彭金霞

摘 要：本文主要研究真實型領導、組織自尊、員工建言行為三者之間的關系，通過發(fā)放問卷的形式，收集有效問卷244份。利用軟件SPSS17.0對三個變量的量表進行信度和效度檢驗，并采用LISREL8.70軟件，進行結構方程建模來驗證研究假設，結果表明：（1）組織自尊對員工建言行為有正向的預測作用；（2）真實型領導對員工建言行為有正向的預測作用；（3）真實型領導對組織自尊有正向的預測作用；（4）組織自尊在真實型領導和員工建言行為之間起部分中介作用。

關鍵詞：組織自尊 真實型領導 員工建言行為 中介作用

中圖分類號：F272.91 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）04（c）-075-03

1 問題的提出

隨著新興產(chǎn)業(yè)的崛起和產(chǎn)業(yè)競爭的日益激烈，員工的作用在組織的生存和發(fā)展中也日益凸顯。在此情境下，傾聽員工的心聲，促進員工的建言行為對于組織的可持續(xù)發(fā)展意義重大。一方面，由于經(jīng)濟環(huán)境的多變性，員工通過建言的方式向組織表達不利于組織的發(fā)展狀況，減少了組織犯錯的風險。員工通過建言的方式提出改善組織功能運行的新方法或新建議，增強了組織的創(chuàng)新性和適應性。這兩個方面分別體現(xiàn)了員工建言行為的兩個維度，即員工的抑制性建言行為和促進性建言行為。然而經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，盡管大部分領導者都認為自己能夠接受不同的意見，但很多員工依然不認可領導的包容性，擔心發(fā)表建言會影響與領導的關系，進而阻礙自身的職業(yè)發(fā)展。此外，還有研究表明，抑制性行為由于與領導唱反調(diào)，與促進性建言行為相比，更不能被領導接受，在中國情境下，容易引起領導的不滿。因此，研究員工的建言機制，探討領導行為模式與員工建言行為之間的關系是組織健康有序發(fā)展的關鍵所在。

2 理論背景及假設的提出

基于社會認定理論，真實型領導是一種積極的領導方式，能夠讓領導者形成清晰的自我認知，積極的與員工建立相互信任，彼此真誠的關系，接受員工的不同看法，并能對員工分享的信息進行公正的評價，同時，真實型領導者通常根據(jù)道德標準和內(nèi)化的價值觀來嚴格要求自己，為員工樹立榜樣，促使員工不顧潛在的風險，從組織的整體利益出發(fā)，進行建言行為（王震等，2014）[4]。此外，現(xiàn)有的研究也證實了真實型領導與員工建言行為之間的關系。

如Hsiung（2012）通過跨層分析發(fā)現(xiàn)，借助于與員工之間的高質量交換關系，真實型領導能夠有效促進員工的建言行為[5]。鄒竹峰、楊紫鵬（2013）證實了該結論，并指出除了領導—部屬交換關系外，員工的建言效能也能解釋真實型領導與員工建言行為的影響機理[6]。之后，劉生敏、廖建橋（2015）在研究中經(jīng)過HLM分析發(fā)現(xiàn)，真實型領導對員工抑制性建言有積極的影響作用[7]；陳思等（2016）通過上司支持感、權力距離分析，也證實了真實型領導與員工建言行為的關系[8]。

其次，嚴丹、黃培倫（2011）和Liang等（2012）的驗證了組織自尊與員工建言行為之間的正相關關系[9-10]。除此之外，組織自尊的中介作用在領導方式與員工建言行為之間的關系上得到了證實（陸欣欣、涂乙冬，2014）[11]。例如，汪林、儲小平、黃嘉欣和陳戈（2010）經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，領導者可以通過心理授權或分配組織內(nèi)部資源的方式，提高員工的組織自尊，從而促進員工的建言行為[12]。嚴丹、黃培倫（2011）以組織自尊為中介變量，指出領導的辱虐行為可能通過降低員工的組織自尊，阻礙員工建言行為的發(fā)生。員工建言行為的前因變量通過影響員工的組織自尊，提高其組織認同感和個人價值感，進而表現(xiàn)其建言行為，而真實型領導又是員工建言行為的前因變量，因此，本文提出以下假設。

