壓力知覺對離職意愿的影響＊
——被調節的中介效應

■ 宋邱惠 孫勇 喬琴 程燕林

1.中國科學院科技戰略咨詢研究院 北京 100190

2.中國科學院大學公共政策與管理學院 北京 100190

0 引言

員工離職問題一直是各行各業管理者重點關注的問題，有效控制員工離職行為是企業持續健康穩定發展的基礎。因此，作為離職行為最佳的預測變量——離職意愿受到學術界越來越多的關注。Hom 等人[1]、Lee 和Ha-Brookshire[2]都對離職意愿進行了專業化論述。本研究將離職意愿定義為員工有主動離職想法，但并未實施離職行為。根據資源保存（Conservation of Resources,COR）理論，員工產生的工作壓力和情感失衡，會導致離職意愿[3]。壓力知覺是壓力在個體層面的一種具體表現形式，它指個體感受到刺激事件的威脅時所表現出來的緊張感和不適感[4]，對員工個體層面的離職意愿有直接作用。因此，研究壓力知覺對離職意愿的影響有重要意義。

通過文獻回顧，已有研究關注壓力與離職行為之間的關系，以及壓力對離職行為的作用機制，但是關于壓力知覺對離職意愿的作用機制學術界仍未形成定論，需要更多理論分析和實證分析進行驗證。國內外相關研究可以劃分為兩類。（1）壓力與離職行為之間的研究，都指出壓力知覺對離職意愿產生作用。Applebaum 等人[5]指出工作環境會讓個體產生不同程度的壓力，影響個體工作滿意度和離職決策。李晴蕾和王懷勇[6]通過對以往文獻的回顧指出當員工感知到自身角色壓力超載時，會間接影響離職行為決策。張娟等人[7]指出壓力知覺對留職意愿有很大影響。于喚洲和劉杰[8]研究了企業員工的壓力知覺、人際溝通能力與離職傾向的關系。（2）一般意義上的壓力與離職行為之間關系及其作用機制研究中，指出組織支持感、職業認同、自我效能感等變量在其中發揮著重要作用。Chun 和Soon 對韓國各衛生保健機構的257 名職業治療師進行分析，發現職業壓力與離職意向的關系中，組織支持感起著調節作用[9]。王滔和武海棟[10]對113 名特殊教育教師開展問卷調查發現特殊教育教師的職業壓力通過職業認同影響離職意向。黎耀奇等[11]人采用多元回歸的分析方法對329 名旅游從業者開展問卷調查,發現自我效能感能更好地調節人際關系壓力與離職意愿之間的關系。值得注意的是，已有研究在指出壓力知覺對離職意愿產生影響的同時，自我效能感在壓力與離職意愿關系中不僅起著調節作用，還起著中介作用[12]，但相關研究較少。而情緒調節自我效能感是個體在情緒管理方面的自我效能感[13]，會影響個體的行為選擇[14]。而對于情緒調節自我效能感是否在壓力知覺與離職意愿之間發揮中介效應有待進一步探討。通常，個體在組織環境層面獲得的個體資源因素能調節個體的身心狀態。職場友誼是個體在組織層面人際溝通好壞的重要體現，是辦公環境下同事之間建立起來的伙伴友誼。以往職場友誼的研究更多是對行為結果的探討，如竇璐[15]提出職場友誼能顯著降低員工的離職意愿。而對于職場友誼在壓力知覺與情緒調節自我效能感之間是如何發揮作用的研究較少。

創業企業是高成長性與高風險性并存的創新型企業，穩定的人才隊伍是是創業企業可持續發展的基礎，因此開展壓力知覺對離職意愿的作用機制研究對創業企業人力資源管理和留住人才具有十分重要的意義。本研究基于以上研究進展和問題的綜合分析，以社會認知理論和資源保存理論為基礎，創新性地引入情緒調節自我效能感和職場友誼這兩個變量，提出一個有調節的中介模型，通過問卷調查方式采集數據，并對數據進行實證分析，驗證理論假設的合理性，研究結果能為職工心理調節自愈能力的培養和單位組織環境建設，減少企業人力資源管理風險提供參考。

