緒論隨著如今各個企業(yè)都愈發(fā)重視招攬人才和對人才的培養(yǎng)，員工在組織中的價值除了完成各項基本的本職工作，還需要更多地對工作進行觀察和思考，以便更大地發(fā)揮作為人才的價值。在實際生活中，員工層面的創(chuàng)新和建議也的確為企業(yè)的發(fā)展帶來了積極的影響。如長安汽車集團十余年來通過合理化采納和實施員工的合理化建議創(chuàng)造了近20億元的價值，為長安集團的平穩(wěn)向前發(fā)展起到了十分重要的作用。美國《洛杉磯時報》曾經(jīng)報道，豐田汽車公司的6名員工在2006年曾冒著被公司開除的風險起草了一份兩頁長的建議報告書，為公司高層領(lǐng)導(dǎo)指出汽車生產(chǎn)過程中環(huán)境中存在的問題和生產(chǎn)出的企業(yè)可能存在的安全隱患。但最終這份建議報告書并沒有得到公司高層的采納，最終引發(fā)后來豐田汽車大規(guī)模召回事件。如果當初收到建議報告時豐田的領(lǐng)導(dǎo)能夠?qū)T工的建議加以重視，對員工所提到的問題進行徹底的改變，可能豐田汽車的大規(guī)模安全隱患問題就不會發(fā)生。當企業(yè)員工發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在的問題，或是有了創(chuàng)新性的想法時，如果企業(yè)內(nèi)部沒有很好地建議傳遞機制導(dǎo)致建議不能向上傳達，那對于企業(yè)來說將是一個巨大的損失，而這也會對員工個人的心態(tài)以及對組織內(nèi)部整體的氛圍造成負面的影響。因此近年來，建言行為收到越來越多的組織的關(guān)注，有的企業(yè)開設(shè)了“OpenDoor”來激勵員工建言，有的企業(yè)通過物質(zhì)的獎勵希望員工能夠為企業(yè)提出合理化的建議。同時，西方也有日趨多的學(xué)者轉(zhuǎn)而長期研究建言行為形成，不論是從組織行為學(xué)的角度還是從心理學(xué)的角度都為組織員工對組織的建言行為提供了理論上的幫助。隨著時間的推移國內(nèi)外學(xué)者對建言行為的研究愈發(fā)趨于豐富和深入，本文選用建言行為為主要的研究對象，探究三十歲以上的在競爭性行業(yè)任職的員工組織內(nèi)信任及各維度對建言行為及各維度的影響。主要研究目的如下：通過對過往文獻進行分析，梳理國內(nèi)外學(xué)者對建言行為的研究，找出目前該領(lǐng)域研究中還不夠完善的地方。探索性質(zhì)地研究組織內(nèi)信任與它的不同層面（員工對組織、領(lǐng)導(dǎo)、同事的信任）對建言行為及其各個維度（顧全大局式建言、自我冒進式建言）的影響進行。探究組織認同在組織內(nèi)信任和建言行為之間關(guān)系的中介作用。2研究意義本文在以往學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，探究組織內(nèi)信任對建言行為的影響作用，將組織內(nèi)信任作為建言行為的前因變量進行研究，從理論層面豐富了建言行為的相關(guān)研究體系。本研究在對二者之間關(guān)系進行探討時，考慮到組織內(nèi)信任與建言行為之間可能存在有中介變量導(dǎo)致的間接關(guān)系，引入組織認同作為中介變量，驗證其在二者關(guān)系之間起到的中介作用，和人-崗匹配調(diào)節(jié)組織認同在二者之間的中介效應(yīng)。通過對組織內(nèi)信任、組織認同、人-崗匹配和建言行為四個變量關(guān)系的研究，希望能夠?qū)ζ髽I(yè)管理者在實際管理中遇到的問題形成一定的啟發(fā)。針對三十歲以上的競爭性行業(yè)員工可能存在的“中年危機”問題，探究這一群體在組織內(nèi)認同和建言行為的表現(xiàn)，讓企業(yè)管理者能夠了解到這一群體真實想法，在對這一群體的管理實踐中獲得更多的思路。也讓企業(yè)管理者能夠意識到良好的企業(yè)文化和組織氛圍對于企業(yè)和員工能夠形產(chǎn)生積極的作用，也使其能夠重視建言行為在企業(yè)實際管理中起到的巨大作用。同時，本研究以組織認同為中介變量，使得企業(yè)管理者能夠了解如何提升員工對企業(yè)的認同感，在管理實踐中得到一些理論支持。3.研究設(shè)計3.1理論模型——社會交換理論社會交換理論（socialExchangeTheory）產(chǎn)生于20世紀30年代，在60年代得以發(fā)展，是社會心理學(xué)中的一個理論。社會交換理論的前提是以特定的人性假設(shè)作為其基礎(chǔ)，提出個體的行為由一些能夠帶來回報和獎勵的交換活動所主導(dǎo)，核心思想為“為了滿足交換雙方的需要，相互讓渡價值”。社會交換理論由Barnard（1938）首先提出，而后Simon&March在其基礎(chǔ)上加以完善。根據(jù)他們的觀點，社會交換理論是指個體通過自己為組織所做的貢獻換取組織提供的某種獎勵的關(guān)系。Blau等（1964）提出將個人之間的交流行為分為兩個維度：社會交換和經(jīng)濟交換。根據(jù)他的觀點，社會交換行為是個人基于信任的自愿行為，目的是為了獲得回報；經(jīng)濟交換行為是交換雙方（或通過第三方）基于合同的明確行為、時間和交換的協(xié)議。Blau從社會交換、社會交換與宏觀結(jié)構(gòu)、社會交換與權(quán)力、社會交換等方面對社會交換的不平等和特異性進行了系統(tǒng)的分析，實現(xiàn)社會交換理論由微觀向宏觀的轉(zhuǎn)變。他認為人們在發(fā)生交換行為前，會比較該交換行為的成本與收益。如果收益大于成本，人們會認為交換行為是有意義的，他們會判斷交換是否有意義。Molm（2001）提出了社會交換理論的四大關(guān)鍵因素，即交換主體、交換內(nèi)容、交換過程和交換方式。