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一、引言
塑造員工幸福不僅是企業(yè)倫理責(zé)任的重要目標(biāo)之一 (Alfes等, 2012;?arotar-?i?ek等, 2013) , 更是企業(yè)贏得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要源泉。工作場(chǎng)所個(gè)體的幸福感既能夠有效預(yù)測(cè)員工的情感承諾、離職傾向和工作績(jī)效, 也是組織績(jī)效改善的重要前兆 (Wright和Cropanzano, 2004;Page和Vella-Brodrick, 2009;Robertson等, 2012;Brunetto和Shacklock, 2014;Godkin, 2014;Zheng等, 2015;黃亮和彭璧玉, 2015) 。然而, “互聯(lián)網(wǎng)+”促進(jìn)了各產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的升級(jí)換代甚至徹底顛覆, 眾多企業(yè)加快了商業(yè)模式創(chuàng)新和組織變革, 這必將給員工的心理幸福帶來(lái)積極和消極雙重沖擊。甚至, 在工作場(chǎng)所快樂(lè)幸福的員工也可能經(jīng)歷熱情和滿足感的短期損耗 (Simbula, 2010) 。因此, 旨在強(qiáng)化員工工作幸福的人力資源管理受到越來(lái)越多企業(yè)的重視 (Guest, 2017) 。
隨著對(duì)幸福的認(rèn)識(shí)從特質(zhì)論轉(zhuǎn)向建構(gòu)論, 工作幸福前因研究出現(xiàn)了三種視角: (1) 基于Warr (1987) 的維他命模型, 從工作特性和關(guān)系特性兩方面豐富工作幸福的前因 (Guest, 2017) , 例如自主控制機(jī)會(huì)、技能運(yùn)用機(jī)會(huì)、人際交往機(jī)會(huì)、培訓(xùn)與發(fā)展、外部設(shè)置目標(biāo)、工作多樣性、環(huán)境清晰度、良好的報(bào)酬、安全的物理場(chǎng)所和重要的社會(huì)地位 (M?kikangas等, 2007;Lawson等, 2009;陳春花等, 2014) ; (2) 基于Bakker和Demerouti (2007) 的工作需求—資源模型, 從工作需求和工作資源兩方面挖掘工作幸福的前因 (Guest, 2017) , 例如工作負(fù)荷、情緒勞動(dòng)、工作領(lǐng)域—非工作領(lǐng)域沖突、工作自主性、關(guān)系支持、發(fā)展機(jī)會(huì)和反饋 (Simbula, 2010;Albrecht, 2012;ter Hoeven和van Zoonen, 2015;李愛(ài)梅等, 2015;Nielsen等, 2017) ; (3) 基于Walton (1974) 的工作生活質(zhì)量模型, 從情境因素和個(gè)體特質(zhì)兩方面尋求工作幸福的前因 (Guest, 2017) , 例如安全健康的工作環(huán)境、成長(zhǎng)與開(kāi)發(fā)、關(guān)系整合、公平薪資、工作靈活性、個(gè)人主動(dòng)性 (Avey等, 2009;Kalshoven和Boon, 2012;Felix等, 2017;Grote和Guest, 2017) 。然而, 個(gè)體特質(zhì)、領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等特質(zhì)因素比較穩(wěn)定, 難以改變, 限制了研究結(jié)論的實(shí)踐指導(dǎo)意義;情境因素中的工作特性、發(fā)展機(jī)會(huì)、薪資等雖能被塑造, 但只有將這些人力資源管理實(shí)踐有機(jī)整合成人力資源管理系統(tǒng)才能形成獨(dú)特的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。因此, 探索人力資源管理系統(tǒng)對(duì)工作幸福的影響非常有必要。
迄今為止, 僅少數(shù)學(xué)者關(guān)注了人力資源管理系統(tǒng)和員工工作幸福之間的關(guān)系, 其中部分學(xué)者認(rèn)為人力資源管理能夠激發(fā)員工的工作幸福感 (Guest, 2002;Baptiste, 2008;Fan等, 2014;杜旌等, 2014;Huang等, 2016;Chidiebere等, 2017) , 另外有學(xué)者發(fā)現(xiàn), 人力資源管理系統(tǒng)對(duì)員工工作幸福體驗(yàn)的影響存在雙刃劍效應(yīng) (Renwick, 2003;Grant等, 2007;Ca?ibano, 2013;Zhang等, 2013;徐寧和李普亮, 2013) 。這些研究主要考察了普適性人力資源管理、戰(zhàn)略性人力資源管理、創(chuàng)新導(dǎo)向型人力資源管理或高績(jī)效工作系統(tǒng)如何影響工作幸福感。其實(shí), 人力資源管理系統(tǒng)存在組織績(jī)效和員工幸福兩個(gè)孿生目標(biāo) (Turner等, 2008;Brown等, 2009) , 最大化員工工作幸福感的人力資源管理系統(tǒng)并不同于構(gòu)成高績(jī)效的人力資源管理系統(tǒng) (Baptiste, 2008;Guest, 2017) 。其中, 高績(jī)效 (或高參與) 工作系統(tǒng)、創(chuàng)新導(dǎo)向型人力資源管理和戰(zhàn)略性人力資源管理強(qiáng)調(diào)績(jī)效改進(jìn), 高承諾人力資源管理關(guān)注員工的組織承諾, 但是促進(jìn)員工幸福并非這些人力資源管理系統(tǒng)的首要目標(biāo), 而僅是其副產(chǎn)品 (Alfes等, 2012;Guest, 2017) 。因此, 考察針對(duì)員工幸福的人力資源管理系統(tǒng)非常有必要。支持性人力資源管理強(qiáng)調(diào)組織重視員工的貢獻(xiàn)和幸福, 與幸福導(dǎo)向的人力資源管理具有天然的契合性。目前, 少量學(xué)者實(shí)證研究了支持性人力資源管理對(duì)員工幫助行為、情感承諾和工作績(jī)效的影響 (徐國(guó)華和楊東濤, 2004;陳志霞和陳傳紅, 2010;田立法, 2015) , 但是并沒(méi)有揭示支持性人力資源管理影響員工工作幸福的相關(guān)機(jī)理。
