組織支持感、心理資本、工作投入的作用機制研究①

朱錦鴻 林海

摘 要：本文以廣東省兩家大型企業407名員工為研究對象，在驗證量表質量的基礎上，運用回歸分析和結構方程模型的方法，對組織支持感、心理資本、工作投入的關系進行了實證研究。研究結果顯示，組織支持感對心理資本有正向影響作用；心理資本對工作投入有正向影響作用；組織支持感對工作投入有正向影響作用；心理資本在組織支持感和工作投入關系中發揮中介作用。

關鍵詞：組織支持感 心理資本 工作投入

中圖分類號：F069 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）10（a）-142-07

現代組織行為學和人力資源管理越來越聚焦于如何獲取組織內部可增值的人力資源，以引導員工對工作的全情投入，從而誘發高績效的結果呈現。自從美國心理學家seligman教授發起了積極心理學運動以來，針對如何獲取新的競爭資源，在心理學和組織行為學界掀起了對人的積極心理和積極行為的研究熱潮。我國學者任俊[1]認為，積極是人類固有的一種本性，但并不就意味著人類的積極本性在任何情況下都能自發地表現出來；且積極心理學就是為了營造一種能促使人類的積極本性生長發育的環境。故此，針對積極心理資源對企業員工工作投入的作用機制研究，顯得迫切和必要。美國前心理學會會長luthans博士[2]提出，心理資本是建立在人力資本和社會資本現有理論和研究基礎上的，并且超越了人力資本和社會資本，是一種構成企業競爭優勢的資源。同時，組織支持感理論認為，企業對員工的支持，或者說員工感知到組織的支持，或員工感知到與工作要求匹配的可獲得的資源，則將會以更積極的心理狀態投入工作。基于上述論斷，本文擬在文獻研究基礎上，通過實證研究，探索組織支持感、企業員工心理資本和工作投入的作用機制，以豐富競爭資源獲取和產出的相關理論，為企業管理實踐提供指導。

1 文獻基礎和假設提出

1.1 組織支持感

20世紀80年代，Eisenberger等人[3]根據社會交換理論和互惠意識（提出了組織支持感理論，該理論認為，員工對組織是否看重他們的貢獻，并在不同的情況下給予他們不同的對待形成一種總體的看法，這種看法就是員工的組織支持感（Perceived Organizational support，簡稱POS），簡單來說，就是員工感受到的來自組織方面的支持，即員工對組織如何看待他們的貢獻并關心他們的利益的一種知覺和看法。這個理論認為，當員工感受到來自于組織的支持，即感受到組織對其關心、支持、認同時，他們在工作中就會有很好的表現。

組織支持感的結構和測量方面，單維模型有Eisenberger等人開發的36個條目組織支持感問卷（SPOS）[3]，該問卷在不同行業和不同組織員工被試樣本中的研究結果顯示都有很高的內部信度（Alpha系數是0.93）和單維性；也有從36條目中抽取的3～17條目短板量表，在研究中同樣證實有較高的信度和單維性[4][5][6][7]。陳志霞和陳劍峰[8]認為Eisenberger所提出的組織支持感只關注親密支持和尊重支持兩個方面，具有片面性，需要補充員工完成工作所需的信息、訓練、工具和設備等工具性支持，繼而修訂了包括情感性組織支持和工具性組織支持兩個維度的二維組織支持感問卷，其Cronbach α系數分別為0.785和0.904。三維模型的代表有我國學者凌文輇等人[9]開發的包括工作支持、員工價值認同、關心利益三個緯度24條目POS問卷。

1.2 心理資本

根據Luthans博士等人[10]的定義，心理資本是個體在成長和發展過程中表現出來的一種積極心理狀態，具體表現為：（1）在面對充滿挑戰性的工作時，有信心（自我效能）并能付出必要的努力來獲得成功；（2）對現在與未來的成功有積極的歸因（樂觀）；（3）對目標契而不舍，為取得成功在必要時能調整實現目標的途徑（希望）；（4）當身處逆境和被問題困擾時，能夠持之以恒，迅速復原并超越（韌性），以取得成功。

