管理者如何運用人口特征來“慧眼識珠”

摘要：運用HunterSchmidt法對32篇實證論文中的38個獨立研究組成的10040個樣本進行元分析，系統研究了員工性別等人口特征與員工主動擔責的關系，結果發現，員工的性別、年齡、受教育水平、組織任期與員工主動擔責顯著正相關但比較弱，而組織地位與員工主動擔責顯著正相關且比較強；同時，數據來源會調節受教育水平和組織地位與員工主動擔責的關系，而文化差異來則會調節受教育水平和組織任期與員工主動擔責的關系。最后，發表性偏誤分析結果表明本文的元分析結果可靠性較高。

關鍵詞：員工主動擔責；人口特征；元分析；數據來源；文化差異

中圖分類號：F272.91

文獻標識碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2017.03.0011

隨著互聯網技術的發展，企業在經營過程中面臨的不確定性不斷增加，許多企業管理者已清醒地認識到，唯有充分調動員工的主動性，才能確保企業在市場競爭中立于不敗之地。例如聯想的柳傳志在2014年博鰲亞洲論壇中就說到：“讓每一個人能成為公司前進中的發動機，而不是被領導所帶動的齒輪?！逼鋵崳珜У摹鞍l動機文化”就是積極鼓勵企業的每位員工主動作為。學者Katz指出，任何一位企業管理者都無法預見所有可能的意外事件和環境變化，所以員工自發地做出超越角色外要求的建設性行為對組織生存和發展至關重要[1]。隨后，學者Morrison和Phelps用“taking charge”（主動擔責）這一構念來描述員工的這類變革行為[2]。它與員工建言不同，更強調個體自身實際行動去推動變革，而非通過迂回方式建議他人如何去推動變革[3]。總之，與其它員工角色外行為相比，員工主動擔責更突顯自發性、變革導向和風險性等特征[2，4]。

雖然員工主動擔責對企業的意義不言而喻，然而管理者如何通過人口特征有效識別主動擔責的員工呢？學界在這方面分歧較大。以性別為例（0=女，1=男），一些研究證實男性比女性更可能做出主動擔責行為[56]；而另一些研究卻恰好相反[79]；同時，還有研究發現，性別與員工主動擔責不相關[2，1011]。類似的情況在年齡、受教育水平等其它人口特征中也存在。因此，學者Vadera等呼吁應該系統研究人口特征與員工主動擔責的關系[12]。因為對文獻進行定量分析是解決這類問題的有效途徑，所以本文運用Schmidt和Hunter[13]的元分析流程和程序來探討這一問題。

一、理論基礎與研究假設

（一）員工主動擔責的界定與測量

員工主動擔責是指由員工自愿做出旨在改善崗位、部門和組織之間工作開展方式的一類變革行為[2]，如引入更高效的工作方式、糾正工作中錯誤的程序或做法等。該構念有別于員工的其他角色外行為，因為它突顯自發性、變革導向、風險性等特點。由于角色外行為界定的難度，Parker和Collins將員工主動擔責劃入工作層面的主動性行為[3]，并運用網絡法則將員工主動擔責與相似構念進行有效區分。例如，與個體創新相比，員工主動擔責不需要強調新穎性，因為員工可以將其它企業的優秀做法引入組織中；與員工建言相比，員工主動擔責強調員工身體力行的行動。

目前，學界中對員工主動擔責進行測量主要采用Morrison和Phelps開發的10個題項的單維度量表[2]，題項如“嘗試改進流程來提升組織效率”等。后來，學者Griffin等將員工主動性行為針對的對象不同，將其劃分為針對核心任務、團隊成員和組織的主動行為三種[14]，每個含三個測項。還有學者Parker和Collins運用網絡法則區分員工主動性工作行為時，使用了一個三個題項量表[3]，這些都是對Morrison和Phelps量表的簡化或修訂。

