组织支持感、心理资本、工作投入的作用机制研究①

朱锦鸿 林海

摘 要：本文以广东省两家大型企业407名员工为研究对象，在验证量表质量的基础上，运用回归分析和结构方程模型的方法，对组织支持感、心理资本、工作投入的关系进行了实证研究。研究结果显示，组织支持感对心理资本有正向影响作用；心理资本对工作投入有正向影响作用；组织支持感对工作投入有正向影响作用；心理资本在组织支持感和工作投入关系中发挥中介作用。

关键词：组织支持感 心理资本 工作投入

中图分类号：F069 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2017）10（a）-142-07

现代组织行为学和人力资源管理越来越聚焦于如何获取组织内部可增值的人力资源，以引导员工对工作的全情投入，从而诱发高绩效的结果呈现。自从美国心理学家seligman教授发起了积极心理学运动以来，针对如何获取新的竞争资源，在心理学和组织行为学界掀起了对人的积极心理和积极行为的研究热潮。我国学者任俊[1]认为，积极是人类固有的一种本性，但并不就意味着人类的积极本性在任何情况下都能自发地表现出来；且积极心理学就是为了营造一种能促使人类的积极本性生长发育的环境。故此，针对积极心理资源对企业员工工作投入的作用机制研究，显得迫切和必要。美国前心理学会会长luthans博士[2]提出，心理资本是建立在人力资本和社会资本现有理论和研究基础上的，并且超越了人力资本和社会资本，是一种构成企业竞争优势的资源。同时，组织支持感理论认为，企业对员工的支持，或者说员工感知到组织的支持，或员工感知到与工作要求匹配的可获得的资源，则将会以更积极的心理状态投入工作。基于上述论断，本文拟在文献研究基础上，通过实证研究，探索组织支持感、企业员工心理资本和工作投入的作用机制，以丰富竞争资源获取和产出的相关理论，为企业管理实践提供指导。

1 文献基础和假设提出

1.1 组织支持感

20世纪80年代，Eisenberger等人[3]根据社会交换理论和互惠意识（提出了组织支持感理论，该理论认为，员工对组织是否看重他们的贡献，并在不同的情况下给予他们不同的对待形成一种总体的看法，这种看法就是员工的组织支持感（Perceived Organizational support，简称POS），简单来说，就是员工感受到的来自组织方面的支持，即员工对组织如何看待他们的贡献并关心他们的利益的一种知觉和看法。这个理论认为，当员工感受到来自于组织的支持，即感受到组织对其关心、支持、认同时，他们在工作中就会有很好的表现。

组织支持感的结构和测量方面，单维模型有Eisenberger等人开发的36个条目组织支持感问卷（SPOS）[3]，该问卷在不同行业和不同组织员工被试样本中的研究结果显示都有很高的内部信度（Alpha系数是0.93）和单维性；也有从36条目中抽取的3～17条目短板量表，在研究中同样证实有较高的信度和单维性[4][5][6][7]。陈志霞和陈剑峰[8]认为Eisenberger所提出的组织支持感只关注亲密支持和尊重支持两个方面，具有片面性，需要补充员工完成工作所需的信息、训练、工具和设备等工具性支持，继而修订了包括情感性组织支持和工具性组织支持两个维度的二维组织支持感问卷，其Cronbach α系数分别为0.785和0.904。三维模型的代表有我国学者凌文辁等人[9]开发的包括工作支持、员工价值认同、关心利益三个纬度24条目POS问卷。

1.2 心理资本

根据Luthans博士等人[10]的定义，心理资本是个体在成长和发展过程中表现出来的一种积极心理状态，具体表现为：（1）在面对充满挑战性的工作时，有信心（自我效能）并能付出必要的努力来获得成功；（2）对现在与未来的成功有积极的归因（乐观）；（3）对目标契而不舍，为取得成功在必要时能调整实现目标的途径（希望）；（4）当身处逆境和被问题困扰时，能够持之以恒，迅速复原并超越（韧性），以取得成功。

