“盲目的爱”还是“由爱生恨”？——城市认同在职场不公平感与城市逃离意愿间的调节效应

高 英，袁少锋

(辽宁大学 a.新华国际商学院;b.商学院，辽宁 沈阳 110136)

一、问题提出

城市认同刻画了个体对某个城市的归属感和热爱程度[1]。对于城市认同，已有研究通常隐含一个假定：培育个体对某个城市的高度认同，是个体融入城市、城市留住个体(尤其是人才)的关键[2]。然而，高度的城市认同，在留住人才方面，一定是发挥积极促进作用吗？本研究基于公平理论的“问责”和“反事实思考”理论观点[3]，建构职场不公平感与城市逃离之间的逻辑关系，然后考察城市认同在其间的调节效应，基于此回答上述问题。

根据公平理论，在职场，当员工感知到不公平对待时，会先分析其原因，然后进行后续的行为选择。例如，张三在A城市X公司工作，其每月收入比在B城市Y公司相同岗位的李四要少很多；或者张三感知到在X公司，决定晋升、培训机会、奖励等结果分配的制度不合理、不公平。如果张三认为在A城市，即使换一家公司，收入也不会有明显提高，决定晋升等结果分配的制度也不会有明显改善，那么张三会选择离开A城市，去B城市谋求更高的收入和更好的对待。

以上举例描述了员工的职场不公平感知对其城市逃离的影响。如果某个城市的员工在目前的公司，感知到收入和程序方面的不公平，在进行城市问责(这个城市的企业收入水平、对待员工的方式都差不多)，和反事实思考(去别的城市工作会获得更高的收入和更好的对待)[3]之后，会形成对目前所在城市的不满，进而想逃离目前工作的城市，去其他城市寻求更好的发展(更高的收入、更好的对待)。上述描述，正是刻画了当前国内一些经济欠发达地区的员工，尤其是知识型员工的职业决策过程。知识型员工指的是具有较高学历(如大专以上学历)，利用知识来进行价值创造的工作者(如程序员、设计师、管理者)[4]。比如，根据第五、六次全国人口普查的结果，东北近十年来累计流出人口数量超过100万，其中企业中高层管理人员、生产线骨干力量等知识型员工占了绝大多数[5]。

接下来重点探讨，在知识型员工的职场不公平感知、城市不满与城市逃离意愿之间，城市认同发挥什么样的调节作用。参考服务营销领域关于“顾客-企业”关系质量(指顾客对企业的信任和忠诚程度)、在企业服务失败与顾客报复欲望之间调节作用的研究，城市认同在“不公平感知-城市不满-城市逃离”之间的调节作用可能存在两种对立的解释：“盲目的爱”和“由爱生恨”。前一种解释是，相比低城市认同的人，高城市认同的个体对感知到的职场不公平更可能表现出包容、谅解或宽恕，进而体验到相对低的城市不满和逃离意愿。后一种解释是，高城市认同意味着个体对城市有强烈的归属感和喜爱程度；根据互惠原则，如“我对你好、你也应该好好对我”[6]，高城市认同的个体会对该城市有更高的期望；当感知到职场不公平时，相比低城市认同的人，他们更可能进行城市问责和反事实思考，进而引发更强的城市不满和逃离意愿。

究竟哪一种解释更符合实际，需要实证检验。如果“由爱生恨”的解释成立，那就意味着高城市认同并不总是有助于城市留人。研究在理论上有助于揭示城市认同在职场不公平感知、城市不满与城市逃离之间的调节效应；实践上，研究结论对经济欠发达地区的知识型员工吸引与保留政策的制定具有一定启示。

