職場(chǎng)冷漠對(duì)員工建言行為的影響
——信任氛圍與主動(dòng)性人格的作用

聶順婷，梁振東

(1.閩南師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，福建 漳州 363000；2.閩南師范大學(xué) 商學(xué)院，福建 漳州 363000)

1 問(wèn)題提出

在經(jīng)濟(jì)科技快速發(fā)展的時(shí)代背景下，企業(yè)的生存和發(fā)展離不開(kāi)員工的主動(dòng)參與和工作創(chuàng)新. 員工主動(dòng)性建言行為，是員工主動(dòng)參與和工作創(chuàng)新的重要體現(xiàn)，也是企業(yè)突破組織困境，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中獲得更大優(yōu)勢(shì)，有效應(yīng)對(duì)市場(chǎng)環(huán)境所帶來(lái)挑戰(zhàn)的重要基礎(chǔ). 因此，企業(yè)員工的建言行為引起了學(xué)術(shù)界和管理實(shí)踐領(lǐng)域的廣泛關(guān)注，成為組織行為學(xué)領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)之一.

員工建言行為指組織中員工對(duì)與工作相關(guān)的建設(shè)性想法、信息或意見(jiàn)的表達(dá)，是一種以組織變革為導(dǎo)向并旨在改善組織效能的角色外行為[1]. 目前，較多學(xué)者主要集中在環(huán)境因素和個(gè)人因素對(duì)員工建言行為的積極或消極作用的探索. 環(huán)境因素指除員工個(gè)人因素以外的其他因素，包括組織氛圍、組織公平、組織認(rèn)同、工作自主性和領(lǐng)導(dǎo)行為等[2]，現(xiàn)有文獻(xiàn)集中探討領(lǐng)導(dǎo)行為和組織氛圍與員工建言行為之間的關(guān)系. 個(gè)人因素包括人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量、人格因素、自我監(jiān)控與心理安全感等，研究較多關(guān)注個(gè)體的人格特質(zhì)(如主動(dòng)性人格[3-4])和心理狀態(tài)(如心理安全感[5]). 盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于建言行為前因變量的研究較為豐富，但是從組織環(huán)境因素來(lái)看，職場(chǎng)冷漠的影響尚未有相關(guān)研究. 因此，基于社會(huì)交換理論及其互惠原則，本研究擬對(duì)職場(chǎng)冷漠與員工建言行為進(jìn)行較為深入地探討. 在假設(shè)職場(chǎng)冷漠可顯著預(yù)測(cè)員工建言行為的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析兩者之間的關(guān)系是否還會(huì)受到其他變量的影響？根據(jù)社會(huì)交往理論和社會(huì)認(rèn)知理論，本研究將引入信任氛圍作為中介變量，同時(shí)從人-境互動(dòng)的視角引入主動(dòng)性人格作為調(diào)節(jié)變量，期望通過(guò)這項(xiàng)研究有助于加深中國(guó)情境下職場(chǎng)冷漠對(duì)員工建言行為影響的內(nèi)部機(jī)制和作用路徑的理解，同時(shí)為企業(yè)管理者營(yíng)造良好的職場(chǎng)氛圍、增加員工建言行為和提升組織決策效率提供科學(xué)的指導(dǎo)方法.

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 職場(chǎng)冷漠與建言行為

職場(chǎng)冷漠指的是在工作場(chǎng)所中，員工個(gè)體對(duì)領(lǐng)導(dǎo)或同事的冷淡態(tài)度、情感缺失、行為不作為的一種主觀認(rèn)知評(píng)價(jià)[6]，包含職場(chǎng)支持、職場(chǎng)認(rèn)同和職場(chǎng)關(guān)注3個(gè)維度. 職場(chǎng)支持主要指?jìng)€(gè)體在工作中很少獲得上級(jí)和同事的支持；職場(chǎng)認(rèn)同主要指?jìng)€(gè)體在工作中很少獲得上級(jí)和同事的認(rèn)同；職場(chǎng)關(guān)注指?jìng)€(gè)體在工作中很少獲得上級(jí)和同事的關(guān)注[6]. Liang等[7]將建言行為劃分為促進(jìn)性建言行為與抑制性建言行為兩個(gè)維度. 前者指員工主動(dòng)提出改善組織運(yùn)行狀況，提高組織績(jī)效的創(chuàng)新性觀點(diǎn)和意見(jiàn)；后者指員工針對(duì)不利于組織工作的實(shí)際問(wèn)題而主動(dòng)提出的建議. 從建言行為的涵義可以看出，無(wú)論是促進(jìn)性建言行為還是抑制性建言行為，都是一種主動(dòng)性行為，也是一種積極的角色外行為.

