張躍 楊旭華 陳娜

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 北京 100070）

1 引言

習(xí)近平總書記在十九大中提出“人民有信仰, 國家有力量, 民族有希望”, 強(qiáng)調(diào)理想信念對家國的重要性, 同樣,員工的理想與信念對企業(yè)也至關(guān)重要。職業(yè)召喚（Calling for Work）作為工作領(lǐng)域中個人對工作在他生活中所起作用的一種信念反映（王默凡, 孫健敏, 2016）, 不僅強(qiáng)調(diào)了對個人的重要性, 認(rèn)為具有職業(yè)召喚的個體在職業(yè)選擇過程中趨向自我實(shí)現(xiàn)（Dobrow & Tosti-Kharas, 2011）, 追求工作的內(nèi)在意義; 而且還強(qiáng)調(diào)了對社會的重要性, 認(rèn)為職業(yè)召喚是以他人導(dǎo)向的價(jià)值觀和目標(biāo)作為基本動機(jī)來源去踐行特定生命角色（Dik & Duffy, 2009）, 具有強(qiáng)烈的利他傾向。職業(yè)召喚概念自16世紀(jì)被提出以來（謝寶國, 辛迅,周文霞, 2016）, 歷經(jīng)多年發(fā)展已被證明對個人及組織具有諸多積極影響。隨著人們的生理需求不斷得到滿足, 物質(zhì)與金錢的外在激勵效應(yīng)邊際遞減, 逐漸成為一種保健因素。為實(shí)現(xiàn)持續(xù)有效地激勵, 滿足員工日益高漲的個人實(shí)現(xiàn)需求, 組織必須充分挖掘員工內(nèi)在驅(qū)動力, 激發(fā)員工的責(zé)任感與使命感, 實(shí)現(xiàn)由外向內(nèi)主動奉獻(xiàn)地轉(zhuǎn)變, 而職業(yè)召喚恰恰具備了這些屬性。因此, 對組織中職業(yè)召喚的探討就成為一種必然（趙海霞, 鄭曉明, 2013）。有研究已證明職業(yè)召喚與員工幸福感（張春雨, 2015; Hall & Chandler,2005）、工作滿意度（Duffy, Bott, & Allan, 2012; 裴宇晶, 趙曙明, 2015）以及工作中的積極感受（如: 自信、工作激情、職業(yè)控制感等）正相關(guān)（Hirschi & Herrmann, 2013）。但絕大多數(shù)的職業(yè)召喚結(jié)果變量研究集中于主觀態(tài)度變量, 而主觀感受變量的測量往往帶有一定的主觀性和難以規(guī)避的共同方差變異問題, 缺少與企業(yè)密切相關(guān)的行為變量研究。

在眾多行為結(jié)果變量中, 建言行為對企業(yè)具有重要的價(jià)值, 但鮮有研究探討職業(yè)召喚與建言的關(guān)系, 二者之間的作用機(jī)制與邊界條件也尚未得到明確解決。在知識經(jīng)濟(jì)與共享經(jīng)濟(jì)的時代背景下, 知識型員工付出復(fù)雜勞動所創(chuàng)造的知識資本價(jià)值已不單限于完成固定的崗位職責(zé), 而更多的表現(xiàn)為無時無刻的創(chuàng)意與意見的分享, 被企業(yè)視為生存發(fā)展的核心。一方面, 企業(yè)面臨著高頻率、快節(jié)奏、短周期的外部環(huán)境變化, 需要不斷拓展信息來源渠道, 尤其需要員工自下而上的建言行為, 為企業(yè)提供及時有效的創(chuàng)新想法、觀點(diǎn)及建議, 彌補(bǔ)管理者認(rèn)識的不足, 在問題惡化前修正偏差（Morrison, 2011）; 另一方面, 知識型員工在職業(yè)的選擇和發(fā)展上, 已不再簡單追求經(jīng)濟(jì)上的獎勵或職位上的提升, 除了外部激勵之外, 人們還強(qiáng)調(diào)個人核心價(jià)值、意義感和目標(biāo)感、自我表達(dá)以及社會貢獻(xiàn)性等（Berg,Grant, & Johnson, 2010）。職業(yè)召喚使個體將工作視為人生不可分割的一部分, 成為影響員工內(nèi)在激勵的重要因素以及追求職業(yè)成功的核心動力。工作不完全為了經(jīng)濟(jì)收入和職務(wù)提升, 更多的是為了實(shí)現(xiàn)個人的主觀成就（裴宇晶,趙曙明, 2015）。因此, 如何將員工日益鮮明的職業(yè)召喚特點(diǎn)與企業(yè)的建言需要結(jié)合起來, 在滿足員工職業(yè)召喚需求的同時, 又能積極引導(dǎo)員工產(chǎn)生建言行為, 探討職業(yè)召喚與建言行為之間的影響關(guān)系既可豐富職業(yè)召喚對具體行為變量的研究, 又對企業(yè)實(shí)踐具有重要意義。

