工作—家庭中心性与延迟退休态度的关系研究(3)
2.2.3组织支持感
采用凌文辁，杨海军和方俐洛(2006)编制的组织支持感问卷。共24个项目，工作支持、价值认同和关心利益等三个维度分别为10个项、7个项目和7个项目。采用6点计分，从1(完全不同意)到6(完全同意)，得分越高，组织支持感越高。本研究中三个维度的内部一致性系数分别为0.894、0.875、0.847。
2.2.4工作投入
采用经张轶文和甘怡群(2005)修订的Utrecht工作投入量表(the utrecht work engagement scale，UWES)，共16个项目。采用5点评分法，从1(非常不同意)到5(非常同意)，得分越高，工作投入水平越高。本研究中量表的内部一致性系数为0.928。
2.2.5控制变量
木研究控制了包括性别、学历、职称、职业类别、组织类型和月收入等人口学变量。以往文献指出这些变量与退休意愿存在相关性(廖楚晖，刘千亦，2015)。同时，由于自评健康状况对于退休决策有显著影响(李琴，彭浩然，2015)，将健康自评也作为控制变量。本研究采用许军，王冬，郭榕和张庆(2006)编制的《自测健康评定量表》生理健康、心理健康、社会健康三个子量表的效标项目，采用10点记分，分数越高，自评健康水平越高。本研究中量表的内部一致性系数为0.777。
2.3数据统计
采用SPSS 20.0和Amos 17.0对收集的数据进行统计分析。首先，对自编的《延迟退休态度问卷》进行项目分析、因素分析及信效度检验；其次.对于本研究的各测量变量进行验证性因子分析和区分效度检验；之后，进行描述性统计及差异性检验；最后，使用Edwards和Lambert(2007)提出的“总效应调节模型”对研究模型进行检验。
3结果
3.1验证性因子分子结果
对工作-家庭中心性、工作投入、组织支持、价值认同、关心利益和延迟退休态度6个构念进行验证性因子分析。结果表明，6个因子模型拟合效果最好(x2=850.28，df=259，x2df=3.20，CFI=0.89，IFI=0.89，RMSEA=0.075)。这表明6个构念具有较好的区分效度。
3.2变量之间的描述性统计结果
描述及相关性统计结果显示，工作-家庭中心性、延迟退休态度的平均分均低于理论均值3，呈中等偏下水平。工作-家庭中心性与延迟退休态度、工作-家庭中心性与工作投入、工作投入与延迟退休态度均为显著正相关(见表1)。
3.3假设检验
采用Edwards和Lambert(2007)提出的“总效应调节模型(total effect moderation model)”将中介和调节效应纳入同一个架构中加以整合分析。假设中介过程的三条路径(前因→中介变量、中介→结果变量、前因→结果变量)都有可能受到调节变量的影响，并将直接和间接效应结合起来进行调节节分析。根据Edwards和Lambert的方法，建构下列2个方程：
上述方程中，WFC、JI、ARRA分别代表工作家庭中心(work family gentrality)、工作投入(jab involvement)和延迟退休态度(attitude towardsraising retirement age)，POSi分别代表组织支持(perceived organizational support)中的三个维度：工作支持、价值认同、关心利益。其中方程(1)代表第一阶段影响，方程(2)代表第二阶段影响及直接效应。通过多元线性回归计算。得出2个方程的回归系数(见表2)，并计算效应的大小：(1)第一阶段：由工作-家庭中心性到工作投入的同归系数；(2)第二阶段：工作投入到延迟退休态度的回归系数；(3)直接效应：由工作-家庭中心性到延迟退休态度的回归系数；(4)间接效应：由第一阶段与第二阶段的回归系数相乘而得；(5)总效应：由直接效应与间接效应相加而得；(6)差异：指高组织支持情况下的系数或效应减去低组织支持情况下的系数或效应所得的差。
