心理韧性和可感知人力资源管理实践与退休意愿的关系研究*

□ 彭 坤 扶缚龙

一、引言

企业在发展过程中面临着各种机遇和挑战。在如此不确定性的环境中，如何应对所面临的不确定性[1]，金（King）等学者[2]认为不仅仅需要组织和团队，同时也需要考量个人的韧性。当前，社会面临的较为严重的问题之一就是世界各地人口劳动力老龄化，这使得市场上的劳动力供给局势变得十分严峻。古吉（Kooij）等学者[3]指出在许多职业领域的老龄化是企业未来发展最严峻的挑战之一。大部分文献指出老龄工作者在职场中面临很多艰难的处境，如很多组织中的老龄工作者，给人们学习和发展困难、学习动机和学习能力不强的刻板印象；老龄工作者技术、工作需求和客户需求的不确定性；老龄工作者当前职业的不确定性以及对老龄工作者存在歧视等现象。[4]心理韧性在一定程度上可提高老龄工作者应对其晚年挑战的能力，缓解其压力。但是很少有学者研究工作场所老龄工作者的心理韧性。早期的心理韧性研究多集中在青少年和儿童方面。有些学者们对影响老龄员工的退休意愿的因素进行研究，更多是从个人相关的方面，譬如，从与个人工作相关的因素和退休事件本身有关因素等的影响出发进行探索。[5]总体来看，关于老龄工作者心理韧性对退休意愿这方面的研究领域仍有空缺。

社会信息加工理论认为，员工利用从他所处的社会环境中的其他人那里收集的信息，来引导他们的感知、态度和行为。对于员工来说，人力资源管理部门、管理者构成了员工社会环境的重要组成部分，它们为员工感知的人力资源管理实践提供背景信息，并影响员工感知到的人力资源管理实践。[6]张瑞娟和尹奎[7]认为员工感知的人力资源管理指员工对组织计划、实施的人力资源管理实践的主观理解。本文将可感知人力资源管理实践定义为个体对组织实施的为吸引、留住、激励、开发员工以实现组织目标的一系列措施的见解以及看法。

多数学者在研究可感知人力资源管理实践时多是从员工对人力资源管理实践的感知有用性、感知完善性、感知是否提供等出发。朱莉安娜（Juliana）等学者[8]提出管理层所采用的人力资源管理实践，在主观上被员工个体感知或归因，进而影响员工的态度和行为（如工作满意度和离职意向）。个体对事件的看法是不同的，而这些看法很大程度上取决于个体的归因。尼西（Nishii）[9]在其研究中发现，“帮助员工为客户提供优质服务/产品”和“使员工受到重视和尊重，增加员工的幸福感”这两项归因结果会自动聚合形成因子，尼西将其命名为承诺型人力资源归因。“努力降低成本”和“从员工那里得到最多的产出”这两项归因结果会自动聚合成另一个因子，尼西将其命名为控制型人力资源归因。以承诺为中心的人力资源归因属性意味着员工认为人力资源管理实践的目标是提高工作质量和员工福利，其核心内涵是为了“员工幸福”，而以控制为中心的人力资源归因属性意味着员工认为人力资源管理实践的目标是降低成本和利用员工，其核心内涵是为了“剥削员工”。本研究拟采用尼西提出的归因理论来研究可感知人力资源管理实践，将可感知人力资源管理实践分为承诺型归因可感知人力资源管理实践和控制型归因可感知人力资源管理实践。在综合考虑中国情境因素的基础上，领导成员—交换关系质量会影响员工与可感知人力资源管理实践和退休意愿之间的关系，在研究中将其作为调节变量进行考量。

