组织支持、社会资本与新生代农民工离职意愿

淦未宇，徐细雄

1 西南政法大学 商学院，重庆 401120 2 重庆大学 经济与工商管理学院，重庆 400030

引言

农民工是构成当前中国产业工人的主体，也是城镇化建设的重要力量。农民工在为城市经济发展和城镇化建设做出巨大贡献的同时，其频繁的跨区域流动和跳槽离职现象也给城市劳动力供给和正常的企业用工秩序带来诸多问题。近年来，无论是东部沿海还是内陆核心城市，常常出现“民工荒”和“招工难”[1]。

已有农民工离职问题的研究主要沿袭两条路径展开。其一，将企业视为农民工融入城市的微观载体和平台，强调用工企业在提供组织支持、构建稳定雇佣关系中的积极作用[2]。围绕这一思路，许多研究揭示了支持性人力资源管理政策对农民工雇佣关系质量的影响及机理[3-4]。其二，将农民工社会资本视为影响其离职行为和再就业的外部因素，关注社会资本对收入水平[5]、留城意愿[6]、城市融入进程的影响[7]。遗憾的是，鲜有研究将组织支持和社会资本纳入统一的分析框架，考察二者对农民工离职行为的交互影响。然而，与父辈们封闭式务工模式不同，新生代农民工受教育程度普遍更高，社会开放度更强，对新生事物和关系网络表现出更强的内在需求；同时，现代信息技术和社交网络工具的普及也大大拓展了他们的社交网络关系和人力资本积累。PASSY et al.[8]认为社会资本能够帮助个体调节心理因素和建构行为方式，培养他们的解释框架，激发行动意愿，同时塑造他们的个人决定。因此，作为企业内的组织支持和企业外的社会资本，两者究竟如何影响农民工的离职动因，如果企业提供的组织支持试图降低新生代农民工离职意愿，社会资本会强化这种关系,抑或是因为“弱关系”的社会资本提供了更多的就业信息从而弱化这种关系，已有研究还没有给出满意答案。

伴随经济发展和社会进步，“80后”和“90后”的新生代农民工群体成为产业工人的主力军，成长背景和职业期待与老一辈迥异的他们使农民工群体的行为模式发生巨大变化，深入探究组织支持与社会资本对新生代农民工雇佣关系的交互作用，有助于更深刻理解农民工的离职动因，研究结论能够帮助企业管理者更好地调整人力资源政策，从而实现改善农民工雇佣关系质量的积极效果，同时也能为组织支持和社会资本领域的研究贡献新的知识。

1 相关研究评述和研究假设

1.1 概念界定和相关研究评述

组织支持感来源于组织支持理论，EISENBERGER et al.[9]根据互惠原则和社会交换理论，提出组织支持理论(organizational support theory,OST)和组织支持感(perceived organizational support,POS)概念。组织支持理论认为，企业提供的支持能够满足雇员的社会情感需求，当员工感受到组织能够对他们的辛勤工作进行回报，就会为组织的利益付出更多的努力。而组织支持感则是指雇员感知到的组织支持，是雇员对企业是否重视他们的贡献并且关心他们福利的总体感受。与过于强调员工对组织的承诺不同，组织支持理论关注组织对员工的承诺，从员工与组织的互动过程解释员工在组织内的行为。大量研究表明，组织支持感与雇员的心理幸福感、组织导向行为等存在紧密的正向关系[10]。一个人若感知到所在组织非常关心和支持自己，他们会表现出更高的工作参与度、更好的工作绩效、更多的组织公民行为和更强的情感承诺。

此外，作为组织行为和人力资源管理领域关注的重要问题，雇员离职与组织支持感之间的关系受到学术界的高度关注[11]。RIGGLE et al.[12]的实证研究发现，雇员离职意愿与组织支持感存在显著的负相关关系，而与组织承诺存在显著的正相关关系。也有学者从反向视角研究发现，如果雇员预期的组织支持得不到满足，组织支持感会随之下降，将会产生一系列的负面后果，如工作不满意、信任度降低、愤怒，并将导致绩效下降，甚至是雇员离职等更为严重的后果[13]。新生代农民工从农村来到城市打工，最直接的交往对象就是用工企业，企业除了提供经济来源外，也是新生代农民工满足其社会情感需求的直接平台。他们重视企业的组织支持，期望得到企业对他们工作的肯定，更渴求企业关心他们的福利，企业提供的组织支持有望获得农民工更高的忠诚度和更低的离职。

