北京市農民工組織氣氛、感知社會支持和心理資本的關系*
——一個有中介的調節效應

趙寶寶 金燦燦 計艾彤

(北京林業大學人文社會科學學院心理系，北京 100083)

1 引 言

人們在關注農民工進城務工為城市建設做出的巨大貢獻時，卻往往忽視了農民工積極心理的發展。北京市農民工具有數量多、行業分布廣泛、社會保障相對完善以及生活成本較高等特點，因而關注北京市農民工心理資本狀況并分析可能的影響因素，對于全國農民工群體而言將有很強的代表性和示范意義，同時也有利于農民工積極地應對以北京為代表的城市生活，實現自身價值。

心理資本是個人在發展中所保持的積極的心理狀態(Luthans,Avolio,Avey，& Norman,2007)，具有積極心理資本的農民工可以增強心理彈性和韌性，提高主觀幸福感，有效應對在務工期間面臨的各類問題(李強，梁棟，陳坡，徐瑋，2017)。目前已知的影響心理資本最重要的組織因素是組織氣氛(Qadeer & Jaffery,2014)。組織氣氛是員工對自己職業情況的知覺(Claudia & Anitei,2013)。在企業中，組織可以為員工提供良好的心理工作環境，員工通過形成積極的心理資本提升自己的生產能力作為回報(Sen & Elmas,2015)。與企業員工相比，農民工的工作環境更差，他們大多是基層或一線員工，通常更注重薪酬而不是組織氣氛，對于這樣的群體組織，能否可以通過改善組織氣氛從而提高他們的心理資本？

盡管少有研究探討組織氣氛對心理資本具體的影響機制，但實際上組織氣氛是可能通過某些中介變量對心理資本產生影響的。感知社會支持就可能是一個重要的中介變量，它是個體所知覺到的被他人支持和關照的程度(鄒泓，張春妹，2006)。首先，穩定而良好的社會支持可能與組織氣氛相聯系(Claudia & Anitei,2013)。受組織氣氛的影響，人們感知到的社會支持既可能來源于組織中的上級或雇主(Wang,Zhang，& Jackson,2013)，也可能來源于自己的家庭(Claudia & Anitei,2013)。除此，對于農民工群體來說，他們在組織中的社會支持也往往也來自于自己的同鄉、工友和社會團體。可以推測，良好的組織氣氛將有利于農民工感知到多種社會支持。其次，感知到的社會支持在積極心理資本的形成中發揮著重要的作用，它可以通過對個體提供應對壓力和鼓勵的資源而提升心理資本(隋楊,王輝,岳旖旎,Luthans,2012)。在中國文化背景下，Hui等人(2014)證實了感知到的社會支持對心理資本的積極影響。

綜上，基于組織氣氛和感知社會支持與心理資本的密切關系以及組織氣氛對感知到社會支持的顯著作用，本研究提出假設H1：在農民工群體中，組織氣氛可以通過感知社會支持這一中介變量對心理資本發揮作用。

另外，隨著女性農民工進城務工的比例逐漸上升，農民工性別差異問題的研究取得了一定的成果。有研究發現，男女農民工在心理壓力、城市適應、尋求社會支持以及心理失范上存在不同(胡宏偉,曹楊,呂偉,2011；李衛東,李樹茁,費爾德曼,2013)，而這也可能在農民工心理資本的形成過程中有所體現。性別因素的背后隱含了很多社會心理特質的差異，從社會層面來說，男性和女性被社會賦予了不同的性別角色，在一定程度上影響了心理資本的獲得(Newman,Ucbasaran,Zhu，& Hirst,2014)。因此在組織氣氛、感知社會支持和心理資本的關系中可能受到性別的調節。本研究提出假設H2：性別可能會調節感知社會支持在組織氣氛和心理資本之間的中介作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

采用方便取樣的方法，利用節假日或下班時間在北京市農民工比較集中的朝陽、海淀等區選取不同行業的農民工508名。刪除填答不完整的問卷后，最后得到有效問卷500份，問卷回收率為98.43%。其中男性307人(61.4%)，女性193人(38.6%)。被試年齡分布從18歲至59歲，青年農民工367人(35歲及以下)，占73.4%，中老年農民工133人(35歲以上)，占26.6%，平均年齡為31.28±8.38歲。被試從事行業分布為：建造業49人(9.8%)、建筑業56人(11.2%)、運輸業45人(9.0%)、批發零售業95(19.0%)、住宿餐飲業107人(21.4%)、服務業94人(18.8%)、其他行業52人(10.4%)、缺失2人(0.4%)，覆蓋行業較廣，具有一定代表性。

