組織內(nèi)信任對(duì)員工負(fù)責(zé)行為的影響

黃勇+彭紀(jì)生

摘要：基于394名企業(yè)員工的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從信任角度分析了員工負(fù)責(zé)行為的發(fā)生機(jī)制，研究結(jié)果表明：主管信任和同事信任對(duì)負(fù)責(zé)行為有顯著的正向影響，角色寬度自我效能感在主管信任和同事信任與負(fù)責(zé)行為之間起到了部分中介作用，但是在組織信任與負(fù)責(zé)行為之間的中介效應(yīng)不顯著。

關(guān)鍵詞：組織信任; 主管信任;同事信任;角色寬度自我效能感;負(fù)責(zé)行為

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.01.16

中圖分類號(hào)：F272.92 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ?文章編號(hào)：1001-8409（2015）01-0074-04

The Influence of Intra-organizational Trust on

Employee Taking Charge

——the Mediating Role of Role Breadth Self-efficacy

HUANG Yong1，PENG Ji-sheng2

（1.School of Business， Northwest Normal University，Lanzhou 730070;2.School of Business， Nanjing University，Nanjing 210093）

Abstract：Using a sample of 394 employees from different enterprises， this paper investigated how employeesdifferent trust affects taking charge behavior， as well as the mediating effect of role breadth self-efficacy.Results showed that role breadth self-efficacy significantly mediated the relationship between trust in supervisor， trust in coworker and taking charge， but did not mediate the relationship between trust in organization and taking charge.

Key words：trust in organization;trust in supervisor;trust in coworker;role breadth self-efficacy;taking charge

復(fù)雜動(dòng)蕩的環(huán)境和創(chuàng)新與變革壓力，使得組織的成功越來越依賴于員工的主動(dòng)性行為[1，2]。主動(dòng)性行為是員工采取的用以改變自身或工作環(huán)境的預(yù)先性行為^[1]，具有自我發(fā)起、變革導(dǎo)向和未來聚焦的特性[1，3]。這些行為可促進(jìn)員工創(chuàng)新、工作績(jī)效、職業(yè)發(fā)展，并有助于團(tuán)隊(duì)或組織效能的提升[3，4]。

目前研究者已對(duì)影響員工主動(dòng)性行為的關(guān)鍵因素進(jìn)行了探索[1，3，4]，然而，相關(guān)問題仍需深入分析。首先，現(xiàn)有研究對(duì)情境因素的探析不足[3，5]，而情境變量是影響員工主動(dòng)性行為更重要的因素^[6]。其次，研究者集中對(duì)少數(shù)特定主動(dòng)性行為，而對(duì)其他重要例如負(fù)責(zé)行為的研究不足^[5]。此外，情境因素的作用機(jī)制還需深入揭示 [5，6]。依據(jù)主動(dòng)性動(dòng)機(jī)的概念模型^[3]，本文將闡釋和驗(yàn)證員工對(duì)組織內(nèi)不同對(duì)象的信任對(duì)負(fù)責(zé)行為的影響及其中介機(jī)制，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足，促進(jìn)領(lǐng)域研究成果的整合，并為實(shí)踐者提供參考。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

Morrison和Phelps^[6]提出了負(fù)責(zé)行為的概念，定義為員工做出的自愿性的、建設(shè)性的旨在改進(jìn)所在組織、部門或自己工作如何開展的努力。負(fù)責(zé)行為比創(chuàng)新行為的范圍要廣^[7]，并且更強(qiáng)調(diào)變革的發(fā)起和執(zhí)行，而不僅是員工新想法的產(chǎn)生或意見的溝通[2，6，7]。

研究者已分析了大量個(gè)體層面的員工從事主動(dòng)性行為的前因[3，5]。由于負(fù)責(zé)行為與其他特定主動(dòng)性行為的差異，使得不能預(yù)先假定這些因素能夠適用于負(fù)責(zé)行為^[7]。另外，組織情境變量是負(fù)責(zé)行為更重要的決定因素^[6]。然而，探析負(fù)責(zé)行為重要組織情境前因的實(shí)證研究仍相對(duì)不足^[5]。由于員工從事負(fù)責(zé)行為常常伴隨著人際風(fēng)險(xiǎn)，因而員工對(duì)工作環(huán)境中他人對(duì)負(fù)責(zé)行為接受性的感知，對(duì)他們是否從事該行為將產(chǎn)生顯著影響^[3]。員工的信任能夠影響員工對(duì)他人接受性的感知。Bindl和Parker^[5]就強(qiáng)調(diào)信任的重要影響。

