组织社会化策略与自我效能感匹配的实证研究以领导支持风格为调节.docx

组织社会化策略与自我效能感匹配的实证研究以领导支持风格为调节.docx

《组织社会化策略与自我效能感匹配的实证研究以领导支持风格为调节.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《组织社会化策略与自我效能感匹配的实证研究以领导支持风格为调节.docx（23页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。

组织社会化策略与自我效能感匹配的实证研究以领导支持风格为调节

组织社会化策略与自我效能感匹配的实证研究

---以领导支持风格为调节变量

胡冬梅1,2，陈维政1

（1四川大学工商管理学院，成都610064；2西华大学人文学院，成都610039）

摘要：

文章从组织、员工协同作用的视角，研究了组织社会化策略与员工自我效能感的匹配类型与非匹配类型在组织社会化内容、工作满意度方面存在的差异性，同时也研究了领导支持风格在匹配类型、非匹配类型与组织社会化内容影响上的调节效应。

并通过对217个企业样本的分析得出如下结论：

（1）自主型、接受型与冲突型、消极型在组织社会化内容、工作满意度上存在显著差异。

（2）组织社会化内容显著正向影响工作满意度。

（3）人际关系社会化维度显著负向影响离职意向；组织政治社会化维度显著正向影响离职意向。

（4）领导支持风格正向调节自主型与组织社会化内容之间的关系；领导支格负向调节冲突型与组织社会化内容之间的关系。

关键词：

组织社会化策略；自我效能感；领导支持风格；工作满意度

中图分类号：

F270文献标识码：

A文章编号：

1000-0000（2011）00-0000-00

一、引言

企业怎么样在复杂的环境中生存？

这是管理学、历史学、经济学、心理学、组织生态学目前研究的关键问题之一。

为了应对企业生存环境的复杂性，使企业有更强的生存能力和竞争能力，人力资源的重要性就尤为突出。

员工作为人力资源的载体，他们能否适应企业是组织社会化理论所研究的焦点。

从20世纪80年代以来，组织社会化理论已经对员工如何适应企业成为企业的“圈内人”作出了很多贡献。

比如，Jones从组织的视角研究了企业社会化员工的策略和方式；还有研究者从员工的视角以及组织-员工匹配的视角探索了员工怎样从“圈外人”变成“圈内人”的过程；在2010年陈卫旗认为员工适应企业的过程不是静态的，而是员工和企业之间互动以达到员工—组织匹配的动态的过程，并通过实证证实了组织的“序列/固定”策略、“社会支持”策略和个体的“行为管理”策略之间可以显著提高员工与组织的价值匹配。

虽然研究成果颇多，但仍没有考虑组织社会化策略、员工个体特征协同对员工组织社会化的影响。

根据权变理论的思想，对不同特征的员工应该采用不同的管理方式。

再加上受积极心理学的影响，最能代表员工积极心理特征的自我效能感成为组织行为学关注的焦点。

因此，本文首先研究组织社会化策略与员工自我效能感匹配对组织社会化内容、工作满意度等方面的影响，接着探讨了领导支持风格的调节作用，并选取本土化样本对研究问题进行验证。

二、理论回顾与研究设计

组织社会化是员工对企业的持续不断的适应过程，通过这种适应员工了解企业的价值观、目标、文化形成企业期望的行为。

也就是说，组织社会化内涵的本质就是员工的适应过程，这一观点是从有组织社会化以来都不会变化的。

组织社会化策略与员工个体特征对组织社会化的影响研究成为关注的焦点。

（一）理论回顾

一方面，已有的研究从组织所采用的策略对员工社会化的影响进行过很多探讨。

实证研究的结果表明组织采用的制度化策略显著正向预测组织社会化效果。

而且，不同类型的社会化策略导致员工对企业不同的适应结果。

制度化策略导致员工固化的角色，个体化策略导致员工的角色创新；制度化策略与角色冲突、角色模糊和离职意向有负向相关关系，与工作满意度和承诺有正向相关关系。

研究者还研究了制度化策略对近端结果（角色冲突，角色模糊和知觉到的匹配）的影响和对远端结果（工作满意度、工作绩效等）的影响，以及领导与员工关系在制度化策略与员工的满意度、绩效之间的关系中起到负向调节作用。

