■ 宋邱惠 孫勇 喬琴 程燕林

1.中國(guó)科學(xué)院科技戰(zhàn)略咨詢研究院 北京 100190

2.中國(guó)科學(xué)院大學(xué)公共政策與管理學(xué)院 北京 100190

0 引言

員工離職問(wèn)題一直是各行各業(yè)管理者重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題，有效控制員工離職行為是企業(yè)持續(xù)健康穩(wěn)定發(fā)展的基礎(chǔ)。因此，作為離職行為最佳的預(yù)測(cè)變量——離職意愿受到學(xué)術(shù)界越來(lái)越多的關(guān)注。Hom 等人[1]、Lee 和Ha-Brookshire[2]都對(duì)離職意愿進(jìn)行了專(zhuān)業(yè)化論述。本研究將離職意愿定義為員工有主動(dòng)離職想法，但并未實(shí)施離職行為。根據(jù)資源保存（Conservation of Resources,COR）理論，員工產(chǎn)生的工作壓力和情感失衡，會(huì)導(dǎo)致離職意愿[3]。壓力知覺(jué)是壓力在個(gè)體層面的一種具體表現(xiàn)形式，它指?jìng)€(gè)體感受到刺激事件的威脅時(shí)所表現(xiàn)出來(lái)的緊張感和不適感[4]，對(duì)員工個(gè)體層面的離職意愿有直接作用。因此，研究壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿的影響有重要意義。

通過(guò)文獻(xiàn)回顧，已有研究關(guān)注壓力與離職行為之間的關(guān)系，以及壓力對(duì)離職行為的作用機(jī)制，但是關(guān)于壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿的作用機(jī)制學(xué)術(shù)界仍未形成定論，需要更多理論分析和實(shí)證分析進(jìn)行驗(yàn)證。國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究可以劃分為兩類(lèi)。（1）壓力與離職行為之間的研究，都指出壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿產(chǎn)生作用。Applebaum 等人[5]指出工作環(huán)境會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生不同程度的壓力，影響個(gè)體工作滿意度和離職決策。李晴蕾和王懷勇[6]通過(guò)對(duì)以往文獻(xiàn)的回顧指出當(dāng)員工感知到自身角色壓力超載時(shí)，會(huì)間接影響離職行為決策。張娟等人[7]指出壓力知覺(jué)對(duì)留職意愿有很大影響。于喚洲和劉杰[8]研究了企業(yè)員工的壓力知覺(jué)、人際溝通能力與離職傾向的關(guān)系。（2）一般意義上的壓力與離職行為之間關(guān)系及其作用機(jī)制研究中，指出組織支持感、職業(yè)認(rèn)同、自我效能感等變量在其中發(fā)揮著重要作用。Chun 和Soon 對(duì)韓國(guó)各衛(wèi)生保健機(jī)構(gòu)的257 名職業(yè)治療師進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)職業(yè)壓力與離職意向的關(guān)系中，組織支持感起著調(diào)節(jié)作用[9]。王滔和武海棟[10]對(duì)113 名特殊教育教師開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)特殊教育教師的職業(yè)壓力通過(guò)職業(yè)認(rèn)同影響離職意向。黎耀奇等[11]人采用多元回歸的分析方法對(duì)329 名旅游從業(yè)者開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查,發(fā)現(xiàn)自我效能感能更好地調(diào)節(jié)人際關(guān)系壓力與離職意愿之間的關(guān)系。值得注意的是，已有研究在指出壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿產(chǎn)生影響的同時(shí)，自我效能感在壓力與離職意愿關(guān)系中不僅起著調(diào)節(jié)作用，還起著中介作用[12]，但相關(guān)研究較少。而情緒調(diào)節(jié)自我效能感是個(gè)體在情緒管理方面的自我效能感[13]，會(huì)影響個(gè)體的行為選擇[14]。而對(duì)于情緒調(diào)節(jié)自我效能感是否在壓力知覺(jué)與離職意愿之間發(fā)揮中介效應(yīng)有待進(jìn)一步探討。通常，個(gè)體在組織環(huán)境層面獲得的個(gè)體資源因素能調(diào)節(jié)個(gè)體的身心狀態(tài)。職場(chǎng)友誼是個(gè)體在組織層面人際溝通好壞的重要體現(xiàn)，是辦公環(huán)境下同事之間建立起來(lái)的伙伴友誼。以往職場(chǎng)友誼的研究更多是對(duì)行為結(jié)果的探討，如竇璐[15]提出職場(chǎng)友誼能顯著降低員工的離職意愿。而對(duì)于職場(chǎng)友誼在壓力知覺(jué)與情緒調(diào)節(jié)自我效能感之間是如何發(fā)揮作用的研究較少。

