90后煤矿员工的相对剥夺感与离职倾向：工作幸福感的中介作用

梁振东 聂顺婷 林婷婷

[摘 要]为了解90后煤矿员工的相对剥夺感和工作幸福感对其离职倾向的影响，本研究面向煤矿一线员工发放调查问卷350份，收回有效问卷291份。研究采用SPSS22.0进行信度、效度检验、相关分析和回归分析。研究结果表明：（1）相对剥夺感对工作幸福感有显著的负向预测作用;（2）相对剥夺感对离职倾向有显著的正向预测作用;（3）工作幸福感对离职倾向有显著的负向预测作用;（4）工作幸福感在相对剥夺感与离职倾向关系中具有部分中介作用。研究结论对有效干预90后煤矿员工离职行为，提供了新的视角和理论依据。

[关键词]90后;煤矿员工;相对剥夺感;工作幸福感;离职倾向

[中图分类号]F272.92 [文献标志码]A

文章编号：1003-6121（2020）04-0020-11

一、引言

煤炭在我国一次性能源消费结构中长期占居主导地位，煤矿企业的持续、健康发展是我国一次性能源安全的重要保障。而煤矿企业年轻员工对所属企业的情感和工作投入度，对煤矿企业的持续健康发展意义重大。随着煤矿员工物质生活水平的改善和煤矿企业生产技术的转型升级，煤矿员工与新经济企业员工相比，在工作环境、工作地点、薪酬福利等方面均存在较大差距，因而对工作的满意感相对偏低，离职转换职业的意愿也会更加强烈。因此，了解90后煤矿员工的离职倾向及其主要影响因素，明晰这些影响因素对90后煤矿员工离职倾向的作用机制，对煤矿企业采取有效措施降低年轻员工的离职倾向具有重要的理论和现实意义。

回顾相关文献可以发现，针对煤矿员工离职倾向的研究并不多见，原因之一是多数煤矿企业是国有企业，在这些煤矿工作具有较好的岗位和薪酬稳定性，能够满足从业者对工作稳定性方面的需求。但90后员工平均受教育年限较长，成长环境较好，他们对工作环境和生活品质的需求层次相应较高。那么煤矿企业现有的工作条件和待遇能否使其对所属组织及其岗位有较高的承诺？90后煤矿员工的公平感和工作满意度如何？这些问题均还缺乏有效的实证研究。基于此，本研究以相对剥夺理论为理论基础，实证检验90后煤矿员工相对剥夺感对离职倾向的影响，以及工作满意度对相对剥夺感和离职倾向关系的作用机制。

二、理论回顾与研究假设

（一）90后煤矿员工的定义及其特点

90后煤矿员工是指1990年及以后出生，目前已进入煤矿企业工作的员工群体。这些员工年龄最大的已满30周岁，他们是煤矿企业最具活力和潜力的人力资源，也是煤矿企业进行技术改造，实现煤矿智能化建设的中坚力量。90后煤矿员工成长于物质条件相对较好、经济科技高速发展的年代，具有新生代员工普遍特征，其特点主要体现在以下几方面：

一是忍耐力差。90后煤矿员工多数为独生子女，或者兄弟姐妹较少，成长环境较好，在生活中很少遇到挫折，忍耐力及抗压能力相对较弱，因此，对煤矿现场的作业环境有一定的排斥。

二是价值观多元化。90后员工平均受教育年限較长，成长在经济全球化、一体化的时代，信息来源多元，受中西多元文化和价值观的影响较深，具有多元化的价值观。

三是追求平等，不迷信权威。90后员工重视工作和生活的品质，对传统的科层制工作环境比较抵触，喜欢平等、舒适的工作环境，不喜欢传统式风格的领导。

四是文化水平较高，学习能力较强。随着高等教育的发展，90后煤矿员工受教育年限较长，大多具有大专以上学历，而且能够与时俱进，随时学习掌握新的技术和知识，有持续学习的热情。

五是需求多样化。90后员工成长于经济科技高速发展的年代，物质需求已非其主要需要，他们往往更关注精神领域的追求。他们在工作中发掘自己的潜能，不喜欢一成不变，看重自己在工作中知识和技能的提升，对组织的忠诚度较低。

