高科技企业知识员工心理资本对其离职意向的影响研究：基于资源保存理论的调节中介模型

高中华，赵 晨，李超平，吴春波，洪如玲

(1.中国人民大学公共管理学院，北京100872;2.清华大学经济管理学院，北京100084)

一、引言

随着知识经济和信息经济在全球范围内的深入发展，知识员工已经成为当今企业劳动力队伍的主力军，并且被那些依赖知识与信息的高科技企业当作赢得竞争优势的关键要素。然而，早在20世纪末，彼得·德鲁克就已经提出，管理知识员工是21世纪企业管理所面临的最大挑战［1］，如今他的预言逐渐得到了实践与研究的印证。其中，知识员工的心理健康问题成为高企业科技企业面临的巨大管理困境，例如富士康科技集团13名员工曾由于心理健康问题接连跳楼轻生［2］。此外，知识员工的高频率流失是高科技企业面临的另外一个管理问题［3］，例如，据前程无忧近三年的调查显示，高科技行业员工离职率始终居于所有行业榜首［4］。因此，本研究将基于资源保存理论，构建调节中介模型，揭开高科技企业知识员工心理资本对离职意向的影响机制，从而为改善员工心理健康状态，吸引并留住知识员工提供相应的理论依据，以帮助高科技企业获得可持续发展、提升竞争力。

二、理论基础及研究假设

(一)理论基础及对高科技企业知识员工的独特适用性

近年来，心理资本得到了积极心理学(positive psychology)及积极组织行为学(positive organizational behavior，简称POB)领域研究的广泛关注。以［5］Seligman等为代表的学者们认为，从积极的方面研究人们的心理状态与心理过程，例如，希望、乐观、主动、健康、个体发展等，不仅可以帮助人们治疗精神或心理方面的缺陷或疾病，而且还可以促进个体充分认识和发掘自身发展潜力、提升个人幸福感、增强团队和组织效能［5-7］。之后，Luthans等学者把积极心理学方法引入了工作场所研究之中，创立了积极组织行为学，主要研究有助于改善个人工作绩效的积极人力资源实践和个人表现出来的心理状态的测量、开发及有效管理。此外，他们还提出了“心理资本”(psychological capital，PsyCap)来描述这种积极的人力资源实践和心理状态［8-12］。

心理资本的理论基础是心理资源理论。根据Hobfoll(2002)的定义，心理资源既包括那些人们内心深处珍视的事物，例如自尊、健康及平和等，还包括人们实现目标所需要的事物，例如社会支持、信誉等。不管哪种心理资源，都可以帮助人们获得事业的成功［13］。实验研究表明，那些处于积极状态的个体往往拥有较高的自我认知，例如自我效能，具有较高的乐观期望［14-15］，并且常常为自己设定较高的目标。职业健康及健康心理学研究表明，这些心理资源之间有着较高的相关性，个体的身心健康受到其拥有的希望、坚韧、自我效能、乐观，等心理资源的影响［16-18］。因此，Luthans等人提出了“心理资本”这个包括四种心理资源的高阶概念［10，12］，即自我效能(self-efficacy)、希望(hope)、乐观(optimism)和坚韧(resiliency)。自我效能来源于Bandura的社会认知理论，指的是在特定情境下，人们通过激发自我动机、运用认知资源或者采取必要行动来成功地完成特定任务的自我信念［17］。希望是一种对于获得未来成功的信念［15］。乐观是人们针对某些事件的归因与解释方式，尤其是对过去或现在发生的事件进行的评价，乐观的人往往把积极的事件归因于内部、持久、普遍深入的因素，把消极事件归因于不可避免的外部、暂时及特定的因素［18］。坚韧指人们身处逆境、挫折或失败情境时，自身具备的复原能力［12］。

在心理资源理论中，资源保存理论(conservation of resource theory，COR)可以用来很好地解释心理资本的形成及作用机制。根据该理论，人们总是努力获得和维持他们认为有价值的资源，包括工作控制权与决定权、工作自主性、自我效能、自尊等心理资源，这些资源可以激励人们有效地处理和应对工作环境中的问题［19］。现实中，人们总是面临着来自多方面的角色，当人们所拥有的心理资源不足满足来自多种角色的要求和期望时，就会产生压力感［20-21］。为了化解这种压力，人们往往需要寻找机会以获取新的资源，比如，进行投资或者接受培训，从而满足现有需求或者避免未来资源损耗。但是有时，获取新资源意味着要求人们放弃或消耗一些现有的资源，在这种情况下，人们就会进行评估这种投资是否值得。经过这种认知性评估，有时人们会选择维持现有资源，这样就意味着要减少在这些角色上的资源投入甚至放弃一些角色。如果人们要放弃的角色与工作相关，那么就会产生并强化离开组织的意愿。

