互联网行业员工离职行为的传染性：一个有调节的中介模型.pdf

第9 卷第1 期2024年2 月。“理论研究”专栏信息与管理研究Journal of Information and ManagementVol.9 No.1Feb.2024互联网行业员工离职行为的传染性：一个有调节的中介模型徐建新，刘悦雯，付?怡，栾泳洁（杭州电子科技大学管理学院，浙江杭州31 0 0 1 8)摘要：从心理学的归因理论出发，探究留任员工的外部归因对其离职意图的影响，并分析工作满意度的中介作用和组织支持感的调节作用。基于2 0 2 份有效问卷数据，利用SPSS26.0与AmOs24进行数据分析，运用逐次回归法对提出的有调节的中介假设模型进行检验。研究表明：留任员工的外部归因会正向影响其离职意图；工作满意度在外部归因和离职意图间存在中介效应；组织支持感负向调节工作满意度与离职意图之间的关系，并调节工作满意度在外部归因与离职意图之间的中介作用。关键词：离职传染；组织支持感；工作满意度；归因理论；离职意图中图分类号：F272.92文献标志码：A文章编号：2 0 9 6-2 8 2 7 2 0 2 4)0 1-0 0 43-1 10 引 言降低员工流失率是组织管理中的重要目标。近年来，互联网行业的职场高压成为一个公众话题，员工主动离职频繁发生 。过于频繁的员工离职不仅为企业带来高昂的人力资源管理和重置成本 2 ，还具有一定的传染性，因为留任员工对离职员工的离职原因会进行归因，外部归因则会触发留任员工的离职意图 3,对组织带来潜在的不利后果。Price4在离职模型中提出：工作满意度由薪资水平、人际关系、升职空间等多种因素决定，同时也影响了目标群体的离职倾向。更进一步的研究发现：工作满意度与人员流动率之间存在负相关关系 5-6 ，并在情绪衰竭 7 、工作价值观 、过度教育 9 等与离职倾向之间的关系中起到中介作用。除此之外,组织支持感也是影响员工离职倾向的重要因素 1 0-1 1 。基于当前存在的员工离职现象，结合现有的相关研究，将从留任员工对员工离职原因的外部归因程度、工作满意度、组织支持感以及员工的离职意图出发，探究其内在关系，补充和完善离职传染的相关理论，并从实践角度探索有针对性的对策和建议。基金项目：浙江省哲学社会科学规划课题（2 0 NDJC089YB）；教育部人文社科研究项目（2 0 YJA630073）作者简介：徐建新（1 9 7 1 一），男，江苏徐州人，博士，副教授，主要从事战略管理、公司治理研究。通信作者：刘悦雯，E-mail：1 531 6 0 8 6 0 4 q q.c o m44信息与管理研究2024年1文献回顾与研究假设1.1外部归因对离职意图的影响归因理论是关于人们如何去解释自已或他人的行为以及这种解释会怎样影响他们的情绪、行为和动机的心理学理论 1 2 。在本研究中，主要观察当行动者产生离职行为之后，观察者会对这一行为进行归因 1 3。在过往研究中，将归因分为行动者的外部和内部归因两个维度。具体来讲：内部归因指原因是行动者自已本身导致的结果，比如个体的能力、人格、态度以及个性等，也称作个人原因；而外部归因指行为结果的原因来自行动者之外，比如运气、工作性质以及任务难度等 1 2 1。Nyberg等 1 41 认为，将个体离职行为简单地加总难以反映集体离职当中的复杂机制。这是因为员工离职会对仍在岗员工后续可能的离职行为带来影响，也就是说，前任员工已发生的离职行为会对留任员工的离职意图有暗示作用 1 5-1 7 。这种“滚雪球效应”造成了员工集体离职的现象，也被称为离职传染 1 8 。王振源等 1 9-2 1 从观察者的视角探究归因在离职中的影响，认为外部归因会正向影响员工的离职意图。康康等 2 2 的研究发现留任员工对离职员工离职原因的归因稳定性与在职员工的离职倾向呈正相关,其归因风格和离职倾向也存在相关关系。但员工归因的稳定性会负向调节其工作压力与离职意图的正相关关系 2 3，并且新生代员工归因的风格与其离职意愿呈显著的负相关 2 4。