根據(jù)社會(huì)交換理論及其互惠原則[8]，只有組織滿足了員工的某些物質(zhì)和心理需要時(shí)，員工才會(huì)做出有利于組織的行為. 當(dāng)組織和員工之間的社會(huì)交換關(guān)系處于一種較高水平時(shí)，員工才會(huì)對(duì)組織產(chǎn)生更多的信任、忠誠(chéng)與承諾，從而為組織奉獻(xiàn)更多的建言行為. 而這種交換關(guān)系一旦遭到破壞，員工與組織之間的情感紐帶被切斷，員工的建言行為就會(huì)受到一定程度的負(fù)面影響[9]. 從而可以推斷，員工一旦在職場(chǎng)上感知到與他人處于一種冷漠關(guān)系時(shí)，就會(huì)減少建言行為的產(chǎn)生. 另外，作為一種負(fù)向行為，職場(chǎng)冷漠不利于員工主動(dòng)表達(dá)與工作相關(guān)的建議，提出解決工作問(wèn)題的看法，從而會(huì)阻礙組織的健康發(fā)展，已有研究論證了職場(chǎng)的負(fù)向行為對(duì)員工的建言行為產(chǎn)生消極的影響. 李澄鋒、田也壯[6]的研究證實(shí)了領(lǐng)導(dǎo)排斥與員工建言行為有顯著的負(fù)向關(guān)系，鄭馨怡、李燕萍[7]也證實(shí)了職場(chǎng)排斥會(huì)破壞員工之間的和諧關(guān)系，從而導(dǎo)致被排斥者減少建言行為甚至保持沉默. 基于上述分析，本研究提出假設(shè)：

H1職場(chǎng)冷漠能夠負(fù)向預(yù)測(cè)員工建言行為.

2.2 信任氛圍的中介作用

信任氛圍指組織成員對(duì)組織內(nèi)部整體環(huán)境的綜合信任評(píng)價(jià)[10]. McAllister[11]認(rèn)為可以分為情感信任和認(rèn)知信任兩個(gè)層面. 情感信任反映個(gè)體對(duì)相互的關(guān)懷和愛(ài)護(hù)的期望，以個(gè)體間的情感紐帶為基礎(chǔ)，而認(rèn)知信任反映個(gè)體對(duì)可靠性和可依賴性的期望，以被信任方的勝任力、責(zé)任、職業(yè)作風(fēng)和名聲為基礎(chǔ).

個(gè)體對(duì)信任氛圍的感知對(duì)其心理和行為都有顯著的影響[12]. 以往研究發(fā)現(xiàn)，感知上級(jí)信任對(duì)員工建言行為具有積極的作用[13]；同事信任能夠提高個(gè)體承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的水平，從而促進(jìn)員工促進(jìn)性和抑制性建言行為的產(chǎn)生[14]. 許春曉、胡婷[15]認(rèn)為，組織信任在組織支持與建言行為之間起到中介作用，即當(dāng)員工知覺(jué)到組織的支持和認(rèn)可時(shí)，會(huì)更愿意與上司和同事進(jìn)行情感交流，這有利于組織員工之間建立信任關(guān)系，也有利于促進(jìn)員工做出建言行為.

根據(jù)社會(huì)交往理論，社會(huì)交往以互惠性為前提，越是積極的交往和良好的組織環(huán)境氛圍，越能夠催生交往對(duì)象之間產(chǎn)生信任. 反之，在消極的人際交往或不良好的組織環(huán)境氛圍中，人們之間的信任就難以建立. 可見(jiàn)，職場(chǎng)冷漠所形成的負(fù)面職場(chǎng)氛圍，不僅會(huì)阻礙員工之間的交流和溝通，還會(huì)導(dǎo)致員工彼此間失去信任，進(jìn)而對(duì)員工心理和行為產(chǎn)生消極的影響[12]. 另外，社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，主體認(rèn)知、環(huán)境以及行為之間存在持續(xù)的相互作用. 其中，職場(chǎng)冷漠是員工對(duì)組織情境的感知；信任氛圍是員工的心理認(rèn)知；建言行為是員工的“反應(yīng)”. 基于此理論可推斷，職場(chǎng)冷漠既可以直接影響員工建言行為，也可以通過(guò)信任氛圍來(lái)間接影響員工建言行為. 因此，綜上所述，本研究提出假設(shè)：

H2信任氛圍能夠正向預(yù)測(cè)員工建言行為.

