system: [SYSTEM]

user: 4. 研究结果 4.1. 数据的预分析 为避免同源误差，本文严格按照Podsakoff等(2003)推荐的方法进行了处理。首先，通过保证保密性而提高被测的参与度。在数据收集过程中，为确保研究结果真实、准确、严谨，作者全程负责问卷调查。其次，本文将问卷中的所有题项放在一起做因子分析，不进行旋转的第一个主成分就是同源误差的量，如果这个量不占大多数，那么同源误差的情况就不足以影响到研究结论。因子分析后发现，第一个主成分是28.85% (表格省略)，不占大多数。通过以上方法，综合控制了可能存在的同源误差，使其基本不会影响研究结论。 4.2. 描述性统计分析 各变量的均值、标准差和相关系数如表2所示。从中看出，在人口特征变量中，年龄与工作–家庭侵入负相关关系显著(β = −0.1， p ≤ 0.01)，性别与工作–家庭支持氛围正相关关系显著(β = 0.10， p ≤ 0.01)，工作时间与心理契约违背正相关关系显著(β = 0.1， p ≤ 0.01)；工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益正相关关系显著(β = 0.29， p ≤ 0.01)，工作–家庭支持氛围与心理契约违背负相关关系显著(β = −0.31， p ≤ 0.01)，工作–家庭增益与心理契约违背负相关关系显著(β = −0.34， p ≤ 0.01)，工作–家庭侵入与心理契约违背正相关关系显著(β = 0.19， p ≤ 0.01)。 4.3. 信度与效度检验 4.3.1. 信度检验 各变量的内部一致性信度与组合信度如表3所示。从中看出，内部一致性信度采用α系数，一般要求大于0.7，本文各变量的α系数均在0.7以上，适合作进一步研究。组合信度采用CR指标，一般要求大于0.7，本文各变量的CR值均大于0.8，结果比较理想。 4.3.2. 效度检验 采用Chin(1998)推荐的方法进行效度检验，通过因子载荷和平均方差抽取量(AVE)来检验潜在变量的收敛性，利用测量指标的交叉载荷系数检验潜变量的区分效度。此外，如果AVE的平方根大于其他所有 Table 2 Statistic description and correlation coefficient matri 平均值 标准差 1 2 3 4 5 6 7 1.年龄 31.95 7.14 2.性别 1.52 0.50 −0.10 ** 3.工作时间 41.47 11.81 −0.01 −0.13 ** 4.工作–家庭支持氛围 3.88 0.63 −0.02 0.10 ** −0.02 0.85 5.工作–家庭增益 3.66 0.65 0.03 −0.06 −0.05 0.29 ** 0.72 6.工作–家庭侵入 2.34 0.56 −0.10 ** −0.06 −0.04 −0.06 −0.01 0.92 7.心理契约违背 2.33 0.90 −0.00 −0.01 0.10 ** −0.31 ** −0.34 ** 0.19 ** 0.90 表2. 描述性统计分析和相关系数矩阵 注：N = 668，对角线上的黑体代表 AVE 的平方根， * p ≤ .05， ** p ≤ 0.01，双尾检验。 Table 3 The reliability and validity of construct 构念 测量条目 Cronbach’s α CR AVE 工作–家庭支持氛围 3 0.82 0.89 0.73 工作–家庭增益 4 0.71 0.81 0.52 工作–家庭侵入 5 0.96 0.97 0.86 心理契约违背 4 0.93 0.94 0.81 表3. 构念的信度与效度 注： * p ≤ .05； ** p ≤ .01，双尾检验。 构念之间的相关系数，证明具有很好的区分效度。如表3和表4所示，测量项目在相应的一阶潜变量上的因子负载均在0.7以上或接近0.7，AVE均高于0.5，说明潜在变量可以解释测量变量的一半以上，测量具有较好的收敛效度；如表2和表4所示，测量指标对应的潜变量上载荷系数均高于它在其它潜变量上的载荷系数，AVE的平方根大于其它所有构念之间的相关系数，表明概念测量具有较好的区分效度。 4.4. 假设检验 对工作–家庭增益中介作用的验证，借鉴Baron和Kenny(1986)提出的关于中介作用分析的4个条件：(1)自变量与中介变量显著相关；(2)中介变量与因变量显著相关；(3)自变量与因变量显著相关；(4)当控制中介变量，自变量对因变量的影响变小(部分中介)或没有(完全中介)。 