王成軍 劉 歡 馮 濤 孫笑明

(西安建筑科技大學(xué)管理學(xué)院，西安 710055)

0 引 言

隨著競爭環(huán)境的日益激烈，企業(yè)面臨的創(chuàng)新壓力越來越大，企業(yè)要想在新的環(huán)境下取得優(yōu)勢，就必須致力于自身創(chuàng)新能力的提升，進(jìn)而提升創(chuàng)新績效[1]。在中國文化的現(xiàn)實(shí)情境下，組織成員之間比較注重人情和關(guān)系，員工與領(lǐng)導(dǎo)越親近，關(guān)系越緊密，可能會(huì)獲得更多的組織支持，也更敢于在組織中表達(dá)自己的看法和意見，這會(huì)使得與領(lǐng)導(dǎo)越親近的員工在創(chuàng)新方面有更好的表現(xiàn)，而其他員工由于感受到組織中權(quán)力和資源分配的不平等會(huì)產(chǎn)生消極態(tài)度和員工沉默行為[2]。另一方面，基層員工作為企業(yè)最基本的組織元素，是企業(yè)創(chuàng)新的重要來源，他們在組織中的創(chuàng)新行為將影響到創(chuàng)新績效的質(zhì)量，而企業(yè)的資源多傾向于知識(shí)型員工和研發(fā)人員，管理者對(duì)企業(yè)中基層員工的關(guān)注較少甚至?xí)雎曰鶎訂T工的創(chuàng)新行為，導(dǎo)致企業(yè)所期待的全員創(chuàng)新熱潮遲遲沒有出現(xiàn)，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新效率[3]。

相對(duì)于員工沉默，建言行為是基層員工主動(dòng)表達(dá)意見的一種角色外行為，為組織學(xué)習(xí)新方法、運(yùn)用新技術(shù)和改進(jìn)工藝流程提供了可能，是員工創(chuàng)新的一個(gè)先決條件，對(duì)創(chuàng)新績效的提升起著十分重要的作用[4]。之前，學(xué)者們主要從個(gè)體、領(lǐng)導(dǎo)和組織三個(gè)層面對(duì)建言行為的前因變量展開研究，取得了較為豐富的研究成果[5]。其中，個(gè)體層面的權(quán)力距離可能是影響建言行為的一個(gè)重要因素，受到了相關(guān)學(xué)者們的關(guān)注。

個(gè)體層面的權(quán)力距離稱為權(quán)力距離取向(Power Distance Orientation，PDO)，是指個(gè)人對(duì)于組織中權(quán)力分配不平等的接受程度[6]。而由于員工成長環(huán)境和文化價(jià)值觀的不同，組織中員工的PDO存在個(gè)體異質(zhì)性，已有研究表明，相對(duì)于高PDO的員工而言，低PDO的個(gè)體更傾向于向組織建言，也擁有更高的創(chuàng)新績效[7]。根據(jù)個(gè)體-情境互動(dòng)理論，個(gè)體所處的情境會(huì)影響個(gè)體的認(rèn)知，在組織中，員工是否選擇或者選擇以何種方式建言是由員工自身決定的，除了受個(gè)體內(nèi)在認(rèn)知的影響外，還受所處的背景和環(huán)境影響，中國“和為貴”的文化情境以及組織內(nèi)部的工作單位結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)建言行為的意愿和選擇產(chǎn)生動(dòng)力或約束[8]。雖然學(xué)者們已經(jīng)探究了個(gè)體人格特質(zhì)(如主動(dòng)性人格)[9]、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(如家長式領(lǐng)導(dǎo))[10]、領(lǐng)導(dǎo)-成員交換(LMX)[11]和組織情境因素(如公平氛圍)[12]等對(duì)個(gè)體行為的影響，但是對(duì)于個(gè)體權(quán)力價(jià)值觀和組織情境的交互作用對(duì)個(gè)體行為影響的研究較少，尤其是對(duì)基層員工建言行為及創(chuàng)新績效影響的研究。已有相關(guān)的研究表明，員工PDO和組織結(jié)構(gòu)都會(huì)對(duì)其建言行為和創(chuàng)新績效產(chǎn)生重要的影響。如Hsiung和Tsai發(fā)現(xiàn)，員工的PDO對(duì)建言行為產(chǎn)生重要影響，高PDO更易導(dǎo)致員工沉默，而低PDO更易促進(jìn)員工建言行為[13]。同時(shí)，周建濤和廖建橋提出，隨著員工在組織中權(quán)力感知和地位感知的提高，高PDO的員工可能在建言上有著不同的表現(xiàn)，因此員工PDO與其建言的關(guān)系可能會(huì)受到組織情境的影響[14]，而工作單位結(jié)構(gòu)作為一種重要的情境變量，在個(gè)體認(rèn)知的基礎(chǔ)上也會(huì)對(duì)員工的個(gè)體行為產(chǎn)生影響[15]。

