未雨綢繆：變革前非正式信息對員工變革抵制意愿的影響*

杜 旌 崔雨萌

?

未雨綢繆：變革前非正式信息對員工變革抵制意愿的影響

杜 旌 崔雨萌

(武漢大學經濟與管理學院, 武漢 430072)

組織變革前總會有小道消息等非正式信息傳播, 這些信息是員工提前了解變革的重要來源。研究探索變革前非正式信息對員工變革前抵制意愿的影響, 以及員工變革抵制意愿隨時間推移的變化。基于255位樣本數據的結構方程模型及多層次線性增長模型分析表明：(1)變革前非正式信息的消極性及不完整性, 顯著負向影響員工變革認知, 進而使員工變革抵制意愿上升; (2)隨著時間推移, 員工變革抵制意愿顯著衰減, 即從變革前到變革發生時抵制意愿顯著降低。研究揭示了變革前非正式信息對員工有“熱身準備”的作用, 能夠幫助員工提前適應, 從而更好地應對變革。研究結果有助于變革的順利實施。

變革前非正式信息; 變革認知; 變革抵制意愿; 衰減

1 前言

變革已經成為當今時代的主旋律, 企業只有通過持續不斷的變革, 才能擁有競爭優勢, 在市場上更好地立足與發展(Chung, Du, & Choi, 2014)。變革信息作為員工認知變革、理解變革的重要資源, 在推動組織順利實施變革的過程中起著關鍵性作用。例如Wanberg和Banas (2000)在對組織變革的縱向研究中發現明確的變革信息可以提高員工變革的積極性, Oreg (2006)發現詳細的信息傳遞可以減輕員工對變革的抵制心理。

對變革信息的研究通常集中在變革實行過程中。但現實中, 有關組織變革的非正式信息往往會在變革實施之前就已經開始產生和流傳(Herzig & Jimmieson, 2006)。變革前非正式信息是指組織變革前未經證實確認、且通過非正式渠道傳播, 有關于變革內容和目標的信息(駱元靜, 杜旌, 2016)。這些信息是員工在變革發生前, 了解未知變革的重要資源(Beersma & Van Kleef, 2011)。通過對澳大利亞某大型公立醫院的變革進行調查研究后, Bordia等人歸納了關于組織變革的非正式信息, 發現消極非正式變革信息給員工造成更大的心理壓力(Bordia, Jones, Gallois, Callan, & DiFonzo, 2006)。

盡管已有學者發現了變革中非正式信息的存在, 及其對員工變革反應的潛在作用, 但目前還未有研究揭示非正式信息對員工的影響機制。為了探索這一過程, 本文以適應水平理論為基礎, 研究非正式信息對于員工變革前抵制意愿的影響及其中介機制, 并進一步探索員工變革抵制意愿隨時間推移的變化, 以及信息的傳遞頻次在變化中的調節作用。具體研究模型如圖1所示。研究選取來自不同企業的255名員工作為研究對象, 采用結構方程模型和多層次線性增長模型進行數據分析, 實證研究消極的變革前非正式信息與員工變革前抵制意愿的關系、變革抵制意愿隨時間推移的變化情況, 以及信息頻次的調節作用。

1.1 非正式信息與八卦、謠言的區別和聯系

正式信息一般指組織內依據明文規定的原則,進行傳遞與交流的信息, 例如上級發布公告。領導者出于維持秩序的需要, 對于正式發布信息十分謹慎, 一旦發布就盡可能貫徹執行。這種正式渠道的有限性, 也促使員工通過更多非正式渠道提前獲取信息(駱元靜, 杜旌, 2016)。關于非正式信息的存在, 學者們褒貶不一。有學者認為非正式信息無用、有害, 不應被提倡(Baumeister, Zhang, & Vohs, 2004)。也有學者認為非正式信息具有加強團隊凝聚的積極功能(Feinberg, Willer, & Schultz, 2014)。出現這些分歧的原因之一, 是研究者未區分開八卦和謠言等不同種類的非正式信息。根據Difonzo和Bordia (2007)的研究, 謠言往往是缺乏證據的空穴來風, 對組織具有一定危害性。關于八卦的最新研究則將八卦定義為, 對不在場的某個組織成員進行非正式地評價性討論(Brady, Brown, & Liang, 2017)。本研究探索的是具有真實性和參考性、評價對象為變革客觀事件、主要在變革前傳播的非正式信息。Johlke和Duhan (2001)指出非正式信息的傳遞能夠比較有效地避免下屬的角色模糊, 增加員工工作滿意度, 且非正式信息的傳遞方式靈活多樣, 能夠彌補正式渠道傳遞信息的不足(張莉, 林與川, 遲冬梅, 2012)。非正式信息與正式信息、八卦、謠言的異同如表1所示。

圖1 研究框架

1.2 變革前非正式信息的消極性與完整性及其交互作用

變革情境下的非正式信息流傳經常先于正式信息的公布, 這些信息幫助員工預測變革趨勢, 獲知變革細節(Gholipour, Kozekanan, & Zehtabi, 2011)。關于非正式信息性質的研究, Bordia等人(2006)根據信息內容, 將非正式信息劃分為積極有益的信息和消極有害的信息兩大類, 并發現在變革中消極非正式信息出現頻率顯著高于積極非正式消息, 且給員工帶來了更高的變革焦慮。Brady等人(2017)同樣認為非正式信息按照性質應該分為積極或消極兩種, 消極信息往往會給員工造成更大的心理波動, 給變革帶來更大的阻力。因此, 我們主要關注變革前消極性質的非正式信息對員工心理造成的影響。