由于職業(yè)召喚與建言行為之間的研究尚處于初始階段, 對中介機(jī)制的研究十分必要, 因此, 引入建設(shè)性責(zé)任感知（Felt Obligation for Constructive Change）作為中介變量,揭示二者之間的“黑箱”, 展現(xiàn)員工如何在理想信念的支撐下, 同心同德與企業(yè)共同前進(jìn), 做到知無不言, 言無不盡; 除此之外, 為進(jìn)一步考慮變量之間的邊界條件, 引入職場排斥（Workplace Ostracism）作為調(diào)節(jié)變量, 建立帶中介與調(diào)節(jié)的研究模型, 闡明職業(yè)召喚對員工建言行為的作用機(jī)理, 明確二者之間的作用規(guī)律, 引導(dǎo)企業(yè)重視情境建設(shè), 為營造和諧的建言環(huán)境做到有的放矢。

2 理論回顧與研究假設(shè)

2.1 職業(yè)召喚與建言

職業(yè)召喚概念的提出源于修道士被描述為“感召式職業(yè)”, 概念初期的解讀具有濃重的宗教色彩（趙小云, 郭成,2011）。隨著感召概念的不斷擴(kuò)展, 職業(yè)召喚逐漸被世俗化（Secularized）。職業(yè)召喚是個體看待工作在他生活中所起作用的一種信念反映（王默凡, 孫健敏, 2016）。世俗化的職業(yè)召喚受到了心理學(xué)及組織行為學(xué)領(lǐng)域的廣泛關(guān)注, 對職業(yè)召喚的定義以及職業(yè)召喚的價(jià)值等方面的研究均積累了豐碩的成果。國外學(xué)者對職業(yè)召喚的爭論主要集中于職業(yè)召喚是源于內(nèi)在的（Dobrow, 2004; Bunderson & Thompson,2009; French & Domene, 2010）、或是外在的（Dik & Duffy,2009; Hunter, Dik, & Banning, 2010）, 還是內(nèi)外結(jié)合的（Berg et al., 2010; Dobrow & Tosti-Kharas, 2011）, 其共同點(diǎn)可概括為:（1）職業(yè)召喚可能源于內(nèi)心的信念, 也可能源于外部社會需要; （2）職業(yè)召喚包含了強(qiáng)烈的目標(biāo)感和意義感, 與個體人生價(jià)值的實(shí)現(xiàn)緊密相連; （3）具有職業(yè)召喚的個體具有利他或親社會傾向（趙海霞, 鄭曉明, 2013）。擁有職業(yè)召喚的個體, 將工作看成是一種實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的信念, 將自身發(fā)展與組織發(fā)展緊密相連, 在利他和親社會傾向的激發(fā)下, 個體往往會萌生強(qiáng)烈的為組織積極奉獻(xiàn)的工作態(tài)度與責(zé)任意識。近年來學(xué)者逐漸重視職業(yè)召喚對員工行為表現(xiàn)的研究, 包括員工績效（Lobene & Meade, 2013）和組織公民行為（謝寶國, 2015）等, 但目前關(guān)于職業(yè)召喚的行為結(jié)果變量的研究仍十分有限, 遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能涵蓋多樣化的員工行為, 尤其缺乏有關(guān)具有親社會性的建言行為研究。

計(jì)劃行為理論（The Theory of Planned Behavior）為建言行為的產(chǎn)生提供了重要依據(jù), 是人們理解行為信念如何影響計(jì)劃行為的成熟理論框架（Ajzen, 1991）, 揭示了個體行為信念與計(jì)劃行為之間的影響機(jī)制。計(jì)劃行為理論認(rèn)為突顯信念是行為態(tài)度的認(rèn)知與情感基礎(chǔ), 可積極影響計(jì)劃性行為（段文婷, 江光榮, 2008）。職業(yè)召喚作為一種信念反應(yīng)（王默凡, 孫健敏, 2016）, 具有將工作看成個人價(jià)值實(shí)現(xiàn)的特點(diǎn), 是現(xiàn)代職場在滿足物質(zhì)需求后的突顯信念。具有職業(yè)召喚特征的員工既對主動實(shí)施建言行為抱有強(qiáng)烈的欲望, 又對建言結(jié)果持有積極的心理預(yù)期。由于職業(yè)召喚具有強(qiáng)烈的利他傾向（趙海霞, 鄭曉明, 2013）, 更容易產(chǎn)生與組織榮辱與共的認(rèn)知、與同事之間充滿信任、相互促進(jìn)等積極情感。工作中的積極情感會激發(fā)個體更傾向于采取主動性行為（劉小禹, 劉軍, 許浚, 吳蓉蓉, 2015）,不僅可以促進(jìn)個體建立更有挑戰(zhàn)性的目標(biāo), 引導(dǎo)個體主動投入問題解決和責(zé)任承擔(dān)的行為中（Fritz & Sonnentag,2009）, 如主動提出改善組織運(yùn)作情況的新想法或新建議,提升組織運(yùn)行效率, 即積極影響促進(jìn)性建言行為的產(chǎn)生; 并且由積極的行為信念所激發(fā)的相互信任、相互配合、相互促進(jìn)等積極情感降低了開展工作的難度, 影響個體更多地關(guān)注行為的積極結(jié)果, 產(chǎn)生正向的結(jié)果預(yù)期和較高的自我效能感, 從而愿意承擔(dān)主動性行為可能帶來的風(fēng)險(xiǎn)（劉小禹等, 2015）, 如大膽指出工作實(shí)踐中存在的問題, 及時糾正組織的低效率行為, 即積極影響抑制性建言的產(chǎn)生。建言作為組織公民行為的一個重要維度（陳建, 時勘, 2017）,已有研究證明了職業(yè)召喚程度高的員工更愿意付出組織公民行為（王默凡, 孫健敏, 2016）, 基于以上分析提出假設(shè):