应用受约束的非线性回归模型(constrained nonlinear regression)，使用拔靴法(bootstrap method)计算路径系数和间接效应、总效应和差异的显著性。通过拔靴法抽取1000个样本的参数估计值.然后将这些估计系数导入EXCEL文件(Edwards & Lambert，2007)中，并根据“偏差校正置信区间(bias-corrected confidence intervals)”确定单纯路径系数以及间接效应、总效应和差异的显著性。由此得到在调节变量不同水平下的第一阶段、第二阶段、直接效应、间接效应和总效应的系数、差异值以及显著性(见表3)。
从表2我们可以得出，工作支持、价值认同、关心利益对工作一家庭中心性到工作投入的路径未起到调节作用：关心利益对工作投入到延迟退休态度路径起到了调节作用，bMZ20=-0.171，p<0.01。
工作投入在工作-家庭中心性与延迟退休态度之间起着中介作用，根据表3的结果。在低工作支持、低价值认同和低关心利益的条件下，第一阶段和第二阶段的影响成立，但是工作-家庭中心性对延迟退休态度的直接效应不显著，这表明在低组织支持水平上工作投入在工作-家庭中心性与延迟退休态度之间起着完全中介作用。无论关心利益的高低，工作投入对工作-家庭中心性与延迟退休态度起着完全中介作用。图2至图5表示了低工作支持、低价值认同及关心利益低组和高组条件下工作投入的中介效应。
由表3可以得出，在不同价值认同水平下。工作-家庭中心性对延迟退休态度的总效应存在显著差异(-0.259，p<0.001)。进一步分析，第一阶段影响中，仅低价值认同影响显著，有正向效果(0.204，p<0.001)；第二阶段中，仅低价值认同影响显著，有正向效果(0.290，p<0.01)；直接效应中，高、低价值认同的差异未达到显著水平；间接效应中，高、低价值认同效应都显著(0.059，p<0.001；0.032，p<0.001)，但两者的差异未达到显著水平。部分证明了H3a。即组织支持调节工作-家庭中心性对延迟退休态度的正向影响作用：组织支持感较低的员工，工作一家庭中心性与延迟退休态度的正向关系较强；组织支持感较高的员工，工作-家庭中心性与延迟退休态度的正向关系较弱。 (王晓庄 骆皓爽 张永翠 吴捷)
采用凌文辁，杨海军和方俐洛(2006)编制的组织支持感问卷。共24个项目，工作支持、价值认同和关心利益等三个维度分别为10个项、7个项目和7个项目。采用6点计分，从1(完全不同意)到6(完全同意)，得分越高，组织支持感越高。本研究中三个维度的内部一致性系数分别为0.894、0.875、0.847。
2.2.4工作投入
采用经张轶文和甘怡群(2005)修订的Utrecht工作投入量表(the utrecht work engagement scale，UWES)，共16个项目。采用5点评分法，从1(非常不同意)到5(非常同意)，得分越高，工作投入水平越高。本研究中量表的内部一致性系数为0.928。
2.2.5控制变量
木研究控制了包括性别、学历、职称、职业类别、组织类型和月收入等人口学变量。以往文献指出这些变量与退休意愿存在相关性(廖楚晖，刘千亦，2015)。同时，由于自评健康状况对于退休决策有显著影响(李琴，彭浩然，2015)，将健康自评也作为控制变量。本研究采用许军，王冬，郭榕和张庆(2006)编制的《自测健康评定量表》生理健康、心理健康、社会健康三个子量表的效标项目，采用10点记分，分数越高，自评健康水平越高。本研究中量表的内部一致性系数为0.777。
2.3数据统计
采用SPSS 20.0和Amos 17.0对收集的数据进行统计分析。首先，对自编的《延迟退休态度问卷》进行项目分析、因素分析及信效度检验；其次.对于本研究的各测量变量进行验证性因子分析和区分效度检验；之后，进行描述性统计及差异性检验；最后，使用Edwards和Lambert(2007)提出的“总效应调节模型”对研究模型进行检验。
3结果
3.1验证性因子分子结果
对工作-家庭中心性、工作投入、组织支持、价值认同、关心利益和延迟退休态度6个构念进行验证性因子分析。结果表明，6个因子模型拟合效果最好(x2=850.28，df=259，x2df=3.20，CFI=0.89，IFI=0.89，RMSEA=0.075)。这表明6个构念具有较好的区分效度。
