心理契约违背、劳资冲突与员工离职意向关系的实证研究：整合型组织文化的调节作用

张高旗，徐云飞，赵曙明

(南京大学 商学院，江苏 南京 210093)

一、 引 言

由于国内外复杂多变的竞争环境，企业外部的兼并重组、内部的组织变革、人员精简等行为已经成了常态，一些劳资关系矛盾、劳资冲突已成为自经济市场化以来中国最主要的社会冲突[1]。而2008年新《劳动合同法》的颁布实施，也促使企业的劳资关系发生了重大调整。许多企业不愿意或者没有足够的能力再兑现对员工的承诺，从而也导致了员工心理契约违背、工作满意度下降、组织承诺降低以及核心员工流失频繁等问题。为此，如何妥善处理劳资纠纷、劳资冲突，构建和谐劳资关系已成为中国经济社会转型过程中一个不容忽视的问题。劳资冲突常被称作劳动冲突、劳资纠纷、产业冲突或劳方-管理层的冲突，尽管国内外学者对劳资冲突概念的具体表述存在细微差别，但是大多认同劳资冲突是基于雇佣双方不同的利益和偏好而产生的矛盾[2]。从现有研究来看，西方劳资关系研究主要关注工会、集体谈判、劳资冲突的解决途径等内容，而国内学者对劳资冲突的研究则集中在劳资关系的历史演变、劳资冲突的原因、劳资冲突解决方法的法规分析[3]。而且，国内外有关劳资冲突的研究主要以定性分析为主，相关的量化研究比较少。现有研究主要集中在给企业、社会带来影响力、破坏力大的集体劳资关系纠纷、群体性事件的研究之上，而较少关注个体的、隐性的劳资关系冲突给组织和个人带来的影响。劳资冲突是雇主与雇员之间在权利、利益或情感上，无法协调而产生的不一致行为或心理状态[4]，劳资冲突是一种负面的工作态度和行为。个人的负面情绪越高，工作场所的冲突就会越频繁，从而导致离职意向的增加[5]。

Schein[6]认为，心理契约违背是导致劳资关系争议的一个主要根源。因为心理契约违背会给员工的工作态度和行为带来消极影响，进而对组织产生许多负面影响(如，降低组织绩效等)。再加上心理契约违背现象又普遍存在于各类组织之中，因此，心理契约违背成了心理契约研究领域的核心与焦点。尽管目前国内外学者对心理契约的研究趋向成熟，但是对心理契约违背过程机制的实证研究相对较少。心理契约违背的一个潜在影响结果就是员工离职。员工离职会对员工个人和组织发展产生重要影响。国内外学者对员工离职产生的原因和过程进行了大量研究。总体而言，个体层面的人口统计学变量、工作满意度和组织承诺，组织层面的报酬与激励、晋升的研究较多，而对外部环境因素，尤其是个人与环境的契合方面的研究较少。特别是在当前我国经济社会转型的重要时期，哪些因素会影响员工工作态度和行为的变化，从而导致员工产生离职意向，是一个值得深入探讨的理论和实践难题。因而需要构建相应的员工离职模型从更深层次探究员工离职意向的产生机制。

此外，随着企业国际化程度的提高，作为预防人才的过度流动，促进企业适应外部环境变化的手段之一，经营(管理)理念、组织文化再次受到关注[7-8]。尤其是针对中国转型经济的特有国情，企业外部环境、内部工会作用非常有限的情况下，是否可以运用组织文化诸如人、目标、信念、宗旨和价值观等“软”性指标，来协调内部矛盾与冲突，营造和谐的企业氛围？因此，本文基于社会交换和社会情境理论，结合了心理契约违背和劳资冲突的研究，试图探讨心理契约违背对员工的情感、态度和行为会产生怎样的影响，尤其是对员工的离职意向是否会产生影响？具体的作用机制是怎样的？其次，不同类型的劳资冲突是否会影响员工的离职意向，其作用是否存在差异性？劳资冲突在两者的关系中，是否起到了中介作用？为此，本文以我国江苏省和山东省的189家企业为样本，实证检验了心理契约违背对员工离职意向的影响及其产生机制，并揭示了劳资冲突、高度整合型组织文化在其中所起到的中介与调节作用，从而丰富和发展了心理契约和员工离职的研究，为企业的管理决策提供了理论依据。

二、 理论与假设

(一) 心理契约违背与离职意向

心理契约是由组织造就的个人信念，是关于个人与其组织之间交换协议的各个条款，心理契约具体规定了员工认为他们对组织应尽的责任和义务，以及他们认为应该得到的、相应的回报[9]。心理契约的核心要素是员工相信组织将履行其承诺。心理契约对于持有它的个人而言，非常重要。因为个人的态度和行为所受的影响将很大程度上取决于个人对另一方已经履行自己的责任和义务的认知[10-12]。现有研究将心理契约概念化为个人与其组织之间存在的社会交换关系的一个方面(例如，Robinson和Morrison[13])。社会交换关系[14-15]是由各方参与的自愿行为组成，并期望对方以这种或那种方式来回应这些行为。尽管交换关系的确切性质并未事先充分说明，但对互惠的普遍期待左右交换关系的发展。社会交换理论认为，个人都设法维持互惠互利以及与组织的公平和平衡的关系[15]，而当雇员感知到组织对他们所承诺的与从组织得到之间存在差异时，就会发生心理契约违背[9，11]。因为这种差异代表了社会交换关系中的不平衡，并被描述成一种分配不公。