关于心理资本的结构，主流有以Luthans博士开发的PCQ-24的量表，在众多的研究中，证实了它的四维结构，且心理资本本身就是一个一个更高层次的构念，心理资本各因子之间具有协同效应，作为高阶构念的心理资本的作用大于四个因子“希望、乐观、自信、韧性”的总和[10[]11][12]。国内学者对心理资本展开本土化研究，如，惠青山认为，中国企业员工心理资本是由冷静、希望、乐观、自信等因子构成[13]；朱锦鸿通过质性和量化的研究方法，获得信度、效度良好的五维心理资本量表，包括真实性、希望、乐观、宽容、韧性等五个维度[14]；高英将知识型员工的心理资本划分为事务性心理资本（奋发进取、坚韧顽强、乐观、希望、自信勇敢）和人际型心理資本（谦虚沉稳、感恩奉献、包容宽恕）[15]；侯二秀等人对知识员工心理资本按任务型（积极情感、坚韧性）、关系型（情绪智力、感恩）、学习型（学习效能感、知识共享、意愿）和创新型（创新自我效能感、模糊容忍度）划分[16]。

1.3 工作投入

Kaha在1990年首次提出个人投入的概念，并认为工作投入是“个体通过管理自己，使自己进入工作角色的现象”，当工作投入高时，个体会将自己的精力投入到角色行为中，并在角色中展现自我[17]，并认为工作投入包括生理、认知和情绪三个维度。

Maslach等人将工作投入与工作倦怠看成是个人与工作情景匹配的两个极端表现，是一个连续统一体的两个极端，并认为工作投入的三个维度分别是精力、卷入和效能，分别对应于工作倦怠的三个维度——情绪衰竭、疏离感和职业自我效能感低落[18]。

Schaufeli等人对Maslach将工作投入看成仅仅是工作倦怠的对立面提出了质疑，并认为“工作投入是一种积极参与工作的具有活力、奉献和专注特征的心理状态。”工作投入是一种与工作相关的积极、 完满的情绪与认知状态[19]。

Britt等人认为工作中投入的员工，对工作绩效有一种责任感，且工作中产生的结果对他们的身份特征有特别的意义，因此，对工作的投入也引起了对更好的表现感兴趣和承诺[20]。

1.4 研究模型假设

不少研究结果表明，员工感知的组织支持感对心理资本有正向预测作用[21]；许百华和张兴国[22]的研究显示，组织支持感能有效预测个体的工作投入；Avey[23]的研究显示，员工心理资本对工作投入有正相关关系，Chen，Shu-ling[24]在台湾一家大型电子企业中针对60位领导者和319位员工进行的多层次的研究也显示，领导者和员工的心理资本对工作投入都有正向的影响作用。这些研究结果给我们的管理启示是，员工感知到组织的支持，对提升员工自身积极的心理状态有较好的作用，而良好的心理状态也使员工自然而然地处于积极的工作状态。

故此，我们提出如下假设：

H1：组织支持感对员工心理资本有正向预测作用；

H2：组织支持感对工作投入有正向预测作用；

H3：员工心理资本对工作投入有正向预测作用；

H4：心理资本在组织支持感和工作投入的关系中起中介作用。

2 研究方法设计

2.1 测量量表

（1）组织支持感（POS）量表。本研究采用陈加洲[25]通过改编的7条目短版组织支持感量表，在其研究中，量表的总方差解释率为56.5%，一致性信度为0.87，重测信度为0.79。样本条目有“我单位对我非常关心”，量表采用5点利克特量表，1～5分别代表完全不符合～完全符合。

（2）心理资本（PsyCap）量表。本研究采用朱锦鸿本土化开发的5维19条目心理资本量表，其方差解释率为64.78%，一致性信度为0.893，结构信度为0.849[14]。量表采用6点利克特量表，1～6分别代表完全不同意～完全同意。

（3）工作投入（JE）量表。本研究采用李金波等从Schaufeli编制的三维UWES量表中进一步修改的16条目短版量表中的5条目“专注”分量表，其内部一致性系数为0.895[26]。量表采用7点利克特量表，1～7代表从不这样～总是这样。

