員工建言行為的人口統(tǒng)計(jì)特征元分析*

段錦云 張 晨 徐 悅

(1蘇州大學(xué)心理學(xué)系; 2教育部人文社科重點(diǎn)研究基地–蘇州大學(xué)中國(guó)特色城鎮(zhèn)化研究中心;3江蘇高校協(xié)同創(chuàng)新中心“新型城鎮(zhèn)化與社會(huì)治理協(xié)同創(chuàng)新中心”, 蘇州 215123)

1 引言

當(dāng)今市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈, 企業(yè)面臨的生存環(huán)境愈加復(fù)雜多變, 僅僅依靠管理層的能力已遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足現(xiàn)狀, 而充分發(fā)揮員工的智慧使其為組織獻(xiàn)計(jì)獻(xiàn)策, 對(duì)組織的生存和發(fā)展意義重大。作為一種主動(dòng)的、挑戰(zhàn)性的組織公民行為, 建言行為(voice behavior)目的在于對(duì)組織管理問題的改進(jìn)而非單純的批評(píng)(LePine & Van Dyne, 1998)。對(duì)組織而言, 建言行為有助于組織創(chuàng)新和績(jī)效提高(魏昕, 張志學(xué), 2010), 使組織獲得持續(xù)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì);對(duì)員工而言, 建言行為作為參與管理(management by participation)的形式之一, 不僅可以提高員工的主人翁意識(shí), 發(fā)揮其主觀能動(dòng)性(段錦云, 王重鳴, 鐘建安, 2007), 并且在提高員工組織承諾的同時(shí)有助于其職業(yè)生涯的長(zhǎng)期發(fā)展(Ng &Feldman, 2012)。

自 Hirschman (1970)首次提出建言概念以來(lái),其重要性已經(jīng)受到了理論界和實(shí)踐界的認(rèn)可和重視。事實(shí)上, 員工提出的創(chuàng)造性觀點(diǎn)已被許多學(xué)者視為組織競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)乃至成功的源泉。盡管建言行為對(duì)于組織運(yùn)營(yíng)和發(fā)展關(guān)系重大, 然而在現(xiàn)實(shí)環(huán)境中員工的建言狀況卻不容樂觀, 出于多種原因, 如人格特質(zhì)、文化約束、權(quán)力距離(power distance)、員工傳統(tǒng)性(traditionality)等, 許多員工經(jīng)常對(duì)所處環(huán)境有所顧忌而不愿意做出建言行為。目前學(xué)者主要從員工個(gè)體因素、領(lǐng)導(dǎo)因素和組織情境因素三個(gè)方面來(lái)探索和分析建言行為的前因影響。

迄今為止, 大部分實(shí)證研究都認(rèn)可個(gè)體的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征差異會(huì)影響建言行為(Detert & Burris,2007), 例如年長(zhǎng)的員工更愿意建言(Detert & Burris,2007; LePine & Van Dyne, 1998), 男性員工相較于女性員工會(huì)有更多建言行為(段錦云等, 2007),受教育程度越高建言行為越多等(周建濤, 廖建橋,2013)。鑒于此, 多數(shù)建言研究都將人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量, 但各個(gè)研究得出的結(jié)論卻存在較大差異。通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的檢索, 發(fā)現(xiàn)多數(shù)研究都只涉及單個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的分析, 各項(xiàng)研究由于抽樣或測(cè)量偏差等原因?qū)е铝搜芯拷Y(jié)果的差異。因此, 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素究竟如何影響建言還需要進(jìn)一步整合。

元分析(meta-analysis)是一種系統(tǒng)的匯總技術(shù), 它按照科學(xué)的方式整合不同的研究發(fā)現(xiàn), 并能最大程度避免抽樣和測(cè)量方面的誤差, 從而真實(shí)呈現(xiàn)變量之間的關(guān)系(Aguinis, Pierce, Bosco,Dalton, & Dalton, 2011; Hunter & Schmidt, 2004)。鄧今朝和樊洪(2014)曾進(jìn)行個(gè)體層次變量與建言行為的元分析研究, 但僅僅涉及服務(wù)年限和受教育程度兩個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征, 且未分析調(diào)節(jié)變量的影響?？紤]到人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征對(duì)建言行為確實(shí)存在較大的影響, 而現(xiàn)有研究的結(jié)果不盡相同,需對(duì)此進(jìn)行更為詳細(xì)的分析。因此, 本研究將在此基礎(chǔ)上, 綜合以往研究結(jié)果, 擬對(duì)近二十年來(lái)國(guó)內(nèi)外人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的相關(guān)研究進(jìn)行元分析, 試圖尋找以下問題的答案：(1) 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征(性別、年齡、教育程度、組織任期和職位)與建言行為的關(guān)系; (2) 研究特征(如研究實(shí)施的文化背景、測(cè)量工具、數(shù)據(jù)來(lái)源等)是否會(huì)影響被試人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的關(guān)系, 即研究特征效應(yīng)是否存在。

2 文獻(xiàn)綜述和假設(shè)

