——以建言自我效能感为中介变量

庹艺雯   四川农业大学人文学院

摘要：通过对204位知识型员工进行问卷调查，基于期望理论的角度，探究了员工组织任期对员工个人的促进性建言行为与抑制性建言行为的影响机制。采用Hayes开发的SPSS宏程序PROCESS以及SPSSAU对数据进行描述性统计分析以及中介效应的检验。结果表明：员工在组织中的任期对员工的促进性和抑制性建言行为均有影响；建言自我效能感作为员工的主观信念对员工在组织中的组织任期与两种行为之间关系起到完全中介的作用。最后对研究结果进行讨论，揭示论文的意义以及一些局限。

关键词：组织任期；促进性建言行为；抑制性建言行为；建言自我效能感

一、引言

作为管理者能够对企业所处市场唯一能够确定的就是不断的变化。因此对一个企业来说需要知识与创新才能有创造核心竞争力的可能，但是由于管理层能力有限，仅仅依靠管理层并不能实现持续的创新，因此在组织中越来越需要能够为组织“出谋划策”的主动性员工。在实际组织情境中，常常会出现员工对组织中出现的与工作相关的观点和问题保持沉默，不愿意与管理者进行沟通^[1]。如果管理者对这个现象漠视的话，会导致决策出现巨大差错，甚至对企业造成损失。而因此研究如何促进员工实施建言行为是学术界近年来一直关注领域。

组织任期体现员工在组织中任期长短。组织任期时间越长，员工积累的组织经验就会越丰富^[2]。因此组织任期是影响员工建言行为实施的重要因素。但是，目前针对建言行为的影响因素进行研究，多数学者将组织任期视为控制变量，因此考察两者关系研究并不多。段锦云通过元分析分析了组织任期与建言行为之间的关系，得出两者之间为正相关的关系。但是没有更进一步的对建言行为的的两个维度进行分别实证研究。本文试图从两个路径分别考察两者关系。

基于动机-行为模型，建言行为的发生与否，取决于员工的动机。而动机的强弱与员工对自己能否相信自己具有建言能力的信念以及建言行为实施后的结果能否满足自己的预期。所以，员工的建言自我效能感是建言动机形成的基本条件。在组织情境中，新员工由于刚进入公司，人际关系网络还未建立，并且考虑到未来的职业发展，其建言自我效能感相对于老员工而言处于比较低的水平。因此，本文推测员工的在组织中的任期长短会影响员工的建言自我效能感，从而影响员工建言行为的实施。

总结，虽然现有文献大量从个人特征、组织特征、领导行为等多变量来探讨对建言行为的影响，但是从组织任期来探讨员工建言行为的实证研究还很少，并且现有文献关于组织任期如何影响员工建言行为的作用机制还未深入进行揭示。因此本研究重点关注组织任期与员工促进性建言行为与抑制性建言行为之间的关系及其作用机制，为在人力资源管理实践中管理者针对新老员工，考察如何激发其实施建言行为提供参考。研究模型如图1所示：

图1  组织任期与两种建言行为的研究框架

二、文献综述与假设

（一）建言行为

Voice这个概念最早是由Hirschman在针对对员工应对工作不满意时候的所作出的反应所提出的概念。他将建言（voice）定义为：“员工在任何对组织表示不满时候尝试变革而付出的努力，而不是仅仅逃离这些令人讨厌的事态”^[3]。Farrell在以Hirschman的研究基础上，同样从对工作不满意时候的行为这个视角，提出EVLN模型来描述员工不满意时候的行为：辞退、建言、忠诚和怠工^[4]。因此Farrell和Hirschman均认为建言的发生是基于员工对工作不满意时候的行为。随后，多数学者集中于对自发的或者角色外行为（extra-role）进行研究。Van Dyne认为建言行为属于以变革导向和是组织促进的行为为特征的角色外行为^[5]。并将建言行为定义为：“建言行为是通过自发的将问题说出来以及挑战组织所处的现状以改善组织效能的一种角色外的行为。^[6]”而Liang认为第二阶段的研究者过于关注建言带来积极作用方面，忽视了对个人而言的诸多成本。因此首次从个人收益与成本方面，将其分为促进性建言行为（Promotive Voice）和抑制性建言行为（Prohibitive Voice）^[7]。促进性建言行侧重于员工为了提高工作效率和组织的整体绩效而表达的创新意见和想法，员工实施促进性建言的风险较小。而抑制性建言行为则是员工对实际工作、事件或者当员工的行为对组织有害时候的建言表达，抑制性建言行为的表达可能会损害员工之间的人际关系。两种行为的实施所带来的收益与成本各不相同，而员工在组织中的任期不同，则会对两种行为的实施有所不同。

