万利 黄镐煐
摘要:文章以南京一大型集团及全国下属分公司中的306名员工为调查对象,实证分析检验了工作—生活平衡、组织承诺与离职倾向三者之间的关系。通过回归分析,结果发现:工作—生活平衡对组织承诺有着显著的正向影响,对离职倾向有着显著的负向影响;并且组织承诺在工作—生活平衡与离职倾向之间起着完全中介效应作用。
关键词:工作—生活平衡;组织承诺;离职倾向
一、 引言
本文将对员工的工作—生活平衡对离职倾向产生怎样的影响以及组织承诺是否在两者之间起中介效应进行实证探析,以探索通过提高员工的工作—生活平衡和组织承诺来减少员工的离职倾向。
二、 理论基础与研究假设
1. 工作——生活平衡与组织承诺的关系。从20世纪70年代到90年代初,早期的学者在工作和生活关系的研究方面,大量使用的是“工作—家庭冲突(Work-family Conflict)”这个术语。进入到90年代后期,随着研究的进展发现,员工工作以外的其他事情远远超出家庭这个范畴,包括生活的多个方面。之后,“工作—生活平衡(Work-life Balance)”这个术语在学术界开始被大量使用。
Duxbury和Higginx把工作-生活平衡定义为:员工在工作和生活需求的两个领域,处于等量的一种均衡状态。Kirchmeyer(2000)认为工作—生活平衡是指员工在生活的多个领域都处于满意的状态,在时间、精力、个人资源等方面都能够进行合理的分配。国内学者赵曙明也提出,随着中国经济和社会的快速发展,员工的工作和家庭平衡问题越来越受到重视,成为员工个人职业生涯管理的重要一环。
组织承诺(Organizational Commitment)的概念最早由Beeke(1960)提出,他在“单方投入理论(Side-bet Theory)”中对组织承诺概述为:随着员工对自己所属组织投入的不断增加,就越不愿意从该组织中离开。因为如果离开该组织的话,之前的各种投入就无法挽回。从而使员工不得不继续留在该组织中工作,象征着员工和组织之间的一种心理契约。Allen和Meyer(1990)在综合众多学者研究的基础上,提出了组织承诺分为感情承诺、持续承诺、规范承诺三个维度的理论模型。我国学者凌文铨、张治灿、方俐洛(2000)等通过对中国员工实证研究发现,在中国的情境下,组织承诺比西方多出了理想承诺和机会承诺两个维度。
在工作—生活平衡与组织承诺两者之间的关系方面,众多研究发现,工作—生活平衡与员工的组织承诺有着显著的正相关关系,即工作—生活的平衡程度越高,员工的组织承诺就会越高。
Wayne等人(2006)研究发现工作对家庭的促进能够正向预测员工的情感承诺。
李均璟(2009)以韩国企业和政府工作人员为调查对象,发现工作—生活平衡对员工的组织承诺有着显著的正向影响。
赵景浩(2007)等研究发现,工作—生活的平衡通过工作满足对员工的组织承诺产生显著的正向影响。员工的工作—生活越平衡,组织承诺水平就越高。
全文赫(2012)通过对韩国266名公务员调查发现,公务员的工作—生活平衡对组织承诺有着显著的正影响。
郑兴山、郑晓涛与陈林芬(2006)通过对IT企业317名调研人员调查发现,研究发现家庭—工作冲突对组织承诺有着显著的负相关。
以上分析可知,工作—生活平衡对员工的组织承诺有着显著的影响,由此提出以下假设:
假设1:工作—生活平衡对组织承诺具有显著的正向影响。
2. 工作—生活平衡与离职倾向的关系。Moboey(1978)等定义为离职倾向是一个很大的范畴,包括员工对所属的组织不满意、离职想法、寻找在其他组织工作的机会等。March和Simon(1958)指出员工在自己所属组织中的舒适程度对员工的离职倾向有着显著的影响。Steers和Porter(1973)认为员工如果对当前工作不满意的话也有可能产生离职倾向。Kraut(1975),Newman(1974),Michaels和Spector(1982)等学者通过实证分析,发现离职倾向能准确预测离职行为。
在工作—生活平衡与离职倾向之间的关系方面,国外对二者之间的关系已经有了大部分研究。结果表明,工作—生活平衡对离职倾向有显著的负向影响。Cohen(1995)在研究中指出家庭、爱好、信仰对离职倾向有明显的影响。Towers Perrin(2003)研究发现,在离职倾向的众多决定因素中,工作—生活平衡占据着主要的位置。
林廷玟(2011)通过对韩国250名大学毕业新入职员的调查分析发现,工作—生活平衡中的工作—家庭平衡对离职倾向有着显著的负相关关系。
李均璟(2009)以韩国企业和政府工作人员为调查对象,发现工作—生活平衡对员工的离职倾向有着显著的负向影响。
国内学者的研究大都集中于工作-家庭冲突的视角与离职倾向之间的关系。刘永强和赵曙明(2006)分析了工作—家庭冲突的影响因素,及其与工作满意度、工作压力、离职倾向与旷工的关系。
郑兴山、郑晓涛与陈林芬(2006)等调查发现,工作—家庭冲突与家庭—工作冲突均对离职意向有着显著的正相关关系。
