資質(zhì)過剩與組織公民行為的關(guān)系研究
——基于角色效能感的中介效應(yīng)

陳洪安, 黃一帆， 臧文佩

(華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海市 200237)

引 言

伴隨中國社會經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，國民消費(fèi)水平的不斷提高，大眾對自身提升所做出的投入也越來越大。但另一方面，就業(yè)機(jī)會的減少導(dǎo)致越來越多的就業(yè)者面臨資質(zhì)過剩的現(xiàn)狀，“學(xué)歷高消費(fèi)”成為了普遍現(xiàn)象。

從資質(zhì)過剩的現(xiàn)有理論研究來看，無論是國內(nèi)還是國外，對于資質(zhì)過剩的負(fù)面理解遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于正面理解?，F(xiàn)有學(xué)者多從相對剝奪理論、個(gè)體-環(huán)境匹配、組織公平理論的角度出發(fā)強(qiáng)調(diào)資質(zhì)過剩為員工心理層面、員工行為層面、員工績效層面帶來的負(fù)面影響。但這些研究遺漏了一個(gè)問題，即資質(zhì)過剩的員工具有比工作所要求的更高的認(rèn)知能力，技能和知識，因此有可能在完成其組織劃分任務(wù)的基礎(chǔ)之上完成超出正式工作要求的角色外行為，譬如組織公民行為。因此本文從社會交換理論的視角出發(fā)，主要檢驗(yàn)感到資質(zhì)過剩的員工是否，何時(shí)以及什么條件下實(shí)現(xiàn)其存在的積極潛力，從而為國內(nèi)企業(yè)如何管理員工提供新的視角和思路。

1 文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

1.1 資質(zhì)過剩與組織公民行為

資質(zhì)過剩是員工具備超出他/她實(shí)際工作要求的教育、經(jīng)驗(yàn)、知識、技能、能力(KSA)及其他資質(zhì)的程度(Maynard，2009;Erdogan，2011)[1,2]。組織公民行為即沒有被組織內(nèi)正常的報(bào)酬體系明確規(guī)定的員工的自覺的個(gè)體行為(Organ，1988)[3]。Williams和Anderson(1991)將組織公民行為分為兩類：一類是指向個(gè)體的組織公民行為(OCB-I)，另一類是指向組織的組織公民行為(OCB-O)[4]。

當(dāng)從社會交換理論的視角出發(fā)看待二者的關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)，在互惠規(guī)范的范圍內(nèi)，為了換取允許他們進(jìn)行工作重塑和職業(yè)晉升的機(jī)會，資質(zhì)過剩的人會覺得有義務(wù)回饋組織(Cropanzano和Mitchell，2005)[5]。

在允許成為非正式領(lǐng)導(dǎo)角色的情況下，資質(zhì)過剩的人利用其獨(dú)特的能力和經(jīng)驗(yàn)來鼓勵同事行動(Hill，2004)[6]，并且能夠通過指導(dǎo)和非正式領(lǐng)導(dǎo)來意識到利用他們額外技能和經(jīng)驗(yàn)的機(jī)會，從而在某些角色外的行為中取得成功(Wihler等，2017)[7]。除此之外，那些感到資質(zhì)過剩的人可能會成為他人的導(dǎo)師，可能在維護(hù)良好同事關(guān)系方面，做出積極貢獻(xiàn)(Erdogan等，2011)[2]。

