近年来,运用主位研究范式而非客位研究范式来研究华人社会中的组织行为日益受到重视。[1]在主位研究范式中,学者们并非简单验证西方管理理论在中国情境下的适用性,而是试图观察本土独特的管理现象并予以解释。在这场管理研究本土化的运动中,越来越多的学者认识到圈子现象在中国普遍存在,并且对组织的管理实践产生重要的影响,如费孝通的“差序格局”[2]13—17、黄光国的“人情与面子”[3]7—55、陈介玄和高承恕的“信任格局”[4]219—232、杨国枢的“三种关系”[5]110—114以及郑伯埙的“员工归类模式”[6]142—219等。其中,郑伯埙在对华人企业组织的实际观察与研究中,发现了华人领导者差序对待下级的现象,即领导者会偏爱某类他所喜欢的下级并予以特殊照顾。[6]142—219上述研究大多以圈内中心(领导)的视角来研究领导对下属关系的认定对下级的影响,如利社会行为的影响[7],鲜少从个体感知的角度出发,研究个体感知的圈内人身份对绩效的影响。值得说明的是,从领导的角度评价下属的圈内人身份和下级感知其是否是领导者心目中的“爱将”可能并不一致。因而有必要基于下属的视角探讨个体的圈内人身份感知程度对其任务绩效的影响。
除了正式组织以外,组织还存在着围绕金字塔结构中拥有正式奖惩权力的领导的非正式小团体——圈子。组织规模越大,官僚式金字塔组织的上下级沟通就越困难,人们就越需要通过圈子了解更多组织的非正式信息。[8]12—17圈子内部的成员对圈子核心成员(通常是领导)更加忠诚与信任,作为交换,处于圈子核心的领导会对圈子内其他成员予以特别的关照。遗憾的是,前人对圈子现象的研究大多是针对华人企业尤其是华人家族企业,而对公共部门明显缺乏关注。公共部门是典型的官僚式、金子塔式组织结构,正式员工皆属于终身雇佣,资源的分配更大程度上取决于公共部门的领导。与其他组织相比,公共部门的员工对其领导的依赖性显然更强。圈子现象是透过种种纷繁复杂的现状深入解读公共部门员工的一把钥匙,因此,有必要了解公共部门员工所感知的圈内人身份对其行为与绩效的影响。
鉴于此,笔者以公共部门员工为调查对象,以差序格局理论为基础,运用“报”等本土理论,探讨中国情境下公共部门员工“自认为其是否是领导圈子中的一员”这种心理感知对其工作绩效的影响机制。此研究不仅在理论上丰富和发展了工作动机、任务绩效等相关理论,而且在实践上有助于人们更加深刻地理解公务员圈子身份感知在公务员行为与绩效中的实际作用。 二、基于差序格局的圈子理论的形成与发展
早在1948年,费孝通就敏锐地意识到中西方文化的不同,在《乡土中国》一书中首次提出了“差序格局”的概念。在费孝通看来,在中国文化情景中每个人都是以“己”为中心如同一串同心圆向外逐渐推开的。越接近“自己”,关系越亲密,越接近外圈,关系越疏远。[2]14—16这种因关系的亲疏远近而采取不同的互动方式便是差序格局的主要特征。事实上,这种差序格局源于儒家思想,从儒家的观点来看,“五伦”强调社会阶层的差异,而“礼”都意味着人与人之间的亲疏与尊卑之分野。[9]145—146每个中国人和他人交往时,都应从“亲疏”和“尊卑”两方面来衡量彼此之间的角色关系。[3]7—55
费孝通所提出的具有前瞻性的“差序格局”概念,随着时间的推移,其影响力在中国研究领域中逐渐凸显,时至今日,其更加显现出了在解释中国人之现象上的奠基性。[10]在“差序格局”的启发下,学者们展开了一系列拓展性研究。杨国枢进一步将关系分为由近及远的三类关系:家人关系—熟人关系—生人关系。[5]110—114家人关系须讲“责任”,熟人关系应讲“人情”,而生人关系则须辨“利害”。当然,生人关系和熟人关系并非一成不变,其关系也会存在动态的变化,如生人关系可以通过领养、结拜、认干亲等形式发展成为熟人关系。在3种关系中,熟人关系是最值得研究的关系类型,因为熟人关系是情感性与工具性交换关系的综合,它是中国人获得资源的最主要来源。[11]
