高新技术企业员工组织支持感、组织心理所有权与组织公民行为

贾 波, 高 英, 陶冠姝

(1. 辽宁大学 经济学院, 沈阳 110036; 2. 沈阳大学 商学院, 沈阳 110044;3. 辽宁大学 新华国际商学院, 沈阳 110036; 4. 阿尔伯塔大学 理学院, 埃德蒙顿 T6G 2R3)

0 引 言

从特朗普上台开始,美国对“中国制造2025”一直颇有微词,特朗普就曾说,美国最不能接受的就是在高新技术产业上被中国反超。301调查报告中也列出这样的数字:在高端技术制造业方面,美国在全球所占份额为29%,中国紧随其后占27%。这表明以华为为代表的中国高新技术在国际市场中的竞争正在赶超美国。那么是什么使中国高新企业能拥有如此强劲赶超势头呢?除了国家的大力支持外,高新技术企业的拥有的大量技术与管理高级人才在这场高新技术争夺战中起到了关键性作用。但是,高新企业技术与管理人才作为高端人才,是其他竞争对手觊觎的对象。因此企业如何才能留在这些人才,并激发他们的主观能动性,使其与企业共进退,就成了困扰企业管理者的一个难题。

已有研究表明,组织支持感对员工的态度与行为具有一定的积极影响[1-3]。这表明,组织支持感作为影响员工态度和行为的一个因素开始受到组织行为学界的重视。同样,近年来,在组织行为学研究中引入心理学变量也逐渐成为学术界的研究热点,心理资本、心理授权和心理所有权等心理学概念的引入对组织行为学的学科发展起到了极大的促进作用。组织心理所有权是员工主人翁意识的一种体现,员工将组织视为“占有物”,从而表现出组织是“我的”的一种心理状态,将自己与组织紧密结合在一起。Wagner等指出,员工的组织心理所有权能很好的预测员工的工作态度和工作行为[4]。本文认为组织支持感能够影响员工的组织心理所有权,并且组织心理所有权在组织支持感影响员工组织公民行为的过程中起到重要的传导作用。

1 研究假设

1.1 组织支持感与组织公民行为

组织支持感是员工对于组织是否关心、支持和尊重自己的综合知觉和具体感知[5]。通常包括3个维度:工作支持、价值认同和关心利益。组织支持感更多体现了组织的柔性管理,并侧重于满足员工的社会情感需要[6]。员工通常会根据组织对待他的态度、方式和认同度,来感知组织对其的支持程度,进而以相应的工作态度和行为表现作为交换[7]。组织公民行为是一种自发的利组织行为,是组织中员工个体所主动表现出来的,并非组织所明确规定或工作说明书上明确要求的,能够促进组织系统有效运行、提高组织运作效率及有效性的一系列行为的总和[8]。因此,本研究提出假设:

H1: 组织支持感对员工组织公民行为具有显著正向影响;

H2: 组织支持感各维度对员工组织公民行为具有显著正向影响。

1.2 组织心理所有权的中介作用

心理所有权最早是由法学领域中的所有权概念衍生发展而来的,是指人们对客体(有形的或无形的)所产生的拥有感和占有感。组织心理所有权能满足人类的3种基本需求:归属感、自我认同和自我效能感[9]。在某种程度上个体感知到的组织支持满足了个体的社会情感需要(如表扬、认同、支持等),这有助于个体将组织身份纳入到自我认知中来,将自己嵌入到组织中去,归属感增加,从而产生一种“家”的感觉[10]。因此,本文提出假设:

H3: 组织支持感对员工的组织心理所有权具有显著正向影响;

H4: 组织支持感各维度对员工的组织心理所有权具有显著正向影响;

Furby的研究指出,当个体对目标物产生占有情感时,就会对该目标物贴上“我的”标签,从而产生对目标占有物的保护欲望和责任感[11]。当占有物为组织时,员工可能会将自己的所有权情感倾注到为组织的发展和增益上去[12],去尽自己最大的能力去促进组织系统有效运行、提高组织运作效率及有效性。据此,本研究提出假设:

H5: 员工的组织心理所有权对员工组织公民具有显著正向影响;