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1:資質(zhì)過剩對組織公民行為具有顯著的正向影響

假設(shè)H1a：資質(zhì)過剩對指向組織的組織公民行為具有顯著的正向影響

假設(shè)H1b：資質(zhì)過剩對指向個(gè)體的組織公民行為具有顯著的正向影響

1.2 資質(zhì)過剩與角色效能感

關(guān)于自我效能的經(jīng)典理論表明，它的形成涉及三種類型的評估(Gist和Mitchell，1992)[8]，第一個(gè)是對任務(wù)要求的分析，例如，其復(fù)雜性和可控性。第二個(gè)是評估資源的可用性和執(zhí)行任務(wù)的約束性。第三是個(gè)人對特定績效水平發(fā)生的歸因。這三種類型的評估都與在認(rèn)為自己資質(zhì)過剩的員工中形成更高角色效能感有關(guān)。首先，在分析任務(wù)要求時(shí)，認(rèn)為自己在工作中資質(zhì)過剩的員工可能會發(fā)現(xiàn)他們的任務(wù)相當(dāng)簡單，而且工作規(guī)定的要求也很容易實(shí)現(xiàn)。然而，個(gè)人傾向于在工作中實(shí)現(xiàn)自己并發(fā)揮自己的才能和潛力，因此，資質(zhì)過剩的員工可能會尋找更廣泛的工作任務(wù)，并根據(jù)盈余的KSA評估這些任務(wù)的可行性，從而對角色效能感產(chǎn)生了更高評價(jià)。其次，那些認(rèn)為自己資質(zhì)過剩的人可能會覺得他們有更多的資源(例如技能水平和工作控制)而不是約束(例如，工作要求和工作超負(fù)荷分散)，以便在評估他們的個(gè)人資源和執(zhí)行工作的約束時(shí)執(zhí)行更廣泛的角色任務(wù)。最后，那些認(rèn)為自己資質(zhì)過剩的員工可能會更好地、超出工作要求或責(zé)任地執(zhí)行任務(wù)，因此可能會得到其他人更多的認(rèn)可和鼓勵(Maltarich等，2011)[9]。那些認(rèn)為自己資質(zhì)過剩的人更有可能將這種積極的表現(xiàn)與反饋歸功于他們的能力，而不是其他內(nèi)部因素。這些與自身相關(guān)的信息暗示被整合以產(chǎn)生更高水平的角色效能感(Bandura，1982)[10]。

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2:資質(zhì)過剩對角色效能感具有顯著的正向影響

1.3 角色效能感與組織公民行為

根據(jù)期望理論，如果個(gè)人認(rèn)為他們會成功并且預(yù)期的后果會滿足他們的期望，他們將決定表現(xiàn)出某種行為。具有較高角色廣度自我效能感的員工更能確信能夠成功地履行廣泛的角色，因此實(shí)際發(fā)揮廣泛作用和積極主動的工作行為的可能性應(yīng)該更高(Parker等，2006)[11]。他們相信自己有能力處理復(fù)雜的人際關(guān)系，解決企業(yè)長期的問題，緩解沖突，設(shè)計(jì)改進(jìn)組織程序。他們自信能與人更好地溝通，不會因?yàn)樘岢龇磳σ庖姸兄聞e人誤解；同時(shí)，他們相信自己有能力處理好復(fù)雜的組織問題、提出有用的見解。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：角色效能感對組織公民行為具有顯著正向影響

假設(shè)H3a：角色效能感對指向組織的組織公民行為具有顯著正向影響

假設(shè)H3b：角色效能感對指向個(gè)體的組織公民行為具有顯著正向影響

1.4 角色效能感的中介作用

相較于自我效能感下的其他維度，角色效能感比其他維度更廣泛，通常與特定任務(wù)或活動有關(guān)。具有角色效能感的人專注于一系列積極主動、角色外的行為，這比較符合認(rèn)為自己資質(zhì)過剩人的主觀感知，因?yàn)橘Y質(zhì)過剩的員工與那些在相同工作中完全適配的人來講擁有更多的知識、經(jīng)驗(yàn)、技能與教育，并且有指導(dǎo)他人或成為非正式領(lǐng)導(dǎo)的意愿，進(jìn)而參與到組織公民行為中。雖然組織公民行為的某些維度(特別是盡職盡責(zé)主動性，Coleman和Borman，2000)[12]與角色效能感關(guān)注的角色有一些共同點(diǎn)，但組織公民行為是關(guān)于執(zhí)行中的實(shí)際行為，而角色效能感關(guān)注的是一個(gè)人對能夠執(zhí)行這些任務(wù)和行為能力的主觀感知與自信心水平[13]，應(yīng)當(dāng)是產(chǎn)生組織公民行為的首要因素。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H4:角色效能感在資質(zhì)過剩和組織公民行為之間起到中介作用

