压力知觉对离职意愿的影响＊——被调节的中介效应

■ 宋邱惠 孙勇 乔琴 程燕林

1.中国科学院科技战略咨询研究院 北京 100190

2.中国科学院大学公共政策与管理学院 北京 100190

0 引言

员工离职问题一直是各行各业管理者重点关注的问题，有效控制员工离职行为是企业持续健康稳定发展的基础。因此，作为离职行为最佳的预测变量——离职意愿受到学术界越来越多的关注。Hom 等人[1]、Lee 和Ha-Brookshire[2]都对离职意愿进行了专业化论述。本研究将离职意愿定义为员工有主动离职想法，但并未实施离职行为。根据资源保存（Conservation of Resources,COR）理论，员工产生的工作压力和情感失衡，会导致离职意愿[3]。压力知觉是压力在个体层面的一种具体表现形式，它指个体感受到刺激事件的威胁时所表现出来的紧张感和不适感[4]，对员工个体层面的离职意愿有直接作用。因此，研究压力知觉对离职意愿的影响有重要意义。

通过文献回顾，已有研究关注压力与离职行为之间的关系，以及压力对离职行为的作用机制，但是关于压力知觉对离职意愿的作用机制学术界仍未形成定论，需要更多理论分析和实证分析进行验证。国内外相关研究可以划分为两类。（1）压力与离职行为之间的研究，都指出压力知觉对离职意愿产生作用。Applebaum 等人[5]指出工作环境会让个体产生不同程度的压力，影响个体工作满意度和离职决策。李晴蕾和王怀勇[6]通过对以往文献的回顾指出当员工感知到自身角色压力超载时，会间接影响离职行为决策。张娟等人[7]指出压力知觉对留职意愿有很大影响。于唤洲和刘杰[8]研究了企业员工的压力知觉、人际沟通能力与离职倾向的关系。（2）一般意义上的压力与离职行为之间关系及其作用机制研究中，指出组织支持感、职业认同、自我效能感等变量在其中发挥着重要作用。Chun 和Soon 对韩国各卫生保健机构的257 名职业治疗师进行分析，发现职业压力与离职意向的关系中，组织支持感起着调节作用[9]。王滔和武海栋[10]对113 名特殊教育教师开展问卷调查发现特殊教育教师的职业压力通过职业认同影响离职意向。黎耀奇等[11]人采用多元回归的分析方法对329 名旅游从业者开展问卷调查,发现自我效能感能更好地调节人际关系压力与离职意愿之间的关系。值得注意的是，已有研究在指出压力知觉对离职意愿产生影响的同时，自我效能感在压力与离职意愿关系中不仅起着调节作用，还起着中介作用[12]，但相关研究较少。而情绪调节自我效能感是个体在情绪管理方面的自我效能感[13]，会影响个体的行为选择[14]。而对于情绪调节自我效能感是否在压力知觉与离职意愿之间发挥中介效应有待进一步探讨。通常，个体在组织环境层面获得的个体资源因素能调节个体的身心状态。职场友谊是个体在组织层面人际沟通好坏的重要体现，是办公环境下同事之间建立起来的伙伴友谊。以往职场友谊的研究更多是对行为结果的探讨，如窦璐[15]提出职场友谊能显著降低员工的离职意愿。而对于职场友谊在压力知觉与情绪调节自我效能感之间是如何发挥作用的研究较少。

创业企业是高成长性与高风险性并存的创新型企业，稳定的人才队伍是是创业企业可持续发展的基础，因此开展压力知觉对离职意愿的作用机制研究对创业企业人力资源管理和留住人才具有十分重要的意义。本研究基于以上研究进展和问题的综合分析，以社会认知理论和资源保存理论为基础，创新性地引入情绪调节自我效能感和职场友谊这两个变量，提出一个有调节的中介模型，通过问卷调查方式采集数据，并对数据进行实证分析，验证理论假设的合理性，研究结果能为职工心理调节自愈能力的培养和单位组织环境建设，减少企业人力资源管理风险提供参考。