另一方面，研究也发现，员工的个体特征对社会化也有影响。

Ashford和Black发现有强烈控制欲望的成员倾向于更多主动搜寻信息进行社会化。

Wanberg和Kammeyer-Mueller的实证研究发现外向型性格与信息搜寻、关系建立等主动行为有高相关的关系，但与积极进取不相关；开放型性格与意义理解有相关关系，与信息搜寻不相关。

Blau提出外控倾向者不满意自己的工作，离职率较高，在同样情境下，内控倾向者认为组织的成果来自于自己的努力。

除了员工的性格倾向对员工的社会化行为的影响外，Jones提出高自我效能感的新员工在组织社会化历程中会学到更多适当的行为，其原因可能是高自我效能感的员工较低自我效能感者更不惧怕尝试新的角色，以及勇于寻找反馈。

Hill等人提出高自我效能感者较愿意采用新的工作技术，且在训练后较低自我效能感者容易将学到的技术转移并应用到实际工作中。

葛建华和苏雪梅验证了组织认同在语言、价值观和目标社会化与组织公民行为的关系中起完全中介作用，在历史社会化与组织公民行为的关系中起部分中介作用.

分析以上的研究发现存在如下的问题：

第一，研究者或者从组织的社会化策略,或者从员工的个体特征等单一视角研究了它们对社会化的影响，并没有把组织社会化策略和员工个体特征协同进行研究；第二，虽然研究者已经研究了员工与领导的关系在组织制度化策略与满意度、绩效之间的关系，但并没有研究领导风格对组织社会化的影响。

而领导风格是领导理论中的焦点问题，特别是能促进员工的自我决定感并使员工在工作中表现出个人创新精神的领导支持风格对员工的社会化效果的影响具有不可低估的作用。

同时，在现实企业管理活动中，也存在着组织采用的社会化策略、员工个体特征和领导风格不匹配，产生消极的社会化结果的现象。

因此,本文研究组织社会化策略与员工自我效能感协同对组织社会化内容的影响,以及领导支持风格对员工社会化的影响.

（二）研究设计

组织社会化策略是组织对员工进行社会化的方式和方法，它是个单维两极的变量，一极是制度化策略，另一极是个体化策略。

制度化策略指组织采用常规的正式的形式让员工进行岗位角色的学习与体验，并安排固定的学习活动的时间和内容，而且有资深员工作为导师或榜样，给社会化的员工提供积极的支持和反馈。

这种策略是要员工被动接受组织的规范，接受组织预先设定好的角色，使组织维持现状。

个体化策略指组织采用独特的在做中学的形式让员工自己进行岗位角色的学习与体验，不安排学习活动的时间和内容，不提供资深员工的帮助和支持，最后提供给员工的是负面的反馈信息，直到他们能够适应组织，目的是使员工自己去理解组织中的角色，保持自己的个性。