表1 信息類型分類

非正式信息的完整性是指員工是否能夠根據信息內容了解變革的有關細節。如果所接收到的信息不夠完整, 則員工對于變革的具體影響以及應該采取的應對方式, 都可能產生未知感和不確定感(Wanberg & Banas, 2000)。因此, 變革前非正式信息的完整性也能影響到員工對變革整體的了解。本文認為, 非正式信息是員工在變革前, 認識未來變革的重要資源, 其內容的完整程度, 會間接影響員工聽到變革事件的初次反應與后續的變革心理, 調節消極性質信息的負面作用。基于此, 本研究從變革前非正式信息的消極性質和內容完整性及其交互作用出發, 探討其對員工心理的作用機制。

1.3 變革前非正式信息與員工變革前抵制意愿

Bouckenooghe等人提出, 變革認知是員工對變革必要性和重要性的認識, 表現為對企業變革組織層面的理解、支持或抵制(Bouckenooghe, Devos, & van Den Broeck, 2009)。在組織變革情境下, 只有形成較高的變革認知, 即員工認識到變革可以為組織帶來高效益, 提高組織競爭力時, 才會減少員工對變革的消極心理, 從而推動變革的順利實施。抵制意愿是指對某件事情的特定作為或不作為的意愿, 并表現出反抗或忽略的傾向(Oreg, 2003)。這里的變革前抵制意愿是指組織還未發生的正式變革之前、員工初期產生的、對變革意欲采取的消極行為傾向。相對于積極反應, 員工產生消極抵觸行為會對變革產生更為不利的影響, 并嚴重阻礙目標的實現。

組織變革往往代表對企業現有體系模式的較大改變, 所帶來的不確定性成為組織成員最主要的心理感知, 因此較一般組織事件而言會更快引發個體潛在的抵制情緒。由于變革與每位員工息息相關, 且變革還未正式公布前, 非正式信息幾乎是員工了解變革的唯一渠道, 因此員工們都更容易受到非正式信息的影響(駱元靜, 杜旌, 2016)。當員工初次接觸變革前消極非正式信息時, 會賦予信息主觀的認知評價, 并可能因為受到信息的刺激及心理舒適區的轉移, 從而立即引發對變革的潛在抵制意愿。即變革前消極的非正式信息通過作用于員工的變革認知, 進一步影響員工變革前抵制意愿。員工通過信息所傳遞的消極內容, 形成較低的變革初始認知, 減小對變革的理解與配合, 從而增加了變革前抵制意愿。

非正式信息的完整性也對員工有潛在影響作用。當非正式信息傳遞關于變革的內容較完整, 例如一個關于企業績效變革的非正式信息, 其內容包括了變革的目標、意義、時間、具體措施等, 員工便可以根據完整的信息對變革有一個初始的、整體的把握, 對變革的背景和原因也會有了解, 意識到變革的發起是為了給企業帶來好處, 形成較高的變革認知, 進而變革抵制意愿也會相對下降(Wanberg & Banas, 2000; 盛瓊芳, 倪婧, 2010)。如果獲知的非正式信息內容較完整、可以了解整個變革情況, 即使這些是比較消極的非正式信息, 員工們也會對組織變革有正確的理解, 降低消極信息的負面作用。因此, 我們認為信息完整性可以減弱消極性質信息對變革認知的負向作用。基于上述論證, 本文提出以下假設：

H1a：變革前非正式信息的消極性和完整性, 通過變革認知的中介作用, 對變革前抵制意愿有顯著影響作用：性質越消極、內容越不完整的信息, 員工變革認知越低, 變革前抵制意愿越高。

H1b：變革前非正式信息完整性負向調節了消極性質的信息與變革認知之間的關系：非正式信息內容越完整, 消極非正式信息對員工變革認知的負向作用越小。

1.4 變革抵制意愿的變化

根據適應水平理論(Adaptation level theory; Brickman & Campbell, 1971), 個體受到負向(正向)刺激后, 其情緒會迅速下降(上升), 但隨著時間推移, 個體會慢慢適應這個刺激, 且情緒會逐漸回歸基準線, 達到以前的水平。Cheng等人的研究也指出, 面對消極和不利的信息, 人們不僅僅是被動地等待, 而是會進行自我調整(Cheng, Lau, & Chan, 2014)。適應水平理論的研究指出, 當員工經歷角色沖突的負性體驗時, 其工作滿意度會立即下降, 但隨著時間推移員工會逐漸適應角色沖突, 并且回歸到一個相對積極的工作滿意度層面(Ritter, Matthews, Ford, & Henderson, 2016)。

在組織情境下接收到即將變革的非正式信息后, 員工會由于消極信息的突然刺激, 以及對個體在變革中所需要的行為缺乏清楚的理解與認知, 而產生一定程度的變革前抵制意愿(肖素芳, 鄢苗, 趙君, 2018)。但隨著時間的推移, 員工可能不會一直處于消極抵制狀態, 在變革實施前員工會有一定時間進行調整。在適應過程中員工會開始重新思考與評估, 有可能慢慢接受變革這一無法改變的事實以及可能帶來的結果, 從而緩沖變革前的抵制情緒, 在變革真正到來之時做好心理準備(Bonanno & Burton, 2013)。在這一過程中, 通過自發的心理調整, 員工的變革抵制意愿會逐漸降低, 并會提前做好適應變革的準備, 避免了變革正式發生時所可能帶來的沖擊心理, 減小變革推行的阻力(van den Heuvel, Demerouti, Bakker, & Schaufeli, 2013)。基于上述論證, 本文提出以下假設：