2.2 研究工具

2.2.1 組織氣氛

修訂自朱瑜(2004)編制的“組織氣氛問卷”。利用驗證性因子分析技術，刪去鑒別力較差、因子載荷低于0.40的題目，同時修改相應的表述使其符合農民工特征，最終保留26個題目用作正式研究，分別是工作結構、工作自主、溫暖支持、工作目標、獎勵取向、管理效率、質量取向等維度。采用4級評分，從“非常不符合”到“非常符合”，計算各維度的平均分，得分越高，表明該維度組織氣氛越多。在本研究中各維度內部一致性系數分別為0.75、0.61、0.65、0.78、0.70、0.62、0.71。

2.2.2 心理資本

修訂自張闊、張賽和董穎紅(2010)編制的“積極心理資本量表”。經過測量工具有效性檢驗之后，保留21個項目，包含自我效能、自信、希望和韌性四個維度。問卷采用7級評分，從“完全不符合”到“完全符合”，計算各維度平均分，得分越高，表明該維度的心理資本越好。在本研究中各維度內部一致性系數分別為0.84、0.73、0.85、0.79。

2.2.3 感知社會支持

采用劉禮艷等(2011)編制的“農民工感知社會支持情境問卷”。通過設定兩個既定的情境，按照在此情境下發生的事情，呈現出不同施助來源給予個體的支持，讓被試選擇其感知到的幫助的大小。情境問卷一9項，測查的是身體受傷情景中農民工對來自熟人和非熟人的社會支持的感知程度；情境問卷二7項，測查的是失業情境中農民工對外界提供的信息和非信息支持的感知程度。采用7級評分，從“我感受到極小的幫助”到“我感受到極大的幫助”，計算各維度的平均分，得分越高表示農民工感知到的社會支持越多。本研究中，問卷一對熟人支持的感知和對非熟人支持的感知維度的內部一致性系數分別為0.85、0.81，問卷二對信息支持的感知和對非信息支持的感知維度的內部一致性系數分別為0.84、0.76。

2.2.4 施測和數據統計

采用紙筆測試的方式，由心理學專業研究生組織。施測時根據農民工用工單位特點進行。如果人員相對集中，就采取團體施測；人員較為分散則采取單獨施測。測試前宣讀指導語，由農民工獨立完成問卷，如不解可向主試詢問，測試完成后當場回收問卷。采用SPSS 22.0和AMOS 22.0進行數據分析。

3 結 果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究數據來源于被試自我報告，可能存在共同方法偏差。在對農民工群體進行施測的過程中，主試強調問卷的匿名性、保密性，并說明數據僅限于科學研究用，以達到盡量控制共同方法偏差來源的目的。此外，采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗(周浩，龍立榮，2004)。結果表明，未經旋轉得到12個特征根大于1的因子，第一個因子所解釋的變異量為25.98%(<40%)。由此可見，共同方法偏差對本研究結果并未造成太大影響。

3.2 組織氣氛、心理資本和感知社會支持的特點

表1 不同性別農民工的組織氣氛各維度得分的差異比較(M±SD)

表2 不同年齡農民工的心理資本各維度得分的差異比較(M±SD)

表3 農民工組織氣氛、心理資本和感知社會支持的皮爾遜相關

注：***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05，下同。1=工作結構，2=工作支持，3=支持溫暖，4=工作目標，5=獎勵取向，6=管理效率，7=質量取向，8=自我效能，9=韌性，10=希望，11=樂觀，12=對熟人支持的感知，13=對非熟人支持的感知，14=對信息支持的感知，15=對非信息支持的感知。

當因變量為感知社會支持時，年齡的主效應不顯著，Wilk’sλ=0.99，F(4,493)=1.94，p>0.05；性別的主效應不顯著，Wilk’sλ=0.99，F(4,493)=1.31，p>0.05；性別和年齡的交互作用不顯著，Wilk’sλ=0.99，F(4,493)=0.78，p>0.05。

