員工變革支持行為的影響機制研究
——基于對員工社交媒體內容的評估

余佩玉 許苗苗 鄭文智

（華僑大學 華商研究院，華僑大學 工商管理學院，華僑大學 華商研究院，福建 泉州 362021）

本文結合前人的研究成果，圍繞“員工的變革支持行為能否預測”這一問題展開，依據行為推理理論、自我概念理論、資源保存理論等，探究魅力型領導、員工的KSAOs、員工的適用性、員工的變革開放性是如何影響員工的變革支持行為的。

1 相關研究述評和研究假設

1.1 魅力型領導與變革支持行為

以往研究在變革管理因素中考慮了家長式領導、參與型領導、授權型領導、變革型領導等領導風格對變革行為的作用，而對于源自西方的魅力型領導卻很少關注。已有研究表明魅力型領導在變革時期尤為有效，但該理論尚缺乏實證支持。因此，在中國變革情境下，魅力型領導是否有效是值得思考的一個問題。魅力型領導風格對員工變革行為的影響是通過改變員工認知起作用的，可以用自我概念理論進行解釋。自我概念是指一個人對自身存在的體驗，即一個人通過經驗、反省和他人的反饋，逐步加深對自身的了解。魅力型領導對員工的作用就在于：其一，魅力型領導使員工的自我概念與組織的價值觀、信仰等保持一致，提高員工對組織的認同度。其二，魅力型領導通過激發員工的自我認知和評價影響員工動機，比如領導的信賴可以提高員工的自我效能感，從而證實自己是有變革能力的。其三，魅力型領導所具有的行為特征如愿景激勵、對環境的敏感度、對下屬需求的敏感度等所帶來的良好行為對員工起到了良好的角色表率作用。這種榜樣作用有利于提高員工積極的自我概念，從而干預員工對變革的認知，促使員工變革支持行為的產生。因此，提出假設：

H1：魅力型領導正向預測員工的變革支持行為。

1.2 員工的適用性、員工的KSAOs與員工的變革支持行為

Hobfoll的資源保存理論指出，對個體有價值的事情、個人特征、情境以及精力等因素都屬于資源。一方面，資源保存理論認為，所擁有的資源受到威脅或者切實存在的資源喪失都會給個體帶來很大的壓力。當個體擔心自己會損失一些有價值的事情或者面臨失去對工作的控制的壓力時，會努力避免資源的消耗，甚至會采取一些消極和防御性的行為來保護有限的資源，比如對變革表現抵制態度。現有研究也表明，較高的工作不安全感與員工的變革抵制有顯著的正相關關系。而組織變革具有很大的不確定性，變革過程可能涉及的職位和工作內容的變動、薪酬和福利的改變，甚至權力和地位的變遷、人際關系變動等，這些都對員工所擁有的部分資源構成威脅，從而可能導致員工的負面態度。另一方面，資源保存理論為處理有壓力的事情指出了兩個關鍵點：第一，資源能夠增強個體處理壓力事件的能力。在變革過程中，感到壓力的個體可以通過各種處理行為防御功能失調的心理狀態。第二，個體可以以一種更積極主動的方式，利用資源處理變革過程中的事情，從而保護他們免于損失未來的資源或恢復過去的損失，或者獲得未來的資源。因此，本文認為擁有更多能量資源的員工會表現出與變革相關的、受歡迎的行為。因此，提出假設：

H2：員工的適用性正向預測員工的變革支持行為。

H3：員工的KSAOs正向預測員工的變革支持行為。

1.3 變革開放性的中介作用

魅力型領導如愿景激勵、對環境的敏感度、對下屬需求的敏感度、承擔個人風險、展示超常規行為等行為特征能極大地提高員工的工作積極性。如對下屬需求敏感度高的魅力型領導，往往傾向于尊重員工的意見，通過諸如質量監督小組的方式，讓員工參與公司管理，滿足員工對參與的需求，使得員工對組織決策產生強烈的認同感，從而表現出愿意支持變革的態度和行為。更重要的是，在組織變革這樣的危機情境下，魅力型領導通過愿景激勵增強員工對組織變革成功的信心，同時魅力型領導強大的影響力往往使得員工認同魅力型領導的危機處理方案，并積極推進方案的順利實施，從而對變革結果持有樂觀的評價。因此，提出假設：