1988年黄光国提出“人情与面子”模型[3]7—55,即中国人在与他人交往时会依双方关系亲疏的差异采取不同的人际互动策略。以资源请托事件为例,在资源请托过程中,资源支配者首先会评估资源请托者与其的关系,再决定某种应对方式。当资源支配者将对方界定为情感性关系时,资源支配者遵循“各尽所能,各取所需”的需求法则;当二者处于工具性关系时,资源支配者则采取 “童叟无欺”的公平法则;混合型关系介于情感性关系与工具性关系之间,相对应的人际交往法则是人情法则。
陈介玄和高承恕提出“信任格局”,通过对中国台湾地区大型企业的深度访问指出,上级是否信任下级,取决于下级的个人连带和后天成就,这种信任包含有血缘或地缘考虑的差序等级信任。[4]219—232
无论是费孝通的“自己人—外人”,杨国枢的“家人关系—熟人关系—生人关系”,抑或是黄光国的“情感性关系—混合性关系—工具性关系”的分类,其暗含逻辑皆在于阐释中国人在人际互动中依亲疏远近采取的差别性对待。这种差别性对待方式进而在组织的管理实践中就形成了一种圈子文化[8]12—17,或是一种特殊的圈子现象[12]165—171。所谓圈子,是“一个相对封闭的和小规模的行动集,其内部成员进行着强烈的情感交换和工具交换。它是一个从个人自我中心网发展而来的非正式团体。一个圈子结构中有一个中心人物,正是这个中心人物动员他的拟似家人和熟人形成一个圈子”[12]168。
如果圈子现象确实大量存在于华人社会的各类组织中,那么,作为组织的管理者是运用何种标准将组织的员工区分为圈内人和圈外人?郑伯埙深入分析差序格局的概念之后,指出组织领导会依据“亲”“忠”“才”3个标准将组织的员工纳入圈内人或圈外人的身份标识中。在郑伯埙的“亲”—“忠”—“才”理论框架之下,其将组织员工划分为8种类型,分别是经营核心(亲/忠/才)、事业辅佐(亲/忠/庸)、恃才傲物(亲/逆/才)、不肖子弟(亲/逆/庸)、事业伙伴(疏/忠/才)、耳目眼线(疏/忠/庸)、防范对象(疏/逆/才)和边缘人员(疏/逆/庸) 。[6]142—219
在随后的研究中,圈子现象的普遍性得到了进一步的实证验证。如徐玮伶等的研究发现,圈内人要比圈外人获得更多的讯息分享、决策参与、照顾支持等。[13]51—94 姜定宇和张菀真认为,在管理方式方面,圈内人将获得更多的决策沟通、照顾支持、宽容犯错、亲信信任;在资源分配方面,领导将给予圈内人更多的关键性的协助、更多的提拔奖励机会以及其他资源等。[14] 三、研究假设 (一)圈内人身份感知与任务绩效
根据差序格局理论,圈子的核心(通常是领导)对圈内人和圈外人不可能一视同仁。[2]13—17[6]142—219组织领导者与圈外人之间的关系是建立在正式的契约之上,双方没有亲密的感情。较之圈外成员,圈内成员与领导有更多更频繁的信息交流、会得到更多的工作支持。[6]142—219[13]51—94徐玮伶采用情境故事的方式,根据郑伯埙的员工归类标准,即关系之有无、忠诚度之高低、才能之优劣设计了八类情境故事做为脚本,接着要求209位组织管理者假设自己是组织圈子的核心,再针对八类情境故事回答相应的问题。研究共调查了领导者的信息分享、决策参与、照顾支持与亲近信任这4种行为。研究结果表明,组织领导与下级的亲属关系、忠诚、才能这3个变量对信息分享、决策参与等4种行为的直接影响均达到显著。在两两交互的结果方面,亲上加忠的正向效果较为显著,忠上加才亦是如此,但亲上加才则具有反向的交互作用,这表明即使下级没有才能,但基于他与领导的亲属关系,其正面的管理决策行为的下降幅度也会较无亲属关系的员工更为缓和。研究还发现了三阶交互的显著作用,进一步证实了郑伯埙的员工归类理论。[13]51—94