Robinson和Rousseau[16]将心理契约违背定义为员工对组织未能履行其承诺或义务的程度的认知。未履行的承诺剥夺了员工所期望的结果，往往与一种分配或者结果不公平的认知有关。由于契约是在诚信和公平交易的假设下才会出现的，它还涉及一方对另一方承诺的信任问题。因此，心理契约违背会对有关各方带来严重的后果。以前关于心理契约的研究主要集中在心理契约违背的结果上。这些研究都表明心理契约违背对员工的态度和行为都会产生消极的影响，如：情感承诺减少[17-18]，工作满意度降低[16，19]，组织公民行为减少[10,20]，以及绩效下降[21-22]。学者们还一致认为心理契约违背与离职意向正相关[16-17,19]。虽然心理契约违背的这些直接结果已经得到了广泛认证，但对心理契约违背上述结果相关过程的关注相对较少。关于心理契约违背与员工离职意向的关系，国内外研究都显示，心理契约破裂或者违背是解释员工不良态度和行为的一个关键的前因变量。因此本研究假设：

H1：员工的心理契约违背对离职意向产生显著的正向影响。

(二) 心理契约违背与劳资冲突

心理契约违背是一种情绪和情感状态，可能在某些情况下，是从一个员工意识到组织未能充分维护其心理契约开始的[23]。心理契约违背的因素包括预期结果没有发生(例如，失望和挫折)，以及更深层次上，由于组织违背诺言而导致的背叛、愤怒和苦恼的情绪[11,23]。根据社会交换理论，互惠和交换双方的平衡至关重要。互惠强调交换双方需要给对方提供有益价值，并且这种互惠从时间和内容来看是平衡的，即在交换关系中，双方承担的责任和义务是匹配和均衡的。在员工与组织的交换关系中，心理契约违背意味员工未感知到组织的回馈，从而也没有动力继续投入工作。双方的交换关系是不平衡的，并且员工处于不利地位，导致员工产生负面的工作态度和行为，从而引发劳资关系矛盾和冲突。Schein[6]认为，心理契约违背是导致雇佣关系争议的一个主要根源。心理契约违背会使得总体的工作满意度降低，减少组织承诺，减少组织公民行为和降低工作效率等，会导致大量显性或者隐性的劳资冲突，如Vincent和Grugulis[24]研究发现心理契约违背会造成组织功能失调。心理契约违背会对工作流程产生负面影响，继而又有可能导致员工离职率增加，员工缺勤率提高以及对组织的忠诚度下降[25]。心理契约违背是一种愤怒和背叛的情绪反应，会导致员工对组织的信任度下降，工作满意度降低[23,26]。由于员工将他们的反应视为恢复公平性的手段，他们会拒绝雇主不满足交换期望的责任，并可能进一步导致雇佣关系的恶化。有关研究也已经证实，面临心理契约违背，员工会作出“忽视、表达、退缩或破坏”的反应，以恢复公平，或者最终选择退出与终止雇佣关系[27]。Rousseau[9]指出，员工感知到的心理契约违背(PCV)的行为反应主要有四种，包括员工可能辞掉工作(即退出，Exit)/表达他们的担忧或不满(即呼吁行为，Voice)/被动且乐观地等待环境的改善(即沉默，Silence)/缺勤，浪费工作时间或在工作时间内做自己的事情(即忽视行为，Neglect Behavior)。忽视行为除了被动过失之外，还可能涉及积极的破坏行为，包括盗窃和工作场所的攻击行为。因此，从理论逻辑推理，心理契约违背可能会对劳资冲突产生一定的影响。

雇员与雇主之间的劳资冲突，包括利益冲突、权利冲突和情感冲突[28-29]。权利冲突是在应用、解释已建立的规则或法律的时候，而产生的冲突[30]，又可称作实现既定权利的争议。利益冲突是指两方成员对稀少资源的争夺或者权力分配的不均，所引起的冲突[31]。情感冲突是指个体或者群体在情感或者动机态度上，与另一个体或群体不同，所产生的行为结果[32]。劳资冲突是劳资双方互动的结果，由于权力的不平衡，这又是一种根本的、不可避免的利益冲突[29]。劳资冲突的主要原因是劳动者的权益受到了侵害[2]，当今中国的劳资冲突主要涉及基层劳动者的维权纠纷，例如雇主违反合同，侵犯雇员合法权利，雇员为生活保障和基本工作条件的争斗[33]。根据社会交换理论，心理契约违背意味着在双方的交换关系中，员工感知到自己的权力和利益受到了侵害，未得到组织应有的保障和回馈。在这种不平衡的关系中，员工会产生一系列负面情感，如不满、失望与愤怒等。因此，我们推测心理契约违背对权利冲突、利益冲突和情感冲突会产生显著的正向影响。为此，本研究提出以下研究假设：