H4：魅力型領導正向預測員工的變革開放性。

資源保存理論指出，個體不僅會盡力維持和保護他們已有的資源，而且還會盡力獲取和發展新的資源。在獲取和發展新資源方面，相對于個人資源中擁有較少資源的個體而言，那些個人資源池中擁有更多資源的個體不僅不容易遭受資源損失，而且更有能力獲取新的資源，從而表現出更少的壓力和倦怠、更多積極的心理狀態和行為。在組織變革環境中，缺乏資源的個體更可能采取一種防御式的姿態來保護自己有限的資源，他們會以抗拒變革的形式避免變革可能帶來的資源損失。相反，那些擁有更多資源的個體不那么容易受到資源損耗的威脅，他們也更愿意投入現有的資源來幫助自己獲得更多的資源。擁有更多資源的員工往往看重組織變革可能帶來的機遇而非潛在的風險和威脅，從而會對組織變革持有較高的開放性，而且員工的KSAOs作為非常重要的人力資本是員工工作行為產生的前提。因此，提出假設：

H5：員工的適用性正向預測員工的變革開放性。

H6：員工的KSAOs正向預測員工的變革開放性。

個體的變革開放性是組織變革成功的先決條件，個體的變革開放性越強，就越傾向于認為變革對其來說是成長機會，而不是威脅或負擔。這種積極的情緒狀態會成為促進變革支持行為產生的重要內部推動力。個體的變革開放性越高，對變革所帶來的不確定性容忍度越高，也更愿意接受變革。他們會積極正向地看待組織變革的結果，這樣的積極歸因會促進員工的變革開放性向具體的變革支持行為轉化。與之相反，低變革開放性的個體則更加傳統，不愿接受新事物，消極的態度使他們在面對組織變革時傾向于表現出更多的抵制行為。因此，提出假設：

H7：變革開放性正向預測員工的變革支持行為。

員工變革支持行為的產生不是單個動機的結果，而是受變革的態度、個人規范、控制感等多個方面的影響。根據變革開放性定義可知，變革開放性構思屬于BRT理論所界定的綜合動機范疇。因此，用變革開放性來衡量員工行為的全方位動機和意圖，基于BRT理論并綜合上述分析，提出假設：

H8：變革開放性在魅力型領導與員工的變革支持行為之間起到中介作用。

H9：變革開放性在員工的適用性與員工的變革支持行為之間起到中介作用。

H10：變革開放性在員工的KSAOs與員工的變革支持行為之間起到中介作用。

根據理論推演和分析得到本研究的整合模型，如圖1所示。

2 研究方法

2.1 樣本和數據收集

采用問卷調查法，對組織的員工進行調研。由員工完成自測部分問卷（包括魅力型領導、員工的變革開放性、員工的變革支持行為），由3名HR完成他評部分問卷（員工的適用性和員工的KSAOs），3名HR根據該員工在社交媒體上發布的內容對其適用性和KSAOs進行評價。

圖1 理論模型

本次問卷調查共持續兩個月（從2017年4月25日至6月20日），共回收調查問卷250份，刪除無效問卷后，有效問卷160份，有效率為64%。HR問卷發放160份，回收480份（160個員工，每人3份），有效率達100%。至此，共獲得160組配對數據。從性別上看，男性占46.9%，女性占53.1%，占比稍比男性高些；從年齡來看，主要是31歲以下的年輕群體，占總人數的84.4%，與目前市場勞動力實際情況相吻合；從受教育的程度來看，66.3%的填寫者擁有本科學歷，學歷較高，符合知識經濟時代對人才的需求；從工作年限來看，2年及以內的占65.6%，其次是3～5年的，占16.3%，與樣本年齡是年輕群體相一致；從婚姻狀況來看，未婚人士占77.5%，多于已婚人士；從單位的性質來看，大部分填寫者來自民營企業，占總數的49.4%，其次是國有企業，占20.0%；從單位的規模看，大部分是500人以下的公司，占比71.3%；從職位級別看，大部分填寫者是基層員工，占72.5%。

2.2 變量測量

為確保測量工具的信度和效度，本研究盡量采用在已有研究中已經使用過的成熟量表進行調查。對于英文量表，本研究采用Brislin的標準方法進行翻譯和回譯，以保證測量對等性。本研究問卷中包括以下量表。

2.2.1 變革支持行為

采用學者在中國情境下修訂的Herscovitch&Meyer單維度5題項量表。該量表的問項包括：“我認同組織的變革理念并愿意付出行動來支持組織變革”“我會努力克服其他同事對組織變革的抵制行動”等。該量表由員工填寫。變革支持行為量表的Cronbach′salpha 為 0.864，χ2／df=1.95，CFI=0.980，TLI=0.959，RMSEA=0.077，SRMR=0.032。可見，該量表在本研究中具有良好的信效度。

