下属关系的运作机制与效果

  本文关键词：组织中主管-下属关系的运作机制与效果，由笔耕文化传播整理发布。

心理学报 2011, Vol. 43, No.7, 798?809

Acta Psychologica Sinica DOI: 10.3724/SP.J.1041.2011.00798

组织中主管-下属关系的运作机制与效果

王忠军1 龙立荣2 刘丽丹3

(1华中师范大学心理学院暨湖北省人的发展与心理健康重点实验室, 武汉430079) (2华中科技大学管理学院, 武汉 430074) (3湖北中医药大学社会科学部, 武汉 430065)

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摘 要 基于社会交换的理论视角, 以下属关系投入-主管资源回报的概念架构来展现组织中主管与下属关通过问卷法获得54个工作群体系互动的实质, 对主管-下属关系的运作效果与机制进行跨层次的实证研究。

的426名下属与主管的对偶数据, 基于HLM分析的结果表明：下属在工作之余对主管的私人关系投入不仅能直接获得主管的工具性资源回报与情感性资源回报, 还能通过领导-成员交换(LMX)间接地获得主管的工具性与情感性资源回报, 而在工作群体内基于私人关系进行人力资源管理决策的特征对主管与下属之间的关系互动与关系质量也存在一定程度的影响。

关键词 主管-下属关系; 关系投入; 资源回报; 领导-成员交换; 关系导向人力资源管理 分类号 B849:C93

1 问题的提出

在中国社会, 关系现象充斥于人们的日常生活、经济活动以及组织行为之中。关系管理作为中国式管理的核心, 备受企业实践者与组织研究者的关注。随着现代化的发展, 许多组织在管理中力图淡化关系的影响, 却无法动摇传统儒家文化和价值观的社会基础, 正是这种文化与价值塑造了中国的组织管理行为。许多研究者认为关系的作用在未来中国以及东亚国家及其组织中将一直持续下去(Lovett, Simmons, & Kali, 1999; Millington, Eberhardt, & Wilkinson, 2005; Yang, 2002)。在组织的各类关系中, 最重要和吸引人的是上下级之间的关系, 如与西方不同, 中国员工普遍重视与主管-下属关系。

领导、同事建立并维持良好的私人关系, 而处理并维护好与下属的关系也是管理者有效管理下属的关键要素(Law, Wong, Wang, & Wang, 2000)。因此, 基于中国社会文化情境, 探究组织中主管-下属关系运作的机制与效能, 对于理解组织中的关系现象, 丰富关系管理有重要的理论与实践意义。 收稿日期: 2010-09-21

1.1 文献回顾

由中国传统社会文化所孕育的关系(guanxi)概念一直是华人学者进行本土心理学建构, 并循此了解中国人心理与行为的核心概念, 学界从概念层面对关系的文化意涵、定义、类型特征、互动法则等进行了广泛探讨(周丽芳, 2002)。在管理学领域, 研究者发现中国人的关系展现方式及其结果与西方的人际关系(interpersonal relationship)有很大差异, 关系在中国人的商业活动、企业管理与组织行为中扮演不可言喻的重要角色(Xin & Pearce, 1996)。因此, 由关系概念来透视组织管理成为中国式管理研究的最佳进路。

不过, 对组织内部的关系研究存在多元层次与视角, 如对偶层次(dyad)、三方关系(triads)、关系网络(networks)。就对偶关系而言, 大体有两类：一是上下级之间, 如下属与主管、员工与领导, 属于垂直型对偶关系; 二是同级之间, 如同事关系, 高管团队中两两关系, 属于水平型对偶关系。目前组织行为学的研究大多集中于前者。

