中介心理（共10篇）
中介心理 篇1
引言
员工创新有利于组织进行正当的变革,也有利于组织绩效的提高,因而,如何促进员工创新成为企业管理的关键。部分企业为了激发员工创新,无论在资金还是设备上,给予了员工大量的支持,并设置了诱人的成果奖,但创新成果仍不理想。企业员工创新行为到底受哪些因素的影响,本文以心理授权为前因变量,员工感知到的“员工对组织的责任”这一心理契约视角为中介变量,探讨对创新行为的影响机制。
影响员工创新行为的因素有很多,主要可以归为两类:组织环境压力下的被动形成机制、个体特征的内在形成机制。国内外学者大多认为心理授权会通过影响员工的工作动机从而产生有利于组织的行为或态度,但将心理契约纳入心理授权与创新行为关系的研究还较少,与以往学者们将心理契约定义为“员工感知到的组织对员工的责任”这一视角不同,本文将心理契约定义为“员工感知到的员工对组织的责任”,而这一心理契约正是员工内在的一种工作动机来源。因而,创新行为作为一种对组织有利的行为,会受到心理授权的影响,而心理契约在一定程度上又影响了创新行为。本文以此展开,把心理契约视为中介变量,研究心理授权对创新行为的影响机制。
1 理论背景和研究假设
1.1 心理授权与员工创新行为
1.1.1 心理授权
Conger等人认为心理授权是下属在心理上对领导授权行为的感知过程;Thomas将心理授权定义为个体被授权时内心体验的综合体;Spreitzer从个体体验的角度来研究心理授权,并认为心理授权是工作丰富化涵义的延伸和发展;国内学者李超平提出应该从个体感知的角度来研究授权。
有关心理授权维度的划分,有学者认为心理授权就是自我效能感;有学者将其分为工作意义、工作能力和个人影响力3个维度;也有学者提出心理授权的工作意义、自我效能感、自主决定和工作影响力四维说,随后,Speritzer验证了这一四维模型,并对各个维度做出了准确的定义,工作意义是个体对从事工作目标的理解和认知;自我效能感是个体对自己完成工作任务的信心;自主决定是员工对自己所面对的工作任务的控制力和决策能力;工作影响力是个体对自己的工作对于组织重要性的认知。
1.1.2 员工创新行为
随着对创新研究的不断深入,学者们越来越多地把研究的焦点置于个体的创新行为。有的学者将创新行为定义为在一个工作角色内,为了对个体或组织绩效有益,而创造或是应用新想法的过程;也有学者认为创新行为虽然有利于提升个人和组织的绩效,但它是一种角色外行为,由员工自主决定[1];国内学者刘云、石金涛在前人研究的基础上将创新行为定义为在员工组织的相关活动中,产生、引进和应用有益的新颖想法或构想的过程[2]。
1.1.3 心理授权与员工创新行为
于组织而言,心理授权是对员工的一种内在激励,于员工而言,心理授权是员工的一种内在工作动机。有学者把创新行为理解为一种角色外行为和组织公民行为,认为心理授权有助于产生益于组织的行为或态度[3]。当员工体验到的授权程度高时,就会有更多的工作自主性与灵活性,而较少受到资源等方面的限制,其行为就会更加主动,更加富有创造性[4]。综合学者们的研究发现,心理授权在一定程度上影响了员工的创新行为。因而提出假设:
H1a:工作意义对员工创新行为有显著正向影响。
H1b:自我决策对员工创新行为有显著正向影响。
H1c:自我效能感对员工创新行为有显著正向影响。
H1d:影响力对员工创新行为有显著正向影响。
1.2 心理授权与心理契约
1.2.1 心理契约
对心理契约的研究,主要分为两个学派,“Rousseau学派”从狭义的角度把心理契约定义为个体在雇佣关系背景下对双方交换关系中彼此应尽责任和义务的主观理解和感知;“古典学派”从广义的角度把心理契约定义为雇佣双方对交换关系中彼此应尽责任和义务的主观理解和感知[5]。本文从狭义的角度出发,将心理契约定义为员工感知到的“员工对组织的责任”。
1.2.2 心理授权与心理契约
Robinson,Rousseau等人认为员工感知到的授权可促进员工对组织责任感的提升。按照社会交换理论,员工感知到的权力越大,责任就越大,因而,心理授权对心理契约具有正向影响。
H2a:工作意义对心理契约有显著正向影响。
H2b:自我决策对心理契约有显著正向影响。
H2c:自我效能感对心理契约有显著正向影响。
H2d:影响力对心理契约有显著正向影响。
1.3 心理契约与员工创新行为
创新行为作为员工行为、态度的重要组成部分,能够有效提高员工与组织的工作绩效。有的学者把创新行为视为一种组织公民行为,也有学者把创新行为视为一种角色外的行为[6]。Robinson认为心理契约是形成员工工作行为或态度的重要因素。本文把心理契约定义为员工感知到的“员工对组织的责任”,员工这种积极主动的心理状态会促使员工形成积极的工作行为与态度,从而做出对组织有利的行为[7]。因而,提出假设:
H3:心理契约对员工创新行为有显著正向影响。
1.4 心理契约的中介作用
授权作为员工的内部工作动机,是促进创新的重要因素。Paul等学者通过构建理论模型认为员工的授权会影响心理契约程度,进而影响员工的行为或态度[8]。因此,本文认为心理契约在心理授权与创新行为之间起中介作用,故提出假设:
H4:心理契约在心理授权与创新行为的关系中起中介作用。
综合以上假设,本文的研究模型可以总结为:
2 研究设计
2.1 问卷设计与数据收集
调查问卷分为两个阶段,第一阶段为预调研,主要是对石河子大学MBA学员及在职博士进行调研,他们来自不同行业不同性质的企业,遍布中国多数省份,共发放问卷230份,对其数据进行过探索性因子分析和信度分析,修改完善。第二个阶段为正式调研,历时4个月,主要调研地为:新疆、河南、上海、山东、广东、浙江,共发放问卷356份,有效回收312份,有效回收率为87.6%,基本情况统计如表1所示:
2.2 测量工具
为保证测量工具的信度和效度,本研究所用测量量表均来自于成熟量表,并根据中国本土化实际情况进行了修正。
2.2.1 心理授权
心理授权测量量表主要是采用Spreitzer于1995年编制,李超平、李晓轩、时勘等人在国内修订而成,包括工作意义、自我效能感、自主性和工作影响4个维度、12个题项。
2.2.2 心理契约
在Rousseau编制的《心理契约调查问卷》、Millard编制的《心理契约测量问卷》的基础上,参考李原、余琛、郭德俊的研究,本文的心理契约量表主要是采取了其中的员工应对企业承担的责任和义务维度,包含11个题项。
2.2.3 员工创新行为
在Scott和Bruce等人编制的量表的基础上,刘云、石金涛等人结合中国情景开发出的包含5个题项的单维量表。
2.2.4 控制变量
为了控制其他变量对研究带来的影响,在相关研究基础上,本文选择性别、年龄、学历、工作年限、职位级别、企业性质等6个人口学变量作为控制变量。
3 实证分析
3.1 信度和效度分析
3.1.1 信度分析
本研究运用Cronbach’sα系数来检验各量表的信度。如表2所示,心理授权总体Cronbach’sα系数为0.901,各个维度的Cronbach’sα系数分别为0.888,0.868,0.862,0.902。心理契约的Cronbach’sα系数为0.911,员工创新行为的Cronbach’sα系数为0.901。所有概念的Cronbach’sα系数均大于0.8,因而本研究所使用的量表具有较高的信度。
3.1.2 效度分析
为了保证每个变量的单维度性,本文应用探索性因子分析。首先进行KMO和Barlett球度检验,各变量的检验结果如表3所示。心理授权的KMO值为0.807,Barlett球度检验显著。进行因子分析,抽取特征根大于1的公因子有4个,分别对应其4个维度,解释了总方差的74.657%。心理契约的KMO值为0.904,Barlett球度检验显著。进行因子分析,通过抽取1个特征根大于1的因子进行探索性因子分析,解释了总方差的67.47%。员工创新行为的KMO为0.861,Barlett球度检验显著。进行因子分析,按照特征根大于1的标准提取出的公因子有1个,解释了总方差的72.016%,所有量表每个题项单一维度下的因子负荷都大于0.5,表明本研究的测量量表具有较好的单维度性。
为检验模型与数据的拟合程度,本文采用验证性因子分析。分别用Amos软件对心理授权、心理契约、创新行为构建二阶四因子结构方程模型、一阶结构方程模型、一阶结构方程模型。各测量指标如表4所示。
3.2 控制变量的测量
控制变量的具体赋值如表5所示。
3.3 研究结果与假设检验
3.3.1 描述性统计分析
对各变量进行描述性统计分析,结果如表6,所研究变量及其各维度之间具有显著的相关关系。
注:样本容量为312;**表示在0.01水平(双侧)上显著相关。
3.3.2 回归分析
回归分析结果如表7所示,工作意义对员工创新行为有显著正向影响(β=0.211,p<0.01),假设H1a得到支持;自我决策对员工创新行为有显著正向影响(β=0.307,p<0.01),假设H1b得到支持;自我效能感对员工创新行为有显著正向影响(β=0.173,p<0.01),假设H1c得到支持;影响力对员工创新行为有显著正向影响(β=0.184,p<0.01),假设H1d得到支持。
从表7可以发现,工作意义对心理契约有显著正向影响(β=0.463,p<0.01),假设H2a得到支持;自我决策对心理契约影响不显著,假设H2b没有通过检验;自我效能感对心理契约有显著正向影响(β=0.459,p<0.01),假设H2c得到支持;影响力对心理契约影响不显著,假设H2d没有通过检验。
从表7可以发现,心理契约对员工创新行为有显著正向影响(β=0.616,p<0.01),假设H3得到支持。
通过以上回归分析发现,心理授权的自我决策和影响力维度不满足中介作用的前提假设。将工作意义、自我效能感(自变量)和心理契约(中介变量)同时放入回归模型来预测创新行为(因变量),结果如表7中的model4所示,心理契约的预测效果显著(β=0.416,p<0.01),而工作意义和自我效能感的系数均变小且变得不显著,因而存在完全中介作用,假设H4得到部分验证。
注:***表示在0.01水平上显著,**表示在0.05水平上显著,*表示在0.1水平上显著。
4 研究结论与启示
4.1 研究结论
研究结果表明,工作意义、自我效能感完全通过心理契约的中介作用对员工创新行为产生影响,而自我决策、影响力直接对创新行为产生影响,对心理契约的影响不显著。