關于心理資本的結構，主流有以Luthans博士開發的PCQ-24的量表，在眾多的研究中，證實了它的四維結構，且心理資本本身就是一個一個更高層次的構念，心理資本各因子之間具有協同效應，作為高階構念的心理資本的作用大于四個因子“希望、樂觀、自信、韌性”的總和[10[]11][12]。國內學者對心理資本展開本土化研究，如，惠青山認為，中國企業員工心理資本是由冷靜、希望、樂觀、自信等因子構成[13]；朱錦鴻通過質性和量化的研究方法，獲得信度、效度良好的五維心理資本量表，包括真實性、希望、樂觀、寬容、韌性等五個維度[14]；高英將知識型員工的心理資本劃分為事務性心理資本（奮發進取、堅韌頑強、樂觀、希望、自信勇敢）和人際型心理資本（謙虛沉穩、感恩奉獻、包容寬?。15]；侯二秀等人對知識員工心理資本按任務型（積極情感、堅韌性）、關系型（情緒智力、感恩）、學習型（學習效能感、知識共享、意愿）和創新型（創新自我效能感、模糊容忍度）劃分[16]。

1.3 工作投入

Kaha在1990年首次提出個人投入的概念，并認為工作投入是“個體通過管理自己，使自己進入工作角色的現象”，當工作投入高時，個體會將自己的精力投入到角色行為中，并在角色中展現自我[17]，并認為工作投入包括生理、認知和情緒三個維度。

Maslach等人將工作投入與工作倦怠看成是個人與工作情景匹配的兩個極端表現，是一個連續統一體的兩個極端，并認為工作投入的三個維度分別是精力、卷入和效能，分別對應于工作倦怠的三個維度——情緒衰竭、疏離感和職業自我效能感低落[18]。

Schaufeli等人對Maslach將工作投入看成僅僅是工作倦怠的對立面提出了質疑，并認為“工作投入是一種積極參與工作的具有活力、奉獻和專注特征的心理狀態?！惫ぷ魍度胧且环N與工作相關的積極、 完滿的情緒與認知狀態[19]。

Britt等人認為工作中投入的員工，對工作績效有一種責任感，且工作中產生的結果對他們的身份特征有特別的意義，因此，對工作的投入也引起了對更好的表現感興趣和承諾[20]。

1.4 研究模型假設

不少研究結果表明，員工感知的組織支持感對心理資本有正向預測作用[21]；許百華和張興國[22]的研究顯示，組織支持感能有效預測個體的工作投入；Avey[23]的研究顯示，員工心理資本對工作投入有正相關關系，Chen，Shu-ling[24]在臺灣一家大型電子企業中針對60位領導者和319位員工進行的多層次的研究也顯示，領導者和員工的心理資本對工作投入都有正向的影響作用。這些研究結果給我們的管理啟示是，員工感知到組織的支持，對提升員工自身積極的心理狀態有較好的作用，而良好的心理狀態也使員工自然而然地處于積極的工作狀態。

故此，我們提出如下假設：

H1：組織支持感對員工心理資本有正向預測作用；

H2：組織支持感對工作投入有正向預測作用；

H3：員工心理資本對工作投入有正向預測作用；

H4：心理資本在組織支持感和工作投入的關系中起中介作用。

2 研究方法設計

2.1 測量量表

（1）組織支持感（POS）量表。本研究采用陳加洲[25]通過改編的7條目短版組織支持感量表，在其研究中，量表的總方差解釋率為56.5%，一致性信度為0.87，重測信度為0.79。樣本條目有“我單位對我非常關心”，量表采用5點利克特量表，1～5分別代表完全不符合～完全符合。

（2）心理資本（PsyCap）量表。本研究采用朱錦鴻本土化開發的5維19條目心理資本量表，其方差解釋率為64.78%，一致性信度為0.893，結構信度為0.849[14]。量表采用6點利克特量表，1～6分別代表完全不同意～完全同意。

（3）工作投入（JE）量表。本研究采用李金波等從Schaufeli編制的三維UWES量表中進一步修改的16條目短版量表中的5條目“專注”分量表，其內部一致性系數為0.895[26]。量表采用7點利克特量表，1～7代表從不這樣～總是這樣。

