世俗理性主义与建言：个人主动性和他人导向的影响研究

蒲薪羽 郑兴山

(上海交通大学 安泰经济与管理学院，上海 200030)

日益复杂的企业竞争环境对管理层的信息搜集与处理能力提出了更高的要求，管理者需要尽早发现工作中的漏洞与问题并加以弥补与纠正，迅速感知市场变化并快速反应，还要推动组织创新以应对未来可能出现的意外情况。因此，对于管理者来说，仅仅依靠组织内部正式的沟通机制是不够的，还需要员工主动为决策过程贡献信息与建设性的想法。

建言是一种主动的(Detert & Burris, 2007; Tangirala & Ramanujam, 2008),以变革为导向的(LePine & Van Dyne, 2001; Frese, Teng & Wijnen, 1999)角色外行为(Van Dyne & LePine, 1998; Morrison, 2011)，同时也是一种挑战性的组织公民行为(Grant & Mayer, 2009; Van Dyne, Ang & Botero, 2003)。由于建言的角色外属性，对建言前因的研究主要集中在利他动机上。研究者认为建言是出于亲社会动机(Grant & Ashford, 2008)，旨在改善组织整体现状(Motowidlo, Borman & Schmit, 1997)、为组织或利益相关者带来建设性的变革。与之一致的是，研究发现责任心(Tangirala et al., 2013)、感到有义务做出建设性改变(Liang & Farh, 2012)与员工的建言行为正相关。但近来也有研究表明，除了利他动机，员工建言行为还会受到自利动机的驱动(Morrison, 2014)，具体包括自我保护(Van Dyne, Ang & Botero, 2003)、印象管理(Bolino, 1999; Bourdage et al., 2012)、控制欲(Tangirala & Ramanujam, 2008)、资源获取(Thomas & Feldman, 2012)等。

目前为止，建言的利他动机与自利动机之间的关系尚未形成定论。Rioux和Penner (2001)认为亲社会动机与印象管理动机处于对立的两极。与之一致的是自我决定理论(简称SDT)。SDT认为个体的动机是以外在动机(如出于本身的亲社会倾向，与建言的利他动机相关)、内在动机(如为了规避损失与获得利益，与建言的自利动机相关)为两端的连续体(Ryan & Deci, 2000)。但是也有研究发现建言的自利动机与利他动机可以共存(焦凌佳、彭纪生和吴红梅, 2013)，二者相互依赖、相互促进(Eisenberger & Cameron, 1996)。其次，即使是承认两类动机可以共存的学者，其研究基本均是以利他动机为主，把自利动机作为利他因素与建言之间关系的调节因子(Grant & Mayer, 2009; Bolino, 1999)，而极少有研究将自利动机的作用机制作为主效应，探讨利他动机对自利动机与建言之间关系的影响。

由于建言具有挑战性与风险性，员工选择建言而非沉默(故意隐瞒与工作和组织相关的想法、信息和意见)是一个深思熟虑的决策过程(Morrison, 2011)。在这个过程中，个体需要同时考虑建言的积极与消极结果，分析成本和收益(Ashford et al., 1998)，以实现效用最大化。因此，基于以上讨论，本研究从建言的自利动机入手，引入世俗理性主义(选择用理性而非情感来做决策，如追求价值最大化)来探讨上述涉及权衡利弊的决策过程。此外，本研究还选取了他人导向(关心他人的利益、需求与欲望)(De Dreu & Carsten, 2006)作为利他因素，以探讨两类动机的相互作用关系。

