新员工主动社会化行为对社会化后果作用调查分析

　 新员工主动社会化行为对社会化后果的作用调查分析

　 一、引言

　组织社会化是指新员工获取必要的态度、行为、知识和技能以加入组织并作为组织成员发挥有效作用的过程[1].组织社会化的早期研究集中于组织层面，组织采取的社会化策略占据主导地位[2].后来 Louis（1980）等对组织主导的社会化观点提出质疑[3][4],他们认为新员工并不是完全被动接受组织安排，而是通过角色转换增加对组织和工作的适应行为。随着就业市场流动性的提高，个人愈发不可能在单一组织中完成职业生涯与发展，员工自身的主动社会化行为对员工和组织双方变得越来越重要[5].目前对新员工主动社会化行为的研究成果很多，但对于主动社会化行为应该包括哪些维度，主动社会化行为如何影响员工在入职初期的工作表现，影响员工对组织的认同感、满意度和离职意愿等问题，国内外学者并未完全达成一致。本文拟探讨在中国背景下新员工主动社会化的行为维度，并进一步研究新员工主动社会化行为对社会化后果（包括近端后果和远端后果）的影响，希望对中国企业的新员工招聘和入职引导活动有所启示。

　二、文献回顾和研究假设

　（一）新员工主动社会化行为的研究回顾

　与社会化策略的组织视角不同，主动社会化是从员工（主动）视角进行的社会化研究。员工并非只会被动接受组织社会化，而是会积极去诠释所处的环境。新员工入职初期为了尽快融入组织，会经常主动搜寻所需要的信息，这种信息寻求行为是新员工主动与组织互动、推动自身社会化的重要一步。

　Ashford 和 Black 等（1996）确定了新员工包括搜集信息、寻求反馈、一般社会化、网络联系等[3]7 种主动社会化行为，这些维度在西方社会里被广泛接受[4].

　Griffin 等（2000）将员工的主动行为归为反馈与信息搜集、关系构建、非正式指导关系、工作变换的沟通等 8 类[6].由于非工作行为可能因价值观不同存在很大差异，这意味着对员工主动社会化行为的认定也可能存在差异。例如，中国社会的权力距离要大于大多数西方国家，中国员工不大可能质疑或挑战上级分配给他们的任务，也很少与上级进行工作变换的沟通。另外，由于奉行高集体主义的价值观，中国组织在制定雇佣或晋升决策时，除了考

　虑候选人的个人能力和表现外，通常还会考虑他们是否获得群体认可。所以，获取群体身份对大多数中国新员工来说具有重要意义[7].为获取群体身份，他们在工作之外也要在纯粹个人层面构建关系[8],如下班后与同事一起度过休闲时光。所以，有关获取群体身份的行为也应被看作是主动社会化的行为维度。

　JieWang 和 Tae-YeolKim（2013）以中国两所大学 91 名实习研究生为对象，研究了中国背景下的新员工主动社会化行为，他们把主动社会化行为分为信息搜寻、反馈搜寻、一般社会化、网络联系、与上级建立关系和开发人情关系六类[8].其中前五个维度与 Ashford 和Black（1996）[3]的研究结果大体一致，第六个维度即建立人情关系仅适用于中国，它是指两人之间建立起以无限的利益交换为特征的非正式的人际关系。本文拟继续验证上述研究结论，提出如下假设：H1:新员工主动社会化行为包括信息搜寻、反馈搜寻、一般社会化、网络联系、与上司构建关系以及开发人情关系六个维度。

　（二）新员工主动社会化行为对组织社会化后果的影响研究回顾

　组织社会化后果是指新员工适应工作场所，员工之间相互信任并能完成工作任务的状态[9].在理论上把组织社会化后果分为侧重当前的主要后果或近端后果，以及侧重长远的次要后果或终极后果[10][11].

　新员工最为关心的是掌握他们所承担的任务和角色，给上司留下有关绩效的印象，他们也需要融入工作群体。除了获得归属感之外，群体整合也能帮助他们完成任务。因此，通常把任务掌握、角色清晰和社会整合作为组织社会化的主要后果或近端后果，也称为工作适应。上述近端后果可能导致二阶后果，即远端后果，如工作满意感、组织承诺、工作绩效、离职倾向等[12].

　新员工主动社会化行为对组织社会化后果的影响研究，一般从组织社会化的近端后果和远端后果两个方面进行。例如，Wanberg 和 Kammeyer-Mueller（2000）发现新员工反馈搜寻和关系构建与其角色清晰、社会整合和工作满意正相关，与离职倾向负相关[12].