據(jù)他說，交換的對象可以是個人或組織；交換可以是有形的東西，如薪酬或福利，也可以是無形的東西，如社會認可或個人聲譽；交換是一個長期的過程，人們會根據(jù)對收益與成本的判斷決定是否進行交換，但交換得到的收益可能并非是及時的，也可能只是對未來將會獲得收益的預(yù)期；交換的方式可以是兩個主體對資源進行直接的交換，也可以是多個主體不通過直接的方式進行交換，還可以是主體之間參與合作以達到共贏的結(jié)果。3.2研究假設(shè)整理以往學(xué)者對組織內(nèi)信任進行研究的相關(guān)文獻可以發(fā)現(xiàn)，組織內(nèi)信任往往會促進個體在組織內(nèi)產(chǎn)生一些積極、正面的行為。組織內(nèi)信任可以有效降低組織的管理和監(jiān)督成本，促進員工主動探索工作和自我發(fā)展，使員工能夠充分發(fā)揮主觀能動性、實現(xiàn)自我價值，從而促進成員之間、團隊之間的交流與合作，減少工作中的溝通障礙，促使員工做出更多的有益行為。在中國社會環(huán)境下，一般三十歲以上的員工都面臨著上有老下有小的情況，家庭生活的重擔落在這一人群身上。因此這一人群的風險抵抗能力較差，他們可能會減少可能導(dǎo)致被組織開除、裁員的行為。因為國有企業(yè)工作環(huán)境相對穩(wěn)定，所以這種想法在競爭性行業(yè)的員工身上可能會更加明顯。因此本研究主要研究三十歲以上競爭性行業(yè)的員工作為研究對象。當員工人-崗匹配度處于較高水平時，員工的主觀能動性能夠在工作中積極充分地發(fā)揮，其在工作中的自由度較高，可以自主決策在工作中的一些問題。美國學(xué)者Holland曾在研究中指出，當員工的個人特質(zhì)與工作要求的特征越相似或越相符合，員工的自我效能感就會越強，員工的積極情緒也會顯著提高。個體人-崗匹配度較低一般指兩種情況，一種是員工的工作能力等高于崗位的要求，另一種是員工的工作能力低于崗位的要求。學(xué)界關(guān)于人-崗匹配與建言行為之間的關(guān)系的研究并不多，但有較多學(xué)者都討論了個體的個人特質(zhì)與其他概念的匹配程度與建言行為之間的關(guān)系。例如田在蘭（2014）博士在其博士學(xué)位論文中研究了自我效能感對知識型員工建言行為的正向促進性，并將個人-組織匹配作為一個調(diào)節(jié)變量，證實組織匹配在自我效能與建言行為的關(guān)系中起著調(diào)節(jié)作用。類似的發(fā)現(xiàn)也出現(xiàn)在儲小平（2015）等的研究中，其中個體-組織匹配在調(diào)節(jié)建言行為中起著積極的作用。詹小慧等（2017）還通過實證研究發(fā)現(xiàn)，個人與組織的價值匹配對建言行為具有正向影響，個人與組織的價值觀匹配度越高，員工參與組織內(nèi)部建言行為的可能性就越大。綜上所述，本研究提出以下假設(shè)：H1：組織內(nèi)信任對建言行為具有正向的影響。H2：組織內(nèi)信任對組織認同具有正向的影響。H3：組織認同對建言行為具有正向的影響。H4：組織認同在組織內(nèi)信任與建言行為之間的關(guān)系起到中介作用。H5：人-崗匹配在組織認同與建言行為之間的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。3.3假設(shè)模型綜上所述，本研究旨在討論員工組織內(nèi)信任對建言行為的影響機制，通過引入組織認同的中介變量和人-崗匹配為調(diào)節(jié)變量，具體考察建言行為形成的內(nèi)在機制。得到的總體構(gòu)思圖如下圖：4.研究設(shè)計4.1研究步驟根據(jù)上文所做的文獻綜述，本研究選取了與概念于本研究相符合、并且信度效度得到驗證的量表，最終形成了本研究的問卷。本研究的問卷包含組織內(nèi)信任量表、組織認同量表、人-崗匹配量表和建言行為量表以及部分基本的人口統(tǒng)計學(xué)變量。本研究采取問卷調(diào)查的方式進行研究，調(diào)查樣本為三十歲及以上的在競爭性行業(yè)任職的員工。在2022年3月14日至18日，通過“問卷星”線上軟件的渠道發(fā)放問卷。通過“問卷星”平臺在線上共收回問卷305份。問卷回收后，通過一定標準篩選后獲得有效問卷180份，問卷有效回收率為59%。對問卷進行篩選和刪除的標準如下：第一是能夠明顯看出亂填問卷（如未通過注意力測試題或問卷全部選擇同一選項）的；第二是問卷填寫時間明顯不符合平均水平的（如填寫時間少于100秒或填寫時間大于10分鐘）；第三是人口統(tǒng)計學(xué)變量不符合“三十歲及以上”和“任職于競爭性行業(yè)”的。4.2樣本描述性統(tǒng)計描述性統(tǒng)計分析一般指從描述樣本特征的角度對收集到的有效數(shù)據(jù)進行分析。一般而言，常用的描述性統(tǒng)計分析包括頻數(shù)分布、平均數(shù)及標準差等。本研究將從頻數(shù)、頻率兩個角度對實際回收的180份有效問卷數(shù)據(jù)進行分析。表4-1展示了本研究獲取的有效樣本的頻數(shù)、頻率、均值和標準差。具體而言，在性別方面女性的頻數(shù)為98，頻率為54.6%，略多于男性；年齡方面，40-50歲員工占比最大，為46.7%，其次為30-40歲員工占比為41.7%，51歲及以上的員工占比為11.7%；在工作年限方面，主要為在組織工作4年以下的員工，在組織內(nèi)工作1年以內(nèi)的員工占33.9%，工作1-3年的員工占39.4%，工作4-6年和工作7年及以上的員工占13.3%；學(xué)歷方面，獲得本科學(xué)歷的員工比例最多為45.6%，其次是大專學(xué)歷的員工占28.9%，高中及以下和碩士及以上的員工比例分別為13.9%和11.7%；企業(yè)性質(zhì)方面，樣本中所有員工均在民營企業(yè)或三資企業(yè)任職，在民營企業(yè)任職的員工占比為58.3%，有41.7%的員工在三資企業(yè)任職。