個人聲譽，建言建設性感知對建言行為的影響機制研究
——感知的組織變革的調節效應

(陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710119)

1 引言

員工建言是員工為了所在企業的發展主動表達想法、觀點和意見的行為[1]。當前中國正處于經濟轉型期，企業面臨著劇烈變化的市場環境，充分調動員工建言的積極性對企業發展至關重要。但在中國文化背景下，企業員工往往會表現出沉默寡言、附和領導等言行，很難真實表達自己的想法[2]。如何促進員工積極建言成為學術界和管理學界研究的熱點問題。目前有關對員工建言行為影響因素的研究多集中于個體、組織層面，領導風格等方面[3]。為了進一步探索員工建言行為的影響因素，本研究基于聲譽理論對此展開討論。聲譽理論指出，個人聲譽能夠減少個體對不確定行為的感知，幫助社會互動中員工對未來行為作出積極的預測[4]。具體到建言情境中，個人聲譽較高的員工更容易克服建言潛在的風險，做出有利于企業的建言行為。建言建設性感知是指企業領導對員工建言在操作性以及準確性等方面的主觀評價[5]。當建言者個人聲譽較高時，由于其在工作中表現較好，且受到領導和同事的尊重，這會使得其建言建設性感知更強，從而提升建言的可信性和說服力。從企業層面講，感知的組織變革會改變員工對企業工作環境的認知，進而對員工建言產生作用。因此，可將建言建設性感知和感知的組織變革納入研究模型。

本文的研究貢獻主要在于：首先，為分析員工建言提供了一個新的視角——聲譽，探討了個人聲譽對員工建言行為的影響機制，進一步深化了個體層面因素影響員工建言行為的相關研究。其次，引入建言建設性感知這一中介變量，構建了個人聲譽-建言建設性感知-員工建言行為的作用路徑，一方面在管理實踐中充分論述了“聲譽-建言”的作用機制，另一方面也豐富了聲譽理論影響效果的研究。再次，引入感知的組織變革作為調節變量，將個人層面與企業層面的影響因素相結合，進一步拓寬了員工建言的研究范疇。

2 理論基礎與研究假設

2.1 個人聲譽與員工建言行為

聲譽理論最早由Fama[6]提出并引入到經濟管理領域，同時依據主體的不同，將聲譽劃分為個人聲譽和企業聲譽兩類。Tsui[7]認為，個人聲譽是指個體在社會交往過程中其他人的評價感知，主要包括：個人在社交領域內的表現；個體的主要特征表現；交往他人對個體的印象。Zinko等[8]認為，個人聲譽是指個體完成工作的能力以及與同事合作的能力。由此，可以認為，工作場所中的個人聲譽是指他人對個體工作能力、性格品質以及合作能力等的綜合性評價。員工建言對于領導者來說，既有可能改善企業現狀，也會面臨著未來不確定的風險性，領導者對員工建言是否鼓勵、采納和實行，這與其對建言者的個人特質評價相關，而個人聲譽則是個體非常重要的個人特質。基于聲譽理論，在不確定的工廠場所中，個體的內在特質很難洞察，但如果個體擁有較高的聲譽，其他成員就會對個體的行為方式產生穩定性的預期。即個人聲譽可以作為一個顯示個體內在特質的信號，且在工作場所中具有傳遞性，促使組織內其他成員通過該信號判別個體意圖和行為等。因此，擁有較高個人聲譽的員工會被看作是更值得信賴，更能勝任工作，其人際行為影響會更加有效[9]。具體到建言情境中，建言者的個人聲譽能夠傳遞出其良好的個人形象、較好的團隊合作精神以及較高的績效表現等積極的信號，領導者以及同事會以更加積極的態度來對待建言者，促使建言者積極建言。基于以上論述，本研究提出如下假設：

