组织分割供给与工作情绪衰竭的关系：工作心理脱离和工作(2)
本研究拟以企业管理人员为研究对象。一方面，管理人员的工作→家庭冲突(Lapierre & Allen，2012)和工作→休闲冲突(Lin，Wong，& Ho，2013)均比普通员工更为突出；另一方面，相比普通员工，管理人员在非工作时间通过通信工具处理工作的情况更为频繁(Boswell & Olson-Buchanan，2007)，工作-非工作边界较为模糊。综上所述，本研究旨在探讨组织分割供给与管理人员工作情绪衰竭之间的关系以及工作心理脱离和WIN在其间的中介作用，以促进管理人员自身的工作-非工作平衡，推动组织边界管理措施的实施。
2.研究方法
2.1 研究对象
以上海、武汉、宁波等地多家企事业单位的管理人员为研究对象，共发放问卷300份，回收有效问卷271份，有效回收率为90.33%。有效问卷中，男性162人(59.80%)，女性109人(40.20%)；平均年龄为35.78±5.45岁；项目负责人57人(21.03%)，基层管理人员124人(45.76%)，中层管理人员74人(27.31%)，高层管理人员16人(5.90%)；在目前岗位上的任期为一年以下者31人(11.44%)，任期为一到三年者47人(17.34%)，任期为三年以上者193人(71.22%)；67人来自私企，61人来自国企，51人来自外企，51人来自合资企业，41人来自其他性质的公司。因项目负责人的工作特征与管理者类似，本研究将其视为介于普通员工与基层管理者之间的管理职位。
2.2 研究工具
2.2.1 组织分割供给
采用Kreiner(2006)编制的组织分割供给量表。共4个条目，例如“我工作的单位/公司允许我们下班后不管工作上的事情”。采用Likert五点量表计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表示员工感知到的组织分割供给越强。在本研究中，该量表的α系数为0.89。验证性因素分析表明，单因子模型的数据拟合良好，X2/df=1.21(小于3)，RMSEA=0.028(小于0.08)，IFI、NFI、CFI、GFI等指标均超过0.90。
2.2.2 工作心理脱离
采用Sonnentag和Fritz(2007)编制的恢复体验量表中的工作心理脱离子量表。共4个条目，例如“在非工作时间里，我可以忘掉工作上的事”。采用Likert五点量表计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表示心理脱离程度越大。在本研究中，该量表的α系数为0.87。验证性因素分析表明，单因子模型的数据拟合良好，X2/df=2.66(小于3)，RMSEA=0.078(小于0.08)，IFI，NFI，CFI，GFI等指标均超过0.90。
2.2.3 工作→非工作冲突(WIN)
采用Schieman等人(2009)编制的WIN量表。共3个条目，例如“工作经常干扰我的休闲活动”。采用Likert五点量表计分，1代表“从不”，5代表“非常频繁”，得分越高表示工作对非工作领域的干扰越频繁。在本研究中，该量表的α系数为0.85。探索性因素分析结果显示，KMO=0.70，3个条目的因子载荷分别为0.91，0.91，0.82，累计方差解释率为77.30%。
2.2.4 工作情绪衰竭
采用李超平和时勘(2003)修订的MBI-GS中的工作情绪衰竭子量表。共5个条目，例如“工作让我感觉身心俱疲”。采用Likert七点量表计分，0代表“从不”，6代表“每天”，得分越高表示工作情绪衰竭体验越强。在本研究中，该量表的α系数为0.94，验证性因素分析表明，单因子模型的数据拟合良好，X2/df=2.07(小于3)，RMSEA=0.063(小于0.08)，IFI，NFI，CFI，GFI等指标均超过0.90。
2.3 研究程序与统计分析
采用方便抽样法。问卷现场发放并回收。本研究采用SPSS 21.0和Amos 21.0进行统计分析。
3.研究结果
3.1 共同方法偏差分析
为了尽量减少共同方法偏差，根据Podsakoff等人(2003)的建议，在研究设计时采取了如下控制措施：变换测量问卷的反应方式，例如采用不同的计分方法，有的采用7点计分，有的采用5点计分；变换反应语句，有的是对频率进行判断，有的是对符合程度进行判断；尽可能做到施测标准化。另外，根据Harman的单因素检验法，验证性因素分析结果表明，四因素模型拟合的结果(X2/df=2.20，GFI=0.9l，NFI=0.93，IFI=0.96，CFI=0.96，RMSEA=0.067)明显优于单因素模型拟合结果(X2/df=15.23，GFI=0.48，NFI=0.50，IFI=0.51，CFI=0.51.RMSEA=0.230)，因此，共同方法偏差对本研究的影响较小。
3.2 描述统计与相关分析
研究变量的描述性统计与相关分析结果见表1。
结果表明，组织分割供给与工作情绪衰竭显著负相关(r=-0.20，p<0.01)。另外，组织分割供给与WIN(r=-0.34，p<0.001)显著负相关，与员工的工作心理脱离显著正相关(r=0.44，p<0.001)；WIN与工作情绪衰竭显著正相关(r=0.51，p<0.001)；工作心理脱离与WIN显著负相关(r=-0.39，p<0.001)，与工作情绪衰竭显著负相关(r=-0.17，p<0.01)。
3.3 研究假设检验
