管理者如何運(yùn)用人口特征來“慧眼識(shí)珠”

管理者如何運(yùn)用人口特征來“慧眼識(shí)珠”管理者如何運(yùn)用人口特征來“慧眼識(shí)珠〞

中圖分類號(hào)：F272.91

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2022.03.0011

隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的開展，企業(yè)在經(jīng)營(yíng)過程中面臨的不確定性不斷增加，許多企業(yè)管理者已清醒地認(rèn)識(shí)到，唯有充沛調(diào)發(fā)動(dòng)工的主動(dòng)性，才能確保企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中立于不敗之地。示例聯(lián)想的柳傳志在2022年博鰲亞洲論壇中就說到：“讓每一個(gè)人能成為公司前進(jìn)中的動(dòng)員機(jī)，而不是被領(lǐng)導(dǎo)所帶動(dòng)的齒輪。〞其實(shí)，他所倡導(dǎo)的“動(dòng)員機(jī)文化〞就是積極激勵(lì)企業(yè)的每位員工主動(dòng)作為。學(xué)者Katz指出，任何一位企業(yè)管理者都無(wú)法預(yù)見所有可能的意外事件和環(huán)境變化，所以員工自發(fā)地做出超越角色外要求的建設(shè)性行為對(duì)組織生存和開展至關(guān)重要[1]。隨后，學(xué)者M(jìn)orrison和Phelps用“takingcharge〞〔主動(dòng)擔(dān)責(zé)〕這一構(gòu)念來描述員工的這類變革行為[2]。它與員工建言不同，更強(qiáng)調(diào)個(gè)體自身實(shí)際行動(dòng)去推動(dòng)變革，而非通過迂回方式倡議他人如何去推動(dòng)變革[3]?？傊?，與其它員工角色外行為相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)更突顯自發(fā)性、變革導(dǎo)向和風(fēng)險(xiǎn)性等特征[2，4]。

雖然員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)對(duì)企業(yè)的意義不言而喻，然而管理者如何通過人口特征有效辨認(rèn)主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工呢？學(xué)界在這方面分歧較大。以性別為例〔0=女，1=男〕，一些研究證實(shí)男性比女性更可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為[56]；而另一些研究卻恰好相反[79]；同時(shí)，還有研究發(fā)現(xiàn)，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不相關(guān)[2，1011]。類似的情況在年齡、受教育水平等其它人口特征中也存在。因此，學(xué)者Vadera等呼吁應(yīng)該系統(tǒng)研究人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系[12]。因?yàn)閷?duì)文獻(xiàn)進(jìn)行定量分析是解決這類問題的有效途徑，所以本文運(yùn)用Schmidt和Hunter[13]的元分析流程和程序來探討這一問題。

一、理論根底與研究若

〔一〕員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的界定與測(cè)量

員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)是指由員工自愿做出旨在改善崗位、部門和組織之間工作發(fā)展方式的一類變革行為[2]，如引入更高效的工作方式、糾正工作中錯(cuò)誤的程序或做法等。該構(gòu)念有別于員工的其他角色外行為，因?yàn)樗伙@自發(fā)性、變革導(dǎo)向、風(fēng)險(xiǎn)性等特點(diǎn)。由于角色外行為界定的難度，Parker和Collins將員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)劃入工作層面的主動(dòng)性行為[3]，并運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)法那么將員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)與相似構(gòu)念進(jìn)行有效辨別。示例，與個(gè)體創(chuàng)新相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不需要強(qiáng)調(diào)新穎性，因?yàn)閱T工可以將其它企業(yè)的優(yōu)秀做法引入組織中；與員工建言相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)強(qiáng)調(diào)員工身體力行的行動(dòng)。

目前，學(xué)界中對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)進(jìn)行測(cè)量主要采用Morrison和Phelps開發(fā)的10個(gè)題項(xiàng)的單維度量表[2]，題項(xiàng)如“嘗試改良流程來提升組織效率〞等。后來，學(xué)者Griffin等將員工主動(dòng)性行為針對(duì)的對(duì)象不同，將其劃分為針對(duì)核心任務(wù)、團(tuán)隊(duì)成員和組織的主動(dòng)行為三種[14]，每個(gè)含三個(gè)測(cè)項(xiàng)。還有學(xué)者Parker和Collins運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)法那么辨別員工主動(dòng)性工作行為時(shí)，使用了一個(gè)三個(gè)題項(xiàng)量表[3]，這些都是對(duì)Morrison和Phelps量表的簡(jiǎn)化或修訂。

