馬學瑾，覃婉靜，劉 芳

(1.武漢理工大學 教務處，湖北 武漢 430070；2.廣州大學 管理學院，廣東 廣州 510006)

由于組織資源的有限性，組織成員為了獲取稀缺資源，通常會采取自利行為。組織政治知覺是組織成員對工作環(huán)境中上級、同事自利行為發(fā)生程度的主觀評價，包括一般性政治行為、保持沉默靜待好處與薪酬晉升知覺[1]?？紤]到加薪、晉升作為組織稀缺資源，是員工競爭的主要目標，關(guān)于薪酬和晉升的政治行為更明顯，更容易被組織成員識別和感知，因此，筆者探索組織政治知覺中的薪酬晉升知覺的影響機制。HOCHWARTER等[2]研究表明，薪酬晉升知覺可以對工作績效產(chǎn)生重要的影響。瞿皎姣等[3]基于資源保存理論，發(fā)現(xiàn)薪酬晉升知覺對角色內(nèi)績效和盡職行為具有負向影響。CHANG等[4]通過對組織政治知覺進行元分析，發(fā)現(xiàn)組織政治知覺通過降低員工士氣，負向影響任務績效與組織公民行為。張亞軍等[5]基于自我損耗理論，發(fā)現(xiàn)組織政治知覺通過增加員工資源損耗，從而負向影響任務績效和組織公民行為。崔勛等[6]基于印象管理視角，發(fā)現(xiàn)薪酬晉升知覺通過增加員工獲得型印象管理動機，從而正向影響組織公民行為。然而，已有研究尚未將自我調(diào)節(jié)理論和情感事件理論有機結(jié)合起來，研究方法主要通過引入單個中介變量或調(diào)節(jié)變量來探討組織政治知覺的影響過程。此外，少數(shù)研究構(gòu)建更復雜的模型探討了組織政治知覺影響機制的具體過程，但鮮有研究在探討組織政治知覺影響機制時考慮多個變量連續(xù)中介的影響。

針對上述不足，筆者試圖從自我調(diào)節(jié)理論和情感事件理論的視角，引入組織心理所有權(quán)和工作滿意度作為連續(xù)中介變量，更細致地揭示薪酬晉升知覺對工作績效的影響過程。

1 理論與假設(shè)

1.1 薪酬晉升知覺與工作績效

薪酬晉升知覺是指員工關(guān)于組織薪酬和晉升的目標、政策與實踐不一致的感知。工作績效包括任務績效和關(guān)系績效。在高績效工作系統(tǒng)下，薪酬和晉升實踐的主要依據(jù)是能直接影響組織績效的任務績效，其會激勵員工投入到工作中以獲取工資、獎金、職業(yè)發(fā)展等報酬[7]。當員工感知到組織中薪酬和晉升政治行為盛行時，即工資、獎金、職業(yè)發(fā)展機會不一定能通過努力和高績效獲取，而可以通過參與薪酬和晉升正式規(guī)則之外的政治活動獲取。此時，作為一種組織政治知覺的薪酬晉升知覺會使員工產(chǎn)生一系列的消極態(tài)度和行為，最終可能會減小員工的努力程度、降低任務績效。如同組織政治知覺一樣，薪酬晉升知覺可能使員工產(chǎn)生嚴重的不公平感和被剝奪感[8]，并與依靠政治行為獲利的領(lǐng)導、同事關(guān)系惡化，除非自己也積極參與政治行為[9]，此時員工對組織、領(lǐng)導和同事的信任程度降低，會減少團隊互助、知識分享等合作行為[10]。由此，筆者提出如下假設(shè)。

