心理所有权、工作态度对离职倾向的影响研究

刘正安

（顺德职业技术学院 经济管理学院，广东 佛山 528333）

在竞争日益激烈的知识经济时代，企业之间的竞争日益体现在人力资本的竞争，人力资本已然成了企业最重要、最活跃的关键资本。企业面临越复杂的市场环境，越需要有相对稳定的人力资本。但是，现实是，中国企业的离职率高居不下，根据翰威特公司的一项调查显示，中国每年有43%的关键岗位的员工自愿离职，而在新加坡和澳大利亚只有5%和11%［1］。员工的离职会给企业带来大量的显性和隐形成本，据西方的研究表明，员工的平均离职成本一般会达到员工年收入的2～3倍［2］。因此，中国企业如何保留、激励这些优秀员工，探究员工离职的原因，不仅是学术界研究的理论问题，更是企业面临的现实问题。

企业员工的主动离职往往是无法预知和控制的，因此，对主动离职原因的研究得到了学者们持续的、更多的关注。自20世纪初以来，国内外的学者们对主动离职问题展开了大量的基础和应用研究，并取得了丰硕成果。Price［3］提出了第一个员工离职模型；Lee和Mitchell［4］在映像理论基础上提出了复杂的“展开”模型； Sheridan和Abelson［5］提出了“尖峰突变”模型。我国学者基于中国情景也对员工离职的一些因变量和结果变量进行了大量的实证研究，并已论证组织承诺和工作满意度对离职具有显著的负向影响，在其它变量与离职倾向间起中介作用。员工离职倾向的研究方向是探索新的解释变量对离职倾向的影响机制，然而，迄今为止，国外鲜有将心理所有权作为离职倾向解释变量的研究，国内的研究更是凤毛麟角。为此，本研究以广东地区企业为样本，来检验心理所有权与离职倾向之间关系，并引入工作态度作为中介变量，以此来进一步完善相关理论，也为中国企业提高人力资源管理水平、降低离职率提供有价值的参考。

1 理论基础与假设

1.1 心理所有权

心理所有权来源于对雇员所有权的研究，也因财产所有权的研究而得以快速发展。20世纪70年代，为了保留核心员工、提高其工作绩效，西方企业提供员工持股计划（ESOP），但研究发现，这些法定的所有权并不能对员工态度、行为以及组织绩效产生必然的影响。Pierce等人［6］认为心理所有权就是人们对目标物所产生的拥有感，员工之所以会产生心理所有权，是因为心理所有权能满足他们在组织中一些基本的需要。Furby［7］认为心理所有权包括三个核心构念：自我概念（self-concept）、态度（attitude）、责任感（responsibility） 。

自20世纪90年代后期以来，国内外学者对心理所有权产生了浓厚的兴趣，心里所有权由此成了组织行为学、心理学以及人力资本研究的前沿课题之一。

1.2 心理所有权与工作态度

心理所有权的核心是员工心理上对某个特定对象的占有感。心理所有权对员工最直接的影响是对工作态度的积极影响。工作态度的2个变量就是工作满意度和组织承诺。员工是否满意取决于个人情感以及个人需要是否得到满足，而心理所有权恰好可以满足个人的基本需要（效能感、空间感、身份认同）。因此，心理所有权能增加工作满意度，当员工感受到对组织的心理所有权时，就会提升工作满意度；反之亦然。组织承诺是员工对组织的心理依恋感和归宿感。如果员工在工作中感受到对组织的占有，员工就会产生归属感与效能感。因此，心理所有权对员工的组织承诺产生积极影响。国外学者（Van Dyne）［8］的研究表明，心理所有权与员工的工作态度之间显著相关。我国学者刘芳等人［9］在中国背景下进行的实证研究也证实了该结论。基于以上分析，提出如下两个假设：

