提高员工满意度一定能改善工作绩效吗——基于不同价值观视角的实证研究*

郝金磊，尹 萌

(兰州财经大学 工商管理学院，甘肃 兰州 730020)

员工满意度的高低反映了员工对工作的基本态度和对周边环境的主观反应，其对工作绩效的影响机理也是组织行为学长久以来的研究热点。管理者的实践经验认为，提高员工满意度可以调动工作积极性、提升工作绩效。基于这种认知，许多企业管理者致力于通过提升员工满意度来达到提高企业生产力的目的。然而，大量研究结果表明，员工满意度和工作绩效并非简单的线性关系。许多学者对满意度与工作绩效的关系进行了研究，形成了因果关系论、非因果关系论和重新定义概念论三大流派，包含七种主要观点[1]。因果关系论认为“满意度导致绩效”：20世纪30年代的“霍桑实验”揭示了员工心态与产量的内在联系，发现员工心理需求的满足是提高工作绩效的基础；此后，赫兹伯格的“双因素理论”指出，有效的激励因子刺激员工以追求更高的绩效，没有满意和没有不满意会导致一种中性状态。非因果关系论认为，满意度与绩效之间不存在直接关系[2]。满意度与绩效内在关系研究结论的差异性，导致理论难以有效指导实践。基于此，本文选择从不同工作价值观视角出发，实证研究员工满意度对工作绩效的影响，探索二者间关系的内在机理，加深企业管理者对这一问题的理解，提升企业的绩效水平。

一、文献回顾与假设提出

(一)员工满意度与工作绩效

员工满意度(Employee Satisfaction)是指员工对企业的感知效果和自身期望值相比较的程度，一方面，它体现了员工对其工作及工作体验而产生的积极情绪状态[3]，另一方面，反映了企业在满足员工需求方面所做努力的实际结果，是一种包含个人特征的主观价值判断[4]。对于员工满意度的研究起源于20世纪30年代，Hoppock(1935)最早在一份研究报告中提出员工满意度概念，认为员工满意度是工作者从心理和生理两个方面对外部环境因素的满足程度[5]。此后，学者们对员工满意度的研究主要围绕其内容及测评方法展开。员工满意度内容研究包括Maslow的需求层次理论、Herzberg双因素理论，以及Vroom(1964)、Amold和Fledman(1983)、Taylor(1999)等学者对于员工满意度结构维度的划分[5]；员工满意度的测评方法研究包括明尼苏达量表(Minnesota Satisfaction Questionnaire，MSQ)、工作说明表(Job Descriptive Index，JDI)、工作满意调查表(Job Satisfaction Survey，JSS)和一般工作量表(Job In General Scale，JIG)等[6]。目前，国内学者对于员工满意度的研究，主要侧重于影响因素分析和测量指标体系构建层面[7]。

员工工作绩效(Job Performance)是组织行为学研究的热点之一[8]，是指对于特定目标达成程度的一种衡量[9]。许多学者根据研究对象的差异，将工作绩效划分成了不同的维度。其中，在Katz和Kahn(1966)根据角色理论将工作绩效分为角色内行为和角色外行为[10]，Campbell(1990)将工作绩效划分为特殊性的任务技能和非特殊性的任务技能[11]。在此基础上，Borman和Motowidlo(1993)根据行为主体目标达成对组织促进或阻碍的原因将工作绩效分为任务绩效(Task Performance，TP)和关系绩效(Contextual Performance，CP)[12]，这一维度的划分得到了最广泛的认可，后续的研究结果证实了这种分类方法的科学性[13][14]。任务绩效是指一个人的工作结果，这种结果关系到组织对员工的期望以及工作说明书指定的任务，其判断标准在于结果是否符合正式角色对于员工的要求[15]；关系绩效则侧重于任务活动以外能对组织有所贡献的其他活动，包括自愿执行的非正式规定活动，它不是维持组织运行的技术核心，但却有利于提高整个组织的有效性[9]。任务绩效和关系绩效的区别在于，是组织规定行为还是自愿行为，对组织公民行为、亲社会组织行为和献身组织精神的影响程度，以及行为结果是否与完成任务的熟练程度有关[12]。此后，Borman和Motowidlo(1997)对两者进行了进一步的研究，指出任务绩效因职务不同而产生较大差异，但关系绩效则不然；任务绩效是职责内行为，而关系绩效是职责外行为；员工任务绩效水平受到员工认知能力的影响，而支配关系绩效的通常是人格变量[15]。目前，大多数国内学者都是基于这种维度的划分，研究任务绩效与关系绩效的内容及影响因素等问题。[16-18]因此，本文也选择将工作绩效分为任务绩效和关系绩效来进行研究。