假設(shè)1薪酬晉升知覺對任務績效具有顯著負向影響。

假設(shè)2薪酬晉升知覺對關(guān)系績效具有顯著負向影響。

1.2 組織心理所有權(quán)在薪酬晉升知覺與工作績效之間的中介作用

組織心理所有權(quán)是員工感覺組織或組織的一部分是“他的”或“他們的”的心理狀態(tài)，主要通過控制、親密了解和個人投入而形成[11]。當薪酬晉升知覺高時，員工會認為善于逢迎、和領(lǐng)導維持良好關(guān)系、成為某個有影響力的團體成員，是獲得組織獎勵的主要途徑;相反，當努力、績效與薪酬和晉升的關(guān)系變?nèi)鯐r，員工會降低對組織和工作環(huán)境的控制感，減少工作投入[12]，降低員工對組織和工作的了解。薪酬晉升知覺所導致的信任程度的降低和團隊互助、知識分享等合作行為的減少,也會進一步降低員工對組織和工作的了解。因此，薪酬晉升知覺通過減少控制、親密了解和個人投入的程度，負向影響組織心理所有權(quán)。

當組織心理所有權(quán)較高時，員工自我和組織相融合，組織成為自我感覺不可或缺的關(guān)鍵要素。根據(jù)自我一致理論和自我提高理論，為了保持或增強“有價值的和需求得到滿足的個體”的自我概念，員工有比較強烈的培育、促進和保護組織的動機，會不懈努力以提高任務績效，同時會增加團隊互助、知識分享等行為，進而提高關(guān)系績效。PIERCE等[13]發(fā)現(xiàn)組織心理所有權(quán)對內(nèi)在激勵、目標相關(guān)行為具有正向影響。因此組織心理所有權(quán)對任務績效和關(guān)系績效都具有正向影響。

當薪酬晉升知覺低時，員工會認為努力、績效與薪酬和晉升緊密聯(lián)系，這可能會增加其控制、親密了解和個人投入組織和工作的程度，從而提高組織心理所有權(quán)，反過來又可能會使員工產(chǎn)生自我和組織緊密聯(lián)系的感知，基于自我一致理論與自我提高理論，員工可能會希望所在組織是有競爭力、不斷發(fā)展的，從而維持、改善或強化自我概念，進而提高對組織效能影響顯著的任務績效和關(guān)系績效。由此，筆者提出如下假設(shè)。

假設(shè)3組織心理所有權(quán)在薪酬晉升知覺與任務績效間起中介作用。

假設(shè)4組織心理所有權(quán)在薪酬晉升知覺與關(guān)系績效間起中介作用。

1.3 工作滿意度在薪酬晉升知覺與工作績效之間的中介作用

工作滿意度是指個體在工作情境中對其工作內(nèi)容與工作環(huán)境的積極感受程度[14]。根據(jù)情感理論事件可知[15]，薪酬晉升知覺主要從非情感和情感兩方面影響工作滿意度。當薪酬晉升知覺高時，員工會認為組織的薪酬和晉升實踐與自我價值、追求、期望相差甚遠，從而使工作滿意度下降；當員工難以通過努力和高績效獲取滿意的薪酬和晉升時，又會產(chǎn)生較大的心理壓力和過多的消極情緒，進而降低工作滿意度。同時，工作滿意度和工作績效的正相關(guān)關(guān)系已得到廣泛驗證[16]。因此，當有關(guān)薪酬和晉升的負面評價使工作期望得不到有效滿足即工作滿意度降低時，員工可能傾向于增加“向上管理”的投入，減少工作投入，與同事關(guān)系冷漠，進一步對任務績效和關(guān)系績效造成消極影響。因此，工作滿意度可能在薪酬晉升知覺與任務績效和關(guān)系績效之間起中介作用。文獻[8]研究表明組織政治知覺會降低工作滿意度，從而對工作績效產(chǎn)生負面影響。由此，筆者提出如下假設(shè)。