假設1建言者個人聲譽對員工建言行為具有顯著正向影響。

2.2 個人聲譽與建言建設性感知

建言建設性感知是領導者對建言內容、價值等方面的評價，往往會受到各種因素的影響。易洋和朱蕾[10]認為，理性的說服策略能夠通過事實證據和邏輯論證證明建言者建言內容的可行性和可信性，從而使得領導者識別出建言所可能產生的益處，產生建設性感知。Whiting等[5]認為，建言者其本身的個人特征(可靠性、專業性等)以及組織工作情境(建言時機、組織規范等)都會促使領導者對建言產生更多的建設性感知。個人聲譽作為個人特征的一個重要刻畫，反映了工作場所中的其他組織成員對其的綜合性評價，能夠為建言者傳遞出良好的個人形象信號，而這種信號往往會在工作接觸中被領導者捕捉和識別到，從而使得領導者對建言者產生較高的評價和認知。當建言者在工作中發現問題，并向領導者提出建言后，領導者會因其良好的個人形象等方面的信息感知到更多的建設性。基于以上論述，本研究提出如下假設：

假設2建言者個人聲譽對建言建設性感知具有顯著正向影響。

2.3 建言建設性感知的中介作用

雖然學者們從不同的角度對員工建言行為進行了定義與探討，但“建設性”一直是員工建言最重要的特征。高建設性的建言，一般具有較強的可操作性，對企業出現的問題有較高的精準度評價，甚至能夠解決被領導者忽視或者識別卻未能解決的關鍵問題，幫助企業改善經營績效，提升創新水平等[11,12]，因此，當建言者被領導者感知建言具有建設性時，會鼓勵其積極進行建言，從而使員工會更多地進行建言。反之，低建設性的建言表達，通常不具有可操作性，對企業出現的問題評價不準，在所表達的觀點和想法上價值、新穎性均不夠，抑或是對實施的要求較高，企業在現階段的可實施性不強，對幫助企業改善績效、提升經營效率的作用微乎其微。而當建言者被領導者感知建言不具有建設性時，將不會鼓勵其建言，甚至打壓其建言積極性，從而使員工減少建言行為。基于以上論述，本研究提出如下假設：

假設3建言建設性感知對員工建言行為具有顯著正向影響。

通過前文論述，建言者個人聲譽能夠提升領導者的建言建設性感知，建言建設性感知又能夠促進員工建言行為的產生，即建言建設性感知在個人聲譽與員工建言行為關系間起到了中介作用，其作用程度的大小直接影響建言者個人聲譽對其建言行為的影響效果。基于以上論述，本研究提出如下假設：

假設4建言建設性感知中介了個人聲譽與員工建言行為之間的關系。

2.4 感知的組織變革的調節效應

當組織變革發生時，會產生一系列的連鎖性反應，員工會感知到這些反應，進而會對變革中的組織發生的人和事進行判斷、評估，對未來變革的趨勢進行思考。員工對感知到的變革因素會進一步加工，做出其判斷并采取相應的行動和舉措[13]。在面對企業發生變革時，員工會從工作環境中尋找線索以判斷變革事件所發生的意義。盛瓊芳和倪婧[14]認為，員工的行為態度受其變革環境的影響。員工在感知到組織變革較強的情況下，往往會積極對待組織變革，主動尋求改變，其建言行為則會進一步提升[15,16]；而當感知的組織變革較弱時，企業處于一種平衡的穩定狀態，其建言行為則不會那么強烈。孟曉斌等[16]認為，組織變革越徹底，員工感知到的組織變革就越深刻，就越有可能出現針對變革的建言行為。黃愛華和黎子森[17]指出，員工對于組織變革的接受以及積極的反饋有利于建言行為的產生。以往文獻[18]多將感知的組織變革作為影響建言行為的調節變量對待，認為其是影響員工建言的重要邊界作用。基于以上論述，本研究提出如下假設：

