中国文化下组织政治技能对个体自身的影响作用，本文主要内容关键词为：中国文化论文,个体论文,技能论文,作用论文,政治论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：B848 文献标识码：A 文章编号：1003-5184(2012)01-0055-06
1 引言
组织是政治的竞技场。二十世纪八十年代，Pfeffer(1981)和Mintzberg(1983)提出了组织政治技能的观念，认为在政治性环境中个体只有拥有一定的政治技能才能使自己的行为产生效用。最近几年来，组织政治技能受到研究者们的重视(Ferris et al.，1999)。Ferris等人(2005)对组织政治技能的含义、结构进行了探讨，并且编制了组织政治技能的测量量表。随着研究工具的开发，组织政治技能的研究获得迅速发展，并取得了一定的研究成果。Ferris 等人(2007)总结以前的研究成果，提出了组织政治技能的多维理论构想。作为包括认知、情感、行为等多方面的社会能力结构，组织政治技能可以在三个层面上进行理解：个体内部过程、人际过程、团队水平的过程。以往的研究表明，在个体水平上，组织政治技能对个体自身产生反作用主要表现在以下几个方面。首先，组织政治技能高的个体能够敏感地理解他人和情境，并以此产生人际影响力，他们能够发展出一种个人的安全感，从而产生积极的自我评价(Ferris，Davidson，& Perrewe，2005)。其次，组织政治技能与工作态度(例如工作满意度)的关系比较复杂。Kolodinsky等人(2004)把组织政治技能的非线性项放入回归方程后，回归方程对工作满意度的解释率有显著的提高，这意味着组织政治技能与工作满意度之间可能存在倒U型关系。据此，Ferris等人(2007)对组织政治技能与工作满意度之间的正向线性关系提出了质疑。最后，组织政治技能对压力源与紧张之间的关系起着影响作用。有研究证明，对于由角色冲突和角色过载引起的紧张(Perrewe et al.，2004)、组织政治知觉引起的紧张(Brouer et al.，2006)、责任感(它可以影响工作绩效和工作紧张之间的关系)引起的焦虑感(Hochwarter et al.，2007)，组织政治技能都有一定的调节和缓解作用。心理资源理论认为组织政治技能对压力的缓解作用是因为组织政治技能高的个体没有把压力源看作威胁，从而获得了更多的心理资源。
组织政治技能的研究是一个新兴的研究领域，虽然取得了一些研究成果，但仍有一定的不足和局限。第一，组织政治技能的概念是在西方社会文化下发展起来的，相应的实证研究也是在西方文化背景下进行的。中国的社会文化有其独特性，应该加强有关组织政治技能的本土心理研究。第二，虽然Ferris初步提出了组织政治技能的多维框架理论构想，但该模型还需要实证研究的检验，某些变量之间的关系仍然有待进一步检验。第三，目前的研究，大多都发现组织政治技能对个体有一定的积极作用，关于组织政治技能的消极作用的研究还很少。
我国学者柳恒超、金盛华和赵开强(2008)探讨了中国文化背景下个体组织政治技能的内涵；组织政治技能的结构，并编制了适合中国文化的个体组织政治技能问卷。他们研究发现，中国文化下，个体组织政治技能包括五个维度：处世圆通，关系经营，人际敏锐，表现真诚，面子和谐。该问卷一方面基本包含了Ferris的组织政治技能的内涵；另一方面也充分体现出了中国文化的特色，更适用于在中国文化背景下使用。因此，本研究从个体自身的视角，探讨中国文化下组织政治技能的高低对个体自身有哪些影响？具体研究问题如下：
1)检验个体的组织政治技能与工作满意度之间是线性关系还是非线性关系？
2)考察个体的组织政治技能对个体感受到的工作压力是否有缓解作用？
3)自我评价是否为个体组织政治技能对结果变量(工作压力和工作满意度)产生作用的中介变量？
2 研究方法
2.1 被试
以参加工作的企业员工或者政府事业单位的工作人员为被试，共发放问卷600份，回收有效问卷423份，回收率为73.7%。其中男性139人，女性271人，缺失性别数据13份，其它人口统计学变量详见表1。
2.2 研究工具
1)组织政治技能的测量采用柳恒超、金盛华和赵开强等人(2008)编制的《中国文化下组织政治技能量表》。量表的Cronbach'α系数为0.892。
