熊會兵，汪浩，申雅媚

0 引言

組織要想在競爭激烈和復雜多變的經(jīng)濟環(huán)境中獲得可持續(xù)發(fā)展，就要不斷提升組織內(nèi)部的生命力，提高組織的適應性和創(chuàng)新性，但單靠領導者的個人智慧很難實現(xiàn)，因而有效地授權(quán)于員工，集思廣益顯得尤為重要。當組織面臨重大挑戰(zhàn)時，員工是積極建言、為組織出謀劃策？還是緘默不語、明哲保身？這對組織能否有效應對挑戰(zhàn)起著至關(guān)重要的作用。積極的建言行為能夠發(fā)現(xiàn)并妥善處理組織出現(xiàn)的問題，利于完善組織決策。作為一種角色外行為，很多員工在面對組織的關(guān)鍵問題時沒能積極建言，而是選擇了沉默。雖然這種沉默會給組織帶來一時的平穩(wěn)和諧，但卻不能及時解決組織出現(xiàn)的問題，造成問題的持續(xù)累積，為組織的發(fā)展埋下隱患。領導行為是組織管理的重要因素，研究領導行為如何有效地激發(fā)員工的建言行為已成為學術(shù)研究與管理實踐共同關(guān)注的問題?；诖耍疚膶⒁虢M織自尊與上下級關(guān)系這兩個變量，構(gòu)建理論模型，深入研究授權(quán)型領導對員工建言行為的影響機制，以期拓展相關(guān)領域的研究成果。

1 理論分析與研究假設

1.1 授權(quán)型領導與員工建言行為

授權(quán)型領導指領導者通過一系列方式同員工分享權(quán)力以提升員工內(nèi)在工作動機的過程，具體包括闡明工作意義、允許較大自主性、給予下屬能力足夠的尊重等方式[1]。授權(quán)型領導對員工的心理感知（如心理授權(quán)、內(nèi)部人身份感知、組織自尊、自我效能感等）、員工的行為（如創(chuàng)新行為、任務行為、建言行為、沉默行為等）和員工的績效有顯著影響[2，3]。員工建言行為作為一種重要的角色外行為，是組織成員為了改進工作，改善組織現(xiàn)狀，向管理者提出建設性意見的角色外人際溝通行為，可劃分為促進性建言和抑制性建言[4]。促進性建言是為了改善組織現(xiàn)狀而提出新觀點和新方法，傾向于促進能夠提高組織效率因素的正面效果；抑制性建言行為強調(diào)的是針對組織實踐中存在的問題（如有害行為、不恰當程序、規(guī)定和規(guī)范等）提出自己的意見和建議，傾向于抑制阻礙組織效率因素的負面效果[5]，這兩種建言行為都有利于組織的健康發(fā)展。領導者賦予員工權(quán)力，與員工共享信息等資源，鼓勵員工自主進行決策，會提高員工的心理授權(quán)感知程度[6]?；谏鐣粨Q理論，當員工感知到的授權(quán)程度越高，就越愿意付出額外的努力回報上級，他們就越愿意參與決策，在工作中表現(xiàn)得更加積極努力，給予組織更高的承諾，也能夠表現(xiàn)出更多積極的角色內(nèi)行為和角色外行為。據(jù)此，本文提出如下假設：假設H1a：授權(quán)型領導對促進性建言有正向影響。假設H1b；授權(quán)型領導對抑制性建言有正向影響。

1.2 組織自尊的中介作用

組織自尊指員工作為特定組織的成員而感受到他人或社會的尊重，進而獲得基于組織的自豪感和價值感[7]。由于員工組織自尊是個體基于組織情境下對自己價值的一種感知，領導者作為組織與員工聯(lián)系最為緊密的一環(huán)，領導風格會對組織自尊產(chǎn)生重大影響。授權(quán)型領導風格使員工感知到自己在組織中的重要性，進而能提高其組織自尊。Chen和Aryee（2007）[8]實證檢驗了領導者的有效授權(quán)對員工組織自尊的顯著正向影響，因為上級偏愛對待會使員工產(chǎn)生更多積極情感和更高的自我價值感，進而感知到更高水平的組織自尊[9]。組織自尊對組織承諾、組織認同感、和組織公民行為具有顯著正向影響，具有高組織自尊的員工會積極主動地向領導建言以保持組織的健康發(fā)展，實證研究表明，組織自尊對員工建言行為產(chǎn)生顯著正向影響[10]。因此，授權(quán)型領導能夠通過員工組織自尊間接影響員工的建言行為。據(jù)此，本文提出以下假設：