社会资本是另外一个被学术界频繁研究的影响农民工雇佣关系质量的因素。PUTNAM[14]将社会资本定义为“社会组织的特征，如网络、规范以及信任，这些特征能够通过促进社会组织的合作提高社会的效率”；LIN et al.[15]将社会资本看作是一种资源，认为人们通过对社会关系的投资和利用，可以期望在市场中得到回报；边燕杰等[16]认为社会资本的作用包括两个方面，一是个体通过自己的社会网络，在网络成员之间建立互信、合作、协调关系，为此产生相互的社会支持；二是个体通过其社会网络提高各自的相对竞争优势，获取实惠和收益。已有大量研究探讨社会资本如何影响农民工收入，得出了不尽一致的研究结论[6]。然而，伴随信息技术的发展和社交工具的普及，新生代农民工社会资本状况与过去已有显著差别，作为一种重要的社会资源，社会资本究竟如何影响农民工与企业的雇佣关系，拥有更多社会资本的农民工会有更强还是更低的离职意愿，尚待进一步深入探究。

1.2 组织支持对新生代农民工离职意愿的影响

近年来，外来移民的组织支持效应日益受到学术界的重视。KAWAI et al.[17]使用在德国工作的日本跨国子公司118名外籍人员的调查数据实证发现，组织支持对雇员的工作适应性和情感承诺具有直接的积极影响，并且最终会影响到他们的任务绩效；TAVARES et al.[18]也发现，人们可能会将他们感知到的组织支持转变为不同的“货币交换”，比如减少离职倾向或贡献更多的角色外行为。外来移民的工作和行为情景与新生代农民工尤为相似，这些组织支持的相关研究结论尽管是针对国外雇员群体，但是从经验证据上提供了一种可能，用工企业的组织支持同样能够诱发新生代农民工更多的任务绩效、更少的离职和更多的角色外行为。尤其是在工资待遇方面受到普遍歧视的农民工，可能会更加注重组织提供的诸如培训、职业晋升、关系网络等社会融合支持[19]。另外，随着物质生活水平提高、产业升级和城镇化进程的推进，中国新生代农民工的市民化倾向和都市融合需求日益强烈，他们不再单纯指望货币收入增长，而是多了一些对职业发展的渴望和工作胜任感的追求。

与关注知识型员工和企业高管的组织支持效应的研究不同，近年来研究者们开始聚焦到企业普通员工组织支持感对离职行为的影响[20]。DUARTE et al.[21]对152名五星级酒店员工的调查研究发现，企业人力资源管理实践通过提升雇员的组织支持感降低他们的离职意愿，在一定程度上揭示了组织支持感对离职意愿的负向影响。此外，有研究发现，组织支持感通过提升雇员的情感承诺降低其离职意愿，ZARGAR et al.[22]使用来自230个不同组织的样本研究发现，雇员情感承诺强度与其后续的实际离职行为之间存在显著负相关关系。新生代农民工常被称之为“无根的一代”，无法扎根城市也难以返回农村，阻隔在城乡之间的有经济的鸿沟，更有情感的沟壑。因此，用工企业的组织支持在提升情感承诺上显得尤为重要，组织如果能够为新生代农民工提供诸如都市融合帮助、技能培训、职业发展和工作挑战等组织支持，增强他们的情感承诺，将有利于降低离职意愿，减少离职行为，进而实现雇佣关系稳定。因此，本研究提出假设。