3.3 組織氣氛、心理資本和感知社會支持的關系

將農民工組織氣氛、心理資本和感知社會支持的得分做皮爾遜相關發現，組織氣氛各維度與心理資本各維度呈顯著正相關；組織氣氛各維度和感知社會支持各維度之間均呈現顯著正相關；心理資本各維度與感知社會支持各維度也呈現顯著正相關，所以可以考察感知社會支持在組織氣氛和心理資本關系上的中介效應(見表3)。

以組織氣氛為預測變量、感知社會支持為中介變量，心理資本為結果變量，做結構方程模型，結果如圖1所示，并對模型擬合情況進行驗證。各擬合指標均良好，χ2/df=5.23，NFI=0.91，CFI=0.92，NNFI=0.91，RMSEA=0.09。根據溫忠麟(2014)提出的基于結構方程的中介分析流程，可以認為感知社會支持在組織氣氛對心理資本的影響中起部分中介作用，中介效應占總效應的比例為31.29%，因此，假設H1成立。

圖1 感知社會支持在組織氣氛和心理資本之間的中介作用

為進一步分析在組織氣氛、感知社會支持和心理資本的關系中是否存在性別差異，參照溫忠麟、侯杰泰和馬什赫伯特(2003)提出的跨組比較的方法進行比較。定義下列相互嵌套的模型：

無限制模型(模型1)：兩組的模型結構相同。

測量模型相等(模型2)：在模型1的基礎上，限定不同的組的結構模型部分對應的預測路徑系數即因子載荷相等。

結構模型相等(模型3)：在模型2的基礎上，限定不同組模型的所有路徑系數相等。

表4 各回歸模型擬合指數

結果發現，模型1和模型2不存在顯著差異，Δχ2(12)=10.74，p>0.05，模型2和模型3存在顯著差異，Δχ2(4)=42.01，p<0.001，這表明男性組和女性組在組織氣氛、感知社會支持和心理資本的中介模型上存在顯著差異，即是說性別在該中介模型中起調節作用。因此，被調節的中介效應存在，假設H2成立。對兩模型回歸系數的比較發現：(1)男性組的感知社會支持對心理資本的預測系數顯著大于女性組對應的預測系數(β男性組=0.47，β女性組=0.13，C.R.=3.50，p<0.05)，男性組的組織氣氛對心理資本的預測系數顯著小于女性組對應的預測系數(β男性組=0.20，β女性組=0.67，C.R.=-5.76，p<0.05)；(2)男性組存在中介效應，中介效應占總效應的比例為47.82%，而女性組不存在中介效應(見圖2和圖3)。

圖2 女性組測量模型

圖3 男性組測量模型

4 討 論

本研究從組織管理的角度探討了如何提升農民工心理健康，促進城市融入。結果表明，女性農民工感知到的組織氣氛得分顯著高于男性，中老年農民工心理資本得分顯著高于青年農民工。進一步采用結構方程模型驗證了感知社會支持在組織氣氛和心理資本中的中介效應，且此中介效應受性別的影響。相比女性農民工，男性農民工的中介效應顯著。

4.1 組織氣氛、心理資本和感知社會支持的特點

在組織氣氛的研究中，性別的差異一直備受關注(Shalmani,Qadimi,Praveena，& Cherabin,2015)。本研究發現農民工群體中，女性感知到的組織氣氛要比男性更多，這與國內針對企業中一般員工的調查結果相一致(詹文慧,高金金,陳毅文,2013)。這可能是因為男性和女性有不同的心理需求，傾向選擇不同的職業(Milyavskaya,Philippe，& Koestner,2013)，而不同職業的組織氣氛高低并不相同(Randelovi? & Stojiljkovi?，2015)。女性員工的工作多是社會取向的(胡翔,李燕萍,李泓錦,2015)，傾向于人際互動的工作，因而她們大多從事的是服務業、餐飲業或零售業等行業，通過建立人際關系，感知良好的工作(組織)氛圍以減輕自身壓力，這滿足了女性歸屬的需求；而男性多期望更高的收入和自主性，一些技術性較強的職業則可滿足類似要求，例如建筑業中的水電工、跑運輸的司機，這類職業工資高、有難度、可替代性弱、獨立性和自主性強，忽略人際和諧和組織氣氛，使得勝任和自主的需求被滿足。當各自的需求被滿足，可以提高他們的積極應對能力和心理適應(Milyavskaya，Philippe，& Koestner,2012)。