創(chuàng)業(yè)企業(yè)是高成長(zhǎng)性與高風(fēng)險(xiǎn)性并存的創(chuàng)新型企業(yè)，穩(wěn)定的人才隊(duì)伍是是創(chuàng)業(yè)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，因此開(kāi)展壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿的作用機(jī)制研究對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)人力資源管理和留住人才具有十分重要的意義。本研究基于以上研究進(jìn)展和問(wèn)題的綜合分析，以社會(huì)認(rèn)知理論和資源保存理論為基礎(chǔ)，創(chuàng)新性地引入情緒調(diào)節(jié)自我效能感和職場(chǎng)友誼這兩個(gè)變量，提出一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查方式采集數(shù)據(jù)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證理論假設(shè)的合理性，研究結(jié)果能為職工心理調(diào)節(jié)自愈能力的培養(yǎng)和單位組織環(huán)境建設(shè)，減少企業(yè)人力資源管理風(fēng)險(xiǎn)提供參考。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 壓力知覺(jué)與離職意愿

社會(huì)認(rèn)知理論（Social recognition theory）提出個(gè)人、環(huán)境和行為3個(gè)因素相互作用、相互影響，其中個(gè)人的認(rèn)知水平可以影響其行為反應(yīng)[16]。也可以說(shuō)，在一定情景事件刺激下，個(gè)體會(huì)結(jié)合自身的承受能力對(duì)感知到的壓力進(jìn)行影響度的評(píng)估，做出適當(dāng)行為決策。大量研究揭示壓力對(duì)離職意向具有顯著正向影響。姚柱和張顯春[17]指出個(gè)體體會(huì)到的時(shí)間壓力對(duì)員工的離職傾向性有顯著正向預(yù)測(cè)作用。王笑天等人[18]指出制造業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的一線員工體驗(yàn)到工作環(huán)境壓力時(shí)會(huì)對(duì)其離職意向產(chǎn)生顯著正向影響。而對(duì)于壓力知覺(jué)的研究結(jié)果顯示其對(duì)離職意愿具有顯著影響。Steinheider 等人[19]通過(guò)對(duì)社會(huì)服務(wù)機(jī)構(gòu)中41 名工作人員的調(diào)查發(fā)現(xiàn)他們會(huì)有更多高水平的壓力知覺(jué)，更可能降低工作投入，增加流動(dòng)率。孫配貞等人[20]調(diào)查了463名中小型高新技術(shù)企業(yè)員工發(fā)現(xiàn)他們的壓力知覺(jué)（失控感、緊張感）對(duì)離職傾向具有顯著正向預(yù)測(cè)作用?；谏鲜龇治觯狙芯刻岢鋈缦录僭O(shè)：

