蒲薪羽 鄭興山

(上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟與管理學(xué)院，上海 200030)

日益復(fù)雜的企業(yè)競爭環(huán)境對管理層的信息搜集與處理能力提出了更高的要求，管理者需要盡早發(fā)現(xiàn)工作中的漏洞與問題并加以彌補與糾正，迅速感知市場變化并快速反應(yīng)，還要推動組織創(chuàng)新以應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的意外情況。因此，對于管理者來說，僅僅依靠組織內(nèi)部正式的溝通機制是不夠的，還需要員工主動為決策過程貢獻信息與建設(shè)性的想法。

建言是一種主動的(Detert & Burris, 2007; Tangirala & Ramanujam, 2008),以變革為導(dǎo)向的(LePine & Van Dyne, 2001; Frese, Teng & Wijnen, 1999)角色外行為(Van Dyne & LePine, 1998; Morrison, 2011)，同時也是一種挑戰(zhàn)性的組織公民行為(Grant & Mayer, 2009; Van Dyne, Ang & Botero, 2003)。由于建言的角色外屬性，對建言前因的研究主要集中在利他動機上。研究者認為建言是出于親社會動機(Grant & Ashford, 2008)，旨在改善組織整體現(xiàn)狀(Motowidlo, Borman & Schmit, 1997)、為組織或利益相關(guān)者帶來建設(shè)性的變革。與之一致的是，研究發(fā)現(xiàn)責(zé)任心(Tangirala et al., 2013)、感到有義務(wù)做出建設(shè)性改變(Liang & Farh, 2012)與員工的建言行為正相關(guān)。但近來也有研究表明，除了利他動機，員工建言行為還會受到自利動機的驅(qū)動(Morrison, 2014)，具體包括自我保護(Van Dyne, Ang & Botero, 2003)、印象管理(Bolino, 1999; Bourdage et al., 2012)、控制欲(Tangirala & Ramanujam, 2008)、資源獲取(Thomas & Feldman, 2012)等。

目前為止，建言的利他動機與自利動機之間的關(guān)系尚未形成定論。Rioux和Penner (2001)認為親社會動機與印象管理動機處于對立的兩極。與之一致的是自我決定理論(簡稱SDT)。SDT認為個體的動機是以外在動機(如出于本身的親社會傾向，與建言的利他動機相關(guān))、內(nèi)在動機(如為了規(guī)避損失與獲得利益，與建言的自利動機相關(guān))為兩端的連續(xù)體(Ryan & Deci, 2000)。但是也有研究發(fā)現(xiàn)建言的自利動機與利他動機可以共存(焦凌佳、彭紀(jì)生和吳紅梅, 2013)，二者相互依賴、相互促進(Eisenberger & Cameron, 1996)。其次，即使是承認兩類動機可以共存的學(xué)者，其研究基本均是以利他動機為主，把自利動機作為利他因素與建言之間關(guān)系的調(diào)節(jié)因子(Grant & Mayer, 2009; Bolino, 1999)，而極少有研究將自利動機的作用機制作為主效應(yīng)，探討利他動機對自利動機與建言之間關(guān)系的影響。

由于建言具有挑戰(zhàn)性與風(fēng)險性，員工選擇建言而非沉默(故意隱瞞與工作和組織相關(guān)的想法、信息和意見)是一個深思熟慮的決策過程(Morrison, 2011)。在這個過程中，個體需要同時考慮建言的積極與消極結(jié)果，分析成本和收益(Ashford et al., 1998)，以實現(xiàn)效用最大化。因此，基于以上討論，本研究從建言的自利動機入手，引入世俗理性主義(選擇用理性而非情感來做決策，如追求價值最大化)來探討上述涉及權(quán)衡利弊的決策過程。此外，本研究還選取了他人導(dǎo)向(關(guān)心他人的利益、需求與欲望)(De Dreu & Carsten, 2006)作為利他因素，以探討兩類動機的相互作用關(guān)系。

1 理論背景和假設(shè)