假設5感知的組織變革在建言建設性感知與員工建言行為關系間起正向調節效應。

2.5 有調節的中介效應

通過以上分析，建言建設性感知在建言者個人聲譽與員工建言行為關系間起中介作用，感知的組織變革正向調節了建言建設性感知與員工建言行為之間的關系，即滿足第二階段的調節效應。基于此，本研究認為，感知的組織變革對建言建設性感知在個人聲譽與員工建言行為之間的中介作用具有正向調節效應，即有調節的中介效應。基于以上論述，本研究提出如下假設：

假設6感知的組織變革正向調節建言建設性感知在個人聲譽與員工建言行為關系間的中介作用。

綜上，本文研究的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本與數據收集

本研究選取了不同產業和行業的企業領導者和員工作為研究對象，以增加研究的代表性。采用問卷調查法，為避免共同方法變異，在問卷設計時隱匿題項的具體意義并以團隊(領導-員工)形式收集數據。正式調研前，征得了企業管理人員的同意和配合。由企業的領導者挑選3～5名直屬下級填寫問卷，為了增加問卷填寫的真實性和可靠性，減少研究對象的顧慮，避免社會期許現象，所有的問卷均為不記名填寫。正式調研時間為2018年12月至2019年2月，共發放110個團隊的396名員工配套問卷，經過篩選，去除無效問卷，共回收88個團隊的271份配對問卷，有效問卷回收率為68.4%。在調研對象中，領導者的平均年齡為34.3歲，男性占58.7%，69.5%為本科及以上學歷；員工的平均年齡為26.3歲，男性占59.8%，65.2%為本科及以上學歷，上下級搭檔的平均時間為2.07年。

3.2 測量量表

本研究所使用的量表均來自國內外廣泛應用的成熟量表，問卷采用Likert 5級量表進行測量(1表示完全不符合，5表示完全符合)。

個人聲譽的測量來源于Hochwarter等[9]開發的量表，主要包括10個題項，典型如“我有一個非常好的名聲”，該量表的Cronbach’sα值為0.897。建言建設性感知的測量來源于Whiting等[5]開發的量表，主要包括3個題項，典型如“該員工的建議具有非常好的建設性意義”， 該量表的Cronbach’sα值為0.902。感知的組織變革的測量來源于Fang[15]的研究量表，主要包括9個題項，典型如“企業將會改變管理方式”，該量表的Cronbach’sα值為0.886。員工建言行為的測量來源于Liang等[19]在中國情景下開發的量表，共10個題，包括促進性建言5個題項，抑制性建言5個題項，典型如“積極發展和提出影響工作的建議”，該量表的Cronbach’sα值為0.886。本文在控制變量選擇時，基于過去的相關研究結果，選取了一些可能對建言行為產生潛在影響的變量，包括員工的年齡、性別、工作年限和學歷。

4 實證結果分析

4.1 共同方法偏差分析

由于研究調查問卷所有題項均由同一人填寫，所獲取數據易出現共同方法偏差問題，因此采用Harman單因子檢驗來檢測數據的同質性。對所有題項一起進行探索性因子分析，未旋轉前提取的第一個因子的解釋量為26.62%，未占到總變異解釋量的一半，因此共同方法偏差問題不嚴重。

4.2 信效度分析

本研究采用Cronbach’sα系數對量表進行信度分析，運用SPSS 21.0軟件得出四個變量整體及其各維度的Cronbach’sα系數均大于0.80，說明量表具有良好的信度。各測量題項在所屬各維度初階因素上的因子荷載量均遠高于最低建議值0.5，CR與AVE均大于評價標準水平，量表構念間的相關系數均通過檢驗，說明問卷具有良好的收斂效度和判別效度。

4.3 驗證性因子分析

本研究采用驗證性因子分析(CFA)，對四個變量進行區分效度檢驗。檢驗結果顯示，與其他因子模型相比(單因子模型、二因子模型和三因子模型等)，四因子模型對實際數據的擬合最好，且更為理想：χ2/df=2.174；RMSEA=0.061，TLI=0.906，GFI=0.890，AGFI=0.882，CFI=0.893，說明所涉及的4個變量區分效度良好，可以代表4個不同的構念。

