黃海艷 陳 松

摘要：心理所有權(quán)是個人感覺某個目標物或其中的一部分是自己的一種狀態(tài)。文章運用實證研究了心理所有權(quán)與員工主動離職關(guān)系；驗證了員工心理所有權(quán)與離職傾向呈負相關(guān)；離職傾向在人口特征統(tǒng)計變量差異不顯著。組織應努力提高核心員工的心理所有權(quán)水平，進而提高他們對組織的自我認同感，提高工作績效，降低核心員工的主動離職率。

關(guān)鍵詞：離職傾向；主動離職；心理所有權(quán)

雇員主動離職的影響因素一直是學術(shù)界研究的一個熱點問題。離職行為是一個復雜的心理過程，不是某一個因素就簡單地導致員工離開，也沒有單純采取某一措施就能夠有效控制員工離職。以往的研究主要關(guān)注哪些因素與離職具有相關(guān)性，但卻沒有很好地解釋員工做出離職決策的心理變化過程。員工在正式采取離職行動前，首先要表現(xiàn)出離職的念頭。即離職意愿。本研究擬從心理所有權(quán)的角度研究員工主動離職問題。

一、雇員離職傾向及心理所有權(quán)的綜述

1雇員離職傾向的影響因素分析。MoNey(1978)等多位學者認為行為的直接前因是意愿，因此要預測員工是否會離職。首先應該研究員工的離職意向。Kraut(1975)。Moble etc(1979)，Newman(1974)，Michaels和Spector(1982)等學者都認為離職的最佳預測值是離職意向。根據(jù)對文獻總結(jié)與分析。文章認為影響員工主動離職的主要誘因包括三個層次：(1)個人層面：①性別對工作滿意度和離職意向之間的負相關(guān)關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用：②個體績效與離職之間存在的負向的聯(lián)系；③工作態(tài)度變量包括工作滿意度和組織承諾，它們對離職意向都有直接的負面影響，而且其他變量對離職意向的影響大多是通過這兩個態(tài)度變量起作用的。(2)組織與工作層面：①工作壓力對離職意向有正向間接影響；②員工任務多樣性對工作滿意有顯著的正向影響；③工作自主性與工作滿意度有負向的聯(lián)系。工作單調(diào)性的影響則與之相反；④薪酬和福利是雇員離職非常重要的決定量，對于薪酬的不滿將會導致高的離職傾向；⑤組織內(nèi)部的人際關(guān)系包括與上司和同事的關(guān)系，對員工是否產(chǎn)生離職意向也有重大的影響。(3)環(huán)境因素：就業(yè)機會與員工離職的正相關(guān)關(guān)系。

2心理所有權(quán)的理論分析。Jon L.Pierce(1991)提出了心理所有權(quán)的概念，在一種狀態(tài)下，個人感覺某個目標物或其中的一部分是自己的。他認為正式的所有權(quán)通過提高雇員對資產(chǎn)擁有、信息分享和影響力的施加而提高成員的心理所有權(quán)：正式所有權(quán)通過心理所有權(quán)對雇員的態(tài)度和行為產(chǎn)生影響。正式所有權(quán)的運作。使組織成員產(chǎn)生了心理所有權(quán)，而心理所有權(quán)影響到組織成員同該組織的融合程度，進而從個體和群體兩個層次對組織成員的行為產(chǎn)生影響進而對組織成員及其組織的工作績效產(chǎn)生影響。Pendleton(1997)研究了心理所有權(quán)對組織的影響。統(tǒng)計分析結(jié)果顯示心理所有權(quán)和員工行為轉(zhuǎn)變高度相關(guān)(r=0.6313)。Linn等(2004)以Pierce等(1991)的模型為基礎。從三個領(lǐng)域抽查800個員工樣本研究了所有權(quán)文化和員TT作績效之間的關(guān)系，驗證了心理所有權(quán)同員工的工作態(tài)度正相關(guān)。