H3信任氛圍在職場(chǎng)冷漠與員工建言行為之間具有中介作用.

2.3 有調(diào)節(jié)的中介作用

主動(dòng)性人格指?jìng)€(gè)體采取主動(dòng)行為改變周?chē)h(huán)境的一種穩(wěn)定傾向. 從行為表現(xiàn)上看，主動(dòng)性個(gè)體善于識(shí)別有利機(jī)會(huì)，并采取主動(dòng)行為改變環(huán)境[16]. 主動(dòng)性人格作為預(yù)測(cè)個(gè)體主動(dòng)性行為的一種人格特質(zhì)，對(duì)個(gè)體的心理和行為會(huì)產(chǎn)生正面影響. 陳可[17]在研究主動(dòng)性人格對(duì)建言行為關(guān)系影響中，通過(guò)實(shí)證分析得出主動(dòng)性人格對(duì)員工的促進(jìn)性建言行為和抑制性建言行為均有顯著的正向影響. 還發(fā)現(xiàn)高主動(dòng)性人格的員工更善于與他人建立高質(zhì)量的人際關(guān)系，從而更傾向于做出積極的建言行為[3]. 另外，建言行為是組織公民行為中的一種，職場(chǎng)冷漠是職場(chǎng)壓力產(chǎn)生的影響因素，而主動(dòng)性人格是組織壓力-行為的緩沖變量，主動(dòng)性人格越強(qiáng)的員工越能夠有效應(yīng)對(duì)外界的壓力，更加表現(xiàn)出良好的組織公民行為[18]. 已有研究證明了主動(dòng)性人格在壓力與行為之間具有調(diào)節(jié)作用，如主動(dòng)性人格高的員工在面對(duì)職場(chǎng)排斥的壓力時(shí)，仍可以表現(xiàn)出有利的組織公民行為[19]. 再根據(jù)人-境互動(dòng)理論，工作行為是個(gè)人特征與情境特征共同作用的結(jié)果[20]. 其中，主動(dòng)性人格屬于個(gè)人特征，職場(chǎng)冷漠、信任氛圍屬于情境特征，建言行為屬于工作行為. 因此，建言行為是職場(chǎng)冷漠、信任氛圍與主動(dòng)性人格共同影響的結(jié)果. 基于上述分析并結(jié)合假設(shè)H3，本研究提出假設(shè)：

H4主動(dòng)性人格在職場(chǎng)冷漠與員工建言行為之間具有調(diào)節(jié)作用；高主動(dòng)性人格能夠緩解職場(chǎng)冷漠對(duì)員工建言行為的負(fù)向作用，低主動(dòng)性人格對(duì)職場(chǎng)冷漠與員工建言行為的負(fù)向關(guān)系影響不大.

H5主動(dòng)性人格能夠調(diào)節(jié)信任氛圍在職場(chǎng)冷漠與建言行為之間的中介效應(yīng)強(qiáng)度；高主動(dòng)性人格可能會(huì)增強(qiáng)信任氛圍的中介效應(yīng)，低主動(dòng)性人格可能不影響信任氛圍的中介效應(yīng)或影響很小.

3 研究方法

3.1 研究樣本

研究于2020年5月至7月通過(guò)問(wèn)卷星發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷(https：//www.wjx.cn/jq/76597098.aspx)和收集數(shù)據(jù)；主要以方便抽樣法選取在職員工作為被試，涉及多個(gè)行業(yè)，如互聯(lián)網(wǎng)、金融、房地產(chǎn)、教育等. 共回收問(wèn)卷274份，有效問(wèn)卷244份，有效率達(dá)到89.05%. 其中，男生85人占34.80%，女生159人占65.20%；25歲及以下169人占69.30%，26～30歲41人占16.8%，31歲及以上33人占13.90%；工作年限1年以內(nèi)114人占46.70%，1～5年91人占37.30%，6～10年22人占9%，11年以上占6.9%；崗位初級(jí)及以下181人占74.20%，中級(jí)51人占20.90%，高級(jí)12人占4.90%.