（二）人口特征與員工主動擔責的關系

1.性別與員工主動擔責的關系。社會角色理論認為，社會所制定的兩性勞動分工導致性別角色期望差異，進而促成男女的社會行為差異 [15]。同理，組織中的領導對男女員工的行為期望也存在差異，如他們往往期望男性在與控制、自信和能力等有關方面表現出主動，而期望女性員工積極表現出跟情感表達相關的一類行為（如表達友好、關心他人等）[16]。Kidder和Parks進一步研究發現，領導對不同性別的員工在主動性行為上的期望也不一樣[16]。由于員工主動擔責是一種具有挑戰性和變革導向的角色外行為，而領導往往對男性在這方面會寄予更高期望。由此，本文提出如下假設：

H1：與女性相比，男性更可能在工作中展現出主動擔責。

2.年齡與員工主動擔責的關系。年齡是另一個常見的人口特征變量。Grant和 Ashford[9]指出，與年輕員工相比，年長員工可能擁有更多有效地實施主動性行為的知識、技能和能力。例如，國內學者段錦云等對員工建言的元分析結果也表明，年齡越大的員工越敢于建言[17]。因為隨著年齡的增長，個體的社會閱歷和經驗都會增加，心智也更加成熟，這些社會閱歷和經驗都是個體能在工作中有擔責的必要條件。學者Greller和Simpson研究發現[18]，年長員工的工作績效未必比年輕員工差，因為他們長期積累的技能和經驗能夠彌補年齡增長導致生產力的下降。由此，本研究提出如下假設：

H2：員工年齡與員工主動擔責之間正相關，即隨著員工年齡的增加，其做出主動擔責可能性越高。

3.受教育水平與員工主動擔責的關系。受教育水平能夠為個體提供基本的知識和技能，是個體做出主動性行為的重要資本。例如，Van Dyne和Lepine研究發現，受教育水平能夠增加員工建言和提出反傳統的想法[19]。從人力資本的角度來看，受教育是一種重要的人力資本投入[20]。正式的教育可能給個體帶來增強主動擔責所必需的深層的分析知識。由此，本文提出如下假設：

H3：受教育水平與員工主動擔責之間正相關，即員工受教育水平越高，其在工作中展現出主動擔責的可能性越高。

4.組織任期與員工主動擔責的關系。組織任期是指員工在某個組織中被雇傭的時長。工作嵌入理論認為，隨著員工組織任期的增長，其與組織嵌入越深，也能與組織休戚與共。此外，人力資本理論也認為，組織任期長的員工在職業生涯過程中積累了大量與工作相關的知識，是其實施主動擔責行為的重要資本。相較而言，新進員工一般對組織或對組織正式或非正式的文化和目標知之甚少，因此超出角色規范做事的可能性較低[12]。由此，本文提出如下假設：

H4：組織任期與員工主動擔責之間正相關，即隨著員工進入組織的時間增長，其在工作中展現出主動擔責的可能性越高。

5.組織地位與員工主動擔責的關系。本文關注的組織地位是指組織設計中對員工的正式規定，如職位或層級。Vadera等認為，在組織中地位較低的員工可能對組織規范有相對簡單而死板的看法，不大可能做出任何偏離組織規范的行為，因為他們害怕受到懲罰[12]。相反，職位高的員工因為擁有更多資源，且注重控制感和自主權，更有可能做出變革型組織公民行為。由此，本文提出如下假設：

H5：員工組織地位與員工主動擔責之間正相關，即組織地位越高的員工越可能做出主動擔責行為。

（三）研究特征的調節作用

1.數據來源的調節作用。數據來源或員工主動擔責的評價方式是一個可能的重要調節變量，如學者Van Dyne和LePine指出，在對員工角色外行為進行評價時，自評方式比他評方式更可能存在自我報告偏差現象[19]。從納入元分析的文獻來看，員工主動擔責的評價包括三種：員工自評、領導評價和同事評價。但是，由于采用同事評價的文獻太少，本文將領導評價和同事評價的文獻統一劃入到“他評”。因此，本文提出如下假設：

H6（ae）：員工主動擔責的數據來源會調節人口特征與員工主動擔責的關系，即采用不同的數據來源，性別（6a）、年齡（6b）、受教育水平（6c）、組織任期（6d）和組織地位（6e）對員工主動擔責的影響存在顯著差異。

