組織變革能否作為員工前攝行為的“助推器”?

趙 鈺,高 璐,朱英英

(蘭州財經大學 工商管理學院,甘肅 蘭州 730020)

0 引言

員工作為微觀個體,是企業適應性得以提升的關鍵所在。因此,許多企業期望員工能夠打破固化思維,勇于承擔風險,改變僵化組織環境從而帶來員工與組織績效的雙贏。員工前攝行為引起了廣泛關注并產生眾多成果。既有文獻主要探討了任務自主性[1]、內部人身份認知[2]、個人目標取向[3]等因素對員工前攝行為的影響,但基于現實背景下的對其誘發因素的研究卻相對匱乏。在外部環境急劇變化下,推進組織變革是企業生存發展的重要手段[4]。隨著組織變革的深化,機械式業務流程被打破,員工個人價值得以充分發揮,由此產生的內在工作動機可能促使員工表現出更為明顯的前攝性行為。但組織變革作用于員工前攝行為的內在機制尚未得到實證數據的支撐,本文采用實證研究的方法,進一步打開組織變革影響員工前攝性行為的“黑箱”。

資源保存理論一定程度上為本文的邏輯演繹提供了精準適配的理論視角,該理論在探析個體對環境應激反應和具體策略方面應用廣泛[5],核心觀點是個體會盡其所能維系既有資源,面對外部環境突變而引發的資源損耗,其更傾向于自我改變,適應環境,進而實現自身資源的保存[6]。因此,面對組織變革,員工為了保存既有資源會在工作中愈發積極主動并富有彈性,甚至產生更多前攝性行為。更多資源則能促發個體增值螺旋[7],幫助其抵御組織變革壓力造成的資源損耗,從而對組織變革與員工前攝行為之間的關系加以影響,而資源又可以從內在特質與外在環境兩個方面取得[8]。因此,本文將進一步研究基于個體因素與情境因素兩個維度,尋找影響組織變革與員工前攝行為之間關系的資源,并探討這些資源在其中扮演的“角色”。就個體因素而言,當員工面對組織變革時,不確定性的壓力使其為了生存可能會實施諸如調整工作內容及關系邊界等工作重塑行為。工作重塑幫助員工實現資源的整合與匯聚[9],工作要求與個人資源的適配度得以提升,由此產生的工作動機可能促使員工表現出更為明顯的前攝性行為。因此,工作重塑可能在組織變革與員工前攝行為之間發揮著“傳導器”作用。就情境因素而言,作為組織環境構成要素,領導所具備的政治能力會對員工態度及行為加以影響[10-11]。政治能力較高的領導善于與員工溝通并建立共鳴[12],這有利于強化員工對組織變革的正向解讀,促使其以更加積極的態度應對組織變革,進而表現出更為明顯的工作重塑和前攝性行為。因此,領導政治能力可能在組織變革與工作重塑、員工前攝行為中發揮著“催化劑”作用。

綜上,本文從資源保存理論視域出發,探討組織變革對員工前攝行為的內在作用機制,基于個體具備的內在資源和組織情境的外在資源兩個層面,分析工作重塑在組織變革與員工前攝行為關系中的中介作用,并探討領導政治能力在組織變革與工作重塑及員工前攝行為關系中的調節作用,以期豐富組織變革影響個體行為的機制研究,并為企業激發員工前攝行為提供啟示。

1 理論基礎與研究假設

1.1 組織變革與員工前攝行為

組織變革是指企業為更好應對內外部環境變化,保障績效持續增長,而對自身運營架構、核心技術、發展戰略進行調整的管理活動[13]。隨著組織變革推進,個體工作慣性得以打破,環境中衍生出較多不確定因素,員工需要付諸更多努力才能保證組織任務的順利完成[14]。因此,為了更好凸顯自身價值,順利完成組織任務,員工會對自身行為加以改變。

