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一、引言
塑造員工幸福不僅是企業倫理責任的重要目標之一 (Alfes等, 2012;?arotar-?i?ek等, 2013) , 更是企業贏得競爭優勢的重要源泉。工作場所個體的幸福感既能夠有效預測員工的情感承諾、離職傾向和工作績效, 也是組織績效改善的重要前兆 (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, “互聯網+”促進了各產業領域的升級換代甚至徹底顛覆, 眾多企業加快了商業模式創新和組織變革, 這必將給員工的心理幸福帶來積極和消極雙重沖擊。甚至, 在工作場所快樂幸福的員工也可能經歷熱情和滿足感的短期損耗 (Simbula, 2010) 。因此, 旨在強化員工工作幸福的人力資源管理受到越來越多企業的重視 (Guest, 2017) 。
隨著對幸福的認識從特質論轉向建構論, 工作幸福前因研究出現了三種視角: (1) 基于Warr (1987) 的維他命模型, 從工作特性和關系特性兩方面豐富工作幸福的前因 (Guest, 2017) , 例如自主控制機會、技能運用機會、人際交往機會、培訓與發展、外部設置目標、工作多樣性、環境清晰度、良好的報酬、安全的物理場所和重要的社會地位 (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) , 例如工作負荷、情緒勞動、工作領域—非工作領域沖突、工作自主性、關系支持、發展機會和反饋 (Simbula, 2010;Albrecht, 2012;ter Hoeven和van Zoonen, 2015;李愛梅等, 2015;Nielsen等, 2017) ; (3) 基于Walton (1974) 的工作生活質量模型, 從情境因素和個體特質兩方面尋求工作幸福的前因 (Guest, 2017) , 例如安全健康的工作環境、成長與開發、關系整合、公平薪資、工作靈活性、個人主動性 (Avey等, 2009;Kalshoven和Boon, 2012;Felix等, 2017;Grote和Guest, 2017) 。然而, 個體特質、領導風格等特質因素比較穩定, 難以改變, 限制了研究結論的實踐指導意義;情境因素中的工作特性、發展機會、薪資等雖能被塑造, 但只有將這些人力資源管理實踐有機整合成人力資源管理系統才能形成獨特的競爭優勢。因此, 探索人力資源管理系統對工作幸福的影響非常有必要。
迄今為止, 僅少數學者關注了人力資源管理系統和員工工作幸福之間的關系, 其中部分學者認為人力資源管理能夠激發員工的工作幸福感 (Guest, 2002;Baptiste, 2008;Fan等, 2014;杜旌等, 2014;Huang等, 2016;Chidiebere等, 2017) , 另外有學者發現, 人力資源管理系統對員工工作幸福體驗的影響存在雙刃劍效應 (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、戰略性人力資源管理、創新導向型人力資源管理或高績效工作系統如何影響工作幸福感。其實, 人力資源管理系統存在組織績效和員工幸福兩個孿生目標 (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并不同于構成高績效的人力資源管理系統 (Baptiste, 2008;Guest, 2017) 。其中, 高績效 (或高參與) 工作系統、創新導向型人力資源管理和戰略性人力資源管理強調績效改進, 高承諾人力資源管理關注員工的組織承諾, 但是促進員工幸福并非這些人力資源管理系統的首要目標, 而僅是其副產品 (Alfes等, 2012;Guest, 2017) 。因此, 考察針對員工幸福的人力資源管理系統非常有必要。支持性人力資源管理強調組織重視員工的貢獻和幸福, 與幸福導向的人力資源管理具有天然的契合性。目前, 少量學者實證研究了支持性人力資源管理對員工幫助行為、情感承諾和工作績效的影響 (徐國華和楊東濤, 2004;陳志霞和陳傳紅, 2010;田立法, 2015) , 但是并沒有揭示支持性人力資源管理影響員工工作幸福的相關機理。
鑒于此, 本文首先通過理論分析提煉出六點假設, 描述了組織主人翁氛圍、組織認同、自我效能感在支持性人力資源管理與集體工作幸福感、個體工作幸福感之間的中介效應。其次, 基于71家企業347名員工的配對問卷調查數據, 采用多層次線性模型和多元線性回歸分析, 實證檢驗相關假設。實證分析驗證了部分理論假設的預期, 結果顯示, 支持性人力資源管理通過組織主人翁氛圍的部分中介影響集體工作幸福感, 通過組織認同和自我效能感的完全中介影響個體工作幸福感。最后, 對沒有得到支持的假設進行了討論和詮釋。