（4）人口統計變量。本研究采用了性別、婚姻狀況、年齡、學歷、職位、工齡等統計變量。

2.2 研究樣本

本研究樣本主要來自于廣東一個大型飼料集團公司和一個鋁業公司，根據其員工人數分別按照3：1和10：1的原則隨機采集，總發放問卷528份，回收454份，有效問卷407份，總有效回收率77.08%。樣本特征分布如下：性別比例，男：女為74.7%：25.1%，缺失0.2%；婚姻狀況，已婚：未婚為68.3%：30.5%，其他1.2%；年齡段，26歲以下、26～30歲、31～35歲、36～40歲、46～50歲、50歲以上分別占有比例為25.8%、28%、15%、17.4%、9.1%、2.5%、2%，缺失0.2%；學歷情況，高中以下占25.6%，高中或中專占31.7%，大專占21.1%，本科占17.7%，碩士或以上占1.7，缺失2.2%；職位情況，一線工人占19.7%，普通職員占59.2%，基層主管占11.3%，中層主管占5.2%，高層主管占1%，缺失3.7%；工齡情況，一年及以下占5.2%，2～4年占20.9%，5～10年占32.2%，10～15年占15%，16～20年占15.2，20年以上占11.1%，缺失0.5%。我們將上述問卷在回收時進行連續編號，并按照單雙數的原則進行分組，雙數組203份用于探索性因素分析（EFA），余下204份用于驗證性因素分析（CFA）。

3 研究結果分析

3.1 量表質量分析

本研究所采用量表，雖然在前人的研究中，其信、效度都達到了心理學測量的要求，但是，這些量表在本研究中是否具有良好的信效度，尚需經過本研究被試樣本的檢驗，以保證在研究變量之間的關系時，研究工具本身具備良好的可靠性。我們采用SPSS19.0和AMOS21.0，利用上述樣本進行分析如下。

（1）組織支持感量表。EFA結果顯示，KMO值達到0.884，Bartlett檢驗χ2（21）=793.922，顯著性水平小于0.001，說明相關矩陣不是單位矩陣，變量之間有共享因素的可能性，可以進行因素分析[27]。采用主成分分析法，結果顯示一個因子，對總體方差解釋率為62.391%，Cronbach α值為0.898。CFA結果顯示，顯性變量在隱性變量上的因素負荷從0.66到0.79之間（介乎0.5～0.95之間），說明指標變量能有效反映其要測量的構念特質[28]，卡方值為13.145，自由度等于11，卡方值與自由度之比為1.195<3，顯著性概率等于0.284>0.05，RMSEA=0.031<0.05，GFI=0.983>0.9，AGFI=0.956>0.9，表示模型與觀察數據可以契合，達到適配標準。結構信度值為0.8891。

（2）心理資本量表。研究結果顯示，心理資本量表的一致性信度系數為0.894，五個因子分量表一致性信度系數分別為，真實性0.805、寬恕0.695、韌性0.779、希望0.836、樂觀0.862；心理資本總量表結構信度0.8358，五個分量表結構信度分別為，真實性0.7852、寬恕0.7146、韌性0.79、希望0.835、樂觀0.8724。進一步分析顯示，各觀察變量在心理資本各因子上的負荷在0.52～0.92之間，且都在P<0.001的水平上顯著，說明該結構各測量系統具有良好的收斂效度；成對因素受限模式與未受限模式卡方差>3.84，在P>0.05水平上顯著，表示不同測量變量都落在預期的因素構念上，沒有發生觀察變量橫跨兩個因素構念的情形，表示測量模型具有良好的區別效度。

（3）工作投入量表。EFA結果顯示，KMO值=0.838，數據適合做因素分析，Bartlett檢驗χ2（120）=407.507，顯著性水平小于0.001，可以進行因素分析。采用主成分分析法，結果顯示5個題項抽取一個共同因子，對總體方差解釋率為61.588%，題項在因子上的負荷范圍是0.646～0.867， Cronbach α系數值為0.839。CFA結果顯示，顯性變量在隱性變量上的因素負荷從0.59到0.86之間；卡方值為2.745，自由度等于4，卡方值與自由度之比為0.686<3，顯著性概率等于0.601>0.05，RMSEA=0.000<0.05，GFI=0.995>0.9，AGFI=0.981>0.9，表示模型與觀察數據可以契合，達到適配標準。結構信度是0.8645。

（4）量表綜合分析。經過上述分析，本研究采用的量表，都與樣本契合良好，且信度較高，適合于本研究。為保證量表間的項目不出現交叉負荷現象，避免由此造成虛假相關現象，需要對各量表的條目放在一起進行因素提取。由此，我們將組織支持感量表的7個項目、工作投入的5個項目，而本研究的心理資本量表由于條目數較多，我們進行打包處理，即將每個分量表進行總分累加，并賦予新變量名稱，共組成5個新變量，一共17個項目進行再一次的因素分析。