在此基礎上，本研究提出：研究假設1，心理所有權(quán)與員工的離職傾向呈負相關(guān)。

二、研究設計

1樣本。本次調(diào)查總計發(fā)放問卷250份，回收230份。其中無效問卷12份。有效問卷為218份，有效回收率為87，2％。問卷主要在南京和蘇州兩地通過現(xiàn)場發(fā)放并現(xiàn)場回收的方法，部分問卷通過電子郵件發(fā)放以及郵寄的方式發(fā)放。所調(diào)查的10家企業(yè)都為私有企業(yè)，員工數(shù)300人～600人左右。樣本總數(shù)為218，其中男性為160，占樣本總量的73.3％，女性為58人，占樣本總量的26.7％，已婚為127人，占樣本總量的58.2％，未婚為91人，占樣本總量的41.8％，高層管理人員為36人，占樣本總量的16.5％，中層管理人員為93人，占樣本總量的42.7％，基層員工為89人，占樣本總量的40，8％。

2測量工具。心理所有權(quán)測量采用了Van Dyne和Pierce(2004)研究中的心理所有權(quán)測量項目。量表有7個項目，前6個項目正向計分，最后1個項目反向計分。對這些問題的回答，按照認同的態(tài)度分為5個檔次，從非常不同意的1到非常同意的5，然后計算單個樣本對以上7個問題回答的總得分，這個總得分可以看作是該樣本的心理所有權(quán)強度。運用SPSS11.5對問卷進行了信度檢驗。Cronbach'sMpha為0.8152。

離職傾向量表采用劉京梅2008年碩士論文中所使用的離職意念量表，共10個題目。采用李克特5點量尺計分法，由非常不同意到非常同意五個尺度，以1至5計分，得分越高，表示離職傾向越大。問卷的Cronbach's Alpha為0.7452。

3差異性分析。本研究主要分析人口特征中的性別、婚否以及職位高低對離職傾向的影響是否有差異。

假設2，心理資本對離職傾向的影響在婚姻狀況差異顯著：

假設3，心理資本對離職傾向的影響在職位上差異顯著：

假設4，心理資本對離職傾向的影響在性別上差異顯著。

(1)婚姻狀況的獨立樣本T檢驗。對按婚姻狀況劃分的已婚、未婚兩類員工，采用獨立樣本T檢驗的方法來進行差異性檢驗，比較婚姻狀況在心理所有權(quán)對離職意愿的影響是否有顯著性差異。結(jié)果見表1和表2。

由表1可見。樣本的均值有些差異。未婚員工的離職傾向的均分高于已婚者。表2顯示，，F(xiàn)為0.001，其相伴概率為0.975，大于顯著性水平0.05，所以不能拒絕方差相等的零假設，說明婚姻分組的方差沒有顯著差異；第一行的T值為－0.821，其相伴概率為0.413，大于顯著性水平0.05，所以不能拒絕T檢驗的零假設，可以認為婚姻狀況在離職傾向上差異不顯著。假設2沒有通過驗證。

未婚員工的離職傾向的均分高于已婚者，主要因為兩者所面臨的問題與承擔的責任上存在很大差異。未婚者離職時需要考慮的往往是薪水問題、個人發(fā)展和興趣問題，不會過多的考慮家庭問題或地域等問題。而已婚者。背負著家庭的重任，在離職前需要考慮的問題較多，如在離職后是否能夠順利找到更好的工作。盡快的解決經(jīng)濟問題，配偶的工作問題以及小孩的上學等問題。兩者的差異不顯著。說明了隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，女性獨立意識在增強，男性與女性在家庭、社會上的地位趨于平等，女性受教育機會增多，女性的就業(yè)機會在增多等。

(2)工作職務的單因素方差分析。對按工作職務劃分的三類員工，采用單因素方差分析的方法進行差異性檢驗，以比較不同職務的員工在離職意愿方面是否有顯著差異，判斷工作職務對員工的離職意愿的影響。檢驗結(jié)果如表3，表4所示。

由表3可見，不同職位的離職傾向的平均得分為

29.2064，其中高管的離職傾向最低，基層員工的離職傾向最高為30.6067。方差齊性檢驗結(jié)果顯示備水平下總體方差相等(表略)。

由表4可見，F(xiàn)值為1.364，相伴概率為0.258。大于0.05，則不能拒絕零假設。不同職位對離職傾向的影響不顯著。假設3沒有通過檢驗。

(3)性別的獨立樣本T檢驗。對按性別劃分的男性、女性兩類員工，采用獨立樣本T檢驗的方法來進行差異性檢驗，以比較男女員工在離職意愿等方面是否有顯著性差異，判斷性別對員工離職意愿的影響，結(jié)果見表5。