1.1 世俗理性主義與建言

研究認為，高自利動機的人的行為受期望效用的影響較大(焦凌佳、彭紀(jì)生和吳紅梅, 2013)。為此，本研究引入了期望效用理論(Von Neumann & Morganstein, 1944)來探討建言的自利動機的作用機制。建言已被證明可以促工作程序的改進，增強應(yīng)對變化以及意外的能力，并提高組織績效(Weick & Sutcliffe, 2001)，但對于組織中的個體，建言具有一定的風(fēng)險性。從積極的方面看，建言可以提高個人績效，提高個體在組織中的地位，增強工作中的控制感(Morrison, 2011)，提升自我形象(Grant & Mayer, 2009)。從消極的方面看，首先，由于建言以變革為導(dǎo)向，其意圖在于改變組織現(xiàn)狀，因此可能損害員工的社會資本，如受到組織內(nèi)其他人的反對與嘲笑、造成人際沖突、被視為麻煩制造者等(段錦云, 2011)；其次，由于建言具有挑戰(zhàn)性，上級容易視其為對自身權(quán)力及地位的威脅，從而導(dǎo)致對建言者負面的績效評價、不公平的任務(wù)分配甚至解雇等(Milliken, Morrison & Hewlin, 2003)；最后，當(dāng)觀察者錯誤歸因建言的動機時，會造成建言者的動機與收到的反饋不匹配，從而導(dǎo)致糟糕的人際關(guān)系與組織內(nèi)的低信任度(Van Dyne, Ang & Botero, 2003)。

從期望效用理論看，理性個體在決策前會評估不同行為下積極與消極結(jié)果出現(xiàn)的概率以及各自帶來的效用，將其加權(quán)平均后得到不同行為的期望效用，最終傾向于采取期望效用最高的行為(Chiaburu, Marinova & Van Dyne, 2008)，效用指決策結(jié)果帶來的滿足感或享樂體驗。世俗理性主義描述了個體在決策時理性和情感的相對權(quán)重(Hsee et al., 2014)，高世俗理性主義者具有下面三個特征：(1)決策時重視“硬屬性”，即傾向于基于客觀、明確的數(shù)據(jù)及標(biāo)準(zhǔn)作出決策；(2)在決策中更關(guān)注主要目標(biāo)或功能(Hsee et al., 2003)；(3)遵守價值追求原則，即在決策中追求價值的最大化。由于高世俗理性主義者更依賴理性進行決策，因此相較于低世俗理性主義者，其行為模式更可能遵循期望效用理論，即當(dāng)高世俗理性主義者預(yù)期到建言行為帶來的期望效用大于沉默時，就會采取建言行為。而對于低世俗理性主義者，其決策行為與期望效用結(jié)果更可能出現(xiàn)不一致，一種可能的解釋是低世俗理性主義者會過度關(guān)注建言對自身的消極影響，即使建言的預(yù)期效用足夠大，他們也可能因希望規(guī)避風(fēng)險而對組織中的問題避而不談。與上述推論一致的是，有研究認為世俗理性主義是一種控制機制(Hess & Hastie, 2006)，能夠在決策中控制對負面結(jié)果的過度厭惡情緒。

假設(shè)1：世俗理性主義正向顯著預(yù)測員工建言行為。

1.2 個人主動性與建言

在定義建言行為時有兩類視角。一類是創(chuàng)新行為視角，另一類是主動性行為視角(Frese, Teng & Wijnen, 1999)。從創(chuàng)新行為視角來看，建言被概念化為與任務(wù)領(lǐng)域技能、創(chuàng)造力技能、創(chuàng)造性人格和情感表達技能相關(guān)的創(chuàng)造性行為(Frese, Teng & Wijnen, 1999; Amabile, 1983),與建言的變革導(dǎo)向緊密相關(guān)。從主動性行為視角來看，建言是由員工自我啟動的一種積極主動的行為(Morrison, 2011)，如Detert和Burris (2007)把建言定義為員工對工作或組織相關(guān)信息的自由提供，意味著這些創(chuàng)造性的解決方案、建設(shè)性的意見需要員工自愿且自發(fā)地提供。

