组织政治知觉对离职倾向的影响：组织支持感被中介的调节效应模型

张军成，凌文辁

（1.广州大学 工商管理学院，广东 广州 510006；2.暨南大学 管理学院，广东 广州 510632）

一、引 言

在当今社会经济背景下，人力资源作为企业生存和发展必须具备的战略资源这一地位日益凸显。如何留住员工，特别是留住具备较高文化水平和职业素质的员工，无疑是企业人力资源管理工作的重点之一。但根据正略钧策商业数据中心（2010）发布的数据显示：2009年3月-2010年2月期间，我国华南地区某些制造企业的离职率高达40%～50%。如此高的离职率极有可能导致企业产生巨大的人力资本投资损失和高昂的人力资源重置成本，并对企业正常运营及员工士气等造成严重伤害，最终给企业绩效带来不利的影响。因此，厘清员工离职的原因及其发展机理，进而有针对性地寻求缓解员工离职的有效措施，已然成为人力资源管理研究人员和实务工作者面临的一大难题。

近年，组织政治知觉作为诱发员工离职的一个重要原因，已开始进入员工自愿离职研究领域，并逐渐引起人们的重视。元分析结果发现，组织政治知觉显著正向预测离职倾向[1-2]。尽管不少研究把组织政治知觉作为离职倾向的重要前因变量，但以往国内外学者在开展相关研究时，主要集中在探讨组织政治知觉对离职倾向的直接影响，缺乏对其内在机制的探讨。

对此，本文基于工作要求—资源模型[3]的分析框架，把组织政治知觉作为压力源，把组织支持感作为员工的资源，并根据调研数据进行实证分析，以检验组织支持感是否能缓解组织政治知觉对离职倾向的影响。这不仅能在组织行为和人力资源管理其他问题的研究中，为整合组织政治知觉与组织支持感这两个相互独立的视角提供一些理论参考，从而丰富现有理论体系，而且还能构建组织政治知觉影响离职倾向更精确的分析模型，从而为缓解员工自愿离职提供实践启示。

二、文献回顾与研究假设

（一）组织政治知觉对离职倾向的影响

在组织政治知觉与其他变量之间关系的相关研究中，离职倾向是最常见的结果变量之一，并且大量研究结果表明，组织政治知觉对离职倾向具有显著的正向预测作用[1-2]。尽管根据Ferris等人[4]提出的经典框架，组织政治知觉有可能通过工作压力间接影响离职倾向，但纵观以往相关研究，研究者大都探讨组织政治知觉对离职倾向的直接影响，很少探究该影响背后的内在机制。

对此，本文认为可以借鉴组织压力理论[5]针对上述缺陷开展研究。这是因为，组织政治知觉是工作场所中常见的一种压力源[4]，组织压力理论的基本假设认为[5]，个体在面对组织中的压力源时，首先将在生理和心理层面产生压力反应，然后对相关信息进行处理以形成是否采取进一步行动或采取何种行动的决策，具体行为则在决策后发生。根据该理论观点，组织政治知觉并不会直接导致离职倾向，而是先将诱发员工的压力应激，继而导致他们产生离职倾向，这在Ferris等人的研究框架[4]中也有所反映。按照该研究框架，组织政治知觉有可能通过工作压力间接地影响离职倾向，亦即工作压力可能在“组织政治知觉→压力反应→离职倾向”的两阶段离职过程中发挥中介作用。此时，组织政治知觉正向作用于工作压力[1-2]，而工作压力正向作用于离职倾向[6]。

