自我效能对员工满意及组织承诺关_系的调节影响修改稿刘建华.doc

基于自我效能调节作用的员工工作满意与组织承诺关系研究国家自然科学基金资助项目资助（70872083）；教育部人文社会科学研究项目资助（10YJA630099）刘建华1 王亚江2 张沫3摘要：工作满意和组织承诺是两种最重要的态度变量，而这两种变量之间的关系一直存在争议，为了深层次剖析两者之间的关联，本文采用层级回归的研究方法，检验了员工自我效能感对工作满意与三类组织承诺关系的调节影响作用。结果表明，自我效能感能够调节工作满意对持续承诺和规范承诺的影响，但对工作满意和情感承诺的关系调节作用不显著，并且工作满意的五个构面对三种承诺的影响也不一致，其中，薪酬和工作本身的影响最为明显。在论文的最后，指出了本文的研究贡献和进一步的研究方向。关键词：自我效能感；工作满意；情感承诺；持续承诺；规范承诺1 南开大学商学院 博士 副教授2 河北大学管理学院 博士 副教授一、问题提出在银行、餐饮、商场等众多高接触类服务行业，服务类产品的传递需要员工的高度参与，一线员工的工作表现对顾客感受有着直接的影响。满意的员工会热心帮助顾客，对顾客更加负责；而不满意的员工，有可能消极怠工，将自己的怨气转嫁到顾客身上，从而导致顾客的不满。正因为如此，如何提高员工的工作满意度一直是学术界热议的话题之一。反映员工满意的方式有两种：总体满意和具体工作内容满意。在以往的研究中，最常用的是总体满意，而Ironson等学者指出，总体满意忽视了个体之间的差异，并不能为管理者提供准确有效的信息，因为管理者不知道哪些因素导致员工的满意或不满意。1在实践管理中，也常看到管理层采取了许多激励措施，但收效甚微，员工的总体满意度并未得到显著提高，其根本原因就在于这些措施没有做到有的放矢，可见研究具体工作内容满意具有一定的实际意义。组织承诺是另一种重要的工作态度，与工作满意既有联系又有区别。工作满意是一种短期态度，更易受工作环境的影响，当期望和实际感知不一致时，员工的满意程度就会发生变化；而组织承诺持续的时间相对较长，比员工的满意感更稳定，对组织结果的影响更强烈。因此，有些学者认为，研究组织承诺比工作满意更重要。2 Allen和Meyer将组织承诺分为情感承诺、持续承诺和规范承诺三部分。3尽管有的学者认为持续承诺和规范承诺对组织其他结果的贡献不大，4但Jaros则证实三种承诺存在相同的结果变量，研究这两种承诺也助于提高组织的管理效率。5在众多的研究中，工作满意与情感承诺的关系比较稳定，但与持续承诺和规范承诺的关系尚存在较大争议，甚至出现了相互矛盾的结论。6, 7 之所以出现这种分歧，有两个根本原因，一是在研究中使用的是工作总体满意，而未使用工作具体内容满意，二是未考虑个体差异。在同一组织，不同员工对组织有不同的感知和期望，有些员工重视经济报酬和福利，有些员工更看重职务晋升、同事关系、对工作能力的认可等因素，不同员工对不同内容的感知将产生不同的组织结果。在不考虑个体差异时，工作具体内容满意对三类组织承诺究竟会产生何种影响？在考虑个体特征时，这种影响如何发生变化？到目前，学者对这方面的研究并不多。本文用自我效能感衡量个体差异，之所以选择这一变量，是因为业务培训是企业常用的管理措施之一，其目的在于提高员工的工作技能，最终增加工作效率。而现实情况却是，多数培训并未达到理想效果，虽然员工的技能增加了，但员工对组织的好感或忠诚度并未得到提升，原因就在于具有不同自我效能感的员工对于工作的要求和感知也不尽相同，了解自我效能感的这种调节作用，对于促进培训效应最大化也有很大帮助。二、理论回顾与研究假设对工作具体内容满意的研究，使用最多的是工作描述指数量表，该量表从工作本身、薪酬、领导、晋升、同事关系五个方面反映员工满意，多数研究证实该量表具有稳定性和普适性。Spector在此基础上又增加了福利、奖励、公司制度和沟通四项内容，8明尼苏达满意量表则包含20项具体内容，由于内容过多，限制了其在学术研究中的应用。Ironson等证实不同的工作内容会导致不同的组织结果。1在服务组织，一线员工的晋升机会较小，许多员工对晋升根本不抱希望，因此，本文从组织制度、薪酬、领导、同事关系、工作本身五个方面反映员工工作满意。