H1：心理所有权与组织承诺呈显著正相关。H2：心理所有权与工作满意度呈显著正相关。

1.3 心理所有权与离职倾向

组织成员一旦产生了对组织的占有感，就会满足个体的三种基本动机（效能感、空间感、身份认同），当个体的这些需要得到满足时，员工会回报组织，并有一份责任感为组织投入时间和精力。特别是当员工拥有“家”的感觉时，员工对可能成为“家”的组织产生特别的权利和责任，激发出有助于组织的积极行为（如组织公民行为），为组织奉献更多的精力和时间，并逐渐与组织融为一体，因此，不会随意离开这个“家”。由此可见，心理所有权能较好的预测离职意愿。国外学者Avey等人［10］的研究表明，心理所有权对离职倾向负相关。国内学者黄海艳等人［11］的研究也表明心理所有权与对离职倾向显著负相关。基于以上分析，得出如下假设：

H3：心理所有权与员工离职倾向呈显著负相关。

1.4 组织承诺、工作满意度与离职倾向

组织承诺描述的是员工与工作之间的精神和物质方面的依赖关系，对组织产生的心理认同和接纳的态度。加拿大学者Meyer与Allen［12］把组织承诺（organizational commitment）分为三个构面：情感承诺、持续承诺与规范承诺。情感承诺，是指员工对其所在组织的情感投入。持续承诺，是指员工选择继续留在组织。规范承诺，是指员工因道义上的责任感，而自愿留在组织。国内外的研究发现，组织承诺可以促进员工产生有利于组织的积极行为。国外学者Meyer等［12］的研究表明组织承诺对离职倾向和离职行为有负向影响，即织承诺越低，离职倾向越高，离职率也越高。国内学者崔勋［13］的实证研究表明，组织承诺与离职倾向为负相关。工作满意度是员工对工作状况进行评估后而产生的认知和情绪体验，当员工对工作满意度低时，其组织忠诚度降低，因而倾向于离开他的工作。基于以上分析，得出如下两个假设：

H4：组织承诺对员工离职有负向的影响。

H5：员工满意度对员工离职有负向的影响。

1.5 组织承诺、工作满意度在心理所有权与离职倾向间的作用

Avey［10］等通过实证研究发现，心理所有权对员工离职倾向的负向影响，是通过影响员工的工作态度，来影响个体的离职意愿及其行为。基于上述分析，提出如下假设：

H6：组织承诺、工作满意度在心理所有权与离职倾向的负向关系中起中介作用。

1.6 研究模型

综合之前的文献与理论分析，结合个案与焦点小组访谈的结果，提出本研究的理论模型如图1所示。

图1 理论研究模型

2 研究设计

2.1 研究样本

本研究以广东珠江三角洲地区23家企业的在职员工为样本。为使样本更具有代表性，本研究采用了分层和系统抽样相结合的抽样法，共发放问卷325份，收回219分，得到有效问卷186份，有效回收率为57.2%。具体的样本特征见表1。

表1 研究样本%

从样本企业的性质来看，国有企业3家，民营企业16家，外资或合资企业4家。从样本企业的行业分布来看，主要分布在电子制造业（12家）、软件开发（4家）、医药（2家）、工业自动化（2家）、新能源（2家）、餐饮连锁（1家）等行业。从样本企业的成立时间来看，1～3年的有2家，4～9年的有19家，10年及以上的有2家。

2.2 研究工具

采用李克特5点量表法测量上述研究模型中4个变量之间的关系，其中1代表完全不符合，5代表非常符合。本研究的问卷全部来源于已公开发表的文献，并进行了严格的英汉双向互译（translation和back-translation），通过焦点访谈对各条目进行了审阅和修正，经过小规模预试后，再次对问卷进行了最后修订。

1）心理所有权量表。本研究采用Pierce开发的包括7个项目的量表。该量表采用情景判断测验的方法，按照认同的态度（5等级）计算单个样本的心理所有权强度，其中第7个条目为反向计分。经实测，量表的内在一致性系数为0.815 2。示例性题目“这是我的公司”及“我很难把这个公司看成我所有的（反向）”等。

2）组织承诺量表。组织承诺量表主要在Meyer与Allen［12］编制的包括24个条目的组织承诺问卷基础上，参考国内学者的相关量表修订而成，修订后的量表包括18个条目。示例性题目“我很乐于和别人谈我的公司”、“我觉得公司的事就是我的事”及“我没有其他办法，所以现在不能考虑离开公司”等。