H1a: 職業(yè)召喚對促進(jìn)性建言有正向預(yù)測作用。H1b: 職業(yè)召喚對抑制性建言有正向預(yù)測作用。

2.2 建設(shè)性責(zé)任感知的中介作用

建設(shè)性責(zé)任感知反映了責(zé)任感知中更具“主動性”的成分（楊浩, 楊百寅, 韓翼, 毛暢果, 2016）, 不僅體現(xiàn)了個體為承擔(dān)義務(wù)而付出更多努力的意愿, 還體現(xiàn)了個體為提升現(xiàn)狀而主動改進(jìn)方法, 設(shè)定更高工作目標(biāo)的意愿（Luthans & Avolio, 2003）, 包括愿意為組織提高經(jīng)營效率貢獻(xiàn)新想法與新觀點(diǎn), 為降低阻礙組織發(fā)展的現(xiàn)存問題提出意見與建議, 屬于行為意愿范疇。具有職業(yè)召喚特征的員工將創(chuàng)造工作價(jià)值看成是個人價(jià)值的實(shí)現(xiàn), 具有親社會性與利他性, 對組織公民行為的發(fā)生有著積極的行為信念。根據(jù)計(jì)劃行為理論, 個體行為意愿受行為信念的影響, 包括信念強(qiáng)度和行為結(jié)果評估（Ajzen & Fishbein,2005）。一方面, 具有職業(yè)召喚的員工對職業(yè)具有強(qiáng)烈的熱情, 且體驗(yàn)到強(qiáng)烈的意義感和目標(biāo)感（Dobrow & Tosti-Kharas, 2011）, 為組織盡職盡責(zé)的信念強(qiáng)度較大。建設(shè)性責(zé)任知覺是員工積極主動對自身工作結(jié)果負(fù)責(zé)的心理狀態(tài), 體現(xiàn)了員工“主動性內(nèi)在動機(jī)”（楊浩等, 2016）, 在高強(qiáng)度的盡責(zé)信念作用下, 員工會更愿意設(shè)定明確的目標(biāo)為完善組織運(yùn)營貢獻(xiàn)力量, 促進(jìn)員工主動實(shí)施提高組織經(jīng)營的建言意向; 另一方面, 具有職業(yè)召喚的員工一般不會將個人努力和行為局限在組織正式要求和給定目標(biāo)上, 而是常常會致力于那些超越給定目標(biāo)、期待和報(bào)酬的活動上（Elangovan, Pinder, & Mclean, 2010）, 具有親社會傾向的特點(diǎn)。職業(yè)召喚程度較高的員工會產(chǎn)生更為積極的組織結(jié)果, 并在職業(yè)上具有更強(qiáng)的信心（Hirschi, 2011）, 自我效能感增強(qiáng), 對維系組織健康與高效運(yùn)作而產(chǎn)生的努力行為的結(jié)果評估就會更加積極, 提升了建設(shè)性責(zé)任感知的“主動性”成分, 激發(fā)個體實(shí)施建設(shè)性行為的意愿, 進(jìn)而提高員工的建設(shè)性責(zé)任感知。因此, 具有職業(yè)召喚的員工會萌生為組織盡職盡責(zé)的行為意愿, 正向影響建設(shè)性責(zé)任感知的產(chǎn)生?；谝陨戏治鎏岢黾僭O(shè):

H2: 職業(yè)召喚對建設(shè)性責(zé)任感知有正向影響。

建言的影響因素眾多, 已有研究從個人心理特征、組織情境、領(lǐng)導(dǎo)特征等角度探討對建言的影響。而建言作為一種具有自愿性質(zhì)的角色外行為, 企業(yè)無法通過外在的行政手段強(qiáng)迫員工提出高質(zhì)量的合理化建議（Dyne, 1995）,需要員工由內(nèi)產(chǎn)生強(qiáng)烈的行為意愿, 才會產(chǎn)生持久有效的建言行為, 因此探討檢建言產(chǎn)生的內(nèi)在心理決策過程至關(guān)重要。計(jì)劃行為理論認(rèn)為行為意愿是影響計(jì)劃行為的直接因素。責(zé)任感知是員工產(chǎn)生各種主動性行為的一項(xiàng)重要心理驅(qū)動力（Fuller et al., 2006; Morrison & Phelps, 1999）, 而建設(shè)性責(zé)任感知作為員工積極主動對自身工作結(jié)果負(fù)責(zé)的心理狀態(tài), 這種心理認(rèn)知體現(xiàn)了員工的“主動性內(nèi)在動機(jī)”（楊浩等, 2016）, 是建言行為產(chǎn)生的直接動力。當(dāng)員工具備這種責(zé)任感時, 預(yù)期他們不僅局限于完成份內(nèi)工作, 而且積極主動地通過各種方法和途徑改進(jìn)工作效率, 提高組織經(jīng)營績效, 維護(hù)組織的良好形象（梁建, 2014）。除此之外,盡管建言行為屬于角色外行為, 并蘊(yùn)含著一定的風(fēng)險(xiǎn)以及挑戰(zhàn)了組織的現(xiàn)有規(guī)范, 但建設(shè)性責(zé)任感知蘊(yùn)含著組織成員的主觀價(jià)值信念, 影響著員工為組織糾偏的承諾（Fuller et al., 2006）, 高建設(shè)性變革責(zé)任感的員工會更加重視組織的健康發(fā)展, 通過矯正組織錯誤來發(fā)揮“主人翁”精神（劉生敏, 廖建橋, 2015）。因此, 員工建設(shè)性責(zé)任感知既可以影響促進(jìn)性建言行為又可以影響抑制性建言行為。已有研究證實(shí)了責(zé)任感知會積極影響員工建言行為（Liang et al.,2012; 梁建, 2014）, 且建設(shè)性責(zé)任感知會積極影響員工的抑制性建言行為（劉生敏, 廖建橋, 2015）。