相反地,圈外成员与领导的交流机会是有限的,由于中国具有高情境文化[15]的特点,领导与成员的沟通倾向于采用模糊和含蓄的方式,对非语言沟通的依赖性较强,对圈内成员来说,复杂信息内容在圈内成员之间的传递有时仅需少数几个词,或某种身体语言,而圈外人却难以心领神会。圈外成员与领导沟通的质量无法得到保证,自然无法完全洞察领导的想法。加之,圈外成员得到领导及时有效的指导、激励与工作支持是极其有限的[16],这无疑会影响圈外成员的工作绩效。因此,笔者提出假设1。
假设1.圈内人身份感知程度越强,任务绩效越高。
(二)圈内人身份感知与工作投入
工作动机理论最核心的研究议题在于回答“人为什么投入工作?”所谓工作投入是指个体在心理上投入其工作的程度。[17]而后期的研究者则认为工作投入是个体对当前工作的一种心理认知或信念状态。[18]Kahn则区分了工作投入和工作不投入两个概念。Kahn认为,工作投入是员工的自我与其工作角色的结合,这一观点强调了工作投入中“我是谁?”和“我的工作是什么?”的统一性。Kahn认为,工作投入是“工作角色中的自我”在生理、认知和情感三方面的表现,主要受心理意义感、心理安全感以及心理可获得性等方面的影响。[19]692—724
从现有的西方动机理论来看,研究者普遍认为工作动机的前因变量主要由个人的需求、价值及目标构成。[20]在研究中国情境中个体的工作投入原因时,探讨工作投入背后蕴含的“报”的原因显然更值得关注。[21]293—318其实西方学者在讨论社会交换理论时,也有类似于“报”的概念,即社会交换理论的重要基础——互惠规范(norm of reciprocity)。[22,23]互惠规范是人们在人际交往时遵循的基本道德规范或准则,其核心内容即人们有义务给予曾经帮助过自己的人以回报,或者是不要伤害曾经有恩于自己的人。尽管互惠规范这一构念具有跨文化的普适性,但需要指出的是,西方所讨论的“互惠原则”与中国情境中的“报”还是有差异性的。
刘兆明在分析“报”的内涵时,认为“报”的维度包括工具性的“报”、情感性的“报”与因果性的“报”。工具性的“报”是指人与人之间的“报”是为了维持关系平衡或某些目的的“报”,古人常说的“礼尚往来”以及“投我以桃,报之以李”便是指这种工具性的“报”。[21]293—318情感性的“报”则是指在人际互动时对他人的回答还带有感情方面的因素。[24]此外,华人的“报”还包含着因果论,华人皆相信“善有善报,恶有恶报”。在刘兆明看来,与西方的互惠规范相比,“报”的概念无论是在量的层面还是在时间的向度方面皆有不同。从量的角度来看,由于“报”包含更多情感性的因素,这种回“报”行为超过“一来一往”的工具性的“报”,成为加倍甚至无穷的层次,如“滴水之恩,必将涌泉相报”“士为知己者死”等。从时间的角度来说,西方的互惠规范大多强调即时性的回报,而“报”则是长期导向的。如“一日为师,终身为父”“今生不报,来世再报”等观念。[21]293—318
当领导给予圈内人更多的自由、信任与资源时,圈内人将会努力工作以回报领导。如诸葛亮在《出师表》中谈到“先帝不以臣卑鄙,猥自枉屈,三顾臣于草庐之中,咨臣以当世之事,由是感激,遂许先帝以驱驰。”① 他的鞠躬尽瘁、死而后已的精神便是这种情感报达的一种写照,甚至在刘备死后,诸葛亮又将“报”的对象从刘备转移至他的儿子刘禅。在注重人际关系的中国,上级领导的信任与支持无疑是激发个体工作投入的最大动力之一。反之,当个人知觉其并非领导圈子中的一员时,其会因为心理上的疏离感而不认同领导,甚至产生退缩的行为。根据上述分析,笔者提出假设2。
假设2.圈内人身份感知程度越强,工作投入越高。
(三)工作投入的中介作用
尽管有大量研究描述了差序格局下华人社会中组织领导对下级员工的差序性对待方式,但是下级圈内人身份认知的主观感知对任务绩效的影响机制,尤其是中介变量却鲜少有学者研究。笔者认为,圈内人为了回报领导的知遇之恩与提携之恩,可能更加努力工作,这种高强度的工作投入可能进一步提升个体的任务绩效。
