自我效能、可雇佣型心理契约与谏言的关系(2)
基于以上分析，本研究选取中小高科技企业研发人员为研究样本。这是因为，该类企业作为中国国民经济的重要引擎，不仅是区域经济发展的关键增长点，还创造了大量就业机会和技术创新成果，其决策与创新效能对中国经济增长的重要作用已日臻成为理论界和实践界关注的焦点；而研发人员作为该类企业自主创新的生力军，其谏言效果则是该类企业决策与创新成败的重要影响因素。由此，探寻中国情境下该类企业研发人员的自我效能、可雇佣型心理契约与谏言之间的关系，有助于丰富自我效能和心理契约理论，并为谏言管理提供有益启示。
2.研究方法
2.1 被试
本研究的问卷来自于北京、天津、河北、辽宁、山东、浙江、福建、广东等地26家中小高科技企业的研发人员。共发放问卷610份，实际回收553份，因数据的缺失和问卷的无效剔除，最终有效样本量为426份，有效回收率为69.8%。整体样本数据显示，不同统计特征的各层次被试分布较均匀。其中，男性占62.8%；大专占29.6%，本科占59.1%，硕士以上占11.3%；25岁以下占19.5%，26岁～30岁占30.8%，31岁以上占49.7%；年资2年以下占30.2%，3～5年占38.75%，6～8年占17.1%，9年以上占14%；电子业占21.6%，通信业占18.7%，软件业占25.3%，医药业占11.4%，环保业占12.3%，新能源业占10.7%。
2.2 研究工具
自我效能问卷参考张建新和Schwarzer(1995)的研究成果，确定了由“人际沟通”、“问题解决”和“技能掌握”三因素构成的16个题项。全部题项采用Likert7级量表测量，其中1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”。本研究中，三因素内部一致性α系数分别为0.701、0.719和0.693，问卷内部一致性α系数为0.748。
谏言问卷借鉴Van Dyne和LePine(1998)开发的员工谏言问卷，确定了单因素构型的5个题项。全部题项采用Likert7级量表测量，其中1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”。本研究中，问卷内部一致性α系数为0.617。
可雇佣型心理契约问卷汲取了国内外成熟问卷(Kickul & Lester，2001；George，2006；郝喜玲，陈忠卫，2012)，确定了由“基于职业修养和生涯发展”、“基于角色外技能提高”和“基于知识和技术补充”三因素构成的13个题项。在题项前标注，要求被试填答对企业可雇佣性责任和义务的感知度。全部题项采用Likert7级量表测量，其中1代表“非常不重要”，7代表“非常重要”。本研究中，三因素内部一致性α系数分别为0.871，0.834和0.713，问卷内部一致性α系数为0.899。
2.3 统计方法
Chin(2010)提出，相比基于极大似然估计的协方差分析法CBSEM而言，新一代结构方程模型技术——基于偏最小二乘回归的方差分析法PLS-SEM具有可准确评测含近千个测量指标的复杂模型、对样本规模低苛刻性、不要求样本的正态分布等优势。鉴于本研究采用跨地域、多时点的随机抽样方式，样本数据难以满足规模区间、正态分布及最大似然估计要求，故选取基于PLS的SmartPLS 2.0软件进行实证检验，并运用SPSS 19.0软件进行统计分析。
3.结果与分析
3.1 数据同源偏差检验
由于每份问卷的所有题项均由同一被试填答，这种从单一被试取得所有信息的调研数据难免出现同源偏差问题。为弱化其影响，本研究根据Podsa-koff和Organ(1986)的建议，首先在研究设计阶段，严格把控问卷收发和填答过程的调查匿名性，在每份问卷上注明“答案无对错之分”，尽量使用清晰易懂的语言，并采用反向用语以突破惯性思维定式；其次在统计方法上，按照Harman单因子检测法对问卷所有题项一并做未旋转的因子分析，结果析出7个因子，且第一个主成分的方差贡献率为24.1%，未占多数，表明同源偏差问题并不严重。
3.2 效度检验
按照PLS-SEM验算原则，需进行聚合效度和区分效度检验。先以可雇佣型心理契约为基础。构建起包含自我效能和谏言的结构方程模型1，再将可雇佣型心理契约三个维度、自我效能及谏言一并构建起结构方程模型2，分别对两个模型进行测量模型的效度检验。表1表明，各指标载荷大于标准经验值0.7，组合信度(composite reliability，CR)大于标准经验值0.7，平均方差抽取(average variance ex-tracted，AVE)大于标准经验值0.5，因此聚合效度得到验证。对于区分效度检验，本研究采用Fornell和Larcker(1981)的判别方法，要求各潜变量的AVE平方根大于其与其他潜变量间的相关系数。表2显示，检验结果满足此要求，因此区分效度也得到验证。
3.3 假设检验
PIS-SEM属于非参数估计，故传统参数检验法不再适用。根据Chin(2010)的建议，本研究采用PLS结构模型估计，借由Bootstrapping法迭代1000次计算标准差。图1显示，自我效能对可雇佣型心理契约维度“基于角色外技能提高”、“基于知识和技术补充”、“基于职业修养和生涯发展”的方差解释力分别为13.1%，16.4%，3.5%，自我效能和可雇佣型心理契约各维度能够解释36%的谏言方差。
3.3.1 自我效能对可雇佣型心理契约和谏言的影响分析