〔二〕人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系

1.性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。社會(huì)角色理論認(rèn)為，社會(huì)所制定的兩性勞動(dòng)分工導(dǎo)致性別角色冀望差別，進(jìn)而促成男女的社會(huì)行為差別[15]。同理，組織中的領(lǐng)導(dǎo)對(duì)男女員工的行為冀望也存在差別，如他們往往冀望男性在與控制、自信和能力等有關(guān)方面表現(xiàn)出主動(dòng)，而冀望女性員工積極表現(xiàn)出跟情感敘述相關(guān)的一類行為〔如敘述友好、關(guān)懷他人等〕[16]。Kidder和Parks進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)不同性別的員工在主動(dòng)性行為上的冀望也不一樣[16]。由于員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)是一種具有挑戰(zhàn)性和變革導(dǎo)向的角色外行為，而領(lǐng)導(dǎo)往往對(duì)男性在這方面會(huì)寄予更高冀望。由此，本文提出如下若：

H1：與女性相比，男性更可能在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

2.年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。年齡是另一個(gè)常見的人口特征變量。Grant和Ashford[9]指出，與年輕員工相比，年長(zhǎng)員工可能擁有更多有效地實(shí)施主動(dòng)性行為的知識(shí)、技能和能力。示例，國(guó)內(nèi)學(xué)者段錦云等對(duì)員工建言的元分析結(jié)果也說明，年齡越大的員工越敢于建言[17]。因?yàn)殡S著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體的社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn)都會(huì)增加，心智也更加成熟，這些社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn)都是個(gè)體能在工作中有擔(dān)責(zé)的必要條件。學(xué)者Greller和Simpson研究發(fā)現(xiàn)[18]，年長(zhǎng)員工的工作績(jī)效未必比年輕員工差，因?yàn)樗麄冮L(zhǎng)期積累的技能和經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌驈浹a(bǔ)年齡增長(zhǎng)導(dǎo)致生產(chǎn)力的下降。由此，本研究提出如下若：

H2：?jiǎn)T工年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工年齡的增加，其做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)可能性越高。

3.受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。受教育水平能夠?yàn)閭€(gè)體提供根本的知識(shí)和技能，是《《體做出主動(dòng)性行為的重要資本。示例，VanDyne和Lepine研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平能夠增加員工建言和提出反傳統(tǒng)的想法[19]。從人力資本的角度來看，受教育是一種重要的人力資本投入[20]。正式的教育可能給個(gè)體帶來增強(qiáng)主動(dòng)擔(dān)責(zé)所必需的深層的分析知識(shí)。由此，本文提出如下若：

H3：受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即員工受教育水平越高，其在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性越高?！捕痴{(diào)節(jié)效應(yīng)分析

接著，運(yùn)用Hunter和Schmidt的程序進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，同時(shí)借鑒DeJone等[26]的做法，計(jì)算各亞組變量間效應(yīng)值差別的95%置信區(qū)間，用以比擬真實(shí)效應(yīng)值均顯著的亞組之間的差別顯著性。結(jié)果如表2所示。

從數(shù)據(jù)來源來看：〔1〕在性別上，雖然無(wú)論采用自評(píng)還是他評(píng)，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0〔CI95%差別=[-0.05，0.06]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；〔2〕在年齡上，他評(píng)時(shí)年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比自評(píng)時(shí)高0.03〔CI95%差別=[-0.06，0.12]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；〔3〕在受教育水平上，采用自評(píng)時(shí)受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系不顯著〔ρ=0.07，CI95%=[-0.03，0.11]〕，而采用他評(píng)時(shí)二者關(guān)系顯著〔ρ=0.07，CI95%=[0.02，0.11]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；〔4〕在組織任期上，無(wú)論采用自評(píng)還是他評(píng)，組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03〔CI95%差別=[-0.06，0.12]，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；〔5〕在組織地位上，采用他評(píng)時(shí)組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比自評(píng)時(shí)高出0.09〔CI95%差別=[0.02，0.16]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。由此可知，若H6c和H6e獲得驗(yàn)證，而H6a、H6b、H6d未得到支持。

同理，從文化差別來看：〔1〕雖然無(wú)論是在中國(guó)文化差別下還是非中國(guó)文化差別下，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03〔CI95%差別=[-0.02，0.08]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；〔2〕在年齡上，非中國(guó)文化差別下年齡與《T工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比中國(guó)文化差別下高0.14〔CI95%差別=[-0.01，0.14]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；〔3〕在受教育水平上，中國(guó)背景下受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系顯著〔ρ=0.08，CI95%=[0.04，0.11]〕，而在非中國(guó)文化差別下二者關(guān)系不顯著〔ρ=0.02，CI95%=[-0.11，0.15]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；〔4〕在組織任期上，在中國(guó)文化差別下組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系不顯著〔ρ=0.07，CI95%=[-0.01，0.14]〕，而在非中國(guó)文化差別下，組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系顯著〔ρ=0.15，CI95%=[0.06，0.24]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；〔5〕在組織地位上，非中國(guó)文化差別下組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比中國(guó)文化差別下的高出0.01〔CI95%差別=[-0.08，0.10]〕，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立。由此可知，若H7c和H7d獲得驗(yàn)證，而H7a、H7b和H7d未獲得支持。

