新生代知识员工职场排斥对主动性行为的影响：以组织认同为中介变量

徐瑞华

(郑州大学 商学院， 河南　郑州　450000)



新生代知识员工职场排斥对主动性行为的影响：以组织认同为中介变量

徐瑞华

(郑州大学 商学院， 河南郑州450000)

我国企业新生代知识员工在企业中发挥着重要作用，因此提高新生代知识员工的工作主动性具有必要性。使用问卷法，采用网络调查和实地调查的调查方式，运用SPSS21.0系统处理收集到的数据，通过相关分析、回归分析来探讨职场排斥各维度、组织认同与主动性行为的关系。研究发现，人际排斥、工作排斥与组织认同和主动性行为均具有显著的负相关关系，互动排斥对组织认同的作用不明显，互动排斥对主动性行为有显著的负相关关系，职场排斥各维度也存在显著的正相关关系，并且通过组织认同对主动性行为产生间接影响。这表明，组织可以通过减少新生代知识员工的职场排斥，增强其对组织的归属感，使员工产生主动性行为。

新生代知识员工；职场排斥；主动性行为；组织认同

一、引　言

在知识经济的时代背景下，“80后”、“90后”的知识型员工逐渐成为企业的主力。一项统计调查显示，我国“80后”人数已经达到2.04亿；我国目前企事业工作岗位的员工中“80后”占50%左右，“90后”员工在制造业的一线工厂比较多[1]。然而，在企业内外竞争加剧的环境下，新生代知识员工面临着一系列职场压力和显著的不公平现象，这主要受到传统办公室政治、圈子文化以及由此产生的复杂的人际关系等的影响。近些年来，新生代知识员工职场排斥和主动性行为两个层面的研究逐渐得到关注，但研究新生代知识员工职场排斥对主动性行为具体作用机理的文献还比较少。本研究引入组织认同变量，从人际排斥、互动排斥、工作排斥三个维度深入探讨职场排斥对员工工作主动性影响的具体作用机制，探索组织认同在职场排斥和员工工作主动性中的影响机制，进一步澄清职场排斥、组织认同、员工主动性行为三者之间的关系，为未来的理论研究提供一定的参考。

二、研究假设与研究模型

1.新生代知识员工职场排斥

Ferris(2008)认为职场排斥是排斥的一种表现形式，即员工在工作场所中经历的一种会被他人忽视、排挤的感受[2]。职场排斥是冷暴力的一种，其常见表现为：被他人忽视或排挤、他人避免和自己接触、自己的主观感受被人忽视等，实际是由于员工个体主观认知和评价而产生的一种心理感受[3]。王丽霞等(2012)把新生代知识员工定义为出生在1980年及以后，学历为大专及以上，具有一定的专业知识和技能，现已进入企事业工作岗位，并能把专业知识和技能应用到工作中的人[4]。本文把新生代知识员工定义为1980年及以后出生的“80后”、“90后”员工，即到2016年，年龄范围为19～36岁，具有大专及以上学历，现在已经走上工作岗位，具有专业知识且能把专业知识应用到岗位中的人。以职场排斥和新生代知识员工相关研究为基础，本文把新生代知识员工职场排斥定义为：新生代知识员工在职场中对感受到的被他人忽视或排挤的一种个体认知和评价。

新生代知识员工具有一定的专业知识、较高的个人素质、工作独立性强、创造性较高、喜欢自由、容易接受新鲜事物等特点[1]，其承担着企业管理、研发等工作，但其中的许多工作难以量化和测量。因此，本文以相关研究为基础，根据国内学者皮垚卉在Ferris的职场排斥量表上修订的中国环境下适用的员工职场排斥问卷(2012)，把新生代知识员工职场排斥分为人际排斥、互动排斥、工作排斥三个维度来进行研究[5]。人际排斥是指新生代知识员工在工作中因他人避免与自己结交而产生的一种心理感受，互动排斥是指新生代知识员工在工作中被他人不配合而产生的一种心理感受，工作排斥是指新生代知识员工在工作中被他人否定而产生的一种心理感受。