個人主動性包括自發(fā)性(目標(biāo)不是他人而是自己制定的)、前瞻性(預(yù)測未來長期的需求并為之做好準(zhǔn)備或預(yù)防問題的出現(xiàn))、克服困難(積極并持續(xù)地處理目標(biāo)實現(xiàn)過程中的障礙)三個維度(Frese et al., 1997)。

較強的個人主動性有助于員工在組織中采取建言行為。從建言的主動性行為視角看，個人主動性強的個體表現(xiàn)出自發(fā)性，因此這類員工在產(chǎn)生能夠解決工作中問題的想法或者能夠促進組織發(fā)展的創(chuàng)造性思路時，更有可能主動表達出來，以確保自己的想法得以迅速付諸實踐。從創(chuàng)新行為視角看，由于個人主動性與變革導(dǎo)向直接相關(guān)(Fay & Frese, 2001)，因此可以推斷個人主動性強的員工更希望改善組織現(xiàn)狀，積極應(yīng)對未來可能發(fā)生的變化，從而更傾向于采取建言行為。與上述推論一致的是，嚴進和謝小云(2016)認為“改進建議”是員工主動性精神的維度之一。基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：個人主動性正向顯著預(yù)測建言行為。

1.3 個人主動性的中介作用

個人主動性是一種行為方式，使得個體在工作中以主動和自我啟動的方式行事，并超越了工作的正式要求(Frese et al., 1997; 夏霖和王重鳴, 2007)。此外，這種行為方式會受到人格(如外向性、責(zé)任心等)、知識技能、認知能力(李鑫, 2011)、傾向性(如控制欲、變革導(dǎo)向、以問題為中心的應(yīng)對傾向等)(Fay & Frese, 2001)等個人特質(zhì)的影響。由于主動性是一種能夠體現(xiàn)出個人特質(zhì)的行為方式，因此自然地成為遠端預(yù)測因子(世俗理性主義)與工作中結(jié)果(建言)的中介聯(lián)結(jié)，具體解釋如下：

之前提到具有自利動機的人傾向于進行收益成本分析、計算行為的期望效用以評估行為結(jié)果，高世俗理性主義者更多依靠理性進行決策、追求價值最大化(Hsee et al., 2014)，而低世俗理性主義者更容易過度考慮到建言的消極影響及風(fēng)險性。因此，當(dāng)采取某種行為較不采取時能夠帶來更高的期望價值時，高世俗理性主義者基于價值追求原則(Hsee et al., 2003)，更有可能積極主動地參與。相比之下，低世俗理性主義者由于過多的擔(dān)憂風(fēng)險而更可能猶豫不決。因此，高世俗理性主義者具有更強的個人主動性。

建言作為一類主動性行為，是個人主動性在組織中的具體體現(xiàn)。具體來講，當(dāng)員工期望能通過建言行為追求個人利益時，個人主動性較強的員工傾向于自發(fā)且迅速地將目標(biāo)轉(zhuǎn)化為行動(Frese et al., 1997; Kuhl, 1992)，而個人主動性較弱的員工行動力較差，即使擁有建設(shè)性的想法，也可能因為缺乏行動力與主動性而不了了之。因此，我們推論高世俗理性主義者更有可能具備個人主動性這類行為方式，從而更有可能在組織中采取建言行為。

假設(shè)3：個人主動性在世俗理性主義與建言之間起到中介作用。具體而言：相比低世俗理性主義的員工，高世俗理性主義的員工具有更高水平的個人主動性，從而更有可能采取建言行為。

1.4 他人導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用

上述自利動機視角下討論的世俗理性主義到個人主動性再到建言的關(guān)系，體現(xiàn)的是員工的自我關(guān)注(關(guān)注自身利益、需求與欲望)，而具有他人導(dǎo)向的個體關(guān)注他人的利益、需求與欲望，從而具有較強的利他動機(De Dreu & Carsten, 2006)。他人導(dǎo)向?qū)ㄑ缘姆e極作用已被廣泛認可。Morrison(2014)認為建言的主要動機就是讓組織更好地運轉(zhuǎn)，為組織或組織內(nèi)成員帶來利益。Tangirala等(2013)發(fā)現(xiàn)高責(zé)任導(dǎo)向的員工為組織利益而工作，將建言視為工作職責(zé)的一部分，在需要時積極采取建言行為。