2.1 建言行為的概念及測(cè)量

Hirschman (1970)首次提出建言概念, 他認(rèn)為員工在工作滿意感低時(shí)會(huì)做出建言或換崗離職兩類反應(yīng), 忠誠(chéng)度高的員工會(huì)更多地選擇建言而非換崗離職。Rusbult, Farrell, Rogers和 Mainous(1988)認(rèn)為建言行為是通過(guò)與主管積極地討論,提出建設(shè)性的解決方案, 從而提升組織環(huán)境的一類行為。LePine和Van Dyne (1998)則進(jìn)一步推動(dòng)了建言涵義方面的研究進(jìn)展, 認(rèn)為建言行為是具有建設(shè)性挑戰(zhàn)的一種促進(jìn)性行為。隨后, Farh,Zhong 和 Organ (2004)與 Morrison, Wheeler-Smith和 Kamdar (2011)等學(xué)者都對(duì)建言行為概念進(jìn)行了擴(kuò)展和總結(jié)。盡管建言行為的定義不一, 但普遍認(rèn)為建言行為是以改善環(huán)境為目的、以變化為導(dǎo)向, 富有建設(shè)性的言語(yǔ)行為(LePine & Van Dyne,1998), 它可能會(huì)挑戰(zhàn)“現(xiàn)狀”或使上級(jí)“難堪”(Detert & Burris, 2007)。已有研究證實(shí)影響建言的因素很多, 一般認(rèn)為個(gè)體采取建言行為的決策過(guò)程受到個(gè)體、領(lǐng)導(dǎo)行為及組織情境三方面因素的影響(段錦云, 2011), 但在預(yù)測(cè)變量及其對(duì)建言行為的影響機(jī)制上, 研究結(jié)論卻屢次出現(xiàn)相互矛盾的情況, 有研究者認(rèn)為出現(xiàn)這種結(jié)果的原因是由建言行為的多維度結(jié)構(gòu)及其性質(zhì)造成的(Van Dyne, Ang, & Botero, 2003)。

目前, 根據(jù)劃分維度的不同, 建言行為結(jié)構(gòu)的常見分類如以下所示：

第一類是單維結(jié)構(gòu)。主要是指LePine和Van Dyne (1998)最早構(gòu)建的建言行為單維結(jié)構(gòu), 并開發(fā)了目前被廣泛使用的6項(xiàng)目量表。第二類為雙維結(jié)構(gòu), 主要包括5種: (1) Hagedoorn, van Yperen, van de Vliert和 Buunk (1999)在 EVLN (exit, voice,loyalty, neglect)框架上, 從利益出發(fā)點(diǎn)將建言行為劃分為眾利型(considerate voice)和自利型(aggressive voice); (2) Liu, Zhu和Yang (2010)根據(jù)建言對(duì)象的不同, 以中國(guó)員工為被試開發(fā)了針對(duì)上級(jí)和平級(jí)建言的 12項(xiàng)目雙維問卷。(3)段錦云和凌斌(2011)基于中國(guó)文化背景提出包含“自我冒進(jìn)式”和“顧全大局式”的建言二維結(jié)構(gòu)及 11項(xiàng)目量表;(4) Liang, Farh和Farh (2012)基于建言的性質(zhì)將建言行為分為促進(jìn)性建言(promotive voice)和抑制性建言(prohibitive voice), 并開發(fā)了包含10個(gè)項(xiàng)目的員工二維建言量表。(5) Burris (2012)對(duì)LePine和Van Dyne (1998)量表進(jìn)行改編, 將建言分為挑戰(zhàn)型建言和支持型建言兩類。第三類是三維結(jié)構(gòu)。Van Dyne等(2003)根據(jù)動(dòng)機(jī)將建言分為基于順從的默許型建言(acquiescent voice)、基于恐懼的自我防衛(wèi)型建言(defensive voice)和基于合作的親社會(huì)型建言(prosocial voice)。第四類為四維結(jié)構(gòu)。Maynes和Podsakoff (2014)在Liang等人(2012)二維分類基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步將促進(jìn)性建言分成支持型、建設(shè)型兩類, 將抑制性建言分為防御型和破壞型兩類, 并開發(fā)出共含20個(gè)題項(xiàng)的四維量表。

2.2 研究假設(shè)

2.2.1 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的關(guān)系

人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征是公認(rèn)的潛在影響建言行為的因素(Burris, Detert, & Chiaburu, 2008), 相比其他群體, 某種人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征范疇內(nèi)的個(gè)體會(huì)更少或更多建言(Detert & Burris, 2007; Liang et al.,2012)。通過(guò)對(duì)已有研究的整理, 性別、年齡、組織任期、教育程度和職位五類特征會(huì)潛在地影響建言行為(Morrison et al., 2011; Tangirala &Ramanujam, 2008; LePine & Van Dyne, 1998)。