表4-1人口學(xué)變量頻率分析變量選項頻數(shù)頻率性別男8245.60%女9854.60%年齡30-40歲7541.70%40-50歲8446.70%51歲以上2111.70%工作年限1年以內(nèi)6133.90%1-3年7139.40%4-6年2413.30%7年及以上2413.30%學(xué)歷高中及以下2513.90%大專5228.90%本科8245.60%碩士及以上2111.70%企業(yè)性質(zhì)民營企業(yè)10558.30%三資企業(yè)7541.70%工作崗位一般工作人員11865.60%基層管理人員3620.00%中層管理人員179.40%高層管理人員95.00%4.3測量工具問卷調(diào)查法是目前學(xué)界廣泛采用的研究方法。問卷設(shè)計工作既是有效驗證本文提出的假說的必要條件，也是科學(xué)完善理論的基礎(chǔ)。設(shè)計本研究的問卷需要結(jié)合本研究的具體需求使用現(xiàn)有的成熟量表或是開發(fā)新的量表。一般而言，現(xiàn)有的量表均為效度和信度較高的量表。并且由于國內(nèi)外學(xué)者對這些量表反復(fù)應(yīng)用，在這個過程中已經(jīng)充分驗證了這些量表，因此本研究均采用國內(nèi)外現(xiàn)有應(yīng)用較為廣泛、信度和效度較高的成熟量表。本研究的調(diào)查問卷共包含兩部分的內(nèi)容，第一部分為一些基本的人口統(tǒng)計學(xué)變量，請被試者填寫自身性別、年齡、工作年限、學(xué)歷和企業(yè)性質(zhì)等內(nèi)容；第二部分的構(gòu)成為四個成熟的量表，分別是員工組織內(nèi)信任量表、組織認同量表、人-崗匹配量表和建言行為量表。另外設(shè)計問卷時已在首頁注明本問卷獲取的信息僅用于學(xué)術(shù)研究，采用不記名的調(diào)查方式，問卷獲取的相關(guān)資料在任何時候都不會公開。本研究使用的四個變量測量量表均采用Likert5點法進行測量，選項1-5分別代表“非常不同意”“不同意”“無法確定”“同意”“非常同意”。4.3.1組織內(nèi)信任量表組織內(nèi)信任測量選用的是陳景剛（2006）在其碩士學(xué)位論文開發(fā)的組織內(nèi)信任量表。該量表由三個維度構(gòu)成：員工對組織的信任、員工對領(lǐng)導(dǎo)者的信任和員工對同事的信任。三個維度共組成13個題項，其中1-4題對應(yīng)員工對組織的信任，5-9題對應(yīng)員工對上級領(lǐng)導(dǎo)的信任，10-13題對應(yīng)員工對同事的信任。在本研究中，測得該量表內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.966。組織內(nèi)信任量表得分越高，說明員工對組織的信任程度也就越高。4.3.2組織認同量表高中華等（2014）翻譯的Smidtsetal.（2001）設(shè)計的量表將用于本研究評價員工對組織的認同程度。該量表共包含5個題項，如“我與我們單位之間命運相連”“我對我們單位存在強烈的歸屬感”等，該量表是一個單維度的量表。在本研究中，測得該量表內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.919。組織認同量表得分越高，說明員工對組織認同程度也就越高。4.3.3人-崗匹配量表人-崗匹配測量選用的是翁清雄（2010）設(shè)計的量表。學(xué)者翁清雄（2010）對人-崗匹配的測量采用了Singh&Greenhaus（2004）提供的測量方法并對其加以訂正。該量表共包含4個題項，如“我感覺自己和當前的工作非常匹配”“我的性格和氣質(zhì)特征與我的工作相匹配”等。該量表是一個單維度的量表，國內(nèi)學(xué)者在研究我國背景下的人-崗匹配問題時多次使用該量表。在本研究中，測得該量表內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.899。人-崗匹配量表得分越高，說明員工與工作崗位的匹配程度也就越高。4.3.4建言行為量表段錦云等（2010）在西方學(xué)者基礎(chǔ)上開發(fā)的量表被用于本研究測量建言行為。該量表的構(gòu)成為顧全大局式和自我冒進式建言兩個部分，兩個維度共組成11個題項，其中1-6題對應(yīng)顧全大局式建言，7-11題對應(yīng)自我冒進式建言。在本研究中，測得該量表內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.958。5.數(shù)據(jù)分析5.1分析方法本研究采用SPSS23.0統(tǒng)計軟件和Process4.0插件進行統(tǒng)計分析和結(jié)果處理。首先，對樣本進行描述性統(tǒng)計分析和變量相關(guān)性分析，為本研究所提出的假設(shè)提供基本的支持。其次，采用回歸分析的方法對主效應(yīng)、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的各個假設(shè)進行檢驗。最后，檢驗中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的方法為Bootstrap法。5.2相關(guān)分析相關(guān)分析是對兩個或多個變量進行分析，探討變量之間的相互依存關(guān)系。相關(guān)分析只能大致判斷變量與變量之間的相關(guān)性緊密程度，而不能判斷變量和變量之間因果關(guān)系。相關(guān)分析也可用作回歸分析的依據(jù)。本研究通過相關(guān)分析來探討組織內(nèi)信任、組織認同、人-崗匹配和建言行為之間可能存在的統(tǒng)計關(guān)系，為之后進行的回歸分析和假設(shè)檢驗等奠定基礎(chǔ)。本研究相關(guān)分析結(jié)果可見表5-1。