制度化策略和个体化策略都是组织所采用的社会化员工的方式，它们并无好坏优劣之分，只有使用得当和不得当之分。

根据权变管理理论，组织采用的社会化策略应与员工的个体特征协同作用，这样才能事半功倍，取得积极效果。

同时，计划行为理论（theTheoryofPlannedBehavior）认为，在行为的决定因素中，个体对自己能否驾驭自己技能的知觉比实际的技能更重要。

而员工的自我效能感就是行为的关键决定因素。

因此，组织社会化策略与员工自我效能感匹配之后，能提高员工社会化的进程。

如果组织社会化策略不能和员工的自我效能感匹配，就会带来消极的社会化结果。

这样组织社会化策略的两极形态与员工自我效能感高低进行俩俩组合，就形成了图1中的自主型、接受型、冲突型和消极型四种社会化类型。

制度化策略

个体化策略

接受型

冲突型

消极型

自主型

低自我效能感高

图1组织社会化策略与员工自我效能感的类型图

制度化策略与高自我效能感的员工形成了冲突的社会化类型，制度化策略与低自我效能感结合的接受型，低自我效能感与个体化策略形成了消极的社会化类型，高自我效能感与个体化策略形成了自主的社会化类型。

自主型与接受型是组织社会化策略与自我效能感的匹配类型，这两种匹配类型使员工接受组织的价值观、文化和规范，从而表现出积极的组织行为，给组织带来高的绩效。

冲突型与消极型是组织社会化策略与员工特征的非匹配类型，这两种社会化类型使员工形成冲突或消极的角色，给组织带来低的绩效。

也就是说,自主型、接受型与冲突型、消极型之间在组织社会化内容、工作满意度和离职意向上存在显著差异。

当然，组织社会化的目的是让员工掌握企业的文化、建立各种关系并形成相应的技能，从而带来高的工作满意与低的离职意向。

也就是说，员工的社会化是员工融入企业的过程，而员工的融入不仅指员工知道在工作中做什么，更重要的是从心理上融入企业，把自己作为企业的一份子。

根据领导生命周期理论，当员工处于心理上愿意接纳企业融入企业，但自己的工作能力不是很强的时候，需要领导在任务上和关系上都表现出对他们的高度关怀，也就是需要具有支持性风格的领导。

在这种领导风格之下，虽然绝大多数工作由领导决定，不过领导是通过双向沟通获得下属心理上的支持这种方式来进行管理的。

因此，领导支持风格能够调节社会化类型与组织社会化内容之间的关系。

组织社会化内容是员工社会化的近端结果，是探讨员工要学习什么和内化什么才能更好地适应所在企业，它由组织政治社会化、人际关系社会化、工作胜任社会化和组织文化社会化四个维度构成。

如果员工有高的工作胜任能力、融洽的人际关系和对组织政治、文化深入的了解，那么这样的员工就成为企业真正的“圈内人”，当然就会有高的满意度和低的离职意向。

综上所述，本文提出了组织社会化策略与员工自我效能感的匹配类型对近端结果（组织社会化内容）和远端结果（工作满意度、离职意向）的影响，以及在这个过程中领导支持风格的调节作用的研究框架，如图2所示。

鉴于以上的分析，本文提出了如下的研究假设：

H1：

自主型、接受型与冲突型、消极型在组织社会化内容、工作满意度与离职意向上有显著差异。

H2：

组织社会化内容及其各维度显著影响工作满意度、离职意向。

H3：

领导支持风格对自主型与组织社会化内容之间的关系有调节作用。

H4：

领导支持风格对接受型与组织社会化内容之间的关系有调节作用。

H5：

领导支持风格对冲突型与组织社会化内容之间的关系有调节作用。

H6：

领导支持风格对消极型与组织社会化内容之间的关系有调节作用。

三、样本情况及其测量工具

（一）样本收集

本研究的样本来自四川成都8个企业，其中国有控股企业1家，外资企业1家，其他6家都是民营企业，共计发放问卷300份，共回收256份问卷，有效问卷217份，企业员工当场填答，研究者当场回收。

填答的员工均是在职员工，其中男性118名，女性93名，信息缺损6名；管理人员99名，员工110名，信息缺损8人；平均年龄35.34岁。

（二）测量工具

组织社会化策略问卷采用的是Jones编制的。

该问卷在本土样本中应用过，但只引用了Jones量表的一部分，并没有引用完。

本文把Jones编制的整个问卷进行了英汉互译，并请了工商管理的2名博士对每个题目和它对应的维度进行了对照，发现没有问题之后开始正式使用。

该问卷包括了6个维度构成，每个维度由5个题目构成，共计30个题目。

组织社会化内容问卷采用赵国祥、王明辉和凌文辁编制的，该问卷由组织文化社会化、人际关系社会化、工作胜任社会化和组织政治社会化四个维度构成，每个维度由4个题目构成，总问卷共计16个题目。