H1：壓力知覺(jué)對(duì)離職具有顯著正向影響。

1.2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用

雖然壓力對(duì)離職意愿的影響已被證實(shí)，但很少有研究深入分析壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿的深層次作用機(jī)制。本研究引入情緒調(diào)節(jié)自我效能感來(lái)解釋壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿的作用。情緒調(diào)節(jié)自我效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身情緒狀態(tài)調(diào)節(jié)的一種自信程度[21]。通常，在一定壓力情景刺激下，個(gè)體感知到壓力很大時(shí)，往往會(huì)經(jīng)受焦慮、恐慌和抑郁等情緒困擾[22-23]，情緒調(diào)節(jié)自我效能感隨之降低，導(dǎo)致工作效率低下，影響組織行為結(jié)果。相反地，若個(gè)體感知判斷壓力不大時(shí)，不會(huì)陷入焦慮、恐慌和抑郁情緒中，積極情緒自我調(diào)節(jié)效能感發(fā)揮作用，工作效率維持或持續(xù)上升，產(chǎn)生積極行為結(jié)果。王永麗等人[24]基于信號(hào)傳遞理論發(fā)現(xiàn)工作壓力越大，個(gè)體積極情緒越少，自我效能感越低。Santos[25]采用滾雪球抽樣策略邀請(qǐng)60名護(hù)理專(zhuān)業(yè)人員開(kāi)展研究發(fā)現(xiàn)，承擔(dān)過(guò)重的責(zé)任會(huì)導(dǎo)致壓力和倦怠水平較高，隨之自我效能感水平較低。因此，壓力知覺(jué)可能會(huì)對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感產(chǎn)生負(fù)向影響。

情緒調(diào)節(jié)自我效能感可能對(duì)離職行為具有重要影響。良好的情緒調(diào)節(jié)能力有利于調(diào)節(jié)不良情緒的困擾，促使其采取積極的行為反應(yīng)。相反，情緒調(diào)節(jié)能力較低的話，則會(huì)被不良情緒困擾，產(chǎn)生職業(yè)倦怠，甚至離職行為。Hsieh 等人[26]指出自我效能感與離職意愿負(fù)相關(guān)。Fallatah 等人[27]指出職業(yè)應(yīng)對(duì)自我效能感對(duì)護(hù)士離職意愿有負(fù)向影響。王穎和劉莎莎[28]提出自我效能感與離職意圖之間呈現(xiàn)負(fù)向影響關(guān)系。而情緒調(diào)節(jié)自我效能感是自我效能感在情緒控制上的體現(xiàn)，可推測(cè)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感也可能會(huì)對(duì)個(gè)體的離職行為產(chǎn)生負(fù)向影響。

根據(jù)上述推論，情緒調(diào)節(jié)自我效能感可能會(huì)在壓力知覺(jué)與離職意愿之間發(fā)揮重要作用。Yan 等人[29]提出較高感知壓力與諸如恐懼、強(qiáng)迫焦慮、抑郁等情緒困擾相關(guān)。而情緒調(diào)節(jié)自我效能感是在情緒控制方面的能力。根據(jù)資源保存理論提出個(gè)體會(huì)盡力獲得有價(jià)值的資源，如控制與決定權(quán)、工作自主性、自尊等個(gè)體資源，這些資源有助于個(gè)體有效處理問(wèn)題[3]。當(dāng)個(gè)體自身負(fù)能量較多時(shí)，往往也會(huì)導(dǎo)致情緒調(diào)節(jié)自我效能感資源不足以抵抗壓力進(jìn)而做出消極行為反應(yīng)。相反，個(gè)體自身正能量較多時(shí)，往往也會(huì)導(dǎo)致情緒調(diào)節(jié)自我效能感能力變強(qiáng)，做出積極行為反應(yīng)。離職行為是個(gè)體采取的消極應(yīng)對(duì)策略。張凱麗等人[30]指出具有較高自我效能感的個(gè)體在面對(duì)困難和挑戰(zhàn)時(shí)，心理調(diào)節(jié)能力和處理事情能力都較強(qiáng)，較少有離職想法。Mcdonald 和Siegall[31]指出具有較高自我效能感的員工對(duì)待工作和生活都較為積極樂(lè)觀，相應(yīng)的積極應(yīng)對(duì)策略也較多。張哲[32]提出挑戰(zhàn)性-阻斷性壓力事件會(huì)直接影響自我效能感，進(jìn)而對(duì)離職傾向產(chǎn)生影響。結(jié)合以上分析，提出以下假設(shè):

