熊會(huì)兵，汪浩，申雅媚

0 引言

組織要想在競(jìng)爭(zhēng)激烈和復(fù)雜多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中獲得可持續(xù)發(fā)展，就要不斷提升組織內(nèi)部的生命力，提高組織的適應(yīng)性和創(chuàng)新性，但單靠領(lǐng)導(dǎo)者的個(gè)人智慧很難實(shí)現(xiàn)，因而有效地授權(quán)于員工，集思廣益顯得尤為重要。當(dāng)組織面臨重大挑戰(zhàn)時(shí)，員工是積極建言、為組織出謀劃策？還是緘默不語(yǔ)、明哲保身？這對(duì)組織能否有效應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)起著至關(guān)重要的作用。積極的建言行為能夠發(fā)現(xiàn)并妥善處理組織出現(xiàn)的問(wèn)題，利于完善組織決策。作為一種角色外行為，很多員工在面對(duì)組織的關(guān)鍵問(wèn)題時(shí)沒能積極建言，而是選擇了沉默。雖然這種沉默會(huì)給組織帶來(lái)一時(shí)的平穩(wěn)和諧，但卻不能及時(shí)解決組織出現(xiàn)的問(wèn)題，造成問(wèn)題的持續(xù)累積，為組織的發(fā)展埋下隱患。領(lǐng)導(dǎo)行為是組織管理的重要因素，研究領(lǐng)導(dǎo)行為如何有效地激發(fā)員工的建言行為已成為學(xué)術(shù)研究與管理實(shí)踐共同關(guān)注的問(wèn)題?；诖?，本文將引入組織自尊與上下級(jí)關(guān)系這兩個(gè)變量，構(gòu)建理論模型，深入研究授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為的影響機(jī)制，以期拓展相關(guān)領(lǐng)域的研究成果。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為

授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)指領(lǐng)導(dǎo)者通過(guò)一系列方式同員工分享權(quán)力以提升員工內(nèi)在工作動(dòng)機(jī)的過(guò)程，具體包括闡明工作意義、允許較大自主性、給予下屬能力足夠的尊重等方式[1]。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的心理感知（如心理授權(quán)、內(nèi)部人身份感知、組織自尊、自我效能感等）、員工的行為（如創(chuàng)新行為、任務(wù)行為、建言行為、沉默行為等）和員工的績(jī)效有顯著影響[2，3]。員工建言行為作為一種重要的角色外行為，是組織成員為了改進(jìn)工作，改善組織現(xiàn)狀，向管理者提出建設(shè)性意見的角色外人際溝通行為，可劃分為促進(jìn)性建言和抑制性建言[4]。促進(jìn)性建言是為了改善組織現(xiàn)狀而提出新觀點(diǎn)和新方法，傾向于促進(jìn)能夠提高組織效率因素的正面效果；抑制性建言行為強(qiáng)調(diào)的是針對(duì)組織實(shí)踐中存在的問(wèn)題（如有害行為、不恰當(dāng)程序、規(guī)定和規(guī)范等）提出自己的意見和建議，傾向于抑制阻礙組織效率因素的負(fù)面效果[5]，這兩種建言行為都有利于組織的健康發(fā)展。領(lǐng)導(dǎo)者賦予員工權(quán)力，與員工共享信息等資源，鼓勵(lì)員工自主進(jìn)行決策，會(huì)提高員工的心理授權(quán)感知程度[6]?；谏鐣?huì)交換理論，當(dāng)員工感知到的授權(quán)程度越高，就越愿意付出額外的努力回報(bào)上級(jí)，他們就越愿意參與決策，在工作中表現(xiàn)得更加積極努力，給予組織更高的承諾，也能夠表現(xiàn)出更多積極的角色內(nèi)行為和角色外行為。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：假設(shè)H1a：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)促進(jìn)性建言有正向影響。假設(shè)H1b；授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)抑制性建言有正向影響。

