关系取向对员工满意影响的实证研究，本文主要内容关键词为：取向论文,满意论文,员工论文,实证研究论文,关系论文，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。
一、问题的提出
本地化已经成为许多在华外资服务企业主要关心的问题。根据一项在华跨国公司的调查，当问及“影响公司未来成功的因素时”，最经常提及的因素是“构建强大的本地化团队的能力”。尽管外资企业向中国外派经理是一种普遍的做法，但失败率却非常高，原因之一是这些经理人不清楚中国的关系文化，不知道如何与中国下属进行有效沟通并建立一种良好的上下级关系[1]。
关系营销理论对关系文化进行了研究，一些学者认为中国人在经济活动中的关系行为就是关系营销，但他们并没有从文化渊源上进行深入的探讨[2]，且大部分研究集中在顾客关系等企业外部关系，对内部员工关系，尤其对上下级关系的研究较少。西方人力资源管理研究对中国上下级关系管理的特殊性有所关注，如Ng研究了中国企业中家长式权力和等级的重要性，发现与英国相比，中国企业的决策权更多集中在中上层经理，中国社会的权力距离比西方国家大，因而越是集权型领导，中国员工似乎越感觉舒服[3]。尽管也有中国企业实行个性化工资制度，但会遭到许多员工的抵制。由于中国经理重视关系和谐，所以他们在解决冲突问题时更喜欢妥协。但中国早期的人力资源研究主要还是围绕培训和发展进行，并且许多学者认为在西方有效的人力资源理论（如领导和激励模型）在中国却似乎失去作用。遗憾的是，这些研究都没有揭示出关系文化的本质及其对员工满意的影响机制。本文主要围绕这两个方面进行理论探索，并以天津市医药连锁企业为例进行实证研究。
二、文献回顾
（一）关系取向与关系交换
“关系取向”这一概念最早由何友晖提出，指中国人因受儒家关系文化影响而形成的一种处理人际关系的心理取向，它体现了中国关系文化的本质，并能够与西方关系交换概念清楚地区分开来[4]。Yang识别出关系取向的五个构成要素：礼仪化、互惠性、和谐性、关系宿命论和关系决定论[5]。还有学者强调关系取向中私人关系的重要性[6-7]。在上下级关系背景下，本文把关系取向归纳为礼仪化、互惠性、和谐性和私人关系四个构成要素。
关系交换指上下级之间一种长期的、持续的交换关系，是从关系营销理论中借用的一个概念。传统营销关注的是一些离散的买卖双方短期的交易事件，而关系营销关注长期的关系交换，这种关系交换不是离散的，而是连续的，体现了关系开发的持续性。工作中的上下级关系与此类似。垂直交换理论进一步阐明了上下级之间的交换关系，认为上下级员工发展关系的基础是彼此的交换，下级员工的行为可以影响上级经理，反之亦然。另一些研究对成功进行关系交换的能动因素进行了集中研究并归纳为五个方面：沟通、信任、承诺、合作和共同的价值观[8]。
总之，本研究把中国服务组织的上下关系质量的构成要素归纳为八个方面，其中信任、承诺、合作、沟通为中西方共有的四个方面，称作关系交换；礼仪化、互惠性、和谐性、私人关系为更具中国特色的四个方面。需要指出的是，本文关注上下级个体水平上的文化差异，所以不考虑共同价值观。
（二）个体文化差异
文化取向有权力距离、规避不确定性、个人主义—集体主义、男权—女权主义、长期取向（儒家原理）等五个维度[9]。它揭示每一维度在不同国家的相对重要性。这一模型的缺陷在于它不允许进行个体层面的研究，许多学者[10]对此提出了批评。为此，Donthu和Yoo修改了Hofstede的国家文化框架并提出了一种测量个体文化取向的方法，该法把个体文化差异定义为个体在文化取向的每一个维度上的差距[11]。
三、研究假设
通过比较销售经理和销售人员之间的文化特征方面的差异，可以了解关系背景对关系质量（如信任、承诺、合作、满意）的前因性影响。关系背景会通过信任、承诺等中间变量也会对关系结果产生影响[12]。
文化差异能使上下级之间产生心理距离，使关系双方在价值观、优先权、角色感知、沟通方式等方面存在差异，从而影响着关系双方相互吸引和彼此喜欢的程度，进而影响关系交换的质量[9]。也就是说，上下级之间的心理距离会导致彼此更少的沟通、更少的许诺和较少的信任。根据吸引理论，个人会偏爱那些与自己群体类似的成员，如果个体之间在价值观、态度上感知的相似性较大，那么他们希望实现更大的互动关系质量。Oliver也发现具有相似人口统计特征的工作关系通常员工更满意、组织更多承诺[13]。据此提出假设H1和H3：