但在中国文化背景下，“忍”往往被视为美德而受到社会赞许，所以员工在面对工作压力时，往往会先选择忍受而不是立刻离职；此外，在我国当前的经济和社会背景下，员工在雇佣关系中基本属于弱势一方，加上他们对工作稳定性要求较高，即使在工作场所中面临较大压力也不会轻言离职。但如果员工长期处于高压工作状态而又得不到有效宣泄，将逐渐演变成工作倦怠[7]。所谓工作倦怠是指个体因长时间面对工作上情绪和人际方面压力源而出现的疲乏、焦虑、压抑、工作能力下降，甚至身心衰竭等现象，它包含情绪耗竭、玩世不恭和成就感低落三个维度[8]。虽然一时的压力或许并不足以引发离职，但工作倦怠作为一种长期累积演变而成的慢性压力反应，它会慢慢地侵蚀员工的工作热情和成就感，导致员工身心俱疲，日渐累积的压力可能最终突破员工心理所能承受的临界点。此时，难堪工作倦怠折磨的员工将可能主动尝试对其工作进行改变，其中一个可能的选择便是离职。

综合以上分析，本研究推测，在组织政治知觉的长期影响下，员工将可能产生工作倦怠，继而引发主动离职的念头。换言之，组织政治知觉对离职倾向的影响通过一个两阶段过程实现，而工作倦怠在其中起中介作用。对此，Bakker等人[9]的实证研究结果发现，工作倦怠在压力源与离职倾向之间起中介作用。此外，相关实证研究结果还表明，组织政治知觉与工作倦怠显著正相关，工作倦怠与离职倾向显著正相关[10]。由此，本研究提出以下三个假设：

假设1（H1）：组织政治知觉正向作用于工作倦怠；

假设2（H2）：工作倦怠正向作用于离职倾向；

假设3（H3）：工作倦怠在组织政治知觉影响离职倾向的过程中起中介作用。

（二）组织支持感的缓解作用

虽然有研究者指出，组织政治知觉对离职倾向的影响可能受某些变量的调节[4，11]，但学术界迄今对该问题的探讨并不多。对此，本文认为可以借鉴工作要求—资源模型对组织政治知觉影响离职倾向的缓冲机制加以研究。这是因为，按照工作要求—资源模型的观点[3]，工作情境中的有关因素可以划分为工作要求和工作资源两种类型，其中，前者是指工作中那些需要付出身体上和精神上持续努力，从而导致某些生理和心理成本的物质、社会和组织方面；而后者则是指工作中有助于达成工作目标，减少工作要求及其相关生理和心理成本，或激励个体成长和发展的那些物质、心理、社会或组织方面。工作要求—资源模型的一项基本假设认为，工作资源有益于个体应付各种形式的工作要求，从而缓解工作要求对个体带来的有害影响[3]。换言之，如果能说明组织政治知觉属于工作要求而组织支持感属于工作资源，则可以合理地预期，组织支持感可以缓解组织政治知觉给个体造成的负面影响。

由于组织政治以自我服务为特征[12]，而个体利益诉求之间总存在或多或少的差异，所以组织政治可能直接或间接地损害中心员工（focal employee）的利益。如此，个体主观知觉的组织政治（亦即组织政治知觉）将导致其生理和心理成本的产生。这是因为，员工之间不同的利益诉求导致组织政治知觉隐含一种可能性，即个体主观上意识到自身利益可能受他人组织政治行为的威胁，从而使得个体在工作场所中不得不付出身体上和精神上的努力才能维护自己的利益。另一方面，组织支持感反映了员工主观感知到的组织对他们所做贡献的重视以及对他们福祉的关心[13]，它有助于降低工作场所中员工的生理和心理成本，并对工作目标达成和自我发展具有积极意义。这是因为，员工主观感知的组织支持（亦即组织支持感）能促使他们相信，组织愿意并能够回报他们的工作付出，这为员工利益提供了稳定的保障，而且组织支持感中关于培训发展机会的方面也有利于激励员工在工作中发展自我。所以，按照工作要求—资源模型的基本观点，组织政治知觉和组织支持感又可以分别归类到工作要求和工作资源两种因素当中。