鑒于此, 本文首先通過(guò)理論分析提煉出六點(diǎn)假設(shè), 描述了組織主人翁氛圍、組織認(rèn)同、自我效能感在支持性人力資源管理與集體工作幸福感、個(gè)體工作幸福感之間的中介效應(yīng)。其次, 基于71家企業(yè)347名員工的配對(duì)問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù), 采用多層次線性模型和多元線性回歸分析, 實(shí)證檢驗(yàn)相關(guān)假設(shè)。實(shí)證分析驗(yàn)證了部分理論假設(shè)的預(yù)期, 結(jié)果顯示, 支持性人力資源管理通過(guò)組織主人翁氛圍的部分中介影響集體工作幸福感, 通過(guò)組織認(rèn)同和自我效能感的完全中介影響個(gè)體工作幸福感。最后, 對(duì)沒(méi)有得到支持的假設(shè)進(jìn)行了討論和詮釋。
本文的主要貢獻(xiàn)如下:第一, 在有機(jī)整合論基礎(chǔ)上提出了組織主人翁氛圍、組織認(rèn)同和自我效能感三個(gè)中介變量, 以闡明支持性人力資源管理對(duì)工作幸福感的作用機(jī)理。以前關(guān)于工作幸福的研究從認(rèn)知視角、情感視角或情境視角來(lái)解釋激發(fā)工作幸福感的心理機(jī)制, 但是各自處于割裂狀態(tài), 限制了對(duì)工作幸福感產(chǎn)生機(jī)制的全面理解。本研究從有機(jī)整合論出發(fā)所做的嘗試, 有助于推動(dòng)對(duì)工作幸福感產(chǎn)生機(jī)制的整體認(rèn)知。第二, 比較了支持性人力資源管理對(duì)集體工作幸福感和個(gè)體工作幸福感影響機(jī)制的差異。工作幸福既涉及個(gè)體屬性的“主觀幸福感”和“心理幸福感” (統(tǒng)稱個(gè)體工作幸福感) , 也涉及群體屬性的集體工作幸福感。以前的研究主要集中于員工的個(gè)體工作幸福感, 基本沒(méi)有涉及集體工作幸福感。因此, 本研究揭示的支持性人力資源管理對(duì)二者產(chǎn)生機(jī)制的差異性有助于深化對(duì)工作幸福的認(rèn)識(shí)。
二、理論框架與假設(shè)提出
(一) 支持性人力資源管理與工作幸福感
雖然幸福導(dǎo)向的人力資源管理實(shí)踐更多地聚焦于如何激發(fā)員工的工作幸福感, 但是并非所有的人力資源管理實(shí)踐均能單獨(dú)促進(jìn)員工的工作幸福感。Guest (2017) 提煉了幸福導(dǎo)向型人力資源管理實(shí)踐, 包括在員工身上投資 (如招聘選拔、培訓(xùn)開(kāi)發(fā)、指導(dǎo)和職業(yè)支持) 、提供參與式工作 (如自主性和挑戰(zhàn)性工作設(shè)計(jì)、信息提供和反饋、技能充分利用) 、積極的關(guān)系和物理環(huán)境 (如健康安全優(yōu)先、平等機(jī)會(huì)、多元化管理、對(duì)辱罵和侵犯的零容忍、靈活的社會(huì)交往、公平集體獎(jiǎng)勵(lì)/高基本薪酬、就業(yè)安全) 、建言機(jī)制 (如廣泛的雙邊溝通、員工調(diào)查、集體代表制) 、組織支持 (參與/支持管理、參與氛圍和實(shí)踐、柔性的家庭友好型工作安排、發(fā)展式績(jī)效管理) 。但是, 這些單獨(dú)或分散的人力資源管理實(shí)踐對(duì)工作幸福感僅能產(chǎn)生有限的影響, 例如工作自主性既能給員工帶來(lái)壓力也能促進(jìn)工作幸福 (郭靖等, 2014) 。支持性人力資源管理最初由Allen等 (2003) 提出, 是若干幸福導(dǎo)向型人力資源管理實(shí)踐的有機(jī)集成, 從職業(yè)發(fā)展、福利和培訓(xùn)三要素拓展為員工參與、獎(jiǎng)賞公平、成長(zhǎng)與培訓(xùn)、上級(jí)支持、就業(yè)安全等 (徐國(guó)華和楊東濤, 2004;陳志霞和陳傳紅, 2010) , 這些實(shí)踐具有高度的互補(bǔ)性和一致性, 能夠發(fā)揮協(xié)調(diào)效應(yīng)。
工作幸福存在實(shí)現(xiàn)論和享樂(lè)論, 其中實(shí)現(xiàn)論關(guān)注人生的意義和自我實(shí)現(xiàn), 享樂(lè)論則關(guān)注快樂(lè)的獲得和痛苦的規(guī)避。因此, 綜合實(shí)現(xiàn)論和享樂(lè)論的觀點(diǎn), 工作幸福感作為一種結(jié)果狀態(tài), 其產(chǎn)生主要依賴于兩個(gè)關(guān)鍵要素, 其中第一要素是積極的情感體驗(yàn), 它能夠拓展人的身體、智力和社交資源;第二要素是總體目標(biāo)感, 它為人的行動(dòng)指明方向和意義 (Robertson和Cooper, 2010) 。一方面, 支持性人力資源管理能夠使員工獲得“經(jīng)濟(jì)回報(bào)”和“心理回報(bào)”, 豐富工作資源。支持性人力資源管理帶來(lái)的工作資源不但能夠影響工作幸福感, 例如在工作中提供領(lǐng)導(dǎo)技能培訓(xùn)和培育標(biāo)志性優(yōu)勢(shì)能夠有效強(qiáng)化員工幸福 (Xanthopoulou等, 2012) , 而且能夠通過(guò)改變員工對(duì)角色模糊和控制的感知對(duì)工作幸福感產(chǎn)生影響, 例如員工參與的工作設(shè)計(jì)能夠減少員工在工作中的倦怠, 甚至帶來(lái)工作本身的愉悅。另一方面, 群體內(nèi)部成員的工作幸福感存在波紋式傳染效應(yīng)。集體工作幸福感建立在個(gè)體對(duì)集體整體知覺(jué)的基礎(chǔ)之上, 受到組織氛圍等因素的驅(qū)動(dòng)。群體由作為成員的若干個(gè)體所組成, 個(gè)體的積極情緒會(huì)感染周邊的人, 工作幸福感高的個(gè)體集聚在一起, 必然形成整體的集體工作幸福。因此, 支持性人力資源管理不但能夠促進(jìn)員工的個(gè)體工作幸福感, 而且能夠促進(jìn)群體的集體工作幸福感。由此, 得到以下假設(shè):
