程志輝++胡筱菲++韓翼

摘要：運(yùn)用HunterSchmidt法對(duì)32篇實(shí)證論文中的38個(gè)獨(dú)立研究組成的10040個(gè)樣本進(jìn)行元分析，系統(tǒng)研究了員工性別等人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，員工的性別、年齡、受教育水平、組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)但比較弱，而組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)且比較強(qiáng)；同時(shí)，數(shù)據(jù)來源會(huì)調(diào)節(jié)受教育水平和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，而文化差異來則會(huì)調(diào)節(jié)受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。最后，發(fā)表性偏誤分析結(jié)果表明本文的元分析結(jié)果可靠性較高。

關(guān)鍵詞：員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)；人口特征；元分析；數(shù)據(jù)來源；文化差異

中圖分類號(hào)：F272.91

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2017.03.0011

隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，企業(yè)在經(jīng)營過程中面臨的不確定性不斷增加，許多企業(yè)管理者已清醒地認(rèn)識(shí)到，唯有充分調(diào)動(dòng)員工的主動(dòng)性，才能確保企業(yè)在市場(chǎng)競爭中立于不敗之地。例如聯(lián)想的柳傳志在2014年博鰲亞洲論壇中就說到：“讓每一個(gè)人能成為公司前進(jìn)中的發(fā)動(dòng)機(jī)，而不是被領(lǐng)導(dǎo)所帶動(dòng)的齒輪?！逼鋵?shí)，他所倡導(dǎo)的“發(fā)動(dòng)機(jī)文化”就是積極鼓勵(lì)企業(yè)的每位員工主動(dòng)作為。學(xué)者Katz指出，任何一位企業(yè)管理者都無法預(yù)見所有可能的意外事件和環(huán)境變化，所以員工自發(fā)地做出超越角色外要求的建設(shè)性行為對(duì)組織生存和發(fā)展至關(guān)重要[1]。隨后，學(xué)者M(jìn)orrison和Phelps用“taking charge”（主動(dòng)擔(dān)責(zé)）這一構(gòu)念來描述員工的這類變革行為[2]。它與員工建言不同，更強(qiáng)調(diào)個(gè)體自身實(shí)際行動(dòng)去推動(dòng)變革，而非通過迂回方式建議他人如何去推動(dòng)變革[3]?？傊?，與其它員工角色外行為相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)更突顯自發(fā)性、變革導(dǎo)向和風(fēng)險(xiǎn)性等特征[2，4]。

雖然員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)對(duì)企業(yè)的意義不言而喻，然而管理者如何通過人口特征有效識(shí)別主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工呢？學(xué)界在這方面分歧較大。以性別為例（0=女，1=男），一些研究證實(shí)男性比女性更可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為[56]；而另一些研究卻恰好相反[79]；同時(shí)，還有研究發(fā)現(xiàn)，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不相關(guān)[2，1011]。類似的情況在年齡、受教育水平等其它人口特征中也存在。因此，學(xué)者Vadera等呼吁應(yīng)該系統(tǒng)研究人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系[12]。因?yàn)閷?duì)文獻(xiàn)進(jìn)行定量分析是解決這類問題的有效途徑，所以本文運(yùn)用Schmidt和Hunter[13]的元分析流程和程序來探討這一問題。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的界定與測(cè)量

員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)是指由員工自愿做出旨在改善崗位、部門和組織之間工作開展方式的一類變革行為[2]，如引入更高效的工作方式、糾正工作中錯(cuò)誤的程序或做法等。該構(gòu)念有別于員工的其他角色外行為，因?yàn)樗伙@自發(fā)性、變革導(dǎo)向、風(fēng)險(xiǎn)性等特點(diǎn)。由于角色外行為界定的難度，Parker和Collins將員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)劃入工作層面的主動(dòng)性行為[3]，并運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)法則將員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)與相似構(gòu)念進(jìn)行有效區(qū)分。例如，與個(gè)體創(chuàng)新相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)不需要強(qiáng)調(diào)新穎性，因?yàn)閱T工可以將其它企業(yè)的優(yōu)秀做法引入組織中；與員工建言相比，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)強(qiáng)調(diào)員工身體力行的行動(dòng)。

目前，學(xué)界中對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)進(jìn)行測(cè)量主要采用Morrison和Phelps開發(fā)的10個(gè)題項(xiàng)的單維度量表[2]，題項(xiàng)如“嘗試改進(jìn)流程來提升組織效率”等。后來，學(xué)者Griffin等將員工主動(dòng)性行為針對(duì)的對(duì)象不同，將其劃分為針對(duì)核心任務(wù)、團(tuán)隊(duì)成員和組織的主動(dòng)行為三種[14]，每個(gè)含三個(gè)測(cè)項(xiàng)。還有學(xué)者Parker和Collins運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)法則區(qū)分員工主動(dòng)性工作行為時(shí)，使用了一個(gè)三個(gè)題項(xiàng)量表[3]，這些都是對(duì)Morrison和Phelps量表的簡化或修訂。