在国内，张晓宁、顾颖以知识性员工为样本，在这方面做了尝试性研究，9而更多是将工作满意和组织承诺作为整体变量，研究这两种变量与离职倾向的关系。10, 11, 12情感承诺是指员工在心理情感上认同或卷入组织。工作满意和情感承诺都是员工积极的情感反应，前者的对象是工作，后者的对象是整个组织。一般情况下，对工作的高度满意必然导致对组织产生更多的积极情感。在多数研究中，工作满意与情感承诺的关系比较一致。比如，Igbaria和Guimaraes分析发现，总体满意、薪酬满意、晋升满意、领导满意、工作本身满意均与情感承诺正相关，而对同事关系满意与情感承诺不相关。13而Knoop4、Brief和Aldag14则证实总体满意以及这五种具体内容满意均与情感承诺正相关。持续承诺是指员工如果离职将带来损失或者由于替代工作机会的缺失而不得不留在组织。Dunham，Grube和Castaneda15指出，年龄、任期、职业满意、外部奖励（比如现金红利等有形奖励）、附加利益、随着年龄或任期增长的工资、教育和技能投资、养老金等是持续承诺的前提变量，而Malhotra和Mukherjee16则认为，任何增加转换成本的措施均可能提高持续承诺，持续承诺是否随着年龄和任期而增长值得怀疑。比如，那些在工作期间获得转换性技能的员工有可能比未获得转换技能的员工有更好的机会离开组织，由此可见，年龄或者工作时间未必就一定是持续承诺的前提。组织可以通过增加内部和外部奖励，以及通过改善工作环境、建立良好的工作团队、改变领导作风、制定有吸引力的组织政策等措施吸引员工的注意，引导他们正确评价离职成本。员工对工作越满意，其感知离职损失就越大。规范承诺是员工基于道德、责任感，觉得应该对组织保持忠诚，反映了员工在进入组织之前的态度和行为倾向，它不仅仅是一种局限于某个特定组织的态度承诺，不仅受组织变量的影响，而且受先期经历或社会文化因素的影响。16中国的传统价值观强调忠诚和知恩图报，强调不仅要对家庭、朋友、亲人忠诚，而且还要与组织、团队和领导保持一致，当组织或他人对自己有所帮助时，一定要想办法进行同等程度的回报。员工与组织之间有经济和社会双重交换关系，这种交换基于双方各自应当承担的责任。组织为员工提供报酬和工作支持，员工为组织提供劳动服务和忠诚。离职是对这种交换关系的破坏，员工不满意时会产生更强的离职倾向，而员工在工作满意的情况下离职，会产生内疚和负罪感。可见，工作满意可以增加员工的规范承诺。基于上述分析，提出以下假设：假设1a1c：工作满意（报酬、领导、公司制度、同事关系、工作本身）对情感承诺（1a）、持续承诺（1b）、规范承诺（1c）具有正向影响。自我效能感是指个体对完成特定任务或工作行为的信念，自我效能感高的员工一般在困难面前不会低头，对工作有更高的自信心，对生活往往持乐观的态度，在工作中愿意付出更多的努力。18McDonald和Siegall证实自我效能感与员工满意和情感承诺正相关，19而ONeil和Mone则证实自我效能感只与员工满意正相关，与情感承诺不相关。20这种分歧表明，自我效能感有可能是员工满意与情感承诺的调节变量。从持续承诺和规范承诺的定义和内涵来看，这两种承诺更易受个体差异的影响。个体差异导致对离职成本的感知有所不同，并且每个人的道德责任感也有很大差异。自我效能感高的员工对控制外部环境表现地更加自信，基于互惠的原则，但当薪酬、组织政策等不能达到自己的要求时，这类员工会觉得没必要为公司付出，并且公司的政策不足以束缚自己更换新工作；而当有较高的满意度时，这类员工会觉得应当对组织保持忠诚，离职会给自己带来较大损失。对于自我效能感低的员工来说，由于缺乏自信，无论对工作满意或不满意，都会渴望保留在组织内。因此，提出以下假设：假设2a2c：自我效能感对工作满意（报酬、领导、公司制度、同事关系、工作本身）和组织承诺有调节作用，即员工的自我效能感越高，其工作满意对情感承诺（2a）、持续承诺（2b）、规范承诺（2c）的影响越明显。本文的研究模型如图1所示。自变量为五项具体工作内容满意，因变量为三种组织承诺，调节变量为员工自我效能感。自我效能感工作满意：报酬领导组织制度同事关系工作本身组织承诺：情感承诺持续承诺规范承诺图1基于自我效能调节作用的工作满意与组织承诺关系模型三、研究设计1样本来源为了减少行业特性对研究结果的影响，本次研究只选择学术研究中常用的餐饮业作为样本来源。