由表5可見。第二行的T值為0.324，相伴概率為0.746，大于顯著性水平0.05，所以不能拒絕T檢驗的零假設，可以認為男性和女性在離職傾向上沒有顯著差異。假設4沒有通過檢驗。

由上述的差異性分析，人口特征變量中的性別、婚姻狀況以及職位都對離職傾向的影響差異不顯著。

4員工心理所有權(quán)與離職傾向的相關(guān)性分析。本文采用了SPSS11.5數(shù)據(jù)分析功能對員工心理所有權(quán)與離職傾向的關(guān)系進行分析，結(jié)果見表6。

相關(guān)系數(shù)為－0.832(**)。其相伴概率為0.000，說明心理所有權(quán)與離職傾向程負相關(guān)，即心理所有權(quán)得分越高，主動離職的傾向越低。研究假設1通過檢驗。

5心理所有權(quán)與離職意愿的回歸分析。研究采用一元線性回歸的方法。以心理所有權(quán)為自變量，離職傾向為因變量，進行回歸。結(jié)果見表7。

由表7可見，心理所有權(quán)與離職傾向的相關(guān)系數(shù)為0.832，判決系數(shù)為0.692，修正的判決系數(shù)0.691。估計標準誤差為7.08807，模型的擬合度很好。

由表8可見，回歸平方和為24381.717。自由的為1，均方差為24381.717；剩余平方和為10851.994，自由度為216，均方差為50.241；總平方和為35233.711。自由度為217，F(xiàn)統(tǒng)計值為485.298，單邊檢驗概率值P為0.000。小于0.01，說明回歸方程高度顯著。

由表9可見，未標準化回歸方程的常數(shù)項為58.980，標準誤差為1.434，回歸系數(shù)為-1.457，標準誤差為0.066，回歸方程為：離職意愿=58.980-1.457心理所有權(quán)。標準化回歸方程的回歸系數(shù)為－0.832，回歸方程標準化后沒有了常數(shù)項，常數(shù)項檢驗的t統(tǒng)計量為41.122。顯著性概率為0.000，小于0.05，所以常數(shù)項顯著?；貧w系數(shù)檢驗的t值為－22.029，顯著性概率為0.000，小于0.05，所以回歸系數(shù)特別顯著。即心理所有全權(quán)對離職傾向的影響特別顯著。

三、研究結(jié)論

1本研究的結(jié)論。在本研究中。發(fā)現(xiàn)人口特征統(tǒng)計變量與離職傾向沒有明顯相關(guān)性。通過相關(guān)分析和回歸因果關(guān)系分析?？梢钥吹叫睦硭袡?quán)和員工的離職傾向關(guān)系是顯著負相關(guān)的(－0.832**)，且回歸系數(shù)很顯著，心理所有權(quán)能很好的預測員工的離職傾向，較高的心理所有權(quán)程度能降低員工的主動離職傾向。采取適當?shù)墓芾矸绞?，?gòu)建有利于提高心理所有權(quán)的企業(yè)環(huán)境，有利于保持員工的穩(wěn)定。研究結(jié)果有利于組織對核心員工的管理，努力提高核心員工的心理所有權(quán)水平，進而提高他們對組織的自我認同感，提高工作績效，降低核心員工的主動離職率。

2本研究局限性。本研究中：(1)樣本是簡單抽樣獲得，僅在南京和蘇州地區(qū)同行業(yè)中的數(shù)家企業(yè)進行了取樣，對樣本的限制比較大。在未來的研究中應該對企業(yè)進行跨行業(yè)、跨地區(qū)的抽樣調(diào)查，以便研究結(jié)果更具有代表性和廣泛性。(2)心理所有權(quán)的量表是采用的國外量表，因此在對題項的理解上可能對國內(nèi)調(diào)查對象產(chǎn)生一些偏差，因此在以后的研究中應該將該問卷的進一步本土化以更適合中國的文化情景。(3)員工的心理所有權(quán)得分并不是越高越好，當超過正常值時會對組織產(chǎn)生負面效應，本研究沒有涉及這一正常值的范圍是多少。