2.新生代知识员工职场排斥与主动性行为

Parker, Williams 和 Turner (2006)把主动性行为界定为：目的在于改变或者改善情境或个体自身而产生的一种自发的有预见性的行为[6]。Grant 和 Ashford (2008)进一步提出主动性行为存在五个维度，即形式、目标、频率、时机和策略[7]。胡青等(2011)对主动性行为进行了概括，认为主动性行为是一种自发的形式，在工作开始之前思考工作目标，并且制定中长期的工作计划，在工作中遇到困难时及时解决，为组织带来有利的变革或使自身得到成长[8]。

Williams(1997)认为排斥不仅会使自尊需求、存在意义的需求、控制的需求、归属的需求发生变化，还会对个体的行为和态度产生负面的影响。Ferris(2008)不但界定了职场排斥的定义，还论证了职场排斥会对员工的心理、工作态度和行为产生十分负面的影响[2]。职场排斥是一种不正当的人际交流方式，可能会使个体在工作中产生消极的人际交流体验，感到自己被忽视和不尊重，产生不满和愤怒情绪，可能会使自己与排斥者人际关系紧张。个体在工作中被排斥原因可能是个体认为组织缺乏有效的规避行为或制度而恶化其与组织之间的关系。根据社会交换理论和消极互惠观点，被排斥使个体在工作中消极怠工，导致个体绩效降低[9]。职场排斥对组织中的员工而言是一种在工作中产生的压力源，是一种冷暴力，感受到被排斥的员工，其自尊、归属感可能被剥夺。作为新生代知识员工，针对这种剥夺，其主要应对方式就是对任何事都不积极、不主动，变得更消极、被动[10]。

基于以上研究分析，本文提出如下研究假设。

H1：职场排斥负向影响主动性行为。职场排斥程度越高，员工主动性行为越低。反之，职场排斥程度越低，员工主动性行为越高。

H1a：人际排斥负向影响主动性行为。

H1b：互动排斥负向影响主动性行为。

H1c：工作排斥负向影响主动性行为。

3.组织认同的中介作用

Mael(1992)认为组织认同能够使员工明晰自己在组织中的位置，把自己和组织视为一个整体，产生对组织的归属感和依赖性[11]。Riketta(2005)从三个不同的角度来研究组织认同，即认知角度(视组织价值观为自己的价值观)、情感角度(对组织有归属感)和社会学角度(把个体和组织看作整体)。Dick(2001,2004)从广义的角度出发,认为组织认同不仅包含认知、评价、情感,还应包括行为成分[12]。王彦斌(2004)对组织认同的研究较为全面，他认为组织认同是组织成员在心理与行为方面和自己所加入的组织具有一致性，并把组织认同分为生存性组织认同、归属性组织认同和成功性组织认同三个不同的维度[13]。

员工在组织中度过一生的大部分时间，组织满足员工的情感需求，将有利于员工的自我价值认定，使员工明确自己在组织中的位置，通过情感桥梁使员工和组织联系在一起；相反，如果没有情感桥梁，员工的情感需求得不到满足，将会阻碍员工的自我价值认定，使员工不能认识到自己在组织中的位置，从而降低员工对组织的归属感[14]。职场排斥会使组织和员工之间的人际关系紧张，不利于组织建立和谐的工作氛围，团队合作、互帮、互助、沟通信息等较好的组织文化被打破，无法满足员工的情感需求，降低员工对组织的归属感和依赖性。吴隆增等(2010)通过实证研究，证实了职场排斥和组织认同存在负相关关系[15]。李锐(2010)使用结构方程模型分析了职场排斥和组织认同的关系，研究证明职场排斥负向影响组织认同[9]。基于以上研究分析，本文提出如下研究假设。