假設(shè)5工作滿意度在薪酬晉升知覺與任務績效間起中介作用。

假設(shè)6工作滿意度在薪酬晉升知覺與關(guān)系績效間起中介作用。

1.4 組織心理所有權(quán)和工作滿意度的連續(xù)中介作用

通過以上分析，筆者已提出組織心理所有權(quán)和工作滿意度都在薪酬晉升知覺和工作績效間發(fā)揮中介作用的假設(shè)。現(xiàn)有研究表明，組織心理所有權(quán)和工作滿意度存在正相關(guān)關(guān)系[17]。基于此，組織心理所有權(quán)和工作滿意度可能在薪酬晉升知覺與工作績效間起著連續(xù)中介作用。當薪酬晉升知覺低時，與努力、績效緊密掛鉤的薪酬和晉升實踐可能會增加員工控制、親密了解和個人投入組織和工作的程度，從而提高組織心理所有權(quán)，此時員工關(guān)于效能和影響、自我身份與擁有一個空間的動機和需求就會得到滿足，根據(jù)情感事件理論，員工對此會產(chǎn)生積極的認知和情感反應，從而提高工作滿意度，并傾向于增加工作投入，與同事保持良好關(guān)系，進而提高任務績效和關(guān)系績效。簡言之，薪酬晉升知覺還可能通過影響組織心理所有權(quán)，進一步作用于工作滿意度，最終影響任務績效和關(guān)系績效。由此，筆者提出如下假設(shè)。

假設(shè)7組織心理所有權(quán)和工作滿意度在薪酬晉升知覺與任務績效之間起連續(xù)中介作用。

假設(shè)8組織心理所有權(quán)和工作滿意度在薪酬晉升知覺與關(guān)系績效之間起連續(xù)中介作用。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)收集與樣本特征

采用網(wǎng)絡和實地調(diào)研方式對廣東省組織員工進行問卷調(diào)查。此次研究共發(fā)放問卷350份，回收問卷309份，其中，回收有效問卷298份，問卷有效率為96.4%。性別方面，男性124人，占總樣本的41.6%，平均年齡為29.11歲，標準差為9.1。學歷方面，高中及以下共97 人，占比為32.6%；大專62人，占比為20.8%；本科135人，占比為45.3%；研究生及以上4人，占比為1.3%。職務方面，普通員工208人，占比為69.8%；基層管理者52人，占比為17.4%；中層管理者28人，占比為9.4%；高層管理者10人，占比為3.4%。平均工作年限方面，工作年限為1年以下的111人，占比為37.2%；工作年限為1～4年(不含4年)的53人，占比為17.9%；工作年限為4～7年(不含7年)的37人，占比為12.4%；工作年限為7～10年(不含10年)的17人，占比為5.7%；工作年限為10年及以上的80人，占比為26.8%。

2.2 變量測量

運用標準的翻譯與回譯程序處理各量表(除工作績效外)以保證題項在內(nèi)容上的準確性。主要變量測量均采用Likert 5點量表，1表示完全不同意，2表示比較不同意，3表示一般，4表示比較同意，5表示完全同意。

(1)薪酬晉升知覺。使用文獻[1]中組織政治知覺的6項薪酬晉升知覺分量表，如“從我到現(xiàn)在所在的部門工作至今，還從未發(fā)現(xiàn)人們在加薪和升職上玩弄權(quán)術(shù)”。其中，第1、2題為反向計分題。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.67。

(2)組織心理所有權(quán)。選擇文獻[17]的7題項量表，如“這是我的組織”。其中，第7題為反向計分題。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.87。

(3)工作滿意度。采用HOCHWARTER等[18]的4題項量表，如“絕大多數(shù)時間我能對目前的工作保持熱情”。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.84。

(4)工作績效。采用孫健敏等[19]的8題項量表測量任務績效和關(guān)系績效。其中，任務績效共4個題項，例如“我能做到準確地達成自己的工作目標”。關(guān)系績效共4個題項，例如“我希望可以留任本部門”。任務績效和關(guān)系績效量表的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.87、0.80。

