麻豆 夏晴子 援救性东谈主力资源料理与职劳动事幸福感——基于中介机制的实证估计
发布日期：2024-10-01 15:28 点击次数：177
塑造职工幸福不仅是企业伦理包袱的首要方针之一（Alfes等麻豆 夏晴子，2012；Šarotar-Žižek等，2013），更是企业赢得竞争上风的首要起源。作事阵势个体的幸福感既省略灵验预测职工的心绪承诺、下野倾向和作事绩效，亦然组织绩效改善的首要前兆（Wright和Cropanzano，2004；Page和Vella-Brodrick，2009；Robertson等，2012；Brunetto和Shacklock，2014；Godkin，2014；Zheng等，2015；黄亮和彭琛瑞，2015）。关联词，“互联网+”促进了各产业领域的升级换代致使透顶颠覆，繁密企业加速了买卖模式鼎新和组织变革，这必将给职工的心理幸福带来积极和无聊双重冲击。致使，在作事阵势兴奋幸福的职工也可能资历情态和称心感的短期损耗（Simbula，2010）。因此，旨在强化职劳动事幸福的东谈主力资源料理受到越来越多企业的爱重（Guest，2017）。
随着对幸福的缔结从本性论转向建构论，作事幸福前因估计出现了三种视角：（1）基于Warr（1987）的维他命模子，从作事本性和关系本性两方面丰富作事幸福的前因（Guest，2017），举例自主适度契机、期间诈欺契机、东谈主际来往契机、培训与发展、外部设立方针、作事各样性、环境涌现度、精熟的答谢、安全的物理阵势和首要的社会地位（Mäkikangas等，2007；Lawson等，2009；陈春花等，2014）；（2）基于Bakker和Demerouti（2007）的作事需求—资源模子，从作事需乞降作事资源两方面挖掘作事幸福的前因（Guest，2017），举例作事负荷、心绪作事、作事领域—非作事领域冲破、作事自主性、关系援救、发展契机和响应（Simbula，2010；Albrecht，2012；ter Hoeven和van Zoonen，2015；李爱梅等，2015；Nielsen等, 2017）；（3）基于Walton（1974）的作事生计质地模子，从情境成分和个体本性两方面寻求作事幸福的前因（Guest，2017），举例安全健康的作事环境、成长与开发、关系整合、平允薪资、作事天真性、个东谈主主动性（Avey等，2009；Kalshoven和Boon，2012；Felix等，2017；Grote和Guest，2017）。关联词，个体本性、指导作风等本性成分比较强健，难以改变，适度了估计论断的实践指导真谛；情境成分中的作事本性、发展契机、薪资等虽能被塑造，但只须将这些东谈主力资源料理实践有机整合成东谈主力资源料理系统才能酿成特有的竞争上风。因此，探索东谈主力资源料理系统对作事幸福的影响十分有必要。
迄今为止，仅少数学者关注了东谈主力资源料理系统和职劳动事幸福之间的关系，其中部分学者认为东谈主力资源料理省略激励职工的作事幸福感（Guest，2002；Baptiste，2008；Fan等，2014；杜旌等，2014；Huang等，2016；Chidiebere等，2017），另外有学者发现，东谈主力资源料理系统对职劳动事幸福体验的影响存在双刃剑效应（Renwick，2003；Grant等，2007；Cañibano，2013；Zhang等，2013；徐宁和李普亮，2013）。这些估计主要覆按了普适性东谈主力资源料理、策略性东谈主力资源料理、鼎新导向型东谈主力资源料理或高绩效作事系统如何影响作事幸福感。其实，东谈主力资源料理系统存在组织绩效和职工幸福两个孪生方针（Turner等，2008；Brown等，2009），最大化职劳动事幸福感的东谈主力资源料理系统并不同于组成高绩效的东谈主力资源料理系统（Baptiste，2008；Guest，2017）。其中，高绩效（或高参与）作事系统、鼎新导向型东谈主力资源料理和策略性东谈主力资源料理强调绩效改革，高承诺东谈主力资源料理关注职工的组织承诺，可是促进职工幸福并非这些东谈主力资源料理系统的首要方针，而仅是其副产物（Alfes等，2012；Guest，2017）。因此，覆按针对职工幸福的东谈主力资源料理系统十分有必要。援救性东谈主力资源料理强调组织爱重职工的孝顺和幸福，与幸福导向的东谈主力资源料理具有自然的契合性。现在，一丝学者实证估计了援救性东谈主力资源料理对职工匡助行动、心绪承诺和作事绩效的影响（徐国华和杨东涛，2004；陈志霞和陈传红，2010；田立法，2015），可是并莫得揭示援救性东谈主力资源料理影响职劳动事幸福的联系机理。
