗，鼓勵員工組織公民行為，能夠顯著增強組織的適應(yīng)能力[15]?，F(xiàn)有的研究揭示了，組織支持能夠促進(jìn)組織公民行為[16]，組織公民行為能夠促進(jìn)管理效能提升。因而參考現(xiàn)有研究，提出如下研究假設(shè)3：組織認(rèn)同正向影響組織公民行為。

H3：組織認(rèn)同影響組織公民行為。

基于以上所述，本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 測量工具

結(jié)合研究目的和研究內(nèi)容，本文選擇國內(nèi)外權(quán)威的量表對建言效能感、組織認(rèn)同、組織公民行為進(jìn)行測量，這些量表都在過往研究中被證明具有較好的可靠性和有效性。采用李克特5級計分法，設(shè)置了“完全不同意”“不同意”“不確定”“同意”“完全同意”五級選項，分別記作1分、2分、3分、4分、5分。研究相關(guān)文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)性別、年齡、公司職位層級可能會對本文研究變量產(chǎn)生影響，因此本文的控制變量有性別、年齡、公司職位層級。所用到的量表如下：

（1）建言效能感量表：采用段錦云和魏秋江在2012年編制的建言效能感量表[17]，共7個題項。量表的Cronbach's α為0.89。

（2）組織認(rèn)同量表：采用高中華和趙晨在2014年翻譯的Smidts于2001年編制的組織認(rèn)同問卷[18]，包括5個題項。量表Cronbach's α為0.84。

（3）組織公民行為量表：采用張?zhí)锖土_家德在2015年翻譯的Farh于2007年編制的組織公民行為問卷[19]，包括9個題項。量表Cronbach's α為0.87。

3.2 問卷結(jié)構(gòu)及預(yù)測試

問卷第一部分是個人基本信息，包括性別（男、女）、年齡（18～25歲、26～30歲、31～40歲、41～50歲、51～60歲）、學(xué)歷（初中及以下、高中/中職、大學(xué)專科、大學(xué)本科、研究生）、職位層級（公司基層員工、公司中層干部、公司領(lǐng)導(dǎo)）；問卷第二部分是建言效能感量表；問卷第三部分是組織認(rèn)同量表；問卷第四部分是組織公民行為量表。為了避免出現(xiàn)問題的導(dǎo)向性，問卷設(shè)計好之后，將問卷二、三、四部分的題目打散之后無規(guī)則地混在一起。在正式調(diào)查之前，在筆者工作單位進(jìn)行了小規(guī)模的預(yù)測試，測試樣本數(shù)為50。預(yù)測試主要測試問卷的題目是否容易理解，并檢驗調(diào)查研究的內(nèi)容效度，以確保正式調(diào)查之后內(nèi)容效度的質(zhì)量。

3.3 樣本選取和問卷發(fā)放

本研究樣本于2021年5月選擇，問卷發(fā)放地點涵蓋廣西、廣東、山東、云南等地區(qū)，發(fā)放對象為各類企業(yè)在職員工，無行業(yè)、地區(qū)、職位之分。問卷發(fā)放采用線上和線下相結(jié)合的方式，線上主要通過問卷星編輯之后，借助微信、QQ等平臺發(fā)放，線下主要通過各種社會關(guān)系，隨機選擇樣本填寫。本研究共回收260份問卷，剔除填寫不完整問卷8份，所有選項全部一致問卷12份，存在明顯內(nèi)部邏輯問題問卷4份，不符合樣本主體資格問卷10份（該類型問卷從網(wǎng)絡(luò)收集，主要為未成年人、在校學(xué)生填寫），共剔除問卷34份，得到合格問卷226份，有效問卷率為87%。

3.4 統(tǒng)計分析方法

本文主要運用SPSS24.0對正式調(diào)查問卷回收的數(shù)據(jù)進(jìn)行測驗，主要用到的數(shù)據(jù)分析方法如下：

（1）描述性統(tǒng)計分析：通過統(tǒng)計軟件，得到問卷中人口統(tǒng)計變量的均值、方差、標(biāo)準(zhǔn)差，了解數(shù)據(jù)的基本構(gòu)成特征。