2.文化差異的調節作用。文化差異是導致個體行為差異的重要因素。以權力距離為例，不同文化中人們的權力距離存在差異，如中國人較高，而美國人較低。有研究證實，權力距離與員工主擔責呈負相關[10，21]。而且，一般男性的權力距離比女性低。由此可推斷，不同文化中男女行為會不同。此外，中國文化強調人情、面子和和諧，這些可能阻礙員工主動擔責[22]。不過，也有研究發現，心理集體主義也會促進員工主動擔責[8]。可見，文化差異可能是另一個重要的調節變量。因此，本文提出如下假設：

H7（ae）：文化差異會調節人口特征與員工主動擔責的關系，即在不同文化背景下，性別（7a）、年齡（7b）、受教育水平（7c）、組織任期（7d）和組織地位（7e）對員工主動擔責的影響存在顯著差異。

由此，可勾畫出本文的研究模型如圖1所示。

二、研究方法

按照國內學者魏江等歸納HunterSchmidt元分析法的步驟，本文展開文獻檢索、整理和編碼工作[23]。

（一）文獻檢索

首先，對已發表的紙質或電子版期刊文獻進行檢索。以taking charge、changeoriented OCB、proactive behavior等為關鍵詞搜索了CNKI中國知網、萬方數據資源系統等中文權威學術數據庫，以及EBSCO、JSTOR、Science Direct、SAGE等外文期刊數據庫。

其次，對國內外碩博論文及相關會議論文進行檢索。筆者再次以上述關鍵詞，通過對ProQuest學位論文、美國管理年會論文集、讀秀學術和谷歌學術等進行檢索，進一步完善文獻收集。

（二）文獻篩選與編碼

借鑒Chamberlin等的元分析做法[24]，本文對納入最終元分析的文獻篩選標準如下：（1）必須為實證類研究；（2）研究必須含有相關系數或能夠轉換為相關系數的效應值（如t值等）；（3）僅考慮個體層面的實證研究，剔除團隊層面和縱向研究；（4）如果不同研究使用同一樣本，則將其視為同一個研究。經篩選，本文獲取截至到2016年8月為止的實證文獻36篇，其中含人口特征與員工主擔責關系的文獻32篇，共計38個獨立研究。所涉論文均經過同行評議。

然后，參考Schmidt 和Hunter的編碼原則和建議[13]，對篩選文獻的基本信息、樣本特征、研究方法等進行編碼。所有編碼工作均在Excel軟件中進行。為了保證編碼的效率和準確性，正式編碼由兩個具有元分析基礎的研究生以背靠背式展開。首次編碼結果的內部一致性達到95%，對于編碼中存在分歧的地方，編碼者重新閱讀文章，并展開充分討論，最終就編碼結果達成一致。本文最終獲得了117對有用相關系數，共計10 044個有效樣本。

三、數據分析與假設檢驗

（一）主效應檢驗

運用Hunter和Schmidt[13]開發的元分析程序，在剔除抽樣誤差和測量誤差之后，本文研究不僅報告了人口特征與主動擔責之間的真實效應值（ρ）、95%的置信區間（CI95%）、標準誤等核心指標，還報告了用于判斷調節效應的80%可信區間（CrI80%）和“75%法則”（如表1所示）。

由表1可知，性別與員工主動擔責顯著正相關（ρ=0.08，CI95%=[0.05，0.10]），年齡與員工主動擔責顯著正相關，受教育水平與員工主動擔責顯著正相關（ρ=0.12，CI95%=[0.05，0.18]），受教育水平與員工主動擔責之間顯著正相關（ρ=0.07，CI95%=[0.03，0.11]），組任期與員工主動擔責顯著正相關（ρ=0.11，CI95%=[0.05，0.17]），組織地位與員工主動擔責顯著正相關（ρ=0.25，CI95%=[0.18，0.32]）。

此外，由于年齡、受教育水平和組織任期與員工主動擔責的80%置信區間含0，而且所有人口特征與員工主動擔責在抽樣誤差占觀察方差的百分比均低于75%，不滿足“75%法則”[25]?？梢酝茢啵疚牡娜丝谔卣髋c員工主動擔責之間均存在調節變量。