假設(shè)1:支持性人力資源管理對(duì)個(gè)體工作幸福感具有正向影響。
假設(shè)2:支持性人力資源管理對(duì)集體工作幸福感具有正向影響。
(二) 組織主人翁氛圍的中介作用
組織主人翁氛圍是一種特定指向的組織氛圍, 強(qiáng)調(diào)組織內(nèi)部成員對(duì)于工作追求卓越、盡職盡責(zé), 在工作場(chǎng)所關(guān)心和幫助他人、真誠(chéng)合作, 對(duì)組織忠誠(chéng), 并視組織利益優(yōu)于個(gè)人利益的整體隱性氛圍 (楊燕芳, 2010) , 包括學(xué)習(xí)進(jìn)取、敬業(yè)奉獻(xiàn)、忠誠(chéng)正直、樂(lè)于助人、人際和諧、顧全大局 (楊百寅和梅哲群, 2014) 。根據(jù)意義建構(gòu)理論, 特定指向的人力資源管理對(duì)于塑造特定的組織氛圍具有關(guān)鍵作用 (張瑞娟, 2016) 。支持性人力資源管理是組織傳達(dá)價(jià)值理念[即關(guān)心員工獲得的回報(bào) (心理、生理、社會(huì)感受) ]的信號(hào)和載體之一, 能夠使員工形成共享認(rèn)知, 激發(fā)員工“以企業(yè)為家”的主人翁責(zé)任感和使命感, 強(qiáng)化關(guān)愛(ài)、向善的組織主人翁氛圍。
員工在工作中的幸福感會(huì)受到他們對(duì)組織感知的影響, 如感知的工作氛圍以及預(yù)測(cè)的組織未來(lái)發(fā)展等。雖然組織氛圍看不到、摸不著, 但是積極的工作氛圍能夠正向影響日常的促進(jìn)焦點(diǎn), 而持續(xù)的促進(jìn)焦點(diǎn)能提升工作幸福感, 防御焦點(diǎn)則會(huì)減弱工作幸福感 (Koopmann等, 2016) 。組織具有較高的主人翁氛圍, 利于員工在心理上融入群體和增強(qiáng)主人翁角色認(rèn)知, 并以身為組織一員而自豪 (劉超和付金梅, 2012) 。例如, 海底撈公司積極營(yíng)造組織主人翁氛圍, 讓員工感覺(jué)自己是企業(yè)的主人。在組織主人翁氛圍的熏陶下, 海底撈公司的員工時(shí)刻牽掛著公司的工作事宜, 工作飽和, 但均有強(qiáng)烈的幸福感。在工作場(chǎng)所, 眾多心理幸福的個(gè)體集聚在一起, 能夠激發(fā)群體的集體工作幸福感, 并逐步累積而形成幸福型組織。因此, 組織主人翁氛圍 (或集體主義氛圍) 不但能夠促進(jìn)個(gè)體的工作幸福感 (李燕萍和徐嘉, 2014) , 而且能夠潛移默化地影響群體的集體工作幸福感。由此, 得到以下假設(shè):
假設(shè)3:組織主人翁氛圍在支持性人力資源管理和集體工作幸福感之間發(fā)揮中介作用。
假設(shè)4:組織主人翁氛圍在支持性人力資源管理和個(gè)體工作幸福感之間發(fā)揮中介作用。
(三) 組織認(rèn)同的中介效應(yīng)
支持性人力資源管理重在“支持”, 能夠?yàn)閱T工提供情感性支持 (如給予關(guān)心、尊重、傾聽(tīng)與使其覺(jué)得被需要等) 和工具性支持 (如信息、資源、工具、設(shè)備及培訓(xùn)) (Allen等, 2003;陳志霞和陳傳紅, 2010) 。這些支持是組織主動(dòng)展示對(duì)員工的投入和重視其貢獻(xiàn)的重要信號(hào)。根據(jù)社會(huì)交換理論的互惠原則, 獲得組織支持的員工會(huì)根據(jù)支持程度, 形成對(duì)組織的認(rèn)同感。一方面, 組織通過(guò)支持性人力資源管理對(duì)員工采取的主動(dòng)措施會(huì)被員工認(rèn)為是對(duì)自己的重視和尊重 (Wayne等, 1997) , 員工在感到被尊重后, 就會(huì)增強(qiáng)對(duì)組織的認(rèn)同 (Fuller等, 2006) 。另一方面, 員工通過(guò)比較認(rèn)識(shí)到自身所處組織的優(yōu)越性, 對(duì)組織的支持產(chǎn)生積極的認(rèn)知體驗(yàn), 就會(huì)增強(qiáng)對(duì)組織的信任, 即對(duì)組織形成更多的情感認(rèn)同 (陳志霞和陳傳紅, 2010;Tsai, 2013) 。
形成組織認(rèn)同的認(rèn)知過(guò)程往往伴隨個(gè)體的積極情感, 如工作幸福感。遵循目標(biāo)理論, 工作幸福感的根源之一是個(gè)人需求獲得滿足。組織認(rèn)同高的員工往往視自己與組織為一體, 并認(rèn)可自己的組織相較于其他組織在各方面都更好。強(qiáng)烈的組織認(rèn)同使員工的多種需求 (包括安全感、親和動(dòng)機(jī)、自我提升和目標(biāo)感) 得到滿足, 從而提升他們的工作幸福感。因此, 高組織認(rèn)同的員工擁有更強(qiáng)的工作動(dòng)力和更多的工作幸福感 (Siu, 2002;Wegge等, 2006;李燕萍和徐嘉, 2014) 。由此推斷, 組織實(shí)施的支持性人力資源管理是員工形成組織認(rèn)同的來(lái)源, 工作幸福感是員工組織認(rèn)同的結(jié)果 (Panaccio和Vandenberghe, 2009;Shen等, 2014) 。依此, 得到以下假設(shè):
假設(shè)5:組織認(rèn)同在支持性人力資源管理與個(gè)體工作幸福感之間發(fā)揮中介作用。
(四) 自我效能感的中介效應(yīng)