如前所述,在华人社会中,普遍存在着企业领导对圈内人与圈外人使用不同的管理方式的现象[6]142—219[13]51—94[25]。同样,对于领导者的某项管理决策,圈内人与圈外人的解读并非相同,如当领导调职员工,圈内人会认为这是领导给予其磨练的机会,这将有利于其职业生涯的发展,但圈外人则认为这是因为领导故意给其穿小鞋。[6]188由于领导的特殊优待,圈内人更是感恩图报,积极工作。事实上,领导者在对圈内人更多关照的同时,也预期员工会以对工作的高投入作为回报。黄光国在人情与面子模型中讨论人情法则时,就指出人情法则是建立在“报”的规范基础上的。在资源请托事件中,“施”者给予“受”者人情时,便预期在未来将得到回报。[3]7—55倘若谁以怨报德,便为人所不齿。工作投入程度强的个体在生理、认知和情感三方面积极投入于工作角色,他们精力充沛、活力十足,能够高强度工作,除此之外,他们负有责任感,对于组织赋予其工作角色的任务投入更多的情感[26]617—635——这正是完成工作绩效所必要的工作行为[19]692—724。一项对宾馆饭店服务人员的实证研究结果表明,宾馆饭店服务人员工作投入程度越强,组织气氛越佳,工作绩效越高,接受服务的客户越满意。[27]另一项对消防队员的研究表明,工作投入是价值一致性、组织支持感知、自我核心评估与工作绩效的中介变量。[26]617—635因此,笔者提出假设3。
假设3.工作投入在圈内人身份感知与任务绩效的关系中起中介作用。
四、研究设计 (一)调查对象与样本特征
正式调查时,一些问卷通过课堂发放(调查对象为北京高校的MPA学生),另一些问卷为现场发放(在北京市和湖北省部分政府部门发放)。共发放问卷560份,实际回收有效问卷451份。调查对象的样本有效百分比如下:男性公务员(61.6%)大于女性公务员(38.4%);员工年龄分别是25岁及25岁以下(12.2%)、26~30岁(40.6%)、31~35岁(18.4%)、36~40岁(14.2%)和41岁以上(14.6%);教育程度分别是高中或中专以下(0.9%)、专科与本科(88.5%)、硕士及以上(10.6%);行政级别以科员及以下(32.1%)、副主任科员(24.4%)、主任科员(31.6%)和副处级及以上(11.9%)为主。回答者的基本特征反映了此研究调查对象具有较好的代表性。
(二)测量工具 1.圈内人身份感知
量表的编制可以采用演绎法和归纳法两种方式。[28]自费孝通首次提出差序格局的理论框架以来,研究者对华人社会中的圈子现象已有颇多理论描述,因而较适合采用演绎法进行圈内人身份感知量表的编制。从费孝通将差序格局形象地描述为由近及远的一圈圈的波纹中可看出,费孝通本人并未对圈内人和圈外人的边界进行严格的界定,在费孝通那里,圈子内部存在中心、次中心与边缘之分。[2]13—17可以说,圈子的边界是有弹性的和模糊的。[12]169即使是同一圈子,圈内人与圈子中心领导的关系也有亲疏之分。对于某一特定领导而言,圈内人既包括最内圈的亲密的心腹也包括比较亲密的圈子稍外层的部分,但这样理解并不正确。因此,此研究并未直接采用二分法对圈内人身份感知进行测量,而是采用李科特七点量表进行测量。问卷填写者填写的数字越低,表示其与领导的心理距离越短,反之亦然。
根据郑伯埙经典的员工归类理论[6]170—192,圈子中心的领导主要在情感依附、领导作风、工作设计、雇佣关系、资源分配与工作态度等方面表现为内团体偏差行为。参考郑伯埙的观点与近期的研究成果,此研究初步编写出8道题。经过焦点小组(2名博士生,2名公务员,1名人力资源管理专家)讨论,“相比起其他同事,领导会给予我长期的雇佣保障”和“相比起其他同事,领导给予我的奖酬更多”这2道题由于不适合公共部门实际情况被删除。之后,采用探索性因子分析方法,进一步根据数据结果删除因子载荷量低于0.60的题,获得4道题,如“相比起其他同事,领导更会和我聊他的一些私事”“相比起其他同事,我觉得领导更加信任我”“相比起其他同事,上级更愿意让我放手做事”等。验证性因子分析的结果表明,标准化系数各题均大于0.7且小于0.95,残差均为正而且显著,没有违反估计。但模型配适度较低,分析后发现有残差不独立现象。进一步删除“相比起其他同事,上级更会给我鼓励支持”一题,由于一因素3个测量变量为饱和模式,即惟一解,因此,无任何配适度指标。α系数为0.926,表明信度令人满意。