綜上所述，在組織情境的作用下，員工PDO對(duì)其建言行為及創(chuàng)新績效影響表現(xiàn)出不同的結(jié)果。那么，員工PDO和工作單位結(jié)構(gòu)是否會(huì)交互影響其建言行為？二者之間的不同匹配類型對(duì)員工的建言行為和創(chuàng)新績效是否會(huì)產(chǎn)生不同的影響？為解決上述問題，本文依據(jù)個(gè)體-情境互動(dòng)理論，將工作單位結(jié)構(gòu)納入PDO與員工建言行為和創(chuàng)新績效的研究框架之中，通過探究PDO和工作單位結(jié)構(gòu)的交互對(duì)基層員工建言行為和創(chuàng)新績效的影響，為企業(yè)如何更有效地促進(jìn)員工建言、提高員工創(chuàng)新績效提供有益的指導(dǎo)。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 樣本數(shù)據(jù)

研究樣本主要來源于西安、杭州、北京和深圳，涉及軟件、互聯(lián)網(wǎng)、房地產(chǎn)和教育等行業(yè)基層員工。首先，與隨機(jī)選擇的600名員工聯(lián)系，最終征得563名員工的同意，獲取其郵箱并進(jìn)行編碼，為減少同源誤差，分三階段發(fā)放電子問卷。第一階段，共發(fā)放563份調(diào)查問卷，測量員工權(quán)力距離取向和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。這一階段，收到521名員工的回復(fù)，回收率為92.54%；第二階段，向521名員工發(fā)放工作單位結(jié)構(gòu)和建言行為問卷，在進(jìn)行編碼比對(duì)后，共回收問卷476份，回收率為91.36%；第三階段，繼續(xù)向476名員工發(fā)放創(chuàng)新績效問卷，在剔除無效問卷后，獲得有效問卷423份，問卷總體回收率為75.13%。樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，男性占50.8%，女性占49.2%；年齡以26～30歲為主，占66.7%；工作年限以1～3年為主，占78.3%。

1.2 變量測量

相關(guān)研究變量測量均采用國內(nèi)外成熟量表，其中英文量表請英語專業(yè)人員翻譯并進(jìn)行適當(dāng)修改，采用李克特5點(diǎn)量表計(jì)分，1為“完全不同意”,5為“完全同意”。

權(quán)力距離取向。采用Clugston等編制的包括6個(gè)題項(xiàng)的量表[6]。如“管理人員應(yīng)避免與員工進(jìn)行非工作以外的社交接觸”等，Cronbach′s α的值為0.922。

建言行為。采用Liang等開發(fā)與編制的多維度量表[16]，共10個(gè)題項(xiàng)，其中促進(jìn)性建言包括“會(huì)考慮并就組織中可能存在的問題提出自己的建議和想法”等5個(gè)題項(xiàng)，抑制性建言包括“直言不諱地提出給單位帶來損失的問題”等5個(gè)題項(xiàng)，Cronbach′s α的值分別為0.898和0.900。

工作單位結(jié)構(gòu)。參考Aryee等編制的工作單位結(jié)構(gòu)問卷[17]，并根據(jù)中國情境適當(dāng)修改，共12個(gè)題項(xiàng)，工作單位結(jié)構(gòu)用機(jī)械化和有機(jī)化兩個(gè)特征來衡量，成對(duì)的描述工作單位結(jié)構(gòu)，其中有機(jī)式結(jié)構(gòu)包括“組織內(nèi)溝通渠道高度結(jié)構(gòu)化并嚴(yán)密限制獲得重要信息”等6個(gè)題項(xiàng)，機(jī)械式結(jié)構(gòu)包括“組織有暢快的溝通渠道，重要的金融與操作信息在公司十分自由的傳遞”等6個(gè)題項(xiàng)，Cronbach′s α的值分別為0.914和0.907。