1.2 組織自尊的中介作用

組織自尊指員工作為特定組織的成員而感受到他人或社會(huì)的尊重，進(jìn)而獲得基于組織的自豪感和價(jià)值感[7]。由于員工組織自尊是個(gè)體基于組織情境下對(duì)自己價(jià)值的一種感知，領(lǐng)導(dǎo)者作為組織與員工聯(lián)系最為緊密的一環(huán)，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會(huì)對(duì)組織自尊產(chǎn)生重大影響。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格使員工感知到自己在組織中的重要性，進(jìn)而能提高其組織自尊。Chen和Aryee（2007）[8]實(shí)證檢驗(yàn)了領(lǐng)導(dǎo)者的有效授權(quán)對(duì)員工組織自尊的顯著正向影響，因?yàn)樯霞?jí)偏愛對(duì)待會(huì)使員工產(chǎn)生更多積極情感和更高的自我價(jià)值感，進(jìn)而感知到更高水平的組織自尊[9]。組織自尊對(duì)組織承諾、組織認(rèn)同感、和組織公民行為具有顯著正向影響，具有高組織自尊的員工會(huì)積極主動(dòng)地向領(lǐng)導(dǎo)建言以保持組織的健康發(fā)展，實(shí)證研究表明，組織自尊對(duì)員工建言行為產(chǎn)生顯著正向影響[10]。因此，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)能夠通過(guò)員工組織自尊間接影響員工的建言行為。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2：授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織自尊有正向影響。

H3a：組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工促進(jìn)性建言行為的影響機(jī)制中起中介作用。

H3b：組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工抑制性建言行為的影響機(jī)制中起中介作用。

1.3 上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

上下級(jí)關(guān)系（SSG）作為關(guān)系的一種特殊形式，是關(guān)系雙方為實(shí)現(xiàn)個(gè)人目標(biāo)而建立的以工具目的為導(dǎo)向的人際關(guān)系?；谧晕乙恢滦岳碚摚?dāng)員工感覺上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)，高組織自尊的員工會(huì)擔(dān)心這種不和諧的上下級(jí)關(guān)系會(huì)影響自己在組織中的價(jià)值和影響力，進(jìn)而會(huì)積極采取其他方式來(lái)改變這一現(xiàn)狀，以維持自己高水平的組織自尊。因此，上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量低的員工會(huì)表現(xiàn)出積極的建言行為。相反，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較高時(shí)，高組織自尊的員工不存在這種擔(dān)心，其建言積極性會(huì)有所降低。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H4a：上下級(jí)關(guān)系在組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言行為的影響中起調(diào)節(jié)作用。即，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)，組織自尊對(duì)員工促進(jìn)性建言的正向影響作用較強(qiáng)。

H4b：上下級(jí)關(guān)系在組織自尊對(duì)抑制性建言行為的影響中起調(diào)節(jié)作用。即，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)，組織自尊對(duì)員工抑制性建言行為的正向影響較強(qiáng)。

進(jìn)一步分析，當(dāng)員工感覺上下級(jí)關(guān)系不好時(shí)，員工會(huì)傾向于采取行動(dòng)改善同領(lǐng)導(dǎo)者的關(guān)系[11]。領(lǐng)導(dǎo)者如果對(duì)員工進(jìn)行授權(quán)，員工會(huì)將這種授權(quán)領(lǐng)導(dǎo)行為理解為領(lǐng)導(dǎo)者釋放出來(lái)希望修復(fù)上下級(jí)關(guān)系的一種信號(hào)，員工會(huì)更加積極地予以回應(yīng)。并且員工從領(lǐng)導(dǎo)者的授權(quán)行為中能夠感受到領(lǐng)導(dǎo)者以及領(lǐng)導(dǎo)者所代表的組織對(duì)其個(gè)人的重視和信任，提高了他們的組織自尊水平，進(jìn)而使員工愿意付出更多的努力，表現(xiàn)出更積極的建言行為。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)并建立理論模型（見圖1）：

H5a：上下級(jí)關(guān)系對(duì)組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與促進(jìn)性建言之間的中介效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，即，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)，組織自尊的中介作用較強(qiáng)。

H5b：上下級(jí)關(guān)系對(duì)組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與抑制性建言之間的中介效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，即，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)，組織自尊的中介作用較強(qiáng)。