(1)心理授权各个维度对创新行为均有显著影响。工作意义、自我决策、自我效能感、影响力对创新行为均具有显著正向影响。按照社会认知理论,人们并不是被动地面对世界中的种种事物,当员工感知到所从事的工作充满意义,对组织有重大影响,员工有较多的工作自主权,且自信心较高时,就会对新问题产生兴趣并全力投入其中,不断克服困难,产生有利于组织的行为[10]。
(2)心理授权各个维度对心理契约有不同的影响。此结论的原因可能是当员工感知到自己的工作有意义时,员工就会积极主动去承担更多责任;当员工在工作中有更多的自主决策权时,员工便会自己选择去承担或是不承担更多的责任,基于X理论,人天生是懒惰的,会逃避工作;当员工的自我效能感较高时,就会积极主动学习新知识、新技能,愿意承担更多责任,在不断的磨练中成长;当员工意识到自己的工作对组织有影响时,就会对自己产生认同感,进而满足于现状,不愿去承担更多责任。
(3)心理契约在工作意义、自我效能感与创新行为的关系中起完全中介作用。此结论的原因可能是当员工认为自己的工作充满意义,或是自我感觉很好时,员工便会积极主动承担更多责任,在不断的探索与进取中激发灵感,获得新想法。
4.2 启示
这些实证研究结论可以为企业激励员工进行创新提供指引。(1)在创新过程中,企业需要切实做好人力资源实践活动,提高员工的心理授权感知状态,以激发员工的创新行为。(2)人岗匹配,把每位员工分配到适合自己的岗位上,使之感受到工作的乐趣,同时,加强人文关怀,注重对员工的激励,增加其自我效能感,以便员工会积极主动承担更多的组织责任,从而产生有利于组织的行为或态度。
4.3 局限与展望
本研究可能还存在一些不足之处:(1)同源偏差。由于每份问卷包含的3个量表均是由同一人填写,可能导致数据存在同源方差,后期研究设计可以更加复杂。(2)截面数据,本研究只是进行截面数据的收集,在样本量与其代表性方面可能比较欠缺。后期可以进行动态的纵向数据研究。(3)本文是从员工个体层面研究创新行为,与组织整体的创新行为可能有所不同,企业核心竞争力的增强需要的是组织整体的创新能力,未来研究可以从组织层面对创新行为进行研究。
摘要：本文研究心理授权对员工创新行为的影响,并引入了员工感知到的“员工对组织的责任”这一心理契约视角为中介变量,通过对不同行业企业进行调查,共收集312份问卷,进行实证研究发现,工作意义、自我决策、自我效能感、影响力对员工创新行为有正向影响;心理契约在工作意义、自我效能感对员工创新行为的关系中起完全中介作用,在自我决策、影响力对员工创新行为的关系中不起中介作用。
关键词：心理授权,心理契约,创新行为,中介作用,假设检验
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中介心理 篇2
小学教师心理资本职业认同职业倦怠上个世纪70年代Maslach开始关注职业倦怠现象并提出了职业倦怠（job burnout）的相关概念，引起社会学、管理学乃至心理学等领域的研究兴趣，心理学上通常把个体在工作活动中长时间的情绪紧张所产生的身心应激反应综合症称为职业倦怠，也称工作倦怠。国内外研究表明，教师是职业倦怠的易感人群，教师的倦怠感不仅对于他们自己不利，同时也会阻碍学生的成长与进步。Maslach从情绪衰竭、低个人成就感和去个性化三个方面对教师职业倦怠问题进行研究。Byrne（1993）将教师的职业倦怠定义为教师持久地处于无法释放的压力状态下，从而所产生的不良情绪状态和消极行为反应，主要表现为工作满意度下降、工作激情消退及工作态度淡漠。
职业认同是指教师对职业本身及自身职业角色的积极认识、感受和行为倾向的结合。职业认同对职业倦怠具有重要的影响作用。个体职业认同程度越高，其倦怠水平就越低。Gaziel（1995）认为，教师的职业认同能够负向预测个体的压力水平，倦怠程度和辞职意向。国内的研究也得出了类似的结论。曹晓翼，陆丽清和刘晓虹（2010）的研究发现职业认同可以负向预测职业倦怠各个维度，职业认同水平越低，职业倦怠感越重 。
Luthans认为，心理资本是个人积极的核心心理要素，主要包括乐观、希望、自信和韧性四个方面。心理资本是一种内部工作资源，当心理资本耗损或者本身不足时，可引起工作倦怠。根据资源保存理论（conservation of resource theory，COR），当工作要求出现或增加，而资源耗损或资源投入和回报不平衡时，个体会感到资源受到威胁或者匮乏，没法较好地应对，致使资源丧失，最终导致倦怠。闫晓飞等人对低年资企业职工调查发现，低年资企业职工的心理资本和职业倦怠有极其显著的负相关，其心理资本不足会引起他们严重的倦怠感。毛晋平和莫拓宇通过对629名教师的研究发现，教师的情绪劳动策略能够通过心理资本的调节作用对职业倦怠产生影响，并建议引导教师提升自身的心理资本水平来降低工作倦怠。
心理资本是我们内心深处的积极力量，是促进人生不断前进的强大动力，对个人的成长和心理健康具有重大作用。职业认同是个人对职业所持有的正性认识与感受。虽然目前针对小学教师心理资本与职业认同关系的探讨较少，但对幼儿教师以及医护人员等群体的众多研究发现心理资本对职业认同有正向作用。例如，郭云飞、陈晓楠和史瑞洁通过对实习护生的调查发现，心理资本与职业认同存在显著的正相关。王钢、张大均（2014）认为，增强心理资本尤其是减少工作压力等方式来促进幼儿教师的职业认同。
文献分析可知，职业认同和心理资本关系密切，两者又都对职业倦怠产生影响。作为影响职业倦怠的两个重要心理因素，其与职业倦怠的相互作用机制如何？个体的职业认同水平越高，对工作的满意度也越高，越容易产生积极的心理感受和情绪状态。而心理资本正是个体所呈现出来的一种积极心理状态，那么职业认同是否通过心理资本来影响职业倦怠？因此，本研究欲对三者之间的关系进行更进一步的探索，揭示职业认同、心理资本对职业倦怠影响的内在机制，从而为教师的职业倦怠干预和良好职业心态的建立提供依据和参考。
一、方法
（一）对象
向福建省漳州市10所小学教师发放问卷303份，回收有效问卷269份，有效率88.8%。
（二）研究工具
1.工作倦怠量表（Maslach Burnout Inventory General Survey，MBI-GS）
采用李超平、时勘修订的MBI-GS，包括情绪衰竭，去个性化，低成就感3个维度，共15题 。本研究中总量表的α系数为0.878，情绪衰竭、去个性化和低成就感3个维度的内部一致性系数分别为0.941、0.911、0.921。
2.职业认同量表
魏淑华、宋广文和张大均（2013）编制，包括“角色价值观”“职业行为倾向”“职业价值观”“职业归属感”4个因子，共18个项目。本研究中，总量表的α系数为0.893，各因子的α系数在0.791～0.905之间。
3.心理资本问卷
柯江林等人以积极组织行为标准为基础编成的心理资本本土量表，包括自信勇敢、乐观希望、奋发进取、坚韧顽强、包容宽恕、尊敬礼让、谦虚诚稳、感恩奉献8个因子 。本研究中，各因子的α在0.769～0.910之间。
（三）数据处理
釆用SPSS17.0对数据进行相关分析及回归分析。
二、结果
（一）小学教师职业认同、心理资本和职业倦怠的关系
采用皮尔逊积差相关，对三者总分进行相关分析，结果见表1。
从表1可知，心理资本、职业认同和职业倦怠这几个变量总分的相关都达到了显著水平（P<0.0l）。
（二）心理资本在职业认同与职业倦怠关系中的中介作用
本研究依次求出职业倦怠（Y）对职业认同（X），心理资本（M）对职业认同（X），职业倦怠（Y）对心理资本（M）和职业认同（X）的回归。并根据中介效应的检验程序，对心理资本的中介效应进行依次检验。根据统计结果，建立标准化回归方程（如表2～5所示）。
由于职业倦怠对职业认同、心理资本对职业认同和共同回归中的职业倦怠对职业认同的t检验都是显著的，所以心理资本在职业认同对职业倦怠间的中介效应显著。由于共同回归分析时职业倦怠对心理资本的t检验也是显著的，因此，心理资本在两者之间是部分中介效应。中介效应占总效应的比例为0.64*0.50/0.45=71.11%。职业倦怠对职业认同的回归系数的绝对值在引入心理资本之后由0.45下降到0.14。我们从以上的统计结果得到相应的中介效应模式图，见图1。
从图1可知，职业认同是起始变量，它对职业倦怠的影响是通过两条显著的路径：其一是直接影响路径-职业认同直接影响职业倦怠；其二是间接影响路径-职业认同通过心理资本间接影响职业倦怠。直接路径影响效果和间接路径影响效果均达到显著水平。
三、讨论
通过对心理资本、职业认同和职业倦怠三者之间关系的探索，发现三个变量两两之间存在显著相关，心理资本与职业倦怠存在显著负相关，与前人研究一致。本研究与Onyett、Pillinger和Muijen所发现的职业认同与职业倦怠呈显著负相关的结果相一致。心理资本与职业认同存在显著正相关，这与前人研究结论一致。
心理资本是职业认同与职业倦怠的中介变量。小学教师职业认同、心理资本与职业倦怠三者之间两两显著相关；心理资本的介入增加了职业认同对职业倦怠变异的解释量；同时降低了职业认同对职业倦怠的标准回归系数。根据Baron和Kenny的主张，可以得出心理资本是职业认同与职业倦怠的中介变量。
以上结果说明，一方面，职业认同可以直接影响职业倦怠。职业认同能够影响个体的态度、心情和外显行为，认同感较高可以令个体对自身持正面肯定的评价，进而避免不良的情绪的产生，从而降低职业倦怠感。另一方面，职业认同还会通过心理资本的部分中介作用对职业倦怠产生影响。教师由于其职业认同所产生的自我良好感觉能够帮助其消除对糟糕工作条件的失望感，保持对职业乐观积极的态度。同时拥有内在职业认同感的教师能够在职业活动中体会到精神的真正满足以及由此产生的幸福感和人生价值感，对职业未来发展充满希望。较高的职业认同能增强教师的自信心，意识到工作对自己的意义，并从中获得自我满足，体会到身为教师的成就感，从而激发教师对工作更加积极的投入，使教师感受到更多积极情绪，倦怠感从而下降。教师职业认同作为教师职业行为的内在动力，促使教师勇于面对工作中的压力与困境，越挫越勇，心理的承受能力越来越强，心理韧性增强，抵御倦怠的能力也随之增强。
四、结论
通过探讨职业认同和心理资本对职业倦怠的影响作用，我们发现心理资本是十分关键的中介变量，其中介效应占总效应的71.11%。因此我们要改善小学教师的心理资本状况，这对于小学教师倦怠感的缓解和良好工作心态的树立有着重要的意义。
