影响员工自我调节学习的组织因素研究

影响员工自我调节学习的组织因素研究（共7篇）

1.影响员工自我调节学习的组织因素研究 篇一

中学生学习自我效能感现状及影响因素研究

本研究以随机选取某中学初一、初二和高一、高二年级共254人为被试,采用协方差结构模型进行方差分析、相关分析及LSD最小显著差法,考察学生学习自我效能感的现状及影响因素,为中学实施新课标教育提供指导与借鉴.研究表明:学习自我效能感的性别差异从总体上表现显著,其层次与年级的交互显著;初一学习自我效能感最高,与初二、高一的差异显著,三者一直呈下降趋势;高一和高二的.学生学习自我效能感也存在显著差异.影响个体自我效能感的因素主要有:个人的成败经验、替代性经验、言语说服以及情绪和生理状态因素.

作 者：徐靖雯 作者单位：广东省深圳市石岩公学刊 名：中小学心理健康教育英文刊名：ZHONGXIAOXUE XINLI JIANKANG JIAOYU年，卷(期)：2009”"(7)分类号：G63关键词：学习自我效能感 现状差异 影响因素

2.影响员工自我调节学习的组织因素研究 篇二

基于社会认知理论, 自我效能感 (Self-efficacy) 主要是指个体能够充分利用自身的技能去完成某项任务所具有的自信程度, 它是由个体、环境和行动所组成的“三元交互决定论”的因果系统中与人的情感和行为最为密切的认知变量[4,5]。随后, 在此基础上有学者将其引入创新领域并提出创新自我效能感 (Creative Self-Efficacy) 的概念[6]。此外, 越来越多的研究也指出, 个体心理认知变量自我效能能够有效的解释个体行为的产生[7], 但令人可惜的是, 通过文献检索发现, 关于创新自我效能对员工关联绩效影响的实证研究还很有限。因而, 有必要进一步深入研究两者之间的关系。

基于以上的分析, 本文以社会认知理论、社会交换理论和创造力理论为基础, 首先提出并验证创新自我效能对员工关联绩效是否具有正向影响;在此基础上, 进一步探讨组织支持感在其中是否能起到显著的调节作用, 即当面对不同程度的组织支持感的员工时, 创新自我效能感对员工关联绩效的影响是否会发生变化。那么随着这些问题的解决, 相信会为那些在处于当前复杂的外部市场环境下的组织就如何提高员工关联绩效这一核心问题, 提供相应的管理思路。

1 理论回顾与假设提出

1.1 关联绩效的概念和维度构成

最早提出关联绩效 (Contextual Performance) 概念的是学者Borman和Motowidlo, 他们结合先前学者关于对任务绩效、组织公民行为以及亲社会组织行为等研究, 首次将传统意义上的绩效划分为任务绩效和关联绩效, 并指出关联绩效是员工自发的为组织所做的且超出了职务说明说上规定的并对组织效能有所贡献的活动[8], 包括乐意同他人合作以及热情帮助他人等行为。由于存在翻译差异问题, 目前国内关于对关联绩效的称谓大致有以下几种, 如“周边绩效”、“关系绩效”或者“情景绩效”[9]。本文根据学者蔡翔等人的建议, 认为“关联绩效”的称谓更符合其真实的内涵[10]。

此外, 关于对关联绩效维度的研究, 在学者Borman和Motowidlo所提出的五维度结构后, 很多其他的学者在这方面也对其进行了大量的后续研究。其中比较经典的有学者Van Scotter和Motowidlo提出的包含人际促进 (Interpersonal Facilitation, 也称人际便利) 和工作奉献 (Job Dedication) 两维度结构的关联绩效, 其中人际促进主要是指在工作过程中表现出诸如同其他同事相互鼓励与合作等一些有益于组织目标的实现的良好的人际行为, 而工作奉献主要是指在实际工作过程中所表现出的具有较强的自律性[11]。本文认为由于Van Scotter和Motowidlo两位学者提出的两维度关联绩效已经得到了非常广泛的应用, 因而本文我们也决定采用他们所提的二维度结构的关联绩效。

1.2 创新自我效能与关联绩效

基于社会认知理论, 美国著名心理学家Bandura于20世纪70年代提出了自我效能感 (Self-efficacy) 的概念[12], 且经过后期的研究, 他认为自我效能感主要是指自己能否充分利用自身的技能去完成某项特定任务所具有的自信的程度[13]。随后, 学者Tierney和Farmer结合Amabile提出的创造力理论, 进一步将自我效能感引入到创新领域, 提出了用来描述员工在工作过程中能否产生有别于传统的新方法或新工艺来解决实际问题以及对能否取得创新性成果所具有的信念—创新自我效能感 (Creative Self-efficacy) 的概念[6]。

关于对自我效能感变量的研究, 到目前为止, 已被大量的学者广泛地应用于教育学、心理学和组织行为学等领域[14]。现阶段, 虽然单独将关联绩效作为创新自我效能结果变量的研究很少, 但从以往学者对创新自我效能的研究上可以看出, 大部分学者还是将研究集中在员工行为如工作绩效或创新行为的影响上[15,16]。另外, 学者谭军以海关人员为研究对象, 运用回归分析法研究发现, 创新效能感对员工周边绩效存在显著的正向预测作用[17]。基于以上的分析, 本文提出了第一个研究假设:

H1:创新自我效能感对关联绩效具有显著的正向预测作用。

H1a:创新自我效能感对员工的人际促进具有显著的正向预测作用, 即员工创新自我效能感越高, 员工会表现出越多的人际促进。

H1b:创新自我效能感对员工的工作奉献具有显著的正向的预测作用, 即员工创新自我效能感越高, 员工会表现出越多的工作奉献。

1.3 组织支持感的概念和维度构成

根据社会交换理论 (Social Exchange Theory) 及其核心内容—互惠原则 (Norm of Reciprocate) , 美国著名社会心理学家Eisenberger于20世纪中期提出了组织支持感理论 (Organizational Support Theory) , 并在此基础上提出了用来描述组织中的员工在工作过程中就组织是否重视他们为其所做的贡献以及是否关心自己的利益所形成的对组织总体的感受, 即组织支持感 (Perceived Organizational Support) 的概念[18]。自从Eisenberger首次提出组织支持感的概念后, 便引起了大量的国内外学者对其概念和结构的研究兴趣, 如学者Shore和Tetrick以及Rhoades和Eisenberge将组织支持感和组织承诺、工作满意度以及主管支持等变量进行了相关的研究, 结果发现组织支持感均与它们存在显著的差别, 验证了组织支持感是独立的概念[19,20]。

关于对组织支持感结构的研究, 自Eisenberger提出了组织支持感是一个单维度概念, 且开发了一个包含36个条目的量表后, 不同的学者同样基于研究视角的和研究对象的不同, 也相应的提出了各自的观点。如学者Kraimer等人通过对外派人员为研究对象得出了组织支持感并非单一维度, 提出了组织支持感三维结构学说[21]。国内相关学者也对其结构进行了相应的研究, 其中比较著名的有学者凌文辁等将包含24个测量条目的组织支持感问卷经过一系列严谨的验证, 最后研究发现, 由于与西方文化存在差异, 我国员工的组织支持感是个三维度结构[22]。

1.4 组织支持感的调节效应

学者们除了对组织支持感概念和结构进行了相应的探讨外, 同时就其产生的结果变量也展开了大量的研究。大部分学者的研究指出, 组织支持感这一重要的心理变量能够有效地预测员工的行为如工作绩效的产生。学者Rhoades和Eisenberger的元分析结果表明, 组织支持感与关联绩效的关系, 要比组织支持感与其他绩效的关系 (如任务绩效) 要强得多, 同时他们也指出, 由于过多的控制和严格的标准限制了改变任务绩效的机会, 而关联绩效多在机会增加和较为宽松的控制下才会发生[20]。通常情况下, 具有高创新自我效能感的员工, 在心理上一般会期望组织能够肯定和重视他们对组织所做的贡献以及能够得到组织额外的关怀。当员工处在组织中, 如果能感知到较高的组织支持, 一方面员工的情感需求会比较容易得到满足;另一方面, 这种高的组织支持感也会带来机会的增加和控制的放松, 那么这些在一定程度上满足了那些具有高创新自我效能感的员工的情感或心理需求, 进而就会使他们产生较强的回报组织的意愿, 即更有可能会提高员工关联绩效的产生。相反地, 如果当员工感受到的组织支持感程度较低时, 相应的员工的情感需求变得不容易得到满足, 那么可能使原本那些具有高创新自我效能感的员工由于在心理上或情感上得不到满足, 于是在一定程度上限制了员工关联绩效的产生。换句话说, 创新自我效能感对关联绩效的正向预测作用或影响程度在高组织支持感的情况下要比低组织支持感的情况下更强烈。基于以上的分析, 本文提出第二个研究假设:

H2:组织支持感在创新自我效能感对员工关联绩效的影响中具有正向调节作用, 即对于高组织支持感的员工来说, 其创新自我效能感对关联绩效的影响程度要高于那些具有低组织支持感的员工。