H2：變革時抵制意愿顯著低于變革前抵制意愿, 即變革抵制意愿隨著時間推移顯著衰減。

1.5 信息頻次的調節作用

變革前非正式信息的頻次是指員工在變革前的一段時間里, 聽到關于變革的非正式信息次數的多少。實施變革對于不同的企業、或同一企業內各部門的影響程度都不同, 牽扯的利益也存在區別, 因此非正式信息的傳播情形會具有差異。高頻次信息對于員工存在“提醒”的作用, 會喚起員工對初次認知的信息進行不斷地加工。研究指出, 由于受眾對不熟悉的信息懷有某種不確定感, 故適量的重復有助于受眾逐漸適應并接受新信息, 減少對信息的抵觸感(Shapiro & Nielsen, 2013)。非正式信息傳遞次數越多, 員工不斷受到這些信息的刺激與強化, 在信息的一次次“提醒”下對變革有更深刻的理解。當員工意識到變革無法改變時, 往往不會持續消極地抵制, 而是調整自身并尋找變革應對措施(Cheng et al., 2014)。在這一過程中, 多頻次非正式信息會更多地啟動員工思考如何進行自我調整, 逐漸適應并接受變革這一事實。其結果可能是隨著時間推移, 員工的變革抵制意愿下降速度會更快(Bonanno & Burton, 2013)。而在低頻次非正式信息情形下, 信息對員工的“提醒”作用相對較小, 因而員工可能對變革這一事件依然處于抵制狀態, 不會有更快的心理準備來適應變革, 即員工的變革抵制意愿衰減較慢。基于上述論證, 本文提出以下假設：

H3：變革前非正式信息頻次正向調節員工變革前抵制意愿到變革時抵制意愿的變化：相對于低信息頻次, 變革前的非正式信息頻次越高, 員工變革抵制意愿隨時間衰減的越快。

2 研究方法

2.1 數據收集程序

盡管研究創新地探索了變革前的非正式信息, 但本研究的一個難點是數據的收集問題。Brady等人(2017)的研究指出, 對非正式信息的研究由于缺乏合適的測量方法和工具, 且現實中非正式信息測量很難獲得被試者信任從而采集到可靠的研究數據, 因此測量非正式信息具有相當的挑戰性。本研究理想狀態的數據收集應當采用多個時間點, 對企業員工實行縱向數據收集, 例如變革前準備階段、變革正式公布前夕、變革執行期。但此方法由于可能影響到企業變革執行, 而無法實施。為了避免即時測量對企業造成的不利影響, 本研究改用收集被調查對象正在經歷變革的回顧式自我報告(Brady et al., 2017)。回顧式自我報告(retrospect self-report)是指, 個體基于過去某一事件所體驗到的情緒的回憶并進行報告(Robinson & Clore, 2002)。例如Aaker, Drolet和Griffin (2008)在研究辯證情緒的特點時, 請被試者回憶一個過去發生的辯證情緒事件, 并評價當時經歷此事的高興和悲傷程度。本研究采用該方法也確保調查對象所報告的非正式信息, 是對應著已經發生或正在發生的變革, 即變革前非正式信息確實成真, 而不是混淆視聽、別有用心的虛假消息。

調研群體選擇了來自于我國中部不同企業的319位MBA學員, 其工作性質有銷售、研發、人力資源管理等。為了減少同源方差, 研究在不同時間收集了兩次問卷。Time 1員工對變革前非正式信息的傳播情況及自身感受進行回顧; Time 2, 即兩周后員工回顧了變革正式發生時對變革的感受。問卷首先會邀請研究對象確定一個最近發生、且對其工作有影響的組織變革, 并請每個人將事件名稱寫在問卷的最開始。所收集到的全部樣本都對其最近經歷的變革事件進行了填寫, 確認這些企業經歷了組織變革。

在確定了每個研究對象經歷的變革事件后, 問卷繼而要求研究對象回答是否在變革前聽到過小道消息等非正式信息, 通過后期統計分析, 319位受訪者中只有7人在變革前沒有聽到任何非正式信息, 于是這7人剔除第一次問卷數據, 并停止作答第二次問卷。為了保證問卷的真實性和可靠性, 并避免研究對象同時經歷多個變革, 從而遺忘第一次接受調查時所描述的變革事件, 我們記錄下每位研究對象所填寫的變革事件, 時隔兩周后與第二次問卷同時發放, 從而確保研究對象在兩個時間點是對同一變革事件進行作答。收集問卷前, 作者事先與研究對象進行溝通, 向其描述發放問卷的目的, 并強調了數據的保密性, 從而避免研究對象在接受調查時心存顧慮, 影響到測量的真實性和準確性, 為減少調研的誤解提供保障。為了確保問卷調查的嚴謹, 受訪對象在現場有充裕的時間來填寫問卷, 而后問卷由作者直接回收。