建設(shè)性責(zé)任感知不僅能夠直接影響員工的建言水平,而且是由內(nèi)在的職業(yè)召喚產(chǎn)生外在的建言行為之間重要的中介途徑。當(dāng)員工具有利他的職業(yè)召喚時, 往往會將個人的自我實(shí)現(xiàn)與組織的健康發(fā)展緊密結(jié)合, 不再是簡單追求經(jīng)濟(jì)上的獎勵或職位上的提升, 更加強(qiáng)調(diào)個人核心價(jià)值、意義感和目標(biāo)感、自我表達(dá), 產(chǎn)生強(qiáng)烈的“共同體”的建設(shè)性責(zé)任感知。建設(shè)性責(zé)任感知往往會促使員工采取他們認(rèn)為能夠?qū)λ嘶蚪M織有利的“親社會性”（或“建設(shè)性”）行為（Fuller et al., 2006）, 且建設(shè)性責(zé)任知覺高的員工, 更傾向?qū)?chuàng)新等具有挑戰(zhàn)性的行為視為提升工作成果質(zhì)量的機(jī)會, 也更容易看到采取行動的可行性（Graham, 1986）。根據(jù)計(jì)劃行為理論, 行為信念影響行為意愿, 進(jìn)而驅(qū)動個體行為。因此, 建設(shè)性責(zé)任感知作為具有主動性的行為意愿變量, 它不僅會受到具有強(qiáng)行為信念的職業(yè)召喚的影響,也能進(jìn)一步影響員工的建言行為。在強(qiáng)烈的建設(shè)性責(zé)任感知下, 員工更有可能為組織提出促進(jìn)性建言, 也會更加從容的為組織糾偏獻(xiàn)言獻(xiàn)策。職業(yè)召喚水平越高越容易產(chǎn)生建設(shè)性責(zé)任感知, 從而更顯著地影響促進(jìn)性和抑制性建言水平?；谝陨戏治鎏岢黾僭O(shè):

H3a: 建設(shè)性責(zé)任感知在職業(yè)召喚與促進(jìn)性建言之間起中介作用。

H3b: 建設(shè)性責(zé)任感知在職業(yè)召喚與抑制性建言之間起中介作用。

因此在駕駛時實(shí)現(xiàn)調(diào)整智能自動化技術(shù)能夠加強(qiáng)車輛控制和機(jī)車運(yùn)轉(zhuǎn)狀態(tài)的監(jiān)控與調(diào)整，讓駕駛?cè)藛T更容易的能夠及時知道機(jī)車及時的運(yùn)轉(zhuǎn)狀態(tài)，預(yù)防危險(xiǎn)狀況的出現(xiàn)。結(jié)合科學(xué)技術(shù)調(diào)控系統(tǒng)，設(shè)定對車輛水箱內(nèi)的降溫水溫度范圍的嚴(yán)格調(diào)控，如果超過或少于設(shè)定的調(diào)控范圍，便將會發(fā)起自我保護(hù)信號并及時進(jìn)行系統(tǒng)調(diào)控，與此同時還會有警報(bào)來提醒駕駛員注意。至于剎車問題的解決方案，對不同的路面狀況，計(jì)算機(jī)系統(tǒng)將運(yùn)轉(zhuǎn)信息回饋至中心調(diào)控處理體系，體系通過對狀況的精準(zhǔn)判定作出精確的預(yù)算。在人工智能的協(xié)助下，還可能給司機(jī)行駛意見，規(guī)劃更為安全的路徑。