二、理论背景与研究假设

(一)职场不公平、城市不满与城市逃离

根据公平理论，在不公平对待感知与不满意形成之间，问责和反事实思考发挥至关重要的作用[7]。

问责涉及三个相互关联的要素[7]：(1)有负面状态或事件发生，让个体感知到了损害，个体认为应该有主体对此负责。比如，知识型员工感知到在当前企业所获得的报酬较低，或者从程序/制度上没有得到公平对待，觉得自己的付出与回报不对等，认为企业应该对此负责；(2)负面状态或事件的施加方，本可以采取行动或措施让个体免除负面状态或遭遇。比如，知识型员工认为企业本可以给予他们更合理的报酬、制定并实施更公平的程序与制度；(3)个体遭受的负面状态或事件，被认为违反了特定的规范或伦理道德标准。比如，某企业给知识型员工的报酬相对低，会被认为违反“按劳分配”原则；企业的程序或制度让知识型员工感知不公平，会被认为违反“尊重人才”、“优胜劣汰”等规范。

当知识型员工觉得其所获得的报酬相对低，或者感知企业的程序或制度等方面不公平时，会将责任归为企业一方。但是，如果个体认为“这个城市的企业都这样”(即在一个特定的城市没有明显的不公平感知)，而“其他城市的企业不是这样”，那么个体就会将不公平遭遇的责任归结到特定的城市上来。例如，在东北地区工作的知识型员工，经常将感知到的不公平归因为城市[8-9]。

当遭遇负面状态或事件之后，个体还会进行反事实思考[10]，即事情现在是什么样，如果不按当前的路径发展，本应该会出现什么不一样的结果。当知识型员工感知到职场不公平时，个体会思考：企业本应该可以给予其多少报酬，本应该如何制定制度或程序使他们感觉更好。当个体认为某个城市不同企业之间的报酬、制度等相似时，个体还会基于不同城市的比较进行反事实思考，比如个体会认为：如果换在其他城市的相同岗位，本可以挣得更多，得到更好地对待。

公平理论进一步指出，当个体感知到不公平对待时，进行问责或反事实思考后，会先寻求恢复公平的策略，如改变投入或努力程度、调整态度与认知[11]。当恢复公平的策略缺乏时，个体就会作出报复或逃离等关系破坏型的行为反应[12]。比如，面对职场不公平，知识型员工将责任归到城市后，会先寻求恢复公平的策略。然而，个体相对于城市而言显然是“弱势一方”，缺乏获取恢复公平的策略[12]，也难以对城市实施报复，因此个体会作出“逃离”反应。据此,提出如下假设：

假设H1：职场不公平感越强，知识型员工的城市逃离意愿越高。

另外，当遭遇职场不公平对待，在个体进行问责和反事实思考后，会激发个体的情绪反应(如不满、生气)和后续行为(如离职)[13]；而问责和反事实思考，反过来还会强化个体对负面状态或事件的不公平感知[3]，从而进一步激发个体的负面情绪(如不满意)，并进一步影响个体的行为。比如，当某个城市的知识型员工，在感知到职场不公平后，如果将责任归因为城市，认为是城市的问题导致分配、程序等不公平；或者将所遭受的不公平对待，基于不同城市之间的比较进行反事实思考，认为本可以在其它城市挣得更多、得到更合理对待，那么这种不公平感知就会增强，就会进一步激发其对所在城市的不满意，进而产生逃离行为。因此，提出如下假设：

假设H2:知识型员工职场不公平感越强，城市不满程度会越高，由此城市逃离意愿会越高。

(二)城市认同的调节作用

根据社会认同理论，个体的自我概念不仅包括个体身份，还包括社会身份[1]。个体身份由个体独有的特质构成，社会身份则由群体标签或会员身份等构成，如性别、种族、地域、宗教信仰、俱乐部身份等。如果个体认同某类群体标签，就会对该群体形成强烈的归属感。城市认同属于社会身份建构的范畴，反映个体对某个城市的归属感和喜爱程度。个体作为常驻城市的一员，通过与所在城市的日常互动，会形成对这座城市的归属感或自豪感。这种基于“个体-城市”关联所建立的社会身份，可提高个体对所在城市的归属感和喜爱程度，即提升个体的城市认同。。

