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    管理者如何運用人口特征來“慧眼識珠”

    2017-06-30 13:12程志輝胡筱菲韓翼
    關(guān)鍵詞:元分析文化差異

    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。

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    (責(zé)任編輯王婷婷)

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