2.3 職場排斥的調(diào)節(jié)作用

職場排斥指員工在工作場所中所感受到的被其他人忽視或孤立的現(xiàn)象（Ferris, Brown, & Berry, 2008）, 會威脅個體的歸屬感、自尊、控制感等基本的心理需求, 并會導(dǎo)致個體只注重眼前利益而忽略長遠(yuǎn)目標(biāo), 損害個體的邏輯推理、自我調(diào)節(jié)和延遲滿足能力（Williams, 2007）。因此,員工會基于受到的職場排斥程度對建設(shè)性責(zé)任感知進(jìn)行重新解讀并對具有自愿性的建言行為做出相應(yīng)反應(yīng), 職場排斥可能會影響建設(shè)性責(zé)任感知對建言行為的促進(jìn)作用。計(jì)劃行為理論消除了理性行為理論假定個體受到意志控制的前提限制, 拓展了理論應(yīng)用的廣泛性, 認(rèn)為非個人意志完全控制的行為不僅受行為意向的影響, 還受執(zhí)行行為的個人能力、機(jī)會以及資源等實(shí)際控制, 條件的制約（段文婷,江光榮, 2008）。由于實(shí)施建言行為具有潛在的風(fēng)險(xiǎn), 因此建言屬于非意志完全控制的行為。員工決定是否采取建言行為時, 不僅需要個體自身由內(nèi)產(chǎn)生行為意愿, 還需要考慮個體所處的組織因素帶給自己的內(nèi)外部控制信念。計(jì)劃行為理論中的知覺行為控制意在解釋非意志完全控制的行為, 認(rèn)為其與兩個因素有關(guān): 完成行為能力的信心和行為控制, 前一因素反映的是內(nèi)部控制信念, 后一因素反映的是外部控制信念（Ajzen & Fishbein, 2005）。 職場排斥作為重要的情境變量, 有研究已證實(shí)了其對親社會行為（王榮, 張雯, 蔣獎, 2013）以及對建言行為（方志斌, 林志揚(yáng),2011）的抑制作用。處于職場排斥組織情景中的員工會削弱自身的自我效能及控制感（Williams, 2007）, 繼而影響對建言行為控制的知覺。

基于計(jì)劃行為理論, 當(dāng)員工感知到自己受到較高的職場排斥時, 會抑制自身積極的心理狀態(tài), 降低產(chǎn)生角色外行為的可能性。一方面, 較高的職場排斥會削弱員工由責(zé)任感產(chǎn)生的為組織獻(xiàn)言獻(xiàn)策的內(nèi)部控制信念。被排斥者會處于認(rèn)知解體狀態(tài), 智力活動和自我控制能力下降（Twenge,Baumeister, & Dewall, 2007）, 并且, 由職場排斥帶來的壓力感往往會造成信息超載, 從而使得員工在認(rèn)知上容易忽略與角色外行為有關(guān)的信息和線索（謝俊, 嚴(yán)鳴, 2016）, 因此,員工在動態(tài)的工作環(huán)境中難以產(chǎn)生對組織有突出作用的創(chuàng)造性想法, 也會削弱察覺組織現(xiàn)存問題的敏感性, 對促進(jìn)性建言和抑制性建言行為的產(chǎn)生存在諸多阻礙性因素; 另一方面, 較高的職場排斥會使員工覺得自己被排擠在圈子之外（劉小禹等, 2015）, 在組織內(nèi)喪失群體地位和話語權(quán),使員工處于缺乏安全感與可控感的消極環(huán)境中（Williams,2007）, 降低由責(zé)任感產(chǎn)生的為組織出謀劃策的外部控制信念。高職場排斥感知的員工會體會到更強(qiáng)的被人排斥和遺忘感覺, 會挫敗員工的歸屬感并減低其職場貢獻(xiàn)（O'Reilly& Robinson, 2009）, 出于趨利避害的生物體本能選擇, 員工更可能在懷有建設(shè)性意見時三緘其口, 面對組織出現(xiàn)問題時諱莫如深, 表現(xiàn)出消極的促進(jìn)性建言和抑制性建言。相反, 當(dāng)員工感知到的職場排斥程度很低時, 融洽的組織氛圍帶給員工較高的精神愉悅感, 其歸屬感, 控制感和存在意義等方面的需求都受到了極大地激勵, 使得員工的認(rèn)知狀態(tài)、智力活動以及自我控制能力保持在較高的水平（Twenge,Baumeister, Dewall, Ciarocco, & Bartels, 2007）, 提高了員工對非完全意志控制行為的信心以及控制力。具有高建設(shè)性責(zé)任感知的個體會更強(qiáng)烈體會到組織給自身帶來的正向內(nèi)部控制信念以及外部控制信念, 員工更可能對采取的角色外行為“胸有成竹”, “勝券在握”, 既包括提出有益于組織發(fā)展, 提高組織運(yùn)行效率的正向建議, 也包括對現(xiàn)存問題的直言不諱?；谝陨戏治鎏岢黾僭O(shè):

H4a: 職場排斥負(fù)向調(diào)節(jié)建設(shè)性責(zé)任感知對促進(jìn)性建言的關(guān)系, 即職場排斥程度越高, 建設(shè)性責(zé)任感知對促進(jìn)性建言的促進(jìn)作用越弱。

H4b: 職場排斥負(fù)向調(diào)節(jié)建設(shè)性責(zé)任感知對抑制性建言的關(guān)系, 即職場排斥程度越高, 建設(shè)性責(zé)任感知對抑制性建言的促進(jìn)作用越弱。

本研究的理論模型如圖1所示:

圖1 職業(yè)召喚與建言之間的中介調(diào)節(jié)模型

3 研究方法

3.1 樣本與數(shù)據(jù)