(5)控制變量包括：性別(男=1，女=2)、年齡(以實際歲數(shù)衡量)、學歷(分為高中及以下、大專、本科和研究生及以上)、職務層次(分為普通員工、基層管理者、中層管理者、高層管理者)和工作年限(1年以下、1～4年(不含4年)、4～7年(不含7年)、7～10年(不含10年)、10年及以上)。

3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗和共線性統(tǒng)計分析檢驗

采用Harman單因子分析檢驗共同方法偏差，并通過計算VIF值檢驗多重共線性問題。Harman單因子分析檢驗結(jié)果表明，在未旋轉(zhuǎn)時所有題項析出5個特征值大于1的因子，載荷量為63.334%，首個主成份的載荷量為32.251%，未占多數(shù)，表明共同方法偏差屬于可接受范圍[20]。共線性統(tǒng)計分析檢驗表明，各變量間的VIF值小于1.5，這說明多重共線性問題也屬于可接受范圍[21]。

3.2 信度與效度分析

變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)如表1所示，可看出薪酬晉升知覺、組織心理所有權(quán)、工作滿意度、任務績效、關(guān)系績效的Cronbach′sα值分別為0.67、0.87、0.84、0.87、0.80,均大于0.5,這表明各量表具有較好的內(nèi)部一致性系數(shù)[22]。使用LISREL 8.7軟件對薪酬晉升知覺、組織心理所有權(quán)、工作滿意度、任務績效和關(guān)系績效進行驗證性因子分析，五因子模型中的各擬合指標如下：χ2=725.72，df=265，χ2/df=2.74,RMSEA=0.077，p<0.001，NNFI=0.94，CFI=0.95，IFI=0.95。根據(jù)標準，若χ2/df小于3時，則表示模型較好；若RMSEA低于0.1時，則表示擬合較好;若NNFI、CFI、IFI等擬合指標大于0.9，則表示擬合良好[23]?？梢?，上述五變量間具有較好的區(qū)分效度。

表1 變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)(N=298)

3.3 描述性統(tǒng)計分析

由表1可知，薪酬晉升知覺與組織心理所有權(quán)的相關(guān)系數(shù)為-0.37，且p<0.01；薪酬晉升知覺與工作滿意度的相關(guān)系數(shù)為-0.32，且p<0.01；薪酬晉升知覺與任務績效的相關(guān)系數(shù)為-0.16，且p<0.01；薪酬晉升知覺與關(guān)系績效的相關(guān)系數(shù)為-0.21，且p<0.01，說明薪酬晉升知覺對組織心理所有權(quán)、工作滿意度、任務績效、關(guān)系績效具有顯著的負向影響。組織心理所有權(quán)與工作滿意度的相關(guān)系數(shù)為0.50，且p<0.01；組織心理所有權(quán)與任務績效的相關(guān)系數(shù)為0.31，且p<0.01；組織心理所有權(quán)與關(guān)系績效的相關(guān)系數(shù)為0.44，且p<0.01，表明組織心理所有權(quán)對工作滿意度、任務績效、關(guān)系績效具有顯著的正向影響。工作滿意度與任務績效的相關(guān)系數(shù)為0.55，且p<0.01，工作滿意度與關(guān)系績效的相關(guān)系數(shù)為0.65，且p<0.01，表明工作滿意度對任務績效和關(guān)系績效具有顯著的正向影響，這一結(jié)果為假設(shè)提供了初步支持。