目前，国内学者大多从组织因素、领导因素以及个体特征等来研究建言行为。在探究对组织因素对建言行为影响中，从信息反馈^[8]、高绩效工作系统^[9]、团队內关系格局^[10]等进行探讨。从领导类型角度，研究表明谦逊型领导^[11]、参与型领导^[12]等领导风格对建言行为正相关。大多数研究往往把年龄、性别、工作年限等作为控制变量进行研究。同时组织任期的长短反应员工在组织积累的经验多少，研究表明组织任期越长的员工会表现出更多的建言行为^[13]，同时对组织绩效也有影响^[2]。促进性建言行为与抑制性建言行为对组织而言都同样重要，因此基于对员工在组织中任期的不同所可能表现的行为差异的研究，对人力资源管理实践中如何激励新员工实施建言行为有一定的实践意义。

（二）组织任期与建言行为关系

组织任期（organizational tenure）是一位员工在组织中的任职年限。组织任期与工作任期不同。从人力资本的理论的角度，工作任期越长会增加个人的工作经验，使得知识、技能和能力得到提高，从而个人工作绩效会提高。但是组织任期是组织层面的时间变量，从员工社会化的角度，往往是前期相比于后期而言组织经验增长更快，因此与工作绩效并不是简单线性关系^[2]。

基于社会行为理论，影响利他行为的因素有人格因素也有情境因素。从情境因素角度出发，即使最具有利他行为的人格倾向的人，在某些情因素中也不会去帮助其他人。而情境变量通常包括文化情境、他人存在以及环境因素。在他人存在这个情境中，学者基于旁观者效应理论（bystander effect），研究组织中员工与员工之间的信息冗余（information redundancy）对员工建言行为的影响，得出由于责任扩散（diffusion of responsibility）的效应存在，导致员工之间的普遍信息没办法完全渗透到管理人员之中，并将这种存在于企业中的现象定义为建言旁观者效应^[1]。同时在环境情境中，社会行为理论认为在居住地的频率对利他行为有影响，研究表明在一个地方居住的地方更长的人们，通常更愿意表现出助人行为^[14]。因此运用于组织情境中，将频率这个变量对应为员工的组织任期，可能员工的组织任期越长，员工会更愿意表示出助人行为，相应可以体现为表现出更多的建言行为。同时Sturman指出员工在组织中任期越长，所获得的组织经验就越多^[2]，因此从社会进化论的视角来考察社会责任规范对员工建言行为影响，组织经验越丰富的员工，相比于组织经验不那么丰富的员工而言，对组织中发生的问题，更会产生一种责任感实施建言行为。因此不论是促进性建言行为和抑制性建言行为的实施，在组织中资历更久的员工更会表现出多于新员工的建言行为。所以，提出假设：

H1a：组织任期对员工促进性建言行为有显著正向影响；

H1b：组织任期对员工抑制性建言行为有显著正向影响；

（三）建言自我效能感的中介作用

根据自我效能理论，自我效能感是个人对个人能力的整体知觉或者信念^[15]。自我效能感越高的个体相信自己能够在特定情境中完成任务就越有信心。建言自我效能感是个体对自己具备建言能力的信念。根据期望理论，个体形成建言的动机取决于建言行为实施后的结果是否满足自己的期望以及自己在主观上对实施建言行为的期望值。这种主观上的信念与想法取决于员工的自我建言效能感，当员工自我效能感越高，个体对自己建言能力的信念越高，建言的动机增强，从而引发建言行为。

目前文献针对工作任期与建言自我效能感之间的关系的理论解释还没有形成。但是，可以从Albert Bandura^[15]提出的影响效能感的几个维度来探讨两者之间的理论联系。从社会说服的角度，当员工在组织任期越短时候，个体在组织中还未建立良好的人际关系，且建言实施后可能伴随着人际关系破坏的风险，处于不稳定的状态。因此这时候低的组织任期会降低自我效能的说服效应。从替代榜样的视角，相比于低组织任期的员工，在组织任期长的员工由于积累了一定的组织经验，通过日常在组织中观察其他优秀员工的建言经验，在组织中形成一定程度的自我发展，从而对实施建言行为有一定的自信，因此相应的建言自我效能感也更强。

探讨组织任期与员工建言自我效能感之间的关系的实证研究还没有专门的论述。有研究证实，在中国文化背景下，组织任期与员工创新行为具有更强的关系强度^[16]，而员工建言行为和创新行为一样具有风险性的特点。另有研究从组织承诺的视角，证实工作年限的推移会加深员工的情感承诺^[17]，员工对组织情感承诺越高，他对组织忠诚度越高，因此高的组织任期会提高自我效能的说服效应。而自我效能感越高的员工，认为自己拥有建言能力的信念越强，其越会实施建言行为。因此，提出假设：