社會(huì)角色理論(social role theory) (Eagly, 1987)認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)對(duì)男性與女性員工參與不同類型的主動(dòng)性行為有相應(yīng)的期望, 并對(duì)行為有不同的歸因(Kidder & McLean, 2001)。組織期望男性進(jìn)行工作取向的主動(dòng)性行為(agentic behavior), 例如與控制﹑自信和能力相關(guān)的行為, 而希望女性進(jìn)行關(guān)系取向行為(communal behavior), 即代表友好﹑關(guān)心他人和跟情感表達(dá)相關(guān)的一類行為(Stamper &Van Dyne, 1999)。同時(shí), 個(gè)體傾向于表現(xiàn)出與他人期望一致的行為, 從而增強(qiáng)性別角色和能力的不同(Eagly & Wood, 1991)。鑒于建言是一種具有挑戰(zhàn)和改進(jìn)導(dǎo)向的組織公民行為, 因此男性通常被期望進(jìn)行較多建言行為。性別角色社會(huì)化觀點(diǎn)認(rèn)為, 男性在表達(dá)觀點(diǎn)時(shí)的心理阻力更少(Belenky,Clinchy, Goldberger, & Tarule, 1997)。LePine 和Van Dyne (1998)也認(rèn)為男性員工會(huì)比女性員工有更多建言行為; Simpson (2004)進(jìn)一步證實(shí)性別可能會(huì)影響建言行為, 即使是在女性占主導(dǎo)地位的職業(yè)領(lǐng)域, 如護(hù)士行業(yè)。因此, 提出假設(shè)1: 相比女性, 男性員工會(huì)表現(xiàn)出更多的建言行為。

年齡象征著社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn), 有經(jīng)驗(yàn)的員工通常被認(rèn)為更熟悉組織工作的運(yùn)營(yíng), 有較好的執(zhí)行力(Sturman, 2003)。然而, 有關(guān)年齡與建言行為的研究結(jié)果卻存在分歧, LePine和Van Dyne (1998)的研究發(fā)現(xiàn)年齡與建言沒有顯著性的關(guān)系, 而Detert和 Burris (2007)研究則表明年長(zhǎng)的員工更愿意建言。出現(xiàn)這種矛盾結(jié)果的原因可能是未曾充分考慮研究所處的文化背景、領(lǐng)導(dǎo)?成員的年齡差異等因素。Tsui, Ashford, Clair和Xin (1995)曾在一項(xiàng)關(guān)于探討領(lǐng)導(dǎo)?成員的年齡差異與員工績(jī)效關(guān)系的研究中指出, 根據(jù)地位一致理論, 當(dāng)下屬比領(lǐng)導(dǎo)年齡更大時(shí), 下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)的忠誠(chéng)和貢獻(xiàn)水平會(huì)降低, 但這種負(fù)向關(guān)系又會(huì)受到文化因素的調(diào)節(jié)而緩和(劉蘋, 鄭沙沙, 吳繼紅, 2012)。通過(guò)對(duì)相關(guān)建言文獻(xiàn)的整理, 發(fā)現(xiàn)研究者們已多次對(duì)年齡與建言行為的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn), 且大多結(jié)果顯示存在顯著的正向關(guān)系(Tangirala &Ramanujam, 2008; 袁凌, 劉澤銀, 2016), 因此提出假設(shè)2：?jiǎn)T工的年齡與建言行為正相關(guān)。

教育程度跟個(gè)體的學(xué)習(xí)能力、認(rèn)知水平等有顯著的關(guān)系。組織學(xué)習(xí)理論認(rèn)為受過(guò)高程度教育的員工具有更強(qiáng)的組織學(xué)習(xí)能力, 他們更愿意提出新觀點(diǎn)、新看法或采用新技術(shù)對(duì)組織施行變革或改進(jìn)(周建濤, 廖建橋, 2013)。同時(shí), 個(gè)體的教育程度會(huì)對(duì)其認(rèn)知靈活性產(chǎn)生影響(Crone,Ridderinkhof, Worm, Somsen, & van der Molen,2004), 教育程度較高的員工會(huì)對(duì)工作現(xiàn)狀進(jìn)行更為詳盡細(xì)致的分析, 從而提出周密可行的建設(shè)性意見, 并且在向上司建言時(shí)表現(xiàn)出更強(qiáng)的自信心(Tangirala, Kamdar, Venkataramani, & Parke, 2013)。因此, 提出假設(shè) 3: 員工的受教育程度與其建言行為正相關(guān)。

組織任期代表員工對(duì)組織的熟悉程度, 任期長(zhǎng)的員工具備更多有效進(jìn)行主動(dòng)性行為的知識(shí)和技能, 這在一定程度上提高了建言效能感(Tangirala& Ramanujam, 2008; Tangirala et al., 2013)。Stamper和Van Dyne (1999)認(rèn)為相較于新員工, 任期長(zhǎng)的員工在建言時(shí)可能感到更自在。Detert和Burris (2007)也證實(shí)組織任期與其建言呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。本文提出假設(shè)4: 員工的組織任期與建言行為正相關(guān)。