3.4 假設(shè)檢驗

3.4.1 中介效應檢驗

首先，根據(jù)文獻[24]來檢驗中介效應。利用SPSS 22.0軟件對各變量依次進行層級回歸分析，結(jié)果如表2所示。由模型3和模型8可看出，薪酬晉升知覺與任務績效的回歸系數(shù)為-0.170，且p<0.01，薪酬晉升知覺與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為-0.217，且p<0.001，表明薪酬晉升知覺對任務績效和關(guān)系績效具有顯著負向影響，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗證。由模型1和模型2可看出，薪酬晉升知覺與組織心理所有權(quán)的回歸系數(shù)為-0.381，且p<0.001，薪酬晉升知覺與工作滿意度的回歸系數(shù)為-0.330，且p<0.001，表明薪酬晉升知覺對組織心理所有權(quán)和工作滿意度具有顯著的負向影響。由模型4和模型5可看出，組織心理所有權(quán)與任務績效的回歸系數(shù)為0.275，且p<0.001，工作滿意度與任務績效的回歸系數(shù)為0.531，且p<0.001，表明組織心理所有權(quán)和工作滿意度分別對任務績效具有顯著的正向影響。由模型6和模型7可知，在模型3的基礎(chǔ)上分別引入組織心理所有權(quán)和工作滿意度后，組織心理所有權(quán)與任務績效的回歸系數(shù)為0.246，且p<0.001，工作滿意度與任務績效的回歸系數(shù)為0.532，且p<0.001，表明組織心理所有權(quán)和工作滿意度對任務績效具有顯著的正向影響，而薪酬晉升知覺對任務績效的影響從顯著變?yōu)椴伙@著。由此，假設(shè)3和假設(shè)5得到初步驗證。由模型9和模型10可知，組織心理所有權(quán)與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為0.403，且p<0.001，工作滿意度與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為0.632，且p<0.001，表明組織心理所有權(quán)和工作滿意度分別對關(guān)系績效具有顯著的正向影響。由模型11和模型12可知，在模型8的基礎(chǔ)上分別引入組織心理所有權(quán)和工作滿意度后，組織心理所有權(quán)與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為0.374，且p<0.001，工作滿意度與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為0.628，且p<0.001，表明組織心理所有權(quán)和工作滿意度對關(guān)系績效具有顯著的正向影響，而薪酬晉升知覺對關(guān)系績效的影響從顯著變?yōu)椴伙@著。由此，假設(shè)4與假設(shè)6得到初步驗證。

表2 多元線性回歸分析結(jié)果(N=298)

3.4.2 連續(xù)中介作用檢驗

使用SPSS宏P(guān)ROCESS程序中的Model 6分析組織心理所有權(quán)和工作滿意度在薪酬晉升知覺與工作績效間的連續(xù)中介作用，相應的回歸分析結(jié)果如表3所示，可知薪酬晉升知覺與組織心理所有權(quán)的回歸系數(shù)為-0.440，且p<0.001，表明薪酬晉升知覺對組織心理所有權(quán)具有顯著的負向影響。薪酬晉升知覺與工作滿意度的回歸系數(shù)為-0.216，且p<0.05，組織心理所有權(quán)與工作滿意度的回歸系數(shù)為0.459，且p<0.001，表明薪酬晉升知覺和組織心理所有權(quán)對工作滿意度具有顯著影響。將任務績效和關(guān)系績效分別作為因變量，薪酬晉升知覺作為自變量，組織心理所有權(quán)和工作滿意度作為中介變量時，工作滿意度與任務績效的回歸系數(shù)為0.472，且p<0.001，表明工作滿意度對任務績效具有顯著的正向影響，但薪酬晉升知覺和組織心理所有權(quán)對任務績效的影響不顯著，組織心理所有權(quán)與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為0.130，且p<0.05，工作滿意度與關(guān)系績效的回歸系數(shù)為0.509，且p<0.001，表明組織心理所有權(quán)與工作滿意度對關(guān)系績效具有顯著的正向影響，但薪酬晉升知覺對關(guān)系績效的影響不顯著。

表3 組織心理所有權(quán)和工作滿意度的鏈式中介模型檢驗的回歸分析結(jié)果(N=298)