H1上下级之间的文化差异越大，关系交换质量越低，具体来讲，上下级之间较大的文化差距会实现较小的关系交换质量。
H3上下级之间的文化差异越大，员工满意程度越低，具体来讲，上下级之间较大的文化差距会导致更低的员工满意。
定性访谈发现，有一位受访者认为：上下级之间文化差异越小，关系取向意愿越弱。我们推断，这种现象并非偶然。中国人由于受关系文化的影响，在文化差异大的情况下，为了职业发展，会更加努力维持上下级之间的良好关系，这样，可能会产生更强烈的关系取向心理。据此提出假设H2。
H2：上下级之间的文化差异越大，关系取向程度越大，具体来讲，上下级之间较大的文化差距会导致更强的关系取向。
在中国，由于资源的有限性和政府对分配制度的控制，所以为了在资源分配过程中获得个人利益，人们需要与关键政府官员建立关系[14]。相似地，通过对杭州的一个国际性消费品公司和一个本地的纺织品公司的实证研究发现，中国企业的上下级关系也不同于西方文献中的领导—成员关系，其中关系取向是影响员工奖金分配、晋升机会等管理决策预期的关键变量，关系取向程度较低的员工，在奖金分配、晋升机会方面明显减少，这样，员工满意度就会较低。由此提出假设H4。
H4：关系取向与员工满意正相关。
关系营销文献强调互动营销是建立关系最重要的营销活动，每一次顾客接触都有助于全面顾客满意和是否继续发展关系。类似地，为了提高上下级关系管理的效果，提高员工满意度，上下级之间的关系交换质量也非常关键。作为信任、承诺、沟通和合作的高阶变量，关系交换质量越高，通常员工满意度会越高。由此提出假设H5。
H5：关系交换质量与员工满意正相关。
综上所述，我们建立本研究的一个概念性模型，如图1。
图1 研究模型与假设
四、研究设计
根据Maxwell，采取分叉设计，即在研究开始时使用定性方法，然后在继续使用定性方法的同时使用定量方法。定性研究采取深度访谈方式，选取了15名在天津工作的销售人员或服务人员作为访谈对象，其背景情况见表1。
表1 定性研究15位受访者描述
注：出于研究前的承诺和保护个人隐私考虑，隐去了各个受访对象的真实姓名。
访谈从2005年4月开始，2006年3月结束，首先对4人进行重点跟踪，一对一访谈，每人分别进行两次正式的访谈，每人每次访谈大约2小时，有人长达4小时之久，第一次访谈围绕着“上下级关系在日常工作中的重要性，上下级关系现状、出现的问题及处理上下级关系的方式”等问题进行访谈。第二次访谈重点围绕着“关系交换内涵；关系取向内涵”等内容进行。此外，对其余11人进行了一次正式和集中的访谈。
定性访谈表明：(1)除承诺和礼仪化只有两人提及之外，其他关系质量的构成要素（信任、合作、沟通、互惠性、和谐性和私人关系）都被多次提及，初步检验了文献中所涉及到的上下级关系质量构成要素；(2)获得了关于上下级关系作用的许多微观解释，这些解释蕴含着关系交换、关系取向与员工满意的紧密联系；(3)认识到上下级之间文化差异在受访者中的普遍性，并从部分受访者那里了解到个体文化差异的具体含义及其对关系质量产生的影响，还从一位受访者资料中发现了文化差异与关系取向的潜在关系（上下级之间文化差异越小，关系取向意愿越弱）。
定量研究分预调查和正式调查：预调查采取便利抽样，从天津市的一家贸易公司和食品公司的销售部门搜集数据。通过朋友，直接向受访者发放148份问卷（37名经理和对应的111名下属），通过预调查，对量表的信度和效度进行了评价，对达不到最低要求的问项进行了修改和调整。正式调查共向天津医药零售连锁企业发放520份正式调查问卷，通过留置问卷约定时间回收，或者通过电话访谈直接填写问卷并当场收回。为了鼓励参与，所有完成问卷的人员都可以得到一份10元左右的精美小礼品。最终回收339份问卷，有效问卷为303份（其中店长86份，销售人员217份）。
正式调查首先对量表的信度和效度重新进行考察。提纯后的变量各维度量表都有合理的内部一致性信度水平，Cronbachα系数处在0.7696-0.8884之间。
接着，对研究的效度进行分析，采用主成分分析法，KMO值=0.764，Bartlett氏检验的卡方近似值=1093.559（自由度=78）达到显著概率，可以做因子分析。首先，对各变量的各个维度分别进行因子分析，结果各问项都分别载荷到相应的单个因子上，各问项负载都达到最低要求0.7以上，解释方差比例都在50%以上，说明量表具有可接受的收敛效度。然后，对各变量的所有问项都放在一起进行主成分分析，结果各问项也分别载荷到了相应的因子上，说明各量表具有良好的判别效度，累计解释方差为76.176%。