（二）研究假设

1.相对剥夺感与工作幸福感

Stouffer等人早在1949年就提出了“相对剥夺”的概念[1]32，Merton（1957）对相对剥夺感进行了学术定义，认为个体将自身所处的处境与某一特定的参照群体进行比较，认为自己处于不利情境时，就会感受到被剥夺[2]388。国内学者熊猛，叶一舵等（2016）指出，相对剥夺感是人们在和参照对象进行比较后，认为自己身份转换为弱势，然后产生的一系列消极认知和消极情绪。[3]440

工作幸福感的定义较多，本文采用Bakker&Oerlemans的定义，即工作幸福感是员工在自己的工作中感受到的多的积极情绪和少的消极情绪，这种感受既包含对工作本身的分析，也包括在过程中感受到的快乐或者满意。[4]179

组织中的员工常常会拿自己与同组织的其他人进行比较，当他们比较后发现自己处于不利的情境当中时，就会产生机会和权益被剥夺的认识和情感反应。苗元江（2009）认为，若员工认为自己在组织中受到不公平的对待，就会降低幸福感，进而降低其面对困难、解决困难、保持积极向上的心理能量。[5]180袁浩（2011）对上海市的新白领进行了调查，结果显示，上海市新白领的相对剥夺感与工作幸福感呈反向关系，影响相对剥夺感的重要因素之一是收入水平。[6]138这些观点表明，员工在与其他人进行比较，发现自己收入较低或遭受不公正对待时，就有可能产生相对剥夺感，进而会降低对工作的积极感受。据此提出假设：

H1：相对剥夺感显著负向预测员工的工作幸福感。即员工相对剥夺感越高，工作幸福感越低。具体而言，员工的相对剥夺感越高，员工在工作中感受到积极情绪越低，消极情绪越高。

2.相对剥夺感与离职倾向

离职的概念最早由心理学家Crockett和Brayyfied于1955年提出。Porter&Steers（1973）认为离职是组织员工在对工作领域各个方面感到不满意后而采取的妥协行为[7]606。Horner等（1978）也认为离职倾向是一个综合性的概念，是员工对目前工作有不满情绪、并且是在考虑了离职的机会成本、其他工作机会以及跳槽难易程度后产生的念头。Mobley（1979）等指出离职倾向其实就是员工离职付诸行动之前的最后一步，是工作不满意、 离职念头、 寻找其它工作倾向与找到其它工作可能性的总和表现[8]496。国内学者林长华（2009）认为离职倾向仅仅是员工想要离开本组织或工作岗位的心理倾向[9]24。本文采用Mobley对离职倾向的概念界定，测量方法也以Mobley开发的量表为基础修订而成。

当个体在与参照对象进行对比之后产生的相对剥夺感，会导致个体工作行为、心理素质或工作状态发生改变。Mollica等人（1999）经过研讨发现，员工在工作中享受的资源不合理会导致员工产生相对剥夺感，进而引起职员出现高离职率、低工作效率的工作行为。[10]B3Melkonian等（2011）也认为员工在工作中体验到的相对剥夺感时，会在工作中出现低合作意愿、高离职率等的不良影响。[11]458据此，提出假设：

H2：相对剥夺感能够显著正向预测其离职倾向。即相对剥夺感越高，离职倾向越高。

3.工作幸福感与离职倾向

工作幸福感是员工对工作引发的积极情绪和消极情绪的主观感知。韩翼等（2009）通过研究发现，个体的工作幸福感会作用于其产生是否离职的想法，并且有强烈的预测作用，当员工的工作幸福感较低时，会在其旷工率和员工流动率上体现出来，甚至会产生离职行为。[12]90陈思邀等（2013）对我国部分地区新生代员工进行调查研究，发现新生代员工受到上司的约束越少，下属在做事的过程中感受到的幸福感越高，此时员工离开组织的想法就会减少。[13]138根据上述研究结论，提出假设：

H3：工作幸福感能够显著负向预测员工的离职倾向。即工作幸福感越高，员工的离职倾向越低。具体而言，员工在工作中感受到的积极情绪越高，离职倾向越低;员工在工作中感受到的消极情绪越高，离职倾向越高。