H2:情緒調(diào)節(jié)自我效能感在知覺(jué)壓力與離職意愿之間起中介作用。

1.3 職場(chǎng)友誼的調(diào)節(jié)作用

盡管前文已經(jīng)提到壓力知覺(jué)對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感具有預(yù)測(cè)作用，但其實(shí)現(xiàn)過(guò)程還可能會(huì)受到職場(chǎng)友誼水平影響。職場(chǎng)友誼是人際關(guān)系在職場(chǎng)中的一種特殊表現(xiàn)形式，是能化解壓力的個(gè)體特征資源。根據(jù)資源保存理論，當(dāng)獲得的資源越多，會(huì)對(duì)壓力產(chǎn)生緩沖作用。職場(chǎng)友誼也是一種個(gè)體特征資源。當(dāng)個(gè)體感知到一定的自我壓力，充足的個(gè)體資源會(huì)使個(gè)體感知到的壓力變小，情緒調(diào)節(jié)自我效能感就高。當(dāng)個(gè)體感知到一定的自我壓力，個(gè)體資源不足時(shí)就會(huì)感知到壓力變大，情緒調(diào)節(jié)自我效能感就低。因此，我們推測(cè)職場(chǎng)友誼越高，能降低壓力知覺(jué)。職場(chǎng)友誼越低，更能增加壓力知覺(jué)。同時(shí)，高職場(chǎng)友誼能提高自身調(diào)節(jié)情緒的信心，增強(qiáng)其情緒調(diào)節(jié)自我效能感。低職場(chǎng)友誼會(huì)降低自我調(diào)節(jié)效能感。并且，較高職場(chǎng)友誼會(huì)降低壓力的感知水平，并增強(qiáng)個(gè)體對(duì)情緒調(diào)節(jié)的能力。Wright[33]指出消極情緒環(huán)境和缺乏同事支持容易產(chǎn)生不良情緒，工作中良好的人際關(guān)系可以促進(jìn)員工的情緒健康。Sias[34]指出較差的職場(chǎng)友誼會(huì)增加情緒壓力，自身調(diào)節(jié)能力下降，工作效率低下。結(jié)合以上分析，提出以下假設(shè):

H3:職場(chǎng)友誼調(diào)節(jié)了壓力知覺(jué)與情緒調(diào)節(jié)自我效能感的關(guān)系。職場(chǎng)友誼水平越高，壓力知覺(jué)越低，情緒調(diào)節(jié)自我效能感越高。職場(chǎng)友誼越低，壓力知覺(jué)越高，情緒調(diào)節(jié)自我效能感越低。

H2 與H3 所揭示的關(guān)系進(jìn)一步表現(xiàn)為有調(diào)節(jié)的中介作用:壓力知覺(jué)與離職意愿之間的關(guān)系通過(guò)情緒調(diào)節(jié)自我效能感進(jìn)行傳導(dǎo)，同時(shí)，職場(chǎng)友誼會(huì)對(duì)該傳導(dǎo)機(jī)制產(chǎn)生作用。為更進(jìn)一步探索壓力知覺(jué)對(duì)離職意愿的影響機(jī)制，本研究提出有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)假設(shè):

H4:職場(chǎng)友誼調(diào)節(jié)了情緒調(diào)節(jié)自我效能感在知覺(jué)壓力與離職行為關(guān)系間的中介作用，當(dāng)員工的職場(chǎng)友誼水平較高時(shí)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用會(huì)更加顯著。