为简化数据，员工满意采用主成分分析和方差最大法的因子值来代替原始数据，关系取向和关系交换等构成性概念首先采用主成分分析和方差最大法的因子值来代替各维度的原始数据，然后以解释方差的比例为权数，计算每一个构成性概念各个因子（维度）值的加权和，并以该加权和作为各个概念的水平总值，该做法与张结海和徐安琪的数据转换方法一致。
本文把文化差异定义为每个人在文化取向的每一个维度上差距，并由Euclidean距离来计算（即店长和相应销售人员文化取向值之差的平方之和的平方根）。该方法和有关工作背景下二元关系的类似文化研究一致：
上述公式中，
代表店长和销售人员之间的文化差异，
和
分别代表第i个店长和第j个销售人员在第K个文化取向维度上的感知数值。根据Euclidean距离算法所计算出来的数值，文化差异被分为低、中、高差异三组。
鉴于研究假设中需分析单变量(Univariate)和多变量(Multivaraite)混合问题，运用SPSS11.5的广义线性模型(GLM)的方差分析和回归分析来处理数据。
五、研究假设检验与结果讨论
进行自变量之间的多元回归分析时需要考察多重共线性问题，分三个步骤：(1)检查相关矩阵；(2)检查每一个变量的容限度(Tolerance)和方差膨胀因子(VIF)；(3)考察回归系数的条件指数和分解的方差[20]。
（一）变量的相关性分析
选择Pearson相关系数来考察研究变量之间的相关关系，结果如表2所示。由于自变量之间的相关性均显著，可能会出现多重共线性问题，需进行相关检验。
（二）H1、H2、H3的检验分析
运用GLM多元协方差分析(MANCOVA)来验证上述三个假设。因变量为关系交换、关系取向和员工满意，自变量是文化差异，为分组变量（即文化差异小、中、大）。
首先对多元方差分析的假设条件进行检查：(1)本研究从横向总体中的抽样，基本可以保证案例的随机性；(2)从Box's M方差矩阵相同性检验(M=265.373；F=20.235；p＜0.000)和Levene的误差方差相同性检验（关系交换：F=27.035，p＜0.000；关系取向：F=38.240，p＜0.000；员工满意F=32.631，p＜0.000），说明数据违背了正态分布，但本研究最大分组(CD1=CD3=72)仅是最小分组样本量(CD2=71)的1.014倍，根据Hair等，当这个倍数不超过1.7时，即使违反了假设条件，影响也不大。文化差异的多元方差分析结果见表3。
表2 本研究中变量之间的相关关系
*表示在0.05水平上显著（双尾检验）；**表示在0.01水平上显著（双尾检验）。
由表3，在检验不同文化差异在关系交换、关系取向、员工满意的总体差异上，四种检验都一致得出了统计显著的结论，前三个检验指标(Pillai's Trace; Wilks' Lambda; Hotelling's Trace)的p值都小于0.000，其中Pillai's Trace（检验值=0.204；F=7.870；p＜0.000），Roy检验值(0.256)则大于0.1，这样，可拒绝无差异假设。
为检验假设1，还需对不同文化差异分组进行了单变量(Univariate)方差分析，结果显示，关系交换在三组文化差异上均值(CD1:0.119；CD2:-0.087；CD3:-0.102)的差异十分显著(F=8.961；p＜0.000)。
事后多重比较(post hoc multiple comparison)的最小显著差异检验(LSD)表明，CD1与CD2（均值差值=0.206；p＜0.001）、CD1与CD3（均值差值=0.221；p＜0.000）的估计边际均值差异十分显著；而没有发现CD2与CD3（均值差值=0.015；p＜0.797）之间的显著差异，可能是因为在现有样本规模条件下均值差异还没有达到足以探测到的程度。但不同文化差异分组之间关系交换均值差值均为正数，假设１得到验证。
同样，为了检验假设2，对不同文化差异分组进行单变量(Univariate)方差分析的结果（如表3）显示，关系取向在三组文化差异上均值(CD1:-0.123； CD2:0.030；CD3:0.047)的差异显著(F=4.80；P＜0.009)。