1 理论背景和假设

1.1 世俗理性主义与建言

研究认为，高自利动机的人的行为受期望效用的影响较大(焦凌佳、彭纪生和吴红梅, 2013)。为此，本研究引入了期望效用理论(Von Neumann & Morganstein, 1944)来探讨建言的自利动机的作用机制。建言已被证明可以促工作程序的改进，增强应对变化以及意外的能力，并提高组织绩效(Weick & Sutcliffe, 2001)，但对于组织中的个体，建言具有一定的风险性。从积极的方面看，建言可以提高个人绩效，提高个体在组织中的地位，增强工作中的控制感(Morrison, 2011)，提升自我形象(Grant & Mayer, 2009)。从消极的方面看，首先，由于建言以变革为导向，其意图在于改变组织现状，因此可能损害员工的社会资本，如受到组织内其他人的反对与嘲笑、造成人际冲突、被视为麻烦制造者等(段锦云, 2011)；其次，由于建言具有挑战性，上级容易视其为对自身权力及地位的威胁，从而导致对建言者负面的绩效评价、不公平的任务分配甚至解雇等(Milliken, Morrison & Hewlin, 2003)；最后，当观察者错误归因建言的动机时，会造成建言者的动机与收到的反馈不匹配，从而导致糟糕的人际关系与组织内的低信任度(Van Dyne, Ang & Botero, 2003)。

从期望效用理论看，理性个体在决策前会评估不同行为下积极与消极结果出现的概率以及各自带来的效用，将其加权平均后得到不同行为的期望效用，最终倾向于采取期望效用最高的行为(Chiaburu, Marinova & Van Dyne, 2008)，效用指决策结果带来的满足感或享乐体验。世俗理性主义描述了个体在决策时理性和情感的相对权重(Hsee et al., 2014)，高世俗理性主义者具有下面三个特征：(1)决策时重视“硬属性”，即倾向于基于客观、明确的数据及标准作出决策；(2)在决策中更关注主要目标或功能(Hsee et al., 2003)；(3)遵守价值追求原则，即在决策中追求价值的最大化。由于高世俗理性主义者更依赖理性进行决策，因此相较于低世俗理性主义者，其行为模式更可能遵循期望效用理论，即当高世俗理性主义者预期到建言行为带来的期望效用大于沉默时，就会采取建言行为。而对于低世俗理性主义者，其决策行为与期望效用结果更可能出现不一致，一种可能的解释是低世俗理性主义者会过度关注建言对自身的消极影响，即使建言的预期效用足够大，他们也可能因希望规避风险而对组织中的问题避而不谈。与上述推论一致的是，有研究认为世俗理性主义是一种控制机制(Hess & Hastie, 2006)，能够在决策中控制对负面结果的过度厌恶情绪。

假设1：世俗理性主义正向显著预测员工建言行为。

1.2 个人主动性与建言

在定义建言行为时有两类视角。一类是创新行为视角，另一类是主动性行为视角(Frese, Teng & Wijnen, 1999)。从创新行为视角来看，建言被概念化为与任务领域技能、创造力技能、创造性人格和情感表达技能相关的创造性行为(Frese, Teng & Wijnen, 1999; Amabile, 1983),与建言的变革导向紧密相关。从主动性行为视角来看，建言是由员工自我启动的一种积极主动的行为(Morrison, 2011)，如Detert和Burris (2007)把建言定义为员工对工作或组织相关信息的自由提供，意味着这些创造性的解决方案、建设性的意见需要员工自愿且自发地提供。

个人主动性包括自发性(目标不是他人而是自己制定的)、前瞻性(预测未来长期的需求并为之做好准备或预防问题的出现)、克服困难(积极并持续地处理目标实现过程中的障碍)三个维度(Frese et al., 1997)。

较强的个人主动性有助于员工在组织中采取建言行为。从建言的主动性行为视角看，个人主动性强的个体表现出自发性，因此这类员工在产生能够解决工作中问题的想法或者能够促进组织发展的创造性思路时，更有可能主动表达出来，以确保自己的想法得以迅速付诸实践。从创新行为视角看，由于个人主动性与变革导向直接相关(Fay & Frese, 2001)，因此可以推断个人主动性强的员工更希望改善组织现状，积极应对未来可能发生的变化，从而更倾向于采取建言行为。与上述推论一致的是，严进和谢小云(2016)认为“改进建议”是员工主动性精神的维度之一。基于上述分析，我们提出如下假设：