关于员工满意度与工作绩效的关系，是本文研究的主体路径。首先，态度对行为的预测作用是社会心理学的重要假设之一。当员工对客体评价持赞成态度时，倾向于采取支持性行为；当员工对客体评价持否定态度时，倾向于采取反对性行为[3]。这种观点是“满意度导致绩效”理论的基础，尽管其受到了以自我知觉理论为支撑的“绩效导致满意度”理论的冲击[19]，但仍然在实践中得到了广大学者的支持，早期得到了包括“霍桑实验”和“双因素理论”在内的诸多经典理论的证实[20]。Organ和Ryan(1995)研究发现，满意度与工作绩效之间相关系数均值为0.28[21]；Hochwarter等(1999)研究发现，员工满意度和工作绩效之间的显著相关系数达到了0.22[22]，我国许多学者结合中国情景的研究也得出了类似的结论[23][25]。然而，以上学者的研究结论是基于传统任务性绩效而得出的，随着工作绩效概念的进一步界定，与亲社会组织行为联系紧密的关系绩效成为研究关注的另一个热点领域。Organ(1988)认为以往对于员工任务绩效的定义有局限性，当把绩效的概念扩展到包含亲社会行为和组织公民行为的范围中去时，满意度与绩效的联系更为紧密[26]。Organ和Ryan(1995)对此深入研究后发现，工作满意度与组织公民行为之间相关系数达到了显著地0.38[21]，Hochwarter等(1999)也得出了类似的结论[22]。基于以上分析，提出本文假设如下：

H1：员工满意度对任务绩效有正向影响。

H2：员工满意度对关系绩效有正向影响。

(二)工作价值观及其调节作用

有关工作价值观(Work Values)的研究已经持续了几十年，研究主要集中于工作价值观内涵的界定和工作价值观维度的划分。工作价值观内涵界定方面：Elizur(1984)认为，工作价值观是个体对工作结果的价值判断，是一种直接影响行为的内在思想体系[27]；Ros和Surkis(1999)认为，工作价值观就是员工对工作中行为方式和所能达到最终状态的信念[28]；窦运来和黄希庭(2012)认为，工作价值观是反映员工内在需求和偏好，衡量工作行为与结果优劣及其重要性的内心尺度[29]；任华亮等(2014)认为，工作价值观是员工对工作行为和结果重要性的评价标准[30]。工作价值观维度确定方面：Ros和Surkis(1999)将工作价值观分为内在价值、外在价值、社会价值和威望价值四个维度[28]；Elizer(1984)从价值形态、聚集度和生活领域三个层面对工作价值观进行了分类[27]；Manhardt(1972)将工作价值观分为了舒适与安全、能力与成长、地位与独立三个维度[31]，此后Meyer等(1998)将该理论进一步完善，并开发了相关量表[32]。Meyer等开发的量表已被证明符合我国当前的管理情景[30]，被多次运用于实证研究。作为工作行为和工作结果重要性的判断标准[33]，工作价值观通常是影响工作绩效的直接因素[34]。因此，本文以Meyer的工作价值观维度划分为参考，探究不同价值观条件下员工满意度对工作绩效的影响。