H2：授權(quán)型領導對組織自尊有正向影響。

H3a：組織自尊在授權(quán)型領導對員工促進性建言行為的影響機制中起中介作用。

H3b：組織自尊在授權(quán)型領導對員工抑制性建言行為的影響機制中起中介作用。

1.3 上下級關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

上下級關(guān)系（SSG）作為關(guān)系的一種特殊形式，是關(guān)系雙方為實現(xiàn)個人目標而建立的以工具目的為導向的人際關(guān)系?；谧晕乙恢滦岳碚摚攩T工感覺上下級關(guān)系質(zhì)量較低時，高組織自尊的員工會擔心這種不和諧的上下級關(guān)系會影響自己在組織中的價值和影響力，進而會積極采取其他方式來改變這一現(xiàn)狀，以維持自己高水平的組織自尊。因此，上下級關(guān)系質(zhì)量低的員工會表現(xiàn)出積極的建言行為。相反，當上下級關(guān)系質(zhì)量較高時，高組織自尊的員工不存在這種擔心，其建言積極性會有所降低。據(jù)此，本文提出以下假設：

H4a：上下級關(guān)系在組織自尊對促進性建言行為的影響中起調(diào)節(jié)作用。即，當上下級關(guān)系質(zhì)量較低時，組織自尊對員工促進性建言的正向影響作用較強。

H4b：上下級關(guān)系在組織自尊對抑制性建言行為的影響中起調(diào)節(jié)作用。即，當上下級關(guān)系質(zhì)量較低時，組織自尊對員工抑制性建言行為的正向影響較強。

進一步分析，當員工感覺上下級關(guān)系不好時，員工會傾向于采取行動改善同領導者的關(guān)系[11]。領導者如果對員工進行授權(quán)，員工會將這種授權(quán)領導行為理解為領導者釋放出來希望修復上下級關(guān)系的一種信號，員工會更加積極地予以回應。并且員工從領導者的授權(quán)行為中能夠感受到領導者以及領導者所代表的組織對其個人的重視和信任，提高了他們的組織自尊水平，進而使員工愿意付出更多的努力，表現(xiàn)出更積極的建言行為。據(jù)此，本文提出以下假設并建立理論模型（見圖1）：

H5a：上下級關(guān)系對組織自尊在授權(quán)型領導與促進性建言之間的中介效應具有調(diào)節(jié)作用，即，當上下級關(guān)系質(zhì)量較低時，組織自尊的中介作用較強。

H5b：上下級關(guān)系對組織自尊在授權(quán)型領導與抑制性建言之間的中介效應具有調(diào)節(jié)作用，即，當上下級關(guān)系質(zhì)量較低時，組織自尊的中介作用較強。

圖1 理論模型

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)收集

本文選取廣州、上海、武漢和鄭州四個城市作為調(diào)研城市，以這四座城市中的民營企業(yè)和國有企業(yè)員工和管理者作為調(diào)查對象。發(fā)放問卷前將員工問卷和領導者問卷進行編號，利用調(diào)查編號保證領導-員工問卷的配對，并且在發(fā)放問卷時特別注意保護調(diào)研對象的隱私。本次研究共收集了291份員工問卷和185份管理者問卷，通過員工-管理者編號匹配檢驗、剔除無效員工問卷44份和管理者問卷22份，最終獲得247份有效員工問卷與163份管理者問卷。員工有效問卷率為84.88%，管理者有效問卷為88.11%。其中員工性別比例為：男性占45.7%，女性占54.3%；年齡結(jié)構(gòu)為：25歲及以下占37.2%，26歲至29歲占46.2%，30歲及以上占16.6%；受教育程度上：高中及以下學歷占3.6%，大專學歷占15.0%，本科學歷占66.4%，研究生及以上學歷占15.0%；在公司工作年限上，5年及以下占83.0%，6至10年占7.3%，11年及以上占9.7%。

2.2 變量測量

授權(quán)型領導量表采用的是Ahearne等（2005）[12]開發(fā)的量表，該量表包括12個條目，其中強調(diào)工作意義4個條目，促進參與性決策4個條目，傳遞高績效信心4個條目，給予自主權(quán)以減弱官僚約束4個條目。建言行為采用的是Liang和Farh（2012）[4]的量表，該量表包括10個條目，其中促進性建言5個條目，抑制性建言5個條目。組織自尊采用的是Pierce和Gardner（1989）開發(fā)的量表，共計10個條目。上下級關(guān)系采用的是Law等（2000）開發(fā)的量表，共計6個條目。本文所使用的問卷采用從5分（非常同意）到1分（非常不同意）的5級Likert評定法。為避免人口統(tǒng)計學變量對研究結(jié)果的影響，本文將年齡、受教育的程度和在職年限等作為控制變量。