3.2 研究工具

3.2.1 職場(chǎng)冷漠量表采用由袁榮等[6]編制的職場(chǎng)冷漠量表. 包括23道題目，代表題項(xiàng)如“當(dāng)我剛?cè)肼殨r(shí)，上級(jí)對(duì)我的關(guān)心很少”等. 采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明職場(chǎng)冷漠感越強(qiáng). 本研究中該量表及其三個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.81～0.95，說(shuō)明量表的信度良好.

3.2.2 建言行為量表采用liang和Farch[7]編制的建言行為量表. 包括10道題目，代表題項(xiàng)如“我主動(dòng)提出幫助單位達(dá)成目標(biāo)的合理化建議”等. 采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明建言行為越明顯. 本研究中該量表及其兩個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.89～0.92，說(shuō)明量表的信度較好.

3.2.3 信任氛圍量表采用McAllister[11]編制的信任氛圍量表. 包括11道題目，代表題項(xiàng)如“我跟我的同事可以自由地分享想法、感受和愿望”等. 采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明信任氛圍的感知程度越高. 本研究中該量表及其兩個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)在0.83～0.92，說(shuō)明量表的信度良好.

3.2.4 主動(dòng)性人格量表采用Seibert，Crant和Kraimer[21]編制的主動(dòng)性人格量表. 包括10道題目，代表題項(xiàng)如“我經(jīng)常會(huì)尋找新方法來(lái)改變我的生活”等. 采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明人格的主動(dòng)性越高. 本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.86，說(shuō)明信度良好.

3.3 統(tǒng)計(jì)分析方法

首先，采用AMOS 24.0與SPSS 21.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，檢驗(yàn)共同方法偏差的嚴(yán)重性；接著，進(jìn)行模型初步分析，檢驗(yàn)人口學(xué)變量對(duì)假設(shè)結(jié)果的影響；然后，使用SPSS 21.0對(duì)各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)性和信度進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析與回歸分析；最后，使用SPSS 21.0進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn).

4 研究結(jié)果

4.1 驗(yàn)證性因子分析

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)職場(chǎng)冷漠、主動(dòng)性人格、信任氛圍、建言行為4個(gè)潛變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果如表1所示. 四因子模型擬合指數(shù)較好，χ2(244)=257.88，RMSEA=0.077，TLI=0.91，CFI=0.92，且明顯比其它備擇模型擬合更理想. 因此，本研究的4個(gè)變量具有良好的區(qū)分效度.

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(N=244)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，對(duì)四份問(wèn)卷的項(xiàng)目進(jìn)行因子分析，結(jié)果表明KMO值為0.910，Bartlett值為9182.07，df=1431，p<0.001，因子未旋轉(zhuǎn)前生成9個(gè)特征根大于1的因子，解釋了66.54%的方差變異. 其中，第一個(gè)公因子的方差解釋百分比為29.64%，低于臨界值40%. 總體上說(shuō)明本文樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差.

4.2 模型初步分析

為確定所獲取的全部人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量(性別、年齡、工作年限、最高學(xué)歷、崗位性質(zhì)和崗位等級(jí))是否影響研究假設(shè)的結(jié)果，本研究先進(jìn)行初步的模型檢驗(yàn). 相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，首先，性別、年齡和工作年限與建言行為顯著相關(guān)，其他人口學(xué)變量對(duì)研究中的被預(yù)測(cè)變量均沒(méi)有顯著相關(guān)關(guān)系. 其次，性別、崗位等級(jí)對(duì)主動(dòng)性人格有顯著的影響，其他人口學(xué)變量對(duì)研究中的被預(yù)測(cè)變量均沒(méi)有顯著的影響. 由于在本研究模型假設(shè)中剔除不必要的控制變量能夠提高統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力[22]，因此進(jìn)行假設(shè)驗(yàn)證時(shí)，將性別、年齡、工作年限和崗位等級(jí)作為控制變量.