H2a：心理契约违背对权利冲突具有显著的正向影响。

H2b：心理契约违背对利益冲突具有显著的正向影响。

H2c：心理契约违背对情感冲突具有显著的正向影响。

(三) 劳资冲突在心理契约违背与离职意向关系中的中介作用

社会交换理论认为，交换关系中的双方总是试图维持交换关系的平衡。如果员工感知到组织兑现了其在心理契约中的承诺，就会以积极的态度和行为配合、支持组织；而如果感知到组织未能兑现其承诺，心理契约就会破裂，因而会产生一种被欺骗的感觉，从而减少对组织的支持行为，甚至产生具有破坏性的态度和行为。心理契约决定了个人与其组织之间存在的社会交换关系[14-15]。以往研究表明，员工试图保持这种成本和收益之间的平衡[34]。而心理契约违背则是一种消极的，有时会出现一种相对强烈的情感反应。也就是说，心理契约违背被定义为一种情绪反应，在这其中，员工由于认为组织未能履行其承诺，而感到愤怒和背叛[23,26]。心理契约违背与奖励和福利分配，正式的组织规则和实践，以及在工作场所的日常人际互动中，缺乏公平性的感知相关。也就是说，心理契约违背可能与员工对雇主在履行心理契约的义务时，缺乏价值和坦诚的感知相关[35]。因此，可以认为心理契约违背可能会与员工的愤怒、挫折感和无助感的体验相关[36]。

根据社会交换理论，员工在经历了一种被称为心理契约违背的情感反应之后，反过来会减少他们对其组织的贡献(例如:Robinson和Rousseau[16])，会导致付出努力和参与行为的减少[11]以及拒绝合作，从而推进下一步的行动计划[37]。心理契约违背还会产生很多消极的态度变量，例如:愤怒、挫折、玩世不恭(犬儒主义)、工作不满、缺乏信任以及负面的行为变量，例如角色内、外绩效的恶性循环[21,38]、创造性、承担责任以及增加离职意向。心理契约违背会通过劳资冲突对离职意向产生影响。因此，我们推测员工的心理契约违背首先会引起劳资冲突，然后，通过劳资冲突对离职意向产生影响，在心理契约违背与离职意向之间劳资冲突起到了中介作用。

因此本研究基于上述理论分析以及相关的实证研究结论，提出以下研究假设：

H3a：权利冲突在心理契约违背和离职意向之间起到中介作用。

H3b：利益冲突在心理契约违背和离职意向之间起到中介作用。

H3c：情感冲突在心理契约违背和离职意向之间起到中介作用。

(四) 高度整合型组织文化的跨层次调节作用

社会情境理论表明文化、氛围、政治和社会交往过程等社会情境是影响员工态度、行为和组织效能的重要因素[39]。之所以社会情境或员工工作环境影响他们对组织的态度，是因为社会环境提供员工直接认知的信念、态度、需求和行为指导。组织文化是同一组织成员共享的、影响其行为的一系列信念和价值观[40-42]。文化反映出通常的思维方式和行为方式。组织文化的影响力相当强大，它会通过各种规章制度、语言、符号、仪式、故事、禁忌和群体规范等形式，塑造并影响其组织成员的认知、情绪和行为[40]。Schneider[43-44]认为，组织文化是一个重要的情境变量，当组织文化与他们自己的能力、工作价值和利益一致时，个人能够发挥其潜力。

社会交换动机对感知到的心理契约违背会产生直接的影响。文化会直接影响与组织保持联系的愿望的程度，以及嵌入这一关系中的道德义务的感知，增强与组织之间的相互依存关系。社会交换动机也会对心理契约违背产生间接的文化影响，因为文化价值观限定了对特定的最终状态或行为模式的偏好。文化特征和情境特征还会对感知到的心理契约违背产生交互作用[45]。根据心理压力和情感的理论[46-47]也发现在文化情境下形成的、关于冲突局势的信念和期望会调节冲突的反应和行为[48-50]。由此可见，劳资冲突(LC)和员工态度、行为之间的关系，也会受到情境的影响。如果情境有利于不良情绪的表达、缓解，那么不良情绪与态度、行为之间的关系就可以得到弱化。反之，如果情境不利于不良情绪的表达，它们之间的关系就会被强化。此外，组织文化也是一种重要的工作情境因素，高度整合型的组织文化能给员工提供一种轻松、和谐的工作氛围，让员工能够理解组织对自己的任务、要求，并能按照自己的方式开展工作。同时，也能给员工提供自我发展的空间，从而提高员工的工作满意度，让员工找到归属感。在高度整合型组织文化环境中，劳资冲突对员工的态度、行为的负面影响可以得到改善。因此，我们推测组织文化对劳资冲突和离职意向之间的关系起到调节作用。在一个高度整合型的组织文化情境中，劳资冲突对离职意向的影响作用减弱。