任务绩效方面，具有舒适与安全价值观的员工追求工作带来的安逸与稳定，员工满意的来源是对现有任务绩效的满足，因此缺乏勤奋性和积极性，没有主动提升任务绩效的欲望；具有能力与成长价值观的员工追求工作带来自身能力的提升和机会的把握，员工会不断改善任务绩效以提升解决复杂问题的能力；具有地位与独立价值观的员工追求他人的尊重与工作自主性，员工通过主动改善任务绩效来获得同事和领导的肯定以及独立处理问题的权限。基于以上分析，提出本文的假设如下：

H3a：舒适与安全维度负向调节员工满意度对任务绩效的影响。

H3b：能力与成长维度正向调节员工满意度对任务绩效的影响。

H3c：地位与独立维度正向调节员工满意度对任务绩效的影响。

关系绩效方面，鉴于关系绩效和组织公民行为(Organizational Citizenship Behavior，OCB)某些方面上的一致性[35]，秦启文等(2007)[36]、赵红梅(2009)[37]等学者关于OCB与价值观的研究可作为本文的参考。具有舒适与安全价值观的员工在工作中得过且过，缺乏主动性，不愿付出额外的努力去做超出企业要求但对企业有利的事，更不愿通过帮助他人等行为来维持良好的人际关系；具有能力与成长价值观的员工希望通过改善人际关系和维护企业良好形象来改善自身工作环境，提升企业整体绩效，以获得更好的发展前景和处理更复杂的工作的机会；具有地位与独立价值观的员工往往会通过利他行为，获取同事与领导的尊重与认同，被赋予更多自主决策的权力。基于以上分析，提出本文的假设如下：

H4a：舒适与安全维度负向调节员工满意度对关系绩效的影响。

H4b：能力与成长维度正向调节员工满意度对关系绩效的影响。

H4c：地位与独立维度正向调节员工满意度对关系绩效的影响。

根据以上假设，构建出本文的研究模型如图1所示：

图1 研究模型

二、研究设计

(一)数据来源与变量度量

由于本文借鉴的国外量表使用情景发生变化，本文通过预调研的方式先对量表进行修正，在保证信度和效度基础上尽量贴合我国社会实际。此外，为避免同源方差的影响，本文分2017年3月和2017年4月两个时间段进行正式调研，并根据企业的类型和不同雇员在企业中的比例，分别向制造业、教育业和商业企业中的不同层级员工进行调研。正式调研共收集问卷282份，针对回收的问卷进行仔细地审核，在剔除了有明显错误或回答不真实的问卷后，得到有效问卷240份，有效回收率为85.11%。样本性别结构方面，男性占49.17%，女性占50.83%；年龄方面，平均年龄为30.39岁，20-29岁调查对象居多，占56.25%；婚姻状况方面，已婚者占49.58%，未婚者占50.42%；文化程度方面，拥有大学本科学历的调查对象居多，占67.5%。

变量度量方面，员工满意度量表参考Currivan(1999)[38]和马明等(2005)[6]学者的研究，从员工是否对工作满意、工作时是否心情愉快、是否对工作充满热情、是否对工作感到厌烦等四个方面来对员工满意度进行度量；本文采用Meyer(1998)[32]开发的工作价值观量表，该量表共包含21个项，分别用来测量舒适与安全、能力与成长、地位与独立三个维度的价值观；本文采用Farh等(1991)开发的任务绩效量表来测量任务绩效[39]，该量表共包含3个题项，分别从工作质量、工作效率和总体评价3个角度来测量任务绩效；本文采用Scotter和Motowidlo(1996)开发的关系绩效量表[40]，该量表共15个题项。以上量表均采用李克特5级打分法来计分，1代表“非常不同意”，5代表“非常同意”，员工满意度量表中“是否对工作感到厌烦”题项，采用负向打分的方法。