表5-1各變量的相關(guān)系數(shù)變量123456789組織內(nèi)信任1員工對組織信任.977**1員工對領(lǐng)導(dǎo)信任.968**.917**1員工對同事信任.968**.917**.910**1組織認同.939**.907**.920**.912**1人-崗匹配.934**.919**.902**.898**.919**1建言行為.957**.932**.927**.928**.952**.933**1顧全大局式建言.939**.915**.906**.916**.932**.925**.981**1自我冒進式建言.929**.906**.905**.896**.928**.896**.973**.908**1注：**表示在0.05的水平下顯著。根據(jù)表5-1的結(jié)果表明，由各個相關(guān)系數(shù)可以得到，組織內(nèi)信任與建言行為（r=0.957，p<0.01）之間的關(guān)系是正向且顯著的，這與前文提出的假設(shè)相符；組織內(nèi)信任與組織認同（r=0.939，p<0.01）有正向且顯著的關(guān)系，符合假設(shè)預(yù)期，對驗證假設(shè)2提供了支持；組織認同與建言行為（r=0.952，p<0.01）之間的關(guān)系也是顯著且正向的，與我們的假設(shè)相符，為本研究提出的中介效應(yīng)假設(shè)3的驗證提供了依據(jù)。此外，表5-1還表明，組織內(nèi)信任的三個層面與建言行為及其兩個層面之間存在著顯著的正相關(guān)效應(yīng)。在組織內(nèi)信任的三個層面和組織認同之間存在顯著的正相關(guān)效應(yīng)。組織認同和建議行為兩個層面之間也存在顯著的正相關(guān)效應(yīng)。可以看出，相關(guān)分析的結(jié)果與預(yù)期相符。然而，相關(guān)分析僅顯示了影響趨勢，并不能提供充足證據(jù)證明假設(shè)。因此，本研究還將對每個變量進行回歸分析，以驗證本研究的研究假設(shè)。5.3假設(shè)檢驗5.3.1組織內(nèi)信任及其各維度對建言行為及其各維度的影響雖然在過去的研究中已有學(xué)者驗證了員工組織內(nèi)信任與建言行為之間的關(guān)系，過去的研究和后續(xù)的研究結(jié)果上可能會存在差異。因為本研究將驗證組織認同在組織內(nèi)信任與建言行為之間起到的中介作用，所以在本研究中將對組織內(nèi)信任和建言行為再次進行回歸分析。本研究的自變量為組織內(nèi)信任及其三個維度，因變量為建言行為及其兩個維度，回歸分析的結(jié)果見表5-2。表5-2組織內(nèi)信任及各維度對建言行為及各維度的回歸分析因變量自變量標準化系數(shù)β值tSigR2Adj.R2建言行為組織內(nèi)信任0.957***43.8100.0000.9150.915員工對組織信任0.932***34.2980.0000.8690.868員工對領(lǐng)導(dǎo)信任0.927***32.9500.0000.8590.858員工對同事信任0.928***33.2700.0000.8610.861顧全大局式建言組織內(nèi)信任0.939***36.4840.0000.8820.881員工對組織信任0.915***30.1730.0000.8360.836員工對領(lǐng)導(dǎo)信任0.906***28.5090.0000.8200.820員工對同事信任0.916***30.4510.0000.8390.838自我冒進式建言組織內(nèi)信任0.929***33.5640.0000.8640.863員工對組織信任0.906***28.5200.0000.8200.819員工對領(lǐng)導(dǎo)信任0.905***28.4590.0000.8200.819員工對同事信任0.896***26.9270.0000.8060.802***表示p<0.001根據(jù)表5-2分析可以得出，R2為0.915，表示員工組織內(nèi)信任總共可以解釋建言行為整體上91.5%的差異，因變量為建言行為，組織內(nèi)信任各維度對其的標準化系數(shù)都在0.001水平上顯著。當因變量為顧全大局式建言時，員工組織內(nèi)信任與顧全大局式建言的標準化系數(shù)β值為0.939，在0.001水平上是顯著的；員工對組織信任與顧全大局式建言的β值為0.912，在0.001水平上是顯著的；員工對領(lǐng)導(dǎo)信任與顧全大局式建言的β值為0.906，在0.001水平上是顯著的；員工對同事信任與顧全大局式建言的β值為0.916，在0.001水平上是顯著的。當因變量為自我冒進式建言時，員工組織內(nèi)信任與自我冒進式建言的β值為0.929，在0.001水平上是顯著的；員工對組織信任與自我冒進式建言的β值為0.906，在0.001水平上是顯著的；員工對領(lǐng)導(dǎo)信任與自我冒進式建言的β值為0.905，在0.001水平上是顯著的；員工對同事信任與自我冒進式建言的β值為0.896，在0.001水平上是顯著的。綜上所述，我們對員工組織內(nèi)信任及三個維度對建言行為及兩個維度的回歸分析結(jié)果顯示，員工組織內(nèi)信任及三個維度對建言行為及兩個維度作用顯著且正向。因此，本研究的假設(shè)1具有數(shù)據(jù)的支持。5.3.2組織內(nèi)信任及其各維度對組織認同的影響為了進一步探究組織內(nèi)信任及三個維度對組織認同的影響關(guān)系，在之前相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，我們進一步將組織內(nèi)信任及三個維度作為自變量，組織認同為因變量，使用回歸分析的方法探討它們的關(guān)系。回歸分析結(jié)果見表5-3。