調(diào)查樣本主要來源于北京、上海、山東、杭州、天津、河北的7家企業(yè), 涉及通訊、制造以及IT行業(yè)等。為了減少同源偏差對研究造成的影響, 分別在兩個時點(diǎn)收集數(shù)據(jù)（周浩, 龍立榮, 2004）, 并通過上下級配對的方式收集數(shù)據(jù)。調(diào)查正式開始前, 先由領(lǐng)導(dǎo)從下屬中選出較為熟悉且目前在職的員工, 并從中隨機(jī)選取一名員工作為調(diào)查對象。第一次調(diào)查對象為員工, 主要收集職業(yè)召喚、建設(shè)性責(zé)任感知、職場排斥以及背景信息等內(nèi)容; 間隔兩周后開展第二次調(diào)查, 調(diào)查對象為領(lǐng)導(dǎo), 將員工與領(lǐng)導(dǎo)進(jìn)行一一匹配,由領(lǐng)導(dǎo)對其促進(jìn)性建言和抑制性建言行為做出評價(jià)。每次填答完成后由填答者封入信封, 由人力資源部專人回收,全部收回后統(tǒng)一交給研究人員。

第一次調(diào)查中共發(fā)放350份員工問卷, 刪除填答不完整的樣本數(shù)據(jù), 剩余300份有效問卷; 第二次調(diào)查針對第一次填答有效的300名員工的直接領(lǐng)導(dǎo)發(fā)放問卷, 經(jīng)員工與領(lǐng)導(dǎo)匹配后回收286份有效問卷, 樣本回收率為81.71%。配對成功的數(shù)據(jù)中含男性192人, 占比67.13%;含女性94人, 占比32.87%。平均年齡為33.43歲（SD=1.34）。平均工作年限為6.68年（SD= 0.85）。

3.2 測量工具

變量的測量均采用公開發(fā)表在國際權(quán)威期刊上的成熟量表。為確保中英版本的一致性, 采用翻譯——回譯的方法, 由具有英語專業(yè)背景的管理學(xué)博士翻譯而成, 并由英文專業(yè)的博士生回譯以確保測量問題的準(zhǔn)確性。

職業(yè)召喚的測量采用Dobrow等人 （2011） 開發(fā)的量表,共12個測量條目, 通過李克特7點(diǎn)記分, 從1 （非常不符合）到7（非常符合）進(jìn)行評價(jià)。典型條目為“從事現(xiàn)在的工作給予我一種極大的個人滿足感”。該量表各項(xiàng)CITC值均大于0.5, 一致性系數(shù)α為0.93, 具有較好的信效度。

建設(shè)性責(zé)任感知變量的測量引用Liang等（2012）開發(fā)的量表, 共5個測量條目, 通過李克特7點(diǎn)記分, 從1 （非常不符合）到7（非常符合）回答相關(guān)問題。典型條目如“我覺得我有義務(wù)為了實(shí)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)目標(biāo)而盡可能地出謀劃策”。該量表各項(xiàng)CITC值均大于0.5, 一致性系數(shù)α為0.97,具有較好的信效度。

表1 各變量的區(qū)分效度檢驗(yàn)

表2 變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)（N=286）

職場排斥變量的測量采用Ferris等（2008）開發(fā)的量表, 共10個測量條目, 通過李克特7點(diǎn)記分, 從1（非常不符合）到7（非常符合）回答相關(guān)問題。典型條目如“別人把我排除在交談之外”。該量表各項(xiàng)CITC值均大于0.5,一致性系數(shù)α為0.98, 具有較好的信效度。

建言的測量采用Liang等（2012）開發(fā)的量表, 共10個測量條目, 分兩個維度: 促進(jìn)性建言, 典型條目如“該員工可以主動建議開發(fā)有利于組織的新項(xiàng)目”; 和抑制性建言, 典型條目如“即使有人反對, 該員工也能誠實(shí)指出可能引起嚴(yán)重?fù)p失的問題”。通過李克特7點(diǎn)記分, 從1（非常不符合）到7（非常符合）回答相關(guān)問題。促進(jìn)性建言和抑制性建言量表的各項(xiàng)CITC值均大于0.5, 一致性系數(shù)α分別為0.95和0.91, 具有較好的信效度。

控制變量。本研究將調(diào)查對象的性別、年齡、工作年限等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量列為控制變量。性別分為男性和女性;工作年限按年份分成 3 個等級, 其中在公司工作五年以下占58.39%, 工作5年至10年占17.13%, 工作10年以上占24.48%。

4 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

4.1 驗(yàn)證性因子分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量之間的區(qū)分效度以及模型的整體擬合度, 運(yùn)用AMOS 21.0對包含5 個研究變量（職業(yè)召喚、建設(shè)性責(zé)任感知、職場排斥、促進(jìn)性建言和抑制性建言）的因子模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。通過對χ2/df、RMSEA、CFI、TLI、IFI等指標(biāo)的比較以檢驗(yàn)各量表的區(qū)分效度。如表1所示, 五因子的測量模型的擬合效果較好（χ2/df=2.56, RMSEA = 0.07, CFI = 0.92, TLI = 0.91, IFI = 0.92）, 而其他嵌套模型的擬合效果較差。因此可說明本研究中的 5個變量之間具有良好的區(qū)分效度。