4.工作幸福感在相对剥夺感和离职倾向关系中的中介作用

根据上述文献和研究假设可以推论，当员工和参考对象进行比较，认为自己为处于不利状态或属于弱势个体或群体时，就有可能引发相对剥夺感，进而在工作中感受到更多的消极情绪和更少的积极情绪，即工作幸福感降低。这种低的工作幸福感又会诱发工作倦怠、旷工、离职意愿增加等其他消极情感或消极工作行为。据此提出假设：

H4：工作幸福感在相对剥夺感与离职倾向的关系间起中介作用。即相对剥夺感越高的员工，工作幸福感越低;员工工作幸福感越低，离职倾向越强。

三、样本来源的测量方法

（一）样本来源

本研究的主要样本来自于福建省和河北省的四家煤矿企业。面向煤矿企业工作的90后员工发放调查问卷，发放对象从事的工作岗位包括井上和井下岗位两大类型，发放调查问卷350份，收回有效问卷291份。样本在性别分布方面，男性250人，占比约85.9%，这是因为煤矿企业中男性员工占据很大比例。学历分布方面，高中、中专、中技占117人，占比40.2%;大专75人，占比25.8%;本科及以上80人，占比27.5%，其他19人，占比6.5%，表明90后煤矿员工的平均学历有了显著提升，大专及以上学历占比超过53.3%。在井上井下岗位分布方面，井上138人，占比47.4%，井下153人，占比52.6%。样本的分布结构与煤矿企业基层员工的分布结构较为接近。

（二）变量的测量

1.工作幸福感量表

工作幸福感量表采用了刘沁薇研究中使用的工作幸福感量表。[14]90该量表在Katwyk，Fox，Spector&Kelloway（2000）编制的与工作相关的情绪幸福感量表的基础上[15]225，结合Corey Lee & M.Keyes（2000）编制的情绪幸福感问卷[16]72修订而成。该工作幸福感量表的系数大于0.8，每个题项的载荷系数均大于0.5。量表包含积极情绪和消极情绪两个维度，其中积极情绪有6个题项，消极情绪有6个题项。特别需要说明的是，本研究为了方便汇总工作幸福感总值，对工作幸福感的消极情绪项目的分值进行了反向计分。量表采用6点式李克特量表形式计分。

2.相对剥夺感量表

相对剥夺感的量表采用陈盈蓁研究所采用的相对剥夺感量表[17]80。该量表是基于Crosby1976年所编制的相对剥夺感量表修订而成，共有8个题项，单维结构，系数为0.81，信度和效度良好。具体的项目内容如“员工在自己的工作中，想得到的东西多于此刻可得到的”“在我的工作中，我所得到的少于自己的期许”“目前在我的工作中，我所得到的少于我应得的”“对于那些程度和我差不多的人，他们在工作中得到的好处比我要来的多”“如果事情有不同的发展，我应该可以在工作中获得更多”等内容。量表采用6点式李克特量表形式计分。

3.离职倾向量表

离职倾向的量表是采用翁清雄和席酉民（2010）研究中使用的离职倾向量表[18]119。该量表翻译自Mobley等（1979）编制的离职倾向量表，共有4个题项，系数为0.755，信度与效度良好。[19]493量表采用6点式李克特量表形式计分。

（三）统计分析方法

研究采用的统计分析软件为SPSS22.0。首先在對样本进行描述性统计分析，然后对收集的数据进行效度和信度的检验、相关分析，最后进行数据中心化处理和回归分析，以检验数据对研究假设的支持程度。

四、数据分析与检验

（一）效度分析

首先对三个变量的数据进行KMO值和Bartlett的检测。相对剥夺感、工作幸福感、离职倾向的Bartlett球度检验、KMO检验结果见表1。三个变量的KMO值分别为0.825，0.899，0.659，Sig.值均小于0.000，表明进行因子分析是恰当的。

对相对剥夺感、工作幸福感和离职倾向三个变量的项目进行因子分析，分析结果分别见表2、表3和表4。分析结果表明，相对剥夺感量表中项目1的因子载荷值低于0.5，剔除该项目后相对剥夺感共有7个题项，聚合为1个因子;工作幸福感因子聚合为两个维度，即积极情绪和消极情绪，各有6个题项，与原量表结构一致;离职倾向则是为单维度，共有4个题项，与原量表结构一致。