4.4 描述性統計和相關性分析

描述性統計結果表明：各變量平均值、標準差均在可控范圍內，所獲取研究數據較為合理；相關性分析檢驗結果表明，建言者個人聲譽與員工建言行為(r=0.352，p<0.01)和建言建設性感知(r=0.317，p<0.01)均呈顯著正相關關系；建言建設性感知與員工建言行為(r=0.341，p<0.01)呈顯著正相關關系；感知的組織變革與員工建言行為(r=0.285，p<0.01)呈顯著正相關關系。這些檢驗結果是分析建言者個人聲譽與員工建言行為關系，建言建設性感知的中介作用，感知的組織變革的調節效應以及有調節中介效應的前提條件。

4.5 假設檢驗結果分析

(1)主效應和中介效應檢驗結果分析

本研究通過SPSS 21.0軟件對數據進行處理。主效應和中介效應回歸分析結果如表1。模型1和模型3是基于控制變量(性別、年齡、學歷和工作年限)回歸的基準模型。在模型1的基礎上引入自變量個人聲譽后，形成模型2，可知個人聲譽對建言建設性感知具有顯著正向作用(β=0.314，p<0.001)，假設2得到支持。在模型3的基礎上引入自變量個人聲譽后，形成模型4，可知個人聲譽對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.328，p<0.001)，假設1得到支持。根據Edwards和Lambert[20]的檢驗程序，進一步檢驗建言建設性感知在建言者個人聲譽與員工建言行為之間的中介作用。在模型4的基礎上加入中介變量建言建設性感知后，形成模型5，可知建言建設性感知對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.305，p<0.001)，且個人聲譽對員工建言行為的影響顯著降低(β=0.214，p<0.01)，即建言建設性感知部分中介了個人聲譽與員工建言行為之間的關系。假設3和假設4均得到支持。

表1 主效應和中介效應檢驗

注:*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。下同。

(2) 調節效應檢驗結果分析

本研究在進行調節效應回歸分析前，對乘積項進行了標準化處理，以降低多重共線性的影響。由模型6可知，建言建設性感知對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.346，p<0.001)。由模型7可知，感知的組織變革對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.235，p<0.01)。進一步，在模型7的基礎上引入交互項，形成模型8，結果顯示建言建設性感知與感知的組織變革的交互對員工建言行為具有顯著正向影響(β=0.141，p<0.05)，假設5得到支持。

表2 調節效應檢驗

圖2 感知的組織變革的調節效應

進一步，本研究根據Aiken和West[21]的程序，繪制了感知的組織變革的調節效應圖，如圖2。由圖2可知，高感知的組織變革代表的斜率大于低感知的組織變革代表的虛線斜率，即感知的組織變革在建言建設性感知與員工建言行為間起正向調節效應。由此，假設5進一步得到支持。

(3)有調節的中介效應檢驗結果分析

本文根據Edwards和Lambert[20]的研究，采用SPPS軟件的Process插件進行Bootstrapping 方法(拔靴法)計算有調節的中介效應。設定樣本量為5000，Bootstrap取樣方法選擇偏差校正的非參數百分法(Bias Corrected)，置信區間的置信度為95%，選擇分組調節為均值加減一個標準差，數據分析結果如表3所示。在個人聲譽通過建言建設性感知對員工建言行為的影響中，有調節中介效應的INDEX值為0.041，置信區間為[0.027,0.145]，不包含0，有調節的中介效應顯著，假設6得到支持。