表3 主效應(yīng)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

所有變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)如表2所示, 從中可見, 自變量職業(yè)召喚與因變量促進(jìn)性建言、抑制性建言顯著正相關(guān)（r= 0.47,p＜ 0.01;r= 0.43,p＜ 0.01）; 與中介變量建設(shè)性責(zé)任感知（r= 0.35,p＜ 0.01）顯著正相關(guān);與調(diào)節(jié)變量職場排斥無顯著關(guān)系; 建設(shè)性責(zé)任感知與職場排斥顯著負(fù)相關(guān)（r= -0.28,p＜ 0.01）, 建設(shè)性責(zé)任感知分別與促進(jìn)性建言（r= 0.48,p＜ 0.01）、抑制性建言（r= 0.43,p＜ 0.01）顯著正相關(guān), 職場排斥與促進(jìn)性建言和抑制性建言無顯著關(guān)系。

4.3 主效應(yīng)與中介效應(yīng)檢驗(yàn)

采用逐步回歸法驗(yàn)證主效應(yīng)和中介效應(yīng), 依次檢驗(yàn)建設(shè)性責(zé)任感知在職業(yè)召喚和促進(jìn)性建言與抑制性建言之間的中介作用, 如表3所示。第一步, 以促進(jìn)性建言為結(jié)果變量, 依次進(jìn)入控制變量、自變量職業(yè)召喚和中介變量建設(shè)性責(zé)任感知, 分別得到模型1、模型2、模型3。由模型2所得數(shù)據(jù)可知主效應(yīng)顯著成立（b= 0.58,p＜ 0.001）, 即職業(yè)召喚對促進(jìn)性建言有正向影響, 假設(shè)H1a得到支持。第二步, 以抑制性建言為結(jié)果變量, 依次進(jìn)入控制變量、自變量、中介變量, 分別得到模型4、模型5、模型6。由模型5的數(shù)據(jù)可知主效應(yīng)顯著成立（b= 0.46,p＜ 0.001）,即職業(yè)召喚對抑制性建言有顯著的正向影響, 假設(shè)H1b得到支持。第三步, 以建設(shè)性責(zé)任感知為結(jié)果變量, 依次進(jìn)入控制變量和自變量, 分別得到模型7和模型8。由模型8所得數(shù)據(jù)可知, 職業(yè)召喚對建設(shè)性責(zé)任感知有顯著的正向影響（b= 0.36,p＜ 0.001）, 即假設(shè)H2得到支持。根據(jù)Baron和Kenny（1986）的建議, 中介效應(yīng)存在須滿足以下幾個條件:（1）自變量對因變量存在顯著影響;（2）自變量對中介變量存在顯著影響;（3）中介變量對因變量存在顯著影響;（4）自變量與中介變量同時代入回歸方程解釋因變量時, 中介變量的效應(yīng)顯著而自變量的效應(yīng)消失（完全中介效應(yīng)）或者減弱（部分中介效應(yīng)）。由模型3和模型6所得數(shù)據(jù)可知, 建設(shè)性責(zé)任感知對促進(jìn)性建言（b=0.47,p＜ 0.001）和抑制性建言（b= 0.39,p＜ 0.001）均具有顯著的正向影響, 職業(yè)召喚對促進(jìn)性建言（b= 0.41,p＜0.001）和抑制性建言（b= 0.32,p＜ 0.001）仍存在正向影響,但效用減弱。因此可知, 建設(shè)性責(zé)任感知在職業(yè)召喚對促進(jìn)性建言和抑制性建言之間均起到了部分中介的作用, 假設(shè)H3a和H3b得到驗(yàn)證。此外, 各模型的方差膨脹因子（VIF） 處于1.03 - 1.43之間, 小于臨界值10 （羅勝強(qiáng), 姜嬿,2014）, 說明不存在嚴(yán)重的多重共線性, 該回歸結(jié)果可靠。

表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 職場排斥在建設(shè)性責(zé)任感知與促進(jìn)性建言之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

圖3 職場排斥在建設(shè)性責(zé)任感知與抑制性建言之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

為檢驗(yàn)職場排斥分別在建設(shè)性責(zé)任感知對促進(jìn)性建言和抑制性建言之間的調(diào)節(jié)作用, 運(yùn)用逐步回歸的方法, 將促進(jìn)性建言和抑制性建言分別作為結(jié)果變量, 依次進(jìn)入控制變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量和交互變量, 其中交互變量為標(biāo)準(zhǔn)化的職場排斥和標(biāo)準(zhǔn)化的建設(shè)性責(zé)任感知的乘積,如表4所示。由模型10和模型14可知, 建設(shè)性責(zé)任感知對促進(jìn)性建言（b= 0.59,p＜ 0.001）和抑制性建言（b= 0.48,p＜ 0.001）均具有顯著的正向影響; 由模型12和模型16知, 建設(shè)性責(zé)任感知和職場排斥的交互項(xiàng)對促進(jìn)性建言（b= -0.19,p＜ 0.01）和抑制性建言（b= -0.15,p＜ 0.05）均具有顯著的負(fù)向影響。調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。

