管理者如何運用人口特征來“慧眼識珠”

程志輝++胡筱菲++韓翼

摘要：運用HunterSchmidt法對32篇實證論文中的38個獨立研究組成的10040個樣本進行元分析，系統(tǒng)研究了員工性別等人口特征與員工主動擔責(zé)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，員工的性別、年齡、受教育水平、組織任期與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)但比較弱，而組織地位與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)且比較強；同時，數(shù)據(jù)來源會調(diào)節(jié)受教育水平和組織地位與員工主動擔責(zé)的關(guān)系，而文化差異來則會調(diào)節(jié)受教育水平和組織任期與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。最后，發(fā)表性偏誤分析結(jié)果表明本文的元分析結(jié)果可靠性較高。

關(guān)鍵詞：員工主動擔責(zé)；人口特征；元分析；數(shù)據(jù)來源；文化差異

中圖分類號：F272.91

文獻標識碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2017.03.0011

隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，企業(yè)在經(jīng)營過程中面臨的不確定性不斷增加，許多企業(yè)管理者已清醒地認識到，唯有充分調(diào)動員工的主動性，才能確保企業(yè)在市場競爭中立于不敗之地。例如聯(lián)想的柳傳志在2014年博鰲亞洲論壇中就說到：“讓每一個人能成為公司前進中的發(fā)動機，而不是被領(lǐng)導(dǎo)所帶動的齒輪?！逼鋵?，他所倡導(dǎo)的“發(fā)動機文化”就是積極鼓勵企業(yè)的每位員工主動作為。學(xué)者Katz指出，任何一位企業(yè)管理者都無法預(yù)見所有可能的意外事件和環(huán)境變化，所以員工自發(fā)地做出超越角色外要求的建設(shè)性行為對組織生存和發(fā)展至關(guān)重要[1]。隨后，學(xué)者Morrison和Phelps用“taking charge”（主動擔責(zé)）這一構(gòu)念來描述員工的這類變革行為[2]。它與員工建言不同，更強調(diào)個體自身實際行動去推動變革，而非通過迂回方式建議他人如何去推動變革[3]。總之，與其它員工角色外行為相比，員工主動擔責(zé)更突顯自發(fā)性、變革導(dǎo)向和風(fēng)險性等特征[2，4]。

雖然員工主動擔責(zé)對企業(yè)的意義不言而喻，然而管理者如何通過人口特征有效識別主動擔責(zé)的員工呢？學(xué)界在這方面分歧較大。以性別為例（0=女，1=男），一些研究證實男性比女性更可能做出主動擔責(zé)行為[56]；而另一些研究卻恰好相反[79]；同時，還有研究發(fā)現(xiàn)，性別與員工主動擔責(zé)不相關(guān)[2，1011]。類似的情況在年齡、受教育水平等其它人口特征中也存在。因此，學(xué)者Vadera等呼吁應(yīng)該系統(tǒng)研究人口特征與員工主動擔責(zé)的關(guān)系[12]。因為對文獻進行定量分析是解決這類問題的有效途徑，所以本文運用Schmidt和Hunter[13]的元分析流程和程序來探討這一問題。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）員工主動擔責(zé)的界定與測量

員工主動擔責(zé)是指由員工自愿做出旨在改善崗位、部門和組織之間工作開展方式的一類變革行為[2]，如引入更高效的工作方式、糾正工作中錯誤的程序或做法等。該構(gòu)念有別于員工的其他角色外行為，因為它突顯自發(fā)性、變革導(dǎo)向、風(fēng)險性等特點。由于角色外行為界定的難度，Parker和Collins將員工主動擔責(zé)劃入工作層面的主動性行為[3]，并運用網(wǎng)絡(luò)法則將員工主動擔責(zé)與相似構(gòu)念進行有效區(qū)分。例如，與個體創(chuàng)新相比，員工主動擔責(zé)不需要強調(diào)新穎性，因為員工可以將其它企業(yè)的優(yōu)秀做法引入組織中；與員工建言相比，員工主動擔責(zé)強調(diào)員工身體力行的行動。