H6: 组织心理所有权在组织支持感与员工组织公民行为之间起中介作用。

2 研究方法

2.1 研究样本

本研究调查数据中的被试员工全部来自中国境内高新技术企业。样本主要选取的技术型员工和中层管理人员以及少量高级技术工人。预测试阶段共发放共发放问卷136份,其中纸质问卷98份,电子版问卷38份。有效问卷为98份,有效问卷率为86.7%。正式调查阶段共发放问卷820份,其中纸质问卷480份,电子版问卷340份。共回收问卷672份,其中纸质问卷413份,电子版问卷259份,问卷回收率为81.9%。

2.2 测量工具

本研究包含组织支持感、组织心理所有权和组织公民行为3个变量。组织支持感问卷参考凌文辁、杨海军、方俐洛(2006)编制的测量问卷[5],原量表包含24个题项,从中分别抽取因子载荷较高的16个题项组成问卷。组织心理所有权量表采用Chi等(2008)改编的测量问卷[13],包括4个题项。组织公民行为问卷主要参考樊景立等(1997)编制的测量问卷[14]。原量表包括20个题项,从中抽取因子载荷较高的8个题项组成问卷。同时使用SPSS20.0统计软件对题项采用主成分分析法进行探索性因子分析,分析步骤及公式如下:

1) 对预测试的每个量表题项分别进行数据归集,采集p维随机向量x=(x1,x2,…,xp)Tn个样品xi=(xi1,xi2,…,xip)T,i=1,2,…,n,np,构造样本阵,对样本进行如下标准化变换:

2) 对标准化矩阵Z求相关系数矩阵

4) 将标准化后的指标变量转换为主成分

5) 对m个主成分进行加权求和,即得最终评价值,权数为每个主成分的方差贡献率。

探索性因子分析结果显示,组织支持感共抽取出3个有效因子,总方差解释率为71.722%,各个题项的因子载荷均大于0.5的可接受标准。组织心理所有权共抽取出一个有效因子,总方差解释率为73.892%,各个题项的因子载荷均大于0.5的可接受标准。组织公民行为共抽取出一个有效因子,总方差解释率为71.162%,各个题项的因子载荷均大于0.5的可接受标准。

3 数据分析与结果

3.1 量表的信度和效度检验

运用SPSS 20.0对正式调查取得的594份有效样本数据进行信度和效度分析。具体分析结果见表1。本研究采用的量表中组织支持感3个分量表的Cronbach’sα系数均在0.7以上,3个分量表汇总后的总体信度为0.877,表明测量量表的信度较好。组织心理所有权和组织公民行为量表的Cronbach’sα系数分别为0.885和0.858,表明测量量表具有较好的信度。同时,本研究采用因子分析法对量表的结构效度进行检验。从表1中可以看出,5个量表的KMO值在0.672～0.862之间,而且,所有量表 Bartlett’s 球体检验值均达到显著性水平。证明除关心利益分量表为勉强可以做因子分析外,其余量表均为适合做因子分析。此外,5个量表的累计解释方差率均在60%以上,表明各个量表能较好的解释被测变量。根据以上分析可以得出本研究所采用的量表具有较好的结构效度。

表1 量表的信度和效度检验汇总表Table1 Summary of reliability coefficient and validity testing of the scale

3.2 验证性因子分析

为了保证本研究的3个变量为彼此独立的构念,运用正式调查取得的594份有效样本数据,使用AMOS 20.0对组织支持感、组织心理所有权和组织公民行为进行验证性因子分析,具体分析结果见表2。3个变量的卡方自由度之比介于1.838～2.914之间,小于3,同时RMSEA介于0.071～0.080之间,小于0.1,GFI介于0.814～0.867之间, AGFI介于0.825～0.915,NFI介于0.907～0.930之间,CFI介于0.911～0.933之间,均大于0.8。根据国内普遍认同的验证性因子分析参数拟合标准[15-16]对结果进行判断,3个变量的研究模型具有很好的拟合度。

表2 验证性因子分析汇总表Table 2 Confirmative Factor Analysis Summary Table

3.3 变量的描述性统计分析

对变量进行描述性统计分析,各个变量的均值、标准差、相关系数见表3。从表3可以看出,组织支持感的工作支持、价值认同、关心利益各维度与组织支持感、组织心理所有权和组织公民行为显著正相关,组织支持感与组织心理所有权和组织公民行为显著正相关,组织心理所有权与组织公民行为显著正相关。这些分析结果为以后的假设检验和中介效应检验提供的基础。