对于主管-下属关系, 早期研究集中于关系基

* 国家自然科学基金资助(70671046), 教育部人文社科青年基金资助(10YJC630267), 华中师范大学人文社科丹桂计划资助(09DG003)。

通讯作者: 龙立荣, E-mail: lrlong@mail.hust.edu.cn

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础(guanxi basis)及其效能。即探讨主管与下属之间既定的特殊性关系连带(如血缘关系、九同关系等)对主管与下属的关系品质(如亲信、友谊、认知性信任与情感性信任)以及主管对下属的绩效评估的影响(Farh, Tsui, Xin, & Cheng, 1998; Tsui & Farh, 1997; Xin, Farh, Cheng, & Tsui, 1998)。在上述研究基础上, Tsui, Farh和Xin (2000)根据关系分类与互动原则的架构, 提出了一个华人组织中关系与效能的概念模型, 即“关系基础(家人、熟人、生人)→关系形式(义务、友谊、认同)→直接效果(人际信任、人际喜好、忠诚、偏私)→间接效果(职业生涯与事业成功)”。显然, 关系基础的研究视角承袭的是费孝通“差序格局”的思想, 关系大多被定义为一种“特殊性社会连带” (King, 1985; Yang, 1986)。在此定义下, 关系经常被操作为一种二分变量, 即要么存在某种类型的关系基础, 要么不存在, 并且不同的关系基础具有不同义务规范, 会受到不同对待。但总体来看, 关系基础与相关效果变量间的关系不是很稳定, 其原因有二：其一, 由关系基础到关系成分(情感、义务、工具等)的推论不够清晰, 例如, 即使过去有同宗或同学的关系基础, 并不必然会出现某种形式的关系成分(周丽芳, 2002)。其二, 更重要的是, 在现代组织中具有关系基础的对偶双方或网络成员的比例相当低, 即组织成员之间“沾亲带故”的现象并不普遍, 一定程度上影响了研究结果的可靠性。例如在Farh等人(1998)的研究中, 在全部560组主管与下属配对样本中没有发现师生关系, 过去曾是上下级关系的仅占0.04%, 而同学、亲戚、同姓、同乡、同事、邻里关系出现的频次均在2.10%至3.40%之间。

因此, 近期对于主管-下属关系的研究逐渐转向下属与主管的私人关系质量(guanxi quality)及其对个体的积极影响。在该类研究中, 主管-下属关系被定义为“主管与下属在工作时间之外通过非工作相关的行为活动而建立的私人关系质量” (Law et al., 2000), “关系”是在互相满足关系双方个人目标的过程中所建立起来的, 并为工具性目的服务。此类研究结果表明, 主管与下属的私人关系质量能影响主管的管理决策, 如对下属的晋升、奖酬分配、工作安排等(Law et al., 2000); 能预测下属对主管的满意度以及对组织的情感承诺(Wong, Tinsley, Law, & Mobley, 2003); 能让下属从主管处获得更晋升多的关系性报酬(guanxi payoff), 如奖酬分配、机会和任务安排等, 并且提升下属知觉的程序公平

感(Chen, Friedman, Yu, & Sun, 2008); 对员工的职业生涯发展也有着积极的影响(刘军, 宋继文, 吴隆增, 2008)。

从关系质量视角的研究引出的思考是：下属要想与主管拥有良好的私人关系质量, 就必然要有建立、维持和运作关系的行为活动。换言之, 有了建立私人关系行为的投入, 才可能具备良好的关系质量。而在以往研究中, 对主管与下属关系质量的操作与测量也大多是基于双方的关系互动行为。事实上, 关系概念的复杂性和丰富性也正是体现在关系的互动方面, 即不具备特殊性关系连带的个体之间如何建立和发展关系, 并会因此带来什么样的后果。因此, 从关系行为(guanxi behavior)的视角来探讨主管-下属关系的运作机制及其效果是一个新的、重要的研究视角, 而社会交换理论能为该视角提供理论解释。

1.2 社会交换视角的主管-下属关系

中国人的关系行为本质上是一种社会交换行为的观点早已得到学界的认同(King, 1985; Hwang, 1987), 对于组织中主管-下属关系也不例外。根据社会交换理论(Blau, 1964; Foa & Foa, 1980), 本研究将组织中主管-下属关系(supervisor-subordinate guanxi, SSG)定义为：“组织中下属通过工作范围之外的互动行为与其主管建立的非正式、特殊性社会交换关系”。由此定义引出的问题是：下属与主管关系交换的内容是什么？换言之, 下属投入什么, 主管相应地回报什么？