4.3 相關(guān)與回歸分析

本研究對(duì)各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)性和信度進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表2所示. 可以看出，職場(chǎng)冷漠與信任氛圍顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.53，p<0.01)；信任氛圍與建言行為顯著正相關(guān)(r=0.48，p<0.01)；職場(chǎng)冷漠與建言行為顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.24，p<0.01). 同時(shí)，控制性別、年齡、工作年限、崗位等級(jí)人口學(xué)變量，對(duì)職場(chǎng)冷漠、主動(dòng)性人格、信任氛圍和建言行為進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3所示. 職場(chǎng)冷漠對(duì)信任氛圍的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.24，p<0.001)；信任氛圍對(duì)建言行為的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β=0.46，p<0.001)；職場(chǎng)冷漠對(duì)建言行為的負(fù)向預(yù)測(cè)作用也顯著(β=-0.11，p<0.001).

表2 研究變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、信度和相關(guān)系數(shù)(N=244)

表3 研究變量間的回歸分析結(jié)果(N=244)

4.4 信任氛圍的中介作用檢驗(yàn)

參照陳瑞等[24]的中介效應(yīng)Bootstrap檢驗(yàn)程序，通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)，計(jì)算5000次Bootstrap的95%置信區(qū)間來(lái)檢驗(yàn)信任氛圍在職場(chǎng)冷漠與員工建言行為之間的中介效應(yīng)是否顯著，路徑分析結(jié)果如圖1. 職場(chǎng)冷漠對(duì)建言行為的總效應(yīng)c為-0.24，通過(guò)信任氛圍對(duì)建言行為影響的間接效應(yīng)ab為-0.25，95%置信區(qū)間為[-0.34，-0.17]，不包含0，中介效應(yīng)顯著；控制信任氛圍之后，職場(chǎng)冷漠對(duì)建言行為的直接效應(yīng)為0.01，95%置信區(qū)間為[-0.12，0.14]，包含0，直接效應(yīng)不顯著. 因此，信任氛圍在職場(chǎng)冷漠與建言行為之間起到完全中介作用.

4.5 有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗(yàn)

參照Aiken和West[25]提出的多元回歸分析法，采用職場(chǎng)冷漠、主動(dòng)性人格的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，路徑分析結(jié)果如圖2. 結(jié)果顯示，職場(chǎng)冷漠與主動(dòng)性人格的交互項(xiàng)沒(méi)有達(dá)到顯著性水平(β=0.002，p>0.05)，說(shuō)明主動(dòng)性人格不能顯著調(diào)節(jié)職場(chǎng)冷漠對(duì)建言行為的作用. 同時(shí)，利用Hayes[25]開(kāi)發(fā)的PROCESS模型14檢驗(yàn)中介機(jī)制后半路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)，間接效應(yīng)顯示，在低主動(dòng)性人格的條件下，間接效應(yīng)c′低為-0.19，置信區(qū)間為[-0.29，-0.06]，不包含0，顯著；在高主動(dòng)性人格的條件下，間接效應(yīng)c′高為-0.16，置信區(qū)間為[-0.28，-0.03]，不包含0，顯著，說(shuō)明主動(dòng)性人格對(duì)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用不顯著.

5 討論

5.1 結(jié)果與分析

職場(chǎng)冷漠與員工建言行為具有顯著的相關(guān)關(guān)系，前者對(duì)后者具有負(fù)向的預(yù)測(cè)作用，研究假設(shè)1成立，該結(jié)論與鄭馨怡、李燕萍[26]的研究結(jié)果一致. 在職場(chǎng)上，員工感受不到領(lǐng)導(dǎo)或同事的關(guān)注、支持或認(rèn)同，甚至受到排斥時(shí)，會(huì)減少自己對(duì)工作建言行為的產(chǎn)生. 信任氛圍與員工建言行為具有密切的關(guān)系，前者對(duì)后者有顯著的正向預(yù)測(cè)作用. 同時(shí)，信任氛圍在職場(chǎng)冷漠與建言行為之間的中介作用顯著，研究假設(shè)2和3成立. 該結(jié)果表明，職場(chǎng)冷漠會(huì)影響員工對(duì)他人的情感投入和依賴期望，致使個(gè)體對(duì)職場(chǎng)信任氛圍的感知降低，從而導(dǎo)致員工不愿冒險(xiǎn)進(jìn)行建言獻(xiàn)策. 反之，在職場(chǎng)支持高的良好情境下，員工更加信任團(tuán)隊(duì)成員，表現(xiàn)出更多積極的建言行為[28].