　Chan 和 Schmitt（2000）认为，新员工的关系构建行为有助于角色明晰，并能与同事建立友谊并获得社会支持[13].Ashforth 等（2007）认为，知识的搜集与获取可能会对组织社会化有积极影响，有利于工作绩效提升和发展组织联系[6].Saks 等（2011）发现反馈寻求、一般社会化及与上级关系的构建都与任务掌握和社会整合有显着正相关[14].Tang（2014）研究了零售企业新员工的主动社会化行为，发现观察行为对员工组织承诺和离职倾向的影响最为强烈[15].国内学者吴照云和邢小明（2010）发现，员工的信息搜寻和绩效反馈行为对组织承诺有直接正面影响[16].基于上述研究，本文提出如下假设：

　H2:新员工主动社会化行为与任务掌握、角色明晰和社会整合积极相关。

　H3:新员工主动社会化行为与工作满意度和组织认同积极相关，与离职倾向消极相关。

　（三）新员工主动社会化行为与组织社会化后果的中介变量研究回顾

　以往研究大多关注新员工主动社会化行为对社会化后果的直接影响，只有少数研究探讨了主动社会化行为对社会化后果的影响机理。如 Saks 和 Ashforth（1997）提出了组织社会化过程的模型，在模型中近端后果要先于远端后果发生，并会影响远端后果[17].Saks 等（2007）发现，角色模糊、角色冲突和匹配感知等近端后果会对部分远端后果如组织承诺、工作满意度、工作绩效和离职倾向等产生显着影响[6].

　Bauer 等（2007）验证了近端后果（角色清晰、自我效能和社会接受）在信息搜寻与远端后果（工作满意度、组织认同、工作绩效和工作流动）之间起中介作用[18].我国学者谭亚莉（2009）也指出，角色清晰和工作满意感有关，社会整合对组织承诺和工作绩效都产生显着影响[19].基于此，本文提出如下假设：

　H4:任务掌握、角色明晰和社会整合等近端后果在新员工主动社会化行为以及工作满意、组织认同和离职倾向等远端后果之间起中介作用。

　本文的研究模型如下图 1 所示。

　三、研究设计

　（一）数据收集与样本

　本研究正式问卷调查主要针对北京、上海、广州、深圳等城市的企业展开，将企业中入职 3 年以内的员工作为本次调研的对象。在预试结果基础上，对量表进行了部分修订。问卷发放通过网络在线填答，正式调查共发放问卷 600 份，实际回收问卷 556 份，其中有效问卷443 份，有效回收率为 73.8%.样本基本情况如下：从性别来看，男性和女性各占 42.6%和57.4%;从婚姻状况来看，未婚和已婚各占 58.5%和 41.5%;从年龄来看，20-25 岁的占44.2%,26-30 岁的占 32.2%,31-35 岁的占 16.8%,36-40 岁的占 6.8%;从教育程度看，本科以下、本科、硕士、博士各占 25.9%、61.2%、12.0%和 0.9%;从岗位等级看，普通员工、基层主管、中层管理者和高层管理者各占 68.0%、20.0%、10.2%和 1.8%;从工作年限看,1 年以内的占 12.9%,1-3 年的占 35.4%,3-5 年的占 15.4%,5-7 年的占 11.8%,7 年以上的占 24.5%;从单位的性质看，国有、外资、民营和事业单位各占 15.0%、22.2%、55.8%和 7.0%;从所属行业看，传统制造业、高技术制造业、传统服务业、高技术服务业和其他各占 8.6%、17.7%、32.0%、35.4%和 6.3%.

　（二）变量的界定与测量

　本研究涉及新员工主动社会化行为、工作适应、组织认同、工作满意感和离职倾向五个变量。问卷均采用里克特 5 点计分制，从 1-5 表示"非常不符合"到"完全符合".问卷采用自我报告法，要求被试者根据自己的感受和工作的真实情况进行选择。

　对新员工主动社会化行为的测量，信息搜寻、反馈搜寻、一般社会化、网络联系、与上司关系五个维度采用 Ashford 和 Black 的问卷[3],共计 17 个问项（如"我努力了解单位的正式机构设置"等），开发人情关系维度采用 JieWang 等设计的 7 个问项（如"我会与那些可能对我未来发展有利的同事建立友谊"等[8].通过预试分析，删除因子载荷量绝对值小于 0.4 或同时在两个以上因子上的载荷大于 0.4 的四个题项，从剩余题项中共抽取 4 个共同因子，解释的总体方差为 57.36%.四个因子分别命名为信息与反馈搜寻、一般社会化、网络联系和开发人情关系。

　组织社会化的近端后果测量采用的是 Morrison（1993）[2]和 Ashford（1986）[20]编制的工作适应问卷。此问卷包括任务掌握、角色明晰和社会整合三个维度，包括如"我对自己的工作职责非常了解"等 12 个问项。

　组织认同问卷采用 Mael 和 Ashforth（1992）[21]的单一维度量表，涉及的内容主要是关于员工对组织的情感，此问卷包括如"当听到别人称赞我所在的组织时，我感觉就像是在称赞我一样"等 6 个问项。