假设2：个人主动性正向显著预测建言行为。

1.3 个人主动性的中介作用

个人主动性是一种行为方式，使得个体在工作中以主动和自我启动的方式行事，并超越了工作的正式要求(Frese et al., 1997; 夏霖和王重鸣, 2007)。此外，这种行为方式会受到人格(如外向性、责任心等)、知识技能、认知能力(李鑫, 2011)、倾向性(如控制欲、变革导向、以问题为中心的应对倾向等)(Fay & Frese, 2001)等个人特质的影响。由于主动性是一种能够体现出个人特质的行为方式，因此自然地成为远端预测因子(世俗理性主义)与工作中结果(建言)的中介联结，具体解释如下：

之前提到具有自利动机的人倾向于进行收益成本分析、计算行为的期望效用以评估行为结果，高世俗理性主义者更多依靠理性进行决策、追求价值最大化(Hsee et al., 2014)，而低世俗理性主义者更容易过度考虑到建言的消极影响及风险性。因此，当采取某种行为较不采取时能够带来更高的期望价值时，高世俗理性主义者基于价值追求原则(Hsee et al., 2003)，更有可能积极主动地参与。相比之下，低世俗理性主义者由于过多的担忧风险而更可能犹豫不决。因此，高世俗理性主义者具有更强的个人主动性。

建言作为一类主动性行为，是个人主动性在组织中的具体体现。具体来讲，当员工期望能通过建言行为追求个人利益时，个人主动性较强的员工倾向于自发且迅速地将目标转化为行动(Frese et al., 1997; Kuhl, 1992)，而个人主动性较弱的员工行动力较差，即使拥有建设性的想法，也可能因为缺乏行动力与主动性而不了了之。因此，我们推论高世俗理性主义者更有可能具备个人主动性这类行为方式，从而更有可能在组织中采取建言行为。

假设3：个人主动性在世俗理性主义与建言之间起到中介作用。具体而言：相比低世俗理性主义的员工，高世俗理性主义的员工具有更高水平的个人主动性，从而更有可能采取建言行为。

1.4 他人导向的调节作用

上述自利动机视角下讨论的世俗理性主义到个人主动性再到建言的关系，体现的是员工的自我关注(关注自身利益、需求与欲望)，而具有他人导向的个体关注他人的利益、需求与欲望，从而具有较强的利他动机(De Dreu & Carsten, 2006)。他人导向对建言的积极作用已被广泛认可。Morrison(2014)认为建言的主要动机就是让组织更好地运转，为组织或组织内成员带来利益。Tangirala等(2013)发现高责任导向的员工为组织利益而工作，将建言视为工作职责的一部分，在需要时积极采取建言行为。

本研究认为，建言的利他动机与自利动机可以共存且相互促进，因此他人导向会鼓励高世俗理性主义者采取建言行为。具体来讲，在员工衡量建言的期望效用时，具有强烈他人导向的高世俗理性主义员工不仅会考虑建言对自己的效用，还会同时考虑到建言对他人与组织的效用(Terry, Hogg & White, 1999; Brewer, 1979)。基于建言对组织的积极意义(Weick & Sutcliffe, 2001)，同时具有高水平世俗理性主义与高水平他人导向的员工更有可能采取建言行为。与以上推论一致的是，Mcadams和Aubin (1992)、Grant和Mayer (2009)发现个体能够同时通过帮助他人并增强自身声誉的方式来同时实现亲社会动机(属于利他动机)和印象管理动机(属于自利动机)，而他人导向较低的员工的建言行为由自利动机主导，其期望效用并不会受到显著影响，因此世俗理性主义与建言的关系并不会显著增强。

假设4：他人导向正向调节世俗理性主义与建言之间的关系。当他人导向较强时，世俗理性主义与建言之间的正向关系较强；当他人导向较弱时，世俗理性主义与建言之间的正向关系较弱。