（二）信度分析

信度分析是用来检测问卷能否反映出测量对象真实的、一贯的特征的一种分析。本研究采用Cronbachs's α系数对各变量的量表进行检验，Cronbachs's α系数大于0.7就可认为是可靠的。三个变量及其维度的α系数值如表5所示。

从表5中可以看出相对剥夺感量表的信度为0.849;工作幸福感量表的整体信度为0.897，其中积极情绪和消极情绪维度的值分别是0.955和0.889;离职倾向的信度为0.771，α值均大于0.7。表明本研究采用的量表具有良好的信度。

（三）相关性分析

采Pearson相关分析法，对相对剥夺感、工作幸福感以及离职倾向变量进行相关分析。变量间的相关系统以及均值和方差如表6所示。

相对剥夺感、工作幸福感和离职倾向的均值、标准差和相关矩阵的结果，数据表明：

相对剥夺感与工作幸福感呈显著负相关（r=-0.493，P<0.01）;工作幸福感的两个维度积极情绪和消极情绪也均与相对剥夺感显著负相关（r分别为-0.267、-0.543，P值均小于0.01）。相对剥夺感与消极情绪呈负相关，是因为本研究对消极情绪得分进行了反向计分，下同。相对剥夺感与离职倾向显著正相关（r=0.453，P<0.01）。工作幸福感与离职倾向显著负相关（r=-0.616，P<0.01）;工作幸福感的两个维度：积极情绪和消极情绪也均与相对剥夺感显著负相关（r分别为-0.608、-0.365，P值均小于0.01）。

（四）回归分析

在相关分析的基础上，进一步进行回归分析，以检验相关假设是否得到数据支持。

1.相对剥夺感与工作幸福感关系的检验

表7的数据分析显示，自变量相对剥夺感与因变量工作幸福感的回归系数值为-0.493（t =-9.640，P=0.000），表明回归系数显著，相对剥感对工作幸福感有显著的负向预测作用，假设H1得到数据支持。

进一步检验相对剥夺感对工作幸福感两个维度的影响，结果见表8和表9。

表8和表9的数据分析结果表明，自变量相对剥夺感的回归系数为分别为-0.267（t =-4.706，P=0.000）和-0.543（t =-11.007，P=0.000），表明相对剥夺感和工作幸福感的两个维度均显著负相关。

2.相对剥夺感与离职倾向的关系检验

表10对自变量相对剥夺感和因变量离职倾向进行回归分析，回归系数为0.453（t=-8.641，P=0.000），表明相对剥夺感对离职倾向有显著的正向预测作用，假设H2得到数据支持。

3.工作幸福感与离职倾向的关系检验

表11对变量工作幸福感和因变量离职倾向进行回归分析，回归系数为-0.616，（t=-13.290，P=0.000），表明工作幸福感对离职倾向有显著的负向预测作用，假设H3得到数据支持。

进一步对工作幸福感的两个维度与离职倾向进行回归分析，工作幸福感两个维度的回归系数为分别-0.608（t=-13.024，P=0.000）、-0.365（t=-6.666，P=0.000），见表12和表13，说明工作幸福感两个维度对离职倾向均有显著预测作用。

4.工作幸福感对相对剥夺感与离职倾向的中介检验

依次对相对剥夺感、工作幸福感和离职倾向进行分层回归分析，见表14，结果表明相对剥夺感与离职倾向间的关系显著，回归系数为0.197（t=3.788，P=0.000）;相对剥夺感仍然对工作幸福感有显著的负向预测效应;工作幸福感与离职倾向间的关系显著，回归系数为-0.519（t=-9.956，P=0.000）。与表10的数据相比，相对剥夺感对离职倾向的影响的回归系数值降低（0.197<0.453），表明工作幸福感在相对剥奪感对离职倾向的关系中起中介作用，属于部分中介，假设H4得到数据支持。