信任涉及一種脆弱性，這種狀態(tài)來源于一方對(duì)其所依賴的另一方動(dòng)機(jī)、意圖和行為結(jié)果準(zhǔn)確預(yù)期的不確定性[8，9]。如果對(duì)另一方的動(dòng)機(jī)、意圖和行為形成了積極預(yù)期，并產(chǎn)生了愿意接受脆弱性的意愿，那么信任就產(chǎn)生了。積極的預(yù)期是指一方對(duì)另一方能力、仁慈和正直等可信賴性因素的評(píng)價(jià)^[10]，這些評(píng)價(jià)包含認(rèn)知和情感兩個(gè)維度。接受脆弱性的意愿意味著信任方產(chǎn)生了承擔(dān)行為風(fēng)險(xiǎn)的意愿^[10]，因此，積極預(yù)期和接受脆弱性的意愿是信任定義的兩個(gè)核心要素[9，10]。Rousseau等 [8]回顧指出，信任是一方基于對(duì)對(duì)方意圖和行為的積極預(yù)期而形成的愿意接受脆弱性的心理狀態(tài)。

組織中員工會(huì)形成針對(duì)不同對(duì)象的信任，包括橫向的對(duì)同事的信任，以及縱向的對(duì)主管和組織或管理者的信任[9，10]。員工對(duì)同事或主管的信任是典型的人際信任，來源于對(duì)同事或主管的能力、仁慈和正直等特征直接體驗(yàn)基礎(chǔ)上的評(píng)估，并產(chǎn)生了接受脆弱性的意愿。員工對(duì)組織的信任則更多來源于對(duì)高層管理者的決策、制定的政策和行動(dòng)的感知^[9]。研究表明，員工對(duì)組織的信任（組織信任）、對(duì)主管的信任（主管信任）和對(duì)同事的信任（同事信任）是三種不同的信任類型 [10]。

1.1 組織內(nèi)信任對(duì)負(fù)責(zé)行為的影響

員工三種信任是影響負(fù)責(zé)行為的重要情境因素，這是因?yàn)椋海?）員工的信任表明他們?cè)敢饨邮懿煌瑢?duì)象帶來的脆弱性，脆弱性接受意愿的增強(qiáng)，提高了員工承擔(dān)行為風(fēng)險(xiǎn)的意愿^[10];（2）員工的信任可影響心理安全感，使從事負(fù)責(zé)行為的顧慮降低，從而促進(jìn)了負(fù)責(zé)行為的發(fā)生^[11];（3）員工的信任可減少?gòu)氖伦晕冶Ｗo(hù)和防御性行為，能夠?qū)⒆⒁饬性诋a(chǎn)生價(jià)值的生產(chǎn)性活動(dòng)上，而不是關(guān)注其他沒有效用的活動(dòng)，即提高了“注意力聚焦 [12]。負(fù)責(zé)行為的開展需要員工及時(shí)發(fā)現(xiàn)工作中存在的潛在問題，提出并有效執(zhí)行新的解決方法^[6]，這要求員工具有高的工作投入。注意力聚焦的增加有利于員工發(fā)現(xiàn)問題并采取創(chuàng)新性的行動(dòng)。此外，實(shí)證研究間接支持信任的影響^[13]。基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：組織信任與負(fù)責(zé)行為正相關(guān)。

假設(shè)1b：主管信任與負(fù)責(zé)行為正相關(guān)。

假設(shè)1c：同事信任與負(fù)責(zé)行為正相關(guān)。

1.2 信任對(duì)角色寬度自我效能感的影響

員工的信任還會(huì)對(duì)其角色寬度自我效能感產(chǎn)生重要影響。它是員工對(duì)其執(zhí)行一系列除規(guī)定的技術(shù)任務(wù)外更寬泛和更積極的工作任務(wù)能力的感知^[14]。原因在于：（1）員工信任意味著組織特別是高層管理者、主管或同事會(huì)提供必要的支持和幫助^[13]，而情境支持是員工效能感信念形成的重要來源^[15];（2）當(dāng)員工信任其主管和同事時(shí)，意味著主管和同事們會(huì)將他們的失誤視為一種學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)，這會(huì)鼓勵(lì)員工努力嘗試更多的角色外行為，從而積累相關(guān)的工作經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而影響效能感^[15];（3）信任使員工在工作中能保持積極的心理狀態(tài)。由于心理的喚醒程度會(huì)影響效能感的判斷^[15]，從而促進(jìn)其效能感的提高。Parker等 [13]的實(shí)證研究指出，同事信任與角色寬度自我效能感正相關(guān)?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)2a：組織信任與角色寬度自我效能感正相關(guān)。