根據(jù)班杜拉的自我效能理論, 自我效能感是個(gè)體對(duì)自己運(yùn)用自身技能完成工作的行為能力的自信程度, 可以通過(guò)成功經(jīng)驗(yàn)、替代榜樣、口頭說(shuō)服和喚醒而被提升。支持性人力資源管理在組織實(shí)施過(guò)程中能夠通過(guò)多種方式提高員工的自我效能感, 例如通過(guò)培訓(xùn)讓員工反復(fù)練習(xí)并成功地獲得技能, 從而提高員工的自我效能感;在工作場(chǎng)所向員工傳達(dá)高績(jī)效期望, 充分發(fā)揮皮格馬利翁效應(yīng), 提高員工的自我效能感;成長(zhǎng)與培訓(xùn) (如授權(quán)和勝任力開(kāi)發(fā)實(shí)踐) 等通過(guò)學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向影響員工的反饋詢問(wèn), 從而增強(qiáng)員工的自我效能感 (Maden, 2015) ;員工參與計(jì)劃為員工提供成功機(jī)會(huì), 使其獲得成功的經(jīng)驗(yàn)和體驗(yàn), 進(jìn)而提高其自我效能感。尤其是隨著組織支持力度的增大, 員工不但會(huì)有一種保障感 (或消除不安全感) (馮冬冬等, 2008;Elstad等, 2011) , 而且能夠增強(qiáng)完成工作的自信心, 表現(xiàn)為更強(qiáng)的自我效能感。
依據(jù)目標(biāo)理論, 人的目標(biāo)和價(jià)值取向決定其幸福感, 員工的工作心理幸福與目標(biāo)的有效完成有直接關(guān)聯(lián)。一方面, 自我效能感高的員工能通過(guò)目標(biāo)達(dá)成實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值, 獲得更多的正性情感體驗(yàn)。人的幸福感是自我認(rèn)知的結(jié)果, 受自我效能感的支配。具體來(lái)說(shuō), 工作幸福感是目標(biāo)實(shí)現(xiàn)時(shí)體驗(yàn)的積極感受, 自我效能感是在目標(biāo)達(dá)成過(guò)程中面對(duì)挑戰(zhàn)時(shí)體驗(yàn)的實(shí)現(xiàn)感受 (Straume和Vitters?, 2012) 。尤其是在集體主義的中國(guó), 人們常常將成功的原因歸結(jié)于自身的努力, 因此自我效能感在員工的工作幸福感形成中發(fā)揮著重要作用 (Siu等, 2007) 。另一方面, 自我效能感高的員工能主動(dòng)尋求工作意義和增強(qiáng)愉悅感。自我效能水平高的員工更關(guān)注工作中的自由和意義體驗(yàn), 在工作中表現(xiàn)得更活躍、主動(dòng), 能以自己認(rèn)為有意義的方式重塑他們的任務(wù)、關(guān)系的邊界和條件, 例如增加工作資源 (包括關(guān)系性資源和結(jié)構(gòu)性資源) 和增加工作挑戰(zhàn)性 (Clegg和Spencer, 2007) 。工作重塑能夠幫助個(gè)體找到工作的意義, 增強(qiáng)愉悅感和工作意義體驗(yàn), 進(jìn)而提升個(gè)體的工作幸福感 (van den Heuvel等, 2015) 。綜上分析, 可以推斷:
假設(shè)6:自我效能感在支持性人力資源管理與個(gè)體工作幸福感之間發(fā)揮中介作用。
基于以上討論, 圖1刻畫了本研究的整體框架。
圖1 研究模型
圖1 研究模型   下載原圖
三、研究設(shè)計(jì)
(一) 研究程序與樣本
本研究采用配對(duì)方式收集不同來(lái)源的數(shù)據(jù), 每個(gè)企業(yè)發(fā)放6份問(wèn)卷, 其中1份問(wèn)卷由人力資源主管填寫, 另外5份問(wèn)卷由員工填寫。支持性人力資源管理和組織主人翁氛圍由公司人力資源主管或高管評(píng)價(jià);組織認(rèn)同、自我效能感和個(gè)體工作幸福感由員工自己評(píng)定;集體工作幸福感則由同一家企業(yè)員工的個(gè)體工作幸福感聚合而成。本研究向湖北、廣東、山東、上海等地的80家企業(yè)發(fā)出480份調(diào)查問(wèn)卷, 實(shí)收73家企業(yè)的問(wèn)卷 (共365份員工問(wèn)卷, 73份企業(yè)問(wèn)卷) , 剔除填寫不完整或填寫呈現(xiàn)明顯規(guī)律性的無(wú)效問(wèn)卷之后, 得到71家企業(yè)的有效樣本347份。其中, 男性員工占51.3%, 已婚員工占58.8%, 26—35歲的員工達(dá)到56.8%, 擁有本科學(xué)歷的員工居多 (占61.4%) , 工作年限在10年以上的員工僅占29.4%。
(二) 變量測(cè)量
1. 支持性人力資源管理 (Shrm) 。
采用張燕等 (2008) 開(kāi)發(fā)的支持性人力資源管理量表及Likert 7點(diǎn)計(jì)分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) , 共25個(gè)題項(xiàng), 包含工作保障 (2個(gè)條目) 、工作環(huán)境改善 (3個(gè)條目) 、員工薪酬 (4個(gè)條目) 、員工福利 (4個(gè)條目) 、員工關(guān)懷計(jì)劃 (3個(gè)條目) 、員工培訓(xùn) (4個(gè)條目) 和職業(yè)發(fā)展規(guī)劃 (5個(gè)條目) 7個(gè)維度。驗(yàn)證性因子分析顯示, 七因子模型的擬合指數(shù)為:χ2 (25) =59.793, χ2/df=2.392, NFI=0.993, TLI=0.946, CFI=0.995, RMSEA=0.063, 說(shuō)明擬合效果比較好。
2. 組織主人翁氛圍 (Ooc) 。