目前，學(xué)界中對員工主動擔責(zé)進行測量主要采用Morrison和Phelps開發(fā)的10個題項的單維度量表[2]，題項如“嘗試改進流程來提升組織效率”等。后來，學(xué)者Griffin等將員工主動性行為針對的對象不同，將其劃分為針對核心任務(wù)、團隊成員和組織的主動行為三種[14]，每個含三個測項。還有學(xué)者Parker和Collins運用網(wǎng)絡(luò)法則區(qū)分員工主動性工作行為時，使用了一個三個題項量表[3]，這些都是對Morrison和Phelps量表的簡化或修訂。

（二）人口特征與員工主動擔責(zé)的關(guān)系

1.性別與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。社會角色理論認為，社會所制定的兩性勞動分工導(dǎo)致性別角色期望差異，進而促成男女的社會行為差異 [15]。同理，組織中的領(lǐng)導(dǎo)對男女員工的行為期望也存在差異，如他們往往期望男性在與控制、自信和能力等有關(guān)方面表現(xiàn)出主動，而期望女性員工積極表現(xiàn)出跟情感表達相關(guān)的一類行為（如表達友好、關(guān)心他人等）[16]。Kidder和Parks進一步研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)對不同性別的員工在主動性行為上的期望也不一樣[16]。由于員工主動擔責(zé)是一種具有挑戰(zhàn)性和變革導(dǎo)向的角色外行為，而領(lǐng)導(dǎo)往往對男性在這方面會寄予更高期望。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1：與女性相比，男性更可能在工作中展現(xiàn)出主動擔責(zé)。

2.年齡與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。年齡是另一個常見的人口特征變量。Grant和 Ashford[9]指出，與年輕員工相比，年長員工可能擁有更多有效地實施主動性行為的知識、技能和能力。例如，國內(nèi)學(xué)者段錦云等對員工建言的元分析結(jié)果也表明，年齡越大的員工越敢于建言[17]。因為隨著年齡的增長，個體的社會閱歷和經(jīng)驗都會增加，心智也更加成熟，這些社會閱歷和經(jīng)驗都是個體能在工作中有擔責(zé)的必要條件。學(xué)者Greller和Simpson研究發(fā)現(xiàn)[18]，年長員工的工作績效未必比年輕員工差，因為他們長期積累的技能和經(jīng)驗?zāi)軌驈浹a年齡增長導(dǎo)致生產(chǎn)力的下降。由此，本研究提出如下假設(shè)：

H2：員工年齡與員工主動擔責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工年齡的增加，其做出主動擔責(zé)可能性越高。

3.受教育水平與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。受教育水平能夠為個體提供基本的知識和技能，是個體做出主動性行為的重要資本。例如，Van Dyne和Lepine研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平能夠增加員工建言和提出反傳統(tǒng)的想法[19]。從人力資本的角度來看，受教育是一種重要的人力資本投入[20]。正式的教育可能給個體帶來增強主動擔責(zé)所必需的深層的分析知識。由此，本文提出如下假設(shè)：

H3：受教育水平與員工主動擔責(zé)之間正相關(guān)，即員工受教育水平越高，其在工作中展現(xiàn)出主動擔責(zé)的可能性越高。

4.組織任期與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。組織任期是指員工在某個組織中被雇傭的時長。工作嵌入理論認為，隨著員工組織任期的增長，其與組織嵌入越深，也能與組織休戚與共。此外，人力資本理論也認為，組織任期長的員工在職業(yè)生涯過程中積累了大量與工作相關(guān)的知識，是其實施主動擔責(zé)行為的重要資本。相較而言，新進員工一般對組織或?qū)M織正式或非正式的文化和目標知之甚少，因此超出角色規(guī)范做事的可能性較低[12]。由此，本文提出如下假設(shè)：

H4：組織任期與員工主動擔責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工進入組織的時間增長，其在工作中展現(xiàn)出主動擔責(zé)的可能性越高。