(二)信度和效度检验

对问卷的调查结果进行Cronbach’s α系数检验和探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis，EFA)，以检验问卷的信度和效度。对员工满意度进行EFA，共提取1个因子，KMO值为0.794，Bartlett球形检验通过了1%统计水平下的显著性检验，一致性系数为0.838。对工作价值观进行EFA，共提取3个因子，旋转后的方差累计贡献率为41.012%、62.535%和77.455%，工作价值观的三个维度分别在三个因子上有较大载荷，KMO值为0.921，Bartlett球形检验通过了1%统计水平下的显著性检验，一致性系数分别为0.928、0.963和0.947。对任务绩效进行EFA，共提取1个因子，KMO值为0.743，Bartlett球形检验通过了1%统计水平下的显著性检验，一致性系数为0.886。对关系绩效量表进行EFA，共提取1个因子，KMO值为0.946，Bartlett球形检验通过了1%统计水平下的显著性检验，一致性系数为0.894。以上结论说明问卷中各变量均有良好的信度和效度。

(三)验证性因子分析与共同方法偏差

为计算共同方法偏差(Common Method Biases)，本文首先对样本数据进行Harman单因素检验，并采用更为普遍的验证性因子分析(Confirmatory Factor Analysis，CFA)方法，设定一个公因子，检验是否单一因素揭示了所有变异[41]。如表1中一因子模型所示，模型的拟合效果较差。此后，本文根据Podsakoff等(2003)的建议，构建两个模型进行对照性分析[42]。模型一包含测量的6个因素，即表1中的六因素模型；模型二除了包含测量的6个因素外，还构建了一个不可测量的共同方法因子，并让所有的测量题目除了负荷在构念因子上，还负荷在构造的潜因子上，即表1中的七因子模型。从拟合指标可以判断，相比六因子模型，七因子模型在拟合效果上并无明显改善。在此基础上，本文又进一步计算了共同方法偏差作为一个潜变量的平均方差萃取量，结果为2.357%，远低于Williams等(1989)建议的25%标准[43]。基于以上分析，本文认为调研结果共同方法偏差并不严重，不影响正常实证研究的结果。此外，本文还构造了二因子模型、三因子模型、四因子模型和五因子模型，通过比较拟合指标发现，本文的研究模型六因子模型比其他模型有更好的拟合指标，六个构念之间相互独立，问卷整体有较好的区分效度。

表1 验证性因子分析结果

注：ES为员工满意度；TP为任务绩效；CP为关系绩效；CF为舒适与安全；DE为能力与成长；ST为地位与独立；M为共同方法偏差。

三、实证分析

(一)描述性统计与相关分析

各变量间的描述性统计与相关分析结果如表2所示。由表2可知，员工满意度与任务绩效和关系绩效均有显著正相关关系，工作价值观各维度与任务绩效和关系绩效也存在显著相关关系，说明数据结构较为合理，为下一步的假设检验提供了良好的分析前提。但相关矩阵只能反映不同变量之间的关系密切程度，无法反映变量之间真实的因果关系。因此，本文根据温忠麟等(2005)提出的调节效应的检验方法[44]，采用分层回归的逐步进入法来检验工作价值观的调节效应。

