建言效能感對組織公民行為的影響研究

邢 滔 宋宗軍

（百色學院,廣西 百色 533000）

1 研究背景

員工建言行為是發揮主人翁精神的重要行為模式及途徑，而建言效能感來源于員工建言行為所得到的回應。段錦云（2012）認為，建言采納者的情緒狀態會影響員工對建言情境線索的感知及其對建言行為的結果預期[1]。符純潔等（2020）研究認為，企業管理者營造開放包容的管理氛圍，能夠激發員工建言行為，管理者應該注意提升建言者的建言效能感水平[2]。高維和等（2021）提出，顧客參與正向影響員工建言，并以建言效能感為中介正向影響員工建言行為，管理者應該促進員工管理效能感的提升，并注重外部客戶的影響，以促進員工建言行為[3]。陳思（2015）研究認為，關心組織動機在建言效能感和建言行為之間起完全中介作用[4]。陳苗苗（2015）研究認為，若要在團隊中營造積極的建言行為，團隊管理者應該更多展現德行垂范，對員工更多仁慈體恤[5]。景秀麗（2016）研究認為，組織公正的氛圍能夠促進員工建言行為[6]。

魏鈞（2009）提出組織認同是連接個體與組織關系的重要紐帶，是個體把自己和組織視為一體的自我認定[7]。郭春紅（2020）提出組織公平正向影響組織認同，組織認同在組織公平與敬業度之間起中介作用[8]。

Smith（1983）將自發且不受正式報酬制度控制的工作行為稱為組織公民行為[9]。這種行為對組織發展有積極的幫助，但其并不包含在員工的崗位說明書中，表現為員工沒有額外報酬，也樂意付出，會積極主動地處理工作事務，努力提高工作能力，自愿為同事提供協助，積極參加各類組織活動。從現有研究來看，組織公正水平高，具有開放包容的氛圍、德行仁慈的領導，能夠使員工具有更強的關心組織動機、更強的建言效能感，進而促進員工建言行為。同樣，組織公正水平高，個體對組織依附感強，組織認同水平可能也更高。對組織認同感強的員工，會積極主動地完成工作績效任務以外的工作，表現出較多的組織公民行為。

2 研究假設

2.1 建言效能感與組織公民行為

春秋時期刺客豫讓留下了“士為知己者死”的千古絕唱，即甘愿為賞識自己的人獻身。員工對組織的建言效能感來源于建言行為后得到的回應，如果建言行為后得到較為正面的回應，員工認為有機會向管理者提出建議，管理者善于聽取其建議，其建議能夠得到上司的關注，則員工具有較高的建言效能感。

王敏（2017）研究認為，建言不僅對組織發展和員工職業發展有積極作用，對員工自身心理健康和幸福感也具有重要影響[10]。建言行為影響到員工工作滿意度和情緒，如果建言行為得不到反饋，建言者今后工作中會可能保持沉默。魏秀麗等（2021）研究認為高主動性人格的員工因其更強的內在動機、更高的投入感和責任感，表現出更多的組織公民行為[11]。任曉萌（2021）則在研究中發現，組織支持感對員工組織公民行為及自主性動機均有顯著正向影響[12]。

參考現有研究，本文提出如下研究假設1：具有積極建言行為的高主動性人格員工，在實施建言行為后，如果能夠得到較好的回應，則顯著地正向影響員工的組織公民行為。

H1：建言效能感影響組織公民行為。

2.2 建言效能感與組織認同

組織認同源于社會認同理論，可以用來揭示員工與組織之間的心理聯系機制，表現為員工認為與組織命運相連，有強烈的歸屬感，作為組織成員有自豪感，認可組織。龍云（2020）研究認為，謙卑型領導對組織認同和員工綠色行為有顯著的正向影響，組織認同在謙卑型領導風格與員工綠色行為之間起部分中介作用[13]。

謙卑型領導能夠對員工的建言行為給予更多的包容和積極回應，員工的建言效能感會更強。因此基于現有研究，提出如下研究假設2：因公司組織氛圍包容，領導風格謙卑等，員工建言行為能得到較好的回應，員工從而有較強的建言效能感，對組織的認同感也更強。