5.組織地位與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。本文關(guān)注的組織地位是指組織設(shè)計中對員工的正式規(guī)定，如職位或?qū)蛹?。Vadera等認為，在組織中地位較低的員工可能對組織規(guī)范有相對簡單而死板的看法，不大可能做出任何偏離組織規(guī)范的行為，因為他們害怕受到懲罰[12]。相反，職位高的員工因為擁有更多資源，且注重控制感和自主權(quán)，更有可能做出變革型組織公民行為。由此，本文提出如下假設(shè)：

H5：員工組織地位與員工主動擔責(zé)之間正相關(guān)，即組織地位越高的員工越可能做出主動擔責(zé)行為。

（三）研究特征的調(diào)節(jié)作用

1.數(shù)據(jù)來源的調(diào)節(jié)作用。數(shù)據(jù)來源或員工主動擔責(zé)的評價方式是一個可能的重要調(diào)節(jié)變量，如學(xué)者Van Dyne和LePine指出，在對員工角色外行為進行評價時，自評方式比他評方式更可能存在自我報告偏差現(xiàn)象[19]。從納入元分析的文獻來看，員工主動擔責(zé)的評價包括三種：員工自評、領(lǐng)導(dǎo)評價和同事評價。但是，由于采用同事評價的文獻太少，本文將領(lǐng)導(dǎo)評價和同事評價的文獻統(tǒng)一劃入到“他評”。因此，本文提出如下假設(shè)：

H6（ae）：員工主動擔責(zé)的數(shù)據(jù)來源會調(diào)節(jié)人口特征與員工主動擔責(zé)的關(guān)系，即采用不同的數(shù)據(jù)來源，性別（6a）、年齡（6b）、受教育水平（6c）、組織任期（6d）和組織地位（6e）對員工主動擔責(zé)的影響存在顯著差異。

2.文化差異的調(diào)節(jié)作用。文化差異是導(dǎo)致個體行為差異的重要因素。以權(quán)力距離為例，不同文化中人們的權(quán)力距離存在差異，如中國人較高，而美國人較低。有研究證實，權(quán)力距離與員工主擔責(zé)呈負相關(guān)[10，21]。而且，一般男性的權(quán)力距離比女性低。由此可推斷，不同文化中男女行為會不同。此外，中國文化強調(diào)人情、面子和和諧，這些可能阻礙員工主動擔責(zé)[22]。不過，也有研究發(fā)現(xiàn)，心理集體主義也會促進員工主動擔責(zé)[8]?？梢姡幕町惪赡苁橇硪粋€重要的調(diào)節(jié)變量。因此，本文提出如下假設(shè)：

H7（ae）：文化差異會調(diào)節(jié)人口特征與員工主動擔責(zé)的關(guān)系，即在不同文化背景下，性別（7a）、年齡（7b）、受教育水平（7c）、組織任期（7d）和組織地位（7e）對員工主動擔責(zé)的影響存在顯著差異。

由此，可勾畫出本文的研究模型如圖1所示。

二、研究方法

按照國內(nèi)學(xué)者魏江等歸納HunterSchmidt元分析法的步驟，本文展開文獻檢索、整理和編碼工作[23]。

（一）文獻檢索

首先，對已發(fā)表的紙質(zhì)或電子版期刊文獻進行檢索。以taking charge、changeoriented OCB、proactive behavior等為關(guān)鍵詞搜索了CNKI中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)資源系統(tǒng)等中文權(quán)威學(xué)術(shù)數(shù)據(jù)庫，以及EBSCO、JSTOR、Science Direct、SAGE等外文期刊數(shù)據(jù)庫。

其次，對國內(nèi)外碩博論文及相關(guān)會議論文進行檢索。筆者再次以上述關(guān)鍵詞，通過對ProQuest學(xué)位論文、美國管理年會論文集、讀秀學(xué)術(shù)和谷歌學(xué)術(shù)等進行檢索，進一步完善文獻收集。