图1 心理资本对离职意向影响的调节中介模型

根据资源保存理论，人们的心理资本将会影响其感受到的角色压力，从而影响离开组织的意愿。心理资本越高，代表着人们拥有的心理资源也越多，这样应对角色压力的能力也越高。当人们能够满足来自各方面的要求与期望、成功地扮演各种角色时，由角色压力导致的离开现有职位或组织的意愿就会降低。在工作场所中，接受培训等干预手段是获取心理资源、提高心理资本常用的途径。组织为员工提供相应的支持，例如给予激励、营造氛围、心理疏导等，将有助于促进心理资本的形成并发挥作用［31］。因此，基于资源保存理论，本研究构建了研究模型，见图1。

从理论上，该模型可以很好地解释高科技企业知识员工的离职现象，主要包括以下几方面的原因:第一，高科技企业面临着竞争更为激励的外部市场，要想在激烈的市场竞争中建立并保持自身的优势，就必须最高效率地利用企业的重要生产要素——知识，而知识又附加于知识员工，因此高科技企业的外部竞争压力在很大程度上已经转移到了员工身上，给员工带来前所未有的压力［22］;第二，高科技企业知识员工队伍逐渐年轻化，80后、90后已经逐渐成为知识员工的主力军，绝大多数80后、90后都是独生子女，他们不仅需要在职场上展现自己的能力，并且在家庭中也承载着较高的期望，如果来自不同方面的角色要求之间彼此冲突、势必会给他们带来较高的角色压力;第三，高科技企业知识员工具有较为多元的价值观和人生观，他们掌握了持续学习的能力，更加关注终身就业能力而非在特定组织内部的终身制就业，具有较强的独立性和自主性，在工作中具有较强的灵活性需求，如果这些需求得不到满足，他们往往会选择离开企业［1］。高科技企业要留住这些知识员工，那么必须采取合理的组织干预手段，例如弹性工作制、家庭办公、心理疏导等方式，提高他们应对压力的心理资本，减缓由多重角色要求带来的压力，从而降低高科技企业知识员工的离职现象。

(二)心理资本对员工离职意向影响的主效应分析

研究表明，拥有较高心理资本的个体更加倾向于以积极、乐观、进取的方式来思考问题和评估环境，从而拥有较高的主观幸福感和工作绩效［13］。除了这些积极工作结果外，心理资本还对一些消极的工作态度和行为具有显著的影响［8］。其中，心理资本对离职意向的影响得到了人们的广泛关注［23-24］。有学者认为，离职意向可能会给组织带来巨大的额外成本及破坏性［25］。根据Lee等人提出的离职展开模型(unfolding model of turnover)，自愿离职决策遵循存五种心理分析路径，这些路径的源头是员工感受到的“系统震撼”(shock to system)，例如组织变革、裁员等，然而，由于个人差异的存在，人们对于这些“系统震撼”承受能力是不同的［26-27］。

根据资源保存理论，心理资本较高的员工，往往拥有较多的心理资源(自我效能、希望、乐观、坚韧)，他们往往也会具有较高的自我激励能力，相信自己能够胜任当前工作中的变革，并采取积极的努力，寻求并整合各种资源，克服各种阻碍成功的障碍。在遭遇挫折时，心理资本较高的员工，会更加坚韧，尝试各种途径来寻求突破，而不会轻易放弃当前的工作［18，28］。因此，我们假设:

H1:心理资本对员工离职意向有显著的负向预测作用，心理资本越高，离职意向越低。

(三)角色压力在心理资本与离职意向之间的中介效应分析

实际上，心理资本对离职意向的负面影响已经得到了广泛证实，然而，很少有研究深入分析心理资本对离职意向的深层次作用机制。在本研究中，我们引入角色压力这个概念来解释心理资本对离职意向的影响。研究表明，角色压力对员工的工作态度和行为具有一定的破坏性，其中，角色压力可以显著地预测员工的离职意向［29-30］。例如，Ngo、Foley和Loi(2005)通过对香港887名专职牧师的调查发现，牧师感受到的角色模糊、角色冲突、角色超载以及家庭工作冲突会影响到他们的情绪衰竭与工作满意度，进而对他们的离职意向产生显著影响［29］。除了离职意向外，角色压力导致的其它不良后果也得到了广泛地研究，例如，工作倦怠，心理退缩等。但究竟是什么因素使人们感受到较高的角色压力，这个问题还没有得到很好地回答。

根据资源保存理论，心理资本可以作为预测并缓解角色压力的重要因素。如果心理资本比较低的话，人们往往会缺乏应对多种角色要求与期望的自信心;面临多种角色时，人们往往会缺乏方向感，分不清主次、理不清头绪，从而产生角色模糊感;当人们把有限的心理资源全部用于某些角色时，便无暇应对来自其他角色的要求与期望，从而产生角色冲突感;当人们没有足够的韧性去应对多种角色要求和期望，从而感到疲惫不堪，导致角色超载感。相反，心理资本高的个体，则会游刃有余地应对来自多方面的角色要求与期望［8］。可见，心理资本的高低将影响到人们应对角色冲突、角色模糊以及角色超载的能力，从而影响到人们所感受到的角色压力大小。因此，我们假设:

H2:心理资本对员工角色压力有显著的负向预测作用，而角色压力在心理资本与离职意向之间起中介效应。

(四)组织支持的调节效应以及对整体中介模型的调节效应分析

组织支持是指员工对组织是否重视其贡献、关心其健康的主观感知［31-32］。社会交换理论认为，组织与员工之间的认同与承诺是双向的，组织支持代表了组织对员工的认同与承诺［33］。根据互惠原则，当员工感知到较高的组织支持时，例如获得组织奖励与认可，会增强他们对组织的认同与承诺，从而降低心理退缩、离职意向等组织不期待的结果，提高工作投入、组织公民行为等组织期待的结果［34］。此外，组织支持还可以为员工提供心理保障，当他们在工作中遭遇难题或困惑时，组织将会为他们提供必要的帮助与支持，从而提高工作满意度，降低工作压力［35］。除了这些主效应外，组织支持还可以减弱消极因素的影响，例如工作家庭冲突对工作绩效带来的负面影响;增强积极因素的影响，例如信任对帮助行为的正面影响［36］。

不少研究表明，作为一种状态特征，心理资本具有一定的可开发性，其形成及作用机制会受到培训开发、营造支持性氛围等组织支持手段的影响［10，24］，也就是说，心理资本可以通过与组织支持的交互作用，更加显著地预测其结果变量。在本研究中，我们认为组织支持可以调节心理资本对角色压力的影响［37］。根据资源保存理论，较高的组织支持意味着为员工提供更加清晰的工作要求，这样心理资本较高的员工就会更容易地看清方向和目标期望，降低其角色模糊感;较高的组织支持还意味着在任何需要时，组织都会为员工提供帮助和指导，因此心理资本较高的员工会更加自信与乐观，只要坚持努力就能够应对来自多种角色的要求与期望，降低角色冲突感与超载感。如果缺乏这些必要的帮助和指导以及对工作有关的角色要求进行清晰地陈述，即便员工拥有较高的心理资本，也会感受到由角色模糊、角色冲突及角色超载带来的压力。因此，我们假设:

H3:组织支持正向调节心理资本与角色压力之间的关系。当组织支持低时，心理资本与角色压力间的负向关系较小;当组织支持高时，心理资本与角色压力间的负向关系较大。

此外，作为帮助员工应对压力的一种重要手段，组织支持在角色压力与离职意向之间也起到一定的调节作用。换而言之，组织为员工提供的支持不仅可以直接降低员工感受到的角色压力，而且还可以降低某些不可避免的角色压力带来的负面影响。结合前面组织支持在心理资本与角色压力之间的调节作用，因此我们假设:

H4:组织支持正向调节角色压力在心理资本与离职意向之间的中介效应。当组织支持低时，角色压力对心理资本与离职意向间关系的中介效应较低;当组织支持高时，角色压力对心理资本与离职意向间关系的中介效应较高。