H2：组织任期对建言自我效能感有显著正向影响；

H3a：建言自我效能感在组织任期与员工促进性建言行为之间有中介作用；

H3b：建言自我效能感在组织任期与员工抑制性建言行为之间有中介作用；

三、研究方法

（一）研究样本

1.研究对象及特征

本文研究的样本以知识型企业员工为主。由于疫情原因，问卷通过电子版进行发送，共计220份问卷，回收220份。剔除掉回答时间过短以及回答题目之间矛盾的问卷（比如第五个问题和第六个问题）后，有效问卷204份，有效回收率为92.7%。

在回收问卷中，性别上，男性占49.5%；女性占50.5%，分布比较均匀；年龄上，25～34岁占71.6%，35～44岁占21.1%；学历方面，其中最高学历为本科生占多数，为77.9%，符合知识型员工的特点；组织任期上，0～6个月占4.9%，7个月～1年占7.8%，2～4年占36.8%，5～7年占38.7%，8～14年占8.3%，15年以上占3.4%；职位任期上，5年以下占66.2%，5年以上占33.8%。

（二）变量测量

组织任期。采用单一问题方法进行测量。设置题项“您在您所工作的单位任职多久了呢”。回答划分为6个区间，其中各选项为：（1）0～6个月；（2）7～1年；（3）1～3年；（4）3～5年；（5）5～10年；（6）10年以上。

建言行为。采用Liang等^[7]开发的量表，共10个题目。其中5个用于测量促进性建言行为，另外5个用于测量抑制性建言行为。在随后研究进行效度检验后对题目进行剔除与筛选，其中促进建言行为的题目选取题目1与题目3，内部一致性系数为0.781；抑制性建言行为的题目选取题目2、题目3和题目4，内部一致性系数为0.825，说明数据信度质量高，可以用于进一步分析。量表采用Likert5点量表。

建言自我效能感。采用段锦云等^[18]开发的量表，共包含7个题目，如“管理者会听取我提出的建议。”在随后研究进行效度检验后对题目进行剔除与筛选，其中保留了题目1、题目5、题目6与题目7。该量表采用Likert5点量表，量表内部一致性系数为0.831。

控制变量。段锦云的一项研究中表明员工的教育程度与员工建言行为有关^[13]，所以将其作为控制变量进行研究。

（三）统计方法

本研究采用Hayes开发的SPSS宏程序PROCESS以及SPSSAU进行统计分析，分析程序如下：（1）利用SPSSUA进行效度检验；（2）利用CFA拟合各个指标，考察量表的区分效度，同时根据单因素模型进行同源方差检验；（3）对变量进行描述统计，考察指标均值、标准差以及相关系数；（4）利用SPSS宏程序进行对模型进行双路径检验。

四、研究结果

（一）效度

效度分析结果如图所示，根据题项与因子之间的共同值是否大于标准0.4，以及某个题项是否同时处于两个及以上的因子水平上排除不合理的题目与因子的划分。最终因子1包含题项建言自我效能1、建言自我效能5、建言自我效能6、建言自我效能7，命名因子1为建言自我效能感；因子2包括题项抑制性建言行为2、抑制性建言行为3、抑制性建言行为4，最终命名为抑制性建言行为；因子3包括题项促进建言行为1、促进建言行为3，命名为促进性建言行为。最终利用KMO 和 Bartlett 进行效度检验，其中KMO值为0.872，Bartlett结果显著。具体见图2：

图2  效度分析结果

随后进行区分效度与同源方差检验。对促进性建言行为、抑制性建言行为和建言自我效能感三个潜变量进行验证性因子分析，检验变量之间之间的区分效度。如图3显示，相比于单因素模型，两因素模型而言，三因素模型的拟合指标不仅达到建议的指标标准，并且优于其他模型，因此具有很好的区分效度。同时由于问卷是测试者自评的，所以根据单因素模型来考察是否存在同源偏差。通常同源方差的检验有两种方法，第一种是利用探索性因子分析（Harman单因子检验法）；第二种是利用探索性因子分析检验。本研究采用第二种方法进行检验。在单因素模型显示中，χ²/df>3、RMSEA>0.1等指标满足相应的标准，说明不存在严重的共同方法偏差。