農民工作為城市的外來群體，在城市融入的過程中受到心理資本的影響。與中國的人口老齡化進展類似，農民工也出現了中老年農民工群體。既然出現了青年和中老年群體兩個世代，心理資本是否可能在這兩個世代上存在一定差異？本研究對比分析了青年農民工和中老年農民工后的確發現，中老年農民工心理資本的各維度得分均顯著高于青年農民工，這表明農民工群體中出現了代際差異。中老年農民工年齡較大，經歷豐富，形成了自己的一套成熟的解決問題的模式，對不確定性有較強的耐受力，對現在和未來的生活抱有樂觀的心態；而青年農民工的工作經驗、技能和人生閱歷相對較少，對人對事容易理想化，在應對困難時解決辦法不多，容易產生自卑、抑郁等心理問題，阻礙了積極的城市融入(廖全明，2014)。

4.2 組織氣氛預測心理資本，感知社會支持的中介作用

心理資本可以從個人層面和組織層面進行開發已在學界達成共識，但缺少相應的實證研究(譚美金,毛晉平，2013)，本研究試圖從組織層面探討提升農民工心理資本的可能心理機制。關注農民工這一特殊群體，有利于他們不斷提高心理素質，融入城市生活。本研究結果表明，感知社會支持在組織氣氛對心理資本的影響中起部分中介作用。這符合保護性因素理論模型中的保護-保護模型(金燦燦，鄒泓，李曉巍，2011)，即不同保護性因素間可以相互作用對個體心理健康產生積極影響。良好的組織氣氛作為保護性因素，可以讓農民工感受到自己的需求被組織所關注，降低個體的壓力感，而個體所感受到的組織—個體關系可以延伸到個體—個體之間，增強了個體對周圍社會支持的感知，既提升了農民工應對壓力、解決問題的能力，也滿足了他們對于社會情感的需要(Wangombe,Wambui,& Kamau,2014)，因此兩種保護性因素疊加促進了心理資本的形成。這提示用工單位如果能夠更多關注農民工的生活和發展，使農民工感受到自我價值和他人的幫助，那么他們會保持一個良好的心態融入到新的環境中。

跨組比較的結果發現，性別在該中介模型中起調節作用，男性農民工的中介效應顯著，女性不存在中介效應。首先，性別的差異反映出角色要求的不同(Simon,2002)，社會角色理論指出社會對男性有更多的工作角色期望(Eagly,1987)，對女性有更多的家庭角色期望(謝菊蘭,馬紅宇,唐漢瑛等,2015)，這導致男女獲取心理資本的渠道和方式存在差異。其次，保護-保護模型也有多種模式，對于女性農民工來說，感知到的組織氣氛較多，已基本可以滿足她們的心理資本需求，也在一定程度上擠壓了外在社會支持的影響，因此保護性因素之間屬于飽和關系，即感受到較多的組織氣氛可能限制了社會支持對心理資本的影響，使得中介效應不顯著。男性農民工承擔了任務重、難度大的工作，組織氣氛需要結合感知到的多種社會支持，幫助他們提升心理資本，保護性因素間呈現出倍增關系。這提示我們營造良好的組織氣氛對農民工的心理資本的發展有重要意義，對于男性農民工，還可通過提高自身對社會支持的敏銳性和感知力來促進其心理資本的發展。

此外，本研究也有一定不足。第一，研究只是單純地橫向分析變量之間的關系，并沒有收集縱向發展的數據，因果關系的解釋力度還需要進一步提升。第二，不同性別、年齡的農民工人數比例有一定差異，數據結果的穩定性有待于進一步討論。

5 結 論

(1)感知社會支持在北京市農民工組織氣氛對心理資本的預測中起部分中介作用。

(2)感知社會支持的中介作用受到性別的調節，對男性而言，組織氣氛可以直接預測心理資本，也可以通過感知社會支持間接作用于心理資本；對女性而言，組織氣氛只能直接預測心理資本，不存在間接作用。

胡宏偉,曹楊，呂偉.(2011).心理壓力、城市適應、傾訴渠道與性別差異——女性并不比男性新生代農民工心理問題更嚴重.青年研究,(3),76-86.

胡翔,李燕萍,李泓錦.(2015).新生代女性員工的人際和諧需求與工作滿意度.武漢大學學報(哲學社會科學版),68(3),121-128.

金燦燦,鄒泓,李曉巍.(2011).少年的社會適應:保護性和危險性因素及其累積效應.北京師范大學學報社會科學版,(1),12-20.