（二）文獻篩選與編碼

借鑒Chamberlin等的元分析做法[24]，本文對納入最終元分析的文獻篩選標準如下：（1）必須為實證類研究；（2）研究必須含有相關(guān)系數(shù)或能夠轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)的效應(yīng)值（如t值等）；（3）僅考慮個體層面的實證研究，剔除團隊層面和縱向研究；（4）如果不同研究使用同一樣本，則將其視為同一個研究。經(jīng)篩選，本文獲取截至到2016年8月為止的實證文獻36篇，其中含人口特征與員工主擔責(zé)關(guān)系的文獻32篇，共計38個獨立研究。所涉論文均經(jīng)過同行評議。

然后，參考Schmidt 和Hunter的編碼原則和建議[13]，對篩選文獻的基本信息、樣本特征、研究方法等進行編碼。所有編碼工作均在Excel軟件中進行。為了保證編碼的效率和準確性，正式編碼由兩個具有元分析基礎(chǔ)的研究生以背靠背式展開。首次編碼結(jié)果的內(nèi)部一致性達到95%，對于編碼中存在分歧的地方，編碼者重新閱讀文章，并展開充分討論，最終就編碼結(jié)果達成一致。本文最終獲得了117對有用相關(guān)系數(shù)，共計10 044個有效樣本。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

（一）主效應(yīng)檢驗

運用Hunter和Schmidt[13]開發(fā)的元分析程序，在剔除抽樣誤差和測量誤差之后，本文研究不僅報告了人口特征與主動擔責(zé)之間的真實效應(yīng)值（ρ）、95%的置信區(qū)間（CI95%）、標準誤等核心指標，還報告了用于判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)的80%可信區(qū)間（CrI80%）和“75%法則”（如表1所示）。

由表1可知，性別與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.08，CI95%=[0.05，0.10]），年齡與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)，受教育水平與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.12，CI95%=[0.05，0.18]），受教育水平與員工主動擔責(zé)之間顯著正相關(guān)（ρ=0.07，CI95%=[0.03，0.11]），組任期與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.11，CI95%=[0.05，0.17]），組織地位與員工主動擔責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.25，CI95%=[0.18，0.32]）。

此外，由于年齡、受教育水平和組織任期與員工主動擔責(zé)的80%置信區(qū)間含0，而且所有人口特征與員工主動擔責(zé)在抽樣誤差占觀察方差的百分比均低于75%，不滿足“75%法則”[25]?？梢酝茢?，本文的人口特征與員工主動擔責(zé)之間均存在調(diào)節(jié)變量。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

接著，運用Hunter和Schmidt的程序進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，同時借鑒DeJone等[26]的做法，計算各亞組變量間效應(yīng)值差異的95%置信區(qū)間，用以比較真實效應(yīng)值均顯著的亞組之間的差異顯著性。結(jié)果如表2所示。

從數(shù)據(jù)來源來看：（1）在性別上，雖然無論采用自評還是他評，性別與員工主動擔責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0（CI95%差異=[-0.05，0.06]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（2）在年齡上，他評時年齡與員工主動擔責(zé)的真實效應(yīng)值比自評時高0.03（CI95%差異=[-0.06，0.12]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（3）在受教育水平上，采用自評時受教育水平與員工主動擔責(zé)的關(guān)系不顯著（ρ=0.07，CI95%=[-0.03，0.11]），而采用他評時二者關(guān)系顯著（ρ=0.07，CI95%=[0.02，0.11]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；（4）在組織任期上，無論采用自評還是他評，組織任期與員工主動擔責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03（CI95%差異=[-0.06，0.12]，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（5）在組織地位上，采用他評時組織地位與員工主動擔責(zé)的真實效應(yīng)值比自評時高出0.09（CI95%差異=[0.02，0.16]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。由此可知，假設(shè)H6c和H6e獲得驗證，而H6a、H6b、H6d未得到支持。