（4）人口统计变量。本研究采用了性别、婚姻状况、年龄、学历、职位、工龄等统计变量。

2.2 研究样本

本研究样本主要来自于广东一个大型饲料集团公司和一个铝业公司，根据其员工人数分别按照3：1和10：1的原则随机采集，总发放问卷528份，回收454份，有效问卷407份，总有效回收率77.08%。样本特征分布如下：性别比例，男：女为74.7%：25.1%，缺失0.2%；婚姻状况，已婚：未婚为68.3%：30.5%，其他1.2%；年龄段，26岁以下、26～30岁、31～35岁、36～40岁、46～50岁、50岁以上分别占有比例为25.8%、28%、15%、17.4%、9.1%、2.5%、2%，缺失0.2%；学历情况，高中以下占25.6%，高中或中专占31.7%，大专占21.1%，本科占17.7%，硕士或以上占1.7，缺失2.2%；职位情况，一线工人占19.7%，普通职员占59.2%，基层主管占11.3%，中层主管占5.2%，高层主管占1%，缺失3.7%；工龄情况，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%。我们将上述问卷在回收时进行连续编号，并按照单双数的原则进行分组，双数组203份用于探索性因素分析（EFA），余下204份用于验证性因素分析（CFA）。

3 研究结果分析

3.1 量表质量分析

本研究所采用量表，虽然在前人的研究中，其信、效度都达到了心理学测量的要求，但是，这些量表在本研究中是否具有良好的信效度，尚需经过本研究被试样本的检验，以保证在研究变量之间的关系时，研究工具本身具备良好的可靠性。我们采用SPSS19.0和AMOS21.0，利用上述样本进行分析如下。

（1）组织支持感量表。EFA结果显示，KMO值达到0.884，Bartlett检验χ2（21）=793.922，显著性水平小于0.001，说明相关矩阵不是单位矩阵，变量之间有共享因素的可能性，可以进行因素分析[27]。采用主成分分析法，结果显示一个因子，对总体方差解释率为62.391%，Cronbach α值为0.898。CFA结果显示，显性变量在隐性变量上的因素负荷从0.66到0.79之间（介乎0.5～0.95之间），说明指标变量能有效反映其要测量的构念特质[28]，卡方值为13.145，自由度等于11，卡方值与自由度之比为1.195<3，显著性概率等于0.284>0.05，RMSEA=0.031<0.05，GFI=0.983>0.9，AGFI=0.956>0.9，表示模型与观察数据可以契合，达到适配标准。结构信度值为0.8891。

（2）心理资本量表。研究结果显示，心理资本量表的一致性信度系数为0.894，五个因子分量表一致性信度系数分别为，真实性0.805、宽恕0.695、韧性0.779、希望0.836、乐观0.862；心理资本总量表结构信度0.8358，五个分量表结构信度分别为，真实性0.7852、宽恕0.7146、韧性0.79、希望0.835、乐观0.8724。进一步分析显示，各观察变量在心理资本各因子上的负荷在0.52～0.92之间，且都在P<0.001的水平上显著，说明该结构各测量系统具有良好的收敛效度；成对因素受限模式与未受限模式卡方差>3.84，在P>0.05水平上显著，表示不同测量变量都落在预期的因素构念上，没有发生观察变量横跨两个因素构念的情形，表示测量模型具有良好的区别效度。

（3）工作投入量表。EFA结果显示，KMO值=0.838，数据适合做因素分析，Bartlett检验χ2（120）=407.507，显著性水平小于0.001，可以进行因素分析。采用主成分分析法，结果显示5个题项抽取一个共同因子，对总体方差解释率为61.588%，题项在因子上的负荷范围是0.646～0.867， Cronbach α系数值为0.839。CFA结果显示，显性变量在隐性变量上的因素负荷从0.59到0.86之间；卡方值为2.745，自由度等于4，卡方值与自由度之比为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，表示模型与观察数据可以契合，达到适配标准。结构信度是0.8645。

（4）量表综合分析。经过上述分析，本研究采用的量表，都与样本契合良好，且信度较高，适合于本研究。为保证量表间的项目不出现交叉负荷现象，避免由此造成虚假相关现象，需要对各量表的条目放在一起进行因素提取。由此，我们将组织支持感量表的7个项目、工作投入的5个项目，而本研究的心理资本量表由于条目数较多，我们进行打包处理，即将每个分量表进行总分累加，并赋予新变量名称，共组成5个新变量，一共17个项目进行再一次的因素分析。