根据等距抽样的原则，在某市选择了三家大型专业餐馆，抽样对象为餐馆内的各类员工。首先经得餐馆经理同意，然后将问卷留置在店内让员工下班后填答，第二天再统一收回，每位受试者均赠送精美礼品一份。共发放550份问卷，回收526份，去除不合格和有缺失值的问卷后，获得有效问卷412份，有效回收率为74.90%。在有效样本中，女性为286人，占样本总量的69.4%；平均年龄为21.99岁，25岁以下员工360人，占样本的87.4%；高中或中专以下学历人数为331，占样本总量的80.3%；在本餐馆工作三年以内的人数为378，占样本总量的91.7%；月工资在1300元以下的人数为373，占样本总量的90.5%。由此可以看出，餐饮业员工具有低学历、低年龄、低收入的特征，符合餐饮业的基本情况，表明样本来源具有较高的表面效度。2量表设计从薪酬（PS）、领导（LS）、组织制度（OSS）、同事关系（CWS）和工作本身（WS）五个方面考核员工满意，所有问项来源于Spector8的工作满意测量量表，示例性题目有“我对薪酬感到满意”、“我的上级对下属的想法感兴趣”、“这家餐馆的规章制度是合理的”、“我喜欢和同事相处”、“我的工作令人愉快”等，每个具体内容各有四个问项。组织承诺问项来源于Allen和Meyer3设计的量表，情感承诺（AC）、持续承诺（CC）和规范承诺（NC）各有四个问项，示例题目有“我觉得我是这家餐馆家庭中的一员”、“离开家餐馆会给我带来很大的损失”、“如果现在离开这家餐馆，我会感到内疚”等。自我效能感（SE）的六个问项来源于Schwarzer21等编制的量表，示例性题目有“我能有效地应付任何突如其来的事情”等。所有的问项均采用Likert七分值问法，让受试者填答对问项陈述的同意程度，1代表完全不同意，4代表不确定，7代表完全同意。问项共计32个，样本量是问项数的12.9倍，表明数据完全能够反映各变量之间的关系。从性别、年龄、教育程度、月收入、任期（在本餐馆工作时间）五个方面反映员工的人口统计特征，年龄为实际年龄，将其余四个特征划分为不同的区间。根据相关文献，在分析时将五项人口统计特征作为控制变量。四、结果分析1量表信度和效度检验用SPSS16.0统计软件进行分析。九个分量表的Cronbachs系数为0.780.90之间，探索性因子分析显示，KMO=0.90，Bartlett球形检验显著（p0.000），共析出九个因子，累计方差71.10%，各问项分别与各项应因子对应，表明量表具有较高的汇聚效度。各变量的均值、标准差和相关系数见表1。表1 变量的均值、标准差和相关系数MEANS.D.PSLSOSSCWSCSACCCNCSEPS4.221.490.87LS5.001.250.50*0.81OSS5.001.250.54*0.58*0.83CWS5.801.080.18*0.25*0.27*0.88WS4.901.420.36*0.38*0.43*0.35*0.88AC4.911.460.45*0.40*0.47*0.32*0.54*0.89CC4.201.410.30*0.48*0.28*0.20*0.33*0.49*0.78NC4.351.530.48*0.43*0.42*0.29*0.47*0.65*0.49*0.90SE5.341.030.090.15*0.25*0.24*0.24*0.15*0.20*0.17*0.85注： * p0.01；对角线为Cronbachs系数。PS-薪酬满意，LS-领导满意，OSS-组织制度满意， CWS-同事关系满意，WS-工作本身满意，AC-情感承诺，CC-持续承诺，NC-规范承诺，SE-自我效能感，下同。从表1中可以看出，各变量的均值都大于中间值4，同事关系满意的均值最高，员工对个人能力的自信心也很高。工作满意的五个构面之间高度正相关，三种组织承诺之间高度正相关。自我效能感除与薪酬满意不相关外（r=0.09），与其余变量均在0.01水平下显著相关。2假设检验本研究采用层级回归方法对研究假设进行验证。按照Aiken和West22的建议，将自我效能感和五个具体内容满意的均值进行中心化处理，然后分别构建五个乘积项。