鉴于此，本文首先通过表面分析索要出六点假定，描绘了组织主东谈主翁氛围、组织认同、自我服从感在援救性东谈主力资源料理与集体作事幸福感、个体作事幸福感之间的中介效应。其次，基于71家企业347名职工的配对问卷看望数据，采选多眉目线性模子和多元线性追溯分析，实证检修联系假定。实证分析考证了部分表面假定的预期，收尾炫耀，援救性东谈主力资源料理通过组织主东谈主翁氛围的部分中介影响集体作事幸福感，通过组织认同和自我服从感的绝对中介影响个体作事幸福感。临了，对莫得得到援救的假定进行了斟酌和阐述。
本文的主要孝顺如下：第一，在有机整合论基础上提倡了组织主东谈主翁氛围、组织认同和自我服从感三个中介变量，以阐述援救性东谈主力资源料理对作事幸福感的作用机理。曩昔对于作事幸福的估计从领会视角、心绪视角或情境视角来解释激励作事幸福感的心理机制，可是各自处于割裂状态，适度了对作事幸福感产生机制的全面领会。本估计从有机整合论起程所作念的尝试，有助于推动对作事幸福感产生机制的合座领会。第二，比较了援救性东谈主力资源料理对集体作事幸福感和个体作事幸福感影响机制的各别。作事幸福既触及个体属性的“主不雅幸福感”和“心理幸福感”（统称个体作事幸福感），也触及群体属性的集体作事幸福感。曩昔的估计主要荟萃于职工的个体作事幸福感，基本莫得触及集体作事幸福感。因此，本估计揭示的援救性东谈主力资源料理对二者产生机制的各别性有助于久了对作事幸福的缔结。
二、表面框架与假定提倡（一）援救性东谈主力资源料理与作事幸福感
固然幸福导向的东谈主力资源料理实践更多地聚焦于如何激励职工的作事幸福感，可是并非统统的东谈主力资源料理实践均能单独促进职工的作事幸福感。Guest（2017）索要了幸福导向型东谈主力资源料理实践，包括在职工身上投资（如招聘取舍、培训开发、指导和职业援救）、提供参与式作事（如自主性和挑战性作事瞎想、信息提供和响应、期间充分利用）、积极的关系和物理环境（如健康安全优先、对等契机、多元化料理、对口舌和滋扰的零容忍、天真的社会来往、平允集体奖励/高基本薪酬、办事安全）、建言机制（如闲居的双边相易、职工看望、集体代表制）、组织援救（参与/援救料理、参与氛围和实践、柔性的家庭友好型作事安排、发展式绩效料理）。可是，这些单独或散播的东谈主力资源料理实践对作事幸福感仅能产生有限的影响，举例作事自主性既能给职工带来压力也能促进作事幸福（郭靖等，2014）。援救性东谈主力资源料理首先由Allen等（2003）提倡，是多少幸福导向型东谈主力资源料理实践的有机集成，从职业发展、福利和培训三要素拓展为职工参与、赏赐平允、成长与培训、上司援救、办事安全等（徐国华和杨东涛，2004；陈志霞和陈传红，2010），这些实践具有高度的互补性和一致性，省略阐述和洽效应。
作事幸福存在已毕论和享乐论，其中已毕论关注东谈主生的真谛和自我已毕，享乐论则关注兴奋的取得和苦难的回避。因此，空洞已毕论和享乐论的不雅点，作事幸福感作为一种收尾状态，其产生主要依赖于两个关节要素，其中第一要素是积极的心绪体验，它省略拓展东谈主的体格、才略和酬酢资源；第二要素是总体方针感，它为东谈主的行动指明场地和真谛（Robertson和Cooper，2010）。一方面，援救性东谈主力资源料理省略使职工取得“经济报告”和“心理报告”，丰富作事资源。