本研究認為，建言的利他動機與自利動機可以共存且相互促進，因此他人導(dǎo)向會鼓勵高世俗理性主義者采取建言行為。具體來講，在員工衡量建言的期望效用時，具有強烈他人導(dǎo)向的高世俗理性主義員工不僅會考慮建言對自己的效用，還會同時考慮到建言對他人與組織的效用(Terry, Hogg & White, 1999; Brewer, 1979)?；诮ㄑ詫M織的積極意義(Weick & Sutcliffe, 2001)，同時具有高水平世俗理性主義與高水平他人導(dǎo)向的員工更有可能采取建言行為。與以上推論一致的是，Mcadams和Aubin (1992)、Grant和Mayer (2009)發(fā)現(xiàn)個體能夠同時通過幫助他人并增強自身聲譽的方式來同時實現(xiàn)親社會動機(屬于利他動機)和印象管理動機(屬于自利動機)，而他人導(dǎo)向較低的員工的建言行為由自利動機主導(dǎo)，其期望效用并不會受到顯著影響，因此世俗理性主義與建言的關(guān)系并不會顯著增強。

假設(shè)4：他人導(dǎo)向正向調(diào)節(jié)世俗理性主義與建言之間的關(guān)系。當(dāng)他人導(dǎo)向較強時，世俗理性主義與建言之間的正向關(guān)系較強；當(dāng)他人導(dǎo)向較弱時，世俗理性主義與建言之間的正向關(guān)系較弱。

2 研究方法

2.1 樣本選擇

員工樣本來自中國的浙江省、江蘇省、四川省及上海市的6家公司。問卷被分發(fā)到52名主管和198名下屬，員工進行自我評價，主管對下屬進行評價，員工與主管單獨進行評價。參與者中：主管的男女比例均衡(男性占50%)，相對年輕(26～45歲的占90%)，受教育程度較高(80%擁有本科及以上學(xué)歷)；下屬中大多是女性(61%)，相對年輕(20～40歲的占88%)，受過良好教育(63%擁有本科及以上文憑)。經(jīng)過數(shù)據(jù)整理，并剔除了一些無效數(shù)據(jù)，最終得到了189份匹配數(shù)據(jù)，約占被調(diào)查對象的95%。

2.2 研究工具

除建言由主管評價外，其余變量均由員工填寫。所有多項目量表均采用Likert7點量表(1=“非常不同意”，7=“非常同意”)。所有材料均以中文呈現(xiàn)，世俗理性主義、他人導(dǎo)向、個人主動性、建言量表均經(jīng)過翻譯與回譯流程后應(yīng)用。所有數(shù)據(jù)用SPSS 21.0及mplus 7.0進行相關(guān)處理分析。

世俗理性主義：采用Hsee等(2014)開發(fā)的6條目量表，具體包括“當(dāng)選擇產(chǎn)品時，我基于產(chǎn)品規(guī)格而非我的感覺”“當(dāng)進行決策時，我喜歡進行財務(wù)成本和收益分析并抵制情感的影響”等。在本研究中，量表的α系數(shù)為0.813。

個人主動性：采用了個人主動性問卷中的6個條目(Frese et al., 1997)。本研究中，α系數(shù)為0.895。示例條目包括“一旦有機會參與時，我會立即采取行動”“我特別擅長于實現(xiàn)想法”“通常情況下我做的比要求的多”。

他人導(dǎo)向：采用了以下3個條目來評估他人導(dǎo)向：“我關(guān)注別人的需求和興趣”“同事的目標(biāo)和抱負對我是重要的”“我認為別人的愿望和需求是需要得到重視的”(De Dreu & Nauta, 2009)。De Dreu和Nauta(2009)針對287名員工及其直屬上級的研究發(fā)現(xiàn)，該量表的α系數(shù)大于0.79。本研究中α系數(shù)為0.876。