2.2 樣本

所有研究對象采用研究對象自評的方式報告統計變量, 第一次問卷發放319份, 回收300份(回收率94%), 剔除缺失數據6份和未在變革前聽到非正式消息的數據7份后, 有效問卷為287份(有效率96%)。第二次問卷發放287份, 回收262份(回收率91.3%), 剔除缺失數據7份后的有效問卷為255份(有效率97%)。參與調查的學員平均年齡為33歲(= 6.66), 男性占55%, 平均工作年限為11年(= 7.87)。居現在崗位的平均工作年限為5.5年(6.18)。學員崗位分布各異：市場部24.8%, 辦公室22%, 人資部18.9%, 生產部13.5%, 財務部12.5%, 其他8.3%。教育程度均為研究生學歷。在這些受訪者中, 36%的調研對象正在經歷企業戰略與管理制度變革(如業務收縮與擴張、組織結構調整等), 40%的調研對象正在經歷人事、部門與薪酬變革(如部門重組、人員調動導致薪資變動等), 24%的調研對象正在經歷工作方式及環境變動(如加班制度改變、工作地點變更等)。

2.3 測量

除個人統計變量及變革前非正式信息性質外, 其它所有變量均采用李克特5點量表法進行量度(1=非常不同意, 5=非常同意)。

變革前非正式信息性質。變革前非正式信息性質衡量的是變革前研究對象聽到的非正式信息的整體性質。測量借鑒Miller, Johnson和Grau (1994)的研究以及5級語義差別量表(Semantic Differential Scale), 以形容詞的正反意義為基礎, 1表示消極, 5表示積極。數據分析時對數值進行反向處理, 從而數值越大表明信息越消極。我們采用了符合工作情景的3個條目來測量變革前非正式信息的性質(α = 0.95)。具體的條目維度有“在變革前, 我聽到的各種傳言和小道消息等非正式信息大都是消極的vs積極的”、“在變革前, 我聽到的各種傳言和小道消息等非正式信息大都是負面的vs正面的”、“在變革前, 我聽到的傳言和小道消息等非正式信息大都是負能量的vs正能量的”。

變革前非正式信息完整性。變革前非正式信息完整性衡量的是變革前研究對象聽到非正式信息的完整程度是否能使員工了解變革內容。測量根據Miller等人(1994)的研究, 通過3個問題來測量(α = 0.88), 分別是“在變革前, 基于各種傳言和小道消息等非正式信息, 我可以預先知道變革的內容”、“在變革前, 有足夠的傳言和小道消息等非正式信息讓我提前了解變革”、“在變革前, 各種傳言和小道消息等非正式信息基本描述出變革的內容”。

變革認知。由研究對象報告最初聽到變革非正式信息時, 關于變革對公司將造成怎樣影響的認知。基于Bouckenooghe等人(2009)研究, 通過4個問題進行評價(α = 0.91), 分別是“傳言和小道消息等非正式信息傳遞了這個變革會讓公司提供更好的產品或服務”、“傳言和小道消息等非正式信息傳遞了這個變革會優化公司內部流程和管理”、“傳言和小道消息等非正式信息傳遞了這個變革會使公司有更好的績效產出”, “傳言和小道消息等非正式信息傳遞了這個變革是對公司有幫助的”。

變革前抵制意愿。測量研究對象變革前抵制意愿的問題, 是采用Oreg (2003)所開發的量表而來的。變革前抵制意愿一共有3個問題(α = 0.86), 分別是“在變革前聽到這個變革消息的最初階段, 如果可以我更傾向于不會執行這個變革”、“在變革前聽到這個變革消息的最初階段, 如果可以我更傾向于繞開這個變革”、“在變革前聽到這個變革消息的最初階段, 如果可以我更傾向于希望沿用以前的方法或流程”。

變革時抵制意愿。同樣采用Oreg (2003)所開發的量表。變革時抵制意愿一共有3個問題(α = 0.76), 分別是“變革真正實施期間, 如果可以我不會執行這個變革”、“變革真正實施期間, 如果可以我會繞開這個變革”、“變革真正實施期間, 如果可以我希望沿用以前的方法或流程”。

變革前非正式信息頻次。變革前非正式信息頻次衡量的是研究對象在變革發生前聽到的, 有關于變革的非正式信息的次數多少。根據Difonzo等人(2007)的研究, 變革前非正式信息頻次一共有3個問題(α = 0.88), 分別是“在變革前, 我經常聽到有關變革的傳言和小道消息等非正式信息”、“在變革前, 我頻繁收到有關變革的各種傳言和小道消息等非正式信息”、“在變革前, 我收到很多各種關于變革的傳言和小道消息等非正式信息”。

控制變量。為了控制個人特征對員工變革抵制意愿的影響, 我們控制了員工年齡、性別(0為男性、1為女性)、工作年限、現崗年限及變革事件類型。除個人統計變量外, 研究對變革信息前后的一致性進行了控制, 從而提高測量的準確性。變革信息一致性是由員工報告聽到的非正式信息與實際的真實情況是否一致。依據DiFonzo和Bordia (2002)的研究, 由3個問題來評價變革信息的一致性(α = 0.77), 分別是“真正的變革與之前傳言和小道消息等非正式信息相比, 基本一致”、“真正的變革與之前傳言和小道消息等非正式信息相比, 沒有太大變化”、“之前傳言和小道消息等非正式信息最后大都成為了事實。”