援救性东谈主力资源料理带来的作事资源不但省略影响作事幸福感，举例在作事中提供指导期间培训和熏陶符号性上风省略灵验强化职工幸福（Xanthopoulou等，2012），而且省略通过改变职工对变装费解和适度的感知对作事幸福感产生影响，举例职工参与的作事瞎想省略减少职工在作事中的疲倦，致使带来作事自己的愉悦。另一方面，群体里面成员的作事幸福感存在波纹式传染效应。集体作事幸福感诞生在个体对集体合座知觉的基础之上，受到组织氛围等成分的启动。群体由作为成员的多少个体所组成，个体的积极心绪会感染相近的东谈主，作事幸福感高的个体汇聚在一齐，势必酿成合座的集体作事幸福。因此，援救性东谈主力资源料理不但省略促进职工的个体作事幸福感，而且省略促进群体的集体作事幸福感。由此，得到以下假定：
假定1：援救性东谈主力资源料理对个体作事幸福感具有正向影响。
假定2：援救性东谈主力资源料理对集体作事幸福感具有正向影响。
（二）组织主东谈主翁氛围的中介作用
组织主东谈主翁氛围是一种特定指向的组织氛围，强调组织里面成员对于作事追求荒芜、守法尽责，在作事阵势眷注和匡助他东谈主、至意协作，对组织衷心，并视组织利益优于个东谈主利益的合座隐性氛围（杨燕芳，2010），包括学习跨越、敬业奉献、衷心正直、乐于助东谈主、东谈主际和谐、顾全大局（杨百寅和梅哲群，2014）。把柄真谛建构表面，特定指向的东谈主力资源料理对于塑造特定的组织氛围具联系键作用（张瑞娟，2016）。援救性东谈主力资源料理是组织传达价值理念［即眷注职工取得的报告（心理、生理、社会感受）］的信号和载体之一，省略使职工酿成分享领会，激励职工“以企业为家”的主东谈主翁包袱感和作事感，强化关爱、向善的组织主东谈主翁氛围。
职工在作事中的幸福感会受到他们对组织感知的影响，如感知的作事氛围以及预测的组织明天发展等。固然组织氛围看不到、摸不着，可是积极的作事氛围省略正向影响日常的促进焦点，而握续的促进焦点能晋升作事幸福感，防患焦点则会松开作事幸福感（Koopmann等，2016）。组织具有较高的主东谈主翁氛围，利于职工在心理上融入群体和增强主东谈主翁变装领会，并以身为组织一员而自傲（刘超和付金梅，2012）。举例，海底捞公司积极营造组织主东谈主翁氛围，让职工嗅觉我方是企业的主东谈主。在组织主东谈主翁氛围的教师下，海底捞公司的职工时间惦记取公司的作事事宜，作事填塞，但均有历害的幸福感。在作事阵势，繁密心理幸福的个体汇聚在一齐，省略激励群体的集体作事幸福感，并逐渐积聚而酿成幸福型组织。因此，组织主东谈主翁氛围（或集体主义氛围）不但省略促进个体的作事幸福感（李燕萍和徐嘉，2014），而且省略潜移暗化地影响群体的集体作事幸福感。由此，得到以下假定：
假定3：组织主东谈主翁氛围在援救性东谈主力资源料理和集体作事幸福感之间阐述中介作用。
假定4：组织主东谈主翁氛围在援救性东谈主力资源料理和个体作事幸福感之间阐述中介作用。
（三）组织认同的中介效应
援救性东谈主力资源料理重在“援救”，省略为职工提供心绪性援救（如给以眷注、尊重、倾听与使其认为被需要等）和器具性援救（如信息、资源、器具、征战及培训）（Allen等，2003；陈志霞和陈传红，2010）。这些援救是组织主动展示对职工的参加和爱重其孝顺的首要信号。把柄社会交换表面的互惠原则，取得组织援救的职工会把柄援救进度，酿成对组织的认同感。一方面，组织通过援救性东谈主力资源料理对职工采选的主动次第会被职工认为是对我方的爱重和尊重（Wayne等，1997），职工在感到被尊重后，就会增强对组织的认同（Fuller等，2006）。另一方面，职工通过比较缔结到自身所处组织的优胜性，对组织的援救产生积极的领会体验，就会增强对组织的信任，即对组织酿成更多的心绪认同（陈志霞和陈传红，2010；Tsai，2013）。