为了减少测量误差对研究结果的影响，本研究采用结构方程模型来检验研究假设。同时，为了避免造成间接效应虚假膨胀，在结构方程模型中允许估计变量之间的直接效应。另外，参照Little(2013)的建议将性别、年龄、职位、任期以协变量的形式在结构方程模型中加以控制。假设模型各项拟合指数如下：X2/df=1.79(X2=261.83，df=146)，GFI=0.91，NFI=0.92，IFI=0.96，CFI=0.96，RMSEA=0.054。模型拟合结果良好。其中“组织分割供给→工作情绪衰竭”与“工作心理脱离→作情绪衰竭”的路径系数不显著，见图1。 (马红宇 谢菊兰 唐汉瑛)
2.研究方法
2.1 研究对象
以上海、武汉、宁波等地多家企事业单位的管理人员为研究对象，共发放问卷300份，回收有效问卷271份，有效回收率为90.33%。有效问卷中，男性162人(59.80%)，女性109人(40.20%)；平均年龄为35.78±5.45岁；项目负责人57人(21.03%)，基层管理人员124人(45.76%)，中层管理人员74人(27.31%)，高层管理人员16人(5.90%)；在目前岗位上的任期为一年以下者31人(11.44%)，任期为一到三年者47人(17.34%)，任期为三年以上者193人(71.22%)；67人来自私企，61人来自国企，51人来自外企，51人来自合资企业，41人来自其他性质的公司。因项目负责人的工作特征与管理者类似，本研究将其视为介于普通员工与基层管理者之间的管理职位。
2.2 研究工具
2.2.1 组织分割供给
采用Kreiner(2006)编制的组织分割供给量表。共4个条目，例如“我工作的单位/公司允许我们下班后不管工作上的事情”。采用Likert五点量表计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表示员工感知到的组织分割供给越强。在本研究中，该量表的α系数为0.89。验证性因素分析表明，单因子模型的数据拟合良好，X2/df=1.21(小于3)，RMSEA=0.028(小于0.08)，IFI、NFI、CFI、GFI等指标均超过0.90。
2.2.2 工作心理脱离
采用Sonnentag和Fritz(2007)编制的恢复体验量表中的工作心理脱离子量表。共4个条目，例如“在非工作时间里，我可以忘掉工作上的事”。采用Likert五点量表计分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”，得分越高表示心理脱离程度越大。在本研究中，该量表的α系数为0.87。验证性因素分析表明，单因子模型的数据拟合良好，X2/df=2.66(小于3)，RMSEA=0.078(小于0.08)，IFI，NFI，CFI，GFI等指标均超过0.90。
2.2.3 工作→非工作冲突(WIN)
采用Schieman等人(2009)编制的WIN量表。共3个条目，例如“工作经常干扰我的休闲活动”。采用Likert五点量表计分，1代表“从不”，5代表“非常频繁”，得分越高表示工作对非工作领域的干扰越频繁。在本研究中，该量表的α系数为0.85。探索性因素分析结果显示，KMO=0.70，3个条目的因子载荷分别为0.91，0.91，0.82，累计方差解释率为77.30%。
2.2.4 工作情绪衰竭
采用李超平和时勘(2003)修订的MBI-GS中的工作情绪衰竭子量表。共5个条目，例如“工作让我感觉身心俱疲”。采用Likert七点量表计分，0代表“从不”，6代表“每天”，得分越高表示工作情绪衰竭体验越强。在本研究中，该量表的α系数为0.94，验证性因素分析表明，单因子模型的数据拟合良好，X2/df=2.07(小于3)，RMSEA=0.063(小于0.08)，IFI，NFI，CFI，GFI等指标均超过0.90。
2.3 研究程序与统计分析
采用方便抽样法。问卷现场发放并回收。本研究采用SPSS 21.0和Amos 21.0进行统计分析。
3.研究结果
3.1 共同方法偏差分析
为了尽量减少共同方法偏差，根据Podsakoff等人(2003)的建议，在研究设计时采取了如下控制措施：变换测量问卷的反应方式，例如采用不同的计分方法，有的采用7点计分，有的采用5点计分；变换反应语句，有的是对频率进行判断，有的是对符合程度进行判断；尽可能做到施测标准化。另外，根据Harman的单因素检验法，验证性因素分析结果表明，四因素模型拟合的结果(X2/df=2.20，GFI=0.9l，NFI=0.93，IFI=0.96，CFI=0.96，RMSEA=0.067)明显优于单因素模型拟合结果(X2/df=15.23，GFI=0.48，NFI=0.50，IFI=0.51，CFI=0.51.RMSEA=0.230)，因此，共同方法偏差对本研究的影响较小。
3.2 描述统计与相关分析
研究变量的描述性统计与相关分析结果见表1。
结果表明，组织分割供给与工作情绪衰竭显著负相关(r=-0.20，p<0.01)。另外，组织分割供给与WIN(r=-0.34，p<0.001)显著负相关，与员工的工作心理脱离显著正相关(r=0.44，p<0.001)；WIN与工作情绪衰竭显著正相关(r=0.51，p<0.001)；工作心理脱离与WIN显著负相关(r=-0.39，p<0.001)，与工作情绪衰竭显著负相关(r=-0.17，p<0.01)。
3.3 研究假设检验
为了减少测量误差对研究结果的影响，本研究采用结构方程模型来检验研究假设。同时，为了避免造成间接效应虚假膨胀，在结构方程模型中允许估计变量之间的直接效应。另外，参照Little(2013)的建议将性别、年龄、职位、任期以协变量的形式在结构方程模型中加以控制。假设模型各项拟合指数如下：X2/df=1.79(X2=261.83，df=146)，GFI=0.91，NFI=0.92，IFI=0.96，CFI=0.96，RMSEA=0.054。模型拟合结果良好。其中“组织分割供给→工作情绪衰竭”与“工作心理脱离→作情绪衰竭”的路径系数不显著，见图1。 (马红宇 谢菊兰 唐汉瑛)