結果顯示，KMO值=0.909≥0.8，表明數據適合做因素分析。而Bartlett檢驗χ2=6.103E3，顯著性水平小于0.001，達到非常顯著水平，說明相關矩陣不是單位矩陣，變量之間有共享因素的可能性，可以進行因素分析。

我們繼續采用主成分分析法，提取共同因子，求得初始因素負荷矩陣后，使用最大變異法（Varimax）進行正交旋轉，求出旋轉因素負荷矩陣。數據顯示，數據結構出現了清晰的3個因素，各項目在因子上的負荷在0.453～0.824之間，且不存在交叉負荷現象。三個因子對總體方差的解釋率為63.952%。其一致性信度和結構信度如表1。

表1數據顯示，各個量表的信度良好，我們繼續對各個量表的平均數、標準差及其相互之間的相關進行了統計分析，結果見表2

從表2我們可以看出，所有變量之間，僅僅組織支持感與寬恕之間的相關在0.05水平顯著相關外，其他各變量之間，都在0.01水平顯著相關。而且，所有相關系數都小于0.75，說明變量間不存在多元共線性問題。

3.2 假設檢驗

表2顯示，組織支持感、工作投入和心理資本各因子之間，存在正相關關系，但是，本研究假設是否成立，尚需繼續驗證如下。

（1）組織支持感對員工心理資本的預測作用。我們以組織支持感為自變量，企業員工心理資本為因變量，利用SPSS19.0，采用一元線性回歸進行分析，結果如表3所示。

表3數據表明，組織支持感對心理資本各因子以及對整體心理資本所建立的回歸方程都有顯著性意義（各F值的P<0.05），即所建立的回歸方程有效。在得出回歸方程有統計學意義后，進一步檢驗自變量與因變量之間的回歸顯著性，通常采用t檢驗，檢驗結果顯示組織支持感對所有因變量都有顯著的正向回歸，其中，真實性、希望、寬恕、韌性、樂觀和總體心理資本可以被組織支持感解釋的變異部分分別為4.7%、7.3%，1.1%，7.7%、12.3%和11.3%；路徑系數值（Beta）分別為0.216（t=4.453，p=0.000<0.05）、0.269（t=5.631，p=0.000<0.05）、0.104（t=2.106，p=0.036<0.05）、0.277（t=5.793，p=0.000<0.05）、0.351（t=7.543，p=0.000<0.05）、0.336（t=7.189，p=0.000<0.05），全部都達到顯著水平。由此，本研究假設1得到驗證。

（2）組織支持感對工作投入的預測作用。我們以組織支持感為自變量，以工作投入為因變量，利用SPSS19.0，采用一元線性回歸法進行回歸分析，結果如表4所示。

數據顯示，組織支持感對工作投入所建立的回歸方程都有顯著性意義（各F值的P<0.05），我們進一步采用t檢驗檢驗自變量與因變量之間的回歸顯著性，結果顯示工作投入可以被組織支持感解釋的變異部分18.1%，路徑系數值（Beta）為0.425（t=9.451， p=0.000<0.05），達到顯著水平。組織支持感對工作投入所建立的回歸方程分別為：工作投入=15.724+0.428×組織支持感。本研究假設2得到驗證。

（3）員工心理資本對工作投入對預測作用。我們利用SPSS19.0，采用全回歸法，以工作投入為因變量，將真實性、希望、韌性、樂觀、寬恕等五個因子，一次性納入自變量，進行多元回歸分析。具體結果顯示五個因子全部進入回歸方程，F檢驗的顯著性概率小于0.005，相關系數達到0.436，表示自變量與因變量之間具有中等程度的相關，R2=0.19，表示五個因子一起，可以解釋工作投入19%的變異性。而模型的多元回歸方程為：工作投入=6.820+0.129*真實性-0.034*希望+0.067*寬恕+0.704*韌性+0.354*樂觀。企業員工的工作投入主要受員工的韌性和樂觀因子所影響。本研究假設3得到驗證。

（4）心理資本在組織支持感和工作投入的關系中其中介作用。Baron & Kenny[29]介紹可以采用三步中介回歸分析方法來分析中介關系，即變量之間的關系需滿足三個條件：第一，自變量必須與中介變量有顯著相關；第二，自變量與因變量必須有較大相關；第三，自變量對因變量的效果會因為中介變量的原因而顯著減少或消失。并且，根據第三個條件，當自變量對因變量的路徑系數在控制了中介變量之后，降低為零時，說明該中介作用為完全中介，否則，為部分中介。我們根據該原則，針對心理資本（PsyCap）在組織支持感（POS）和工作投入（JE）關系中的中介作用，執行回歸三個步驟，結果呈現如下表5所示。