酿成组织认同的领会经过经常追随个体的积极心绪，如作事幸福感。撤职方针表面，作事幸福感的根源之一是个东谈主需求取得称心。组织认同高的职工经常视我方与组织为一体，并认同我方的组织相较于其他组织在各方面王人更好。历害的组织认同使职工的多种需求（包括安全感、亲和动机、自我晋升和方针感）得到称心，从而晋升他们的作事幸福感。因此，高组织认同的职工领有更强的作事能源和更多的作事幸福感（Siu，2002；Wegge等，2006；李燕萍和徐嘉，2014）。由此推断，组织奉行的援救性东谈主力资源料理是职工酿成组织认同的开首，作事幸福感是职工组织认同的收尾（Panaccio和Vandenberghe，2009；Shen等，2014）。依此，得到以下假定：
假定5：组织认同在援救性东谈主力资源料理与个体作事幸福感之间阐述中介作用。
（四）自我服从感的中介效应
把柄班杜拉的自我服从表面，自我服从感是个体对我方诈欺自身期间完成作事的行动才智的自信进度，不错通过到手训诫、替代榜样、表面劝服和叫醒而被晋升。援救性东谈主力资源料理在组织奉行经过中省略通过多种方式提高职工的自我服从感，举例通过培训让职工反复进修并到手地取得期间，从而提高职工的自我服从感；在作事阵势向职工传达高绩效期许，充分阐述皮格马利翁效应，提高职工的自我服从感；成长与培训（如授权和胜任力开发实践）等通过学习方针导向影响职工的响应沟通，从而增强职工的自我服从感（Maden，2015）；职工参与计议为职工提供到手契机，使其取得到手的训诫和体验，进而提高其自我服从感。尤其是随着组织援救力度的增大，职工不但会有一种保险感（或甩掉不安全感）（冯冬冬等，2008；Elstad等，2011），而且省略增强完成作事的自信心，显露为更强的自我服从感。
依据方针表面，东谈主的方针和价值取向决定其幸福感，职工的作事心理幸福与方针的灵验完成有径直关联。一方面，自我服从感高的职工能通过方针达成已毕自我价值，取得更多的正性心绪体验。东谈主的幸福感是自我领会的收尾，受自我服从感的附近。具体来说，作事幸福感是方针已毕时体验的积极感受，自我服从感是在方针达成经过中靠近挑战时体验的已毕感受（Straume和Vittersø，2012）。尤其是在集体主义的中国，东谈主们时时将到手的原因归结于自身的努力，因此自我服从感在职工的作事幸福感酿成中阐述着首要作用（Siu等，2007）。另一方面，自我服从感高的职工能主动寻求作事真谛和增强愉悦感。自我服从水平高的职工更关注作事中的开脱和真谛体验，在作事中显露得更活跃、主动，能以我方认为有真谛的方式重塑他们的任务、关系的鸿沟和条件，举例加多作事资源（包括关系性资源和结构性资源）和加多作事挑战性（Clegg和Spencer，2007）。作事重塑省略匡助个体找到作事的真谛，增强愉悦感和作事真谛体验，进而晋升个体的作事幸福感（van den Heuvel等，2015）。综上分析，不错推断：
假定6：自我服从感在援救性东谈主力资源料理与个体作事幸福感之间阐述中介作用。
基于以上斟酌，图1刻画了本估计的合座框架。
三、估计瞎想（一）估计设施与样本
本估计采选配对方式辘集不同开首的数据，每个企业披发6份问卷，其中1份问卷由东谈主力资源主管填写，另外5份问卷由职工填写。援救性东谈主力资源料理和组织主东谈主翁氛围由公司东谈主力资源主管或高管评价；组织认同、自我服从感和个体作事幸福感由职工我方评定；集体作事幸福感则由归拢家企业职工的个体作事幸福感团聚而成。本估计向湖北、广东、山东、上海等地的80家企业发出480份看望问卷，实收73家企业的问卷（共365份职工问卷，73份企业问卷），剔除填写不完满或填写呈现赫然限定性的无效问卷之后，得到71家企业的灵验样本347份。其中，男性职工占51.3%，已婚职工占58.8%，26—35岁的职工达到56.8%，领有本科学历的职工居多（占61.4%），作事年限在10年以上的职工仅占29.4%。
（二）变量测量
1. 援救性东谈主力资源料理（Shrm）。采选张燕等（2008）开发的援救性东谈主力资源料理量表及Likert 7点计分（其中，1示意十分不高兴，7示意十分高兴），共25个题项，包含作事保险（2个要求）、作事环境改善（3个要求）、职工薪酬（4个要求）、职工福利（4个要求）、职工关怀计议（3个要求）、职工培训（4个要求）和职业发展贪图（5个要求）7个维度。考证性因子分析炫耀，七因子模子的拟合指数为：χ2（25）=59.793，χ2/df=2.392，NFI=0.993，TLI=0.946，CFI=0.995，RMSEA=0.063，证实拟合成果比较好。