H2：职场排斥负向影响组织认同。

Dick(2001,2004)从广义的角度研究,认为组织认同不仅包含认知、评价、情感,还应包括行为成分；从认知和情感方面的研究来看，对组织认同感强的个体，更容易对组织产生积极的态度[12]。Lipponen等(2008)认为对组织认同感越强的个体，越可能自发地、积极地、主动地去改进工作，从而产生一些有创造性的想法，并且提出这些想法，进而自发地去工作[16]。Hirst等(2009)指出，员工对组织的认同感有助于培养员工从事创新活动的内在兴趣，使员工积极地从事创新性的工作和活动[17]。韦慧民等(2012)认为个体内部的认知评价与情感涌现状态是员工主动性行为是否发生的关键，个体特征和组织环境主要通过个体内部的认知—情感状态间接影响主动性行为[18]。基于以上研究分析，本文提出如下研究假设。

h1：组织认同正向影响主动性行为。

目前关于职场排斥、组织认同、主动性行为三个领域的研究很多，但关于三者之间关系的文献还很少，尽管如此，从相关文献研究中可以推断出这三者之间存在着一定的联系。赵志裕等(2005)指出人们主要基于提高自尊、提高认知安全感、满足归属感和寻找存在的意义这四个心理动机来选择某一群体成员资格进而建立社会身份[19]。这四种心理动机如果满足，则会提高个体对其所属组织的认同水平，相反，如果得不到满足，则会降低个体对其所属组织的认同水平。因此，可以推断出个体在组织情境下的人际对待方式将直接影响到个体对所属群体的认同水平。积极的、正面的人际对待方式(热情、尊重、宽容、帮助)可以在很大程度上满足个体的归属感、自尊等心理需要，有利于个体与组织建立起良好的情感纽带。相反，消极的、负面的对待方式(忽视、排挤、冷淡)则降低个体对组织的归属感、自尊等心理需要，从而降低个体对组织的认同度。Ridetta(2005)认为个体对所属群体的认同度对个体产生利组织行为起着重要作用，组织认同度越高，越能使个体从组织的角度出发，做出有利于组织的行为(组织公民行为、自发性行为、合作等)[20]。个体对组织的认同度越低，个体对组织的归属感越低，缺乏做出有利于组织的行为的动机。因此，根据以上研究可以推断出个体感受到的职场排斥程度越高，对所属群体的认同度越低，在工作中做出的主动性行为越少。相反，个体感受到的职场排斥程度越低，对所属群体的认同度越高，在工作中做出的主动性行为越多。基于以上研究分析，本文提出如下研究假设。

H4：组织认同在职场排斥和主动性行为之间具有中介作用。

综合以上研究，本文探讨在国内环境下职场排斥对主动性行为的作用机制和过程，理论模型如图1所示。

图1　理论模型

三、研究设计

1.变量测量与测量工具

本文研究职场排斥、组织认同、主动性行为三个变量，测量工具如下。

(1)职场排斥。参考学者皮垚卉(2012)在Ferris的职场排斥量表的基础上修订的职场排斥问卷，问卷包含29个题目，其总量表的信度系数在0.8以上，具有良好的信度[5]。本文采用其中15个题目，问卷采用Likert 5点尺度计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，测量维度来自皮垚卉(2012)通过探索性因子分析得出的三个维度，即人际排斥、互动排斥和工作排斥。

(2)组织认同。采用国内学者王彦斌(2004)编制的组织认同问卷[13]，该问卷有13个题目，3个维度，问卷采用Likert 5点尺度计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。每个因子的Cronbach’s Alpha系数都在0.7～0.8之间，问卷总的Cronbach’s Alpha系数为0.920，大于0.9，具有较高的信度。

(3)主动性行为。选用国内学者傅学萃(2013)在Belschak(2010)研究的基础上编制的主动性行为量表，该量表有17个题目，3个维度，从个体、团队、组织方面来测量主动性行为，问卷采用Likert 5点尺度计分，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”[21]。各维度Cronbach’s Alpha系数均大于0.7，具有良好的信度，可以进行测试。本文把此量表和访谈结合起来，最终确定15个题目，问卷采用Likert 5点尺度计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。

