組織公平感對農民工感情承諾的影響及其代際差異

曹婧

(中國人民大學 社會與人口學院，北京 100872)

2018年，我國農民工總量為28 836萬人，比上年增加184萬人，增長0.6%[1]。農民工從農村流向城市，不僅促進了中國城鎮化水平的快速提高，也為城市建設和經濟發展提供了強大的人力資源保障。農民工的流動行為不僅發生在城鄉之間，在勞動力市場中也出現較高的流動率。與老一代農民工相比，新生代農民工的換工行為更加頻繁，甚至逐漸呈現出“短工化”“臨工化”趨勢[2]，對個人的就業質量、企業的生產經營乃至國家的經濟發展都造成諸多不利影響，如何降低農民工的離職率成為企業亟待解決的重要問題。

1 理論基礎與研究假設

感情承諾是組織成員對組織的情感依賴和心理認同，學術界普遍認同感情承諾是影響員工離職率的重要因素[3]，如何增強員工對企業的感情承諾是管理學領域的熱點議題。Eisenberger等[4]提出組織支持理論，指出組織和員工是一種基于互惠原則的交換關系，要使員工對組織產生承諾，首先組織應關心和重視員工，使其感受到組織的支持。另外還有一些學者指出，組織公平感作為個體對組織環境是否公平的主觀感知，能夠顯著影響其工作態度和行為，而組織支持感和對組織的感情承諾也是組織公平感的重要結果變量[5]。在此基礎上，有部分學者進一步驗證了組織支持感在組織公平感與感情承諾兩者關系中的中介作用，但鮮有學者考察這一中介過程在農民工群體中的有效性?；谝陨涎芯?，本研究提出3點研究假設。假設1：農民工的組織支持感在組織公平感和感情承諾中具有中介作用。相比于老一代農民工，新生代農民工對公平的訴求更加強烈，更易受到組織公平感的影響[6]。假設2：代際會調節農民工的組織公平感對其組織支持感的影響。假設3：代際會調節農民工的組織公平感對其感情承諾的影響。本研究通過問卷數據分析驗證以上假設，以揭示農民工的組織公平感、組織支持感和對組織的感情承諾三者之間的內在關系及其代際差異，從而進一步補充和完善相關理論體系，為提升農民工對企業的感情承諾水平、降低農民工離職率、增強就業穩定性提供有效建議。

2 數據來源與變量選取

2.1 數據來源

本研究數據來源于2018年7月至9月的調查問卷，通過實地發放、郵寄和網絡發放等方式對南京、無錫和蘇州3市多家企業中的農民工進行調研，共發放問卷530份，回收433份，其中有效412份。調查樣本的基本信息見表1。

2.2 變量選取

根據前文理論框架，因變量為感情承諾，指個體在感情上對組織的認同、投入和依賴。采用Allen等[7]編制的感情承諾量表，共包括6個題項，量表的Cronbach’s α系數為0.887，KMO值為0.895，Bartlett球形檢驗值在0.001水平上顯著。對6個題項進行主成分分析，以特征值大于1為標準抽取1個公共因子，6個題項的因子載荷值在0.731～0.842，解釋總方差的64.090%，說明量表具有良好的信度和效度。

表1 樣本基本信息統計

自變量為組織公平感，指個體在組織情境中的公平感受。選取Jansson[8]開發的組織公平感量表，該量表能夠從整體上反映組織成員對組織公平的感知，共包括4個題項，量表的Cronbach’s α系數為0.666，KMO值為0.664，Bartlett球形檢驗值在0.001水平上顯著。對4個題項進行主成分分析，以特征值大于1為標準抽取1個公共因子，4個題項的因子載荷值在0.543～0.795，解釋總方差的50.875%，說明量表具有良好的信度和效度。

中介變量為組織支持感，指的是個體對組織是否重視其貢獻和關心其福利待遇的整體性感知。采用Eisenberger等[4]編制的組織支持感量表，共包括9個題項，量表的Cronbach’s α系數為0.910，KMO值為0.925，Bartlett球形檢驗值在0.001水平上顯著。對9個題項進行主成分分析，以特征值大于1為標準抽取1個公共因子，9個題項的因子載荷值在0.667～0.810，解釋總方差的58.479%，說明量表具有良好的信度和效度。