H2a:组织支持感在创新自我效能感对员工的人际促进的影响中具有正向调节作用。

H2b:组织支持感在创新自我效能感对员工的工作奉献的影响中具有正向调节作用。

2 研究设计

2.1 测量工具

考虑到我国的情境, 虽然本文研究中所提出的变量概念均来自西方的研究文献, 但我们最终采用的量表条目均是由我国的学者进行一定修订过的, 以符合我国的文化需要, 且所有问卷均采用李克特五点计分法, 即1代表“非常不同意”, 5代表“非常同意”。创新自我效能感量表是采用Carmeli和Schaubroeck设计的单维度量表[23], 原量表共有8个条目。组织支持感量表我们采用由Eisenberger等人编制的缩减版的单维度量表, 该量表得到了大量的应用, 具有较好的信度 (具体条目请参见阳志平等人在《工作评价-组织诊断与研究实用量表》一书) 。关联绩效我们采用了Van Scotter和Motowidlo (1996) 所开发的问卷[24], 他们将关联绩效的结构分为人际促进 (Interpersonal Facilitation) 和工作奉献 (Job Dedication) 两个维度, 其中人际促进共有7个条目, 工作奉献共有8个条目。

2.2 样本来源及描述性分析

本文实证分析的数据, 主要是基于实地发放问卷取得, 通过随机抽取安徽省境内合肥、芜湖以及蚌埠三个经济较为发达城市中的高新区和经开区的一些科技型企业中的科研人员为研究样本。此外, 在具体操作方面, 我们首先通过与企业相关负责人取得联系并说明来意后, 为了不占用员工正常上班时间, 我们采取当天发放问卷次日回收问卷的方式。最终, 在这三个城市中我们一共发放300份问卷, 回收287份。另外, 在后期的数据录入工作中, 又从中来剔除了26份无效的问卷, 最后得到261份实际有效问卷, 问卷的有效回收率为90.9%。

关于样本的描述, 我们主要从被调查者的个体层面上进行说明。通过对问卷的基本情况进行分析发现, 从被调查者的性别上看, 男性居多, 有168人占比64.4%, 女性有93人占比35.6%;从婚姻状况上看, 已婚的有139人, 占比53.3%, 未婚的有122人, 占比46.7%;从年龄结构上看, 所调查的员工大部分是以青、中年为主, 其中25岁以下的有97人占比37.2%, 26~30岁的有75人, 占比28.7%, 31~40岁的有59人占比22.6%, 40岁以上的有30人占比11.5%;从被调查者的受教育水平上看, 大部分员工具有较高的学历, 高中及以下学历的有16人, 占比6.1%, 大专学历的有74人, 占比28.4%, 本科学历的有102人, 占比39.1%, 硕士及以上学历的有69人, 占比26.4%。从以上的分析中可以看出, 本文所收集的样本符合相关的实际情况, 具有一定的代表性。

3 统计分析

3.1 问卷信效度检验与同源误差的测量

在具体验证本文相关的假设之前, 按照常规程序, 首先要对量表进行相应的信、效度检验。关于对问卷信度的检验, 我们通过SPSS软件计算各量表的克隆巴赫α系数, 一般情况下如果α系数大于0.7, 则表示问卷的信度较高。经检验创新自我效能感、组织支持感以及关联绩效的Cronbach’s Alpha系数分别为0.920、0.884以及0.943, 可以看出系数均高于0.7, 说明本文所选的变量具有很高的信度, 测量时具有较强的稳定性。

其次, 我们利用结构方程模型AMOS软件来构建不同的因子模型, 以此来判断变量之间的判别效度问题。由于涉及到相关变量的条目较多且样本有限, 根据学者Wang等人 (2005) 的建议[25], 分别将单因子创新自我效能感、组织支持感、工作奉献和人际促进随机分为三个部分, 这样以变量的每部分作为显变量来进行测量。结果如表1所示, 四因子模型和其他几个因子模型与单因子模型存在显著差异, 且全因子模型对实际数据拟合的效果最好 (χ2/df=1.89, RM-SEA=0.059, CFI=0.980, GFI=0.946, IFI=0.962) , 说明变量之间存在良好的判别效度。基于以上分析发现, 本文所采用的问卷具有良好的信度和效度, 因而为下面数据处理打下了坚实的基础。

最后, 由于本文的数据来源主要是通过被调查者自填问卷的形式取得, 这样很有可能会对问卷产生同源误差 (Common Method Variance) 的问题[26]。为此, 在统计上, 我们采用传统的Harman单因素分析法。经分析在采用主成分分析方法且在未做任何旋转的情况下, 共得到总的累计方差贡献率为68.058%, 其中特征值最大的因子方差贡献率为28.761%, 并未出现单个因子累计方差贡献率占据大部分的现象, 可以认为本文所调查的数据不存在严重的同源误差问题。

注:“+”表示两个因子合并成一个, **表示p<0.01;CSE表示创新自我效能感;POS表示组织支持感;IF表示关联绩效中人际促进维度;JD表示关联绩效工作奉献维度。由于二因子和三因子组合情况比较多, 本文各随机选取了两个模型进行报告。

3.2 变量间的相关性分析

从表2中我们可以看出, 各变量之间均存在显著的正相关关系, 其中创新自我效能感与关联绩效中的人际促进维度和工作奉献维度的相关系数分别为0.570和0.582, 且相关系数均在1%的水平下显著, 初步验证了相关的假设。需要说明的是, 相关性分析只是向我们说明了各变量之间某种相关性程度的大小, 但是仅凭相关性分析还无法准确解释各变量之间作用大小及作用方向, 因而有必要进一步分析它们之间的因果关系及其作用大小。

注:**代表显著水平p<0.01;CSE表示创新自我效能感;POS表示组织支持感;IF表示关联绩效中人际促进维度;JD表示关联绩效工作奉献维度。

3.3 假设检验

关于假设检验, 本文主要运用层次回归分析法。按照一般的检验程序, 首先, 将本文所涉及到的类别变量进行了哑变量的转换, 将其作为控制变量先放进回归的方程中;其次, 为了避免多重共线性的影响, 将创新自我效能感和组织支持感进行中心化的处理, 再形成两者的乘积项。层次回归的结果如表3所示, 从人际促进维度中的回归模型2可以看出, 在控制变量的基础上加入了创新自我效能感对人际促进进行回归, 结果显示回归系数为0.560, 且在1%的置信水平下显著, 表明创新自我效能感够正向的预测员工关联绩效中人际促进的产生, 即假设H1a得到了验证;同理, 从工作奉献维度中的回归模型2可以得出, 在控制变量的基础上加入了创新自我效能感对工作奉献进行回归, 结果显示回归系数为0.577, 且在1%的置信水平下显著, 表明创新自我效能感够正向的预测员工关联绩效中工作奉献的产生, 即假设H1b得到了验证。

关于调节效应的检验, 由于本文所分析的变量均为连续型变量, 我们根据温忠麟等人 (2005) 的建议[27], 主要判断在带有乘积项的回归方程中其乘积项前的回归系数是否显著, 如果显著则说明存在调节效应。根据表3的回归结果, 从人际促进维度中的回归模型4可以看出, 自变量与调节变量的乘积项的系数为0.163, 在1%的置信水平下显著, 而且模型4和模型3相比在加入了乘积项后其R2得到了显著的提高, 这些说明组织支持感在创新自我效能感对人际促进的影响中起到了正向调节作用, 假设H2a得到了验证;同理, 从工作奉献维度中的回归模型4可以看出, 自变量与调节变量的乘积项的系数为0.107, 在5%的置信水平下显著, 而且模型4和模型3相比在加入了乘积项后其R2也得到了显著的提高, 说明组织支持感在创新自我效能感对工作奉献的影响中也起到了正向调节作用, 假设H2b得到了验证。另外, 为了检验回归过程中可能存在的多重共线性和残差自相关问题, 我们特意考察了两个回归方程模型4的多重共线性指标VIF值和D-W值, 可以看出VIF值均小于10, 表明模型不存在严重的多重共线性问题;D-W值也均在2附近, 表明回归模型不存在严重的残差自相关问题。因而本文的回归结果是可靠的。

最后, 为了能够更加清晰的看出组织支持感在创新自我效能感对员工关联绩效的影响中的调节作用, 根据Aiken和West的建议[28], 我们在组织支持感均值的基础上各加减一个标准差, 从而得到高低组织支持感两组不同的样本, 画出如下的调节效应图。从图1中可以看出, 对于高组织支持感的员工来说, 创新自我效能感对人际促进的正向预测作用要强于那些处于低组织支持感的员工 (β=0.489, p<0.01) 。同理, 从图2可以看出, 对于高组织支持感的员工来说, 创新自我效能对工作奉献的正向预测作用要强于那些处于低组织支持感的员工 (β=0.733, p<0.01) 。因而结合以上分析, 假设2得到了充分的验证。

注:*代表显著水平p<0.05;**代表显著水平p<0.01;a表示类别型的虚拟变量转换成了控制变量。b表示控制变量不是本研究的重点, 并且由于其占用篇幅过多, 只报告了每种控制变量其中的一类;CSE表示创新自我效能;POS表示组织支持感。