2 研究方法

2.1 样本选择

员工样本来自中国的浙江省、江苏省、四川省及上海市的6家公司。问卷被分发到52名主管和198名下属，员工进行自我评价，主管对下属进行评价，员工与主管单独进行评价。参与者中：主管的男女比例均衡(男性占50%)，相对年轻(26～45岁的占90%)，受教育程度较高(80%拥有本科及以上学历)；下属中大多是女性(61%)，相对年轻(20～40岁的占88%)，受过良好教育(63%拥有本科及以上文凭)。经过数据整理，并剔除了一些无效数据，最终得到了189份匹配数据，约占被调查对象的95%。

2.2 研究工具

除建言由主管评价外，其余变量均由员工填写。所有多项目量表均采用Likert7点量表(1=“非常不同意”，7=“非常同意”)。所有材料均以中文呈现，世俗理性主义、他人导向、个人主动性、建言量表均经过翻译与回译流程后应用。所有数据用SPSS 21.0及mplus 7.0进行相关处理分析。

世俗理性主义：采用Hsee等(2014)开发的6条目量表，具体包括“当选择产品时，我基于产品规格而非我的感觉”“当进行决策时，我喜欢进行财务成本和收益分析并抵制情感的影响”等。在本研究中，量表的α系数为0.813。

个人主动性：采用了个人主动性问卷中的6个条目(Frese et al., 1997)。本研究中，α系数为0.895。示例条目包括“一旦有机会参与时，我会立即采取行动”“我特别擅长于实现想法”“通常情况下我做的比要求的多”。

他人导向：采用了以下3个条目来评估他人导向：“我关注别人的需求和兴趣”“同事的目标和抱负对我是重要的”“我认为别人的愿望和需求是需要得到重视的”(De Dreu & Nauta, 2009)。De Dreu和Nauta(2009)针对287名员工及其直属上级的研究发现，该量表的α系数大于0.79。本研究中α系数为0.876。

建言：采用了Liang和Farch(2012)开发的中国情境下10条目的员工建言行为问卷量表，该量表包含两个维度——促进性和抑制性建言，在国内的建言行为研究中得到了广泛应用(井辉, 2017)。本研究中α系数为0.953。

控制变量：选取性别、年龄、受教育程度、工作时间、与现任上级共事时间、行业为控制变量。性别被虚拟编码为1=“男性”和2=“女性”；年龄分为6类(从小于20岁到大于60岁)；受教育程度被分为5大类(从高中及以下到博士)；工作时间、与现任上级共事时间被分为5大类(从1年以下到8年以上)。为了控制组织多样性的潜在影响，行业类型的虚拟变量编码如下：1=“制造业”、2=“服务业”和3=“其他”。

3 数据分析及结果

3.1 验证性因子分析

由于本研究中的几个变量在概念上是相关的，所以进行了一系列的CFA来验证变量间的区分效度(Little, Cunningham & Shahar et al., 2002)。模型1：世俗理性主义、个人主动性、他人导向、建言四个变量分别作为单个因子。模型2：世俗理性主义与个人主动性合并为一个因子。模型3：世俗理性主义、个人主动性、他人导向合并为一个因子。模型4，所有四个变量合并为一个因子。如表1所示，四因子模型较好地拟合了数据[χ2=651.057,df=81;CFI=0.834,TLI=0.815,SRMR=0.083,RMSEA=0.089]，而其余3个替代模型拟合度较差。以上结果共同为本研究中主要变量的区分效度提供了证据。

表1 验证性因子分析结果

3.2 描述性分析

表2显示了本研究中变量的平均值、标准差和变量之间的相关性。世俗理性主义与个人主动性、他人导向、建言的相关系数分别为0.556(p<0.01)、0.292(p<0.01)、0.172(p<0.05)；个人主动性与他人导向、建言的相关系数分别为0.454(p<0.01)、0.232(p<0.01)；他人导向与建言的相关系数为0.185(p<0.05)。相关性结果与本研究的理论假设较为符合。