（二）調節效應分析

接著，運用Hunter和Schmidt的程序進行調節效應分析，同時借鑒DeJone等[26]的做法，計算各亞組變量間效應值差異的95%置信區間，用以比較真實效應值均顯著的亞組之間的差異顯著性。結果如表2所示。

從數據來源來看：（1）在性別上，雖然無論采用自評還是他評，性別與員工主動擔責的關系均顯著，但是二者之間差值為0（CI95%差異=[-0.05，0.06]），調節效應不成立；（2）在年齡上，他評時年齡與員工主動擔責的真實效應值比自評時高0.03（CI95%差異=[-0.06，0.12]），調節效應不成立；（3）在受教育水平上，采用自評時受教育水平與員工主動擔責的關系不顯著（ρ=0.07，CI95%=[-0.03，0.11]），而采用他評時二者關系顯著（ρ=0.07，CI95%=[0.02，0.11]），調節效應成立；（4）在組織任期上，無論采用自評還是他評，組織任期與員工主動擔責的關系均顯著，但是二者之間差值為0.03（CI95%差異=[-0.06，0.12]，調節效應不成立；（5）在組織地位上，采用他評時組織地位與員工主動擔責的真實效應值比自評時高出0.09（CI95%差異=[0.02，0.16]），調節效應成立。由此可知，假設H6c和H6e獲得驗證，而H6a、H6b、H6d未得到支持。

同理，從文化差異來看：（1）雖然無論是在中國文化差異下還是非中國文化差異下，性別與員工主動擔責的關系均顯著，但是二者之間差值為0.03（CI95%差異=[-0.02，0.08]），調節效應不成立；（2）在年齡上，非中國文化差異下年齡與員工主動擔責的真實效應值比中國文化差異下高0.14（CI95%差異=[-0.01，0.14]），調節效應不成立；（3）在受教育水平上，中國背景下受教育水平與員工主動擔責的關系顯著（ρ=0.08，CI95%=[0.04， 0.11]），而在非中國文化差異下二者關系不顯著（ρ=0.02，CI95%=[-0.11，0.15]），調節效應成立；（4）在組織任期上，在中國文化差異下組織任期與員工主動擔責的關系不顯著（ρ=0.07，CI95%=[-0.01，0.14]），而在非中國文化差異下，組織任期與員工主動擔責的關系顯著（ρ=0.15，CI95%=[0.06，0.24]），調節效應成立；（5）在組織地位上，非中國文化差異下組織地位與員工主動擔責的真實效應值比中國文化差異下的高出0.01（CI95%差異=[-0.08，0.10]），調節效應不成立。由此可知，假設H7c和H7d獲得驗證，而H7a、H7b和H7d未獲得支持。

（三）發表性偏誤分析

發表性偏誤主要是指由于論文評審人根據論文研究中自變量對因變量影響效應值的大小、方向，如最典型的“抽屜文件效應”。學者Rosenthal運用“失效安全系數”（Failsafe number）這一指標來估計導致元分析結果逆轉所需要未發表的研究的數量[23]。一般而言，失效安全系數越大，表明元分析結果被推翻的可能性就越小。采用Comprehensive MetaAnalysis version 2（CMA 2.0）專業元分析軟件，本文獲得了人口特征與主動擔責關系的發表性偏誤結果（如表3所示）。由該表可知，在臨界值（=0.05的水平下，性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動擔責元分析結果的失效安全系數范圍為66～369，而且對應的Z值均大于1.96，表明本元分析結果穩健性較高。

四、結論與討論

（一）研究結論

第一，員工性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位等人口特征與員工主動擔責均呈顯著正相關關系。按照Cohen效應值大小標準[27]對本文獲得的人口特征與員工主動擔責相關關系的真實效應值衡量發現，組織地位與員工主動擔責正相關程度最高，而員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動擔責相關關系比較弱。