因此本研究基于上述理论分析以及实证研究的结论，提出如下的研究假设：

H4a：组织文化对权利冲突和离职意向之间的关系起到调节作用，在高度整合的组织文化环境中，权利冲突对离职意向的正向作用越弱。

H4b：组织文化对利益冲突和离职意向之间的关系起到调节作用，在高度整合的组织文化环境中，利益冲突对离职意向的正向作用越弱。

H4c：组织文化对情感冲突和离职意向之间的关系起到调节作用，在高度整合的组织文化环境中，情感冲突对离职意向的正向作用越弱。

如图1所示，本研究可以概括为一个包含中介的跨层次调节效应模型(图1)。

图1 理论模型

三、 研究设计

(一) 研究样本与研究程序

为了确保样本质量，保证数据回收率，先由课题组成员分别联系各个行业协会，政府各级经济开发区，或者高新技术园区的负责部门。然后，随机选择20至30家企业，经过所在园区管理人员的协助，再由课题组成员与相关企业取得联系，进行实地调研。课题组成员进入企业与相关人员取得联系，说明调查目的和调查方法。最后，调查主要采用现场填答和回收的方法，如遇现场无法完成的情况，课题组成员留下填有地址和贴好邮票的信封，等被试人员填答完毕后，邮寄回课题组。

为了确保数据的质量，避免同源方差产生的影响，此次调研采用了配对样本法收集研究数据。企业高管填写组织文化问卷，员工填写心理契约违背、劳资冲突和离职意向问卷。此外，此次调查问卷采用了李克特7点制量表，从“1-非常不符合”到“7-非常符合”，对所有的问卷题项进行计分。由于本研究需要采用层级回归、结构方程模型(SEM)和多层线性模型对相关数据进行分析、检验，对样本数量有一定的要求。因此，课题组分别在江苏南京和山东威海、烟台等地区的企业进行了调研，一共向189家企业发放问卷1600份，回收问卷1366份(其中，山东地区为488份)。去除连续5个缺失值，多个题项分值相同，反向题填答自相矛盾，或者有一个变量填写空白的问卷后，最终保留了167个组织层面样本和1126名个体层面样本，问卷有效率达到了70%。

被调研的企业具有以下特征：(1)企业性质以私营企业为主，占41%，其他依次为国有企业31%，外资企业17%，其他类型的企业11%。(2)企业规模以101-500人的中小型企业居多，占43%，其他依次为2001人以上大中型企业的20%，100人以下小型企业的12%，501-2000人中型企业的10%。总体而言，被调研的一百多家企业涵盖了不同所有制、不同行业以及不同规模的典型企业，样本分布具有较强的代表性。具体如表1所示。

表1 样本企业特征分布(N=167)

(二) 研究变量

本文对心理契约违背变量的测量主要借鉴了Robinson和Morrison[23]开发的包含心理契约破裂五个题项，以及包括“我对我的公司感到很生气”等在内的、心理契约违背四个题项的量表。本研究中，心理契约违背量表的Cronbach’s α系数为0.959。

对劳资冲突变量的测量，主要借鉴了Zhou等[51]所发展的量表，包含了情感冲突、权利冲突和利益冲突三个维度。对于劳资冲突的提问方式，为了企业能够更好地配合，均采用了反向处理的方式。其中，利益冲突包含了“公司给了我十分丰厚的薪酬待遇”和“公司给我的薪酬待遇比我预期的还要高”等四个题项；情感冲突包含了如“在公司，当员工工作和生活发生冲突时，能够得到主管的支持。”和“我的主管关心我的个人感受，不仅仅是把我当作劳动机器。”等在内的四个题项；权利冲突包含了“公司按照国家法律规定为员工办理各项社会保险”和“公司按照国家规定给予假期加班报酬”等在内的五个题项。本研究中，情感冲突量表的Cronbach’s α系数为0.910，利益冲突量表的Cronbach’s α系数为0.885，权利冲突量表的Cronbach’s α系数为0.876。

离职意向变量的测量，主要借鉴了O’Reilly等[42]开发的问卷，包括“我有离开这公司的想法”和“如果可能，我现在就想辞职。”等四个题项。本研究中，离职意向量表的Cronbach’s α系数为0.914。

对于组织文化变量的测量，我们则借鉴了Tsui等[52]开发的问卷，关注的是组织文化所具有的内部整合与外部适应两大功能。其中，属于内部整合的包括员工发展和人际和谐两个维度；而属于外部适应的则包括顾客导向、结果导向(社会责任)和创新导向三个维度。该量表包含了诸如“关心员工个人的成长和发展”“重视团队建设”“最大限度地满足顾客的需要”“重视社会责任”和“乐于接受新鲜事物”等二十三个题项。在本研究中，组织文化量表的Cronbach’s α系数为0.968。