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中介心理 篇3
1 对象与方法
1.1 研究对象
本研究的对象为某大学新生, 学生来自全国各个地区。问卷的施测时间为入学的第一个学期初。调查人数为804人, 收回有效问卷数786份, 有效率为97.76%, 其中男409人, 女377人, 年龄最大24岁, 最小16岁, 平均18.56±1.10岁。
1.2 研究方法
采用问卷调查方式进行资料采集, 集中作答, 当场回收问卷。采集的资料使用SPSS11.5软件进行统计分析。
问卷包括: (1) 父母养育方式问卷 (EMBU) [7].EMBU为岳冬梅等人1993年修订的中文版本, 由被试凭记忆中的印象对父母教养方式的66个项目分别进行评价, 采用1~4计分, 最终计算出11个分量表, 分别为FF1 (父亲情感温暖与理解) 、FF2 (父亲惩罚、严厉) 、FF3 ( (父亲过分干涉) 、FF4 (父亲偏爱被试) 、FF5 (父亲拒绝、否认) 、FF6 (父亲过度保护) 、MF1 (母亲情感温暖与理解) 、MF2 (母亲过分干涉、过度保护) 、MF3 (母亲拒绝、否认) 、MF4 (母亲惩罚严厉) 、MF5 (母亲偏爱被试) 。
(2) 个性特征调查采用人格因素问卷 (16PF) , 可测评出16种相对独立的基本人格因素 (乐群性、聪慧性、稳定性、恃强性、兴奋性、有恒性等) 。
(3) 自尊量表 (SES) [7], 采用由M.Rosenberg编制的自尊量表 (SES) 1965年版.该问卷由10个问题构成, 分四级评分, 1表示非常符合, 2表示符合, 3表示不符合, 4表示很不符合, 总分范围是10-40分, 分值越高, 自尊程度越高, 该量表的重测相关系数为0.82。
(4) 简易应对方式问卷 (SCSQ) [7]:包括20个条目, 列出的是在工作生活中经受到挫折、打击或遇到困难和不解的问题时, 可能采取的态度和做法。其中前12个条目属于积极应对维度 (PC) , 后8个条目属于消极应对维度 (NC) 。条目分值为0, 1, 2, 3, 共4个等级, 分别表示“不采取”、“偶尔采取”、“有时采取”、“经常采取”。
(5) Levenson (1981) 编制的《内控性、有势力的他人及机遇量表》[7], 该量表包括了心理控制的三个不同组成部分, 内控性 (I) 测量人们在多大程度上相信自己能够驾驭他们的生活;有势力的他人 (P) 测量被试是否相信他人能够控制自己生活中的事件;机遇 (C) 测量人们对机遇可以影响他的生活经历和事情的结果的相信程度。
2 结果
2.1 大学生组与中文修订版组相比 (见表1)
注:**代表p<0.01或0.001 (以下相同)
由表1可见, 大学生组与中文修订版组相比, 除FF2、FF5、MF4外, 其余各因子均存在显著差异, 且大学生组因子分值均低于修订版中文组。表明大学生组父母对子女的关注明显少于修订中文版组, 具体表现为父亲较少干涉、偏爱、过度保护被试, 母亲也较少干涉、拒绝、偏爱被试, 同时在情感温暖理解方面相对低于修订中文版组。造成这种差异的原因, 是本样本父母受教育程度普遍较低[8], 还是我国家庭对子女温暖理解“普遍过多”, 有待进一步研究, 这就要求我们从父母的教育观念、文化背景、社会支持等全方位关注父母对子女的影响[9]。
2.2 EMBU与16PF的相关
EMBU与16PF之间的相关表明:除偏爱被试 (FF4) 、拒绝否认 (MF5) 与16PF各因子无相关, 其他都有不同程度的相关;父母的情感温暖、理解 (FF1、MF1) 与大学生的稳定性、恃强性、兴奋性、有恒性、敢为性、自律性等个性因素成正相关, 而与怀疑性、忧虑性、紧张性成负相关;父亲的过分干涉 (FF3) 仅与大学生的稳定性成负相关, 而母亲的过分干涉 (MF2) 与大学生的稳定性、自律性成负相关;父亲的过度保护 (FF6) 与大学生的稳定性、自律性成负相关, 父母的惩罚、严厉 (FF2、MF4) , 拒绝、否认 (FF5、MF3) 与大学生的聪慧性、稳定性、兴奋性、有恒性、敢为性、自律性等个性因素成负相关, 都与怀疑性、忧虑性、紧张性等成正相关, 这与汪玲等人的研究结果一致[10]。
2.3 父母教养方式与自尊、心理控制感、应对方式的相关
研究表明:FF4与各因子无相关关系, 父母的情感温暖、理解与自尊成显著正相关, 父母的惩罚严厉, 拒绝否认与自尊成显著负相关, 但父母的过分干涉与自尊的负相关没有达到显著水平, 这说明在父母教养方式中, 惩罚严厉, 拒绝否认是阻碍青少年自尊发展的最主要的因素。
在本研究中发现, 父母的情感温暖与理解 (FF1, MF1) 与积极维度成正相关, 与消极维度成负相关;母亲的拒绝否认、惩罚严厉与积极维度成负相关, 与消极维度成正相关;父亲的惩罚严厉、拒绝否认、过度保护和母亲的过分干涉仅与消极维度成正相关。
父母的情感温暖、理解 (FF1和MF1) 与内控性成显著正相关, 与有势力的他人、机遇成显著负相关。也就是说他们更相信自己能够控制自己, 较少相信他人和机遇能够控制自己。父母的惩罚严厉 (FF2、MF4) 与内控性成负相关, 与有势力的他人、机遇成正相关;父亲的过分干涉 (FF3) 、拒绝否认 (FF5) 、过度保护 (FF6) 与内控性相关不显著, 拒绝否认 (FF5) 、过度保护 (FF6) 与有势力的他人和机遇成正相关, 父亲的过分干涉 (FF3) 只与有势力的他人成正相关。母亲的拒绝否认 (MF3) 与内控性成负相关, 仅有过分干涉 (MF2) 与内控性相关不显著, 母亲的拒绝否认 (MF3) 、过分干涉 (MF2) 与有势力的他人和机遇成正相关, 而母亲的偏爱被试 (MF5) 与内控性、有势力的他人成正相关, 与机遇相关不显著。
2.4 父母教养方式各因子与各因素之间的逐步回归分析
逐步回归分析表明:在分别以16PF、SES、IPC各因子为因变量, 以EMBU中各因子为自变量进行逐步回归分析发现:父亲的情感温暖理解 (FF1) 对大学生的乐群性、稳定性、兴奋性、有恒性、敢为性、自律性、自尊和内控性有正性影响, 对独立性、忧虑性、紧张性、他人、机遇和消极应对有负性影响;父亲的过度保护 (FF6) 对大学生的忧虑性、紧张性、他人、机遇和消极应对有正性影响, 对稳定性、敢为性、自律性和自尊有负性影响。母亲的情感温暖理解 (MF1) 对大学生的稳定性、恃强性、有恒性、幻想性、自尊和积极应对有正性影响, 对怀疑性、忧虑性和紧张性有负性影响。母亲的拒绝否认 (MF3) 对大学生的怀疑性、紧张性、他人和消极应对有正性影响, 对稳定性、有恒性、自律性、内控性和积极应对有负性影响。母亲的惩罚严厉 (MF4) 对大学生的忧虑性有正性影响, 对敢为性和自尊有负性影响。
3 讨论
在父母教养方式与大学生的个性、自尊、应对方式和心理控制感的相关分析发现:父母对子女采用不良的教养方式越多, 如严厉惩罚、拒绝否认、过分干涉等, 则子女的稳定性、兴奋性、有恒性、敢为性、自律性得分越低, 则怀疑性、忧虑性、紧张性得分越高;反之, 如果父母对子女采用良性的教养方式越多, 如理解、温暖、平等的态度, 则子女稳定性、兴奋性、有恒性、敢为性得分越高, 怀疑性、忧虑性、紧张性得分越低。提示父母对子女的养育方式与子女人格因素有关, 故父母应对子女采用良性的教养方式, 以促进其人格的健康成长。
父母的情感温暖、理解与自尊成显著正相关, 表明父母对子女的情感温暖理解愈多, 子女大多会情绪积极、自信, 其自尊水平愈高, 而父母的惩罚严厉、拒绝否认, 甚至在他人面前进行指责、打骂, 会使子女感觉到被贬低和否认, 严重伤害他们的自尊心, 与钱铭怡[11]的研究结果基本一致。这说明大学生的自尊与父母教养方式各维度之间均有密切的关系, 父母教养方式对大学生自尊有较好的预测作用。
应付方式作为应激与健康的中介机制, 对心身健康有着重要影响。父母的情感温暖与积极维度成显著的正相关, 父母的惩罚严厉、过分干涉与消极维度成显著的正相关。这说明父母教养方式与大学生的应付方式之间有密切的关系, 父母教养方式对应付方式有较好的预测作用。
“心理控制源”[12]来自Rotter的社会学习理论, 其被认为是有关个人性格及行动与事件结局间关系的泛化性期待。大量的研究证实, 外在控制性强的人难于应付紧张的生活环境、巨大的学习压力和应激性事件。而一个内控性强的人, 较积极地投身社会活动, 追求有价值的目标, 心理更健康。本研究发现, 父母的情感温暖理解与内控性成正相关, 与他人和机遇成负相关。也就是说他们更相信自己能够控制自己, 较少相信他人和机遇能够控制自己。而当父母的不良教养方式时, 则子女通常寄托于他人和机遇来解脱自己的困扰。
多元逐步回归分析发现, 父母的情感温暖理解 (FF1、MF1) , 父亲的过度保护 (FF6) 、母亲的拒绝否认、惩罚严厉 (MF3、MF4) 对大学生心理健康的中介因素 (如个性、自尊、心理控制感、应对方式等) 影响最大, 它涉及到稳定性、有恒性、敢为性、怀疑性、忧虑性、自律性、紧张性、自尊、内控性、他人、机遇、积极应对和消极应对等因子。提示父母对子女采取情感温暖、理解的教养方式越多, 则子女具有较高水平的自尊, 控制感强, 常表现出情绪稳定、轻松兴奋、自律严谨等特征, 从而积极投身于社会活动中, 追求有价值的目标, 心理更健康;父母较多的惩罚、严厉, 过分干涉、保护, 拒绝、否认的教养方式, 则子女具有较低水平的自尊, 控制感较差, 常表现出敏感多疑、情绪抑郁、焦虑、自律较差等特征, 难于应付紧张的生活环境、巨大的学习压力和应激性事件。因此, 良好的家庭环境和父母正确的教养方式对于提高个体心理健康水平、促进个体整体健康发展是至关重要的。
综上所述, 父母教养方式对大学生的个性、自尊、应对方式和心理控制感有较好的预测效应。因此, 做父母的应注意调整自己的教养方式, 以利于孩子健康发展;而其本人也要努力调整自己的应付方式, 追求有价值的目标、不断提高心理控制和自尊水平, 积极主动地去完善自己。
参考文献
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[11]钱铭怡, 肖广兰.青少年心理健康水平、自我效能、自尊与父母教养方式的相关研究[J].心理科学, 1998, 21 (6) :553~555.