图1表明，自我效能对可雇佣型心理契约各维度“基于角色外技能提高”、“基于知识和技术补充”、“基于职业修养和生涯发展”及谏言影响的β系数分别为0.260，0.353，0.168，0.259(p<0.0001)，表明自我效能对可雇佣型心理契约各维度及谏言均具显著的正向影响。进一步地，自我效能对可雇佣型心理契约各维度的影响力由大到小依次为“基于知识和技术补充”、“基于角色外技能提高”、“基于职业修养和生涯发展”。 (相飞 刘兵 李嫄)
2.研究方法
2.1 被试
本研究的问卷来自于北京、天津、河北、辽宁、山东、浙江、福建、广东等地26家中小高科技企业的研发人员。共发放问卷610份，实际回收553份，因数据的缺失和问卷的无效剔除，最终有效样本量为426份，有效回收率为69.8%。整体样本数据显示，不同统计特征的各层次被试分布较均匀。其中，男性占62.8%；大专占29.6%，本科占59.1%，硕士以上占11.3%；25岁以下占19.5%，26岁～30岁占30.8%，31岁以上占49.7%；年资2年以下占30.2%，3～5年占38.75%，6～8年占17.1%，9年以上占14%；电子业占21.6%，通信业占18.7%，软件业占25.3%，医药业占11.4%，环保业占12.3%，新能源业占10.7%。
2.2 研究工具
自我效能问卷参考张建新和Schwarzer(1995)的研究成果，确定了由“人际沟通”、“问题解决”和“技能掌握”三因素构成的16个题项。全部题项采用Likert7级量表测量，其中1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”。本研究中，三因素内部一致性α系数分别为0.701、0.719和0.693，问卷内部一致性α系数为0.748。
谏言问卷借鉴Van Dyne和LePine(1998)开发的员工谏言问卷，确定了单因素构型的5个题项。全部题项采用Likert7级量表测量，其中1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”。本研究中，问卷内部一致性α系数为0.617。
可雇佣型心理契约问卷汲取了国内外成熟问卷(Kickul & Lester，2001；George，2006；郝喜玲，陈忠卫，2012)，确定了由“基于职业修养和生涯发展”、“基于角色外技能提高”和“基于知识和技术补充”三因素构成的13个题项。在题项前标注，要求被试填答对企业可雇佣性责任和义务的感知度。全部题项采用Likert7级量表测量，其中1代表“非常不重要”，7代表“非常重要”。本研究中，三因素内部一致性α系数分别为0.871，0.834和0.713，问卷内部一致性α系数为0.899。
2.3 统计方法
Chin(2010)提出，相比基于极大似然估计的协方差分析法CBSEM而言，新一代结构方程模型技术——基于偏最小二乘回归的方差分析法PLS-SEM具有可准确评测含近千个测量指标的复杂模型、对样本规模低苛刻性、不要求样本的正态分布等优势。鉴于本研究采用跨地域、多时点的随机抽样方式，样本数据难以满足规模区间、正态分布及最大似然估计要求，故选取基于PLS的SmartPLS 2.0软件进行实证检验，并运用SPSS 19.0软件进行统计分析。
3.结果与分析
3.1 数据同源偏差检验
由于每份问卷的所有题项均由同一被试填答，这种从单一被试取得所有信息的调研数据难免出现同源偏差问题。为弱化其影响，本研究根据Podsa-koff和Organ(1986)的建议，首先在研究设计阶段，严格把控问卷收发和填答过程的调查匿名性，在每份问卷上注明“答案无对错之分”，尽量使用清晰易懂的语言，并采用反向用语以突破惯性思维定式；其次在统计方法上，按照Harman单因子检测法对问卷所有题项一并做未旋转的因子分析，结果析出7个因子，且第一个主成分的方差贡献率为24.1%，未占多数，表明同源偏差问题并不严重。
3.2 效度检验
按照PLS-SEM验算原则，需进行聚合效度和区分效度检验。先以可雇佣型心理契约为基础。构建起包含自我效能和谏言的结构方程模型1，再将可雇佣型心理契约三个维度、自我效能及谏言一并构建起结构方程模型2，分别对两个模型进行测量模型的效度检验。表1表明，各指标载荷大于标准经验值0.7，组合信度(composite reliability，CR)大于标准经验值0.7，平均方差抽取(average variance ex-tracted，AVE)大于标准经验值0.5，因此聚合效度得到验证。对于区分效度检验，本研究采用Fornell和Larcker(1981)的判别方法，要求各潜变量的AVE平方根大于其与其他潜变量间的相关系数。表2显示，检验结果满足此要求，因此区分效度也得到验证。
3.3 假设检验
PIS-SEM属于非参数估计，故传统参数检验法不再适用。根据Chin(2010)的建议，本研究采用PLS结构模型估计，借由Bootstrapping法迭代1000次计算标准差。图1显示，自我效能对可雇佣型心理契约维度“基于角色外技能提高”、“基于知识和技术补充”、“基于职业修养和生涯发展”的方差解释力分别为13.1%，16.4%，3.5%，自我效能和可雇佣型心理契约各维度能够解释36%的谏言方差。
3.3.1 自我效能对可雇佣型心理契约和谏言的影响分析
图1表明，自我效能对可雇佣型心理契约各维度“基于角色外技能提高”、“基于知识和技术补充”、“基于职业修养和生涯发展”及谏言影响的β系数分别为0.260，0.353，0.168，0.259(p<0.0001)，表明自我效能对可雇佣型心理契约各维度及谏言均具显著的正向影响。进一步地，自我效能对可雇佣型心理契约各维度的影响力由大到小依次为“基于知识和技术补充”、“基于角色外技能提高”、“基于职业修养和生涯发展”。 (相飞 刘兵 李嫄)