二、文献回顾与假设提炼

（一）可感知人力资源管理实践与心理韧性的关系

陈琴和王振宏[10]提出认知重评策略与积极情绪呈正相关。积极情绪对促进心理韧性的发展非常重要。诸彦含等[11]提出可以通过对开发和获得个体资源与组织资源来干涉员工韧性。在个体资源方面我们督促员工加强体育锻炼，保持乐观、开朗等积极情绪。在组织资源方面，可采取变革型领导、授权型领导等领导方式树立员工的归属感。吉斯伯斯（Giesbers）等[12]把医院护士作为研究对象进行研究，其研究结果表明如果护士将管理人员要求进行反馈的动机做出承诺型归因和控制型归因两种不同的归因感知，护士感受到的幸福感会有所不同。当护士做出承诺型归因时，其感受到的幸福感会相对较高，而做出控制型归因时反之。沃德（Voorde）和拜尔（Beijer）[13]提出承诺型幸福感归因与较高的承诺型水平和较低的工作压力水平相关，当员工将组织实施的人力资源管理实践的意图认为是为了获得最大化的员工绩效成果产出时，员工就会感知到更高水平的压力感。尚兹（Shantz）[14]的研究进一步指出当员工将组织实施的人力资源管理时间意图认为是为了降低成本时，员工感受到的工作负荷会更强，情绪耗竭的水平也会变高；而当员工认为组织实施的人力资源管理实践的动机是为了帮助员工实现更好的绩效或者工作效率时，员工的工作投入也会更高，随之其情绪损耗也会降低。

因此本文提出假设H1a 和H1b（见表1）。

（二）可感知人力资源管理实践与退休意愿的关系

朱莉安娜[15]提出承诺型人力资源归因可感知人力资源管理实践与员工满意度呈正相关，与员工的离职意向呈负相关。控制型归因可感知人力资源管理实践则反之。陈笃生和王忠明[16]运用新兴的基于过程的战略人力资源管理研究方法考察了组织变革背景之下的两种类型的人力资源归因属性（即承诺型和控制型）与离职倾向和任务绩效之间的关系，结果表明承诺型人力资源归因与组织支持感呈正相关，控制型人力资源归因与组织支持感呈负相关。当员工意识到人力资源实践主要用于提高工作质量和改善他们的福利时，他们会认为雇主正在寻求与其员工建立长期关系。米尼诺克（Mignonac）等学者[17]以151 名管理层员工为样本进行研究调查发现：员工感知到无私支持感（及员工将无私的组织支持归因于组织不求回报的动机通过增强组织支持感，降低离职意愿等降低了员工的自愿离职率。贝里亚斯（Belias）等学者[18]提出员工具有良好的承诺型幸福感人力资源归因的员工会表现出更高水平的情感承诺。基于此，本文提出假设H2a、H2b、H2c 和H2d（见表1）。

（三）LMX 关系质量调节可感知人力资源管理实践和退休意愿之间的关系

廖哲宇等[19]提出拥有高质量的领导—成员交换关系（LMX）意味着领导者和个体追随者之间是高质量的依存互惠关系，这与卓越的绩效和更高的承诺有关。并且高水平的领导—成员交换关系使员工感受到组织对其的尊重[20]，当员工觉得领导者重视他的存在时，即员工对自己身份的一种认知，这种感知不仅会增加员工个体的组织认同感，同时能够增加其工作敬业度和任务绩效[21]，从而促使员工更好地为组织服务。当处于高质量领导—成员交换关系中的员工在一个资源更丰富的工作环境中工作时（即报告更多的发展机会和社会支持），这种工作环境同样能促进员工的工作投入和工作绩效。因为高质量的LMX 还会增加员工的互惠感，增强其幸福感归因。[22]基于此，本文提出假设H3、H3a、H3b、H3c 和H3d（见表1）。

（四）心理韧性和退休意愿的关系

员工个体在工作场所中拥有的心理韧性是员工在工作场所取得成功的重要条件[23]，弹性员工拥有更好的人际关系、更理想的工作结果和更好的心理健康[24]。心理韧性可以帮助员工提高其工作绩效、组织承诺、工作满意度和工作幸福感[25]，同时可以减少离职率。[26]孟慧和罗阳等学者[27]的研究论证了心理韧性和组织承诺呈正相关，与职业倦怠呈负相关。提高心理韧性可以增加个体对组织的情感承诺，有助于员工更加努力地为组织服务。心理韧性可以作为一种保护资源来缓解工作倦怠；韧性越高，就越能提供更多的保护。[28]当面对困境时，心理韧性高的个体可以调动自己内部的积极情绪（如希望、乐观、自信）来产生良好的心理状态[29]，从而用积极的行为来应对当前逆境。诸彦含等[30]提出，随着个体资源的不断损失，员工会利用很多因素来补给自己所损耗的资源以实现自己的繁荣发展。具有较高韧性的员工对自己的退休过程有更多的控制权，同时，他们还采取逐步退休的方式，使自己一直保持一种目标感和使命感，这似乎是将自己即将退休或潜在失业的状态转变成积极的经历。