根据以上理论基础,提出以下假设:
假设2:工作—生活平衡对离职倾向具有显著的负向影响。
3. 工作—生活平衡、组织承诺与离职倾向的关系。在组织承诺和离职倾向的关系方面,国内外学者已经有了大量研究。大部分研究发现,组织承诺对员工的离职倾向有着显著的负向影响,即员工的组织承诺程度越高,离职倾向就越低。因此,组织承诺可以有效的预测员工的的离职倾向。
Mowday,Steers和Porter(1979)在研究中发现组织承诺对离职倾向有着显著的负向影响,组织承诺程度越高,离职倾向就越低。
Ching-Fu Chen(2006)以航空公司空乘人员为被试对象,发现组织承诺因素中的规范承诺和持续承诺两个维度对空乘人员的离职倾向有着显著的负向影响。
苏方国,赵曙明(2005)通过构建结构方程(SEM),实证研究结果表明,员工的组织承诺与离职倾向之间呈显著负相关关系。
赵西萍等(2003)认为员工的组织承诺与离职倾向呈负相关关系,即组织承诺对员工的离职倾向具有明显的负面影响。
崔勋(2003)通过对全国各地5 000多份样本调查发现,组织承诺与离职倾向有着显著的负相关关系。
综合所述文献,工作—生活平衡对员工的组织承诺有着显著的影响,而组织承诺作为员工对组织的一种态度,与员工的离职倾向有着显著的关系,故提出如下假设:
假设3:组织承诺在工作-生活平衡与离职倾向之间起中介效应作用。
三、 研究方法及模型
1. 被试样本。本文采用统计调查的方法探寻工作—生活平衡、组织承诺以及离职倾向之间的内在关系。于2013年9月~11月,对南京一大型集团以及分布在全国各地的下属分公司中的工作人员,采取完全匿名的形式,共发放问卷306份,回收263份,问卷回收率为85.9%。所有问卷回收之后,进行了废卷处理工作,获取有效问卷231份,问卷有效率为87.8%。在性别方面,被试者男性共126名,占54.5%,女性共105名,占45.5%;在年龄方面,25岁以下的14名,占6.1%,26岁~35岁的151名,占65.4%,36岁~45岁的51名,占22.1%,46岁~55岁的15名,占6.5%;在婚否方面,未婚员工66名,占28.6%,已婚员工165名,占71.4%;在学历方面,初中及以下的2名,占0.9%,高中及中专的11名,占4.8%,大专的26名,占11.3%,本科的139名,占60.2%,研究生及以上的53名,占22.9%;工作年限方面,1年以下46名,占19.9%,1年~3年的38名,占16.5%,4年~6年的50名,占21.6%,7年~10年的25名,占10.8%,11年以上的72名,占31.2%。
2. 测量工具。
(1)工作—生活平衡。采用Valcour(2007)开发的问卷,此问卷被韩国学者多次使用,信度和效度都得到支持。共5个题项,采用Likert5点量表,从非常不同意到非常同意,得分越高,表示工作—生活平衡水平越高。
(2)组织承诺。采用Porter和Mowday(1979)开发修订后的OCQ,删除掉OCQ中的6个反向记分题项。共9个题项,采用Likert5点量表,从非常不同意到非常同意,得分越高,表示组织承诺程度越高。
(3)离职意图。采用香港学者樊景立(Farh)(1998)等开发的量表。共4个题项,亦采用Likert五点量表,从非常不同意到非常同意,得分越高,表示离职倾向越大。
3. 研究模型。(如图1示)
四、 实证分析
1. 量表信效度检验。
(1)信度检验。利用SPSS18.0首先分析了各个变量的信度,工作-生活平衡测量的Cronbach'α系数为0.935,组织承诺测量的Cronbach'α系数为0.977,离职倾向测量的Cronbach'α系数为0.940。同时,各变量子维度的信度也都大于0.8,说明测量指标的一致性程度很高,可靠性很强。
2)效度检验。通过方差最大旋转进行因子分析,结果显示18个题项归为3个因子,这三个因子分别为,1—工作-生活平衡、2—组织承诺、3—离职倾向。这三个因子的累计方差解释率为82.78%,说明提取三个因子是合理的。
2. 相关性分析。本研究利用SPSS18.0版进行了皮尔逊相关系数分析,从表1工作—生活平衡、组织承诺与离职倾向三者之间的皮尔逊相关系数可以看出,工作—生活平衡和组织承诺显著呈正相关关系(r=0.930,P<0.01),说明员工的工作—生活越平衡,组织承诺就越高;工作—生活平衡和离职倾向呈显著负相关关系(r=-0.873,P<0.01),说明员工的工作—生活越平衡,离职倾向就越低;组织承诺和离职倾向呈显著负相关关系(r=-0.945,P<0.01),说明员工的组织承诺越高,离职倾向就越低。这就表明与前文提出的假设是一致的,假设1、假设2、假设3通过了验证。但是各变量之间是否存在因果关系还不确定,需要通过下一步回归分析来验证变量之间的因果关系。
3. 回归分析及假设验证。