同理，從文化差異來看：（1）雖然無論是在中國文化差異下還是非中國文化差異下，性別與員工主動擔責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03（CI95%差異=[-0.02，0.08]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（2）在年齡上，非中國文化差異下年齡與員工主動擔責(zé)的真實效應(yīng)值比中國文化差異下高0.14（CI95%差異=[-0.01，0.14]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（3）在受教育水平上，中國背景下受教育水平與員工主動擔責(zé)的關(guān)系顯著（ρ=0.08，CI95%=[0.04， 0.11]），而在非中國文化差異下二者關(guān)系不顯著（ρ=0.02，CI95%=[-0.11，0.15]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；（4）在組織任期上，在中國文化差異下組織任期與員工主動擔責(zé)的關(guān)系不顯著（ρ=0.07，CI95%=[-0.01，0.14]），而在非中國文化差異下，組織任期與員工主動擔責(zé)的關(guān)系顯著（ρ=0.15，CI95%=[0.06，0.24]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；（5）在組織地位上，非中國文化差異下組織地位與員工主動擔責(zé)的真實效應(yīng)值比中國文化差異下的高出0.01（CI95%差異=[-0.08，0.10]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立。由此可知，假設(shè)H7c和H7d獲得驗證，而H7a、H7b和H7d未獲得支持。

（三）發(fā)表性偏誤分析

發(fā)表性偏誤主要是指由于論文評審人根據(jù)論文研究中自變量對因變量影響效應(yīng)值的大小、方向，如最典型的“抽屜文件效應(yīng)”。學(xué)者Rosenthal運用“失效安全系數(shù)”（Failsafe number）這一指標來估計導(dǎo)致元分析結(jié)果逆轉(zhuǎn)所需要未發(fā)表的研究的數(shù)量[23]。一般而言，失效安全系數(shù)越大，表明元分析結(jié)果被推翻的可能性就越小。采用Comprehensive MetaAnalysis version 2（CMA 2.0）專業(yè)元分析軟件，本文獲得了人口特征與主動擔責(zé)關(guān)系的發(fā)表性偏誤結(jié)果（如表3所示）。由該表可知，在臨界值（=0.05的水平下，性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動擔責(zé)元分析結(jié)果的失效安全系數(shù)范圍為66～369，而且對應(yīng)的Z值均大于1.96，表明本元分析結(jié)果穩(wěn)健性較高。

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

第一，員工性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位等人口特征與員工主動擔責(zé)均呈顯著正相關(guān)關(guān)系。按照Cohen效應(yīng)值大小標準[27]對本文獲得的人口特征與員工主動擔責(zé)相關(guān)關(guān)系的真實效應(yīng)值衡量發(fā)現(xiàn)，組織地位與員工主動擔責(zé)正相關(guān)程度最高，而員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動擔責(zé)相關(guān)關(guān)系比較弱。

第二，數(shù)據(jù)來源和文化差異會調(diào)節(jié)人口特征與員工主動擔責(zé)的相關(guān)關(guān)系。具體而言：數(shù)據(jù)來源或員工主動擔責(zé)的評分方式能夠調(diào)節(jié)員工學(xué)歷和組織地位與員工主動擔責(zé)之間的關(guān)系，而文化差異則會調(diào)節(jié)員工受教育水平和組織任期與員工主動擔責(zé)關(guān)系。換言之，數(shù)據(jù)來源和文化差異能為現(xiàn)有年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動擔責(zé)實證研究中出現(xiàn)矛盾性結(jié)論提供可能的合理解釋。

（二）理論貢獻

本文響應(yīng)了學(xué)者Vadera等對系統(tǒng)研究人口特征與員工建設(shè)性偏差行為（含主動擔責(zé)）關(guān)系的呼吁[12]。雖然學(xué)者Tornau和Frese在利用元分析澄清建言、主動擔責(zé)和主動性人格等構(gòu)念時也考慮到了員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動擔責(zé)的關(guān)系，但是分析和談?wù)摰某潭炔粔騕28]。與該篇論文的元分析相比，本文存在如下兩點貢獻：