2.任务绩效
关于任务绩效的测量在国外已经发展得比较成熟,此研究采用Williams和Anderson[29]的量表,该量表已被运用于中国情境[30]。示例性的题目包括:“和同事相比,我的工作成绩比较优秀”“同事对我的工作成绩评价比较高”。执行完结构方程模型之后,标准化系数各题均超过0.7且小于0.95,残差均为正而且显著,没有违反估计。但模型配适度较低,分析后发现有残差不独立现象。删除“我的领导对我的工作成绩比较满意”,由于一因素3个测量变量为饱和模式,即惟一解,因此无任何配适度指标。α系数为0.921,表明信度令人满意。
3.工作投入
笔者采用Schaufeli等人开发的工作投入量表。[31]示例性的题目包括:“工作中,我感觉活力十足”“当我工作的时候,我通常会忘记周围的一切”。删除标准化系数小于0.7及残差不独立的相关题目之后,标准化系数各题均大于0.7且小于0.95,残差均为正而且显著,没有违反估计。研究发现,工作投入量表一阶单因子验证性因子分析配适度良好,验证性因子分析结果为x2/df(卡方检验)=2.328,GFI(绝对拟合指数,Goodness-of-Fit Index)=0.997,AGFI(绝对拟合指数,Adjusted Goodness-of-Fit Index)=0.992,RMSEA(近似误差的均方根,Root Mean Square Error of Approximation)=0.028。α系数为0.908,信度指标远超过α的最低要求。
4.控制变量
为了确保研究的准确性,笔者将年龄、教育程度、行政级别与性别作为控制变量。考虑到部分控制变量是类别变量,笔者将其进行虚拟化处理。其中教育程度以“硕士及以上”为参考变量,行政级别以“科员及以下”为参考变量。 五、研究结果 (一)项目分析
在项目分析中,此研究将被试按照量表的总分由高到低进行排序,然后将分数最高的前27%列为高分组,得分最低的后27%列为低分组,以独立样本t检验检查两组在每个题项的差异。从各量表的项目分析结果来看,所有题目皆达到显著,因此保留所有题目。 (二)共同方法变异的控制与检验
鉴于此研究涉及的变量均通过同一份问卷来收集信息,有可能导致共同方法差异(common method bias)的问题。此研究根据Podsakoff等人[32]建议的方法,首先,采用题目意义隐匿法,即在问卷上并不显示研究目的和研究变量,以减少被试对研究目的的猜测而不以真实状况作答。此外,此研究还采用哈门氏单因子检定方法对共同方法变异的程度进行检验。因素分析后共得到 3个维度,总解释能力达到78.066%,并没有发生只得到1个维度的情况。因此,可以表明,此研究的共同方法变异的程度不严重。 (三)描述性统计分析
变量的均值、标准差和相关系数如表 1所示,从中可见,圈内人身份感知与工作投入显著正相关(r=0.568,P<0.001),圈内人身份感知与任务绩效显著正相关(r=0.610,P<0.001),工作投入与任务绩效显著正相关(r=0.600,P<0.001)。
![]() | 表 1 变量的均值、标准差和相关系数 |