中介心理 篇4
据了解，本次专项整治将集中查处十种违规行为：发布虚假房源、不实价格信息招揽客户，诱骗消费者；未将房屋抵押、查封等限制交易信息及时告知购房人；未在经营场所醒目位置标明房地产中介服务项目、服务内容、收费标准；强制提供代办服务、捆绑收费；未经当事人同意，擅自通过网签系统签订中介服务合同、交易合同；为不符合交易条件的房屋提供中介服务；对交易当事人隐瞒真实的房屋交易信息，低价收进、高价卖（租）出房屋赚取差价；侵占或挪用交易资金；泄露或不当使用客户信息；中介机构及其分支机构未按规定到所在市、县房地产主管部门备案。
本次专项整治所针对的不仅仅是二手房中介，也包括从事商品房销售的代理公司。江苏省住建厅要求各地房管部门研究相关措施，确保中介机构发布的房源信息是真房源、真图片、真价格。有条件的地区可以要求房地产中介机构在发布房源信息时要编制房屋状况说明书，记载房屋状况等信息，实现交易信息一次性告知消费者。
中介心理 篇5
以往研究发现部分贫困大学生同时经历着经济贫困和心理贫困的双重压力,提高他们的抗挫折心理能力和减轻心理压力是需要关注的热点。本文通过探索积极心理品质及相关变量对贫困大学生挫折心理的预测作用,为研究提高贫困大学生抗挫折心理能力提供依据。
1 对象与方法
1.1对象
2015 年3 月中旬根据贵州省8 所大学提供的贫困大学生名单,采用随机抽样法从中抽取1 000名研究对象进行测试,共收回有效问卷948 份,有效率达94. 8% 。其中男生392 名,女生556 名; 年龄在18~ 26 之间,平均年龄( 20. 43 ± 1. 56 ) 岁; 大一学生323名,大二学生431 名,大三学生99 名,大四学生95 名。
1. 2 研究工具
1.2.1贫困大学生积极心理品质量表
根据Nansook等[13]提出的24 项积极心理品质自编适用于贫困大学生的积极心理品质量表,经过因子分析,有良好的信效度。量表共24 个项目,包括智慧勇气、仁爱、公正节制、卓越4 个因子。量表采用5 级计分,从1 完全不符合到5 完全符合。得分越高,证明被试的积极心理品质水平越高。在本研究中,量表Cronbach α 系数为0. 948,4 个因子方差累积贡献率为61. 16% 。
1.2.2人际信任量表
采用Rotter[8]编制的人际信任量表,原量表共25 个题目。本文根据实际研究目的采用其中8 个,且做不同程度的修改,经过因子分析,有良好的信效度。量表共分为对人的信任、对政府的信任2 个因子; 采用5 级计分,从1 完全同意到5 完全不同意。所有项目得分累加即为总分,得分越高人际信任度越低。在本研究中,量表Cronbach α 系数为0. 6,2 个因子方差累积贡献率为50. 34% 。
1.2.3心理复原力量表
该量表由Wagnild等[14]( 1993) 编制,共有25 个项目,量表包括个人能力和对自我与生活的接纳能力2 个因子。原量表采用7 级计分,本文根据实际情况采用5 级计分,从1 完全不符合到5 完全符合,经过因子分析,有良好的信效度。得分越高表明心理复原能力越强。在本研究中,量表Cronbach α 系数为0. 913,2 个因子方差累积贡献率为40. 71% 。
1.2.4挫折心理问卷
问卷由陈炎[15]编制,共54 个项目,包括9 个因子: 自尊挫折、自我实现挫折、环境适应挫折、就业挫折、学习挫折、人际交往挫折、经济挫折、恋爱挫折、家庭挫折。本文为了使问卷项目更具有代表性,根据原始问卷中大学生对各项目作答的百分比,从每个因子中选取3 个百分比排在最前面的项目组成本文的问卷,经过因子分析,有良好的信效度。问卷采用5 级计分,从1 没有影响到5 极重影响,得分越高挫折心理越强。在本研究中,问卷Cronbach α 系数为0. 925,9 个因子方差累积贡献率为71. 66% 。
1. 3 数据处理
应用SPSS 15.0和AMOS 7.0对数据进行分析和建模,检验水准α=0.05。
2 结果
2. 1 积极心理品质、人际信任、心理复原力和挫折心理的相关性分析
贫困大学生积极心理品质与挫折心理和人际信任均呈负相关,与心理复原力呈正相关; 人际信任与心理复原力呈负相关( r = - 0. 121 ~0. 559,P值均< 0. 01) 。在本研究中,由于人际信任量表得分越高,表示人际信任度越低,所以可以根据上述主要变量间的相关结果建立结构方程模型进行分析。见表1。
注: **P < 0. 01。
2.2共同方法偏差检验
本文对被试进行了4 个量表的调查,对容易形成的共同方法偏差进行检验。先对所有数据进行了KMO检验和Bartlett球形检验,KMO值为0. 933,Bartlett值为37 912. 36,P < 0. 01,说明本研究中的数据适合因素分析。经过探索性因素分析,发现特征值大于1 的公因子有17 个,其中第一个公因子方差贡献率为18. 84% ,小于40% 的临界标准[16],表明本研究不存在明显的共同方法偏差问题,可以继续进行数据处理。
2.3模型的验证
本文潜变量包含的项目数量较多,各潜变量均采用各因子的项目均值作为新指标,以减少随机误差,然后建模验证模型的拟合度[17]。
首先,检验人际信任在贫困大学生积极心理品质与挫折心理之间的中介作用( 见图1) 。模型的拟合指数如下: χ2/ df = 6. 047,NFI = 0. 912,CFI = 0. 925,RMSEA = 0. 073。其中 χ2/ df值稍大于6,其他拟合指标在限定范围内,拟合程度较好[18]。
其次,检验心理复原力在贫困大学生积极心理品质与挫折心理之间的中介作用( 见图2) 。模型的拟合指数如下: χ2/ df = 6. 383,NFI = 0. 923,CFI = 0. 934,RMSEA = 0. 075。其中 χ2/ df值大于6,其他拟合指标符合标准,拟合程度较好。
最后,检验人际信任和心理复原力在贫困大学生积极心理品质与挫折心理之间的双重中介作用( 见图3) 。模型的拟合指数如下: χ2/ df = 5. 355,NFI = 0.918,CFI = 0. 932,RMSEA = 0. 068。其中 χ2/ df值大于5,其他拟合指标在限定范围内,相对于前两个模型,该模型拟合程度更好。
2.4中介效应路径分析
首先根据图3 分析各潜变量的因子负荷。积极心理品质的因子负荷均在0. 8 左右,说明卓越、公正节制、仁爱和智慧勇气是贫困大学生积极心理品质的典型代表。人际信任中对政府信任因子负荷接近0. 9,说明对政府信任的程度主要影响贫困大学生的人际信任。心理复原力的2 个因子负荷均在0. 8 以上,说明贫困大学生的积极心理品质对其心理复原力有积极的影响,体现为其个人能力及对自我和社会的接纳能力较强。挫折心理的各因子负荷均在0. 5 以上,说明这9 个方面的挫折良好的代表了贫困大学生的挫折心理。其中学习挫折和就业挫折的因子负荷最大,说明这两方面是贫困大学生的主要挫折心理。
贫困大学生积极心理品质负向预测挫折心理( β= - 0. 109,t = - 2. 981,P < 0. 01 ) 。( 1 ) 当加入人际信任变量时,积极心理品质对挫折心理的预测作用下降,无统计学意义( β = - 0. 066,t = - 1. 335,P = 0.182) ; 此时贫困大学生的积极心理品质负向预测人际信任,无统计学意义( β = - 0. 258,t = - 1. 369,P = 0.171) ,人际信任正向预测挫折心理( β = 0. 167,t = 2.909,P < 0. 05 ) ( 图1 ) 。由于贫困大学生积极心理品质对人际信任的路径系数不显著,所以根据Sobel检验法进行检验,最终Z = - 1. 252,| Z | > 0. 97,所以人际信任作为中介效应是成立的,此时中介效应为0.043,占总效应的39. 5% 。( 2 ) 当加入心理复原力变量时,积极心理品质对挫折心理的预测作用下降,未达到统计学意义( β = - 0. 072,t = - 1. 509,P = 0. 131) ;此时贫困大学生的积极心理品质正向预测心理复原力有统计学意义( β = 0. 611,t = 19. 024,P < 0. 01) ,心理复原力负向预测挫折心理( β = - 0. 064,t = - 1.344,P = 0. 179) ( 图2 ) 。由于贫困大学生心理复原力对挫折心理的路径系数不显著,所以根据Sobel检验法进行检验,最终Z = - 1. 341,| Z | > 0. 97,所以心理复原力作为中介效应是成立的,此时中介效应为0.039,占总效应的35. 9% 。( 3) 当同时加入人际信任和心理复原力变量时,积极心理品质对挫折心理的预测作用下降,未达到统计学意义( β = - 0. 032,t = - 0.560,P = 0. 576 ) ; 此时贫困大学生积极心理品质对人际信任( β = - 0. 261,t = - 1. 410,P = 0. 158) 、人际信任对心理复原力( β = - 0. 023,t = - 0. 669,P = 0.503) 、心理复原力对挫折心理( β = - 0. 058,t = - 1.245,P = 0. 213 ) 的路径系数均无统计学意义( 图3 ) 。经检验,人际信任和心理复原力在该模型中起双重的中介作用,此时双重中介效应为0.077,占总效应的70.6%。
3 讨论
积极心理品质对贫困大学生的挫折心理有负向预测作用,说明贫困大学生拥有的积极心理品质越多,水平越高,越能降低挫折心理水平,增强其抗挫折心理的承受力。当面临负性事件时,积极心理品质水平高的贫困大学生会正确认识挫折事件,同时积极调动自己的优势资源,采取较有效的方式应对挫折,体现了良好的挫折心理排解力,从而促进其心理健康水平的提高[1,2]。所以平时要注重对贫困大学生积极心理品质的培养,如采用积极心理训练营的方式等[19]。
在本文中,人际信任和心理复原力均是贫困大学生积极心理品质影响挫折心理的中介作用,分别正向和负向预测挫折心理。说明贫困大学生的积极心理品质可以通过上述两者对挫折心理起到一定的缓冲减弱作用,所以高校教育者应采取措施提升贫困大学生的人际信任度,尤其是信任国家对贫困大学生的扶助政策,同时培养其面临挫折情境时能快速心理复原的能力。