從表5可以看出，三個步驟的F檢驗的顯著性概率都小于0.05，回歸方程有意義。第一個步驟中，自變量組織支持感對中介變量心理資本有顯著相關，且組織支持感能解釋心理資本11.3%的變異；在第二步驟中，自變量組織支持感對因變量工作投入有顯著相關，且組織支持感能解釋工作投入18.1%的變異；在第三個步驟中，我們看到工作投入對組織支持感的回歸中，因為加入了心理資本變量，其組織支持感對工作投入的Beta系數從0.425降低到0.332。

為了驗證該中介模型，我們利用AMOS21.0來考察其模型的適合度，主要考察其卡方值/自由度、GFI、AGFI和RMSEA這幾個指標。為了便于分析，我們將組織支持感和工作投入分別合并為2個條目，分析結果如圖1。

從圖1中我們可以看到，卡方值/自由度=3. 32 3<5，GFI=0.960>0.9，AGFI=0.924>0.9，RMSEA=0.076<0.08，表明構想模型與觀察數據基本擬合，有合理適配，模型可以接受。

綜上所述，我們使用SPSS的回歸方程模式初步證實了心理資本在組織支持感和工作投入關系中的中介作用，接著又利用AMOS的結構模型進行了模型擬合，再一次證實了該模型的適切性。由此，我們可以得出結論，本研究假設4：“心理資本在組織支持感和工作投入的關系中其中介作用”得到驗證。

4 研究結論和展望

4.1 研究結論和管理啟示

本文在文獻探討的基礎上，構建了模型和假設，在驗證了量表的質量基礎上，采用了相關分析、結構方程模型等方法，驗證了提出的研究假設。

（1）員工感知的組織支持，對于員工擁有樂觀的心理狀態有較強的作用，這與Luthans博士等人[21]的研究結論是一致的。Alexander Newman等人[30]認為，在工作場所設計支持性工作機制，能有效提升員工的心理資本，幫助員工在完成目標的過程中更有創意。而且，一個感知到組織支持的員工，通常會有感激和感動的狀態表現，并轉化為對工作的專注和投入。所以，在管理實踐中，組織如何設計人文環境，讓員工感知到他們的意見是被重視的、個人是被組織關心的，這個對于提升員工積極心理狀態，獲取員工對工作的投入回報，是有良性意義的。

（2）研究發現，心理資本在組織支持感和工作投入的關系模型中，起到部分中介的作用，說明組織支持感對工作投入的作用中，是部分通過心理資本而發生作用的。這個機理對于我們在人力資源管理過程中，尤其值得重視。要獲得員工的工作投入，如何提升員工的心理資本是一個重要的途徑，這個途徑可以通過組織支持來獲得。那么在工作實踐中，對員工的關懷、提供便利、適合的福利狀況、幫助員工渡過職業困境、對員工的工作建議給予重視等，把這些工作落實到制度和文化中，如員工建議的獎勵機制、工會的作為、福利政策的落實，是可以營造出高心理資本群體，得到員工的高投入，從而實現企業業績的達成，是非常重要的。

4.2 研究展望

由于一個研究不可能涉及研究主題的方方面面，而且受研究資源的限制，本研究過程存在著在研究樣本問題上的局限，未能在更大范圍內取樣，今后可嘗試在更大范圍內取樣，以得到更廣泛程度的證實。在研究模型設計上，我們只選擇了組織支持感、心理資本和工作投入三個變量，在以后的研究中，豐富其他相關變量以及其作用機制的研究，從而提升到管理實踐上，也是一個很好的研究方向。最后，本研究僅針對個人層次，在以后的研究中，可以考慮加進團隊層面、組織層面，這對于豐富和驗證模型更加有說服力。

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①基金項目：項目來源：珠海市社會科學界聯合會項目；項目名稱：基于心理資本視角的珠海市網絡創業者創新行為研究（2015YB111）。

作者簡介：朱錦鴻（1968-），男，廣東澄海人，廣東科學技術職業學院企業管理學院，博士，主要從事人力資源、工商管理方面的研究；林海（1981-），男，廣東科學技術職業學院，副教授，主要從事電子商務方面的研究。