除了以上因素, 職位較低是員工不愿建言的重要原因。從組織層級(jí)的角度來(lái)說(shuō), 組織層級(jí)會(huì)限制員工間的自由交流, 尤其是組織地位低的個(gè)體較難向地位比自己高的個(gè)體提出批評(píng)或建議。Cohen (1992)發(fā)現(xiàn)在組織中職位高的個(gè)體, 例如管理層, 注重控制感和自主權(quán), 而職位低的員工,例如文職人員和一線員工則更看重與領(lǐng)導(dǎo)和同事的關(guān)系, 他們可能為了維持與周圍人的關(guān)系而選擇不去建言。從個(gè)體心理狀態(tài)角度來(lái)講, 隨著員工職位的升高, 員工提升組織效能的責(zé)任感增強(qiáng),并且會(huì)致力于建設(shè)型變革以改善組織環(huán)境(Fuller,Marler, & Hester, 2006)。相反, 低職位員工由于擁有的權(quán)力較少, 更為關(guān)注建言行為的負(fù)面結(jié)果,也擔(dān)心自身的建言行為可信度低從而不會(huì)被認(rèn)真對(duì)待, 進(jìn)而選擇保持沉默(Milliken, Morrison, &Hewlin, 2003)。本文提出假設(shè)5：?jiǎn)T工的職位高低與其建言行為正相關(guān), 職位越高的員工會(huì)有更多的建言行為。

2.2.2 研究特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)

文化差異。文化代表著人類通過(guò)共同歷史體驗(yàn)和解決問題過(guò)程而逐漸形成的意識(shí)系統(tǒng), 它在社會(huì)不同層次上影響著人類的信念和情緒, 并塑造著人類的行為(王潔, 陳健芷, 楊琳, 高爽,2013)。建言概念于 20世紀(jì)中后期起源于西方文化, 但建言實(shí)例的歷史在中國(guó)最早可追溯至春秋時(shí)期, 近年來(lái)基于西方文化背景建構(gòu)的建言理論在中國(guó)情境下的適用性問題已引起了學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。文化背景是塑造組織氛圍的重要因素之一, 同時(shí)個(gè)體行為在很大程度上又會(huì)受組織環(huán)境的影響。不同于西方文化, 中國(guó)傳統(tǒng)衍生出的儒家家長(zhǎng)制文化(鄭伯壎, 周麗芳, 黃敏萍, 樊景立,彭泗清, 2003; 段錦云, 2012), 相對(duì)嚴(yán)苛的等級(jí)劃分(魏昕, 張志學(xué), 2010)、高權(quán)力距離傾向(段錦云,黃彩云, 2013), 中庸、集體主義等均已被證實(shí)會(huì)影響個(gè)體建言行為。據(jù)此, 本研究認(rèn)為在不同的文化背景下實(shí)施的建言行為研究, 被試的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與其建言行為之間關(guān)系存在差異, 提出假設(shè) 6：文化差異對(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用, 即在不同文化背景下, 性別(6a)、年齡(6b)、教育程度(6c)、組織任期(6d)和職位(6e)對(duì)建言行為的影響存在顯著差異。

建言行為測(cè)量工具。由于建言行為結(jié)構(gòu)分類的差異, 其測(cè)量工具種類繁多, 維度劃分、長(zhǎng)度、信效度上均存在差異, 因此考慮把建言行為的測(cè)量工具作為調(diào)節(jié)變量, 探討人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的相關(guān)是否受測(cè)量工具影響, 對(duì)以后的實(shí)證研究或?qū)嵺`運(yùn)用過(guò)程提供一定的指導(dǎo)意義。滿足本研究中元分析的測(cè)量工具, 根據(jù)使用數(shù)量劃分, 可分為三類：Van Dyne等于1998年開發(fā)的6項(xiàng)目量表, Liang等(2012)開發(fā)的二維量表, 其他量表因?qū)嵶C數(shù)量較少組成一類, 并提出假設(shè)7：建言行為的量表類型對(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用, 即運(yùn)用不同的建言行為測(cè)量工具, 性別(7a)、年齡(7b)、教育程度(7c)、組織任期(7d)和職位(7e)對(duì)建言行為的影響存在顯著差異。

數(shù)據(jù)來(lái)源。問卷類實(shí)證研究結(jié)果通常受數(shù)據(jù)來(lái)源影響而存在偏差, 建言行為的研究也不例外。從進(jìn)入元分析的文獻(xiàn)看, 建言行為數(shù)據(jù)來(lái)源有三種：自評(píng)、領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)和同事評(píng)價(jià)。Lawler (1967)指出由于不同的期望和選擇性認(rèn)知, 處于不同角色個(gè)體對(duì)相同行為的看法存在差異, 對(duì)于績(jī)效和角色外行為的評(píng)估都證明了該論點(diǎn)(Morrison,1994)。Organ和Ryan (1995)的研究也表明數(shù)據(jù)來(lái)源是角色外行為關(guān)系中重要的調(diào)節(jié)變量; LePine和Van Dyne (1998)認(rèn)為相比他評(píng)方式, 自評(píng)方式可能會(huì)有自我報(bào)告偏差(self-presentation bias)。由于采用同事評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)數(shù)目很少, 本研究中將領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)和同事評(píng)價(jià)都?xì)w為他評(píng)。提出假設(shè) 8：建言行為的數(shù)據(jù)來(lái)源對(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用, 即采用不同的數(shù)據(jù)來(lái)源, 性別(8a)、年齡(8b)、教育程度(8c)、組織任期(8d)和職位(8e)對(duì)建言行為的影響存在顯著差異。