至此，可以合理地预期，组织支持感可以缓解组织政治知觉给个体造成的负面影响。然而，组织政治知觉作为工作场所中常见的一种压力源，它对离职倾向的影响可以合理地解释为“组织政治知觉→压力反应→离职倾向”这样的两阶段过程，并且前文进一步提出组织政治知觉通过工作倦怠的中介作用影响离职倾向。这样一来，把组织支持感作为调节变量引入至少存在三种可能：第一种可能是组织支持感的调节作用通过工作倦怠的中介作用影响离职倾向；第二种可能是工作倦怠在组织政治知觉影响离职倾向关系中的中介作用受组织支持感调节；第三种可能则是前面两种可能的综合。

对此，本文认为第一种可能更为合理，亦即组织支持感在缓解组织政治知觉影响离职倾向的过程中，组织支持感首先调节组织政治知觉对工作倦怠的影响，然后该调节效应经工作倦怠的中介作用影响离职倾向。这是因为，按照工作要求—资源模型的观点，工作要求涉及工作情境中的物质、社会和组织方面[3]，而工作倦怠作为个体因长时间面对工作上情绪和人际方面压力源而出现的疲乏、焦虑、压抑、工作能力下降，甚至身心衰竭等现象[8]，显然并不属于该理论模型中的工作要求范畴。相反，组织政治知觉实质上是对工作场所组织政治的反映，它与工作情境的社会和组织方面密切相关，把它归为工作要求更为合理。所以，按照工作要求—资源模型的分析框架[3]，组织支持感将调节组织政治知觉对工作倦怠的影响，然后该调节效应通过工作倦怠的中介作用影响离职倾向。

综合以上分析，本研究推测，组织支持感可以缓冲组织政治知觉对工作倦怠的影响，继而通过工作倦怠的中介作用间接地减小组织政治知觉对离职倾向的影响。由此，本研究提出以下假设：

假设4（H4）：组织支持感在组织政治知觉影响离职倾向的过程中产生被中介的调节效应。具体表现为：组织支持感较高时，组织政治知觉对工作倦怠的正向作用较弱，从而削弱组织政治知觉对离职倾向的正向作用。

综上所述，本文的研究概念模型如图1所示。

图1 研究概念模型

三、研究方法

（一）研究对象

本研究的调查对象为珠三角地区光电制造企业中的管理、营销、技术和研发等职能类型员工。在调研过程中，本研究采取方便抽样方式，在广州、深圳、佛山和东莞等地光电制造企业员工中共计发放600份问卷，回收491份，剔除部分废卷后，最终获得有效问卷452份，问卷有效回收率为75.33%。从样本的构成情况来看，男性被试占38.63%，年龄在20岁到30岁之间的被试占95.71%，拥有大专及以上学历的被试占81.55%，90%的被试在目前所在公司的任职年限都在5年以内，且被试大部分是普通员工或基层管理者（占95%）。样本构成基本反映了广州、深圳、佛山和东莞等地光电制造企业中的员工构成情况，具有较高的代表性。

（二）测量工具

本研究包含的变量有：组织政治知觉、组织支持感、工作倦怠和离职倾向。其测量工具依次如下：

（1）组织政治知觉。采用Kacmar和Carlson[14]编制的组织政治知觉量表，该量表包含一般政治知觉、静待好处、薪酬与晋升三个维度，共15个项目。

（2）组织支持感。为了尽量缩减问卷项目数量并保证测量的效果，采用Eisenberger等人[13]编制的单维、36个项目测量量表中8个项目的短版本。

（3）工作倦怠。采用Schaufeli等人[15]编制的职业倦怠调查普适量表（MBI-GS），该量表包含成就感低落、玩世不恭和情绪衰竭三个维度，共16个项目。

（4）离职倾向。采用是Cropanzano等人[16]在其研究中使用过的量表，该量表共3个项目。

以上量表都是国际学术界中比较成熟并获得广泛应用的量表。对此，本研究按对译原则经过多次英汉互译和讨论，最终确定量表项目的中文表述。在实施测量过程中，以上量表均采用Likert5点记分方式。其中，工作倦怠量表要求研究对象对描述的现象从1（从未如此）到5（总是如此）进行评价，其他量表则要求研究对象对相关描述的同意程度从1（非常不同意）到5（非常同意）进行评价。