基于此提出本文假设H4a 和H4b（见表1）。

（五）心理韧性的中介作用关系假设

库克（Cooke）等学者[31]的研究指出心理韧性对高绩效工作系统和工作敬业度起到中介作用。施雷尔斯（Schreurs）等学者[32]提出可以通过人力资源管理实践开发积极的个体心理资源来增强员工的工作动机至关重要。根据社会交换理论和互惠准则原理，纪尧姆（Guillaume）等[33]提出从组织获得更多资源的员工很可能通过表现出更高的绩效水平来回报，这会提高员工的敬业度。如前文所述，可感知人力资源管理实践对心理韧性有影响，众多学者也提出了一系列的人力资源管理措施来增强心理韧性。而相关研究也表明心理韧性对退休意愿有影响。本文前文也假设了可感知人力资源管理实践和心理韧性、退休意愿的关系。文章将进一步探讨人力资源管理实践、心理韧性、退休意愿三者的关系。

因此本文提出假设H5a、H5b、H5c和H5d（见表1）。

理论模型如图1所示，研究假设列表见表1。

三、研究设计与数据收集

（一）量表选择及控制变量确定

图1 研究模型

表1 研究假设汇总

本文中心理韧性的量表主要采用坎贝尔·希尔斯（Campbell-Sills）[34]在康纳和戴维森（Connor&Davidson）[35]提出的25项心理韧性条目量表基础之上进行修改而形成的10 项条目量表。变量表采用五点计分法。示例条目：“无论发生什么我都能应付”“应对压力使我感到有力量”。该量表的Cronbach’s α 系数为0.895。

本文中可感知人力资源管理实践量表主要使用尼西[36]开发的人力资源属性归因量表，从员工管理办法、聘用政策、组织培训、员工福利、薪酬水平5 个方面测量承诺型归因可感知人力资源管理实践和控制型归因可感知人力资源管理实践。承诺型归因可感知人力资源管理实践由“帮助员工为客户提供优质服务/产品”和“使员工感到受到重视和尊重，使员工自我感觉良好”两个项测量，控制型归因可感知人力资源管理实践由“努力降低成本”和“从员工那里得到最多的产出”两个项进行测量。量表采用五点计分法。承诺型归因可感知人力资源管理实践量表的Cronbach’s α 系数为0.892，控制型归因可感知人力资源管理实践量表的Cronbach’s α 系数为0.910。

延迟退休意愿量表采用阿姆斯特朗—斯塔森（Armstrong-Stassen）[37]的延迟退休意向量表，示例条目：“我希望在我达到退休年龄后能继续尽可能长地工作”，“如果没有不可预见的情况，我会尽可能长时间地工作”。由于提前退休的量表较少，因此本文根据延迟退休量表进行了修改，示例条目：“我考虑过提前退休”“如果我完全可以自由选择，我希望在我达到退休年龄之前就提前退休”。量表采用五点计分法。延迟退休量表的Cronbach’s α 系数为0.897，提前退休的量表的Cronbach’s α 系数为0.859。

领导—成员交换关系质量量表采用格瑞恩（Graen）[38]研发的量表，一共7 个条目。条目示例：“我知道我的领导对我的工作满意度”“我的领导了解我在工作上的困难与需求”。量表采用五点计分法。领导—成员交换关系质量量表的Cronbach’s α 系数为0.892。

本研究将员工性别、年龄、最高学历、岗位类别、健康状态、行业等作为控制变量，因为早期有研究表明性别、年龄、最高学历等变量会对员工的行为态度产生影响。[39]

