高绩效工作系统感知促进员工建言行为:链式中介效应分析

许 龙，孟华兴

(河北经贸大学 工商管理学院,河北 石家庄 050061)

一、引言

知识经济时代,作为组织创新源头的员工在面对可能改善组织绩效、弥补组织缺陷时,往往选择“三缄其口”而非“畅所欲言”[1-2]。畅所欲言,意味员工针对组织现有不足和缺陷构建并提出建设意见和观点的行为,即员工建言。员工建言行为能为管理者提供组织运营第一手资料而扭转决策时单一信息源局面,有助于创新目标实现、财务绩效的提升[3-4]等。因此,探索员工建言行为的驱动因素成为人力资源管理和组织行为领域的重要议题。

以往研究多集中于领导风格与行为、个体心理或性格差异等,鲜有从高绩效工作系统(High-Performance Work System,HPWS)视角展开研究[5]。理论而言,HPWS 通过提高员工能力、动机和机会实现对员工态度与行为的影响,但该机制仍被视为“黑箱”,需聚焦特定情境、具体问题探讨。同时,学者在探索HPWS 的作用效果时多从管理者角度出发,但管理者对人力资源管理(Human Resurce Management,HRM)的意图/实践与员工对HRM 的感知并不一致[6-7],且不同员工个体对同一实践的感知亦有差异[8]。因个体感知是决定个体态度和行为的最为近端和精确前因变量[9],本文试图从员工感知视角出发,探索员工HPWS 感知是否及如何影响员工建言行为。

基于信号理论(Signaling Theory),HPWS 可视为向员工传达建言行为预期、建言所需知识和能力标准以及从事预期行为和达到建言能力后的奖励举措等的信息系统[10]。计划行为理论(Theory of Planning Behavior,TPB)[11]是较早阐述个体行为意向是由个体对于特定行为的态度(行为态度)、个体所感知到的组织对该行为的倾向(主观规范)和个体对自身从事该行为的能力评价(感知行为控制)所影响。换言之,个体员工在进行建言决策时会权衡自身建言动机(个体行为态度)、建言能力(行为控制认知)及他人/组织对建言的看法(行为规范信念)。整合信号理论和TPB 理论可知,HPWS 感知具三种路径促进员工建言行为:提升员工建言能力、增强员工建言动机及传达组织对建言行为的预期,但仍缺乏实证数据检验。

为此,本研究以员工人力资本(内嵌于个体的知识、技术和能力的总和)代指建言能力,以员工幸福感(个体对工作和生活的情感体验与认知评价)代指建言动机,明晰HPWS 感知对员工建言行为的内在作用机制,具体理论模型如图1。首先,人力资本的纳入,使得本研究有别于以往建言行为动因研究。此类研究假设员工有能力发现组织不足并构建建设性方案[12],但并未从实证角度提供数据支持。其次,员工幸福感的纳入使本研究为HRM 领域中“互惠”观点提供基于中国情景的检验。本文基于整合模型、从个体感知视角下的探索,在揭示员工建言行为驱动因素及内在作用机制的同时,有助于拓展和完善员工建言行为研究,为中国本土化HRM的设计与实施提供参考。

图1 信号理论与行为计划理论的整合

二、文献回顾及研究假设

(一)HPWS 感知与员工建言行为的关系

转型经济期的中国企业因发展阶段、人口结构等实施了一种具中国特色的HPWS:承诺控制混合型HRM 系统[13]。该HPWS 由八个人力资源簇(cluster)构成,分别为:严格招聘、基于结果的考核、竞争流动与记录管理、广泛培训、信息分享、薪酬管理、内部劳动力市场和员工参与管理。该系统对中国企业绩效提升有显著影响,特别是严格招聘、结果导向的考核等控制型工作实践[13]。其对企业绩效的提升主要是通过规范员工的角色内行为实现,而非激励员工的角色外行为[14],但其可通过提升员工组织支持感等诱发员工建言行为[15]。