（三）调查过程

调查是经过与企业人力资源部联系，在部门会议散会时利用相对集中的时间完成。为了消除调查对象的顾虑，在问卷发放之前向被调查者说明本调查是一项自愿参与的研究，并向他们保证，他们所填写的问卷内容对其所在企业是保密的，调查结果仅供学术研究使用。对于自愿留下参与调查的员工，向他们每人发放的所有问卷都预先装入一个封口已贴好双面胶的信封，并在问卷首尾醒目位置注明“为保护您的个人隐私，请将填好的问卷装回信封并封好”。

（四）统计分析

本研究采用SPSS19.0和LISREL8.70软件执行相应统计分析，具体包括：首先，应用LISREL8.70针对研究所涉及的变量进行验证性因子分析，以考察所使用量表的效度；然后，应用SPSS19.0进行描述性统计、相关和内部一致性信度等统计分析；最后，应用LISREL8.70进行结构方程建模，对本文的假设模型（见图1）进行检验。

四、结果分析

（一）样本偏差与正态性检验

在正式数据分析之前，本研究应用SPSS19.0软件对452份有效问卷和被删除的39份问卷数据进行独立样本T检验，发现两组数据在P＜0.05的显著性水平下无显著差异，故本文对存在缺失值的个案直接剔除不会对结果造成偏差。另外，对组织政治知觉、组织支持感、工作倦怠和离职倾向四个变量的数据作P-P图发现，数据点与对角线基本重合，故收集的数据基本符合正态分布，可以进行后续统计分析。

（二）共同方法方差与测量效度检验

虽然本研究在问卷设计时通过打乱测量项目顺序和设置部分反向题等措施对共同方法方差问题进行了事前控制，但为了确保共同方法方差问题不会给研究结果带来严重的负面影响，本文应用SPSS19.0软件根据Harman单因子检测方法将问卷中组织政治知觉、组织支持感、工作倦怠和离职倾向四个主要构念的所有测量项目一起做因子分析发现，在未旋转时得到的第一个主成分的方差贡献率为21.397%，未占多数，所以共同方法方差并不严重[17]，符合研究要求。

另外，为确保有足够的把握对变量之间的关系做出推断，本文在正式进行假设检验之前，将对组织政治知觉、组织支持感、工作倦怠和离职倾向四个主要构念各自测量指标是否聚合在相应因子，以及因子之间能否有效区分进行检验。为此，本研究应用LISREL8.70软件对上述四个构念形成的测量模型进行验证性因子分析，结果发现主要拟合指数分别为：χ2=193.632，df=113，χ2/df=1.714＜2，RMSEA=0.0550＜0.1，SRMR=0.0543＜0.08，GFI=0.911＞0.9，CFI=0.975＞0.9，NNFI=0.970＞0.9，说明模型整体拟合情况良好[18]。验证性因子分析的结果说明了本研究所用量表具有较好的聚合效度和区分效度。

（三）描述性统计分析结果

由表1所示研究变量描述性统计分析结果可知，本研究所用量表内部一致性系数介于0.729到0.878之间，都大于0.70的推荐值要求，说明测量工具具有较高的信度。另外，变量的相关分析结果显示：离职倾向与组织政治知觉、工作倦怠显著正相关，与组织支持感显著负相关；组织政治知觉与组织支持感显著负相关、与工作倦怠显著正相关；组织支持感与工作倦怠显著负相关。这为后续统计分析提供了必要的前提。