在控制变量方面，借鉴已有文献[52-53]，在组织层面方面，本文主要考虑了企业所有制性质和企业规模作为主要控制变量。对于所有制性质，我们将其划分为国有企业、中外合资企业、外商独资企业、私营企业、集体企业和其他等六大类，并以其他类型参照组，设置了五个虚拟变量。而对于企业规模，根据企业员工数量多少，划分了50人以下、50-100人、101-500人、1001-2000人和2001人以上等五个等级，并按以上等级，分别对企业规模赋值1到5。

同时，在个体层面，我们控制了问卷填写人的人口特征，如性别、年龄、教育程度、月收入和用工方式等变量，以减少一些可能影响离职意向的、潜在的个人偏差。其中，对于月收入，根据员工的收入高低，我们划分了2,000元及以下、2,000-2,999元、3,000-3,999元、4,000-4,999元和5,000元以上等五个等级，并按照以上等级，分别对月收入赋值1到5。对于用工方式，我们将其划分为固定工、临时工、劳务派遣工、小时工和其他等五大类，并以其他类为参照组，设置了5个虚拟变量。对于性别进行了虚拟变量处理，男性为“1”，女性为“2”。教育程度分为四个等级，分别为高中及以下、大专、本科和研究生，分别赋值1到4。年龄则以出生年份来测量。

(三) 数据的分析方法

由于本文的变量涉及个体与组织两个层次，因此，我们将主要采用结构方程模型(Mplus7.4)与多层次线性模型(HLM6.06)来进行假设检验。此外还将采用SPSS23.0进行其它必要的统计分析。具体的统计分析包括：首先，采用Mplus7.4针对本文所涉及的变量进行验证性因子分析，考察所使用量表的区分效度；其次，运用SPSS22.0进行描述性统计分析、变量的相关分析；再次，由于主效应和中介效应的检验，都可以在中介效应检验的同时进行检验。因此，本文利用Mplus7.4统计软件，建立相应的二阶验证性因子分析的结构方程模型，按照Baron和Kenny[54]所提出的中介效应的检验方法，对主效应和中介效应一次性进行检验；最后，运用多层次线性模型检验高度整合型(对内整合与对外适应)组织文化分别对劳资冲突三个维度变量，即利益冲突、情感冲突和权利冲突与员工离职意向之间关系的跨层次调节作用。

四、 实证结果与分析

(一) 效度检验

在效度检验方面，本研究对心理契约违背、组织文化、利益冲突、情感冲突、权利冲突和离职意向所构成的六因子模型进行了验证性因子分析(CFA)。如表2的结果所示，从模型拟合度的各项指标来看，六因子模型的对实际数据的拟合效果比其他嵌套模型的拟合效果都要好。该模型的拟合度指标如下：χ2/260=3.73，RMSEA=0.049，TLI=0.875，CFI=0.892。这就表明了本文中六个变量之间具备良好的区分效度。

表2 验证性因子分析结果

注：FV表示变量“心理契约违背”，IC表示变量“利益冲突”，EC表示变量“情感冲突”，RC表示变量“权利冲突”，IL表示变量“离职意向”，OC表示变量“组织文化”，+表示两个因子合并为一个因子

(二) 描述性统计分析

表3的描述性统计分析结果显示，情感冲突、利益冲突和权利冲突等三个主要变量的得分均值分别为2.974、3.745和2.455，而其最高分值为7，分别包含4、4和5个题项，则其得分比率分别为42.48%、53.50%和35.07%。由此可见，在当前中国的转型经济条件下，大多数被调查员工与所在企业之间，或多或少地都有上述三类劳资冲突存在，尤其是利益冲突。我们进一步地发现离职意向得分的均值为2.154，其对应的测量量表分值为7，包含4个题项，其得分比率高达30.78%。这也就意味着在复杂多变的外部环境影响下，被调查的较多数企业中，都有员工的离职意向存在。总之，上述描述性统计结果与我们的预期基本吻合。

表3 描述性统计结果与相关系数矩阵(N=1126)

注：***表示p<0.001，**表示p<0.01，*表示p<0.05，双尾检验

(三) 各变量间的相关分析

如表3所示，心理契约违背与离职意向(r=0.209，p<0.01)，与利益冲突(r=0.124，p<0.01)，与情感冲突(r=0.185，p<0.01)，与权利冲突(r=0.296，p<0.01)都呈现出显著正相关关系。同时，利益冲突与离职意向(r=0.207，p<0.01)，情感冲突与离职意向(r=0.332，p<0.01)，权利冲突与离职意向(r=0.487，p<0.01)均显示出较强的正相关关系。可以说，上述相关分析结果初步支持了本文的研究假设1～3。对表3进一步分析，我们还可以发现组织文化与心理契约违背、利益冲突、情感冲突、权利冲突、离职意向也有显著的相关性，相关系数分别为-0.091、-0.220、-0.162、-0.173、-0.110，显著水平都在0.01以下。这也可以说明，组织文化作为一种组织共享的价值观可能会对员工的态度和行为产生重要的影响。

