建言效能感对组织公民行为的影响研究

邢 滔 宋宗军

（百色学院,广西 百色 533000）

1 研究背景

员工建言行为是发挥主人翁精神的重要行为模式及途径，而建言效能感来源于员工建言行为所得到的回应。段锦云（2012）认为，建言采纳者的情绪状态会影响员工对建言情境线索的感知及其对建言行为的结果预期[1]。符纯洁等（2020）研究认为，企业管理者营造开放包容的管理氛围，能够激发员工建言行为，管理者应该注意提升建言者的建言效能感水平[2]。高维和等（2021）提出，顾客参与正向影响员工建言，并以建言效能感为中介正向影响员工建言行为，管理者应该促进员工管理效能感的提升，并注重外部客户的影响，以促进员工建言行为[3]。陈思（2015）研究认为，关心组织动机在建言效能感和建言行为之间起完全中介作用[4]。陈苗苗（2015）研究认为，若要在团队中营造积极的建言行为，团队管理者应该更多展现德行垂范，对员工更多仁慈体恤[5]。景秀丽（2016）研究认为，组织公正的氛围能够促进员工建言行为[6]。

魏钧（2009）提出组织认同是连接个体与组织关系的重要纽带，是个体把自己和组织视为一体的自我认定[7]。郭春红（2020）提出组织公平正向影响组织认同，组织认同在组织公平与敬业度之间起中介作用[8]。

Smith（1983）将自发且不受正式报酬制度控制的工作行为称为组织公民行为[9]。这种行为对组织发展有积极的帮助，但其并不包含在员工的岗位说明书中，表现为员工没有额外报酬，也乐意付出，会积极主动地处理工作事务，努力提高工作能力，自愿为同事提供协助，积极参加各类组织活动。从现有研究来看，组织公正水平高，具有开放包容的氛围、德行仁慈的领导，能够使员工具有更强的关心组织动机、更强的建言效能感，进而促进员工建言行为。同样，组织公正水平高，个体对组织依附感强，组织认同水平可能也更高。对组织认同感强的员工，会积极主动地完成工作绩效任务以外的工作，表现出较多的组织公民行为。

2 研究假设

2.1 建言效能感与组织公民行为

春秋时期刺客豫让留下了“士为知己者死”的千古绝唱，即甘愿为赏识自己的人献身。员工对组织的建言效能感来源于建言行为后得到的回应，如果建言行为后得到较为正面的回应，员工认为有机会向管理者提出建议，管理者善于听取其建议，其建议能够得到上司的关注，则员工具有较高的建言效能感。

王敏（2017）研究认为，建言不仅对组织发展和员工职业发展有积极作用，对员工自身心理健康和幸福感也具有重要影响[10]。建言行为影响到员工工作满意度和情绪，如果建言行为得不到反馈，建言者今后工作中会可能保持沉默。魏秀丽等（2021）研究认为高主动性人格的员工因其更强的内在动机、更高的投入感和责任感，表现出更多的组织公民行为[11]。任晓萌（2021）则在研究中发现，组织支持感对员工组织公民行为及自主性动机均有显著正向影响[12]。

参考现有研究，本文提出如下研究假设1：具有积极建言行为的高主动性人格员工，在实施建言行为后，如果能够得到较好的回应，则显著地正向影响员工的组织公民行为。

H1：建言效能感影响组织公民行为。

2.2 建言效能感与组织认同

组织认同源于社会认同理论，可以用来揭示员工与组织之间的心理联系机制，表现为员工认为与组织命运相连，有强烈的归属感，作为组织成员有自豪感，认可组织。龙云（2020）研究认为，谦卑型领导对组织认同和员工绿色行为有显著的正向影响，组织认同在谦卑型领导风格与员工绿色行为之间起部分中介作用[13]。

谦卑型领导能够对员工的建言行为给予更多的包容和积极回应，员工的建言效能感会更强。因此基于现有研究，提出如下研究假设2：因公司组织氛围包容，领导风格谦卑等，员工建言行为能得到较好的回应，员工从而有较强的建言效能感，对组织的认同感也更强。