自我效能感问卷采用的是班杜拉编制的7个题目的问卷，测试的是员工的一般自我效能感；工作满意度采用的是3个题目的整体满意度问卷。

离职意向问卷采用的是苏方国和赵曙明2005年使用过的3个题目的，在他们的研究中离职倾向问卷的内部一致性系数0.78。

领导支持风格问卷用Oldham和Cummings编制的，他们提出了领导风格的支持维度和控制维度，并实证得出支持维度的内部一致性系数是0.86，而控制性维度的内部一致性系数是0.67，控制维度用的是支持维度的反向题，鉴于控制维度的内部一致性系数低于0.70，本研究用了支持维度的8个题目进行测试。

5个问卷都采用Likert五点计分法，要求员工根据自己在实际工作中的情况，从“完全不符合”到“完全符合”1、2、3、4、5这5个等级中间进行选择反应。

四、数据分析及其结论

在对数据进行分析之前，先对数据进行缺失值的处理和共同方法偏差检验。

在数据收集过程中，已经事先对漏填题项占总题项10%和填写答案只有一种的无效问卷进行了剔除。

但仍然存在有效问卷漏填的情况，因此，对有效问卷进行了统计上的缺失值处理。

根据邱皓政的归纳，利用spss16.0的EM程序对调查问卷中的量表或子量表进行缺失值分析，发现只有少部分量表存在不同程度的缺少，且缺失值的比率都不超过1%；用Little’sMCAR精确检验各个量表的完全随机性，结果表明各个量表的数据缺失均属于完全随机性缺失，因此缺失的影响是可以忽略的。

本研究用替代法中最稳健的EM算法对缺失值进行了替代，用替代后的数据进行后面的统计分析。

同时，由于同一主体完成研究问卷的全部填答内容可能带来共同方法偏差，采用了Podskoff等推荐的Harman单因子检验法，即将问卷所有题目放在一起进行因子分析，然后判断未旋转时得到的第一个主成分解释了大部分的变量方差（判断标准是单一因子解释了50%以上的变异），那么就可以说成是存在较大的共同方法偏差。

通过此方法，本文将所有的题目进行了因子分析，统计结果表明了特征根大于1的主成份有14个，解释了总69.332%的变异，第一主成份解释了整个变异的30.670%，并没有解释大部分的变量方差。

因此本文不存在共同方法偏差。

（一）问卷的信度和效度检验

信度检验主要用Cronbach'sAlpha系数来检验各问卷的内部一致性程度。

组织制度化策略问卷的整体的Cronbach'sAlpha是0.907；组织社会化内容问卷的四个维度组织文化社会化、人际关系社会化、工作胜任社会化和组织政治社会化的Cronbach'sAlpha系数分别是0.832，0.848，0.735，0.833，整体的Cronbach'sAlpha系数是0.894。

自我效能感问卷是单维度的，它的Cronbach'sAlpha系数是0.800；领导支持风格、工作满意度和离职意向也都是单维度的，它们的Cronbach'sAlpha系数分别是0.872，0.723，0.862。

每个问卷的内部一致性系数都达到了统计学上的要求。

为了检验各问卷的效度，本文用了验证性因子分析对各变量的结构进行拟合，模型的检验选择了一些具有代表性的拟合指数进行比较，主要有x2／df,RMSEA,GFI,CFI,NFI,NNFI。

x2／df小于2表示非常好的拟合，一般认为2-5之间也可以接受的拟合；RMSEA低于0.1是好的拟合，低于0.05是非常好的拟合，低于0.01是非常出色的拟合；IFI、CFI、NFI、NNFI越接近1表示好的拟合。

