代際視角下工作價值觀對建言行為的影響研究

欒貞增 楊東濤 詹小慧

32假設檢驗

321工作價值觀的代際差異

采用MANCOVA進行假設驗證。如果有顯著差異，使用ANNOVAs進行兩兩對比[13]。結果顯示：工作價值觀存在顯著代際差異（Wilkss Λ=092，F 4，457=335，p<0001）。假設1得到支持。此外，通過Turkeys Honestly Significant Difference Post-hoc進行兩兩比較。

表2提供了工作價值觀的均值和標準差。在安全與舒適，60后均值低于均值（6277<6313），80后高于總體均值（6387>6313）；在能力與成長，60后均值低于均值（5813<5875），80后均值顯著高于均值（6059>5875，p<005）；在地位與獨立，60后均值低于均值（5735<5784），80后高于均值（5916>5784）；只在能力與成長，80后高于均值，達到統計顯著。

表3提供了兩兩對比結果。在安全與舒適，80后高于67后（均值差為0074），67后高于60后（均值差為0036），未達到統計顯著，假設H1a不成立；在能力與成長，80后高于67后（均值差為0209），67后高于60后（均值差為0036）。只有80后顯著高于60后（均值差為0246，p<005），假設H1b部分成立；在地位與獨立，80后高于67后（均值差為0146），67后高于60后（均值差為0035），未達到統計顯著，假設1c不成立。

322工作價值觀與建言行為

將工作價值觀視作自變量，建言行為視作因變量，進行分層回歸分析。由表4所示（M1～M4），安全與舒適、能力與成長和地位與獨立的回歸系數分別為-0082，0088，0077（p<005）。M5～M8表明：能力與成長、地位與獨立的回歸系數分別為0089，0083（p<005），只有安全與舒適對抑制性建言影響不顯著（回歸系數為-0050，p>005）。因此，H2a得到部分支持，H2b和H2c均得到支持。

323代的調節作用

因為調節變量“代”為分類變量，為檢驗調節效應，采用分組比較方法[16]。首先，對60后、67后、80后組進行分組回歸分析，求出不同組的回歸系數β和R2，進行初步比較。然后，為避免群組樣本大小差異，檢驗自變量對因變量的R2解釋力度差異，采取相關系數轉化為Fisher z數值法，對不同z值進行Z-test檢驗。

如表5顯示：不同代際群體間的安全與舒適、能力與成長和地位與獨立對建言行為的回歸系數和解釋力度不同。但是，通過Z-test檢驗發現：代際群體之間均未有顯著差異（p>005）。H3a、H3b和H3c均不成立?？芍?，代對工作價值觀和建言行為的關系未有顯著調節作用。

此外將調節變量轉變為啞變量方法，對調節效應進行補充驗證，結果如下（圖1a～1f）。

4結論與啟示

本文得出以下結論：只在能力與成長維度，80后顯著高于60后，其他工作價值觀維度未有顯著差異?？赡苁且驗榧w主義和組織社會化的存在，個體更傾向表現出與他人相似的價值取向，以保留團隊成員身份；安全與舒適和促進性建言顯著負相關，但對抑制性建言的影響不顯著，可能是因為抑制性建言強調個體說出不利于組織的壞話，這會損害團隊人際關系，引發成本—收益的理性思考。能力與成長、地位與獨立對建言行為的正向影響得到驗證；在不同代際群體間，工作價值觀對建言行為的影響未發現顯著差異?？赡艿慕忉屖墙ㄑ跃哂幸欢ǖ娜穗H風險，個體更可能出于成本-收益的考慮，而非聽從內在“價值觀”的指引，從而削弱了代的調節作用。

管理啟示在于：企業管理者需轉變思維模式，換位思考，盡量避免從上往下的指令式管理，應采取“按需管理”方式，為不同代際群體打造量身訂制的管理方式，為80后提供更多的自主權和能力提升的機會，調動員工的積極性，激活個體；其次，正確看待員工的建言行為。建言行為已成為改善團隊工作流程，提高管理決策效率的有效工具。管理者須認識到不同代價值觀訴求，在滿足能力和成長、地位與獨立需求的前提，提升員工的建言能力和提供建言機會，達到企業與員工共同發展。

參考文獻：

[1]Lyons S， Kuron L. Generational Differences in the Workplace： A Review of the Evidence and Directions for Future Research[J]. Journal of Organizational Behavior， 2014， 35（S1）： S139-S157.

[2]Parry E， Urwin P. Generational Differences in Work Values： A Review of Theory and Evidence[J]. International Journal of Management Reviews， 2011， 13（1）： 79-96.

[3]陳堅，連榕.代際工作價值觀發展的研究述評[J].心理科學進展， 2011， 19（11）：1692-1701.

[4]Hansen J I C， Leuty M E. Work Values Across Generations[J]. Journal of Career Assessment， 2012， 20（1）： 34-52.

[5]Twenge J M， Campbell S M， Hoffman B J， et al. Generational Differences in Work Values： Leisure and Extrinsic Values Increasing， Social and Intrinsic Values Decreasing[J]. Journal of Management， 2010， 36（5）： 1117-1142.

[6]Anderson N， Potocnik K， Zhou J. Innovation and Creativity in Organizations： A State-of-the-science Review， Prospective Commentary and Guiding Framework[J]. Journal of Management， 2014， 40（5）： 1297-1333.

[7]Meyer J P， Irving P G， Allen N J. Examination of the Combined Effects of Work Values and Early Work Experiences on Organizational Commitment[J]. Journal of Organizational Behavior， 1998， 19（1）： 29-52.

[8]劉鳳香. 工作場所代際差異研究述評及整體模型構建[J]. 外國經濟與管理， 2010， 32（1）：50-57.

[9]Dencker J C， Joshi A， Martocchio J J. Towards a Theoretical Framework Linking Generational Memories to Workplace Attitudes and Behaviors[J]. Human Resource Management Review， 2008， 18（3）： 180-187.

[10] 尤佳，孫遇春，雷輝. 中國新生代員工工作價值觀代際差異實證研究[J]. 軟科學， 2013， 27（6）：83-88.

[11]肖靜，陳維政. 農民工工作價值觀與組織承諾關系的實證研究——以供給—期望匹配度為調節變量[J]. 軟科學， 2014，28（11）：90-93.

[12]Wallace J C， Butts M M， Johnson P D， et al. A Multilevel Model of Employee Innovation： Understanding the Effects of Regulatory Focus， Thriving， and Employee Involvement Climate[J]. Journal of Management， 2016， 42（2）：982-1004.

[13]Cennamo L， Gardner D. Generational Differences in Work Values， Outcomes and Person-organization Values Fit[J]. Journal of Managerial Psychology， 2008， 23（8）： 891-906.

[14]王洪青，彭紀生. 辱虐管理對員工心態的影響：代際差異的調節效應研究[J]. 商業經濟與管理， 2015（1）：19-26.

[15]Liang J， Farh C I C， Farh J L. Psychological Antecedents of Promotive and Prohibitive Voice： A Two-wave Examination[J]. Academy of Management Journal， 2012， 55（1）： 71-92.

[16]溫忠麟，劉紅云，侯杰泰. 調節效應和中介效應分析[M]. 北京：教育科學出版社， 201284-86.

（責任編輯：冉春紅）