為了進(jìn)一步表明交互作用的影響模式, 根據(jù)Cohen等推薦的方法（Cohen & Cohen, 2010）, 分別以高于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差和低于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn), 描繪了不同程度的職場排斥的調(diào)節(jié)效應(yīng)差別, 如圖2和圖3所示。在建設(shè)性責(zé)任感知程度同等變化的情況下, 相比受到高職場排斥的員工, 受到低職場排斥的員工更傾向于產(chǎn)生促進(jìn)性建言和抑制性建言。職場排斥對建設(shè)性責(zé)任感知與促進(jìn)性建言和抑制性建言之間均具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用, 假設(shè)H4a和H4b得到支持。

5 結(jié)論與討論

具體的研究價(jià)值包括: 第一, 驗(yàn)證了職業(yè)召喚對建言行為的促進(jìn)作用, 為豐富職業(yè)召喚的行為結(jié)果研究提供新的解釋視角。諸多學(xué)者已驗(yàn)證職業(yè)召喚對員工態(tài)度變量的積極影響, 但未有研究探討職業(yè)召喚對建言行為的影響。時代呼喚信念, 企業(yè)暢談使命, 基于計(jì)劃行為理論, 本文從行為信念范疇追根溯源, 揭示了職業(yè)召喚對工作場合建言行為的具體貢獻(xiàn), 從理論上解釋了職業(yè)召喚的重要性, 不僅豐富了人們對職業(yè)召喚的認(rèn)識, 為后續(xù)相關(guān)的行為結(jié)果變量研究提供一定的借鑒, 而且將有助于明確使命感對企業(yè)的具體價(jià)值, 引導(dǎo)組織管理者關(guān)注招聘、培訓(xùn)、選拔等環(huán)節(jié)中員工表現(xiàn)出的職業(yè)召喚程度, 加強(qiáng)不同職業(yè)生涯發(fā)展階段的職業(yè)召喚主題教育, 重視激勵員工內(nèi)在的信仰與使命感, 在滿足員工個人實(shí)現(xiàn)需求的基礎(chǔ)上, 不斷引導(dǎo)員工產(chǎn)生積極的促進(jìn)性與抑制性建言行為。

第二, 引入建設(shè)性責(zé)任感知作為中介變量, 進(jìn)一步明確職業(yè)召喚與促進(jìn)性和抑制性建言行為之間的中介機(jī)制。通過行為信念影響行為意愿, 繼而產(chǎn)生計(jì)劃性行為的理論視角, 明晰個體如何由內(nèi)在的職業(yè)召喚產(chǎn)生外在建言行為的決策過程及作用機(jī)理。具有職業(yè)召喚特征的員工將工作視為自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)并具有親社會傾向, 影響員工主動產(chǎn)生對組織建言獻(xiàn)策的責(zé)任意愿, 對發(fā)表建設(shè)性意見具有積極的心理預(yù)期, 激發(fā)員工產(chǎn)生建言行為。為使員工產(chǎn)生持續(xù)有效的建言行為, 需要組織管理者積極營造具有責(zé)任感的企業(yè)文化。不僅要建立完善的外在激勵機(jī)制, 還要注重員工的內(nèi)在激勵, 提供員工實(shí)現(xiàn)個人價(jià)值的渠道與平臺,表彰員工的主人翁意識。

第三, 職場排斥在建設(shè)性責(zé)任感知與促進(jìn)性建言和抑制性建言之間的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng), 界定了職業(yè)召喚影響建言的邊界條件。即使是最具主動性或滿意度非常高的員工, 也可能見機(jī)行事, 視具體情況（Read the Wind）來確定在特定的組織情境中建言是否安全或是否值得（Milliken, Morrison, & Hewlin, 2003）?？紤]到員工的建言行為決策并非受個人意愿完全控制, 選取職場排斥這一重要的情境感知變量, 進(jìn)一步明晰了研究模型的邊界條件。有助于組織管理者充分認(rèn)識職場排斥對建言行為的消極作用, 在管理過程中采取必要的措施避免職場排斥現(xiàn)象。

6 局限與展望

本研究仍存在一些不足之處有待后續(xù)完善, 主要表現(xiàn)為: （1）數(shù)據(jù)收集方面, 雖然從7個不同地區(qū)、不同行業(yè)背景的公司收集領(lǐng)導(dǎo)-員工配對數(shù)據(jù), 并相隔兩周開展兩次調(diào)查以盡量減少同源偏差, 但仍然不能保證可以完全克服, 需要更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)目v向研究等方法規(guī)避這一問題。（2）由于調(diào)查所涉及的變量內(nèi)容較為隱私和敏感, 出于自我保護(hù)意識, 被試者對此可能會產(chǎn)生反感心理, 數(shù)據(jù)的代表性有待更多的實(shí)證研究來驗(yàn)證。（3）研究變量選擇方面, 選取建設(shè)性責(zé)任感知作為共同影響促進(jìn)性建言和抑制性建言的中介變量, 后續(xù)研究可以進(jìn)一步區(qū)分兩種類型的建言行為, 選取不同特征的中介變量探究影響促進(jìn)性建言和抑制性建言的機(jī)制。（4）本文僅對員工的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量進(jìn)行了控制, 而沒有探討領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、任務(wù)特征等變量對建言行為的影響, 在后續(xù)研究中可加入相關(guān)變量進(jìn)行補(bǔ)充。