人一组织价值观匹配、工作满意和离职倾向(2)

　　此外，Jansen和Kristof-Brown（2006）指出，人们是和工作环境的多个维度同时嵌套的（simultane-ouslynested），而并非只对工作环境的某一方面作出反应。根据这种“嵌套”观点，很多由匹配导致的态度和行为不能简单地归因于个体和环境某一单个方面特征的匹配或不匹配，而是对个人和环境多方面匹配评估的反应。因此，价值观匹配和要求一能力匹配作为人一组织匹配的两个不同维度，在对离职倾向产生影响时，可能存在交互作用。我们预期，要求一能力匹配水平较低的员工倾向于关注自身能力的提高或寻求与自身能力更为匹配的工作，对于价值观匹配的关注程度较低，价值观匹配和离职倾向间的相关性较弱；而要求一能力匹配水平较高的员工则会将更多的注意力放在价值观匹配上，价值观匹配和离职倾向间的相关性较强。

　　根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第三、第四个假设：

　　假设3：要求一能力匹配与离职倾向负相关。

　　假设4：要求一能力匹配对价值观匹配与离职倾向间的关系起到调节作用。

　　本研究假设模型如图1所示。

　　三、研究方法

　　1.样本和程序

　　利用研究者的社会关系，采用方便抽样技术，通过问卷调查收集实证数据。调查对象为位于上海、福建、安徽、河南等地多家企业中的全日制员工。在样本选取上，考虑选择处于不同经济发达程度和地理区域、不同行业及不同性质的企业，以保证样本具有较好的代表性。

　　调查问卷包括人一组织价值观匹配问卷、工作满意问卷、要求一能力匹配问卷、离职倾向问卷以及有关人口统计学特征和企业特征的问题。施测时，由研究者在取得企业总经理或部门负责人同意后，亲自到工作现场采集数据，或者委托企业人力资源管理部门的工作人员或部门负责人以同样的方法施测。具体过程为：在说明来意和研究意图后，将问卷和空白信封依次发放给调查对象，并口头讲述指导语；填答完毕后，将匿名填写的问卷密封在空白信封中，当场回收。共向500位员工发放问卷，回收387份，回收率为77.4%。剔除漏项填答较多、题项选答过于一致等的问卷后，剩余的有效问卷为328份，有效回收率为65.6%。参与问卷调查个体的人口统计学特征和所在企业特征如表1所示。其中，女性略多于男性；91.5%的个体年龄在40岁以下；74.7%的个体拥有大专及以上学历；81.7%的个体为基层员工；样本在各个行业均有分布，但以金融、投资、咨询行业居多；83。3%的个体分布在民营企业、中外合资企业或外商独资企业。

　　随后，运用验证性因子分析法对各量表的信度和效度进行了检验；运用相关分析、层次回归分析和路径分析等方法和技术，对研究假设进行了检验。用到的统计分析软件为SPSSl7.0和AMOS7.0。

　　2.变量测量

　　（1）采用Cable和DeRue（2002）的3条目人一组织价值观匹配量表来测量人一组织价值观匹配。该量表在Cable和DeRue（2002）研究中的克隆巴赫系数为0.91（单一企业样本）和0.92（多企业样本）。该量表已有中文版本，被用于中国情境下的实证研究，其克隆巴赫系数约为0.90，并具有较好的构念效度和效标关联效度（Liu，Liu&Hu，2010）。

　　（2）采用由Abdel-Halim（1981）编制的5条目能力一工作匹配量表来测量要求一能力匹配。该量表在Abdel-Halim（1981）研究中的克隆巴赫系数为0.80。该量表已有中文版本，被用于中国情境下的实证研究，其克隆巴赫系数约为0.73，并具有较好的构念效度和效标关联效度（Xie，1996）。

　　（3）采用Kennedy（2005）编制的3条目工作满意量表来测量工作满意。该量表在Kennedy（2005）研究中的克隆巴赫系数为0.83，并具有较好的构念效度和效标关联效度。该量表为英文量表，我们对其进行了翻译和回译，以保证重要的概念均被包括在内。

　　（4）采用Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）编制的3条目离职倾向量表来测量离职倾向。该量表在Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）研究中的克隆巴赫系数为0.85。该量表已被用于中国情境下的研究，其克隆巴赫系数约为0.72～0.79，并具有较好的构念效度和效标关联效度（张一弛，梁钧平和刘鹏等人，2005；任润，张一弛，刘超飞等人，2011）。任润、张一弛、刘超飞等人（2011）提供了该量表的中文版本，我们用该中文版离职倾向量表施测。