本文的主要貢獻如下:第一, 在有機整合論基礎上提出了組織主人翁氛圍、組織認同和自我效能感三個中介變量, 以闡明支持性人力資源管理對工作幸福感的作用機理。以前關于工作幸福的研究從認知視角、情感視角或情境視角來解釋激發工作幸福感的心理機制, 但是各自處于割裂狀態, 限制了對工作幸福感產生機制的全面理解。本研究從有機整合論出發所做的嘗試, 有助于推動對工作幸福感產生機制的整體認知。第二, 比較了支持性人力資源管理對集體工作幸福感和個體工作幸福感影響機制的差異。工作幸福既涉及個體屬性的“主觀幸福感”和“心理幸福感” (統稱個體工作幸福感) , 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體工作幸福感, 基本沒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二者產生機制的差異性有助于深化對工作幸福的認識。
二、理論框架與假設提出
(一) 支持性人力資源管理與工作幸福感
雖然幸福導向的人力資源管理實踐更多地聚焦于如何激發員工的工作幸福感, 但是并非所有的人力資源管理實踐均能單獨促進員工的工作幸福感。Guest (2017) 提煉了幸福導向型人力資源管理實踐, 包括在員工身上投資 (如招聘選拔、培訓開發、指導和職業支持) 、提供參與式工作 (如自主性和挑戰性工作設計、信息提供和反饋、技能充分利用) 、積極的關系和物理環境 (如健康安全優先、平等機會、多元化管理、對辱罵和侵犯的零容忍、靈活的社會交往、公平集體獎勵/高基本薪酬、就業安全) 、建言機制 (如廣泛的雙邊溝通、員工調查、集體代表制) 、組織支持 (參與/支持管理、參與氛圍和實踐、柔性的家庭友好型工作安排、發展式績效管理) 。但是, 這些單獨或分散的人力資源管理實踐對工作幸福感僅能產生有限的影響, 例如工作自主性既能給員工帶來壓力也能促進工作幸福 (郭靖等, 2014) 。支持性人力資源管理最初由Allen等 (2003) 提出, 是若干幸福導向型人力資源管理實踐的有機集成, 從職業發展、福利和培訓三要素拓展為員工參與、獎賞公平、成長與培訓、上級支持、就業安全等 (徐國華和楊東濤, 2004;陳志霞和陳傳紅, 2010) , 這些實踐具有高度的互補性和一致性, 能夠發揮協調效應。
工作幸福存在實現論和享樂論, 其中實現論關注人生的意義和自我實現, 享樂論則關注快樂的獲得和痛苦的規避。因此, 綜合實現論和享樂論的觀點, 工作幸福感作為一種結果狀態, 其產生主要依賴于兩個關鍵要素, 其中第一要素是積極的情感體驗, 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感, 它為人的行動指明方向和意義 (Robertson和Cooper, 2010) 。一方面, 支持性人力資源管理能夠使員工獲得“經濟回報”和“心理回報”, 豐富工作資源。支持性人力資源管理帶來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導技能培訓和培育標志性優勢能夠有效強化員工幸福 (Xanthopoulou等, 2012) , 而且能夠通過改變員工對角色模糊和控制的感知對工作幸福感產生影響, 例如員工參與的工作設計能夠減少員工在工作中的倦怠, 甚至帶來工作本身的愉悅。另一方面, 群體內部成員的工作幸福感存在波紋式傳染效應。集體工作幸福感建立在個體對集體整體知覺的基礎之上, 受到組織氛圍等因素的驅動。群體由作為成員的若干個體所組成, 個體的積極情緒會感染周邊的人, 工作幸福感高的個體集聚在一起, 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員工的個體工作幸福感, 而且能夠促進群體的集體工作幸福感。由此, 得到以下假設:
假設1:支持性人力資源管理對個體工作幸福感具有正向影響。
假設2:支持性人力資源管理對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, 強調組織內部成員對于工作追求卓越、盡職盡責, 在工作場所關心和幫助他人、真誠合作, 對組織忠誠, 并視組織利益優于個人利益的整體隱性氛圍 (楊燕芳, 2010) , 包括學習進取、敬業奉獻、忠誠正直、樂于助人、人際和諧、顧全大局 (楊百寅和梅哲群, 2014) 。根據意義建構理論, 特定指向的人力資源管理對于塑造特定的組織氛圍具有關鍵作用 (張瑞娟, 2016) 。支持性人力資源管理是組織傳達價值理念[即關心員工獲得的回報 (心理、生理、社會感受) ]的信號和載體之一, 能夠使員工形成共享認知, 激發員工“以企業為家”的主人翁責任感和使命感, 強化關愛、向善的組織主人翁氛圍。
