知识员工组织公平感与工作绩效的关系模型研究

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摘 要：本文从工作投入变量入手，通过对国内外组织公平感与工作绩效的关系模型进行分析，探索知识员工组织公平感影响工作绩效的动态关系模型。

关键词：知识员工；组织公平感；工作绩效；关系模型

0 引言

随着经济全球化、知识经济的不断丰富与发展，知识员工越来越受到国内外管理者的重视。美国Peter F.Drucker认为，知识员工即指掌握和运用符号和概念、利用知识和信息工作的人。二十年来，国内外众多学者关注知识员工的工作绩效问题时，都会从外部环境、员工心理、生理因素展开研究。然而，随着研究的深入，知识员工的公平问题与绩效问题共同呈现在研究者面前。以知识员工为研究对象，组织公平感与工作绩效的相关研究成果非常稀少。本文在探讨知识员工组织公平感与员工绩效的关系时，试图从知识员工的本土现状出发，结合国内外文献，构建知识员工组织公平感与工作绩效的动态关系模型，为我国对知识员工的管理提出可靠性更强的建议。

回顾国内外的研究，早在20世纪90年代学者Githland（1994），Keller和Dansereau（1995）试图从程序公平的角度提出组织公平感对员工绩效影响的模型。研究至今，可以把所有模型分为两大类：即存在中介变量的静态模型、不考虑中介变量作用的静态模型。但是历史研究存在两个问题：一是没有考虑到知识员工与普通员工的差异性，即知识员工的个人特质；二是对于知识员工的组织公平与工作绩效关联分析时。没有考虑模型动态变化的规律。

1 研究对象与方法

Greenberg（1993）将互动公平分为两个层面：一是领导公平（知识员工比变通员工更重视在与管理者的交往过程中所受到他人的尊重和关怀）；二是信息公平，即组织在做有关决策特别对员工有不利影响的决策时，应向员工解释说明（知识员工比普通员工更在意解释的合理性）。

1.1 研究对象

研究分为预测和正式测试。2012年先对江西省被试进行预测，同时对工作绩效量表进行修正。2013年对山西、湖北、江西、山东、北京、天津200名知识员工进行测试，回收有效问卷177份，有效回收率88.5%。使用spss18.0进行数据分析。

1.2 研究方法

1.2.1 量表的选用

组织公平感量表参考了Niehoff和Moorman（1993）、Borman和Motowidlo（1992，1993）、Janssen（1995）编制的问卷，量表采用Likert式五点计分，分值从1（完全不同意）到5（完全同意）。通过IRT筛选，临界比率（CR值）达显著水平（α

工作绩效量表参考了Farh和Cheng（1999）、Tsui和Farh（2002）、Chen（2007）、Van Scotter和Motowidlo（1996）的问卷，并结合在中国本土背景下韩翼、廖建桥和龙立荣（2007）编制的员工绩效问卷，将被试测验总分最高及最低的27%分为高分组和低分组，通过IRT分析发现工作绩效问卷的第11个项目CR值未达到显著水准（α=0.165>0.05），被淘汰，最终得到10个项目，KMO值为0.693。采用Likert的五点计分法，从“非常不符合”到“非常符合”分为五个程度，分别赋值1到5不等。

工作投入通过项目反应理论（IRT）进行筛选，7个项目的结构效度良好，KMO=0.801。由于学者Nunnally（1978）、De Vellis（1991）提出α系数值在0.7-0.8之间为信度较好，通过预测数据汇报的KMO值可知，本研究经过整理的量表信度在可接受的范围内。

2 数据处理

2.1 因子分析

项目分析之后为检验上述量表的结构有效，本研究进行了因素分析。组织公平感问卷的KMO=0.842，Bartlett的球形度检验的x2=1146.713，df=253。通过主成份分析得到四个因子，即程序公平、分配公平、领导公平和信息公平，可解释变量总体方差的75.091%。

工作绩效问卷KMO值大于0.6，Bartlett的球形度检验的x2=165.412，df=45，适合进行因素分析。通过主成份分析，得到工作绩效的三个因子，得知解释的总方差为62.841%。依据表1可知，第1个项目的成份矩阵并不是很理想，为使因素负荷量易于解释，研究采用具有 Kaiser 标准化的正交旋转法后，按照负荷量的因素高低排列，得到表2旋转后的成份矩阵。依据学者Gorsuch（1983）的观点，在因素分析时项目与被试者的比例最好为1：5，所在本研究在预测试时，对来自江西省的54名被试进行测验。此外，将工作绩效三个因子命名为任务绩效因子、关系绩效因子、学习绩效因子。