第一，本文是專門探討人口特征與員工主動擔責(zé)關(guān)系的元分析。本文元分析與Tornau和Frese均存在兩點差異[28]：一是本文人口特征與員工主動擔責(zé)的主效應(yīng)均顯著，而上述二位學(xué)者的結(jié)果多數(shù)不太顯著；二是本文還著重考量了組織地位的影響。結(jié)果差異可能的主要原因是本文根據(jù)研究假設(shè)對部分相關(guān)系數(shù)符號進行了修正。以性別為例，有的學(xué)者用（0=男，1=女）或（1=男，2=女），本文全部統(tǒng)一（0=女，1=男），這會影響加權(quán)平均效應(yīng)值大小，并最終影響真實效應(yīng)值。此外，本文能為后續(xù)員工主動擔責(zé)實證研究中控制變量的選取提供依據(jù)。

第二，本文還考量了研究特征的調(diào)節(jié)作用，特別是文化差異。與Tornau和Frese的元分析研究相比[28]，本研究不僅考量數(shù)據(jù)來源的調(diào)節(jié)效應(yīng)，還特別考量文化差異的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究結(jié)果能為現(xiàn)有實證研究存在矛盾性結(jié)果提供可能的合理解釋，如受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動擔責(zé)的關(guān)系。

（三）管理建議

本文對企業(yè)管理者通過人口特征快速地識別和篩選企業(yè)中能夠主動擔責(zé)的員工也具有較強的實踐指導(dǎo)意義。

第一，企業(yè)管理者使用人口特征作決策時應(yīng)考量優(yōu)先次序。本文建議企業(yè)管理者在篩選企業(yè)內(nèi)部能夠主動擔責(zé)的員工時應(yīng)優(yōu)先考慮員工的組織地位，其次再考慮員工的性別等其他人口特征。由于員工主動擔責(zé)具有變革性和風(fēng)險性的特點，需要消耗員工大量的資源，而組織地位較高的員工往往具備資源上的優(yōu)勢，因而更可能做出主動擔責(zé)行為。除了通過員工組織地位識別能夠主動擔責(zé)的員工外，企業(yè)管理者同樣可以通過晉升等激勵手段激發(fā)員工主動擔責(zé)。

第二，企業(yè)管理者在運用員工人口特征識別能夠主動擔責(zé)的員工時還應(yīng)考量文化差異。本文建議企業(yè)管理者，在中國文化背景下，應(yīng)該多考慮受教育水平高的員工，而在非中國文化背景下則應(yīng)該多考慮組織任期長的員工，因為非中國文化背景中年長員工主動擔責(zé)的可能性也越高。

[參考文獻]

[1]Katz D. The Motivational Basis of Organizational Behavior[J]. Behavioral Science， 1964，9（2）：131146.

[2]Morrison E W， Phelps C C. Taking Charge at Work： Extrarole Efforts to Initiate Workplace Change[J]. Academy of Management Journal， 1999，42（4）：403429.

[3]Parker S K， Collins C G. Taking Stock： Integrating and Differentiating Multiple Proactive Behaviors[J]. Journal of Management， 2010，36（3）：633662.

[4]McAllister D J， Kamdar D， Morrison E W， et al. Disentangling Role Perceptions： How Perceived Role Breadth， Discretion， Instrumentality， and Efficacy Relate to Helping and Taking Charge [J]. Journal of Applied Psychology， 2007，92（5）：12001211.

[5]Choi J N. ChangeOriented Organizational Citizenship Behavior： Effects of Work Environment Characteristics and Intervening Psychological Processes[J]. Journal of Organizational Behavior， 2007，28（4）：467484.

[6]Lin C C ， Kao Y T， Chen Y L， et al. Fostering ChangeOriented Behaviors： A BroadenandBuild Model[J]. Journal of Business and Psychology， 2016，31（3）：116.

[7]Li S， He W， Yam K C， et al. When and Why Empowering Leadership Increases Followers' Taking Charge： A multilevel Examination in China[J]. Asia Pacific Journal of Management， 2015，32（3）：645670.

[8]Love M S， Dustin S L. An Investigation of Coworker Relationships and Psychological Collectivism on Employee Propensity to Take Charge[J]. The International Journal of Human Resource Management， 2014，25（9）：12081226.