此研究采用SPSS20.0软件,根据Baron与Kenny[33]提出的方法验证假设。第一步,用圈内人身份感知对工作绩效进行回归;第二步,用圈内人身份感知对工作投入进行回归;最后,用圈内人身份感知和工作投入一起对任务绩效进行回归。其中,第一步和第二步的回归系数应该是显著的。在第三步中,如果工作投入行为的回归系数显著,而圈内人身份感知的回归系数不显著,则说明工作投入起完全中介作用。如果工作投入以及圈内人身份感知的回归系数都显著,并且圈内人身份感知的回归系数减弱,则表明工作投入起部分中介的作用。
假设检验结果如表 2所示,从模型2和模型4直接效应的回归结果可见,圈内人身份感知对任务绩效具有显著的正向影响(β=0.526***),对工作投入也有显著的正向影响(β=0.541***)。因此,假设1和假设2都得到验证。从模型5可见,当圈内人身份感知与工作投入都放入回归方程,以任务绩效为因变量时,结果显示,工作投入的回归系数(β=0.375***)以及圈内人身份感知的回归系数(β=0.412***)都显著,同时圈内人身份感知的回归系数减弱,说明工作投入起着部分中介的作用。因此,假设3得到支持与验证。
![]() | 表 2 假设验证结果 |
此研究的目的在于在差序格局下探讨公务员圈内人身份感知对任务绩效的影响机制。在重人治主义的华人社会,组织运转过程中不可避免地带有人情和偏私现象[6]142—219,在组织正式结构的背后,还会派生出众多小圈子。在企业的众多小圈子中,以组织领导者为核心的圈子对公务员的影响可能最大。[34]此研究从下属的视角观点,分析了华人社会中公务员感知的圈内人身份程度对任务绩效的影响机制。圈子的大小是有弹性的,圈子的边界存在一定的模糊性[12]169,因此,公务员对于其是否属于领导圈子中的一员的感知存在程度的差异,而不是非此即彼的概念。换言之,对于公务员而言,他或她会依据与领导互动关系的质量、熟悉度等,做心理距离上的一个评估,这个评估距离的远近代表其与领导的亲疏关系,会影响公务员在工作中的一系列态度与行为。此研究根据前人的研究结果采用演绎的方法对圈内人身份感知这一变量发展了相应的测量工具并进行了问卷调查。
此研究的结果显示,公务员圈内人身份感知与任务绩效具有显著的正向关联性,换言之,当公务员觉得自己离领导的圈子中心越近时,员工的任务绩效越高;圈内人身份认知感知与工作投入正相关,从“报”的观点看[21]293—318,当领导给予圈内人更多的差别性对待时,会使圈内人努力工作,甚至呕心沥血,以不辜负领导的厚望与栽培,此研究结果显示出华人社会中的“报”确实能够在一定程度上解释个体工作动机的来源。当圈外人因不受重视,工作积极性受到打击时,倾向于通过从心理上对工作疏离来表达自己的负面情绪。除此之外,此研究的结果还显示,公务员工作投入是圈内人身份感知与任务绩效关系的中介变量。这也可以由“报”的理论进行解释,圈内人会感激领导的偏私行为并进行积极的回报,这种工作的投入会进一步提升任务绩效,形成良性循环。而在权力距离较大的华人社会,圈外人由于长期得不到重视,自身潜能无法达到最大程度的发挥,这使得其自身在组织领导心中的地位进一步边缘化,从而陷入恶性循环。 (二)未来的研究方向
第一,此研究采用横截面的数据来研究圈内人身份感知对任务绩效的影响机制,未来的研究可以通过纵向的研究去获得更多动态性的结论。第二,此研究采用自陈的方式填写问卷,可能会导致共同方法变异的风险。虽然文章采取了一些方式预防和检验共同方法变异的问题,但未来的研究仍有必要从不同的信息来源获取自变量和因变量,以改进这一研究的不足。第三,由于圈子理论尚属概念发展的初期,文章只是初步探讨了公务员圈内人身份感知及其对任务绩效的影响,未来可以进一步拓展圈内人身份感知对结果变量影响机制的研究,如探讨圈内人身份感知是否会影响个体的角色外行为,即个体工作职责之外的主动性行为,此外,圈内人身份感知的前因变量也是将来的研究议题之一。
注释:① 参见:诸葛亮所写的《出师表》。
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