第二，數據來源和文化差異會調節人口特征與員工主動擔責的相關關系。具體而言：數據來源或員工主動擔責的評分方式能夠調節員工學歷和組織地位與員工主動擔責之間的關系，而文化差異則會調節員工受教育水平和組織任期與員工主動擔責關系。換言之，數據來源和文化差異能為現有年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動擔責實證研究中出現矛盾性結論提供可能的合理解釋。

（二）理論貢獻

本文響應了學者Vadera等對系統研究人口特征與員工建設性偏差行為（含主動擔責）關系的呼吁[12]。雖然學者Tornau和Frese在利用元分析澄清建言、主動擔責和主動性人格等構念時也考慮到了員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動擔責的關系，但是分析和談論的程度不夠[28]。與該篇論文的元分析相比，本文存在如下兩點貢獻：

第一，本文是專門探討人口特征與員工主動擔責關系的元分析。本文元分析與Tornau和Frese均存在兩點差異[28]：一是本文人口特征與員工主動擔責的主效應均顯著，而上述二位學者的結果多數不太顯著；二是本文還著重考量了組織地位的影響。結果差異可能的主要原因是本文根據研究假設對部分相關系數符號進行了修正。以性別為例，有的學者用（0=男，1=女）或（1=男，2=女），本文全部統一（0=女，1=男），這會影響加權平均效應值大小，并最終影響真實效應值。此外，本文能為后續員工主動擔責實證研究中控制變量的選取提供依據。

第二，本文還考量了研究特征的調節作用，特別是文化差異。與Tornau和Frese的元分析研究相比[28]，本研究不僅考量數據來源的調節效應，還特別考量文化差異的調節效應，研究結果能為現有實證研究存在矛盾性結果提供可能的合理解釋，如受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動擔責的關系。

（三）管理建議

本文對企業管理者通過人口特征快速地識別和篩選企業中能夠主動擔責的員工也具有較強的實踐指導意義。

第一，企業管理者使用人口特征作決策時應考量優先次序。本文建議企業管理者在篩選企業內部能夠主動擔責的員工時應優先考慮員工的組織地位，其次再考慮員工的性別等其他人口特征。由于員工主動擔責具有變革性和風險性的特點，需要消耗員工大量的資源，而組織地位較高的員工往往具備資源上的優勢，因而更可能做出主動擔責行為。除了通過員工組織地位識別能夠主動擔責的員工外，企業管理者同樣可以通過晉升等激勵手段激發員工主動擔責。

第二，企業管理者在運用員工人口特征識別能夠主動擔責的員工時還應考量文化差異。本文建議企業管理者，在中國文化背景下，應該多考慮受教育水平高的員工，而在非中國文化背景下則應該多考慮組織任期長的員工，因為非中國文化背景中年長員工主動擔責的可能性也越高。

[參考文獻]

[1]Katz D. The Motivational Basis of Organizational Behavior[J]. Behavioral Science， 1964，9（2）：131146.

[2]Morrison E W， Phelps C C. Taking Charge at Work： Extrarole Efforts to Initiate Workplace Change[J]. Academy of Management Journal， 1999，42（4）：403429.

[3]Parker S K， Collins C G. Taking Stock： Integrating and Differentiating Multiple Proactive Behaviors[J]. Journal of Management， 2010，36（3）：633662.

[4]McAllister D J， Kamdar D， Morrison E W， et al. Disentangling Role Perceptions： How Perceived Role Breadth， Discretion， Instrumentality， and Efficacy Relate to Helping and Taking Charge [J]. Journal of Applied Psychology， 2007，92（5）：12001211.

[5]Choi J N. ChangeOriented Organizational Citizenship Behavior： Effects of Work Environment Characteristics and Intervening Psychological Processes[J]. Journal of Organizational Behavior， 2007，28（4）：467484.

[6]Lin C C ， Kao Y T， Chen Y L， et al. Fostering ChangeOriented Behaviors： A BroadenandBuild Model[J]. Journal of Business and Psychology， 2016，31（3）：116.

[7]Li S， He W， Yam K C， et al. When and Why Empowering Leadership Increases Followers' Taking Charge： A multilevel Examination in China[J]. Asia Pacific Journal of Management， 2015，32（3）：645670.