H1新生代农民工的组织支持感对其离职意愿具有显著的负向影响。

1.3 社会资本对组织支持感与离职意愿间关系的调节效应

关于农民工社会资本的研究已经从多个维度展开，取得了大量有价值的研究成果[23-24]。林南[25]认为，社会资本通过信息、影响、社会信用和强化这4种效应起作用，实现强化个人的身份和认同感，发挥情感支持和公众认可的作用。目前学界关于社会资本影响农民工收入的研究主要聚焦社会资本的信息和社会信用作用，本研究称之为社会资本的前程作用，即社会资本在农民工获得工作信息和工作岗位过程中所提供的信息和信用帮助。除此之外，社会资本还具有后程作用，即社会资本对农民工入职后的雇佣关系进程产生的影响和强化效应。本研究认为，在新生代农民工融入城市的过程中，社会资本的前程作用有限，后程作用则更加明显。OBUKHOVA et al.[26]研究发现，求职者的社会资本并不能很好地预测找工作时使用关系的可能性；MARIN[27]也发现，即使是具有亲密关系的网络成员间，也可能因为某些原因而不主动分享工作机会和信息。如一方可能由于另一方并没有明确迹象表明其在认真寻求工作，并将贸然提供工作机会视为对别人的“打扰”，这常常导致他们放弃分享工作信息。SMITH et al.[28]的研究还发现，不同社会地位的个体在社会资本运用上有所差异，自我感知地位较低的个体，会更少运用其网络资源寻找工作，对社会资本的运用也没有更高地位个体乐观。因此，有理由认为，农民工社会资本的前程作用有限，其作用主要体现在对雇佣关系进程产生强化的后程作用。

首先，社会资本是个人的一项重要资源，是物质和精力投入的产物，蕴含了社会性能量，使个体具备能动性地突破社会结构制约的能力[29]。社会资本所附带的信息、声望和权力等，能够显著影响劳动者在劳动力市场中的结果，并通过提升劳动者的劳动技能等人力资本而影响经济收入[30-31]。尽管有研究表明，社会资本可以为求职者提供更多的雇主信息[32]，增加选择空间和讨价还价机会，从而影响工资收入[33]，但是IOANNIDES et al.[34]更进一步研究发现，通过网络关系找到高质量的工作这一现象在具有更高社会经济地位的群体中显著，而在低的社会经济地位群体中并不明显。由此可见，对于社会经济地位较低的农民工，与社会资本增加选择空间和讨价还价机会的作用相比，社会资本的影响和强化效应或许更加明显，能够影响农民工在获得工作岗位之后的劳动技能、岗位理解和对雇主行为的了解，从而更好地融入企业文化，理解管理意图，体会组织支持。这种通过社会网络所增长的职业伦理知识和社会交往规范能够强化组织支持感对离职意愿的负向影响。

其次，KWON et al.[35]认为规范、价值观、信任和社区的成员资格是社会资本动力的关键来源，其中规范和价值观构成了社会资本的重要内容，给予个体激励的力量，他们认为在社会网络中，每一个节点的能力能够被信誉所调动；PUTNAM[36]也认为，社会资本能够引发人们之间的高度信任。由此可见，社会资本所蕴含的规范、信任、价值观等内涵在新生代农民工务工过程中将对雇佣关系产生作用，强化组织支持感对离职意愿的负向影响，也就是说，社会资本越高的农民工，他们能够更好地理解人力资源管理意图，体会组织支持，并遵守职业规范，从而降低离职意愿。因此，本研究提出假设。

H2社会资本调节新生代农民工组织支持感与离职意愿之间的关系，即社会资本越高的农民工，组织支持感对离职意愿的负向影响越强。

2 研究设计

2.1 数据来源

本研究采用实证研究方法，通过问卷调查收集数据。首先进行预调研，2014年春节期间委托工商管理专业本科(家住农村)3年级同学将问卷携带回家，对所在村庄返乡农民工进行一对一式预调研。为确保问卷调查质量，1名同学仅发放5～ 10份问卷，预调研发放150份问卷，收回150份，其中有效问卷129份，有效回收率为86%。然后根据预调研数据处理结果对部分题项进行修正。

2015年1月～3月期间开展正式调研，问卷发放采用两种途径：①选择建筑、装饰装修和家具生产行业中大量聘用农民工的3家企业展开集中调研，3家企业所在地分别为重庆、苏州和杭州。为确保问卷质量，委托发放人员均为企业部门负责人，并在事前向农民工详细说明填写规则。②选派来自农村的大学本科生、硕士研究生和博士研究生，在2015年春节回家期间对返乡新生代农民工展开调研。为确保问卷质量，共委托32名同学，每人发放3～10份问卷。两种途径共发放问卷500份，回收487份，最终得到有效问卷457份，有效回收率91.400%。调查样本基本信息见表1。从样本基本情况看，外出务工人员中，男性比例较高；大部分新生代农民工已婚，而学历情况集中在初中及以下、高中或中专，受教育水平比老一辈有明显提升；新生代农民工大部分在民营企业务工，收入水平居中，与各省市平均工资持平。