假設(shè)H4a:角色效能感在資質(zhì)過剩和指向組織的組織公民行為之間起到中介作用

假設(shè)H4b:角色效能感在資質(zhì)過剩和指向個(gè)體的組織公民行為之間起到中介作用

1.5 主管支持感的調(diào)節(jié)作用

在國內(nèi)的現(xiàn)有企業(yè)中，主管與公司內(nèi)部下屬的關(guān)系性質(zhì)與質(zhì)量往往是員工提高效能感知的基礎(chǔ)。高質(zhì)量的主管下屬關(guān)系有助于公司內(nèi)部的下屬獲取更多的工作資源。同時(shí)，主管往往會對那些與自己保持高質(zhì)量關(guān)系的下屬給予更高水平的鼓勵與認(rèn)可，并對這些員工擁有更高水平的信心和期待。因此，主管所提供的這種情感支持也能夠進(jìn)一步加強(qiáng)員工對自身綜合價(jià)值的正確判斷，進(jìn)而影響了下屬的自我效能感(Mitchel，1992)[8]。因此，從資質(zhì)過剩員工的角度來講，在較高的主管支持水平下，一方面，員工受到主管情感上的支持容易因?yàn)榱己玫年P(guān)系質(zhì)量產(chǎn)生較強(qiáng)的互惠心理，增強(qiáng)其對組織整體、對組織內(nèi)其他成員采取主動行為必要性的主觀感知；另一方面，主管的信任增強(qiáng)了他們能夠?qū)⒆约旱哪芰\(yùn)用到更廣泛角色任務(wù)中的信心。

基于上述分析，本文做出如下假設(shè)：

假設(shè)H5:主管支持在資質(zhì)過剩與角色效能感中起到顯著調(diào)節(jié)作用。高主管支持水平會強(qiáng)化資質(zhì)過剩與角色效能感的正向關(guān)系。

2 研究設(shè)計(jì)

考慮到研究主題、研究背景所適用的研究方法，以及方法的可行性和數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇使用問卷調(diào)查法。在對資質(zhì)過剩進(jìn)行衡量時(shí)，本文采用了Maynard(2006)[14]的研究結(jié)果，即通過對現(xiàn)有資質(zhì)過剩相關(guān)文獻(xiàn)的定性研究，總結(jié)出22條目的題項(xiàng)，利用主成分因子分析篩選出9個(gè)題項(xiàng)，并形成三個(gè)主因子：教育、經(jīng)驗(yàn)與KSAs；在組織公民行為方面，本文借鑒Schuh(2016)[15]等人的量表設(shè)計(jì)；角色效能感采用Parker(1998)[16]開發(fā)的7條目量表進(jìn)行測量；主管支持感采用Rhoades等人(2001)[17]開發(fā)的4題項(xiàng)量表進(jìn)行測量；此外本文還加入了5個(gè)控制變量：性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位級別。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 問卷回收結(jié)果與樣本描述

本研究發(fā)放問卷270份，刪除無效問卷42份，最終得到有效問卷228份。有效問卷回收率84%。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

從性別上的分布來看，男參與者的比例達(dá)到52.2%，女參與者的比例達(dá)到47.8%，參與調(diào)查的男性比女性多，但比例相差不大。從年齡上的分布來看，所選樣本的年齡主要集中在20到30歲和31到40歲兩個(gè)區(qū)間，這其實(shí)也與實(shí)際工作中的主要兩個(gè)年齡群體相關(guān)；從所接受的學(xué)歷水平角度出發(fā)，讀到碩士/MBA學(xué)歷水平的人所占的年齡份額最大，達(dá)到42.7%，其次，擁有本科學(xué)歷水平的研究對象占25.2%，僅有大專學(xué)歷甚至更低水平學(xué)歷的樣本所占比重最小。而從員工從業(yè)的時(shí)間長短出發(fā)，工作一年以內(nèi)、工作三到五年與工作十年以上的被調(diào)查者所占比重較高，可見本文選取的樣本具有較為豐富的工作經(jīng)驗(yàn)。轉(zhuǎn)到員工從事的具體行業(yè)來看，58.3%的被調(diào)查對象是普通員工，為樣本中比重最高的；基層管理者第二多，比重達(dá)到24.8%；相反地，參與此次調(diào)研的高層管理者最少，僅占7.9%，也比較符合社會企業(yè)不同層級的職位分布。