4 讨论

4.1 研究结论与意义

本文主要以社会认知理论和社会交换理论为视角, 探究了创新自我效能感对员工行为尤其是关联绩效的影响。实证结果表明, 本文所提到的假设均得到了有效的验证, 即创新自我效能感对员工的关联绩效具有正向的预测作用, 且员工感知到的组织支持在其中起到了正向的调节作用, 相对于低组织支持感的员工来说, 在具有高组织支持感的员工中, 创新自我效能感对员工关联绩效的影响程度要高于那些低组织支持感的员工。

本文最重要的意义首先在于以社会认知理论中的员工心理认知变量如自我效能感为自变量, 通过实证研究方法, 验证了创新自我效能感对员工关联绩效具有正向的影响, 丰富了心理认知变量创新自我效能感对相应的行为变量影响的研究, 且另一心理感知变量组织支持感在其中起到了显著的正向调节作用。其次, 本文也为相关企业的管理者尤其是人力资源管理者就如何提高员工在职务说明书规定之外的关联绩效问题, 提供了一定的管理思路。如组织一方面可以通过采取一些有效的措施, 比如强化上司支持力度、建立友好的上下级之间的关系、鼓励员工大胆创新以及创造一些温馨和宽容的工作氛围等, 为激发出员工内在的创新欲望和创新动力提供一定的外部环境, 进而以此来提高员工的关联绩效, 借此提高企业的市场竞争力。

4.2 研究不足与展望

3.影响大学生情绪自我调节的因素 篇三

当今的大学生作为一个比较特殊的群体，正经历着许多重大变化。物质生活的富足促进了个体的发育，同时也引发了很多对无限物欲的渴望；国家独生子女政策所导致的家庭结构改变影响了中国一代人的成长；随着社会竞争的急剧加大，对就业率的重视与学业压力的增加促发了人们对各种负性学业情绪和就业压力的关注；网络的兴起已经改变了我们传统的交流、休闲等生活方式。所以，情绪自我调节不仅在于如何把协调反应系统放在有利于人的发展上，而且我们要通过多种方式对情绪进行调节，使个体与环境保持一致，从而使个体能够更健康的发展。有效的调节策略对个体发展具有重要的影响，因此，探讨何为当前社会背景下更为有效的情绪调节策略以及该策略如何在个体发展的过程中习得具有很大的应用价值。

一、情绪认识调节策略对大学生情绪调节的影响

认知调节是通过认知的方法对情绪的产生过程进行控制、改变。认知的方法是通过注意功能、语言功能（思考、评价、记忆等等）起作用，因此认知调节的整个过程发生在个体的内部，不依赖除大脑的活动之外的其他行为，也不依赖他人、环境中的其他事物。由于认知调节方法直接作用于情绪的产生过程，它对情绪的改变是全面而彻底的，既可以改变情绪的主观体验，又可以改变情绪表达和生理反应，尽管它不涉及对后两者施加直接影响。

（一）不关注情绪体验的调节方法

1、压抑（suppression）包括对情绪体验和与情绪事件有关的想法的有意识或无意识的回避。例如经历过创伤性事件的人在提取详细的自传体记忆时有困难。尽管压抑在短期内减轻创伤事件带来的强烈负情绪，却导致被试不得不长期承受创伤后压力。

2、选择注意Gross称之为注意分配，即通过选择注意引发情绪的情境、事件或刺激的不同方面来调节情绪。由于对情绪的知觉输入改变，情绪体验也得到改变。

3、分散注意把注意转移到与当前情境不同的另一件事上。和选择注意的区别在于，这种方法实质上不涉及排除不希望注意的成分。注意可以主动进行。例如从记忆中提取快乐事件，这种情况下会出现心境不一致性记忆，以及产生快乐或中性想法。许对愤怒和抑郁情绪调节的研究都表明，各种形式的分散注意确实可以有效地减弱这些消极情绪。

4、认知重评通过重新建构情绪性情境、事件或刺激的意义改变其对情绪的影响。通俗地说，就是改变对情绪事件及其对个人的意义的认识，如把坏事“往好的方面想”或者合理化。

（二）关注情绪体验的调节方法

1、沉思（rumination）是一种关注自己的情绪反应、关注并反复思考引起情绪的情境或事件的情绪调节或应对方式。例如，Nolen-Hoeksema把“抑郁的沉思”定义为关注抑郁症状以及这种症状的意义的思想和行为。许多对愤怒和抑郁情绪调节的研究都表明，沉思增强了这些消极情绪，是一种适得其反的调节方式。

2、具体化的情绪加工这种调节方法和沉思是相对的。沉思是对引起情绪的情境或事件的原因、结果、意义的不断回顾和分析，以抽象、评价性的方式对情绪进行关注和加工，容易导致更多的抑郁和焦虑，不利于身心健康；而具体化的情绪加工是具体、生动地想象事情发生的过程和澄清自己的情绪体验，它有利于人们从消极情绪中恢复、减少抑郁和焦虑、增进生理和心理健康、提高学习和考试成绩、增强认知功能如记忆和集中注意的能力、促进问题解决。

（三）情绪的表达（反应）调节

表达（反应）调节是针对情绪的表达亦即行为反应进行的调节。包括表达抑制、宣泄或表达夸张、以及表达相反情绪。

（四）表达抑制

Gross将情绪调节策略分为“先行关注的情绪调节”和“反应关注的情绪调节”两大类，后者指情绪已经被激发以后，对情绪反应趋势如心理体验、行为表达、生理反应施加影响，主要表现为降低情绪反应的行为表达。“反应关注的情绪调节”最主要的就是表达抑制，即抑制将要发生或正在发生的情绪表达行为。表达抑制不能消除对情绪的主观体验。通常它还会增强紧张、焦虑等情绪体验的以交感神经激活水平为主要指标的生理反应。

（五）宣泄或夸张表达情绪

很多人习惯使用宣泄（venting）来调节情绪，因为他们相信这样做是有效的。学术界也曾经认为宣泄是一种有效的情绪调节方法，但近来的研究发现了相反的结果。与宣泄类似的还有夸张表达情绪，或反应夸张。研究表明，对电影诱发的厌恶情绪的反应夸张改变了表情、不改变情绪体验、使随后测验的认知流畅性受影响。此外，和压抑、反应抑制一样、反应夸张会增强交感神经系统反应，消耗认知资源，并会因而暂时地减弱自我调控能力。

（六）表达相反情绪

表达相反情绪的效果和表达抑制、反应夸张类似。让被试自然观看悲伤电影或者在看悲伤电影时表达和自己感受相反的情绪，结果表明，在看悲伤电影时故意表达快乐情绪的被试在看电影期间有更强的生理唤醒，但对自己情绪体验的评价没有改变。

（七）情绪的行为调节

有一些借助身体上的放松减弱情绪的调节，有效的方法有一些健康的体育运动、调控呼吸、放松肌肉等，这些方法已在临床上被用于治疗压力相关疾病。研究表明，诱发焦虑（紧张）情绪后进行积极的肌肉放松，可以减少焦虑的认知、体验，尤其是生理反应[30]。无效的方法有压力导致的过量饮食、亲密寻求等，人们使用这些方法，是因为他们错误地以为这样做有助于调节情绪。有研究表明，使人们相信进食对改善消极情绪没有帮助，而且将会大大增加暴饮暴食行为。

二、文化认同对大学生情绪调节因素的影响

（一）社会变迁影响情绪自我调节的表达方式

情绪调节的影响渗透于个体发展的各个方面，对其发展轨迹的探索是个体社会性发展研究的重要主题之一。在研究情绪与其相关变量的发展时，大学生情绪调节的发展规律在某种程度上也反映了社会变迁的作用。在不同的社会背景下，情绪调节是否有效的界定标准也有所不同。因此，由于社会的变迁，不同时代的大学生面对同样的情绪刺激时运用相同的调节策略也很可能出现不同的社会结果。深入探讨情绪调节的发展则能够很好地揭示和解释这个问题。其次，情绪体验能够反映个体情绪的反应性及生理激活水平(Carstensen，Mikels，Mayr，＆Nessl-road，2000)，研究者可根据个体日常情绪体验的变化与发展推测出当前社会背景下大学生情绪体验波动的基线情况。对大学生日常情绪体验变化基线情况的掌握能够从一个平均水平上考察个体情绪及其相关变量的发展轨迹，为研究者弄清社会变迁对青少年情绪发展影响提供了很好的实证依据。

（二）东西方文化差异影响对社会情境的理解

文化差异渗透在个体发展的每个阶段，它影响了个体的各种与文化有关的价值取向，并通过其价值取向影响其对社会情境的理解和情绪调节的方式(Yeh&Inose，2002)。从家庭教养方式来看，在东方的文化中，尊重和顺从权威被认为是十分重要的，所以在专制型家庭教养方式中培养出来的个体，并没有表现出像西方社会中的个体那样的适应问题，相反却表现出孝敬父母，尊敬师长，爱好学习等良好的行为特征。由于价值取向的文化差异，个体会对情绪调节方式的本身看法就存在差异性(Taylor，Sherman，Kim，Jarcho，&Takagi，2004)。处于不同文化下的个体会采用其认为的“适宜”调节方式维持社会规则，表现出情绪调节方式的跨文化差异(Tweed，White，&Lehman，2004)。例如，东方文化以社会价值取向为主流，专制型教养方式有利于家庭权威的形成和社会规范的内化。东方的文化一直强调情绪表达的含蓄、内敛，并同时存在性别角色的刻板印象，如“喜怒不行于色”，“男儿有泪不轻弹”等。在特定的文化背景里，面对强烈的情境刺激，能更为有效的做到与文化保持一致性的情绪自我调节，将表现出较强的适应性。