表2 变量的描述性统计与相关分析

注：*，**，***分别表示在10%，5%和1%的统计水平下显著(下同)。

(二)假设检验

工作价值观在员工满意度对任务绩效影响中的调节作用检验结果如表3所示。由表3可知，各模型变量的VIF最大值均小于2，说明变量之间不存在多重共线性问题，适宜开展进一步研究。调节效应的检验，可以从交互项的回归系和ΔR2的显著性检验调节效应。模型1中，员工满意度对任务绩效的正向影响显著(β=0.154，P<0.01)，假设H1得到验证。模型3中，将舒适与安全价值观和交互项引入回归方程发现：舒适与安全价值观显著负向调节员工满意度对任务绩效的正向影响(β=-0.166，P<0.01)，且ΔR2能够显著解释4.6%的变异(ΔR2=0.046，P<0.01)，假设H3a得到验证。模型5中，将能力与成长和交互项引入回归方程发现：能力与成长价值观显著正向调节员工满意度对任务绩效的正向影响(β=0.099，P<0.05)，且ΔR2能够显著解释2%的变异(ΔR2=0.020，P<0.01)，假设H3b得到验证。模型7中，将地位与独立价值观和交互项引入回归方程发现：地位与独立价值观显著正向调节员工满意度对任务绩效的正向影响(β=0.159，P<0.01)，且ΔR2能够显著解释4.3%的变异(ΔR2=0.043，P<0.01)，假设H3c得到验证。

表3 任务绩效假设检验

注：模型(3)的交互项为员工满意度*舒适与安全；模型(5)的交互项为员工满意度*能力与成长；模型(72)的交互项为员工满意度*地位与独立；VIF(max)表示各模型变量的VIF最大值(下同)。

工作价值观在员工满意度对关系绩效影响中的调节作用检验结果如表4所示。由表4可知，各模型变量的VIF最大值均小于2，说明变量之间不存在多重共线性问题，适宜开展进一步研究。模型1中，员工满意度对关系绩效的正向影响显著(β=0.112，P<0.1)，假设H2得到验证。模型3中，将舒适与安全和交互项引入回归方程发现：舒适与安全价值观显著负向调节员工满意度对关系绩效的正向影响(β=-0.275，P<0.01)，且ΔR2能够显著解释12.6%的变异(ΔR2=0.126，P<0.01)，假设H4a得到验证。模型5中，将能力与成长和交互项引入回归方程发现：能力与成长价值观在员工满意度对关系绩效影响中的调节作用没有通过显著性检验(β=0.058，ΔR2=0.126，P=0.185)，假设H4b未得到验证。如模型7所示，将地位与独立和交互项引入回归方程发现：地位与独立价值观在员工满意度与关系绩效间其显著调节作用(β=0.134，P<0.01)，且ΔR2能够显著解释3.1%的变异(ΔR2=0.031，P<0.01)，假设H4c得到验证。

表4 关系绩效假设检验

为对假设进行进一步检验，本文采用Alike和West(1991)[45]提出的选点法的替代做法进行简单斜率的显著性检验。本文对上文中得到验证的H3a、H3b、H3c、H4a和H4c进行简单斜率的显著性检验，检验结果如表5所示，并根据检验结果画出调节效应的示意图，如图2和图3所示。

图2 任务绩效调节示意图

图3 关系绩效调节示意图

由图2和表5可知，员工满意度对任务绩效的提升作用受到员工价值观的显著调节。具体而言，具有低舒适与安全价值观的员工，随着员工满意度的提升，任务绩效显著提高(Simple Slope=0.348P<0.01)，但当员工具有高舒适与安全价值观时，随着员工满意度的提升，任务绩效显著降低(Simple Slope=-0.338P<0.05)；具有低能力与成长或地位与独立价值观的员工，随着员工满意度的提升，任务绩效显著提高(Simple Slope=0.260P<0.01；Simple Slope=0.275P<0.01)，但当员工具有高能力与成长或地位与独立价值观时，员工满意度的增加对任务绩效的提升作用更为明显(Simple Slope=0.458P<0.01；Simple Slope=0.584P<0.01)。

由图3和表5可知，员工满意度对关系绩效的提升作用受到员工价值观的显著调节。具体而言，具有低舒适与安全价值观的员工，随着员工满意度的提升，关系绩效显著提高(Simple Slope=0.515P<0.01)，但当员工具有高舒适与安全价值观时，随着员工满意度的提升，关系绩效显著降低(Simple Slope=-0.609P<0.01)；具有低地位与独立价值观的员工，随着员工满意度的提升，关系绩效显著提高(Simple Slope=0.196P<0.01)，但当员工具有高地位与独立价值观时，员工满意度的增加对关系绩效的提升作用更为明显(Simple Slope=0.472P<0.01)。