建言：采用了Liang和Farch(2012)開發(fā)的中國情境下10條目的員工建言行為問卷量表，該量表包含兩個維度——促進性和抑制性建言，在國內(nèi)的建言行為研究中得到了廣泛應(yīng)用(井輝, 2017)。本研究中α系數(shù)為0.953。

控制變量：選取性別、年齡、受教育程度、工作時間、與現(xiàn)任上級共事時間、行業(yè)為控制變量。性別被虛擬編碼為1=“男性”和2=“女性”；年齡分為6類(從小于20歲到大于60歲)；受教育程度被分為5大類(從高中及以下到博士)；工作時間、與現(xiàn)任上級共事時間被分為5大類(從1年以下到8年以上)。為了控制組織多樣性的潛在影響，行業(yè)類型的虛擬變量編碼如下：1=“制造業(yè)”、2=“服務(wù)業(yè)”和3=“其他”。

3 數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

3.1 驗證性因子分析

由于本研究中的幾個變量在概念上是相關(guān)的，所以進行了一系列的CFA來驗證變量間的區(qū)分效度(Little, Cunningham & Shahar et al., 2002)。模型1：世俗理性主義、個人主動性、他人導(dǎo)向、建言四個變量分別作為單個因子。模型2：世俗理性主義與個人主動性合并為一個因子。模型3：世俗理性主義、個人主動性、他人導(dǎo)向合并為一個因子。模型4，所有四個變量合并為一個因子。如表1所示，四因子模型較好地擬合了數(shù)據(jù)[χ2=651.057,df=81;CFI=0.834,TLI=0.815,SRMR=0.083,RMSEA=0.089]，而其余3個替代模型擬合度較差。以上結(jié)果共同為本研究中主要變量的區(qū)分效度提供了證據(jù)。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

3.2 描述性分析

表2顯示了本研究中變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變量之間的相關(guān)性。世俗理性主義與個人主動性、他人導(dǎo)向、建言的相關(guān)系數(shù)分別為0.556(p<0.01)、0.292(p<0.01)、0.172(p<0.05)；個人主動性與他人導(dǎo)向、建言的相關(guān)系數(shù)分別為0.454(p<0.01)、0.232(p<0.01)；他人導(dǎo)向與建言的相關(guān)系數(shù)為0.185(p<0.05)。相關(guān)性結(jié)果與本研究的理論假設(shè)較為符合。

表2 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

注：N=186～189，α系數(shù)標(biāo)注在對角線的括號內(nèi)；*p<0.05,**p<0.01,雙尾檢驗

3.3 假設(shè)檢驗

采用Mplus 7.0軟件對四個假設(shè)通過多元線性回歸進行檢驗。模型1的結(jié)果變量為個人主動性，模型2～5的結(jié)果變量為建言。以世俗理性主義或個人主動性為預(yù)測變量，以建言為結(jié)果變量進行回歸，同時控制性別、年齡、受教育程度、工作時間、與現(xiàn)任上級共事時間、行業(yè)，我們檢驗了假設(shè)1與假設(shè)2(模型2、模型3)。假設(shè)3是關(guān)于個人主動性的中介作用，結(jié)合模型1、模型2與模型4進行檢驗。假設(shè)4是關(guān)于他人導(dǎo)向的調(diào)節(jié)效用，用調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸模型(模型5)進行檢驗。回歸結(jié)果如表3所示。

(1)世俗理性主義、個人主動性與建言之間的關(guān)系檢驗

從模型2結(jié)果可以看出，世俗理性主義對建言具有顯著正向影響(β=0.240,p<0.01)，6項控制變量與世俗理性主義可以解釋建言總變異量的17.5%，說明高世俗理性主義者更有可能在工作中采取建言行為，因此假設(shè)1得到驗證。模型3結(jié)果顯示，個人主動性對建言有著顯著的正向作用(β=0.283,p<0.01)，模型3可以解釋建言總變異量的20.3%，說明員工的個人主動性越高，越有可能采取建言行為，因此假設(shè)2得到驗證。