3 研究方法

3.1 文獻(xiàn)檢索及納入標(biāo)準(zhǔn)

本文采用兩種方式分別檢索中英文實(shí)證研究文獻(xiàn), 檢索時(shí)間跨度為1998年1月至2015年11月。首先, 外文文獻(xiàn)借助Psyc ARTICLE、Science Direct、Wiley InterScience和EBSCO數(shù)據(jù)庫(kù), 檢索詞為“voice, speak up, speak out”, 鑒于本研究目標(biāo), 進(jìn)一步根據(jù)文章人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征進(jìn)行篩選,篩選關(guān)鍵詞包括“control variables, demographic,demographics, personal characteristics, demographic controls, gender, sex, age, education, organizational tenure, firm tenure, corporate tenure, position, job level, job status”; 其次, 通過(guò)中國(guó)期刊網(wǎng)、維普期刊和萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù), 以 “建言、諫言、進(jìn)諫”為關(guān)鍵詞檢索相應(yīng)中文文獻(xiàn), 并進(jìn)行人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征篩選, 關(guān)鍵詞包括“控制變量﹑人口學(xué)變量﹑個(gè)體背景變量﹑人口特征﹑人口統(tǒng)計(jì)特征﹑性別、年齡、學(xué)歷、教育程度、教育水平、文化程度、組織任期﹑企業(yè)工齡﹑本單位服務(wù)年限﹑司齡﹑職位﹑職級(jí)和層級(jí)”。初步檢索后, 進(jìn)一步采用文獻(xiàn)回溯法, 從參考文獻(xiàn)中繼續(xù)檢索相似文獻(xiàn), 并對(duì)國(guó)內(nèi)外重要管理學(xué)期刊、以及長(zhǎng)期從事該領(lǐng)域研究的學(xué)者進(jìn)行了專項(xiàng)檢索。總計(jì)獲得文獻(xiàn)209篇,中文113篇, 英文96篇。

本次元分析文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)：(1) 選取在個(gè)體層面進(jìn)行分析的自然研究和現(xiàn)場(chǎng)研究, 排除僅在團(tuán)隊(duì)或組織層面分析的研究和實(shí)驗(yàn)研究; (2) 文獻(xiàn)中注明建言行為的測(cè)量工具和數(shù)據(jù)來(lái)源, 并以建言行為為結(jié)果變量; (3) 文獻(xiàn)報(bào)告了被試的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與其建言行為關(guān)系的具體數(shù)據(jù)(如相關(guān)系數(shù)、平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量及相應(yīng)的F、t、χ2等); (4) 若建言行為的測(cè)量有前測(cè)和后測(cè)數(shù)據(jù)的, 采用后測(cè)數(shù)據(jù); 若建言行為的數(shù)據(jù)來(lái)源既有自評(píng)也有他評(píng)方式, 采用自評(píng)數(shù)據(jù); (5) 數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的只選其一; 學(xué)位論文修改后發(fā)表的, 以發(fā)表后的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)篩選后獲得有效文獻(xiàn)81篇, 其中英文37篇, 中文44篇, 總樣本量達(dá)39118個(gè)。

對(duì)入選文獻(xiàn)進(jìn)行特征編碼, 主要包括文獻(xiàn)作者、發(fā)表年限、獨(dú)立樣本量、相關(guān)系數(shù)、文化背景、測(cè)量工具、數(shù)據(jù)來(lái)源和效應(yīng)值, 見表1。效應(yīng)值的產(chǎn)生遵循以下原則: (1) 以獨(dú)立樣本為單位,每個(gè)獨(dú)立樣本編碼一次, 如果一篇文獻(xiàn)包含多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分開編碼。(2) 鑒于建言行為的不同量表存在不同維度, 編碼時(shí)先查看是否有整體層面的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征報(bào)告, 若有, 則取整體相關(guān),若無(wú), 則用維度層面的結(jié)果取平均后作為整體相關(guān)。本研究采用同一編碼者在不同時(shí)段對(duì)所有編碼文獻(xiàn)進(jìn)行重新編碼的方法, 對(duì)以上每種編碼方式的最終結(jié)果比較發(fā)現(xiàn), 除了個(gè)別數(shù)據(jù)有偏差外,編碼不存在明顯的差異, 一致性較高。

續(xù)表

續(xù)表

3.3 數(shù)據(jù)分析

3.3.1 效應(yīng)量計(jì)算

本研究采用皮爾遜相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)量,用于整合各類人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為之間的關(guān)系。具體操作如下：首先, 對(duì)未報(bào)告人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為的相關(guān)系數(shù)、但是報(bào)告了F、t、χ2的統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行轉(zhuǎn)化, 將其轉(zhuǎn)換成r(Shadish,Robinson, & Lu, 1999); 其次, 考慮到實(shí)證研究的相關(guān)系數(shù)的樣本分布大多呈偏態(tài), 且元分析中的方差依賴于相關(guān), 所以需要采用Fisher Z將r轉(zhuǎn)換成Zr,Zr分布近似正態(tài); 最后將Zr值的加權(quán)平均數(shù)轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù), 得到總體效應(yīng)值, 并計(jì)算總體效應(yīng)值的95%置信區(qū)間。