在职场不公平感、城市不满与城市逃离之间，个体的城市认同会发挥调节作用。关于具体的调节方向，存在两种对立的解释：“盲目的爱”和“由爱生恨”[14]。

“盲目的爱”指当个体遭遇职场不公平对待时，在其对某个城市进行问责，或基于不同城市的比较进行反事实思考后，如果个体有强烈的城市认同，那么个体更能采取包容态度、谅解或宽恕，从而产生较低的城市不满和逃离意愿。与之对应，邵建平和李芳红(2012)基于甘肃地区“核心人才”的调查研究揭示，低“地域认同”是核心人才流失(离开甘肃)的主要原因[15]。由此，提出假设H3a：

假设H3a：相比低城市认同的个体，职场不公平感对高城市认同知识型员工的城市不满的正向影响效应越弱，进而对其城市逃离的影响也越弱。

“由爱生恨”指当个体遭遇不公平对待时，在对所在城市进行问责、基于不同城市的比较进行反事实思考之后，如果个体有高的城市认同，则会感知到更高的失望和不满意，并导致更高的城市逃离意愿。因为高城市认同，意味着个体和城市之间有强烈的归属和情感依附关系。根据互惠原则[16]，如果个体对另一主体有强烈的归属或情感依附，则认为对方也应该给予积极回应。由此可知，高城市认同的个体会对所在城市有更高的期望，而当实际的遭遇与个体期望不符时，个体就会更加地不满意。事实上，两个主体之间的关系越“亲密”，“爱”和“恨”就会变得越强烈，即所谓的“爱之深、恨之切”。据此，高城市认同的个体，在感知到职场不公平后，会产生更高的城市不满，由此导致更高的城市逃离意愿。据此，提出假设H3b：

假设H3b：相比低城市认同的个体，职场不公平感对高城市认同知识型员工的城市不满的正向影响效应越强，进而进一步提升其城市逃离意愿。

三、研究设计

(一)数据样本

鉴于东北地区知识型员工的职场不公平感[8-9]和城市逃离问题均较为突出[5]，本研究以东北地区的知识型员工为样本，检验上述研究假设。

问卷收集方式是，在某知名问卷网络平台设计好问卷(生成相应调查问卷链接)，然后依托辽宁某综合性高校的MBA学员资源开展问卷收集。首先从2016、2017和2018三届MBA学员中找到配合意愿较强的58位学员，然后通过微信平台让他们帮忙填写，给予每位填写者6元“微信红包”作为激励。之后，再请求这58位MBA学员依托微信平台等渠道，在他们的同事、朋友中发放并回收调查问卷；并给出对被试和收集的具体要求：(1)目前在东北地区的企业工作；(2)具有大专以上的学历；(3)帮助收集7份。同样给予每位被委托的MBA学员42元(6元×7份)“微信红包”，让他们转发给每位问卷填写者。最后总计获得调查问卷453份，筛除“目前工作所在的省份”不在东北、填写时间少于90秒(经测试，90秒内无法有效完成)的问卷，最终获得有效问卷430份。样本特征见表1。

表1 样本描述性统计特征

(二) 变量测量

1.城市逃离意愿。根据特里普等(Tripp et al.，2007)[12]、克罗斯利(Crossley， 2009)[17]以及格雷戈等(Grégoire et al. ， 2009)[14]的研究， 设计3个题项测量被试的城市逃离意愿： 我再也不想跟我目前所在城市的任何企业(单位) 打交道； 我经常想离开现在的城市， 去其它城市发展； 如果条件许可， 我再也不想来我目前所在的这个城市工作。被试在5点量表上作答，1=“非常不赞同”，5=“非常赞同”。