3.2变量之间的描述性统计结果
描述及相关性统计结果显示，工作-家庭中心性、延迟退休态度的平均分均低于理论均值3，呈中等偏下水平。工作-家庭中心性与延迟退休态度、工作-家庭中心性与工作投入、工作投入与延迟退休态度均为显著正相关(见表1)。
3.3假设检验
采用Edwards和Lambert(2007)提出的“总效应调节模型(total effect moderation model)”将中介和调节效应纳入同一个架构中加以整合分析。假设中介过程的三条路径(前因→中介变量、中介→结果变量、前因→结果变量)都有可能受到调节变量的影响，并将直接和间接效应结合起来进行调节节分析。根据Edwards和Lambert的方法，建构下列2个方程：
上述方程中，WFC、JI、ARRA分别代表工作家庭中心(work family gentrality)、工作投入(jab involvement)和延迟退休态度(attitude towardsraising retirement age)，POSi分别代表组织支持(perceived organizational support)中的三个维度：工作支持、价值认同、关心利益。其中方程(1)代表第一阶段影响，方程(2)代表第二阶段影响及直接效应。通过多元线性回归计算。得出2个方程的回归系数(见表2)，并计算效应的大小：(1)第一阶段：由工作-家庭中心性到工作投入的同归系数；(2)第二阶段：工作投入到延迟退休态度的回归系数；(3)直接效应：由工作-家庭中心性到延迟退休态度的回归系数；(4)间接效应：由第一阶段与第二阶段的回归系数相乘而得；(5)总效应：由直接效应与间接效应相加而得；(6)差异：指高组织支持情况下的系数或效应减去低组织支持情况下的系数或效应所得的差。
应用受约束的非线性回归模型(constrained nonlinear regression)，使用拔靴法(bootstrap method)计算路径系数和间接效应、总效应和差异的显著性。通过拔靴法抽取1000个样本的参数估计值.然后将这些估计系数导入EXCEL文件(Edwards & Lambert，2007)中，并根据“偏差校正置信区间(bias-corrected confidence intervals)”确定单纯路径系数以及间接效应、总效应和差异的显著性。由此得到在调节变量不同水平下的第一阶段、第二阶段、直接效应、间接效应和总效应的系数、差异值以及显著性(见表3)。
从表2我们可以得出，工作支持、价值认同、关心利益对工作一家庭中心性到工作投入的路径未起到调节作用：关心利益对工作投入到延迟退休态度路径起到了调节作用，bMZ20=-0.171，p<0.01。
工作投入在工作-家庭中心性与延迟退休态度之间起着中介作用，根据表3的结果。在低工作支持、低价值认同和低关心利益的条件下，第一阶段和第二阶段的影响成立，但是工作-家庭中心性对延迟退休态度的直接效应不显著，这表明在低组织支持水平上工作投入在工作-家庭中心性与延迟退休态度之间起着完全中介作用。无论关心利益的高低，工作投入对工作-家庭中心性与延迟退休态度起着完全中介作用。图2至图5表示了低工作支持、低价值认同及关心利益低组和高组条件下工作投入的中介效应。
由表3可以得出，在不同价值认同水平下。工作-家庭中心性对延迟退休态度的总效应存在显著差异(-0.259，p<0.001)。进一步分析，第一阶段影响中，仅低价值认同影响显著，有正向效果(0.204，p<0.001)；第二阶段中，仅低价值认同影响显著，有正向效果(0.290，p<0.01)；直接效应中，高、低价值认同的差异未达到显著水平；间接效应中，高、低价值认同效应都显著(0.059，p<0.001；0.032，p<0.001)，但两者的差异未达到显著水平。部分证明了H3a。即组织支持调节工作-家庭中心性对延迟退休态度的正向影响作用：组织支持感较低的员工，工作一家庭中心性与延迟退休态度的正向关系较强；组织支持感较高的员工，工作-家庭中心性与延迟退休态度的正向关系较弱。 (王晓庄 骆皓爽 张永翠 吴捷)