图3  验证性因子分析

（二）变量描述统计

变量之间的相关分析结果如图4所示，首先组织任期与促进性建言行为之间是正相关（r=0.238,p<0.01），假设1a得到初步支持。组织任期与抑制性建言行为之间是正相关（r=0.172,p<0.05）,假设1b得到初步支持。组织任期与建言自我效能感之间是正相关关系（r=0.230,p<0.01），假设2得到初步支持。建言自我效能感与促进性建言行为之间存在显著的正相关关系（r=0.634,p<0.01），与抑制性建言行为存在显著的正相关关系（r=0.634,p<0.01），假设3a与假设3b得到初步支持。

图4   描述性统计分析结果

（三）假设检验

采用Hayes编制的SPSS的程序progress,根据我们的初步假设选取process模型模版中的Moduel4，在控制变量的基础上，在以建言自我效能感为中介变量进行双路径模型检验。

1.路径1:组织任期对促进性建言行为的影响及其机制检验，如图5：

子模型1中，检验组织任期与建言自我效能感的关系。根据模型得到方程：建言自我效能感=2.588+0.136*组织任期+误差项，组织任期与建言自我效能感成显著正相关关系（a=0.136,p<0.05）,假设2得到证明。

子模型3中，检验组织任期、建言自我效能感对促进性建言行为的间接效应。根据模型得到方程：促进性建言行为=1.726+0.068*组织任期+0.618*建言自我效能感+误差项，其中建言自我效能感与促进性建言行为之间为显著的正相关关系（a=0.618,p<0.05），在加入建言自我效能感变量后，组织任期与促进性建言行为之间的关系不显著，说明建言自我效能感在组织任期与促进性建言行为之中为完全中介作用，H3a得到支持。

在子模型2中，显示的是组织任期与促进性建言行为之间的总效应。根据模型得到方程：促进性建言行为=3.326+0.152*组织任期+误差项，组织任期与促进性建言行为之间为显著的正相关关系，H1a得到支持。

图5  路径1的模型检验

2.路径2:组织任期对抑制性建言行为的影响及其机制检验，如图6：

子模型6中，检验组织任期、建言自我效能感对抑制性建言行为的间接效应。根据模型得到方程：抑制性建言行为=1.048+0.028*组织任期+0.778*建言自我效能感+误差项，其中建言自我效能感与抑制性建言行为之间为显著的正相关关系（a=0.778,p<0.05），说明在随着员工的建言自我效能感的增加，其越会表现出更多的建言行为。但是在加入建言自我效能感变量后，组织任期与抑制性建言行为之间的关系不显著，说明建言自我效能感在组织任期与抑制性建言行为之中为完全中介作用，H3b得到支持。

在子模型5中，显示的是组织任期与抑制性建言行为之间的总效应。根据模型得到方程：抑制性建言行为=3.062+0.056*组织任期+误差项，组织任期与抑制性建言行为之间为显著的正相关关系，H1b得到支持。

图 6   路径2的模型检验

同时，根据Bootstrap技术与CI共同对中介效应进行检验，在Bootstrap的95%的CI区间中，只要不包括0，说明显著。如图7所示，在路径1中，建言自我效能感的效应比为55.26%，直接效应的CI区间包括0，但是间接效应的区间不包括0；同理在路径2中，建言自我效能感的中介效应占比为79.10%，直接效应的区间包括0，间接效应的区间不包括0，说明了建言自我效能感完全中介于组织任期于促进性建言行为与抑制性建言行为，H3a与H3b得到支持。

图7    Bootstrap的95%的CI区间检验

五、结论与局限

（一）结论

首先本研究证明了组织任期作为反应员工在企业中的工作经验积累程度的时间变量，它会对员工在组织中促进性建言行为以及抑制性建言行为的实施产生影响。在组织中任期越长的员工，相比于新员工而言，与抑制性建言行为与促进性建言行为的实施关系越强。与以往多数研究将其纳入控制变量不同，研究说明了组织任期的长短是员工在组织中能否提出建设性意见或者指出同事的不足的重要影响因素。  

更进一步，本研究深入讨论了组织任期影响员工敬业度的作用机制。从期望理论的视角，员工的动机取决于实施行为后结果的效价与期望值。组织任期长员工其建言自我效能感越强，其实施行为的动机也就越强，进而证实了组织任期通过影响员工的自我效能感来影响员工的两种建言行为的实施，拓宽了研究的渠道。

（二）研究不足和未来展望

首先是由于疫情原因，本研究没有实地聚焦于收集某个行业员工的数据信息，高科技行业员工相比于制造业员工而言，员工的组织任期与建言行为之间的关系可能有所不同，因此不能确定研究结果对各个行业的员工是否适用。未来研究可以研究不同行业的员工之间两种变量之间的关系。

其次本研究没有探讨，在不同的边际条件下，组织任期与员工两种建言行为之间的关系强度是否会有所变化，因此未来研究可以针对这个方面进行探讨。

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