2.职场不公平感。基于斯维尼和麦克法林(Sweeney & McFarlin, 1993)[18]、鲁普和潘泽诺(Rupp & Cropanzano, 2002)[19]、比尔斯(Bies, 2005)[20]等的研究，并参考马超等(2014)[21]基于中国情境下的实证研究，设计12个题项测量职场不公平感。代表性题项为：与单位内相同工作和职务的同事相比，我所获得的薪酬(工资、奖金、提成等)待遇是合理的；单位分配制度的制定过程是公开、公平的。被试同样在5点量表上作答。鉴于题项的内容描述都为“正向描述”，因而如果被试在上述题项上的得分均值越低，表示其职场不公平感知越强。后续数据分析时，为了便于理解，将被试在该变量上的均值进行反向计分处理，即“职场不公平感知”=6-“职场公平感知”。

3.城市不满。参考格雷戈和费舍尔(Grégoire & Fisher, 2008)[22]关于个体对企业不满的测量，设计3个题项测量被试对城市的不满意程度：(1)我目前所在的城市让我感到不满意(如城市服务方面)；(2)我目前所在的城市让我感到不满足(如物质报酬方面)；(3)我目前所在的城市让我感到不开心。

4.城市认同。参考梅尔和艾什福斯(Mael & Ashforth, 1992)[23]关于组织认同的研究，设计城市认同的量表，具体是将描述对象“组织名称”更换为“城市”。共包含5个题项，代表性题项如：当别人批评我所在城市时，我感觉这也是对我个人的批评。

5.控制变量。鉴于在职场不公平遭遇、城市不满与逃离意愿之间，个体的自尊水平(个体对自我价值和重要性的总体评价[24])和消极情绪体验可能产生影响，因此将这两个变量作为控制变量。自尊的测量，从罗森博格(Rosenberg，1965)[25]的自尊量表中选取4个正向题项和1个反向题项。如：我做事可以和大多数人做的一样好；我觉得自己一无是处(反向命题)。以上潜变量同样是让被试在5点量表上作答。

消极情绪体验的测量，从克劳福德和亨利(Crawford & Henry, 2004)[26]开发的PANAS量表中，选取5个消极情绪词汇(哀伤的、烦乱的、紧张的、恐惧的、担心的)，询问被试“在过去的一周内，您在工作与生活方面，感受到相应情绪的频率”，被试在5点量表上作答(1表示“基本没有”，5表示“非常多”)。

问卷中还测量了被试的性别、年龄、学历、职位等级、工作单位性质、工作年限、所属行业(详见表1)等基本信息。为了保障被试填写的认真程度，在问卷的引导语中强调“采用匿名方式填写”、“答案没有对错好坏之分”；此外还参考西奥迪尼(2017)[27]的建议，问卷第一题询问被试：“您认为自己是一位乐于助人的人吗？”被试在“是”和“否”之间回答。西奥迪尼[27]认为这样对被试“先入为主”的角色定位，会显著提升被试填写的认真程度。本研究中95.6%的被试选择了“是”。

此外，为了在源头上避免同源方差问题，分别将城市逃离、城市不满和城市认同(子问卷一)，职场不公平感(子问卷二)，自尊、消极情绪体验(子问卷三)，控制变量(子问卷四)，作为不同的子问卷，放在不同的页面上进行测量。并在引导语强调，问卷包含四个相互独立、不相干的子问卷。

(三)同源方差检验

首先使用哈尔曼单因子程序[28]进行检验。基于最大似然法的探索性因子分析结果显示，有8个(1)职场不公平感知被分为3个子维度：“分配不公平”、“程序不公平”、“交互不公平”。鉴于本研究的主要目的是考察城市认同在职场不公平感、城市不满与城市逃离间的调节效应，后续分析将职场不公平感作为一个单一构念进行分析。特征值大于1的因子被提炼出来，其中第一个因子的初始方差解释率为25.82%。参考利文斯通等(Livingstone et al., 1997)[29]的研究，认为本研究的同源方差问题并不明显。