創(chuàng)新績效。采用韓翼等基于中國員工開發(fā)的創(chuàng)新績效量表[18]，包括8個(gè)題項(xiàng)，其中創(chuàng)新意愿包括“為了改善現(xiàn)有狀況提供新想法”等3個(gè)題項(xiàng)，創(chuàng)新行動(dòng)包括“使企業(yè)的重要組織成員關(guān)注創(chuàng)新性思維”等2個(gè)題項(xiàng)，創(chuàng)新成果包括“把創(chuàng)新性想法轉(zhuǎn)化成實(shí)際應(yīng)用等”等3個(gè)題項(xiàng)，Cronbach′s α的值分別為0.905、0.797和0.906。

控制變量。參考段錦云等[19]和包艷等[2]的研究成果，選取性別、年齡、工齡和學(xué)歷作為本研究的控制變量。

2 實(shí)證分析

本文采用多元線性回歸方法驗(yàn)證員工PDO、工作單位結(jié)構(gòu)、建言行為、創(chuàng)新績效間的關(guān)系，采用AMOS23.0進(jìn)行變量區(qū)分效度檢驗(yàn)，并運(yùn)用SPSS23.0進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、相關(guān)性分析以及多元線性回歸分析。

2.1 探索性因子分析

本文參考Podsakoff等的研究[20]，首先，在問卷設(shè)計(jì)時(shí)對(duì)變量進(jìn)行亂序處理,并采用三階段問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，每個(gè)階段時(shí)間間隔為20天，從而在程序控制上減少共同方法偏差，但是本文的變量數(shù)據(jù)均來自基層員工的自填問卷，可能會(huì)存在同源方差問題。因此，首先采用主成分分析法，提取特征值大于1的8個(gè)因子；其次，Harman單因素檢驗(yàn)法顯示，第一個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為27.437%，不超過40%，表現(xiàn)良好，說明量表共同方法偏差不嚴(yán)重，問卷量表通過檢驗(yàn)，可進(jìn)行后續(xù)研究。

為了保證最大限度提取原有量表的信息，以及對(duì)提取后的變量進(jìn)行解釋，采取正交旋轉(zhuǎn)的方法進(jìn)行分析，將各項(xiàng)指標(biāo)歸類為8類因子，并根據(jù)專業(yè)知識(shí)分別命名。在因子載荷矩陣中各項(xiàng)指標(biāo)都大于0.5，說明各主因子能良好地解釋變量。

2.2 驗(yàn)證性因子分析

本研究運(yùn)用AMOS23.0軟件采用極大似然法進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，對(duì)模型及量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行驗(yàn)證。模型適配度指標(biāo)CMIN/DF=2.034、RMSEA=0.05、RMR=0.037、GFI=0.867、CFI=0.944、IFI=0.944、PNFI=0.805，所有適配度指標(biāo)均可滿足臨界值要求，模型適配度較好，可做進(jìn)一步假設(shè)檢驗(yàn)。根據(jù)實(shí)際調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)，問卷模型由8個(gè)因子構(gòu)成，各測量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量值均大于0.5，臨界比率C.R.均大于1.96，且均在0.001水平上顯著；此外，各因子的組合信度均大于0.7，說明模型的組合信度良好；各因子的平均方差抽取量AVE值均大于0.5，模型聚合效度良好；在因子模型的適配指標(biāo)結(jié)果中，卡方自由度比值為2.407，小于3.000，模型適配度良好，處于可接受的水平。以上結(jié)果說明理論模型與實(shí)際數(shù)據(jù)之間契合度較高，模型結(jié)果較有說服力。各變量的最小平均方差抽取量AVE正平方根為0.788，大于最大的相關(guān)系數(shù)0.677，說明各潛變量兩兩之間具有良好的區(qū)分效度。綜上可得，問卷結(jié)構(gòu)模型組合信度和結(jié)構(gòu)效度均比較好，與實(shí)際數(shù)據(jù)契合度較高，問卷模型通過驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)，問卷及維度設(shè)置合理。

2.3 回歸分析

2.3.1 中介作用

本研究采用SPSS23.0對(duì)收集數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析，并借鑒溫忠麟等的研究方法[21]驗(yàn)證中介假設(shè)，回歸結(jié)果見表1。