2. 组织主东谈主翁氛围（Ooc）。采选杨燕芳（2010）开发的组织主东谈主翁氛围量表及Likert 7点计分（其中，1示意十分不高兴，7示意十分高兴）。该量表共28个题项，包含学习跨越（5个要求）、敬业奉献（6个要求）、匡助他东谈主（4个要求）、东谈主际和谐（3个要求）、顾全大局（3个要求）、衷心正直（7个要求）6个维度。考证性因子分析炫耀，六因子模子的拟合指数为：χ2（62）=178.151，χ2/df=2.873，NFI=0.986，TLI=0.943，CFI=0.991，RMSEA=0.074，证实拟合成果较好。
3. 组织认同（Oi）。采选Mael和Ashforth（1992）开发的组织认同量表及Likert 7点计分（其中，1示意十分不高兴，7示意十分高兴）。该量表共6个题项，包括“在有东谈主品评我所在的企业时，我个东谈主会认为窘态”“我对于别东谈主如何看待我所在的企业感到十分有好奇羡慕”“当我谈到我所在的企业时，我会说‘咱们如何’而非‘他们如何’”等。
4. 自我服从感（Se）。采选Schwarzer过头共事（1981）开发的自我服从感量表。该量表的汉文版由Zhang和Schwarzer（1995）修正，并采选Likert 7点计分（其中，1示意十分不高兴，7示意十分高兴）。该量表共10个题项，包括“如若我奋勉去作念的话，我老是省略治理问题的”“即使别东谈主反对我，我仍成心见取得我所要的”“对我来说，坚握联想和达成方针是举手之劳的”等。
国厂偷拍在线播放5. 个体作事幸福感（Iwwb）。对于作事幸福感的内涵存在享乐论、已毕论和整合论三种不雅点。空洞享乐论和已毕论的不雅点，作事幸福感是在作事阵势体验的积极心绪和有目的的心理状态（王佳艺和胡安安，2006）。该变量的测量采选许娟（2012）检修过的作事幸福感量表，该量表空洞了Ryff（1989）的作事幸福感（已毕论）量表和Horn（2004）的心理幸福感（享乐论）量表，共24个题项，包含心绪（2个要求）、动机（8个要求）、社会性（5个要求）、组织援救感（7个要求）、总体幸福感（2个要求）5个维度。考证性因子分析炫耀，五因子模子的拟合指数为：χ2（75）=172.331，χ2/df=2.798，NFI=0.960，TLI=0.912，CFI=0.976，RMSEA=0.061，标明拟合成果较好。
6. 集体作事幸福感（Cwwb）。集体作事幸福感描绘群体层面随和，指作事群体作为一个合座所体验的积极心绪和自我已毕的进度。集体作事幸福感采选径直共鸣法，由来自归拢家企业职工的个体作事幸福感团聚而成。本估计采选组内一致性γwg、组内联系性ICC（1）和ICC（2）3个常用目的检修团聚的可行性，收尾炫耀：γwg=0.972，ICC（1）=0.464，ICC（2）=0.984，而且组间和组内方差之间有显赫各别（F=5.199，p<0.001）。这些目的的检修收尾援救数据团聚的顺应性。
（三）信效度分析
采选SPSS22.0对各变量量表的信度进行检修，援救性东谈主力资源料理、组织主东谈主翁氛围、组织认同、自我服从感、个体作事幸福感的Cronbach’s α统统分别为0.920、0.972、0.911、0.958、0.924，标明这些变量具有十分高的信度。
为了确保数据有精熟的诀别效度，采选AMOS6.0对援救性东谈主力资源料理、组织主东谈主翁氛围、组织认同、自我服从感、个体作事幸福感进行考证性因子分析。收尾（见表1）炫耀：五因子模子的拟合成果（χ2/df=2.145<3，NFI=0.883，TLI=0.902>0.90，CFI=0.931>0.90，RMSEA=0.058<0.08）在统计学真谛上显赫优于其他嵌套模子，而且在可采纳的水平内。这标明援救性东谈主力资源料理、组织主东谈主翁氛围、组织认同、自我服从感、个体作事幸福感有精熟的诀别效度。