为了获得更为稳健的实证证据并检验其他几个假设，我们还需要进行阶层回归分析以及构建跨层次的阶层线性模型。

(四) 心理契约违背与离职意向：劳资冲突的中介作用检验

由于主效应和中介效应的检验，都可以在中介效应检验的同时进行检验。因此，本研究利用Mplus7.4统计软件，建立相应的二阶验证性因子分析的结构方程模型，按照Baron和Kenny[54]所提出的中介效应的检验方法，对主效应和中介效应一次性进行检验。

由表4可以看出，第一步，以心理契约违背(FV)为自变量，分别以利益冲突(IC)、情感冲突(EC)和权利冲突(RC)为因变量的回归分析结果，心理契约违背对利益冲突产生显著的正向影响(β=0.076，p<0.01)，对情感冲突产生显著的正向影响(β=0.161，p<0.001)，对权利冲突产生显著的正向影响(β=0.219，p<0.001)。因此，中介效应的第一个条件首先得到了满足。与此同时，H2a、H2b和H2c的假设，也得到了验证和支持。

第二步，主效应的检验，即以心理契约违背(FV)为自变量，以员工离职意向为因变量的回归分析。从表4中的检验结果可以看出，心理契约违背对离职意向存在显著的正向影响(β=0.143，p<0.001)。因此，主效应的假设，即H1假设，得到了验证和支持。

第三步，同时以心理契约违背、利益冲突、情感冲突和权利冲突为自变量，以员工离职意向为因变量，进行回归分析。从表4中的检验结果可以发现，情感冲突和权利冲突都对离职意向，产生显著的正向影响(β=0.100，p<0.001；β=0.460，p<0.001)，而利益冲突对离职意向产生显著的负向影响(β=-0.067，p<0.01)，确切地说介于显著不显著的临界点(详见表6中介效应两种Bootstrap法，95%置信区间的比较结果)，心理契约违背不再对离职意向产生显著的影响(β=0.030，p>0.05)。由此可见，劳资冲突三维度，即权利冲突、情感冲突和利益冲突，在心理契约违背和员工的离职意向之间的关系中，都起到了中介作用，而且是完全中介作用。因此，H3a、H3b和H3c假设，都得到了验证和支持。

表4 二阶验证性因子分析模型检验结果

注：拟合指数X2/df=7.388；CFI=0.879;TLI=0.871;RMSEA=0.075;SRMR=0.085

表5 心理契约违背对员工离职意向的直接效应和间接效应

此外，我们对劳资冲突的三个维度还做了中介效应的差异检验，如表5所示。对这些结果的解释是，利益冲突、情感冲突和权利冲突作为一个整体，确实对离职意向有显著的影响作用。对离职意向的总效应和直接效应分别为0.144，p<0.001和0.03，p>0.05。总效应与直接效应之间的差异是通过三个中介所产生的总间接效应，点估计值为0.115，95%BC Bootstrap置信区间为0.088～0.147(故可以断定，总效应和直接效应之间的差异是显著的)。从表5中还可以看出，a(从心理契约违背到中介)和b(从中介到离职意向)路径的方向与解释基本一致(其中，利益冲突的β系数虽然为负，但是其效应正好介于显著和不显著之间)，即心理契约违背越严重会导致越多的利益冲突、情感冲突和权利冲突，进而导致更高的离职意向。这也进一步验证和支持了假设H2a、H2b、H2c以及H3a、H3b和H3c。

在多重中介模型中，不仅要关注自变量X对因变量Y的总间接效应，而且还要关注特定的间接效应。从表6可以得知，具体的间接效应分别为a1b1=-0.005(通过利益冲突IC，置信区间起始于0点)，a2b2=0.017(通过情感冲突EC)和a3b3=0.103(通过权利冲突RC)。该表中还报告了这些效应的S.E.和Z值，以及每种间接效应的置信区间。

表6 劳资冲突三维度中介效应的比较

注:拟合指数X2/df=10.757；CFI=0.908；TLI=0.894；RMSEA=0.093；SRMR=0.197

对具体的间接影响的检验表明，利益冲突、情感冲突和权利冲突的中介95%的置信区间CI都不包含零(其中，利益冲突处于临界点)，也就意味着都会对离职意向产生的间接影响作出贡献。从表6中还可以看出，对间接效应配对比较的检验表明，通过权利冲突产生的特定间接效应大于通过情感冲突产生的特定间接效应，BC 95%CI为-0.124～-0.056。通过情感冲突产生的特定间接效应大于通过利益冲突产生的特定间接效应，BC 95%CI为-0.043～-0.009。在这些被检验的潜在中介变量中，不难看出权利冲突可能是一个重要的中介变量(Z=5.871，p=0.000)。