2)自我评价采用Schwarzer(1997)编制的《一般自我效能感量表》(GSES)。该量表共10个条目，为Likert4点量表。根据Judge的观点，核心自我评价是指个体对自身能力和价值所持有的最基本的评价，是由自尊(self-esteem)、一般自我效能(generalized self-efficacy)、神经质和控制点(locus of control)这四个具体特质组成的宽泛的人格结构。本研究主要关注与技能相关的自我评价，所以选取一般自我效能作为自我评价的指标；对自我效能量表的信度进行了检验，Cronbach'α系数为0.801，具有较好的内部一致性信度。
3)工作压力量表则参照House等人(1972)的压力量表，自编的四个条目的压力量表，为Likert7点量表。House等人(1972)的压力量表只有两个条目，且主要关注情绪体验方面，研究参照国内其他的压力量表，加入两道人际压力的条目。用研究的数据对该量表的结构效度进行检验，采用验证性因素分析，结果发现House等人的压力量表的第二个条目载荷较低(0.46)，故在数据分析的时候，将该条目删除。该压力量表的Cronbach'α系数为0.715。
4)工作满意度的测量采用Cammann等人(1983)开发的问卷，共三个条目，为Likert7点量表。对该量表进行信度检验，该量表的Cronbach'α系数为0.871。
3 研究结果
首先，考虑到本研究中所使用的测量工具都是直陈式量表，因此对测量过程中的共同方法变异进行检验。其次，检验组织政治技能与工作满意度之间的关系。最后，采用结构方程模型(SEM)探索组织政治技能与自我评价、工作压力和工作满意度之间的关系，同时检验自我评价在组织政治技能与工作压力和工作满意度之间是否存在着中介作用。
3.1 共同方法变异的检验
共同方法变异是指因为同样的数据来源或者评分者、同样的测量环境、条目环境以及条目本身特征所造成的预测变量与效标变量之间人为的共变。共同方法变异会对测量的结果产生严重的影响，甚至会使研究得出错误的结论。研究的数据收集均采用自陈量表，尽管也通过一些相应的手段来控制共同方法变异的影响，如保证测验条目的清晰明了、采用匿名填写的测验方式等，但仍需要考察一下共同方法变异存在的情况，以便进行进一步的数据分析。
根据周浩等人(2004)关于共同方法效应的综述，采用Harman单因素检验的方法对共同方法变异情况进行检验。具体方法是，对所用到的4个量表所有条目进行验证性因素分析(CFA)，设公因子数目为l，检验该单个公因子对总变异的解释率。同时对4个量表的测量模型进行整体拟合，即按照量表的原始维度进行验证性因素分析，通过比较该模型与公因子模型的拟合优度，以检验共同方法效应是否显著。如果公因子模型优于量表的整体测量模型，则说明存在严重的共同方法效应。
根据Chou等人(1995)及Byrne(1998)提出的优良模型的判定标准，NFI、NNFI、IFI和CFI的值一般应大于0.900，RMSEA的值小于0.080。从表2中的结果可以看出原来的整体测量模型明显优于公因子模型，表明并不存在明显的共同方法变异问题，可以进行进一步的数据分析。
3.2 组织政治技能与工作满意度的关系
以工作满意度为因变量，以组织政治技能和组织政治技能的二次项为自变量进行逐步回归。首先以性别、年龄、教育程度、收入和婚姻等人口统计学变量作为第一层的预测变量，然后以组织政治技能作为第二层的预测变量，最后以组织政治技能的二次项作为第三层预测变量放入回归方程，结果见表3。从回归分析的结果可以得出，第一层预测变量中只有年龄达到显著水平，随着年龄的提高工作满意度有逐步提高的趋势。组织政治技能对工作满意度的预测达到显著水平，且Δ
=0.019，p＜0.05，说明组织政治技能与工作满意度之间存在线性关系。组织政治技能的二次项进入回归方程后，没有显著提高对工作满意度的解释率，说明组织政治技能与工作满意度之间不存在二次关系。
3.3 组织政治技能与结果变量之间的完整模型及其自我评价中介效应的检验
有关中介效应显著性检验的方法有许多种，Mackinnon等人(2002)根据I型错误和统计检验力对其中的14种方法进行了考察，最终推荐使用结构方程模型(SEM)进行中介效应的显著性检验。
首先，在进一步分析之前，对假设模型中的变量进行描述统计分析和相关检验(见表4)。从相关结果来看，组织政治技能的五个维度和其它三个变量大多存在显著的相关，而自我效能与工作压力、工作满意度的相关都比较低。
然后，采用Lisre18.75统计软件探索组织政治技能与各内衍变量之间的最佳模型。通过模型修正，去掉不显著的路径，最终获得了符合实际的最佳模型。最佳模型的各种拟和指数见表5。