　工作满意度问卷采用 Cammann（1983）[22]开发的单一维度量表，此问卷包括如"总的来说，我喜欢在现在这家单位工作"等 3 个问项。

　离职倾向问卷采用香港学者樊景立等（1998）[23]开发的量表，此量表包括"我常常想辞去我目前的工作"等 4 个题项。

　控制变量。为控制员工个人、单位和行业特征对研究带来的影响，本研究将性别、婚姻状况、年龄、学历、工作年限、月平均收入、单位性质及单位所属行业作为控制变量。

　四、研究结果

　本研究通过 SPSS20.0 和 AMOS20.0 软件，采用验证性因素分析对新员工主动社会化行为、工作适应、组织认同、工作满意度和离职倾向进行验证，并采用相关分析和多元回归分析方法对本研究假设进行验证。

　（一）信度检验及效度检验

　新员工主动社会化量表的 α 系数为 0.899,工作适应量表的 α 系数为 0.874,组织认同

　量表的 α 系数为 0.833,工作满意度量表的 χ 系数为 0.854,离职倾向量表的 α 系数为0.802,各测量量表的 Cronbach"sα 系数均高于 0.8,表明本研究所使用的量表具有较高的信度。

　本研究采用验证性因素分析方法对本研究问卷所涉及的潜变量测量模型进行检验，结果见下表 1.本研究中所用的组织社会化策略、工作适应、组织认同和离职倾向四个测量模型的各项适配指标值均达到可接受标准，表明模型适配情形良好，具有较好的结构效度。

　研究表明，新员工主动社会化行为包含信息与反馈搜寻、一般社会化、网络联系以及开发人情关系四个维度。由此，假设 1 得到部分验证。

　（二）同源偏差检验

　本研究采用假设 Harman 单因素检验法进行同源偏差检验。除了人口统计学变量的相关题项外，将其他所有题项一起作因子分析，结果抽取了 9 个特征根大于 1 的公共因子，累计解释方差 60.18%,未经旋转的因子分析所得出的第 1 个公共因子解释整体变异量的 28.20%,表明没有单一的因子可以解释绝大部分的变异，本研究的同源偏差问题不明显，可进行下一步的数据分析。

　（三）相关分析

　各主要变量之间的相关系数及各个变量的均值和标准差见表 2.研究发现，新员工主动社会化行为与任务掌握、角色清晰和社会整合均显着正相关，与组织认同和工作满意度均有显着正相关，与离职倾向有显着的负相关；各近端后果与远端后果之间也有显着的相关性。

　（四）回归分析

　表 3 显示了假设 2 的检验结果。本研究首先将性别、年龄、学历等作为控制变量，做工作适应近端结果对各控制变量的回归，然后做工作适应近端结果对新员工主动社会化行为的回归。回归结果表明，在控制变量的基础上，加入新员工主动社会化行为后，回归方程均显着，且 RZ 分别增加 0.207,0.328 和 0.291,说明新员工主动社会化行为可解释任务掌握20.7%的变异，可解释角色清晰 32.8%的变异，可解释社会整合 29.1%的变异。新员工的信息与反馈搜寻行为、一般社会化行为和网络联系行为均对新员工任务掌握、角色清晰和社会整合有显着的正向影响。但是，本研究并未发现新员工开发人情关系的行为对新员工的近端社会化结果有显着影响。因此，假设 2 得到部分验证。

　表 4 显示了各模型对假设 3 的检验结果。与假设 2 检验过程类似，检验新员工主动社会化行为对组织社会化远端后果的影响。回归结果表明，新员工的信息与反馈搜寻、一般社会

　化、网络联系和开发人情关系均对其组织认同有显着的积极影响，信息与反馈搜寻、网络联系和开发人情关系对其工作满意度有显着的积极影响，但仅发现一般社会化和网络联系行为对离职倾向有显着的负向影响。由此，假设 3 得到部分验证。

　首先，根据温忠麟检验中介效应的建议，检验任务掌握的中介作用。回归结果发现，任务掌握对组织认同有显着的正向影响（[3=0.123,p<0.01），加入任务掌握变量后，新员工的信息与反馈搜寻、一般社会化以及网络联系行为对组织认同的影响依然显着，说明任务掌握在这三种行为与组织认同之间均起到部分中介作用；任务掌握对工作满意度有显着的正向影响（[3=0.153,p<0.01），新员工的信息与反馈搜寻和网络联系行为对工作满意度的影响依然显着，说明任务掌握在这两种行为与工作满意度之间均起到部分中介作用；本研究中未发现任务掌握对离职倾向有显着的影响（[3=-0.080,p>0.1），因此，任务掌握在新员工主动社会化行为与离职倾向之间没有中介作用。

　同理，可验证角色清晰的中介作用。回归结果发现，角色清晰对组织认同有显着的正向影响（[3=0.227,p<0.001），加入角色清晰变量后，一般社会化和网络联...