H2：建言效能感影响组织认同。

2.3 组织认同与组织公民行为

迟景明（2021）在针对高校教师的研究中认为，组织公平感对大学教师组织公民行为有着正向影响，并从微观视角提出了应重视教师民主参与，鼓励教师参与决策，教师民主参与可以使其感受到被尊重，并改善其与领导的关系，增加教师对领导以及学校的信任，使学校的管理更有效率[14]。林新奇（2021）研究认为，组织应重视向员工征求发展建议，而不是局限于过去的经验，鼓励员工组织公民行为，能够显著增强组织的适应能力[15]。现有的研究揭示了，组织支持能够促进组织公民行为[16]，组织公民行为能够促进管理效能提升。因而参考现有研究，提出如下研究假设3：组织认同正向影响组织公民行为。

H3：组织认同影响组织公民行为。

基于以上所述，本文的理论模型如图1所示。

图1 理论模型

3 研究方法

3.1 测量工具

结合研究目的和研究内容，本文选择国内外权威的量表对建言效能感、组织认同、组织公民行为进行测量，这些量表都在过往研究中被证明具有较好的可靠性和有效性。采用李克特5级计分法，设置了“完全不同意”“不同意”“不确定”“同意”“完全同意”五级选项，分别记作1分、2分、3分、4分、5分。研究相关文献，发现性别、年龄、公司职位层级可能会对本文研究变量产生影响，因此本文的控制变量有性别、年龄、公司职位层级。所用到的量表如下：

（1）建言效能感量表：采用段锦云和魏秋江在2012年编制的建言效能感量表[17]，共7个题项。量表的Cronbach's α为0.89。

（2）组织认同量表：采用高中华和赵晨在2014年翻译的Smidts于2001年编制的组织认同问卷[18]，包括5个题项。量表Cronbach's α为0.84。

（3）组织公民行为量表：采用张田和罗家德在2015年翻译的Farh于2007年编制的组织公民行为问卷[19]，包括9个题项。量表Cronbach's α为0.87。

3.2 问卷结构及预测试

问卷第一部分是个人基本信息，包括性别（男、女）、年龄（18～25岁、26～30岁、31～40岁、41～50岁、51～60岁）、学历（初中及以下、高中/中职、大学专科、大学本科、研究生）、职位层级（公司基层员工、公司中层干部、公司领导）；问卷第二部分是建言效能感量表；问卷第三部分是组织认同量表；问卷第四部分是组织公民行为量表。为了避免出现问题的导向性，问卷设计好之后，将问卷二、三、四部分的题目打散之后无规则地混在一起。在正式调查之前，在笔者工作单位进行了小规模的预测试，测试样本数为50。预测试主要测试问卷的题目是否容易理解，并检验调查研究的内容效度，以确保正式调查之后内容效度的质量。

3.3 样本选取和问卷发放

本研究样本于2021年5月选择，问卷发放地点涵盖广西、广东、山东、云南等地区，发放对象为各类企业在职员工，无行业、地区、职位之分。问卷发放采用线上和线下相结合的方式，线上主要通过问卷星编辑之后，借助微信、QQ等平台发放，线下主要通过各种社会关系，随机选择样本填写。本研究共回收260份问卷，剔除填写不完整问卷8份，所有选项全部一致问卷12份，存在明显内部逻辑问题问卷4份，不符合样本主体资格问卷10份（该类型问卷从网络收集，主要为未成年人、在校学生填写），共剔除问卷34份，得到合格问卷226份，有效问卷率为87%。

3.4 统计分析方法

本文主要运用SPSS24.0对正式调查问卷回收的数据进行测验，主要用到的数据分析方法如下：

（1）描述性统计分析：通过统计软件，得到问卷中人口统计变量的均值、方差、标准差，了解数据的基本构成特征。

（2）信度分析：虽然本研究运用了权威的量表，但考虑到调研环境的情境性因素，本次调研后，将合格问卷再次进行可靠性检验，分别测量本研究涉及的三个变量（建言效能感、组织认同、组织公民行为）的Cronbach's α，每个构想的Cronbach's α要达到0.7以上。

（3）效度分析：本研究的预测试过程保证了内容效度；检验结构运用因子分析，观察KMO值、巴特利特球形度检验、因子累计方差贡献率。KMO值需大于0.7，巴特利特球形度检验也要同时达到显著水平。