結(jié)合上述假設(shè)，本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 本研究理論模型

2 研究方法

2.1 研究樣本

本研究以通過(guò)問(wèn)卷星向企業(yè)員工發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷的方式收集數(shù)據(jù)，共收集到316份有效數(shù)據(jù)，樣本的基本信息為: 就樣本地區(qū)來(lái)源看，北京市占36.1%，上海市占4.4%，武漢市占7.0%，西安市占9.5%，其他占43.0%。就職位來(lái)看，一般員工占62.7%，基層管理者占17.4%，中層管理者占11.4%，高層管理者占2.5%，其他占6.0%。從任期來(lái)看，任職3年及以下的新員工占38.0%，任職4～5年的員工占22.5%，任職6～10年的員工占19.6%，任職10年以上的員工占16.1%，其他占3.8%。就企業(yè)性質(zhì)來(lái)看，國(guó)企或央企占30.4%，私企占37.7%，合資企業(yè)占4.1%，外資企業(yè)占2.8%，其他25%。就行業(yè)類(lèi)型來(lái)看，制造業(yè)占35.1%，金融業(yè)占11.1%，醫(yī)療衛(wèi)生業(yè)占4.7%，房地產(chǎn)業(yè)占3.2%，商業(yè)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)占5.7%，信息與通信服務(wù)業(yè)占7.3%，其他占32.9%。就性別來(lái)看，男性占53.2%，女性占46.8%。就婚姻狀況來(lái)看，已婚占66.5%，未婚占33.5%。就年齡來(lái)看，30 歲及以下占40.8%，31～40 歲占49.4%，41～50 歲占5.7%，51～60 歲占3.8%，61 歲及以上占0.3%?？傮w來(lái)說(shuō)，調(diào)查樣本分布較為廣泛。

2.2 變量測(cè)量

為了保證調(diào)查問(wèn)卷的信效度，本研究以國(guó)內(nèi)外成熟量表為數(shù)據(jù)收集工具，并使用李克特五點(diǎn)量表計(jì)分。另在數(shù)據(jù)處理時(shí)需將反向題進(jìn)行反向計(jì)分，以使所有題項(xiàng)的方向保持一致。具體量表信息如下：

（1）關(guān)于壓力知覺(jué)量表。采用楊廷忠和黃漢騰[35]所修訂的壓力知覺(jué)量表，包括緊張感和失控感兩維度，包括14 個(gè)題項(xiàng)。比如為一些無(wú)法預(yù)期的事情的發(fā)生而感到心煩意亂；成功地處理惱人的生活麻煩等。經(jīng)檢驗(yàn)此量表具有較好信效度，本研究中的可靠性信度Cron‐bach'α為0.862。

（2）關(guān)于情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表。采用文書(shū)鋒等人[36]所修訂的情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表，包括表達(dá)積極情緒自我效能感、調(diào)節(jié)沮喪/痛苦情緒的自我效能感和調(diào)節(jié)生氣/憤怒情緒的自我效能感三維度，使用了9 個(gè)題目測(cè)量，比如令人高興的事情發(fā)生時(shí)，我會(huì)表達(dá)自己的愉悅之情；孤獨(dú)時(shí)我能夠讓自己遠(yuǎn)離沮喪。經(jīng)檢驗(yàn)此量表具有較好信效度，本研究的可靠性信度Cronbach'sα為0.802。

（3）關(guān)于職場(chǎng)友誼量表。采用孫健敏和焦海濤[37]所修訂的量表，包括友誼機(jī)會(huì)和友誼強(qiáng)度兩維度，包括9個(gè)題項(xiàng)。比如在我所在的單位中，我有機(jī)會(huì)與其他人非正式交談或閑聊；我覺(jué)得我可以非常信任許多同事。經(jīng)檢驗(yàn)此量表具有較好信效度，本研究的可靠性信度Cron‐bach'sα為0.873。

（4）關(guān)于離職意愿。采用溫柯等人[38]所修訂的離職意愿量表，使用了4 個(gè)題項(xiàng)。比如我有離開(kāi)現(xiàn)在工作崗位的想法。如果有機(jī)會(huì)，我會(huì)放棄現(xiàn)在的工作；我尚未有離開(kāi)本單位的想法。經(jīng)檢驗(yàn)此量表具有較好信效度，本研究的可靠性信度Cronbach'sα為0.862。

（5）控制變量?？紤]到控制變量可能會(huì)對(duì)因變量產(chǎn)生影響，對(duì)控制變量進(jìn)行虛擬化處理。人口學(xué)變量如單位、行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、性別、年齡、婚姻、崗位和任期。虛擬化處理的方式比如1為未婚，0為已婚等。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 驗(yàn)證性因素分析