李強,梁棟,陳坡,徐瑋.(2017).農民工情緒性、彈性和堅韌性特質及其對心理健康的預測作用.應用心理學,23(3),276-282.

李衛東,李樹茁,M.W.費爾德曼.(2013).性別失衡背景下農民工心理失范的性別差異研究.社會,33(3),65-88.

廖全明.(2014).發展困惑、文化認同與心理重構——論農民工的城市融入問題.重慶大學學報(社會科學版),20(1),141-145.

劉禮艷,劉電芝,任璐,疏德明,胡美娟,王金生.(2011).農民工社會支持感知概念的提出及其情境問卷的編制.中國臨床心理學雜志,19(5),615-618.

隋楊,王輝,岳旖旎,Luthans.F.(2012).變革型領導對員工績效和滿意度的影響:心理資本的中介作用及程序公平的調節作用.心理學報,44(9),1217-1230.

譚美金,毛晉平.(2013).心理資本:概念、結構及前因變量.社會心理科學,(6),28-33.

溫忠麟，侯杰泰，馬什赫伯特.(2003).潛變量交互效應分析方法.心理科學進展,11(5)，593-599.

溫忠麟,葉寶娟.(2014).中介效應分析:方法和模型發展.心理科學進展,22(5),731-745.

謝菊蘭,馬紅宇,唐漢瑛,周殷.(2015).性別對工作→家庭沖突的影響機制:基于社會角色理論的實證分析.心理科學，38(1)，191-195.

詹文慧,高金金,陳毅文.(2013).組織氣氛對工作倦怠的影響:工作壓力的中介作用.浙江大學學報理學版,40(1),112-118.

周浩,龍立榮.(2004).共同方法偏差的統計檢驗與控制方法.心理科學進展,12(6),942-950.

朱瑜.(2004).廣東地區企業組織氣氛因素結構及其與績效關系研究.碩士學位論文.暨南大學.

鄒泓,張春妹.(2006).中學生的人格五因素、感知的社會支持與自尊的關系.北京師范大學學報社會科學版,(4),44-52.

Claudia,R.,&Anitei,M.(2013).Corelative study between organizational climate,family support and phisical health at the employee’s of a software producer company.RomanianJournalofExperimentalAppliedPsychology,4(4),45-53.

Eagly,A.H.(1987).Sexdifferencesinsocialbehavior:Asocial-roleinterpretation.Hillsdale:NL:Erlbaum.

Hui,Q.S.,Cao X.S.,Lou L.,& He H.(2014).Empirical research on the influence of organizational support on psychological capital.AmericanJournalofIndustrialandBusinessManagement,4,182-189.

Luthans,F.,Avolio,B.J.,Avey,J.B.,& Norman,S.M.(2007).Positive psychological capital:measurement and relationship with performance and satisfaction.PersonnelPsychology,60(3),541-572.

Milyavskaya,M.,Philippe,F.L.,& Koestner,R.(2013).Psychological need satisfaction across levels of experience:Their organization and contribution to general well-being.JournalofResearchinPersonality,47(1),41-51.

Randelovi?,K.,& Stojiljkovi?,S.(2015).Work climate,basic psychological needs and burnout syndrome of primary school teachers and university professors.Teme,39(3),823-844.

Sen,D.Y.,& Elmas,S.(2015).Effects of supportive organizational climate and positive psychological capital on organizational citizenship behavior.EuropeanJournalofBusinessandManagement,26(7)，62-67.

Shalmani,R.S.,Qadimi,A.,Praveena K.B.,&Cherabin.M.(2015).Teachers perception of organizational climate:Gender differences.InternationalJournalofPsychologyandBehavioralResearch,4(1),1-8.

Simon,R.W.(2002).Revisiting the relationships among gender,marital status,and mental health.AmericanJournalofSociology,107(4),1065-1096.

Wang,J.L.,Zhang,D.J.,& Jackson,L.A.(2013).Influence of self-esteem,locus of control,and organizational climate on psychological empowerment in a sample of Chinese teachers.JournalofAppliedSocialPsychology,43(7),1428-1435.

Wangombe,J.G.,Wambui,T.W.,& Kamau,A.W.(2014).The perceived supervisor and organizational support on organizational climate.JournalofHumanitiesandSocialScience,19(3),53-69.