研究结果表明：在不同的归因下，留任员工对同事的离职行为有不同的影响。当留任员工把同事的离开归因于外在因素时，会对其离开意愿有一定的影响 2 5。比如留任员工将同事离职的原因归咎于公司，认为是公司的某些方面引起了同事离职（比如薪资没有竞争力、工作环境差、上级给予的工作压力大等），留任员工产生心理共鸣后，在无法于该公司内解决这些问题时，则会考虑离职。综上，提出如下研究假设。假设1：对同事离职事件的外部归因会正向影响留任员工离职意图。1.2工作满意度的中介作用Hoppock26首次对工作满意度的概念进行界定，强调员工对工作环境（包括内部和外部）进行感知，并根据这一感知程度评价好坏。基于中国文化和中国情境，徐光中 2 7 把工作满意度概括为3类：员工对其工作本身情感态度或具体看法、基于对工作的理解和认识基础上的主观解释和感受、所得报酬与其理想报酬之间的差距。也有学者在徐光中等人的研究基础上，提出工作满意度取决于员工的高层次需求是否得到满足，高层次需求满足程度越高，工作满意度就会越高。在过往研究中，工作满意度是预测员工离职意图的指标，如果员工在工作期间感到不满意，离开该组织的意图也会随之增加 2 8-2 9 。当同事离职是因为对所从事的工作不满意，留任员工也会重新评估自已的工作满意度，进而在一定程度上影响自身的离职倾向 30 。从深层次的归因角度来说，如果留任员工将同事离职的原因归因于公司，那么会认为这是公司本来可以改变却没有改变的，将会对组织或工作产生不满意感，影响工作满意度 2 0 。综上分析，提出如下假设。假设2 a：外部归因会负向影响留任员工工作满意度。假设2 b：留任员工工作满意度会负向影响其离职意图。假设2 c:工作满意度在留任员工的外部归因对离职意图的影响中具有中介作用。1.3组织支持感的调节效应组织支持感最初由Eisenberger等 31 于1 9 8 6 年提出，是指员工感受到的来自组织的支持，也就是员工关于组织是如何看待他们和他们的贡献以及组织关心员工利益的一种总体的感觉。也就是说，组织对员工的关心和重视会使员工产生一种心理感知，员工产生的这种对组织的感知会对他们的工作情第1 期绪、行为以及工作绩效产生积极的作用。大量实证结果表明：员工离职倾向、离职行为与组织支持感之间有显著的关联。如：Guzzo等 32 发现，员工的组织支持感越强，离职倾向就越弱；王喆等 33 的调查结果也表明，企业内部的支持对员工的离职意向有很大的负面作用;Russell 等 34 也发现可以通过增强组织支持感创造良好的工作和沟通环境来减少员工的离职倾向。在留任员工对同事离职事件归因时，如果归因于外部因素，比如目前该行业或该岗位就业形势较好，员工跳槽一般可以找到更好的岗位，此时留任员工可能会对其目前的工作满意度降低。但如果该组织的组织支持感处于较高水平，员工认为在目前的组织中可以感受到更强烈的归属感等，就会影响其工作满意度。同理，当工作满意度较高时，比如目前岗位薪资水平高、平台好，员工的离职意图可能性较小。但如果组织支持感处于较低水平，员工工作愉悦度和满意度较低，就会产生离职意图。综上分析，提出如下假设。假设3a：留任员工的组织支持感负向调节外部归因和离职意图之间的关系。假设3b：留任员工的组织支持感负向调节外部归因和工作满意度之间的关系。假设3c：留任员工的组织支持感负向调节工作满意度和离职意图之间的关系。综上进一步推断，组织支持感会通过工作满意度负向调节外部归因对留任员工离职意图的影响，即当组织支持感较高时，外部归因对工作满意度的负向影响被弱化，离职意图随之降低。不仅如此，组织支持感也会负向调节工作满意度在外部归因与离职意图之间的中介效应，即工作满意度中介效应的强弱程度会受到组织支持感的影响。具体而言，员工主观感受到较高的组织支持感时，工作满意度在外部归因与离职意图之间的中介效应会放大，反之亦然。由此，提出如下假设。假设4a：留任员工的组织支持感通过工作满意度负向调节外部归因对离职意图的影响。