（二）人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系

1.性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。社會(huì)角色理論認(rèn)為，社會(huì)所制定的兩性勞動(dòng)分工導(dǎo)致性別角色期望差異，進(jìn)而促成男女的社會(huì)行為差異 [15]。同理，組織中的領(lǐng)導(dǎo)對(duì)男女員工的行為期望也存在差異，如他們往往期望男性在與控制、自信和能力等有關(guān)方面表現(xiàn)出主動(dòng)，而期望女性員工積極表現(xiàn)出跟情感表達(dá)相關(guān)的一類行為（如表達(dá)友好、關(guān)心他人等）[16]。Kidder和Parks進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)不同性別的員工在主動(dòng)性行為上的期望也不一樣[16]。由于員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)是一種具有挑戰(zhàn)性和變革導(dǎo)向的角色外行為，而領(lǐng)導(dǎo)往往對(duì)男性在這方面會(huì)寄予更高期望。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1：與女性相比，男性更可能在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

2.年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。年齡是另一個(gè)常見的人口特征變量。Grant和 Ashford[9]指出，與年輕員工相比，年長員工可能擁有更多有效地實(shí)施主動(dòng)性行為的知識(shí)、技能和能力。例如，國內(nèi)學(xué)者段錦云等對(duì)員工建言的元分析結(jié)果也表明，年齡越大的員工越敢于建言[17]。因?yàn)殡S著年齡的增長，個(gè)體的社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn)都會(huì)增加，心智也更加成熟，這些社會(huì)閱歷和經(jīng)驗(yàn)都是個(gè)體能在工作中有擔(dān)責(zé)的必要條件。學(xué)者Greller和Simpson研究發(fā)現(xiàn)[18]，年長員工的工作績效未必比年輕員工差，因?yàn)樗麄冮L期積累的技能和經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌驈浹a(bǔ)年齡增長導(dǎo)致生產(chǎn)力的下降。由此，本研究提出如下假設(shè)：

H2：員工年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工年齡的增加，其做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)可能性越高。

3.受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。受教育水平能夠?yàn)閭€(gè)體提供基本的知識(shí)和技能，是個(gè)體做出主動(dòng)性行為的重要資本。例如，Van Dyne和Lepine研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平能夠增加員工建言和提出反傳統(tǒng)的想法[19]。從人力資本的角度來看，受教育是一種重要的人力資本投入[20]。正式的教育可能給個(gè)體帶來增強(qiáng)主動(dòng)擔(dān)責(zé)所必需的深層的分析知識(shí)。由此，本文提出如下假設(shè)：

H3：受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即員工受教育水平越高，其在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性越高。

4.組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。組織任期是指員工在某個(gè)組織中被雇傭的時(shí)長。工作嵌入理論認(rèn)為，隨著員工組織任期的增長，其與組織嵌入越深，也能與組織休戚與共。此外，人力資本理論也認(rèn)為，組織任期長的員工在職業(yè)生涯過程中積累了大量與工作相關(guān)的知識(shí)，是其實(shí)施主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為的重要資本。相較而言，新進(jìn)員工一般對(duì)組織或?qū)M織正式或非正式的文化和目標(biāo)知之甚少，因此超出角色規(guī)范做事的可能性較低[12]。由此，本文提出如下假設(shè)：

H4：組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即隨著員工進(jìn)入組織的時(shí)間增長，其在工作中展現(xiàn)出主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性越高。

5.組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。本文關(guān)注的組織地位是指組織設(shè)計(jì)中對(duì)員工的正式規(guī)定，如職位或?qū)蛹?jí)。Vadera等認(rèn)為，在組織中地位較低的員工可能對(duì)組織規(guī)范有相對(duì)簡單而死板的看法，不大可能做出任何偏離組織規(guī)范的行為，因?yàn)樗麄兒ε率艿綉土P[12]。相反，職位高的員工因?yàn)閾碛懈噘Y源，且注重控制感和自主權(quán)，更有可能做出變革型組織公民行為。由此，本文提出如下假設(shè)：

H5：員工組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間正相關(guān)，即組織地位越高的員工越可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。