表1 研究变量描述性统计分析结果（n=452）

（四）假设检验

本文利用结构方程建模方法对研究假设进行检验。为简化模型建构，本文按单因子法[19]，对组织支持感8个项目以各自因子负荷大小为基础进行项目组合形成3个新指标，其中两个新指标由3个项目组合而成，第三个新指标则由2个项目组合而成，新指标记为x1，x2，x3；对于组织政治知觉和工作倦怠，按内部一致性法以维度为基础进行项目组合[20]，分别形成组织政治知觉的三个新指标（x4、x5、x6）以及工作倦怠的三个新指标（y1、y2、y3）；离职倾向的三个项目直接记为t1、t2和t3三个指标。在此基础上，本文按温忠麟等人[21-22]的做法，按照无约束方法利用结构方程建模统计分析技术对该模型进行标准化估计：首先分别对组织政治知觉、组织支持感和工作倦怠的新指标进行标准化处理，标准化后的指标仍采用上述记号，然后构建标准化了的指标乘积项x1x4，x2x5，x3x6。另外，由于在进行结构方程建模前对各研究变量进行方差分析发现，它们在不同年龄、性别、学历、职级和任职年限的个体间不存在显著差异，故不把这些人口统计学变量引入结构方程模型。这样，本文想要检验的结构模型如图2所示。其中，ξ1代表组织政治知觉，ξ2代表组织支持感，ξ1ξ2代表组织政治知觉和组织支持感的乘积项，η1代表离职倾向，η2代表工作倦怠，在文章后面论述中本文将继续沿用该简记方法。

图2 组织支持感被中介的调节效应模型示意图

为检验上述模型，本文应用LISREL8.70软件，以标准化了的指标方差/协方差矩阵作为输入，结构方程建模分析结果发现：组织政治知觉、组织政治知觉与组织支持感的乘积项对离职倾向的直接路径系数都不显著，其中，前者为-0.181（t=-1.670），后者为0.089（t=1.058），该模型（记为M0）的整体拟合指数见表2。由于如图2所示的部分中介作用模型中包含不显著的路径，出于简化模型的考虑，本文尝试将上述不显著的路径删去，重新对模型（记为M1）进行估计，新模型的整体拟合指数见表2。比较两个模型的整体拟合指数可知，两个模型的整体拟合情况不相上下，但从M0删掉两条不显著的路径后，M1相应两个自由度增加的卡方增量为△χ2（2）=4.927，不显著，故删除M0中组织政治知觉、组织政治知觉和组织支持感乘积项对离职倾向的直接作用路径是可取的[18]。因此，统计分析的结果支持选择M1作为本文的结果。为便于后面对变量之间的直接和间接效应进行检验，本文把模型M1的参数估计结果摘要呈现在表3中。

表2 结构方程模型拟合指数摘要（n=452）

表3 结构方程建模参数估计结果摘要（n=452）

1.工作倦怠中介作用检验

由表3可知，组织政治知觉显著正向作用于工作倦怠（γ=0.248，t=2.789），而工作倦怠又显著正向作用于离职倾向（β=0.493，t=3.897），根据Sobel的检验公式[23]，工作倦怠在组织政治知觉影响离职倾向过程中的中介效应为0.122（0.248×0.493），相应Z值为1.373（0.122÷（0.2482×0.3512+0.4932×0.0362）1/2），大于 0.97，亦即在0.05的显著性水平下工作倦怠的中介效应显著[24]。所以，研究假设H1、H2和H3均获得统计结果的支持。

2.组织支持感被中介的调节效应检验

由表3可知，组织政治知觉与组织支持感乘积项对工作倦怠的直接作用路径系数完全标准化估计值为0.233，在统计上显著（t=3.188），这意味着组织支持感显著调节组织政治知觉影响工作倦怠的关系。而该调节效应又通过工作倦怠的中介作用来实现，乘积项ξ1ξ2对η1的间接效应为0.115（0.233×0.493），相应Z值为1.382（0.115÷（0.2332×0.3512+0.4932×0.0312）1/2），大于 0.97，亦即在0.05的显著性水平下组织支持感对组织政治知觉影响离职倾向的被中介的调节效应显著[24]。