假设4b：留任员工的组织支持感负向调节工作满意度在外部归因与离职意图之间的中介作用。综上所述，本文构建如图1 所示的理论模型。徐建新，等：互联网行业员工离职行为的传染性：一个有调节的中介模型45工作满意度组织支持感外部归因图1 研究假设模型2石研究设计2.1石研究样本本文研究对象为浙江省杭州市的若干家规模较大、具有影响力的互联网企业员工，在问卷收集中进行了包括性别、年龄、学历等变量控制。采用网络发放和实地填写两种形式获取问卷。共发放问卷2 38份，实际回收2 2 5份，在剔除未全部填写、问题回答异常等无效问卷之后，最终得到有效问卷2 0 2 份，问卷有效率为8 4.8 7%。样本人口统计学特征如表1。变量性别离职意图表1 样本人口统计学特征分析样本特征频率男99女103百分比/%49.051.0平均值1.51标准差0.5046婚姻状况工作年限2.2变量测量采用利克特(Likert)五点量表对归因类型、工作满意度、组织支持感以及离职倾向进行计分。外部归因：参考Russel134和王振源 1 9 研究结果，以5个题项测量外部归因。工作满意度：参考郭晓薇 35 的研究成果，该量表共有3个题项。组织支持感：采用Eisenberger等 31 在1 9 8 6 年根据其定义制定的简版组织支持感量表（SPOS)，该量表共有8 个题项。离职倾向：改编自单红梅等 36 的量表，以3个题项对离职倾向进行测量。控制变量：除各维度测量外，在问卷设计中加人了部分人口统计学变量作为控制变量，其中包括性别、年龄、学历、婚姻状况、在目前单位的工作年限。3楼数据分析与假设检验3.1验证性因子分析使用SPSS26.0软件对上述量表分别进行因子分析，结果如表2 所示，KMO值均大于0.5，且巴特利特球形检验sig值均达到显著性水平，适合进一步做因子分析。随后运用AMOS 24软件进行验证性因子分析，检验组织支持感、工作满意度、外部归因及离职意图等4个维度的量表建构效度。由表3可以看出，模型整体拟合情况良好（/df小于2,RMSEA小于0.0 6,RMR小于0.0 8,CFI、I FI、T L I均大于0.9）。维度外部归因组织支持感工作满意度离职倾向指标数值信息与管理研究续表1变量样本特征13年35年5年表2 KMO和巴特利特球形度检验数据(n=202)KMO值近似卡方0.836452.2600.907743.2910.731253.8900.684140.609表3四维度量表拟合优度指标x2/dfRMSEA1.670.0582024年频率百分比/%10250.55728.22914.4146.931.514571.74321.373.542.04522.315777.78341.15828.73517.32612.9RMRCFI0.0530.949平均值1.782.331.782.02自由度102833标准差0.940.660.421.05显著性0.0000.0000.0000.000IFITLI0.950.94第1 期进一步，还对量表的收敛效度和区分效度进行了检验，数据分析结果如表4、表5所示。由验证性因子分析结果可以发现，所有测量题项的组合信效度(CR)均大于0.7,平均提取方差值（AVE)均高于0.5E37说明量表具有良好的收敛效度。区分效度分析结果显示：FF4的AVE的平方根基本都大于各项间相关系数，证明变量间存在一定的差异性。结果证明：该问卷的结构、区别效度等数据良好，可以进行进一步的相关性分析。路径AVE外5F1外4F1外3F1外2F1外1F1支8F2支7F2支6F2支5F2支4F2支3F2支2F2支1F2满3F3满2F3满1F3离3F4离2F4离1F4表5区别效度分析FF2F0.562 4F20.4620*F3-0.5060*F40.4620*VAVE0.7499注：n=202,p0.05，p 0.0 1,*p 0.0 0 1。3.2描述性统计和相关性分析将采用Pearson相关系数表达变量之间的相关性，如表6 所示。