从下属方面来看, 要建立、维持或经营与主管的特殊性私人关系, 必然要付出一些成本, 比如时间、金钱、情绪乃至机会成本, 即关系投入的行为。比如Law等人(2000)通过问卷调查, 搜集下属与其主管建立良好私人关系的各种行为活动, 最后确立了六种最具代表性和有效性的行为。Wong等人(2003)研究发现主管与下属关系互动行为主要表现在如下五个方面：社会活动、经济支持、优先照顾、节日庆祝和情绪支持。本研究提出“关系投入” (guanxi input, GI)的概念, 并将其界定为“为与主管建立良好的私人关系, 下属在工作范围之外对其主管进行的各种时间、经济与情感的投入行为”。

而从主管方面来看, 也会相应地给予下属各种资源回报。在权力距离较大的中国组织中, 不同组织层级的资源是不平衡的。研究发现, 中国企业的决策权力一般更多地集中于中高层, 管理人员在员工选拔、薪酬和雇佣等人事决策上有着更大的影响

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力(Wang & Heller, 1993)。下属与主管所拥有的资源差距在组织的中高层与基层之间表现得尤为明显(王忠军, 龙立荣, 2009)。从社会资本(social capital)的观点来看, 对于主管所拥有的资源, 下属只有通过与主管建立较强的社会连带才能得以借用。因此, 下属对主管的关系投入行为也才有了一个最基本的动因和条件。

根据社会资源理论(Lin, 2001), 社会行动者主要有两类行动：①工具性行动(寻找和获得额外有价值资源), 以及②情感性行动(寻找情感和支持的行动), 并且情感性行动往往比工具性行动更重要。而社会交换理论也认为, 人类的社会交换行为不仅仅是工具性资源交换, 还有情感性资源交换。因此, 本研究认为, 主管给予下属的回报主要有两种：一是工具性资源回报, 亦简称工具性回报(instrumental output, IO), 本研究将其界定为“主管基于私人关系给予下属直接的、客观性物质利益或好处, 如晋升机会、任务安排、奖金分配、绩效考评、工作支持等”。这一概念类似于其他研究者所谓的“关系性报酬” (Friedman, Chi, & Liu, 2006; Chen et al., 2008)。二是情感性资源回报, 亦简称情感性回报(affective output, AO), 本研究将其界定为“主管基于私人关系给予下属以间接的、主观性精神利益或好处, 如接纳、友善、信任、认可、鼓励、关怀、宽容等”。 显然, 以往中国人关系研究常将焦点置于工具性利益与义务性情感, 而较少关注自我表露、内心交流、情感性支持等真实情感或情绪层面(周丽芳, 2002)。从下属方面来看, 下属与主管建立和维持关系, 不仅仅是想获取主管的工具性资源, 更想博取情感性回报。而从主管方面来看, 工具性资源具有客观性和有限性, 并且需要在不同下属之间来平衡, 而情感性资源具有主观性和丰富性, 在组织环境中, 管理者对下属往往一手运用工具性资源, 一手运用情感性资源, 交互运作, 以更好地管理和驾驭下属。因此, 探究情感性回报是极为重要的, 但以往的研究很少涉及。

根据以上分析, 在差序格局、关系取向以及特殊主义的中国社会文化背景下, 组织中主管-下属关系的实质表现为下属在工作之余对其主管进行关系投入, 主管相应给予下属不同程度的工具性、情感性资源回报的互动过程。

社会交换理论, 若主管能感知到下属对其关系行为的投入, 基于以下三个原因：①回报的要求、②信任、③互惠原则, 下属的投入终会有回报。譬如Zhang和Yang (1998)研究发现中国企业管理者对于奖金分配的决策不仅受公平原则的影响, 还受到关系的影响。Law等人(2000)在对中国大陆的189对主管-下属的对偶关系研究发现, 关系会影响主管的管理决策, 与主管拥有良好的私人关系的下属能获得更多的晋升机会、更多的奖金分配和更好的Zhou和Martocchio (2001)的研究报告中工作安排。