圖1 理論模型

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)收集

本文選取廣州、上海、武漢和鄭州四個(gè)城市作為調(diào)研城市，以這四座城市中的民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)員工和管理者作為調(diào)查對(duì)象。發(fā)放問(wèn)卷前將員工問(wèn)卷和領(lǐng)導(dǎo)者問(wèn)卷進(jìn)行編號(hào)，利用調(diào)查編號(hào)保證領(lǐng)導(dǎo)-員工問(wèn)卷的配對(duì)，并且在發(fā)放問(wèn)卷時(shí)特別注意保護(hù)調(diào)研對(duì)象的隱私。本次研究共收集了291份員工問(wèn)卷和185份管理者問(wèn)卷，通過(guò)員工-管理者編號(hào)匹配檢驗(yàn)、剔除無(wú)效員工問(wèn)卷44份和管理者問(wèn)卷22份，最終獲得247份有效員工問(wèn)卷與163份管理者問(wèn)卷。員工有效問(wèn)卷率為84.88%，管理者有效問(wèn)卷為88.11%。其中員工性別比例為：男性占45.7%，女性占54.3%；年齡結(jié)構(gòu)為：25歲及以下占37.2%，26歲至29歲占46.2%，30歲及以上占16.6%；受教育程度上：高中及以下學(xué)歷占3.6%，大專學(xué)歷占15.0%，本科學(xué)歷占66.4%，研究生及以上學(xué)歷占15.0%；在公司工作年限上，5年及以下占83.0%，6至10年占7.3%，11年及以上占9.7%。

2.2 變量測(cè)量

授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)量表采用的是Ahearne等（2005）[12]開發(fā)的量表，該量表包括12個(gè)條目，其中強(qiáng)調(diào)工作意義4個(gè)條目，促進(jìn)參與性決策4個(gè)條目，傳遞高績(jī)效信心4個(gè)條目，給予自主權(quán)以減弱官僚約束4個(gè)條目。建言行為采用的是Liang和Farh（2012）[4]的量表，該量表包括10個(gè)條目，其中促進(jìn)性建言5個(gè)條目，抑制性建言5個(gè)條目。組織自尊采用的是Pierce和Gardner（1989）開發(fā)的量表，共計(jì)10個(gè)條目。上下級(jí)關(guān)系采用的是Law等（2000）開發(fā)的量表，共計(jì)6個(gè)條目。本文所使用的問(wèn)卷采用從5分（非常同意）到1分（非常不同意）的5級(jí)Likert評(píng)定法。為避免人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)研究結(jié)果的影響，本文將年齡、受教育的程度和在職年限等作為控制變量。

2.3 量表的信度和效度檢驗(yàn)

本文采用的授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、組織自尊、上下級(jí)關(guān)系和建言行為量表的Cronhach’ɑ系數(shù)分別為0.929、0.909、0.864、0.934，均明顯大于0.7，表明本文選取的量表內(nèi)部一致性較高，研究數(shù)據(jù)具有較高的可靠性。本文運(yùn)用Mplus7.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。從擬合指標(biāo)來(lái)看，模型的擬合度較好（χ2/df=3.189，RMSEA=0.074，CFI=0.948，TLI=0.92，SRMR=0.049）。并且，所有測(cè)量項(xiàng)目的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均在0.5以上；授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、組織自尊、上下級(jí)關(guān)系、促進(jìn)性建言和抑制性建言的組合信度分別為0.965、0.915、0.865、0.892和0.921，均明顯大于臨界值0.7；授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、組織自尊、上下級(jí)關(guān)系、促進(jìn)性建言和抑制性建言的平均變異抽取量為0.700、0.550、0.520、0.623和0.700，均超過(guò)了臨界值0.5。因此，本文選取的量表均具有較好的收斂效度。

3 實(shí)證分析

3.1 相關(guān)分析

本研究運(yùn)用SPSS23.0分析變量間的相關(guān)程度。授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)與組織自尊間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r0=0.621,p0＜0.01）；授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和促進(jìn)性建言、抑制性建言之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r1=0.395，p1＜0.01;r2=0.462,p2＜0.01）；組織自尊與上下級(jí)關(guān)系之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r3=0.332,p3＜0.01），組織自尊與促進(jìn)性建言和抑制性建言之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r4=0.468,p4＜0.01;r5=0.478,p5＜0.01）；上下級(jí)關(guān)系與促進(jìn)性建言和抑制性建言存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r6=0.295,p7＜0.01;r8=0.375,p8＜0.01）。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)溫忠麟等（2006）[13]對(duì)中介效應(yīng)檢驗(yàn)的分析步驟，依次檢驗(yàn)組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)促進(jìn)性建言和抑制性建言影響中起的中介作用，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表1 主效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

第一步，從表1中的數(shù)據(jù)分析結(jié)果可以得出主效應(yīng)顯著的結(jié)論，亦即授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)促進(jìn)性建言（模型2，β=0.360，p＜0.01）和抑制性建言（模型5，β=0.435，p＜0.01）都有顯著的正向影響，假設(shè)H1a和假設(shè)H1b得到檢驗(yàn)。