員工在工作中的幸福感會受到他們對組織感知的影響, 如感知的工作氛圍以及預測的組織未來發展等。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焦點, 而持續的促進焦點能提升工作幸福感, 防御焦點則會減弱工作幸福感 (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主人翁角色認知, 并以身為組織一員而自豪 (劉超和付金梅, 2012) 。例如, 海底撈公司積極營造組織主人翁氛圍, 讓員工感覺自己是企業的主人。在組織主人翁氛圍的熏陶下, 海底撈公司的員工時刻牽掛著公司的工作事宜, 工作飽和, 但均有強烈的幸福感。在工作場所, 眾多心理幸福的個體集聚在一起, 能夠激發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) 不但能夠促進個體的工作幸福感 (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:
假設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揮中介作用。
假設4:組織主人翁氛圍在支持性人力資源管理和個體工作幸福感之間發揮中介作用。
(三) 組織認同的中介效應
支持性人力資源管理重在“支持”, 能夠為員工提供情感性支持 (如給予關心、尊重、傾聽與使其覺得被需要等) 和工具性支持 (如信息、資源、工具、設備及培訓) (Allen等, 2003;陳志霞和陳傳紅, 2010) 。這些支持是組織主動展示對員工的投入和重視其貢獻的重要信號。根據社會交換理論的互惠原則, 獲得組織支持的員工會根據支持程度, 形成對組織的認同感。一方面, 組織通過支持性人力資源管理對員工采取的主動措施會被員工認為是對自己的重視和尊重 (Wayne等, 1997) , 員工在感到被尊重后, 就會增強對組織的認同 (Fuller等, 2006) 。另一方面, 員工通過比較認識到自身所處組織的優越性, 對組織的支持產生積極的認知體驗, 就會增強對組織的信任, 即對組織形成更多的情感認同 (陳志霞和陳傳紅, 2010;Tsai, 2013) 。
形成組織認同的認知過程往往伴隨個體的積極情感, 如工作幸福感。遵循目標理論, 工作幸福感的根源之一是個人需求獲得滿足。組織認同高的員工往往視自己與組織為一體, 并認可自己的組織相較于其他組織在各方面都更好。強烈的組織認同使員工的多種需求 (包括安全感、親和動機、自我提升和目標感) 得到滿足, 從而提升他們的工作幸福感。因此, 高組織認同的員工擁有更強的工作動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, 組織實施的支持性人力資源管理是員工形成組織認同的來源, 工作幸福感是員工組織認同的結果 (Panaccio和Vandenberghe, 2009;Shen等, 2014) 。依此, 得到以下假設:
假設5:組織認同在支持性人力資源管理與個體工作幸福感之間發揮中介作用。
(四) 自我效能感的中介效應
根據班杜拉的自我效能理論, 自我效能感是個體對自己運用自身技能完成工作的行為能力的自信程度, 可以通過成功經驗、替代榜樣、口頭說服和喚醒而被提升。支持性人力資源管理在組織實施過程中能夠通過多種方式提高員工的自我效能感, 例如通過培訓讓員工反復練習并成功地獲得技能, 從而提高員工的自我效能感;在工作場所向員工傳達高績效期望, 充分發揮皮格馬利翁效應, 提高員工的自我效能感;成長與培訓 (如授權和勝任力開發實踐) 等通過學習目標導向影響員工的反饋詢問, 從而增強員工的自我效能感 (Maden, 2015) ;員工參與計劃為員工提供成功機會, 使其獲得成功的經驗和體驗, 進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) , 而且能夠增強完成工作的自信心, 表現為更強的自我效能感。