（4）各变量的相关分析：将各变量内部指标取平均值，然后计算各变量平均值之间的皮尔森相关系数，各变量的皮尔森相关系数需达到显著相关。

（5）回归分析：在各变量相关的基础上，建立回归方程，分析各变量之间的因果关系。

（6）中介效应检验：运用Hayes编制的Process进行中介效应检验。

4 统计分析与假设检验

4.1 描述性统计分析

基于226份有效问卷，从性别、学历、年龄、职位层级方面进行描述性统计，结果如表1所示。

表1 描述性统计结果分析

由表1可知，本次研究的样本男女比例相当；学历层次上，接受过高等教育者占较大比例（其中专科占25.7%，本科占51.3%，研究生占9.7%）；年龄层次上，31～40岁年龄段样本最多（占39.4%）；职位层级上，基层员工居多（占58.8%），中层干部占34.5%，公司领导层级占6.6%。

4.2 量表的信度及效度分析

4.2.1 量表的信度分析

可靠性指测量时的内部一致性，代表了测验结果的稳定性，一般用克隆巴赫系数表示。一般认为克隆巴赫系数在0.7以上可以接受，达到0.8以上则说明量表有较高的可靠性。本次研究各变量的克隆巴赫系数（Cronbach's α）如表2所示。

表2 量表信度检验

由表2可以看出，本研究各变量的标准化Cronbach's α都大于0.8，建言效能感量表、组织认同量表、组织公民行为量表的标准化Cronbach's α分别达到0.814、0.881、0.882，说明本次研究中收集的样本问卷有较高的可靠性。

4.2.2 量表的效度分析

（1）内容效度。本研究采用国内外权威的量表，在正式调研之前，进行了预测试，参加预测试人员普遍反映量表语言精练、易懂，没有歧义。开展正式调研之后，从样本的学历层级看，高中及以上学历的占比达到97.3%，参加调研者对于样表的问题能够完全读懂，产生歧义的可能性很小，说明本研究具有较高的内容效度。

（2）结构效度。本研究采用KMO值、巴特利特球形度检验、因子累计方差贡献率检验结构效度。一般KMO值在0.8以上，表示量表有较好的结构效度；KMO值在0.7～0.8之间，结构效度可以接受；KMO值在0.7以下，结构效度较差。KMO和巴特利特球形度检验结果如表3。

从表3可知，三个变量的KMO和巴特利特球形度检验均通过，建言效能感量表、组织认同量表、组织公民行为量表三个量表中特征值＞1的题项解释总方差分别为67.275%、68.796%、64.261%，说明本研究调查问卷具有良好的解释力，具备良好的结构效度。

表3 KMO和巴特利特球形度检验

4.3 因子分析

运用Harman单因素检验法进行因子分析，采用主成分分析法进行提取，运用基于特征值的方法，提取特征值＞1的指标；采用最大方差法进行旋转，最大收敛迭代次数选择25次；选项中系数显示格式选择绝对值为0.4；经因子分析之后，删除因子负荷量低于0.6、存在交叉负荷量且大于0.4的指标。调研问卷原有21项指标，删除6项指标，保留15项指标。经因子分析，旋转后的主成分矩阵如表4所示（只含保留指标）。

表4 因子分析主成分矩阵

根据周浩（2004）提出的共同方法偏差的统计检验与控制方法，运用统计控制的Harman单因素检验方法，将提取的因子进行旋转操作，提取的三个因子共解释了66.184%的变量总方差，其中第一个因子的特征值为5.618，解释了37.453%的变量总方差，低于50%，因此本研究不存在严重的同源性偏差问题。

表5 量表Harman单因素检验

4.4 相关分析

本研究将各变量中的因子取平均数，分别设置一个新的变量。以问卷中建言效能感（VBE）5个指标值取平均数建立变量AVEVBE，以问卷中组织认同（OI）4个指标值取平均数建立变量AVEOI，以问卷中组织公民行为（OCB）6个指标值取平均数建立变量AVEOCB。运用SPSS24.0中的相关性检验，选取Pearson检验法、双尾对上述变量进行检验。相关性检验结果如表6所示。