（2）信度分析：雖然本研究運用了權(quán)威的量表，但考慮到調(diào)研環(huán)境的情境性因素，本次調(diào)研后，將合格問卷再次進(jìn)行可靠性檢驗，分別測量本研究涉及的三個變量（建言效能感、組織認(rèn)同、組織公民行為）的Cronbach's α，每個構(gòu)想的Cronbach's α要達(dá)到0.7以上。

（3）效度分析：本研究的預(yù)測試過程保證了內(nèi)容效度；檢驗結(jié)構(gòu)運用因子分析，觀察KMO值、巴特利特球形度檢驗、因子累計方差貢獻(xiàn)率。KMO值需大于0.7，巴特利特球形度檢驗也要同時達(dá)到顯著水平。

（4）各變量的相關(guān)分析：將各變量內(nèi)部指標(biāo)取平均值，然后計算各變量平均值之間的皮爾森相關(guān)系數(shù)，各變量的皮爾森相關(guān)系數(shù)需達(dá)到顯著相關(guān)。

（5）回歸分析：在各變量相關(guān)的基礎(chǔ)上，建立回歸方程，分析各變量之間的因果關(guān)系。

（6）中介效應(yīng)檢驗：運用Hayes編制的Process進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

4 統(tǒng)計分析與假設(shè)檢驗

4.1 描述性統(tǒng)計分析

基于226份有效問卷，從性別、學(xué)歷、年齡、職位層級方面進(jìn)行描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果分析

由表1可知，本次研究的樣本男女比例相當(dāng)；學(xué)歷層次上，接受過高等教育者占較大比例（其中?？普?5.7%，本科占51.3%，研究生占9.7%）；年齡層次上，31～40歲年齡段樣本最多（占39.4%）；職位層級上，基層員工居多（占58.8%），中層干部占34.5%，公司領(lǐng)導(dǎo)層級占6.6%。

4.2 量表的信度及效度分析

4.2.1 量表的信度分析

可靠性指測量時的內(nèi)部一致性，代表了測驗結(jié)果的穩(wěn)定性，一般用克隆巴赫系數(shù)表示。一般認(rèn)為克隆巴赫系數(shù)在0.7以上可以接受，達(dá)到0.8以上則說明量表有較高的可靠性。本次研究各變量的克隆巴赫系數(shù)（Cronbach's α）如表2所示。

表2 量表信度檢驗

由表2可以看出，本研究各變量的標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach's α都大于0.8，建言效能感量表、組織認(rèn)同量表、組織公民行為量表的標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach's α分別達(dá)到0.814、0.881、0.882，說明本次研究中收集的樣本問卷有較高的可靠性。

4.2.2 量表的效度分析

（1）內(nèi)容效度。本研究采用國內(nèi)外權(quán)威的量表，在正式調(diào)研之前，進(jìn)行了預(yù)測試，參加預(yù)測試人員普遍反映量表語言精練、易懂，沒有歧義。開展正式調(diào)研之后，從樣本的學(xué)歷層級看，高中及以上學(xué)歷的占比達(dá)到97.3%，參加調(diào)研者對于樣表的問題能夠完全讀懂，產(chǎn)生歧義的可能性很小，說明本研究具有較高的內(nèi)容效度。

（2）結(jié)構(gòu)效度。本研究采用KMO值、巴特利特球形度檢驗、因子累計方差貢獻(xiàn)率檢驗結(jié)構(gòu)效度。一般KMO值在0.8以上，表示量表有較好的結(jié)構(gòu)效度；KMO值在0.7～0.8之間，結(jié)構(gòu)效度可以接受；KMO值在0.7以下，結(jié)構(gòu)效度較差。KMO和巴特利特球形度檢驗結(jié)果如表3。

從表3可知，三個變量的KMO和巴特利特球形度檢驗均通過，建言效能感量表、組織認(rèn)同量表、組織公民行為量表三個量表中特征值＞1的題項解釋總方差分別為67.275%、68.796%、64.261%，說明本研究調(diào)查問卷具有良好的解釋力，具備良好的結(jié)構(gòu)效度。