国管理者会给予那些与其拥有良好关系的下属更Chen和Tjosvold (2007)的研究多的非货币性报酬。

也发现中国企业员工与管理者的个人关系能带来更好的工作安排以及晋升机会。Chen等人(2008)的研究也发现, 良好的主管-下属关系能换来更好的关系性报酬。不过正如前文的分析, 以往研究大多关注关系所带来的工具性资源回报, 而很少关注情感性资源回报。而由社会交换理论不难推出, 下属对主管的私人关系投入行为也能获得主管的情感性资源回报, 因为下属与其主管建立良好私人关系的各种行为中存在许多情感性投入的成分, 这在Law等人(2000)的研究中已有所展现。对于中国人赤裸裸的物质利益交换往往让人难而言, 直接的、

以接受, 而最有效的方式则是在利益交换的过程中渗透情感的投入与交换。比如在Wong等人(2003)研究中所发现的主管与下属关系互动中也无一不展现了情感互动的成分(如社会活动、优先照顾、节日庆祝和情绪支持)。因此, 本研究提出如下假设：

假设1-1：下属的关系投入正向影响主管的工具性回报。

假设1-2：下属的关系投入正向影响主管的情感性回报。

1.3.2 领导-成员交换的中介作用 现有文献大多认为主管-下属关系与领导-成员交换关系(Leader- member exchange, LMX)是彼此独立的概念(Law et 其主要的区别是：LMX是建立在工作职al., 2000)。

责上的正式的工作关系, 被定义为领导与成员彼此之间在工作上展现出信任、忠诚、情感、贡献与责任的行为(Graen & Uhl-Bien, 1995); 而主管-下属关系反映的是工作范围之外的、非正式的私人关系(Wong et al., 2003)。Hui和Graen (1997)曾深入比较过关系概念与LMX概念的区别。基于此, 以往的研究大多单独或并行地考察主管-下属关系和LMX

1.3 研究假设

1.3.1 下属关系投入与主管资源回报 中国人常言, 投之以桃, 报之以李, 来而不往非礼也。根据

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各自的作用机制, 并加以比较(比如Law et al., 2000; Chen & Tjosvold, 2007), 却很少有研究探讨二者之间的关系。那么, LMX在主管与下属的私人关系交换过程中起着什么样的作用呢？以往的研究发现, 下属影响主管的行为, 如与主管结盟、相互交换、逢迎主管等会影响LMX的质量(Deluga, 1994)。而LMX也会进一步影响员工的晋升、工作安排和薪酬(Wakabayashi, 1988; Chen & Tjosvold, 2007)。根据中国社会背景来看, 关系在一定程度上体现了中国人所谓“做人”的一面。与西方不同, 中国人是极其重视“做人”的, 这直接来源于“会做人”的好处以及“不会做人”的坏处。因此, 下属与主管在工作范畴之外发展出的具有强烈的“组织规定外”、“私人情感”色彩的关系会渗透到正常工作中, 从而在组织制度内发挥作用(刘军等, 2008)。由此推论, 下属在工作之余对主管的私人关系投入行为, 可能会对彼此在工作场所中的LMX关系质量产生一定程度的积极影响, 而良好的LMX关系质量也会进一步为下属带来各种情感性和工具性资源回报。基于以上分析, 本研究提出如下假设：

假设2-1：下属的关系投入通过LMX间接地影响主管的工具性回报。

假设2-2：下属的关系投入通过LMX间接地影响主管的情感性回报。

1.3.3 关系导向人力资源管理的调节作用 主管与下属的关系交换与运作虽然是个体间的互动行为, 但却是嵌入在群体或组织的背景中, 受到群体或组织特征的约束, 而这种嵌入性在个体层面的研究中往往被忽视。在中国组织中, 关系的作用会渗透进组织的各项管理决策之中, 成为“正式法制支持的替代品” (Xin & Pearce, 1996)。Chen, Chen和Xin (2004)因此提出“关系导向人力资源管理” (Guanxi-based human resources management practice, GHRM)概念, 指的是人力资源管理决策中以私人关系为基础的总体状况。需要说明的是, 该概念既适用于组织层面, 也适用于群体层面, 本研究中采取的是群体层面的概念。在注重制度规范和公平正义的组织环境下, 关系导向人力资源管理被认为具有众多负面性, 比如破坏程序公平(Chen et al., 2008), 降低员工对组织管理的信任(Chen, Chen & Xin, 2004), 损害员工的角色内和角色外绩效(Hsu & Wang, 2007)。总之, 人力资源管理决策的关系导向越强, 说明 “人治”气氛越浓厚, 基于私人关系的弹性操作空间越大, 同时也意味着制度规范性越