2.4 分析策略

對于本研究中的假設1, 即變革前非正式信息的消極性和完整性通過變革認知的中介作用, 影響員工變革前抵制意愿, 我們采用Amos 21.0建立結構方程模型, 并用Hayes (2013)開發的Process插件對中介效應進行了Bootstrap檢驗, 模型為Model 4, 次數為5000, 估計效應值的95%水平下的置信區間以檢驗中介效應。本研究中的假設2和3, 我們采用了HLM (Hierachical Linear Models)軟件中的多層次線性增長模型(Hierachical Linear Growth Models; Raudenbush & Bryk, 2002)進行檢驗, 即員工變革抵制意愿隨時間推移顯著衰減, 以及信息頻次的調節作用。多層次線性增長模型是在個體層次內(with-in person), 分析個體隨時間變化規律的方法。這種方法主要檢驗同一個體在不同時點上的變化, 其運算時包括了個體之間存在的差異(between person), 也包含了同一個體在不同測量點的變化(with-in person)。本文設定Time為第一層中的自變量, 員工Time 1變革前抵制意愿、Time 2變革時抵制意愿的變化是因變量; 第二層放入員工的個人統計變量、變革事件類型、變革信息一致性、信息頻次等控制和調節變量。層次1中不采取對時間因素的中心化處理, 1和2分別代表兩個時間點Time 1, Time 2。根據Enders和Tofighi (2007)的意見, 所有層次2的變量均采用總均值中心化(grand-mean centering)。對于本研究涉及到的嵌套數據分析, 傳統的基于最小二乘法的回歸分析會產生較大的誤差, 而多層次線性增長模型則可以盡可能減少這種誤差, 使分析結果更為可靠。多層次線性增長模型示意見圖2, 模型分析公式如下所示。

圖2 多層次線性增長模型示意圖

模型分析公式：

Level 1 Model (Within individual-level):

變革抵制意愿=()

Level 2 Model (Individual-level):

π(性別)(年齡)(工作年限)(現崗年限)(戰略制度變革)(人事薪酬變革)(變革信息一致性)(信息頻次)

π(信息頻次)

3 研究結果

3.1 同源誤差、驗證性因子分析與描述性統計

為檢驗研究對象匯報數據的共同方法偏差, 研究首先進行了驗證性因子分析(CFA)。結果如表2所示, 五因子模型符合要求, 并顯著優于其它因子模型。我們也采用了Harman單因素檢驗方法對數據進行了共同方法偏差檢驗, 這種技術的基本假設是如果方法變異大量存在, 進行因素分析時, 要么析出單獨一個因子, 要么一個公因子解釋了大部分變量變異(Malhotra, Kim, & Patil, 2006; 周浩, 龍立榮, 2004)。我們將第一次測量的變量進行驗證性因子分析檢驗后, 發現一共提取了五個成分因子, 最大因子解釋力度尚不到三分之一。由此可見, 共同方法偏差在可接受的范圍內。研究中各變量的均值、標準差以及相關性如表3所示。

3.2 假設檢驗

為了檢驗假設1, 即變革前非正式信息對員工變革前抵制意愿的影響機制, 本研究使用Amos 21.0軟件建立了結構方程模型。該模型對數據的擬合結果良好：χ(62) = 79.57,< 0.01; CFI = 0.99, RMSEA = 0.03。盡管模型效果良好, 研究也檢驗了其他可能性模型存在的情況。我們通過在原模型中增加變革前非正式信息消極性及完整性對員工變革前抵制意愿的直接路徑, 來檢驗變革認知的部分中介作用。這個結構方程模型對數據的擬合效果滿足要求(χ(60) = 75.74,< 0.01; CFI = 0.99, RMSEA = 0.03), 但模型沒有顯著改進(Δχ(2) = 3.83,), 且變革前非正式信息的消極性與完整性對員工變革前抵制意愿的直接效應也不顯著, 可見完全中介模型為最優模型。

表2 驗證性因子分析結果

表3 各變量的均值、標準差和相關系數

注：*< 0.05, **< 0.01

最優結構方程模型結果表明, 變革前非正式信息的消極性負向影響變革認知(= ?0.41,< 0.001), 變革前非正式信息的完整性正向影響變革認知(= 0.20,< 0.05), 變革認知對變革前抵制意愿有顯著負向作用(= ?0.44,< 0.001)。因此, 變革前非正式信息的消極性與完整性通過作用于員工的變革認知, 對員工變革前抵制意愿產生影響。Bootstrapping區間估計結果顯示, 變革認知在非正式信息消極性和變革前抵制意愿之間的中介作用在95%的置信區間上顯著[0.05, 0.17], 不包括零點, 間接效應為0.07。因此, 變革認知作為非正式信息消極性和變革前抵制意愿的中介作用成立。同理, 變革認知在非正式信息內容完整性和變革前抵制意愿之間的中介作用在95%的置信區間上顯著[?0.10, ?0.01], 不包括零點, 間接效應為0.03, 因此, 變革認知作為非正式信息完整性和變革前抵制意愿的中介變量成立。假設1a成立。變革前非正式信息的消極性與完整性的交互項對變革認知的調節作用不顯著(= 0.01,), 假設1b不成立。

為了檢驗假設2和假設3, 即隨著時間推移, 不同員工變革抵制意愿的變化及信息頻次的調節作用, 研究采用了多層次線性增長模型。表4列出了多層次線性增長模型的分析結果。模型2所示, 在個體內層次(Within individual-level), 個人的統計變量、企業變革事件及變革信息一致性得到控制后, 員工變革抵制意愿隨時間推移(Time1?Time2)顯著衰減(= ?0.60,< 0.001), 因此假設2成立, 即員工變革抵制意愿隨時間推移顯著下降。表中的模型3所示, 在個體間層次(Individual-level), 個人統計變量、變革事件及變革信息一致性得到控制后, 信息頻次對員工變革抵制意愿隨時間變化的跨層調節作用不顯著 (= 0.19,.), 因此假設3不成立。上述假設檢驗結果示意圖如圖3所示。