（三）研究特征的調(diào)節(jié)作用

1.數(shù)據(jù)來源的調(diào)節(jié)作用。數(shù)據(jù)來源或員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)價(jià)方式是一個(gè)可能的重要調(diào)節(jié)變量，如學(xué)者Van Dyne和LePine指出，在對(duì)員工角色外行為進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，自評(píng)方式比他評(píng)方式更可能存在自我報(bào)告偏差現(xiàn)象[19]。從納入元分析的文獻(xiàn)來看，員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)價(jià)包括三種：員工自評(píng)、領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)和同事評(píng)價(jià)。但是，由于采用同事評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)太少，本文將領(lǐng)導(dǎo)評(píng)價(jià)和同事評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)統(tǒng)一劃入到“他評(píng)”。因此，本文提出如下假設(shè)：

H6（ae）：員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的數(shù)據(jù)來源會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，即采用不同的數(shù)據(jù)來源，性別（6a）、年齡（6b）、受教育水平（6c）、組織任期（6d）和組織地位（6e）對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響存在顯著差異。

2.文化差異的調(diào)節(jié)作用。文化差異是導(dǎo)致個(gè)體行為差異的重要因素。以權(quán)力距離為例，不同文化中人們的權(quán)力距離存在差異，如中國人較高，而美國人較低。有研究證實(shí)，權(quán)力距離與員工主擔(dān)責(zé)呈負(fù)相關(guān)[10，21]。而且，一般男性的權(quán)力距離比女性低。由此可推斷，不同文化中男女行為會(huì)不同。此外，中國文化強(qiáng)調(diào)人情、面子和和諧，這些可能阻礙員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)[22]。不過，也有研究發(fā)現(xiàn)，心理集體主義也會(huì)促進(jìn)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)[8]?？梢姡幕町惪赡苁橇硪粋€(gè)重要的調(diào)節(jié)變量。因此，本文提出如下假設(shè)：

H7（ae）：文化差異會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，即在不同文化背景下，性別（7a）、年齡（7b）、受教育水平（7c）、組織任期（7d）和組織地位（7e）對(duì)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的影響存在顯著差異。

由此，可勾畫出本文的研究模型如圖1所示。

二、研究方法

按照國內(nèi)學(xué)者魏江等歸納HunterSchmidt元分析法的步驟，本文展開文獻(xiàn)檢索、整理和編碼工作[23]。

（一）文獻(xiàn)檢索

首先，對(duì)已發(fā)表的紙質(zhì)或電子版期刊文獻(xiàn)進(jìn)行檢索。以taking charge、changeoriented OCB、proactive behavior等為關(guān)鍵詞搜索了CNKI中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)資源系統(tǒng)等中文權(quán)威學(xué)術(shù)數(shù)據(jù)庫，以及EBSCO、JSTOR、Science Direct、SAGE等外文期刊數(shù)據(jù)庫。

其次，對(duì)國內(nèi)外碩博論文及相關(guān)會(huì)議論文進(jìn)行檢索。筆者再次以上述關(guān)鍵詞，通過對(duì)ProQuest學(xué)位論文、美國管理年會(huì)論文集、讀秀學(xué)術(shù)和谷歌學(xué)術(shù)等進(jìn)行檢索，進(jìn)一步完善文獻(xiàn)收集。

（二）文獻(xiàn)篩選與編碼

借鑒Chamberlin等的元分析做法[24]，本文對(duì)納入最終元分析的文獻(xiàn)篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）必須為實(shí)證類研究；（2）研究必須含有相關(guān)系數(shù)或能夠轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù)的效應(yīng)值（如t值等）；（3）僅考慮個(gè)體層面的實(shí)證研究，剔除團(tuán)隊(duì)層面和縱向研究；（4）如果不同研究使用同一樣本，則將其視為同一個(gè)研究。經(jīng)篩選，本文獲取截至到2016年8月為止的實(shí)證文獻(xiàn)36篇，其中含人口特征與員工主擔(dān)責(zé)關(guān)系的文獻(xiàn)32篇，共計(jì)38個(gè)獨(dú)立研究。所涉論文均經(jīng)過同行評(píng)議。

然后，參考Schmidt 和Hunter的編碼原則和建議[13]，對(duì)篩選文獻(xiàn)的基本信息、樣本特征、研究方法等進(jìn)行編碼。所有編碼工作均在Excel軟件中進(jìn)行。為了保證編碼的效率和準(zhǔn)確性，正式編碼由兩個(gè)具有元分析基礎(chǔ)的研究生以背靠背式展開。首次編碼結(jié)果的內(nèi)部一致性達(dá)到95%，對(duì)于編碼中存在分歧的地方，編碼者重新閱讀文章，并展開充分討論，最終就編碼結(jié)果達(dá)成一致。本文最終獲得了117對(duì)有用相關(guān)系數(shù)，共計(jì)10 044個(gè)有效樣本。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