表3 各变量的描述性统计分析Table 3 Descriptive statistical analysis of variables

注: **在0.01水平(双侧)上显著相关

3.4 假设检验

对于本文的直接效应假设,采用回归分析法进行检验。而对于组织心理所有权的中介效应检验,Baron和Kenny的研究[17]认为,判断一个变量是否起中介作用时,应该满足4个条件,以回归分析为表现形式即为:1)因变量(组织公民行为)对自变量(组织支持感)做回归,得到结果的回归系数应显著不为零;2)中介变量(组织心理所有权)对自变量(组织支持感)做回归,其结果的回归系数应显著不为零;3)因变量(组织公民行为)对中介变量(组织心理所有权)做回归,其结果的回归系数应显著不为零;4)因变量(组织公民行为)同时对自变量(组织支持感)和中介变量(组织心理所有权)做回归,中介变量的回归系数应显著不为零,自变量的回归系数应为零,或显著降低。此时,如果自变量的回归系数下降到不显著,则表明中介作用为完全中介;如果自变量的回归系数有所下降,但还是处于显著水平,则说明中介作用为部分中介。

从表4可以看出,组织公民行为对组织支持感中的工作支持维度(M1,β=0.524,p<0.01),价值认同维度(M2,β=0.490,p<0.01),关心利益维度(M3,β=0.644,p<0.01)的回归效果是显著的,表明组织支持感各维度对组织公民行为具有显著正向影响,H2成立。

表4 组织支持感各维度与组织公民行为的一元线性回归分析结果

从表5可以看出,组织心理所有权对组织支持感中的工作支持维度(M4,β=0.612,p<0.01),价值认同维度(M5,β=0.538,p<0.01),关心利益维度(M6,β=0.718,p<0.01)的回归效果是显著的,表明组织支持感各维度对组织心理所有权具有显著正向影响,H4成立。

表5 组织支持感各维度与组织心理所有权的一元线性回归分析结果

从表6可以看出,在控制了性别、年龄和学历等人口统计学变量后,组织心理所有权对组织支持感(M8,β=0.601,p<0.01)的回归效果是显著的,表明组织支持感对组织心理所有权具有显著正向影响,H3成立。组织公民行为对组织支持感(M10,β=0.808,p<0.01)的回归效果是显著的,表明组织支持感对组织公民行为具有显著正向影响,H1成立。加入组织心理所有权这一中介变量同时做回归后,组织支持感(M11,β=0.542,p<0.01)的影响系数比未加入组织心理所有权时明显降低, 但仍然显著,且组织心理所有权(M11,β=0.435,p<0.01)对组织公民行为有显著正向影响,H5成立。同时,组织支持感对组织心理授权(M8,β=0.601,p<0.01)具有显著正向影响。因此,根据前文对中介作用的分析,本研究得出组织心理授权在组织支持感与员工组织公民行为之间起部分中介作用,H6成立。

表6 组织心理所有权的中介作用回归分析汇总表Table 6 Summary of regression analysis on the mediating role of organizational psychological ownership

注: **在 0.01水平(双侧)上显著相关

4 结 论

首先,本研究证实了组织支持感及其各个维度对员工组织公民行为均具有显著正向影响。这表明员工感知到来自组织支持的多少与程度,与其表现出多少组织公民行为密切相关。两者之间的关系是一种互惠关系,当员工感受到组织对其的关心、福利给予、认同时,根据互惠原则,员工也会积极帮助组织达成目标。

其次,证实了组织支持感及其各维度对组织心理所有权具有显著正向影响。这一研究结果表明,员工感知到的组织支持感多寡将会直接导致员工组织心理所有权的变化。

再次证实了组织心理所有权对员工组织公民行为具有显著正向影响。这表明,员工对组织的占有感会激发员工的责任感和使命感,进而表现出更多的组织公民行为。

最后,证实了组织心理所有权在组织支持感与员工组织公民行为之间起部分中介作用。在研究组织支持感与员工组织公民行为的内在作用机制过程中,回归分析结果表明,组织支持感不仅对员工的组织公民行为产生直接显著影响,而且通过组织心理所有权的中介作用对其产生间接影响。组织心理所有权的中介作用说明当员工感觉到组织对自己的支持时,员工的归属感和认同感会得到强化,对组织的“占有感”会更加强烈。