表1 调查样本构成情况Table 1 Composition for Survey Sample

2.2 变量定义和模型构建

(1)自变量：组织支持感(Pos)。组织支持感是新生代农民工所感知的用工企业如何看待他们的贡献，并对他们进行回报的整体感知和评价。EISENBERGER et al.[9]开发的组织支持感量表包含36个测量题项，RHOADES et al.[37]进一步将其简化为8个测量题项。凌文辁等[38]基于中国文化背景下开发了一个包含9个测量题项的量表，包括工作支持、员工价值认同和关心利益3个维度。在预调研中本研究采用凌文辁等[38]开发的量表，测量结果表明新生代农民工在员工价值认同上感知的组织支持并不显著(因子载荷均低于0.600)，而在工作支持和关心利益两个维度上更为突出。可以发现，由于社会阶层、工作类型和成长环境等差异，新生代农民工更加注重工作支持和利益保障等实质性的低阶组织支持，而对价值认同等高阶组织支持的需求感知并不明显。因此，正式调查问卷中本研究删除路径系数不显著的4个题项，最终采用5个题项测量新生代农民工的组织支持感，并修正了各题项表述，具体包括“当工作中遇到问题时，我可以指望公司提供帮助”“公司会考虑最适合我发挥特长的工作”“公司真正关心我的生活状况”“如果我在生活中出现问题，我的公司会乐于提供帮助”和“如果公司效益较好，公司会相应增加我的工资和奖金”。采用Likert 5点评分法，1为完全不符合，5为完全符合，得分越高表示农民工的组织支持感越强。

(2)因变量：离职意愿(TI)。对离职意愿的测量，借鉴HOM et al.[39]开发的包含3个题项的量表，该量表被ALLEN et al.[40]和BENTEIN et al.[41]的研究采用。考虑到新生代农民工的群体特性，本研究增加了一个反映农民工返工意愿的题项。最终量表包括4个题项，具体为“我经常考虑离开现在这家公司”“在接下来的一年里，我打算另外找一家公司”“假如我继续待在这家公司，我的前景可能不会太好”和“如果能找到更好的工作，我就不回这个公司了”。采用Likert 5点评分法，1为完全不符合，5为完全符合，得分越高表示农民工的离职意愿越强。

(3)调节变量：社会资本。对社会资本的测量，主要参考叶静怡等[6]的个人拥有微观社会资本情况的测量方法。将社会资本分为原始社会资本和新型社会资本分别进行测量，用两个题项测量原始社会资本，具体为“是否通过亲友关系找到这份工作”和“在务工所在地的亲友人数”；用两个题项测量新型社会资本，具体为“在务工所在地聚会的次数”和“是否认识务工所在地党政机关人员”。

(4)控制变量。为了明确自变量、因变量和调节变量之间的影响，对新生代农民工的人口统计变量进行控制，包括性别(Gender)、婚姻状况(Married)、教育程度(Edu)、参加工作年限(Workexp)和月收入(Income)。

对自变量、因变量、调节变量和控制变量的度量方式及符号的定义见表2。

本研究构建检验研究假设的模型，(1)式将控制变量和因变量放入回归模型；(2)式将控制变量、自变量和因变量放入回归模型，验证H1；(3)式和(4)式验证原始社会资本的调节作用；(5)式和(6)式验证新型社会资本的调节作用。Znumore为Numore中心化处理之后用于乘积项的变量，Znumopar为Numopar中心化处理之后用于乘积项的变量。

表2 变量定义Table 2 Definition of Variable

TI1=α0+α1Gender+α2Married+α3Edu+

α4Workexp+α5Income+ε1

(1)

TI2=β0+β1Gender+β2Married+β3Edu+

β4Workexp+β5Income+β6Pos+ε2

(2)

TI3=γ0+γ1Gender+γ2Married+γ3Edu+

γ4Workexp+γ5Income+γ6Pos+

γ7Jobfraf+γ8Pos·Jobfraf+ε3

(3)

TI4=δ0+δ1Gender+δ2Married+δ3Edu+

δ4Workexp+δ5Income+δ6Pos+

δ7Znumore+δ8Pos·Znumore+ε4

(4)