（二）小样本分析和调查问卷的修订

本研究中的测量量表均选自国外成熟的量表，但是考虑到我国与国外的文化存在差异，本文通过小样本测试的方法收取一定的数据进行处理，由此进一步修正与完善研究中所采用的量表。本研究在网络上发放了我们的问卷，测量对象为在职员工。最终收集了43 份问卷，经过剔除，保留有效问卷41 份，并对其进行了信效度分析。根据数据结果，在本文中将可感知人力资源管理实践量表从威斯（Veth）等学者[40]开发的人力资源管理实践量表以及尼西（Nishii）[41]开发的人力资源属性归因量表结合形成的20 个题目量表修改为尼西（Nishii）[42]提出的仅从员工管理办法、聘用政策、组织培训、员工福利、薪酬水平五个方面的量表。

本研究基于调研对象的反馈意见，对问卷进行了修订与调整。

（三）正式样本与数据收集

本研究将修改过之后的问卷通过网络进行了大量的发放，发放时间为2020年4月17—27日，调查对象为在企业工作的员工，并且采用匿名的问卷填写方式。最终收上来问卷为440份，参照填写时长以及年龄是否达到35 岁这两个标准，对问卷进行筛选，最终删除无效问卷134 份，留下有效问卷306 份，其中男性146 名，占比47.7%，女性160 名，占比52.3%。汇总后的样本信息数据统计结果限于篇幅，本文不做展示。问卷数量和质量达到要求标准，并具有一定的代表性，可支撑进行本次研究。

（四）信效度分析

本研究通过SPSS21.0 统计分析软件进行信度和效度分析。信度分析用Cronbach’s α 进行评价，效度分析采用KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）值进行评价。结果如表2所示。结果表明Cronbach’s α 系数都大于0.8，而KMO 值都大于0.7，解释累计方差值也都大于50%，这意味着本次的研究数据信效度良好。

四、实证结果与分析

（一）共同方法偏差检验

表2 样本信效度分析

本文中所需的心理韧性、承诺型归因可感知人力资源管理实践等数据都为同源数据，虽然在收集数据时在一定程度上采取方法控制了共同方法偏差问题，但是为了确保研究的科学性以及严谨性，本文将采用Harman 单因素检验的方法对数据进行相关的统计检验。本文将本研究所测量的条目进行探索性因子分析，结果得出第一个因子解释的变量为29.7%，没有超过40%的公认设立标准，说明本研究不存在共同方法偏差问题。

（二）描述性统计与相关分析

本研究中相关的变量均值、标准差以及各变量间的相关系数如表3所示。由图表的数据可知，γ=0.419，p＜0.001 该结果支持H1a；心理韧性与控制型归因可感知人力资源管理实践呈显著负相关（γ=-0.328，p＜0.001），该结果证明假设H1b 成立；承诺型归因可感知人力资源管理实践与延迟退休呈显著正相关（γ=0.437，p＜0.001）和提前退休呈显著负相关（γ=-0.454，p＜0.001）；控制型归因可感知人力资源管理实践与延迟退休呈显著负相关（γ=-0.283，p＜0.283）以及和提前退休呈显著正相关（γ=0.349，p＜0.001），该结果说明H2a、H2b、H2c、H4d 均得到支持；除此之外，心理韧性和退休意愿呈负相关（γ=-0.449，p＜0.001）以及和延迟退休呈正相关（γ=0.433，p＜0.001），最终H4a、H4 也得到了支持。

表3 描述性统计及相关分析

（三）假设检验

1.中介作用检验

本文中采用多层线性回归法对心理韧性在可感知人力资源管理实践中发挥中介作用进行检验，由表4我们可以得出，承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休意愿具有显著的正向影响（β=0.384，p＜0.001;模型4），当控制承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休的意愿后，心理韧性对员工延迟退休意愿的正向影响显著（β=0.277，p＜0.001;模型5），且承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休意愿的影响从0.384 降到0.275（p＜0.001;模型4，模型5），这表明心理韧性能够部分中介可感知人力资源管理实践对延迟退休意愿的影响（如图2所示）。