结果显示，KMO值=0.909≥0.8，表明数据适合做因素分析。而Bartlett检验χ2=6.103E3，显著性水平小于0.001，达到非常显著水平，说明相关矩阵不是单位矩阵，变量之间有共享因素的可能性，可以进行因素分析。

我们继续采用主成分分析法，提取共同因子，求得初始因素负荷矩阵后，使用最大变异法（Varimax）进行正交旋转，求出旋转因素负荷矩阵。数据显示，数据结构出现了清晰的3个因素，各项目在因子上的负荷在0.453～0.824之间，且不存在交叉负荷现象。三个因子对总体方差的解释率为63.952%。其一致性信度和结构信度如表1。

表1数据显示，各个量表的信度良好，我们继续对各个量表的平均数、标准差及其相互之间的相关进行了统计分析，结果见表2

从表2我們可以看出，所有变量之间，仅仅组织支持感与宽恕之间的相关在0.05水平显著相关外，其他各变量之间，都在0.01水平显著相关。而且，所有相关系数都小于0.75，说明变量间不存在多元共线性问题。

3.2 假设检验

表2显示，组织支持感、工作投入和心理资本各因子之间，存在正相关关系，但是，本研究假设是否成立，尚需继续验证如下。

（1）组织支持感对员工心理资本的预测作用。我们以组织支持感为自变量，企业员工心理资本为因变量，利用SPSS19.0，采用一元线性回归进行分析，结果如表3所示。

表3数据表明，组织支持感对心理资本各因子以及对整体心理资本所建立的回归方程都有显著性意义（各F值的P<0.05），即所建立的回归方程有效。在得出回归方程有统计学意义后，进一步检验自变量与因变量之间的回归显著性，通常采用t检验，检验结果显示组织支持感对所有因变量都有显著的正向回归，其中，真实性、希望、宽恕、韧性、乐观和总体心理资本可以被组织支持感解释的变异部分分别为4.7%、7.3%，1.1%，7.7%、12.3%和11.3%；路径系数值（Beta）分别为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），全部都达到显著水平。由此，本研究假设1得到验证。

（2）组织支持感对工作投入的预测作用。我们以组织支持感为自变量，以工作投入为因变量，利用SPSS19.0，采用一元线性回归法进行回归分析，结果如表4所示。

数据显示，组织支持感对工作投入所建立的回归方程都有显著性意义（各F值的P<0.05），我们进一步采用t检验检验自变量与因变量之间的回归显著性，结果显示工作投入可以被组织支持感解释的变异部分18.1%，路径系数值（Beta）为0.425（t=9.451， p=0.000<0.05），达到显著水平。组织支持感对工作投入所建立的回归方程分别为：工作投入=15.724+0.428×组织支持感。本研究假设2得到验证。

（3）员工心理资本对工作投入对预测作用。我们利用SPSS19.0，采用全回归法，以工作投入为因变量，将真实性、希望、韧性、乐观、宽恕等五个因子，一次性纳入自变量，进行多元回归分析。具体结果显示五个因子全部进入回归方程，F检验的显著性概率小于0.005，相关系数达到0.436，表示自变量与因变量之间具有中等程度的相关，R2=0.19，表示五个因子一起，可以解释工作投入19%的变异性。而模型的多元回归方程为：工作投入=6.820+0.129*真实性-0.034*希望+0.067*宽恕+0.704*韧性+0.354*乐观。企业员工的工作投入主要受员工的韧性和乐观因子所影响。本研究假设3得到验证。

（4）心理资本在组织支持感和工作投入的关系中其中介作用。Baron & Kenny[29]介绍可以采用三步中介回归分析方法来分析中介关系，即变量之间的关系需满足三个条件：第一，自变量必须与中介变量有显著相关；第二，自变量与因变量必须有较大相关；第三，自变量对因变量的效果会因为中介变量的原因而显著减少或消失。并且，根据第三个条件，当自变量对因变量的路径系数在控制了中介变量之后，降低为零时，说明该中介作用为完全中介，否则，为部分中介。我们根据该原则，针对心理资本（PsyCap）在组织支持感（POS）和工作投入（JE）关系中的中介作用，执行回归三个步骤，结果呈现如下表5所示。