1 理论基础与研究假设

1.1 压力知觉与离职意愿

社会认知理论（Social recognition theory）提出个人、环境和行为3个因素相互作用、相互影响，其中个人的认知水平可以影响其行为反应[16]。也可以说，在一定情景事件刺激下，个体会结合自身的承受能力对感知到的压力进行影响度的评估，做出适当行为决策。大量研究揭示压力对离职意向具有显著正向影响。姚柱和张显春[17]指出个体体会到的时间压力对员工的离职倾向性有显著正向预测作用。王笑天等人[18]指出制造业领域内的一线员工体验到工作环境压力时会对其离职意向产生显著正向影响。而对于压力知觉的研究结果显示其对离职意愿具有显著影响。Steinheider 等人[19]通过对社会服务机构中41 名工作人员的调查发现他们会有更多高水平的压力知觉，更可能降低工作投入，增加流动率。孙配贞等人[20]调查了463名中小型高新技术企业员工发现他们的压力知觉（失控感、紧张感）对离职倾向具有显著正向预测作用。基于上述分析，本研究提出如下假设：

H1：压力知觉对离职具有显著正向影响。

1.2 情绪调节自我效能感的中介作用

虽然压力对离职意愿的影响已被证实，但很少有研究深入分析压力知觉对离职意愿的深层次作用机制。本研究引入情绪调节自我效能感来解释压力知觉对离职意愿的作用。情绪调节自我效能感是指个体对自身情绪状态调节的一种自信程度[21]。通常，在一定压力情景刺激下，个体感知到压力很大时，往往会经受焦虑、恐慌和抑郁等情绪困扰[22-23]，情绪调节自我效能感随之降低，导致工作效率低下，影响组织行为结果。相反地，若个体感知判断压力不大时，不会陷入焦虑、恐慌和抑郁情绪中，积极情绪自我调节效能感发挥作用，工作效率维持或持续上升，产生积极行为结果。王永丽等人[24]基于信号传递理论发现工作压力越大，个体积极情绪越少，自我效能感越低。Santos[25]采用滚雪球抽样策略邀请60名护理专业人员开展研究发现，承担过重的责任会导致压力和倦怠水平较高，随之自我效能感水平较低。因此，压力知觉可能会对情绪调节自我效能感产生负向影响。

情绪调节自我效能感可能对离职行为具有重要影响。良好的情绪调节能力有利于调节不良情绪的困扰，促使其采取积极的行为反应。相反，情绪调节能力较低的话，则会被不良情绪困扰，产生职业倦怠，甚至离职行为。Hsieh 等人[26]指出自我效能感与离职意愿负相关。Fallatah 等人[27]指出职业应对自我效能感对护士离职意愿有负向影响。王颖和刘莎莎[28]提出自我效能感与离职意图之间呈现负向影响关系。而情绪调节自我效能感是自我效能感在情绪控制上的体现，可推测，情绪调节自我效能感也可能会对个体的离职行为产生负向影响。

根据上述推论，情绪调节自我效能感可能会在压力知觉与离职意愿之间发挥重要作用。Yan 等人[29]提出较高感知压力与诸如恐惧、强迫焦虑、抑郁等情绪困扰相关。而情绪调节自我效能感是在情绪控制方面的能力。根据资源保存理论提出个体会尽力获得有价值的资源，如控制与决定权、工作自主性、自尊等个体资源，这些资源有助于个体有效处理问题[3]。当个体自身负能量较多时，往往也会导致情绪调节自我效能感资源不足以抵抗压力进而做出消极行为反应。相反，个体自身正能量较多时，往往也会导致情绪调节自我效能感能力变强，做出积极行为反应。离职行为是个体采取的消极应对策略。张凯丽等人[30]指出具有较高自我效能感的个体在面对困难和挑战时，心理调节能力和处理事情能力都较强，较少有离职想法。Mcdonald 和Siegall[31]指出具有较高自我效能感的员工对待工作和生活都较为积极乐观，相应的积极应对策略也较多。张哲[32]提出挑战性-阻断性压力事件会直接影响自我效能感，进而对离职倾向产生影响。结合以上分析，提出以下假设:

H2:情绪调节自我效能感在知觉压力与离职意愿之间起中介作用。

1.3 职场友谊的调节作用

尽管前文已经提到压力知觉对情绪调节自我效能感具有预测作用，但其实现过程还可能会受到职场友谊水平影响。职场友谊是人际关系在职场中的一种特殊表现形式，是能化解压力的个体特征资源。根据资源保存理论，当获得的资源越多，会对压力产生缓冲作用。职场友谊也是一种个体特征资源。当个体感知到一定的自我压力，充足的个体资源会使个体感知到的压力变小，情绪调节自我效能感就高。当个体感知到一定的自我压力，个体资源不足时就会感知到压力变大，情绪调节自我效能感就低。因此，我们推测职场友谊越高，能降低压力知觉。职场友谊越低，更能增加压力知觉。同时，高职场友谊能提高自身调节情绪的信心，增强其情绪调节自我效能感。低职场友谊会降低自我调节效能感。并且，较高职场友谊会降低压力的感知水平，并增强个体对情绪调节的能力。Wright[33]指出消极情绪环境和缺乏同事支持容易产生不良情绪，工作中良好的人际关系可以促进员工的情绪健康。Sias[34]指出较差的职场友谊会增加情绪压力，自身调节能力下降，工作效率低下。结合以上分析，提出以下假设:

H3:职场友谊调节了压力知觉与情绪调节自我效能感的关系。职场友谊水平越高，压力知觉越低，情绪调节自我效能感越高。职场友谊越低，压力知觉越高，情绪调节自我效能感越低。

H2 与H3 所揭示的关系进一步表现为有调节的中介作用:压力知觉与离职意愿之间的关系通过情绪调节自我效能感进行传导，同时，职场友谊会对该传导机制产生作用。为更进一步探索压力知觉对离职意愿的影响机制，本研究提出有调节的中介效应假设:

H4:职场友谊调节了情绪调节自我效能感在知觉压力与离职行为关系间的中介作用，当员工的职场友谊水平较高时，情绪调节自我效能感的中介作用会更加显著。

结合上述假设，本研究的理论模型如图1 所示。

图1 本研究理论模型

2 研究方法

2.1 研究样本

本研究以通过问卷星向企业员工发放调查问卷的方式收集数据，共收集到316份有效数据，样本的基本信息为: 就样本地区来源看，北京市占36.1%，上海市占4.4%，武汉市占7.0%，西安市占9.5%，其他占43.0%。就职位来看，一般员工占62.7%，基层管理者占17.4%，中层管理者占11.4%，高层管理者占2.5%，其他占6.0%。从任期来看，任职3年及以下的新员工占38.0%，任职4～5年的员工占22.5%，任职6～10年的员工占19.6%，任职10年以上的员工占16.1%，其他占3.8%。就企业性质来看，国企或央企占30.4%，私企占37.7%，合资企业占4.1%，外资企业占2.8%，其他25%。就行业类型来看，制造业占35.1%，金融业占11.1%，医疗卫生业占4.7%，房地产业占3.2%，商业贸易与服务业占5.7%，信息与通信服务业占7.3%，其他占32.9%。就性别来看，男性占53.2%，女性占46.8%。就婚姻状况来看，已婚占66.5%，未婚占33.5%。就年龄来看，30 岁及以下占40.8%，31～40 岁占49.4%，41～50 岁占5.7%，51～60 岁占3.8%，61 岁及以上占0.3%。总体来说，调查样本分布较为广泛。

2.2 变量测量

为了保证调查问卷的信效度，本研究以国内外成熟量表为数据收集工具，并使用李克特五点量表计分。另在数据处理时需将反向题进行反向计分，以使所有题项的方向保持一致。具体量表信息如下：

（1）关于压力知觉量表。采用杨廷忠和黄汉腾[35]所修订的压力知觉量表，包括紧张感和失控感两维度，包括14 个题项。比如为一些无法预期的事情的发生而感到心烦意乱；成功地处理恼人的生活麻烦等。经检验此量表具有较好信效度，本研究中的可靠性信度Cron‐bach'α为0.862。

（2）关于情绪调节自我效能感量表。采用文书锋等人[36]所修订的情绪调节自我效能感量表，包括表达积极情绪自我效能感、调节沮丧/痛苦情绪的自我效能感和调节生气/愤怒情绪的自我效能感三维度，使用了9 个题目测量，比如令人高兴的事情发生时，我会表达自己的愉悦之情；孤独时我能够让自己远离沮丧。经检验此量表具有较好信效度，本研究的可靠性信度Cronbach'sα为0.802。

（3）关于职场友谊量表。采用孙健敏和焦海涛[37]所修订的量表，包括友谊机会和友谊强度两维度，包括9个题项。比如在我所在的单位中，我有机会与其他人非正式交谈或闲聊；我觉得我可以非常信任许多同事。经检验此量表具有较好信效度，本研究的可靠性信度Cron‐bach'sα为0.873。