表4 心理韧性在承诺型归因HRMP 与延迟退休间的中介作用（n=306）

图2 承诺型归因HRMP—心理韧性—延迟退休中介模型

同时本文使用process3.3 版本对心理韧性的中介作用进行了进一步的检验，采用BOOTSTRAP 方法在95%的置信度区间下对数据进行了5 000 次重复数据抽样，结果如表5所示心理韧性的中介作用检验的结果效应为0.1511，其置信区间为[0.086，0.222]且不包括0，意味着心理韧性的中介效应显著。除此之外，控制了中介变量心理韧性后承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休的直接效应为0.37，其置信区间[0.243，0.497]且不包括0。因此心理韧性在承诺型归因可感知人力资源管理实践与员工延迟退休意愿之间呈部分中介作用。

表5 中介效应的BOOTSTRAP 检验

由表6我们可以得出，控制型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休意愿具有显著的正向影响（β=0.332，p＜0.001;模型4），当控制型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休的意愿后，心理韧性对员工提前退休意愿的负向预测作用显著（β=-0.341，p＜0.001;模型5），且控制型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休意愿的影响从0.332 降到0.220（p＜0.001;模型4，模型5），这表明心理韧性能够部分中介可感知人力资源管理实践对延迟退休意愿的影响，具体如图3所示。

图3 控制型归因HRMP—心理韧性—提前退休中介模型

BOOTSTRAP 方法结果如表7所示心理韧性的中介作用检验的结果效应为0.1284，其置信区间为[0.0735，0.1942]且不包括0，表明心理韧性的中介效应显著。除此之外，控制了中介变量心理韧性后控制型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休的直接效应为0.2366，且置信区间[0.128，0.3452]不包括0。因此心理韧性在控制型归因可感知人力资源管理实践与员工提前退休意愿之间呈部分中介作用。由表8我们可以得出，控制型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休意愿具有显著的负向影响（β=-0.261，p＜0.001;模型4），当控制型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休的意愿后，心理韧性对员工延迟退休意愿的正向影响显著（β=0.333，p＜0.001;模型5），且控制型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休意愿的影响从-0.261 降到-0.151（p＜0.01;模型4，模型5），这表明心理韧性能够中介可感知人力资源管理实践对延迟退休意愿的影响，具体如图4所示。

表7 中介效应的BOOTSTRAP 检验

图4 控制型归因HRMP—心理韧性—延迟退休中介模型

BOOTSTRAP 方法结果如表9所示心理韧性的中介作用检验的结果效应为-0.1412，置信区间[-0.0770，0.2140]不包括0，表明心理韧性的中介效应显著。除此之外，控制了中介变量心理韧性后控制型归因可感知人力资源管理实践对员工延迟退休的直接效应为-0.179，且置信区间[-0.2994，-0.0587]不包括0。因此心理韧性在控制型归因可感知人力资源管理实践与员工延迟退休意愿之间呈部分中介作用。

表8 心理韧性在控制型归因HRMP 与延迟退休间的中介作用（n=306）

表9 中介效应的BOOTSTRAP 检验

由表10 我们可以得出，承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休意愿具有显著的负向影响（β=-0.419，p＜0.001;模型4），当归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休的意愿后，心理韧性对员工提前退休意愿的负向影响显著（β=-0.298，p＜0.001;模型5），且承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休意愿的影响从-0.419降到-0.302（p＜0.001;模型4，模型5），这表明心理韧性能够中介可感知人力资源管理实践对延迟退休意愿的影响，具体如图5所示。

表10 心理韧性在承诺型归因HRMP 与提前退休间的中介作用（n=306）

图5 承诺型归因HRMP—心理韧性—提前退休中介模型

BOOTSTRAP 方法结果如表11 所示心理韧性的中介作用检验的结果效应为-0.1466，置信区间[-0.2131，-0.0891]不包括0，表明心理韧性的中介效应显著。除此之外，控制了中介变量心理韧性后承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工提前退休的直接效应为-0.356，且置信区间[-0.4718，-0.2403]不包括0。因此心理韧性在承诺型归因可感知人力资源管理实践与员工提前退休意愿之间呈部分中介作用。