以上研究虽明晰了HPWS 构型及作用机理,但其多从管理者视角出发聚焦于管理者的人力资源意图或实践,存在管理者偏差和人本主义缺失等局限。Boon et al.[16]指出因职位角色差异,管理者实施HRM 的意图与员工对HRM 的感知具有较大差异。Jiang et al.[9]发现员工的HRM 感知受管理者和同事的HRM 感知影响。换言之,员工的HRM 感知并不一定与管理者的HRM 意图和实践相一致,从而产生管理者偏差。人本主义缺失指以往研究将员工群体视为同质群体,认为员工群体对同一管理系统具一致反应[17]。然而,员工彼此具显著差异,会依自身情绪感知周遭环境[18],且年龄、任职年限等人口学因素也影响员工的人力资源感知[16]。

员工建言行为是以组织问题及不足为焦点,以改进和变革为导向的主动型员工行为[19],Liang et al.[20]将其分为促进性建言(Promotive Voice)和抑制性建言(Prohibitive Voice)。促进性建言是指员工表达有助于单元/组织效率提升的新想法和新建议,抑制性建言是指员工表达对损害单元/组织的工作方式、实践或行为的关切。前者以未来为导向,在于提供新方案以提升未来效率；后者以过去和未来为导向,目的在于纠正现有或潜在不利以避免问题恶化。

目前虽较少从员工感知视角研究HPWS 对员工建言行为的作用,但该系统通过增强员工能力、动机和机会成为员工态度和行为的驱动器与触发器已得到广泛认同[6]。苗仁涛等[12]发现,HPWS 通过提升员工组织支持感来促进员工的建言行为；段锦云等[1]、戚玉觉等[21]研究也得出类似结论。就“混合型”HRM 系统而言,控制型工作实践向员工释放组织建言预期、奖励和认可等信号,承诺型雇佣实践向员工传递在工作场所中建言行为是安全、信任和互惠等信号,接收上述信号后员工形成HPWS 感知,进而实施建言行为。

假设1a:HPWS 感知能显著正向预测员工促进性建言。

假设1b:HPWS 感知能显著正向预测员工抑制性建言。

(二)HPWS 感知、员工人力资本与建言行为的关系

HPWS 与员工人力资本的关系。人力资本是员工知识、技术和能力的总称。以往研究多从组织层面界定人力资本,认为企业所实施的HRM 通过培养和积聚具有价值性、稀缺性、不可模仿和无可替代属性的人力资本池,从而为组织带来竞争优势[22-23]。因员工人力资本与组织人力资本所具备的同源属性[24],本研究认为HPWS 感知同样对员工人力资本具提升效应。具体而言,招聘筛选员工基础知识、社交能力；培训向员工传授组织所需技术；绩效考核呈现战略任务及明示实现战略所需能力等,信息分享、员工管理参与等则直接向员工提供关于组织环境、人事及战略相关专有信息。综上所述,“混合型”HRM 系统有助于员工人力资本的提升,特别是组织专有人力资本。

假设2:HPWS 感知能显著正向预测员工的人力资本水平。

员工人力资本在HPWS 感知与员工建言行为关系中的作用。以往研究鲜有从能力维度研究员工建言行为,但借鉴员工创新行为及相关研究可知,建言能力对员工建言行为的产生及其在HPWS 感知与员工建言行为关系间具有重要作用。Amabile[25]认为,创新行为的产生需要个体具备领域相关技能、创造力相关技能和任务动机,前两者均为员工创新行为的能力维度。类似地,员工建言行为的实施,不仅意味着其有能力发现组织现有不足或预测组织潜在危机,还要求员工有能力发展与构建针对该问题的解决方案和建设意见[20]。周建涛等[26]证实,员工教育水平对员工建言行为存在显著的预测效应。以上分析可知,以人力资本表征的员工建言能力是影响个体员工实施建言行为的重要前置变量。

假设3a:人力资本在HPWS 感知与员工促进性建言的关系间起中介作用。

假设3b:人力资本在HPWS 感知与员工抑制性建言的关系间起中介作用。

(三)HPWS 感知、员工幸福感与建言行为的关系

HPWS 感知与员工幸福感的关系。彭怡等[27]认为,员工幸福感应包含类似主观幸福感的不可积累的体验型幸福感,还应包含类似于心理幸福感的科技类的积淀型幸福感。在整合视角下,员工幸福感是个体在工作场所的情感、情绪等即时性主观体验结果和在工作中体会到的自我实现和自我满足等持久性客观认知评价过程,既包含主观幸福感的主观性、即时性和结果导向,也包含心理幸福感的客观性、持久性和过程导向。