表3 KMO和巴特利特球形度檢驗

4.3 因子分析

運用Harman單因素檢驗法進(jìn)行因子分析，采用主成分分析法進(jìn)行提取，運用基于特征值的方法，提取特征值＞1的指標(biāo)；采用最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，最大收斂迭代次數(shù)選擇25次；選項中系數(shù)顯示格式選擇絕對值為0.4；經(jīng)因子分析之后，刪除因子負(fù)荷量低于0.6、存在交叉負(fù)荷量且大于0.4的指標(biāo)。調(diào)研問卷原有21項指標(biāo)，刪除6項指標(biāo)，保留15項指標(biāo)。經(jīng)因子分析，旋轉(zhuǎn)后的主成分矩陣如表4所示（只含保留指標(biāo)）。

表4 因子分析主成分矩陣

根據(jù)周浩（2004）提出的共同方法偏差的統(tǒng)計檢驗與控制方法，運用統(tǒng)計控制的Harman單因素檢驗方法，將提取的因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)操作，提取的三個因子共解釋了66.184%的變量總方差，其中第一個因子的特征值為5.618，解釋了37.453%的變量總方差，低于50%，因此本研究不存在嚴(yán)重的同源性偏差問題。

表5 量表Harman單因素檢驗

4.4 相關(guān)分析

本研究將各變量中的因子取平均數(shù)，分別設(shè)置一個新的變量。以問卷中建言效能感（VBE）5個指標(biāo)值取平均數(shù)建立變量AVEVBE，以問卷中組織認(rèn)同（OI）4個指標(biāo)值取平均數(shù)建立變量AVEOI，以問卷中組織公民行為（OCB）6個指標(biāo)值取平均數(shù)建立變量AVEOCB。運用SPSS24.0中的相關(guān)性檢驗，選取Pearson檢驗法、雙尾對上述變量進(jìn)行檢驗。相關(guān)性檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 Pearson相關(guān)性檢驗（N=226）

從表6可知，建言效能感與組織認(rèn)同顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.348；建言效能感與組織公民行為顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.394；組織認(rèn)同與組織公民行為顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.412。變量之間顯著相關(guān)且相關(guān)系數(shù)在0.3～0.7之間，為理想的狀態(tài)。三個變量彼此之間都正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)都超過0.3，為假設(shè)的成立提供了相關(guān)性基礎(chǔ)。

4.5 回歸分析

從上文可知，本研究的三個變量之間是兩兩相關(guān)的，進(jìn)一步通過回歸分析對變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行分析，測驗變量之間的因果關(guān)系路徑。

4.5.1 建言效能感對組織公民行為的回歸

以性別、年齡、學(xué)歷、職位層級為控制變量，以建言效能感為自變量，以組織公民行為作為因變量，建立建言效能感對組織公民行為的回歸方程模型，結(jié)果如表7、表8所示。

表7 建言效能感對組織公民行為的回歸模型參數(shù)摘要

表8 建言效能感對組織公民行為的回歸模型參數(shù)

從表7得知，建言效能感作為自變量，可解釋組織公民行為因變量的32.6%，F(xiàn)變化量為19.686，顯著性F變化量為0.000，回歸效應(yīng)顯著。德賓-沃森系數(shù)為1.874，接近于2，顯示兩個變量的數(shù)據(jù)具有獨立性。

從表8得知，回歸標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.284，顯著性為0.000，小于0.01，回歸效應(yīng)顯著。且經(jīng)共線性檢測，VIF為1.000，小于5，證明兩個變量不存在共線性問題。因此，建言效能感對組織公民行為具有正向影響，假設(shè)H1成立。

4.5.2 建言效能感對組織認(rèn)同的回歸

以性別、年齡、學(xué)歷、職位層級為控制變量，以建言效能感為自變量，以組織認(rèn)同為因變量，建立建言效能感對組織認(rèn)同的回歸方程模型，結(jié)果如表9、表10所示。

表10 建言效能感對組織認(rèn)同的回歸模型參數(shù)