2.2.2 魅力型領導

采用Conger和Kanungo（1997）開發的C-K量表。該量表包括5個維度：戰略愿景、環境敏感性、員工敏感性、非常規行為、個人冒險，對應的問項個數分別是5、4、3、3、3。該量表由員工填寫。魅力型領導的五個維度——戰略愿景、環境敏感性、員工敏感性、非常規行為、個人冒險的組合信度（CR）的值分別為0.902、0.881、0.822、0.837和0.919，整個量表的χ2／df=1.55，CFI=0.956，TLI=0.946，RMSEA=0.058，SRMR=0.055。可見，該量表在本研究中具有良好的信效度。

2.2.3 變革開放性

采用 Wanberg&Banas（2000）開發的單維度4題項量表。該量表的問項包括：“我對組織變革持開放和接納的態度”“我認為組織變革對我完成工作的方式會產生積極影響”等。該量表由員工填寫。變革開放性量表的 Cronbach′salpha為0.637，χ2／df=1.49，CFI=0.991，TLI=0.974，RMSEA=0.055，SRMR=0.023，可見，該量表在本研究中具有良好的信效度。

2.2.4 員工的適用性

采用在Iddekinge、Lanivich和Roth等在前人研究的基礎上開發的5個題項量表，該量表由HR填寫。由于問卷由HR根據員工在社交媒體上發布的內容特別是在微信上發布的內容進行填寫，在問卷設計中對初始量表進行細微調整，即在問卷量表前加入“當我瀏覽過該求職者的微信后”作為上級填寫問卷的指導語。員工的適用性量表的Cronbach′salpha為0.931，χ2／df=1.47，CFI=0.996，TLI=0.992，RMSEA=0.054，SRMR=0.014。可見，該量表在本研究中具有良好的信效度。

2.2.5 員工的KSAOs

采用Iddekinge、Lanivich和Rothl等人在前人研究的基礎上開發的9問項的量表，該量表也由HR根據員工社交媒體的內容進行填寫，對問卷進行微調，其原因和員工的適用性相同。員工的KSAOs量表的Cronbach′salpha為 0.878，χ2／df=2.25，CFI=0.966，TLI=0.948，RMSEA=0.088，SRMR=0.036。可見，該量表在本研究中具有良好的信效度。

2.3 數據分析方法

本文將回收的問卷運用SPSS 20.0軟件，對人口統計學變量進行描述性統計，以了解被調查者的基本情況；對問卷做信度分析，查看問卷的合理性；對數據做相關分析，探究問卷涉及的不同變量之間是否存在緊密關系，初步驗證不同變量之間的相關程度。運用Mplus 7.0軟件對量表進行驗證性因子分析，探究回收的數據是否與原始量表的結構維度相一致；采用Bootstrap等統計分析方法進行結構方程模型分析及研究假設驗證。

3 實證結果及分析

3.1 相關性分析

本研究中各變量的均值、標準差和相關系數如表1所示。從表1的分析結果可知：人口統計學特征上的單位性質和職位級別會對研究的潛變量有一定的影響，因此在接下來的分析中需要對其進行控制變量的分析，而性別、年齡、受教育的程度、工作年限、婚姻狀況、單位規模對研究變量的影響很小；魅力型領導的5個維度與員工的變革支持行為的相關系數分別是0.407、0.397、0.404、0.296、0.358（p＜0.01）；戰略愿景、環境敏感性、員工敏感性3個維度與員工的變革開放性的相關系數分別是0.399、0.372、0.320（p＜0.01）。魅力型領導與員工的變革支持行為、員工的變革開放性的相關系數分別是0.471、0.366（p＜0.01）；員工的變革開放性和員工的變革支持行為的相關系數是0.513（p＜0.01）；員工的適用性與員工的變革開放性的相關系數為0.161（p＜0.05）。上述結果為之后的分析提供了一定的基礎。員工的KSAOs與員工的變革開放性，員工的KSAOs、員工的適用性與員工的變革支持行為的相關關系不顯著，這可能是由于不同主體填寫所導致的，需后續的研究進一步驗證。

3.2 模型檢驗

在對研究假設進行檢驗之前，采用驗證性因子分析進行模型比較，以確保模型中所有變量具有較好的區分效度。參照以往的研究方法，結合實際情況，構建了以下3種競爭性模型：

單子因模型：SV+ENS+EMS+BI+PA+S+員工的KSAOs+OTC+CSB（將所有量表放在同一個模型中，“+”表示測量變量之間的合并，下文相同）。

五因子模型：SV+ENS+EMS+BI+PA，S，員工的KSAOs，OTC，CSB（戰略愿景、環境敏感性、員工敏感性、非常規行為、個人冒險合并為魅力型領導），其他因子不變。