H2：建言效能感影響組織認同。

2.3 組織認同與組織公民行為

遲景明（2021）在針對高校教師的研究中認為，組織公平感對大學教師組織公民行為有著正向影響，并從微觀視角提出了應重視教師民主參與，鼓勵教師參與決策，教師民主參與可以使其感受到被尊重，并改善其與領導的關系，增加教師對領導以及學校的信任，使學校的管理更有效率[14]。林新奇（2021）研究認為，組織應重視向員工征求發展建議，而不是局限于過去的經驗，鼓勵員工組織公民行為，能夠顯著增強組織的適應能力[15]。現有的研究揭示了，組織支持能夠促進組織公民行為[16]，組織公民行為能夠促進管理效能提升。因而參考現有研究，提出如下研究假設3：組織認同正向影響組織公民行為。

H3：組織認同影響組織公民行為。

基于以上所述，本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究方法

3.1 測量工具

結合研究目的和研究內容，本文選擇國內外權威的量表對建言效能感、組織認同、組織公民行為進行測量，這些量表都在過往研究中被證明具有較好的可靠性和有效性。采用李克特5級計分法，設置了“完全不同意”“不同意”“不確定”“同意”“完全同意”五級選項，分別記作1分、2分、3分、4分、5分。研究相關文獻，發現性別、年齡、公司職位層級可能會對本文研究變量產生影響，因此本文的控制變量有性別、年齡、公司職位層級。所用到的量表如下：

（1）建言效能感量表：采用段錦云和魏秋江在2012年編制的建言效能感量表[17]，共7個題項。量表的Cronbach's α為0.89。

（2）組織認同量表：采用高中華和趙晨在2014年翻譯的Smidts于2001年編制的組織認同問卷[18]，包括5個題項。量表Cronbach's α為0.84。

（3）組織公民行為量表：采用張田和羅家德在2015年翻譯的Farh于2007年編制的組織公民行為問卷[19]，包括9個題項。量表Cronbach's α為0.87。

3.2 問卷結構及預測試

問卷第一部分是個人基本信息，包括性別（男、女）、年齡（18～25歲、26～30歲、31～40歲、41～50歲、51～60歲）、學歷（初中及以下、高中/中職、大學專科、大學本科、研究生）、職位層級（公司基層員工、公司中層干部、公司領導）；問卷第二部分是建言效能感量表；問卷第三部分是組織認同量表；問卷第四部分是組織公民行為量表。為了避免出現問題的導向性，問卷設計好之后，將問卷二、三、四部分的題目打散之后無規則地混在一起。在正式調查之前，在筆者工作單位進行了小規模的預測試，測試樣本數為50。預測試主要測試問卷的題目是否容易理解，并檢驗調查研究的內容效度，以確保正式調查之后內容效度的質量。

3.3 樣本選取和問卷發放

本研究樣本于2021年5月選擇，問卷發放地點涵蓋廣西、廣東、山東、云南等地區，發放對象為各類企業在職員工，無行業、地區、職位之分。問卷發放采用線上和線下相結合的方式，線上主要通過問卷星編輯之后，借助微信、QQ等平臺發放，線下主要通過各種社會關系，隨機選擇樣本填寫。本研究共回收260份問卷，剔除填寫不完整問卷8份，所有選項全部一致問卷12份，存在明顯內部邏輯問題問卷4份，不符合樣本主體資格問卷10份（該類型問卷從網絡收集，主要為未成年人、在校學生填寫），共剔除問卷34份，得到合格問卷226份，有效問卷率為87%。

3.4 統計分析方法

本文主要運用SPSS24.0對正式調查問卷回收的數據進行測驗，主要用到的數據分析方法如下：

（1）描述性統計分析：通過統計軟件，得到問卷中人口統計變量的均值、方差、標準差，了解數據的基本構成特征。

（2）信度分析：雖然本研究運用了權威的量表，但考慮到調研環境的情境性因素，本次調研后，將合格問卷再次進行可靠性檢驗，分別測量本研究涉及的三個變量（建言效能感、組織認同、組織公民行為）的Cronbach's α，每個構想的Cronbach's α要達到0.7以上。

（3）效度分析：本研究的預測試過程保證了內容效度；檢驗結構運用因子分析，觀察KMO值、巴特利特球形度檢驗、因子累計方差貢獻率。KMO值需大于0.7，巴特利特球形度檢驗也要同時達到顯著水平。