(1)工作—生活平衡对组织承诺影响的检验。利用SPSS18.0版,对工作—生活平衡与组织承诺的关系进行了回归分析,从表2可以看出,F值为502.161,表明回归效果好,调整后的R2为0.867,表明工作—生活平衡可以用来解释组织承诺总体变异的86.7%,同时β值在0.01水平上为0.947,这个结果表明工作-生活平衡对组织承诺有着显著的正向影响,这与本研究的理论假设以及前文的相关分析结果是一致的,假设1得到验证。
(2)工作—生活平衡对离职倾向影响的检验。以工作——生活平衡作为自变量,离职倾向作为因变量,利用SPSS18.0版进行了回归分析,从表3的回归分析结果可以看到,F值为249.407,表明回归效果好,调整后的R2为0.764,表明工作—生活平衡可以用来解释离职倾向总体变异的76.4%。同时β值在0.01水平上为-0.890,说明工作—生活平衡对离职倾向有着显著的负向影响,这与本研究的理论假设以及前文的相关分析结果是一致的,假设2得到验证。
(3)组织承诺的中介效应检验。对组织承诺中介效应的验证我们借鉴Baron和Kenny(1986)的建议,成为中介变量必须满足以下4个条件:(1)自变量对中介变量有影响;(2)自变量对因变量有影响;(3)中介变量对因变量有影响;(4)控制中介变量之后,自变量对因变量的影响很小(部分中介)或没有(完全中介)。
通过前文分析可知,控制中介变量组织承诺之前,工作—生活平衡对离职倾向的影响系数是-0.890,说明自变量工作—生活平衡对因变量离职倾向有着显著的负向影响。为了进一步检验组织承诺在工作—生活平衡与离职倾向之间是否起中介效应作用,进行多元层级回归,回归结果如表4所示。通过表4和表5得知,当控制变量组织承诺后,自变量工作—生活平衡对因变量离职倾向的影响系数从-0.890变为0.044,影响不再显著。并且中介变量组织承诺对自变量离职的影响系数为-0.987(P<0.01),影响非常显著,说明组织承诺对工作-生活平衡和离职倾向起完全中介效应。假设3得到验证。
五、 结论及研究方向
1. 结论及管理建议。
(1)结论。本文从工作—生活平衡角度来考察对员工离职倾向的影响,通过实证分析,验证了工作—生活平衡、组织承诺与离职倾向三者之间的相关关系,提出的假设全部得到了验证,主要结论如下:
①工作—生活平衡与组织承诺具有显著的正相关性,即员工的工作—生活平衡水平越高,就越能强化员工的组织承诺。
②工作—生活平衡与离职倾向具有显著的负相关性,即员工的离职倾向随者工作—生活平衡程度的上升而下降。工作—生活平衡的程度可以有效预测离职倾向的高低。
③组织承诺在工作—生活平衡与离(下转第108页)职倾向的关系中起完全中介作用。即工作—生活平衡通过组织承诺对离职倾向产生负向影响。
(2)管理建议。①制定相关企业制度来提高员工的工作-生活平衡水平。施行弹性工作制和压缩工作周之类有利于工作—生活平衡的制度体制,合理的授权于员工,赋予员工更多的自由。使员工拥有更多的可以自己支配的时间和空间,有更多的精力投入到工作和生活的两个角色中去,提高员工的工作—生活平衡水平。
②提供培训开发机会,促进员工的成长与发展,强化员工的组织承诺。通过各种培训与学习,为员工提供自我成长机会和职业生涯的合理规划。以此提高员工的内在动机和态度,强化员工的组织承诺。
③通过构筑亲和的组织文化氛围来化解员工离职倾向。制度化管理的同时也要注意人性化管理,定期开展家庭活动,构建亲和的组织氛围,来提高员工归属感,营造“家”的气氛,吸引和留住员工,化解员工的离职倾向。
2. 研究局限性与未来研究方向。在研究局限性方面,首先,工作—生活平衡和组织承诺采用的量表,来源于国外学者的设计。由于社会文化的不同,在中国的情境下,可能会产生部分差异。另外,本文主要集中于一个集团的员工为被试对象,这就导致标本具有一定的局限性,可能会降低研究结果的说服力。
在未来的研究中,还需要扩大样本的数量和范围进一步验证三者之间的关系;并且在本文的研究中把组织承诺作为单维度进行的研究,而学术界常从情感承诺、持续承诺及规范承诺三个维度对组织承诺来进行分析。因此,下一步需要探讨组织承诺的三个维度是否均在工作—生活平衡与离职倾向之间起中介作用进行进一步研究。
参考文献:
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8. Mowday R,Porter L,Steers R.Employee orga- nization linkages:The psychology Of commitment,absenteeism,and turnover.New York:Academic Press,1979.
作者简介:黄镐煐,韩国国立全北大学商学院人力资源管理与组织行为学专业教授;万利,韩国国立全北大学商学院人力资源管理与组织行为学专业博士生。
收稿日期:2014-01-17。