组织支持感分别与外部归因、离职意图显著负相关（=0.360，p 0.0 1;=0.502，p 0.0 1)，并与工作满意度显著正相关（=0.760，p0.01)；外部归因与离职意图显著正相关（=0.395，p 0.0 1)，与工作满意度呈显著负相关(=0.437,p0.01)初步验证假设1、假设2 a；工作满意度与离职意图呈显著负相关（=0.475，p0.01)，初步验证假设2 b，为进一步假设检验提供初步的支持。徐建新，等：互联网行业员工离职行为的传染性：一个有调节的中介模型表4本量表验证性因子分析Estimate0.6990.6460.7530.8630.7710.7750.8060.6690.6290.671.0.6640.7800.6900.7880.8390.7920.6430.6930.7790.50860.880 0*-0.625.0*0.713247CR0.56240.86420.50860.89150.65070.84810.50020.7489FF40.6507-0.608 0*0.80670.50020.707248变量年龄学历婚姻状况工作年限外部归因工作满意度-0.218*组织支持感一0.1 33离职意图0.122注：p0.05,*p0.01。3.3假设检验3.3.1工作满意度的中介效应检验采用逐步回归法，验证工作满意度在外部归因影响离职意图过程中发挥的中介效应。在验证这一中介作用模型的同时，也可以验证假设1、假设2 a和假设2 b是否成立。首先，由表7 中模型2、模型4和模型5可知：在考虑控制变量之后，外部归因与工作满意度显著负相关(=一0.40 0,p0.001)；工作满意度与离职意图显著负相关（=一0.46 4，p0.001)）；外部归因与离职意图显著正相关（=0.375，p0.001），因此，假设1、假设2 a和假设2 b均得到验证。变量模型3性别-0.209*年龄-0.016学历0.087婚姻状况-0.117工作年限0.032工作满意度外部归因R?调整后的R?F注：n=202.*p0.05,*p0.01,*p0.001。为检验工作满意度的中介效应，在模型6 中同时将外部归因和工作满意度放入，可知外部归因对离职意图的影响依然显著（=0.225，p 0.0 0 1），且系数小于基准回归系数（模型5，=0.375，p 0.05），故假设3a不成立。在以工作满意度为因变量时，由模型9 可知，组织支持感与外部归因的交互项对工作满意度的作用不显著（=0.073，p 0.0 5），即组织支持感在外部归因与工作满意度之间不起调节作用，故假设3b不成立。信息与管理研究表6 各变量间Pearson相关性分析(n=202)性别年龄-0.1170.0050.070-0.0850.176*模型10.0710.0472.9792024年学历婚姻状况工作年限外部归因工作满意度组织支持感0.269*-0.204*0.600*-0.1080.0750.034-0.079表7 工作满意度的中介效应验证工作满意度模型2-0.144-0.0420.047-0.0580.054-0.400*0.2200.1969.1640.0310.226*-0.1010.0850.098-0.067-0.296*0.152*0.135-0.0820.1030.1130.060-0.0670.1010.0560.0320.0071.277-0.0650.0950.0720.035模型40.016-0.068-0.0270.0470.070-0.464*0.2320.2089.816-0.437*-0.360*0.395*-0.475*离职意图模型50.052-0.036-0.0290.0460.0350.375*0.1630.1376.3160.760*-0.502*模型6一0.0 0 2一0.0 520.0120.0250.055-0.374*0.225*0.2720.24510.342第1 期变量性别年龄学历婚否工作年限外部归因组织支持感外部归因X组织支持感R2调整后的R2F注：n=202.