三、研究方法

(一)样本选取与数据收集

本研究的样本来自于国内某自动化控制系统制造商位于北京、杭州等地的7家分公司，研究者在该集团人力资源部的配合下，前往各个分公司进行数据收集。所有调查由各分公司人力资源部召集，要求被调查者在相对集中的时间内完成该问卷，并向被调查者承诺，调查结果完全保密，且仅用于科学研究。调查过程中，研究者在场对被调查者提出的问题进行了及时解答;部分调查中，研究者不在场，但是在调查之前对代理实施调查的人员进行了培训，并给他们提供了指导语和实施手册。问卷填写完成后，由研究者当场收回，因此本研究具有较高的问卷回收率。共计发放问卷600份，实际回收问卷592份，实际可用的样本545份数据，有效回收率为90.8%。

(二)变量的测量

1.心理资本。心理资本的测量采用Luthans、Youssef、Avolio(2007)开发［10］，李超平(2008)翻译的24条目问卷［38］。问卷条目例如“我相信自己能分析长远的问题，并找到解决方案”和“目前，我在精力饱满地完成自己的工作目标”，采用5点李克特量表(1=非常不同意;5=非常同意)，得分越高表明心理资本越高。其中，3个条目采取了反向计分，例如，“在工作中遇到挫折时，我很难从中恢复过来，并继续前进”。问卷的信度(Cronbach-α)为0.88。

2.角色压力。角色压力的测量采用Peterson，Smith和 Akande 等(1995)开发［39］，李超平和张翼(2009)翻译的13条目问卷［40］。问卷条目例如“我经常要面对一些要求彼此冲突的情形”和“在工作中，我感觉负担过多”，采用5点李克特量表(1=非常不同意;5=非常同意)，得分越高表明角色压力越大。其中，4个条目采取了反向计分，例如，“我的工作有明确的、计划好的目标与目的”。问卷的信度(Cronbach-α)为0.79。

3.组织支持。组织支持的测量采用Eisenberger等人于1986年编制的组织支持感量表，其简化版由原始量表中负荷最高的8个条目组成［31］，问卷条目例如“我们单位非常重视我的目标和价值观”和“我们单位真的很关心我是否过得好”，采用5点李克特量表(1=非常不同意;5=非常同意)，得分越高表明组织支持越大。其中包括2个反向计分问题，例如“单位很少考虑我的利益”。问卷的信度(Cronbach-α)为0.76。

4.离职意向。离职意向的测量邝颂东等(2009)根据Bluedorn离职意向问卷改编的5条目单维度离职意向量表［41-42］。问卷条目例如“我很可能在明年跳槽到其他单位去工作”和“我不打算留在这个单位发展自己的事业”，采用5点李克特量表(1=非常不同意;5=非常同意)，得分越高表明离职意向越大。问卷的信度(Cronbach-α)为0.92。

5.控制变量。由于本研究中所调查的团队来自7个公司，为控制公司差异对回归结果的影响，我们以第6家公司(人数最少)作为参照，其他公司以哑变量(dummy variable)形式引入回归方程。同时，为控制团队人口统计变量对回归结果的影响，我们将性别、年龄、教育程度、工作年限、职位和收入作为回归方程的控制变量，其中采取5分量表对年龄、教育程度、工作年限、职位、收入进行了区间划分，在后续统计分析中当作连续变量来处理。男性占52.84%，女性占47.16%。大多数成员的年龄在20岁到30岁之间(70.28%)。本科及以上学历占总人数比例的70.09%。大部分成员在公司任职时间少于或等于5年(87.71%)。普通员工占总人数的75.96%，各级领导占总人数的24.04%，大部分成员的月收入分布在2000～5000(45.32%)和 5000～8000(29.36%)两个区间。