由于本研究測(cè)量各變量的被試相同，采用Harman單因素法檢驗(yàn)是否存在同源方差。通過(guò)主成分分析發(fā)現(xiàn)各變量能解釋總變異量的61.587%，大于60%，且第一個(gè)因子解釋總變異量的25.737%，低于40%，表明同源性偏差不大。KMO 值為0.887，Bartlett 球形檢驗(yàn)在0.001水平上顯著，適合進(jìn)行因子分析。

為驗(yàn)證變量之間的區(qū)分效度，本研究對(duì)關(guān)鍵變量（壓力知覺(jué)、情緒調(diào)節(jié)自我效能感、職場(chǎng)友誼和離職意愿）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，通過(guò)對(duì)四因子模型、三因子模型、雙因子模型及單因子模型進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn):四因子模型的擬合結(jié)果（χ2/df=1.811，RMSEA=0.051，GFI=0.842，NFI=0.814，IFI=0.907，TLI=0.898，CFI=0.906）明顯優(yōu)于單因子模型的結(jié)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區(qū)分效度較好。

3.2 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)處理，得出有關(guān)變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)（Cronbach'sα）矩陣表1。壓力知覺(jué)（r=0.206**，p＜0.001）、情緒調(diào)節(jié)自我效能感（r=-0.207**，p＜0.001）與離職意愿具有顯著影響。同時(shí)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感與壓力知覺(jué)（r=-0.513**，p＜0.001）、職場(chǎng)友誼（r=0.537**，p＜0.001）具有顯著影響。以上各變量間存在顯著相關(guān)，這為驗(yàn)證理論模型的合理性提供了初步支持。

表1 變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差、相關(guān)系數(shù)矩陣

3.3 假設(shè)檢驗(yàn)

3.3.1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在回歸分析前，將參與建模的變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以減少數(shù)值差異較大產(chǎn)生的誤差。采用層級(jí)回歸法分析檢驗(yàn)直接效應(yīng)和中介效應(yīng)，結(jié)果見(jiàn)表2。各模型的VIF 值均小于2，說(shuō)明變量間不具有明顯共線性。根據(jù)模型2，壓力知覺(jué)對(duì)員工離職意愿具有顯著的正向影響（β=0.202,P<0.001），假設(shè)1 成立。根據(jù)模型6，壓力知覺(jué)對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感具有顯著的負(fù)向影響（β=-0.496,P<0.001）。根據(jù)模型3，情緒調(diào)節(jié)自我效能感對(duì)離職意愿具有顯著的負(fù)向影響（β=-0.228,P<0.001）。這兩個(gè)結(jié)果為中介效應(yīng)成立提供了前提條件。

表2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感中介作用的層級(jí)回歸分析結(jié)果

模型4 的結(jié)果顯示，當(dāng)壓力知覺(jué)和情緒調(diào)節(jié)自我效能感被共同納入回歸方程時(shí)，壓力知覺(jué)和情緒調(diào)節(jié)自我效能感對(duì)離職傾向的影響均顯著。并且自變量對(duì)因變量的影響系數(shù)由(β=0.202,P<0.001) 改變?yōu)?β=0.12,P<0.05)，這說(shuō)明自變量對(duì)因變量的效應(yīng)減弱。而此時(shí)中介變量對(duì)因變量的負(fù)效應(yīng)仍然顯著（β=-0.166，p＜0.01) ，這說(shuō)明中介變量部分中介了自變量對(duì)因變量影響，假設(shè)2 成立。同時(shí)，本研究借助SPSS 的Process 插件，利用Bootstrap 法（樣本數(shù)5 000 次）驗(yàn)證中介效應(yīng)模型，結(jié)果表明壓力知覺(jué)與離職意愿之間通過(guò)情緒調(diào)節(jié)自我效能感的間接效應(yīng)顯著。