H1：真實型領導對員工建言行為有正向的預測作用。

H2：真實型領導對組織自尊有積極的影響。

H3：組織自尊對員工建言行為有積極的影響。

H4：組織自尊在真實型領導與員工建言行為中起到中介作用。

3 研究方法

3.1 研究樣本

本研究選取的樣本對象是就讀于東莞、廣州、武漢、深圳等地重點高校的MBA在職學員，他們多為國有企業(yè)、事業(yè)單位、外資企業(yè)、民營企業(yè)等的中、高層管理者。本研究的問卷發(fā)放途徑有兩種，即邀請樣本對象填寫網(wǎng)絡問卷以及向樣本對象發(fā)放紙質問卷。調(diào)查問卷共發(fā)放270份，回收問卷260份，再經(jīng)過數(shù)據(jù)錄入檢查，剔除存在漏答的、全部選擇相同答案的、答案選擇明顯有規(guī)律的無效問卷16份，最終得到有效問卷244份，問卷有效回收率為94%。

在被調(diào)查對象中，男性156人，占64%；女性88人，占36%。年齡分為三類“，30歲及以下”69人，占28%“，31～35歲”85人，占35%“，35歲以上”90人，占37%。在工作年限上“，3年以下”的有54人，占總人數(shù)的22%“；3～5年”的有70人，占29%“；5年以上”的有120人，占49%。在工作職位上“，中層管理人員”有132人，所占比例為54%“；初級管理人員”有54人，占22%“；高級管理人員”有58人，占24%。在企業(yè)的類型上“，外資企業(yè)”員工最多，77人，占32%；其次是“民營企業(yè)”，65人，占27%；“國有企業(yè)”52人，占21%；“事業(yè)單位”50人，占20%。

3.2 測量工具

本研究采用國際上應用廣泛的成熟量表對本文提出的真實型領導、組織自尊和員工建言行為這三個變量進行測量。在編制問卷前，在中國情境下，根據(jù)研究的需要對原量表的相關語句進行了簡要的修訂和調(diào)整，以切合研究目的。本研究的真實性領導量表、組織自尊量表、員工建言行為量表都使用Likert五點量尺計分，從“1”到“5”分別代表“非常不同意”到“非常同意”。

本文參考Walumbwa（2008）等提出的4維真實型領導量表來測試真實型領導[23]，該量表的4個維度分別是自我意識、關系透明、內(nèi)化道德、平衡信息加工。在本研究中，其KMO為0.94，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.914，解釋的總變異量為62.3%，說明量表具有良好的信度和效度，并能夠用于中國情境下的研究。

此外，本研究采用Liang等（2012）編制的建言行為問卷來測量員工的建言行為。該問卷包括兩個維度，即促進性建言和抑制性建言，繼承并發(fā)展了LePine的量表[24]。同時，Liang問卷是在中國文化背景下編制的，具有穩(wěn)定的二維結構和良好的內(nèi)部一致性。在本研究中，其KMO為0.877，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.811，解釋的總變異量為61.53%

組織自尊量沿用Pierce（1989）編制的單維結構量表，該量表包含了10個條目，具有較高的聚合效度、區(qū)分效度、遞增效度、預測效度和同時效度，以后的學者也基本上采用了該量表。在本研究中，其KMO為0.845，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.811，解釋的總變異量為60.48%。

3.3 統(tǒng)計方法

本論文在分析過程中，基于研究內(nèi)容和研究框架的需要，采用SPSS17.0和LISREL8.7統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計與分析，使用的方法主要包括信度與效度分析、基本描述統(tǒng)計與相關性分析以及結構方程建模分析。

4 結果分析

4.1 區(qū)分度檢驗

本研究應用LISREL8.70軟件對真實型領導、組織自尊、員工建言行為按照表格中的方式構造測量方程擬合樣本數(shù)據(jù)（見表1）。結果所示，相對于其他4個模型，基準模型擬合情況最理想，表明這三個變量之間的區(qū)分度較好。