本估计的数据从主管及职工处辘集，不同的开首在一定进度上缓解了共同方法偏差问题。为了检修本估计是否存在严重的共同方法偏差，针对组织认同、自我服从感、个体作事幸福感奉行Harman单因子检修。收尾炫耀：单因子模子的拟合成果差（χ2/df=3.954，TLI=0.780，NFI=0.802，CFI=0.812，RMSEA=0.102），三因子模子的拟合成果最佳（χ2/df=2.871，TLI=0.880，NFI=0.945，CFI=0.962，RMSEA=0.074）。这证实本估计的共同方法偏差不严重，在可控水平内。
四、数据分析与假定检修表2列出了各变量的均值、尺度差和联系统统。其中，援救性东谈主力资源料理与组织认同（r=0.292，p<0.01）、自我服从感（r=0.438，p<0.01）、组织主东谈主翁氛围（r=0.628，p<0.01）、个体作事幸福感（r=0.378，p<0.01）、集体作事幸福感（r=0.509，p<0.01）均显赫正联系；个体作事幸福感与组织认同（r=0.681，p<0.01）、自我服从感（r=0.788，p<0.01）和组织主东谈主翁氛围（r=0.321，p<0.01）均显赫正联系；集体作事幸福感与组织主东谈主翁氛围（r=0.435，p<0.01）显赫正联系。
（一）援救性东谈主力资源料理影响个体作事幸福感的跨层分析
鉴于变量触及个体与组织两个眉目，本估计采选多眉目线性模子HLM6.0检修援救性东谈主力资源料理影响个体作事幸福感的主效应和跨眉目中介效应，分析收尾如表3所示。第一步，检修援救性东谈主力资源料理的虚模子8。第二步，以个体作事幸福感为因变量，将个体层面的适度变量（性别、婚配情状、文化进度和作事训诫）和组织层面的适度变量（企业性质、企业鸿沟和企业成立年限）输入追溯方程，检修适度变量对个体作事幸福感的影响效应，如模子9所示。第三步，以个体作事幸福感为因变量，将统统适度变量和自变量（援救性东谈主力资源料理）加入追溯方程，如模子11所示，援救性东谈主力资源料理对个体作事幸福感有显赫的正向影响（β=0.387，p<0.001），假定1得到考证。第四步，以组织认同为因变量，将个体层面的适度变量和组织层面的适度变量输入追溯方程，检修适度变量对组织认同的影响效应，如模子2所示。第五步，以组织认同为因变量，将适度变量和自变量（援救性东谈主力资源料理）输入追溯方程，检修自变量对组织认同的主效应，如模子3所示，援救性东谈主力资源料理与组织认同呈显赫的正联系关系（β=0.662，p<0.01）。第六步，以自我服从感为因变量，将适度变量和自变量（援救性东谈主力资源料理）输入追溯方程，检修自变量对自我服从感的主效应，如模子6所示，援救性东谈主力资源料理与自我服从感呈显赫的正联系关系（β=0.656，p<0.001）。第七步，以组织主东谈主翁氛围为因变量，将组织层面的适度变量和自变量（援救性东谈主力资源料理）输入追溯方程，检修自变量对组织主东谈主翁氛围的主效应，如模子7所示，援救性东谈主力资源料理与组织主东谈主翁氛围呈显赫的正联系关系（β=0.604，p<0.001）。第八步，以个体作事幸福感为因变量，将适度变量和中介变量（组织认同、自我服从感、组织主东谈主翁氛围）输入追溯方程，检修中介变量对个体作事幸福感的影响，如模子10所示，组织认同、自我服从感分别与个体作事幸福感呈显赫的正联系关系，关联词组织主东谈主翁氛围与个体作事幸福感的追溯统统并不显赫。第九步，以个体作事幸福感为因变量，将统统适度变量、自变量和中介变量输入追溯方程，如模子12所示，援救性东谈主力资源料理对个体作事幸福感的影响变得不再显赫（β=0.130，p>0.05），可是，组织认同、自我服从感对个体作事幸福感的追溯统统是显赫的，组织主东谈主翁氛围对个体作事幸福感的追溯统统仍是是不显赫的，这证实组织认同和自我服从感在援救性东谈主力资源料理影响个体作事幸福感的关系之中阐述绝对中介作用。因此，假定5和假定6得到考证，假定4莫得得到数据的援救。