2.3 量表的信度和效度檢驗

本文采用的授權(quán)型領導、組織自尊、上下級關(guān)系和建言行為量表的Cronhach’ɑ系數(shù)分別為0.929、0.909、0.864、0.934，均明顯大于0.7，表明本文選取的量表內(nèi)部一致性較高，研究數(shù)據(jù)具有較高的可靠性。本文運用Mplus7.0進行驗證性因子分析。從擬合指標來看，模型的擬合度較好（χ2/df=3.189，RMSEA=0.074，CFI=0.948，TLI=0.92，SRMR=0.049）。并且，所有測量項目的標準化因子載荷均在0.5以上；授權(quán)型領導、組織自尊、上下級關(guān)系、促進性建言和抑制性建言的組合信度分別為0.965、0.915、0.865、0.892和0.921，均明顯大于臨界值0.7；授權(quán)型領導、組織自尊、上下級關(guān)系、促進性建言和抑制性建言的平均變異抽取量為0.700、0.550、0.520、0.623和0.700，均超過了臨界值0.5。因此，本文選取的量表均具有較好的收斂效度。

3 實證分析

3.1 相關(guān)分析

本研究運用SPSS23.0分析變量間的相關(guān)程度。授權(quán)型領導與組織自尊間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r0=0.621,p0＜0.01）；授權(quán)型領導和促進性建言、抑制性建言之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r1=0.395，p1＜0.01;r2=0.462,p2＜0.01）；組織自尊與上下級關(guān)系之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r3=0.332,p3＜0.01），組織自尊與促進性建言和抑制性建言之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r4=0.468,p4＜0.01;r5=0.478,p5＜0.01）；上下級關(guān)系與促進性建言和抑制性建言存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（r6=0.295,p7＜0.01;r8=0.375,p8＜0.01）。

3.2 假設檢驗

3.2.1 中介效應檢驗

根據(jù)溫忠麟等（2006）[13]對中介效應檢驗的分析步驟，依次檢驗組織自尊在授權(quán)型領導對促進性建言和抑制性建言影響中起的中介作用，檢驗結(jié)果如表1所示。

表2 調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果

表1 主效應和中介效應檢驗結(jié)果

第一步，從表1中的數(shù)據(jù)分析結(jié)果可以得出主效應顯著的結(jié)論，亦即授權(quán)型領導對促進性建言（模型2，β=0.360，p＜0.01）和抑制性建言（模型5，β=0.435，p＜0.01）都有顯著的正向影響，假設H1a和假設H1b得到檢驗。

第二步，以授權(quán)型領導為自變量，組織自尊為因變量進行回歸分析。結(jié)果顯示授權(quán)型領導對組織自尊存在著顯著正向影響（模型8，β=0.577，p＜0.01），假設H2得到檢驗。

第三步，以授權(quán)型領導和組織自尊分別做自變量，以促進性建言和抑制性建言做因變量進行回歸。結(jié)果顯示組織自尊對促進性建言（模型3，β=0.347，p＜0.01）和抑制性建言（模型6，β=0.285，p＜0.01）均存在顯著正向影響。分別比較模型3（β=0.347，p＜0.01）和模型2（β=0.360，p＜0.01），模型 6（β=0.285，p＜0.01）和模型 5（β=0.435，p＜0.01）中授權(quán)型領導的β系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)在加入組織自尊后，授權(quán)型領導對促進性建言的影響系數(shù)從0.360降至0.159，但依然顯著；授權(quán)型領導對抑制性建言的影響系數(shù)從0.435降至0.271，但依然顯著。亦即組織自尊在授權(quán)型領導對促進性建言和抑制性建言之間起到了部分中介作用。因此，假設H3a和H3b得到檢驗。

3.2.2 調(diào)節(jié)效應檢驗

為了驗證上下級關(guān)系在組織自尊對建言行為的影響中的調(diào)節(jié)作用，將促進性建言和抑制性建言分別作為因變量，依次引入中介變量（組織自尊）、調(diào)節(jié)變量（上下級關(guān)系），最后加入交互變量（組織自尊和上下級關(guān)系的乘積）進行回歸分析?；貧w分析結(jié)果如表2所示。

從表2中可以看出，組織自尊對促進性建言（模型10，β=0.440，p＜0.01）和抑制性建言（模型 14，β=0.631，p＜0.01）均有顯著的正向影響。從表中亦可以看出，上下級關(guān)系和組織自尊的交互項對促進性建言的影響是顯著的（模型12，β=-0.115，p＜0.05），而對抑制性建言的影響則