工作投入问卷KMO=0.781，Bartlett的球形度检验的x2=107.106，df=15，适合进行因素分析。量表由主成分分析得到因子解释的总方差为69.553%，采用标准化的正交旋转法旋转，得到成份矩阵如表3所示。项目1、2、3、6、7命名为工作专注因子，题目4、5命名为工作活力因子。其中第5个项目为反向计分。

2.2 信度分析

组织公平感总量表的内部一致性Cronbach's Alpha值为0.842，分半信度为0.814。其中分配公平分量表的α系数为0.933，程序公平分量表的α系数为0.925；领导公平分量表的α系数为0.922，信息公平分量表的α系数为0.887。对工作绩效量表进行内部一致性信度统计，总量表的Cronbach's Alpha值为0.806，根据Bryman和Cramer（1997）的研究，内在信度α>0.8，表示量表信度较高。工作投入量表内部信度α=0.809，分半信度为0.733。

2.3 相关分析

组织公平感各维度与工作专注显著相关，其中只有信息公平维度与工作活力相关程度达显著水平，如表3所示。

进一步研究发现，被试的受教育程度与分配公平、领导公平显著相关；被试在组织中的角色与关系绩效显著相关；职称与年龄、受教育程度显著相关；关系绩效与分配公平显著相关，工作活力和工作专注显著相关；学习绩效与工作专注显著相关。此外，任务绩效与组织公平感和工作投入无关。

2.4 回归分析

通过SPSS18.0进行线性回归分析，采用逐步回归法，发现组织公平感、工作绩效、工作投入在各回归模型中自变量的偏回归系统的t检验都通过，而且没有变量被剔除，这表明各分量表均变量所测定的内容呈线性关系，量表设计效果比较好。

各维度影响路径分析图

建立关于工作绩效的回归模型：工作绩效=31.456

+0.298*工作投入（R2=0.760，F=7.728，p=0.008，t检验达到显著水平）。此时，进行多元回归分析，以关系绩效作为因变量，将组织公平感和工作投入变量强行进入方程，得到回归模型。根据以上分析结果可以画出变量之间的关系图如图1所示。

3 结论与讨论

本研究中通过相关分析和回归分析，得出如下结论：

第一，组织公平感对知识员工的工作绩效影响并不显著，但是工作投入与工作绩效在0.01水平呈显著相关；任务绩效与组织公平感和工作投入无关。众多的实验研究证实组织公平感与工作绩效存在因果关系，这与本研究结论不一致，可能与横截面的实验设计有关。

第二，知识员工分配公平虽然与关系绩效显著相关，但对关系绩效并没有预测作用。因而，知识员工的公平与绩效之间的关系不能一概而论。学者余凯成、胡飞飞的研究对象是普通职工，本研究的对象则是知识员工，从假设前题中可知，知识员工在个人特质因素方面与普通员工存在显著差异，因此本研究于2012年11月底到2013年3月初展开进一步跟踪研究。对山西、湖北、江西、山东、北京、天津的同一发放点，寻找200名一线操作工人进行测试，结果证明：普通员工更加重视分配公平与任务绩效，这与重视领导公平、关系绩效的知识员工完全不同。这一研究结论可以帮助我们更加有效地管理知识员工。

第三，知识员工的工作投入对工作绩效具有预测作用。其中工作活力对关系绩效预测作用显著，工作专注对学习绩效有一定的预测作用。企业在管理过程中，仅仅只关注知识员工的任务绩效，管理理念仍然停留在科学管理的阶段，很难收到良好的效果；管理层人员应当从知识员工平时的工作活力、工作专注两个方面查看员工工作投入情况，从而即可预测其绩效结果。

综上所述，以15天作为X时间轴的一个基本观测点，进行了半年的跟踪研究，发现组织公平与工作绩效两个变量在工作投入的调节下，对于不同年龄阶段的知识员工呈现出缓慢上升的趋势，因此，得出知识员工组织公平感与工作绩效的动态关系，如图2所示。

4 研究的不足与展望

本研究借鉴了二十年来国内外对组织公平感与工作绩效的关联性模型，经过本土化后，得到适合我国知识员工的新模型。但在分析知识员工时操作中尚存在一些不足之处：一方面，国内外学者对组织公平感、工作绩效和工作投入变量的结构维度划分存在很大分歧，这可能会影响学者们对知识员工讨论的前提条件。另一方面，实验中没有进一步考察组织公平感、工作投入变量的各因素对关联绩效的影响，例如组织支持的中介效应，这样有可能简化或丢失了因变量信息。

综上所述，本文从量化角度证实组织公平、工作投入与工作绩效的关系，并提出三者关系的动态概念模型。因此，在以后的研究中，对于本文提出的模型需要进一步验证和完善，为我国对知识员工的管理提出操作性更强的依据。

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基金项目： 江西省教育科学“十二五”规划课题（11YB227）；南昌工程学院青年基金项目（2012SK004）。