3.3.2 同質(zhì)性檢驗(yàn)

為了確定研究是否需要進(jìn)行調(diào)節(jié)變量的效應(yīng)分析, 研究進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)(homogeneity test), 以Q值和I2為考查指標(biāo),Q值服從df=K?1的卡方分布,K為效應(yīng)值的數(shù)量,Q值顯著則表示拒絕同質(zhì)性的零假設(shè);I2用來(lái)描述研究個(gè)體之間方差在總體方差中所占比例, 25%為低異質(zhì)性, 50%為中等異質(zhì)性, 75%為高異質(zhì)性(Higgins, Thompson,Deeks, & Altman, 2003)。

同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果還關(guān)系到如何處理分析測(cè)量誤差, 當(dāng)Q顯著時(shí), 則效應(yīng)值分布異質(zhì), 選擇隨機(jī)效應(yīng)模型(random effect model); 反之選擇固定效應(yīng)模型(fixed effect model)。借助CMA 2.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)可以得到固定模型和隨機(jī)模型分析結(jié)果。固定模型使用研究?jī)?nèi)的變異計(jì)算權(quán)重, 隨機(jī)模型使用研究?jī)?nèi)和研究間變異計(jì)算權(quán)重; 其中隨機(jī)模型除考慮研究間變異之外, 還允許估計(jì)效應(yīng)分布的平均值, 這可以防止低估小樣本研究的權(quán)重, 或者高估大樣本的權(quán)重, 它能產(chǎn)生更大的置信區(qū)間, 從而導(dǎo)致更為保守的結(jié)論。

3.4 數(shù)據(jù)處理程序

借助Office 2010進(jìn)行前期的文獻(xiàn)整理和編碼,使用Comprehensive Meta-Analysis 2.0(CMA)軟件進(jìn)行元分析的統(tǒng)計(jì)計(jì)算。

4 結(jié)果

4.1 總體效應(yīng)值和同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖1～圖5是效應(yīng)值分布情況, 橫軸是轉(zhuǎn)化過(guò)的Fisher's Z效應(yīng)值, 縱軸是Fisher's Z效應(yīng)值的標(biāo)準(zhǔn)誤。從圖1～圖5看, 大部分研究呈現(xiàn)在漏斗圖的頂部, 而且聚集于平均效應(yīng)值的附近, 很少有研究出現(xiàn)在漏斗圖的底部, 表明本元分析存在出版偏差的可能性很小。

圖1 性別效應(yīng)值分布情況

圖2 年齡效應(yīng)值分布情況

圖3 教育程度效應(yīng)值分布情況

圖4 組織任期效應(yīng)值分布情況

圖5 職位效應(yīng)值分布情況

同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果分別為Q =185.80 (df= 74,p< 0.001)、Q =320.51 (df= 57,p< 0.001)、Q =209.91 (df= 56,p< 0.001)、Q =138.99 (df= 37,p< 0.001)、Q =26.74 (df= 14,p< 0.05)。各效應(yīng)值是異質(zhì)的, 因此研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型方法。

4.2 主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表2是人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征各變量與建言行為關(guān)系隨機(jī)模型分析的結(jié)果。性別與建言行為相關(guān)為0.003, 未達(dá)到顯著性水平, 假設(shè) 1未得到支持。年齡﹑教育程度﹑組織任期和職位與建言行為相關(guān)分別為 0.06﹑0.07﹑0.10﹑0.17, 均達(dá)到顯著性水平, 假設(shè)2﹑3﹑4﹑5得到數(shù)據(jù)支持。

表2 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為關(guān)系隨機(jī)模型分析

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

表3是人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征(年齡、教育程度、組織任期、職位)與建言行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)隨機(jī)模型檢驗(yàn), 分別檢驗(yàn)了文化背景、測(cè)量工具和數(shù)據(jù)來(lái)源因素的調(diào)節(jié)影響, 因性別的主效應(yīng)假設(shè)不成立, 故未放入調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。從表 3中各調(diào)節(jié)變量的同質(zhì)性分析結(jié)果看, 數(shù)據(jù)來(lái)源不同時(shí), 年齡與建言行為的相關(guān)存在顯著性差異(Q= 5.97,p<0.05), 并且他評(píng)方式時(shí), 95%CI為[0.05, 0.13]不包含零, 雙尾檢驗(yàn)(z= 4.53,p< 0.000)顯著優(yōu)于自評(píng)方式(95%CI = [?0.05, 0.06];z= 0.330,p> 0.10),因此本研究提出的 8(b)假設(shè)得到驗(yàn)證。同理, 在研究實(shí)施的不同文化背景下, 職位高低與建言行為的關(guān)系也存在顯著差異(Q= 2.93,p< 0.05), 在在中國(guó)背景下(95%CI = [0.14, 0.23]; z = 8.04, p <0.000)職位高低對(duì)建言行為的影響高于非中國(guó)情境(95%CI = [?0.01, 0.19]; z = 1.28, p > 0.05), 假設(shè)6(e)得到驗(yàn)證。其他假設(shè)雖未得到顯著驗(yàn)證, 但從表 4雙尾檢驗(yàn)中仍可看出存在一定差異, 如中國(guó)背景下, 年齡對(duì)建言行為影響(z = 3.43, p < 0.05)高于非中國(guó)背景(z = 1.39, p > 0.05), 或與納入研究的樣本量有一定關(guān)聯(lián)。