假設(shè)2b：主管信任與角色寬度自我效能感正相關(guān)。

假設(shè)2c：同事信任與角色寬度自我效能感正相關(guān)。

1.3 角色寬度自我效能感的中介作用

社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，效能感是個(gè)體能動(dòng)性發(fā)揮的重要驅(qū)動(dòng)力，并且特定的效能感信念相比一般性的效能感，具有更強(qiáng)的激勵(lì)作用^[15]。角色寬度自我效能感是針對(duì)員工更寬泛和積極性的工作能力^[14]，因而是員工負(fù)責(zé)行為的有效預(yù)測(cè)變量。角色寬度自我效能感能夠提高行為成功的預(yù)期，從而促進(jìn)負(fù)責(zé)行為的發(fā)生。它還會(huì)影響員工的角色定義，并使員工面對(duì)挫折時(shí)，仍能堅(jiān)持完成負(fù)責(zé)行為^[14]，實(shí)證研究都支持角色寬度自我效能感的預(yù)測(cè)力^[14]?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)3：角色寬度自我效能感與負(fù)責(zé)行為正相關(guān)。

此外，角色寬度自我效能感是員工的心理認(rèn)知狀態(tài)。Parker等^[3]指出，情境因素是通過影響重要員工心理認(rèn)知狀態(tài)而影響主動(dòng)性行為。員工信任是重要的組織情境因素，角色寬度自我效能感是員工關(guān)鍵的心理認(rèn)知狀態(tài)，因而角色寬度自我效能感可發(fā)揮中介作用。基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4a：角色寬度自我效能感在組織信任和負(fù)責(zé)行為間起到了中介作用。

假設(shè)4b：角色寬度自我效能感在主管信任和負(fù)責(zé)行為間起到了中介作用。

假設(shè)4c：角色寬度自我效能感在同事信任和負(fù)責(zé)行為間起到了中介作用。

2 研究方法

2.1 研究樣本和研究程序

研究樣本來自位于北京、成都和徐州的三家大型企業(yè)，以及江蘇通州的部分中小企業(yè)的員工。在獲取企業(yè)聯(lián)系人支持的情況下開展調(diào)查。調(diào)查企業(yè)涉及制造、高科技、金融等行業(yè)。

三家大型企業(yè)通過發(fā)放紙質(zhì)問卷收集數(shù)據(jù)，通州區(qū)企業(yè)則通過電子郵件方式發(fā)放，聯(lián)系人在整理好問卷后，郵寄或發(fā)送至研究者。采取便利抽樣，共回收問卷485份，刪除錯(cuò)填、漏填等無效問卷，最終得到有效問卷394份，問卷有效率為81.2%。在有效樣本中，男性占54.3%;20～30歲的占68.3%，大專占33.5%; 88.8%為基層或中層員工;工作5年以下的占60.7%。

2.2 測(cè)量工具

為保證問卷效度，首先對(duì)所有條目進(jìn)行了雙向翻譯，并進(jìn)行了預(yù)測(cè)試，根據(jù)分析結(jié)果，分別刪除了主管信任和同事信任量表中1個(gè)載荷不顯著以及1個(gè)顯著交叉載荷的條目。測(cè)量條目均采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分量表。

組織信任采用Robinson [16]開發(fā)的雇主信任量表，并將原量表中的雇主修改為組織，共7個(gè)條目。主管信任和同事信任都采用Mcallister^[17]開發(fā)的人際信任量表，并調(diào)整了具體的參照點(diǎn)，包含認(rèn)知和情感兩個(gè)維度，共9個(gè)條目，認(rèn)知維度5個(gè)條目，情感維度4個(gè)條目。角色寬度自我效能感采用Den Hartog等^[14]研究中使用的量表，共7個(gè)條目。負(fù)責(zé)行為采用Morrison和Phelps^[6]所開發(fā)量表中7個(gè)載荷高的條目。此外，為了排除替代性解釋，本研究將性別、年齡、教育、職位、工作年限作為控制變量^[2]。

3 數(shù)據(jù)分析和結(jié)果

3.1 共同方法偏差分析

采用Harman單因子檢測(cè)法，對(duì)所有條目一起進(jìn)行探

索性因子分析，未旋轉(zhuǎn)前提取的第一個(gè)因子的解釋量為

21.4%，因此共同方差偏差不嚴(yán)重^[18]。

3.2 變量區(qū)分效度檢驗(yàn)

由于員工對(duì)主管和對(duì)同事的信任是高階變量，且樣本數(shù)量較少，采用打包方法將量表中認(rèn)知信任和情感信任維度的條目分別合并為一個(gè)指標(biāo)，與其他變量一起進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。采用LISRAL8.7進(jìn)行的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果由表1可知，5因子模型相比其他競(jìng)爭(zhēng)模型具有更好的擬合度（χ2/df=3.89;RMSEA=0.067;GFI=0.92;CFI=0.95;NNFI=0.94），這表明5個(gè)研究變量之間具有良好的區(qū)分性。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)如表2所示。組織信任、主管信任、同事信任與負(fù)責(zé)行為正相關(guān)，并且與角色寬度自我效能感正相關(guān)，角色寬度自我效能感與負(fù)責(zé)行為顯著正相關(guān)。此外，組織信任與主管信任、同事信任之間存在中度的正相關(guān)。