采用楊燕芳 (2010) 開(kāi)發(fā)的組織主人翁氛圍量表及Likert 7點(diǎn)計(jì)分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) 。該量表共28個(gè)題項(xiàng), 包含學(xué)習(xí)進(jìn)取 (5個(gè)條目) 、敬業(yè)奉獻(xiàn) (6個(gè)條目) 、幫助他人 (4個(gè)條目) 、人際和諧 (3個(gè)條目) 、顧全大局 (3個(gè)條目) 、忠誠(chéng)正直 (7個(gè)條目) 6個(gè)維度。驗(yàn)證性因子分析顯示, 六因子模型的擬合指數(shù)為:χ2 (62) =178.151, χ2/df=2.873, NFI=0.986, TLI=0.943, CFI=0.991, RMSEA=0.074, 說(shuō)明擬合效果較好。
3. 組織認(rèn)同 (Oi) 。
采用Mael和Ashforth (1992) 開(kāi)發(fā)的組織認(rèn)同量表及Likert 7點(diǎn)計(jì)分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) 。該量表共6個(gè)題項(xiàng), 包括“在有人批評(píng)我所在的企業(yè)時(shí), 我個(gè)人會(huì)覺(jué)得尷尬”“我對(duì)于別人如何看待我所在的企業(yè)感到非常有興趣”“當(dāng)我談到我所在的企業(yè)時(shí), 我會(huì)說(shuō)‘我們?nèi)绾巍恰麄內(nèi)绾巍钡取?br/>4. 自我效能感 (Se) 。
采用Schwarzer及其同事 (1981) 開(kāi)發(fā)的自我效能感量表。該量表的中文版由Zhang和Schwarzer (1995) 修正, 并采用Likert 7點(diǎn)計(jì)分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) 。該量表共10個(gè)題項(xiàng), 包括“如果我盡力去做的話, 我總是能夠解決問(wèn)題的”“即使別人反對(duì)我, 我仍有辦法取得我所要的”“對(duì)我來(lái)說(shuō), 堅(jiān)持理想和達(dá)成目標(biāo)是輕而易舉的”等。
5. 個(gè)體工作幸福感 (Iwwb) 。
關(guān)于工作幸福感的內(nèi)涵存在享樂(lè)論、實(shí)現(xiàn)論和整合論三種觀點(diǎn)。綜合享樂(lè)論和實(shí)現(xiàn)論的觀點(diǎn), 工作幸福感是在工作場(chǎng)所體驗(yàn)的積極情感和有目的的心理狀態(tài) (王佳藝和胡安安, 2006) 。該變量的測(cè)量采用許娟 (2012) 檢驗(yàn)過(guò)的工作幸福感量表, 該量表綜合了Ryff (1989) 的工作幸福感 (實(shí)現(xiàn)論) 量表和Horn (2004) 的心理幸福感 (享樂(lè)論) 量表, 共24個(gè)題項(xiàng), 包含情緒 (2個(gè)條目) 、動(dòng)機(jī) (8個(gè)條目) 、社會(huì)性 (5個(gè)條目) 、組織支持感 (7個(gè)條目) 、總體幸福感 (2個(gè)條目) 5個(gè)維度。驗(yàn)證性因子分析顯示, 五因子模型的擬合指數(shù)為:χ2 (75) =172.331, χ2/df=2.798, NFI=0.960, TLI=0.912, CFI=0.976, RMSEA=0.061, 表明擬合效果較好。
6. 集體工作幸福感 (Cwwb) 。
集體工作幸福感描述群體層面現(xiàn)象, 指工作群體作為一個(gè)整體所體驗(yàn)的積極情感和自我實(shí)現(xiàn)的程度。集體工作幸福感采用直接共識(shí)法, 由來(lái)自同一家企業(yè)員工的個(gè)體工作幸福感聚合而成。本研究采用組內(nèi)一致性γwg、組內(nèi)相關(guān)性ICC (1) 和ICC (2) 3個(gè)常用指標(biāo)檢驗(yàn)聚合的可行性, 結(jié)果顯示:γwg=0.972, ICC (1) =0.464, ICC (2) =0.984, 并且組間和組內(nèi)方差之間有顯著差異 (F=5.199, p<0.001) 。這些指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果支持?jǐn)?shù)據(jù)聚合的合適性。
(三) 信效度分析
采用SPSS22.0對(duì)各變量量表的信度進(jìn)行檢驗(yàn), 支持性人力資源管理、組織主人翁氛圍、組織認(rèn)同、自我效能感、個(gè)體工作幸福感的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.920、0.972、0.911、0.958、0.924, 表明這些變量具有非常高的信度。
為了確保數(shù)據(jù)有良好的區(qū)分效度, 采用AMOS6.0對(duì)支持性人力資源管理、組織主人翁氛圍、組織認(rèn)同、自我效能感、個(gè)體工作幸福感進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。結(jié)果 (見(jiàn)表1) 顯示:五因子模型的擬合效果 (χ2/df=2.145<3, NFI=0.883, TLI=0.902>0.90, CFI=0.931>0.90, RMSEA=0.058<0.08) 在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上顯著優(yōu)于其他嵌套模型, 并且在可接受的水平內(nèi)。這表明支持性人力資源管理、組織主人翁氛圍、組織認(rèn)同、自我效能感、個(gè)體工作幸福感有良好的區(qū)分效度。
表1 驗(yàn)證性因子分析     下載原表
表1 驗(yàn)證性因子分析
注:Δχ2均是與假設(shè)的因子模型相比的結(jié)果, ***表示p<0.001。