（一）主效應(yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)用Hunter和Schmidt[13]開發(fā)的元分析程序，在剔除抽樣誤差和測(cè)量誤差之后，本文研究不僅報(bào)告了人口特征與主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的真實(shí)效應(yīng)值（ρ）、95%的置信區(qū)間（CI95%）、標(biāo)準(zhǔn)誤等核心指標(biāo)，還報(bào)告了用于判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)的80%可信區(qū)間（CrI80%）和“75%法則”（如表1所示）。

由表1可知，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.08，CI95%=[0.05，0.10]），年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)，受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.12，CI95%=[0.05，0.18]），受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間顯著正相關(guān)（ρ=0.07，CI95%=[0.03，0.11]），組任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.11，CI95%=[0.05，0.17]），組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)顯著正相關(guān)（ρ=0.25，CI95%=[0.18，0.32]）。

此外，由于年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的80%置信區(qū)間含0，而且所有人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)在抽樣誤差占觀察方差的百分比均低于75%，不滿足“75%法則”[25]?？梢酝茢?，本文的人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間均存在調(diào)節(jié)變量。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

接著，運(yùn)用Hunter和Schmidt的程序進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，同時(shí)借鑒DeJone等[26]的做法，計(jì)算各亞組變量間效應(yīng)值差異的95%置信區(qū)間，用以比較真實(shí)效應(yīng)值均顯著的亞組之間的差異顯著性。結(jié)果如表2所示。

從數(shù)據(jù)來源來看：（1）在性別上，雖然無論采用自評(píng)還是他評(píng)，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0（CI95%差異=[-0.05，0.06]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（2）在年齡上，他評(píng)時(shí)年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比自評(píng)時(shí)高0.03（CI95%差異=[-0.06，0.12]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（3）在受教育水平上，采用自評(píng)時(shí)受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系不顯著（ρ=0.07，CI95%=[-0.03，0.11]），而采用他評(píng)時(shí)二者關(guān)系顯著（ρ=0.07，CI95%=[0.02，0.11]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；（4）在組織任期上，無論采用自評(píng)還是他評(píng)，組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03（CI95%差異=[-0.06，0.12]，調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（5）在組織地位上，采用他評(píng)時(shí)組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比自評(píng)時(shí)高出0.09（CI95%差異=[0.02，0.16]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。由此可知，假設(shè)H6c和H6e獲得驗(yàn)證，而H6a、H6b、H6d未得到支持。

同理，從文化差異來看：（1）雖然無論是在中國文化差異下還是非中國文化差異下，性別與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系均顯著，但是二者之間差值為0.03（CI95%差異=[-0.02，0.08]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（2）在年齡上，非中國文化差異下年齡與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比中國文化差異下高0.14（CI95%差異=[-0.01，0.14]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立；（3）在受教育水平上，中國背景下受教育水平與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系顯著（ρ=0.08，CI95%=[0.04， 0.11]），而在非中國文化差異下二者關(guān)系不顯著（ρ=0.02，CI95%=[-0.11，0.15]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；（4）在組織任期上，在中國文化差異下組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系不顯著（ρ=0.07，CI95%=[-0.01，0.14]），而在非中國文化差異下，組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系顯著（ρ=0.15，CI95%=[0.06，0.24]），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立；（5）在組織地位上，非中國文化差異下組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的真實(shí)效應(yīng)值比中國文化差異下的高出0.01（CI95%差異=[-0.08，0.10]），調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立。由此可知，假設(shè)H7c和H7d獲得驗(yàn)證，而H7a、H7b和H7d未獲得支持。

（三）發(fā)表性偏誤分析

發(fā)表性偏誤主要是指由于論文評(píng)審人根據(jù)論文研究中自變量對(duì)因變量影響效應(yīng)值的大小、方向，如最典型的“抽屜文件效應(yīng)”。學(xué)者Rosenthal運(yùn)用“失效安全系數(shù)”（Failsafe number）這一指標(biāo)來估計(jì)導(dǎo)致元分析結(jié)果逆轉(zhuǎn)所需要未發(fā)表的研究的數(shù)量[23]。一般而言，失效安全系數(shù)越大，表明元分析結(jié)果被推翻的可能性就越小。采用Comprehensive MetaAnalysis version 2（CMA 2.0）專業(yè)元分析軟件，本文獲得了人口特征與主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系的發(fā)表性偏誤結(jié)果（如表3所示）。由該表可知，在臨界值（=0.05的水平下，性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)元分析結(jié)果的失效安全系數(shù)范圍為66～369，而且對(duì)應(yīng)的Z值均大于1.96，表明本元分析結(jié)果穩(wěn)健性較高。