进一步参考哈里斯和莫斯霍尔德(Harris & Mossholder, 1996)[30]的做法，通过验证性因子分析(CFA)对比检验8因子模型(城市逃离、城市认同、城市不满、职场不公平感3个维度、自尊、消极情绪体验)和单因子模型的拟合情况。基于LISREL8.7进行的CFA结果显示，八因子模型拟合结果(χ2=1188.39，df=467，RMSEA=0.06；NFI=0.94、NNFI=0.96、CFI=0.96)明显优于单因子模型的拟合结果(χ2=8766.02，df=495，RMSEA=0.197；NFI=0.68、NNFI=0.68、CFI=0.70)。以上分析结果意味着，本研究不存在明显的同源方差问题。

(四)信、效度检验

1.信度。通过克伦巴赫α信度系数和CR组合信度考查本研究涉及潜变量的信度。本研究关注的6个潜变量的α信度系数分别为：城市逃离0.81、城市认同0.84、城市不满0.81、职场不公平感0.93、自尊0.86、消极情绪体验0.83；组合信度分别为：0.82、0.84、0.80、0.94、0.86、0.84；均大于0.8，说明本研究涉及潜变量的测量具有很高的信度[31]。

2.内容效度。为了保证题项测量的内容效度，在问卷设计好之后，邀请5位企业员工进行试填，让他们就问卷各题项涉及语句的易懂性、可读性等提出看法和修改意见，之后对5位试填者的意见逐条进行检查和修改。保障问卷涉及题项的内容效度。

3.收敛效度。通过各潜变量对应题项的标准化因子载荷、平均方差提取量(AVE)检验测量的收敛效度。基于LISREL8.7的CFA结果显示，研究涉及的6个潜变量对应题项的标准化因子载荷介于0.59～0.92之间，对应的p值都小于0.001；6个潜变量AVE值分别为：城市逃离0.61、城市认同0.52、城市不满0.58、职场不公平感知0.58、自尊0.56、消极情绪0.51，均大于0.5的临界值。以上两方面指标分析结果表明，本研究涉及的6个潜变量均具有可接受的收敛效度。

4.区别效度。参考福内尔和拉克尔(Fornell & Larcker, 1981)[32]推荐的方法检验6个潜变量的区别效度。如果某潜变量AVE值的平方根小于两潜变量之间的相关系数，则说明两潜变量之间具有较好的区别效度。本研究6个潜变量的AVE值的平方根介于0.71～0.78；相关系数值介于0.05～0.57(详见表2)。以上指标表明本研究涉及的潜变量具有较好的区别效度。

四、实证分析与假设检验

本研究中6个潜变量的均值、标准差及相关系数见表2。职场不公平感(r=0.34,p<0.01)同城市逃离意愿显著正相关，这初步支持了假设H1。另外，职场不公平感还与城市不满显著正相关，城市不满同城市逃离显著正相关。调节变量(城市认同)与自变量(职场不公平感)以及因变量(城市逃离)只有较弱的相关关系。各潜变量的两两相关系数绝大部分小于0.5，意味着不存在严重的多重共线性问题。

表2 潜变量的均值、标准差及Pearson相关系数

(一)主效应检验

通过多元回归分析，检验H1涉及的主效应。先根据被试“工作单位性质”生成4个虚拟变量：是否国有、是否民营、是否外资、是否机关事业单位；再根据“所属行业”生成两个虚拟变量：是否现代服务业、是否制造业；虚拟变量的赋值都是“1代表是、0代表否”。因为被试的工作单位性质不同、所属行业不同，所感知的职场不公平程度可能存在差异，进而导致不同的城市满意度和逃离意愿。需要将这些虚拟变量也放入多元回归模型。分析结果见表3。