*p0.05,*p0.01,*p0.001。表9 检验了组织支持感在工作满意度与离职意图之间的调节效用。由模型1 4可知，当工作满意度、组织支持感以及工作满意度与组织支持感的交互项同时放入方程时，工作满意度与离职意图显著负相关(=0.192，p 0.0 55），工作满意度与组织支持感的交互项与离职意图显著正相关（=0.214，p0.001），说明组织支持感负向调节两者之间的关系，因此，假设3c成立。组织支持感对工作满意度的调节效应检验变量模型1 0性别0.113年龄-0.060学历-0.067婚否0.101工作年限0.056组织支持感工作满意度工作满意度组织支持感R2调整后的R?F注：n=202.*p0.05,p0.01,*p0.001。为分析组织支持感和工作满意度的交互项对员工离职意图的影响，绘制了效应图，如图2 所示。可以发现：在较低的组织支持感之下，高工作满意度的员工相比于低工作满意度员工有着更低的离职意图；在较高组织支持感之下，员工工作满意度的提高对离职意图的负向影响减小。徐建新，等：互联网行业员工离职行为的传染性：一个有调节的中介模型表8组织支持感对外部归因的调节效应检验工作满意度模型7模型80.209*-0.093*-0.0160.0090.087-0.001-0.117-0.0430.0320.009-0.167*0.683*0.0710.6200.0470.6062.97945.205表90.0320.0071.2776543210图2组织支持感的调节效应图49离职意图模型9模型1 00.095*0.1130.012-0.0600.012-.0.067-0.0500.1010.0030.056-0.178*0.665*0.0730.6250.60940.161一低组织支持感口高组织支持感1低工作满意度模型1 10.021-0.0670.0000.0370.0620.234*-0.414*0.0320.3100.0070.2851.27712.424*离职意图模型1 30.026-0.082一0.0 1 40.0530.078-0.342*-0.203*0.2810.25510.820*高工作满意度模型1 20.023-0.069-0.0080.0410.0660.240*-0.403*0.0440.3110.28310.905*模型1 40.031-0.067-0.0410.0750.077-0.331*-0.192*0.214*0.3250.29711.628*503.3.3有调节的中介效应检验采用SPSS中的插件Process检验有调节的中介效应，结果由表1 0 和表1 1 所示。从表1 0 可以看出：组织支持感对外部归因影响留任员工离职意图的间接效应值Index为一0.0 2 8，对应的9 5%置信区间包含0,说明假设4a不成立。从表1 1 可以看出：有调节的中介效应Index值为一0.0 7 4，对应的9 5%置信区间为 0.1 1 9，一0.0 33,不包含0，说明留任员工的组织支持感负向调节工作满意度在外部归因与离职意图之间的中介效应成立，故假设4b成立。在此基础上，由表1 1 可进一步得知：当留任员工处在较低组织支持感时，其外部归因通过工作满意度影响离职意图的间接效应为0.0 9 7,对应的9 5%置信区间为0.0 2 1,0.1 7 3，不包含0，说明间接效应显著；当留任员工处在高组织支持感时，留任员工的外部归因通过工作满意度影响离职意图的间接效应为一0.0 1 4,对应的9 5%置信区间为一0.0 9 7,0.0 6 3，包含0，说明其间接效应不显著。调节变量系数低组织支持感0.073高组织支持感0.031组间差异-0.042调节变量系数低组织支持感0.097高组织支持感一0.0 1 4组间差异-0.110图3更为直观地展示组织支持感对中介过程的调节效应（对应表1 1,有调节的中介检验2）。可以发现：当组织支持感较高时，员工外部归因通过工作满意度影响离职意图的效应增强。