差, 在这样的环境下, 主管根据私人关系而给予下属差别化的特殊对待的现象会拥有“制度合法性”的背景, 并得以强化。因此, 本研究提出如下假设：

假设3-1：工作群体的关系导向人力资源管理对下属关系投入与主管工具性回报的关系具有正向调节作用。

假设3-2：工作群体的关系导向人力资源管理对下属关系投入与主管情感性回报的关系具有正向调节作用。

2 研究方法

2.1 被试与调查程序

由于本研究属于跨层次的研究, 涉及个体与群体两个层面的数据搜集, 因此, 问卷调查均以工作群体(work group) 为抽样单位, 并在每个工作群体(部门)内, 采取了主管与下属的二元对偶研究设计。调查包含两份问卷, 分别由部门内的员工及其直接主管填写。在内容上, 下属问卷包括自评的任务绩效、主管资源回报、LMX、关系导向人力资源管理; 部门主管则仅需填答不同下属的关系投入。为了保证问卷的隐匿性以及数据的主管-下属配对, 采用了一个编码系统, 以匹配主管评定与下属回

答。之所以采用上述研究设计, 主要出于以下考虑：

第一, 主管对于下属的关系投入行为一般会有感知, 并会据此相应地给予下属各种资源回报; 同样, 下属对于主管给予的资源回报也会有直接的感知, 其感知的结果会进一步影响双方的后续互动。第二, 一名主管需要评价多名下属, 主管的负担会较重, 因此仅要求主管填答项目数量相对较少的下属关系投入问卷。出于同样的考虑, 任务绩效也由下属自评。第三, 主管与下属“错位式” 的互评可在一定程度上降低问卷项目敏感性带来的心理压力。总之, 上述研究设计既考虑了研究需要, 又兼顾了可行性, 从不同来源获取数据。

被试来自湖北、江西、北京、上海、广东地区8家企业中的不同工作群体(工作部门)。在调查程序上, 首先, 研究人员与企业人力资源部门一起确定了调查的部门, 主要是企业中层部门。判定群体的依据有：①不同员工属于同一工作部门; ②不同员工拥有一个共同的直接主管; ③他们长时期在一起工作。然后, 研究人员在企业助手的带领和协助下, 进行现场调查。最后, 由研究人员当场收回问卷, 回收问卷后进行主管与下属问卷的配对组合。以现场调查方式所获得的样本占全部有效样本的

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81.50%, 这在一定程度上能保证数据的质量, 而少量委托调查则给受托者及其单位的人力资源部门提供了指导语。

研究者对有效数据进行了筛选：①首先剔除了空白过多、反应倾向过于明显的问卷; ②然后剔除了下属人数过少的群体样本(少于5人)。最终回收了54个有效群体样本, 总共包含426份有效个体问卷, 平均每个群体包含8人, 人数最少的群体有6人, 人数最多的群体有13人。主管-下属匹配后的有效填答率为82%, 其中有83.10%的被试与其直接主管保持的上下级关系年限在1年以上。在有效样本中, 国有企业40.80%, 民营企业55.50%, 外资企业3.70%; 男性占55.70%, 女性占44.30%; 25岁及以下占20.50%, 26~30岁占13.90%, 31~35岁占14.90%, 36~40岁占20.80%, 40岁以上这占30%; 管理岗位占34.70%, 生产岗位占16.70%, 技术岗位占22.90%, 销售岗位占8.50%, 行政后勤占17.20%。