表3 预测城市不满和城市逃离意愿的标准化回归分析结果

表3模型1中只考虑了控制变量对因变量城市逃离的影响，结果表明潜在干扰变量自尊(β=-0.127，p<0.01)和消极情绪体验(β=0.237，p<0.001)对知识型员工的城市逃离意愿有显著影响，但总体上模型的解释能力非常有限(R2为9.5%)。模型2中加入了职场不公平感变量后，模型的解释能力显著提升(R2增加到17.3%)。职场不公平感(β=0.298，p<0.001)对城市逃离意愿存在显著正向影响，这支持了假设H1。意味着在控制了被试性别、年龄、学历、自尊、消极情绪体验等控制变量之后，知识型员工的职场不公平感越强，其城市逃离意愿越高。

(二)中介效应检验

采用巴龙和肯尼(Baron & Kenny, 1986)[33]的三步回归法，检验“城市不满”在职场不公平感与城市逃离意愿之间的潜在中介效应，检验假设H2。第一步，表3模型2表明，自变量(职场不公平感)对因变量(城市逃离意愿)存在显著正向影响。第二步，模型4表明，自变量对中介变量(城市不满)亦存在显著正向影响。第三步，模型3表明，当将中介变量加入回归模型和原自变量一起作对因变量的回归时，中介变量城市不满对城市逃离意愿存在显著的正向影响，β=0.505，p<0.001；但自变量职场不公平感对城市逃离的回归系数由模型2的0.298(p<0.001)降至模型3的0.134(p=0.002)。根据温忠麟等[34]的判定标准，城市不满在职场不公平感与城市逃离之间发挥部分中介作用，这支持了假设H2，即知识型员工的职场不公平感越强，越可能激发其城市不满，并进一步提升其城市逃离意愿。

为了保证研究结果的可靠性，进一步用布雷切和海耶斯(Preacher & Hayes, 2004)[35]等开发的方法检验城市不满在职场不公平感与城市逃离之间的中介效应。将重抽样次数设定为5000，运行布雷切和海耶斯(2004)[35]建议的中介效应检验程序，结果表明：在职场不公平感与城市逃离之间，城市不满的中介效应位于0.1485至0.2937之间(95%置信区间)，不包含0，结果再次支持假设H2。

(三)调节效应检验

为了避免多重共线性并便于结果的解释，先将自变量(职场不公平感)、调节变量(城市认同)进行标准化转换，再生成自变量和调节变量的交乘项，做自变量、调节变量以及二者交乘项对因变量的回归。表3模型5揭示，在职场不公平感与城市不满之间，城市认同的正向调节效应临界显著，交乘项“Z职场不公平× Z城市认同”的标准化回归系数β=0.087，p=0.058。

为进一步检验调节效应的可靠性、并揭示具体的调节方向，还采用简单斜线分析，检验城市认同在职场不公平感与城市不满之间的调节效应。结果表明，职场不公平感和城市认同对城市不满的交互效应显著，交乘项的标准化回归系数β=0.093，p=0.041；当调节变量“城市认同”取值在均值的一个标准差以上时，职场不公平感对城市不满的标准化回归系数β=0.432，p<0.001；当城市认同取值在均值的一个标准差以下时，职场不公平感对城市不满的标准化回归系数β=0.265，p<0.001。调节效应如图1所示。

以上结果支持“城市认同”在职场不公平感与城市不满之间“由爱生恨”的调节解释逻辑，即支持假设H3b；相比低城市认同的知识型员工，职场不公平感越强，对高城市认同个体的城市不满的正向影响效应越强。

(四)有调节的中介效应检验

根据以上结果，进一步检验“职场不公平感-城市逃离意愿”之间，城市认同、城市不满的有调节的中介效应是否显著。具体参考穆勒等(Muller et al., 2005) 提出的有调节的中介效应模型[36]，进行检验。具体涉及如下三个方程(Y为因变量、X为自变量、Mo为调节变量、Me为中介变量)：

Y=β40+β41X+β42Mo+β43XMo+ ε4

(1)

Me=β50+β51X+β52Mo+β53XMo+ ε5

(2)