表3 情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（Effect=0.0823, BootSE=0.0353, BootLLCI=0.0128,BootULCI=0.1513，95%置信區(qū)間不含0），假設(shè)2成立。

3.3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

采用層級(jí)回歸方法檢驗(yàn)職場(chǎng)友誼的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為避免出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題，先對(duì)自變量和調(diào)節(jié)變量做標(biāo)準(zhǔn)化處理后進(jìn)行層級(jí)回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表2。各模型的VIF 值均小于2，說(shuō)明變量之間不具有明顯共線性。模型2壓力知覺(jué)對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感具有顯著負(fù)向影響（β=-0.496，P<0.001）。模型3 職場(chǎng)友誼對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感具有顯著正向影響（β=0.345，P<0.001）。模型4壓力知覺(jué)與職場(chǎng)友誼的交互作用對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感具有顯著負(fù)向影響（β=-0.103，P<0.01），調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。

同時(shí)，圖2 顯示高水平職場(chǎng)友誼的回歸線相比于低水平的回歸線更陡峭，說(shuō)明壓力知覺(jué)在相同程度時(shí)，高水平職場(chǎng)友誼的員工會(huì)比相應(yīng)低水平的員工感受到更強(qiáng)烈的情緒調(diào)節(jié)自我效能感。也就是說(shuō)當(dāng)職場(chǎng)友誼較好時(shí)，會(huì)降低壓力知覺(jué)程度，導(dǎo)致自我效能感增強(qiáng)。職場(chǎng)友誼較差時(shí)，會(huì)維持或增加壓力感知，隨之自我效能感也會(huì)降低。因此假設(shè)3成立。

圖2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖

3.3.3 被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)本研究運(yùn)用Process 插件，選擇模型7 對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)（詳見(jiàn)表4）。結(jié)果顯示當(dāng)職場(chǎng)友誼較高時(shí)，壓力知覺(jué)通過(guò)情緒調(diào)節(jié)自我效能感作用于離職意愿的間接效應(yīng)較強(qiáng)（effect=0.0757，BootSE=0.0351，BootLLCI=0.0147，BootULCI=0.1530，95% 置信區(qū)間不含0）；當(dāng)職場(chǎng)友誼較低時(shí)，壓力知覺(jué)通過(guò)情緒調(diào)節(jié)自我效能感作用于離職意愿的間接效應(yīng)顯著（effect=0.0415，BootSE=0.0208，BootLLCI=0.0088，BootULCI=0.0926，95% 置信區(qū)間不含0）。與此同時(shí)，其組間差值顯著（effect=0.0342，Boo‐tSE=0.0143，BootLLCI=0.0059，BootULCI=0.0604，95%置信區(qū)間不含0）。綜上可知，情緒調(diào)節(jié)自我效能感對(duì)壓力知覺(jué)與離職意愿之間的關(guān)系的中介效應(yīng)會(huì)受到職場(chǎng)友誼的調(diào)節(jié)，即產(chǎn)生了被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。因此，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

表4 Bootstrap在調(diào)節(jié)變量不同水平上的中介效應(yīng)及其95%置信區(qū)間

4 結(jié)論與啟示

4.1 主要結(jié)論與討論

本研究基于社會(huì)認(rèn)知理論和資源保存理論考察了自我效能感與職場(chǎng)友誼在壓力知覺(jué)與離職意愿之間的作用機(jī)制。通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查方法收集數(shù)據(jù)，采用回歸分析法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，驗(yàn)證了上述假設(shè)的合理性，主要結(jié)論如下：

（1）壓力知覺(jué)對(duì)員工離職意愿具有顯著正向影響。當(dāng)感知到的壓力讓個(gè)體產(chǎn)生明顯不舒服感覺(jué)時(shí)，腦子里會(huì)時(shí)常出現(xiàn)逃離當(dāng)前工作環(huán)境的想法，這與已有研究結(jié)果一致。Ujvarine 等人[39]采用橫斷面設(shè)計(jì)，隨機(jī)抽取來(lái)自匈牙利地區(qū)醫(yī)院的367 名護(hù)士作為樣本，發(fā)現(xiàn)壓力知覺(jué)是影響離職意愿的主要因素。