1 理論基礎與研究假設

1.1 壓力知覺與離職意愿

社會認知理論（Social recognition theory）提出個人、環境和行為3個因素相互作用、相互影響，其中個人的認知水平可以影響其行為反應[16]。也可以說，在一定情景事件刺激下，個體會結合自身的承受能力對感知到的壓力進行影響度的評估，做出適當行為決策。大量研究揭示壓力對離職意向具有顯著正向影響。姚柱和張顯春[17]指出個體體會到的時間壓力對員工的離職傾向性有顯著正向預測作用。王笑天等人[18]指出制造業領域內的一線員工體驗到工作環境壓力時會對其離職意向產生顯著正向影響。而對于壓力知覺的研究結果顯示其對離職意愿具有顯著影響。Steinheider 等人[19]通過對社會服務機構中41 名工作人員的調查發現他們會有更多高水平的壓力知覺，更可能降低工作投入，增加流動率。孫配貞等人[20]調查了463名中小型高新技術企業員工發現他們的壓力知覺（失控感、緊張感）對離職傾向具有顯著正向預測作用。基于上述分析，本研究提出如下假設：

H1：壓力知覺對離職具有顯著正向影響。

1.2 情緒調節自我效能感的中介作用

雖然壓力對離職意愿的影響已被證實，但很少有研究深入分析壓力知覺對離職意愿的深層次作用機制。本研究引入情緒調節自我效能感來解釋壓力知覺對離職意愿的作用。情緒調節自我效能感是指個體對自身情緒狀態調節的一種自信程度[21]。通常，在一定壓力情景刺激下，個體感知到壓力很大時，往往會經受焦慮、恐慌和抑郁等情緒困擾[22-23]，情緒調節自我效能感隨之降低，導致工作效率低下，影響組織行為結果。相反地，若個體感知判斷壓力不大時，不會陷入焦慮、恐慌和抑郁情緒中，積極情緒自我調節效能感發揮作用，工作效率維持或持續上升，產生積極行為結果。王永麗等人[24]基于信號傳遞理論發現工作壓力越大，個體積極情緒越少，自我效能感越低。Santos[25]采用滾雪球抽樣策略邀請60名護理專業人員開展研究發現，承擔過重的責任會導致壓力和倦怠水平較高，隨之自我效能感水平較低。因此，壓力知覺可能會對情緒調節自我效能感產生負向影響。

情緒調節自我效能感可能對離職行為具有重要影響。良好的情緒調節能力有利于調節不良情緒的困擾，促使其采取積極的行為反應。相反，情緒調節能力較低的話，則會被不良情緒困擾，產生職業倦怠，甚至離職行為。Hsieh 等人[26]指出自我效能感與離職意愿負相關。Fallatah 等人[27]指出職業應對自我效能感對護士離職意愿有負向影響。王穎和劉莎莎[28]提出自我效能感與離職意圖之間呈現負向影響關系。而情緒調節自我效能感是自我效能感在情緒控制上的體現，可推測，情緒調節自我效能感也可能會對個體的離職行為產生負向影響。

根據上述推論，情緒調節自我效能感可能會在壓力知覺與離職意愿之間發揮重要作用。Yan 等人[29]提出較高感知壓力與諸如恐懼、強迫焦慮、抑郁等情緒困擾相關。而情緒調節自我效能感是在情緒控制方面的能力。根據資源保存理論提出個體會盡力獲得有價值的資源，如控制與決定權、工作自主性、自尊等個體資源，這些資源有助于個體有效處理問題[3]。當個體自身負能量較多時，往往也會導致情緒調節自我效能感資源不足以抵抗壓力進而做出消極行為反應。相反，個體自身正能量較多時，往往也會導致情緒調節自我效能感能力變強，做出積極行為反應。離職行為是個體采取的消極應對策略。張凱麗等人[30]指出具有較高自我效能感的個體在面對困難和挑戰時，心理調節能力和處理事情能力都較強，較少有離職想法。Mcdonald 和Siegall[31]指出具有較高自我效能感的員工對待工作和生活都較為積極樂觀，相應的積極應對策略也較多。張哲[32]提出挑戰性-阻斷性壓力事件會直接影響自我效能感，進而對離職傾向產生影響。結合以上分析，提出以下假設:

H2:情緒調節自我效能感在知覺壓力與離職意愿之間起中介作用。

1.3 職場友誼的調節作用

盡管前文已經提到壓力知覺對情緒調節自我效能感具有預測作用，但其實現過程還可能會受到職場友誼水平影響。職場友誼是人際關系在職場中的一種特殊表現形式，是能化解壓力的個體特征資源。根據資源保存理論，當獲得的資源越多，會對壓力產生緩沖作用。職場友誼也是一種個體特征資源。當個體感知到一定的自我壓力，充足的個體資源會使個體感知到的壓力變小，情緒調節自我效能感就高。當個體感知到一定的自我壓力，個體資源不足時就會感知到壓力變大，情緒調節自我效能感就低。因此，我們推測職場友誼越高，能降低壓力知覺。職場友誼越低，更能增加壓力知覺。同時，高職場友誼能提高自身調節情緒的信心，增強其情緒調節自我效能感。低職場友誼會降低自我調節效能感。并且，較高職場友誼會降低壓力的感知水平，并增強個體對情緒調節的能力。Wright[33]指出消極情緒環境和缺乏同事支持容易產生不良情緒，工作中良好的人際關系可以促進員工的情緒健康。Sias[34]指出較差的職場友誼會增加情緒壓力，自身調節能力下降，工作效率低下。結合以上分析，提出以下假設:

H3:職場友誼調節了壓力知覺與情緒調節自我效能感的關系。職場友誼水平越高，壓力知覺越低，情緒調節自我效能感越高。職場友誼越低，壓力知覺越高，情緒調節自我效能感越低。

H2 與H3 所揭示的關系進一步表現為有調節的中介作用:壓力知覺與離職意愿之間的關系通過情緒調節自我效能感進行傳導，同時，職場友誼會對該傳導機制產生作用。為更進一步探索壓力知覺對離職意愿的影響機制，本研究提出有調節的中介效應假設:

H4:職場友誼調節了情緒調節自我效能感在知覺壓力與離職行為關系間的中介作用，當員工的職場友誼水平較高時，情緒調節自我效能感的中介作用會更加顯著。

結合上述假設，本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 本研究理論模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究以通過問卷星向企業員工發放調查問卷的方式收集數據，共收集到316份有效數據，樣本的基本信息為: 就樣本地區來源看，北京市占36.1%，上海市占4.4%，武漢市占7.0%，西安市占9.5%，其他占43.0%。就職位來看，一般員工占62.7%，基層管理者占17.4%，中層管理者占11.4%，高層管理者占2.5%，其他占6.0%。從任期來看，任職3年及以下的新員工占38.0%，任職4～5年的員工占22.5%，任職6～10年的員工占19.6%，任職10年以上的員工占16.1%，其他占3.8%。就企業性質來看，國企或央企占30.4%，私企占37.7%，合資企業占4.1%，外資企業占2.8%，其他25%。就行業類型來看，制造業占35.1%，金融業占11.1%，醫療衛生業占4.7%，房地產業占3.2%，商業貿易與服務業占5.7%，信息與通信服務業占7.3%，其他占32.9%。就性別來看，男性占53.2%，女性占46.8%。就婚姻狀況來看，已婚占66.5%，未婚占33.5%。就年齡來看，30 歲及以下占40.8%，31～40 歲占49.4%，41～50 歲占5.7%，51～60 歲占3.8%，61 歲及以上占0.3%。總體來說，調查樣本分布較為廣泛。

2.2 變量測量

為了保證調查問卷的信效度，本研究以國內外成熟量表為數據收集工具，并使用李克特五點量表計分。另在數據處理時需將反向題進行反向計分，以使所有題項的方向保持一致。具體量表信息如下：

（1）關于壓力知覺量表。采用楊廷忠和黃漢騰[35]所修訂的壓力知覺量表，包括緊張感和失控感兩維度，包括14 個題項。比如為一些無法預期的事情的發生而感到心煩意亂；成功地處理惱人的生活麻煩等。經檢驗此量表具有較好信效度，本研究中的可靠性信度Cron‐bach'α為0.862。

（2）關于情緒調節自我效能感量表。采用文書鋒等人[36]所修訂的情緒調節自我效能感量表，包括表達積極情緒自我效能感、調節沮喪/痛苦情緒的自我效能感和調節生氣/憤怒情緒的自我效能感三維度，使用了9 個題目測量，比如令人高興的事情發生時，我會表達自己的愉悅之情；孤獨時我能夠讓自己遠離沮喪。經檢驗此量表具有較好信效度，本研究的可靠性信度Cronbach'sα為0.802。

（3）關于職場友誼量表。采用孫健敏和焦海濤[37]所修訂的量表，包括友誼機會和友誼強度兩維度，包括9個題項。比如在我所在的單位中，我有機會與其他人非正式交談或閑聊；我覺得我可以非常信任許多同事。經檢驗此量表具有較好信效度，本研究的可靠性信度Cron‐bach'sα為0.873。

（4）關于離職意愿。采用溫柯等人[38]所修訂的離職意愿量表，使用了4 個題項。比如我有離開現在工作崗位的想法。如果有機會，我會放棄現在的工作；我尚未有離開本單位的想法。經檢驗此量表具有較好信效度，本研究的可靠性信度Cronbach'sα為0.862。