Y=β60+β61X+β62Mo+β63XMo+β64Me+β65MeMo+ε6

(3)

穆勒等(2005)[36]认为，首先，方程(1)中β41显著不等于零，β43则没有要求一定是要显著不等于零；其次，方程(2)和方程(3)中，需要满足如下两个条件中的一个(或两个都同时满足)：(1)β53和β64都显著；(2)β51和β65都显著。如果以上条件满足，则可认为有调节的中介效应(β64β53+β65β51)是显著不等于零的。

本研究因变量Y是“城市逃离”、自变量X是“职场不公平感”、中介变量Me是“城市不满”、调节变量Mo是“城市认同”；做方程(1)对应的回归分析，β41=0.318，p<0.001；做方程(2)对应的回归，β53=0.093，p=0.041；β51=0.348，p<0.001；做方程(3)对应的回归，β64=0.501，p<0.001；β65=0.162，p<0.001。满足穆勒等(2005)[36]提出的条件，据此可以认为，在职场不公平感与城市逃离之间，城市认同、城市不满的有调节的中介效应(β64β53+β65β51)显著不等于零。再结合假设H2检验结果和图1所示调节效应的分析结果，可以认为，相比低城市认同的知识型员工，职场不公平感越强，对高城市认同个体的城市不满的正向影响效应越强，这会进一步驱动他们产生更高的城市逃离意愿。

五、结论与讨论

(一)研究结论

第一，本文揭示了城市认同在“职场不公平感-城市不满-城市逃离意愿”逻辑关系间“由爱生恨”的调节效应。关于城市认同的已有研究，都假定培育高的城市认同，有助于员工融入城市、留在某个城市安心工作。这一逻辑内在的假定是，城市认同会发挥“盲目的爱”的调节作用，即个体在对某个城市产生较强的归属与热爱之后，更可能包容在这个城市感知到的不足(如收入水平比国内同行低)。然而，城市认同还可能发挥“由爱生恨”的调节作用，即个体在对某个城市产生较强的归属与热爱之后，一旦体验到这个城市的某种不足，更可能产生“爱之深、恨之切”的情绪与行为意向。本研究基于430个东北地区知识型员工样本的实证检验，揭示了城市认同的“由爱生恨”调节效应：相比低城市认同的知识型员工，职场不公平感越强，对高城市认同知识型员工的城市不满有更显著的促进效应；另外，在“职场不公平感-城市逃离意愿”之间，城市认同和城市不满发挥显著的有调节的中介效应，即相比低城市认同的个体，职场不公平感知越强，对高城市认同的知识型员工城市不满的促进效应越强，由此进一步提升其城市逃离意愿。这意味着，在存在职场不公平的情形下，培育高的城市认同不仅不会助力知识型员工留下，反而会驱使其逃离特定的城市。

第二，本文从微观个体的层面，拓展了已有文献关于知识型员工为什么逃离经济欠发达地区(比如东北地区)的原因解释。已有研究较多从宏观产业经济结构、体制机制、思想观念、发展动能的角度[5，37，39]，解释为什么知识型员工逃离。本研究揭示，个体在职场体验到分配或程序方面的不公平后，如果进行城市问责(即认为城市的原因造成分配或程序上的不公平)和反事实思考(即认为去别的城市可能得到更好的报酬和对待)，就会提升个体的城市不满，进而激发知识型员工的城市逃离意愿；并且个体的城市认同会强化职场不公平感对城市不满和城市逃离的正向影响效应。

第三，本文还拓展了已有文献关于个体逃离决策的已有认知。已有研究主要探讨了“员工-组织”雇佣关系中的逃离(即离职行为)，“顾客-企业”服务关系中的逃离(即顾客流失行为)，以及“个体-个体”合作或亲密关系中的逃离(即人际关系破裂)；鲜有研究关注“个体-城市”关系中的逃离。本研究从职场不公平感知出发，探讨并揭示了知识型员工个体在与城市交互关系中的逃离决策机制。