表3 有調節的中介效應檢驗

5 結論與啟示

5.1 研究結論

本研究基于聲譽理論，以88個團隊的271名員工為調研樣本，分析了個人聲譽對建言行為的影響機制，以及建言建設性感知的中介作用和感知的組織變革的調節效應。研究結果發現：建言者個人聲譽對建言行為具有積極的作用；建言建設性感知對建言行為具有積極的作用，且建言建設性感知在建言者個人聲譽和建言行為關系間起中介作用；感知的組織變革在建言建設性感知與建言行為關系間起到了正向調節作用；且在整個模型中存在有調節的中介作用。研究結果對于提升員工建言具有積極的推動意義。

5.2 理論啟示

本研究的理論啟示主要包括以下幾點：第一，基于聲譽理論，探討了建言者個人聲譽對員工建言行為的影響機制，有助于我們深入理解聲譽理論在管理學領域的作用效果。目前對于聲譽理論在管理學領域的研究主要集中于企業聲譽，而個人聲譽的研究相對較少，因此，本文研究豐富了聲譽理論的相關內容，擴展了其應用范圍，也有利于加強對個人聲譽結果變量的認知。第二，遵循從心理感知視角解釋員工建言行為這個思路，引入建言建設性感知這一中介變量，并通過實證分析證實了建言者個人聲譽-建言建設性感知-員工建言行為的影響路徑，深化了從心理感知角度對建言行為影響機制的探索。第三，本研究發現感知的組織變革是影響員工建言行為的邊界條件，這對于深入理解在什么情況下能夠增強或者減少員工建言行為具有重要的現實價值，同時也為企業如何管理員工建言提供了理論依據，從而更好地管理組織內的員工建言。

5.3 管理啟示

本研究的管理啟示主要包括以下幾點：第一，對于建言者來說，要維護好自身的個人聲譽。個人聲譽作為一項顯著的個人特征，不僅僅是個人在工作場所中影響力的直觀反映，也是個人形象資源的客觀描述，擁有較高聲譽的員工往往會被認為值得信任，且更加可靠。具體到建言情境中，當較高個人聲譽的員工進行建言時，由于其較好的個人形象以及績效表現，企業會更加信任該建言者，從而對其建言行為作出積極的評價。因此，員工應提升自身道德水平，維護良好的個人形象，注意在工作中的言行舉止，從而建立和維護自身良好的個人聲譽。第二，要努力提升建言的“建設性”。“建設性”作為員工建言最為顯著的特征，不僅僅是員工在建言情境中必備的要素，也是企業判斷建言內容是否具有意義的重要標準。員工建言越具有建設性，就越能夠識別出企業存在的關鍵問題，糾正企業在運營過程中的不良狀態，從而達到改善企業現狀的目的，也能夠增加建言者建言被采納的概率。第三，提升在工作環境中對組織變革的感知。企業要想立足與發展，必然會經歷各種變革以適應市場、創新等環境，當組織變革發生時，員工應及時感知到這種變化，能夠準確地對變革中組織發生的各種情況進行判斷和評估，并從工作環境中尋找變革過程中存在的問題以及變革后產生的新問題，從而提升建言的針對性和可操作性。

5.4 研究不足與展望

本研究的不足與改進之處主要體現在以下幾點：第一，建言者個人聲譽通過建言建設性感知對員工建言行為的影響機制是一個動態作用的過程，橫截面的數據并不能夠準確反映出這一作用過程，未來研究應考慮采用縱向的數據收集，以更為準確地驗證本文所提出的假設。第二，有關個人聲譽的測量問題，從概念上說，它是與建言者在工作場所中有著互動的他人對其的評價，因此應該采用他評的測量方法， 但由于目前缺乏相關研究量表以及客觀條件限制，本研究采用了自評的方式，由建言者自己匯報個人聲譽情況，可能會導致研究結論出現一定的偏差，未來研究應結合中國的企業管理情境，開發出他評的個人聲譽量表，以使研究結論更加準確。第三，本研究僅僅證實了建言建設性感知的部分中介作用，未來研究可以基于多角度進一步研究建言者個人聲譽與員工建言行為關系間的中介機制。