第一步回归控制变量，第二步回归五个具体内容满意自变量，第三步引入自我效能感调节变量，第四步引入调节变量与五个自变量的乘积项。因变量为三种承诺，共有十二个回归方程，除了控制变量对持续承诺的回归不显著之外，其余回归均显著。在每步回归方程中，各变量的方差膨胀因子（VIF）介入1.00-2.06之间，表明变量之间不存在共线性问题，Durbin-Watson检验值介于1.75-2.13之间，被解释变量的残差之间不存在自相关。数据分析结果见表2。表2 各变量标准化回归系数（）情感承诺持续承诺规范承诺R2R2R2R2R2R2第一步0.050.05*0.020.020.030.03*性别0.11*0.010.07年龄0.04-0.06-0.07教育程度-0.010.000.07任期0.080.13*0.09收入0.13*0.030.11*第二步0.420.37*0.180.16*0.380.35*PS0.20*0.19*0.25*LS0.09-0.070.15*OSS0.13*0.100.05CWS0.09*0.100.10*WS0.32*0.21*0.26*第三步0.420.000.190.01*0.380.00SE0.060.12*0.01第四步0.430.010.250.06*0.400.02*PSSE0.11*0.13*0.16*LSSE0.090.01-0.01OSSSE-0.13*0.02-0.05CWSSE-0.030.13*0.08WSSE-0.040.06-0.05注：*，p0.05；*，p0.01；*，p0.001在第一步，引入五个控制变量。控制变量对持续承诺的解释明显不足（R2=0.02，ns），但对情感承诺（R2=0.05，p0.001）和规范承诺（R2=0.03，p0.05）有较小的解释力，表明控制变量对三种承诺的影响较小。其中，性别和收入对情感承诺有显著影响，收入对规范承诺有显著影响。通过单因素方差分析发现，女性的情感承诺大于男性，收入越高其情感承诺和规范承诺越大。为检验假设1，在第二步，引入五个工作具体内容满意，三个回归方程均显著，结果显示工作满意对情感承诺（R2=0.37，p0.001）、持续承诺（R2=0.16，p0.001）和规范承诺（R2=0.35，p0.001）的方差解释能力显著增加。从回归系数来看，五项具体内容对三种承诺的影响不同，其中，薪酬和工作本身均对三种承诺产生显著影响，领导满意只对规范承诺产生影响（=0.15，p0.01），组织制度满意只对情感承诺产生影响（=0.13，p0.05），同事满意对情感承诺（=0.09，p0.05）和规范承诺（=0.10，p0.05）产生影响。假设1a、1b和1c得到验证。第三步，引入自我效能感变量，这一步主要检验调节变量的主效应。尽管三个回归方程方程均显著，但只有对持续承诺的方差解释力显著增加（R2=0.01，p0.05），表明自我效能感对持续承诺影响显著（=0.12，p0.05），但对情感承诺(=0.06，ns)和规范承诺(=0.01，ns）没有影响。为检验假设2，在控制调节变量的主效应后，在第四步，引入五个交互项，结果显示，对持续承诺（R2=0.06，p0.001）和规范承诺（R2=0.02，p0.05）的解释力显著增加，表明自我效能感的调节作用存在。从回归系数可以看出，自我效能感调节薪酬满意（=0.13，p0.05）和同事关系满意（=0.13，p0.01）对持续承诺的影响，调节薪酬满意（=0.16，p0.01）对规范承诺的影响。尽管自我效能感调节薪酬满意和组织制度满意对情感承诺的影响，但从总体看，对情感承诺没有调节作用（R2=0.01，ns）。拒绝假设2a，接受假设2b和2c。为了直观显示调节效应，以自我效能感变量的中间值为界，将样本分成高自我效能感和低自我效能感两组，分别进行回归分析，回归交互效果图见图2、图3和图4。图2 薪酬满意与持续承诺：自我效能感调节作用图3 同事关系满意与持续承诺：自我效能感调节作用图4 薪酬满意与规范承诺：自我效能感调节作用三个图均清晰地显示了自我效能感的调节作用。在图2，高自我效能感员工的薪酬满意对持续承诺的影响更强（=0.26，p0.01），而低自我效能感员工表现的较弱（=0.15，p0.05）。