采用Bootstrap法重復抽樣5 000次分別計算95%的置信區(qū)間結(jié)果如表4所示，其中薪酬晉升知覺、組織心理所有權(quán)、工作滿意度、任務績效、關(guān)系績效分別用PP、PO、JS、TP、CP表示，Boot標準誤差、CI下限、CI上限分別指通過偏差矯正的百分位Bootstrap法估計的間接效應的標準誤差、95%置信區(qū)間的下限和上限。當因變量為任務績效時，薪酬晉升知覺與任務績效之間的總間接效應值為-0.209，對應的置信區(qū)間未包含0，總間接效應顯著。其中，間接效應1中，薪酬晉升知覺→組織心理所有權(quán)→任務績效的間接效應值為-0.012，對應的置信區(qū)間包含0，間接效應1不顯著，因此假設(shè)3未得到驗證；間接效應2中，薪酬晉升知覺→組織心理所有權(quán)→工作滿意度→任務績效的間接效應值為-0.095，對應的置信區(qū)間未包含0，間接效應2顯著，因此，組織心理所有權(quán)和工作滿意度的連續(xù)中介效應顯著，假設(shè)7得到驗證；間接效應3中，薪酬晉升知覺→工作滿意度→任務績效的間接效應值為-0.102，對應的置信區(qū)間未包含0，間接效應3顯著。因此，假設(shè)5再次得到驗證。當因變量為關(guān)系績效時，薪酬晉升知覺與關(guān)系績效之間的總間接效應值為-0.270，對應的置信區(qū)間未包含0，總間接效應顯著。其中，間接效應1中，薪酬晉升知覺→組織心理所有權(quán)→關(guān)系績效的間接效應值為-0.057，對應的置信區(qū)間未包含0，間接效應1顯著，因此，假設(shè)4再次得到驗證；間接效應2中，薪酬晉升知覺→組織心理所有權(quán)→工作滿意度→關(guān)系績效的間接效應值為-0.103，對應的置信區(qū)間未包含0，間接效應2顯著，因此，組織心理所有權(quán)和工作滿意度的連續(xù)中介效應顯著，假設(shè)8得到驗證；間接效應3中，薪酬晉升知覺→工作滿意度→關(guān)系績效的間接效應值為-0.110，對應的置信區(qū)間未包含0，間接效應3顯著。因此，假設(shè)6再次得到驗證。

表4 組織心理所有權(quán)和工作滿意度中介效應分析的PROCESS程序檢驗結(jié)果(N=298)

4 結(jié)論

基于自我調(diào)節(jié)理論和情感事件理論，探究了薪酬晉升知覺對工作績效的影響機制，以及組織心理所有權(quán)和工作滿意度在其中所起到的連續(xù)中介作用，結(jié)果表明：①薪酬晉升知覺對任務績效和關(guān)系績效具有顯著的負向影響；②工作滿意度在薪酬晉升知覺與任務績效之間起中介作用，組織心理所有權(quán)和工作滿意度在薪酬晉升知覺與任務績效之間起連續(xù)中介作用；③組織心理所有權(quán)、工作滿意度在薪酬晉升知覺和關(guān)系績效之間起中介作用，同時組織心理所有權(quán)和工作滿意度在薪酬晉升知覺和關(guān)系績效之間起連續(xù)中介作用。

本研究的實踐意義在于：①薪酬晉升知覺對任務績效與關(guān)系績效的消極影響，提醒管理者需重視并明確薪酬和晉升與努力、績效掛鉤的規(guī)則，減小模糊性與不確定性，使薪酬和晉升政策與實踐清晰透明、公平公正，降低薪酬和晉升政治現(xiàn)象產(chǎn)生的概率。②組織心理所有權(quán)和工作滿意度的連續(xù)中介作用，揭示了通過提高員工組織心理所有權(quán)和工作滿意度的方式可以有效遏制薪酬晉升知覺對工作績效的消極影響，如除制定和構(gòu)建清晰透明、公平公正的薪酬和晉升政策與實踐外，管理者可通過最佳人力資源管理實踐，包括崗位設(shè)計、甄選、培訓、信息共享、授權(quán)等，提高員工的組織心理所有權(quán)和對工作的積極感受程度，以遏制薪酬晉升知覺對任務績效和關(guān)系績效的消極影響。