由模型1、模型4、模型7和模型10可知，員工權(quán)力距離取向?qū)?chuàng)新績效有顯著負(fù)向影響(β=-0.424，P<0.001)，并且對(duì)創(chuàng)新績效的三個(gè)維度創(chuàng)新意愿(β=-0.348，P<0.001)、創(chuàng)新行動(dòng)(β=-0.316，P<0.001)和創(chuàng)新成果(β=-0.312，P<0.001)都有顯著的負(fù)向影響。由模型13和模型14可知，員工權(quán)力距離取向?qū)Υ龠M(jìn)性建言(β=-0.382，P<0.001)和抑制性建言(β=-0.329，P<0.001)都有顯著的負(fù)向影響，滿足中介檢驗(yàn)的前提條件。然后，加入中介變量建言行為，由模型2可知，促進(jìn)性建言對(duì)創(chuàng)新績效有顯著的正向影響(β=0.314，P<0.001)，而權(quán)力距離對(duì)創(chuàng)新績效的影響變?nèi)?β系數(shù)絕對(duì)值由0.424降至0.304)，說明促進(jìn)性建言中介二者關(guān)系；由模型3可知，抑制性建言對(duì)創(chuàng)新績效有顯著的正向影響(β=0.268，P<0.001)，而權(quán)力距離對(duì)創(chuàng)新績效的影響變?nèi)?β系數(shù)絕對(duì)值由0.424降至0.304)，說明促進(jìn)性建言中介二者關(guān)系。同樣由模型5、模型6、模型8、模型9、模型11和模型12可知，促進(jìn)性建言對(duì)創(chuàng)新意愿(β=0.258，P<0.001)、創(chuàng)新行動(dòng)(β=0.240，P<0.01)和創(chuàng)新成果(β=0.228，P<0.001)均有顯著的正向影響，抑制性建言對(duì)創(chuàng)新意愿(β=0.173，P<0.001)、創(chuàng)新行動(dòng)(β=0.206，P<0.01)和創(chuàng)新成果(β=0.240，P<0.01)均有顯著的正向影響。當(dāng)加入中介變量后，促進(jìn)性建言對(duì)創(chuàng)新意愿(β=0.258，P<0.001)、創(chuàng)新行動(dòng)(β=0.240，P<0.01)和創(chuàng)新成果(β=0.228，P<0.001)均有顯著的正向影響(β=0.258，P<0.001)，而權(quán)力距離對(duì)創(chuàng)新績效三個(gè)維度的影響變?nèi)?β系數(shù)絕對(duì)值分別由0.348降至0.249，0.316降至0.224，0.312降至0.225)，說明促進(jìn)性建言中介權(quán)力距離取向與創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新行動(dòng)和創(chuàng)新成果之間的關(guān)系；抑制性建言對(duì)創(chuàng)新意愿(β=0.173，P<0.001)、創(chuàng)新行動(dòng)(β=0.206，P<0.01)和創(chuàng)新成果(β=0.240，P<0.01)均有顯著的正向影響(β=0.258，P<0.001)，而權(quán)力距離對(duì)創(chuàng)新績效三個(gè)維度的影響變?nèi)?β系數(shù)絕對(duì)值分別由0.348降至0.249，0.316降至0.224，0.312降至0.233)，說明抑制性建言中介權(quán)力距離取向與創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新行動(dòng)和創(chuàng)新成果之間的關(guān)系。

表1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)回歸分析結(jié)果

2.3.2 調(diào)節(jié)作用分析

本文借鑒溫忠麟等的研究方法[21]對(duì)工作單位結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)并研究調(diào)節(jié)變量機(jī)械式結(jié)構(gòu)、有機(jī)式結(jié)構(gòu)在上述影響關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，檢驗(yàn)結(jié)果表明，工作單位結(jié)構(gòu)由有機(jī)式結(jié)構(gòu)-機(jī)械式結(jié)構(gòu)構(gòu)成,數(shù)值越大，高調(diào)節(jié)，偏向于有機(jī)式結(jié)構(gòu);數(shù)值越小，低調(diào)節(jié)，偏向于機(jī)械式結(jié)構(gòu)。