3.2 信度分析

本研究在經(jīng)預(yù)調(diào)研收集信息修改之后，數(shù)據(jù)收集階段始終采用完全相同的問卷。本研究使用最新版的Stata14對問卷各個(gè)變量涉及的不同量表進(jìn)行信度與效度檢驗(yàn)。表2為本研究各個(gè)量表信度統(tǒng)計(jì)。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表2數(shù)據(jù)顯示：組織公民行為、資質(zhì)過剩、角色效能感、主管支持感的Cronbach α值分別為0.906，0.822，0.882，0.818皆符合高質(zhì)量問卷信度標(biāo)準(zhǔn)。更進(jìn)一步地，組織公民行為變量下兩個(gè)維度的Cronbach α

值分別為0.907，0.880，有利于個(gè)體的組織公民行為與有利于組織的組織公民行為兩個(gè)維度的Cronbach α值均高于0.8的信度水平，甚至大于0.9的信度水平，說明本文采用的量表信度優(yōu)異。同時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果也為這些量表均為成熟量表提供了實(shí)證支持。

3.3 效度分析

首先，本文使用Stata14對組織公民行為、資質(zhì)過剩、角色效能感、主管支持感四個(gè)變量進(jìn)行KMO值和Bartlett球體檢驗(yàn)，以判斷變量是否滿足做因子分析的條件。倘若可以做因子分析，則進(jìn)一步采用主成份因子分析方法提取其中的公因子，再用Stata14進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，并保留因子載荷大于0.500的選項(xiàng)。

根據(jù)表3數(shù)據(jù)的顯示，組織公民行為的兩個(gè)維度、資質(zhì)過剩、角色效能感、主管支持感的KMO值分別為0.897、0.856、0.864、0.874和0.827，都超過了0.8的優(yōu)秀水平。Bartlett球形度在99%的置信區(qū)間上顯著性水平達(dá)到0.000，從而證實(shí)了所有的量表均可運(yùn)用在接下來的因子分析當(dāng)中。

表2 信度檢驗(yàn)

表3 KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)

4.3.1組織公民行為效度分析 表4，在對組織公民行為OCB采取主成分因子分析法之后，在特征值大于1的提取標(biāo)準(zhǔn)上，共可以提取兩個(gè)公因子。提取出的兩個(gè)公因子累積方差解釋量高達(dá)92.85%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出50%的基本要求。在進(jìn)入因子載荷旋轉(zhuǎn)之后，不難發(fā)現(xiàn)，所有涉及到的題項(xiàng)因子載荷系數(shù)都大于0.5，證明我們

選取的量表所涵蓋的條目皆可以很好地檢驗(yàn)我們所要測量的組織公民行為。因此，組織公民行為的測量效果極佳。

4.3.2 資質(zhì)過剩、角色效能感和主觀支持效度分析 依據(jù)表5數(shù)據(jù)顯示，在對自變量資質(zhì)過剩采取主成分因子分析法之后，在特征值大于1的提取標(biāo)準(zhǔn)上，共可以提取一個(gè)公因子。提取出的唯一的公因子累積方差解釋量高達(dá)94.14%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出50%的基本要求。在進(jìn)入因子載荷旋轉(zhuǎn)之后，不難發(fā)現(xiàn)，所有的題項(xiàng)輸出的因子載荷系數(shù)都大于0.5，證明我們選取的量表所涵蓋的條目皆可以很好地檢驗(yàn)我們所要測量的資質(zhì)過剩。因此，資質(zhì)過剩的測量效果極佳。在中介變量角色效能感采取主成分因子分析法之后，在特征值大于1的提取標(biāo)準(zhǔn)上，共可以提取一個(gè)公因子。提取出的唯一的公因子累積方差解釋量高達(dá)89.18%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出50%的基本要求。在進(jìn)入因子載荷旋轉(zhuǎn)之后，所有的題項(xiàng)輸出的因子載荷系數(shù)都大于0.5，證明我們選取的量表所涵蓋的條目皆可以很好地檢驗(yàn)我們所要測量的角色效能感。因此，RBSE角色效能感的測量效果非常好。在對調(diào)節(jié)變量主管支持感采取主成分因子分析法之后，在特征值大于1的提取標(biāo)準(zhǔn)上，共可以提取一個(gè)公因子。提取出的唯一的公因子累積方差解釋量高達(dá)81.16%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出50%的基本要求。在進(jìn)入因子載荷旋轉(zhuǎn)之后，所有的題項(xiàng)輸出的因子載荷系數(shù)都大于0.5，證明我們選取的量表所涵蓋的條目皆可以很好地檢驗(yàn)我們所要測量的主管支持。因此，主管支持的測量效果也很好。