(二)管理启示

本研究的结论对经济欠发达地区的政府和企业具有管理启示。

对于城市管理者而言，在存在职场分配或程序不公平的情形下，一味地强调培育人才的城市认同，并不是留住人才的有效策略，实际可能起到反作用。城市认同越高的知识型员工，对所在城市有更高的期待；当在该城市感知到职场不公平，并进行城市问责(认为城市的问题造成分配或程序不公平)和基于城市之间比较的反事实思考(认为去其他城市会获得更好的收入和对待)后，更可能激发其对所在城市的“恨”，由此导致其逃离所在城市，去别的城市寻求更高报酬和更好对待。为此，希望通过城市认同的培育留住人才的城市，还需要不断提升城市发展水平，提升员工在某个城市的总体收入水平(提升分配公平)，打造重视人才、尊重人才的软环境(提升程序公平)。一个城市想要长期有效留住人才，需要高城市认同和高职场公平的共同作用。

对经济欠发达地区的城市和企业管理者而言，需要知道，除了宏观层面的产业结构、“体制机制”或者“思想观念”外，知识型员工在职场关于分配、以及决定分配的组织制度与程序的公平感知，是城市与企业引人、留人的关键。因此，除了城市层面的引人、留人激励政策与措施外，努力提升一个城市的企业管理水平，尤其是提升企业在分配(报酬、晋升、发展机会等结果维度)或程序(决定报酬、晋升、机会等分配的制度与流程)方面的公平水平，同样对企业与城市引人、留人至关重要。

在经济欠发达地区，对于知识型员工流失问题突出的企业(如众多东北企业)，尤其需要分析企业在程序方面是否有突出的不公平问题，比如“低能之人”依靠“裙带”、“关系”等获得相对高的报酬或更好的对待。这样的不公平，尤其容易引发知识型员工的职场不公平感知。一旦知识型员工，认为某个城市的企业“都是这样”时(城市问责)，就会产生城市不满，进而激发城市逃离意愿和行为。只有创造“能者上、庸者下”，“多付出、多回报”的程序公平环境，才能促进企业和城市的引人与留人。

如果某个企业认为在结果分配、制度与程序方面，在城市(如东北城市)内的不同企业之间相对公平，但与其他城市(如东南沿海城市)相比不公平，此时，企业或政府相关部门可考虑围绕本城市占有比较优势的“成本因素”(比如东北城市的居民生活成本、房价等显著低于东南沿海城市)，强化知识型员工对所在城市生活工作相对低成本的认知，从而提升知识型员工的公平感知，促进其留下。

(三)研究局限与未来研究展望

本研究还存在如下局限：(1)为了有效获取足够数量的知识型员工样本，本研究主要立足辽宁某综合性高校的MBA学员以及MBA学员的工作圈展开样本收集；虽然所获得的样本具有一定的代表性，但如果深入各类企业、进行更广泛的样本采集，可能更有助于保障研究结论的外部效度。(2)通过问卷调查的方式，考察了职场不公平感对知识型员工城市不满、城市逃离的影响效应和作用机制；鉴于调查问卷方式本身是关系型设计，这一方法并不能揭示变量之间的因果关系。未来的研究可以考虑采用行为实验研究方法，操纵分配、程序公平变量，然后考察其对员工城市满意度、逃离意愿的影响，更有助于揭示其中的因果关系和作用机制。(3)鉴于本研究的主要目的是探讨城市认同在职场不公平感、城市不满和城市逃离之间的调节效应，关于职场不公平感知干预对知识型员工城市不满和逃离的影响缺乏探讨。比如，对于分配感知不公平的员工，如果强化他们对“低城市生活成本”的认知，会不会逆转他们的不公平感，进而减缓不公平感对城市不满和逃离的影响效应，值得进一步探讨。