三、结论

情绪调节作为发之于内，形诸于外的心理活动，不仅受到内在调节策略机制的影响，也受到外部环境刺激的调节。情绪调节是个体早期社会化的重要内容，同时也是个体适应社会生活的关键心理机制之一。在大学生发展的过程中，我们看到自我调节方式在社会文化背景下，随机体行为能力的发展而发展，也随社会认知能力的提高而提高。理解大学生情绪自我调节的发生机制，将为教育者采取更有效的策略提供更科学的支持然而，情绪发展研究就方法而言具有很大的挑战性，如何解决生态效度、动态性、多水平、多维度影响的问题是情绪自我调节研究的难题。

4.影响员工自我调节学习的组织因素研究 篇四

1 相关研究述评及假设提出

关于组织内动员对员工捐赠行为的影响作用,国外的实证研究不多。国外学者Frey等[4]指出,在工作场合募捐中提供他人捐赠的信息,人们更愿意捐助。Keating等[5]通过实证调查表明上级是否参与到捐赠活动中以及其是否追求“100%的捐赠率”等对员工是否捐赠以及捐赠数额的有正向影响。国外研究针对组织募捐方式对员工捐赠行为的影响进行了探讨,而我国的国情与国外有很大的不同。在我国,很多企业尤其是体制内单位对员工进行募捐时带有很浓的强制色彩。我国有学者对个人所在的组织动员对个人捐赠行为的影响进行了分析。毕向阳等[2,6],从社会学角度分析了单位动员在大众参与“希望工程”过程中的效力与限度。何光喜[7]通过调查发现,所在单位(或学校)是否经常开展慈善募捐活动是影响个人做出慈善捐赠决策最大的变量。但可以发现这些研究仅简单分析了工作组织动员对个人捐赠决策的影响作用。

综上可见,国外已有的关于个人捐赠决策的理论已不足以解释我国特有的个人慈善捐赠行为特点,而我国虽然有学者对工作组织中的个人捐赠行为进行了一定探讨,但没有从管理学角度深入剖析个人在其所在的工作组织动员过程中的捐赠决策影响因素。本研究从募捐事由、组织动员方式和个人层面因素(包括组织信任、组织认同、集体主义倾向)对工作组织动员中员工捐赠意愿影响因素进行探讨。

1.1 公益事项(募捐事由)属性感知对员工捐赠意愿的影响

组织动员员工捐赠,会因为某个事由,比如救灾、扶贫、教育等,这里的动员事由就是本研究所指的公益事项。Sargeant[8]调查发现,人们更愿意支持自己感兴趣的公益事项或与自己家庭有紧密联系的公益事项。在门对门的募捐研究中,Sargeant等[9]证实了这一结论,对公益事项的兴趣是影响捐赠者决定是否继续捐赠的因素。我国学者侯俊东等[10]认为在我国情境下,非营利组织公益事项属性感知对个人捐赠给非营利组织的意愿有显著的影响,他们指出个人对公益事项属性感知包括效用感知、重要性感知、可接近性感知、可参与性感知以及与价值观一致性感知等五个维度。

本研究借鉴侯俊东和杜兰英[10]的研究成果,认为在组织因为某个公益事项动员员工捐赠的过程中,员工同样会感知动员的公益事项属性,但仅会感知其重要性、可接近性以及与价值观一致性等3方面,而不会关注公益事项的效用及可参与性。为此,提出如下研究假设:

假设1:公益事项属性感知正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿。

假设1a:公益事项重要性感知正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿;

假设1:公益事项可接近性感知正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿;

假设1c:公益事项与价值观一致性感知正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿。

1.2 组织动员方式对员工捐赠意愿的影响

Long[11]研究认为,募捐者与捐赠者的关系影响人们的捐赠行为。Keating等[5]在文献中提到上级是否参与到捐赠活动中会给捐赠者造成社会压力。我国学者孙立平等[6]也指出,领导人的参与是慈善项目获得成功的重要环节。综合文献研究和我国的实际情况,笔者认为组织者是员工的上级还是平级会对员工的捐赠意愿产生显著影响。为此,提出如下研究假设:

假设2:动员组织者不同,员工的捐赠意愿也显著不同。

1.3 个人层面因素对员工捐赠意愿的影响

(1)组织信任对员工捐赠意愿的影响。组织信任是员工心目中对组织或雇主持有的信赖和支持的情感[12]。作为对他人或社会实体的肯定态度,信任指导着人们的行为。员工对组织信任无疑将产生积极的作用。在本研究中,员工对组织的信任程度越高,即相信组织能公平、公正地处理员工的捐款,也就越可能愿意在组织动员的捐赠中捐款。为此,提出如下研究假设:

假设3:组织信任正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿。

(2)组织认同对员工捐赠意愿的影响。组织认同是个人对组织的归属感或共同感,即个人倾向于将自己与组织看成一体,与组织荣辱与共[13]。认同组织的员工会从群体规范以及组织整体利益来思考和行动,即使离开组织,也会继续表现出有利于组织的言行[14]。因此,组织认同势必会引起员工有利于组织的行为。因此,提出如下研究假设:

假设4:组织认同正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿。

(3)集体主义倾向对员工捐赠意愿的影响。文化不同,人们的社会行为也不同。而且,文化直接影响人们的道德决策[15]。研究组织动员中员工捐赠意愿这一中国特色问题,中国文化特征不可忽略。集体主义作为文化价值观的重要维度之一,指的是人们从出生起就与一个强大的、有凝聚力的组织结合在一起,而组织又对这些忠诚的成员提供终生的保护[16]。集体主义倾向显著影响人们的行为意愿及态度[17]。Schwartz等[18]认为集体主义者有亲社会、追求安全等动机,他们保护或提高其他人的福利,追求社会的稳定。

我国是一个集体主义国家,集体主义深深地根植于人们的价值观念中,指导着人们的日常行为。陆岩[19]指出个人在组织动员捐赠中表现出很强的“集体主义倾向”,但没有对此进行验证。为此,提出如下研究假设:

假设5:集体主义倾向正向显著影响组织动员中员工捐赠意愿。

(4)集体主义倾向对组织认同的影响。在集体主义价值观念占主导的社会里,个人往往从道德、思想的角度处理他与组织的关系[20],他们更愿意与组织建立和谐的关系,经常喜欢支持组织,对组织有很强的认同感。Alvin[21]指出集体主义倾向通过影响个人对团队合作的态度进而对组织认同产生影响。为此,提出如下研究假设:

假设6:集体主义倾向正向显著影响员工对组织的认同,进而间接影响员工捐赠意愿。

(5)集体主义倾向对组织信任的影响。集体主义者严格区分内部团体(in-group)和外部团体(out-group)[16]。在内部团体里,他们有共同的价值观和信仰,寻求集体的共同利益,因此,他们更愿意合作,内部信任也较高[22]。一些学者通过实证研究证明了集体主义倾向与组织信任的正相关关系。Huff和Kelley[23]指出在集体主义文化的国家里,内部团体的信任高于个人主义文化的国家。崔洛燮[20]研究了跨国公司中民族文化(集体主义和权力距离)对中韩两国员工组织信任的影响,指出集体主义对组织信任的影响是明显的,尤其在集体主义倾向强的中国。为此,提出如下研究假设:

假设7:集体主义倾向正向显著影响员工对组织的信任,进而间接影响员工捐赠意愿。

综上,本文的研究模型,如图1所示。

2 研究设计

2.1 情境问卷设计

采用情境问卷调查的方法进行研究。共设计2份问卷,分别对应2个不同的组织动员情境。每份问卷的开头,都会设计一个动员情境,描述如下:“您所在的单位,因为某个公益事项动员员工捐赠。在这个动员过程中,组织者是您的上级(或平级)”。问卷内容共包括三部分,第一部分是有关被试者捐赠意愿的测项;第二部分是有关被试者的公益事项属性感知、组织信任、组织认同及集体主义倾向的测项;最后一部分是关于被试者的个人信息,包括性别、年龄、教育程度、年收入、职位以及单位性质等。除个人信息外,所有变量均采取Likert七点量表,1代表非常不赞同,7代表非常赞同。