依據目標理論, 人的目標和價值取向決定其幸福感, 員工的工作心理幸福與目標的有效完成有直接關聯。一方面, 自我效能感高的員工能通過目標達成實現自我價值, 獲得更多的正性情感體驗。人的幸福感是自我認知的結果, 受自我效能感的支配。具體來說, 工作幸福感是目標實現時體驗的積極感受, 自我效能感是在目標達成過程中面對挑戰時體驗的實現感受 (Straume和Vitters?, 2012) 。尤其是在集體主義的中國, 人們常常將成功的原因歸結于自身的努力, 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尋求工作意義和增強愉悅感。自我效能水平高的員工更關注工作中的自由和意義體驗, 在工作中表現得更活躍、主動, 能以自己認為有意義的方式重塑他們的任務、關系的邊界和條件, 例如增加工作資源 (包括關系性資源和結構性資源) 和增加工作挑戰性 (Clegg和Spencer, 2007) 。工作重塑能夠幫助個體找到工作的意義, 增強愉悅感和工作意義體驗, 進而提升個體的工作幸福感 (van den Heuvel等, 2015) 。綜上分析, 可以推斷:
假設6:自我效能感在支持性人力資源管理與個體工作幸福感之間發揮中介作用。
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、研究設計
(一) 研究程序與樣本
本研究采用配對方式收集不同來源的數據, 每個企業發放6份問卷, 其中1份問卷由人力資源主管填寫, 另外5份問卷由員工填寫。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價;組織認同、自我效能感和個體工作幸福感由員工自己評定;集體工作幸福感則由同一家企業員工的個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家企業發出480份調查問卷, 實收73家企業的問卷 (共365份員工問卷, 73份企業問卷) , 剔除填寫不完整或填寫呈現明顯規律性的無效問卷之后, 得到71家企業的有效樣本347份。其中, 男性員工占51.3%, 已婚員工占58.8%, 26—35歲的員工達到56.8%, 擁有本科學歷的員工居多 (占61.4%) , 工作年限在10年以上的員工僅占29.4%。
(二) 變量測量
1. 支持性人力資源管理 (Shrm) 。
采用張燕等 (2008) 開發的支持性人力資源管理量表及Likert 7點計分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) , 共25個題項, 包含工作保障 (2個條目) 、工作環境改善 (3個條目) 、員工薪酬 (4個條目) 、員工福利 (4個條目) 、員工關懷計劃 (3個條目) 、員工培訓 (4個條目) 和職業發展規劃 (5個條目) 7個維度。驗證性因子分析顯示, 七因子模型的擬合指數為:χ2 (25) =59.793, χ2/df=2.392, NFI=0.993, TLI=0.946, CFI=0.995, RMSEA=0.063, 說明擬合效果比較好。
2. 組織主人翁氛圍 (Ooc) 。
采用楊燕芳 (2010) 開發的組織主人翁氛圍量表及Likert 7點計分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) 。該量表共28個題項, 包含學習進取 (5個條目) 、敬業奉獻 (6個條目) 、幫助他人 (4個條目) 、人際和諧 (3個條目) 、顧全大局 (3個條目) 、忠誠正直 (7個條目) 6個維度。驗證性因子分析顯示, 六因子模型的擬合指數為:χ2 (62) =178.151, χ2/df=2.873, NFI=0.986, TLI=0.943, CFI=0.991, RMSEA=0.074, 說明擬合效果較好。
3. 組織認同 (Oi) 。
采用Mael和Ashforth (1992) 開發的組織認同量表及Likert 7點計分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) 。該量表共6個題項, 包括“在有人批評我所在的企業時, 我個人會覺得尷尬”“我對于別人如何看待我所在的企業感到非常有興趣”“當我談到我所在的企業時, 我會說‘我們如何’而非‘他們如何’”等。
4. 自我效能感 (Se) 。
采用Schwarzer及其同事 (1981) 開發的自我效能感量表。該量表的中文版由Zhang和Schwarzer (1995) 修正, 并采用Likert 7點計分 (其中, 1表示非常不同意, 7表示非常同意) 。該量表共10個題項, 包括“如果我盡力去做的話, 我總是能夠解決問題的”“即使別人反對我, 我仍有辦法取得我所要的”“對我來說, 堅持理想和達成目標是輕而易舉的”等。
5. 個體工作幸福感 (Iwwb) 。