(2)個人主動性對世俗理性主義與建言關(guān)系的中介效應(yīng)檢驗

中介效應(yīng)成立需要同時滿足三個條件：(1)自變量顯著作用于中介變量；(2)自變量顯著作用于結(jié)果變量；(3)考慮中介變量后，自變量對結(jié)果變量的顯著作用減緩或消失(Baron & Kenny, 1986)。模型1結(jié)果顯示世俗理性主義對個人主動性有顯著的正向影響(β=0.711,p<0.01)，條件1成立；模型2結(jié)果顯示世俗理性主義對建言具有顯著正向影響(β=0.240,p<0.01)，條件2成立；模型4中，加入個人主動性后，個人主動性正向顯著作用于建言(β=0.239,p<0.01)，但是世俗理性主義對建言的回歸系數(shù)明顯降低且由作用顯著變?yōu)椴伙@著(β=0.070,n.s.)，條件3成立，因此假設(shè)3得到驗證。表4也顯示出個人主動性對世俗理性主義和建言關(guān)系的中介效應(yīng)是顯著的，中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間是[0.056, 0.315]，不包括0,因此假設(shè)3再次得到驗證。

表3 多元線性回歸結(jié)果

注：*p<0.05,**p<0.01,雙尾檢驗

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

注：*p<0.05,**p<0.01,雙尾檢驗

(3)他人導(dǎo)向在世俗理性主義與建言關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為了避免共線性問題，對自變量世俗理性主義與調(diào)節(jié)變量他人導(dǎo)向事先進行了中心化，交叉項由中心化后的世俗理性主義與他人導(dǎo)向相乘得到(Aiken & West, 1991)。模型5結(jié)果顯示了他人導(dǎo)向?qū)κ浪桌硇灾髁x與建言之間關(guān)系的顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體來講，交互項的β系數(shù)在統(tǒng)計學(xué)上顯著(β=0.146,p<0.05)，假設(shè)4得到驗證。

為進一步闡述他人導(dǎo)向與世俗理性主義的相互作用，以高于/低于均值一個標(biāo)準(zhǔn)差為基準(zhǔn)，本研究繪制了交互作用圖(Aiken & West, 1991)。如圖1所示，對于員工建言行為，斜率在高他人導(dǎo)向下為正且顯著(斜率=0.034,p<0.01)，世俗理性主義與建言行為的正向關(guān)系得到進一步增強。當(dāng)員工處于低水平他人導(dǎo)向時，斜率為正但不顯著(斜率=0.029, n.s.)，并沒有顯著增強世俗理性主義與建言的正向關(guān)系。相比之下，高他人導(dǎo)向員工的建言行為的回歸線更陡峭。在高他人導(dǎo)向的情況下，高世俗理性主義的員工展現(xiàn)出的建言行為遠高于低世俗理性主義的員工，而在低他人導(dǎo)向的情況下，高世俗理性主義和低世俗理性主義的員工展現(xiàn)出的建言行為差異較小。上述結(jié)果綜合起來，再次為假設(shè)4提供了支持。

圖1 他人導(dǎo)向在世俗理性主義與建言關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4 研究結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

本研究探討了從世俗理性主義、個人主動性到建言之間的路徑，并驗證了他人導(dǎo)向在世俗理性主義與建言關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從建言的自利動機與利他動機的角度出發(fā)，我們發(fā)現(xiàn)世俗理性主義與個人主動性能夠正向顯著影響員工的建言行為，且個人主動性在世俗理性主義與建言的關(guān)系中起到完全中介作用。另外，他人導(dǎo)向會正向調(diào)節(jié)世俗理性主義對員工建言行為的作用，當(dāng)員工具有較強的他人導(dǎo)向時，世俗理性主義對建言的正向作用得到增強，當(dāng)員工處于較低水平他人導(dǎo)向時，世俗理性主義對建言的作用較弱。