另外，由结构方程原始估计可得，组织政治知觉、组织支持感、组织政治知觉与组织支持感乘积项这三个因子的方差分别为Φ11=0.448，Φ22=0.645，Φ33=0.409，则组织支持感与组织政治知觉乘积项对组织政治知觉的作用路径参数估计标准化解为0.196（0.233÷（0.488×0.645÷0.409）1/2），组织政治知觉和组织支持感对工作倦怠作用路径参数估计标准化解依然分别为0.248和-0.491[21]。于是，不失一般性地，忽略截距项的影响，可得两个方程：

把方程（2）代入方程（1），可得：

根据方程（2）和（3），可以画出组织支持感调节作用的模式图（见图3）。该模式图描述了不同于本文理论推测的结果：当组织支持感高时，非但没有削弱组织政治知觉与工作倦怠、组织政治知觉与离职倾向两个关系，反而略微强化了以上两个关系。换言之，实证分析结果表明：组织支持感的确可以调节组织政治知觉对工作倦怠的影响，并且还通过工作倦怠的中介作用对组织政治知觉与离职倾向的关系产生被中介的调节效应；但在调节作用模式方面，具体表现为较高的组织支持感强化了组织政治知觉对工作倦怠、离职倾向的影响。所以，研究假设H4仅得到统计结果的部分支持。

图3 组织支持感调节作用模式图

五、结论与讨论

（一）研究结论

本研究旨在探讨组织支持感能否缓解组织政治知觉对离职倾向的影响。通过构建关于组织政治知觉影响离职倾向的组织支持感被中介的调节效应模型，以期整合组织政治知觉和组织支持感两个视角在员工自愿离职方面的研究，并检验组织压力理论关于离职的两阶段模型以及工作要求—资源模型，从而在理论上更加细致地探讨组织政治知觉影响员工离职倾向的内在机制，为企业相关人力资源管理工作提供建议。实证研究结果表明：

（1）组织政治知觉影响员工离职倾向是一个两阶段过程，工作倦怠在其中起中介作用。这与组织压力理论中Kahn和 Byosiere[5]关于离职的两阶段模型是一致的。而且，Ferris等人[4]在其组织政治知觉经典模型中也曾提出，组织政治知觉有可能通过工作压力的中介作用对工作退出产生影响。另外，部分学者的实证分析结果也揭示了，工作倦怠可以在像组织政治知觉这样的压力源与离职倾向之间起中介作用[9-10]。对此，本文的实证分析结果也为组织压力理论关于员工自愿离职的两阶段观点提供了新的证据。

（2）组织支持感在组织政治知觉影响离职倾向的关系中产生被中介的调节效应，但意外的是，较高的组织支持感非但没有削弱组织政治知觉对工作倦怠和离职倾向的影响，反而使这一关系组织支持感比较低时更强烈。这与Demerouti等人[3]的工作要求—资源模型基本观点不符。因为根据该模型，较高的组织支持感应该能缓解组织政治知觉对工作倦怠的不良影响，而这种调节效应经过工作倦怠的中介作用还能削弱组织政治知觉对离职倾向的负面影响。对这一意外的结果，本文认为一个可能的解释是，组织支持感作为一种资源，员工往往“不患寡而患不均”，他们会将自己与别人所得来自组织的支持和重视进行比较，从而影响他们的组织公平感[25-26]。在“零和”框架下，如果员工觉得不公平，他们很可能认为别人得到的多了，自己得到的也就少了，或最起码会威胁自己可能得到的来自组织的支持和重视。而根据资源保存理论的观点，这实际是一个资源损失的过程，而资源损失的影响又更甚于资源获得，且前者还可能引发更多损失[27]。因此，员工在主观上比较自己与他人所得来自组织的支持和重视的结果甚至有可能加剧资源损失方面的感知。亦即隐含在组织支持感背后的公平感知可能强化资源损失的影响，而资源损失的影响又甚于资源获得的影响，从而可能导致组织支持感表面上强化了组织政治知觉对工作倦怠和离职倾向的影响。当然，究竟是什么原因导致上述结果，仍需进行更深入的探讨来加以解答。