主動(dòng)性人格的高低并不會(huì)顯著影響職場(chǎng)冷漠與員工建言行為之間的關(guān)系，也不會(huì)顯著影響信任氛圍的中介效應(yīng)，研究假設(shè)4和假設(shè)5未得到數(shù)據(jù)支持，該結(jié)果與前人的研究結(jié)論不一致[15]. 一個(gè)可能的原因是，主動(dòng)性人格與員工建言行為產(chǎn)生關(guān)系，尚存在其他變量的中介或調(diào)節(jié)，如員工對(duì)職場(chǎng)熟悉度、員工成熟度、上級(jí)管理風(fēng)格等，這將是下一步深入研究的方向. 從本研究的樣本分布來(lái)看，25歲及以下、工作年限在1年以內(nèi)且崗位在初級(jí)及以下的員工所占的人數(shù)偏多，這部分群體比較缺乏與職場(chǎng)相關(guān)的工作經(jīng)驗(yàn)，以及職場(chǎng)人際溝通能力較弱. 因此，在職場(chǎng)冷漠的環(huán)境下，即使年輕員工的主動(dòng)性人格較高，積極建言行為也會(huì)在一定程度上被抑制.

5.2 管理啟示

本研究的結(jié)果對(duì)管理實(shí)踐的啟示是：第一，管理者需創(chuàng)造良好的職場(chǎng)環(huán)境，以提升員工對(duì)信任氛圍的感知，進(jìn)而促進(jìn)員工的建言行為. 也就是說(shuō)，管理者需要為員工提供工作、學(xué)習(xí)以及生活上的支持和關(guān)注，以獲得員工對(duì)組織的信任和認(rèn)可，從而激發(fā)其建言行為的積極性. 此外，在鼓勵(lì)員工建言獻(xiàn)策時(shí)，應(yīng)重視采納員工合理的建設(shè)性想法，對(duì)不合理的建議，也盡可能地為其提供一些正面的反饋，以此來(lái)維護(hù)和促進(jìn)員工持續(xù)性的建言動(dòng)機(jī)[28]. 第二，企業(yè)需要打造良好的組織文化，營(yíng)造良好的信任氛圍. 在營(yíng)造信任氛圍時(shí)，要注重選拔和任用具有培養(yǎng)下屬及沖突管理能力的領(lǐng)導(dǎo)者. 領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)最大限度地關(guān)注員工的合理需求，消除員工在職場(chǎng)中的疑慮和困惑，從而為員工敢于表達(dá)自己的工作想法提供有利的組織氛圍.

5.3 研究局限和未來(lái)方向

本研究存在一定的局限性：第一，研究樣本量偏少，在人口學(xué)變量的年齡、工作年限和崗位等級(jí)分布的人數(shù)不均. 未來(lái)的研究應(yīng)增大研究樣本量，并控制這些人口學(xué)變量分布的均勻性，或者選取工作年限較長(zhǎng)、年齡較大的被試，進(jìn)一步探討主動(dòng)性人格調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性. 第二，本文采用橫斷的研究設(shè)計(jì)，結(jié)果難以解釋變量間的因果關(guān)系，以后的研究可以通過(guò)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)，操縱自變量、中介變量或調(diào)節(jié)變量來(lái)測(cè)量因變量的變化. 第三，研究可能還存在共同方法偏差問(wèn)題. 雖然結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)和Harman單因素檢驗(yàn)結(jié)果顯示，共同方法偏差不嚴(yán)重，但為了進(jìn)一步消除共同方法偏差，未來(lái)研究可以采用縱向的研究設(shè)計(jì)，在不同的時(shí)間點(diǎn)上對(duì)不同變量進(jìn)行測(cè)量. 第四，本研究的主效應(yīng)、中介效應(yīng)都達(dá)到顯著水平，而調(diào)節(jié)效應(yīng)或有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)都不顯著，未來(lái)研究可以考慮其他調(diào)節(jié)變量，比如公正敏感性、工作授權(quán)、工作動(dòng)機(jī)與領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等，探討建言行為研究的其他潛在的影響內(nèi)部機(jī)制.