具体拟合指标在表1中。

从表1中的数据知道，x2／df和RMSEA值都在可以接受的范围，GFI,CFI,NFI,NNFI四个指标除了自我效能感的NNFI=0.89，其他变量的指标都在0.90以上，说明组织社会化内容、制度化策略、自我效能感和直接上级的支持风格的结构效度达到了可接受的水平。

而工作满意度与离职意向都是非常成熟的问卷，对效度不再进行重复检验。

表1：

变量的效度拟合指标

x2／df,

RMSEA

NFI

NNFI

CFI

GFI

组织社会化内容

2.682

0.088

0.93

0.95

0.96

0.96

组织社会化策略

2.537

0.110

0.90

0.92

0.93

0.95

自我效能感

1.564

0.120

0.91

0.89

0.93

0,93

领导支持风格

3.232

0.152

0.93

0.91

0.94

0.88

（二）各变量的之间的相关分析

表2列出了各变量的平均值、标准差和各变量之间的相关系数。

从表2可以知道，平均值的范围是2.987-4.125，标准差的范围是0.625-1.190，而变量之间的相关系数的绝对值范围是0.03-0.729之间。

如果变量之间的相关系数的绝对值大于0.700，这说明变量之间存在着高相关的关系；如果变量之间的相关系数的绝对值大于0.800，说明变量之间存在共线性问题。

从表2中可以知道，组织文化社会化维度、工作胜任社会化维度与组织社会化内容之间的相关系数分别为0.845和0.804，因为这两个相关系数是分维度对总量表的相关，说明了问卷本身的信度很好。

而其他研究变量之间的相关系数都不大于0.800，所以不存在共线性的问题。

除了离职意向与其他的变量之间的相关系数没有达到显著性水平之外，其它5个变量之间的关系都达到了0.01的显著性水平。

表2：

变量的信度、描述统计值和相关系数表

变量

平均值

标准差

1

1A

1B

1C

1D

2

3

4

5

6

1组织社会化内容

3.843

.625

（.894）

1A组织文化社会化

3.803

.858

.845**

（.832）

1B人际关系社会化

4.125

.750

.779**

.618**

（.848）

1C工作胜任社会化

4.048

.678

.804**

.587**

.667**

（.735）

1D组织政治社会化

3.400

.948

.685**

.419**

.229**

.350**

（.833）

2社会化策略

3.549

.678

.729**

.615**

.529**

.700**

.447**

（.907）

3自我效能感

3.660

.653

.649**

.546**

.609**

.568**

.335**

.553**

（.800）

4领导风格

3.605

.815

.648**

.567**

.539**

.651**

.306**

.713**

.543**

（.872）

5工作满意度

3.596

.883

.486**

.360**

.432**

.472**

.276**

.453**

.465****

.495**

（.723）

6离职意向

2.978

1.190

-.045

-.111

-.183**

-.018

.139*

.066

.003

-.008

-.037

（.862）

注：

***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05。

（三）检验研究假设

由于离职意向除了与组织社会化内容的人际关系社会化维度的相关系数（r=-0.183,P<0.01）、组织政治社会化维度的相关系数（r=0.139,P<0.01）达到显著性水平之外，与其他各变量的相关系数没有达到显著性水平，所以，在以后的验证中将只对离职意向与人际关系社会化、组织政治社会化的关系进行验证，而与其他变量的关系将不进行验证。

1.方差分析

为了检验组织社会化策略与自我效能感结合后的消极型、冲突型、接受型和自主型4种类型在组织社会化内容、工作满意度和离职意向上的差异性，分别把组织社会化策略与自我效能感量表理论上的中值3分作为分界线。