（二）实践意义

研究结论表明，组织政治知觉对离职倾向的影响是一个两阶段过程，工作倦怠在其中起中介作用。这就启示企业，要想削弱组织政治知觉对员工离职倾向的影响，企业可以把人力资源管理工作的重点适当往工作倦怠问题倾斜。为有效缓解员工的工作倦怠，除了从源头抓起，有效遏制企业内部组织政治现象之外，企业还可以为员工提供更多的支持和资源，以帮助员工有效应对组织政治知觉等工作场所中的压力源，进而缓解工作倦怠问题。然而，本研究实证分析还发现，虽然组织支持感在组织政治知觉影响离职倾向的过程中可以产生被中介的调节效应，但较高的组织支持感并不能削弱组织政治知觉对工作倦怠和离职倾向的影响，这一方面可能是因为没有考虑隐含的组织公平问题，另一方面也可能因为组织支持感所包含的内容十分宽泛，未能有针对性地解决工作倦怠问题。所以，企业在今后还应当特别注意通过实施员工援助计划（EAP）等专门措施，以降低员工工作倦怠发生的可能性，或者增强员工对工作倦怠的自我免疫和自我调整能力，进而减少员工自愿离职的发生。如此，在组织政治知觉的影响下，企业才能有效缓解员工工作倦怠问题，进而减少离职倾向的产生。

（三）研究的创新、局限与展望

本研究综合了工作要求—资源模型和组织压力理论关于离职两阶段模型的观点，并通过结构方程建模探讨了组织支持感在组织政治知觉影响离职倾向过程中被中介的调节效应问题。所得结论不仅丰富了组织政治知觉在员工离职方面的研究，还为准确把握其中内在机制和缓冲条件提供有益的启示。

同时还应指出，本研究也存在一定局限：本研究样本来自广州、深圳、佛山和东莞等地光电制造企业员工，所得结论能否推广到其他地区和其他行业仍有待进一步检验；本文实证分析采用的是截面数据，这就导致变量之间的因果关系缺乏保证。所以，在今后研究中，应选取容量更大、构成更丰富的样本，进行纵贯式研究，并通过采用客观自愿离职数据等方式克服共同方法方差问题，以便对该问题做出更准确的解释，同时为企业提供更有价值的实践启示。

[1]Chang C H，Rosen C C，Levy P E.The Relationship Between Perceptions of Organizational Politics and Employee attitudes，Strain and Behavior：A Meta-analytic Examination[J].Academy of Management Journal，2009，52（4）：779-801.

[2]Miller B K，Rutherford M A，Kolodinsky R W.Perceptions of Organizational Politics：A Meta-analysis of Outcomes[J].Journal of Business and Psychology，2008，22（3）：209-222.

[3]Demerouti E，Bakker A B，Nachreiner F，et al.The job demands-resources model of burnout[J].Journal of Applied Psychology，2001，86（3）：499-512.

[4]Ferris G R，Russ G S，Fandt P M.Politics in organizations[C]//Giacalone R A，Rosenfield P.Impression management in the organization.Hillsdale：Lawrence Erlbaum，1989：143-170.

[5]Kahn R L，Byosiere P.Stress in organizations[C]//Dunnette M D，Hough L M.Handbook of industrial and organizational psychology.Palo Alto：Consulting Psychologists Press，1992：593.

[6]Griffeth R W，Hom P W，Gaertne S.A Meta-Analysis of Antecedents and Correlates of Employee Turnover:Update，Moderator Tests，and Research Implications for the Next Millennium[J].Journal of Management，2000，26（3）：463-488.