由于本文的人际信任得分越高,其人际信任度越低。所以贫困大学生的人际信任水平正向预测其挫折心理,表明对人际之间的信任度越低,越容易引起贫困大学生挫折心理、自尊水平的降低及社交焦虑的增加[20]。本研究中对政府的信任主要决定着贫困大学生人际信任的程度。由于长期经历经济贫困,部分贫困大学生体验着极大的心理压力,容易敏感和偏执。当他们处于经济贫困遭遇中,国家和地方政府的各种经济扶助支持( 如国家助学金等) ,只能对贫困大学生面临的经济问题进行一定程度的缓解,不能从本质上解决问题。久而久之,贫困大学生在经济及心理的双重压力下,会产生更多的人际不信任。在遇到困难时,不能积极寻求他人的帮助,自己处于困境的挣扎中,极易产生严重的挫折心理。
心理复原力能负向预测贫困大学生的挫折心理水平,心理复原力水平越强,贫困大学生遇到困难时越容易激发积极心理品质,寻求有效的方法解决问题,保持积极心态,降低挫折心理水平。心理复原力水平较低的贫困大学生,抵抗挫折的能力较低,在不能有效解决问题摆脱困扰时,更容易形成心结,产生抑郁、焦虑、无方向感等挫折心态和人格受到损伤[21]。
本研究中,人际信任和心理复原力的双重中介作用显著,说明贫困大学生的挫折心理同时受这两种因素的影响。高校教育者可以通过培养贫困大学生的人际信任度,提高其心理复原能力,更大程度的激发和塑造贫困大学生的积极心理品质,继而提高他们应对挫折心理的能力,形成健康的心理和健全的人格。
摘要：目的 探索人际信任和心理复原力在贫困大学生积极心理品质与挫折心理之间的中介作用,为提高贫困大学生的抗挫折能力提供实证支持。方法 采用贫困大学生积极心理品质量表、人际信任量表、心理复原力量表和挫折心理问卷,对贵州省8所大学948名贫困大学生进行调查。结果 贫困大学生积极心理品质与挫折心理和人际信任均呈负相关,与心理复原力呈正相关;人际信任与心理复原力呈负相关(P值均<0.05)。贫困大学生积极心理品质负向预测挫折心理(β=-0.066,t=-1.335,P=0.182)和人际信任(β=-0.258,t=-1.369,P=0.171),人际信任正向预测挫折心理(β=0.167,t=2.909,P<0.05)。贫困大学生的积极心理品质正向预测心理复原力(β=0.611,t=19.024,P<0.01),心理复原力负向预测挫折心理(β=-0.064,t=-1.344,P=0.179)。结论 贫困大学生的人际信任和心理复原力在积极心理品质和挫折心理两者间起中介作用。培养贫困大学生的人际信任度,提高其心理复原能力有利于增强其抗挫折能力。
中介心理 篇6
关键词：自我-他人决策差异,满意度,心理距离,中介效应
引言
由于个体能力、经验、知识等有限, 生活中做出大大小小的决策时, 通常会向他人寻求建议和帮助, 如师长、父母、朋友等。甚至还有很多情况是“他人代己决策”的, 例如老板替员工决定出差的时间地点、父母给孩子购买衣物、医生替病人开处方等。因此, 个体决策的过程中, “他人”起到了非常关键的作用。然而, 以往的研究忽略了决策过程中个体与社会他人的信息交流与互动, 忽略了“他人”在决策中的重要性, 而把“决策者”默认成了一个独立进行决策的个人。近些年来, 很多学者开始关注“建议采纳”、“自我决策与代他人决策”的差异[1,2]。
1.自我-他人决策偏差现象
在探寻自我-他人决策差异的过程中, 学者们发现了几种典型的偏差现象。如Polman (2010) 通过测验发现代他人决策组被试表现出更多决策前失真, 即指被试为了支持自己的偏好, 对即将形成的一个选择进行曲解。而自我决策组被试表现出更多的决策后失真, 即被试为了支持自己已经做得选择, 倾向于对所选选项的信息有所曲解的现象[3]。这与Jonas&Frey (2003) 提出的验证性偏差现象相似[4], 它指自己选择的被试在决策后, 为了支持已经做出的选择、避免冲突, 在众多的信息中更多的选择支持性信息的倾向。而向他人建议时, 被试搜索支持性信息和不支持信息的数量则不存在差异。Brian等 (2006) 通过接种疫苗的研究发现自己决策者倾向于不作为, 出现忽略偏差, 而代他人决策者更多的选择作为。
对于本研究关注的自己-他人决策在满意度上的差异也有相应证据。Polman (2012) 让被试选择涂料并评价满意度, 结果发现, 自己决策时, 提供给被试的选项 (涂料种类) 越多, 被试越不满意, 即选择超载现象;而代他人决策则相反, 提供的选项越多则满意度越高。众多关于自己-他人决策差异的研究均为本文的开展提供了支持。
2.心理距离
探讨“由决策者的不同而导致的满意度差异”, 不得不提“心理距离”这个概念。心理距离来自解释水平理论, 该理论认为个体对事物的表征方式取决于个体与该事物的心理距离的远近。高水平的解释是指关注事物核心整体性的特性, 关注事物的终极状态, 这种解释方式通常被个体应用在心理距离远的事物。而低水平解释则倾向于被用在心理距离近的事物上, 因而个体更关注该事物边缘、细节、局部的特性, 关注具体的实现过程[2]。
时间距离、空间距离、社会距离、概率是心理距离的四个形式。其中社会距离主要影响个体对他人的认知方式。学者通过两个维度“权利”以及“相似性”来操纵被试与他人的“社会距离”发现权利会加大个体与他人的心理距离, 而相似性会减少与他人的心理距离[2,8]。近年来, 不少学者关注了社会距离的特殊维度“自己与他人”, 并发现心理距离具有中心性, 即当个体做出自己的决策时, 就围绕着自己本身, 心理距离便为零;而代他人决策时心理距离则远[9]。又有研究证实心理距离的大小会对个体的决策产生影响, 因此, 自己-他人决策就会产生差异。例如, Gino等 (2009) 采用定量判断任务的研究发现, 当被试判断自己行为时更倾向于接受相似他人的建议或者不接受建议, 而在判断他人行为时则更倾向于采纳不相似他人的建议[8]。
在本研究中心理距离的定义为当决策者为被试本身时, 心理距离为零。当决策者与被试的性格相似时心理距离较近, 当决策者与被试的性格相似性较低时, 心理距离较远。由此, 通过控制被试与决策者之间的性格相似度, 我们便可以操纵心理距离。
3.问题提出
目前, 关于自己和他人决策方面的研究已经相对成熟和有所发展。但是鲜有研究涉及决策结果相同时个体满意度的差异问题。本研究意在对该问题进行探讨。我们认为, 在决策中由于“自己”或“代他人”这两种情况下个体所产生的心理距离的不同, 导致个体所采用的解释水平有所不同。因此, 当“自己决策”和“代他人决策”的决策结果相同时, 也有可能使得个体对该结果的满意度产生不同的感受, 即存在“自我-他人决策差异”。
本文假设:
1.自己决策与他人代己决策的决策结果相同时, 个体对自己决策结果的满意度较高, 即存在“自我一他人决策差异”现象。
2.相比心理距离较远者, 个体对于心理距离与自己较近的决策者所做出的决策结果满意度更高。
方法:
被试
230名陕西师范大学本科生, 男31名, 女199名。平均年龄20.63周岁 (SD=1.87) 。
材料与方法
采用自编问卷, 对“自己-他人决策差异”现象进行调查, 调查内容是关于大学生在购买护肤品和理发消费两个问题。每个问题有相应的五个小问题, 例如, (1) 回想一下最近一次使用的护肤品 (或香皂等) , 在购买时是谁替你做的决定? (2) 对于这个选择, 你的满意度如何?-3代表非常不满意, 3代表非常满意; (3) 对于该选择, 你的后悔程度如何?1代表一点也不后悔, 7代表非常后悔; (4) 为你做选择的人与你之间的相似程度如何?1代表一点也不相似, 7代表非常相似; (5) 如果是他人为你做的选择, 请你回答以下问题:回想当时的情景和条件, 如果让你自己选择, 你还会尝试这款护肤品吗?A会, B不会。
研究中决策者自变量为组间设计, 包括自己决策、他人决策与自己相同、他人决策与自己不同三个水平, 因变量为满意度和后悔度。
结果与分析
采用spss17.0进行数据分析
1.决策者的影响
将两个题目作为单独的个体分别进行分析, 如护肤品题目中, 以满意度和后悔程度为因变量, 做单因素方差分析。见下表:护肤品问题中自己和他人代己决策的后悔度、满意度差异
注:N=219。**p<0.01, ***p<0.001。
结果表明, 决策者的不同对护肤品选择的满意度F (2, 213) =11.95, p=0.000和后悔程度F (2, 213) =11.66, P=0.000存在显著影响。其中, 自己决策的满意度显著高于他人决策, 而他人决策与自己决策相同时满意度要高于他人决策与自己不同时的满意度。他人决策与自己不同时的后悔度显著高于自己决策的后悔程度以及他人决策与自己决策相同时后悔程度。对满意度与后悔度的LSD事后检验表明, “他人决策与自己不同”与“自己决策”均差异显著, p=0.000, 与“他人决策与自己相同”差异显著, p=0.000, “他人与自己相同”与“自己决策”之间差异不显著, p=0.137或p=0.990。
理发的题目与护肤品分析方法相同, 结果发现, 不同决策者在满意度F (2, 212) =7.84, p=0.001和后悔程度F (2, 212) =10.40, p=0.000两个因变量上均存在显著差异。其中, 自己选择的满意度最高、后悔度最低, 其次是他人与自己选择相同, 他人决策与自己不同时满意度显著低于前两者、后悔度也显著高于前两者。
2.心理距离的中介作用
使用Preacher和Hayes (2008) 开发的自举 (bootstrap) 程序对相似性 (心理距离) 的中介效应进行检验。具体操作方法为:选用自举取样为5000的有放回抽样, 设定95%的置信系数, 通过偏差调整和加速的方法执行计算心理距离的中介作用。
结果表明, 护肤品:心理距离的间接效应在95%的信度水平上为-0.17, 置信区间为 (-0.2782, -0.0688) , 由于置信区间不包括0, 表明在护肤品这一题目中心理距离的中介效应显著;理发:心理距离的间接效应在95%的信度水平上为-0.22, 置信区间为 (-0.4039, -0.0371) , 由于置信区间不包括0, 心理距离在关于理发的问题中也存在显著的中介效应 (Preacher和Hayes, 2008) 。此外, 加入相似性 (心理距离) 这一中介变量以后, 决策者对满意度的影响降低, 其中护肤品降为β=-0.15, p=0.132, 理发降为β=-0.11, p=0.454。这表明决策者与满意度之间关系中, 心理距离起到部分中介的作用。