从表5、图2看出，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益影响显著，工作–家庭增益对心理契约违背影响显著，当工作–家庭增益加入工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响路径中，工作–家庭支持氛围对心理契约违背的直接影响路径系数由−0.31(p ≤ 0.001)减为−0.22(p ≤ 0.01)，工作–家庭增益在工作–家庭支持氛围对心理契约违背的影响中起部分中介效应，H2得以验证。 图 2. 工作–家庭增益的中介效应图 Table 4 The cross load coefficient of measuring indexe 工作–家庭侵入 工作–家庭支持氛围 工作–家庭增益 心理契约违背 WFT1 0.97 0.05 0.08 0.07 WFT2 0.95 −0.01 0.05 0.10 WFT3 0.94 −0.02 0.02 0.11 WFT4 0.93 0.01 0.02 0.11 WFT5 0.85 0.01 0.01 0.17 WFCl 0.02 0.84 0.26 −0.29 WFC2 0.03 0.86 0.24 −0.24 WFC3 0.02 0.86 0.31 −0.26 WFE1 0.02 0.12 0.69 −0.23 WFE2 0.04 0.18 0.74 −0.25 WFE3 0.01 0.25 0.67 −0.25 WFE4 0.08 0.32 0.79 −0.25 PCV1 0.11 −0.29 −0.29 0.87 PCV2 0.08 −0.29 −0.32 0.93 PCV3 0.07 −0.28 −0.31 0.90 PCV4 0.082 −0.25 −0.31 0.91 表4. 测量指标间的交叉载荷系数表 注：WFT1、WFT2、WFT3、WFT4分别代表工作–家庭侵入的4个题项；WFC1、WFC2、WFC3分别代表工作–家庭支持氛围的3个题项；WFE1、WFE2、WFE3、WFE4分别代表工作–家庭增益的4个题项；PCV1、PCV2、PCV3、PCV4分别代表心理契约违背的4个题项。 Table 5 The path coefficients of PLS analysi 关系式 估计值(t值) R 2 工作–家庭支持氛围—心理契约违背 −0.31 *** (7.90) 0.09 工作–家庭支持氛围—工作–家庭增益 0.33 *** (8.98) 0.11 工作–家庭增益—心理契约违背 −0.34 *** (9.52) 0.12 工作–家庭侵入—工作–家庭增益 0.05 (0.81) 0.00 工作–家庭支持氛围 * 工作–家庭侵入—工作–家庭增益 −0.12 ** (2.63) 0.12 表5. PLS分析的路径系数 注: n = 688； *** p ≤ .001； ** p ≤ .01； * p ≤ .05 (双尾)。 本文使用潜调节结构模型法(Latent Moderated Structural Equations， LMS)检验工作–家庭侵入的调节效应(Kelava et al.， 2011；温忠麟，吴艳，侯杰泰，2013)，LMS 提供了比较有效的参数估计，估计的标准误相对无偏，是目前用结构方程模型来检验调节效应的较为有效的方法(Klein & Moosbrugger， 2000；温忠麟等，2013)。结果表明，工作–家庭侵入与工作–家庭支持氛围的乘积项系数显著(β = −0.12， p ≤ 0.01)，H3得到支持。表明工作–家庭侵入在工作–家庭支持氛围与工作–家庭增益之间存在显著的调节作用。员工体验的工作–家庭侵入越高，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益的正向影响越弱。 如图3所示，当员工经历的工作–家庭侵入较低时，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益具显著的正向影响；但员工经历的工作–家庭侵入较高时，工作–家庭支持氛围对工作–家庭增益的正向影响不显著，即，组织的工作–家庭支持氛围在不同的工作–家庭侵入水平下，对工作–家庭增益的影响不同。综合以上分析H3得证，具体表现为，相比高工作–家庭侵入的员工，工作–家庭支持氛围对低工作–家庭侵入的员工的工作–家庭增益影响更大。 从图4看出，整个模型的R 2 值为0.12，表明整个模型解释心理契约违背12%以上的变动方差，说明工作–家庭界面对心理契约违背具较强的解释力度。控制变量性别、年龄和工作时间对心理契约违背影响的路径系数分别为−0.02、0.01和0.09 (p ≤ 0.05)，说明性别与年龄对心理契约违背并无显著影响，工作时间对心理契约违背具有显著正向影响(β = 0.09， p ≤ 0.05)。不难理解，工作时间越长，个体越难满足家庭需要，越容易引发心理契约违背。