表4 組織公民行為探索性因子分析

4.3.3 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果 由表6可見，組織公民行為的兩個(gè)維度、資質(zhì)過剩、角色效能感、主管支持感四個(gè)變量的總體擬合指標(biāo)2/df均符合小于3的標(biāo)準(zhǔn)，總體擬合指標(biāo)RMSEA也符合小于0.05的標(biāo)準(zhǔn)；相對擬合指標(biāo)GFI均達(dá)到0.9的擬合水平、CFI也均達(dá)到0.9的擬合水平；模型簡潔指標(biāo)AGIF均達(dá)到大于0.9的理想水平，模型較為簡潔。以上指標(biāo)充分表明組織公民行為(包括有利于個(gè)體的組織公民行為與有利于組織的組織公民行為)、資質(zhì)過剩、角色效能感、主管支持四個(gè)變量模型測量的各指標(biāo)擬合度較高，適配情形較好，通過驗(yàn)證性因子分析。

3.4 相關(guān)分析

在進(jìn)行回歸分析之前，本文先使用Stata14對組織公民行為各維度(指向組織的組織公民行為、指向個(gè)體的組織公民行為)、資質(zhì)過剩及各維度、角色效能感以及主管支持進(jìn)行二元相關(guān)性分析。統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表7所示。

從標(biāo)準(zhǔn)差來看，各個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差值保持在0.6以上，說明問卷的整體質(zhì)量較為穩(wěn)定。從均值來看，主管支持以及資質(zhì)過剩均值較高，說明樣本整體感受到上級的關(guān)心比較多，結(jié)合樣本工作年限可以發(fā)現(xiàn)工作時(shí)間很短或很長都能夠獲得主管的支持。指向組織的組織公民行為比指向個(gè)體的組織公民行為均值高。本文認(rèn)為，這跟中國的文化注重集體主義有關(guān)，員工更加關(guān)心所處的集體。

從相關(guān)性來看，因變量的兩個(gè)維度(有利于組織的組織公民行為與有利于個(gè)體的組織公民行為)同自變量(資質(zhì)過剩)相關(guān)性系數(shù)分別為0.221***和0.325***(P<0.01)，表明了變量間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，為本文的假設(shè)H1提供了初步證據(jù)。自變量(資質(zhì)過剩)與中介變量(角色效能感)的相關(guān)性系數(shù)為0.313***(P<0.01)，表明變量間的正相關(guān)性，為本文的假設(shè)H2提供了初步證據(jù)。因變量的兩個(gè)維度與中介變量(角色效能感)的相關(guān)性系數(shù)分別為0.662***和0.442***(P<0.01)，表明變量間的正相關(guān)性，為本文的假設(shè)H3提供了初步證據(jù)。

表5 探索性因子分析結(jié)果

表6 各量表驗(yàn)證性因子分析的擬合指標(biāo)

表7 變量相關(guān)系數(shù)表

注：**代表P<0.01，*代表P<0.05

3.5 回歸分析

相關(guān)分析只是初步判斷變量之間關(guān)系的密切程度，但是確定系數(shù)是在擬合回歸方程以后計(jì)算的。本文使用Stata14對變量進(jìn)行回歸分析，驗(yàn)證本文的研究假設(shè)。

3.5.1 資質(zhì)過剩與組織公民行為的回歸分析 相關(guān)分析只是初步判斷變量之間關(guān)系的密切程度，但是確定相關(guān)系數(shù)是在擬合回歸方程以后進(jìn)行計(jì)算的。本文使用Stata14對變量進(jìn)行回歸分析，詳細(xì)地驗(yàn)證本文的研究假設(shè)。模型1中，以有利于組織的組織公民行為作為因變量，加入性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職位級別5個(gè)控制變量進(jìn)行回歸分析。模型2中，以有利于個(gè)體的組織公民行為作為因變量，同樣加入5個(gè)控制變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表8。