（5）控制變量。考慮到控制變量可能會對因變量產生影響，對控制變量進行虛擬化處理。人口學變量如單位、行業、企業性質、性別、年齡、婚姻、崗位和任期。虛擬化處理的方式比如1為未婚，0為已婚等。

3 實證結果

3.1 驗證性因素分析

由于本研究測量各變量的被試相同，采用Harman單因素法檢驗是否存在同源方差。通過主成分分析發現各變量能解釋總變異量的61.587%，大于60%，且第一個因子解釋總變異量的25.737%，低于40%，表明同源性偏差不大。KMO 值為0.887，Bartlett 球形檢驗在0.001水平上顯著，適合進行因子分析。

為驗證變量之間的區分效度，本研究對關鍵變量（壓力知覺、情緒調節自我效能感、職場友誼和離職意愿）進行驗證性因子分析，通過對四因子模型、三因子模型、雙因子模型及單因子模型進行對比發現:四因子模型的擬合結果（χ2/df=1.811，RMSEA=0.051，GFI=0.842，NFI=0.814，IFI=0.907，TLI=0.898，CFI=0.906）明顯優于單因子模型的結果（χ2/df=1.919，RMSEA=0.054，GFI=0.837，NFI=0.801，IFI=0.894，TLI=0.885，CFI=0.893），表明本研究中的四因子模型區分效度較好。

3.2 描述統計和相關分析

通過對數據統計處理，得出有關變量的均值、標準差和相關系數（Cronbach'sα）矩陣表1。壓力知覺（r=0.206**，p＜0.001）、情緒調節自我效能感（r=-0.207**，p＜0.001）與離職意愿具有顯著影響。同時，情緒調節自我效能感與壓力知覺（r=-0.513**，p＜0.001）、職場友誼（r=0.537**，p＜0.001）具有顯著影響。以上各變量間存在顯著相關，這為驗證理論模型的合理性提供了初步支持。

表1 變量均值、標準差、相關系數矩陣

3.3 假設檢驗

3.3.1 中介效應檢驗

在回歸分析前，將參與建模的變量進行標準化處理，以減少數值差異較大產生的誤差。采用層級回歸法分析檢驗直接效應和中介效應，結果見表2。各模型的VIF 值均小于2，說明變量間不具有明顯共線性。根據模型2，壓力知覺對員工離職意愿具有顯著的正向影響（β=0.202,P<0.001），假設1 成立。根據模型6，壓力知覺對情緒調節自我效能感具有顯著的負向影響（β=-0.496,P<0.001）。根據模型3，情緒調節自我效能感對離職意愿具有顯著的負向影響（β=-0.228,P<0.001）。這兩個結果為中介效應成立提供了前提條件。

表2 情緒調節自我效能感中介作用的層級回歸分析結果

模型4 的結果顯示，當壓力知覺和情緒調節自我效能感被共同納入回歸方程時，壓力知覺和情緒調節自我效能感對離職傾向的影響均顯著。并且自變量對因變量的影響系數由(β=0.202,P<0.001) 改變為(β=0.12,P<0.05)，這說明自變量對因變量的效應減弱。而此時中介變量對因變量的負效應仍然顯著（β=-0.166，p＜0.01) ，這說明中介變量部分中介了自變量對因變量影響，假設2 成立。同時，本研究借助SPSS 的Process 插件，利用Bootstrap 法（樣本數5 000 次）驗證中介效應模型，結果表明壓力知覺與離職意愿之間通過情緒調節自我效能感的間接效應顯著。

表3 情緒調節自我效能感的調節效應

（Effect=0.0823, BootSE=0.0353, BootLLCI=0.0128,BootULCI=0.1513，95%置信區間不含0），假設2成立。

3.3.2 調節效應檢驗

采用層級回歸方法檢驗職場友誼的調節效應。為避免出現多重共線性問題，先對自變量和調節變量做標準化處理后進行層級回歸分析，結果見表2。各模型的VIF 值均小于2，說明變量之間不具有明顯共線性。模型2壓力知覺對情緒調節自我效能感具有顯著負向影響（β=-0.496，P<0.001）。模型3 職場友誼對情緒調節自我效能感具有顯著正向影響（β=0.345，P<0.001）。模型4壓力知覺與職場友誼的交互作用對情緒調節自我效能感具有顯著負向影響（β=-0.103，P<0.01），調節效應成立。