(三)数据分析

根据本文的理论假设:角色压力中介于心理资本和离职意向，组织支持调节心理资本和角色压力之间的关系，在组织支持程度不同时角色压力在心理资本和离职意向间所起的中介效应不同。也就是说，本文在验证角色压力的中介效应和组织支持的调节效应基础上，最终要验证角色压力和组织支持对心理资本与离职意向之间调节中介效应。Baron和Kenny(1986)最早提出了调节中介效应概念［43］。在这之后，研究者们应用了多种方法来检验调节中介效应:在某些情况下，调节效应和中介效应被单独检验，而后将结果统一在一个模型中进行解释;另一些情况下，根据调节变量的不同大小，样本被划分到不同的小组，而后在每个小组中分别检验中介效应;此外，Muller等(2005)提出根据回归方程中自变量和调节变量交互项系数的变化来检验有中介的调节效应和调节中介效应［44］;国内学者温忠麟等(2006)提出先按照中介效应模型的分析步骤，再附加一步调节效应分析的检验方法［45］。本文采用Edwards和Lambert(2007)提出的调节路径分析方法(moderated path analysis)来验证调节中介模型。Edwards和Lambert认为上述方法均存在一定程度的缺陷，提倡将调节中介效应检验转化为检验调节路径模型，观察调节变量对直接中介效应、间接中介效应和完整中介效应的影响［46］。

四、研究结果

(一)变量的验证性因子分析及描述性统计分析

由于本研究对所有变量的测量都来自成熟量表，因此采用验证性因子分析(CFA)对变量之间的区分效度进行了评估，比较了四因子、三因子、二因子及单因子模型。由表1结果可知，四因子结构相对于其他因子结构具有较好的拟合度，因此优于其他模型。这说明，心理资本、角色压力、组织支持、离职意向之间具有较高的区分效度，可以用来进行进一步统计分析。

表1 验证性因子分析结果

表2 研究变量的均值、标准差、信度及相关系数

(二)角色压力对心理资本与离职意向间关系的中介效应

假设2预测角色压力在心理资本与离职意向间起中介效应，我们采用Judd和Kenny(1981)以及Baron和Kenny(1986)给出的经典方法来检验［43，47］。如表3中模型1所示，心理资本对离职意向具有显著的负向影响(β=-0.52，ρ＜0.01)，假设1得到验证并满足中介效应检验的第一个条件;表3中模型2所示，心理资本对角色压力具有显著的负向影响(β=-0.37，ρ＜0.01)，这满足中介效应检验的第二个条件;表3中模型3所示，当自变量和中介变量同时对因变量进行回归时，角色压力对离职意向具有显著的正向影响(β=1.02，ρ＜0.01)，同时心理资本对离职意向的影响明显降低且不再显著(β=-0.14，ρ＞0.1)，这满足中介效应检验的第三个条件，假设2得到验证。

表3 回归模型计算结果

(三)组织支持对心理资本与角色压力间关系的调节效应

假设3预测组织支持正向调节心理资本与角色压力之间的关系。我们将中心化的心理资本、组织支持以及二者乘积项引入对角色压力的回归模型。如表3中模型4所示，心理资本和组织支持二者的乘积项对角色压力具有显著的负向影响(β=-0.22，ρ＜0.01)。也就是说，随着组织支持提高，心理资本与角色压力二者之间的负向关系随之增强。

为更直观地反映组织支持的调节效应，我们根据Aiken和West(1991)提供的步骤绘制交互效应图［48］。图2可以清楚地表明，心理资本增加对组织支持高(高于均值1个标准差)的个人角色压力降低明显要大于组织支持低(低于均值1个标准差)的个人。假设3得到验证。

图2 心理资本与组织支持的交互效应对角色压力的影响

(四)调节中介模型:组织支持调节角色压力的中介效应

如上文所述，我们根据 Edwards和 Lambert(2007)提出的调节路径分析方法来验证调节中介模型［46］。根据表3中模型4和模型5的结果，我们得到了表4所示的简单效应(simple effects)。

其中，阶段一指从心理资本到角色压力，阶段二指从角色压力到离职意向，直接效应指从心理资本到离职意向，间接效应指阶段一与阶段二的乘积。单一路径(阶段一、阶段二以及直接效应)系数的显著性检验遵循简单斜率检验流程，差异的显著性检验等同于对应交互项的显著性检验。涉及路径乘积(间接效应)系数及其差异的显著性检验使用自助法(bootstrap)。从表4中的结果可以发现，组织支持程度低时第一阶段负向显著(β=-0.22，ρ＜0.05)，组织支持程度高时第一阶段负向显著(β=-0.46，ρ＜0.01)，同时第一阶段在低水平组织支持和高水平组织支持时的差异显著(β=0.24，ρ＜0.05)。虽然低水平组织支持和高水平组织支持时第二阶段均正向显著，但二者不具有显著差异。此外，低水平组织支持和高水平组织支持在直接效应上不具有显著差异，在间接效应上具有显著差异(β=0.22，ρ＜0.05)。假设4得到验证。为了更直观地反映，我们绘制了如图3所示的调节中介效应图。