表3 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與建言行為關(guān)系各因素調(diào)節(jié)效應(yīng)的隨機(jī)模型檢驗(yàn)

5 總結(jié)與討論

5.1 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量與建言行為關(guān)系

元分析結(jié)果表明性別與建言行為無(wú)顯著相關(guān),年齡﹑教育程度﹑組織任期和職位均與建言行為正相關(guān)。其中, 性別與建言行為無(wú)顯著相關(guān), 與研究假設(shè)不一致, 究其原因, 當(dāng)下女性廣泛就業(yè)已成為世界趨勢(shì)和潮流, 社會(huì)期望女性積極參與工作, 對(duì)于女性的傳統(tǒng)刻板印象已經(jīng)有所改變; 并且相比男性, 女性擁有獨(dú)特的認(rèn)知方式和思維模式, 擅于從關(guān)系取向出發(fā), 能夠靈活地選擇進(jìn)諫方式和技巧。段錦云和魏秋江(2012)的研究曾發(fā)現(xiàn)女性比男性更傾向于建言, 與傳統(tǒng)研究結(jié)果相反。因此本研究結(jié)果中性別與建言行為無(wú)顯著相關(guān), 與Detert和Burris (2007)的研究結(jié)果一致, 體現(xiàn)當(dāng)下性別角色平等的觀點(diǎn)。與假設(shè)一致, 年齡越大、組織任期越長(zhǎng)的員工有更多的建言行為。正如 Sturman (2003)所言, 在所在崗位時(shí)間長(zhǎng)的員工, 熟悉組織的運(yùn)營(yíng)方式, 能夠有效地利用資源將想法變成行動(dòng), 此結(jié)果也與 Tangirala等(2013)的研究一致。恰如Chao, O'Leary-Kelly, Wolf, Klein和Gardner (1994)的觀點(diǎn), 教育程度與建言行為正相關(guān), 受教育程度越高的個(gè)體越希望參與組織運(yùn)行和管理決策, 并愿意向組織提出自己的看法和意見以體現(xiàn)自身的價(jià)值和影響力, Fuller等(2006)也指出相比本科學(xué)位的員工, 碩士學(xué)位員工的建言行為更多。除此之外, 職位高低也與建言行為正相關(guān), 驗(yàn)證了 Maxwell (2001)所說(shuō)“職位越高,對(duì)自身和團(tuán)隊(duì)的行為責(zé)任越大”; Fuller等(2006)研究表明高職位員工認(rèn)為自己有責(zé)任去進(jìn)行建設(shè)性行為以符合自身的領(lǐng)導(dǎo)角色, Milliken等(2003)也曾指出低職位是員工不愿建言的個(gè)體因素之一,源于員工認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)不會(huì)重視低層員工的觀點(diǎn)和意見, 即組織中常存在的人微言輕現(xiàn)象。由此可見,管理者應(yīng)當(dāng)充分鼓勵(lì)和挖掘組織中的閱歷豐富、受過(guò)較高水平教育的高職位員工成為建言的主力軍,為組織革新和發(fā)展獻(xiàn)言獻(xiàn)策的同時(shí), 也為其他員工塑造建言榜樣從而營(yíng)造出積極的建言氛圍。

5.2 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量與建言行為關(guān)系的研究特征效應(yīng)

在文化差異、測(cè)量工具和數(shù)據(jù)來(lái)源3個(gè)研究特征中, 測(cè)量工具效應(yīng)未達(dá)到顯著水平, 說(shuō)明建言行為的各類量表雖在結(jié)構(gòu)維度上有所差異, 但在使用中都起到了有效評(píng)價(jià)的作用, 但在結(jié)果推廣中仍需謹(jǐn)慎。文化差異的調(diào)節(jié)效應(yīng)在職位與建言的關(guān)系中顯著, 與假設(shè)一致。中國(guó)是一個(gè)典型的儒家傳統(tǒng)文化國(guó)家, 由于高權(quán)力距離, 領(lǐng)導(dǎo)對(duì)于員工的影響相較于西方國(guó)家可能更為明顯(Pellegrini &Scandura, 2008)。因此, 出于對(duì)建言行為可能會(huì)挑戰(zhàn)“現(xiàn)狀”或使上級(jí)“難堪” (Detert & Burris, 2007)的考量, 中國(guó)情境中的低職位組織員工更多地遵循“君臣尊卑”觀念對(duì)組織問題保持沉默。相對(duì)應(yīng),非中國(guó)背景中(本研究中多為西方文化)的組織中個(gè)體主義、社會(huì)交換的思想更為多見, 職位高低對(duì)于員工建言的約束相對(duì)較小。在數(shù)據(jù)特點(diǎn)上,建言行為的數(shù)據(jù)來(lái)源對(duì)年齡與建言行為的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。這源于處于不同角色的個(gè)體對(duì)相同行為的認(rèn)知不盡相同(Lawler, 1967), 自評(píng)建言行為時(shí)會(huì)因?yàn)樽灾t而導(dǎo)致報(bào)告偏差, 而他評(píng)時(shí)我們則會(huì)認(rèn)為年長(zhǎng)的、閱歷豐富的員工建言行為更多。與年齡相似的組織任期在此卻并不顯著, 我們認(rèn)為可能因?yàn)樯鐣?huì)閱歷比組織經(jīng)驗(yàn)對(duì)建言行為更重要, 并且無(wú)法判斷在任期中員工的職位級(jí)別有無(wú)變化, 同時(shí)由于如今組織員工流動(dòng)率較大, 員工的組織任期差異并不明顯, 且本研究中報(bào)告職位的文獻(xiàn)量較少, 均可能是導(dǎo)致其不顯著的原因。