根据Chou等人(1995)及Byrne(1998)提出的优良模型的判定标准，NFI、NNFI、IFI和CFI的值一般应大于0.900，RMSEA的值小于0.080。从拟合指数结果来看，最佳模型的整体拟合效果较好，是可以接受的模型(虽然
/df的值较大，因/df受样本容量影响，在大样本时，仅供参考)。整体模型的拟合路径见图l。
图1 组织政治技能对个体自身影响的最佳模型
最后，通过这个与实际数据拟和较好的最佳模型，可以看出：
1)组织政治技能对自我评价有一定的影响作用。结果显示处世圆通对自我评价有积极的正向作用，而人际敏锐则与自我评价为负向关系。其它三个维度则与自我评价没有显著的关联。
2)组织政治技能对工作压力有一定的影响。处世圆通与面子和谐两个维度与工作压力之间呈显著负性关系。而人际敏锐则与工作压力之间呈显著的正向关系。
3)组织政治技能对于工作满意度有一定的直接影响。这些直接影响体现在关系经营和表现真诚两个维度上，这两个维度都与工作满意度有积极的正向关系。
4)自我评价与工作压力和工作满意度之间的路径并不显著，说明自我评价对于组织政治技能与工作压力和工作满意度之间关系的中介效应不显著。
5)工作压力与工作满意度之间存在显著的负向关系。从整个模型的角度来看，工作压力在处世圆通、人际敏锐和面子和谐三个维度与工作满意度之间起完全中介作用。
4 讨论与结论
4.1 讨论
4.1.1 关于自我评价在组织政治技能与工作压力和工作满意感之间的中介作用
在Ferris的多维理论模型中，组织政治技能可以对工作态度产生影响，而自我评价在二者关系之间起着中介作用。但是研究的结果并没有支持这一假设。组织政治技能对自我评价有一定的关联，具体表现在处世圆通和人际敏锐两个维度上，但是自我评价对工作压力和工作满意度的路径并不显著。这可能是由于：1)自我评价包括很多方面，比如能力方面、人际关系方面、情绪状态等，而这些方面都会影响工作满意度和工作压力感，而我们选取的自我效能是关于能力方面的自我评价，只是从部分角度来预测工作态度，所以没有表现出相应的关联。2)自我效能是个体对自己能胜任工作的能力感(Bandura，1986)，一般来说，自我效能与具体的任务相联系才会有较强的预测力，可能由于一般自我效能比较宽泛，所以没有表现出与工作态度之间的关系。将来的研究也可以尝试选用其它自我评价的量表，进一步检验是否存在着中介作用。
4.1.2 关于组织政治技能与工作满意度之间的关系
组织政治技能与工作满意度之间关系研究的结论并不一致。大多数研究发现组织政治技能与工作满意度有积极的正相关。而Kolodinsky等人(2004)把组织政治技能的非线性项放入回归方程后，回归方程对工作满意度的解释率有显著提高，提出组织政治技能与工作满意度之间可能存在倒U型关系。然而研究的结论并没有支持Kolodinsky的结论，当把组织政治技能的二次项放入回归方程后，△R[2]并没有显著的提高。将来的研究也可以采用其他统计方法进一步检验组织政治技能与工作满意度之间是否存在着非线性关系。
4.1.3 关于组织政治技能与工作压力的关系
以往研究(Brouer，2006)大多发现，个体的组织政治技能可以缓解工作中的压力感。研究的结果支持了这一结论，组织政治技能在总体上与工作压力有显著的负相关。从组织政治技能的具体维度来看，处世圆通、面子和谐与工作压力有显著的负相关，但人际敏感维度却与工作压力有显著的正相关，这可能是由于人际敏感比较高的人容易对环境内的事情都很注意，对潜在的“威胁”保持警觉，从而有较高的压力感。国外研究在探讨组织政治技能与工作压力之间关系的时候，有的学者把组织政治技能作为一个整体来处理(Perrewe et al.，2005)，或者是把组织政治技能的一个维度作为组织政治技能的代表(Brouer，2006)。研究得到了更为复杂的结论，这说明在中国文化背景下，组织政治技能与工作压力感之间的关系更为复杂，不能按照简单的总体关联就对二者的关系下结论。
4.2 结论
研究从个体自身感受的角度探讨了中国文化下组织政治技能与自我评价、工作压力和工作满意度之间的关系，结论如下：
1)组织政治技能与工作满意度之间存在线性关系，而非曲线关系，并没有支持Kolodinsky等人(2004)的观点。
2)组织政治技能与工作压力的关系比较复杂，处世圆通和面子和谐方面的技能有利于缓解工作压力，而人际敏锐可能增加个体的工作压力感。
3)对于组织政治技能与结果变量(工作压力和工作满意感)之间的关系，自我评价并没有表现出中介效应。