捐赠意愿量表是根据本研究的研究内容自行设计,包括“我愿意在上述的动员情境中捐赠”和“只要单位动员捐赠,我就愿意捐赠”2个测项。公益事项属性感知量表参考侯俊东和杜兰英[10]编制的量表进行了修订,分为3个维度,包括公益事项重要性感知、公益事项可接近性感知以及公益事项与价值观一致性感知,包括“我觉得这个公益事项在社会上影响很大”“我觉得这个公益事项对社会发展很有帮助”等9个测项;组织信任量表采用Rob-inson[24]的成熟量表,包括“我相信我的单位处事是非常正直的”、“我认为单位能够公平地对待员工”等6个测项;组织认同量表采用Ashforth等[13]的成熟量表,包括“当别人批评您所在的单位时,您觉得是对您个人的侮辱”“单位的成功也是我的成功”等6个测项;集体主义倾向量表采用Clugston等[25]的成熟量表,包括“团体福利比个体奖赏更重要”、“对我而言,得到工作团体成员的认可是非常重要的”等6个测项。采用国外学者的成熟量表时,为确保语句的准确表达,采用英汉双向互译的方式进行翻译,完成后请有海外背景的管理学教师反复修改和完善。

2.2 预调研

由于捐赠意愿量表是本研究自行设计,公益事项属性量表也没有经过大量验证,因此笔者对问卷进行了预调研。共请160个在校大学生和研究生帮忙填写问卷,两种情境分别发放80份。共回收135份有效问卷。通过验证性因子分析发现,捐赠意愿量表和公益事项属性量表的因子载荷均在0.600以上。然而集体主义倾向量表有一个测项的因子载荷小于0.500,而且删除这个测项后,量表的Cron-bach’sα系数从0.767提高到0.781。王国保[26]在应用此量表对我国员工进行调查时,也发现这个测项因子载荷过低,从而在研究时删除了这一测项。因此,为提高量表的信效度,笔者在正式调研时删除了这一测项,形成最终的问卷。

2.3 数据收集

首先找到50个单位的在职员工作为联系人,通过他们在本单位发放问卷。在寻找这些在职员工时,一是确认他们有能力并且有意愿发放问卷,二是尽量确保他们所在的单位性质不尽相同。要求每位在职员工在本单位随机发放20份问卷,每种问卷各10份。本次调研共发放1 000份问卷,回收601份,有效问卷528份,有效率为87.9%。2个动员情境的有效样本量分别为,263(组织者是上级)、265(组织者是平级)。利用两独立样本的非参数检验发现,两样本量在人口统计学方面差异都不显著,即两样本量人口学统计特征基本一致。总样本的基本信息以及非参数检验结果,如表1所示。

样本的性别比例基本一致,年龄在25岁到40岁之间的样本比例达到84.3%,,教育程度主要集中在本科及以上,个人年收入在3~15万之间的人占了样本量的71.2%,体制内单位参与调查的员工高于体制外单位的员工。从职位分布来看,普通员工最多,占了本次调查的45.8%,基层管理者和中层管理者次之,高层管理者最少。

3 研究结果

3.1 同源偏差分析

考虑到问卷是由同一人填写,可能存在同源偏差(CMV)的问题。因此,首先进行探索性因子分析。结果表明,未进行旋转的第一个主成分是31.6%,没有解释大部分方差,说明本研究同源偏差基本不会对研究结论造成较大干扰。

3.2 量表的信效度检验

(1)信度检验。本研究应用Cronbach’sα系数和组合信度检验量表的信度,结果如表2所示。所有潜变量的Cronbach’sα系数和组合信度均大于0.700,达到相应的要求,说明量表具有较高的信度。

(2)效度检验。通过验证性因子分析检验量表的效度。结果表明,测量模型整体拟合良好:χ2/df=1.997<3,GFI=0.920,CFI=0.959,NFI=0.921,IFI=0.959,均大于0.900,RMSEA=0.044<0.050。如表2所示,所有变量测项的标准化因子载荷系数均超过最低标准0.500,而且均在0.001的水平上显著;所有潜变量的平均方差抽取量(即AVE值)都超过了0.500的标准,收敛效度较好。各潜变量的AVE值的平方根与潜变量间相关系数,如表3所示。各AVE值的平方根均大于潜变量间的相关系数,表明量表的区别效度较好。综上,本研究采用的量表效度较好。

3.3 多元线性回归分析

以员工捐赠意愿为因变量,公益事项属性感知、动员组织者、组织信任、组织认同以及集体主义倾向为自变量,人口统计学变量为控制变量,进行多元线性回归,分析结果如表4所示。方差膨胀因子(VIF)均小于2,表明自变量之间不存在多重共线性。研究结果表明,公益事项重要性感知,组织信任以及集体主义倾向对组织动员中员工捐赠意愿有显著的正向影响;在组织者是上级的动员情境中员工的捐赠意愿显著低于组织者是平级的动员情境。H1a,H2,H3,H5得到验证。

注:对角线数据为各变量的AVE值的平方根。

3.4 结构方程模型的进一步分析

为了验证H6和H7,进一步探究集体主义倾向、组织信任与组织认同对员工捐赠意愿的影响机理,本研究建立如图2所示的结构方程模型。运用Amos 20.0软件进行分析,结果表明,模型整体拟合良好:χ2/df=2.228<3,GFI=0.939,CFI=0.969,NFI=0.946,IFI=0.969,均大于0.900,RMSEA=0.048<0.050。从图2可以看出,集体主义倾向正向显著影响员工对组织的信任和认同,进而间接影响员工捐赠意愿,H6和H7得到验证。这表明,集体主义倾向不仅直接影响员工捐赠意愿,而且通过影响组织信任间接影响员工捐赠意愿;组织认同通过组织信任间接影响员工捐赠意愿。

4 研究结论及启示

4.1 研究结论

在工作组织动员中进行捐赠是我国特有的个人捐赠形式,也是我国当前个人普遍采取的捐赠渠道。据调查,我国个人大都有过此捐赠经历[3]。本研究采取实证研究方法基于中国背景对组织动员情境下的员工捐赠意愿的影响因素进行了探讨。研究结果表明,影响工作组织动员中员工捐赠意愿的因素是多方面的,包括动员的组织者、员工对公益事项的重要性感知、具有的集体主义倾向以及对组织的信任等方面,而且本研究发现,虽然组织认同对员工捐赠意愿没有直接影响,但通过组织信任间接影响员工捐赠意愿。

4.2 讨论

本研究结果表明,动员的组织者不同,员工的捐赠意愿也显著不同。具体而言,在组织者是上级的动员情境中员工的捐赠意愿显著低于组织者是平级的动员情境中。这可能是因为在组织者是上级的情况下,员工不得不捐赠,而主动捐赠意愿较低[7]。Keating等[5]提出人们有时候仅仅是为了维持工作才不得不捐赠。

在工作组织因为某项公益事项动员员工捐赠的过程中,员工比较关注这一事项的重要性如何,即在社会上影响是不是很大,是不是会造成较大的善果等,而对这一事项是否可接近以及是否与自身的价值观一致不太关注。根据此研究结论,,只有公益事项本身对社会影响较大时,在组织中动员员工捐赠才会取得较大的成功。这也部分解释了我国在较大的灾难发生时采取组织动员这种方式的原因。

组织信任对员工捐赠意愿有显著的直接影响,表明对组织信任的员工愿意支持组织发起的活动。组织认同对员工捐赠意愿没有直接的影响,通过组织信任间接影响员工捐赠意愿。组织认同强调的是员工与组织的荣辱与共,对组织认同的员工不一定愿意捐赠,可能是因为员工觉得自己捐不捐款对企业的名声或成功等并不会造成直接的影响。

5.自我调节学习研究概述 篇五

关键词：自我调节学习；理论进展

自我调节学习是指学生积极主动使用元认知监测自己的情绪和行为，调节情绪行为，使其最优化进而促进学习目标实现的学习过程。自我调节学习是一种内部处理机制，个体根据时间和环境的变化来调节自己学习方法、选择适合学习的环境、调节情绪，以完成既定目标为目的。

一、 自我調节学习理论产生的背景

自我调节学习概念是由美国心理学家班杜拉在二十世纪70年代提出的。一般认为，自我调节学习（self-regulated learning，简称SRL）指学习者主动激励自己并且积极使用适当的学习策略的学习。它不仅可以被看作一种动态的学习过程，也可以被视为一种相对稳定的学习能力。自我调节学习概念提出的背景是源于对美国的三次教育改革运动的反思。三次教育改革运动认为心理机能、或成长背景、或学校的教育标准决定学生的学业成就，都强调教师、环境和学校的功能与作用，而忽略了学生本能的能动性，把学生看作被动的接受者而非主动地参与者。

二、 自我调节学习的概念

自我调节学习概念最早由美国心理学家班杜拉提出，后经美国教育心理学家B·J·Zimmerman逐步研究使其丰富和发展。学习者主动地获取知识，不依赖他人，依靠自我调节达到学习目标，其中自我目标，自我效能感和自我学习策略的运用是自我调节学习过程中非常重要的三个部分。学习者能够根据目标导向和对自我学习能力的判断制定相应的目标并且随时调节学习策略来实现既定目标。而学习策略是指学习者在从事学习活动时所使用的方法和行为，比如组织和转换信息、自我奖励、寻求相关信息、复述和运用记忆术等。