從表9得知，建言效能感作為自變量，可解釋組織認(rèn)同因變量的20.6%，F(xiàn)變化量為30.806，顯著性F變化量為0.000，回歸效應(yīng)顯著。德賓-沃森系數(shù)為2.09，在2左右，顯示兩個變量的數(shù)據(jù)具有獨立性。

表9 建言效能感對組織認(rèn)同的回歸模型參數(shù)摘要

從表10得知，回歸標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.348，顯著性為0.000，小于0.01，回歸效應(yīng)顯著。且經(jīng)共線性檢測，VIF為1.000，小于5，證明兩個變量不存在共線性問題。因此，建言效能感對組織認(rèn)同具有正向影響，假設(shè)H2成立。

4.5.3 組織認(rèn)同對組織公民行為的回歸

以性別、年齡、學(xué)歷、職位層級為控制變量，以組織認(rèn)同為自變量，以組織公民行為作為因變量，建立組織認(rèn)同對組織公民行為的回歸方程模型，結(jié)果如表11、表12所示。

表11 組織認(rèn)同對組織公民行為的回歸模型參數(shù)摘要

表12 組織認(rèn)同對組織公民行為的回歸模型參數(shù)

從表11得知，組織認(rèn)同感作為自變量，可解釋組織公民行為因變量的29.7%，F(xiàn)變化量為45.719，顯著性F變化量為0.000，回歸效應(yīng)顯著。德賓-沃森系數(shù)為1.940，在2左右，顯示兩個變量的數(shù)據(jù)具有獨立性。

從表12得知，回歸標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.412，顯著性為0.000，小于0.01，回歸效應(yīng)顯著。且經(jīng)共線性檢測，VIF為1.000，小于5，證明兩個變量不存在共線性問題。因此，組織認(rèn)同對組織公民行為具有正向影響，假設(shè)H3成立。

4.6 中介效應(yīng)檢驗

從回歸分析可知，建言效能感顯著正向影響組織公民行為，建言效能感顯著正向影響組織認(rèn)同，組織認(rèn)同顯著正向影響組織公民行為。本研究運用Andrew F.Hayes編寫的Model templates for PROCESS v2.16 for SPSS and SAS程序進(jìn)行中介效應(yīng)驗證。本文假設(shè)模型符合其Model 4的模型，以建言效能感（AVEVBE）為X變量，以組織公民行為（AVEOCB）為Y變量，以組織認(rèn)同（AVEOI）為M變量。Options選擇Sobel Test和Total effect model。Bootstraps Samples 選擇5 000，輸出結(jié)果如下：

從以上輸出結(jié)果可知，BootLLCI為0.058 1，BootULCI為0.191 0，中間不包含0，說明中介效果存在。Sobel Test驗證當(dāng)Z＞1.96或P＜0.05時，表示中介效果存在。本研究Z值為3.891 1，P值為0.000 1，再次證明中介效果存在。

從Direct effect of X on Y中可知，X（建言效能感/AVEVBE）對Y（組織公民行為/AVEOCB）的影響效果為0.244 6，P值為0.013 1，小于0.05，說明在模型中，X對Y的影響仍顯著。因此M變量（組織認(rèn)同/AVEOI）在模型中起部分中介作用。

5 研究結(jié)論及展望

5.1 研究結(jié)論

H1成立，建言效能感顯著正向影響組織公民行為。員工建言效能感越強，在組織中越會表現(xiàn)出積極的利于組織的行為，愿意奉獻(xiàn)、付出，少計較個人得失，除了完成本職工作，更愿意主動積極的做一些有利于組織的非本職工作的行為。

H2成立，建言效能感顯著正向影響組織認(rèn)同。員工建言之后，領(lǐng)導(dǎo)對員工建言行為的態(tài)度，以及對建言內(nèi)容的重視程度，影響員工的建言效能感。員工建言效能感越強，其組織認(rèn)同感越強。

H3成立，組織認(rèn)同顯著正向影響組織公民行為。員工對組織的認(rèn)同感越強，在組織中越會表現(xiàn)出積極的利于組織的行為，愿意奉獻(xiàn)、付出，少計較個人得失，除了完成本職工作，更愿意主動做一些有利于組織的非本職工作。