讨论
研究从心理距离角度探讨了在决策结果相同的情况下, 自己决策和他人代己决策在满意度上的差异。采用问卷调查的方式验证了现实生活中存在自我-他人决策差异。我们通过控制决策者的角色来操纵相似性 (心理距离) , 并采用自举程序得出了心理距离在不同决策者对决策满意度影响之间的中介效应。研究表明, 自己决策或他人代己决策通过影响个体感知到的社会距离的增加, 而产生更低的满意度, 即自我-他人决策偏差。
但是本研究还存在一些不足:
第一, 回忆的可靠性。本研究采用问卷调查方法, 所调查的事件皆为既定事件, 需要被试对当时的情境进行回忆或想象, 这就存在一些弊端, 例如被试可能无法进入情境或无法理性地回忆出真实情况。由于我们的回忆很有可能是掺杂了现阶段的主观认知和评价, 在这种情况下, 被试所回忆出对该情境的满意度就不够纯粹, 而是受时间效应影响的。今后若能采用实验研究会更好。
第二, 个体差异。研究中决策者自变量为组间设计, 便不可避免的受到“个体差异”的影响。由于本实验问卷所设置问题的角度是从“自己”或“他人”, 牵扯到个体与他人, 因而个体差异这一影响因素对本实验的影响应受到重视。
第三, 任务复杂程度的影响。已有研究表明, 个体在做定量判断任务时对建议的搜索和采纳会受到该任务复杂程度的影响。任务困难时倾向于高估建议, 在任务容易时倾向于低估建议。因此, 我们可以大胆推测, 他人代己选择时的满意度是也会受任务复杂程度的调节作用。
第四, 个体对事件的责任性。对某一事件的责任性也会影响对该事件做出选择的满意度[7]。因而, 是否他人代己选择的满意度会受该事件责任性的影响呢?这些可能的调节变量有待未来研究的进一步探讨。
结论
一.本研究提出了自我-他人决策偏差现象, 即当自己决策与他人决策结果相同时, 个体对自己决策结果的满意度更高。
二.他人代己决策时, 个体对心理距离较近的决策者所做的决定满意度更高, 对远距离他人代己做出的决策满意度较低。
三.心理距离可以作为自己-他人决策对相同选项下满意度差异影响的中介变量, 通过影响个体对决策选项的认知表征方式, 从而导致自我-他人决策差异。
参考文献
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中介心理 篇7
领导者是员工沟通交流的直接对象, 虽然其本身并不是引起员工沉默的直接动因, 但领导者的领导风格可以影响员工行为 (段锦云, 2010;朱月龙等, 2009;高莹等, 2010) 。目前, 作为华人组织最具代表性的领导模式———家长式领导的一个维度, 权威领导有着与德行、仁慈维度不同的特性。在现有文献中, 学者们普遍认为权威领导会导致员工出现沉默现象, 从而负向影响了员工的积极行为和绩效等结果。然而, 近几年有学者研究发现, 根据控制内涵的不同, 权威领导还可以进一步划分, 其对结果变量也会产生不一样的影响。基于这一视角, 构建理论框架用以探讨权威领导对员工沉默行为的影响机制, 企望为现阶段领导风格如何影响员工沉默行为提供理论和实践依据。
权威领导构念修订
1.权威领导构念发展
为了实现组织目标, 组织往往需要对其员工实施一定的领导行为。当前, 对领导行为的理论研究层出不穷, 在不同的文化背景下, 领导者的行为具有很强的异质性, 并不存在“普适”的领导行为。台湾大学郑伯埙等学者提出了适用于华人组织的领导方式———家长式领导。家长式领导, 是指领导者采用父亲般的仁慈和德行以及强调纪律性和权威的行为方式 (郑伯埙等, 2000) , 其包含三个维度, 即权威领导、仁慈领导和德行领导。
作为家长式领导的一个维度, 权威领导者具有一定的专权作风, 不愿授权, 反而对员工进行严密的监控;只进行上对下的沟通, 对信息加以控制而不愿公开;贬低员工的能力, 对员工的建议和贡献采取漠视的态度;领导者注重维护自己的尊严, 对绩效要求严格, 严厉斥责低绩效表现, 但同时也会对其提供一定的指导。
在现有研究中, 权威领导多认为对结果变量具有负向影响作用, 例如, 领导者的威权作风会激发员工的愤怒情绪, 使员工产生畏惧感, 从而损害员工的组织承诺 (郑伯埙等, 2000、2006) ;相较于德行、仁慈领导, 权威领导对组织静态绩效的影响不显著 (鞠芳辉, 2008) ;在与组织学习的关系中, 权威领导具有一定的阻碍作用 (于海波等, 2009) 。然而, 也有研究表明, 权威领导并不完全是一种负向领导行为。Ning等 (2012) 通过研究发现, 在集体主义的中介作用下, 权威领导无论是对个体层面还是团队层面的组织公民行为都有积极影响。这一结论与之前的很多发现大为不同, 值得进一步研究探讨。
众多的实证研究也发现, 作为家长式领导的一个维度, 权威领导与德行、仁慈领导之间具有显著的负相关关系 (Cheng et al., 2004;凌文辁, 2000;郑伯埙等, 2000) 。作为整体构念, 家长式领导对其结果变量的影响存在解释力不足、外部效度低等问题 (Sheer, 2010;鞠芳辉等, 2008) 。从这些结果看, 权威领导与仁慈、德行领导似乎具有一定的排斥性, 进而影响了家长式领导三元模式的构念整合性。为何会产生上述看似矛盾的现象呢?
2.权威领导构念修订
针对上文提出的疑问, 有学者认为, 在现代企业组织中, 家长式领导的权威维度产生了一定程度的现代转化, 不再指绝对的顺从权威。为此, 郑伯埙等 (2005) 根据不同的控制焦点, 将权威领导进一步区分为人员取向的权威领导和工作取向的权威领导。人员取向的权威领导是指领导者强调其个人权威以及对员工的控制, 而工作取向的权威领导是指领导者对员工工作的控制。Chen、Farh (2008) 将权威领导划分为以操控员工为主的独裁领导和以监控任务及维持规范为主的果断领导。周婉茹等 (2010) 从法家“势术法”的思维出发, 将权威领导的内涵分为控制人的专权成分和控制事的尚严成分。专权领导者要求员工绝对的服从、顺从甚至畏惧, 贬低员工能力, 常表现为决策独断、要求服从、信息控制及掌握行踪等行为;尚严领导者会严格监控员工的任务与工作程序, 要求高绩效以及维护组织规范, 其目的在于要求部属产生高的工作成果、引发自我要求和对工作的敬业态度, 常表现为任务监控、原则坚守及目标设定等领导行为。
对权威领导构念的修订, 在某种程度上提升了上文提到的家长式领导三元模式的构念整合性, 避免了家长式领导中权威领导与仁慈、德行领导负相关的问题。那么, 修订后的权威领导是否会对员工沉默行为产生不同的影响结果呢?
权威领导对员工沉默行为的影响机制
1.权威领导与员工沉默行为
领导者的领导行为是一门艺术, 能够影响员工的工作和生活, 进而影响其工作绩效与行为。领导行为的文化异质性表明, 在不同的文化背景下, 领导者的行为也大相径庭。在深受儒家文化熏陶的华人组织中, 权威领导者往往以“父亲”的角色出现在组织中, 为了实现组织目标, 他们强调自己在上下级关系中的不可挑战性 (郑伯埙, 1991) 。当前社会, 权威领导普遍存在于所有权与经营权不分的家族企业或企业创业初期以及环境、技术相对简单稳定的组织中。
通过相关文献阅读, 笔者发现, 国内学者多从权威领导的负面影响出发, 往往得出权威领导会降低员工工作满意度、减少员工组织公民行为等结论。然而, 通过对权威领导进行概念修订, 将权威领导分为控制事的专权成分和控制人的尚严成分, 再次研究权威领导对结果变量的影响, 却得出了不同于以往研究的结论。比如, 任金刚等 (2003) 研究发现, 权威领导的尚严成分对员工的自评工作绩效、主管忠诚具有正向影响, 而专权成分则为负向影响;郑伯埙等 (2005) 研究发现, 权威领导的专权成分与仁慈、德行领导具有显著的负相关, 而尚严成分与仁慈、德行领导无显著相关。
领导者通常是员工谏言的直接对象, 领导者的态度和反馈, 往往会左右员工选择谏言还是沉默。权威领导者对员工实施一定的控制, 这会使员工感到消极和压抑。尚严领导者强调对任务的把控, 对任务完成情况的全面掌握和控制, 要求员工严格遵守规范。因此, 员工会受到领导者的影响, 积极投入工作以期达到高绩效的目标。当出现意见不一致的情况时, 员工会因为共同的组织目标而选择谏言;专权领导者强调对员工行为、任务的绝对控制, 要求员工完全服从与顺从, 这会使员工感受到工作压抑、不自由, 甚至产生畏惧心理。当出现意见不一致的情况时, 员工往往会认为谏言不会被独断专行的领导者采纳, 从而选择沉默。因此, 本研究提出假设:
H1:权威领导的尚严成分对员工沉默具有负向影响作用;
H2:权威领导的专权成分对员工沉默具有正向影响作用。
2.心理授权的中介作用
心理授权是个体对被授权的一种内在认知, 当感知到被授权时, 员工会表现出持续的工作动力, 也是一种内在的激励过程 (Thomas、Velthouse, 1990) 。心理授权可划分工作意义、自我效能感、自主性和工作影响力四个维度。工作意义是指员工依据自己的价值观和标准来评判工作目标和期望的价值;自我效能感是指员工对于自己是否具备完成某项工作的能力的认知和评价;自主性是指员工对工作进行控制、选择或自主决策的认知;工作影响是指员工对自己的工作能在多大程度上影响组织战略、管理等结果的认知。
心理授权是联系个体和组织环境的“桥梁”。作为中介变量, 员工对授权的心理感知受众多因素的影响。已有研究表明, 在众多的组织情境因素中, 领导行为与心理授权具有一定的关联性, 例如, Avolio, Zhu, Koh、Bhatia (2004) 发现变革型领导行为有助于提升员工的心理授权;魏璐 (2013) 研究发现, 家长式领导对心理授权感知起着显著的正向影响作用。对于权威领导对心理授权的影响研究, 学者们往往强调负向作用, 在权威领导与员工工作投入之间, 心理授权的中介作用并不显著 (魏蕾、时勘, 2010) 。但是, 当威权领导构念修订后, 是否会对心理授权产生不同的影响?