TI5=σ0+σ1Gender+σ2Married+σ3Edu+

σ4Workexp+σ5Income+σ6Pos+

σ7Znumopar+σ8Pos·Znumopar+ε5

(5)

TI6=φ0+φ1Gender+φ2Married+φ3Edu+

φ4Workexp+φ5Income+φ6Pos+

φ7Frdgov+φ8Pos·Frdgov+ε6

(6)

其中，α0、β0、γ0、δ0、σ0、φ0为各模型的常数项，α1～α5、β1～β6、γ1～γ8、δ1～δ8、σ1～σ8、φ1～φ8为变量和交互项的回归系数，ε1～ε6为各模型的误差项。

3 实证分析

3.1 共同方法偏差检验

PODSAKOFF et al.[42]认为，控制共同方法偏差的方法包括流程改进和统计改进。本研究通过应答者匿名、减少评价顾虑、改善题项措辞等流程降低共同方法偏差。并且，根据PODSAKOFF et al.[42]的建议，本研究对组织支持感和离职意愿两个潜变量进行Harman单因子检验，主成分因子分析析出两个因子，因子1解释了37.001%，两个因子共解释了总变异量的59.371%。结果表明，没有单一的一个因子能够解释绝大部分变异量。因此，虽然不能完全排除共同方法偏差，但是检验结果显示共同方法偏差不会影响本研究的实证结果。

3.2 量表信度和效度检验

3.3 描述性统计和相关分析

描述性统计和相关分析结果见表3，各主要变量之间的相关系数均低于0.500，表明变量间的多重共线性较弱；组织支持感与离职意愿之间的相关系数为-0.259，在5%水平上显著，初步表明，组织支持感有利于降低新生代农民工的离职意愿。

表3 变量的均值、标准差和相关系数Table 3 Mean, Standard Deviation and Correlation Coefficient of Variable

注：*为在10%水平(双侧)上显著，**为在5%水平(双侧)上显著，下同。

3.4 回归分析

多元回归分析的结果见表4，6个回归模型都通过了F检验，说明模型的整体显著性较好。回归结果中，共线性统计量容差最小为0.699，VIF值最大为1.432，说明回归方程中自变量之间不存在明显的共线性问题。

模型1将控制变量和因变量放入回归模型，检验控制变量与因变量的关系。模型2在模型1的基础上加入组织支持感，检验组织支持感与离职意愿的关系，回归系数为-0.227，在1%水平上显著，说明新生代农民工的组织支持感与其离职意愿显著负相关，H1得到验证。模型3和模型4为加入调节变量农民工原始社会资本之后的回归结果，在模型3中，以“是否通过亲友关系找到这份工作”度量的原始社会资本与组织支持感的交互项回归系数为-0.221，在5%水平上显著，说明原始社会资本对组织支持感与离职意愿之间的负向关系有显著的强化效应，H2得到验证；在模型4中，以“在务工所在地的亲友人数”度量的原始社会资本与组织支持感的交互项回归系数为-0.129，在5%水平上显著，说明模型4的回归结果仍然支持H2。模型5和模型6为加入调节变量农民工新型社会资本之后的回归结果，检验新型社会资本在组织支持感与离职意愿之间关系的调节效应，回归结果表明，模型5中，交互项的回归系数为-0.100，在5%水平上显著；模型6中，交互项的回归系数为-0.492，在1%显著性水平上显著。表明新型社会资本对组织支持感与离职意愿间的负向关系起显著的强化作用，同样支持H2。

为了更清楚显示社会资本的4个测量指标的调节效应，绘制4张调节效应效果图，见图1～图4，图2和图3借鉴AIKEN et al.[43]的研究，选择亲友人数、聚会次数的平均值以下和以上各1个标准差为基准点绘制效果图。图1表明，相对不是通过亲友找工作的农民工，通过亲友找工作的农民工组织支持感对离职意愿的负向影响显著增强。图2表明，亲友人数越多的农民工组织支持感对离职意愿的负向影响坡度陡峭，负向作用比亲友人数少的农民工更明显。由图3可知，聚会次数越多的农民工，直线斜率更大，组织支持感对离职意愿的影响更加明显。同理，图4也进一步验证了新生代农民工新型社会资本的调节效应。由图1～图4可知，无论是哪个测量指标度量的社会资本，均对组织支持感与离职意愿之间的负向关系起强化效应，H2得到进一步验证。