（4）各變量的相關分析：將各變量內部指標取平均值，然后計算各變量平均值之間的皮爾森相關系數，各變量的皮爾森相關系數需達到顯著相關。

（5）回歸分析：在各變量相關的基礎上，建立回歸方程，分析各變量之間的因果關系。

（6）中介效應檢驗：運用Hayes編制的Process進行中介效應檢驗。

4 統計分析與假設檢驗

4.1 描述性統計分析

基于226份有效問卷，從性別、學歷、年齡、職位層級方面進行描述性統計，結果如表1所示。

表1 描述性統計結果分析

由表1可知，本次研究的樣本男女比例相當；學歷層次上，接受過高等教育者占較大比例（其中專科占25.7%，本科占51.3%，研究生占9.7%）；年齡層次上，31～40歲年齡段樣本最多（占39.4%）；職位層級上，基層員工居多（占58.8%），中層干部占34.5%，公司領導層級占6.6%。

4.2 量表的信度及效度分析

4.2.1 量表的信度分析

可靠性指測量時的內部一致性，代表了測驗結果的穩定性，一般用克隆巴赫系數表示。一般認為克隆巴赫系數在0.7以上可以接受，達到0.8以上則說明量表有較高的可靠性。本次研究各變量的克隆巴赫系數（Cronbach's α）如表2所示。

表2 量表信度檢驗

由表2可以看出，本研究各變量的標準化Cronbach's α都大于0.8，建言效能感量表、組織認同量表、組織公民行為量表的標準化Cronbach's α分別達到0.814、0.881、0.882，說明本次研究中收集的樣本問卷有較高的可靠性。

4.2.2 量表的效度分析

（1）內容效度。本研究采用國內外權威的量表，在正式調研之前，進行了預測試，參加預測試人員普遍反映量表語言精練、易懂，沒有歧義。開展正式調研之后，從樣本的學歷層級看，高中及以上學歷的占比達到97.3%，參加調研者對于樣表的問題能夠完全讀懂，產生歧義的可能性很小，說明本研究具有較高的內容效度。

（2）結構效度。本研究采用KMO值、巴特利特球形度檢驗、因子累計方差貢獻率檢驗結構效度。一般KMO值在0.8以上，表示量表有較好的結構效度；KMO值在0.7～0.8之間，結構效度可以接受；KMO值在0.7以下，結構效度較差。KMO和巴特利特球形度檢驗結果如表3。

從表3可知，三個變量的KMO和巴特利特球形度檢驗均通過，建言效能感量表、組織認同量表、組織公民行為量表三個量表中特征值＞1的題項解釋總方差分別為67.275%、68.796%、64.261%，說明本研究調查問卷具有良好的解釋力，具備良好的結構效度。

表3 KMO和巴特利特球形度檢驗

4.3 因子分析

運用Harman單因素檢驗法進行因子分析，采用主成分分析法進行提取，運用基于特征值的方法，提取特征值＞1的指標；采用最大方差法進行旋轉，最大收斂迭代次數選擇25次；選項中系數顯示格式選擇絕對值為0.4；經因子分析之后，刪除因子負荷量低于0.6、存在交叉負荷量且大于0.4的指標。調研問卷原有21項指標，刪除6項指標，保留15項指標。經因子分析，旋轉后的主成分矩陣如表4所示（只含保留指標）。

表4 因子分析主成分矩陣

根據周浩（2004）提出的共同方法偏差的統計檢驗與控制方法，運用統計控制的Harman單因素檢驗方法，將提取的因子進行旋轉操作，提取的三個因子共解釋了66.184%的變量總方差，其中第一個因子的特征值為5.618，解釋了37.453%的變量總方差，低于50%，因此本研究不存在嚴重的同源性偏差問題。

表5 量表Harman單因素檢驗

4.4 相關分析

本研究將各變量中的因子取平均數，分別設置一個新的變量。以問卷中建言效能感（VBE）5個指標值取平均數建立變量AVEVBE，以問卷中組織認同（OI）4個指標值取平均數建立變量AVEOI，以問卷中組織公民行為（OCB）6個指標值取平均數建立變量AVEOCB。運用SPSS24.0中的相關性檢驗，選取Pearson檢驗法、雙尾對上述變量進行檢驗。相關性檢驗結果如表6所示。