关于HRM 对员工幸福感的作用效果研究较多,但尚未取得共识且在多元利益相关视角下存在着“互惠”“怀疑”和“悲观”观点[28]。互惠观点认为组织与员工利益是一致的,通过HRM 的实施可同时对组织和员工产生积极效应。怀疑观点认为HRM 实践对员工幸福感和组织绩效的作用效果并非一致。悲观论者则认为两者间利益是矛盾的。本研究认为,中国情景下兼具“控制”与“承诺”属性的HPWS 对中国员工幸福感具积极影响。承诺型雇佣实践中,内部劳动力市场实践有助于员工工作安全感的提升,知识分享、员工参与等实践有助于提升员工对组织信任、工作满意度和自我效能感等,均有助于提升员工幸福感[29]。控制型工作实践有利于向员工传达具体且明晰角色预期、工作所需能力与要求以及战略实现和目标达成的关键绩效指标等信息,因降低了角色模糊而提升员工幸福感[30]。

假设4:HPWS 感知显著正向预测员工幸福感水平。

员工幸福感在HPWS 感知与员工建言行为关系中的作用。段锦云等[1]对中国企业员工的调查研究显示,工作满意度在高承诺工作系统和平行建言间具部分中介效应。周浩等[31]的研究显示,工作不安全感对员工建言行为存在倒U 型影响,员工自我效能感则正向促进员工建言行为。混合型HRM 系统试图帮助员工明确角色责任、明晰工作目标等的同时,也给予员工更多组织支持、鼓励员工参与组织管理、构建内部劳动力市场。当员工感知到这些HPWP 时,员工工作满意度、自我成就感等得以提升,在组织中体验到更高水平积极情绪,进而促进员工实施建言行为。

假设5a:员工幸福感在HPWS 感知与员工促进性建言的关系间起中介作用。

假设5b:员工幸福感在HPWS 感知与员工抑制性建言的关系间起中介作用。

(四)员工幸福感与员工人力资本的关系

从理论上看,当员工幸福感水平较高时,更有意愿为完成组织任务而主动提升基础知识存量、任务必备技能和组织专有技术等[24]。人力资本成为组织竞争优势源头的前提在于,组织必须通过一定管理手段“撬动(Leverage)”人力资本,使组织静态、零散信息蜕变为组织化人力资本[22]。Ployhart et al.[24]亦指出,HRM 通过提升员工意愿(Will Do,如员工幸福感)进而促使员工能力(Can Do,如人力资本)的增强。Ployhart[32]所提出的“战略组织行为”概念也是对此的进一步阐述,其指出组织可通过管理活动增强员工动机,这一动机的激活,既可使员工有动力提升自身能力,又可激发员工内在潜能向外显行为的转化。当员工具备为解决组织现有问题或预防潜在风险的意愿时,会为该目标的实现而学习相应知识、技术和能力,即主动提升自身人力资本,特别是组织专有人力资本。

假设6:员工幸福感对员工人力资本有显著的正向影响。

三、研究设计

(一)研究过程与被试来源

研究采用随机抽样方法向位于京津冀区域的企业员工发放问卷,共回收问卷967 份。根据填答时间少于3 分钟、同一IP 地址、所处职位(高管团队等)、乱选乱答(答案一致等)筛选问卷,最终获得有效问卷799 份,回收率82.6%。

研究样本统计学情况见表1。被试中男性占比53.0%,女性占比47.0%,基本符合1 ∶1 比例。被试年龄多集中于26 至30 岁(占比41.4%)和31 至40岁(占比37.9%),学历多为本科及大专(78.6%),57.3%的被试是企业基层的普通员工。这些被试多分布于私营企业(38.4%)和国有企业(35.2%)之中。

表1 被试的人口统计学情况

(二)测量工具

采用李克特五点量表设计问卷。运用“翻译-回译”将英文量表译为中文并结合研究目的修订相应量表。具体量表采用及信效度如下:

HPWS 感知的测量工具借鉴苏中兴[33]开发的由八个维度构成的“转型期中国企业HPWS”量表。探索性因素分析结果表明,八维度的方差累计解释量为69.247%,Cronbach′α 系数分别为0.787、0.746、0.787、0.870、0.791、0.811、0.719、0.814,整体量表Cronbach′α 系数为0.800。验证性因素分析的结果表明,HPWS 感知具较高信度与效度(χ2/df=3.157,RMSEA=0.052,GFI=0.921,CFI=0.942,TLI=0.934,PNFI=0.811,C.R.=0.977,AVE=0.843)。

员工人力资本利用柯江林等[34]开发量表让员工对自身人力资本进行主观评定。探索性因素分析结果显示,单一因素方差累计解释量为69.392%,Cronbach′α 系数分别为0.828,C.R.=0.788,AVE=0.556。

员工幸福感采用Zheng et al.[35]在中国情景下开发的员工幸福感量表,由生活幸福感、工作幸福感和心理幸福感三个内容构成,共18 个条目。探索性因素分析显示,这三个维度总方差累计解释量为60.814%,Cronbach′α 系数分别为0.893、0.902、0.853,整体量表Cronbach′α 系数为0.934。验证性因素分析的结果表明该量表具较高信度与效度(χ2/df=4.169,RMSEA=0.063,GFI=0.924,CFI=0.944,TLI=0.935,PNFI=0.800,C.R.=0.829,AVE=0.620)。

员工建言行为采用Liang et al.[20]开发的员工建言行为量表,共10 个题项,由促进性建言和抑制性建言两个维度构成。探索性因素分析显示,这两个维度的方差累计解释量为68.727%,Cronbach′α 系数分别为0.920、0.883,整体量表Cronbach′α 系数为0.925。验证性因素分析的结果(χ2/df=4.810,RMSEA=0.069,GFI=0.960,CFI=0.974,TLI=0.965,PNFI=0.931)显示整体测量模型的拟合度指标均达可接受水平；促进性建言的C.R.=0.907、AVE=0.661,抑制性建言的C.R.=0.858、AVE=0.549,均具较高信效度。

(三)各变量验证性因子分析与竞争模型比较

采用验证性因子分析和竞争模型策略检验各变量的区分效度,实证结果如表2 所示。

由表2 所示,五因素模型适配指标均满足标准,且优于其他模型,具最佳拟合效果和良好区分效度。

表2 竞争模型验证性因素分析结果

(四)共同方法偏差检测与控制

为降低共同方法偏差,在问卷编制时采用随机编排、信息藏匿等方式；在问卷发放时采用网络平台发放问卷使数据天然具备时间和空间异质。在数据分析时,分别采用Harman 单因素分析和Podsakoff潜在因子控制方法检验和控制共同方法偏差[36]。Harman 单因素分析进行因子旋转载荷发现,第一位旋转因子占比23.75%的载荷量,同源偏差不严重。为进一步消除共同方法偏差的影响,继续运用Podsakoff 潜在因子控制方法。无控制模型卡方值为4 669.029、自由度为2 380；完全控制模型卡方值为5 591.498,自由度为2 452,两者卡方差异922.469,自由度差异72,且p 值显著。为确保研究结果有效性,采用潜在因子控制方法控制共同方法偏差。

四、实证结果及分析

(一)变量相关分析

各变量相关分析结果如表3 所示。

表3 各变量描述性统计及相关分析结果

由表3 可知,HPWS 感知与人力资本、员工幸福感、促进性建言和抑制性建言间存显著正相关；人力资本与员工幸福感、促进性建言和抑制性建言间存显著正相关；员工幸福感与促进性建言和抑制性建言间存显著正相关；促进性建言和抑制性建言之间也存显著正相关。

(二)结构方程模型

HPWS 感知与员工建言行为的结构方程模型结果如图2 所示。

图2 结构方程建模结果

首先,HPWS 感知对促进性建言回归系数为0.410(p＜0.001),达到显著水平,验证假设1a；HPWS感知对抑制性建言回归系数为0.440(p＜0.001),达到显著水平,验证假设1b。