表4 線性增長模型分析

注：= 255.< 0.05,< 0.01,< 0.001

圖3 結構方程模型和線性增長模型檢驗結果示意圖

4 討論和結論

本研究關注在變革發生前, 組織中關于變革的非正式信息對員工變革前抵制意愿的影響機制, 以及員工變革抵制意愿隨時間推移的變化和信息頻次的調節作用。研究得到的結果主要包括：(1)變革前非正式信息的消極性及不完整性對員工變革前抵制意愿有正向作用, 且變革認知在信息消極性、信息不完整性與員工變革前抵制意愿的關系中起到了中介作用; (2)員工的變革時抵制意愿顯著低于變革前抵制意愿, 即變革抵制意愿隨時間推移顯著衰減。對上述研究結果的具體分析及理論意義如下：

首先, 消極的變革前非正式信息對員工的變革認知具有負向作用, 并增加員工變革前的抵制意愿。從變革信息溝通的文獻來看, 現有研究更多關注的是變革發生時, 組織中的信息溝通及員工的反應狀況(Oreg, 2006)。事實上, 變革前總會有各種機會, 使得人們會提前聽到有關于變革的非正式信息。這些信息承擔了變革預公布的角色, 會影響員工對組織變革的認知和預期。但目前關于變革前非正式信息對員工變革心理的影響機制探索有限。本研究從變革前非正式信息這一視角, 揭示了其在變革情境下對員工變革前抵制心理的影響機理, 同時證明員工的變革認知在其中起到了中介作用。其次, 本研究的實證結果表明員工變革時的抵制意愿顯著低于變革前抵制意愿, 即員工的變革抵制意愿隨著時間推移顯著衰減。以往對非正式信息的研究, 往往會認為小道消息等這類非正式信息不利于組織發展。基于適應水平理論, 本研究發現員工對于變革的抵制意愿會隨著時間推移而衰減, 這證明了變革前的非正式信息經過員工加工后, 可以起到未雨綢繆的作用, 幫助員工提前熱身, 在情感和認知上做好對變革的心理準備(Rafferty, Jimmieson, & Armenakis, 2013)。從而減小變革真正發生時的沖擊, 緩沖員工對正式變革發生時的抵觸情緒, 幫助員工更快地適應變革。

研究假設了內容較完整的非正式信息情形下, 會削弱消極性質的非正式信息對員工變革抵制意愿的正向作用。但本研究沒有發現這一負向調節作用。我們認為原因可能是, 信息的內容完整并不代表可以完全安撫員工的抵制情緒。即使員工聽到的細節較多、掌握的情況較全面, 但本質上來說信息也是消極的, 因此其內容的完整性不能很好的調節消極信息與員工變革抵制意愿的關系。盡管信息的消極性質與信息的完整性對員工的變革認知與變革抵制意愿雖沒有交互影響, 但有顯著的單獨作用, 這說明性質越消極及內容越模糊的信息會降低員工的變革認知, 增加員工的變革抵制意愿。

研究也假設了變革前聽到非正式信息的頻次越多, 員工變革抵制意愿隨時間衰減的越快, 但本研究沒有發現信息頻次的調節作用。在訪談了相關領域的專家以及被調查人員后, 我們認為出現這種結果的原因可能是：員工分辨信息頻次多少的敏感性區間不一樣。員工對差距很大的頻次可能會很容易分辨, 比如六七次和一兩次; 但對于相近的頻次很難分辨, 例如六七次和四五次。以5點法主觀分辨信息頻次多少的程度, 可能有所欠缺。為檢驗上述推測, 我們嘗試了進一步分析：原來測量中使用5點法的1和2, 表示程度為很不同意和不同意有很多次非正式信息, 重新編碼為0, 用來表示變革前聽到過次數較少的非正式信息, 如一兩次; 原測量中的選項4和5, 表示程度為同意和非常同意有很多次非正式信息, 編碼為1, 用來表示變革前聽到多次非正式信息。這個重新編碼與Aiken和West (1991)的高低組相似(信息頻次= 3.2、= 1.01)。運用多層次線性增長模型進行了重新分析后, 信息頻次在變革抵制意愿變化過程中的調節作用顯著(= 0.28,< 0.05)。采用Aiken和West (1991)的程序, 在低頻非正式信息和高頻非正式信息兩個組中分別進行回歸, 結果顯示在高頻次非正式信息的作用下, 員工變革抵制意愿隨時間的衰減比低頻非正式信息的作用下更快。上述分析將連續變量轉化為二分變量的分析并不嚴謹, 不過分析結果在一定程度還是表明, 高頻次的非正式信息員工變革抵制意愿的下降有潛在的促進作用。這個分析也表明本研究中頻次測量的局限性, 在未來研究中可以采取量度非正式信息具體頻次的區間, 使得員工能更準確作答。

本研究對管理實踐有一定啟示作用。研究結果顯示變革前非正式信息的消極性及完整性會通過變革認知, 影響員工的變革前抵制意愿, 但員工變革抵制意愿會隨著時間的推移顯著衰減。這說明變革前非正式信息的傳遞對于員工起到了提前緩沖的作用, 幫助員工進行心理調整。對于員工來說, “預則立, 不預則廢”。獲知關于變革的非正式信息后, 比起一直抵抗變革, 員工更有利的做法是未雨綢繆, 采取各種策略提高自身應對變革的能力。而對于管理者來說, 通過交流幫助員工加速變革抵制意愿的下降, 從而更快地度過適應期, 推動正式變革的順利實施, 例如多與員工交流變革的緊迫性及可能潛在的積極變革結果等, 則具有更大的實踐意義。