以上3個量表均采用李克特五分量表法計分，同意程度區分為非常同意、同意、沒意見、不同意及非常不同意5個等級，依其情況分別給予5到1，以調查對象在各量表所有題項上得分的平均值作為其在相應變量上的得分。本研究中，調節變量為代際，該變量為二分類變量，其中老一代(1980年前出生)賦值為0，新生代(1980年后出生)賦值為1。

3 實證分析

3.1 變量的描述性統計和相關分析

從表2可以得出，農民工的感情承諾、組織公平感和組織支持感均處于中等水平，3個變量呈兩兩顯著正相關。

表2 變量的描述性統計和相關分析

注：*、**、***分別表示P<0.1、P<0.05、P<0.01，表3同。

3.2 假設檢驗

為避免多重共線性問題，將感情承諾、組織公平感和組織支持感3個變量進行標準化，采用OLS回歸模型。根據葉寶娟等[9]提出的有調節的中介檢驗流程進行數據分析，結果見表3。模型1中，因變量為感情承諾，分析發現組織公平感對感情承諾的影響顯著(P<0.01)；模型2中，因變量為感情承諾，分析發現組織支持感對感情承諾的影響顯著(P<0.01)；模型3中，因變量為組織支持感，研究發現組織公平感對組織支持感的影響顯著(P<0.01)。根據模型2，在放入組織支持感之后，組織公平感對感情承諾的影響仍然顯著(P<0.01)，說明組織支持感在組織公平感與感情承諾之間起部分中介作用，因此，假設1得到驗證。此外，模型3中“代際×組織公平感”對組織支持感的影響顯著(P<0.05)，模型1中“代際×組織公平感對”感情承諾的影響也顯著(P<0.1),說明組織公平感與組織支持感、感情承諾之間的關系均受到了代際的調節，因此，假設2和假設3也得到驗證。

表3 組織支持感的中介效應與代際的調節效應檢驗

注：R2模型1為0.34，模型2為0.46，模型3為0.42；F值模型1為29.15***，模型2為49.08***，模型3為42.17***。

為揭示代際如何調節組織公平感對組織支持感和感情承諾的影響，進行簡單斜率檢驗。結果顯示：隨著組織公平感的增強，老一代農民工的組織支持感和感情承諾水平均顯著提升，新生代農民工的組織支持感和感情承諾水平也顯著提高。但相比之下，新生代農民工提升的幅度更大，即與老一代農民工相比，新生代農民工的組織支持感和感情承諾更易受到組織公平感的影響。

4 小結與管理建議

4.1 小結

本文從企業與員工交換關系的角度深入探究了農民工的組織公平感、組織支持感和對企業的感情承諾三者之間的內在關系和作用機理，主要得出以下結論。第一，農民工的組織公平感對其感情承諾具有顯著的正向影響，并且組織支持感在兩者之間起部分中介作用；第二，與其父輩相比，新生代農民工更易受到組織公平感的影響，即組織公平感對新生代農民工的組織支持感和感情承諾的促進效應更大。

4.2 管理建議

近年來，隨著我國人口紅利的逐漸消失，用工企業尤其是勞動密集型企業經常面臨著“招工難”“用工荒”的問題，加之新生代農民工已成為我國產業工人隊伍的主體，他們的職業訴求更加復雜多元，因而通過單純增加工資來解決企業“招工”“留工”難問題是遠遠不夠的。因此，企業要切實樹立以人為本的管理理念，注重對農民工的人文關懷，多關心他們的工作和生活狀況，為有需要的農民工提供及時有效的幫助和支持，對他們在工作上的成績也要給予充分的認可和肯定，使農民工能夠感受到組織對自己的尊重和價值認同。

此外，企業也要格外重視農民工尤其是新生代農民工的公平訴求，著力營造公平公正的組織氛圍和用工環境，避免對農民工的歧視和各種不合理的差別對待，企業的管理制度、分配程序等也要公平合理、公開透明，保證員工的勞動所得能夠準確地反映其工作投入和績效水平，以增強農民工的公平感知和組織支持感知，進而提高其對企業的承諾水平，從而盡可能減少農民工的離職行為，實現雇傭關系的穩定和諧。