組織變革作為重大應激源,一定程度上迫使傳統工作流程和個體角色結構發生轉變,促使員工產生不安全感,進而衍生工作壓力[15]。資源保存理論能很好地闡釋基于壓力導向的個體行為表現,認為面對壓力所誘致的資源損耗,個體傾向于獲取更多資源,以抵消這種威脅感[7]。具體而言,組織變革促使業務流程各個環節得以重構[16],破除既定規則和慣例的掣肘,為員工實現個人價值創造更多機會。由此衍生的內在積極性激勵員工在工作中投入更多時間和精力,為獲取工作資源并完成組織任務,個體會充分發揮主觀能動性,依照自身判別力對既有環境進行挑戰[17],創造并把握新的職業發展機會,進而表現出明顯的前攝性行為。此外,組織變革有助于企業現行體制機制的優化,從而適應環境變化,企業適用性水平得以提升[18],組織內部陳舊知識經驗的剛性約束得以破除,創新惰性得以克服,為員工開放性創新提供更多機會,由此衍生的工作激情促使員工自發實踐有助于個體成長、進步的前攝性行為。

基于此,本文提出以下假設:

H1:組織變革正向促進員工前攝行為。

1.2 工作重塑的中介作用

組織變革推進一定程度上打破了既定業務流程,傳統的知識技能與新穎的業務流程適配性面臨考驗,對員工工作能力提出更高要求,不合規制的個體甚至面臨裁員危機,由此衍生一定壓力。基于此,員工傾向于根據工作環境變化,自發踐行重新設計工作內容的積極行為[19],從而更好地展現個人的組織價值,減少自身利益受損的可能性。資源保存理論為系統闡釋這一過程提供了理論支撐,指出個體會盡其所能維系并獲取更多資源,從而降低自身資源損耗風險[20]。因此,當員工面對組織變革,為更好預防不確定風險對自身既有資源的攻擊,其希望進一步獲取更多工作資源,形成資源的增值螺旋[21],從而更好適應變革環境并提升心理安全感。因此,員工或傾向于通過實施調整工作內容、改變關系邊界的工作重塑行為以獲取更多資源[22]。

工作重塑使組織資源有效分配,降低員工預期與實際狀況間差距,提升員工崗位匹配程度,員工由此收獲積極的心理體驗,角色塑造的意義得以凸顯[23]。由此衍生的內在動機有助于員工形成個性化的工作觀念,從而激勵其向工作投入更多時間和精力,為及時完成組織任務并收獲成就感,員工甚至會在工作過程中積極發揮主觀能動性,表現出更為顯著的前攝性行為。此外,員工借工作重塑可以收獲更多角色集成員反饋,推動其踐行自我角色的完善修正,伴隨自我角色的不斷完善,員工必將獲得更多的組織認同,內在動機得以激發,促使其在工作中愈發積極主動,衍生更多前攝性行為。

基于此,本文提出以下假設:

H2:工作重塑在組織變革與員工前攝行為之間發揮中介作用。

1.3 領導政治能力的調節作用

領導作為企業責任人,期望通過組織變革破除舊規則、舊經驗的束縛,從而促進企業發展。因此,組織變革進程中,領導傾向于盡其所能地理解員工進而影響其行為,而領導政治能力某種程度上代表了其有效理解員工、影響員工以完成組織目標的能力[24]。

政治能力較高的領導所體現的社交能力使其獲得更多與員工接觸的機會,有助于深化彼此間了解,從而幫助員工取得更多有益信息及工作資源。資源保存理論認為,個體擁有較多資源時更不易遭受資源損耗的影響且更有能力獲取資源,同時所獲資源有助于新增值螺旋的形成[25]。當員工突遇組織變革時,熟悉的工作流程被打破、傳統業務技能面臨挑戰,工作壓力隨之產生,一定程度上造成其心理資源損耗,這時員工傾向于獲取更多資源以增加自身的心理安全感。若此時遇到政治能力較高的領導,可謂“一拍即合”。政治能力較高的領導善于及時捕捉員工需要[26],敏銳洞悉其情緒變化并為員工提供力所能及的資源。這些支持和幫助強化了員工的心理安全感,促使其逐步關注到組織變革所帶來的長期利好,從而形成對組織變革的積極評價。因此,在較高領導政治能力的作用下,員工不僅可以及時調整心態、積極應對組織變革,而且與較高政治能力領導交流有助于員工發掘自身工作能力,激發工作重塑行為。

基于此,本研究提出以下假設:

H3:領導政治能力在組織變革與工作重塑之間發揮正向調節作用;