（4）关于离职意愿。采用温柯等人[38]所修订的离职意愿量表，使用了4 个题项。比如我有离开现在工作岗位的想法。如果有机会，我会放弃现在的工作；我尚未有离开本单位的想法。经检验此量表具有较好信效度，本研究的可靠性信度Cronbach'sα为0.862。

（5）控制变量。考虑到控制变量可能会对因变量产生影响，对控制变量进行虚拟化处理。人口学变量如单位、行业、企业性质、性别、年龄、婚姻、岗位和任期。虚拟化处理的方式比如1为未婚，0为已婚等。

3 实证结果

3.1 验证性因素分析

由于本研究测量各变量的被试相同，采用Harman单因素法检验是否存在同源方差。通过主成分分析发现各变量能解释总变异量的61.587%，大于60%，且第一个因子解释总变异量的25.737%，低于40%，表明同源性偏差不大。KMO 值为0.887，Bartlett 球形检验在0.001水平上显著，适合进行因子分析。

为验证变量之间的区分效度，本研究对关键变量（压力知觉、情绪调节自我效能感、职场友谊和离职意愿）进行验证性因子分析，通过对四因子模型、三因子模型、双因子模型及单因子模型进行对比发现:四因子模型的拟合结果（χ2/df=1.811，RMSEA=0.051，GFI=0.842，NFI=0.814，IFI=0.907，TLI=0.898，CFI=0.906）明显优于单因子模型的结果（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区分效度较好。

3.2 描述统计和相关分析

通过对数据统计处理，得出有关变量的均值、标准差和相关系数（Cronbach'sα）矩阵表1。压力知觉（r=0.206**，p＜0.001）、情绪调节自我效能感（r=-0.207**，p＜0.001）与离职意愿具有显著影响。同时，情绪调节自我效能感与压力知觉（r=-0.513**，p＜0.001）、职场友谊（r=0.537**，p＜0.001）具有显著影响。以上各变量间存在显著相关，这为验证理论模型的合理性提供了初步支持。

表1 变量均值、标准差、相关系数矩阵

3.3 假设检验

3.3.1 中介效应检验

在回归分析前，将参与建模的变量进行标准化处理，以减少数值差异较大产生的误差。采用层级回归法分析检验直接效应和中介效应，结果见表2。各模型的VIF 值均小于2，说明变量间不具有明显共线性。根据模型2，压力知觉对员工离职意愿具有显著的正向影响（β=0.202,P<0.001），假设1 成立。根据模型6，压力知觉对情绪调节自我效能感具有显著的负向影响（β=-0.496,P<0.001）。根据模型3，情绪调节自我效能感对离职意愿具有显著的负向影响（β=-0.228,P<0.001）。这两个结果为中介效应成立提供了前提条件。

表2 情绪调节自我效能感中介作用的层级回归分析结果

模型4 的结果显示，当压力知觉和情绪调节自我效能感被共同纳入回归方程时，压力知觉和情绪调节自我效能感对离职倾向的影响均显著。并且自变量对因变量的影响系数由(β=0.202,P<0.001) 改变为(β=0.12,P<0.05)，这说明自变量对因变量的效应减弱。而此时中介变量对因变量的负效应仍然显著（β=-0.166，p＜0.01) ，这说明中介变量部分中介了自变量对因变量影响，假设2 成立。同时，本研究借助SPSS 的Process 插件，利用Bootstrap 法（样本数5 000 次）验证中介效应模型，结果表明压力知觉与离职意愿之间通过情绪调节自我效能感的间接效应显著。

表3 情绪调节自我效能感的调节效应

（Effect=0.0823, BootSE=0.0353, BootLLCI=0.0128,BootULCI=0.1513，95%置信区间不含0），假设2成立。

3.3.2 调节效应检验

采用层级回归方法检验职场友谊的调节效应。为避免出现多重共线性问题，先对自变量和调节变量做标准化处理后进行层级回归分析，结果见表2。各模型的VIF 值均小于2，说明变量之间不具有明显共线性。模型2压力知觉对情绪调节自我效能感具有显著负向影响（β=-0.496，P<0.001）。模型3 职场友谊对情绪调节自我效能感具有显著正向影响（β=0.345，P<0.001）。模型4压力知觉与职场友谊的交互作用对情绪调节自我效能感具有显著负向影响（β=-0.103，P<0.01），调节效应成立。