事后多重比较提供了另外的不同文化差异分组之间关系取向差异的证据。最小显著差异检验(LSD)检验表明，CD1与CD2（均值差值=-0.153；p＜0.009）、CD1与CD3（均值差值=-0.170；p＜0.004）的估计边际均值差异比较显著；而没有发现CD2与CD3（均值差值=-0.017；p＜0.764）之间的显著差异。但不同文化差异分组之间关系取向均值差值均为负数，验证了假设2。
对不同文化差异分组进行单变量(Univariate)方差分析的结果显示，员工满意在三组文化差异上均值(CD1:0.196；CD2:0.201；CD3:0.005)的差异不显著(F=1.324；p＜0.268)。事后多重比较也没有发现各分组边际均值的显著差异，这样，假设3不能得到实证支持。
（三）H4、H5的检验分析
以员工满意作为标准变量，以关系取向、关系交换作为预测变量，采用逐步回归法，进行多元回归分析结果如表4。
表3 文化差异多元协方差分析的检验结果
注：①多重比较：最小显著性差异检验；②*均值差异的显著水平为0.05
表4 员工满意与关系取向、关系交换的回归分析结果
关系交换与员工满意的标准化回归系数是β=0.575(t=11.592，p＜0.000)，β符号为正，这就验证了H5。关系取向与员工满意的标准化回归系数是β=0.304(t=6.132，p＜0.000)，β符号为正，这就验证了H4。
同时，关系取向对调整的
贡献为0.073，使方程对观察值的拟合程度有所提高（Δ调整=0.073，F=145.298，p＜0.000）。另外，关系取向的容限度(Tolerance=0.807)远远大于0.1，方差膨胀因子(VIF=1.239)也远小于10，说明关系取向与关系交换不存在严重的共线性问题，关系取向的独立信息很多，可以成为员工满意的重要解释变量。
（四）关于员工背景特征调节效应的讨论
为考察员工背景特征（性别、下属的年龄、工龄、在公司任职时间、学历等）对研究模型的调节效应，首先对各背景特征变量进行了分组，见表5；然后以各背景特征变量作自变量，以个体文化差异、关系取向、关系交换、员工满意等作因变量，进行了多变量方差分析(MANOVA)，结果见表6。
由表6可以看出，除了公司任职时间对关系交换(F=10.788，P＜0.000)、文化差异(F=5.170，P＜0.007)有显著性调节作用之外，其他背景统计特征对研究模型的影响都是不显著的。
表5 员工背景的分组情况
表6 员工背景的多变量方差分析(MANOVA)
注：员工背景各变量的交互作用均不显著，篇幅所限，表中略去相关数据。
六、结论与启示
本研究围绕关系取向对员工满意的影响机制，开发出一个上下级关系管理的战略框架，用定性方法探索了关系交换和关系取向的内涵，用定量方法验证了关系取向、关系交换与员工满意有显著的正相关关系(H4，H5)。根据这一结论，要求服务经理把员工看作内部顾客，以内部顾客满意为导向，提高上下级关系管理的有效性。在实施内部顾客满意的方案中，应以西方相关理论为指导，但还要加深对中国文化的理解，努力从中国文化中吸取精华要素，增加中国服务组织管理的手段。具体讲，可以从沟通、信任、承诺、合作、礼仪化、互惠性、和谐性和私人关系等八个方面制定相应的管理措施，忽视了任何一方面，都可能影响关系质量，最终影响到上下级关系管理的有效性。
定量研究还表明，文化差异越大，员工关系交换质量越低(H1)，员工越倾向于采取关系取向的做法(H2)。根据这两点结论，要求服务经理在员工招聘和培训环节在尽量缩小个体差异的同时，应重视员工的文化多样性，顺应其关系取向的心理，减小由于文化差异所造成的关系交换质量下降的影响，提高人力资源管理水平，提升不确定环境下企业服务创新的能力。
对于华外资企业，在遵守公司制度和文化的前提下，外国经理人应顺应中国雇员的关系取向心理，积极主动采取各种行动与其下属发展良好的个人关系。比如工作之余可以和下属进行适当的社会交往，请员工到家里做客，在特殊场合向员工赠送礼品，分享彼此的思想、问题、需要和情感，关心和理解员工的家庭和工作条件。通过这些措施，不断提高员工的满意度。
本文的主要局限性在于选择天津市医药零售连锁行业进行定量研究，可能对研究结论的普适性产生影响，需做进一步探讨。