3.4 假設(shè)檢驗(yàn)

按照Baron和Kenny [18]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，本文對(duì)角色寬度自我效能感的中介作用進(jìn)行了驗(yàn)證。層次回歸分析結(jié)果如表3所示：模型1是控制變量對(duì)角色寬度自我效能感的回歸，工作職位的回歸系數(shù)顯著（β=0.063，p<0.01）。模型2是組織信任、主管信任和同事信任對(duì)角色寬度自我效能感的回歸，其中員工對(duì)主管信任（β=0.142，p<0.05）和對(duì)同事信任（β=0.236，p<0.01）的回歸系數(shù)顯著，因此，假設(shè)2a沒有得到實(shí)證支持，假設(shè)2b和2c得到實(shí)證支持。模型3是控制變量對(duì)負(fù)責(zé)行為的回歸，只有工作職位的回歸系數(shù)顯著（β=0.103，p<0.05）。模型4是組織信任、主管信任和同事信任對(duì)負(fù)責(zé)行為的回歸，其中員工對(duì)主管的信任（β=0.131，p<0.05）和對(duì)同事信任（β=0.374，p<0.01）的回歸系數(shù)顯著。因此，假設(shè)1a沒有得到實(shí)證支持，假設(shè)1b和假設(shè)1c得到實(shí)證支持。最后，模型5是自變量與中介變量一起對(duì)負(fù)責(zé)行為的回歸，結(jié)果顯示，角色寬度自我效能感的回歸系數(shù)顯著（β=0.390，p<0.01），這表明假設(shè)3得到實(shí)證支持，而只有員工對(duì)主管的信任（β=0.076，p<0.05）和對(duì)同事的信任（β=0.282，p<0.01）的回歸系數(shù)顯著減小，這表明角色寬度自我效能感在主管信任和同事信任與負(fù)責(zé)行為之間起到了顯著的部分中介作用，因此，假設(shè)4a沒有得到實(shí)證支持，假設(shè)4b和4c得到實(shí)證支持。

4 結(jié)論與討論

本研究檢驗(yàn)了員工對(duì)組織、主管和對(duì)同事的信任通過角色寬度自我效能感的中介影響負(fù)責(zé)行為，但是效能感對(duì)組織信任與負(fù)責(zé)行為關(guān)系的中介效應(yīng)不顯著。研究結(jié)果拓展了對(duì)負(fù)責(zé)行為情境前因的分析。由于在中國(guó)情境中，關(guān)系基礎(chǔ)上的信任與高權(quán)力距離，領(lǐng)導(dǎo)者常常掌握著關(guān)鍵的工作資源，使得員工對(duì)主管的信任顯得更為重要。組織信任屬于一種制度型信任，按照差序格局的影響模式，其產(chǎn)生的效力小于人際信任，這可以解釋當(dāng)三種信任同時(shí)進(jìn)入回歸方程時(shí)，組織信任對(duì)負(fù)責(zé)行為影響的不顯著。同時(shí)深化了對(duì)信任作用機(jī)制的探析。從員工“能不能”的認(rèn)知角度分析了對(duì)其行為的激發(fā)和維持，并驗(yàn)證了Parker等 [4]提出的主動(dòng)性行為動(dòng)機(jī)模型。最后，促進(jìn)了主動(dòng)性行為研究成果的整合。

基于此，管理者要重視與員工建立良好的信任關(guān)系，同時(shí)通過制度設(shè)計(jì)、氛圍營(yíng)造、榜樣樹立等促進(jìn)員工之間形成良好的信任。此外，要鼓勵(lì)員工嘗試，對(duì)員工的建議給予正面的評(píng)價(jià)，以積極的心態(tài)看待員工的主動(dòng)性，提高員工從事主動(dòng)性行為的信心。

研究不足在于橫截面設(shè)計(jì)和單一數(shù)據(jù)來源使得難以推論變量之間的因果關(guān)系，潛在的共同方法偏差問題降低了內(nèi)部效度，并且主管和同事信任測(cè)量的情境化程度較低。未來要完善研究設(shè)計(jì)，轉(zhuǎn)化視角，分析更多的心理機(jī)制，考慮不同層次因素的交互作用以及多層次分析，不斷深化主動(dòng)性行為情境化研究，促進(jìn)組織競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的構(gòu)建。

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（責(zé)任編輯：唐 杰）