把得分大于3分的样本作为高分组，得分小于3分的样本作为低分组，俩俩组合形成了4组，分别是高组织社会化策略与低自我效能感的接受型，低组织社会化策略与高自我效能感的自主型，双高的冲突型和双低的消极型4种类型。

然后把这4种类型进行方差分析，方差分析结果如表3所示。

从表3知道，在组织社会化内容方面，自主型与消极型、冲突型之间存在显著差异，接受型与消极型、冲突型之间也存在显著差异，冲突型与消极型之间存在显著差异。

在工作满意度的差异上，也是如此。

这也说明，匹配类型与非匹配类型之间差异显著，而非匹配的两种类型自身也存在显著差异。

这4种类型在离职意向上的显著性没有得到证实。

因此H1得到了部分证实。

表3：

消极型、冲突型、接受型和主动型在工作满意度、组织社会化内容差异

因变量

类型

均数差异

标准误

显著性水平

95%置信区间

下限

上限

组织

社会

化内

容

自主型—接受型

.087

.202

.666

-.486

.311

自主型—冲突型

.621*

.122

.000

-.862

-.379

自主型—消极型

.699*

.167

.000

.368

1.029

接受型—冲突型

.533*

.169

.002

-.867

-.199

接受型—消极型

.786*

.204

.000

.383

1.189

冲突型—消极型

1.320*

.125

.000

1.072

1.568

工

作

满

意

度

自主型—接受型

.145

.341

.671

-.819

.528

自主型—冲突型

.432*

.207

.038

-.840

-.023

自主型—消极型

.624*

.283

.028

.066

1.182

接受型—冲突型

.286

.286

.318

-.850

.277

接受型—消极型

.770*

.345

.027

.090

1.450

冲突型—消极型

1.056*

.212

.000

.637

1.476

注：

***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05。

2.组织社会化内容及其维度对工作满意度、离职意向影响的回归分析

从表2知道，组织社会化内容及其各维度与工作满意度有显著的正相关关系（p<0.01），为了进一步验证组织社会化内容及其各维度对工作满意度的预测作用，需要对他们的关系进行回归分析。

在控制了性别、年龄、职务、工作年限和企业性质之后，组织社会化内容对工作满意度的β=0.493，p<0.01；ΔR2=0.224,ΔF=62.319，p<0.01，因此有显著的正向预测作用。

组织社会化内容的人际关系社会化维度对工作满意度的β=0.206，p<0.01，工作胜任社会化维度对工作满意度的β=0.295，p<0.01；ΔR2=0.250,ΔF=17.788，p<0.01，因此人际关系社会化维度和工作胜任社会化维度对工作满意度有显著的正向影响。

而组织文化社会化维度与组织政治社会化维度对工作满意度的影响没有达到显著性水平。

具体数据在表4中。

同样，从表2中知道，人际关系社会化维度和组织政治社会化维度对离职意向的相关关系达到了显著性水平，因此可以对人际关系社会化与组织政治社会化对离职意向的影响进行回归分析。

从表4的回归分析的数据可以知道，人际关系社会化维度对离职意向的β=-0.206，p<0.01，组织政治社会化对离职意向的β=0.205，p<0.01，因此，人际关系社会化维度对离职意向的负向影响的显著性得到证实，组织政治社会化对离职意向的正向影响的显著性得到证实。

综上所述，组织社会化内容及其各维度对工作满意度、离职意向有显著的影响得到部分证实，即H2得到部分证实。

表4：

组织社会化内容及其各维度对工作满意度、离职意向的回归分析

工作满意度

离职意向

模型1

模型2

模型1

模型2

模型1

模型2

标准化

标准化

标准化

标准化

标准化

标准化

控制变量

性别

-.040

-.021

-.040

.008

.015

.001

年龄

-.084

-.054

-.084

-.055

-.006

-.010

学历

-.087

.007

-.087

.037

.054

.024

职位

.311**

-.039

.311**

-.016

-.139

-.115

企业