九因子模型：SV，ENS，EMS，BI，PA，S，員工的KSAOs，OTC，CSB（包含研究中的所有變量）。

檢驗結果如表2所示。

從表2中各個模型的驗證性因子分析的擬合度指標可知，相比于其他2個模型，九因子模型數據擬合效果最佳（χ2／df=1.69，RMSEA=0.066，CFI=0.888，TLI=0.876，SRMR=0.059），這說明本研究涉及的9個變量之間的區分效度比較明顯。

表1 各變量各維度相關性

表2 主要變量區分效度檢驗表

3.3 假設檢驗——中介作用檢驗

已有研究中常采用Baron等的逐步法和Sobel檢驗法對中介作用進行檢驗，然而這兩種方法在被廣泛使用的同時也受到部分研究者的批評和質疑。Mackinnon等認為，逐步法的統計功效最低，而且容易低估結果。Sobel法的檢驗力高于逐步法，但該檢驗要求中介作用的效應統計量（a.b）服從正態分布，但事實上這一乘積變量通常都不是正態分布，因而Sobel檢驗法也存在一定的局限性。Bootstrap法是一種從樣本中重復取樣的方法，通過重復抽樣產生出多個樣本。Bootstrap法比上述兩種檢驗法具有更高的檢驗力，且不要求檢驗統計量服從正態分布。本文利用Mplus 7.0采用偏差矯正的非參數百分位Bootstrap法，通過構建間接效應乘積項（a.b）一個置信度為95%的置信區間來判斷中介效應是否顯著，若置信區間不包含0，則中介效應顯著，否則不顯著。表3給出了員工的變革開放性的中介效應檢驗結果。

表3 員工的變革開放性的中介效應

3.3.1 員工的變革開放性在魅力型領導與員工的變革支持行為之間的中介效應檢驗

模型的標準化參數估計結果表明，在95%水平上的置信區間CI為（0.039，0.430），不包含0，說明魅力型領導通過員工的變革開放性對變革支持行為的間接效應正向顯著，其效應值為0.234（SE=0.100，p＜0.05）。進一步檢驗中介效應是完全中介還是部分中介，若直接效應c’不顯著說明存在完全中介效應，反之，存在部分中介效應。結果顯示，魅力型領導對變革支持行為的直接效應值為0.284，直接效應顯著（SE=0.117，p＜0.05），這就驗證了員工的變革開放性在魅力型領導與變革支持行為之間的間接效應是部分中介效應。根據路徑分析效應分解原理，魅力型領導到變革支持行為的總效應等于直接效應加上間接效應，該間接效應占總效應的比例為0.234／（0.284+0.234）=45%，說明魅力型領導作用于變革支持行為的效應有45%是通過員工的變革開放性起作用的。假設H8成立。

3.3.2 員工的變革開放性在員工的適用性與員工的變革支持行為之間的中介效應檢驗

模型的標準化參數估計結果表明，在95%水平上的置信區間CI為（0.001，0.256），不包含0，說明員工的適用性通過員工的變革開放性對變革支持行為的間接效應正向顯著，其效應值為0.128（SE=0.065，p＜0.05）。進一步檢驗中介效應是完全中介還是部分中介，結果顯示，員工的適用性對變革支持行為的直接效應值為-0.140，直接效應顯著（SE=0.070，p＜0.05），這就驗證了員工的變革開放性在員工的適用性與變革支持行為之間的間接效應是部分中介效應。根據路徑分析效應分解原理，員工的適用性到變革支持行為的總效應等于直接效應加上間接效應為-0.012（-0.140+0.128）。此時，間接效應大于總效應，出現了抑制效應。假設H9成立。

3.3.3 員工的變革開放性在員工的KSAOs與員工的變革支持行為之間的中介效應檢驗

模型的標準化參數估計結果表明，在95%水平上的置信區間CI為（-0.159，0.123），包含0，說明員工的KSAOs通過員工的變革開放性對變革支持行為的間接效應不顯著，其效應值為-0.018（SE=0.072，p＞0.05）。假設H10不成立。

4 研究結論

本研究以自我概念理論、行為推理理論、資源保存理論為基礎，以組織員工為對象，采用問卷調查方法，探究員工變革支持行為的影響機制。研究結果表明，魅力型領導對變革支持行為有顯著正向影響，變革開放性對變革支持行為有顯著正向影響，變革開放性在魅力型領導和變革支持行為之間起中介作用，員工的適用性和員工的KSAOs對變革支持行為無顯著影響，變革開放性在員工的適用性和變革支持行為之間起中介作用、在員工的KSAOs和變革支持行為之間不起中介作用。