表5-3組織內(nèi)信任及各維度對組織認同的回歸分析因變量自變量標準化系數(shù)β值tSigR2Adj.R2組織認同組織內(nèi)信任0.939***36.5920.0000.8830.882員工對組織信任0.907***28.7220.0000.8230.822員工對領(lǐng)導(dǎo)信任0.920***31.3520.0000.8470.846員工對同事信任0.912***29.6770.0000.8320.831***表示p<0.001由表5-3的結(jié)果可以得出，組織內(nèi)信任及其三個維度對組織認同的β值分別為0.939，0.907，0.920和0.912，均在0.001水平上是顯著的。因此我們可以得出組織內(nèi)信任及其各維度均對組織認同具有顯著的正向影響作用，即員工組織內(nèi)信任的程度越高，員工對組織的認同感也就越高。由此，本研究的假設(shè)2得到了數(shù)據(jù)的支持。5.3.3組織認同對建言行為及各維度的影響為了進一步研究組織認同對員工的建言行為的影響，在相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，我們將組織認同設(shè)為自變量，建言行為及其各維度設(shè)為因變量進行回歸分析?；貧w分析結(jié)果見表5-4。表5-4組織認同對建言行為及各維度的回歸分析因變量自變量標準化系數(shù)β值tSigR2Adj.R2建言行為組織認同0.952***41.4960.0000.9060.906顧全大局式建言0.932***34.1990.0000.8680.867自我冒進式建言0.928***33.3230.0000.8620.861***表示p<0.001如表5-4結(jié)果顯示，組織認同作為自變量是對建言行為及其各維度（顧全大局式建言和自我冒進式建言）對標準化系數(shù)β值分別為0.952、0.932、0.928，均在0.001水平上是顯著的。這說明組織認同對建言行為及其各維度具有顯著的正向影響作用。因此，本研究的假設(shè)3也得到了數(shù)據(jù)的支持。5.3.4組織認同在組織內(nèi)信任和建言行為的中介效應(yīng)檢驗本研究采用Zhao等（2010）和Preacher&Hayes（2008）在其研究中提出的中介效應(yīng)的分析檢驗方法，使用Bootstrap中介檢驗方法。具體為通過SPSS23.0軟件Process4.0中的Model4模型進行分析。在分析中以組織內(nèi)信任為自變量，組織認同為中介變量，以及建言行為為因變量。因此得到兩個模型，一是組織認同作為因變量，二是建言行為作為因變量。表5-5模型總體顯著性檢驗RR-sqMSEFdf1df2p模型10.9390.8830.1471338.9571.000178.0000.000模型20.9690.9390.0691369.5202.000177.0000.000表5-6模型回歸系數(shù)檢驗變量βSetpLLCIULCI模型1：組織認同組織內(nèi)信任0.9790.02736.5920.0000.9261.032模型2：建言行為組織內(nèi)信任0.5260.0549.8080.0000.4200.631組織認同0.4320.0518.3950.0000.3300.533表5-7組織認同的中介效應(yīng)檢驗變量EffectBootSEBootLLCIBootULCI組織認同0.4260.0520.3210.526由表5-5、表5-6和表5-7結(jié)果表明，在模型一中R2=0.883，β=0.979，t=36.592，p<0.001，模型二中，R2=0.939，β1=0.526，t1=9.808，p1<0.001，β2∶=0.432，t2=8.395，p2<0.001，兩個模型的擬合度較好，模型一中員工組織內(nèi)信任對組織認同的正向影響顯著，模型二中組織內(nèi)信任對建言行為的影響顯著，組織認同對建言行為的影響顯著。在95%置信區(qū)間（LLCI=0.321，ULCI=0.526）不包含0，組織認同的中介效應(yīng)顯著，為完全中介，中介效應(yīng)為0.426（SE=0.052），對相關(guān)分析及回歸分析中的結(jié)果進行了再一次的驗證。5.3.5人-崗匹配在組織認同和建言行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗本研究利用SPSS23.0進行人-崗匹配調(diào)節(jié)作用的檢驗，構(gòu)建模型：建言行為=a*組織認同+b*人-崗匹配+c*組織認同*人-崗匹配+e。根據(jù)表5-8可以得知，模型中交互項組織認同*人-崗匹配的β=-0.137，p<0.001，因此可以認為人-崗匹配在組織認同和建言行為的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。進一步作出簡單斜率檢驗圖5-1可知，當人-崗匹配水平較低（-1SD），建言行為為因變量時，組織認同的回歸系數(shù)大于人-崗匹配較高（+1SD）的情況，因此可以判斷人-崗匹配對組織認同和建言行為之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，即人-崗匹配會降低組織認同與建言行為之間的正向關(guān)系。表5-8模型回歸系數(shù)檢驗變量βSetpLLCIULCI組織認同0.477***0.0519.3400.0000.3760.578人崗匹配0.267***0.0495.4560.0000.1700.363組織認同×人崗匹配-0.137***0.030-4.6080.000-0.196-0.078***表示p<0.001圖5-1人-崗匹配對組織認同和建言行為之間的調(diào)節(jié)作用為了檢驗被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，本研究使用Process4.0中的Model14驗證人-崗匹配對組織認同的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。以組織內(nèi)信任為自變量，購買意愿為因變量，組織認同為中介變量，人-崗匹配為調(diào)節(jié)變量。