表8最后一列報(bào)告了模型中各變量的方差膨脹指數(shù)VIF值，從表中顯示數(shù)據(jù)可看出各變量VIF值均小于2.5(VIF值應(yīng)當(dāng)小于3)，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

在模型1和模型2中，所有控制變量與兩個(gè)維度的組織公民行為的回歸系數(shù)均不顯著(P>0.1)。說明在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上，本研究所涉及的控制變量對兩個(gè)維度的組織公民行為均不具備解釋力。

在模型1和模型2中，資質(zhì)過剩的回歸系數(shù)分別為0.221***與0.271***(P<0.01)，說明其對組織公民行為有顯著的正向影響，即資質(zhì)過剩越高，員工有利于個(gè)體的組織公民行為與有利于組織的組織公民行為傾向也就越高，假設(shè)H1、H1a、H1b均得到驗(yàn)證。

3.5.2 資質(zhì)過剩與角色效能感的回歸分析 為進(jìn)一步揭示資質(zhì)過剩對組織公民行為兩個(gè)維度的作用機(jī)制，本文首先將資質(zhì)過剩與角色效能感進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表9所示。資質(zhì)過剩與角色效能感在P<0.001的顯著性水平上得到的相關(guān)性系數(shù)為0.307，且VIF值為1.04，遠(yuǎn)小于3，不存在嚴(yán)重的多重共線性。由此可見，資質(zhì)過剩對員工產(chǎn)生角色效能感具有顯著的正向作用。

表8 資質(zhì)過剩與組織公民行為的回歸分析

注：***代表P<0.001，**代表P<0.01，*代表P<0.05

3.5.3 角色效能感的中介效應(yīng)檢驗(yàn) 如表10所示，揭露了資質(zhì)過剩通過角色效能感的中介作用對兩個(gè)維度的組織公民行為產(chǎn)生作用的回歸分析結(jié)果。模型4中，資質(zhì)過剩對有利于組織的組織公民行為的正相關(guān)關(guān)系不再顯著，角色效能感對有利于組織的組織公民行為在P<0.001的顯著性水平上回歸系數(shù)為0.624***，說明角色效能感在資質(zhì)過剩與指向組織的組織公民行為中起到完全中介的作用。因此，假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。

而在模型5中，資質(zhì)過剩對有利于個(gè)體的組織公民行為在P<0.001的顯著性水平上依然保持顯著，正相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.177***；與此同時(shí)，角色效能感對有利于個(gè)體的組織公民行為在P<0.001的顯著性水平上正相關(guān)系數(shù)為0.307***。由此可見，角色效能感在資質(zhì)過剩與有利于個(gè)體的組織公民行為之間存在部分中介的作用，假設(shè)H4b得到部分驗(yàn)證。

綜上所述，資質(zhì)過剩對兩個(gè)維度的組織公民行為皆通過角色效能感的中介作用帶來正向作用，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

表9 資質(zhì)過剩與角色效能感的回歸分析

注：***代表P<0.001，**代表P<0.01，*代表P<0.05

3.5.4 主管支持感的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸分析 本研究的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)過程如下：

(1)在模型3中以角色效能感作為因變量，引入自變量資質(zhì)過剩、控制變量作為解釋變量到回歸方程；

(2)模型6在模型3的基礎(chǔ)上，引入調(diào)節(jié)變量主管支持感作為解釋變量到回歸方程中；

(3)模型7在模型6的基礎(chǔ)上，引入資質(zhì)過剩與主管支持感的交互項(xiàng)到回歸方程中。檢驗(yàn)結(jié)果模型6中，在將資質(zhì)過剩與主管支持感的交互項(xiàng)引入回歸分析時(shí)，資質(zhì)過剩、主管支持感以及資質(zhì)過剩與主管支持感的交互項(xiàng)都在P<0.001的顯著性水平上對角色效能感呈現(xiàn)正向的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)分別為0.952***、1.009***和0.092***。因此，主管支持感在資質(zhì)過剩與角色效能感的正向作用中起到調(diào)節(jié)作用，且在員工具有較高的主管支持感水平上，資質(zhì)過剩對角色效能感的正向作用會更強(qiáng)，假設(shè)5得到驗(yàn)證。