进一步检验工作幸福感两个维度对相对剥夺感和离职倾向关系的中介效应，结果见表15和表16。

将自变量相对剥夺感以及中介变量工作幸福感的两个维度与因变量离职倾向进行回归分析，工作幸福感各维度对离职倾向仍存在显著反向影响，而相对剥夺感对离职倾向的影响的系数值有所降低（0.313<0.453）（0.361<0.453），表明工作幸福感的两个维度也对相对剥夺感和离职倾向的关系起部分中介作用。

五、结果与讨论

本研究采用问卷调查法，以煤矿企业90后员工为研究对象，实证检验了工作幸福感在相对剥夺感与离职倾向关系间的中介作用。尽管工作幸福感对离职倾向的影响已有较好的证据支持，但目前关于相对剥夺感对离职倾向的研究还较为缺乏。因此，本研究试图回答的问题是：煤矿企业90后员工的群体特征及其所处的特殊作业环境，是否会引发其产生较为强烈的相对剥夺感，他们的相对剥夺感是否对离职倾向有显著的预测作用？工作满意感对相对剥夺感和离职倾向的关系中起什么样的作用？本研究在对量表信度和效度分析的基础上，采用相关分析和回归分析方法，对形成的理论假设进行了检验，结果如下：

（一）相对剥夺感对离职倾向具有显著的负向预测作用

组织中的员工习惯于把自己的现状和自己的过去以及本组织的员工进行比较，甚至会和其他组织与自己类似的员工进行比较，当比较后认为自己处在劣势，或者现状没有到达自己所期待的结果时，就会产生机会和权益被剥夺的感受。员工的相对剥夺感越强，就越容易产生消极的情绪认知，对组织的情感和承诺度就会下降，进而出现离职的想法。当时机成熟或条件具备时，离职倾向就会演变为离职行为，这会对组织的正常运转带来大的冲击。为了留住人才，提高组织绩效，组织应该更多地关注、预防员工的相对剥夺感。

（二）相对剥夺感对工作幸福感具有显著的负向预测作用

当员工出现较为强烈的相对剥夺感时，就会引发负面的消极情绪，对工作的积极情绪也会衰减，从而使员工工作幸福感下降。本研究分析結果支持了“相对剥夺感对工作幸福感具有显著负向预测作用”的假设。因此企业管理者应该认识到员工总有和参照对象进行比较的动机，当他们比较后认为自己处于不利情境时，对工作的积极情绪会减少，消极情绪会增加。因此管理者要努力做到决策透明，薪酬合理，培训晋升程序公平，从而通过减少员工的相对剥夺感来增加员工的工作幸福感。

（三）工作幸福感对离职倾向具有显著的负向预测作用

本研究结果支持了“员工工作幸福感对离职倾向有显著预测作用”的研究假设。员工在工作过程中产生的积极情绪和消极情绪均与离职倾向有显著关系，员工在工作中感受到的积极情绪越多，离职的意愿就会减弱;在工作中感受到的消极情绪越多，离职的倾向就会增强。[20]108这表明组织若要对员工离职率进行有效管控，定期评估员工的工作幸福感并进行积极干预，是有效路径之一。

（四）工作幸福感在相对剥夺感和离职倾向关系中的中介作用

本研究的结果证实了工作幸福感在相对剥夺感和离职倾向的关系中起部分中介作用。相对剥夺感低、工作幸福感高的员工，其工作的投入度会更高，工作效率和工作业绩也会更好，离职的意愿就会降低。反之，员工的离职意愿就会增加。因此企业管理者不仅要关注工作幸福感对员工离职倾向的直接影响，更要关注相对剥夺感通过工作幸福感对员工离职倾向的间接影响。

六、结论

本研究以煤矿企业90后员工为研究对象，检验了煤矿员工的相对剥夺感对离职倾向的预测作用，以及工作幸福感在相对剥夺感和离职倾向关系中的中介作用。研究结果表明，煤矿员工的相对剥夺感对其离职倾向的预测作用显著，煤矿员工的相对剥夺感能够显著预测其工作幸福感，煤矿员工的工作幸福感部分中介了相对剥夺感对离职倾向的预测作用。研究结果对煤矿企业管理者的启示是：对90后煤矿工人的相对剥夺感和工作幸福感的关注和干预，是提升90后员工组织承诺和岗位承诺，降低90后员工离职倾向和离职行为的重要路径。

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[责任编辑]王立国