由此得出兩個模型，其中模型1以組織認同為因變量，模型2以建言行為為因變量。結(jié)果表明，在模型一中R2=0.883，β=0.979，t=36.592，p<0.001，模型二中，R2=0.946，β1=0.358，t1=5.668，p<0.0001，β2=0.652，t2=5.963，p<0.001，β3=0.460，t3=4.176，p<0.001，β4=-0.085，t4=-2.927，p<0.05，兩個模型的擬合度較好，模型一中組織內(nèi)信任對組織認同的正向預(yù)測顯著，模型二中組織內(nèi)信任對建言行為的正向預(yù)測顯著，組織認同對建言行為的正向預(yù)測顯著，組織認同×人-崗匹配對建言行為的負向預(yù)測顯著。在95%置信區(qū)間（LLCI=-0.142，ULCI=-0.028）內(nèi)不包含0，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)指標為-0.083（SE=0.037），證明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，即人-崗匹配對組織認同的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用顯著。表5-9模型總體顯著性檢驗RR-sqMSEFdf1df2p模型10.9390.8830.1471338.9571.000178.0000.000模型20.9720.9460.063762.5604.000175.0000.000表5-10模型回歸系數(shù)檢驗變量βSetpLLCIULCI模型1：組織認同組織內(nèi)信任0.979***0.02736.5920.0000.9261.032模型2：建言行為組織內(nèi)信任0.358***0.0635.6680.0000.2330.482組織認同0.652***0.1095.9630.0000.4360.868人崗匹配0.460***0.1104.1760.0000.2430.678Int_1-0.085**0.029-2.9270.004-0.142-0.028Int_1：組織認同×人-崗匹配。***表示p<0.001，**表示p<0.01表5-11有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析變量IndexBootSEBootLLCIBootULCI人崗匹配-0.0830.037-0.161-0.0176.研究結(jié)論與展望6.1結(jié)論與討論本研究基于社會交換理論探討了員工組織內(nèi)信任對建言行為的影響。在研究過程中，通過查閱前人的研究成果，進行了理論推導(dǎo)，提出了相應(yīng)的假設(shè)，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了研究模型。最后，通過實證分析得出了本研究的研究結(jié)論。在本研究中，以組織認同作為中介變量，人-崗匹配作為調(diào)節(jié)變量，下面是對本研究結(jié)論的總結(jié)：第一，組織內(nèi)信任對建言行為具有正向影響。建言行為等組織公民行為的產(chǎn)生會因為組織內(nèi)雇員對組織的信任程度受到影響。結(jié)果表明，員工對組織的信任度越高，員工提出的建議和意見就越多。第二，組織內(nèi)信任對組織認同具有正向影響。員工對組織的信任程度會影響員工對組織的認同感。研究結(jié)果表明，員工組織內(nèi)信任程度越高時，員工對組織的認同感也會越高。第三，組織認同對建言行為有正向影響。雇員對組織的認同感會影響到雇員的公民行為，如建言行為等。結(jié)果表明，員工對組織的認同程度越高，發(fā)生建言行為的次數(shù)越多，而員工對組織的認同程度越低，發(fā)生建言行為的次數(shù)就越少。第四，組織認同的完全中介作用。組織認同在雇員組織內(nèi)信任與建言行為之間起到完全中介的作用。也就是說，員工對組織的信任對員工建言行為的影響，都會通過組織認同發(fā)揮作用。第五，人-崗匹配對組織認同與建言行為之間的正向關(guān)系的負向調(diào)節(jié)作用，人-崗匹配表示員工個人特質(zhì)與工作崗位需要的能力的匹配程度。結(jié)果表明，人-崗匹配弱化了組織認同與建言行為之間的正向關(guān)系，即人-崗匹配度越高，則組織認同對建言行為的影響越小。6.2實踐啟示建言行為作為本研究的核心變量，本研究研究了建言行為的前因變量，探究組織內(nèi)信任及其各維度對建言行為及其各維度的影響。研究引入組織認同作為中介變量，探究組織內(nèi)信任與建言行為關(guān)系之間的內(nèi)在聯(lián)系，可以幫助企業(yè)改善企業(yè)內(nèi)部的管理方式，促進員工在企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生更多的建言行為，使企業(yè)及其員工得到進一步的發(fā)展。根據(jù)本研究的結(jié)論，為企業(yè)在管理實踐中提出以下建議：（1）重視企業(yè)內(nèi)部氛圍對員工的影響在過去的企業(yè)管理實踐中，部分管理者可能認為員工發(fā)生建言行為的前提是及時獲得物質(zhì)的獎勵，因此在企業(yè)內(nèi)部采用金錢獎勵或處罰的方式刺激員工為企業(yè)提出建議。通過本研究的實證發(fā)現(xiàn)，員工可能因為對組織、領(lǐng)導(dǎo)或是同事的信任提升對組織的認同感，從而更多的產(chǎn)生建言行為。因此，當組織內(nèi)部具有組織成員間相互信任的良好氛圍時，可以增強員工對公司的認同感而發(fā)生建言行為，并且員工不必擔心建言行為給自己帶來的風險，從而促使企業(yè)和員工共同得到更多的發(fā)展。提拔更加合適的員工作為領(lǐng)導(dǎo)在本研究中，我們發(fā)現(xiàn)員工對領(lǐng)導(dǎo)的信任會影響他們對公司的認同和建言行為。