表6 Pearson相關性檢驗（N=226）

從表6可知，建言效能感與組織認同顯著正相關，相關系數為0.348；建言效能感與組織公民行為顯著正相關，相關系數為0.394；組織認同與組織公民行為顯著正相關，相關系數為0.412。變量之間顯著相關且相關系數在0.3～0.7之間，為理想的狀態。三個變量彼此之間都正相關，且相關系數都超過0.3，為假設的成立提供了相關性基礎。

4.5 回歸分析

從上文可知，本研究的三個變量之間是兩兩相關的，進一步通過回歸分析對變量之間的因果關系進行分析，測驗變量之間的因果關系路徑。

4.5.1 建言效能感對組織公民行為的回歸

以性別、年齡、學歷、職位層級為控制變量，以建言效能感為自變量，以組織公民行為作為因變量，建立建言效能感對組織公民行為的回歸方程模型，結果如表7、表8所示。

表7 建言效能感對組織公民行為的回歸模型參數摘要

表8 建言效能感對組織公民行為的回歸模型參數

從表7得知，建言效能感作為自變量，可解釋組織公民行為因變量的32.6%，F變化量為19.686，顯著性F變化量為0.000，回歸效應顯著。德賓-沃森系數為1.874，接近于2，顯示兩個變量的數據具有獨立性。

從表8得知，回歸標準化系數為0.284，顯著性為0.000，小于0.01，回歸效應顯著。且經共線性檢測，VIF為1.000，小于5，證明兩個變量不存在共線性問題。因此，建言效能感對組織公民行為具有正向影響，假設H1成立。

4.5.2 建言效能感對組織認同的回歸

以性別、年齡、學歷、職位層級為控制變量，以建言效能感為自變量，以組織認同為因變量，建立建言效能感對組織認同的回歸方程模型，結果如表9、表10所示。

表10 建言效能感對組織認同的回歸模型參數

從表9得知，建言效能感作為自變量，可解釋組織認同因變量的20.6%，F變化量為30.806，顯著性F變化量為0.000，回歸效應顯著。德賓-沃森系數為2.09，在2左右，顯示兩個變量的數據具有獨立性。

表9 建言效能感對組織認同的回歸模型參數摘要

從表10得知，回歸標準化系數為0.348，顯著性為0.000，小于0.01，回歸效應顯著。且經共線性檢測，VIF為1.000，小于5，證明兩個變量不存在共線性問題。因此，建言效能感對組織認同具有正向影響，假設H2成立。

4.5.3 組織認同對組織公民行為的回歸

以性別、年齡、學歷、職位層級為控制變量，以組織認同為自變量，以組織公民行為作為因變量，建立組織認同對組織公民行為的回歸方程模型，結果如表11、表12所示。

表11 組織認同對組織公民行為的回歸模型參數摘要

表12 組織認同對組織公民行為的回歸模型參數

從表11得知，組織認同感作為自變量，可解釋組織公民行為因變量的29.7%，F變化量為45.719，顯著性F變化量為0.000，回歸效應顯著。德賓-沃森系數為1.940，在2左右，顯示兩個變量的數據具有獨立性。

從表12得知，回歸標準化系數為0.412，顯著性為0.000，小于0.01，回歸效應顯著。且經共線性檢測，VIF為1.000，小于5，證明兩個變量不存在共線性問題。因此，組織認同對組織公民行為具有正向影響，假設H3成立。

4.6 中介效應檢驗

從回歸分析可知，建言效能感顯著正向影響組織公民行為，建言效能感顯著正向影響組織認同，組織認同顯著正向影響組織公民行為。本研究運用Andrew F.Hayes編寫的Model templates for PROCESS v2.16 for SPSS and SAS程序進行中介效應驗證。本文假設模型符合其Model 4的模型，以建言效能感（AVEVBE）為X變量，以組織公民行為（AVEOCB）為Y變量，以組織認同（AVEOI）為M變量。Options選擇Sobel Test和Total effect model。Bootstraps Samples 選擇5 000，輸出結果如下：

從以上輸出結果可知，BootLLCI為0.058 1，BootULCI為0.191 0，中間不包含0，說明中介效果存在。Sobel Test驗證當Z＞1.96或P＜0.05時，表示中介效果存在。本研究Z值為3.891 1，P值為0.000 1，再次證明中介效果存在。