3）工作满意度量表。关于工作满意度的测量，我们参考Chiu等人［14］开发的包括6个条目的问卷，修订后共包括4个条目。示例性题目“我从工作中得到满足感”及“我清楚组织对我工作的期望是什么”等。

4）离职倾向量表。离职倾向的测量采用樊景立（Farh）等人［15］开发的包括4个项目的量表。该量表具有较高一致性系数和重测信度。示例性题目“我常常想辞去我目前的工作”及“我计划在单位做长期的职业发展（反向）”等。

2.3 统计分析方法

本研究运用SPSS 17.0软件进行描述性分析、内部一致性分析以及相关性分析。运用AMOS 8.0软件进行验证性因素分析与路径分析。

3 研究结果

3.1 变量的描述性统计、信度检验

在进行假设验证之前，需要对问卷的信度和效度进行检验。本研究用SPSS 17.0计算Cronbach's α进行信度检验。从表2的检验结果来看，各量表的cronbach's α值介入0.832至0.910之间，均大于0.8，表明数据是可靠的，具有较好的内部一致性。

表2 量表的cronbach's α值

3.2 各问卷的效度检验

从内容与结构来检验问卷的效度。首先，本研究采用的量表都是成熟的量表，这保证了较好的内容效度。其次，利用AMOS 7.0对四个变量进行验证性因素分析。从表3可知，x2/df小于3，GFI、CFI、NFI等指标大于0.9的理想水平，PNFI大于0.5的理想值，RMSEA小于0.08的标准水平。因此，各项指标达到判断标准水平，表明量表具有较好的结构效度。

3.3 变量之间的相关性分析

本研究采用SPSS 17.0对各变量之间的相关性进行分析。回归系数均经过标准化处理。从表4中可知，心理所有权与组织承诺显著正相关（r=0.425，p＜0.01），假设1得到检验。心理所有权与工作满意度正相关（r=0.371，p＜0.01），假设2得到检验。心理所有权与离职倾向显著负相关（r=-0.816，p＜0.01），假设3得到检验。组织承诺与离职倾向显著负相关（r=-0.509，p＜0.01），假设4得到检验。工作满意度与离职倾向显著负相关（r=-0.302，p＜0.01），假设5得到检验。

表3 变量验证性因素分析（CFA）结果

表4 各变量之间的相关系数

3.4 分层多元回归分析

本研究采用分层多元回归分析方法来检验工作态度的中介效应。按照Baron和Kenny［16］提出的中介效应检验步骤，我们需要做如下检验：第一，心理所有权分别与组织承诺和离职倾向有显著关系。第二，组织承诺、工作满意度与离职倾向显著相关。第三，将组织承诺、工作满意度加入模型中，检验这2个变量在心理所有权与离职倾向之间的作用。在上述相关性分析的基础上，我们再来检验中介效应。回归分析结果如表5、表6和表7。

表5 各变量对组织承诺的分层回归分析结果

表6 各变量对工作满意度的分层回归分析结果

表7 各变量对离职倾向的逐步回归分析结果

表5中第一步进入回归方程的是控制变量年龄和学历，第二步进入的是心理所有权，结果组织承诺的可解释变异显著增加了，△R2为0.037（P＜0.01）。第三步进入的是工作满意度，结果组织承诺的可解释变异显著增加了，△R2为0.094（P＜0.01）。这说明心理所有权与工作满意度对组织承诺都有预测作用，假设1成立。

表6中第一步进入回归方程的是控制变量年龄和学历，第二步进入的是心理所有权，结果是工作满意度的可解释变异显著增加了，△R2为0.035（P＜0.01）。这说明心理所有权对工作满意度有显著的预测作用，假设2成立。

表7中，先后将控制变量（年龄、教育程度）、心理所有权、组织承诺以及工作满意度放入回归方程，最后一步将所有变量全部放入回归方程。在模型2中，加入自变量后，△R2增加到0.091（P＜0.01），说明自变量对离职倾向具有较好的预测力，即假设3成立。在模型3中，同时加入2个中介变量后，△R2增加到0.022（P＜0.01），说明中介变量对离职倾向也具有较好的预测力，即假设4和假设5成立。另外，如模型4所示，当所有的变量进入回归方程后，自变量心理所有权对离职倾向的回归系数由-0.812变为-0.512，这说明自变量对离职倾向的作用下降了，而2个中介变量发挥了部分中介作用，假设6得到检验。