關于工作幸福感的內涵存在享樂論、實現論和整合論三種觀點。綜合享樂論和實現論的觀點, 工作幸福感是在工作場所體驗的積極情感和有目的的心理狀態 (王佳藝和胡安安, 2006) 。該變量的測量采用許娟 (2012) 檢驗過的工作幸福感量表, 該量表綜合了Ryff (1989) 的工作幸福感 (實現論) 量表和Horn (2004) 的心理幸福感 (享樂論) 量表, 共24個題項, 包含情緒 (2個條目) 、動機 (8個條目) 、社會性 (5個條目) 、組織支持感 (7個條目) 、總體幸福感 (2個條目) 5個維度。驗證性因子分析顯示, 五因子模型的擬合指數為: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象, 指工作群體作為一個整體所體驗的積極情感和自我實現的程度。集體工作幸福感采用直接共識法, 由來自同一家企業員工的個體工作幸福感聚合而成。本研究采用組內一致性γwg、組內相關性ICC (1) 和ICC (2) 3個常用指標檢驗聚合的可行性, 結果顯示:γwg=0.972, ICC (1) =0.464, ICC (2) =0.984, 并且組間和組內方差之間有顯著差異 (F=5.199, p<0.001) 。這些指標的檢驗結果支持數據聚合的合適性。
(三) 信效度分析
采用SPSS22.0對各變量量表的信度進行檢驗, 支持性人力資源管理、組織主人翁氛圍、組織認同、自我效能感、個體工作幸福感的Cronbach’sα系數分別為0.920、0.972、0.911、0.958、0.924, 表明這些變量具有非常高的信度。
為了確保數據有良好的區分效度, 采用AMOS6.0對支持性人力資源管理、組織主人翁氛圍、組織認同、自我效能感、個體工作幸福感進行驗證性因子分析。結果 (見表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) 在統計學意義上顯著優于其他嵌套模型, 并且在可接受的水平內。這表明支持性人力資源管理、組織主人翁氛圍、組織認同、自我效能感、個體工作幸福感有良好的區分效度。
表1 驗證性因子分析     下載原表
表1 驗證性因子分析
注:Δχ2均是與假設的因子模型相比的結果, ***表示p<0.001。
本研究的數據從主管及員工處收集, 不同的來源在一定程度上緩解了共同方法偏差問題。為了檢驗本研究是否存在嚴重的共同方法偏差, 針對組織認同、自我效能感、個體工作幸福感實施Harman單因子檢驗。結果顯示: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) 。這說明本研究的共同方法偏差不嚴重, 在可控水平內。
四、數據分析與假設檢驗
表2列出了各變量的均值、標準差和相關系數。其中, 支持性人力資源管理與組織認同 (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;個體工作幸福感與組織認同 (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;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。
表2 各變量的均值、標準差和相關系數     下載原表
表2 各變量的均值、標準差和相關系數
注:*表示p<0.05, **表示p<0.01 (雙側檢驗) 。
(一) 支持性人力資源管理影響個體工作幸福感的跨層分析
鑒于變量涉及個體與組織兩個層次, 本研究采用多層次線性模型HLM6.0檢驗支持性人力資源管理影響個體工作幸福感的主效應和跨層次中介效應, 分析結果如表3所示。第一步, 檢驗支持性人力資源管理的虛模型8。第二步, 以個體工作幸福感為因變量, 將個體層面的控制變量 (性別、婚姻狀況、文化程度和工作經驗) 和組織層面的控制變量 (企業性質、企業規模和企業成立年限) 輸入回歸方程, 檢驗控制變量對個體工作幸福感的影響效應, 如模型9所示。第三步, 以個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個體工作幸福感有顯著的正向影響 (β=0.387, p<0.001) , 假設1得到驗證。第四步, 以組織認同為因變量, 將個體層面的控制變量和組織層面的控制變量輸入回歸方程, 檢驗控制變量對組織認同的影響效應, 如模型2所示。第五步, 以組織認同為因變量, 將控制變量和自變量 (支持性人力資源管理) 輸入回歸方程, 檢驗自變量對組織認同的主效應, 如模型3所示, 支持性人力資源管理與組織認同呈顯著的正相關關系 (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, 檢驗自變量對自我效能感的主效應, 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關系 (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, 檢驗自變量對組織主人翁氛圍的主效應, 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關系 (β=0.604, p<0.001) 。