組織認(rèn)同在建言效能感與組織公民行為之間起部分中介作用。建言效能感除了直接正向影響組織公民行為之外，由于建言效能感增強了組織認(rèn)同，因而組織認(rèn)同又正向影響了組織公民行為。若沒有組織認(rèn)同的中介作用，建言效能感對組織公民行為的正向影響會降低，但仍顯著。

5.2 管理建議

企業(yè)應(yīng)高度重視員工的參與管理，創(chuàng)造公正的組織氛圍，鼓勵員工積極、合理地建言，規(guī)范并暢通員工建言渠道，認(rèn)真對待員工的建言。對于員工合理的建言，要予以肯定，對建言內(nèi)容要制定行動計劃并向員工反饋。對于不合理的建言，首先要肯定其建言的行為，然后將建言的不合理之處與員工進(jìn)行溝通。員工往往從個人利益、部門利益出發(fā)建言，導(dǎo)致建言內(nèi)容對組織并不一定合理；員工也可能由于得到的企業(yè)信息有限，對組織內(nèi)外部環(huán)境缺乏全面的認(rèn)知，從而提出的建言并不適合組織。針對不合理的建言，企業(yè)仍應(yīng)積極回應(yīng)，使員工保持較強的建言效能感，增強其組織認(rèn)同及組織公民行為。

組織應(yīng)重視新生代員工強烈的“被尊重”需求，對其主動參與管理的建言行為，應(yīng)持肯定態(tài)度，暢通建言渠道的同時，建立規(guī)范的建言機制，引導(dǎo)員工在合理的建言時機建言。對于建言內(nèi)容，可主動拋出某項改革議題，并事先劃定改革的邊界，積極引導(dǎo)員工發(fā)揮創(chuàng)造性，為組織貢獻(xiàn)有價值的建言內(nèi)容。

企業(yè)可以在培訓(xùn)中建立行動學(xué)習(xí)小組，運用行動學(xué)習(xí)法，請各個行動學(xué)習(xí)小組討論工作中的難題，創(chuàng)新性地給出解決方案。由于這些解決方案是員工基于實際工作而提出的，在受控的前提下，可以適時地在實際工作中被采納使用，員工會產(chǎn)生較強的建言效能感，員工較高的建言效能感又對其組織認(rèn)同及組織公民行為產(chǎn)生顯著的正向影響，同時解決了實際工作中的難題。難題被解決，又會增強員工的成就感。成就感可能又與組織認(rèn)同和組織公民行為產(chǎn)生相互促進(jìn)作用。

5.3 研究不足

（1）研究樣本的局限。本次調(diào)研主要針對廣東、廣西、山東等省的企業(yè)員工，樣本主要構(gòu)成是接受過高等教育的知識型崗位員工。對于操作型崗位的員工，樣本量偏少。由于知識型崗位員工與操作型崗位員工所接受的教育、工作環(huán)境都有很大差異，因此本結(jié)論不一定適用于操作型崗位員工。

（2）在回歸分析中，R方大于0.19為自變量對因變量解釋能力較小；R方達(dá)到0.33為自變量對因變量解釋能力中等；R方達(dá)到0.67為自變量對因變量解釋能力較強。本研究中，雖各個假設(shè)都得到了驗證，在每一次驗證中，都證實自變量對因變量具有較顯著的解釋能力，但R方值分別為0.326、0.206、0.297，模型中的自變量對因變量的解釋能力偏低，說明在本次建構(gòu)的模型外，除了建言效能感，還有其他重要變量對組織認(rèn)同起顯著作用；除了建言效能感和組織認(rèn)同，還有其他重要變量對組織公民行為起顯著作用。

5.4 研究展望

本研究證明了建言效能感對組織認(rèn)同及組織公民行為有顯著正向影響，同時組織認(rèn)同在建言效能感與組織公民行為之間起部分中介作用。那么如果員工能力素質(zhì)卓越，能夠輕松地獲得較多的工作機會，則同樣建言效能感的員工，其組織認(rèn)同是否有顯著差異？這一問題值得我們繼續(xù)研究探討。