专权领导者往往会贬低员工能力, 当员工绩效不佳时, 领导会质疑员工的能力, 训斥或责骂员工, 员工对自己的能力失去信心, 降低了自我效能感和工作意义。同时, 由于专权领导者独断专行, 不仅不对员工授权, 还经常干涉员工的工作状况, 要求员工绝对的服从和顺从, 因此, 员工会降低工作自主性。专权领导者只进行上对下的单向沟通, 不征询、考虑或采纳员工的意见, 会使员工认为自己对工作没有影响力。因此, 本研究提出假设:
H3:权威领导的专权成分与心理授权的四个维度 (工作意义、自主性、自我效能感和工作影响力) 具有负向影响作用。
尚严领导者监控工作任务, 严格要求绩效, 强调对规范制度的维护, 因此, 员工往往会产生较高的自我要求, 提高工作的积极性。为了达到领导者设定的组织目标, 员工会遵循领导者的工作价值, 对于领导者的高要求, 员工也会需要掌握更多技能来完成工作。由于尚严领导者会提供工作指导、明确工作目标, 降低了一定的不确定感, 使员工更有信心完成任务, 提高了员工的自我效能感。但是, 由于尚严领导是权威领导的一个维度, 仍然具有控制的特点, 只是领导者控制的对象是工作而不是员工本身, 所以员工的自主性还是受到了一定程度的限制。因此, 本研究提出假设:
H4:权威领导的尚严成分与心理授权的工作意义、自我效能感和工作影响力具有正向影响作用;与心理授权的自主性具有负向影响作用。
根据Cobger、Kanungo (1988) 的观点, 当员工感知到来自上级的权利授予时, 心理授权能影响个人的行为结果。当员工感受到被授予了一定的权利, 个体内在感知到组织的公平感、组织对自己的重视, 以及自己对工作的把控度, 因而会影响员工的行为 (刘景江等, 2013;王艳等, 2013) 。员工沉默行为作为一种员工角色外行为, 也会受到心理授权的影响。当员工感知到工作意义或工作对自身的重要性, 并认为自己对工作具有一定的自主性时, 会减弱谏言带来的风险, 更倾向于向领导进谏, 而不是保持沉默。因此, 本研究提出假设:
H5:心理授权在权威领导与员工沉默行为之间起中介作用。
根据上文, 提出本研究的理论模型, 如下图所示:
结论
中介心理 篇8
心理资本理论自本世纪初提出以来, 马上成为研究热点, 心理资本和绩效的关系研究成为其中的重点。国内外多项实证研究表明, 心理资本对绩效有正向的预测作用 (Peterson和Luthans, 2003;Luthans等, 2005;Luthans等, 2010;丁成莉, 2009;关培兰、罗东霞, 2009;周小虎、曹甜甜, 2011;吴庆松、游达明, 2011) , 但是心理资本是直接还是通过一些中介变量来间接地影响工作绩效呢?文献中却比较少。Avey、Wermsing和Luthens (2008) 在研究积极员工与组织变化关系的研究中, 发现心理资本需通过积极情感才能对员工态度及员工行为产生影响1。Liden和Graen (1980) 的研究证明高质量的领导成员交换关系会促使员工产生更强的责任感, 从而其愿意为领导付出更多的工作努力, 由此赢得较高的个人绩效、领导绩效和团队绩效2。本文将在心理资本与员工绩效模型中引入领导成员交换, 考察三者之间的关系。
二、理论与假设
(一) 员工心理资本和员工工作绩效的关系
多项研究表明在心理资本和绩效之间呈正向的相关关系。当自我效能、希望、乐观和韧性共同构成心理资本这一构念时, 他们产生了协同效应, 对目标达成、动机、成功和绩效非常关键。Fredrickson (2001) 在个人潜能的扩展和建立理论中, 指出高水平的积极性有助于保持高水平的个人动机和绩效3。心理资本得分高的个人被认为由于更自信, 所以更可能付出额外的能力和毅力 (自我效能) , 面对困难和障碍时, 更有愿望和干劲提出解决方案 (希望) , 对结果有更积极的预期 (乐观) , 面对不幸和挫折将更容易恢复 (韧性) 。高水平的心理资本能生产更强的激励力量来达成目标和任务, 并得到想要的绩效结果 (Walumbwa等, 2010) 。心理资本聚合了自我效能、希望、乐观和韧性的特点, 通过提高个人的总体动机和毅力来提高个人绩效。基于中国情境的研究, 也表明心理资本与员工的工作态度与行为正相关 (田喜洲、谢晋宇, 2010) 。仲理峰 (2007) 的研究也表明心理资本对员工的工作绩效有积极影响。基于以上理论, 我们提出以下假设:
假设1:员工心理资本与员工工作绩效正相关。
(二) 领导成员交换在员工心理资本和员工绩效的中介作用
Graen等人 (1975) 提出, 领导者在时间有限的情况下, 会差别对待下属, 与不同下属交换不同的内容, 并最终在组织成员中产生了拥有“低水平领导—成员交换”与“高水平领导—成员交换”的两类下属4。Ilies, Nahrgang和Morgeson (2007) 的研究表明, 领导成员交换能够预测下级员工的工作态度和工作满意度、信息沟通效率、决策质量、组织公民行为和离职意向等方面的结果5。由高质量的领导成员交换带来的积极的影响、尊敬、忠诚和责任感, 往往伴随着员工较高的工作绩效。唐娟娟 (2010) 的研究表明, 员工心理资本及其各纬度与领导成员交换有非常密切的关系。由此我们提出如下假设:
假设2:领导成员交换中介了员工心理资本与员工绩效的关系。
假设2.1:领导成员交换与员工的工作绩效正相关。
假设2.2:领导成员交换在员工心理资本与员工绩效的关系中起中介作用。
三、研究方法
(一) 试调查
在进行企业正式调查之前, 研究者于2011年3月在武汉大学的几个MBA课堂上发放试调查问卷。问卷一共发放140份, 回收115份 (有效回收率82%) , 剔除其中填写不完整和自相矛盾的问卷15份, 得到100份问卷。我们利用试调查的样本对问卷中所涉及的各个概念进行探索性因子分析与信度检验。心理资本量表、领导成员交换量表和工作绩效量表的Cronbach alpha分别为0.926、0.963和0.926。结果表明各量表的可靠性和稳定性比较好。由于本研究所采用的量表均来自他人编制好并在实际研究中多次使用过的量表, 这些量表计分形式有7点、6点和5点三种。为了避免对填写人造成不必要的干扰, 同时避免人们选择时的趋中偏好, 本研究问卷统一采用6点量表形式, 1表示“非常不同意”, 6表示“非常同意”。
(二) 正式的研究样本与研究程序
本研究的问卷调查在2011年3月到2011年5月间进行, 该调查也用于其他的研究。调查采用便利抽样的方式, 联系确定了16家企业, 武汉的样本全部采用纸质的调查问卷, 由研究者本人到公司现场发放和回收。员工的心理资本和领导成员交换由员工填写, 员工的工作绩效由领导者填写。其他城市的样本, 由研究者将问卷直接通过Email发给愿意参与研究的领导者, 由领导者对员工问卷进行编号及对员工绩效评分, 再将编号的员工问卷通过Email分别发送, 员工填写完成后分别单独发回研究者在问卷上的邮箱。通过企业和Email两种途径发放的领导者问卷总量为120份, 回收领导者问卷73份, 总回收率60.83%。排除数据不完整的问卷后, 领导者有效问卷一共有64份, 样本的有效性达到87.67%。最终回收到配对的下属有效问卷206份。
(三) 变量测量
1. 心理资本。
本文采用的心理资本问卷来源于Luthans等人的《心理资本》附录中的中文版PCQ问卷, 问卷共24个条目。
2. 工作绩效。
工作绩效量表来自Tsui、Pearce、Porter和Tripoli (1997) 开发的工作绩效量表。为了避免同源误差, 本文沿用通常的惯例, 由员工的直接上级对其工作绩效进行评价。原量表共有11个条目, 本文采用了其前7个条目, 该7条量表具有很高的效度和信度并不失完整性, 且已经在研究中多次被使用过 (Wang等, 2005) 。
3. 领导成员交换。
领导成员交换量表采用王辉, 牛雄鹰, Kenneth S.Law (2004) 在中国文化背景下开发的领导成员交换的四维度量表, 该量表共有16个条目。
四、分析结果
(一) 概念区分性的验证性因子分析
本研究的数据用Spss17.0和Amos18软件进行分析处理。我们对个体层次3个变量进行了验证性因子分析 (CFA) 。基本的3因子模型 (模型包括心理资本、领导成员交换、工作绩效三个因子;χ2=176.61, df=87, χ2/df=2.03, RMSEA=0.059, SRMR=0.071, GFI=0.81, CFI=0.84, TLI=0.82) 的各项拟合指标都优于2因子模型 (模型Ⅰ:心理资本与领导成员交换合并为一个因子;模型Ⅱ:心理资本与工作绩效合并为一个因子;模型Ⅲ:心理资本;领导成员交换与工作绩效合并为一个因子) 和单因子模型 (模型Ⅳ:心理资本、领导成员交换与工作绩效合并为一个因子) 。这就表明, 本研究中个体层次的心理资本、领导成员交换、绩效这三个变量之间具备良好的区分性。其中, 心理资本的四个维度分数作为其反映性指标。领导成员机会的四个维度分数作为反映性指标。
(二) 描述性统计分析
研究各变量的描述统计分析的结果表明, 三变量之间的相关性显著, 说明三变量的问卷具有较高的同时效度。员工心理资本与工作绩效之间正相关 (r=0.423, p<0.01) , 员工心理资本与领导成员交换正相关 (r=0.574, p<0.01) , 领导成员交换与工作绩效也呈现正相关关系 (r=0.358, p<0.01) 。
(三) 领导成员交换中介作用的结构方程分析
本研究构建了员工心理资本对员工绩效的直接作用模型 (模型1) , 员工心理资本对员工工作绩效的部分中介作用模型 (模型2) 以及完全中介作用模型 (模型3) , 来检验领导成员交换在员工心理资本和员工绩效之间的中介作用。
在完全不考虑领导成员交换中介作用的情形下, 即模型1, 领导成员交换具有显著的正向预测力 (β=0.48, p<0.01) 。如果考虑到领导成员交换的中介作用, 即模型3, 员工心理资本对员工工作绩效的影响系数减小为 (β=0.41, p<0.01) 。因此可见, 当引入领导成员交换时, 员工心理资本对员工工作绩效的影响有所下降, 但是没有完全消失。模型中中介效应与总体效应的比例为a×b/c=0.37×0.18/ (0.41+0.37×0.18) =0.139, 说明中介效应占总体效应的比例为13.9%。另外, 由于模型2的各项指标均优于其他两个模型, 所以我们倾向于接受模型2。综上所述, 领导成员交换在与员工心理资本对员工工作绩效之间起部分中介作用。所以, 本文提出的假设2.1 (领导成员交换与员工的工作绩效正相关) 和假设2.2 (领导成员交换在员工心理资本与员工绩效的关系中起中介作用) 得到验证。
五、结论与讨论
本文通过在企业的调查问卷研究, 分析了员工的心理资本、领导成员交换以及员工工作绩效之间的影响作用, 认为员工心理资本在领导心理资本和员工工作绩效之间起部分中介作用。本研究将心理资本理论与领导成员交换理论结合起来, 具有一定的理论意义。