(五) 劳资冲突与离职意向：高度整合型组织文化的跨层次调节作用

本研究采用多层线性模型(HLM)的三步骤检验的方法，并利用变量的交互项来检验其调节效应。首先，以离职意向为因变量，构建没有任何自变量的零模型(具随机效应的单因素方差分析)；其次，构建以个体层次与群体层次因素为自变量的跨层次直接模型；最后，构建组织文化的跨层次调节效应模型。为了降低多重共线性关系所造成的分析结果的偏差，对各自变量、调节变量都进行了中心化处理。具体参数估计与检验结果如表7所示。

表7 阶层线性模型HLM的参数估计与检验结果

续表7

注：***代表p<0.001，**代表p<0.01，*代表p<0.05。括号内为标准误

1.零模型。由于本研究假设个体层次的员工离职意向可由个体层次变量与组织层次变量的共同作用来解释，因此，首先必须确认因变量离职意向有足够的组间差异存在。有鉴于此，本研究构建了不含任何预测变量的零模型作为基础模型，来估计各个层次变量对因变量变异的解释度大小，然后确认组织层次的变量对个体层次的因变量是否具有显著的预测效应。由表7可知，第二层组织层组间方差(τ00)为0.674，且卡方检验的结果也非常显著。即χ2(150)=634.042，p<0.001。此外，组织层组内方差(δ2)为0.869，由此可以计算得出组内相关系数ICC(1)值为0.437。根据Cohen(1988)的建议是属于高关联程度，是不可忽略的组间的差异。因此，根据ICC(1)的估计结果，因变量离职意向存在显著的组间差异，可以进行二层显性模型的假设检验(χ2(150)=643.042，p<0.001)。

2.跨层次的直接作用模型。接下来，本研究在零模型中加入对解释变量可能会产生影响的员工人口统计学变量和组织特征变量作为控制变量(例如：性别，年龄，受教育程度，公司性质，行业等)，然后，再将劳资冲突的三维度变量分别带入含有组织文化(组织层次变量)的模型2(IC)、2(EC)和2(RC)中。表7的结果表明，离职意向分别与利益冲突显著正相关(β1=0.161，p<0.001)，与情感冲突显著正相关(β1=0.247，p<0.001)，与权利冲突显著正相关(β1=0.348，p<0.001)。而在利益冲突、情感冲突和权利冲突的三个模型中，组织文化的跨层次直接效应都不显著(γ01=-0.034(0.037)，p>0.05；γ01=-0.026(0.039)，p>0.05；γ01=-0.026(0.036)，p>0.05)。此外，组织文化与利益冲突对员工离职意向的影响，组内方差(δ2)为0.850、组间方差(τ00)为0.655，这意味着员工离职意向的组间方差有43.52%可以被组织文化所解释，并且卡法检验显著，χ2(146)=600.981，p<0.001。组织文化与情感冲突对离职意向的影响，组内方差(δ2)为0.833、组间方差(τ00)为0.615，这意味着员工离职意向的组间方差有42.47%可以被组织文化所解释，并且卡法检验显著，χ2(146)=564.098，p<0.001。组织文化与权利冲突对离职意向的影响，组内方差(δ2)为0.818、组间方差(τ00)为0.526，这意味着员工离职意向的组间方差有39.25%可以被组织文化所解释，并且卡法检验也显著，χ2(146)=545.585，p<0.001。

3.跨层次的调节作用模型。为了检验假设4a、4b和4c，本研究分别构建了以斜率作为结果变量的模型3(IC)、3(EC)和3(RC)，并在组织层次分别加入组织文化与利益冲突、情感冲突和权利冲突的交互项，以检验组织文化和劳资冲突三个维度的交互作用对员工离职意向的效应。表7的结果显示，组织文化对权利冲突违背与离职意向之间的关系起到了显著的调节作用(γ11=-0.083**，p<0.01)，因此，假设H4a得到了支持。组织文化对情感冲突与离职意向之间的关系也起到显著的调节作用(γ11=-0.077，p<0.05)，研究结果与假设一致，研究假设H4c也得到了支持。然而，组织文化不会对利益冲突与离职意向之间的关系起到显著的调节作用(γ11=-0.049，p>0.05)，研究结果与假设不一致，因此，研究假设H4b没有得到支持。

此外，为了直观地表达组织文化对权利冲突、情感冲突和离职意向之间关系的调节作用，本研究绘制了相应的调节效应图(分别见图2和图3)。从示意图中也可以看出，组织文化对权利冲突、情感冲突和离职意向之间的关系都起到了调节作用。总体来看，在低度整合型组织文化的组织中，权利冲突、情感冲突与员工离职意向之间的相关关系比较强；而在高度整合型组织文化的组织中，权利冲突、情感冲突与员工离职意向之间的相关关系比较弱。