第二步，以授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)為自變量，組織自尊為因變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)組織自尊存在著顯著正向影響（模型8，β=0.577，p＜0.01），假設(shè)H2得到檢驗(yàn)。

第三步，以授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)和組織自尊分別做自變量，以促進(jìn)性建言和抑制性建言做因變量進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言（模型3，β=0.347，p＜0.01）和抑制性建言（模型6，β=0.285，p＜0.01）均存在顯著正向影響。分別比較模型3（β=0.347，p＜0.01）和模型2（β=0.360，p＜0.01），模型 6（β=0.285，p＜0.01）和模型 5（β=0.435，p＜0.01）中授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)的β系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)在加入組織自尊后，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)促進(jìn)性建言的影響系數(shù)從0.360降至0.159，但依然顯著；授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)抑制性建言的影響系數(shù)從0.435降至0.271，但依然顯著。亦即組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)促進(jìn)性建言和抑制性建言之間起到了部分中介作用。因此，假設(shè)H3a和H3b得到檢驗(yàn)。

3.2.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上下級(jí)關(guān)系在組織自尊對(duì)建言行為的影響中的調(diào)節(jié)作用，將促進(jìn)性建言和抑制性建言分別作為因變量，依次引入中介變量（組織自尊）、調(diào)節(jié)變量（上下級(jí)關(guān)系），最后加入交互變量（組織自尊和上下級(jí)關(guān)系的乘積）進(jìn)行回歸分析?；貧w分析結(jié)果如表2所示。

從表2中可以看出，組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言（模型10，β=0.440，p＜0.01）和抑制性建言（模型 14，β=0.631，p＜0.01）均有顯著的正向影響。從表中亦可以看出，上下級(jí)關(guān)系和組織自尊的交互項(xiàng)對(duì)促進(jìn)性建言的影響是顯著的（模型12，β=-0.115，p＜0.05），而對(duì)抑制性建言的影響則

不顯著（模型16，β=0.038，p=0.492＞0.1）。這說(shuō)明上下級(jí)關(guān)系調(diào)節(jié)了組織自尊與促進(jìn)性建言之間的關(guān)系，而沒有調(diào)節(jié)組織自尊與抑制性建言之間的關(guān)系。進(jìn)一步探究上下級(jí)關(guān)系在組織自尊對(duì)建言行為影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，比較圖2左圖中三線的斜率，可以清晰看到三線有明顯交點(diǎn)，表明不同質(zhì)量水平的上下級(jí)關(guān)系會(huì)對(duì)組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言的關(guān)系產(chǎn)生影響。進(jìn)一步比較左圖中低質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系和高質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系兩線的斜率，可以看出低質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系的斜率更大，表明低質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系下，組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言行為的影響要強(qiáng)于高質(zhì)量上下級(jí)關(guān)系情境。由此，H4a得到檢驗(yàn)。比較圖2右圖中三線的斜率，沒有明顯的交點(diǎn)，表明不同質(zhì)量水平的上下級(jí)關(guān)系不會(huì)對(duì)組織自尊對(duì)抑制性建言的關(guān)系產(chǎn)生影響。因此，H4b未得到檢驗(yàn)。

圖2 上下級(jí)關(guān)系在組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言抑制性建言關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)趨勢(shì)圖

為了檢驗(yàn)假設(shè)H5a和H5b，根據(jù)Muller等（2005）、Preacher等（2007）的觀點(diǎn)，本文需要檢驗(yàn)四個(gè)條件，即：（Ⅰ）授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為具有顯著影響；（Ⅱ）組織自尊對(duì)員工建言行為有顯著影響；（Ⅲ）上下級(jí)關(guān)系與組織自尊的交互作用對(duì)員工建言行為有顯著影響；（Ⅳ）當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量水平不同時(shí)，組織自尊的中介效應(yīng)強(qiáng)度不同。當(dāng)這四個(gè)條件同時(shí)成立時(shí)，假設(shè)H5a和H5b才能得到檢驗(yàn)。