在日常工作中，當領(lǐng)導(dǎo)與員工的信任程度較低時，往往會導(dǎo)致組織內(nèi)信任的整體水平降低。并且一般而言，領(lǐng)導(dǎo)是員工發(fā)生建言行為的直接對象，大多數(shù)建言都發(fā)生在與領(lǐng)導(dǎo)的溝通與交流中。因此，企業(yè)可以選用更加合適，并且能與員工保持良好信任關(guān)系的人作為領(lǐng)導(dǎo)。比如將在員工與員工之間信任程度較高的員工提拔作為領(lǐng)導(dǎo)，或是選取溝通能力及領(lǐng)導(dǎo)能力較強的人作為領(lǐng)導(dǎo)，這樣領(lǐng)導(dǎo)在管理團隊時具有與團隊成員之間相互信任的基礎(chǔ)，從而加強員工與領(lǐng)導(dǎo)之間的信任程度，使得組織保持良好的組織氛圍。（3）提高三十歲以上員工的工作保障三十歲以上的員工往往因為生活的壓力而選擇在組織中保持沉默，以免發(fā)生意外情況讓自己面臨更大的生活壓力。但三十歲以上的員工一般在企業(yè)中的比例較大，并且部分三十歲以上員工已經(jīng)成為企業(yè)的中層甚至高層領(lǐng)導(dǎo)。因此他們的建言對企業(yè)具有非常重要的作用。為了增加這一部分員工的建言行為，企業(yè)需要更多的激勵措施和保障措施提高他們對組織的信任，以確保他們能夠更多的對企業(yè)產(chǎn)生建言。當員工的建議被組織接受時，員工也會感受到組織對自己的認可和尊重，激發(fā)員工的工作積極性熱情，從而激勵員工多提建議。這也無形之中進一步加強了員工對組織的信任感。從長遠來看，企業(yè)的企業(yè)內(nèi)部氛圍會越來越積極，在企業(yè)內(nèi)部會形成積極的正反饋機制。參考文獻[1]王哲,張愛卿.內(nèi)部企業(yè)社會責任對員工反生產(chǎn)行為的影響——組織認同的中介和理想主義道德標準的調(diào)節(jié)[J].經(jīng)濟管理,2019,41(08):130-146.[2]鄭崢.領(lǐng)導(dǎo)—成員交換關(guān)系與反生產(chǎn)行為的關(guān)系研究：組織認同的中介作用與薪酬滿意度的調(diào)節(jié)作用[D].浙江大學(xué),2019.[3]務(wù)凱,張再玄,李永鑫.家長式領(lǐng)導(dǎo)與員工離職意向:組織認同的中介作用[J].心理與行為研究,2018,16(04):557-562.[4]詹小慧,楊東濤,欒貞增.個人與組織價值觀匹配對員工建言的影響[J].當代財經(jīng),2017(06):80-87.[5]儲小平,鐘雨文.個人-組織匹配視角下的變革型領(lǐng)導(dǎo)與員工建言行為研究[J].南方經(jīng)濟,2015(04):61-75.[6]高中華,趙晨.工作場所的組織政治會危害員工績效嗎?基于個人-組織契合理論的視角[J].心理學(xué)報,2014,46(08):1124-1143.[7]田在蘭.領(lǐng)導(dǎo)授權(quán)賦能行為對知識型員工建言行為影響的實證研究[D].華南理工大學(xué),2014.[8]唐代治,張在旭.人崗動態(tài)匹配[J].企業(yè)管理,2013(09):65-67.[9]樂恩鳳.組織內(nèi)部信任對員工創(chuàng)新行為的影響研究[D].暨南大學(xué),2013.[10]段錦云,鐘建安.工作滿意感與建言行為的關(guān)系探索:組織承諾的緩沖影響[J].管理工程學(xué)報,2012,26(01):170-174.[11]段錦云,田曉明.組織內(nèi)信任對員工建言行為的影響研究[J].心理科學(xué),2011,34(06):1458-1462.[12]段錦云,凌斌.中國背景下員工建言行為結(jié)構(gòu)及中庸思維對其的影響[J].心理學(xué)報,2011,43(10):1185-1197.[13]邵海英.員工建言行為的研究綜述[J].經(jīng)濟視角(中旬),2011(04):188-189.[14]段錦云.中國背景下建言行為研究:結(jié)構(gòu)、形成機制及影響[J].心理科學(xué)進展,2011,19(02):185-192.[15]唐春勇,潘妍.領(lǐng)導(dǎo)情緒智力對員工組織認同、組織公民行為影響的跨層分析[J].南開管理評論,2010,13(04):115-124.[16]翟英才.核心員工組織認同對組織公民行為影響的實證研究[D].蘇州大學(xué),2010.[17]鄭興山,鄭曉濤.員工組織內(nèi)信任對組織公民行為的影響——以責任感為調(diào)節(jié)變量[C]//.ProceedingsofInternationalConferenceonEngineeringandBusinessManagement（EBM2010).,2010:994-998.[18]翁清雄.自我職業(yè)生涯管理對職業(yè)決策質(zhì)量的作用機制[J].管理評論,2010,22(01):82-93.[19]徐冀.動機因素對進諫行為的影響[D].浙江大學(xué),2010.[20]梁建,唐京.員工合理化建議的多層次分析:來自本土連鎖超市的證據(jù)[J].南開管理評論,2009,12(03):125-134.[21]沈選偉.組織內(nèi)信任對組織沉默的影響[D].河南大學(xué),2008.[22]鄭曉濤,柯江林,石金濤,鄭興山.中國背景下員工沉默的測量以及信任對其的影響[J].心理學(xué)報,2008(02):219-227.[23]魏鈞,陳中原,張勉.組織認同的基礎(chǔ)理論、測量及相關(guān)變量[J].心理科學(xué)進展,2007(06):948-955.[24]王二博.企業(yè)員工進諫行為及其影響因素研究[D].河南大學(xué),2007.[25]段錦云,王重鳴,鐘建安.大五和組織公平感對進諫行為的影響研究[J].