（二）援救性东谈主力资源料理影响集体作事幸福感的追溯分析
以企业性质、企业鸿沟、企业成立年限为适度变量，援救性东谈主力资源料理为自变量，集体作事幸福感为因变量，组织主东谈主翁氛围为中介变量，进行多元线性追溯分析，如表4所示。第一步，以集体作事幸福感为因变量，将适度变量输入追溯方程，检修适度变量对集体作事幸福感的影响效应，如模子3所示。第二步，将适度变量和自变量（援救性东谈主力资源料理）输入追溯方程，检修自变量对集体作事幸福感的主效应，如模子5所示，援救性东谈主力资源料理与集体作事幸福感呈显赫的正联系关系（β=0.521，p<0.001）。因此，假定2得到考证。第三步，以组织主东谈主翁氛围为因变量，将适度变量和自变量（援救性东谈主力资源料理）输入追溯方程，如模子2所示，援救性东谈主力资源料理与组织主东谈主翁氛围呈显赫的正联系关系（β=0.604，p<0.001）。第四步，以集体作事幸福感为因变量，将适度变量和中介变量（组织主东谈主翁氛围）输入追溯方程，如模子4所示，组织主东谈主翁氛围影响集体作事幸福感的追溯模子F值为34.588（p<0.001），尺度追溯统统为0.441（p<0.001），达到显赫水平。第五步，以集体作事幸福感为因变量，将适度变量、自变量（援救性东谈主力资源料理）和中介变量（组织主东谈主翁氛围）同期输入追溯方程，如模子6所示，援救性东谈主力资源料理影响集体作事幸福感的追溯统统从模子5中的0.521（p<0.001）下落到模子6中的0.437（p<0.001），统统减少0.094，而且组织主东谈主翁氛围的追溯统统是显赫的（β=0.133，p<0.05）。这证实援救性东谈主力资源料理对集体作事幸福感的径直影响强度下落是由组织主东谈主翁氛围的部分中介作用所致，假定3得到考证。
五、估计论断、料理启示与估计预计（一）估计论断与斟酌
1. 援救性东谈主力资源料理对个体作事幸福感和集体作事幸福感均有正向影响。这一估计论断考证了东谈主力资源料理对作事幸福感的积极效应，是对前东谈主估计论断的再次补充。援救性东谈主力资源料理强调给以职工组织援救资源，与绩效导向型东谈主力资源料理（如高绩效作事系统、鼎新导向型东谈主力资源料理）存在内容各别，援救性东谈主力资源料理不但包含职业发展和培训等与高绩效作事系统相似的维度，而且包含作事保险、作事环境改善、职工薪酬、职工福利、职工关怀计议等，这些省略为职工提供实果然在的“取得”。因此，与高绩效作事系统或普适性东谈主力资源料理比拟，援救性东谈主力资源料理更能促进职劳动事幸福感的晋升。集体作事幸福感是从援救性东谈主力资源料理合座中取得的，而不是由其各项东谈主力资源料理实践分开来叫醒的。
2. 援救性东谈主力资源料理只须被职工领会后叫醒组织认同和自我服从感，才能影响个体作事幸福感。援救性东谈主力资源料理是从组织援救发展而来的，作为组织的料理器具之一，会影响职工对组织和对我方的领会。组织认同是职工对隶属于某个组织或与组织归拢性的领会，自我服从感则是职工对我方的领会。本估计发现：援救性东谈主力资源料理能通过叫醒组织认同和自我服从感，而影响职工的个体作事幸福感。因此，组织除了提高援救性东谈主力资源料理的奉行强度以外，尤其要注意叫醒职工的组织认同和自我服从感，这么才能晋升职工的个体作事幸福感。
3. 援救性东谈主力资源料理通过组织主东谈主翁氛围的部分中介仅对集体作事幸福感产生影响，并不影响个体作事幸福感。对来自集体主义或个东谈主主义文化布景的个体来说，作事幸福感的根源会因为文化的不同而存在各别。其中，在集体主义文化中，作事幸福感的根源是关系和谐、任务完成和期许已毕等联系成分；在个东谈主主义文化中，作事幸福感的根源则触及自傲感和方针达成等联系成分（Huebner等，2001）。强调“学习跨越、敬业奉献、衷心正直、乐于助东谈主、东谈主际和谐、顾全大局”的组织主东谈主翁氛围赶巧与集体主义文化中的幸福感根源相契合。因此，援救性东谈主力资源料理省略通过熏陶组织主东谈主翁氛围而叫醒职工的集体作事幸福感。可是，遥远以来，中国东谈主存在攀比心理，心爱通过“胜过”别东谈主来彰显自我的不同，进而获取自我心理称心。依据社会比较表面，个体的作事幸福感主要来自比较，由周围的环境所决定的，这与攀比心理存在自然的契合。随着援救性东谈主力资源料理的奉行，组织主东谈主翁氛围促进了统统职工致体作事幸福水平的晋升。个体的作事幸福感随着相近东谈主群幸福水平的晋升而情随事迁，自然难以酿成优胜感。因此，援救性东谈主力资源料理通过组织主东谈主翁氛围并不可叫醒个体的作事幸福感。