表6 Pearson相关性检验（N=226）

从表6可知，建言效能感与组织认同显著正相关，相关系数为0.348；建言效能感与组织公民行为显著正相关，相关系数为0.394；组织认同与组织公民行为显著正相关，相关系数为0.412。变量之间显著相关且相关系数在0.3～0.7之间，为理想的状态。三个变量彼此之间都正相关，且相关系数都超过0.3，为假设的成立提供了相关性基础。

4.5 回归分析

从上文可知，本研究的三个变量之间是两两相关的，进一步通过回归分析对变量之间的因果关系进行分析，测验变量之间的因果关系路径。

4.5.1 建言效能感对组织公民行为的回归

以性别、年龄、学历、职位层级为控制变量，以建言效能感为自变量，以组织公民行为作为因变量，建立建言效能感对组织公民行为的回归方程模型，结果如表7、表8所示。

表7 建言效能感对组织公民行为的回归模型参数摘要

表8 建言效能感对组织公民行为的回归模型参数

从表7得知，建言效能感作为自变量，可解释组织公民行为因变量的32.6%，F变化量为19.686，显著性F变化量为0.000，回归效应显著。德宾-沃森系数为1.874，接近于2，显示两个变量的数据具有独立性。

从表8得知，回归标准化系数为0.284，显著性为0.000，小于0.01，回归效应显著。且经共线性检测，VIF为1.000，小于5，证明两个变量不存在共线性问题。因此，建言效能感对组织公民行为具有正向影响，假设H1成立。

4.5.2 建言效能感对组织认同的回归

以性别、年龄、学历、职位层级为控制变量，以建言效能感为自变量，以组织认同为因变量，建立建言效能感对组织认同的回归方程模型，结果如表9、表10所示。

表10 建言效能感对组织认同的回归模型参数

从表9得知，建言效能感作为自变量，可解释组织认同因变量的20.6%，F变化量为30.806，显著性F变化量为0.000，回归效应显著。德宾-沃森系数为2.09，在2左右，显示两个变量的数据具有独立性。

表9 建言效能感对组织认同的回归模型参数摘要

从表10得知，回归标准化系数为0.348，显著性为0.000，小于0.01，回归效应显著。且经共线性检测，VIF为1.000，小于5，证明两个变量不存在共线性问题。因此，建言效能感对组织认同具有正向影响，假设H2成立。

4.5.3 组织认同对组织公民行为的回归

以性别、年龄、学历、职位层级为控制变量，以组织认同为自变量，以组织公民行为作为因变量，建立组织认同对组织公民行为的回归方程模型，结果如表11、表12所示。

表11 组织认同对组织公民行为的回归模型参数摘要

表12 组织认同对组织公民行为的回归模型参数

从表11得知，组织认同感作为自变量，可解释组织公民行为因变量的29.7%，F变化量为45.719，显著性F变化量为0.000，回归效应显著。德宾-沃森系数为1.940，在2左右，显示两个变量的数据具有独立性。

从表12得知，回归标准化系数为0.412，显著性为0.000，小于0.01，回归效应显著。且经共线性检测，VIF为1.000，小于5，证明两个变量不存在共线性问题。因此，组织认同对组织公民行为具有正向影响，假设H3成立。

4.6 中介效应检验

从回归分析可知，建言效能感显著正向影响组织公民行为，建言效能感显著正向影响组织认同，组织认同显著正向影响组织公民行为。本研究运用Andrew F.Hayes编写的Model templates for PROCESS v2.16 for SPSS and SAS程序进行中介效应验证。本文假设模型符合其Model 4的模型，以建言效能感（AVEVBE）为X变量，以组织公民行为（AVEOCB）为Y变量，以组织认同（AVEOI）为M变量。Options选择Sobel Test和Total effect model。Bootstraps Samples 选择5 000，输出结果如下：

从以上输出结果可知，BootLLCI为0.058 1，BootULCI为0.191 0，中间不包含0，说明中介效果存在。Sobel Test验证当Z＞1.96或P＜0.05时，表示中介效果存在。本研究Z值为3.891 1，P值为0.000 1，再次证明中介效果存在。