第八步, 以個體工作幸福感為因變量, 將控制變量和中介變量 (組織認同、自我效能感、組織主人翁氛圍) 輸入回歸方程, 檢驗中介變量對個體工作幸福感的影響, 如模型10所示, 組織認同、自我效能感分別與個體工作幸福感呈顯著的正相關關系, 然而組織主人翁氛圍與個體工作幸福感的回歸系數并不顯著。第九步, 以個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個體工作幸福感的影響變得不再顯著 (β=0.130, p>0.05) , 但是, 組織認同、自我效能感對個體工作幸福感的回歸系數是顯著的, 組織主人翁氛圍對個體工作幸福感的回歸系數依然是不顯著的, 這說明組織認同和自我效能感在支持性人力資源管理影響個體工作幸福感的關系之中發揮完全中介作用。因此, 假設5和假設6得到驗證, 假設4沒有得到數據的支持。
表3 支持性人力資源管理影響個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
以企業性質、企業規模、企業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, 檢驗控制變量對集體工作幸福感的影響效應, 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, 檢驗自變量對集體工作幸福感的主效應, 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關系 (β=0.521, p<0.001) 。因此, 假設2得到驗證。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關系 (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) , 標準回歸系數為0.441 (p<0.001) , 達到顯著水平。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) , 系數減少0.094, 并且組織主人翁氛圍的回歸系數是顯著的 (β=0.133, p<0.05) 。這說明支持性人力資源管理對集體工作幸福感的直接影響強度下降是由組織主人翁氛圍的部分中介作用所致, 假設3得到驗證。
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、研究結論、管理啟示與研究展望
(一) 研究結論與討論
1. 支持性人力資源管理對個體工作幸福感和集體工作幸福感均有正向影響。
這一研究結論驗證了人力資源管理對工作幸福感的積極效應, 是對前人研究結論的再次補充。支持性人力資源管理強調給予員工組織支持資源, 與績效導向型人力資源管理 (如高績效工作系統、創新導向型人力資源管理) 存在本質差異, 支持性人力資源管理不但包含職業發展和培訓等與高績效工作系統類似的維度, 而且包含工作保障、工作環境改善、員工薪酬、員工福利、員工關懷計劃等, 這些能夠為員工提供實實在在的“獲得”。因此, 與高績效工作系統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, 而不是由其各項人力資源管理實踐分開來喚醒的。
2. 支持性人力資源管理只有被員工認知后喚醒組織認同和自我效能感, 才能影響個體工作幸福感。
支持性人力資源管理是從組織支持發展而來的, 作為組織的管理工具之一, 會影響員工對組織和對自己的認知。組織認同是員工對從屬于某個組織或與組織同一性的認知, 自我效能感則是員工對自己的認知。本研究發現:支持性人力資源管理能通過喚醒組織認同和自我效能感, 而影響員工的個體工作幸福感。因此, 組織除了提高支持性人力資源管理的實施強度之外, 尤其要注重喚醒員工的組織認同和自我效能感, 這樣才能提升員工的個體工作幸福感。
3. 支持性人力資源管理通過組織主人翁氛圍的部分中介僅對集體工作幸福感產生影響, 并不影響個體工作幸福感。