表11 中介效应的BOOTSTRAP 检验

2.调节作用检验

为了验证本文中所提出的领导—成员交换关系质量在可感知人力管理实践和退休意愿间存在的调节效应，本文对H3a、H3b、H3c、H3d 四个分假设进行了验证，首先对于H3a，即领导—成员交换关系质量在承诺型归因可感知人力资源管理实践与延迟退休之间的调节作用验证。第一步我们在线性回归模型中放入控制变量（表12，模型1），第二步我们将承诺型归因可感知人力资源管理实践、延迟退休放入（模型2），最后我们将承诺型归因可感知人力资源管理实践与延迟退休的交互项放入（模型3）。结果如表12 所示，领导—成员交换关系对承诺型归因可感知人力资源管理实践与延迟退休间的关系存在调节作用。为了使领导成员交换关系所发挥的调节作用更加直观，本文采用PROCESS3.3 版本对在领导成员交换关系高（M+1SD）和低（M-1SD）的情况之下，承诺型归因可感知人力资源管理实践对延迟退休的作用进行了检验。并根据此结果绘制了调节效应图，结果如表13 和图6所示。由图6可以看出，领导—成员交换关系质量较低（M-1SD）时，承诺型归因可感知人力资源管理实践对延迟退休的正向预测作用较显著，相对而言，领导—成员交换关系较高（M+1SD）时承诺型归因可感知人力资源管理实践对延迟退休的正向预测作用较缓和。整体而言，领导—成员交换关系很好时，员工的延迟退休意愿相对较高。因此假设H3a 得到支持。

表12LMX 质量在承诺型归因HRMP 与延迟退休间的调节作用（n=306），依上述过程，我们对假设H3b 进行了检验，结果如表14、图7、表15 所示。领导—成员交换在承诺型归因可感知人力资源管理实践与员工提前退休意愿之间存在调节作用。领导—成员交换关系质量较低（M-1SD）时，承诺型归因可感知人力资源管理实践对员工的提前退休意愿的负向预测作用较显著，领导—成员交换关系质量较高（M+1SD）时对承诺型归因可感知人力资源管理实践与员工提前退休之间的关系没有调节作用。整体而言，领导—成员交换关系很好时，员工的提前退休意愿相对较低，因此假设H3b 得到支持。最后本文对H3c、h3d 进行了检验，领导—成员交换关系在控制型归因可感知人力资源管理实践与员工退休意愿之间不存在调节作用，假设H3c、h3d 不成立。

表12 领导—成员交换关系质量在承诺型归因HRMP 与延迟退休间的调节作用（n=306）

表13 领导—成员交换关系在承诺型归因HRMP 与延迟退休间的调节作用

图6 领导—成员交换关系质量在承诺型归因HRMP与延迟退休间的调节作用

表14 领导—成员交换关系质量在承诺型归因HRMP与提前退休间的调节作用（n=306）

图7 领导—成员交换关系质量在承诺型归因HRMP与延迟退休间的调节作用

表15 领导—成员交换关系质量在承诺型归因HRMP与提前退休间的调节作用

五、结论

（一）研究结论

本文通过实证研究对本文所提出的假设进行了验证分析，得出的结论如下。

1.承诺型归因可感知人力资源管理实践与心理韧性呈正相关，与员工的延迟退休意愿呈正相关，与员工的提前退休意愿呈负相关

而控制型可感知人力资源管理实践与心理韧性呈负相关，与员工的延迟退休意愿呈负相关，与员工的提前退休意愿呈正相关。除此之外，心理韧性与员工延迟退休意愿呈正相关，与员工提前退休意愿呈负相关。由此本文得出，增强员工的组织承诺感的人力资源管理实践至关重要，承诺型归因可感知人力资源管理实践一方面可以增强员工的心理韧性，另一方面也是直接对退休意愿产生影响。