4 结论与讨论

本文以截面数据分析了4个变量之间的关系，研究结果发现心理所有权对工作态度具有显著的正影响，对离职倾向具有显著的负影响，工作态度对离职倾向具有负影响。另外还发现工作态度在心理所有权与离职倾向之间起部分中介作用。

本研究引入了员工心理变量，论证了心理所有权对组织的正效应，丰富了离职倾向和心理所有权理论。在实践上，也有一定的借鉴价值。较高的心理所有权程度能降低员工的主动离职倾向，因此，一个组织要想长远发展，应从以下几个方面入手：一是要构建良好的企业氛围或环境，培养雇员对企业或企业文化的认同感，这样有利于提高雇员的心理所有权，有利于保持雇员的稳定；二是在条件许可的情况下向员工提供其需要的所有权目标（如股权激励等）；三是及时有效沟通，让他们能亲密了解这些所有权目标，并能将自我投入到不同的目标中，以期提高心理所有权水平；四是鼓励与支持雇员参与决策与管理。

尽管如此，本研究仍存在一些不足。首先，本研究的样本存在一定的地域局限性，今后有必要在更大范围内选取样本。其次，4个测量量表都由同一人回答，这可能导致数据同源方差问题。因此，未来应对不同的变量采用不同的数据来源。最后，本研究采用横截面的数据进行分析。通过自变量和中介变量影响离职倾向是需要时间的，原则上要在不同时段来测量这4个变量。因此，未来应进行纵向设计来研究各变量之间的因果关系。

［1］黄丽.知识员工工作嵌入型及其与相关因素的关系研究（D）.广州:暨南大学，2009.

［2］PHILLIPS J D.The price tag on turnover［J］.Personnel Journal，1990，69（12）:58-61.

［3］PRICE J L.The study of turnover［M］.IA:Iowa State Press，1977.

［4］LEE T W，MITCHELL T R.An alternative approach:The unfolding model of voluntary employee turnover［J］.Academy of Management Review，1994，19（1）:51-89.

［5］SHERIDAN J E，ABELSON M A.Cusp catastrophe model of employee turnover［J］.Academy of Management Journal，1983，26（3）:418-436.

［6］PIERCE J L，KOSTOVA T，DIRKS K T.Toward a theory of psychological ownership in organizations［J］.Academy of management review，2001，26（2）:298-310.

［7］FURBY L.The origins and early development of possessive behavior［J］.Political Psychology，1980:30-42.

［8］VAN DYNE L，PIERCE J L.Psychological ownership and feelings of possession:Three field studies predicting employee attitudes and organizational citizenship behavior［J］.Journal of organizational behavior，2004，25（4）:439-459.

［9］刘芳，王浩.组织心理所有权与工作态度、行为和结果的关系研究［J］.软科学，2009，24（9），124-128.

［10］AVEY J B，AVOLIO B J，CROSSLEY C D，et al.Psychological ownership:Theoretical extensions，measurement and relation to work outcomes［J］.Journal of Organizational Behavior，2009，30（2）:173-191.

［11］黄海艳，陈松.心理所有权与员工离职倾向的相关性［J］.现代管理科学，2009（10）:22-24.

［12］MEYER J P，ALLEN N J，SMITH C A.Commitment to organizations and occupations:Extension and test of a three-component conceptualization［J］.Journal of applied psychology，1993，78（4）:538.

［13］崔勋.员工个人特性对组织承诺与离职意愿的影响研究［J］.南开管理评论，2003，4（4）:11.

［14］CHIU W C K，NG C W.Women-friendly HRM and organizational commitment:A study among women and men of organizations in Hong Kong［J］.Journal of Occupational and Organizational Psychology，1999，72（4）:485-502.

［15］FARH J L，TSUI A S，XIN K，et al.The influence of re-lational demography and guanxi:The Chinese case［J］.Organization science，1998，9（4）:471-488.

［16］BARON R M，KENNY D A.The moderator–mediator variable distinction in social psychological research:Conceptual，strategic，and statistical considerations［J］.Journal of personality and social psychology，1986，51（6）:1173.