H4:領導政治能力在組織變革與員工前攝行為之間發揮正向調節作用;

1.4 被中介的調節作用

綜上可見,工作重塑中介了組織變革與領導政治能力的交互作用對員工前攝行為的影響。具體而言,在領導政治能力作用下,組織變革之所以能進一步激發員工前攝行為,是因為工作重塑可幫助員工提升個人技能及與工作任務的適配性,激發其內在工作動機,促使其在工作中趨于積極主動,進而產生更為明顯的前攝性行為。基于此,本文進一步提出以下假設:

H5:工作重塑中介了領導政治能力對組織變革與員工前攝行為之間關系的調節作用。

綜上所述,本文的理論模型如圖1所示。

圖1 理論模型

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據收集

本文通過問卷調查進行收集數據,調查對象為甘肅、陜西、四川等地的企業員工,行業涉及服務業、制造業及金融業。為減少共同方法偏差影響,數據收集分2次進行:通過發放問卷A,測量變量包括人口統計學特征、組織變革和工作重塑;之后,繼續向上一階段被試者發放問卷B,對領導政治能力和員工前攝行為進行測量。最終回收問卷375份,其中有效問卷310份,有效回收率為82.67%。其中,性別方面,男性共計155名,女性共計155名,各占比50.0%;年齡方面,25歲及以下共計112名,26～35歲共計85名,36～45歲共計43名,46～55歲共計51名,55歲以上共計19名,分別占比36.1%、27.4%、13.9%、16.5%、6.1%;學歷方面,高中及以下共計44名,專科共計51名,本科共計127名,碩士及以上共計88名,分別占比14.2%、16.5%、41.0%、28.4%;工作年限方面,不足1年共計91名,1～3年共計79名,4～6年共計45名,7～9年共計34名,10年及以上共計61名,分別占比29.4%、25.5%、14.5%、11.0%、19.7%。

2.2 測量工具

(1)組織變革。采用孫懷平等[27]的量表,總計14個測量條目,例如公司正在實行信息化以此提高工作效率。

(2)工作重塑。采用Slemp等[28]的量表,為更好地契合研究主題,僅選取任務重塑維度,該維度總計5個測量條目,例如我會采用新方法改善我的工作。

(3)領導政治能力。采用Ferris等[24]的量表,總計18個測量條目,例如我的上級主管似乎總是本能地知道該說什么或做什么來影響別人。

(4)員工前攝行為。采用Bateman等[17]的量表,總計17個測量條目,例如如果我認定一件事,那么沒有任何一個障礙能阻止我去做它。

2.3 控制變量

考慮到被試者的性別、年齡、學歷、工作年限等可能會對研究結論產生一定影響,為提高研究結果準確性,將以上要素設置為控制變量。

3 實證研究結果分析

3.1 共同方法偏差檢驗

本文采用哈曼單因素法,將組織變革、工作重塑、領導政治技能以及員工前攝行為的測量條目置于一起,實施未旋轉的因子分析,結果顯示首個因子的累積方差解釋率為29.726%,未超過40%的判別建議,共同方法偏差在可接受范圍之內。

3.2 信度與效度檢驗

本文借助SPSS20.0檢驗變量信度。組織變革、工作重塑、領導政治能力、員工前攝行為的Cronbach’s ɑ系數分別為0.933、0.871、0.953、0.966,均大于0.7,變量信度良好。

因此,對研究變量進行KMO和Bartlett分析。如表1所示,組織變革、工作重塑、領導政治能力、員工前攝行為的KMO值分別為0.966、0.878、0.962、0.965,均在0.7以上,Bartlett球形度檢驗結果均顯著,且累積解釋方差均大于50%,適合進行驗證性因子分析。

表1 KMO和Bartlett分析結果

驗證性因子分析結果如表2所示,其中四因子模型擬合度最優,χ2/df = 1.390,CFI = 0.951,IFI = 0.951,TLI = 0.949,RMSEA = 0.036,RMR = 0.031,變量區分效度達標。

表2 驗證性因子分析結果

表2中,單因子模型=組織變革+工作重塑+領導政治能力+員工前攝行為;二因子模型=組織變革+工作重塑+領導政治能力、員工前攝行為;三因子模型=組織變革+工作重塑、領導政治能力、員工前攝行為;四因子模型=組織變革、工作重塑、領導政治能力、員工前攝行為。