图2 组织文化对权利冲突与离职意向之间关系的调节效应

图3 组织文化对情感冲突与离职意向之间关系的调节效应

五、 研究结论与启示

本研究基于社会交换、心理契约与劳资冲突理论相结合的独特视角，考察了心理契约违背、劳资冲突与离职意向三者之间的关系，并检验了高度整合型组织文化的影响。通过对167家企业高管和1126名员工的数据分析，本文发现：心理契约违背显著地增强了员工的离职意向，中国情境下劳资冲突由三个维度构成，而劳资冲突的三个维度在其中发挥了完全中介的作用；并且，劳资冲突三个维度对离职意向的影响效应具有差异性，即通过权利冲突的产生特定间接效应大于通过情感冲突，通过情感冲突的大于通过利益冲突所产生的特定间接效应。在其中，权利冲突是一个重要的中介变量；高度整合型组织文化对权利冲突、情感冲突与离职意向之间的关系起到调节作用，但对利益冲突与离职意向之间关系的调节作用并不显著。

本研究的理论贡献主要体现在以下几个方面：(1)劳资冲突的实证研究。由于缺乏相应的测量量表，国内外学者大多采用定性方法来对劳资冲突进行研究，实证研究结果相对不足。本文验证了劳资冲突的三维度结构，为劳资冲突后续深入的量化研究奠定基础。而且通过理论推演、分析，指出了心理契约违背对员工离职意向的影响会通过劳资冲突的中介而产生。此外，劳资冲突三个不同维度之间的间接效应存在差异性。(2)心理契约违背-劳资冲突-离职意向的作用机制。现有研究中对心理契约违背的影响因素和结果的研究非常丰富，但是探讨心理契约发生影响过程机制的研究相对不足。心理契约违背是导致雇佣关系争议的一个主要根源[7]。冲突认知中介消极情绪和离职意向之间的关系。本研究通过理论的归纳演绎、模型构建和实证研究的方法，验证了心理契约违背通过劳资冲突的中介对员工离职意向的影响机制，从而拓展了心理契约理论的研究。(3)整合型组织文化的跨层次调节作用。在心理契约违背对员工的离职意向产生作用的过程中，还会受到相关情境的影响。而社会情境理论很好地解释了组织文化、HRM系统、氛围等组织层面的因素对员工个体态度、行为以及对组织绩效的影响机理。根据这一理论，选取组织层次的组织文化作为重要的情境变量，验证了整合型组织文化在劳资冲突与员工离职意向之间的关系中所起到的跨层次调节作用，从而推进了组织文化理论的研究。

本文的研究结论对于市场化经济转型过程中，企业劳资关系冲突管理、员工心理契约的维护以及组织文化的建设具有重要的启示作用。企业的管理者不仅要关注与员工之间签订的有形的协议，更要关注隐形的心理契约，并采取一定的有效措施，对员工的心理契约加强管理。本研究的结论显示，心理契约违背会对劳资冲突产生重要的影响，并借此影响员工的离职意向。为此：(1)从员工的招聘录用到解聘全过程的心理契约管理。虽然心理契约作为正式契约的补充，涉及的是雇佣双方的主体责任，但Rousseau等学者认为，心理契约主要还是员工对雇佣双方交换关系的认知，组织对员工的主体责任是其核心要素。因此，企业从招聘录用到最后员工被解雇的全过程，都要很好地履行自己的承诺。(2)由于心理契约包含关系责任因素，企业有义务向员工提供长期的工作保障，良好的职业生涯发展前景，与员工建立长期稳定、互利共赢的合作关系。 (3)心理契约还包含交易因素，因此，企业要向员工提供与其工作、能力、贡献相匹配的、公平合理的薪资报酬和福利待遇、工作条件等经济利益和物质利益。

本研究仍然存在以下几个方面的不足：首先，量表的适用性问题。本研究采用的量表主要来自国外学者开发的量表，由于受语言、文化等诸多因素的影响，可能会造成不一定适用于中国情境的问题。其次，横截面数据问题。横截面数据只能得出心理契约违背、劳资冲突和员工离职意向等变量之间的相关关系。要得出因果关系的结论，需要更为严谨的纵向研究设计。再次，同源方差问题。本研究所采用的数据均来源于自陈式报告，尽管本研究中采用了配对调研，高管填写组织文化问卷，员工填写心理契约违背、劳资冲突和离职意向问卷，在数据分析中，也采用了中心化处理等方法，但仍然很难避免同源方差问题对研究结论所造成的可靠性的影响。针对以上不足，本研究认为未来的研究，需要对以下几个方面进行完善：(1)根据中国文化情境开发相应的量表，避免由于量表原因所造成的测量误差。(2)采用随机抽样的方法获取数据，提高研究结论的外部效度。(3)采用纵向设计，收集不同时点的数据，获取变量间客观真实情况，提高研究结论的严谨性。(4)使用配对问卷设计，避免社会赞许性问题对调研结果的影响。