四、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

第一，員工性別、年齡、受教育水平、組織任期和組織地位等人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)均呈顯著正相關(guān)關(guān)系。按照Cohen效應(yīng)值大小標(biāo)準(zhǔn)[27]對(duì)本文獲得的人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)相關(guān)關(guān)系的真實(shí)效應(yīng)值衡量發(fā)現(xiàn)，組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)正相關(guān)程度最高，而員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)相關(guān)關(guān)系比較弱。

第二，數(shù)據(jù)來源和文化差異會(huì)調(diào)節(jié)人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的相關(guān)關(guān)系。具體而言：數(shù)據(jù)來源或員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的評(píng)分方式能夠調(diào)節(jié)員工學(xué)歷和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)之間的關(guān)系，而文化差異則會(huì)調(diào)節(jié)員工受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系。換言之，數(shù)據(jù)來源和文化差異能為現(xiàn)有年齡、受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)實(shí)證研究中出現(xiàn)矛盾性結(jié)論提供可能的合理解釋。

（二）理論貢獻(xiàn)

本文響應(yīng)了學(xué)者Vadera等對(duì)系統(tǒng)研究人口特征與員工建設(shè)性偏差行為（含主動(dòng)擔(dān)責(zé)）關(guān)系的呼吁[12]。雖然學(xué)者Tornau和Frese在利用元分析澄清建言、主動(dòng)擔(dān)責(zé)和主動(dòng)性人格等構(gòu)念時(shí)也考慮到了員工性別、年齡、受教育水平和組織任期與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系，但是分析和談?wù)摰某潭炔粔騕28]。與該篇論文的元分析相比，本文存在如下兩點(diǎn)貢獻(xiàn)：

第一，本文是專門探討人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)關(guān)系的元分析。本文元分析與Tornau和Frese均存在兩點(diǎn)差異[28]：一是本文人口特征與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的主效應(yīng)均顯著，而上述二位學(xué)者的結(jié)果多數(shù)不太顯著；二是本文還著重考量了組織地位的影響。結(jié)果差異可能的主要原因是本文根據(jù)研究假設(shè)對(duì)部分相關(guān)系數(shù)符號(hào)進(jìn)行了修正。以性別為例，有的學(xué)者用（0=男，1=女）或（1=男，2=女），本文全部統(tǒng)一（0=女，1=男），這會(huì)影響加權(quán)平均效應(yīng)值大小，并最終影響真實(shí)效應(yīng)值。此外，本文能為后續(xù)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)實(shí)證研究中控制變量的選取提供依據(jù)。

第二，本文還考量了研究特征的調(diào)節(jié)作用，特別是文化差異。與Tornau和Frese的元分析研究相比[28]，本研究不僅考量數(shù)據(jù)來源的調(diào)節(jié)效應(yīng)，還特別考量文化差異的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究結(jié)果能為現(xiàn)有實(shí)證研究存在矛盾性結(jié)果提供可能的合理解釋，如受教育水平、組織任期和組織地位與員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的關(guān)系。

（三）管理建議

本文對(duì)企業(yè)管理者通過人口特征快速地識(shí)別和篩選企業(yè)中能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工也具有較強(qiáng)的實(shí)踐指導(dǎo)意義。

第一，企業(yè)管理者使用人口特征作決策時(shí)應(yīng)考量優(yōu)先次序。本文建議企業(yè)管理者在篩選企業(yè)內(nèi)部能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工時(shí)應(yīng)優(yōu)先考慮員工的組織地位，其次再考慮員工的性別等其他人口特征。由于員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)具有變革性和風(fēng)險(xiǎn)性的特點(diǎn)，需要消耗員工大量的資源，而組織地位較高的員工往往具備資源上的優(yōu)勢(shì)，因而更可能做出主動(dòng)擔(dān)責(zé)行為。除了通過員工組織地位識(shí)別能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工外，企業(yè)管理者同樣可以通過晉升等激勵(lì)手段激發(fā)員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)。

第二，企業(yè)管理者在運(yùn)用員工人口特征識(shí)別能夠主動(dòng)擔(dān)責(zé)的員工時(shí)還應(yīng)考量文化差異。本文建議企業(yè)管理者，在中國文化背景下，應(yīng)該多考慮受教育水平高的員工，而在非中國文化背景下則應(yīng)該多考慮組織任期長的員工，因?yàn)榉侵袊幕尘爸心觊L員工主動(dòng)擔(dān)責(zé)的可能性也越高。

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（責(zé)任編輯王婷婷）