5 管理啟示

5.1 管理者自我能力培養，建設魅力型的領導風格

首先，管理者要制定遠大的愿景。管理者的愿景是否具有前瞻性是組織能否開展變革的首要條件，具有前瞻性的愿景是組織開始重大變革的基本因素。管理者將組織目標與部屬心中的共同價值觀及理想聯結起來，提出一套令人心動的愿景，并以之鼓勵部屬發揮熱忱及展現活動，激勵大家投入組織的任務及目標，促進組織變革的成功，實現員工個人價值和企業價值的最大化。如美國迪士尼公司的愿景是“讓每個人都感到快樂”，英國BBC的愿景則是“成為最有創造力的公司”，均是優秀的例子。

其次，管理者要善于激發部屬的工作潛能和動機，以不同的方式激發部屬的工作熱情，要善于表達和演說。傳統上，中國式的教育并不太重視人的表達和表演能力，甚至認為“巧言令色鮮矣仁”、喜歡表演的人一定不會做事。然而，事實上優秀的領導者應該懂得如何用自己的言辭、肢體語言和其他符號來說服別人、鼓舞人心。目前西方高等教育極為重視修辭學、演說學、口語傳播學等學問，無論政客、企業家或其他各界名人均善于演說和辯論，足以說明表達和演說能力是魅力型領導者必備的條件。無疑，大多數偉大的政治領袖、商界精英都具備一定的表演能力。一手讓蘋果公司成為世界最成功企業的史蒂夫·喬布斯，就是最頂尖的演說家和表演家，他在挖角百事可樂總裁約翰·史考利時說的那句“你是想一輩子賣糖水，還是要跟我一起改變世界？”至今仍膾炙人口。

最后，要懂得管理自身的形象。管理者要對組織變革持有強烈的自信心，這種自信心塑造出成功領導者的形象，讓部屬覺得領導者是有能力的，從而使得員工對組織的未來充滿信心；管理者要有親和力，隨時關心部屬并且善于表達對部屬的信任，增強其組織認同感；管理者要不斷砥礪自身，建立良好的行為典范，成為部屬仿效的楷模。

5.2 加強組織的人力資源管理，培養員工的變革支持行為

首先，在人力資源管理實踐方面，在進行招聘時關注與企業價值觀相一致的員工，采用恰當的甄選手段和工具挑選具有組織變革所需知識、技能、能力和適用性的員工、具有變革開放性的員工。其次，當招聘時沒有遇到完全符合條件的員工時，要通過相應的培訓與開發，提高員工的知識、技能、能力等，使得員工在面對組織變革時不會感到力不從心，相信自己身上所具備的能力能夠克服組織變革中可能出現的困難，從而對變革結果充滿信心，繼而培養和保持員工的變革開放性。最后，通過恰當的工作設計、薪酬管理、福利管理等增強員工對組織的依賴感、提高員工對組織的滿意度，使得員工認同企業的價值觀，提供組織承諾，從而將具有變革開放性的員工留在組織當中，促進其產生變革支持行為，推進組織變革的成功。

5.3 謹慎使用社交媒體招聘，結合多種渠道進行招聘決策

首先，依據社交媒體內容進行員工的招聘和甄選具有一定的局限性，在組織的實踐中，在進行新員工招聘和甄選的時候不能完全依賴瀏覽該求職者的社交媒體內容而做決策，還是要結合求職者的簡歷、背景調查等完成最初的選人環節。其次，用于評估候選人的社交媒體內容需要盡可能地來自職場社交平臺，如LinkedIn、脈脈、大街網等，這些社交媒體平臺上的內容與工作的相關程度更高，相比生活化的社交媒體平臺如微信、微博等能夠提高對候選人在工作中可能狀態判斷的有效性。最后，利用社交媒體內容對候選人進行評估必須保護被評估者的隱私。在進行評估前可以取得候選人的授權，以便充分查看其社交媒體上的信息，獲取更全面、準確的評估結果。

6 研究不足與展望

由于客觀條件的限制，本研究仍存在一些不足之處有待進一步改善。首先，采用橫截面數據可能會影響結論的準確性，因此在后續研究中可以嘗試進行不同時間階段的縱向數據研究。其次，樣本的局限性。樣本量相對較少，可能會影響研究結果。針對這個問題，在后續的研究中應加大樣本量。最后，只考察影響員工變革支持行為的部分因素。這需要在以后的研究中繼續探尋。