3.3 變量描述性統計及相關性分析結果

如表3所示,對研究變量進行相關性系數分析,組織變革和工作重塑與員工前攝行為的正相關關系成立(相關系數分別為r = 0.276,p <0.001;r = 0.491,p <0.001),研究假設得到初步數據支持。

表3 變量描述性統計及相關性分析結果

3.4 假設檢驗

3.4.1 主效應與中介效應檢驗

為檢驗組織變革對員工前攝行為的影響(H1)以及工作重塑在兩者間的中介效應(H2),本文采用多元線性回歸方法。由表4可見,組織變革正向影響員工前攝行為(模型4,β = 0.261,p <0.001),H1得到驗證。模型2和模型5檢驗工作重塑的中介效應,結果表明組織變革正向影響工作重塑(模型2,β = 0.294,p <0.001),同時納入自變量和中介變量后(模型5),組織變革的回歸系數由原來的β = 0.261下降為β = 0.136,工作重塑對員工前攝行為的正向影響顯著(模型5,β = 0.424,p <0.001)。因此,工作重塑在組織變革與員工前攝行為關系中具有部分中介作用,H2得到驗證。

表4 主效應及中介效應檢驗結果

采用Bootstrap法進一步驗證中介效應顯著性:組織變革對員工前攝行為的總效應顯著(β = 0.328,95%CI = [0.200,0.456]);組織變革對員工前攝行為的直接效應顯著(β = 0.160,95%CI = [0.039,0.282]);組織變革對員工前攝行為的間接效應顯著(β = 0.168,95%CI = [0.070,0.294])。由此,組織變革對員工前攝行為的總效應值等于直接效應值與間接效應值之和,表明工作重塑在組織變革與員工前攝行為關系中具有部分中介作用,H2進一步得到數據支持。

3.4.2 調節效應檢驗

為檢驗領導政治能力對組織變革與工作重塑及員工前攝行為關系的調節效應(H3和H4),本文采用多元線性回歸的方法,如表5所示。模型3表明,組織變革與領導政治能力的交乘項正向影響工作重塑(β =0.660,p <0.001),模型3的R2顯著大于模型2的值,意味著組織變革對工作重塑產生影響時,領導政治能力發揮了調節作用,并且領導政治能力越高,調節幅度越大,進一步證實領導政治能力對組織變革與工作重塑關系的正向調節效應成立,假設H3得到驗證;模型6表明,組織變革與領導政治能力的交乘項正向影響員工前攝行為(β = 0.671,p <0.001),模型6的R2顯著大于模型5的值,意味著組織變革對員工前攝行為產生影響時,領導政治能力發揮調節作用,并且領導政治能力越高,調節幅度越大,進一步證實領導政治能力對組織變革與員工前攝行為關系的正向調節效應成立,假設H4得到驗證。

表5 調節效應檢驗結果

為更直觀地表現調節效應,本文將組織變革和領導政治能力均分為高、低兩組。由圖2可知,領導政治能力越高,組織變革對工作重塑的促進作用越強,表明領導政治能力正向調節組織變革與工作重塑間的關系,H3進一步得到驗證;由圖3可知,領導政治能力越高,組織變革對員工前攝行為的促進作用越強,表明領導政治能力正向調節組織變革與員工前攝行為間的關系,H4進一步得到驗證。

圖2 領導政治能力在組織變革與工作重塑之間的調節作用

圖3 領導政治能力在組織變革與員工前攝行為之間的調節作用

3.4.3 被中介的調節效應檢驗

本文根據Muller等[29]提出的程序,對被中介調節效應加以檢驗。結果如表6所示,模型2表明,工作重塑對組織變革、領導政治能力、“組織變革與領導政治能力交互項”的回歸中,交互項系數顯著(β=0.660,p<0.001),滿足條件;模型4表明,員工前攝行為對組織變革、領導政治能力、“組織變革與領導政治能力交互項”的回歸中,交互項系數顯著(β=0.671,p<0.001),滿足條件;模型5表明,員工前攝行為對組織變革、領導政治能力、“組織變革與領導政治能力交互項”、工作重塑的回歸中,工作重塑系數顯著(β=0.144,p<0.05),同時組織變革與領導政治能力的交互效應顯著性較模型4降低(β=0.576,p<0.001),滿足條件。綜上,工作重塑部分中介了領導政治能力對組織變革與員工前攝行為之間關系的調節作用,假設H5得到驗證。