根據(jù)前文對(duì)假設(shè)H1a和H1b的檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工的促進(jìn)性建言行為和抑制性建言行為均具有顯著影響，條件Ⅰ得到滿足；根據(jù)模型10和模型14的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)組織自尊對(duì)員工的促進(jìn)性建言行為和抑制性建言行為均具有顯著影響，條件Ⅱ得到滿足；根據(jù)假設(shè)H4a的檢驗(yàn)結(jié)果，組織自尊與上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)對(duì)員工促進(jìn)性建言行為有顯著負(fù)向影響，條件Ⅲ得到滿足；根據(jù)假設(shè)H4b的檢驗(yàn)結(jié)果，得出組織自尊與上下級(jí)關(guān)系的交互項(xiàng)對(duì)員工抑制性建言行為沒有顯著影響，條件Ⅲ未得到滿足，因此，H5b未得到檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)條件Ⅳ，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量高低不同時(shí)，組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工促進(jìn)性建言行為的中介效應(yīng)強(qiáng)度有所不同，本文采用Preacher等（2007）的條件間接效應(yīng)檢驗(yàn)程序進(jìn)行驗(yàn)證，將樣本按照上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量的高低不同分為兩組，高于上下級(jí)關(guān)系均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)據(jù)分為一組，低于上下級(jí)關(guān)系均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的數(shù)據(jù)分為一組，分別對(duì)兩組的中介作用進(jìn)行估計(jì)，得到表3的結(jié)果。從表3可以看出，當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)，組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工促進(jìn)性建言行為的影響中的中介效應(yīng)更強(qiáng)并且顯著（β=0.274，p＜0.01），95%的置信區(qū)間不包含0；當(dāng)上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較高時(shí)，組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工促進(jìn)性建言行為的影響中的中介效應(yīng)顯著但是低于上下級(jí)關(guān)系質(zhì)量較低時(shí)的強(qiáng)度（β=0.156＜0.274，p＜0.01），95%的置信區(qū)間不包含0；并且二者的差值亦顯著（Δβ=-0.118,p=0.019＜0.05），95%的置信區(qū)間不包含0。由此，假設(shè)H5a得到檢驗(yàn)。

β

Z

p M-SD

M M+SD 0.274-0.118 0.156 SE 0.067 0.050 0.058 4.094-2.339 2.703 0.000 0.019 0.007 95%的置信區(qū)間（CI）

0.154

-0.232

0.050 0.416-0.029 0.285

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本文根據(jù)理論研究構(gòu)建了包含授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)、組織自尊、建言行為、上下級(jí)關(guān)系的綜合理論模型，通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，并綜合運(yùn)用多種統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)理論模型以及研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工促進(jìn)性建言和抑制性建言均存在顯著的正向影響；繼續(xù)分析發(fā)現(xiàn)組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)促進(jìn)性建言和抑制性建言中起到部分中介作用，即授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)能夠通過(guò)影響組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言行為和抑制性建言行為產(chǎn)生間接作用；研究檢驗(yàn)了上下級(jí)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，上下級(jí)關(guān)系在組織自尊對(duì)促進(jìn)性建言行為的影響機(jī)制中起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，而并沒有在對(duì)抑制性建言行為的影響機(jī)制中起調(diào)節(jié)作用。并且，上下級(jí)關(guān)系能夠顯著負(fù)向影響組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工促進(jìn)性建言行為的中介效應(yīng)，但沒有影響組織自尊在授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工抑制性建言行為的中介效應(yīng)。本文的研究結(jié)果進(jìn)一步豐富了授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)對(duì)員工建言行為的影響研究領(lǐng)域的成果，揭示了組織自尊和上下級(jí)關(guān)系在作用機(jī)制中所起的作用，為管理者如何有效促進(jìn)員工建言行為的產(chǎn)生提供了實(shí)踐啟示。

4.2 管理啟示

為了有效激發(fā)員工積極建言行為的產(chǎn)生，企業(yè)首先需要對(duì)規(guī)章制度和組織結(jié)構(gòu)進(jìn)行改革，從制度層面為建言打開通道。再者，企業(yè)管理者需要采取正向的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，包括但不限于授權(quán)型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，給予員工足夠自主權(quán)，提高員工參與組織決策的積極性。并且，制度改革和領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的選擇不能泛泛而談，需要有所側(cè)重。應(yīng)注重提升員工的心理感知水平，例如組織自尊，使員工能從心理層面認(rèn)識(shí)到自己對(duì)于組織和工作的價(jià)值和重要性，促使員工產(chǎn)生積極的組織公民行為，向組織建言獻(xiàn)策。同時(shí)，通過(guò)制度的制定和領(lǐng)導(dǎo)者日常的管理行為盡可能削弱“關(guān)系”對(duì)于員工積極建言行為產(chǎn)生的阻礙影響。

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