本研究的數(shù)據(jù)從主管及員工處收集, 不同的來(lái)源在一定程度上緩解了共同方法偏差問(wèn)題。為了檢驗(yàn)本研究是否存在嚴(yán)重的共同方法偏差, 針對(duì)組織認(rèn)同、自我效能感、個(gè)體工作幸福感實(shí)施Harman單因子檢驗(yàn)。結(jié)果顯示:單因子模型的擬合效果差 (χ2/df=3.954, TLI=0.780, NFI=0.802, CFI=0.812, RMSEA=0.102) , 三因子模型的擬合效果最好 (χ2/df=2.871, TLI=0.880, NFI=0.945, CFI=0.962, RMSEA=0.074) 。這說(shuō)明本研究的共同方法偏差不嚴(yán)重, 在可控水平內(nèi)。
四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)
表2列出了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。其中, 支持性人力資源管理與組織認(rèn)同 (r=0.292, p<0.01) 、自我效能感 (r=0.438, p<0.01) 、組織主人翁氛圍 (r=0.628, p<0.01) 、個(gè)體工作幸福感 (r=0.378, p<0.01) 、集體工作幸福感 (r=0.509, p<0.01) 均顯著正相關(guān);個(gè)體工作幸福感與組織認(rèn)同 (r=0.681, p<0.01) 、自我效能感 (r=0.788, p<0.01) 和組織主人翁氛圍 (r=0.321, p<0.01) 均顯著正相關(guān);集體工作幸福感與組織主人翁氛圍 (r=0.435, p<0.01) 顯著正相關(guān)。
表2 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)     下載原表
表2 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)
注:*表示p<0.05, **表示p<0.01 (雙側(cè)檢驗(yàn)) 。
(一) 支持性人力資源管理影響個(gè)體工作幸福感的跨層分析
鑒于變量涉及個(gè)體與組織兩個(gè)層次, 本研究采用多層次線性模型HLM6.0檢驗(yàn)支持性人力資源管理影響個(gè)體工作幸福感的主效應(yīng)和跨層次中介效應(yīng), 分析結(jié)果如表3所示。第一步, 檢驗(yàn)支持性人力資源管理的虛模型8。第二步, 以個(gè)體工作幸福感為因變量, 將個(gè)體層面的控制變量 (性別、婚姻狀況、文化程度和工作經(jīng)驗(yàn)) 和組織層面的控制變量 (企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)成立年限) 輸入回歸方程, 檢驗(yàn)控制變量對(duì)個(gè)體工作幸福感的影響效應(yīng), 如模型9所示。第三步, 以個(gè)體工作幸福感為因變量, 將所有控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 加入回歸方程, 如模型11所示, 支持性人力資源管理對(duì)個(gè)體工作幸福感有顯著的正向影響 (β=0.387, p<0.001) , 假設(shè)1得到驗(yàn)證。第四步, 以組織認(rèn)同為因變量, 將個(gè)體層面的控制變量和組織層面的控制變量輸入回歸方程, 檢驗(yàn)控制變量對(duì)組織認(rèn)同的影響效應(yīng), 如模型2所示。第五步, 以組織認(rèn)同為因變量, 將控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 輸入回歸方程, 檢驗(yàn)自變量對(duì)組織認(rèn)同的主效應(yīng), 如模型3所示, 支持性人力資源管理與組織認(rèn)同呈顯著的正相關(guān)關(guān)系 (β=0.662, p<0.01) 。第六步, 以自我效能感為因變量, 將控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 輸入回歸方程, 檢驗(yàn)自變量對(duì)自我效能感的主效應(yīng), 如模型6所示, 支持性人力資源管理與自我效能感呈顯著的正相關(guān)關(guān)系 (β=0.656, p<0.001) 。第七步, 以組織主人翁氛圍為因變量, 將組織層面的控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 輸入回歸方程, 檢驗(yàn)自變量對(duì)組織主人翁氛圍的主效應(yīng), 如模型7所示, 支持性人力資源管理與組織主人翁氛圍呈顯著的正相關(guān)關(guān)系 (β=0.604, p<0.001) 。第八步, 以個(gè)體工作幸福感為因變量, 將控制變量和中介變量 (組織認(rèn)同、自我效能感、組織主人翁氛圍) 輸入回歸方程, 檢驗(yàn)中介變量對(duì)個(gè)體工作幸福感的影響, 如模型10所示, 組織認(rèn)同、自我效能感分別與個(gè)體工作幸福感呈顯著的正相關(guān)關(guān)系, 然而組織主人翁氛圍與個(gè)體工作幸福感的回歸系數(shù)并不顯著。第九步, 以個(gè)體工作幸福感為因變量, 將所有控制變量、自變量和中介變量輸入回歸方程, 如模型12所示, 支持性人力資源管理對(duì)個(gè)體工作幸福感的影響變得不再顯著 (β=0.130, p>0.05) , 但是, 組織認(rèn)同、自我效能感對(duì)個(gè)體工作幸福感的回歸系數(shù)是顯著的, 組織主人翁氛圍對(duì)個(gè)體工作幸福感的回歸系數(shù)依然是不顯著的, 這說(shuō)明組織認(rèn)同和自我效能感在支持性人力資源管理影響個(gè)體工作幸福感的關(guān)系之中發(fā)揮完全中介作用。因此, 假設(shè)5和假設(shè)6得到驗(yàn)證, 假設(shè)4沒(méi)有得到數(shù)據(jù)的支持。
表3 支持性人力資源管理影響個(gè)體工作幸福感的跨層分析     下載原表
表3 支持性人力資源管理影響個(gè)體工作幸福感的跨層分析