4.2 理論與實踐意義

本研究的主要理論貢獻在于，為建言的自利動機與利他動機可以共存且相互促進提供了實證支持。與以往研究不同的是，本研究以自利動機為主要切入點，發(fā)現(xiàn)世俗理性主義到建言的主效應(yīng)，再以他人導(dǎo)向為調(diào)節(jié)因子，驗證了利他動機與自利動機的共同作用。利他與自利動機關(guān)系的討論涉及多個學(xué)科，社會學(xué)與經(jīng)濟學(xué)中許多理論都是基于人會按照最大化自身利益的方式行事這一假設(shè)(Coleman, 1992; Varian, 2014)，但這里存在一個問題：是否每個人都有同樣的動機去追逐自我利益。Adam Smith(2000)認為人的本性是利己的，人的行為動機是自身利益而不是社會利益，但他同時承認人的本性之中仍有關(guān)心他人命運的自然傾向(Adam Smith, 2003)。在一個群體中，成員之間的社會距離被縮短，使得個人利益與他人利益更加難以劃分，且基于社會認同原理，強烈認同某一群體的人更有可能按照群體規(guī)范行事(Terry, Hogg & White, 1999)，此時集體利益可能比個人利益更為重要，促使個體為了集體利益而犧牲個人利益(Brewer, 1979)。因此我們認為，作為一種典型的多層次現(xiàn)象，組織中的個體可能同時追求多個目標(biāo)，既關(guān)注自身利益，也可能關(guān)注他人的利益、需求與欲望。

本研究的另一個創(chuàng)新之處在于將經(jīng)濟學(xué)中的期望效用理論運用于組織行為學(xué)中的員工建言問題，這是一次跨學(xué)科的嘗試。高自利動機的人在決策時會進行成本收益分析，預(yù)測各個選擇下的期望效用(焦凌佳、彭紀(jì)生和吳紅梅, 2013)，因此在研究建言的自利動機時，期望效用理論天然適用。然而期望效用理論忽視了人的非理性因素，忽視了個體自身價值觀的影響與社會價值觀的制約，這也是本研究引入他人導(dǎo)向這一利他動機作為調(diào)節(jié)因子的原因之一。

對于企業(yè)管理者而言，首先，考慮到員工建言的自利動機，管理者可以通過獎勵有效建言、提供更多便捷的正式與非正式溝通渠道的方式增加員工采取建言行為的預(yù)期收益，減少預(yù)期成本或風(fēng)險，從而增加員工采取建言行為的可能性。其次，考慮到本研究發(fā)現(xiàn)了個人主動性對建言的正向作用，管理者應(yīng)該在組織中營造出開放的氛圍、展現(xiàn)出開放性態(tài)度，鼓勵員工在工作中積極發(fā)揮個人主動性。

4.3 局限性與展望

本研究仍然具有一定的局限性。首先，本研究的數(shù)據(jù)來自多個行業(yè)，控制變量中也加入了關(guān)于行業(yè)類型的虛擬變量(制造業(yè)、服務(wù)業(yè)、其他)，但其他變量如領(lǐng)導(dǎo)者風(fēng)格、組織氛圍、上下級關(guān)系、心理安全感、權(quán)利距離等因素也會影響員工的建言行為。此外，還需進一步考慮在世俗理性主義與個體建言之間的其他中介及調(diào)節(jié)變量，從而豐富并擴展世俗理性主義與建言關(guān)系領(lǐng)域的研究成果。其次，本文收集的是橫截面數(shù)據(jù)，實證結(jié)果只能證明變量之間的相關(guān)關(guān)系，若要證明世俗理性主義與建言之間的因果關(guān)系，未來需分階段收集數(shù)據(jù)，進行縱向研究。最后，本研究使用的是建言的二維度量表，但實證分析時并未對促進性建言與抑制性建言進行區(qū)分，未來應(yīng)進一步探討世俗理性主義與個人主動性對兩類建言作用的差異。