表6 被中介的調節效應檢驗結果

4 結論與啟示

4.1 研究結論

本文基于資源保存理論視域,引入工作重塑作為中介變量、領導政治能力作為調節變量,實證檢驗組織變革與員工前攝行為間關系,得到如下結論。

組織變革正向影響員工前攝行為。一方面變革破除僵化束縛以向員工釋放更多機會;另一方面組織變革引起變化也給員工帶來極大的壓力,員工為保存、保護和獲取資源,將更為明顯地表現其前攝行為傾向。

工作重塑部分中介了組織變革與員工前攝行為之間的關系。隨組織變革而來的一系列工作內容與結構等改變促使員工實施工作重塑行為,這一過程中員工內在工作動機得以激發,催生更多前攝性行為。

領導政治能力正向調節組織變革與工作重塑、員工前攝行為之間關系。政治能力較高的領導賦予員工支持感,促使其更加積極地應對組織變革,從而更易產生工作重塑與前攝行為。

工作重塑部分中介了領導政治能力對組織變革與員工前攝行為之間關系的調節作用。領導政治能力在組織變革與工作重塑及員工前攝行為間關系起到調節作用,具備較高政治能力的領導在組織變革中能更好激發員工內在工作動機,從而促進工作重塑發生,進一步激發員工前攝性行為。

4.2 理論意義

本文立足企業亟待變革的現實需要,系統分析組織變革與員工前攝行為間關系,并兼論工作重塑的中介作用、領導政治能力的調節作用,具有如下理論意義。

闡釋了組織變革與員工前攝行為之間的關系。基于資源保存理論,構建組織變革影響員工前攝行為的理論模型,實證分析表明,組織變革能激發員工前攝行為。不僅豐富了組織變革研究領域的相關理論,并將員工前攝行為的誘發因素拓展至組織層面,是對員工前攝行為誘發因素的進一步完善。

發掘工作重塑在組織變革與員工前攝行為之間的中介作用。基于資源保存理論,從個體因素層面出發,引入工作重塑作為中介變量,為組織變革影響員工前攝行為提供解釋機制,拓寬組織因素與員工前攝行為關系的研究視域,組織因素影響員工前攝行為的理論基礎得以豐富。

明確組織變革影響工作重塑及員工前攝行為的邊界條件。基于資源保存理論,從情境因素層面出發,引入領導政治能力作為調節變量,發現組織變革影響工作重塑、員工前攝行為的進程中,領導政治能力發揮著促進作用,有助于提升理論界對領導政治能力研究的重視程度。

4.3 管理啟示

4.3.1 積極推進組織變革

首先,企業要營造變革氛圍,對工作差錯持包容態度,鼓勵員工充分發揮主觀能動性,表現出更為明顯的前攝性行為;其次,企業要強化組織變革宣傳工作,暢通信息渠道,緩沖員工的不確定性感知,鼓勵員工積極參與變革決策,激發其責任意識;第三,企業要把控變革力度,依照組織戰略制定科學變革措施,在推進過程中洞悉員工情緒變化,及時調整,促進組織變革順利實施。

4.3.2 鼓勵員工工作重塑

首先,企業應致力于打造主動進取的文化氛圍,對善于在個人崗位變革創新的員工進行績效獎勵,從而樹立工作重塑的正向標桿;其次,企業要強調結果導向,減少工作規制,在制定組織任務時適度放寬邊界,避免剛性制度帶來的負面效應,激發員工主觀能動性,推進工作重塑;第三,企業可實施輪崗政策,培養員工自主性切換工作的能力。

4.3.3 強化領導政治能力

首先,企業要注重提升管理層領導政治能力,采取外部教學與內部分享相結合的方式,提升管理層領導在實踐中的政治能力;其次,企業要針對管理層設定激勵措施,通過開展“優秀領導評選”活動,深化組織內部的人際關系建設;最后,企業要強化監管機制,形成影響企業良性發展的氛圍。