從Direct effect of X on Y中可知，X（建言效能感/AVEVBE）對Y（組織公民行為/AVEOCB）的影響效果為0.244 6，P值為0.013 1，小于0.05，說明在模型中，X對Y的影響仍顯著。因此M變量（組織認同/AVEOI）在模型中起部分中介作用。

5 研究結論及展望

5.1 研究結論

H1成立，建言效能感顯著正向影響組織公民行為。員工建言效能感越強，在組織中越會表現出積極的利于組織的行為，愿意奉獻、付出，少計較個人得失，除了完成本職工作，更愿意主動積極的做一些有利于組織的非本職工作的行為。

H2成立，建言效能感顯著正向影響組織認同。員工建言之后，領導對員工建言行為的態度，以及對建言內容的重視程度，影響員工的建言效能感。員工建言效能感越強，其組織認同感越強。

H3成立，組織認同顯著正向影響組織公民行為。員工對組織的認同感越強，在組織中越會表現出積極的利于組織的行為，愿意奉獻、付出，少計較個人得失，除了完成本職工作，更愿意主動做一些有利于組織的非本職工作。

組織認同在建言效能感與組織公民行為之間起部分中介作用。建言效能感除了直接正向影響組織公民行為之外，由于建言效能感增強了組織認同，因而組織認同又正向影響了組織公民行為。若沒有組織認同的中介作用，建言效能感對組織公民行為的正向影響會降低，但仍顯著。

5.2 管理建議

企業應高度重視員工的參與管理，創造公正的組織氛圍，鼓勵員工積極、合理地建言，規范并暢通員工建言渠道，認真對待員工的建言。對于員工合理的建言，要予以肯定，對建言內容要制定行動計劃并向員工反饋。對于不合理的建言，首先要肯定其建言的行為，然后將建言的不合理之處與員工進行溝通。員工往往從個人利益、部門利益出發建言，導致建言內容對組織并不一定合理；員工也可能由于得到的企業信息有限，對組織內外部環境缺乏全面的認知，從而提出的建言并不適合組織。針對不合理的建言，企業仍應積極回應，使員工保持較強的建言效能感，增強其組織認同及組織公民行為。

組織應重視新生代員工強烈的“被尊重”需求，對其主動參與管理的建言行為，應持肯定態度，暢通建言渠道的同時，建立規范的建言機制，引導員工在合理的建言時機建言。對于建言內容，可主動拋出某項改革議題，并事先劃定改革的邊界，積極引導員工發揮創造性，為組織貢獻有價值的建言內容。

企業可以在培訓中建立行動學習小組，運用行動學習法，請各個行動學習小組討論工作中的難題，創新性地給出解決方案。由于這些解決方案是員工基于實際工作而提出的，在受控的前提下，可以適時地在實際工作中被采納使用，員工會產生較強的建言效能感，員工較高的建言效能感又對其組織認同及組織公民行為產生顯著的正向影響，同時解決了實際工作中的難題。難題被解決，又會增強員工的成就感。成就感可能又與組織認同和組織公民行為產生相互促進作用。

5.3 研究不足

（1）研究樣本的局限。本次調研主要針對廣東、廣西、山東等省的企業員工，樣本主要構成是接受過高等教育的知識型崗位員工。對于操作型崗位的員工，樣本量偏少。由于知識型崗位員工與操作型崗位員工所接受的教育、工作環境都有很大差異，因此本結論不一定適用于操作型崗位員工。

（2）在回歸分析中，R方大于0.19為自變量對因變量解釋能力較小；R方達到0.33為自變量對因變量解釋能力中等；R方達到0.67為自變量對因變量解釋能力較強。本研究中，雖各個假設都得到了驗證，在每一次驗證中，都證實自變量對因變量具有較顯著的解釋能力，但R方值分別為0.326、0.206、0.297，模型中的自變量對因變量的解釋能力偏低，說明在本次建構的模型外，除了建言效能感，還有其他重要變量對組織認同起顯著作用；除了建言效能感和組織認同，還有其他重要變量對組織公民行為起顯著作用。

5.4 研究展望

本研究證明了建言效能感對組織認同及組織公民行為有顯著正向影響，同時組織認同在建言效能感與組織公民行為之間起部分中介作用。那么如果員工能力素質卓越，能夠輕松地獲得較多的工作機會，則同樣建言效能感的員工，其組織認同是否有顯著差異？這一問題值得我們繼續研究探討。