同时，图2 显示高水平职场友谊的回归线相比于低水平的回归线更陡峭，说明压力知觉在相同程度时，高水平职场友谊的员工会比相应低水平的员工感受到更强烈的情绪调节自我效能感。也就是说当职场友谊较好时，会降低压力知觉程度，导致自我效能感增强。职场友谊较差时，会维持或增加压力感知，随之自我效能感也会降低。因此假设3成立。

图2 情绪调节自我效能感的调节效应示意图

3.3.3 被调节的中介效应检验本研究运用Process 插件，选择模型7 对假设进行检验（详见表4）。结果显示当职场友谊较高时，压力知觉通过情绪调节自我效能感作用于离职意愿的间接效应较强（effect=0.0757，BootSE=0.0351，BootLLCI=0.0147，BootULCI=0.1530，95% 置信区间不含0）；当职场友谊较低时，压力知觉通过情绪调节自我效能感作用于离职意愿的间接效应显著（effect=0.0415，BootSE=0.0208，BootLLCI=0.0088，BootULCI=0.0926，95% 置信区间不含0）。与此同时，其组间差值显著（effect=0.0342，Boo‐tSE=0.0143，BootLLCI=0.0059，BootULCI=0.0604，95%置信区间不含0）。综上可知，情绪调节自我效能感对压力知觉与离职意愿之间的关系的中介效应会受到职场友谊的调节，即产生了被调节的中介效应。因此，假设H4得到验证。

表4 Bootstrap在调节变量不同水平上的中介效应及其95%置信区间

4 结论与启示

4.1 主要结论与讨论

本研究基于社会认知理论和资源保存理论考察了自我效能感与职场友谊在压力知觉与离职意愿之间的作用机制。通过问卷调查方法收集数据，采用回归分析法对数据进行统计分析，验证了上述假设的合理性，主要结论如下：

（1）压力知觉对员工离职意愿具有显著正向影响。当感知到的压力让个体产生明显不舒服感觉时，脑子里会时常出现逃离当前工作环境的想法，这与已有研究结果一致。Ujvarine 等人[39]采用横断面设计，随机抽取来自匈牙利地区医院的367 名护士作为样本，发现压力知觉是影响离职意愿的主要因素。

（2）压力知觉会通过情绪调节自我效能感间接影响离职意愿。压力知觉对情绪调节自我效能感具有显著负向影响。情绪调节自我效能感对离职意愿具有显著负向影响。当个体感知到压力较大时，往往情绪也较为低落，情绪调节能力不能被充分激发，导致负性不满意情绪增加，更容易产生离职念头。相反，尽管个体有一定压力，但是个体能够感知到的压力较低，整个人精神状态很好，情绪调节和修复能力也较强，这样的工作环境能让个体产生更多安全感。

（3）情绪调节自我效能感对压力知觉与离职意愿之间的关系的中介效应会受到职场友谊的调节。职场友谊是调节情绪困扰的有效方法，职场中有较好的伙伴关系，会对组织产生情感依托。相反，职场中友谊关系不良可能会感受到被排挤作出离职行为反应。这与已有研究结果类似。Kim等人[40]指出感知到的工作负荷和人际冲突会使个体产生情绪耗竭的体验，进而会产生离职意念。

4.2 管理启示

研究对企业管理的启示主要体现在3 个方面。首先，研究结果表明情绪调节自我效能感对压力知觉具有缓解作用。单位管理者应该定期开展团队心理建设，调动员工的积极情绪和乐观的生活态度。必要时提供心理疏导，对员工更好的进行心理适应，降低离职率具有重要现实意义。其次，研究结果表明职场友谊好坏影响个体的压力水平和离职意愿。团队领导者应定期加强团队内部建设，塑造“一个都不能掉队”的理念，加强团队内部人员互帮互助的凝聚力。

4.3 展望

本研究存在不足之处主要体现在两方面。首先，样本的调查对象仅局限在企业员工，未来可以科研单位的科研人员为调查对象，以获得更普适性结果。近年，国内各高效和科研单位都开展了“人才大战”，除科研条件保障、科研生活后勤保障等外，个人在组织环境中的友谊状态和自我情绪调节能力弱是否是主因？未来可进一步探讨。其次，本研究仅从个人层面出发，探讨情绪调节自我效能感和职场友谊发挥的机制作用，未来可进一步加入组织环境变量，如组织接纳度、组织氛围、领导力等因素的作用。只有好的组织环境，和谐的人际关系环境，以及以人为本的环境才更能有利于员工有归属感和安全感，也才更有利于职工发展和自我价值的实现。