注:*表示p<0.05, **表示p<0.01, ***表示p<0.001。
(二) 支持性人力資源管理影響集體工作幸福感的回歸分析
以企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成立年限為控制變量, 支持性人力資源管理為自變量, 集體工作幸福感為因變量, 組織主人翁氛圍為中介變量, 進(jìn)行多元線性回歸分析, 如表4所示。第一步, 以集體工作幸福感為因變量, 將控制變量輸入回歸方程, 檢驗(yàn)控制變量對(duì)集體工作幸福感的影響效應(yīng), 如模型3所示。第二步, 將控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 輸入回歸方程, 檢驗(yàn)自變量對(duì)集體工作幸福感的主效應(yīng), 如模型5所示, 支持性人力資源管理與集體工作幸福感呈顯著的正相關(guān)關(guān)系 (β=0.521, p<0.001) 。因此, 假設(shè)2得到驗(yàn)證。第三步, 以組織主人翁氛圍為因變量, 將控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 輸入回歸方程, 如模型2所示, 支持性人力資源管理與組織主人翁氛圍呈顯著的正相關(guān)關(guān)系 (β=0.604, p<0.001) 。第四步, 以集體工作幸福感為因變量, 將控制變量和中介變量 (組織主人翁氛圍) 輸入回歸方程, 如模型4所示, 組織主人翁氛圍影響集體工作幸福感的回歸模型F值為34.588 (p<0.001) , 標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為0.441 (p<0.001) , 達(dá)到顯著水平。第五步, 以集體工作幸福感為因變量, 將控制變量、自變量 (支持性人力資源管理) 和中介變量 (組織主人翁氛圍) 同時(shí)輸入回歸方程, 如模型6所示, 支持性人力資源管理影響集體工作幸福感的回歸系數(shù)從模型5中的0.521 (p<0.001) 下降到模型6中的0.437 (p<0.001) , 系數(shù)減少0.094, 并且組織主人翁氛圍的回歸系數(shù)是顯著的 (β=0.133, p<0.05) 。這說(shuō)明支持性人力資源管理對(duì)集體工作幸福感的直接影響強(qiáng)度下降是由組織主人翁氛圍的部分中介作用所致, 假設(shè)3得到驗(yàn)證。
表4 支持性人力資源管理影響集體工作幸福感的回歸分析     下載原表
表4 支持性人力資源管理影響集體工作幸福感的回歸分析
注:*表示p<0.05, **表示p<0.01, ***表示p<0.001。
五、研究結(jié)論、管理啟示與研究展望
(一) 研究結(jié)論與討論
1. 支持性人力資源管理對(duì)個(gè)體工作幸福感和集體工作幸福感均有正向影響。
這一研究結(jié)論驗(yàn)證了人力資源管理對(duì)工作幸福感的積極效應(yīng), 是對(duì)前人研究結(jié)論的再次補(bǔ)充。支持性人力資源管理強(qiáng)調(diào)給予員工組織支持資源, 與績(jī)效導(dǎo)向型人力資源管理 (如高績(jī)效工作系統(tǒng)、創(chuàng)新導(dǎo)向型人力資源管理) 存在本質(zhì)差異, 支持性人力資源管理不但包含職業(yè)發(fā)展和培訓(xùn)等與高績(jī)效工作系統(tǒng)類似的維度, 而且包含工作保障、工作環(huán)境改善、員工薪酬、員工福利、員工關(guān)懷計(jì)劃等, 這些能夠?yàn)閱T工提供實(shí)實(shí)在在的“獲得”。因此, 與高績(jī)效工作系統(tǒng)或普適性人力資源管理相比, 支持性人力資源管理更能促進(jìn)員工工作幸福感的提升。集體工作幸福感是從支持性人力資源管理整體中獲得的, 而不是由其各項(xiàng)人力資源管理實(shí)踐分開(kāi)來(lái)喚醒的。
2. 支持性人力資源管理只有被員工認(rèn)知后喚醒組織認(rèn)同和自我效能感, 才能影響個(gè)體工作幸福感。
支持性人力資源管理是從組織支持發(fā)展而來(lái)的, 作為組織的管理工具之一, 會(huì)影響員工對(duì)組織和對(duì)自己的認(rèn)知。組織認(rèn)同是員工對(duì)從屬于某個(gè)組織或與組織同一性的認(rèn)知, 自我效能感則是員工對(duì)自己的認(rèn)知。本研究發(fā)現(xiàn):支持性人力資源管理能通過(guò)喚醒組織認(rèn)同和自我效能感, 而影響員工的個(gè)體工作幸福感。因此, 組織除了提高支持性人力資源管理的實(shí)施強(qiáng)度之外, 尤其要注重喚醒員工的組織認(rèn)同和自我效能感, 這樣才能提升員工的個(gè)體工作幸福感。
3. 支持性人力資源管理通過(guò)組織主人翁氛圍的部分中介僅對(duì)集體工作幸福感產(chǎn)生影響, 并不影響個(gè)體工作幸福感。
對(duì)來(lái)自集體主義或個(gè)人主義文化背景的個(gè)體來(lái)說(shuō), 工作幸福感的根源會(huì)因?yàn)槲幕牟煌嬖诓町?。其? 在集體主義文化中, 工作幸福感的根源是關(guān)系和諧、任務(wù)完成和期望實(shí)現(xiàn)等相關(guān)因素;在個(gè)人主義文化中, 工作幸福感的根源則涉及自豪感和目標(biāo)達(dá)成等相關(guān)因素 (Huebner等, 2001) 。強(qiáng)調(diào)“學(xué)習(xí)進(jìn)取、敬業(yè)奉獻(xiàn)、忠誠(chéng)正直、樂(lè)于助人、人際和諧、顧全大局”的組織主人翁氛圍正好與集體主義文化中的幸福感根源相契合。因此, 支持性人力資源管理能夠通過(guò)培育組織主人翁氛圍而喚醒員工的集體工作幸福感。但是, 長(zhǎng)期以來(lái), 中國(guó)人存在攀比心理, 喜歡通過(guò)“勝過(guò)”別人來(lái)彰顯自我的不同, 進(jìn)而獲取自我心理滿足。依據(jù)社會(huì)比較理論, 個(gè)體的工作幸福感主要來(lái)自比較, 由周圍的環(huán)境所決定的, 這與攀比心理存在天然的契合。隨著支持性人力資源管理的實(shí)施, 組織主人翁氛圍促進(jìn)了所有員工整體工作幸福水平的提升。個(gè)體的工作幸福感隨著周邊人群幸福水平的提升而水漲船高, 自然難以形成優(yōu)越感。因此, 支持性人力資源管理通過(guò)組織主人翁氛圍并不能喚醒個(gè)體的工作幸福感。