从表5可以看出，三个步骤的F检验的显著性概率都小于0.05，回归方程有意义。第一个步骤中，自变量组织支持感对中介变量心理资本有显著相关，且组织支持感能解释心理资本11.3%的变异；在第二步骤中，自变量组织支持感对因变量工作投入有显著相关，且组织支持感能解释工作投入18.1%的变异；在第三个步骤中，我们看到工作投入对组织支持感的回归中，因为加入了心理资本变量，其组织支持感对工作投入的Beta系数从0.425降低到0.332。

为了验证该中介模型，我们利用AMOS21.0来考察其模型的适合度，主要考察其卡方值/自由度、GFI、AGFI和RMSEA这几个指标。为了便于分析，我们将组织支持感和工作投入分别合并为2个条目，分析结果如图1。

从图1中我们可以看到，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，表明构想模型与观察数据基本拟合，有合理适配，模型可以接受。

综上所述，我们使用SPSS的回归方程模式初步证实了心理资本在组织支持感和工作投入关系中的中介作用，接着又利用AMOS的结构模型进行了模型拟合，再一次证实了该模型的适切性。由此，我们可以得出结论，本研究假设4：“心理资本在组织支持感和工作投入的关系中其中介作用”得到验证。

4 研究结论和展望

4.1 研究结论和管理启示

本文在文献探讨的基础上，构建了模型和假设，在验证了量表的质量基础上，采用了相关分析、结构方程模型等方法，验证了提出的研究假设。

（1）员工感知的组织支持，对于员工拥有乐观的心理状态有较强的作用，这与Luthans博士等人[21]的研究结论是一致的。Alexander Newman等人[30]认为，在工作场所设计支持性工作机制，能有效提升员工的心理资本，帮助员工在完成目标的过程中更有创意。而且，一个感知到组织支持的员工，通常会有感激和感动的状态表现，并转化为对工作的专注和投入。所以，在管理实践中，组织如何设计人文环境，让员工感知到他们的意见是被重视的、个人是被组织关心的，这个对于提升员工积极心理状态，获取员工对工作的投入回报，是有良性意义的。

（2）研究发现，心理资本在组织支持感和工作投入的关系模型中，起到部分中介的作用，说明组织支持感对工作投入的作用中，是部分通过心理资本而发生作用的。这个机理对于我们在人力资源管理过程中，尤其值得重视。要获得员工的工作投入，如何提升员工的心理资本是一个重要的途径，这个途径可以通过组织支持来获得。那么在工作實践中，对员工的关怀、提供便利、适合的福利状况、帮助员工渡过职业困境、对员工的工作建议给予重视等，把这些工作落实到制度和文化中，如员工建议的奖励机制、工会的作为、福利政策的落实，是可以营造出高心理资本群体，得到员工的高投入，从而实现企业业绩的达成，是非常重要的。

4.2 研究展望

由于一个研究不可能涉及研究主题的方方面面，而且受研究资源的限制，本研究过程存在着在研究样本问题上的局限，未能在更大范围内取样，今后可尝试在更大范围内取样，以得到更广泛程度的证实。在研究模型设计上，我们只选择了组织支持感、心理资本和工作投入三个变量，在以后的研究中，丰富其他相关变量以及其作用机制的研究，从而提升到管理实践上，也是一个很好的研究方向。最后，本研究仅针对个人层次，在以后的研究中，可以考虑加进团队层面、组织层面，这对于丰富和验证模型更加有说服力。

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①基金项目：项目来源：珠海市社会科学界联合会项目；项目名称：基于心理资本视角的珠海市网络创业者创新行为研究（2015YB111）。

作者简介：朱锦鸿（1968-），男，广东澄海人，广东科学技术职业学院企业管理学院，博士，主要从事人力资源、工商管理方面的研究；林海（1981-），男，广东科学技术职业学院，副教授，主要从事电子商务方面的研究。