對來自集體主義或個人主義文化背景的個體來說, 工作幸福感的根源會因為文化的不同而存在差異。其中, 在集體主義文化中, 工作幸福感的根源是關系和諧、任務完成和期望實現等相關因素;在個人主義文化中, 工作幸福感的根源則涉及自豪感和目標達成等相關因素 (Huebner等, 2001) 。強調“學習進取、敬業奉獻、忠誠正直、樂于助人、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, 長期以來, 中國人存在攀比心理, 喜歡通過“勝過”別人來彰顯自我的不同, 進而獲取自我心理滿足。依據社會比較理論, 個體的工作幸福感主要來自比較, 由周圍的環境所決定的, 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施, 組織主人翁氛圍促進了所有員工整體工作幸福水平的提升。個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, 自然難以形成優越感。因此, 支持性人力資源管理通過組織主人翁氛圍并不能喚醒個體的工作幸福感。
(二) 管理啟示
1. 管理者實施支持性人力資源管理不但要提供實實在在的有形“獲得”, 而且要營造主人翁組織氛圍, 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, 需要有形投入和無形投入來維系。因此, 實施支持性人力資源管理不能空喊口號, 而要真真切切惠及廣大員工, 實實在在的有形獲得必然帶來集體工作幸福感。當然, 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跟著水漲船高。但是, 管理者通過支持性人力資源管理提供實實在在的有形投入, 將企業的關懷傳遞給所有員工, 員工心理上就會把企業當作自己的“家”, 進而逐步形成“家”文化氛圍。只有“家”文化如春雨般浸潤員工的心理感受, 使員工產生歸屬感與成就感, 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化成員工的獲得感, 才能促進個體的工作幸福感。
對于個體來說, 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, 獲得感帶來的影響甚至比實際獲得對個體工作幸福感的影響更大。個體工作幸福感不會憑空而來, 需要有更多獲得感來轉化。獲得感也不會從天而降, 它源自于企業實施實實在在的支持性人力資源管理。當然, “獲得感”包含“給”與“得”的意義建構過程, 關注個體對有形給予的主觀解釋, 涵蓋“歸屬感”“榮譽感”和“成就感”。對企業來說, 要改變單純通過實施支持性人力資源管理的“給予”就一定要馬上見效的急功近利心態, 要更關注員工對“得到”的主觀感知。尤其是組織認同和自我效能感是員工工作幸福管理中的重要中介, 應該受到組織的重視。一方面, 組織認同是員工在實實在在的獲得基礎上形成的“被尊重”“受重視”的歸屬感, 能夠提升個體的工作幸福感。進入人力資本時代, 未來的組織是事業合伙人的平臺, 員工被視為合伙人, 其工作幸福感根源于對企業文化、價值觀和平臺事業的認同。因此, 管理者可以有針對性地實施支持性人力資源管理來增強員工的組織認同, 例如鼓勵員工參與管理、構建溫馨的組織文化、注重員工自身價值的實現等。另一方面, 自我效能感是員工在獲得之后成就感增強的表現之一, 可以喚醒個體工作幸福感。組織可以開展有針對性的支持性人力資源管理來喚醒員工的自我效能感, 例如在員工招聘中注意應聘者過往是否具有成功的工作經驗, 在新員工培訓中注重培養員工的自信心, 在日常管理中適時運用積極反饋、社會認可和心理輔導等, 以增強員工的個體工作幸福感。
(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法采集數據, 盡力確保數據不同源, 但是得到的橫截面數據仍然可能導致檢驗結果的說服力較為有限。第二, 本研究將支持性人力資源管理設定為一個整體變量來進行研究, 沒有檢驗其所包含的各項實踐活動及其內部匹配是如何影響工作幸福感的, 這可能制約相關結論對企業的指導價值。未來的研究可以從以下幾點著手:第一, 多時點收集縱向數據, 將支持性人力資源管理影響員工工作幸福的研究轉化為長期動態的追蹤研究, 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在關聯機理的研究結論;第二, 繼續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, 通過質化研究和案例研究挖掘其他潛在變量, 并采用大樣本數據加以檢驗;第三, 檢驗支持性人力資源管理各實踐活動的內部匹配對個體工作幸福感的影響, 并引入個體特征作為調節變量, 揭示相關影響機制及作用邊界。
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