(二) 管理啟示
1. 管理者實(shí)施支持性人力資源管理不但要提供實(shí)實(shí)在在的有形“獲得”, 而且要營(yíng)造主人翁組織氛圍, 以維系集體工作幸福感的“水漲船高”。
工作幸福既不是一成不變的, 也不是一蹴而就的, 需要有形投入和無(wú)形投入來(lái)維系。因此, 實(shí)施支持性人力資源管理不能空喊口號(hào), 而要真真切切惠及廣大員工, 實(shí)實(shí)在在的有形獲得必然帶來(lái)集體工作幸福感。當(dāng)然, 隨著集體工作幸福感的提升, 維系幸福感的有形投入在一定程度上也會(huì)跟著水漲船高。但是, 管理者通過(guò)支持性人力資源管理提供實(shí)實(shí)在在的有形投入, 將企業(yè)的關(guān)懷傳遞給所有員工, 員工心理上就會(huì)把企業(yè)當(dāng)作自己的“家”, 進(jìn)而逐步形成“家”文化氛圍。只有“家”文化如春雨般浸潤(rùn)員工的心理感受, 使員工產(chǎn)生歸屬感與成就感, 才能在潛移默化中維系水漲船高式的集體工作幸福感。
2. 支持性人力資源管理只有被轉(zhuǎn)化成員工的獲得感, 才能促進(jìn)個(gè)體的工作幸福感。
對(duì)于個(gè)體來(lái)說(shuō), 獲得感是工作幸福感的重要前提, 工作幸福感是獲得的重要目的, 獲得感帶來(lái)的影響甚至比實(shí)際獲得對(duì)個(gè)體工作幸福感的影響更大。個(gè)體工作幸福感不會(huì)憑空而來(lái), 需要有更多獲得感來(lái)轉(zhuǎn)化。獲得感也不會(huì)從天而降, 它源自于企業(yè)實(shí)施實(shí)實(shí)在在的支持性人力資源管理。當(dāng)然, “獲得感”包含“給”與“得”的意義建構(gòu)過(guò)程, 關(guān)注個(gè)體對(duì)有形給予的主觀解釋, 涵蓋“歸屬感”“榮譽(yù)感”和“成就感”。對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō), 要改變單純通過(guò)實(shí)施支持性人力資源管理的“給予”就一定要馬上見(jiàn)效的急功近利心態(tài), 要更關(guān)注員工對(duì)“得到”的主觀感知。尤其是組織認(rèn)同和自我效能感是員工工作幸福管理中的重要中介, 應(yīng)該受到組織的重視。一方面, 組織認(rèn)同是員工在實(shí)實(shí)在在的獲得基礎(chǔ)上形成的“被尊重”“受重視”的歸屬感, 能夠提升個(gè)體的工作幸福感。進(jìn)入人力資本時(shí)代, 未來(lái)的組織是事業(yè)合伙人的平臺(tái), 員工被視為合伙人, 其工作幸福感根源于對(duì)企業(yè)文化、價(jià)值觀和平臺(tái)事業(yè)的認(rèn)同。因此, 管理者可以有針對(duì)性地實(shí)施支持性人力資源管理來(lái)增強(qiáng)員工的組織認(rèn)同, 例如鼓勵(lì)員工參與管理、構(gòu)建溫馨的組織文化、注重員工自身價(jià)值的實(shí)現(xiàn)等。另一方面, 自我效能感是員工在獲得之后成就感增強(qiáng)的表現(xiàn)之一, 可以喚醒個(gè)體工作幸福感。組織可以開(kāi)展有針對(duì)性的支持性人力資源管理來(lái)喚醒員工的自我效能感, 例如在員工招聘中注意應(yīng)聘者過(guò)往是否具有成功的工作經(jīng)驗(yàn), 在新員工培訓(xùn)中注重培養(yǎng)員工的自信心, 在日常管理中適時(shí)運(yùn)用積極反饋、社會(huì)認(rèn)可和心理輔導(dǎo)等, 以增強(qiáng)員工的個(gè)體工作幸福感。
(三) 研究局限與展望
本研究的局限之處在于:第一, 盡管本研究采取配對(duì)法采集數(shù)據(jù), 盡力確保數(shù)據(jù)不同源, 但是得到的橫截面數(shù)據(jù)仍然可能導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果的說(shuō)服力較為有限。第二, 本研究將支持性人力資源管理設(shè)定為一個(gè)整體變量來(lái)進(jìn)行研究, 沒(méi)有檢驗(yàn)其所包含的各項(xiàng)實(shí)踐活動(dòng)及其內(nèi)部匹配是如何影響工作幸福感的, 這可能制約相關(guān)結(jié)論對(duì)企業(yè)的指導(dǎo)價(jià)值。未來(lái)的研究可以從以下幾點(diǎn)著手:第一, 多時(shí)點(diǎn)收集縱向數(shù)據(jù), 將支持性人力資源管理影響員工工作幸福的研究轉(zhuǎn)化為長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)的追蹤研究, 從而得出更可靠、能更好地解釋支持性人力資源管理與工作幸福感之間內(nèi)在關(guān)聯(lián)機(jī)理的研究結(jié)論;第二, 繼續(xù)拓寬思路尋找支持性人力資源管理影響集體工作幸福感的其他中介變量, 通過(guò)質(zhì)化研究和案例研究挖掘其他潛在變量, 并采用大樣本數(shù)據(jù)加以檢驗(yàn);第三, 檢驗(yàn)支持性人力資源管理各實(shí)踐活動(dòng)的內(nèi)部匹配對(duì)個(gè)體工作幸福感的影響, 并引入個(gè)體特征作為調(diào)節(jié)變量, 揭示相關(guān)影響機(jī)制及作用邊界。
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