图1 Jobfraf对POS与TI关系的调节作用Figure 1 Moderating Effectof Jobfraf between POS and TI

变量因变量:TI模型1模型2模型3模型4模型5模型6常数项3.589***(13.560)4.154***(14.531)3.860***(12.772)4.129***(14.510)4.093***(14.432)3.966***(13.528)Gender-0.088(-0.870)-0.065(-0.660)-0.080(-0.808)-0.036(-0.367)-0.061(-0.624)-0.045(-0.458)Married-0.089(-0.823)-0.089(-0.849)-0.072(-0.692)-0.110(-1.055)-0.096(-0.908)-0.089(-0.837)Edu-0.147**(-2.970)-0.120**(-2.454)-0.112**(-2.290)-0.121**(-2.499)-0.111**(-2.293)-0.138***(-2.808)Workexp0.031(0.724)0.022(0.529)0.019(0.459)0.024(0.576)0.033(0.783)0.022(0.522)Income0.141***(-3.656)-0.116***(-3.040)-0.112***(-2.962)-0.109***(-2.876)-0.121***(-3.206)-0.109***(-2.847)Pos-0.227***(-4.652)-0.161***(-2.678)-0.230***(-4.740)-0.218***(-4.497)-0.179***(-3.469)Jobfraf0.897***(2.716)Znumore0.450**(2.523)Znumopar0.359***(2.887)Frdgov1.794***(3.298)Pos·Jobfraf-0.221**(-2.201)Pos·Znumore-0.129**(-2.290)Pos·Znumopar-0.100**(-2.088)Pos·Frdgov-0.492***(-3.120)R20.0690.1110.1300.1240.1340.130调整的R20.0580.1000.1140.1080.1180.114ΔR20.0420.0190.0130.0230.019F值6.646***9.398***8.356***7.915***8.659***8.289***

注：***为在1%水平(双侧)上显著，下同。

图2 Numore对Pos与TI关系的调节作用Figure 2 Moderating Effectof Numore between Pos and TI

图3 Numopar对Pos与TI关系的调节作用Figure 3 Moderating Effectof Numopar between Pos and TI

图4 Frdgov对Pos与TI关系的调节作用Figure 4 Moderating Effectof Frdgov between Pos and TI

3.5 稳健性检验

为了进一步验证结论的可靠性，在原始社会资本和新型社会资本的两个分类变量中分别进行分组回归。原始社会资本的分类变量为是否通过亲友找到工作，Ⅰ组为并非通过亲友找到工作的农民工，Jobfraf=0；Ⅱ组为通过亲友找到工作的农民工，Jobfraf=1。新型社会资本的分类变量为是否认识党政机关人员，Ⅲ组为不认识党政机关人员的农民工，Frdgov=0；Ⅳ组为认识党政机关人员农民工，Frdgov=1。分组回归后的结果见表5，结果表明，通过亲友找到工作的新生代农民工，组织支持感对离职意愿的回归系数为-0.386，绝对值大于不是通过亲友找到工作的回归系数(-0.158)；而认识党政机关人员的农民工，组织支持感对离职意愿的回归系数为-0.774，绝对值大于不认识党政机关人员的回归系数(-0.179)。分组回归结果表明，无论是原始社会资本还是新型社会资本都在组织支持感影响新生代农民工离职意愿的负向关系中起调节效应，稳健性检验进一步支持了前文的研究假设。

表5 稳健性检验：多层次回归结果Table 5 Robustness Test: Results for Multi-level Regression

4 结论

4.1 研究结果

本研究对具有不同社会资本存量的新生代农民工组织支持感对其离职意愿的影响进行探讨，通过原始社会资本和新型社会资本不同的度量方法验证社会资本的调节效应,实证研究结果如下。

(1)组织支持感对新生代农民工的离职意愿有显著的负向影响。与老一辈关注工资水平和户籍歧视不同，新生代农民工更加重视与企业的情感纽带。本研究发现，作为反映企业对新生代农民工贡献的整体评价和福利关心程度的组织支持感显著负向影响其离职意愿。研究认为，在过去的人力资源管理实践中，在知识型员工或普通员工群体中的组织支持效应对新生代农民工同样适用。新生代农民工群体并非通常人们认为的完全以经济激励为导向，他们对用工企业的组织支持仍会回报以留任和忠诚。