5.3 研究不足及展望

本研究存在一些不足, 有待后續(xù)研究完善。(1)元分析是對(duì)文獻(xiàn)查全率要求較高的一種統(tǒng)計(jì)方法,但因語(yǔ)言、工具等限制, 本研究中未發(fā)表的和學(xué)位論文均未納入元分析, 研究結(jié)果可能會(huì)有一定的資料可獲得性偏差(availability bias; Hunter & Schmidt,2004)。通常顯著性的研究結(jié)果更易被發(fā)表, 因此發(fā)表的研究可能過(guò)度夸大了變量之間的真實(shí)相關(guān),沒有發(fā)表的研究也許能提供更為精確的估計(jì)(張輝華, 王輝, 2011)。雖然從前文漏斗圖中效應(yīng)值分布情況看, 本研究存在出版偏差的可能性很小,但未來(lái)的研究應(yīng)考慮到所有的研究, 使分析結(jié)果更具代表性。(2) 采用平均化處理方式獲得效應(yīng)值在一定程度上可能影響到信息的準(zhǔn)確性, 排除沒有采用相關(guān)分析方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的研究, 損失了部分樣本。(3) 某些相關(guān)分析的樣本較少, 樣本量間差異較大, 可能會(huì)出現(xiàn)偏倚, 例如本研究中員工職位變量的實(shí)證研究數(shù)量過(guò)少, 這有可能導(dǎo)致其與員工建言關(guān)系不穩(wěn)定, 未來(lái)還需要更多的實(shí)證支持。(4) 本次元分析只分析了性別、年齡、教育程度、組織任期和職位與建言行為的關(guān)系, 其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量, 諸如雇員類別(employment category, 如兼職還是全職)、工作班次(work shift,如白班還是晚班)和領(lǐng)導(dǎo)–下屬二元任期(leader–follower dyads tenure)等都可能對(duì)建言行為產(chǎn)生影響。如相比夜班員工, 白班的員工與領(lǐng)導(dǎo)互動(dòng)交流的機(jī)會(huì)多(Detert & Burris, 2007), 有機(jī)會(huì)向領(lǐng)導(dǎo)建言。但限于此類研究不多, 我們還無(wú)法進(jìn)行元分析, 它們與建言行為的關(guān)系還有待后續(xù)研究考察。(5) 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí), 我們將文化情境分為中國(guó)背景和非中國(guó)背景, 然而每個(gè)國(guó)家都有其獨(dú)特的文化特征, 未來(lái)研究可以基于特定國(guó)家或是地區(qū)等考察人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征對(duì)建言行為的影響。(6)目前有關(guān)建言行為的元分析還不多, 關(guān)于個(gè)體特征、領(lǐng)導(dǎo)方式和組織情境如何影響建言行為的元分析還較少, 未來(lái)研究還需進(jìn)一步厘清上述特征對(duì)建言行為的影響, 如變革型領(lǐng)導(dǎo)、家長(zhǎng)式領(lǐng)導(dǎo)和道德型領(lǐng)導(dǎo)等對(duì)建言行為的有效性分析。

6 結(jié)論

(1) 性別與建言行為無(wú)顯著相關(guān); 年齡、教育程度、組織任期和職位都與建言行為正相關(guān), 即年長(zhǎng)的、受教育程度高的、組織任期長(zhǎng)的以及職位越高的員工, 其建言行為越多。

(2) 職位高低與建言行為的關(guān)系受到文化差異的調(diào)節(jié)作用。受中國(guó)傳統(tǒng)文化約束, 低職位的員工建言行為較少, 而非中國(guó)情境下, 雖然職位高低也正向影響建言行為, 但并沒有中國(guó)情境下明顯。

(3) 建言行為的數(shù)據(jù)來(lái)源對(duì)年齡與建言行為的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用, 采用他評(píng)方式時(shí), 年齡對(duì)建言行為的正向關(guān)系更顯著。

標(biāo)有星號(hào)的文獻(xiàn), 進(jìn)入元分析程序。

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