　　所有量表均采用李克特7点量尺进行计分，1代表“强烈不同意”，7代表“强烈同意”。

　　四、研究结果

　　1.各量表的信度和效度

　　运用AMOS7.0软件对各变量进行验证性因子分析和信度、效度检验。由于价值观匹配问卷和要求一能力匹配问卷测量的是人一组织匹配的两个不同方面，工作满意问卷和离职倾向问卷测量的都是工作态度，因此，我们构建了1个四因子模型、2个三因子模型、1个二因子模型和1个单因子模型，来检验各测量变量的区分效度。分析结果如表2所示。由该表可见，四因子模型的自由度大于其他各模型，而卡方值小于其他各模型，表明该模型与数据拟合得更好。四因子模型的各项拟合指标均达到良好标准（卡方自由度比值介于1～3，RMSEA<0.08，GFI、CFI和TLI均>0.90），表明问卷测量到了四个不同的变量，各测量变量具有较好的区分效度。

　　该四因子模型中，各变量测量条目的因子负荷、平均方差抽取值和组合信度如表3所示。其中，除要求一能力匹配有一个条目（DAFl）的因子负荷较低外，其余各条目的因子负荷均介于0.589～0.904之间，且所有因子负荷均在0.001水平上显著，表明各变量具有较好的聚合效度。除要求一能力匹配变量的平均方差抽取值略低于0.50外，其余三个变量的平均方差抽取值均大于0.50。各变量的组合信度介于0.78～0.89，均大于0.70，表明信度良好。

　　运用SPSS17.0软件对数据进行描述性统计分析，结果如表4所示。由该表可见，各变量两两之间均在0.01水平上显著相关；各量表的克隆巴赫系数均大于0.70，表明各量表条目的内部一致性较好。

　　综上，认为价值观匹配、要求一能力匹配、工作满意和离职倾向这四个变量具有较好的信度和效度，可用于后续分析。

　　2.价值观匹配对离职倾向的影响

　　由表4可见，价值观匹配和离职倾向显著负相关。在考虑员工年龄、性别和受教育程度等控制变量的影响下，采用层次回归分析法检验假设1。这些控制变量类型均为类别变量，因此，先将其转换为虚拟变量。多重共线性分析表明，方差膨胀因子（VIF）在1.066～2.703之间，均小于10，表明变量间不存在多重共线性问题。分析结果如表5所示。由该表可见，在控制了有关变量的影响后，价值观匹配能显著增加离职倾向变异28.5%的解释量，因此，假设1受到了支持。

　　3.工作满意的中介作用

　　由表4可见，价值观匹配和工作满意、工作满意和离职倾向均显著相关，故检验假设2的前提条件得到满足。为检验假设2，利用结构方程建模技术中的路径分析法进行了一系列嵌套模型测试，分析结果如表6所示。其中，模型1是完全中介模型，为基准模型，路径是从价值观匹配到工作满意，再从工作满意到离职倾向。模型2是部分中介模型，路径是从价值观匹配到工作满意，再从工作满意到离职倾向，以及从价值观匹配到离职倾向。模型3是直接作用模型，价值观匹配分别直接作用于工作满意和离职倾向。

　　由表6可见，模型1拟合指标中的X2/df（介于1～3之间）、RMSEA（<0.08）、GFI、CFI、TLI（>0.90）均达到拟合良好标准。这些指标均优于模型2和3的相应拟合指标，且模型1和模型2、3的卡方差异值在0.01水平上达到显著。综之，认为模型1和实证数据拟合良好，为最佳匹配模型，即工作满意对价值观匹配和离职倾向之间的关系起到了完全中介作用。因此，假设2受到了支持。

　　4.要求一能力匹配的影响和调节作用

　　由表4可见，要求一能力匹配和离职倾向显著负相关。在考虑员工年龄、性别、受教育程度等控制变量的影响下，采用层次回归分析法检验假设3。多重共线性分析表明，方差膨胀因子（VIF）在1.054～2.697之间，均小于10，表明变量间不存在多重共线性问题。分析结果如表7所示。由该表可见，在控制了有关变量的影响后，要求一能力匹配能显著增加离职倾向变异11.1%的解释量。因此，假设3受到了支持。

　　利用层次回归分析法对假设4进行检验，控制变量、价值观匹配、要求一能力匹配、价值观匹配和要求一能力匹配的交互作用项依次进入回归方程。分析结果如表8所示。由该表可见，当价值观匹配和要求一能力匹配的交互作用项进入方程后，离职倾向可被解释的变异没有显著增加，说明要求一能力匹配没有对价值观匹配和离职倾向之间的关系起到调节作用。因此，假设4没有受到支持。

　　本文旨在探讨人一组织价值观匹配对个体离职倾向的作用和作用机制。研究发现：（1）价值观匹配和离职倾向存在显著负相关关系；（2）工作满意对价值观匹配和离职倾向间的关系起到完全中介作用；（3）要求一能力匹配和离职倾向显著负相关，对价值观匹配和离职倾向间的关系没有调节作用。