2.心理韧性部分中介承诺型归因可感知人力资源管理实践与退休意愿之间的关系

心理韧性部分中介承诺型归因人力资源管理实践与延迟退休、承诺型归因人力资源管理实践与提前退休、控制型归因人力资源管理实践与延迟退休之间的关系、控制型归因人力资源管理实践与提前退休间的关系这4 个小假设均成立。

3.领导成员交换关系可调节承诺型归因可感知人力资源管理实践与退休意愿实践的关系

而在控制型归因可感知人力资源管理实践与退休意愿之间不存在调节作用。但整体而言，领导成员交换关系与对员工的延迟退休意愿存在一定的正向影响，对提前退休意愿有一定的负向影响。

（二）理论贡献

首先，本文考察可感知人力资源管理实践与员工的心理韧性之间的关系，提供更多关于人力资源管理实践在员工心理韧性发挥作用的证据，并且还具体说明承诺型归因可感知人力资源管理实践与员工的延迟退休意愿之间存在正向关系，控制型归因可感知人力资源管理实践与员工提前退休意愿的产生存在负向关系。为今后的学者研究提供了一定的参考。

其次，本研究调查心理韧性与员工退休意向之间的关系，表明具有高心理韧性水平的员工更加能适应工作环境的变化，抗压能力更强，也为心理韧性影响员工行为态度提供新的证据。

再次，本文考察心理韧性在可感知人力资源管理实践与退休意愿的关系之间存在部分中介作用。目前还只有少数研究探讨了心理韧性在可感知人力资源管理实践与员工的行为结果之间发挥着中介作用，因此本研究为后续有关心理韧性发挥中介作用方面的有关研究提供一定的参考。

最后，本文考虑在中国情境之下，企业中存在的领导—成员交换关系的好坏对可感知人力资源管理实践与员工的退休意愿之间存在一定的影响，结果证明也是如此。

（三）实践启示

根据本文的研究数据调查，可以得出如下几点启示。

第一，作为企业管理者，应意识到员工心理韧性的重要性，因此可采取一些人力资源管理实践措施增强企业或组织员工的心理韧性，如巴多尔（Bardoel）[43]提出的员工援助计划、心理韧性培训、生活与工作实践平衡等。在企业招聘时应招聘那些心理韧性强、适应能力强的员工，对那些应对挫折、困境不强的员工应该及时淘汰出局，不予招聘。

第二，承诺型归因可感知人力资源管理实践不仅可以增强员工的心理韧性，还与员工的延迟退休意愿有正向相关作用，而控制型归因可感知人力资源管理实践恰恰相反。因此作为一个企业的管理者应重视可提高员工组织承诺的实践措施的施行，进一步提高员工的忠诚度。当企业管理者能够确定其员工如何评价人力资源实践时，可采取必要的行动来改变员工的看法。因此，为了使员工能够准确地理解管理层对其人力资源实践的意图，企业管理者必须首先向员工传达关于人力资源实践意图的一贯清晰的信息和信号，并确保这些信息和信号不具有导致混淆的矛盾含义，并尽可能地建立一个强大的信息共享环境，让员工不完全依赖自己的主观解释。与此同时，同步企业管理者的意图和员工的感知非常重要。

第三，高度的领导—成员交换关系中，领导者能够激励个人，并鼓励人们对情况进行积极的评估，领导也会努力提供给员工所需的资源，因为信任、互惠和沟通的清晰度都很高。相反，在低LMX 关系中，领导者忽略了下属对指导和支持的需求，处在这种关系之下的员工既得不到领导的情感支持也得不到执行任务所需的授权感和责任感。这会导致对情况的负面评价，并降低下属的动机。虽然在本文研究中，领导—成员交换关系在承诺型归因可感知人力资源管理实践与退休意愿的关系之中才存在调节作用，但相关性研究中发现领导—成员交换关系与员工的心理韧性、承诺型可感知人力资源管理实践以及延迟退休意愿存在正相关。因此，企业管理者要注意自己的领导方式以及注意自己和下属的关系变化，对企业或组织来说，领导成员—交换关系至关重要。