三、 自我调节学习的几种理论

1.自我调节学习的强化理论。这种理论主要源于斯金纳的行为操作主义理论，该理论认为自我监管、自我指导、自我强化是构成自我调节学习的三个重要部分。

2.自我调节学习的社会认知理论。这种理论由Zimmerman在二十世纪90年代初期提出，认为学习者的学习行为是由个体、环境和行为三者互相作用决定的。

3.自我调节学习的信息加工理论。该理论由加拿大心理学家温内为代表提出，该理论把自我调节学习当作一个信息加工的循环反馈回路。该理论强调通过学习增强信息加工能力，来实现自我调节学习。

4.自我调节学习的人本主义理论。这种理论重视以“学生为中心”的教学模式，尊重学生学习的自主性。自我调节学习需要依靠个体自我系统的发展，自我调节系统的结构包括自我概念、自我价值、自我意象等成分，其中自我概念是影响自我调节学习的关键因素。

5.自我调节学习的意志论。这种理论强调自我调节学习是一种控制意志的过程，学习者作为行为活动的主体。

四、 自我调节学习的最新研究进展

近几年来我国对于自我调节学习的研究非常热门。通过研究自我调节学习，能够培养个体独立的品质，在学习过程中不依赖他人完成既定目标，促进学习者将学到的知识应用到千变万化的生活中去。所以，自我调节学习的研究是顺应时代要求的研究，有着重要的意义。在此略举几篇关于自我调节学习的最新研究：

有研究者通过自我调节学习的视角，来研究学习者学业拖延的动机和认知两个因素的关系，并且提出了干预方法。学业拖延被看作是自我调节学习的失败；学业拖延者是缺乏自我调节学习能力者。在干预拖延的措施，主要从设定目标，运用策略，和自我监控以及评估三方面提出了干预手段。

随着多媒体及网络信息技术的发展，更多的现代信息技术在教学领域被普遍应用，研究者也越来越关注学习者在计算机学习环境中的自我调节学习。根据计算机学习环境的特点，研究者对计算机环境下的自我调节学习给出了以下建议。研究者认为未来的研究应该注意以下几点：（1）提供有效地外部支持；（2）根据学习者的情况提供个性化学习服务；（3）系统的设计要考虑增强和维持学习者的学习动机。

外国的研究者Schmitz等人使用结构化日记法对学生的自我调节学习过程进行干预，通过让学习者记录日记保持对学习过程的监控和评估。结果表明，这种方法体现出了干预的有效性。

我国研究者通过问卷的方式考察中学生的动机信念对于自我调节学习的影响。结果表明设定有效的目标可以相应的提高学习者的自我调节学习能力。

五、 自我调节学习研究的意义

对于自我调节学习的研究，有以下几点意义可供参考：

1. 可以促进教育者使用更为有效地方法提高学习者自我调节的能力。

2. 增加了学习者的自我效能感，目标定位更准，并能更快更有效地完成学习任务。

3. 促进学习者人格的健全并降低由拖延而带来的焦虑等负性情绪。

4. 对于教学环境的改变，教育者和学习者可以自如的应对环境的变化，有效地利用各种环境完成学习任务。

参考文献：

[1]刘儒德. 学习心理学[M]. 高等教育出版社，2010.

[2]庄妍. 从自我调节学习的视角分析学业拖延[J].2010.

[3]兰公瑞，盖笑松. 基于计算机学习环境下的自我调节学习[J].2011.

6.影响员工自我调节学习的组织因素研究 篇六

探索组织公平感对员工工作绩效产生影响的作用机理能够让我们更好地认识组织公平感与员工工作绩效之间的关系，有效地激励员工工作绩效的提高，有针对性地分析员工工作过程中出现的积极性不高，工作效率低下等不利于组织发展的问题，实现员工和企业的双赢。同时，对领导～成员交换 (LMX) 的调节作用的认识，能够在一定程度上削弱“圈子”对组织带来的负面影响，让领导在工作中正确认识“圈内人”和“圈外人”不同的关注重点，既得到“圈内人”的效忠，又得到“圈外人”的信服。

本文从组织公平视角出发，检验其影响员工工作绩效的作用路径，并且通过构建一个带有调节变量的理论模型，探索领导～成员交换在其中的调节作用。

1 文献回顾与概念界定

1.1 文献回顾

1.1.1 组织公平

组织行为学领域对组织公平的研究可以追溯到美国社会学家Homans (1961) 分配公平观念的提出。1965年Adams在社会交换理论的基础上提出了公平理论，该理论强调个体投入和所得结果的等价性，从而揭开了组织公平研究的序章。1975年美国社会学家Jone·Thibaut和法学家Laurens Walker在研究当事人对不同法律诉讼程序和执行决策的反应时首次构建了程序公平这一概念。从此，学者们开始从多维角度考察组织公平。随后，在这两个领域的实证研究和组织科学领域的实验室研究都证实了Thibau和Walker (1975) 的意见，研究者们 (Leventhal, 1980;Lind&Tyler1988;Korsgaard等人, 1995;DeConinck&Stilwell, 2004) 用自己的研究支持了这样的原则，即组织公平感知的起点不在分配结果是否公平，它更主要地是由感知到的程序公平所决定的。1986年Bies和Moag指出，互动公平与程序公平应该是两个相互独立的维度，程序公平强调的是上下级的双向沟通，而互动公平强调沟通的方式是否恰当，从而开创了组织公平的第3个维度。1993年Greenberg提出互动公平实际上包含人际公平和信息公平两个独立维度，构建了组织公平的4维度结构。Colquitt (2001) 等对以往的组织公平感的研究进行了元分析，比较清晰地梳理了组织公平感4个维度之间的相互关系。

在过去的近50年时间里，研究人员已经在组织公平理论研究方面取得了丰硕的成果，但这些研究仍存在一定的局限，特别是忽视了不同文化背景对人的心理和行为的影响。现有的研究成果大部分都是基于西方文化背景得出的。然而，中国有着极具特色的历史文化传统，中国文化背景下的组织公平有着自身的特色。西方文化对公平的解答是契约精神的一种体现，强调资源的分配，个体与组织间的工具性交换;而东方文化对公平的解答是基于我们的集体主义精神，强调均分、和谐、天下大同。特别是，中国传统文化中的“差序格局”的思想，使得我们在研究中国环境下的组织公平感时不得不重视长辈和领导的因素。中国学者的实证研究也证明了，家长式的领导在组织中发挥着重要的作用。在组织公平感维度划分的时候，领导公平甚至可以作为一个独立的维度存在。

1.1.2 员工工作绩效

最初，研究者们将绩效定位于一种结果。然而，将绩效定义为结果也有一定的局限性，容易在实际考核中削弱对过程的关注。工作绩效行为结构模型研究的开创者则是Katz和Kahn，之后，有关工作绩效是一种行为的观点在理论界掀起研究的狂潮。Borman和Motowidlo于1992年、1993年两次分别对419名和991名在职空军技师进行测试时首次提出任务绩效和关系绩效的概念。Iigen D R, Pulakos E D给出了区别于任务绩效的关系绩效的定义及其所涵盖的具体内容。

1.1.3 领导～成员交换 (LMX)

在组织行为学研究领域，领导与下属之间的互动关系是一个不可回避的重要课题，一直以来，上下级关系的质量研究得到了理论界和实务界的共同关注。管理学文献中对上下级关系的最早研究来自Fiedler的领导权变理论，Fiedler认为领导行为的有效与否是领导风格和情景变量相互作用的结果，而领导情景的决定因素之一即领导与下属的关系。随着研究的深入，研究者发现，领导者与下属之间的存在着动态物质、社会利益和心理交换的过程，领导者与不同下属之间的上述交换存在水平和质量上的显著差异。基于此，Graen和Dansereau等人 (1982) 在垂直对子联结 (Vertical Dyad linkage) 理论的基础上首次提出了领导～成员交换 (leader～member exchange, LMX) 这一概念。

1.2 概念界定

1.2.1 组织公平

本文中组织公平的概念是指，组织中员工对公平的认知、知觉和感受，即员工的感知公平或称公平感知，事实上，更多的研究者称其为组织公平感。尽管组织公平的4维度划分是一种比较新的观点，但已有很多学者在自己的研究中采用了这种观点。Kernan和Hanges (2002) 在研究中就采用了组织公平的4维度划分，Judge和Colquitt在2004年的一项研究中也将组织公平看成是一个4维结构，而Humphrey、Ellis、Conlon和Tinsley (2004) 在对消费者反应的研究中也运用了4维度的组织公平结构进行分析。刘亚等 (2003) 年通过探索性因子分析提出，中国环境下的组织公平需要强调领导的独特地位，组织公平由程序公平、分配公平、领导公平和领导解释构成。其中，领导解释取代了西方理论中的信息公平，而领导公平超越了人际公平的意义，成为一个与分配公平对等的因素。