2.数据收集

本问卷主要采用网络调查和实地调查的调查方式。首先，网络调查主要通过问卷星、论坛、微信等渠道向亲戚、朋友、同学、老师等人发出，涉及的地区有上海、北京、广州、郑州、南阳、安阳等城市，以新生代知识员工为筛选条件，调查“80后”、“90后”即截至2016年年龄在19岁到36岁之间，学历为大专及以上学历的员工。共发放120份问卷，回收105份，其中有效问卷为98份。其次，实地调查主要选择在郑州市，接受调查的企业性质有民企、国企等，调查的职位有普通岗位及基层、中层、高层管理岗位。实地调查共发放问卷200份，实际收回174份，其中有效问卷为157份，有效回收率为78.5%。网络调查和实地调查两种调查方式共发放问卷320份，其中有效问卷为255份，有效回收率为79.69%。问卷的有效样本人口统计分析如下：被调查者男性占39%，女性占61%；19～24岁的员工占48%，25～30岁的占49%，31～37岁的占3%；已婚的员工占16%，未婚的占84%；学历为大专的占9%，学历为本科的占48%，学历为硕士及以上的占43%；普通员工占78%，基层管理者占13%，中高层管理者占9%；国有企业员工占23%，民营企业员工占40%，合资企业员工占5%，其他员工占32%。

四、数据分析与检验

1.效度检验与分析

本文采用效度检验，检验问卷是否测出了想要的结果，能否有效地解释所研究的问题。效度检验采用因子分析的方法。在进行因子分析之前需要进行KMO检验和Bartlett’s球形检验，一般KMO检验系数在0.5以下不宜进行因子分析，大于0.9时效果最好，0.7以上可以接受；Bartlett’s test的显著性(Sig)概率P值小于0.05，则通过Bartlett’s球形检验，可以进行因子分析。因子分析采用主成分分析法，抽取特征值大于1的公因子，采用最大方差法进行旋转来简化对因子的解释，采用回归来计算因子得分。

本问卷职场排斥量表、组织认同量表、主动性行为量表的KMO检验系数分别为0.867、0.869、0.872(均大于0.7)，Bartlett’s test的显著性(Sig)概率P值分别为0.000、0.000、0.000(均小于0.05)，表明问卷结构效度良好，可以进行因子分析。职场排斥量表应用主成分分析法提取出特征值大于1的公因子3个，对应本研究中的3个变量；组织认同量表采用主成分分析法提取出特征值大于1的公因子1个；主动性行为量表采用主成分分析法提取特征值大于1的公因子1个。因此，本问卷具有较好的单维度性。

2.信度检验与分析

Nunnally(1978)认为可以通过Cronbach’s Alpha系数来检验问卷的信度，Cronbach’s Alpha系数大于0.9，则问卷信度很好；Cronbach’s Alpha系数在0.8以上，则问卷信度较好；如果Cronbach’s Alpha系数在0.7以上，则问卷信度良好。一般认为问卷的Cronbach’s Alpha系数在0.5至0.9之间是合理的。本问卷的Cronbach’s Alpha系数为0.803(大于组织经营管理的系数水平)，职场排斥、组织认同、主动性行为的Cronbach’s Alpha系数分别为0.805、0.737、0.750(α系数在良好的系数水平0.7以上)，因此本问卷具有良好的信度。

3.假设检验

本文用SPSS21.0对收集到的数据进行相关分析，得到表1。

表1　各变量Pearson 相关系数矩阵

注：** 在 0.01 水平(双侧)上显著相关；* 在 0.05 水平(双侧)上显著相关.

(1)H1的检验。通过对各变量进行相关分析和回归分析，来检验职场排斥和主动性行为之间的关系。首先，在各变量Pearson 相关系数矩阵中，人际排斥、互动排斥、工作排斥和主动性行为的相关系数分别为-0.321(p<0.01)、-0.220(p<0.05)、-0.0255(p<0.05)，可以看出职场排斥各维度与主动性行为均有显著的负相关关系。其次，从表2可以看出，职场排斥各维度与主动性行为的回归系数均为负值，因此，H1a、H1b、H1c均得到支持。

表2　回归分析结果汇总

注：** 在0.01 水平(双侧)上显著相关；* 在 0.05 水平(双侧)上显著相关.