（2）壓力知覺(jué)會(huì)通過(guò)情緒調(diào)節(jié)自我效能感間接影響離職意愿。壓力知覺(jué)對(duì)情緒調(diào)節(jié)自我效能感具有顯著負(fù)向影響。情緒調(diào)節(jié)自我效能感對(duì)離職意愿具有顯著負(fù)向影響。當(dāng)個(gè)體感知到壓力較大時(shí)，往往情緒也較為低落，情緒調(diào)節(jié)能力不能被充分激發(fā)，導(dǎo)致負(fù)性不滿意情緒增加，更容易產(chǎn)生離職念頭。相反，盡管個(gè)體有一定壓力，但是個(gè)體能夠感知到的壓力較低，整個(gè)人精神狀態(tài)很好，情緒調(diào)節(jié)和修復(fù)能力也較強(qiáng)，這樣的工作環(huán)境能讓個(gè)體產(chǎn)生更多安全感。

（3）情緒調(diào)節(jié)自我效能感對(duì)壓力知覺(jué)與離職意愿之間的關(guān)系的中介效應(yīng)會(huì)受到職場(chǎng)友誼的調(diào)節(jié)。職場(chǎng)友誼是調(diào)節(jié)情緒困擾的有效方法，職場(chǎng)中有較好的伙伴關(guān)系，會(huì)對(duì)組織產(chǎn)生情感依托。相反，職場(chǎng)中友誼關(guān)系不良可能會(huì)感受到被排擠作出離職行為反應(yīng)。這與已有研究結(jié)果類(lèi)似。Kim等人[40]指出感知到的工作負(fù)荷和人際沖突會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生情緒耗竭的體驗(yàn)，進(jìn)而會(huì)產(chǎn)生離職意念。

4.2 管理啟示

研究對(duì)企業(yè)管理的啟示主要體現(xiàn)在3 個(gè)方面。首先，研究結(jié)果表明情緒調(diào)節(jié)自我效能感對(duì)壓力知覺(jué)具有緩解作用。單位管理者應(yīng)該定期開(kāi)展團(tuán)隊(duì)心理建設(shè)，調(diào)動(dòng)員工的積極情緒和樂(lè)觀的生活態(tài)度。必要時(shí)提供心理疏導(dǎo)，對(duì)員工更好的進(jìn)行心理適應(yīng)，降低離職率具有重要現(xiàn)實(shí)意義。其次，研究結(jié)果表明職場(chǎng)友誼好壞影響個(gè)體的壓力水平和離職意愿。團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)者應(yīng)定期加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部建設(shè)，塑造“一個(gè)都不能掉隊(duì)”的理念，加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部人員互幫互助的凝聚力。

4.3 展望

本研究存在不足之處主要體現(xiàn)在兩方面。首先，樣本的調(diào)查對(duì)象僅局限在企業(yè)員工，未來(lái)可以科研單位的科研人員為調(diào)查對(duì)象，以獲得更普適性結(jié)果。近年，國(guó)內(nèi)各高效和科研單位都開(kāi)展了“人才大戰(zhàn)”，除科研條件保障、科研生活后勤保障等外，個(gè)人在組織環(huán)境中的友誼狀態(tài)和自我情緒調(diào)節(jié)能力弱是否是主因？未來(lái)可進(jìn)一步探討。其次，本研究?jī)H從個(gè)人層面出發(fā)，探討情緒調(diào)節(jié)自我效能感和職場(chǎng)友誼發(fā)揮的機(jī)制作用，未來(lái)可進(jìn)一步加入組織環(huán)境變量，如組織接納度、組織氛圍、領(lǐng)導(dǎo)力等因素的作用。只有好的組織環(huán)境，和諧的人際關(guān)系環(huán)境，以及以人為本的環(huán)境才更能有利于員工有歸屬感和安全感，也才更有利于職工發(fā)展和自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)。