1.2.2 员工工作绩效

绩效问题一直是理论界和实务界都非常关心的一个话题，然而对于绩效的定义却始终没有一个公认的标准。国内的学者对绩效的定义和绩效结构的探索也做出了积极的贡献。孙健敏和焦长泉 (2002) 在国外研究的基础上，对管理者的工作绩效进行了更为细致的划分：任务绩效、人际绩效和个体特质绩效。韩翼等 (2007) 提出在当前的环境下，以往仅仅关注现有成果的绩效模型已不能满足企业的需要，企业应该将员工的学习能力和创新能力纳入绩效考核的范围，他们认为绩效评估所考量的内容实际上反映了组织对员工的要求，而以往的绩效评估内容只看重员工对组织当前效益的贡献，忽视了员工对组织未来效能的贡献。由此，他们在总结前人理论研究的基础上提出了学习绩效和创新绩效2个新的维度并通过实证研究证实了包含4个独立维度的工作绩效结构。其中，任务绩效被定义为“任现职者所表现出的被正式工作所认可的行动的熟练性，这些行动通过技术核心直接为组织目标实现做出贡献或者间接通过它提供必要的材料和服务”。关系绩效指促进社会和组织网络以及增强心理气候的行动，包括帮助其他人并与其他人合作;即使个人不便时也遵守组织规则和流程;同意、支持并维护组织目标;在必要时能够坚持表现出额外的积极性或做出额外的努力来成功地完成自己的任务;自愿进行不是正式工作组成部分的任务活动。学习绩效的定义和评价要素包括：学习的愿望和动机;学习的行为和结果;以及表现出绩效的提高。个体的创新绩效包括创新意愿、创新支持、创新方法、创新应用和创新思想的传播。

1.2.3 领导～成员交换 (LMX)

领导～成员交换是指组织中的下属通过一系列持续进行的人际交换，与其领导者之间建立独特的联系 (Dansereau, Graen, &Haga, 1975) 。关于领导～成员交换的结构，目前为止尚没有形成比较公认的权威方法。目前，学术界较为常用的领导～成员交换结构为单维结构和4维结构。当研究关注领导者与下属之间的工作关系好坏时，可以将领导～成员交换 (LMX) 看做单维结构 (Graen&Sc andura, 1987;Graen&Uhl～Bien, 1995) 。

2 理论模型与假设

本文针对组织公平与员工工作绩效的关系，为其形成机理构造理论模型。该模型包含3个主要的变量。组织公平影响员工工作绩效，但其不同维度对员工工作绩效在4个维度上的表现有不同的预测作用，而在此作用机理中领导～成员 (LMX) 交换起调节作用。

20世纪70年代中期，组织公平与组织效果变量之间关系的研究开始兴起。他们试图对一种实践中普遍证实的假设进行理论论证：员工的个人感知公平的提高能够激发他们表现出更好的工作态度和更高的工作完成质量，从而最终导致组织绩效的提高和更好的收益。有关组织公平感和员工工作绩效的关系研究，已有的研究成果主要集中在组织公平感如何通过改变结果变量和中间变量来影响员工绩效。大部分的研究结果证实了组织公平感对员工工作绩效有着较强的预测作用，但由于研究者在组织公平感和员工工作绩效在概念和维度划分方面存在分歧，从而对组织公平感和员工工作绩效的关系研究也带来了不同的视角和观点。Aryee等 (2004) 从程序公平这一维度入手，研究了公平感对员工绩效的影响。他们将组织看作一个市场，员工与组织之间存在交换，员工向组织贡献自己的才干和努力，组织回报给员工物质和精神双方面的报酬和肯定，基于这样的交换，一个公平的交换机制就十分必要。事实上，他们的结构方程模型结果也验证了程序公平对员工工作绩效的显著影响。然而，Keller和Dansereau (1995) 的研究则没能支持上述观点，他们的研究结果显示程序公平与员工绩效之间并没有显著的相关关系。Lewis等 (2000) 指出互动公平对员工绩效的显著预测力，然而更多研究则揭示了两者之间关系的复杂性。Konovsky (1991) 在一项药物测试项目中考察了组织公平感对绩效的影响，结果发现分配公平与绩效之间没有显著的相关关系，却与程序公平显著相关 (r=0.53, p<0.01) , 而程序公平又与绩效表现出显著相关 (r=0.28, p<0.01) 。Yochi Chen～Charach的元分析结果认为：不论在现场实验还是实验室研究中，工作绩效主要和程序公平感相关 (r=0.45, r=0.11) , 与分配公平及互动公平的相关性很弱。国内研究者也对组织公平与员工工作绩效进行了一些研究，刘亚等 (2003) 指出中国企业中领导公平因素对组织效果变量的预测力最强。吕晓俊、严文华 (2009) 通过分层回归分析验证了组织公平感4个维度 (分配公平、程序公平、互动公平和信息公平) 与工作绩效3维度 (任务绩效、工作奉献和人际促进) 之间的关系，其中信息公平对任务绩效和工作奉献具有预测效应;分配公平与互动公平对人际促进具有预测效应;程序公平的影响不显著。由此可见，在组织公平感的不同维度对员工工作绩效的影响方面研究者们仍存在较大分歧，值得进一步探究。

Aryee, Budhwar和Chen (2002) 曾指出，领导与员工之间的社会交换活动的基础是员工能够感知到被组织公平对待，而领导和组织希望员工能因此而表现出对组织有利的态度和行为。然而，同样可以被看作是对公平的渴求，“圈内”人和“圈外”人却有不同的关注重点，“圈内人”更看重来自领导的评价和解释，而“圈外人”更看重可量化的分配结果和程序上的科学完善。基于以上分析，我们认为领导～成员交换 (LMX) 并不直接作用于员工的工作绩效，但是组织公平感与员工工作绩效的关系起到了调节作用。

3 管理启示与建议

首先，员工工作绩效对组织和个人都具有重要意义，而组织公平感在员工工作绩效实现的过程中则扮演了重要角色。因此，研究二者之间的关系在理论界和实务界均有积极意义。通过为员工建立公平的规则、制度、建立平等的文化，保持良好的劳动关系，将有利于企业形成和保持核心竞争力。其次，我们更应当看到组织公平与员工工作绩效之间不仅仅是简单的正相关关系，其4个维度对员工工作绩效的不同表现有着不同的预测作用，掌握这一点能够让企业管理者在提高员工公平感知和工作绩效方面更具有针对性。最后，在组织公平对员工工作绩效产生影响的作用机理中要充分重视领导的作用，正确认识“圈子”的存在，处理好“圈内人”和“圈外人”的关系，不仅要“讲公平”，而且要有技巧地“讲公平”。

参考文献

[1]Thibaut, J.&Walker, L.Procedural justice:A psychological analysis.Hillsdale, NJ:Erlbaum, 1975.

[2]Colquitt.J.A.On the dimensionality of organizational justice:A construct validation of a measure, Journal of Applied Psychology, 2001 (86) .

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[7]任孝鹏, 王辉.领导～部属交换 (LMX) 的回顾与展望[J].心理科学进展, 2005 (6) .

[8]杜红, 王重鸣.领导～成员交换理论的研究与应用展望[J].浙江大学学报, 2002 (02) .

[9]汪林, 储小平.领导～部署交换、内部人身份认知与组织公民行为～基于本土家族企业视角的经验研究[J].管理世界, 2009 (01) .

[10]刘!!, 丁国林.沟通开放氛围下领导～成员交换和组织公平感的关系研究[J].管理学报, 2010 (12) .

[11]Liden.R.C&Wayne S J.Stilwell.A longitudinal study on the early development of leader～member exchange[J].Journal of Applied Psychology, 93, (78) .

7.影响员工自我调节学习的组织因素研究 篇七

Zimmerman (1989) 曾指出[3], 自我调节学习 (Self-regulated Learning) 是指学习者在一定程度上从元认知、动机和行为方面积极主动地参与自己学习活动的过程。成功的学生能够对他们的动机、认知、环境和行为方面进行自我调节[4]。 他们会对行动进行计划, 设定具体的学习目标以达到目的。 此外, 他们预期那些会阻碍实现目标的问题, 具有很高的自我效能, 对自己在学习上所取得的进步进行自我监控, 对成绩结果进行积极归因。 相反, 自我调节技能低的学生自我效能较低, 对学习进展无法进行有效的自我评价和自我监控, 并且会做出消极的归因。

目前, 国内关于大学生学业延迟满足的研究较少, 关于二者关系的探讨更少。 基于此, 本研究拟采用量的研究方法, 深入探讨大学生学业延迟满足与自我调节学习的关系, 以期为教育实践提供一定的理论依据。

一、研究方法

(一) 研究对象

本研究采用随机取样法, 从南京4所高校随机抽取800名被试进行了施测, 有效量表735份, 其中男生284名, 女生451名, 大一学生166人, 大二学生315人, 大三学生88人, 大四学生141人, 研究生25人。

(二) 研究工具

1.大学生学业延迟满足量表

采用2009年修订的Bembenutty编制的《大学生学业延迟满足量表》 (Academic Delay of Gratification Scale) , 共10个项目, 修订后该量表总的克伦巴赫α系数为0.74, 斯皮尔曼———布朗 (Sperman-Brown) 分半信度为0.8028, 该原始量表的内部一致性信度 (克伦巴赫α系数) 为0.76, 这说明修订后的量表与原始量表的信度基本吻合。 并且本研究在修订大学生学业延迟满足量表的过程中, 严格遵守一般量表的修订要求, 经过专家评定, 题目代表性较强, 内容效度和结构效度得到认可。