(2)H2的检验。各变量Pearson 相关系数矩阵中，人际排斥、互动排斥、工作排斥和组织认同的相关系数分别为-0.297(p<0.01)、-0.174、-0.307(p<0.01)，这表明人际排斥、工作排斥和组织认同均具有显著的负相关性，互动排斥和组织认同是负相关的，但不是很明显。表2中职场排斥各维度和组织认同的回归系数均为负。H2部分得到支持。

(3)h1的检验。从各变量Pearson 相关系数矩阵中可以看出组织认同和主动性行为的相关系数为0.638(p<0.01)，表明组织认同和主动性行为之间存在显著的正相关关系。通过回归分析得出组织认同和主动性行为的回归系数为0.624(p<0.01)，表明组织认同和主动性行为之间存在显著的正相关关系，h1得到支持。

(4)H4的检验。Baron&Kelmy(1986)认为中介作用分析需要三个步骤：首先，自变量对中介变量的回归分析；其次自变量对因变量的回归分析；最后，将中介变量引入自变量和因变量的回归模型中，回归模型依然成立，但回归系数要小于第二步中的回归系数[22]。表2为职场排斥各维度对组织认同和主动性行为的回归系数，以及加入组织认同变量后职场排斥各维度对组织认同和主动性行为的回归系数。组织认同加入人际排斥和主动性行为回归模型后的回归系数为-0.018(p<0.05)，小于人际排斥对主动性行为的回归系数-0.039(p<0.01)，但仍然显著，且组织认同依然正向显著影响主动性行为(β=0.582，p<0.01)。因此组织认同在人际排斥和主动性行为之间具有中介作用。同样地，组织认同在互动排斥和主动性行为之间、在工作排斥和主动性行为之间也有中介作用，H4得到支持。

五、结　论

本文在国内外关于职场排斥、组织认同和主动性行为的文献研究基础上，提出理论模型和研究假设，通过软件SPSS21.0对收集到的数据进行相关分析和回归分析，来探讨职场排斥、组织认同和主动性行为之间的相互关系。

研究表明，人际排斥、工作排斥与组织认同和主动性行为均具有显著的负相关关系，互动排斥对组织认同的作用不明显，互动排斥与主动性行为有显著的负相关关系。工作中的排斥会影响新生代知识员工对组织的态度(即组织认同)，可能会使其对组织的归属感降低即组织认同降低，使其在行为上表现为出消极、被动，这对组织是不利的[23]。另外职场排斥各维度也存在相关关系，人际排斥、互动排斥与工作排斥均存在显著的正相关关系，这意味着职场排斥各维度是相互影响的，一种排斥的产生都会造成另一种排斥的产生。职场排斥的三个维度不仅会通过组织认同对主动性行为产生中介的作用，也会对主动性行为产生不利的影响，这表明新生代知识员工在工作中感受到被忽视、排挤时，对组织的归属感、价值观、目标等的认同度降低，产生悲观、消极的态度，这种对组织的消极态度，会体现在他们的工作中。

从以上研究结果可以得出，要想使新生代知识员工在工作中主动地、积极地采取对组织有利的行为，自主地解决在工作中遇到的问题，自主地完成组织目标，首先必须减少他们在工作中感受到的职场排斥，使他们从个体内部产生工作的动力。另外，组织认同在职场排斥和主动性行为的相互关系中起到完全中介的作用，说明企业要想使新生代知识员工产生主动性行为，必须关注他们在工作中遇到的被忽视、被排挤的现象，降低他们的职场排斥，使其产生对组织有利的认知情感，增强对组织的归属感、认同度，从而使他们积极地、主动地去工作，提高个人和组织绩效，实现企业战略目标。

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责任编校：裴媛慧，孙咏梅

2016-02-26

徐瑞华，女，河南周口人，硕士研究生，研究方向为人力资源管理。

F272.92

A

1007-9734(2016)04-0097-06

DOI:10.19327/j.cnki.zuaxb.1007-9734.2016.04.016