表2 各变量描述性统计结果

注：N=186～189，α系数标注在对角线的括号内；*p<0.05,**p<0.01,双尾检验

3.3 假设检验

采用Mplus 7.0软件对四个假设通过多元线性回归进行检验。模型1的结果变量为个人主动性，模型2～5的结果变量为建言。以世俗理性主义或个人主动性为预测变量，以建言为结果变量进行回归，同时控制性别、年龄、受教育程度、工作时间、与现任上级共事时间、行业，我们检验了假设1与假设2(模型2、模型3)。假设3是关于个人主动性的中介作用，结合模型1、模型2与模型4进行检验。假设4是关于他人导向的调节效用，用调节效应回归模型(模型5)进行检验。回归结果如表3所示。

(1)世俗理性主义、个人主动性与建言之间的关系检验

从模型2结果可以看出，世俗理性主义对建言具有显著正向影响(β=0.240,p<0.01)，6项控制变量与世俗理性主义可以解释建言总变异量的17.5%，说明高世俗理性主义者更有可能在工作中采取建言行为，因此假设1得到验证。模型3结果显示，个人主动性对建言有着显著的正向作用(β=0.283,p<0.01)，模型3可以解释建言总变异量的20.3%，说明员工的个人主动性越高，越有可能采取建言行为，因此假设2得到验证。

(2)个人主动性对世俗理性主义与建言关系的中介效应检验

中介效应成立需要同时满足三个条件：(1)自变量显著作用于中介变量；(2)自变量显著作用于结果变量；(3)考虑中介变量后，自变量对结果变量的显著作用减缓或消失(Baron & Kenny, 1986)。模型1结果显示世俗理性主义对个人主动性有显著的正向影响(β=0.711,p<0.01)，条件1成立；模型2结果显示世俗理性主义对建言具有显著正向影响(β=0.240,p<0.01)，条件2成立；模型4中，加入个人主动性后，个人主动性正向显著作用于建言(β=0.239,p<0.01)，但是世俗理性主义对建言的回归系数明显降低且由作用显著变为不显著(β=0.070,n.s.)，条件3成立，因此假设3得到验证。表4也显示出个人主动性对世俗理性主义和建言关系的中介效应是显著的，中介效应的95%置信区间是[0.056, 0.315]，不包括0,因此假设3再次得到验证。

表3 多元线性回归结果

注：*p<0.05,**p<0.01,双尾检验

表4 中介效应检验结果

注：*p<0.05,**p<0.01,双尾检验

(3)他人导向在世俗理性主义与建言关系中的调节效应检验

为了避免共线性问题，对自变量世俗理性主义与调节变量他人导向事先进行了中心化，交叉项由中心化后的世俗理性主义与他人导向相乘得到(Aiken & West, 1991)。模型5结果显示了他人导向对世俗理性主义与建言之间关系的显著调节效应。具体来讲，交互项的β系数在统计学上显著(β=0.146,p<0.05)，假设4得到验证。

为进一步阐述他人导向与世俗理性主义的相互作用，以高于/低于均值一个标准差为基准，本研究绘制了交互作用图(Aiken & West, 1991)。如图1所示，对于员工建言行为，斜率在高他人导向下为正且显著(斜率=0.034,p<0.01)，世俗理性主义与建言行为的正向关系得到进一步增强。当员工处于低水平他人导向时，斜率为正但不显著(斜率=0.029, n.s.)，并没有显著增强世俗理性主义与建言的正向关系。相比之下，高他人导向员工的建言行为的回归线更陡峭。在高他人导向的情况下，高世俗理性主义的员工展现出的建言行为远高于低世俗理性主义的员工，而在低他人导向的情况下，高世俗理性主义和低世俗理性主义的员工展现出的建言行为差异较小。上述结果综合起来，再次为假设4提供了支持。

