组织沉默的负面效果与内在过程分析(2)

　　H4: 组织沉默与员工自我效能感呈负相关关系。
　　
　　2. 1. 3两种心理感知在组织沉默与工作倦怠和离职意愿间的中介作用
　　
　　本研究认为，组织沉默通过影响员工的工作投入和自我效能感，进而对员工的工作倦怠和离职倾向产生影响。首先，工作投入感知对工作倦怠、离职倾向有显着负向影响。员工的工作态度和状态不仅受到显性正式契约的约束，同时还受到隐性心理契约的影响[34].员工工作投入的感知反应了心理契约的状态，体现了个体在工作中具有强烈的认同感，保持高能量水平和精力高度集中[30],而工作投入水平高，员工的活力、奉献和专注度会促使员工心理契约的形成与巩固，进而激发出员工的工作热情，降低员工的工作倦怠和离职意愿[35].一般来说，工作投入水平较高的员工往往对工作表现出更大的兴趣，也能在工作中体验到更大的乐趣，且对自身工作存在的意义和价值持积极态度，因而很少会出现倦怠的工作态度，也很少产生离职的想法。此外，工作投入度高的员工通常会有较好的工作表现和业绩评价，离职的成本也相对较大，因而很少产生离职的想法。有研究支持了工作投入与工作倦怠和离职意愿之间的负向关系。Lee等（2005）[36]的研究显示，工作 投 入 与 工 作 倦 怠 之 间 是 负 相 关 关 系。Plooy&Roodt（2010）[37]证实了工作投入与离职意愿的负相关关系显着。
　　
　　其次，员工自我效能感对员工工作倦怠和离职行为有显着负向影响。根据社会学习理论，自我效能感越高的个体，在较高水平的压力情境中，更能够保持良好的心理健康状况，因为这样的个体总是倾向于认为自己有能力去应对这些压力情景与事件。在现实中，自我效能感高的个体往往是信心百倍、情绪饱满、心情愉悦地参与各项活动，面对困难和挑战不会轻易退缩和放弃，心理调适能力较强，能很好地处理工作压力，工作投入水平较高，很少出现倦怠和离职想法。自我效能感低的个体更容易产生消极情绪，面对困难和挑战常常选择退缩和逃避，无法正确释放工作压力，很容易产生倦怠感。来自美国、荷兰、中国等不同的研究均证实了自我效能感对工作倦怠的抑制作用[38 - 40].此外，自我效能感高的员工具有更多的自制力，对生活、工作和组织往往持更乐观的态度，更易产生积极情感，从而产生较低的离职倾向。国内研究者邵广禄（2009）[41]以412位餐饮业员工为样本，发现自我效能感越高的员工，离职意愿越低。陈维政等（2012）[42]的研究也表明，作为心理资本的自我效能感对离职倾向具有抑制作用。综合以上论述，可以发现组织沉默对员工工作投入感和自我效能感有负向作用，而这两种感知又对员工工作倦怠和离职意愿有负向影响，因此我们提出2个中介效应假设：
　　
　　H5: 员工工作投入感在组织沉默与员工工作倦怠、离职意愿之间有中介作用。
　　
　　H6: 员工自我效能感在组织沉默与员工工作倦怠、离职意愿之间有中介作用。
　　
　　最终，我们假设，组织沉默首先对员工个体的心理感知产生影响，这种心理感知包含两个方面：一是对个体的感知（ 即自我效能感） ; 二是对工作的感知（ 即工作投入度） ; 员工的心理感知又会进一步影响员工的工作态度和状态（ 工作倦怠、离职意愿） ,从而构成了一个中介效应模型。本文的研究模型如图1所示。
　　
　　2. 2研究方法
　　
　　2. 2. 1研究样本
　　
　　本文以北京市、山东德州市和无锡市的若干企业员工为调查对象，共发放问卷640份，回收631份，其 中 有 效 问 卷619份，问 卷 有 效 率 为98. 1: .为保证问卷的真实性，在每一家企业都利用员工集中开会的机会，集中发放问卷，并现场由研究助理回收，每一份问卷都附上一份信封，并要求 员 工 分 开 坐，独 立 作 答。其 中，男 性 占38. 6:,女性占61. 4:;30岁及以下的员工占样本总数的72. 9:; 从学历来看，以大专及本科为主，占83. 4:; 在工龄方面，以4年及以下为主，占69. 3:; 从工作性质来看，以技术人员、营销人员、行政人员和基层管理人员为主，占66. 7: .
　　
　　2. 2. 2变量测量
　　
　　组织沉默的测量采用郑晓涛等人编制的表，由默许性沉默、漠视性沉默和防御性沉默三个维度构成，共12题。该量表是在国外已有成熟量表基础上，结合中国文化修订的，信效度较高，在本研究中的信度为0. 886.工作投入的测量采用Schaufeli编制的UWES量表构，包括活力、奉献和专注三个维度，在本研究中的信度为0. 841.自我效能感的测量采用Jerusalem和Schwarzer编制的GSES量表，在本研究中的信度为0. 767.工作倦怠的测量使用Maslach等人编制的MBI - GS量表，在本研究中的信度为0. 889.离职倾向测量采用梁开广（2006） 修订的量表，在本研究中的信度为0. 912.所有变量的测量均采用李克特5点计分法。
　　
　　2. 2. 3共同方法偏差检验
　　
　　为避免造成预测变量与效标变量之间人为的系统误差，即残 生 共同 方 法 偏差，本 文 采 用 了Harman单因素检验方法，把所有变量的测量项目进行探索性因素分析，设定公因子数为1.结果表明，这一个因素仅解释变异的26. 1:,在未旋转的因素结构中也未出现一个共同因素。因此，可以认定共同方法偏差对数据分析的结果不会造成太大的影响。
　　
　　3研究结果
　　
　　3. 1描述性统计分析和变量间的相关分析
　　
　　考察变量间的相关系数可以发现，组织沉默与自我效能感、工作投入之间呈显着负相关关系；自我效能感、工作投入度与离职意愿和工作倦怠的负相关关系显着； 组织沉默与工作倦怠和离职意愿的负相关关系显着。这意味着组织沉默与工作倦怠和离职意愿之间可能存在着中介变量，而自我效能感和工作投入度可能就是中介变量。
　　
　　3. 2假设检验结果
　　
　　我们采用结构方程建模技术来检验研究假设。根据模型推断和选择的三个基本原则： 简单性和俭省化原则、多个假设模型原则以及统计检验力原则，选择模型的过程实际上就是根据已有的研究资料提出多个假设模型，根据统计分析结果所提供的数量化信息是否充足，同时在模型参数数量“不能拟”和“过度拟和”进行权衡，因此在直接作用模型和中介作用模型拟合指标接近的情况下，我们首选中介作用模型。在模型拟合指数方面，我们比较了三类指数： 绝对指数（ 如GFI,SRMR,RMSEA）、相对指数（ 如NNFI;IFI;CFI） 以及省俭指数。我们重点考察NNFI、CFI、RMSEA和IFI[43].