[9]Grant A M.， Parker S， Collins C. Getting Credit for Proactive Behavior： Supervisor Reactions Depend on What You Value and How You Feel[J]. Personnel Psychology， 2009，62（1）：3155.

[10]李紹龍，龍立榮，朱其權(quán).同心求變：參與型領(lǐng)導(dǎo)對員工主動變革行為的影響機制研究[J].預(yù)測，2015，34（3）：17.

[11]Kim T Y， Liu Z. Taking charge and employee outcomes： the moderating effect of emotional competence[J]. The International Journal of Human Resource Management， 2017，28（5）：775793.

[12]Vadera A K， Pratt M G， Mishra P. Constructive Deviance in Organizations Integrating and Moving Forward[J]. Journal of Management， 2013，39（5）：12211276.

[13]Schmidt F L， Hunter J E. Methods of Metaanalysis： Correcting Error and Bias in Research Findings（3rd Edition） [M].Thousand Oaks， California： Sage Publications， 2014.

[14]Griffin M A， Neal A， Parker S K. A New Model of Work Role Performance： Positive Behavior in Uncertain and Interdependent Contexts[J]. Academy of Management Journal， 2007，50（2）：327347.

[15]Eagly A H， Wood W. The Origins of Sex Differences in Human Behavior： Evolved Dispositions versus Social Roles[J]. American Psychologist， 1999，54（6）：408.

[16]Kidder D L， Parks J M L. The Good Soldier： Who Is S （he）？[J]. Journal of Organizational Behavior， 2001，22（8）：939959.

[17]段錦云，張晨，徐悅.員工建言行為的人口統(tǒng)計特征元分析[J].心理科學(xué)與進展，2016，24（10）：15681582.

[18]Greller M M， Simpson P. In Search of Late Career： A Review of Contemporary Social Science Research Applicable to the Understanding of Late Career[J]. Human Resource Management Review， 1999，9（3）：309347.

[19]Van Dyne L， LePine J A. Helping and Voice Extrarole Behaviors： Evidence of Construct and Predictive Validity [J]. Academy of Management Journal， 1998，41（1）：108119.

[20]Ng T W. H.， Feldman D C. Organizational Tenure and Job Performance[J]. Journal of Management， 2010，36（5）：12201250.

[21]Chen Z. A Contingency Model of Empowering Leadership on Employee Proactive Behavior：Team Power Distance Climate and Individual Power Distance Belief as Tthe Moderators[D]. Hong Kong： Hong Kong University of Science and Technology， 2011.

[22]Leung K， Chen Z， Zhou F， et al. The Role of Relational Orientation as Measured by Face and Renqing in Innovative Behavior in China： An Indigenous Analysis[J]. Asia Pacific Journal of Management，2014，31（1）：105126.

[23]魏江，趙立龍，馮軍政.管理學(xué)領(lǐng)域中元分析研究現(xiàn)狀評述及實施過程[J].浙江大學(xué)學(xué)報：人文社會科學(xué)版，2012，42（5）：144156.

[24]Chamberlin M， Newton D W， Lepine J A. A MetaAnalysis of Voice and its Promotive and Prohibitive Forms： Identification of Key Associations， Distinctions， and Future Research Directions[J]. Personnel Psychology， 2017， 70（1）：1171.

[25]羅勝強，姜嬿.管理學(xué)問卷調(diào)查研究方法[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2014.

[26]DeJong B A， Dirks K T， Gillespie N. Trust and Team Performance： A MetaAnalysis of Main Effects， Moderators， and Covariates [J]. Journal of Applied Psychology， 2016，101（8）：11341150.

[27]Cohen J. Statistical Power Analysis for the Behavioral Sciences （2nd Edition） [M]. New York： Hillsdale，1988.

[28]Tornau K， Frese M. Construct CleanUp In Proactivity Research： A MetaAnalysis on the Nomological Net of WorkRelated Proactivity Concepts and Their Incremental Validities[J]. Applied Psychology， 2013，62（1）：4496.

（責(zé)任編輯王婷婷）