根据以上结论，最终将研究模型调整如图4：0.750.500.250-0.25-0.50-0.75-3.00图3有调节的中介效应3.3.4稳健性检验为进一步检验中介效应的稳健性，采用Bootstrap方法对样本数量重新进行设置，并用SPSS中的Process插件对假设2 c进行检验。此外，采用随机抽取样本的方法，随机抽取7 5%的样本重复上述检验信息与管理研究表1 0 有调节的中介检验1条件间接效应标准误差95%置信区间0.0260.027,0.1280.0160.030,0.0660.026-0.097,0.007表1 1有调节的中介检验2条件间接效应标准误差95%置信区间0.0390.021,0.1730.040-0.097,0.0630.0330.178,0.049外部归因-2.00-1.00调节变量水平：组织支持感2024年有调节的中介效应Index 值标准误差-0.0280.018有调节的中介效应Index 值标准误差-0.0740.022组织支持感工作满意度离职意图01.0095%置信区间-0.065,0.00595%置信区间-0.1 1 9,0.0 332.00个图4调整后的理论模型第1 期步骤，发现变量间直接关系的回归系数除了大小略有不同外，显著性水平未发生较大的变化，所有假设仍得到支持。4丝结论与启示4.1结论从归因理论出发探寻留任员工对同事离职事件原因的归因倾向对离职意图的影响，并通过问卷调查和SPSS数据分析对研究假设进行验证。主要结论如下：（1)留任员工对同事离职事件的外部归因会正向影响其离职意图，这意味着在组织中，若留任员工将其同事离职主要归于外部原因，其离职意图也会随之加强。（2)外部归因会负向影响留任员工的工作满意度；留任员工工作满意度与其离职意愿呈负相关，工作满意度在外部归因与离职意图之间起到部分中介作用。（3)留任员工的组织支持感负向调节工作满意度与离职意图之间的关系，并且负向调节工作满意度在留任员工的外部归因与离职意图之间的中介作用。4.2启示与展望对员工而言，在工作过程中面对同事的离职事件要进行更为客观和理性的归因，避免归因偏差，可以帮助员工客观评价自身所处工作环境和岗位是否符合自已的预期和标准。同时，也要注意同事的离职倾向或离职行为对自已情绪的传染及影响，更加理性地看待同事离职，并进行正确的归因，可以使自身的工作满意度和离职意图更少由于情绪波动而受到影响。对组织而言，可以从各个维度提升自身给予员工能够感知到的有形或无形支持，帮助企业在员工工作满意度难以达到标准时，对其离职意愿进行一定的调节。企业应关注员工的福利待遇、工作贡献以及满足员工不同层次的需求，这都有助于员工组织支持感的提升。通过本研究，用人组织可以更加清晰地认知到如何通过工作满意度和组织支持感避免员工群体离职，抑制离职行为的传染。目前关于离职传染研究需要关注如下几点：首先，归因理论的研究可以为离职传染提供一个较为清晰的理论视角，基于这一视角的研究可以进一步深人。其次，从研究对象的角度，基于留任员工的视角进行离职传染研究，其量表开发有待关注。最后，在互联网行业，越来越多的“Z世代”员工进入工作岗位并承担起重要的工作职责，“Z世代”员工的自主性和独立性使得“离职传染”现象越来越普遍，基于这一特定人群的研究有待重视。徐建新，等：互联网行业员工离职行为的传染性：一个有调节的中介模型51参考文献1王筱桐，闫思清.组织认同对员工离职倾向的影响：工作绩效的中介效应 J.特区经济，2 0 2 2，39 8（3）：102-109.2J HAUSKNECHT J P,TREVOR C 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affects their turnoverintention;job satisfaction has mediating effect between external attribution and turnove