在图3，高自我效能感员工的同事关系满意对持续承诺有显著影响（=0.14，p0.05），而低自我效能员工的影响不显著(=-0.01，ns）。在图4，高自我效能感员工的薪酬满意对规范承诺的影响更强（=0.35，p0.001），低自我效能员工表现的相对较弱（=0.17，p0.05），并且在薪酬满意度较低时，高自我效能员工比低自我效能员工表现出更低的规范承诺，而当薪酬满意度较高时，高自我效能员工比低自我效能员表现出更高的规范承诺。五、结论与讨论1理论贡献本文采用层级回归方法证实，自我效能感调节工作满意对持续承诺和规范承诺的影响，但对工作满意和情感承诺的关系调节作用不显著。结果表明，工作满意与持续承诺和规范承诺的关系更易受个体差异的影响，这为解决学术界中的有关争议提供了新的解释依据，理论贡献主要体现在两方面：第一，工作满意的五个构面对三种组织承诺的影响并不一致。情感承诺主要受工作本身、薪酬、组织制度和同事关系的影响；持续承诺只受工作本身和薪酬的影响；规范承诺只受工作本身、薪酬、领导和同事关系的影响。可以看出，工作和薪酬仍是主要的激励因素，增加员工在这两方面的满意，不仅可以提高员工对组织的情感联结，而且可以增加员工的离职成本感知，让员工产生更多的组织责任感。领导和同事关系均属于人际因素，对规范承诺的影响更加明显，充分体现了中国人的忠于领导和追求和谐人际关系的传统文化价值观。组织制度只对情感承诺有影响，表明合理、公正、透明的规章制度有益于员工对组织产生积极的情感。第二，员工的自我效能感越高，其薪酬对持续承诺和规范承诺的影响越大，同事关系对持续承诺的影响越明显。高自我效能感员工，当对薪酬越满意时，其离职损失感知就越大，并且觉得更应当忠于组织；当对薪酬不满意时，其忠于组织的道德责任感更低。尽管同事关系对持续承诺的主效应不显著，但当高自我效能感员工对同事关系满意时，其更留恋这种融洽的同事关系，在感知成本中会考虑人际成本，而低自我效能感员工的这种感觉不明显。这就要求企业在提高员工的薪酬待遇时，还要关注个体差异，注意员工工作能力的培养，增加员工的自信心，从而使员工产生更积极的工作态度。2管理启示在薪酬待遇普通较低且离职率较高的服务行业，如商场、超市、餐饮业、连锁店等，薪酬和工作本身是影响员工与组织关系的重要因素，因此深入剖析这些行业中员工的工作满意与组织承诺关系机制具有很强的现实意义，同时也应是管理者关注的焦点。在这类服务业，适当增加员工的薪酬待遇，可以极大地提高员工的心理归属感，为此，企业可以采用弹性工资制，对于表现优异的员工给予更多的物质奖励；在企业不具备加薪的情况下，需要重点关注工作岗位的设置，力争做到人员与岗位匹配，为员工创造一个愉快的工作环境。总之，建立“待遇留人、事业留人”的企业文化环境是提升高服务行业员工组织承诺的必要土壤。此外，这些服务行业的外来务工人员较多，针对这一特点，在提高待遇的同时，通过温情企业文化的浸润，更利于提高员工的情感承诺，这对于员工增强企业归属感，进而提升对企业的忠诚度具有更为直接的作用和意义。管理者需要明白，业务培训虽然能提高员工的服务技能，增加员工的离职成本和道德责任感，但并不能增加员工对组织的情感归属。高自我效能感的员工只有在薪酬满意的情况下，才会为企业做出更多贡献，这就要求，企业在提高员工的业务技能时，薪酬政策一定要落实到位，否则培训有可能带来负面的影响。比如，服务技能好的员工可能因为对薪水不满意而离职。为工作能力强的员工创造良好的团队工作氛围尤其重要，作为基层管理者，应密切关注团队成员之间的动态，当有矛盾时，应做到公平、公正地处理矛盾纠纷。3研究不足及未来研究方向本文只选取了餐饮业作为样本来源，餐饮业的薪酬水平普遍较低也有可能对结论产生影响，因此，结论的普适性还需在银行等其他高薪酬行业进行验证。情景变量是影响员工态度和行为的外因，个体特征是内因，外因和内因共同对员工或组织产生影响。在将来的研究中，还可以研究人格、心理控制源、情商等其他特质，或者一并纳入敬业度、组织公民行为等其他结果变量，详细分析个体特质如何调节情景变量与组织结果的关系，以求为企业提供更精确的管理建议。参考文献1 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