由表2可知，針對(duì)促進(jìn)性建言的調(diào)節(jié)中，交互項(xiàng)權(quán)力距離×工作單位結(jié)構(gòu)對(duì)促進(jìn)性建言有顯著的正向影響，調(diào)節(jié)系數(shù)為0.254，因此工作單位結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)權(quán)力距離與促進(jìn)性建言之間的關(guān)系；針對(duì)抑制性建言的調(diào)節(jié)中，交互項(xiàng)權(quán)力距離×工作單位結(jié)構(gòu)對(duì)抑制性建言有顯著的正向影響，調(diào)節(jié)系數(shù)為0.246，因此工作單位結(jié)構(gòu)正向調(diào)節(jié)權(quán)力距離與抑制性建言之間的關(guān)系。

表2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)回歸分析結(jié)果

3 結(jié)論與討論

本文根據(jù)423份基層員工的數(shù)據(jù)，探討基層員工權(quán)力距離取向、建言行為與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：基層員工的權(quán)力距離取向越高，他們在組織中的建言行為和創(chuàng)新績效也就越低；建言行為部分中介基層員工權(quán)力距離取向與創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新行動(dòng)和創(chuàng)新成果之間的關(guān)系；工作單位結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)基層員工權(quán)力距離取向與建言行為之間的關(guān)系，相較于機(jī)械式結(jié)構(gòu)，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中員工權(quán)力距離取向?qū)Υ龠M(jìn)性建言的負(fù)向影響更弱，并且員工權(quán)力距離取向?qū)σ种菩越ㄑ缘呢?fù)向影響也更弱，這意味著有機(jī)式結(jié)構(gòu)能緩解基層員工權(quán)力距離取向?qū)ㄑ孕袨楹蛣?chuàng)新績效的不利影響。

本文主要貢獻(xiàn)：一是將建言行為作為中介變量，從權(quán)力價(jià)值觀視角探究權(quán)力距離取向?qū)?chuàng)新績效的內(nèi)在作用機(jī)理，豐富了組織行為學(xué)與創(chuàng)新績效的研究框架；二是將工作單位結(jié)構(gòu)作為調(diào)節(jié)變量，探究其對(duì)權(quán)力距離取向與建言行為關(guān)系的影響，豐富了建言行為前因變量的理論模型。

當(dāng)前，創(chuàng)新已經(jīng)成為企業(yè)生存和發(fā)展的源泉，本研究可以為企業(yè)管理者提高創(chuàng)新績效提供理論參考。為提高創(chuàng)新績效，組織不僅要重視對(duì)重點(diǎn)人才的培養(yǎng)，更要關(guān)注基層員工的心理感知和權(quán)力地位感知，降低領(lǐng)導(dǎo)與基層員工之間的權(quán)力距離，進(jìn)而激發(fā)員工對(duì)于組織不滿和意見的表達(dá)，做出建言行為，最終提高創(chuàng)新績效。企業(yè)的工作單位結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)員工權(quán)力距離取向?qū)ㄑ孕袨榈挠绊?，相?duì)機(jī)械式結(jié)構(gòu)而言，在有機(jī)式結(jié)構(gòu)中，相同PDO的員工在工作中表現(xiàn)出更多的建言行為。組織管理人員在管理實(shí)踐中應(yīng)通過溝通渠道暢通化、操作方式自由化、控制寬松化等構(gòu)建企業(yè)有機(jī)化的工作單位結(jié)構(gòu)，激發(fā)員工更多的建言行為，從而提升創(chuàng)新績效；另外，可以建立企業(yè)管理人員與基層員工之間匿名的反饋機(jī)制，并且在選聘員工時(shí)，選聘低權(quán)力距離取向員工，從而促進(jìn)員工建言和企業(yè)創(chuàng)新。

本文采用三階段的問卷調(diào)查法收集數(shù)據(jù)，雖然在某種程度上減少了同源性誤差，但由于采用員工自評(píng)的方式，在涉及相關(guān)道德問題時(shí)可能存在一定的社會(huì)稱許性，因此未來研究可以采用配對(duì)或組織情景模擬的方法來提升數(shù)據(jù)客觀性。另外，研究對(duì)象主要為以創(chuàng)新為導(dǎo)向的企業(yè)，對(duì)于一些以規(guī)章化和流程化工作為主以及不強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新的企業(yè)來說，權(quán)力距離取向?qū)τ谄淇冃У谋憩F(xiàn)可能會(huì)出現(xiàn)不同的結(jié)果，未來研究可進(jìn)一步考慮該類型企業(yè)員工權(quán)力距離取向?qū)ζ涔ぷ骺冃У挠绊憽?/p>