表4 基于调节路径分析的调节中介效应检验

图3可以直观地反映出:无论组织支持高或低，角色压力均完全中介于心理资本和离职意向间的关系。同时，组织支持对于此中介效应的调节主要作用于心理资本与角色压力之间的关系，对角色压力与离职意向之间的关系作用不大，即确证了图1所示的理论模型。

图3 调节中介模型中的简单中介效应分析

五、分析与讨论

首先，心理资本对高科技企业知识员工离职意向的主效应得到了回归分析结果的支持，该结果与 Avey等人(2009，2010，2011)的发现是一致的［8，23-24，49］。也就是说，心理资本较高的知识员工，通常具有较低的离职意向。那么，心理资本通过何种机制对员工离职意向产生负向影响?回答这个问题往往比发现该负向影响本身更加重要。因此，我们基于资源保存理论，构建了调节中介模型对该机制进行深入分析与解释，是本研究的一个重要理论贡献。

在本研究中，角色压力对心理资本与离职意向间关系的中介效应得到了研究结果的充分支持。根据研究结果显示，这种中介效应为完全中介，在心理资本对离职意向的回归模型中，加入角色压力后，原先的显著关系变得不再显著。这个发现支持了本研究根据资源保存理论进行的中介机制分析，也就是说，角色压力可以完全解释心理资本对高科技企业知识员工离职意向的负向影响。当员工拥有的心理资本不足以应对由角色压力源(角色模糊、角色冲突及角色超载)导致的压力时，其离职意愿将显著提高。另外，组织支持对心理资本与角色压力之间关系的调节效应，以及对角色压力中介效应的调节都得到了研究结果的充分支持，完全验证了本研究基于资源保存理论提出的调节中介模型。结合分阶段调节效应分析发现，组织支持主要作用于心理资本与角色压力之间的关系，增强了心理资本对角色压力的影响。从图2可以看出，拥有相同水平心理资本的员工在较高的组织支持下，感受到的角色压力往往较低。

本研究的发现对高科技企业人力资源管理实践有着重要的启示:第一，心理资本对离职意向的主效应说明，企业可以通过开发知识员工的心理资本来降低其自愿离职，从而避免由离职导致的诸多潜在负面影响，例如智力资本的流失;第二，角色压力的完全中介效应说明，心理资本通过降低知识员工角色压力来降低其离职意向，这为开发员工心理资本提供了一定的方向，例如可以帮助员工梳理面临的角色要求，客观分析这些角色要求对该员工的重要性，从而树立灵活应对多种角色的自信心，降低可能由此导致的离职;第三，组织支持对角色压力中介效应的调节证明，高科技企业对员工采取的支持性手段可以有效增强心理资本在降低角色压力方面的作用。这些发现为近年来被中国企业逐渐认可与接受的员工援助计划(Employee Assistant Program，EAP)等组织支持手段提供了一定的佐证，也为丰富EAP内容提供了相应的依据，比如，在EAP中增加提高心理资本的一些措施，还可以为员工提供一定的角色指导，帮助他们从容应对来自多方面的角色要求。

当然，本研究仍然存在一些局限性。首先，由于现实条件所限，本研究所有数据都来自同一调查对象，研究结果可能受到同源偏差(same source bias)的干扰。为了检测这种干扰的大小，我们对所有变量进行了Harman单因子检验［50-51］，如果得到多个因子，并且特征值最高的因子方差解释率没有超过40%，那么说明同源偏差问题并不严重。在本研究中，特征值最高的因子方差解释率为19.44%，远没有达到40%。这说明，本研究同源偏差问题并不严重。另外，尽管本研究的调查对象来自北京、杭州等地的七个公司，但是由于这些公司隶属于同一集团，研究结果极容易受到该集团整体文化的干扰。在未来研究中，可以考虑设置相应的控制变量，排除文化因素对研究结果的影响。另外，还可以选择扩充样本对研究模型进行检验，以获得更有代表性的结论。

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