[8]Love M S， Dustin S L. An Investigation of Coworker Relationships and Psychological Collectivism on Employee Propensity to Take Charge[J]. The International Journal of Human Resource Management， 2014，25（9）：12081226.

[9]Grant A M.， Parker S， Collins C. Getting Credit for Proactive Behavior： Supervisor Reactions Depend on What You Value and How You Feel[J]. Personnel Psychology， 2009，62（1）：3155.

[10]李紹龍，龍立榮，朱其權.同心求變：參與型領導對員工主動變革行為的影響機制研究[J].預測，2015，34（3）：17.

[11]Kim T Y， Liu Z. Taking charge and employee outcomes： the moderating effect of emotional competence[J]. The International Journal of Human Resource Management， 2017，28（5）：775793.

[12]Vadera A K， Pratt M G， Mishra P. Constructive Deviance in Organizations Integrating and Moving Forward[J]. Journal of Management， 2013，39（5）：12211276.

[13]Schmidt F L， Hunter J E. Methods of Metaanalysis： Correcting Error and Bias in Research Findings（3rd Edition） [M].Thousand Oaks， California： Sage Publications， 2014.

[14]Griffin M A， Neal A， Parker S K. A New Model of Work Role Performance： Positive Behavior in Uncertain and Interdependent Contexts[J]. Academy of Management Journal， 2007，50（2）：327347.

[15]Eagly A H， Wood W. The Origins of Sex Differences in Human Behavior： Evolved Dispositions versus Social Roles[J]. American Psychologist， 1999，54（6）：408.

[16]Kidder D L， Parks J M L. The Good Soldier： Who Is S （he）？[J]. Journal of Organizational Behavior， 2001，22（8）：939959.

[17]段錦云，張晨，徐悅.員工建言行為的人口統計特征元分析[J].心理科學與進展，2016，24（10）：15681582.

[18]Greller M M， Simpson P. In Search of Late Career： A Review of Contemporary Social Science Research Applicable to the Understanding of Late Career[J]. Human Resource Management Review， 1999，9（3）：309347.

[19]Van Dyne L， LePine J A. Helping and Voice Extrarole Behaviors： Evidence of Construct and Predictive Validity [J]. Academy of Management Journal， 1998，41（1）：108119.

[20]Ng T W. H.， Feldman D C. Organizational Tenure and Job Performance[J]. Journal of Management， 2010，36（5）：12201250.

[21]Chen Z. A Contingency Model of Empowering Leadership on Employee Proactive Behavior：Team Power Distance Climate and Individual Power Distance Belief as Tthe Moderators[D]. Hong Kong： Hong Kong University of Science and Technology， 2011.

[22]Leung K， Chen Z， Zhou F， et al. The Role of Relational Orientation as Measured by Face and Renqing in Innovative Behavior in China： An Indigenous Analysis[J]. Asia Pacific Journal of Management，2014，31（1）：105126.

[23]魏江，趙立龍，馮軍政.管理學領域中元分析研究現狀評述及實施過程[J].浙江大學學報：人文社會科學版，2012，42（5）：144156.

[24]Chamberlin M， Newton D W， Lepine J A. A MetaAnalysis of Voice and its Promotive and Prohibitive Forms： Identification of Key Associations， Distinctions， and Future Research Directions[J]. Personnel Psychology， 2017， 70（1）：1171.

[25]羅勝強，姜嬿.管理學問卷調查研究方法[M].重慶：重慶大學出版社，2014.

[26]DeJong B A， Dirks K T， Gillespie N. Trust and Team Performance： A MetaAnalysis of Main Effects， Moderators， and Covariates [J]. Journal of Applied Psychology， 2016，101（8）：11341150.

[27]Cohen J. Statistical Power Analysis for the Behavioral Sciences （2nd Edition） [M]. New York： Hillsdale，1988.

[28]Tornau K， Frese M. Construct CleanUp In Proactivity Research： A MetaAnalysis on the Nomological Net of WorkRelated Proactivity Concepts and Their Incremental Validities[J]. Applied Psychology， 2013，62（1）：4496.

（責任編輯王婷婷）