(2)社会资本在组织支持感影响新生代农民工离职意愿的过程中具有调节效应，强化了组织支持感对农民工离职意愿的负向影响。社会资本究竟是会强化组织支持感对农民工离职意愿的影响还是由于其信息提供功能弱化两者的关系，至今仍没有明确的结论。本研究认为，社会资本在新生代农民工融入城市的过程中的作用分为前程作用和后程作用，其中前程作用是指社会资本的信息提供功能，而后程作用是影响和强化效应。在雇佣关系构建过程中，社会资本的后程作用明显，能够帮助新生代农民工更好地理解组织意图和职场规则，并形成其职业伦理和行为规范，从而强化组织支持对离职意愿的负向影响。实证数据验证了本研究的假设，经常与朋友聚会、认识务工所在地党政机关人员的农民工，组织支持感对其离职意愿的负向影响确实被强化了，社会资本起到了显著的调节作用。

4.2 理论贡献和实践意义

本研究理论贡献在于：①与已有研究主要考虑经济激励因素不同，本研究重点关注组织支持感在新生代农民工就业稳定过程中的作用，补充和丰富了组织支持理论的研究成果。已有研究将关注的群体集中在知识型员工或企业普通员工，本研究发现，作为中国产业工人的重要组成部分，新生代农民工同样重视组织支持，感知到更高组织支持的农民工会有更低的离职意愿；②丰富了社会资本在新生代农民工融入城市中作用的研究结论。已有大量研究讨论社会资本如何影响农民工工资和城市融入，关注的是社会资本提供信息和就业岗位的作用，认为弱关系社会资本具有信息提供功能，在帮助农民工获得工作岗位方面发挥显著作用，使具有更高社会资本存量的农民工具有获得更好工作职位的能力。本研究重点探讨社会资本的影响和强化效应，也就是社会资本的后程作用，研究发现社会资本在农民工融入城市的过程中还具有传递行为规则、表达职场规范、增强职业伦理、建立相互信任的作用，在务工所在地有更多亲友、经常聚会、认识更多党政机关人员的农民工，更能够理解组织支持意图，组织支持效果更明显，社会资本更高的农民工会有更低的离职意愿。实证结果表明，社会资本的后程作用显著调节组织支持感对离职意愿的负向影响，为企业外社会资本与企业内组织支持的交互效应提供了一个经验证据。

本研究管理实践意义在于：①用工企业要想实现雇佣关系的稳定，除基本的工资报酬外，提供组织支持、关心员工生活、让新生代农民工感知到自己的工作意义和价值同样重要；②新生代农民工在城市打工过程中，除了要获得经济收入，同样要构建社会网络，积累社会资本，企业有责任打破农民工与市民之间的制度隔阂，为他们创造更多相互沟通交流的机会，帮助农民工更好地融入当地社会。

4.3 研究局限和未来研究展望

本研究中存在的局限还有待未来进一步深入探索。①社会资本是一个较为复杂的概念，目前尚未形成一个权威的度量方法，本研究根据农民工的社会背景选择4个题项检验调节作用，除了本研究采用的方法外，其他的度量方法是否能够得到完全一致的结论，还有待进一步验证。②本研究中组织支持感和离职意愿的量表题项主要来自国外的研究，由于工作特点，农民工有其自身独特的理解方式，未来还可以进一步开发更加适合农民工群体的量表。③问卷调研采用单一对象填制的方式，尽管同源方差检验并不存在过大影响，但仍然是本研究未能完全避免的问题，今后研究可以采用多方数据来源的调研方式，进一步检验研究假设。④本研究采用横截面调研数据，仍然存在变量内生性的风险，在研究方法上可以采用纵贯研究或实验法，提高结论的可靠性。⑤本研究调研的农民工来自多个不同的企业，所在企业提供的组织支持也不尽相同，组织支持感对离职意愿的影响机理除本研究考虑的社会资本外，其他因素的作用如何，尚待今后的研究进一步探索。⑥除实证研究外，未来研究可以考虑采用案例研究方法，更加深入地分析组织支持感与社会资本之间的交互效应。

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