4.2 相關分析

表4對本研究中的3個變量進行了均值、標準差和相關性統(tǒng)計，結果顯示，真實型領導、組織自尊、員工建言行為之間均在p<0.01的顯著性水平下顯著相關，這為檢驗它們之間的關系奠定了基礎（見表2）。

4.3 研究假設檢驗

為了驗證前述的四個假設，本研究運用LISREL8.70軟件對模型進行分析，得到了模型的各項擬合指標表，如表3所示。

由表3可以看出，各模型的擬合指數(shù)比較好。此外，在模型中，真實型領導預測員工建言行為的標準化路徑系數(shù)為0.84（t=11.04，P<0.001），在統(tǒng)計上顯著，說明真實型領導對員工建言行為的正向預測作用的假設模型到了實證結果的支持，本文研究假設1成立；真實型領導預測組織自尊的標準化路徑系數(shù)為0.75（t=7.61，P<0.001），在統(tǒng)計上顯著，即真實型領導對組織自尊的正向預測作用的假設模型得到了實證結果的支持，本文研究假設2成立；組織自尊預測員工建言行為的標準化路徑系數(shù)為0.78（t=6.24，P<0.001 ），在統(tǒng)計上顯著，即組織自尊對員工建言行為的正向預測作用得到了檢驗，本文假設3成立；在同時考察這三個變量之間作用機理的影響時，真實型領導對組織自尊作用的路徑系數(shù)為0.75（t=7.59，P<0.001），即真實型領導對組織自尊的正向作用顯著，組織自尊對員工建言行為作用的路徑系數(shù)為0.4（t=3.68，P<0.001），即組織自尊對員工建言行為的正向作用非常顯著，真實型領導對員工建言行為作用的路徑系數(shù)為0.53（t=5.23，P<0.001），即真實型領導對員工建言行為的顯著性降低了。因此，結構方程建模分析的結果表明，組織自尊在真實型領導與員工建言行為之間起到部分中介作用，因此在P<0.001條件下，假設4成立。

5 結論與討論

本研究以國有企業(yè)、事業(yè)單位、外資企業(yè)、民營企業(yè)等的中、高層管理者為樣本，在文獻梳理的基礎上，探討了真實型領導是否影響員工的建言行為以及如何影響，并提出了系列假設（假設1-4）。之后，本研究通過驗證性因子分析、描述性統(tǒng)計與相關分析、結構方程模型進行了假設檢驗。 針對研究結果，本文對企業(yè)的管理提出了 以下建議。

第一，組織中的領導要積極培養(yǎng)自身的真實型領導風格。領導者要積極建立多種反饋渠道來加強自身的自我意識，如采取角色扮演及無領導小組討論等方式促使自身理解員工的想法，并發(fā)揮道德模范帶頭作用，為員工樹立榜樣，同時接受員工不同的看法并給予公正的評價，與員工建立相互信任、彼此真誠的關系，讓員工感知到他們的價值和重要性，從而促進員工的建言行為。

第二，組織要重視員工的組織自尊。在企業(yè)人力資源管理實踐中，一方面組織要積極培養(yǎng)員工的組織自尊，針對員工不同層次的需要，給予不同的激勵與支持，緩解其積極情緒，為員工認識到自身對于組織是有價值的。另一方面，組織中的領導者，要清楚員工的個性特征，肯定員工的工作表現(xiàn)，獲得員工的信任，使員工在工作中敢于表達自己的想法和建議。

第三，領導應重視并區(qū)分員工不同的建言行為。員工建言有一定的風險，特別是抑制性建言可能會引起領導的反感與排斥，因此員工在建言時有顧慮。作為組織中的領導者，要意識到員工建言的重要性，有針對性的采取不同的方式來促進員工的建言行為。如領導者可以通過內(nèi)化道德和平衡信息加工來增強員工的真實性，培養(yǎng)員工對組織的忠誠度和信任感；也通過可以加強與員工的關系透明、強化自我意識來減輕員工對建言行為的顧慮和恐懼感，促進員工的建言行為。

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