图1 他人导向在世俗理性主义与建言关系中的调节效应

4 研究结论与讨论

4.1 研究结论

本研究探讨了从世俗理性主义、个人主动性到建言之间的路径，并验证了他人导向在世俗理性主义与建言关系间的调节效应。从建言的自利动机与利他动机的角度出发，我们发现世俗理性主义与个人主动性能够正向显著影响员工的建言行为，且个人主动性在世俗理性主义与建言的关系中起到完全中介作用。另外，他人导向会正向调节世俗理性主义对员工建言行为的作用，当员工具有较强的他人导向时，世俗理性主义对建言的正向作用得到增强，当员工处于较低水平他人导向时，世俗理性主义对建言的作用较弱。

4.2 理论与实践意义

本研究的主要理论贡献在于，为建言的自利动机与利他动机可以共存且相互促进提供了实证支持。与以往研究不同的是，本研究以自利动机为主要切入点，发现世俗理性主义到建言的主效应，再以他人导向为调节因子，验证了利他动机与自利动机的共同作用。利他与自利动机关系的讨论涉及多个学科，社会学与经济学中许多理论都是基于人会按照最大化自身利益的方式行事这一假设(Coleman, 1992; Varian, 2014)，但这里存在一个问题：是否每个人都有同样的动机去追逐自我利益。Adam Smith(2000)认为人的本性是利己的，人的行为动机是自身利益而不是社会利益，但他同时承认人的本性之中仍有关心他人命运的自然倾向(Adam Smith, 2003)。在一个群体中，成员之间的社会距离被缩短，使得个人利益与他人利益更加难以划分，且基于社会认同原理，强烈认同某一群体的人更有可能按照群体规范行事(Terry, Hogg & White, 1999)，此时集体利益可能比个人利益更为重要，促使个体为了集体利益而牺牲个人利益(Brewer, 1979)。因此我们认为，作为一种典型的多层次现象，组织中的个体可能同时追求多个目标，既关注自身利益，也可能关注他人的利益、需求与欲望。

本研究的另一个创新之处在于将经济学中的期望效用理论运用于组织行为学中的员工建言问题，这是一次跨学科的尝试。高自利动机的人在决策时会进行成本收益分析，预测各个选择下的期望效用(焦凌佳、彭纪生和吴红梅, 2013)，因此在研究建言的自利动机时，期望效用理论天然适用。然而期望效用理论忽视了人的非理性因素，忽视了个体自身价值观的影响与社会价值观的制约，这也是本研究引入他人导向这一利他动机作为调节因子的原因之一。

对于企业管理者而言，首先，考虑到员工建言的自利动机，管理者可以通过奖励有效建言、提供更多便捷的正式与非正式沟通渠道的方式增加员工采取建言行为的预期收益，减少预期成本或风险，从而增加员工采取建言行为的可能性。其次，考虑到本研究发现了个人主动性对建言的正向作用，管理者应该在组织中营造出开放的氛围、展现出开放性态度，鼓励员工在工作中积极发挥个人主动性。

4.3 局限性与展望

本研究仍然具有一定的局限性。首先，本研究的数据来自多个行业，控制变量中也加入了关于行业类型的虚拟变量(制造业、服务业、其他)，但其他变量如领导者风格、组织氛围、上下级关系、心理安全感、权利距离等因素也会影响员工的建言行为。此外，还需进一步考虑在世俗理性主义与个体建言之间的其他中介及调节变量，从而丰富并扩展世俗理性主义与建言关系领域的研究成果。其次，本文收集的是横截面数据，实证结果只能证明变量之间的相关关系，若要证明世俗理性主义与建言之间的因果关系，未来需分阶段收集数据，进行纵向研究。最后，本研究使用的是建言的二维度量表，但实证分析时并未对促进性建言与抑制性建言进行区分，未来应进一步探讨世俗理性主义与个人主动性对两类建言作用的差异。