心理科學(xué),2007(01):19-22.[26]陳景剛.國企員工組織信任知覺、公平感與組織公民行為關(guān)系研究[D].西南交通大學(xué),2006.[27]段錦云,鐘建安.組織中的進諫行為[J].心理科學(xué),2005(01):69-71.[28]WongYT,WongCS,NgoHY.LoyaltytosupervisorandtrustinsupervisorofworkersinChinesejointventures:atestoftwocompetingmodels.InternationalJournalofHumanResourceManagement.2002,13(6):883-900.[29]VanDyneL,AngS,BoteroIC.Conceptualizingemployeesilenceandemployeevoiceasmultidimensionalconstructs.JournalofManagementStudies.2003,40(6):1359-92.[30]TongchaiprasitP,AriyabuddhiphongsV.Creativityandturnoverintentionamonghotelchefs:Themediatingeffectsofjobsatisfactionandjobstress.InternationalJournalofHospitalityManagement.2016,55:33-40.[31]TerryDJ,CareyCJ,CallanVJ.Employeeadjustmenttoanorganizationalmerger:Anintergroupperspective.PersonalityandSocialPsychologyBulletin.2001,27(3):267-80.[32]SmidtsA,PruynATH,vanRielCBM.Theimpactofemployeecommunicationandperceivedexternalprestigeonorganizationalidentification.AcademyofManagementJournal.2001,44(5):1051-62.[33]SinghR,GreenhausJH.Therelationbetweencareerdecision-makingstrategiesandperson-jobfit:Astudyofjobchangers.JournalofVocationalBehavior.2004,64(1):198-221.[34]SettoonRP,BennettN,LidenRC.Socialexchangeinorganizations:Perceivedorganizationalsupport,leader-memberexchange,andemployeereciprocity.JournalofAppliedPsychology.1996,81(3):219-27.[35]RusbultCE,FarrellD,RogersG,MainousAG.IMPACTOFEXCHANGEVARIABLESONEXIT,VOICE,LOYALTY,ANDNEGLECT-ANINTEGRATIVEMODELOFRESPONSESTODECLININGJOB-SATISFACTION.AcademyofManagementJournal.1988,31(3):599-627.[36]RousseauDM,SitkinSB,BurtRS,CamererC.Notsodifferentafterall:Across-disciplineviewoftrust.AcademyofManagementReview.1998,23(3):393-404.[37]PremeauxSF,BedeianAG.Breakingthesilence:Themoderatingeffectsofself-monitoringinpredictingspeakingupintheworkplace.JournalofManagementStudies.2003,40(6):1537-62.[38]PorterTW,LillyBS.Theeffectsofconflict,trust,andtaskcommitmentonprojectteamperformance.InternationalJournalofConflictManagement.1996,7(4):361-76.[39]OreillyC,ChatmanJ.ORGANIZATIONALCOMMITMENTANDPSYCHOLOGICALATTACHMENT-THEEFFECTSOFCOMPLIANCE,IDENTIFICATION,ANDINTERNALIZATIONONPRO-SOCIALBEHAVIOR.JournalofAppliedPsychology.1986,71(3):492-9.[40]MorrisonEW,MillikenFJ.Organizationalsilence:Abarriertochangeanddevelopmentinapluralisticworld.AcademyofManagementReview.2000,25(4):706-25.[41]MillikenFJ,MorrisonEW.Shadesofsilence:Emergingthemesandfuturedirectionsforresearchonsilenceinorganizations.JournalofManagementStudies.2003,40(6):1563-8.[42]MayerRC,DavisJH,SchoormanFD.ANINTEGRATIVEMODELOFORGANIZATIONALTRUS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