其次,在HPWS 感知、人力资本和建言行为的作用路径中,虽HPWS 感知对人力资本回归系数为0.091,但其并未达显著水平,假设2 未被证实。进一步,因HPWS 感知对人力资本无直接效应,进而使得“HPWS 感知→人力资本→员工建言”这一路径均无显著性,即假设3a 和3b 均未被证实。

再次,在HPWS 感知、员工幸福感和建言行为的作用路径中,HPWS 感知对员工幸福感回归系数为0.769(p＜0.001),达到显著性,验证假设4。在HPWS 感知与员工幸福感对促进性建言的作用机制中,员工幸福感对促进性建言回归系数为0.297(p＜0.001),达到显著性,且HPWS 感知对促进性建言的影响仍具显著性,员工幸福感在HPWS 感知影响员工促进性建言过程中起部分中介作用,验证假设5a。在HPWS 感知与员工幸福感对抑制性建言的作用机制中,员工幸福感对抑制性建言行为回归系数为0.145(p＜0.001),达到显著性,且HPWS 感知对抑制性建言回归系数的影响仍显著性,员工幸福感在HPWS 感知影响抑制性建言过程中起部分中介作用,验证假设5b。以上近端中介效应在使用MacKinnon PRODCLIN 置信区间法(表4)中亦得以证实。

表4 HPWS 对员工建言行为的远程中介效应分析

最后,运用MacKinnon PRODCLIN 置信区间法检验员工幸福感的远程中介效应(表4)。由表4 可知,结构方程模型分析表明:(1)员工幸福感对员工人力资本的路径系数为0.639,95%置信水平下的置信区间不包含0,则表明员工幸福感能显著正向预测员工人力资本,即假设6 得以验证。(2)在HPWS感知、员工幸福感对员工人力资本的作用中,HPWS对员工幸福感的直接效应显著(0.796 且置信区间不包含0),员工幸福感在HPWS 与人力资本之间的中介效应显著(0.491 且置信区间不包含0),且HPWS 感知对员工人力资本的直接效应不显著(置信区间包含0)。故而,员工幸福感在HPWS 感知与人力资本之间的完全中介效应得以证实。(3)在员工幸福感、员工人力资本对员工建言行为的作用机制中,人力资本在员工幸福感与促进性建言间的中介效应显著(0.284 且置信区间不包含0),人力资本在员工幸福感与抑制性建言间的中介效应亦显著(0.169且置信区间不包含0)。鉴于“HPWS 感知→员工幸福感→人力资本”和“员工幸福感→人力资本→员工建言行为”均显著,故而HPWS 感知通过影响员工幸福感、人力资本促进员工建言行为的链式中介效应成立(见表5)。

表5 HPWS 感知对员工建言行为的效应分解

如表5 所示,HPWS 感知促进员工促进性建言和抑制性建言分别存在三条路径(如表5 所示)。“HPWS 感知正向影响员工建言行为”这一直接作用机制,“HPWS 感知通过正向影响员工幸福感进而促进员工建言行为”这一近端中介机制,以及“HPWS 感知通过正向影响员工幸福感、员工人力资本,实现对员工促进性建言的促进作用”这一链式中介机制。

五、结论及讨论

(一)研究结论与应用价值

本研究采用结构方程模型验证HPWS 感知、人力资本、员工幸福感和员工建言行为(促进性建言和抑制性建言)间关系及作用机理,结论如下:

HPWS 感知与员工建言行为。结构方程模型表明,HPWS 感知对员工建言行为具直接影响(假设1a 及1b),与苏中兴[13]、苗仁涛等[4]及其他学者的研究结论相一致。HPWS 通过向员工传达行为规范信号,即员工形成自身HPWS 感知,促进员工建言行为的实施。员工察知到严格招聘、以结果为导向的绩效考核等控制型工作实践所传达的组织对建言行为的预期与认可信号,理解如内部劳动力市场、员工参与管理等承诺型雇佣实践所传达的组织对建言行为的包容和信任信号,均对员工建言行为的产生具有直接影响。