表5 效率检验结果

四、结论与讨论

(一)研究结论

本文基于微观调研数据，选择从员工心理层面的需求出发，引入工作价值观为调节变量，采用分层多元回归的方法研究了员工满意度对工作绩效的影响，结果显示：员工满意度对任务绩效和关系绩效有显著正向影响；舒适与安全价值观在员工满意度和任务绩效、关系绩效间起显著负向调节作用，能力与成长价值观在员工满意度和任务绩效间起显著正向调节作用，但在员工满意度和关系绩效间的调节作用没有通过显著性检验，地位与独立价值观在员工满意度和任务绩效、关系绩效间起显著正向调节作用。

(二)结论启示与意义

理论和经验通常认为，提升员工满意度有利于改善工作绩效，但这里却存在两个误区：首先，在不考虑外界环境及权变因素的情况下，简单归结出两者的相关关系缺乏科学性；其次，认为工作绩效只是员工“完成任务质量的高低”同样相对片面。因此，对工作绩效的进一步细化以及引入员工心理层面的权变因素就存在一定的必要性。

针对舒适与安全价值观的调节作用，本文认为：员工若过分追求安逸，就会丧失改善绩效的动力，更无法产生角色外行为，提升这部分员工的满意度，会对企业绩效的产生负面影响。针对能力与成长价值观的调节作用，本文认为：能力与成长价值观注重对自身发展价值的追求，是员工对工作中学习、交流、创新和工作丰富性的价值评价，同工作内容本身的相关性较强，与任务绩效联系较为紧密。因此，具有高能力与成长价值观的员工希望通过提高任务完成质量，和解决更复杂的任务来提升自身能力。但关系绩效更多的是关注角色外行为，同工作内容本身联系并不紧密，因此具有高能力与成长价值观的员工并不一定会表现出较高的关系绩效。针对地位与独立价值观的调节作用，本文认为：地员工会通过提升任务绩效来展现自身价值并赢取信任，通过提升关系绩效来获得其他组织成员的尊重和认同，以实现提高地位和独立工作的目的。

本文的研究结论具有一定的理论和实践意义。理论上，本文从不同价值观视角入手来研究员工满意度对任务绩效和关系绩效的影响，实证了工作价值观的调节作用，明确了二者关系的内在机理，完善了人们对员工满意度作用机制的理解，增强了相关研究的系统性和深度。实践上，对企业的管理者具有一定的启发和指导作用：提高员工满意度与企业追求的高绩效之间并没有必然联系，管理者盲目追求员工满意度的提升反而会对企业造成伤害。管理者应树立权变观念，管理模式因因地制宜、因人而异。具体而言，管理者可以通过满意度调查来了解员工的价值观取向，对缺乏工作积极性的员工采取更为严厉的赏罚措施和淘汰机制，对工作积极性较高的员工则采取合理的激励措施和选拔制度。此外，心理学相关研究表明，人们摆脱不满的愿望比获得满意度愿望更为强烈，因此管理者可以再工作中适当制造“不满”，提高员工主动性。

(三)研究局限与未来方向

本研究存在一定的局限性：首先，由于条件限制，在获取研究样本时并未真正实现被试的随机性和全面性，可能会在一定程度上影响本文的研究结论与外部效度；其次，由于价值观维度的划分方法还未形成定论，因此关于其他价值观维度的调节作用的研究还不够系统和深入；最后，员工满意度与工作绩效关系受众多因素的影响，如绩效衡量标准、员工变革意愿、冲突及其管理方式等，这些构念内在作用机理及其交互关系，可能成为未来研究的焦点。