不顯著（模型16，β=0.038，p=0.492＞0.1）。這說明上下級關(guān)系調(diào)節(jié)了組織自尊與促進性建言之間的關(guān)系，而沒有調(diào)節(jié)組織自尊與抑制性建言之間的關(guān)系。進一步探究上下級關(guān)系在組織自尊對建言行為影響中的調(diào)節(jié)效應，比較圖2左圖中三線的斜率，可以清晰看到三線有明顯交點，表明不同質(zhì)量水平的上下級關(guān)系會對組織自尊對促進性建言的關(guān)系產(chǎn)生影響。進一步比較左圖中低質(zhì)量上下級關(guān)系和高質(zhì)量上下級關(guān)系兩線的斜率，可以看出低質(zhì)量上下級關(guān)系的斜率更大，表明低質(zhì)量上下級關(guān)系下，組織自尊對促進性建言行為的影響要強于高質(zhì)量上下級關(guān)系情境。由此，H4a得到檢驗。比較圖2右圖中三線的斜率，沒有明顯的交點，表明不同質(zhì)量水平的上下級關(guān)系不會對組織自尊對抑制性建言的關(guān)系產(chǎn)生影響。因此，H4b未得到檢驗。

圖2 上下級關(guān)系在組織自尊對促進性建言抑制性建言關(guān)系中調(diào)節(jié)效應趨勢圖

為了檢驗假設H5a和H5b，根據(jù)Muller等（2005）、Preacher等（2007）的觀點，本文需要檢驗四個條件，即：（Ⅰ）授權(quán)型領導對員工建言行為具有顯著影響；（Ⅱ）組織自尊對員工建言行為有顯著影響；（Ⅲ）上下級關(guān)系與組織自尊的交互作用對員工建言行為有顯著影響；（Ⅳ）當上下級關(guān)系質(zhì)量水平不同時，組織自尊的中介效應強度不同。當這四個條件同時成立時，假設H5a和H5b才能得到檢驗。

根據(jù)前文對假設H1a和H1b的檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)授權(quán)型領導對員工的促進性建言行為和抑制性建言行為均具有顯著影響，條件Ⅰ得到滿足；根據(jù)模型10和模型14的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)組織自尊對員工的促進性建言行為和抑制性建言行為均具有顯著影響，條件Ⅱ得到滿足；根據(jù)假設H4a的檢驗結(jié)果，組織自尊與上下級關(guān)系的交互項對員工促進性建言行為有顯著負向影響，條件Ⅲ得到滿足；根據(jù)假設H4b的檢驗結(jié)果，得出組織自尊與上下級關(guān)系的交互項對員工抑制性建言行為沒有顯著影響，條件Ⅲ未得到滿足，因此，H5b未得到檢驗。為了檢驗條件Ⅳ，當上下級關(guān)系質(zhì)量高低不同時，組織自尊在授權(quán)型領導對員工促進性建言行為的中介效應強度有所不同，本文采用Preacher等（2007）的條件間接效應檢驗程序進行驗證，將樣本按照上下級關(guān)系質(zhì)量的高低不同分為兩組，高于上下級關(guān)系均值一個標準差的數(shù)據(jù)分為一組，低于上下級關(guān)系均值一個標準差的數(shù)據(jù)分為一組，分別對兩組的中介作用進行估計，得到表3的結(jié)果。從表3可以看出，當上下級關(guān)系質(zhì)量較低時，組織自尊在授權(quán)型領導對員工促進性建言行為的影響中的中介效應更強并且顯著（β=0.274，p＜0.01），95%的置信區(qū)間不包含0；當上下級關(guān)系質(zhì)量較高時，組織自尊在授權(quán)型領導對員工促進性建言行為的影響中的中介效應顯著但是低于上下級關(guān)系質(zhì)量較低時的強度（β=0.156＜0.274，p＜0.01），95%的置信區(qū)間不包含0；并且二者的差值亦顯著（Δβ=-0.118,p=0.019＜0.05），95%的置信區(qū)間不包含0。由此，假設H5a得到檢驗。

β

Z

p M-SD

M M+SD 0.274-0.118 0.156 SE 0.067 0.050 0.058 4.094-2.339 2.703 0.000 0.019 0.007 95%的置信區(qū)間（CI）