HPWS 感知、员工幸福感与员工建言行为。结构方程模型结果表明,员工幸福感在HPWS 感知和员工建言行为间起着部分中介作用(假设4、假设5a及5b)。首先,与苗仁涛等[15]、刘帮成等[37]相类似,承诺型雇佣实践向员工传达一种长期雇佣信号等而有助于提高员工幸福感。其次,与以往研究不同,本文认为控制型工作实践同样对中国员工幸福感。究其原因在于,控制型工作实践有助于员工清晰认知自身角色、了解工作要求及关键指标等,均有助于员工幸福感的提升。虽然控制型工作实践降低了中国员工在工作中的自主性,但对其幸福感的消极效应并不显著。最后,从行为计划理论来看,员工幸福感的提升,意味着其在工作中满意程度更高、更多地体会积极情绪、认为工作能够带来更多成就感等,这些均有助于员工形成对于建言行为的积极态度,从而实施建言行为。

HPWS 感知、员工幸福感、人力资本与员工建言行为。结构方程模型虽未证实人力资本在HPWS感知与员工建言行为间的中介效应(即假设2、3a及3b 未被证实),但发现了人力资本可传导员工幸福感的中介效应,形成“HPWS 感知→员工幸福感→人力资本→员工建言行为”这一在以往研究中尚未被探索过的链式中介机制。以往研究往往关注员工建言的动机维度；而HRM 领域虽然探索了人力资源实践对个体能力和态度的影响,但并未从实证角度将两者有效整合。从计划行为理论出发来看,当个体意识到建言行为在组织中是被认可和鼓励的(HPWS 感知→员工建言行为)且自身有意愿从事建言行为(HPWS 感知→员工幸福感→员工建言行为)时,员工会为帮助组织解决现有问题或预防潜在风险而发挥自己的主观能动性,采取主动学习、非正式学习等方式提升自身人力资本,从而提升自身建言能力进而实施建言行为(HPWS 感知→员工幸福感→人力资本→员工建言行为)。

总之,本研究对企业管理具有以下应用价值。首先,HPWS 感知有助于激发员工建言行为而实现个人绩效和组织绩效的提升。因此,在组织管理过程中,HRM 职能并不应局限于招聘、绩效考核等大一统的实践活动,而应该真实参与到劳资关系维护、员工差异管理中,从多元视角出发考虑个体差异和具体情境来实施既定的HRM 政策与实践措施。其次,在促进员工建言行为的作用机制过程中,企业可通过运用高绩效工作实践,一方面帮助员工明晰企业纪律、规章与制度,使员工形成清晰明确的组织预期和角色职责等,另一方面构建一个安全、信任与互惠的工作环境与组织氛围等,均有助于实现员工幸福感的提升,进而促使其建言行为的产生。最后,不同于以往人力资本研究所假设的“HRM—人力资本—绩效”这一逻辑链条,本研究发现HPWS 对人力资本的提升必须通过员工幸福感才能实现。现实中的管理者在试图提高员工人力资本存量时,多是采用在职培训、专业技术培训等被动式学习方式,往往成本较高且成效较小。想要更好地增强组织人力资本存量和流量,管理者应通过为员工提供更多机会参与团队管理或组织决策、建立长期互惠雇佣关系、做到对员工真正的关心来提升其工作场所及生活整体幸福感、改善员工—组织关系,充分发挥员工个体主动性,使其感受到来自工作的意义与满足感从而提高其主动学习、非正式学习的内在动机,进而实现员工人力资本的提升以及角色外、利组织行为的实施。

(二)研究局限与未来展望

研究仍存在以下不足有待未来进一步解决:(1)本研究采用问卷调查法收集数据,虽该方法在组织研究领域得到广泛运用且在问卷编制和发放过程均受到严格控制,但仍无法进行因果论断,在未来研究中可以考虑采用准实验或现场实验方法来提高研究结论准确度。另外,研究数据为截面数据,未来也可考虑采用纵向调查设计进行研究。(2)本研究专注于探索员工对人力资源系统感知如何影响个体态度和行为,并未考虑该感知如何形成及受到哪些个体、团队和组织因素的影响,未来研究可探索HPWS 感知的前因变量和调节变量。(3)本研究将员工建言行为作为结果变量探索其形成机理,并未探索当建言实施后,被建言者对该建言行为的态度和回应以及影响其态度和回应的相关因素,未来研究可以采用过程范式探索建言者和被建言者的互动过程及影响因素。