〔三〕發(fā)表性偏誤分析

發(fā)表性偏誤主要是指由于論文評(píng)審人根據(jù)論文研究中自變量對(duì)因變量影響效應(yīng)值的大小、方向，如最典型的“抽屜文件效應(yīng)〞。學(xué)者Rosenthal運(yùn)用“失效平安系數(shù)〞〔Failsafenumber〕這一指標(biāo)來估計(jì)導(dǎo)致元分析結(jié)果逆轉(zhuǎn)所需要未發(fā)表的研究的數(shù)量[23]。一般而言，失效平安系數(shù)越大，說明元分析結(jié)果被推翻的可能性就越小。采用ComprehensiveMetaAnalysisversion2〔CMA2.0〕專業(yè)元分析軟件，本文獲得了人口特征與主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系的發(fā)表性偏誤結(jié)果〔如表3所示〕。由該表可知，在臨界值〔=0.05的水平下，性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)元分析結(jié)果的失效平安系數(shù)范圍為66～369，而且對(duì)應(yīng)的Z值均大于1.96，說明本元分析結(jié)果穩(wěn)健性較高。

四、結(jié)論與討論

〔一〕研究結(jié)論

第一，員工性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位等人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)均呈顯著正相關(guān)關(guān)系。按照Cohen效應(yīng)值大小規(guī)范[27]對(duì)本文獲得的人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)相關(guān)關(guān)系的真實(shí)效應(yīng)值衡量發(fā)現(xiàn)，組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)正相關(guān)程度最高，而員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)相關(guān)關(guān)系比擬弱。

第二，數(shù)據(jù)來源和文化差別會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的相關(guān)關(guān)系。具體而言：數(shù)據(jù)來源或員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)分方式能夠調(diào)節(jié)員工學(xué)歷和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的關(guān)系，而文化差別那么會(huì)調(diào)節(jié)員工受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系。換言之，數(shù)據(jù)來源和文化差別能為現(xiàn)有年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)實(shí)證研究中出現(xiàn)矛盾性結(jié)論提供可能的合理解釋。

〔二〕理論奉獻(xiàn)

本文響應(yīng)了學(xué)者Vadera等對(duì)系統(tǒng)研究人口特征與員工建設(shè)性偏差行為〔含主動(dòng)擔(dān)責(zé)〕關(guān)系的呼吁[12]。雖然學(xué)者Tornau和Frese在利用元分析澄清建言、主動(dòng)擔(dān)責(zé)和主動(dòng)性人格等構(gòu)念時(shí)也考慮到了員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，但是分析和談?wù)摰某潭炔粔騕28]。與該篇論文的元分析相比，本文存在如下兩點(diǎn)奉獻(xiàn)：

第一，本文是專門探討人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系的元分析。本文元分析與Tornau和Frese均存在兩點(diǎn)差別[28]：一是本文人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的主效應(yīng)均顯著，而上述二位學(xué)者的結(jié)果多數(shù)不太顯著；二是本文還著重考量了組織地位的影響。結(jié)果差別可能的主要原因是本文根據(jù)研究若對(duì)局部相關(guān)系數(shù)符號(hào)進(jìn)行了修正。以性別為例，有的學(xué)者用〔0=男，1=女〕或〔1=男，2=女〕，本文全部統(tǒng)一〔0=女，1=男〕，這會(huì)影響加權(quán)平均效應(yīng)值大小，并最終影響真實(shí)效應(yīng)值。此外，本文能為后續(xù)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)實(shí)證研究中控制變量的選取提供依據(jù)。

第二，本文還考量了研究特征的調(diào)節(jié)作用，特別是文化差別。與Tornau和Frese的元分析研究相比[28]，本研究不僅考量數(shù)據(jù)來源的調(diào)節(jié)效應(yīng)，還特別考量文化差別的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究結(jié)果能為現(xiàn)有實(shí)證研究存在矛盾性結(jié)果提供可能的合理解釋，如受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。

〔三〕管理倡議

本文對(duì)企業(yè)管理者通過人口特征快速地辨認(rèn)和篩選企業(yè)中能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工也具有較強(qiáng)的實(shí)踐指導(dǎo)意義。第一，企業(yè)管理者使用人口特征作決策時(shí)應(yīng)考量?jī)?yōu)先次序。本文倡議企業(yè)管理者在篩選企業(yè)內(nèi)部能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工時(shí)應(yīng)優(yōu)先考慮員工的組織地位，其次再考慮員工的性別等其他人口特征