當然, 本研究也存在一定局限, 了解這些不足可以為未來的研究提供更好的思路和方向。第一, 樣本來源的代表性。本次研究的樣本均取自于我國中部省份的MBA學員, 其結論的普適性有一定局限。例如, 地區經濟發達程度可能會影響員工對變革接受的快慢。因此, 在未來的研究中, 應當在我國抽取更廣泛的樣本, 使研究結果更具有說服力。第二, 本研究的測量雖然已經盡可能地減小誤差, 但采用回顧式自我報告這種方法依然存在局限性, 員工對于變革事件的回顧可能會存在一些細節的遺漏, 且對當時發生變革前情緒的回顧也會有一定的不準確。本研究雖然采取兩個時間點對員工進行數據的收集, 但是研究中所涉及的各個變量仍是員工自我感知或自我評價的方式進行, 不可避免會存在共同方法的偏差。在未來對于非正式信息的研究, 應可以繼續探索更準確、更適用的測量方法, 從而獲得更精確的研究結果。第三, 本研究結果變量只關注了員工抵制意愿。抵制是員工最常見的變革反應, 但在面對變革時也有員工會采取與抵制不同的態度。例如, Farrell (1983)的EVLN (Exit, Voice, Loyalty, Neglect)模型描述了員工對組織變革存在的不同反應類型。退出(Exit)屬于積極、破壞性行為, 發言(Voice)屬于積極、建設性行為, 忠誠(Loyalty)屬于消極、建設性行為, 玩忽職守(Neglect)屬于消極、破壞性行為。未來研究中, 可以將這些不同的員工反應作為結果變量進行研究, 從而對組織管理實踐有重要的應用價值。

盡管有上述局限, 但本研究還是在組織變革管理研究上做出了貢獻。已有變革研究主要聚焦在正在進行的變革, 本研究應用適應水平理論, 探索變革前非正式信息對員工變革意愿的作用及其變化, 研究結果有助于更好推行組織變革。變革前的非正式信息傳播動機各異, 傳播內容復雜, 個體對信息接觸的視角不同, 可能對內容的理解程度也不同。員工在實際中較難準確辨析信息的真實性, 分清楚其與謠言、八卦等的區別。在未來對于非正式信息的研究, 可以進一步探索變革前非正式信息與謠言、八卦等不同的傳播機制與特點, 從而更好地通過非正式信息, 為變革提前做好準備。

Aaker, J., Drolet, A., & Griffin, D. (2008). Recalling mixed emotions.(2)268–278.

Aiken, L. S., & West, S. G. (1991).Thousand Oaks, CA, US: Sage Publications, Inc.

Baumeister, R. F., Zhang, L., & Vohs, K. D. (2004). Gossip as cultural learning. Review of General Psychology, 8(2), 111–121.

Beersma, B., & Van Kleef, G. A. (2011). How the grapevine keeps you in line: Gossip increases contributions to the group. Social Psychological and Personality Science, 2(6),642–649.

Bonanno, G. A., & Burton, C. L. (2013). Regulatory flexibility: An individual differences perspective on coping and emotion regulation.(6)591–612.

Bordia, P., Jones, E., Gallois, C., Callan, V. J., & DiFonzo, N. (2006). Management are aliens! Rumors and stress during organizational change. Group & Organization Management, 31(5), 601–621.

Bouckenooghe, D., Devos, G., & van Den Broeck, H. (2009). Organizational change questionnaire-climate of change, processes, and readiness: Development of a new instrument. The Journal of Psychology, 143(6),559–599.

Brady, D. L., Brown, D. J., & Liang, L. H. (2017). Moving beyond assumptions of deviance: The reconceptualization and measurement of workplace gossip. Journal of Applied Psychology, 102(1),1–25.

Brickman, P., & Campbell, D. T. (1971). Hedonic relativism and planning the good society. In M. H. Appley (Ed.), Adaptation level theory: A symposium (pp. 287–302). New York, NY: Academic Press.

Cheng, C., Lau, H.-P., & Chan, M.-P. S. (2014). Coping flexibility and psychological adjustment to stressful life changes: A meta-analytic review. Psychological Bulletin, 140(6), 1582–1607.

Chung, G. H., Du, J., & Choi, J. N. (2014). How do employees adapt to organizational change driven by cross-border M&As? A case in China.(1)78–86.

DiFonzo, N., & Bordia, P. (2002). Corporate rumor activity, belief, and accuracy. Public Relations Review, 28(1), 1–19.

DiFonzo, N., & Bordia, P. (2007).Social and organizational approaches. Washington, DC: American Psychological Association.

Enders, C. K., & Tofighi, D. (2007). Centering predictor variables in cross-sectional multilevel models: A new look at an old issue.(2)121–138.

Farrell, D. (1983). Exit, voice, loyalty and neglect as responses to job dissatisfaction: A multidimensional scaling study.(4)596–607.

Feinberg, M., Willer, R., & Schultz, M. (2014). Gossip and ostracism promote cooperation in groups.(3)656–664.

Gholipour, A., Kozekanan, S. F., & Zehtabi, M. (2011). Utilizing gossip as a strategy to construct organizational reality.(2)56–62.

Hayes, A. F. (2013). Methodology in the social sciencesNew York: Guilford Press.

Herzig, S. E., & Jimmieson, N. L. (2006). Middle managers' uncertainty management during organizational change. Leadership & Organization Development Journal, 27(8), 628–645.