（二）料理启示
1. 料理者奉行援救性东谈主力资源料理不但要提供实果然在的有形“取得”，而且要营造主东谈主翁组织氛围，以维系集体作事幸福感的“情随事迁”。作事幸福既不是一成不变的，也不是一蹴而就的，需要有形参加和无形参加来维系。因此，奉行援救性东谈主力资源料理不可空喊标语，而要真解析切惠及弘远职工，实果然在的有形取得宠必带来集体作事幸福感。自然，随着集体作事幸福感的晋升，维系幸福感的有形参加在一定进度上也会随着情随事迁。可是，料理者通过援救性东谈主力资源料理提供实果然在的有形参加，将企业的关怀传递给统统职工，职工心理上就会把企业作为我方的“家”，进而逐渐酿成“家”文化氛围。只须“家”文化如春雨般浸润职工的心理感受，使职工产生包摄感与成就感，才能在潜移暗化中维系情随事迁式的集体作事幸福感。
2. 援救性东谈主力资源料理只须被挪动成职工的取得感，才能促进个体的作事幸福感。对于个体来说，取得感是作事幸福感的首要前提，作事幸福感是取得的首要目的，取得感带来的影响致使比践诺取得对个体作事幸福感的影响更大。个体作事幸福感不会假造而来，需要有更多取得感来挪动。取得感也不会从天而下，它源自于企业奉行实果然在的援救性东谈主力资源料理。自然，“取得感”包含“给”与“得”的真谛建构经过，关注个体对有形给以的主不雅解释，涵盖“包摄感”“荣誉感”和“成就感”。对企业来说，要改变单纯通过奉行援救性东谈主力资源料理的“给以”就一定要随即顺利的急功近利心态，要更关注职工对“得到”的主不雅感知。尤其是组织认同和自我服从感是职劳动事幸福料理中的首要中介，应该受到组织的爱重。一方面，组织认同是职工在实果然在的取得基础上酿成的“被尊重”“受爱重”的包摄感，省略晋升个体的作事幸福感。进入东谈主力老本期间，明天的组织是职业合鼓舞谈主的平台，职工被视为合鼓舞谈主，其作事幸福感根源于对企业文化、价值不雅和平台职业的认同。因此，料理者不错有针对性地奉行援救性东谈主力资源料理来增强职工的组织认同，举例荧惑职工参与料理、构建温馨的组织文化、注意职工自身价值的已毕等。另一方面，自我服从感是职工在取得之后成就感增强的显露之一，不错叫醒个体作事幸福感。组织不错开展有针对性的援救性东谈主力资源料理来叫醒职工的自我服从感，举例在职工招聘中负责应聘者过往是否具有到手的作事训诫，在新职工培训中注意培养职工的自信心，在日常料理中应时诈欺积极响应、社会认同和心理熏陶等，以增强职工的个体作事幸福感。
（三）估计局限与预计
本估计的局限之处在于：第一，尽管本估计采选配对法辘集数据，奋勉确保数据不同源，可是得到的横截面数据仍然可能导致检修收尾的劝服力较为有限。第二，本估计将援救性东谈主力资源料理设定为一个合座变量来进行估计麻豆 夏晴子，莫得检修其所包含的各项实践举止过头里面匹配是如何影响作事幸福感的，这可能制约联系论断对企业的指导价值。明天的估计不错从以下几点入部属手：第一，多时点辘集纵向数据，将援救性东谈主力资源料理影响职劳动事幸福的估计挪动为遥远动态的跟踪估计，从而得出更可靠、能更好地解释援救性东谈主力资源料理与作事幸福感之间内在关联机理的估计论断；第二，不时拓宽念念路寻找援救性东谈主力资源料理影响集体作事幸福感的其他中介变量，通过质化估计和案例估计挖掘其他潜在变量，并采选大样本数据加以检修；第三，检修援救性东谈主力资源料理各实践举止的里面匹配对个体作事幸福感的影响，并引入个体特征作为编削变量，揭示联系影响机制及作用鸿沟。