同時，圖2 顯示高水平職場友誼的回歸線相比于低水平的回歸線更陡峭，說明壓力知覺在相同程度時，高水平職場友誼的員工會比相應低水平的員工感受到更強烈的情緒調節自我效能感。也就是說當職場友誼較好時，會降低壓力知覺程度，導致自我效能感增強。職場友誼較差時，會維持或增加壓力感知，隨之自我效能感也會降低。因此假設3成立。

圖2 情緒調節自我效能感的調節效應示意圖

3.3.3 被調節的中介效應檢驗本研究運用Process 插件，選擇模型7 對假設進行檢驗（詳見表4）。結果顯示當職場友誼較高時，壓力知覺通過情緒調節自我效能感作用于離職意愿的間接效應較強（effect=0.0757，BootSE=0.0351，BootLLCI=0.0147，BootULCI=0.1530，95% 置信區間不含0）；當職場友誼較低時，壓力知覺通過情緒調節自我效能感作用于離職意愿的間接效應顯著（effect=0.0415，BootSE=0.0208，BootLLCI=0.0088，BootULCI=0.0926，95% 置信區間不含0）。與此同時，其組間差值顯著（effect=0.0342，Boo‐tSE=0.0143，BootLLCI=0.0059，BootULCI=0.0604，95%置信區間不含0）。綜上可知，情緒調節自我效能感對壓力知覺與離職意愿之間的關系的中介效應會受到職場友誼的調節，即產生了被調節的中介效應。因此，假設H4得到驗證。

表4 Bootstrap在調節變量不同水平上的中介效應及其95%置信區間

4 結論與啟示

4.1 主要結論與討論

本研究基于社會認知理論和資源保存理論考察了自我效能感與職場友誼在壓力知覺與離職意愿之間的作用機制。通過問卷調查方法收集數據，采用回歸分析法對數據進行統計分析，驗證了上述假設的合理性，主要結論如下：

（1）壓力知覺對員工離職意愿具有顯著正向影響。當感知到的壓力讓個體產生明顯不舒服感覺時，腦子里會時常出現逃離當前工作環境的想法，這與已有研究結果一致。Ujvarine 等人[39]采用橫斷面設計，隨機抽取來自匈牙利地區醫院的367 名護士作為樣本，發現壓力知覺是影響離職意愿的主要因素。

（2）壓力知覺會通過情緒調節自我效能感間接影響離職意愿。壓力知覺對情緒調節自我效能感具有顯著負向影響。情緒調節自我效能感對離職意愿具有顯著負向影響。當個體感知到壓力較大時，往往情緒也較為低落，情緒調節能力不能被充分激發，導致負性不滿意情緒增加，更容易產生離職念頭。相反，盡管個體有一定壓力，但是個體能夠感知到的壓力較低，整個人精神狀態很好，情緒調節和修復能力也較強，這樣的工作環境能讓個體產生更多安全感。

（3）情緒調節自我效能感對壓力知覺與離職意愿之間的關系的中介效應會受到職場友誼的調節。職場友誼是調節情緒困擾的有效方法，職場中有較好的伙伴關系，會對組織產生情感依托。相反，職場中友誼關系不良可能會感受到被排擠作出離職行為反應。這與已有研究結果類似。Kim等人[40]指出感知到的工作負荷和人際沖突會使個體產生情緒耗竭的體驗，進而會產生離職意念。

4.2 管理啟示

研究對企業管理的啟示主要體現在3 個方面。首先，研究結果表明情緒調節自我效能感對壓力知覺具有緩解作用。單位管理者應該定期開展團隊心理建設，調動員工的積極情緒和樂觀的生活態度。必要時提供心理疏導，對員工更好的進行心理適應，降低離職率具有重要現實意義。其次，研究結果表明職場友誼好壞影響個體的壓力水平和離職意愿。團隊領導者應定期加強團隊內部建設，塑造“一個都不能掉隊”的理念，加強團隊內部人員互幫互助的凝聚力。

4.3 展望

本研究存在不足之處主要體現在兩方面。首先，樣本的調查對象僅局限在企業員工，未來可以科研單位的科研人員為調查對象，以獲得更普適性結果。近年，國內各高效和科研單位都開展了“人才大戰”，除科研條件保障、科研生活后勤保障等外，個人在組織環境中的友誼狀態和自我情緒調節能力弱是否是主因？未來可進一步探討。其次，本研究僅從個人層面出發，探討情緒調節自我效能感和職場友誼發揮的機制作用，未來可進一步加入組織環境變量，如組織接納度、組織氛圍、領導力等因素的作用。只有好的組織環境，和諧的人際關系環境，以及以人為本的環境才更能有利于員工有歸屬感和安全感，也才更有利于職工發展和自我價值的實現。