Johlke, M. C., & Duhan, D. F. (2001). Supervisor communication practices and boundary spanner role ambiguity. Journal of Managerial Issues, 13(1),87–101.

Luo, Y. J., & Du, J. (2016). The role of informal information prior to organizational change.(12)1819–1828.

[駱元靜, 杜旌. (2016). 組織變革前非正式信息的作用機制. 心理科學進展, 24(12), 1819–1828.]

Malhotra, N. K., Kim, S. S., & Patil, A. (2006). Common method variance in is research: A comparison of alternative approaches and a reanalysis of past research.(12)1865–1883.

Miller, V. D., Johnson, J. R., & Grau, J. (1994). Antecedents to willingness to participate in a planned organizational change.(1)59–80.

Oreg, S. (2003). Resistance to change: Developing an individual differences measure. Journal of Applied Psychology, 88(4),680–693.

Oreg, S. (2006). Personality, context, and resistance to organizational change. European Journal of Work and Organizational Psychology, 15(1),73–101.

Rafferty, A. E., Jimmieson, N. L., & Armenakis, A. A. (2013). Change readiness: A multilevel review.(1)110–135.

Raudenbush, S. W., & Bryk, A. S. (2002).Newbury Park: SAGE Publications.

Ritter, K.-J., Matthews, R, A., Ford, M, T., & Henderson, A, A. (2016). Understanding role stressors and job satisfaction over time using adaptation theory. Journal of Applied Psychology, 101(12),1655–1669.

Robinson, M. D., & Clore, G. L. (2002). Episodic and semantic knowledge in emotional self-report: Evidence for two judgment processes.(1)198–215.

Shapiro, S. A., & Nielsen, J. H. (2013). What the blind eye sees: Incidental change detection as a source of perceptual fluency.(6)1202–1208.

Sheng, Q. F., & Ni, J. (2010). An empirical study on the relationship between organizational change and employee's resistance to change.(24)109–112.

[盛瓊芳, 倪婧. (2010). 組織變革與員工抵制變革關系的實證研究. 科技進步與對策, 27(24),109–112.]

Van den Heuvel, M., Demerouti, E., Bakker, A. B., & Schaufeli, W. B. (2013). Adapting to change: The value of change information and meaning-making.(1)11–21.

Wanberg, C. R., & Banas, J. T. (2000). Predictors and outcomes of openness to changes in a reorganizing workplace.(1)132–142.

Xiao, S. F., Yan, M., & Zhao, J. (2018). Role ambiguity and counterproductive workplace behavior: A model of mediated moderation.(3)39–52.

[肖素芳, 鄢苗, 趙君. (2018). 角色模糊與反生產行為: 一個被中介的調節作用模型.(3)39–52.]

Zhang, L., Lin, Y. C., & Chi, D. M. (2012). Research on the influence of communication modes on communication satisfaction: The moderating effect of communication cognition and tendency.(2)167–175.

[張莉, 林與川, 遲冬梅. (2012). 組織溝通方式對溝通滿意度的影響: 溝通認知與溝通傾向的調節作用. 科學學與科學技術管理, 33(2),167–175.]

Zhou, H., & Long, L. R. (2004). Statistical remedies for common method Biases.(6)942–950.

[周浩, 龍立榮. (2004). 共同方法偏差的統計檢驗與控制辦法. 心理科學進展, 12(6),942–950.]

Take precautions: Impact of informal information before organizational change on employee resistance to change

DU Jing; CUI Yumeng

(Economics and Management School, Wuhan University, Wuhan 430072, China)

Informal information before organizational change refers to unconfirmed information moving through informal channels. Such information can pertain to the content and objectives of organizational change during the preparatory phase. Although previous studies have found the distribution of informal information before the organizational change, its impact on employees has been unknown. To shed light on informal information before organizational change, we investigated the impact of informal information quality and character before the organizational change on employee initial change resistance. We investigated the mediation of organizational change cognition as well as the attenuation of employee resistance to the change over time and the moderating effect of informal information frequency.

Our theoretical propositions are collected from 255 MBA students in a reputable university in China. Our original plan for the data to be collected before the organizational change was rejected by top executives due to the possible negative influence of informal information gathering. Thus, a retrospective self-report was utilized for MBA students to complete the questionnaire. To avoid common method variance, a two-wave collection was designed. MBA students reported the informal information before the organizational change, their change cognition, and initial change resistance in the first wave. Two weeks after the first wave, MBA students reported their change resistance during the implementation of the organizational change. Structural equation model and multi-level linear growth model were utilized to conduct analyses regarding the impact of informal information before the change and the attenuation of employee resistance to change, respectively.

The results showed the low quality and negative informal information before the organizational change were positively related to the employee initial resistance to change, and this relationship was mediated by change cognition. The resistance to change of employees attenuated significantly over time from the preparatory phase to the implementation of organizational change.

The research focused on the informal information before organizational change and explored its impact on employee resistance to change. Based on adaptation level theory, we found the attenuation of employee resistance to change over time. Our study extends implementation of organizational change to preparatory phase where the organizational change has been brewed, which contributes to adaptation level theory. The results demonstrated that informal information can prepare employees in advance and reduce resistance to change. Thus, managers could focus more attention to informal communication before the organizational change occurs in the workplace.

informal information before the change; change cognition; resistance to change; attenuation

10.3724/SP.J.1041.2019.00248

2017-11-06

* 國家自然科學基金(71572135; 71832004; 71172202)資助。

杜旌, E-mail: jdu@whu.edu.cn

B849:C93