0.07, SRMR=0.05, IFI=0.91, CFI=0.91, NFI=0.90, NNFI=0.90, 这表明问卷具有较好的结构效度。下属关系投入问卷的Cronbach α信度系数为0.93, 符合测量学的标准。此外, 本研究还表明该问卷具有较好的效标效度。

2.2.2 主管资源回报 主管资源回报问卷采用本研究自编的问卷。编制过程如下：首先对来自不同企业的27名员工进行开放式问卷调查, 请被试列举“下属与直接主管建立良好私人关系后, 主管会给下属带来哪些利益或好处”。对开放式问卷调查的资料进行内容分析后, 初步编制了包含15个项目的主管资源回报问卷, 为避免被试填答问卷时的“趋中性”, 采取Likert 6点计分, 1表示“完全不同意”, 6表示“完全同意”。

接下来, 通过对初试样本(n=211)的有效数据进行探索性因素分析(EFA), 结果表明主管资源回报问卷具有十分清晰的两维度结构：一是工具性回报, 包含6个项目, 比如：“他(她)会尽量给我安排我期望的工作岗位”、“他(她)会想方设法提拔我”; 二是情感性回报, 包含7个项目, 比如：“在生活中, 他(她)很关心照顾我”、“他(她)会与我分享他(她)的经验、想法和感受”。两维度解释的变异量为68.09%。

最后, 利用正式施测的样本(n=426)数据进行验证性因素分析(CFA), 主管资源回报的两维度模型的各项拟合指数均达到临界值, 具体如下：χ2=231.68, df=64, RMSEA=0.06, SRMR=0.43, IFI= 0.92, CFI=0.92, NFI=0.91, NNFI=0.90, 这表明问卷具有较好的结构效度。信度分析表明, 工具性回报和情感性回报的Cronbach α系数分别为0.90和0.92, 总问卷的α系数为0.94, 说明问卷的信度质量较好。此外, 本研究还表明问卷具有较好的效标效度。

2.2.3 领导-成员交换 对于如何测量LMX, 学界还存在争议, 主要源于其结构是单维的还是多维的差异。但Liden和Maslyn (1998)提出LMX的维度不一定需要得到一个确定的模式, 而是需要与不同的考察目的和结果变量挂钩。Schriesheim, Castro和Coglister (1998)运用元分析(meta-analysis)技术, 检验了各种量表的内部一致性, 结果表明Graen和Uhl-bien (1995)研制的7个项目量表具有最高的信由于本研究主要关心组织中度和效度, 简称LMX-7。

领导-成员交换关系的质量, 而非不同方面的交换内容。因此, 本研究采用被广泛应用的LMX-7量表, 并

2.2 研究工具

2.2.1 下属关系投入 下属关系投入采用经本研究修订过的单维度问卷。修订过程如下：采用与Law等人(2000)编制关系问卷相同的方法, 首先通过对来自不同企业的27名员工进行开放式问卷调查, 搜集员工在工作之余与其直接主管建立并保持良好私人关系的行为, 结果发现大部分行为与Law等人(2000)的研究相似, 但也有少部分行为包含在Chen等人(2008)和Wong等人(2003)的问卷项目之中。因此, 本研究在综合以上相关问卷项目的基础上, 初步编制了包含9个项目的下属关系投入问卷, 为避免被试填答问卷时的“趋中性”, 采取Likert 6点计分, 1表示“非常不符合”, 6表示“非常符合”。接下来, 对来自江西5家企业的共260名员工进行初试, 获得211名员工的有效数据, 其中99.50%的员工与其主管保持了1年以上的上下级关系。进行探索性因素分析(EFA)后发现下属关系投入问卷为单维度, 解释的变异量为65.15%。

由于正式施测中的关系投入问卷是由主管来填答, 所以我们从主管的角度对问卷项目的人称进

“该职工在平时会打电话或上行了相应修改, 比如：

门拜访我”、“该职工总是主动地与我交流他(她)的想法、问题、需要和感受”。对正式施测的样本(n=426)数据进行验证性因素分析(CFA), 下属关系投入问卷的单维度模型的各项拟合指数均达到或

χ2=109.89, df=27, RMSEA= 接近临界值, 具体如下：

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