从Direct effect of X on Y中可知，X（建言效能感/AVEVBE）对Y（组织公民行为/AVEOCB）的影响效果为0.244 6，P值为0.013 1，小于0.05，说明在模型中，X对Y的影响仍显著。因此M变量（组织认同/AVEOI）在模型中起部分中介作用。

5 研究结论及展望

5.1 研究结论

H1成立，建言效能感显著正向影响组织公民行为。员工建言效能感越强，在组织中越会表现出积极的利于组织的行为，愿意奉献、付出，少计较个人得失，除了完成本职工作，更愿意主动积极的做一些有利于组织的非本职工作的行为。

H2成立，建言效能感显著正向影响组织认同。员工建言之后，领导对员工建言行为的态度，以及对建言内容的重视程度，影响员工的建言效能感。员工建言效能感越强，其组织认同感越强。

H3成立，组织认同显著正向影响组织公民行为。员工对组织的认同感越强，在组织中越会表现出积极的利于组织的行为，愿意奉献、付出，少计较个人得失，除了完成本职工作，更愿意主动做一些有利于组织的非本职工作。

组织认同在建言效能感与组织公民行为之间起部分中介作用。建言效能感除了直接正向影响组织公民行为之外，由于建言效能感增强了组织认同，因而组织认同又正向影响了组织公民行为。若没有组织认同的中介作用，建言效能感对组织公民行为的正向影响会降低，但仍显著。

5.2 管理建议

企业应高度重视员工的参与管理，创造公正的组织氛围，鼓励员工积极、合理地建言，规范并畅通员工建言渠道，认真对待员工的建言。对于员工合理的建言，要予以肯定，对建言内容要制定行动计划并向员工反馈。对于不合理的建言，首先要肯定其建言的行为，然后将建言的不合理之处与员工进行沟通。员工往往从个人利益、部门利益出发建言，导致建言内容对组织并不一定合理；员工也可能由于得到的企业信息有限，对组织内外部环境缺乏全面的认知，从而提出的建言并不适合组织。针对不合理的建言，企业仍应积极回应，使员工保持较强的建言效能感，增强其组织认同及组织公民行为。

组织应重视新生代员工强烈的“被尊重”需求，对其主动参与管理的建言行为，应持肯定态度，畅通建言渠道的同时，建立规范的建言机制，引导员工在合理的建言时机建言。对于建言内容，可主动抛出某项改革议题，并事先划定改革的边界，积极引导员工发挥创造性，为组织贡献有价值的建言内容。

企业可以在培训中建立行动学习小组，运用行动学习法，请各个行动学习小组讨论工作中的难题，创新性地给出解决方案。由于这些解决方案是员工基于实际工作而提出的，在受控的前提下，可以适时地在实际工作中被采纳使用，员工会产生较强的建言效能感，员工较高的建言效能感又对其组织认同及组织公民行为产生显著的正向影响，同时解决了实际工作中的难题。难题被解决，又会增强员工的成就感。成就感可能又与组织认同和组织公民行为产生相互促进作用。

5.3 研究不足

（1）研究样本的局限。本次调研主要针对广东、广西、山东等省的企业员工，样本主要构成是接受过高等教育的知识型岗位员工。对于操作型岗位的员工，样本量偏少。由于知识型岗位员工与操作型岗位员工所接受的教育、工作环境都有很大差异，因此本结论不一定适用于操作型岗位员工。

（2）在回归分析中，R方大于0.19为自变量对因变量解释能力较小；R方达到0.33为自变量对因变量解释能力中等；R方达到0.67为自变量对因变量解释能力较强。本研究中，虽各个假设都得到了验证，在每一次验证中，都证实自变量对因变量具有较显著的解释能力，但R方值分别为0.326、0.206、0.297，模型中的自变量对因变量的解释能力偏低，说明在本次建构的模型外，除了建言效能感，还有其他重要变量对组织认同起显著作用；除了建言效能感和组织认同，还有其他重要变量对组织公民行为起显著作用。

5.4 研究展望

本研究证明了建言效能感对组织认同及组织公民行为有显著正向影响，同时组织认同在建言效能感与组织公民行为之间起部分中介作用。那么如果员工能力素质卓越，能够轻松地获得较多的工作机会，则同样建言效能感的员工，其组织认同是否有显著差异？这一问题值得我们继续研究探讨。