2.大学生自我调节学习能力量表

采用由朱祖德等[5]根据我国大学生学习的实际情况编制的《大学生自我调节学习量表》, 该量表由动机分量表和策略分量表两部分组成, 包括12个维度, 共69个题目, 采用利克特六点计分方式, 以最终得分的多少衡量其自我调节学习能力的高低, 分数越高, 表明其自我调节学习能力越强。其中, 学习动机分量表包括6个维度:学习自我效能感、内在目标、学习控制感、外在目标、学习意义感和学习焦虑;学习策略分量表包括6个维度:一般方法、学习求助、学习计划安排、学习总结、学习评价和学习管理。 该量表总的克伦巴赫α系数为0.9496, 各个维度的克伦巴赫内部一致性信度除策略分量表的学习管理因子外 (0.57) , 都在0.6至0.8之间;两个分量表的总体内部一致性信度也达到0.8和0.9。 以往的研究表明, 该量表信效度指标良好。

(三) 正式施测

本研究在南京4所高校随机抽取800名被试进行大学生学业延迟满足和自我调节学习能力的调查。 量表采用随机施测的方式发放, 剔除回答不完整等无效量表后, 共有735份有效量表, 有效率为91.88%。 量表施测完毕后, 采用SPSS11.0进行数据录入与统计分析。

二、研究结果

(一) 我国大学生学业延迟满足能力的一般状况

除研究生群体外, 我国大学生学业延迟满足能力平均得分为2.63±0.52, 男生组平均得分为2.56±0.52, 女生组平均得分为2.69±0.52, Bembenutty[6] (2007) 从种族和性别差异的角度对364名大学生的研究发现, 白人组-男生平均分为2.70±0.45, 白人组-女生平均分为2.84±0.47, 少数民族-男生为平均分为2.87±0.45, 少数民族-女生平均分为2.99±0.46, 可见与国外研究相比, 我国大学生学业延迟满足能力普遍不高。

(二) 大学生学业延迟满足与自我调节学习及各因子的相关分析

结果表明, 大学生学业延迟满足与自我调节学习存在显著正相关 (r=0.512**) , 由表1和表2可知, 大学生学业延迟满足与自我调节学习的两个维度和十二个因子都存在显著正相关, 其中与学习求助、学习计划、自我效能、学习总结、学习管理因子的相关程度较高。

注:*F值, P<0.05;**F值, P<0.01;***F值, P<0.001;以下同.

(三) 大学生自我调节学习对学业延迟满足的回归分析

为进一步考察自我调节学习对学业延迟满足的影响, 以学业延迟满足为因变量, 以自我调节学习各因子为自变量, 进行回归分析。从表3可知, 内在目标、外在目标、学习控制、学习计划、一般方法、学习总结、学习评价被剔除回归模型, 自我调节学习下的学习求助、学习管理、自我效能、学习焦虑、学习意义因子对学业延迟满足有显著的预测作用, 其中学习意义对学业延迟满足负向预测作用显著, 其他四个因子正向预测作用显著。

三、分析与讨论

(一) 我国大学生学业延迟满足能力的一般状况分析

与国外研究相比, 我国大学生学业延迟满足能力普遍较低。 易联树、赵永清[7]的研究发现, 意志品质薄弱、学习动力不足等已经成了妨碍学生学业进步的重要因素, 大学生意志品质薄弱主要表现为缺乏追求理想的坚韧毅力、 害怕学习上的困难、缺乏承受挫折的能力, 加之就业压力过大, 学习热情减退等原因导致他们缺乏内在学习动机, 从而在目标导向的行为中无法坚持更长的时间。 此外, 部分学生由于学习没有目标、对所学专业不感兴趣、课程枯燥无味、对学校教学体制不满等原因, 不仅仅学业延迟满足能力下降, 甚至还出现学业倦怠现象。

(二) 大学生学业延迟满足与自我调节学习及各因子的关系

研究表明, 大学生学业延迟满足与自我调节学习及其所包含的12个因子显著正相关, 这与我国学者李凤英[8]的研究结果是一致的。 可见学业延迟满足对于自我调节学习者来说是重要的, 因为学生自我调节学习的重要标志就是保持目标导向行为的能力, 而这种能力是通过保持任务的目标不受无关选择的干扰实现的。 因此, 在学习过程中, 当出现干扰、分心刺激时, 学生必须维持他们的学业目标, 成功的自我调节学习者能够为了实现长远的目标延迟或摒弃有吸引力的活动 (如与朋友一起玩) , 选择延迟满足, 相反, 不能够有效自我调节的学习者会选择即时满足, 这将会阻止他们学业上取得成功。 因此, 学业延迟满足能够指导学生的行为不受额外强加刺激的影响, 促进自我调节学习。

(三) 大学生自我调节学习及各因子对学业延迟满足的预测作用

进一步的多元逐步回归分析发现, 自我调节学习下的学习求助、学习管理、自我效能、学习焦虑、学习意义因子对学业延迟满足均有显著的预测作用。

学习求助、学习管理对学业延迟满足的正向预测作用显著, 这与大学阶段学生的学习特点有关, 大学学习需要学生更多地独立思考和批判性思维, 而老师所提供的指导不多, 这就需要学生通过向老师或同学寻求帮助, 及通过自己的努力克服学习中的困难。 其实, 学习本身是一个漫长的过程, 途中可能会遇到挫折、障碍、诱惑等, 学生需要进行自我调节, 并运用意志策略把注意力放在当前任务上 (Corno, 1989) 。 比如在遇到困难时, 一个会自我调节的学生可能会求助于老师、同伴或父母 (Arbeton, 1998) , 这其实是在有效地运用个人资源, 他们倾向于通过限制自己的行为安排周围的环境, 更好地促进学习。

同时, 与紧张的高中生活相比, 大学生的学习环境更宽松、自由, 可以自主支配的时间较多, 学生的自觉性与自律性尤为重要, 他们只有对学习进行更多的自我管理才能顺利完成学习任务, 包括对学习行为、学习时间的控制等, 如有的学生经常上课时, 思想开小差、晚上玩游戏到很晚影响睡眠和第二天正常的生活和学习等, 而善于学习管理的学生一般不会出现上述行为。

自我效能对学业延迟满足有显著的正向预测作用。Mischel (1996) 提出, 个体一旦选择延迟奖赏, 为了等待这个奖赏, 他必须相信自己有能力获得这个奖赏。 考虑到其他有竞争力的选择, 学业延迟满足的学生能够维持高水平的学习动机, 有很高的自我效能, 并且对自己的行为进行控制 (Bembenutty&Karabenick 1998) 。 Bembenutty (2001) [9]明确指出, 自我效能高的学生是因为对学习本身感兴趣, 在目标导向的行为中能坚持更长的时间, 所以能够学业延迟满足。

学习焦虑对学业延迟满足有显著的正向预测作用, 这说明愿意学业延迟满足的学生在学习和考试过程中都有适当的焦虑, 因为学习者只有保持适度的焦虑, 才能维持一定的学习动机水平, 对学习目标保持一定的唤醒水平和持续关注, 从而不断调整自己的学习过程以确保目标的实现。

由此可以发现, 学业延迟满足水平高的学生在学业遇到困难时, 更倾向于通过向老师或同学寻求帮助, 以及通过自己的努力克服困难, 对学习行为、 学习时间有更好的控制, 有很高的自我效能, 考试前有适度的焦虑。 而能够做到以上这些的大学生, 学业延迟满足水平相对更高。 值得注意的是, 本研究还发现, 学习意义对学业延迟满足有显著的负向预测作用, 这说明虽然大学生认为大学里学的东西不一定对自己会有多大用处, 但他们依然会选择学业延迟满足。 这主要是因为当前的大学生较现实, 他们意识到人才市场的竞争激烈, 所学专业可能与找到的就业岗位不对口, 职业充满不稳定性, 且近几年高校改革重规模轻质量, 在管理、教学、专业设置、硬件设施等方面没有给大学生创造很好的学习环境, 大学阶段的学习难以激发学生探索知识的兴趣, 学习的中心目标是为了获得学分, 学生很少有机会真正从事研究, 探索知识, 现实压力迫使学生做出最符合自身利益的选择, 真正对知识本身感兴趣的学生就越来越少。

参考文献

[1]Bembenutty, H.Sustaining motivation and academic goals:The role of academic delay of gratification[J].Learn.Individ.Differ, 1999, 11 (3) .

[2]李晓东, 叶象新.初中学生学业延迟满足的发展特点及其相关因素研究[J].社会心理科学, 2006, 21 (3) :288-292.

[3]Zimmerman, B.J.A social cognitive view of self-regulated academic learning[J].Journal of educational psychology, 1989, 81 (3) :329-339.

[5]朱祖德, 王静琼, 张卫, 叶青青.大学生自主学习量表的编制[J].心理发展与教育, 2005, (3) :60.

[6]Bembenutty, H.Self-regulation of learning and academic delay of gratification:Gender and ethnic differences among college students[J].Journal of advanced academics, 2007, 18 (4) :586-613.

[7]易联树, 赵永清.应加强大学生意志品质的培养[J].素质教育, 2004 (4) :49-50.

[8]李凤英.中学生延迟满足与自我调节学习关系的研究[D].中国优秀博硕士论文, 2005:32.