[7]Hobfoll S E.The Influence of Culture，Community,and the Nested-Self in the Stress Process：Advancing Conservation of Resources Theory[J].Applied Psychology：An International Review，2001，50（3）：337-421.

[8]Maslach C，Schaufeli W B，Leiter M P.Job Burnout[C]//Fiske S T，Schacter D L，Zahn-Waxler C.Annual Review of Psychology，2001：397-422.

[9]Bakker A B，Demerouti E，De Boer E，et al.Job demands and job resources as predictors of absence duration and frequency[J].Journal of Vocational Behavior，2003，62（2）：341-356.

[10]Huang I C，Chuang C H J，Lin H C.The Role of Burnout in the Relationship Between Perceptions of Organizational Politics and Turnover Intentions[J].Public Personnel Management，2003，32（4）：519-531.

[11]Ferris G R，Adams G，Kolodinsky R W，et al.Perceptions of organizational politics:Theory and research directions[C]//Yammarino F J，Dansereau F.Research in multilevel issues.Oxford：JAI Press/Elsevier Science，2002：179-254.

[12]Drory A，Romm T.The Definition of Organizational Politics：A Review[J].Human Relations，1990，43（11）：1133-1154.

[13]Eisenberger R，Huntington R，Hutchison S，et al.Perceived organizational support[J].Journal of Applied Psychology，1986，71（3）：500-507.

[14]Kacmar K M，Carlson D S.Further validation of the perceptions of politics scale(POPS)-a multiple sample investigation[J].Journal of Management，1997，23（5）：627-658.

[15]Schaufeli W B，Leiter M P，Maslach C，et al.The MBI-General Survey[C]//Maslach C，Jackson S E，Leiter M P.Maslach Burnout Inventory Manual(3rd ed.).Palo Alto：Consulting Psychologists Press，1996.

[16]Cropanzano R，Howes J C，Grandey A A，et al.The relationship of organizational politics,and support to work behaviors,attitudes and stress[J].Journal of Organizational Behavior，1997，18（2）：159-170.

[17]Podsakoff P M，MacKenzie S B，Podsakoff N P.Common Method Biases in Behavioral Research:A Critical Review of the Literature and Recommended Remedies[J].Journal of Applied Psychology，2003，88（5）：879-903.

[18]侯杰泰，温忠麟，成子娟.结构方程模型及其应用[M].北京：教育科学出版社，2004.

[19]Landis R S，Beal D J，Tesluk P E.A comparison of approaches to forming composite measures in structural equation models[J].Organizational Research Methods，2000，3（2）：186-207.

[20]Kishton J M，Widaman K F.Unidimensional versus domain representative parceling of questionnaire items:An empirical example[J].Educational and Psychological Measurement，1994，54（3）：757-765.

[21]温忠麟，张雷，侯杰泰.有中介的调节变量和有调节的中介变量[J].心理学报，2006，38（3）：448-452.

[22]温忠麟，侯杰泰，Marsh H W.结构方程模型中调节效应的标准化估计[J].心理学报，2008，40（6）：729-736.

[23]Sobel M E.Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation models[C]//Lein-hardt S.Sociological methodology.Washington DC：American Sociological Association，1982：290-312.

[24]MacKinnon D P，Lockwood C M，Hoffman J M，et al.A comparison of methods to test mediation and other intervening variable effects[J].Psychological Methods，2002，7（1）：83-104.

[25]Adams J S.Inequity in social exchange[C]//Berkowitz L.Advances in Experimental Social Psychology.New York NY：Academic Press，1965：267-299.

[26]李晔，龙立荣.组织公平感研究对人力资源管理的启示[J].外国经济与管理，2003，25（2）：12-17.

[27]Hobfoll S E，Lilly R S.Resource conservation as a strategy for community psychology[J].Journal of Community Psychology，1993，21（2）：128-148.