表10 資質(zhì)過剩與組織公民行為的回歸分析

注：***代表P<0.001，**代表P<0.01，*代表P<0.05

表11 主管支持感調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸分析

注：***代表P<0.001，**代表P<0.01，*代表P<0.05

圖1 資質(zhì)過剩與角色效能感：主管支持的調(diào)節(jié)作用Fig.1 Perceived Overqualification and Role Breadth Self-efficacy： Perceived Supervisor Support as a Moderator Variable

為了更加清晰地反映主管支持感的調(diào)節(jié)方向，本研究繪制了不同程度的角色效能感在資質(zhì)過剩員工中的角色效能感差異，如圖1所示：高低主管支持感的兩條直線斜率明顯不同。具體而言，在員工具有同等水平的資質(zhì)過剩感知影響之下，主管支持感較高的個(gè)體比主管支持感較低的個(gè)體感知到更強(qiáng)的角色效能。換言之，當(dāng)員工在組織中的主管支持感變高時(shí)，資質(zhì)過剩對角色效能感的正向作用會變強(qiáng)。

4 研究結(jié)論與啟示

為探究資質(zhì)過剩對組織公民行為的作用機(jī)制，本文引入角色效能感作為中介變量，主管支持感作為調(diào)節(jié)變量，經(jīng)過文獻(xiàn)分析，理論推導(dǎo)，研究設(shè)計(jì)與實(shí)證分析，得到如下研究結(jié)論：(1)資質(zhì)過剩對組織公民行為具有顯著正向影響，并且資質(zhì)過剩對組織公民行為的兩個(gè)維度——有利于組織的組織公民行為與有利于個(gè)體的組織公民行為都具有顯著的正向影響。(2)資質(zhì)過剩對促進(jìn)組織內(nèi)員工的角色效能感具有顯著的正向作用。(3)角色效能感對組織公民行為具有顯著的正向作用，并且對組織公民行為所包含的兩個(gè)維度——有利于組織的組織公民行為與有利于個(gè)體的組織公民行為均具有顯著正向影響。(4)角色效能感在資質(zhì)過剩與組織公民行為中起中介作用。其中，角色效能感在資質(zhì)過剩與有利于個(gè)體的組織公民行為之間起到部分中介的作用，在資質(zhì)過剩與有利于組織的組織公民行為之間起到完全中介的作用。(5)資質(zhì)過剩與角色效能感的正向關(guān)系會受到主管支持感的正向調(diào)節(jié)。高主管支持感會強(qiáng)化資質(zhì)過剩對角色效能感的促進(jìn)作用。

因而面對全球范圍內(nèi)的“資質(zhì)過?！爆F(xiàn)象，無論是研究者還是管理者在盡可能縮小其負(fù)面影響的同時(shí)也應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大其帶來的積極作用，因而文本也為企業(yè)管理提出具有實(shí)踐性的建議：

(1)企業(yè)應(yīng)當(dāng)為新時(shí)代員工提供發(fā)揮自我價(jià)值的平臺，通過多種方式激發(fā)這類員工積極的認(rèn)知和行為，讓他們積極地認(rèn)識到自己在工作中具備指導(dǎo)他人或成為非正式領(lǐng)導(dǎo)的盈余能力，并提高自信心水平，從而實(shí)現(xiàn)超出實(shí)際工作要求地幫助同事、促進(jìn)整個(gè)組織良性發(fā)展的積極表現(xiàn)。

(2)領(lǐng)導(dǎo)應(yīng)在促進(jìn)資質(zhì)過剩員工產(chǎn)生積極態(tài)度和行為中發(fā)揮至關(guān)重要的作用。主管可以通過關(guān)注個(gè)人目標(biāo)與價(jià)值觀、個(gè)人身心健康、傾聽員工意見與想法等方式讓資質(zhì)過剩員工感受到被主管支持，增強(qiáng)員工與管理層、與整個(gè)組織的良性社會交換關(guān)系，提高自身在企業(yè)中的滿意度與組織承諾水平，進(jìn)而投入到更高水平的主動行為與組織公民行為中去，為組織形成長遠(yuǎn)的競爭優(yōu)勢提供長期保障。