0.154

-0.232

0.050 0.416-0.029 0.285

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本文根據(jù)理論研究構(gòu)建了包含授權(quán)型領導、組織自尊、建言行為、上下級關(guān)系的綜合理論模型，通過問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，并綜合運用多種統(tǒng)計分析方法對理論模型以及研究假設進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，授權(quán)型領導對員工促進性建言和抑制性建言均存在顯著的正向影響；繼續(xù)分析發(fā)現(xiàn)組織自尊在授權(quán)型領導對促進性建言和抑制性建言中起到部分中介作用，即授權(quán)型領導能夠通過影響組織自尊對促進性建言行為和抑制性建言行為產(chǎn)生間接作用；研究檢驗了上下級關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，上下級關(guān)系在組織自尊對促進性建言行為的影響機制中起到負向調(diào)節(jié)作用，而并沒有在對抑制性建言行為的影響機制中起調(diào)節(jié)作用。并且，上下級關(guān)系能夠顯著負向影響組織自尊在授權(quán)型領導對員工促進性建言行為的中介效應，但沒有影響組織自尊在授權(quán)型領導對員工抑制性建言行為的中介效應。本文的研究結(jié)果進一步豐富了授權(quán)型領導對員工建言行為的影響研究領域的成果，揭示了組織自尊和上下級關(guān)系在作用機制中所起的作用，為管理者如何有效促進員工建言行為的產(chǎn)生提供了實踐啟示。

4.2 管理啟示

為了有效激發(fā)員工積極建言行為的產(chǎn)生，企業(yè)首先需要對規(guī)章制度和組織結(jié)構(gòu)進行改革，從制度層面為建言打開通道。再者，企業(yè)管理者需要采取正向的領導風格，包括但不限于授權(quán)型領導風格，給予員工足夠自主權(quán)，提高員工參與組織決策的積極性。并且，制度改革和領導風格的選擇不能泛泛而談，需要有所側(cè)重。應注重提升員工的心理感知水平，例如組織自尊，使員工能從心理層面認識到自己對于組織和工作的價值和重要性，促使員工產(chǎn)生積極的組織公民行為，向組織建言獻策。同時，通過制度的制定和領導者日常的管理行為盡可能削弱“關(guān)系”對于員工積極建言行為產(chǎn)生的阻礙影響。

[1]Srivastava A,Bartol K M,Locke E.A.Empowering Leadership in Management Teams:Effects on Knowledge Sharing,Efficacy and Performance[J].Academy of Management Journal,2006,49(6).

[2]時勘,高利蘋,黃旭等.領導授權(quán)行為對員工沉默的影響：信任的調(diào)節(jié)作用分析[J].管理評論,2012,(10).

[3]尹俊,王輝,黃鳴鵬.授權(quán)賦能領導行為對員工內(nèi)部人身份感知的影響：基于組織的自尊的調(diào)節(jié)作用[J].心理學報,2012,(10).

[4]Liang J,Farh J L.Psychological Antecedents of Promotive and Prohibitive Voice:A Two-Wave Examination[J].Academy of Management Journal,2012,(55).

[5]梁建.道德領導與員工建言：一個調(diào)節(jié)—中介模型的構(gòu)建與檢驗[J].心理學報,2014,(2).

[6]Namasivayam A,Guchait P,Lei P.The Influence of Leader Empowering Behaviors and Employee Psychological Empowerment on Customer Satisfaction[J].International Journal of Contemporary Hospitality Management,2014,26(1).

[7]潘孝富,秦啟文,張永紅,譚小宏.組織心理所有權(quán)、基于組織的自尊對積極組織行為的影響[J].心理科學,2012,(3).

[8]Chen Z X,Aryee S.Delegation and Employee Work Outcomes:An Examination of the Cultural Context of Mediating Processes in China[J].Academy of Management Journal,2007,50(1).

[9]Thau S,Troster C,Aquino K,et al.De Satisfying Individual Desires or Moral Standards?Preferential Treatment and Group Members'Self-Worth,Affect and Behavior[J].Journal of Business Ethics,2013,25(18).

[10]嚴丹,黃培倫.辱虐管理對員工建言行為影響:組織自尊和個性控制點的作用[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理,2011,(12).

[11]王永躍,段錦云.政治技能如何影響員工建言：關(guān)系及績效的作用[J].管理世界,2015,(3).

[12]Ahearne J M,Mathieu J E,Rapp A.To Empower or Not to Empower Your Sales Force?An Empirical Examination of the Influence of Leadership Empowerment Behavior on Customer Satisfaction and Performance[J].Journal of Applied Psychology,2005,(90).

[13]溫忠麟,張雷,侯杰泰.有中介的調(diào)節(jié)變量和有調(diào)節(jié)的中介變量[J].心理學報,2006,(6).