局限性主要表现在以下几个方面:一是心理资本量表、领导成员交换量表和工作绩效评估表是在西方的文化背景下发展出来的, 只有领导成员交换采用的王辉等 (2004) 在西方量表基础上发展的本土化量表, 但文化的差异仍然可能会对量表的有效性产生影响。二是虽然数据收集有两个来源, 但可能在一定程度上仍受到同源误差的影响, 因为员工心理资本和领导成员交换问卷都是由下属来填写的。三是领导成员交换的水平是由下级来评定的, 而上下级分别评定的领导成员交换水平并不一定保持一致, 以后可能需要综合考虑双方的评分。四是本文是横截面研究设计, 不能严格地评估变量之间的因果关系。五是由于各方面条件的限制, 我们仅仅运用了方便采样法, 因此, 本研究的结果是否可以推论到中国其他地区企业, 都有赖未来研究进一步深入分析。
未来的研究, 在研究方法上, 采用跟踪研究, 来提高调查数据对现实的解释力。在模型中加入其他中介变量和影响因素, 也是值得进一步探讨的问题。心理资本对员工工作绩效的影响, 路径比较复杂, 两者之间的关系也会受到情境变量的影响, 其他调节变量有哪些, 作用如何也还需进一步的研究。
参考文献
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解开中介的圈套 篇9
揭密：
一些不法中介打着“现金收房”或“房屋代理”的幌子，以欺上瞒下的方式，压低卖方的售价，抬高买方的买价，暗箱操作，最终达到吃取高额非法差价的邪恶目的。
防范：
为杜绝差价问题，交易时买卖双方一定要见面，谈好价格后签订正规的《房屋买卖合同》以达成交易。
圈套2：假借收购一房多卖
揭密：
现在有些经纪公司仍有“收购”业务，由此出现一房多卖的违规操作。在收完一个客户定金后，这些经纪公司还会带其他客户看房，最后谁出价高便卖给谁，而不惜与第一个客户毁约，根据常常是房主不卖等经纪公司的免责条款，即经纪公司无需为其违约行为承担任何违约责任，交了定金的购房人只能忍气吞声。
防范：
购房人应当行使自身权利，要求约见房主当面核实，并与经纪公司签订三方协议，就不会被某些经纪公司的不法行为所蒙蔽。
圈套3：只报全包价谋费用
揭密：
目前市场上存在经纪公司代理费收取不明确的现象，合同中也只写其占总房款的比例，而没有明细单。一些不法中介甚至只告知购房者买下标的房屋所需的全部价款(即全包价)，而不明确告知购房者在交易过程中需要交纳的费用明细，通过交易费用不透明的方式，收取购房者超额费用。而实际上所谓的全包价中包含的杂七杂八的费用要比房屋经纪公司正常收取的服务费用及代收的税费等相关费用高得多。
防范：
中间信息的不对等最终损害的是购房人的利益，所以在签订二手房购买合同时，一定要了解清楚中介公司收取的费用和向相关部门交纳的费用，最好在合同后附上《费用清单》，详细计算相关收费，明确代理费的用途，避免中介公司从中渔利。
圈套4：回避隐瞒过户风险
揭密：
很多购房者认同一手交钱一手交房，以为只要自己拿到房屋的钥匙入住了，房子就是自己的了。实际上，在房屋正式过户之前，产权仍然归属原业主，并且存在可能无法完成交易的可能性，如果在过户之前将全部房款支付给业主，买方就存在着钱房两空的可能性。许多不法中介为了促成交易，对可能出现的风险统统避而不谈，更有甚者，还将可能存在交易困难的房产卖给购房者并且一再要求让买方过户之前就付款给业主。待到房款已付、房产却无法过户时，不法中介再推卸责任，此时的购房者才真正“叫天天不应，叫地地不灵”了。
防范：
为提防以上圈套，购房者在过户之前支付给业主房款时一定要有清醒的认识，清楚了解所交易房屋是否能顺利过户，是否存在纠纷等情况。在充分估计自己的交易风险后再作出慎重的决定，切不要为图省事急于一手交钱一手拿钥匙。要知道，房屋钥匙并不能代表房屋的权属，只有产权证过户更名以后，房屋才能真正属于购房人。
圈套5：省略物业交验手续
揭密
完整意义上的房屋买卖应该包含正规的物业交验手续。而许多不法中介通常不会告知购房者物业交验的必要性，更不会协助购房者与业主双方完成物业交验。导致购房者入住后才发现原业主的供暖费、物业费等大笔费用拖欠，而购房款却早已支付给业主，一切拖欠费用只能由购房者自己承担。
防范：
购买房屋一定要有正规的物业交验过程，并且不要一次性支付全款给业主。先支付部分房款，在双方完成物业交验，保证物业交验的费用结清及房屋的验收工作后，再支付剩余房款。正规诚信的房屋经纪公司会协助购房者与业主双方在房屋现场进行物业交验，并要求双方在交验当天填写《物业交验单》，确认签字无误后才会代购房者向业主支付购房尾款。
圈套6：极力模糊交易进程
揭密：
二手房买卖中的交易进程未知问题一般指买卖双方签订《房屋买卖合同》后，对交由中介公司办理的过户、办证手续不知进行到哪一步、下一步是什么、什么时候该办下一步、什么时候拿到房产证等情况。
防范：
中介心理 篇10
1 对象与方法
1.1 对象
采取方便整群抽样法, 对陕西师范大学378名大学生进行问卷调查。回收有效问卷364份, 有效率为96.3%。其中男生121名, 女生243名;大一学生90名, 大二学生109名, 大三学生121名, 大四学生44名;文科学生167名, 理工科学生197名。年龄18~25岁, 平均 (20.93±1.32) 岁。
1.2 测量工具
1.2.1 Wong-Law情绪智力量表
采用Wong等[12]编制的情绪智力量表评定个体的情绪智力水平。量表由16个条目组成, 包含自我情绪评价、他人情绪评价、情绪使用和情绪调节4个维度, 每个维度各4个条目。每个条目采用7级评分, 从“1非常不同意”到“7非常同意”。本研究中, 总量表和4个分量表的Cronbach α系数分别为0.87, 0.71, 0.71, 0.76和0.83。
1.2.2 一般健康问卷 (GHQ-12)
采用Goldberg编制的一般健康问卷-12 (GHQ-12) 评定个体的心理健康水平[13]。该量表由12个条目组成。每个条目采用Likert 4点评分, 从“1完全没有”到“4比平时多很多”。本研究中, 该问卷的Cronbach α系数为0.72。
1.2.3 简易应对方式问卷
采用解亚宁编制的简易应对方式问卷测量大学生的积极应对和消极应对方式[14]。该问卷由20个条目组成, 前12个条目用于测量积极应对方式, 后8个条目用于测量消极应对方式。每个条目采用Likert 4级评分, 从“0不采取”至“3经常采取”。本研究中, 积极应对和消极应对分量表的Cronbach α系数分别为0.73和0.67。
1.3 数据收集与处理
采用集体施测, 由研究者担任主试在课堂上向学生发放问卷并要求当场填写, 当场回收问卷。数据采用SPSS 16.0和AMOS 17.0进行统计分析。
2 结果
2.1 大学生情绪智力、应对方式与心理健康状况
本研究中大学生的情绪智力总分及自我情绪评价、他人情绪评价、情绪使用、情绪调节维度的得分分别为 (81.46±12.62) , (21.10±3.89) , (20.89±3.74) , (20.54±4.07) 和 (18.93±4.70) ;心理健康问题、积极应对和消极应对的得分分别为 (26.34±4.28) , (23.24±5.12) 和 (9.52±3.90) 。
从表1可以看出, 男生情绪使用维度得分低于女生, 心理健康和消极应对方式得分高于女生;文科生心理健康得分低于理工科学生, 差异均有统计学意义 (P值均<0.05) 。自我情绪评价和心理健康得分在年级间的差异均有统计学意义;事后多重比较 (LSD) 发现, 在自我情绪评价维度上大一学生得分高于大二和大四学生;在心理健康上大一学生得分低于大四学生, 差异均有统计学意义 (P值均<0.05) 。
2.2 情绪智力、心理健康和应对方式的相关性
由表2可见, 情绪智力及其各维度与心理健康均呈负相关, 与积极应对呈正相关, 除自我情绪评价和他人情绪评价外与消极应对呈负相关 (P值均<0.01) 。积极应对与心理健康呈负相关, 消极应对与心理健康呈正相关 (P值均<0.01) 。
注:*P<0.05, **P<0.01。
2.3 应对方式在情绪智力与心理健康关系中的中介作用
为检验积极和消极应对方式在情绪智力与心理健康之间起中介作用的假设, 以情绪智力潜变量为自变量, 以心理健康为因变量, 将积极应对和消极应对作为中介变量进行路径分析[15]。结果显示, 各变量间的路径关系均符合本研究的假设, 所得结构方程模型见图1。该模型对观测数据的拟合指标为:χ2=103.59, df=59, χ2/df=1.76, RMSEA=0.046 (90%CI=0.031~0.060) , IFI=0.96, TLI=0.95, CFI=0.96, GFI=0.96。
从模型提供的各项拟合指标可以看出, 所得模型较好地拟合了数据。由于在加入中介变量积极应对和消极应对后, 情绪智力对心理健康问题的直接效应仍然有统计学意义 (β=-0.32, t=-3.64, P<0.01) , 说明积极应对和消极应对在情绪智力与心理健康的关系中起部分中介作用。积极应对和消极应对的中介效应量分别为-0.14和-0.06。
3 讨论
本研究发现, 男生在情绪使用维度上的得分低于女生, 在心理健康和消极应对方式上的得分高于女生, 差异均有统计学意义, 与已有研究结果基本一致[10]。文科生心理健康得分低于理工科学生, 差异有统计学意义。可能是由于理工科学生的学业负担往往大于文科生所导致的。在心理健康得分上大一学生低于大四学生, 差异有统计学意义。可能是由于大四学生面临着考研或就业的压力以及抉择, 从而体验到了较高的心理痛苦, 表现出较多的心理健康问题。
相关分析显示, 情绪智力与积极应对方式呈正相关, 与消极应对方式和心理健康呈负相关, 与相关研究的结果一致[3,16,17]。可能是由于高情绪智力者能更正确地知觉和管理自己与他人的情绪, 体验到的心理痛苦和消极情绪更少;具有更高水平的社交能力, 更丰富的社交网络, 能获得更多的社会支持和良好的人际关系[1,2,18,19]。这些情绪和人际上的优势进而能增进个体的心理健康水平。本研究还发现, 积极应对方式与心理健康呈负相关, 消极应对方式与心理健康呈正相关, 与已有研究结果一致[10,11,20,21]。
中介效应分析发现, 积极应对和消极应对方式在情绪智力与心理健康之间的关系中起部分中介作用。说明一方面情绪智力可直接预测大学生的心理健康水平;另一方面, 情绪智力通过积极应对和消极应对方式的中介作用对心理健康产生间接影响;与已有研究的结果基本一致[7,16]。有研究发现, 积极应对方式能促进个体的自我发展, 增强自尊水平, 减少问题行为以及焦虑、抑郁症状, 促进个体对环境的积极适应, 进而增进心理健康水平;消极应对方式则会增加由生活事件导致的精神紧张或心理痛苦, 使个体沉浸于负性思维或消极情绪中, 进而损害个体的心理健康[7,10,20,21]。因此, 在大学生心理健康教育工作中, 心理辅导教师应帮助学生提高情绪智力水平, 减少消极应对方式, 训练掌握并主动使用积极应对方式, 进而增进大学生的心理健康水平。